投资规模分析范文

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众所周知，投资增加促使经济增长，同时又引起经济关系的一系列变化，从这个意义上讲，适度投资规模从理论上应服从于整体宏观经济目标。即实现充分就业、物价稳定、经济长期增长和国际收支平衡。然而在经济实践中，这些客观经济目标往往是相互矛盾的:协调宏观经济目标之间矛盾的宏观政策是采取适当的财政政策与货币政策，通过对需求的调整来达到总供给与总需求的平衡。

在我国长期的经济实践中，上述宏观经济目标之间的矛盾具体表现在3个方面:(1)经济增长的客观需求与投资增加有限之间的矛盾;(2)现实资源未实现优化配置与经济结构调整之间的矛盾;(3)地区之间发展不平衡的矛盾。要解决.以上矛盾，从长远的角度来看，主要是通过扩大投资规模来达到协调的目的，这就不得不从理论上对适度投资规模的标准加以限定。励以宁教授在《社会主义政治经济学》中对合理投资的理论描述可作为适度投资规模的理论标准。具体描述如下:“就投资在促进经济增长、防止物价剧烈波动，提供较多就业机会，提高劳动者的实际收入水平，维持国际收支平衡等方面的作用而言，投资之后，至少其中有一个方面的情况比过去好转，而没有一个方面的情况比过去恶化，那么这样的投资就是合理投资”。

这一描述更多的是侧重于某项投资目标的合理性。要把这个合理性作为适度投资规模的理论标准，还需要回答一个重要问题，即用什么来衡量“至少有一个方面的情况比过去好转，而没有一个方面的情况比过去恶化”呢?这就涉及到适度投资规模的实际标准问题。

适度投资规模的实际标准

适度投资规模的实际标准，具体表现在以下6个方面。

一一国民经济生产能力有所增加，实际经济增长率比上年有所提高或实际经济增长率略有降低(在l个百分点左右)，而不出现负增长

衡量实际经济增长的标志主要是GNP增长率、国民收入增长率和国民经济主要部门产值的实际增长率。从长期趋势来看，我国国民经济的增长率是稳步上升的，而投资规模也大致保持同样的增长趋势。

一一国民经济不出现剧烈波动

国民经济的剧烈波动对国民经济的协调稳定发展危害甚大，而引起这一剧烈波动的首要因素，是投资规模的剧烈波动。

建国以来，我国曾有几个时期投资规模出现过很大的波动，相应地国民经济增长也大致呈现相同的波动趋势。实践已反复证明投资规模的急剧膨胀和大幅度压缩，必然导致国民经济的大起大落，协调稳定发展的目标也难以实现。

一一积累与消费比例关系协调，人民生活水平稳步提高

固定资产投资主要来源于国民收入中的积累，而积累与消费的比例关系在国民收入水平一定的条件下已大体上决定了投资的规模，因此，积累率的高低是衡量投资规模是否适度的一个重要标志。

笔者认为，合理积累率的确定，要把保证原有人口和新增人口当前消费水平不降低作为积累的最高限，把新增人口的就业所需平均资金装备作为积累的最低限。要从各个时期的具体情况出发，在上述积累的最高限和最低限之间确定一个适度的积累率，以保证从长期累计来看的最优速度和人民的最大消费。

一一经济结构合理化

投资对经济结构产生影响的表现是，一国现存的产业结构不但从总量上决定着投资率的高低，还从流量上决定着投资在各个部门的分配比例。即投资结构与产业结构的关系是:一国的经济结构对其投资总量和投资结构起决定作用，投资总量和投资结构反过来强有力地影响着产业结构。因此，适度的投资规模不仅是总量概念，更重要的是结构概念。产业结构是否合理也就成了衡量适度投资规模的重要标志之一。

一一财政、信贷、外汇和物资基本平衡

财政信贷政策强有力地影响着投资规模。在其他方面投入总量不变的情况下，投资过大，必然造成财政赤字，信贷逆差，物资也难以平衡，在对外开放的情况下，过多的引进外资和扩大国际信贷规模，也影响国际收支平衡。因此，_L述四大平衡是衡量投资规模是否适度的又一重要标志。理论界曾有一种观点，认为赤字无害、通胀有益，因而主张扩大投资，刺激需求.引导经济增长。其结果是事与愿违。从国力论的理论出发，从国民经济宏观运行的平衡出发，四大平衡仍是国民经济综合平衡的最终体现，因此也是适度投资规模的一个标志。

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一、引言

现金股利与投资政策是上市公司按照其当年所实现的净利润所选择的分配方式。我国经济市场正处于上升发展的周期，为了有效规范我国资本市场，证监会自从2000年起就根据我国经济发展的状况制定并颁布了相应规章制度。证监会曾就上市公司现金分红的具体规定进行了修改和完善，新的实施办法对我国的经济市场和相关企业发展产生了巨大的影响，能够从根本上保护上市公司中中小股东在企业中的地位和权益，有利于中小股东及时共享企业的现金收益与固定分红，让中小股东在享受企业利益的同时向市场传递公司利好信息。新的实施办法不仅关注中小股东权益，也规范了企业在融资方面的具体机制，它一方面制约了企业的外部融资，另一方面也能促使企业不断专注自身的发展，进一步规范企业日常财务决策运作的程序。证监会为了规范经济资本市场秩序和保护企业中小投资者的相关权益，要求上市公司严格遵守规定，披露相关信息。本文重点研究财务报告质量对现金股利与投资行为之间关系的影响作用，所得研究结论可为上市公司的投资管理提供更为丰富的路径，有助于上市公司内部财务制度与政策发展的专业化、规范化和标准化，从而促进上市公司的长期可持续发展。

二、文献综述

（一）国外研究Francis等（2005）研究发现，高质量的财务报告至少可以表明企业管理者产生道德风险及逆向选择的可能性较小，能够保障企业盈利目标的实现。企业再投资是企业增值并获得长远发展价值的具体表现方式。因为高质量的财务报告包含着企业经营效益中最真实的数据资料，在一定程度上会为企业在重大战略目标上的投资决策提供重要的参考意见。Deangelo和Stulz（2006）以股利的生命周期理论为基础，认为处于不同成长周期的企业对于现金股利与投资要进行不同类别处理方式的具体选择。比如处于成长周期的企业通常会减少现金股利分红，而把目光放在效益更高的投资项目上；而处于成熟周期的企业，则会支付股利，避免无效投资。Han和Qiu（2006）通过具体数据的分析对财务报告与现金股利和投资问题的关系进行了研究。他们运用理论与实证相结合的方法对美国上市公司进行了融资约束和无融资约束的分组，通过对比分析多组不同数据，发现在美国融资领域存在限制和约束条件的上市公司中，对于现金流的敏感度较高，这类公司在融资约束条件下通常会持有高额的现金来保障其日常的发展运营，同时也会减少投资机会；在美国无融资约束的上市公司中，由于外部融资成本较低，其对于现金流的敏感度也较低，此类公司持有高额现金的动机较小，因此会发放现金股利。Duch?in（2010）通过研究发现，企业在融资方面所承受的限制和约束条件会对其现金持有决策构成较大影响。Altamuro和Beatty（2010）发现，与纳入《美国联邦储备保险公司促进法》管理范畴的上市公司相比，未纳入的上市公司由于缺乏必要的内控审计，其财务报告质量明显低于前者。

（二）国内研究郭琦（2013）认为，不同程度融资约束下的公司的投资效率和资金运作的方式也存在较大差异，其对融资约束和非融资约束的上市公司建立了随机边界模型来计算投资效率，并依据财务报告质量划分为等级不同的两个小组，通过对比分析来验证财务报告质量对企业投资效率产生的作用。实证分析结果表明，企业的财务报告质量与投资效率在不同的阶段呈现不同的相关关系。在企业发展的上升阶段，企业会计信息质量的提高会促进企业投资效率的提高；但随着企业发展阶段的不断推进和企业会计信息质量的提高，其程度也会达到一个临界值，超过这一临界值，其对投资效率的影响会越来越弱。魏清明和石龙华（2007）以我国上市企业相关财务报告信息为样本展开分析时发现，国有性质的上市公司往往会留存高额的利润满足其投资欲望，国有企业现金股利的高额发放也会在很大程度上抑制国有企业过度的投资需求。刘本富（2010）选取我国沪深两市所有上市公司1999~2008年期间的财务报告为研究对象，经过对比分析发现，发放高比例现金股利的企业更容易控制自身的现金流，此时企业会因为资金不足而减少其他方面的投资。金海红和李玲（2015）借助中介效应程序检验法进行验证和分析，发现现金股利政策能够有效降低企业所承担的股权成本，相应地提升了企业的经营成绩。徐寿福和邓鸣茂（2015）以2004~2013年A股上市公司为研究对象，发现现金股利政策能够抑制融资约束公司中自由现金流产生的过度投资需求。

（三）文献评述本文主要阐述了以下内容：①财务报告质量对投资行为关系的影响，包括会计信息质量与冲动投资、保守投资及投资效率间的作用关系。②企业现金股利政策对投资行为的作用关系，包含具备融资约束条件的企业内部现金流与投资行为的作用关系、股权改革对两者间作用关系的影响等。由此来阐释企业的融资约束较少时，企业会发放现金股利；有较强融资约束的企业则会寻求较高的投资项目来创造企业价值。通过以上回顾发现，目前的文献主要是对财务报告质量和投资效率间的作用关系展开研究，但尚未有学者在二者间的影响关系中引入现金股利这一变量，通过研究三者间的作用关系验证之前的结论。鉴于此，本文引入了现金股利这一变量，同时又分析了不同产权性质下企业投资与现金股利政策间存在的不同之处。

三、理论分析与研究假设

（一）现金股利与投资行为依据MM理论可知，在完全开放的资本市场中，股利政策与投资决策间不存在任何制约和影响关系，但在具体的经济社会中并不存在完美的资本市场。通过不完美资本市场的信号理论可知，现金股利的分配不只是公司维护股东权益的一种外在表现，更是公司向股东传递一种优势的发展信号的表现，公司向股东分配现金股利有效地提升了公司的形象。股东分配高额的现金股利可以增强投资者信心，但是在分配高额现金股利的同时企业也流失了一部分内部可流通的现金。在信息流通并不及时的资本市场中，企业对于投资信息的了解程度不同，就会使得公司在进行融资和投资时要充分考虑企业现有的现金流量。通过对比内部和外部融资成本，流动现金不足的企业通常会放弃外部更高价值的投资项目，转而寻求股东的投资。可见，分配高额的现金股利在一定程度上抑制了公司具有更高价值的外部投资行为，导致企业错失发展良机。在我国特有的社会主义市场经济体制下，在政府主导、经济市场进行调节的方式下，国家的政策对于企业的发展至关重要。国有企业由国家控股，其生产经营活动和投资决策都受政府政策的深刻影响，国有企业以外的上市公司也会受到政府政策的影响。由于国有企业有着政府的强大支持，在融资的过程中一般会受到金融机构的青睐。而非国有企业资金的积累和融资主要来自企业自身的经营成果及股东直接投资，与国有企业在融资方面的便捷优势相比，非国有企业的外部融资成本就要高得多，因此非国有企业面临的融资约束要明显高于国有企业。综合以上分析，本文提出以下假设：H1：非国有企业中现金股利发放政策对投资决策的抑制作用明显高于国有企业。

（二）财务报告质量、现金股利政策与投资决策当企业面临较高的外部融资成本时，就会转向使用企业内部投资。在现金股利的重要分配中，公司也会对内部资金运用的具体方向进行讨论，并在现金股利是发放还是参与企业的其他项目投资之间进行权衡。Jensen（1986）在其提出的自由现金流量假说中指出，当企业持有较多流动现金时，管理者控制和利用这些现金的欲望和动机将会增强，也就会产生道德风险和逆向选择，此时就会损害企业中小股东的权益。因此他提出企业的资源应在合适环境下进行充分利用，只有极大程度地减少管理层持有的盈余现金，企业的管理者才能将有限的盈余资金进行更优化的配置与合理的利用。Bhattachaya（1979）在信息不对称理论的基础上建立了全新的股利信号模型理论。在这种理论价值的影响下他们认为，与企业内部管理层相比，外部投资者因为获取信息的渠道不畅构成了信息障碍。外部投资者与内部管理者存在极其严重的信息不对称问题，外部投资者仅仅通过股价等信息来预测公司的发展情况，而内部管理层掌握和控制着公司的更多信息。在信息渠道不通畅的情况下，只有内部管理层发放现金股利才能传递利好信号，从而吸引外部投资者的目光。高质量的财务报告不仅能够体现出企业各个投资项目所产生的现金流，还可以在一定程度上拓宽外部投资者的信息渠道。拥有高质量财务报告的企业会将公司发展情况积极地向外部投资者传递，使公司更有可能获得外部融资。基于此，本文提出以下假设：H2：高质量财务报告能够稀释或降低现金股利政策对企业投资决策构成的消极影响。公司的发展周期与公司分配现金股利存在着一定关系。处于成长期的具有上升发展趋势的公司更倾向于将用于发放股利的现金投入到有利于企业规模扩大等的项目中，助力企业的良性发展，此阶段的企业管理层往往会制定较低比例的现金股利发放政策。当公司处于成熟期且不再有任何上升发展需求时，管理层往往将企业实现的利润以现金股利的形式发放给股东，以稳定投资者，进而寻求更佳的投资时机。公司不同的成长阶段是影响其现金股利发放政策的关键因素，本文通过实证来研究处于成长期的上市企业财务报告质量对现金股利政策与投资决策间关系构成的影响。现阶段关于这方面的研究结论都较为一致，学者们认为处于成长上升期的公司运用现金股利进行投资会促进资源的合理利用，因为处于上升期的公司发展空间大、发展动力足。高质量的财务报告蕴含着企业未来投资项目可获得的现金流、有效执行的合同关系等信息，能够进一步提升管理者进行科学投资决策的能力，由此来缩小管理者与外部投资者之间在信息掌握方面的差距。因此，本文认为高质量的财务报告在促进外部投资者和内部管理者的信息平衡与对称方面起着重要作用。基于此，本文提出以下假设：H3：在处于成长期并表现出强烈发展诉求的企业中，高质量财务报告能够有效降低现金股利政策对投资决策的负面影响。

四、研究设计

（一）研究样本及数据来源本文实证研究部分所选数据来自我国沪深两市的上市公司，由于评价财务报告质量需要采用滞后一年的财务数据，因此本文所选数据均为股份改革后的企业报告信息。本文所选的数据来自2010~2014在沪深上市的公司，所研究的各项财务数据和公司治理数据均来源于国泰安数据库。对所收集的全部数据进行汇总，依据研究需要剔除不合理数据：不考虑金融行业；同时考虑到不同时期上市的企业在实证分析中会存在显著的差异，因此也剔除了2009年1月1日以后上市的公司；剔除ST公司。

（二）变量选取1.被解释变量。Investment即公司投资。国内外不同文献从不同角度给出了公司投资的定义，本文所研究的公司投资是指公司在第n年研发支出加上购置无形资产、固定资产及其他长期资产所支付的现金，减去处置以上资产获得的相应现金差。新增公司投资是指本年度公司投资总量减去上年投资总量，但该差值有可能是负数，此处为了避免出现负数，以其绝对值进行稳定性检验。2.解释变量。（1）现金股利（Dividend）。国内外表示现金股利的方法多种多样，普遍采用的形式有企业每年发放的现金股利以及每年发放的现金股利与企业总资产的比值。冯兴武、章庆（2013）采用变量0和1来定义不同的现金股利政策，0意味着企业当年没有发放现金股利，而1则意味着企业当年发放了现金股利。本文则采用第n年发放的现金股利与前一年度企业资产总额的比值来表示。（2）财务报告质量（RQ）。本文在收集和整理国内外上市公司财务报告并对其质量进行分析和研究后发现，大多数学者善于利用DD模型来研究财务报告质量，因此本文也借鉴该模型，将应计质量作为财务报告质量的衡量标准。依据该模型对RQ进行评价，并且从每个行业中（金融业除外）至少选取20家上市企业的报告数据，所选行业依据我国现行上市公司行业分类的具体标准，其计算方法如下：Accrualsi,t=α+β1CashFlowi,t-1+β2CashFlowi,t+β3CashFlowi,t+1+εi,t（1）上式中，Accrualsi,t=（ΔCA-ΔCash）-（ΔCL-ΔSTD）-Dep。ΔCA代表流动资产的增减变动，ΔCash代表货币资金的增减变动，ΔCL代表流动负债的增减变动，ΔSTD代表短期借款的增减变动，Dep为累计折旧与累计摊销额，CashFlow等于非经常性项目产生的净收入与Accruals的差值。然后计算所有参数与资产总额的比值。利用该模型计算出残差，企业第n年的RQ被界定为n-5年到n-1年这五年间依据该模型计算出的残差的标准差，用-1与所得标准离差相乘，最终结果越大意味着财务报告质量越高。3.控制变量。在有效筛选以及总体分析以上特征变量与治理变量的基础上，笔者选取如下控制变量：公司规模、有形资产占比、资产负债率、现金流、是否盈利、公司绩效、现金、行业、公司上市年限。在笔者选取的控制变量中，公司成长性这一变量的计算主要受到两项因素的影响：一项是账面价值，而另一项则是市场价值。前者与变量之间是一种反比例关系，而后者则与变量成正比，其表达式为：控制变量=市场价值/账面价值。通常情况下，此处的临界点为数值“1”。在大于1的情况下，表明公司有着较高的市场价值，此时的股票价格较高，公司可对当前的发展规模做适当调整。在此过程中，其成长性高的特征也会逐渐显现出来。而这种变化，会给公司投资带来不同程度的影响。

（三）模型选择为了验证H1，本文采用多元回归模型（2）进行分析：Investmenti,t=α0+β1Dividendi,t+β2Dividendi,t×SOE+β3Tangibility+β4Lev+β5Cfop+β6Loss+β7Roa+β8Cash+β9Size+β10Age+∑Ind+εi,t（2）企业的性质不同，在模型中SOE（产权性质）的取值也会有所不同。具体而言，国有企业的代表值为1，而非国有企业的代表值为-1。为了取得更好的评估效果，本文最终选择了以下多元回归模型进行分析：Investmenti,t=α0+β1Dividendi,t+β2Dividendi,t×RQi,t-1+β3RQi,t-1+β3Tangibility+β4Lev+β5Cfop+β6Loss+β7Roa+β8Cash+β9Size+β10Age+∑Ind+εi,t（3）

五、实证分析

（一）描述性统计对于财务报告质量的评估，本文是借助DD模型来完成的。根据上面的模型，我们可以求得残差的值。同时，结合相关的计算公式，分别计算t-5~t-1年时间段的残差及其标准差。表2就是相关变量的描述性统计结果。根据表2，我们基本可以断定：从总体上看，目前我国上市公司的整体投资水平处于一种较低的层次。而且，不同个体之间的差异非常明显，目前还处于一种非均衡发展的状态。现阶段，我国正处于经济转型的关键时期，各上市公司也应根据经济市场发展的规律把握投资的时机与方向，从而增加企业经济效益。在现实中，各上市公司发放现金股利的水平是有差异的。此种水平的高低，取决于两项指标，一项是公司当前的现金股利值，另一项则是公司上年的总资产。两者之间的比值，即为发放现金股利水平。从Dividend来看，其均值、极大值、极小值分别为0.0021571、1.081882、0，说明该水平普遍较低，与上市公司的盈利能力成反比例关系，更说明某些上市公司存在着损害股东权益的行为。针对这种现象，证监会必须出台相关的政策来规范上市公司损害股东权益的行为，在为中小股东谋取利益的同时也促进中小股东对企业的再投资。在RQ方面，通过计算得到均值、极大值、极小值分别为-0.03219099、-0.0000967、-2.390098，这直接反映了当前我国RQ即财务报告质量的个体差异较大。低质量的财务报告会给投资者带来极其不利的影响，尤其是在收集和整理信息方面。在这种情况下，投资者将很难做出正确的投资决策。上市公司应该让财务报告在未来的发展中更加规范化、专业化，建立健全企业内部的财务报告机制，使各类投资者的合法权益得到切实的保障。除这两大控制变量以外，还可通过其他一些控制变量，做出正确的判断，明确当前的发展状况。

（二）相关性分析模型（2）和模型（3）的Pearson相关性检验分别用PartA和PartB来表示，具体见表3。从最终结果看，各个变量具有很强的独立性，不存在多重共线性。

（三）回归分析表4为对现金股利和投资之间的关系进行回归分析的结果。由表4可见，现金股利的水平是较高的。投资程度是影响现金股利水平的一项重要因素，而且两者之间呈负相关关系。换句话说，在公司融资约束程度比较高且外部资金有限时，企业外部资金的不足会促使企业转向有限的内部资金。为切实保障每位股东的合法权益，国家加大了政策调整力度，并取得了很好的效果。面对好的投资机会，投资者却往往变得犹豫不决，既不想丧失投资机会，又怕资金被套住，从而影响现金股利水平。除此之外，还存在许多影响投资程度的正向因素，如资产负债率、有形资产占比、公司规模等。对一家上市公司来说，假设其当前的现金流是充足的，那么公司更愿意把现金股利进行更有价值的项目投资。本文采用一阶段最小二乘法对模型（2）进行回归分析，以此来验证H1。在此过程中，本文重点是分析和判断β2的系数情况。因为此项系数的大小将直接反映出企业的性质，以及当前企业现金股利水平的高低。表5即为模型（2）的回归结果。由表5可见，R2在调整前后，其值分别为0.31752、0.31523。与此同时，交叉项Dividend×SOE的系数为0.02723。依据此项数值判断，其水平并未达到我们的预期。这项数值说明非国有企业中现金股利对投资的抑制作用比国有企业中现金股利对投资的抑制作用更强，H1得到验证。但我国上市公司所处的环境和我国特殊的法律制度和经济制度等因素都在积极地对其产生影响，导致其结果并不显著。因此，在理论上预测非国有企业中现金股利对投资的抑制作用比在国有企业的情况会更加突出和明显。然而，现实情况却存在诸多的变数。

相比于非国有企业的股东，国有企业的股东更加注重稳定的回报，担心各种形式的冒险。再者，随着客观形势的变化，国家在近期也调整了相应的政策，以预防国有企业浪费资源和过度投资的现象。对于H2的验证，则在模型（3）中新加入了RQ，即财务报告质量这项指标。经过大量的数据验证我们发现，现金股利对投资的负向作用会因RQ的不断提高而逐渐减弱。基于这样的关系，本文对H2做了进一步的验证。对于此项验证，要想获得准确的结果，需要有一个基本前提，即Dividend×RQ的系数为正。然而，基于上文的分析，除非RQ这项新指标能够抑制现金股利负向作用的发挥，否则这个前提条件根本无法满足。换句话说，如果这个系数果真为正，则说明RQ对现金股利的抑制作用是客观存在的。表6即为模型（3）的回归结果。由表6可见，R2在调整前后，其值分别为0.35052、0.34853。与此同时，交叉项Dividend×RQ的系数为0.02577。此项数值说明其对投资具有正向的影响。RQ值，即财务报告质量越高，则信息反馈得越及时、越全面，信息不对称的问题将越少发生。在这种情况下，投资者的信心会显著提升，拓宽外部投资者的信息渠道也促使管理层和投资者之间信息均衡，逆向选择程度和道德风险得以降低。综合这些变化，说明RQ对公司投资具有正向影响。对于发放现金股利，其也会起到明显的抑制作用。可见，高质量财务报告的作用是非常显著的。基于这样的认识，本文认为，各上市公司应以更加规范、真实、完整、高效等方面的要求来约束自身，全面提高财务报告质量，发挥财务报告的正向作用。本文提出的H2得到了表6中相关数据的有效印证。由表6数据可知，控制变量中公司绩效与其投资表现出明显的正向作用关系，意味着当企业创造价值的能力较强时，其投资也相应提高；当企业实现的盈利较高时，预示着企业拥有良好的发展前景，此时企业管理者往往倾向于将当期实现的盈利更多地用于扩大投资规模而减少现金股利发放金额。

公司投资规模、有形资产占比、现金、资产负债率等与投资之间表现出明显的正向作用关系。当企业不断扩大其规模时，该企业往往具备较大的发展潜能，此时融资的途径逐步增多，因此管理者往往加大投资力度。企业自身资金充沛时进行投资显然是最佳的情形，但也要关注资产负债率，保持这一比率的稳定和平衡是企业获得长足发展的前提和基础。如果企业当前的资产负债率较高，就会不断增加企业的财务风险，严重时甚至会出现资金链断裂的现象，这对于企业日常经营业务的开展是非常不利的，也会影响到企业在实现关键战略目标中的投资决策。在此基础上，本文根据公司成长性的不同，对它们进行分组研究以及回归分析，具体结果见表7、表8。由表7、表8我们不难发现，高成长性公司与低成长性公司的系数差别很大，前者的水平是显著的，而后者则是不显著的。在现实中，公司的成长性不易判断，而且经常发生变化，这无疑会削弱投资者的信心。面对这种情况，高质量的财务报告可以有效缓解这种局面，增强投资者信心，抑制现金股利政策对投资的负向影响，从而验证了H3。

（四）稳健性检验为了增强本文论证结果的权威性，最终对验证结果展开稳健性测试，所选数据期间为2009~2014年，各参数选用的是该研究区间各年投资额。采用因变量替换法进行稳健性测试，而因变量则是每年企业实际投资额，其他参数值不变。由此对模型（2）和模型（3）进行检验，验证结果仍然支持原有结论，说明本文的研究结果具有稳健性。

六、研究结论及政策建议

（一）研究结论本文以财务报告质量、现金股利与投资行为的关系为主要研究对象，并采用实证研究的方法以2010~2014年上市公司的具体数据为基础进行研究。在这一过程中分析并总结出了“现金股利对投资的抑制作用在非国有企业中比国有企业体现得更为明显”这一结论。这与我国经济社会发展的固有特点以及现代企业生存与发展的环境密切相关。现金股利与投资的负相关作用不利于上市公司经济的可持续发展，笔者根据实证分析得出了现金股利与投资的负相关作用能够在公司的高质量财务报告分析下被改变这一结论。与此同时，笔者将上市公司的成长周期和规模作为重要的参考因素进行了分组研究，发现处于不同时期的上市企业的财务报告对其现金股利和投资的影响作用也有着较大差异。财务报告对处于成长上升周期的上市企业的影响更为明显，此时企业的财务报告更能有效地抑制现金股利与投资的负相关作用。本文针对财务报告质量对现金股利政策与企业投资决策间的关系展开了分析和验证，极大地丰富了企业投资决策领域相关处理的理论方法，也有助于企业规范其财务方面的相关制度与政策，使其更加专业化、标准化，从而有利于企业的长期可持续发展。

（二）政策建议1.政府应发挥主导作用，不断建立和完善会计信息披露机制。我国经济市场的起步较晚，与国外的经济市场发展还存在着一定的差距。我国目前会计信息披露的程度还不够深入，这直接导致企业外部投资者与内部管理者之间的信息不对称，并给利益相关者的科学决策带来了负面影响。在出现信息不对称的情况时，投资者中间容易产生逆向选择倾向。这种情况下，即使摆在企业面前的是利好投资政策，但苦于投资者资金投入不足，也只能放弃这一有价值的发展机会，从而在一定程度上阻碍企业的发展。因此，我国政府和证监会应该充分发挥自身的主体作用，不断建立和完善会计信息披露机制，在不损害企业切身利益的情况下，加大企业会计信息披露的力度，缩小企业内外部在掌握信息方面的差异，减少信息不对称现象，以保障企业拥有较强的外部融资能力。2.企业内部应建立健全有关财务报告质量的监管机制。只有这样，才能实现较高的财务报告质量，从而避免上市企业管理者产生道德风险。应对上市公司财务报告提出更为严苛的规范性、可靠性和科学性要求，构建科学合理的内部控制制度，严格监管会计信息的披露过程，充分发挥董事会、监事会的职能作用，以保障企业内部财务报告的可信度与可靠性。此外，监管部门要加大监管力度与执法力度，从源头上遏制类似违法违规行为产生的可能性，以此保障我国资本市场的健康有序发展。

主要参考文献：

Francis，Jennifer，RyanLaFond，PerOlsson，KatherineSchipper.TheMarketPricingofAccrualsQuality［J］．JournalofAccountingandEconomics，2005（39）．

DeangeloH.，L.Deangelo，R.Stulz．Dividendpolicyandtheearned/contributedcapitalmix:Atestofthelifecycletheory［J］．JournalofFinancialEconomics，2006（81）．

DuchinR.．Cashholdingandcorporatediversification［J］．JournalofFinance，2010（3）．

AltamuroJ.，BeattyA.．Howdoesinternalcontrolregulationaffectfinancialreporting？［J］．JournalofAccountingandEconomics，2010（1）．

郭琦．融资约束、会计信息质量与投资效率［J］．中南财经政法大学学报，2013（1）．

魏明海，柳建华．国企分红、治理因素和过度投资［J］．管理世界，2007（2）．

肖珉．现金股利、内部现金流与投资效率［J］．金融研究，2010（10）．

篇3

（1）点多，全省规划片区达到2312个。

（2）面广，2312个片区分布于我省16个州（市）的127个县（区）及管委会。

（3）三是数据合理性差，规划中的基础数据来源是采用县乡水利部门调查（报）州、市水务局汇总（报）规划编制组（复核）的办法，复核中发现由于基层水利部门技术力量有限，加之各县已实施的高效节水项目较少，导致基层水利部门对此项目经验不足，所以上报的工程投资合理性较差（亩均投资低至几十元高至几万元均有较多上报）。

（4）工程项目现仅处于省级规划层面，各片区还未进行深入设计，无法对各个片区进行单独投资计算。

1.2投资规模方法的确定及原则

在全省已实施的管、喷、微灌项目中各选取2～3个典型工程，分别以各州（市）2013年材料价格计算投资，最终加权平均得出该州（市）的亩均投资，以此做为该分类工程的综合投资指标，最终推算规划总投资。

推算总投资的关键在于管、喷、微灌典型工程的选取，所以应遵循以下原则：①典型须在已实施的项目中选取。②项目设计合理、施工规范、效益突出、管理到位。③项目无论在工程规模、工程特征及工程措施上均须具有本类工程的普遍代表性。④所采用的工程量须为典型工程的实际工程量。

2.高效节水单位投资

以昭通市2013年材料价格水平计算得出规划中该地各类型工程亩均投资的过程。

2. 1典型工程概况

（1）管灌

选取大理州永平县岩北管引灌溉工程作为典型工程，灌溉面积3611亩。建设内容：防渗改造引水渠8.72km，共铺设PE管道32.13km，配套闸阀及闸阀井30个（座），φ25球阀568个；新建50m3～500m3调节水池9座，30m3减压池16座。

（2）微灌（不含自动控制系统）

选取华坪县荣将镇龙头芒果基地高效节水灌溉示范项目作为典型工程，灌溉面积2013亩。建设内容：新建倒虹吸0.91km，新建150m3、300m3水池各1座，新建泵站1座，铺设DN250无缝钢管0.60km，新建管理房2座，共铺设pe管21.13km，滴灌管447.63km，配套闸阀332个，闸阀井26座。

（3）微灌（含自动控制系统）

选取元谋县小垮山、小丙岭片区高效节水灌溉工程作为典型工程，灌溉面积480亩。建设内容为：新建200m3蓄水池1个，新建加压泵站1座，新建水肥控制及电脑控制室1座，面积为60m2，内设计算机自动控制系统1套，砂石过滤器1组，碟片过滤器6个，施肥罐1个；铺设PVC及PE管道共2.93km，滴灌带共369.02km，配套闸阀井22座。

（4）喷灌

选取砚山县国家级现代化农业综合示范园高效节水灌溉示范项目作为典型工程，灌溉面积3703亩。建设内容：新建2000m3水池1座，新建过滤房18m2，内设过滤器8台，铺设管道总长170.07km，喷头9912个；配套闸阀井38座。

2.2基础单价

（1）人工费

根据云水规计[2013]157号文中引水及河道工程人工费计取，工长：7.51元/小时，高级工：7.16元/小时，中级工：6.47元/小时，初级工：4.29元/小时，机械工：6.47元/小时。

（2）施工用电、水、风价格

电预算单价（由电网供电）=云南省一般工商业及其他用电1～10kvA基本电价0.722元/kw?h÷（1-高压输电线路损耗率4%）÷（1-35kV以下变配电设备及配电线路损耗率5%）+供电设施维修摊销费0.02元/kw?h=0.81元/kw?h。

水预算单价=水泵组时总费用19.58元/组时÷（水泵额定容量之和50×水泵能量系数0.75）÷（1-损耗率8%）+供水设施维修摊销费0.02元/ m3=0.59元/m3。

风预算单价=（空压机组时总费用138.96元/组时+水泵组时总费用46.62元/组时）÷（空压机额定容量之和26×60min×空压机能量利用系数 0.7）÷（1-损耗率8%）+供风设施维修摊销费0.002元/m3=0.18元/m3。

（3）主要材料预算价格

包括钢筋、水泥、木材、汽油、柴油、炸药等主要材料，按昭通市2013年材料综合价格加材料到达工地分仓库的运杂费、材料采购保管费3%、运输保险费0.4%计算，砂石料预算价格以外购价加到达工地运输费计算。

2.3费率

间接费（土方工程取4%，石方工程取6%，模板工程取6%，混凝土浇筑工程取4%），现场经费。企业利润取7%。典型工程均不在城镇，综合税率为3.28%。

2.4典型工程投资

篇4

基金项目：全国教育科学规划重点课题《转型时期教育扩展对劳动力市场影响研究》(BFA030023)的阶段性成果。

作者简介：黄敬宝(1977－)，男，安徽利辛人，中国青年政治学院经济系讲师、博士，主要从事理记经济学研究。

中图分类号：F241.21；G40－054　文献标识码：A　文章编号：1006－1096(2007)04－0082－03　收稿日期：2007－05－13

从1999年高校扩招以来，我国高等教育投资规模连年增大，2002年高等教育毛入学率达到15％、进人大众化阶段。同时，大学生就业也越来越困难。对于大学生就业问题的研究，国外已经有很多成果(Niall O'Higgins，2002)。从市场需求角度，工作岗位的缓慢增长、与大学毕业生的迅速增加形成反差(Carnoy，1977)。从市场供给角度，失业是大学生不愿降低工资的结果(Blaug，1969)。国内的许多学者也展开了大学生就业问题的探讨。林毓铭(2002)指出，大学生就业难与“过度教育”有一定的依存度。文东茅(2005)强调，工资竞争理论、工作分层理论和工作竞争理论在我国都有一定的适用性，表明高等教育规模与毕业生就业关系的复杂性。赖德胜、田永坡(2005)认为“知识失业”在很大程度上是由劳动力市场的制度性分割引起的，是一种相对过剩的结构性失业。

高等教育投资规模扩大是否成为大学生就业问题的根本原因?笔者将通过实证分析加以说明。本文采用典型调查的研究方法，首先界定了调研对象的“典型性”：在高校层次上，属于一般普通高校(非部属或211院校)，它们在全部高校中占绝对多数、也是高等教育扩招的主体；在学历层次上，以本科生为主，本专科生和研究生的合理比例，代表着我国高校的一般水平；在学科结构上，与毕业生的专业结构相对应，以工学、经济学和管理学为主，至少跨6个学科门类、有25个以上的本科专业。经过论证，北京某大学为北京市属高校，以工学、经济学和管理学为主，覆盖6个学科门类、29个本科专业，是一个比较理想的调查对象。

一、实证分析

高等教育投资规模主要是通过大学生人数体现的，自1999年扩招以来，我国高等教育投资规模一直增长较快。扩招政策具体是通过高校来实现的，而所有高校扩招规模的总和便构成了全国高等教育扩招总规模。对于某大学生而言，本校扩招的影响表现为就业“小”环境的变化，具体体现为校内同学科、同专业之间的竞争对手增多，全国扩招则表现为就业“大”环境的变化，体现为全国同学科、同专业的毕业生增多，就业竞争加剧。下面，以就业率为因变量、以对应年份的招生规模为自变量，做形式为E=a+bs的一元线性回归模型，其中，s表示生规模。

1、该校扩招与大学生就业率的相关性分析

该校招生规模和就业率的数据如表1、表2所示。以1996年～2001年本科招生规模为自变量、以2000年～2005年本科生就业率为因变量进行回归，结果如表3中的M．所示。可见，就业率与招生规模是负相关的，招生规模每扩大100人，就业率就下降1.685个百分点。判定系数为0.897，能通过t检验和F检验，拟合效果很好。同理，可以得到专科生模型M2。专科生的就业率与招生规模也是负相关的，每扩招100人、就业率就下降0.842个百分点。但拟合优度很低、也无法通过检验，拟合效果较差。一方面，这可能是由于专科生人数较少所致；另一方面，可能由于该校重点发展本科生和研究生教育、专科生招生规模波动太大所致。对于研究生来说(如M1所示)，招生规模每增加100人、就业率就下降4.551个百分点，且该模型的模拟效果较好。综合看来，同样扩招100人，研究生的就业率下降的幅度比本专科生就业率下降的幅度更大。

下面，再对不同学科专业的大学生做同样的分析。由于专科生和研究生人数较少、理学本科生只有两年毕业生，因而，我们仅以经济学、法学、文学、工学、管理学本科生为分析对象。将经济学本科生招生规模作为自变量、将对应的就业率为因变量进行回归，得到方程M4。可见，经济学本科生的就业率与招生规模也是负相关的，每扩招100人、就业就下降2.92个百分点。同理，由方程M5可知，法学本科生的就业率对扩招特别敏感，招生规模每增加100人、就业率就下降近40个百分点。但拟合优度较低，也无法通过检验，表明这种模拟效果的可信度不高。文学本科生就业率对扩招也比较敏感，每增加100人就业率、下降近10个百分点，但模拟效果也不太好。工学本科生每扩招1百人将带来就业率下降4.314个百分点(如M7)，而管理学本科生每扩招100人、将会带来就业率下降近10个百分点(如M8)。

2、全国高等教育扩招与大学生就业率的相关性分析

全国高等教育招生规模数据如表4所示。以1996年～2001年全国本科生招生规模为自变量，以该校2000年～2005年本科生就业率为因变量进行回归，得到表5中的M9。可见，全国本科生每扩招100人、与该校本科生就业率下降0.0024个百分点相对应。本模型拟合优度很高，模拟效果很好。与本科生不同，该校专科生的就业率与全国专科生招生规模的关系却是正相关的(M10。)，即全国专科生每扩招100人与该校就业率上升0.002个百分点相对应。但拟合优度很低、也无法通过检验，表明模拟的这种线性关系不强。这可能由于该校专科生人数较少、招生不连续所致。如方程Ml1所示，全国研究生每扩招100人，该校研究生就业率就下降0.0059个百分点。显然，扩招对研究生就业率下降的影响比本专科生更加明显。

从学科门类角度，该校以工学、经济学和管理学为主，全国经济学、工学和管理学本科生的招生规模对该校就业状况的影响可能会更直接一些。由于管理学作为新独立出来的门类、其统计资料不完整，我们就只对经济学和工学本科生的情况加以分析。如M12：所示，全国经济学本科生招生规模与该校就业率也是负相关的、而且影响力度更大，每扩招100人将导致该校就业率下降0.02个百分点。与经济学模型相比，工学本科生就业率受到扩招冲击的力度较小，如M。，所示，全国工学本科生每扩招100人，该校工学本科生就业率水平就下降0.0067个百分点。

3、北京市高等教育扩招与大学生就业率的相关性分析

该校是北京市属高校，北京高等教育扩招形成了该校大学生就业的“中”环境。在统计年鉴中，北京市本专科招生的数据是合在一起的，没有按学科统计的资料，也没有研究生招生的数据，因而，我们只做3个模型。如表5中的方程M14。所示，北京本专科生每扩招100人会导致该校就业率下降0.036个百分点。由M15可知，北京财经院校本专科生每扩招100人，对应该校就业率下降0.693个百分点。而理工院校本专科生每扩招100人，仅仅带来就业率下降0.078个百分点，显然，比财经院校的就业率下降幅度更小。

二、结论分析与政策建议

1、结论分析

通过以上分析，我们得出以下结论：(1)从总体上，招生规模与大学生就业率是负相关的。几乎所有的模型都表明，扩招会带来大学生就业率的下降。(2)对于不同层次的毕业生，扩招对大学生就业率的影响程度不同。不论是高校扩招，还是北京市或全国高等教育扩招，对学历层次更高的毕业生的负面影响程度更大。(3)对于不同学科的毕业生，扩招对大学生就业率的影响程度不同。全国或北京高等教育扩招100人，给工学毕业生带来的负面影响小于给经济学毕业生带来的负面影响，给理工院校毕业生带来的负面影响小于给财经院校毕业生带来的负面影响，而本校扩招100人，管理学毕业生的就业率下降的幅度最大、工学其次、经济学最小，这表明扩招给管理学毕业生就业带来的负面影响大于工学和经济学毕业生。这似乎存在一个矛盾。尽管在同样扩招100人给经济学毕业生带来比工学更大的压力的宏观背景下，由于经济学专业的名牌效应(经济学在该校合并以前就有些名气)，该校经济学毕业生受到扩招冲击的力度仍然小于工学毕业生。(4)不同层次的扩招，对于该校大学生就业率的影响程度不同。不论是对于该校本科生、还是研究生，范围越小的扩招给就业率带来的负面影响越大。即全国扩招100人所带来的就业率下降幅度小于北京扩招100人所带来的就业率下降幅度，而北京市扩招100人所带来的就业率下降幅度又小于本校扩招100人所带来的就业率下降幅度。

从人力资本理论的视角，这是高等教育投资规模扩大导致人力资本投资风险增大、收益下降的表现。以舒尔茨为代表的人力资本理论(Schultz，1961)认为，受教育有助于提高人们的人力资本、使其具有更高的劳动生产率，而且，收入反映了其劳动生产率。贝克尔(Beeker，1983)等也证实了受到更好教育的人们能获得更多的收入。然而，收入和教育的关系是不完全的，其中，市场供求关系是一个重要影响因素。大学生作为高层次的人才，如果高等教育投资规模仍低于社会经济发展所需要的大学生数量，即使扩招规模较大，大学生也能够迅速被社会所吸纳，从而不会产生失业问题。改革开放以来，我国经济增长较快，对大学生形成了较强的需求，但作为经济主体的国有企业效率低下、面临着艰难的“职工下岗分流”，减弱了对大学生的吸纳。而自1999年高校扩招以来，我国大学生迅速增加。当大学生的规模增长超过社会对大学生吸纳的规模增长时，失业就成为必然的结果。实证分析表明，随着我国高等教育扩招，大学生就业率呈现下降的趋势，表明接受高等教育这种人力资本投资的风险增大。对于某大学生而言，在就业风险和就业压力普遍增大的背景下，投资收益存在着下降的压力。成本一收益比较是投资决策的一个基本准则，当风险增大、收益下降时，无论是作为微观投资主体的个人、还是作为宏观投资主体的国家，都应该对投资规模进行调

2、政策建议

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中图分类号:F831.5

文献标志码:A

文章编号:1673-291X(2009)21-0056-02

私募基金的规范化则是指这种制度要被法律承认,其设立和运作不仅要符合相关的法律规定,而且要符合有关市场规则和规律,给其他参与主体主要带来正的外部性等。

一、私募基金规范化运作的衡量标准

1.内部的规范化。主要指私募基金设立和运作产权清晰、组织形式设计合理、风险控制有效等,能够依靠自身一系列制度安排成为市场独立运作的主体。

本文研究的对象是中国私募基金规范运作所需的内部模式。私募基金规范运作的内部模式的影响因素很多,可以从管理的角度分析管理的规范性,也可以从制度的角度研究各种制度建设的合理性等。本文选取从契约理论的角度出发,研究私募基金内部各项机制对其运作的影响。当然,这并非意味着管理、投资决策等因素对私募基金的运作没有影响。

2.外部的规范化。规范运作需要的外部条件,即参与主体具备一定资质,市场环境一定程度上满足完备性要求和制度环境相对完善等。

二、中国私募基金规范运作的内部条件分析

(一)组织形式对私募基金运作的影响因素分析

根据中国相关法律,私募股权基金的设立模式可以采用公司制、契约制和有限合伙制。中国目前主要采取的是公司制形式,而以美国为代表的海外私募投资基金绝大多数采用有限合伙制。

2007年6月1日起实施的新《合伙企业法》为本土有限合伙制私募股权投资基金在中国的实践提供了法律依据。目前,深圳、上海、温州等地已陆续成立了十多家本土有限合伙制私募股权投资基金。例如:2007年6月26日,全国第一家有限合伙企业――南海成长创业投资有限合伙企业在深圳成立,这是中国自今年6月实施新的《合伙企业法》后,首家人民币私募股权投资基金;2007年11月,深圳东方富海有限合伙企业成立,一举募资9亿元人民币和5 000万美元,成为当前国内最大的本土有限合伙制创业投资基金。有限合伙制私募股权投资在中国的发展方兴未艾。

(二)收益分配机制对私募基金运作的影响

1.收益共享型下基金管理者行为分析。收益共享型分配方式是指管理者不必向投资者支付固定款项,而是由两者共同出资,共担风险和收益。在收益分享制下,私募基金投资者和管理者共同出资设立基金,管理者占其中10%～30%的比例,两者收益共享、风险共担。管理者和投资者组成利益“捆绑体”,这迫使管理者努力工作精心管理资产,因而能较好的降低道德风险,并形成对管理者较强的激励机制,促使管理者充分发挥其投资技能,在实现个人效用最大化的同时最大化投资者效用。我们用博弈模型简单分析如下:

假定投资者和管理者是风险中性的,管理者不可观察的努力水平为e,基金收益除取决于管理者努力外,还受外生变量ε(市场状况等)的影响,π(e,ε)表示收益函数。假定π随着e的增加而增加,则管理者的收益函数为:R(e,ε)=f+t・π(e,ε),效用函数为:u1(e,ε)=R(e,ε)-c(e),对应的投资者的效用函数为:u2(e,ε)=π(e,ε)-u1(e,ε)=(1-t)・π(e,ε)-f。

其中,f表示为维护基金日常运作提取的少量管理费用,t表示收益分成比例,c(e)表示管理者的努力成本。在假定基金业绩和管理者努力成线性关系的前提下,管理人越努力基金获得好业绩的可能性就越大,即?坠c/?坠e>0,但管理人努力的同时是要付出成本的,因此,管理人在付出努力时也要权衡收益与努力成本之间的关系,使自身效用达到最大化。

为了使max[R(e,ε)-c(e)]的讨论简便,我们假设在基金管理者的努力水平达到最大化之前,他所获得的边际收益大于其付出的边际努力成本,管理者获得的收益会随着其投入的努力而增加;在达到最佳效用水平后,其获得的收益将小于投入的努力成本。因此,当且仅当二者相等?坠R/?坠e>?坠c/?坠e时,基金收益和管理者的效用同时达到最大化。

因此,在收益分享制模式下,基金管理者的效用与他的努力水平正相关,他努力工作,直至他的边际效用与他的边际努力成本相等,在最大化其预期效用的同时也使基金收益达到最大化。基金收益的最大化与投资者效用最大化并不矛盾,因为在投资者确定分享比例时,t不能趋近于1,那样意味着投资者一无所获;t也不能趋近于0,那样意味着管理者不会投入努力成本,也就无收益可分。因此,在0

2.中国目前条件下保底分成型的合理性分析。保底分成型收益分配方式指私募基金管理者承诺每年向投资者支付等于或高于同期银行存款利息的款项,如果基金运作有盈利,这部分再按一定比例在两者之间进行分配。但中国有关法律是禁止这种做法的,保底合约不能实现时产生的纠纷往往得不到法律救助,产生大量经济社会问题。并且,有些保底收益相当高,管理者为实现保底收益率,有很强的操纵市场,高风险操作的倾向。

本文认为,鉴于中国目前的投融资环境和社会信用环境并不十分规范,仅仅依靠市场机制难以实现对投资者的有效保护,因此有必要打破常规,允许私募基金管理者从事委托理财业务时采用保底的做法。这会产生两个好处:一是在目前情况下,保底的做法能够加强对资金委托人的保护,消除他们的顾虑,从而促进这项业务的发展;二是保底、保本的做法对有实力的大型委托理财机构更有利,这些机构由于管理的资金规模较大和拥有良好的品牌,理财成本较低,有能力来承诺保底、保本,这也有利于委托理财业的优胜劣汰。

但是,即使是允许保底的做法,也要施加一定的限制,以避免一些资质较差的机构进行虚假承诺,或是委托理财机构进行超出保证能力的高风险投资,导致保底名不副实。为此应规定:严格控制对保本性委托理财的授权,由资质合格的第三人(通常是银行)提供民事担保,严格控制保本性委托理财对衍生商品的投资比例,加强信息公开等。

(三)风险控制机制对私募基金运作的影响

1.事前的风险防范措施。(1)管理者保证金。这一比例按投资者对其的信任程度而异,国外一般在1%～3%(中国高达10%～30%)。基金管理者份额与投资者资产一起运作,能保证管理者与基金投资者利益绑在一起,促使其自觉回避风险。当基金运作出现亏损时,首先用基金管理者的份额弥补,当基金净值下降到管理者的出资限额时应止损平仓,以维护投资者资本金安全。(2)收益分配顺序。私募基金收益首先用来弥补往年亏损,待亏损弥补完全后,剩余收益可在投资者与管理人之间按约定比例分配。(3)基金财产的分割管理。私募基金投资者与管理人的财产相互分离,分账户设置,当管理人管理不止一个私募基金时,不同基金的资产也分割设置。这样可以防止管理人利用不同账户的资金转账,从而掩盖基金的真实盈亏。

2.运作中的风险防范。(1)信息披露。私募基金不需要向主管部门和社会公众进行信息披露,但有义务向其投资者披露信息。在定期或不定期或投资者要求时进行披露,披露的内容包括私募基金的投资组合、预期的风险收益以及其他重大事项等。(2)投资者直接干预。对私募基金一些重要的事项,如更换基金管理人,增减基金股份,重大投资者决策等,基金投资者有权依据个人的判断给予否决或通过。(3)基金半开放式运作。私募基金的投资者可随时买入基金单位,但在买入的起初一段时间内不可以赎回,锁定期可依据不同基金类型确定,可为半年、一年、二年不等。锁定期过后,在提前通知管理者后,可以随时赎回。投资者拥有退出权,实际上给了他们用脚投票的权利,对管理人的约束效果更为直接。

3.风险内化的措施。(1)风险准备金制度。私募基金契约中规定按基金投资收益净额的一定比例提取风险准备金,当发生亏损时,风险准备金可用来弥补亏损。还可按投资组合风险的大小设定不同的风险准备金提取比例,如规定当投资组合风险超过预定的水平时,应启动风险准备制度,组合风险每增加一定比例,风险准备提取比例相应的提高一定比例,可有效制约基金经理过分追求风险的冲动。(2)损失赔偿制度。当私募基金发生投资亏损时,管理人股份首先用来弥补投资者和交易对手亏损,未弥补部分用风险准备金弥补,尽量把风险内化于基金内部,减少对其他经济主体的影响。

参考文献:

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[2]李建军,等.中国地下金融规模与宏观经济影响研究:第1版[M].北京:中国金融出版社,2005.

[3]张泉.中国私募基金行为研究[D].北京:中国海洋大学,2004.

[4]张维迎.企业的企业家――契约理论:第3版[M].上海:上海人民出版社,2002.

[5]胡笳珂.中国发展私募基金的有关讨论[J].现代商业,2005,(8).

[6]陶建华.中国私募基金现状分析[J].合作与经济,2006,(9).

篇6

一、问题的提出

2008年底，由美国次贷危机引起的经济危机在全球蔓延，为了防止经济危机向我国的迅速扩散，有效地拉动内需，促进经济增长，国务院适时果断地出台了四万亿投资计划。政策目标是以政府和社会投资拉动经济转变，保证经济稳定增长。2009年初，国务院在四万亿投资计划的基础上又出台了《十大产业振兴计划》，注入资金或制定有利的政策，措施包括降低相关产业税费、加大政府财政补贴、放松管制等各种政策性优惠。其首要目标是“保增长”，缓冲外需冲击，确保经济平稳较快增长，主要是在一些重要的产业部门，给以财政补贴政策。2010年10月，我国政府根据当前的形势，适时出台了《国务院关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》，其政策出发点是：战略性新兴产业是引导未来经济社会发展的重要力量。发展战略性新兴产业已成为世界主要国家抢占新一轮经济和科技发展制高点的重大战略。

以上巨额的财政投资政策对社会经济产生了巨大的影响，其中一个不易被学者所重视的影响领域是其对劳动报酬占比的影响。财政资金的大量投入必然会提升资本的谈判地位，作为与之对立的一方，劳动报酬占比是随着经济增长而提升，还是在资本地位提升的前提下处于下降的趋势？这是一个值得研究的问题。另外，我国的劳动报酬占比逐年下降也是不争的事实，政府对于劳动报酬占比下降给予了高度的重视，多次提出要提高劳动报酬的占比。但是，如何提高劳动报酬占比，哪些因素对劳动报酬占比产生影响？经济危机背景下的大规模财政投资政策是否对于劳动报酬占比的下降具有重要的影响？这个具有重大现实意义和理论意义的问题还没有人研究。更为重要的是，现阶段又有很多大规模投资的政策冲动，因而需要做好政策负面效应的预估。本文从劳动报酬占比和经济增长的角度考察大规模财政投资的影响。

二、文献综述

国内外对于公共投资对经济影响的关注较多。研究主要从公共投资对于经济增长的影响、对私人投资的挤入挤出效应、对社会福利的影响以及其他的影响等方面进行。

近年来我国推出的大规模的公共投资，其着眼点在于推动经济增长。Barro（1990，1991），Barro and Sala-i-martin（1992）提出了分析公共支出对经济增长影响的理论框架。Karras（1993，1996）研究了政府规模。王威（2007）的论文中详细的分析了我国公共投资的经济增长效应。马拴友（2000）在内生增长理论的视角下讨论了政府财政的最优规模。马树才和孙长清（2005）也从不同的视角分析了财政支出的规模。类似的研究还有郭平等（2011）。

公共投资对于私人投资的影响主要体现在挤入和挤出效应上。王海民（2010）以2008年以来的经济危机为背景，分析了公共投资对于私人投资的诱导效应，认为我国公共投资对于私人投资主要是挤入效应，公共投资的增加，可以促进私人投资的发展。公共投资、私人投资对于经济增长都有正向相关的作用，整体的经济形势发展势头良好。认为教育支出和科研支出的投入比重偏低，增加教育支出和科研支出的投入，可以促进经济增长。吴洪鹏和刘璐（2007）分析了公共投资的挤出挤入效应，其研究结果表明，可能会导致民间投资减少的三种挤出效应机制均不存在，公共投资的扩大产生了对民间投资的挤入效应。尹贻林和卢晶（2008）的研究视角也是公共投资对于私人投资的挤入挤出效应。类似的研究还有王威（2007）、曾令华（2000）、田杰棠（2002）。

众多学者对公共投资的社会福利效应进行了研究。王威（2007）分析了公共投资的教育和就业的社会福利效应。岳立和赵海涛（2010）利用VAR模型分析了公共投资与社会福利的动态效应。张宏霞（2010）对地方政府公共投资的社会福利效应进行了研究。广西财政厅课题组（2011）研究了广西公共投资的就业效应。

公共投资对经济影响的其他方面研究有：Nekarda和Ramey（2010）研究了政府支出在产业层级的影响。研究政府的支出对经济影响的转换机制，研究了政府支出对就业等的影响。ETSURO SHIOJI（2001）估计了公共投资对于经济的动态影响，利用面板数据研究了美国和日本的基础设施建设对经济的影响，其结论是对收入收敛性的影响为正。董昕（2010）分析了房地产业的公共投资问题，认为在公共投资的边界划分方面，政府定位不明确，中央政府和地方政府对于住房保障范围存在不同的诉求，户籍壁垒使大量中低收入人群处于住房保障的灰色过渡地带；房地产公共投资缺乏稳的资金来源、公共投资在土地开发阶段的投入不足、公共投资以供给方补贴为主干预场过多等。房地产开发的公共投资对私人投资产生了挤出效应。

以上文献对于财政投资的影响较少涉及劳动报酬占比，或者研究的问题是以前社会经济的现实，而基于我国目前已经急剧变化了的经济现实的研究很少。因此，本文选取财政投资对于劳动报酬占比和经济增长影响作为研究对象。

三、CGE模型、基础数据及参数估计

1.模型结构

模型的基本结构（如图1所示）：生产要素劳动和资本通过CES函数合成为增加值，增加值和中间投入按照CES函数合成为部门产出；部门产出在出口和国内销售之间复合；国内销售的国产品和进口品通过CES复合成复合商品；复合商品通过效用函数供居民消费。其中，CES生产函数为：

其中Q是产出，K，L是资本和劳动投入，参数A为效率或者规模因素，解释为全要素生产率，参数p和替代弹性有关。份额参数δ，1-δ在产出中和投入K，L各自的贡献有关系，所有贡献份额等于1。在约束条件下，最优化方程为：

其他CES方程与此类似。模型编程实现，方程体系庞大，为节省篇幅，本文没有列出，可以参考董万好等（2011）。

2.基础数据

本文编制和使用的基础数据是全国42部门的SAM表，其数据来源主要是：2007年全国42部门投入产出表、2008年中国统计年鉴、2008年中国财政年鉴、2007年资金流量表、2007年国际收支表、2008年中国海关年鉴等。编制过程中，考虑到数据来源的统计口径、调查方法、统计误差等造成矩阵数据的不平衡，即行数据的和与列数据的和不一致，需要使用数值计算方法技术来消除。较为广泛使用的调平SAM的数值计算方法有最小二乘法、双边比例法（RAS）方法和交互熵（Cross Entropy，CE）方法等。本文的SAM数据经CE方法调平处理，限于篇幅，不再详细描述数据调平的处理过程。

3.参数估计、选择

CGE模型中涉及的参数包括弹性参数和份额参数等。本文利用贝叶斯方法估计了工业部门的资本和劳动替代弹性，估计替代弹性的数据来源来自陈诗一（2011）研究成果数据。本文估计的重要的工业部门的资本和劳动替代弹性数据如表1所示。其他部门的资本和劳动替代弹性选取（郑玉歆和樊明太，1999）的数据。阿明顿替代弹性数据本文选取Zhai et al.（2005）的数据。本文利用敏感性分析对参数选取对于结果的稳健性进行了分析，参数估计和选取对于结果稳健。

四、模拟方案设计及指标含义

本文主要模拟观察大规模财政投资对于相关主要行业的影响，选取四万亿财政支出中的建设保障性安居工程、农村基础设施建设、铁路公路和机场等重大基础设施建设、医疗卫生文化教育事业发展、生态环境建设共五个方面的投资对劳动报酬占比的影响。这五个方面占据了四万亿中的80%，并且有具体数额。模拟的方案是假设大规模的投资已经达到政策初定数额的70%，即建设保障性安居工程2800亿、农村基础设施建设2590亿、铁路公路和机场等重大基础设施建设10500亿、医疗卫生文化教育事业发展1050亿、生态环境建设1470亿。

本文观察的数值模拟主要指标是各产业部门的劳动报酬；各产业的增加值；各产业的资本报酬和税收；各产业劳动报酬占增加值的比重；各产业劳动报酬占全国整体劳动报酬的比重；各产业增加值占GDP的比重。前3个指标用来观察政策模拟冲击的绝对值变化，第4、5个指标是我们关注的劳动报酬的横向对比变化，第6个指标用来辅助观察政策模拟冲击对各产业影响的横向对比和相对位置变化。

五、模拟结果分析

经济模拟的结果呈现出正负两方面的影响。分别是大规模投资的经济增长效应和对于劳动报酬占比的负面影响。

1.大规模投资带动了经济增长

正如政策的预期效果一样，在假定其他条件不变的前提下，大规模的投资计划，有利于经济增长。表现在劳动报酬绝对值的增加、政府税收绝对值增加和资本报酬绝对值的增加上。但是各产业的投资带动增长效应参差不齐。

（1）各产业的劳动报酬绝对值都呈现出增长的趋势

在模拟情形下，国民经济大多产业部门的劳动报酬绝对值都呈现了不同程度的增长，劳动报酬绝对值整体增加5.6%。尤其是交通运输和仓储业、房地产业、卫生和社会保障社会福利业、石油加工、炼焦和核燃料业以及石油和天然气开采业。在模拟情况下，劳动报酬绝对值分别增长了39.76%、20.60%、17.18%、13.99%、12.15%。特别值得注意的是石油加工、炼焦和核燃料业以及石油和天然气开采业，在4万亿投资没有直接对该产业投资的情况下，劳动报酬绝对值仍旧得以快速的增长，可见经济运行内在机制对这些垄断行业的增长具有强大的促进作用。金融、交通运输设备制造业和电力热力生产供应业也在政策冲击下劳动报酬得以较快增长。另外，少数产业，如纺织业和公共管理与社会组织行业的劳动报酬在大规模投资的政策冲击下，呈现出微弱的下降趋势。在模拟情形下，劳动报酬绝对值分别降低了-0.74%与-0.11%。

劳动报酬绝对值增加与居民对于经济运行的真实感受是符合的。近几年，居民的工资性收入大幅度增长，从一个侧面反映了模拟情形的真实性。

（2）各产业资本报酬和政府税收也呈现增长趋势

在模拟情况下，国民经济资本报酬增加了7.5%，政府税收增加了5.2%。几乎所有的产业部门的资本报酬和政府税收都有增长，和劳动报酬的情形一致，交通运输和仓储业、房地产业、卫生和社会保障社会福利业、石油加工、炼焦和核燃料业以及石油和天然气开采业的资本报酬和政府税收增长较快。在模拟情形下，分别增长了40.05%、20.74%、17.31%、13.72%、11.98%。远高于其他的产业。交通运输设备制造业、电力热力的生产和供应业、燃气生产和供应业、金融业等增长较快，属于政策受益的第二梯队行业。

劳动报酬绝对值、资本报酬绝对值和政府税收绝对值得增长最终体现为GDP的增长。这从近年的经济增长数据可以得到验证。

（3）各产业的投资带动增长效应参差不齐

从行业来看，石化、金融、石油开采电力生产、燃气生产和供应等垄断行业的增长普遍比竞争性行业的增长要快。批发和零售业、住宿和餐饮业、电气机械及器材制造业、通信设备计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、工艺品及其他制造业等竞争性行业在政策冲击下，增长效应并不明显。增长效应参差不齐的趋势，无论是从劳动报酬、资本报酬还是政府税收来看表现都大体一致。

大规模的投资政策广受诟病的一个理由是其促进了垄断行业的进一步生长，恶化了中小企业的生存空间，从以上模拟数据可以看出，在一定程度上确实如此。

2.对于劳动报酬占比的负面影响

财政投资的大量投入必然会提升资本的谈判地位，作为与之相对的一方，劳动报酬占比是随着经济增长而提升，还是在资本地位提升的前提下处于下降的趋势？逐年下降的劳动报酬占比是否也因为财政的大规模投资而进一步恶化。本文模拟分析的结果可以看出大规模财政投资确实对于劳动报酬占比呈现出了负面的影响。体现在以下两点：

（1）行业劳动报酬占比普遍下降

模拟结果显示：国民经济的劳动报酬占比下降了-0.3%。42个行业中，37个行业的劳动报酬占增加值比例下降，下降的较多的是建筑业，在模拟中，劳动报酬占比下降了-0.58%。交通运输设备制造业、电气机械及器材制造业、交通运输及仓储业、工艺品及其他制造业、信息传输和计算机服务软件业、批发和零售业、住宿和餐饮业、金融业、租赁和商务服务业、研究与实验发展业、综合技术服务业、文化和体育娱乐业等产业的劳动报酬占增加值比重下降的幅度也较大，在-0.02至-0.05%之间。但是也有劳动报酬占比上升的，数据显示，有5个行业的劳动报酬占比是有上升的，分别是除了电力热力的生产和供应业、燃气生产和供应业、水的生产和供应业、石油和天然气开采业、石油加工炼焦及核燃料加工业，在模拟政策冲击下，上升的数值分别是0.10%、0.15%、0.14%、0.05%、0.05%，这5个行业是垄断行业。同样，这个角度也反映了在大规模财政投资的政策下，垄断行业生长较快。

（2）行业劳动报酬占整体劳动报酬的比例有增有减，垄断行业相对比例上升，竞争性行业相对比例下降

行业劳动报酬占整体劳动报酬的比例指标观察的是行业间的劳动报酬在政策冲击下的相对变化情况。各行业的劳动报酬占整体的比例呈现出有增有减的趋势。在国民经济中的份额比例增加的行业有：农林牧渔业0.69%、石油和天然气开采业0.07%、石油加工炼焦及核燃料加工业0.08%、交通运输及仓储业1.14%、金融业0.01%、房地产业0.16%、卫生社会保障和社会福利业0.25%、交通运输设备制造业1.14%等行业，这些行业劳动报酬的提升，有的是因为投资的直接效应，例如房地产业和交通运输及仓储业，有的则是因为垄断而在整个行业间的劳动报酬分配中占据了有利的位置。相应地，其他的产业则因为这些产业的比例上升，其劳动报酬占整体劳动报酬的比例下降，这些产业主要有：建筑业-0.37%、食品制造及烟草加工业-0.09%、纺织业-0.12%、纺织服装鞋帽皮革羽绒及其制品业-0.09%、非金属矿物制品业-0.09%、金属冶炼及压延加工业-0.10%、通用专用设备制造业-0.10%、通信设备计算机及其他电子设备制造业-0.10%、批发和零售业-0.12%、教育-0.26%、公共管理和社会组织-0.39%。除了教育、公共管理和社会组织行业外，这些行业基本上都是竞争性行业。在国家大规模投资的政策冲击下，竞争性行业处于弱势地位，劳动报酬呈现出了下降的趋势。

六、结论与政策建议

篇7

1 保障房及投入分析

保障性住房是1998年房改以来，中央政府基于保障居民基本住房的、与商品房相区分的住房，它属于社会福利事业。“十二五”期间，中央政府制定了相应的国家政策和法律法规，并在2011年下达了建造1000万套保障性住房的任务，各级地方政府为此开源节流，将大量资金投入到了保障房的建设中。从当前国内研究状况来看，保障性住房的研究包括：供给、分配两个方面。我国学者尽管对这两个方面都有研究，然而在保障性住房建设投入方面国内却鲜有讨论。保障性住房的投入是关乎保障房建设任务能否顺利完成、地方政府能否让人民满意的关键因素。本文立足于保障房投入视角，采用相关性及线性回归模型对其进行了回归分析。

2 影响保障性住房投入的可能相关变量选择

保障性住房的投入是影响地方财政的关键因素。理论上来讲，大量建设保障性住房，会减少商品房土地的供应，在财政上导致地方土地增值税的降低，进一步会影响地方GDP，因此本文选取了土地增值税和地区生产总值作为可能与保障性住房投入相关的变量。随着保障性住房建设的不断开展，人均住房面积会增大，人们的购房压力降逐步减小，进而是居住支出降低，而住房价值则伴随着房屋数量的增大而缩小，因此，本文选取了人均住房面积、住房价值和居住支出作为可能与保障性住房投入相关的变量。

最后，城市人口密度过大，而住房面积的相对不足的表现出了建设保障性住房的必要性、重要性和地方政府改善民生的责任性；鉴于保障性住房的地方政府问责机制的建立，各地方政府迫于完成保障房建设的强制性任务的压力，必将投入较多数量的土地来完成中央政府的保障性住房的建设要求，因此，本文选取了城市人口密度和保障房土地供应面积作为可能与保障性住房投入相关的变量。

3 影响保障性住房投入的可能因素的相关性分析

相关分析主要研究相关关系，而相关关系是指两个变量之间存在的一种不确定的数量关系，一个变量的取值不能由另一个变量唯一确定。为了找到真正影响保障性住房投入的因素，本文采用了相关性分析的方法。

本文中全国31个省市的土地增值税、地区生产总值、城市人口密度、居住支出、、人均住房面积、住房价值与保障性住房投入数据均来自中华人民共和国统计局官方网站（http：///）；保障房土地供应面积数据来自中华人民共和国国土资源部官方网站（http：///）。具体数据见附表。

本文作者运用spss17.0软件，采取简单相关性分析的方法，对上述可能相关因素进行了相关性分析，得出以下分析结果：

土地增值税、地区生产总值、居住支出、、人均住房面积、住房价值等5个可能影响因素的P值检验为0.950、0.636、0.281、0.296、0.137，在5%的显著性水平下不能通过检验，得出这些影响因素与保障房投入相关性较低的结论，剔除了这些因素的影响。

而我们发现，保障房土地供应面积、城市人口密度两个影响因素的P值检验为0.025、0.004，在5%的显著性水平通过检验，可以确定这两个因素与保障性住房投入有较高的相关性，为了进一步研究与这两个影响因素的关系，本文作者继续建立了回归模型。

4 多元线性回归模型分析

回归分析主要研究客观事物变量间的统计关系，它是建立在对客观事物进行大量试验和观察的基础上，用来寻找隐藏在那些看上去是不确定的现象中统计规律性的统计方法。回归分析方法是通过建立统计模型研究变量间相互关系的密切程度、结构状态、模型预测的一种有效工具[1]。

由表1的分析结果可知，保障房土地供应面积、城市人口密度两个影响因素与保障性住房投入的相关性较高，因此，本文作者拟对它们进行了回归性分析，希望可以得出线性回归方程，以此来预测地方保障性住房的投入。

4.1引入变量及模型

记Y为各省市地区保障性住房的投入，X1、X2分别为各地区保障房土地供应面积和城市人口密度，β0、β1、β2是未知参数，称其为回归系数，ε表示其他随机因素的影响，假设他们Y、X1、X2之间存在线性相关关系，则满足其线性关系的多元线性方程为：

Y=β0+β1X1+β2 X2+ε

4.2引入变量及数据

根据上述分析综合，得出如下数据，令Y为各地区保障性住房的投入，X1、X2分别为各地区保障房土地供应面积和城市人口密度，见附表。

4.3回归性分析及检验

运用spss17.0对上述数据进行关于住房保障支出的回归性分析，可得出如下结论：

4.3.1方差分析

由Regression Mean Square=4326.968，Residual Mean Square=558.532，F=7.747，P=0.002，可知在5%的显著水平下，线性回归显著。模型建立有效，可以运用各地区保障房土地供应面积和城市人口密度来描述各地区保障性住房的投入。

4.3.2回归方程的确定

运用spss17.0可得出关于住房保障支出的回归模型的系数：

可知，偏相关系数结果为：

常数项（Constant）= 25.452；

保障房供应面积回归系数=0.025，回归系数的标准误差（Std. Error）=0.009，回归系数的t检验的t值=2.909，P=0.007，在5%的显著水平下有效；

城市人口密度回归系数=0.007，回归系数的标准误差（Std. Error）=0.003，回归系数的t检验的t值=2.133，P=0.042，在5%的显著水平下有效。

因此，我们认为这两个回归系数都有显著意义。求得回归方程为：

Y=25.452+0.025 X1+0.007X2+ε

5 线性回归方程的意义

回归性方程通过显著性检验之后，便可以通过它来对未来变化进行预测。对给定的X值，可以根据预测模型得到相应Y的估计值。当地级政府掌握本地区城市人口密度和年初保障房土地供应面积之后就可对本年度保障房资金投入有一定的把握，使之更加理性的进行项目筹资和社会融资。由此回归模型，我们还可以知道，随着城市人口数量的增大，居民住房压力的增大，政府必将投入更多的资金、土地用于保障性住房的建设当中，也就更加体现了保障性住房政策性的强烈。鉴于地方政府政绩观和“GDP唯上” 思想的作怪，他们将会抑制保障性住房的资金投入和土地供给。因此，控制城市人口密度将是地方政府解决居民住房问题的有效途径。

6 结语

篇8

一、引言

在市场经济条件下，政府不能直接介入市场微观主体的经济活动，政府投资仅限于提供公共物品和公共服务。因此，在相关的经济理论文献中，政府投资亦称公共投资，广义上被界定为由政府投资形成资本的活动，而狭义的公共投资是指政府的基础设施类投资，本文所研究的公共投资即为后者。

长期以来，学术界关于公共投资对经济增长所产生的效应一直有很大的争议。一些学者，如Ram（1986）[1]、Aschauer（1989）[2]、Etsuro （2001）[3]、钱谱丰和李钊（2007）[4]、汪碧瀛和周源（2009）[5]等认为政府公共投资的扩大对于促进经济增长，或者拉动非政府部门增长从而间接推动经济增长具有十分积极的意义。另一些学者，如Barro（1989）[6]、Vedder and Gallaway（1998）[7]、Chen and Lee（2005）[8]等认为政府公共投资和经济增长之间存在非线性关系，具有Armey曲线效益，即当政府投资规模较小时，它能提供私有财产的保护和公共物品，促进经济增长；但当政府投资规模过分扩张时，就会挤出非政府投资、加重社会的税负等，从而损害经济增长。还有一些学者，如Levine（1992）[9]、Garcia-Mila（1996）[10]等研究指出政府公共投资与产出增长之间的效应存在不确定性。

现有的成果中对中国政府公共投资最佳规模的研究较少，特别是还鲜见对中国不同区域的政府公共投资最佳规模的研究。由于中国幅员辽阔、地理环境复杂，形成了由东部沿海地区到西部内陆地区经济社会发展不平衡、不协调的状况。因此，本文将分东、中、西部三个区域，采用Hansen（1996，2000）[11][12]提出的门槛回归方法构造实证检验模型，分别来检验各地区政府的公共投资的门槛效应及Armey曲线关系，以估计不同区域政府最优公共投资规模，为提高政府公共投资的效率，促进各地区经济增长提供有益的参考。

二、理论分析框架

Ram（1986）[13]建立的产出模型将产出（Y）分为政府部门产出（G）和非政府部门产出（C）。生产函数可以表示为：

检验统计量F2大于临界值，意味着存在两个门槛，则应该用与上面相同的步骤来检验是否存在第三个门槛。通过重复这样的步骤，直到无法拒绝原假设，进而可以确定门槛回归的个数。

三、变量选取与数据说明

截至目前，尚未有权威机构关于中国政府公共投资的统计数据，尤其是流动资产数据难以获得，因此，本文选择在现有的统计数据中能最大程度替代政府投资真实情况的数据。参照已有的诸多研究文献，由于固定资产投资是占政府公共投资的最主要部分，且该数据易于获得，故而大多以政府固定资产投资统计数据来替代政府投资数据。本文根据《国民经济行业分类》国家标准，对2002年以前的数据，选取电力、煤气及水的生产和供应业，地质勘查业，水利管理业，交通运输仓储和邮电通信业，卫生体育和社会福利业，教育、文化艺术和广播电影电视业，科学研究和综合技术服务业的固定资产投资总额作为政府投资；2002年以后的数据，选取电力、燃气及水的生产和供应业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、环境和公共设施管理业，教育，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱乐业的固定资产投资总额作为政府投资。

本文数据来源于1997—2011年各年度《中国统计年鉴》，共30个省（自治区、直辖市）的数据（不包括、港、澳、台）。因广东缺少1997—2000年的固定资产投资价格指数，采用张军（2004）[15]的做法，用地理和经济水平较为接近的福建省的固定资产投资价格指数来代替。海南缺少1997—1999年固定资产投资价格指数，经过比较发现该省其他年度固定资产投资价格指数与商品零售价格指数较为接近，故缺失年份数据用后者代替。为了保证数据的一致性和可比性，将GDP和全社会固定资产投资总额等以名义价格表示的数据，折算为以1997年为基期的不变价格数据。

本文将30个省（市、区）分为东、中、西三个区域。其中，东部地区包括：辽宁、北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括：黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括：内蒙古、重庆、四川、贵州、云南、广西、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。

本文选取的变量：i省在t年的实际GDP增长率Yit；i省在t年的非政府部门固定资本投资总额与实际GDP的比率IitYit；i省在t年的劳动人口增长率Lit；i省在t年的实际政府投资增长率Git；i省在t年的实际政府投资占实际GDP的比率GitYit。

四、实证分析

（一）单位根检验

Hansen（1999）指出门槛回归对数据有平稳性要求。本文采用ADF法分区域进行平稳性检验。

五、区域政府公共投资规模适宜性分析与政策建议

（一）区域政府公共投资规模适宜性分析

根据门槛效应理论，当政府公共投资规模较小时，扩大政府公共投资规模产生的累加效应会对经济增长产生积极的影响，而且增加公共投资可以为非政府部门提供公平的投资环境，从而间接带动非政府部门增长，进而促进经济增长。当政府公共投资超过一定的规模后，会对非政府部门的投资产生“挤出效应”，且会加重经济体的税负。同时由于政府掌握的资源占社会总资源的比重较高，导致资源配置发生扭曲的可能性也较大，从而对经济增长产生负面的影响。以这一理论为基础，本文通过门槛效应检验，分别找到了适合中国东、中、西部地区的最佳公共投资规模即门槛值，下面根据这一数值进一步分析各地区政府公共投资规模的适宜性。

东部地区整体而言政府公共投资过剩，在本文实证检验的154个样本中只有30个样本小于其门槛值（13974%）。就平均数据而言① ①由于篇幅的限制，本文省略了平均数据和分省数据的测算结果，有兴趣的读者可向作者索取。，在1997—2011年这15年间，只有2004年的平均公共投资规模略低于其门槛值，其余年份均远高于门槛值。从分省数据来看，2004年以前基本上所有省份的公共投资规模均大幅超过其门槛值，而各省份公共投资规模在2004年达到最小值后又逐渐增加。金融危机之后的2009年和2010年，由于中国经济刺激计划的实施，政府基础设施投资猛增，除江苏和山东两省略低于门槛值外，其余各省份公共投资规模迅速增长，远超门槛值，而同期的GDP增长率却低于增加公共投资之前的年份，同时也低于全国水平。值得注意的是，2004年后公共投资规模未超过门槛值的江苏和山东两省的GDP增长率却在大多年份要高于东部其他省份，反映出公共投资规模超过门槛值后对经济增长的反作用。

中部地区整体来看存在公共投资不足，在本文实证检验的112个样本中只有22个样本大于其门槛值（21557%）。就平均数据来看，在1997—2011年这15年间，只有2004年的平均公共投资规模略高于其门槛值，其余年份均远低于门槛值。从分省数据来看，除山西和湖北在个别年份公共投资规模略高于其门槛值外，其他省份公共投资规模均低于门槛值。即便是在2009年和2010年也只有山西、吉林两省公共投资规模略高于门槛值，其他省份公共投资规模增长较慢，大幅低于其门槛值，而同期山西、吉林两省GDP增长率却高于区域内其他省份，凸显了公共投资的门槛值效应。

西部地区整体来看同样存在公共投资不足的问题。在本文实证检验的154个样本中只有27个样本大于其门槛值（32666%）。就平均数据来看，在1997—2011年这15年间，同样只有2004年的平均公共投资规模高于其门槛值，其余年份均远低于门槛值。从分省数据来看，除内蒙古、青海和宁夏在个别年份公共投资规模大于其门槛值外，其他省（市、区）基本上都远小于门槛值。2009年和2010年西部地区整体公共投资规模增长较快，但存在“两极分化”现象，内蒙古、陕西、青海和宁夏公共投资规模远高于其门槛值，其他省（市、区）公共投资规模依然大幅低于其门槛值。需要指出的是，2009年、2010年公共投资规模最大的宁夏，其GDP增长率在区域内并不高，这同样说明了公共投资规模超过门槛值过多致使其对经济增长产生了一定的负效应。

（二）优化区域政府公共投资的政策建议

东部地区需要进一步优化投资结构，合理利用资金，避免基础设施的重复建设。在控制“量”，即控制公共投资总量保证其对经济增长为正效应的前提条件下，更加要注重“质”，即合理、有效地利用资金。

中部地区应适度扩大其公共投资规模，但要把握“度”，即注意控制公共投资规模不超过门槛值，以期更好地促进区域经济增长，进而拉动中国经济总体水平上升。与此同时，也应该注重资金的合理配置，提高投资的效益。

西部地区整体上而言需要大幅扩大其公共投资规模，然而，近几年来，特别是2008年以后该区域内各省份公共投资规模存在“两极分化”现象，部分省份公共投资规模远高于其门槛值，而部分省份却出现相反的情形。因此，该区域内各省份应根据各自的情况，做出适当的调整，有效利用公共投资规模的经济增长正效应空间。同时，由于西部地区基础设施投资历史欠账较多，较全国总体水平低，所以也需要考虑投资的结构问题，优先投资经济效益高的项目和领域，从而使资金得到更加有效的利用。

从全国整体来看，区域经济发展不平衡是中国比较突出的问题之一，而公共投资又是经济增长的重要因素，对于当前区域公共投资水平不合理的现状，在国家层面上需要进一步加大财政转移支付力度，增加中西部地区的有效资金投入，以利于发挥投资对经济增长的正效应。同时也可以考虑平衡各地区基础设施建设水平，以期更好地挖掘和释放中西部地区的经济发展潜力，提升中国经济发展水平。

参考文献：

[1]Ram， R.Government Size and Economic Growth： A New Framework and Some Evidence from Cross-section and Time-series Data [J].American Economic Review， 1986，76（1）： 191-203.

[2]Aschauer， D. A. Is Public Expenditure Productive？ [J].Journal of Monetary Economics，1989，23（2）：177-200.

[3]Etsuro S. Public Capital and Economic Growth：A Convergence Approach [J].Journal of Economic Growth， 2001， 6（3）： 205-227.

[4]钱谱丰，李钊.对政府公共投资的经济增长效应的探讨[J].理论探讨，2007（4）：108-111.

[5] 汪碧瀛，周源.政府投资的经济增长效应测度研究——基于省级面板数据的分析[J].工业技术经济，2009（11）：138-141.

[6] Barro， R. J. Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth[J].Journal of Political Economy， 1990，98（5）： 103-125.

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[8]Chen，S. T. and C.C. Lee. Government size and economic growth in Taiwan A threshold regression approach[J]. Journal of Policy Modeling， 2005， 27（3）：1051-1066.

[9]Levien， R. A Sensitivity Analysis of Cross-Country Growth Regressions[J].American Economic Review， 1992， 82（4）：942-963.

[10]Garcia-Mila， T. The Effect of Public Capital in State-Level Production Functions Reconsidered[J].The Review of Economics and Statistics，1996，78（1）：177-180.

[11] Hansen， B. E. Inference when a nuisance parameter is not identified under the null hypothesis[J].Econometrica，1996，64（2）：413-430.

[12] Hansen， B. E. Sample splitting and threshold estimation[J].Econometrica，2000，68（3）：575-603.

篇9

一、引言

企业投资行为一直是学界关注的主要问题之一，也是影响企业生存发展和价值大小的一个重要因素。投资规模是企业投资行为的一个重要特征，在一定程度上反映了一个企业的规模、行业竞争优势和战略发展方向。

2008年下半年我国金融危机爆发，这给非金融企业的外部资金供给产生了巨大的负面冲击，同时我国上市公司2008年第三季度的投资规模较第二季度大幅下降（平均下降达75%）。根据国外研究结论，企业在金融危机开始前的不同财务状况（现金持有量、短期借款和外部融资依赖度）对危机期间公司投资规模或抗风险能力影响相当显著，企业如果具有高现金持有量、较低短期负债和较小对外融资依赖程度，就能大大提高抗风险能力和减缓危机后投资规模的下降。

我国上市公司金融危机开始前一年的平均每季现金持有量比（占资产平均总额）超过13%，平均每季短期负债比达（占资产平均总额）18%，外部融资依赖度较发达国家小。这些因素是否如国外研究结论那样对我国危机期间上市公司投资规模或抗风险能力产生了显著的影响，危机前不同财务状况的上市公司在危机期间其投资规模是否有较大的差异，这都是研究金融危机下企业投资行为值得探讨的现实问题，也是目前我国研究文献较少的领域。

因此，研究我国上市公司金融危机开始前一年的财务状况（现金持有量、短期负债和对外融资依赖度）对危机期间投资规模的影响，并与国外的情况进行比较，对探讨我国上市公司确定投资规模的决策因素和提高上市公司自身的抗风险能力有较强的现实意义，本文的结论也可作为进一步探讨我国上市公司持有现金的动机和短期负债的刚性约束功能的基础。

二、主要文献回顾与理论观点

（一）主要文献回顾

1.关于企业的财务状况对公司投资行为的影响。已有大量的文献对其进行了实证研究。早在1957年，John Meyer和Edwin Kuh 指出在资本市场不完备的情况下，企业的财务现状、财务结构和财务政策影响企业的投资规模；从50年代开始，大量文献开始从理论和信息不对称理论的角度来研究现金持有量与投资行为的关系，如1994年，Stephen Vogt运用啄食理论和自由现金流理论，解释了现金流对企业投资的影响，利用实证方法研究了大型和低股利分配的公司体现人问题，而小型、低股利分配公司主要体现为啄食理论问题。

2.关于金融危机对公司投资的影响。目前越来越多的文献研究金融危机产生的原因和后果，大部分文献关注于危机的财务方面，少部分文献关注危机对公司的实际效果。Ivashina和Scharfstein（2009）发现在金融危机期间银行大幅削减对公司的贷款；Campello，Graham和Harvey（2009）通过调查公司经理发现在金融危机期间由于外部融资约束导致公司放弃许多收益较高的投资项目；Duri，Rochell和Steffen（2009）利用实证方法研究了受金融危机影响的德国银行通过控制贷款和严格贷款申请人标准收缩银行贷款而导致的资金供给效应的证据；Rajan（2008）发现对那些主要依靠外面融资的企业，金融危机对其投资增长的抑制作用更显著。

3.关于金融危机下，现金持有量对公司投资的影响。Faulkender和Wang（2006）认为对那些存在融资约束的公司，现金持有量的边际价值是相当高的，尤其是公司现金流量低而投资项目收益高的情况下，现金的对冲作用更显著；Arslan，Florackis和Ozkan（2006）通过对土耳其2001―2002年的金融危机实证分析也得出现金持有量对减少投资的对冲作用；Bats，Kahle和Stulz等（2009）也通过实证方法得出在外部融资市场混乱的时代，超额现金持有量对公司相当有利；Ran Duchin，Oguzhan和Ozbas等（2010）研究金融危机对美国公司投资的影响，通过实证方法研究得出由于外部资金供给的负面冲击，使那些持有现金量少、短期负债高和主要依靠外部资金供给的企业投资大幅下降。

（二）主要理论观点

1.外部资金供给的负面冲击会抑制公司投资。如果公司内部缺乏充足的资金去满足其所有有利或收益高的投资机会，外部融资供给的负面冲击和融资摩擦的出现，可能会阻止公司的投资，特别是对那些从外面融资成本较高、主要依靠外部资金或存在融资约束的公司，此影响将尤为严重。其中融资约束一般指公司没有充足的能力融资以满足其最佳投资机会，可以利用公司的现金持有量、规模、派息等指标来衡量。

2.金融危机的发生导致外部资金供给减缩，这严重挫伤了那些缺乏短期流动性公司的投资

（1）金融危机发生前一年的公司现金持有量对公司投资下降有很大的缓冲作用。特别是那些依靠外部融资的公司，现金持有量对减轻金融期间的投资减少相当重要。Ran，and Duchin Hn等证明危机前现金持有量低的公司，危机后的投资相对于危机前显著下降；危机前现金持有量中等的公司，危机后的投资下降但不显著；危机前现金持有量高的公司，危机后的投资几乎没有下降。

（2）金融危机发生前一年的公司短期负债规模对公司投资下降有很大的加剧作用。由于短期负债是公司流动性的减少，当公司再融资困难或再融资成本较高时，短期负债对金融危机期间企业投资的减少有一个较大的负面效应，而长期负债没有。金融危机前有较高短期负债率的公司其金融危机期间投资下降相当显著，中等短期负债率的公司其金融危机期间投资下降但不显著，低短期负债率的公司下降较少。

3.金融危机后期或后，由于需求方面的增长，公司投资规模会随着增长，特别是那些高现金持有量、低短期负债率和不存在融资约束的公司增长显著。

4.金融危机前公司的低现金持有量、高短期负债率、融资约束和外部资金的依赖性对公司投资影响不如危机期间显著。

三、数据来源与模型设计

（一）数据选取

本文主要以季为期间单位进行数据分析，美国金融危机期间一般界定为2007年7月1日到2009年3月31日，而危机传到我国一般认为是2008年7、8月份。而从经济数据看，我国2008年第三季度样本公司的投资规模较第二季度大幅下降，2009年第三季度的投资规模较第二季度则大幅上升。因此本文将我国金融危机前一年的数据选在2008年7月1日前，即2007年7月1日至2008年6月30日之间；主要关注的金融危机第一年的数据界定在2008年7月1日至2009年6月30日之间；金融危机的后阶段则选为2009年6月30日至2009年12月31日之间。

选取沪、深两市A股非金融上市公司为研究样本，同时剔除了以下样本：一是剔除ST类公司，因为此类公司财务状况与正常经营公司存在一定偏差；二是剔除一些异常值和数据缺失的上市公司，共有样本数量为848个。

数据主要来自于WIND数据库、上海和深圳证券交易所上市公司基本财务数据，数据包括2007年7月1日至2009年12月31日上市公司每季的现金持有量、短期负债、长期负债、资本支出和总资产价值等财务指标。

（二）模型选择

公司的投资规模除了受到投资机会的影响外，很大程度上还受公司已有的现金持有量水平、短期负债的压力和外部融资约束的影响，因此本文主要选择三个自变量：上一年度的每季现金持有量和每季短期负债以及本年度的每季外部融资依赖度（由于金融危机期间资金供给的负面冲击，所以选择外部融资依赖度指标来反映外部融资约束）。对于三个自变量与投资的关系，根据上述理论的观点，本文期望投资规模与上一年度的现金持有量为正相关，与上一年度的短期负债和本年度的外部融资依赖度负相关。具体模型如下：

模型：It=α+β1*casht-1+β2*stdt-1+β3*efdt+εt

模型包括上期现金持有量cash、上期短期负债std和外部融资依赖度efd三个变量。

为了消除规模和各变量数量级的影响，本文把公司的现金持有量、短期负债、长期负债和资本支出都除以每季平均资产总额加以标准化，其中，资本支出为期末固定资产减去期初固定资产；投资I为每季的资本支出与平均每季总资产的比值；前现金持有量cash为危机开始前每季现金与短期投资（或交易性金融资产）之和与平均每季总资产的比值；前短期负债std为危机开始前每季短期负债与平均每季总资产的比值；外部融资依赖度efd为资本支出减去营运资金供给与资本支出的比值，如果营运资金供给无法取得就用当期留存收益变化来计算，此指标用来反映企业所需资金对外部融资资金的依赖程度。

四、实证分析

（一）单变量分析

本部分静态的统计或单变量分析方法，主要分析金融危机前一年的现金持有量与短期负债对公司平均每季投资的影响。根据2007年7月1日到2008年6月30日每季的平均现金持有量和短期负债把样本上市公司分别分为三类：低现金持有量（282个样本）、中现金持有量（282个样本）、高现金持有量（284个样本）和低短期负债、中短期负债和高短期负债。其中现金持有量和平均投资分别指每季现金持有量与每季平均资产总额比值和每季平均投资与每季平均资产总额比值。

1.现金流量与投资

表1显示：金融危机开始前一年现金持有量低的公司，其投资规模（下降0.486%）较现金持有量中等的公司的投资规模下降大（下降0.349%）；金融危机前现金持有量高的公司其投资几乎没有下降，反而有所增加。

表2显示：金融危机前一年低现金持有量的公司其投资在金融危机后期（2009年7月1日至2009年12月31日）都有较大的提高，而中等现金持有量的公司其投资也有所提高，但不如低现金持有量的公司大。另外，高现金持有量的公司其投资增长最少，这与国外学者研究的情况很不一致。

2.短期负债与投资

表3显示：金融危机开始前一年的低短期负债比的公司其投资下降（下降0.4472%）比中等短期负债比的公司投资下降要大（0.1379%），而高短期负债比的公司下降最少，这与国外学者研究的情况相反。

表4显示：金融危机前一年低短期负债的公司其投资在金融危机后期（2009年7月1日至2009年12月31日）都有较大的提高，而中等短期负债的公司其投资也有所提高，但不如低短期负债的公司大。另外，高短期负债的公司其投资增长最少，这也与国外学者研究的情况基本一致。

3.总体情况与国内外对比

表5显示：848个样本公司其投资规模在金融危机开始的第一年（2008年7月1日到2009年6月30日）下降，而到金融危机后期又开始上升且超过了金融危机之前的投资规模。

表6显示：不管是金融危机前还是金融危机后，美国的投资规模远远高于我国公司的投资规模（美国危机前和危机后的现金平均持有量为总资产的0.19左右，我国较之稍低。）

以上分析中，公司现金持有量的结果与本文前面的理论观点相符，金融危机开始后由于外部资金供给的紧缩，那些持有少量现金的公司其投资规模下降要大，而那些持有大量现金的公司其投资规模下降较少或反而有所增长；但是公司短期负债分析结果与理论却未完全相符，尽管金融危机开始后公司投资开始下降，但低短期负债的公司其投资规模下降较中短期负债的公司反而大，而中短期负债的公司其投资规模下降又较高短期负债公司的大。

金融危机后期的结果与理论观点也不完全一致，在金融危机后期，由于需求方面的增加，投资开始增长，但是我国投资规模增长较明显的是那些持有低现金量和低短期负债的公司，而不是高现金量和低短期负债的公司。

另外，我国金融危机开始后投资规模与现金流的关联度明显没有美国公司的显著。

下面用多元回归分析的方法进一步分析危机开始前一年的现金持有量和短期负债以及外部融资依赖度对金融危机期间企业投资规模的影响。

（二）回归分析

利用SPSS分析工具，根据模型：It=α+β1*casht-1+β2*stdt-1

+β3*efdt+εt对848个样本进行总体回归分析，其分析结果如表7所示。

从表7中可以看出，三个自变量中金融危机开始前一年的现金持有量与投资规模正相关（系数为正），表明现金持有量对危机期间的投资下降有缓冲的作用；金融危机开始前一年的短期借款比与外部融资依存度与投资规模负相关（系数为负），表明企业持有短期负债和对外融资依赖度强会加剧公司投资规模的下降，这与本文理论分析期望的结果相符。但从其t检验的结果来看，三个自变量影响都不显著，特别是短期借款，其T值只为－0.584，说明金融危机开始前一年的现金持有量和短期借款以及外部融资依赖度对危机期间投资规模的影响力不强，特别是短期借款，这与国外学者发现的情况很不一致。另外，三个自变量对投资规模影响的解释能力并不强（调整R2为0.006），这也与国外学者理论结论不一致。

五、结论与建议

通过上述实证分析，可以得出以下几个结论：一是金融危机开始后公司投资规模开始下降，金融危机后期公司投资规模开始上升，且增幅比其开始下降幅度稍大，但是低现金持有量公司反而表现更为明显。这说明在金融危机期间由于大部分公司股价下跌，这给那些希望通过收购、兼并等方式进行扩张的公司提供了机遇和条件，但我国上市公司的现金持有量并未像理论分析那样发挥应有的作用。二是金融危机开始前一年的现金持有量与危机期间投资规模正相关，且高现金持有量的公司其投资规模下降较中等现金持有量的公司要小，但不显著。这说明我国上市公司持有的现金对金融危机有一定的缓冲作用，但不大，或者我国上市公司没有充分发挥现金持有量对冲金融危机所带来风险的功能，这与我国上市公司持有现金的动机有很大关系。三是公司投资规模与外部融资依赖度负相关，但不显著，说明我国上市公司投资规模受外部融资约束的影响，但约束力不强。四是金融危机开始前一年的短期负债与危机期间投资规模负相关，且不显著。但与国外学者的研究结论相反的是：高短期负债的公司在金融危机开始后其投资规模下降反而有所减少。这说明我国上市公司短期负债的刚性约束不够。

根据上述研究结论，提出两点建议：一是完善公司治理机制和外部约束机制，正确确定企业现金持有的动机。在外部融资环境较差时，持有现金的预防应该凸现出来。但研究结论证明我国上市公司现金持有量的动机在一定程度上可能更多地表现为自利动机或交易性动机，而非预防性动机。而导致现金持有动机异化的根源在于公司治理和外部制度环境的不完善。一方面，不完善的公司治理机制导致股东层、董事会层和经理层的权、责、利的制度安排不合理，没有足够的动力和激励机制去促进公司管理层合理有效地持有和使用现金；另一方面，中小股东对公司管理层和控股股东无法有效地监督和约束，再加上缺少并购市场、经理人市场和新闻媒体等外部压力，没有强势的外部制度环境去约束公司管理层合理有效地持有和使用现金。二是完善我国金融机构的运行机制和企业退出机制，强化短期负债的刚性约束功能。当外部融资压力加大时，短期负债对企业投资的减少应有一个较大的负面冲击。研究结论显示危机期间我国上市公司短期负债对投资的负面冲击较小，其根源在于短期负债的刚性约束不够。一方面，我国金融机构特别是国有商业银行并非完全按市场机制运作，贷款对象也大部分是上市公司（我国上市公司大部分是国企转制而成）。这种国有对国有的借贷关系，带有较多的行政色彩。导致大部分上市公司还贷压力小，甚至公司短期借款越多，在一定程度上表明公司与银行的关系越密切或政府支持越多。另一方面，我国企业破产机制并未发挥应有的作用。当公司无法偿还到期债务时，由于各种原因，真正进入破产清算的公司很少，导致负债无法发挥其到期要求还本付息的刚性约束。

【参考文献】

［1］ 赵自强，王莉.上市公司投资规模与现金流量关系的实证研究［J］.经济与管理研究，2008（3）：66－71.

［2］ Campello，Graham and Harvey. The real effects of financial constrains：evidence from a financial crisis，Journal of Financial Economics，2009.

［3］ Arsian，O.florackis.C.，Ozkan，A. The role of cash holdings in reducing investment-cash flow sensitivity：evidence from a financial crisis in an emerging market.Emerging Markets Review，2006（7）：320-338.

［4］ Faulkender，M.，Wang，R，Corporate governance and the value of cash. Journal of Finance，2006（61）：1957-1990.

篇10

考虑到投资环节是一个投资者与发行人之间订立投资合约的过程，本文将引入不完全契约理论作为理论模型搭建的框架。不完全契约理论是由格罗斯曼、哈特和莫尔等共同创立的理论，由这一理论建立的模型被称为GHM模型（Grossman－Hart－Moore模型）。汪晓宇、马咏华和张济珍（2003）对GHM模型的基本内容和主要观点做了比较完整的概况和论述，并指出，GHM模型的基本内容是一个买方和一个卖方为进行交易而订立了一个不完全的契约。当契约各方当事人对于某些内容不能达成共同认识，或者契约中某些内容由于在未来具有不确定性而不能在当前订立完整的条款，或者当契约某些被当事人共同认识的内容无法被法院等第三方证实时，这部分内容就不能构成契约的一个显性组成部分，由此形成了契约的不完全性。GHM模型中买卖双方的专项资产投资将存在差异。当契约不完全时，GHM模型中更有积极性进行专项资产投资的一方应拥有资产，使之对事前不能签约确认的事项拥有事后控制权并得到激励。GHM模型实际上讨论到的是企业的所有权结构问题——在一定的专项资产投资下，比较不同所有权结构下总收益的大小，进而讨论哪种所有权结构更有效。由于人力资本所有权具有不可转让性，因而人力资本所有者只能被购入，而不能成为合并后的企业所有者。根据不完全契约模型的思路，证券发行过程中对风险投资者的选择过程可以看作是发行人与风险投资者订立投资服务契约的过程，因此，涉及的证券发行参与者有两个：风险投资者A与证券发行人B，其中A与B并不是单纯代表两个企业的符号，而是代表两个企业“盈利资源”的变量。所谓“盈利资源”是指企业本身所拥有的、能通过单独发行或者合作博弈能发挥出来并以此创造发行收益的资源，如不完全契约中所提到的“人力资本”、发行人的资产质量、缔约各方的信息资源等。投资环节同时也是一个确立合作投资关系的过程，在不完全契约理论框架下，运用合作博弈的Shapley值分析法进行模型搭建。Shapley值分析法是由Shapley在1953年用于解决n个人合作对策的博弈问题的一种数学方法。n个人从事某项经济活动的时候，对于由他们之中若干个人组成的每一种合作组合都会产生一定的效益。当他们之间的利益活动具有非对抗性时，合作中人数的增加并不会引起效益的减少，即合作人数与效益具有非负相关性，这样全体合作将带来最大效益。Shapley值分析法正是对这个最大效益进行分配的一种方案。

（二）模型建立

1.主板合作博弈均衡模型

假设主板市场已在合作博弈中形成均衡，即每个市场参与者已根据实现自身利润最大化的原则获得了合作博弈收益。对于主板市场，设用集合I={1,2,…,n}表示证券发行参与者的集合。如果对于I的任一子集s都对应着实值v（s），且有v（Φ）=0，v（sj∪sk）≥v（sj）+v（sk），sj∩sk=Φ，称[I,v]为n人合作对策，v为对策的特征函数。S为n个主体集合中的任一种合作，v（S）为合作S的效益，设x1,x2,…xn∈x为各个主体对项目的投资，用V（xi）表示i从合作获得的最大效益v（I）中应得到的一份收益，且满足V（xi）≥v（xi），i∈I，即全体合作情况下每个主体的收益不小于每个主体单独行动的收益。

2.创业板合作博弈均衡模型

创业板制度实质上是对主板审核制度的放松，考虑到制度的变化作为政府对证券发行行为的干预，对证券发行参与者的对策特征函数将作出以下调整：在政府干预的影响下，证券发行参与者的对策特征函数的弹性变化关系可以表示为Ev1=+μ（x1）+U0，U0是由于事后可缔约能力得到增强所引致的弹性的增加，μ（x1）是由于规模效应的影响造成的合作效应的扩大，体现在弹性上的增加。

3.创业板风险投资变动影响因素分析

在主板市场已在合作博弈中形成均衡的前提下，创业板的风险投资变动取决于μ（x1），也就是由于规模效应的影响造成的合作效应的扩大，体现在弹性上的增加。这种规模效应主要表现在两个方面——投资规模效应和经营规模效应。投资规模效应是指风险投资者通过对上市公司大比例持股，形成一定的持股规模，足以对被投资企业经营管理形成一定的影响，能够获取中小投资者所不能获取的额外收益。这种“额外收益”主要包括：（1）股价优惠。一般情况下，战略投资获得股份的价格会比市价低，甚至会出现以企业净资产为基础进行定价的情况。相对低的股价将成为战略投资型证券发行中介项目投资的一部分收益，但这部分收益的大小决定于战略投资型证券发行中介和被投资企业之间的缔约谈判能力，以及政府的政策影响。我国《证券法》规定，定向增发的“发行价不得低于公告前20个交易市价的90%”。（2）瓜分市场利润。战略投资型证券发行中介有很大一部分是对同类或相关企业进行战略投资，以瓜分被投资企业的市场利润，填补由于地域、客户等原因造成的利润损失。（3）股份价差收益。虽然战略投资型证券发行中介的持股时间比较长，但由于各种原因，尤其是市场原因，参股比例会发生变动，具体表现为战略投资型证券发行中介的增持和减持行为，其中就存在股份价差收益或损失。由于战略投资型证券发行中介的持股量大，在股票交易中往往占有优势，股份价差收益一般都比较可观。经营规模效应是指由于上市公司本身的资产规模大，通过在资产经营发挥规模效应作用，获取更多的利润，从而为股东创造更多的财富收益。对于风险投资者来说，投资规模与经营规模有其相互冲突的一面，因为上市公司的经营规模越大，投资者越难形成对其的投资规模。

4.检验模型建立

考虑到投资规模X1或X2和经营规模X3会存在相关性，若将投资规模X1或X2和经营规模X3对追加投资量Y进行解释会出现多重共线性现象（这一点在实证检验过程中也得到了证明），本文将再次引入Shapley值分析法对实证结果进行检验（吴斌和何建敏，2012）。可决系数R2作为回归模型对样本观察值的拟合优度的度量指标，在存在多个解释变量的情况下，反映了多个解释变量对被解释变量的联合影响程度。用A、B、C、D分别表示解释变量（以4个解释变量为例），则R2ABD表示解释变量A、B、C、D对被解释变量的联合影响。将R2定义为联合影响的特征函数v（•）的值，则以解释变量A为例。

二、实证分析

（一）样本数据选择和数据来源

为对风险投资对创业板上市公司追加战略投资行为进行研究，笔者对2011年上半年深圳证券交易所IPO上市的144家公司进行统计研究，其中包括在主板上市的61家公司和在创业板上市的83家公司，数据来源于2011年上半年深圳证券交易所IPO上市的144家公司2012年6月30日对外公布的中期财务报表。笔者选取2011年上半年深圳证券交易所主板和创业板IPO上市的144家公司是基于以下考虑：一方面，一般原始股股东对IPO上市公司发行的股票有一年的限售期，而战略投资型风险投资机构对IPO上市公司发行的股票的限售期为3年，由于现有的最新数据是2012年6月30日的数据，所以通过分析2011年上半年IPO上市的公司的股权分布和股权限售情况，即可确定风险投资机构对上市公司的投资是否属于战略投资型——在公司十大股东中，持有的股份为限售股的风险投资机构为战略投资型风险投资机构。另一方面，考虑到采用时间序列样本进行研究在操作上有很大的困难，而且研究结果可能会出现较大的偏差——这是由于证券市场的时间序列样本受到系统性风险的影响很大，大大削减了本研究相关变量的显著性；同时考虑到上海证券交易所IPO上市公司的股本额一般比较大，证券发行中介的参股欠活跃，所以经综合考虑，决定选择深证交易所主板的上市公司与创业板的上市公司进行截面对比，力求通过对比研究，突显风险投资对创业板上市公司追加战略投资行为的特点。在筛选出战略投资型风险投资机构的基础上，研究采集的样本数据包括4项——增减前持股数、增减后持股数、持股增减情况、被投资企业总股本。其中，持股数和被投资企业总股本都是2012年6月30日的存量数据，增减前持股数=增减后持股数-持股增减情况；持股增减情况是流量数据，是2011年12月31日到2012年6月30日的净流量数据。增减前持股数、增减后持股数、被投资企业总股本、持股增减情况分别作为解释变量初始投资规模X1、目标投资规模X2和经营规模X3以及被解释变量追加投资量Y的样本数据。

（二）回归结果

主板回归模型中各解释变量及其组合对追加投资量Y的解释度都很低，但目标投资规模X2和经营规模X3的相关性比较显著。由表4可知，创业板回归模型中，目标投资规模X2对追加投资量Y的解释度比较高，而且在加入经营规模X3后，目标投资规模X2和经营规模X3对追加投资量Y的联合解释度有所提高，F值的下降可能受到目标投资规模X2和经营规模X3多重共线性的影响，目标投资规模X2和经营规模X3的回归模型也从一定程度上证明了这一点。

三、结论与政策建议

（一）结论

由上述理论分析和实证检验可知，风险投资对创业板上市公司追加战略投资量与目标投资规模和经营规模存在显著的正相关关系，而且目标投资规模和经营规模对追加投资量的联合解释度是最显著且是可靠的。相比之下，创业板初始投资规模对追加投资量的解释度并不高。这反映了风险投资对创业板上市公司进行战略投资更多是通过追加行为而不是通过初始投资达到目标规模。

篇11

（一）船队投资规模决策分析 当一家航运企业在考虑船舶投资时，其要考虑的问题包括：未来该航线的货运量中可由本公司运载的有多少；未来海运运费是多少；投资船舶是否有利。当获得可使用的预测数据后，航运公司就要对特定航次的船舶的投资进行决策，可以将投资决策的分析过程分为三部分：对于是否增加船舶进行决策分析；对于增加船舶的数量进行决策分析，也就是增加几艘船舶；对于船舶增加的时间进行决策分析，即如果一次性投资的话，什么时候投资最合适，而如果分期投资的的话，最优投资时点应如何确认。这三个部分就是本文研究的主要内容。

（二）对于是否增加船舶进行决策分析 首先，考虑最简化的船舶投资决策问题，航运企业为了获得更多的营业利润，决定增加船舶的投资，船舶的购买是

通过综合分析可以看出，对于该企业而言，为了实现利益最大化，一定要扩大船舶投资规模，并且决策等待一年后投资3艘船舶对企业是最有利的，项目价值可以达到10931.77万元。

篇12

众所周知，投资增加促使经济增长，同时又引起经济关系的一系列变化，从这个意义上讲，适度投资规模从理论上应服从于整体宏观经济目标。即实现充分就业、物价稳定、经济长期增长和国际收支平衡。然而在经济实践中，这些客观经济目标往往是相互矛盾的:协调宏观经济目标之间矛盾的宏观政策是采取适当的财政政策与货币政策，通过对需求的调整来达到总供给与总需求的平衡。

在我国长期的经济实践中，上述宏观经济目标之间的矛盾具体表现在3个方面:(1)经济增长的客观需求与投资增加有限之间的矛盾;(2)现实资源未实现优化配置与经济结构调整之间的矛盾;(3)地区之间发展不平衡的矛盾。要解决.以上矛盾，从长远的角度来看，主要是通过扩大投资规模来达到协调的目的，这就不得不从理论上对适度投资规模的标准加以限定。励以宁教授在《社会主义政治经济学》中对合理投资的理论描述可作为适度投资规模的理论标准。具体描述如下:“就投资在促进经济增长、防止物价剧烈波动，提供较多就业机会，提高劳动者的实际收入水平，维持国际收支平衡等方面的作用而言，投资之后，至少其中有一个方面的情况比过去好转，而没有一个方面的情况比过去恶化，那么这样的投资就是合理投资”。

这一描述更多的是侧重于某项投资目标的合理性。要把这个合理性作为适度投资规模的理论标准，还需要回答一个重要问题，即用什么来衡量“至少有一个方面的情况比过去好转，而没有一个方面的情况比过去恶化”呢?这就涉及到适度投资规模的实际标准问题。

适度投资规模的实际标准

适度投资规模的实际标准，具体表现在以下6个方面。

一一国民经济生产能力有所增加，实际经济增长率比上年有所提高或实际经济增长率略有降低(在l个百分点左右)，而不出现负增长

衡量实际经济增长的标志主要是GNP增长率、国民收入增长率和国民经济主要部门产值的实际增长率。从长期趋势来看，我国国民经济的增长率是稳步上升的，而投资规模也大致保持同样的增长趋势。

一一国民经济不出现剧烈波动

国民经济的剧烈波动对国民经济的协调稳定发展危害甚大，而引起这一剧烈波动的首要因素，是投资规模的剧烈波动。

建国以来，我国曾有几个时期投资规模出现过很大的波动，相应地国民经济增长也大致呈现相同的波动趋势。实践已反复证明投资规模的急剧膨胀和大幅度压缩，必然导致国民经济的大起大落，协调稳定发展的目标也难以实现。

一一积累与消费比例关系协调，人民生活水平稳步提高

固定资产投资主要来源于国民收入中的积累，而积累与消费的比例关系在国民收入水平一定的条件下已大体上决定了投资的规模，因此，积累率的高低是衡量投资规模是否适度的一个重要标志。

笔者认为，合理积累率的确定，要把保证原有人口和新增人口当前消费水平不降低作为积累的最高限，把新增人口的就业所需平均资金装备作为积累的最低限。要从各个时期的具体情况出发，在上述积累的最高限和最低限之间确定一个适度的积累率，以保证从长期累计来看的最优速度和人民的最大消费。

一一经济结构合理化

投资对经济结构产生影响的表现是，一国现存的产业结构不但从总量上决定着投资率的高低，还从流量上决定着投资在各个部门的分配比例。即投资结构与产业结构的关系是:一国的经济结构对其投资总量和投资结构起决定作用，投资总量和投资结构反过来强有力地影响着产业结构。因此，适度的投资规模不仅是总量概念，更重要的是结构概念。产业结构是否合理也就成了衡量适度投资规模的重要标志之一。

一一财政、信贷、外汇和物资基本平衡

财政信贷政策强有力地影响着投资规模。在其他方面投入总量不变的情况下，投资过大，必然造成财政赤字，信贷逆差，物资也难以平衡，在对外开放的情况下，过多的引进外资和扩大国际信贷规模，也影响国际收支平衡。因此，_L述四大平衡是衡量投资规模是否适度的又一重要标志。理论界曾有一种观点，认为赤字无害、通胀有益，因而主张扩大投资，刺激需求.引导经济增长。其结果是事与愿违。从国力论的理论出发，从国民经济宏观运行的平衡出发，四大平衡仍是国民经济综合平衡的最终体现，因此也是适度投资规模的一个标志。