以下是小编帮大家整理的我国财政收入影响因素的实证研究论文，本文共14篇，供大家参考借鉴，希望可以帮助到您。
篇1：我国财政收入影响因素的实证研究论文
我国财政收入影响因素的实证研究论文
摘 要：本文利用我国1981年―的时间序列数据对影响我国财政收入的因素进行实证研究。影响我国财政收入的因素很多，比如税收收入、国内生产总值、就业人数、税收体制等等。经过比较分析税收、国内生产总值、全社会固定资产投资、就业人数等变量对财政收入的不同影响，其中影响最大的是税收，其次是国内生产总值，同时发现财政收入主要取决于税收和GDP两个因素，并且税收在财政收入中占有绝对地位。最后本文根据此结论提出了相关的对策分析与建议。
关键词：财政收入；税收；国内生产总值
一、引言
财政收入是一国政府实现政府职能的基本保障，对国民经济的运行及社会的发展起着非凡的作用。首先，它是一个国家各项收入得以实现的物质保证。一个国家财政收入规模的大小通常是衡量其经济实力的重要标志。其次，财政收入是国家对经济实行宏观调控的重要经济杠杆。财政收入的增长情况关系着一个国家的经济的发展和社会的进步。因此，研究财政收入的增长显得尤为重要。财政收入的主要来源是各项税收收入，此外还有政府其他收入和基金收入等。同时一个国家的财政收入的规模还受到经济规模等诸多因素的影响。本文就建立财政收入影响因素模型，实证分析影响我国财政收入的主要因素，为如何合理有效地制定我国的财政收入计划提供一些政策性建议。
二、影响我国财政收入增长因素的实证分析
1、变量选择与数据说明
研究财政收入的影响因素离不开一些基本的经济变量。回归变量的选择是建立回归模型的一个极为重要的问题。如果遗漏了某些重要变量，回归方程的效果肯定不会好；而考虑过多的变量，不仅计算量增大许多，而且得到的回归方程稳定性也很差，直接影响到回归方程的应用。通过经济理论对财政收入的解释以及对实践的.观察，对财政收入影响的因素主要有税收、国内生产总值、全社会固定资产投资和就业人数等。
（1）税收：税收具有征收的强制性、无偿性和固定性特点，可以为政府履行其职能提供充足的资金来源。
（2）国内生产总值：会促进国民收入，从而会提高居民个人收入水平直接影响居民储蓄量，并与财政收入的增长保持一定的同向性。
（3）全社会固定资产投资：主要通过投资来促进经济增长，扩大税源，进而拉动财政税收收入整体增长。
（4）就业人数：就业人数的上升伴随着居民消费水平的提高，从而间接影响财政收入的增加。
本文以《中国统计年鉴》为源，使用了1981年―20税收、国内生产总值、全社会固定资产投资、就业人员数的数据，数据真实可靠。为了消除异方差，对数据做取对数处理，利用E―views进行回归分析，排除以往模型存在的多重共线性，建立财政收入影响因素更精确模型，分析影响财政收入的主要因素及其影响程度。
2、模型的建立
本文以财政收入Y（亿元）为因变量，税收X1（亿元）、国内生产总值X2（亿元）、全社会固定资产投资X3（亿元）、以及就业人数X4（万人）4个经济指标为自变量，建立多元函数，即
InY=C+C1InX1+C2InX2+C3InX3+C4In
3、模型的分析
利用E―views对上述基本模型进行OLS参数估计得到如下结果：
其中：所有方程括号内均为t值，R2=0。991156 F=672。4216
首先，由于税收是政府的财政收入最主要的收入来源，很大程度上决定于财政收入的充裕状况；国内生产总值与财政收入的增长保持一定的同向性；全社会固定资产投资通过刺激GDP增长，间接使财政税收收入整体增长；就业人数的上升明显使我国财政收入的增加。所以，财政收入一般和税收、GDP、全社会固定资产投资、就业人员数呈正相关关系，即C1至C4应该均为正值。而且财政收入中税收应占很大一部分比重，即C1的数值应该比较高。上面模型得到的C1和C2都为正符合经济理论，但C3与C4却为负与经济理论相悖。其次，税收、GDP、全社会固定资产投资、就业人数的t统计量值分别为4。596、4。353、2。153、―4。304。在显着性水平为0。05时，t（29―5） =2。064，可见它们除全社会固定资产投资外对财政收入的影响是显着的。再次，模型的F值为672。4216，在显着水平为0。05的情况下， F（4，25）=2。76，所以拒绝方程不显着的假设则回归方程显着。由此我们认为，一个国家税收水平高低，国民生产总值规模的大小是决定一个国家一定时期内财政收入规模的主要影响因素。最后，可决系数R2=0。991156，模型的拟合程度很高，即我国的财政收入可以很好地被税收、国内生产总值、全社会固定资产投资、就业人数来解释。
4、模型的修正
首先根据向后剔除法我们将回归模型剔除变量全社会固定资产投资和就业人数，结果如下：
财政收入不仅受税收的影响，还受其他因素的影响，而GDP又是影响这些因素的一个重要指标。模型中变量lnX1通过了t检验且C1值较大，说明税收是影响财政收入的主要因素，因为毕竟税收在财政收入中占绝对地位。尽管C2的t值没有通过检验，可能由于经济变量之间固有的惯性、模型设定的偏误等原因所导致。因此lnX1与lnX2仍全部保留在方程中，即方程为InY=0。5377+0。8555InX1+0。0797InX2的值也很高，这样得到财政收入模型的形式变得更为简洁，拟合的效果又好。
5、模型得到的结论
（1）该模型的经济意义很明显，即财政收入主要取决于税收和国内生产总值两个因素。lnX1的系数为财政收入的税收弹性，即税收增加1%，财政收入将增加0。8555%；lnX2的系数为财政收入的国内生产总值弹性，即GDP增加1%，财政收入将增加0。0797%。可见税收变化相当影响财政收入的变化。
（2）两个弹性系数之和为0。9352，与1非常接近，说明财政收入的增加基本上全部来源于税收与国内生产总值的增加。
（3）税收与国内生产总值高度相关，因此它们之间的关系也非常密切。增加财政收入不一定要采取提高税率、增加税种这样的税收手段，如果国家的经济发展形势良好，经济总量持续扩大，财政收入的规模也会随之扩大。
三、相关对策分析与建议
（一）财政收入与税收的对策分析与建议
1、加强税收征管，提高财政和税收收入
目前，我国的税收已是财政收入的最主要来源。税务部门要大力组织税收，确保国家税收为政府履行公共服务和社会管理职能提供可靠的财力保障。这就要求税务机关要依法治税、依法征税，通过加强各方面管理和服务工作，不断提高税收征收率，保持税收随着经济的发展平稳增长。
2、加强税费改革、推进税制改革调整各项税收政策
税收作为宏观调控的重要工具，具有内在稳定器的功能，对经济运行产生调节作用。进行税费改革并不意味着把所有的政府收费全部改为征税，而是要将两者之间的比例保持在合理的区域范围内。国家可根据不同时期的经济形势，制定和实施相应的税收政策来调控经济总量、调整经济结构、推进税收制度改革。
（二）财政收入与GDP的对策分析与建议
1、保持财政收入占GDP的比重合理并促进共同增长
保持财政收入合理的规模，首先要使财政收入增长同步于GDP的增长；其次，财政收入和GDP的增长速度保持合理的比例关系。基于我国当前的宏观经济形势，未来的几年我国将继续实施稳健的宏观财政政策，才能确保财政收入占GDP的比重合理化。因此保持财政收入和GDP的共同增长一方面要有良好的宏观财政政策做后盾。
2、扩大GDP总量，提高财政收入
GDP的增长是财政收入增长的前提条件，财政收入的增长有赖于GDP的增长的同时也会受到GDP增长的约束。近些年来经济增长的主要牵引力依赖于投资、消费需求始终不足，但是投资、最终要转化为消费并受制于消费，因此应减少投资需求的膨胀，扩大消费需求提高消费对GDP的贡献率，来提高财政收入的增长。
参考文献：
[1]李子奈，潘文卿。计量经济学[M]。北京：高等教育出版社，。
[2]高鸿业。西方经济学[M]。北京：中国人民大学出版社，。
[3]国家统计局。中国统计年鉴[M]。北京：中国统计出版社，。
[4]马海涛。中国税制[M]。北京：中国人民大学出版社，。
[5]张晓峒。计量经济分析[M]。北京：经济科学出版社，2003。
[6]陈共。财政学[M]。北京：中国人民大学出版社，。
篇2：浅析我国上市公司资本结构影响因素的实证研究
浅析我国上市公司资本结构影响因素的实证研究
论文关键词:资本结构 实证分析 影响因素 混合回归
论文摘要:本文运用固定效应方法，对资本结构及其影响因素进行研究，利用深圳交易所256家上市公司近七年的数据资料，建立了我国上市公司资本结构影响因素模型。结果表明，公司规模、担保价值、盈利能力和成长性对上市公司资本结构影响显著。
一、引言
自从MM定理发表以后，许多学者开始对资本结构进行广泛的研究，并揭示企业的资本结构不仅影响企业的资本成本和企业总价值，而且影响企业的治理结构和经理行为，进而影响整个国家的经济增长和稳定，所以资本结构问题的研究一直是财务领域研究的重要课题之一。实证是研究资本结构的重要方法，对评价、验证各种理论观点以及启发新的思路起到了十分重要的作用。
近年来，我国上市公司资本结构问题的实证研究得到了普遍的关注，国内不少学者分别从不同角度利用不同时期的截面数据成功地建立了资本结构模型。但国内目前的资本结构实证研究所选数据多是截面数据，没有将时间序列数据结合起来考虑。采用的方法以普通最小二乘法(OLS)为主。
本文试图将截面数据和时间序列数据(平行数据)相结合，寻求资本结构及其影响因素之间的关系。这种平行数据不仅能增加样本数量而且能进行比单独的截面或时间样本更有效的估计，因为平行数据考虑到不可观测的公司影响，使各公司的截距各不相尸，从而减少了误差。
二、研究方法
(一)实证假设
本文在国内外研究的基础上，将成长性、企业规模、盈利能力和担保价值作为影响资本结构的关键因素，并提出实证假设。
1.公司规模 大公司更容易采取多元化经营和纵向一体化战略，使投资分散，交易内部化，从而降低成本，稳定收人流，减少经营风险，所以相同的负债水平下，大公司的破产风险较小，可以承担更多的负债。从非对称信息角度看，股东、债权人与小公司之间的冲突更加剧烈，信息不对称程度大，所以小公司在贷款时将会面临更多的限制条件，长期融资成本较大，只能依赖于短期融资。
根据理论，我们假设:
H1：长期资产负债率与公司规模正相关。
H2：短期资产负债率与公司规模负相关。
2、担保价值 由于股东和债权人的利益冲突，债权人面临着逆向选择和道德风险。为了债权安全，债权人会要求企业提供有形资产作担保，以降低由于信息劣势而导致的信用风险。另外，根据破产成本理论，担保价值越大，期望的破产成本和财务困境成本就越小。
所以，我们假设:
H3：长期资产负债率与担保价值正相关。
H4：短期资产负债率与担保价值负相关。
3、获利能力 Myers和Mailuf(1984)根据不对称信息理论模型指出，内部融资成本较低而被优先选择，负债次之，最后是股权融资。也就是说，获利能力越强，公司的内部资金可能越多，可以相应减少举债的数量。
所以，我们假设:
H5:资产负债率与获利能力负相关。
4、成长性 Myers(1977)认为成长性高的公司股东在投资上有更大的灵活性，可能会有采取损害债权人利益的潜在动机，比如:改变投资项目，分散资源等。另外，成长性大的企业大多属于新兴行业，经营风险较大，破产成本也较大。鉴于这种预期，债权人将会对这些公司借款施加更多的限制，这最终会制约公司的灵活性。同时，Myers等学者又指出如果公司的短期债务多于长期债务，代理成本问题将会减弱。由于成长性V企业资金需求量大，而长期融资渠道受阻时，短期融资将会增加以弥补资金的缺口。许多实证表明成长性与资产负债率的关系比较复杂，没有一个定性的结论。
我们先根据理论作出假设:
H6:长期资产负债率与成长性负相关。
H7:短期资产负债率与成长性正相关。
(二)样本的选取
本文以在深圳证券交易所上市的256家公司为研究总体，利用这些公司从到的'进行实证研究。考虑到样本前后期的一致性，所选出的样本均是19已上市的公司，同时做出了以下调整:1剔除ST,PT类公司。2.剔除金融保险类公司。3.剔除掉一些不全的公司。
(三)指标的选取
1、被解释变量指标
总资产负债率Yi=总负债/总资产(期末数)
长期资产负债率Y2=长期负债/总资产(期末数)
短期资产负债率Y3=流动负债/总资产(期末数)
2、解释变量指标
公司规模X1=LN(主营业务收人)
担保价值X2=固定资产净值FA/总资产TA
盈利能力X3=主营业务利润/总资产
X4=净利润/主营业务收人
有学者认为，主营业务资产收益率与净资产收益率相比能够在一定程度上缩小公司盈余管理空间。主营业务资产收益率分母为总资产，避免了一些公司账面净资产很小或为负数的情况，分子为主营业务利润，减少上市公司利用非主营业务进行利润操纵的情况。但鉴于净利润指标是公司管理人员及其他利益相关者进行决策的关键指标，所以本文将这两项盈利指标同时纳人分析模型中。
成长性X5=(期末总资产一期初总资产)/期初总资产
(四)确定研究方法
理论上有三种运用平行数据建立模型的方法，分别是:普通最小二乘法(OLS)、固定效应模型(fixed effects model)和随机效应模型(random effects model)。
普通最小二乘法假定没有公司和时间的影响，不同时间、不同个体的截距完全一样，于是比固定效应模型包含更多的参数限制条件，所以普通最小二乘模型的误差平方和会比较大。事实上，各公司有自身的具体情况，它们往往会从各自的特点出发，选择资产负债率。另外，不同时间的资产负债率会受当期的政策、经济的影响。如果添加限制条件引起的误差平方和的增加不显著，那么限制条件是适当的，可以采用普通最刁、-燕I。否则，就应当选择固定效应模型。误差平方和的F检验(F=9.34>1)表明，在5%显著性水平下公司因素影响是显著的，继续采用普通最小二乘估计法将会造成误差过大，而采用固定效应模型法是有效的。
固定效应模型和随机效应模型是两种相互联系的估计模型，随机效应模型将不可观测的因素影响包含在误差项中，而固定效应模型将其包含在截距项中。随机效应模型的问题是如果误差项与解释变量相关，将造成随机效应模型估计量不一致。而固定效应模型却能弥补随机效应模型的不足，无误差项与解释变量是否相关，其估计量总是一致的。但是固定效应也存在一些缺陷，它需要给每个公司进行单独的估计，所以不如随机效应有效。为了比较固定效应模型和随机效应模型，我们采用了Hauseman检验。结果以5%的显著水平拒绝了随机效应模型的无关性假设。因此，应选择固定效应模型进行估计。
Yit代表第1个公司在第t期的资产负债率。Xit代表随公司和时间而变化的影响因素。
zi代表随公司而变化的影响因素。wt代表随时间而变化的影响因素。
是待估计的系数向量。残差由三部分组成，分别是截面误差成分Oi、时间序列误差成分和混合误差成分
三、估计结果及分析
(二)估计结果分析
1、长期负债的公司规模系数为正且在1%的水平下显著，证明假设H1是正确的。结果表明我国大公司的非对称信息程度较低，破产风险小，银行显然更愿意对大公司进行长期贷款。另外，大公司的经营项目多，投资的项目更多，对长期资金的需求一也比小公司大。短期负债的公司规模系数也为正，这与假设H2恰恰相反，表明大公司在很大程度上依赖于短期负债。这可能是由于大公司的往来账款、应付工资、利润等项目较大，造成短期负债较多。从另一方面来看，自从1992年以来，商业银行的坏账增加，出于安全性的角度考虑，银行对长期贷款保持了比较谨慎的态度，使得获取长期借款的难度增大。此外，我国的债券市场还不够完善，大公司要想通过发行长期债券的形式筹资也难于实现。因此，当长期负债融资渠道受阻时，大公司只能通过短期借款以获得所需资金。总资产负债率与公司规模正相关，回归系数为 0.0518，也就是说，规模为一千万元的公司比规模为五百万元的公司资产负债率要高3.6个百分点。可见公司规模的影响是很大的。
2、担保价值与总负债、长期负债、短期负债的相关系均为正，表明公司担保价值越大，不对称信息程度和破产概率越小，资产负债率越高。结果与假设H3相符而与H4不符，担保价值对短期资产负债率的影响不显著。
3、获利能力的回归系数全部为负且显著，与假设H5完全吻合。固定效应模型预测，如果其它条件不变，主营业务利润率每增长约6%，净利润占主营业务收人比例每增长94%将引起资产负债率增长1%。我国上市公司资本结构与获利能力的这种负相关关系还可能有我国资本市场特殊性方面的原因。因为获利能力强的公司能够满足配股的条件，所以公司可以通过股权融资的方式获取成本更低的配股资金以满足资金需求。
4、长期资产负债与成长性显著负相关，与假设H6一致。总资产负债率与成长性正相关，即公司成长速度越快，负债率越高。这是因为成长机会大的公司市场的扩张欲望强烈，需要大量资金来扩大市场，而其内部积累严重不足，配股又需严格的资格审核，资金到位需较长时间，因而，不得不依靠增加融资速度较快的负债。成长性对短期资产负债率的影响不显著。
六、结论
经过本文的分析，得出以下基本结论:公司规模、担保价值、盈利能力和成长性对上市公司资本结构影响显著。
由于受数据资料的限制，本文对影响因素的考察仅限于四个关键因素，其他因素，如:非负债税盾、风险偏好管理决策等未纳人模型中。另外，资本结构采用的是账面价值，没有考虑市场价值，这些都将对模型的解释能力也产生了一定的影响。由于上述研究限制，本文的分析和结论难免有武断之处，恳请专家学者予以指正。
篇3：财政收入与经济增长关联实证研究论文
财政收入与经济增长关联实证研究论文
对于财政收入和经济增长关系的计量方法主要是两种:一是简单线性回归，以财政收入或其变形形式作为因变量，以GDP或其变形形式作为自变量进行回归分析。该方法的优点是容易实施，结果解释直观。但其要求财政收入和GDP之间具有线性关系，这个要求在实际当中显然不一定符合，这就影响了模型的实际效果。二是协整理论和误差修正模型。协整理论和误差修正模型突破了线性回归模型的线性假设，在财政收入和GDP非平稳的情况下，只要二者具有协整关系，就可以用误差修正模型来拟合二者的关系。但误差修正模型本质上仍是参数模型，有一定的假设条件。从财政收入和GDP的散点图上很难发现二者之间具有何种参数关系，采取参数模型导致模型误设的可能性很大。非参数模型的限制条件较少，具有较强的适应性。因此，为克服前述方法存在的一些问题，本文将采用非参数回归对财政收入和GDP之间的关系进行拟合。
非参数回归构建方法
非参数方法是于20世纪80年代在统计学领域逐渐发展起来的一种现代统计方法。近10几年来非参数方法在经济学领域了应用越来越频繁，非参数计量经济学是当前计量经济学发展的一个热点。这里对本文将用到的非参数回归方法作一简单介绍。本部分下面的内容主要来自BowmanandAzzalini[9]。回归是最广泛使用的统计工具之一。线性建模从各种意义上来说都是发展和认识充分的，并且存在许多有用的工具检查相关的假设。但是，存在由于数据的内在的非线性而导致线性模式不适用的情况。非参数回归致力于提供一套解决这类数据的建模方法。
1模型和估计
对于模型y=m(x)+ε,其中y表示因变量，x表示自变量，ε表示具有0均值方差为σ2的相互独立的误差项，m(x)代表y与x的关系。当m(x)的函数形式已知，仅需估计函数中未知参数时，此时为参数回归；当对m(x)的具体函数形式不作具体的假定，仅要求其为光滑曲线即可，这就是非参数回归。“光滑”在非参数回归中具有特别重要的意义，没有这个要求，则最佳估计就是简单把各个数据点用线段连接起来，这显然没有意义。因此，对于光滑方法的研究是非参数领域的中心问题之一。已经发展起来的非参数光滑方法有很多，比如核函数光滑，样条光滑，多项式光滑等。本文非参数回归将使用核函数光滑技术。核函数回归又有不同的方法，例如最紧邻估计，核平均估计，局部线性估计等。对于m(x)的估计本文采取局部线性回归。核函数w(z;h)一般是具有0峰并随着z增大而单调递减的光滑的正值函数。这将保证最大的权重赋予那些协变量值xi离感兴趣的点x最近的观测值。为了简便，标准差为h的正态密度函数一般用作核函数。
2光滑参数的选择
光滑参数h控制着核函数的宽度，进而控制估计的非参数回归曲线的光滑程度。当光滑参数过大时，得到的估计会失去数据的曲度的一些细节，导致估计过光滑。当光滑参数过小时，估计开始过于密切追踪数据，这将导致估计欠光滑。显然，有效的平衡是必须的，这就是光滑参数的选择问题。解决光滑参数选择问题的一个简单方法就是在每一个点x处定义均方误差E{m(x)-m(x)}2，其为偏倚的平方与方差项之和。为了构造一个代表估计量整体行为表现的测度，可以对均方误差在自变量观测值上求和。为此可以引进积分的均方误差：MISE(h)=∫E{m(x)-m(x)}2f(x)dx其中f(x)代表自变量的密度。MISE是光滑参数h的函数，因此可以通过求MISE的最小值来得到光滑参数的最优值hopt。交叉验证提供了一种流行的选择光滑参数的方法，其是通过构建MISE的估计量并选择h来求最小值。交叉验证的思想是通过剩余的数据来预测每一个因变量值yi。对于每一个值yi，预测值可以记为m-i(x)，其中下标-i表示观测值(xi,yi)被删除。
4置信带的构建
当假设误差具有正态分布时，那么非参数估计量m(x)也服从正态分布。即使误差分布不能假设是正态的，在较弱的假设下采用中心极限定理就可以认为m(x)近似服从正态分布。但由于估计量m(x)的有偏性，这将导致对于非参数回归曲线构建一般意义上的置信带相对较困难。另一种方法满足于显示非参数回归估计量的变异水平，而不试图去调整不可避免的偏倚。这种类型的带易于构建但需要谨慎的解释。正式地，带状显示了E{m(x)}而不是m(x)的点置信区间。仅需要m(x)的方差估计就可以了。置信带可以构建来指示m(x)的上下两倍标准差。为了区别于正式的置信带，一般使用变异带这个术语以示区别。本文的实证部分给出了估计的非参数回归曲线的变异带。
实证分析
本文讨论中国财政收入增长率与经济增长率之间的关系。在具体变量选择上，财政收入使用统计年鉴中的财政收入指标，经济指标则采用国内生产总值，由于财政收入统计数据一般以当年价格计算，故其增长速度也是名义上的增长速度，为了具有可比性，经济增长率也采取GDP的名义增长率。为了尽可能得到较大容量样本，所选取数据的时间跨度为1953~。数据来源为《新中国六十年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》[10,11]。首先给出数据的描述性分析，作出财政收入增长速度和GDP名义增长率的线图以及他们之间的散点图，具体见图1。在线图中，我们可以发现：GDP名义增长率和财政收入增长速度各自随时间变化的规律并不明显。GDP名义增长率的最低谷出现在1960年附近，最高峰出现在1990~1995年之间；财政收入增长速度的最低谷也出现在1960年附近，而最高峰出现在1970~1975年之间。整体上，财政收入增长速度基本上与GDP名义增长率是同向变动的`，但财政收入增长速度的变化波动幅度更大。在散点图中，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间确实存在一定的关系，但基本不符合线性关系。为了比较，首先还是给出二者之间的线性拟合，然后再对二者之间的关系进行非参数拟合，给出非参数回归的结果。
1简单线性回归模型
下面以财政收入增长速度为因变量(记为FINRate)，以GDP名义增长率为自变量(记为GDPNominalRate)，在1953~2058对数据拟合二者关系的简单线性回归模型，估计方法采取普通最小二乘法(OLS)。估计的回归方程为：FINRate=0.03628+1.007GDPNominalRate.估计的方程中GDP名义增长率的系数通过了检验，是显著的，但调整的R2仅为0.46，方程的估计效果较差。实际上，回归系数为1.0072，非常接近于1，即线性回归模型认为财政收入增长速度与GDP名义增长率之间几乎是同步变化的，这显然不符合实际情况。
2局部线性非参数回归模型
从上面散点图可以看出，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间的具体关系难以确定，对于这种情况，非参数回归可以作为建模方法。下面使用的非参数回归为前面介绍的局部线性回归，光滑参数的选择方法为交叉验证，实现软件为R，具体采用的是由BowmanandAzzalini开发并维护的sm包中的sm．regression函数。局部线性非参数回归的结果如图2所示，图中的虚线为估计曲线的变异带，为了比较，将上面估计的回归直线也在图中给出。从图中可以看出，GDP名义增长率取值在比较正常的范围(0%-20%)内时，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间近似于线性关系，但对于一些GDP名义增长率的极端值情况，二者的关系则已经严重偏离了线性关系，必须用非参数回归的曲线来表示二者之间的关系。因此，非参数回归的结果具有更强的稳健性。
结论
本文主要考察了1953~年期间中国财政收入增长速度和GDP名义增长率之间的关系。由于二者之间存在明显的非线性关系，简单线性回归的估计效果较差。因此文中采用了非线性回归来拟合二者之间的关系，从而较好解决了以前一些学者认为二者之间关系难以确定的问题[12]。分析结果显示GDP名义增长率取值在比较正常的范围(0~20%)内时，财政收入增长速度和GDP名义增长率之间近似于线性关系，超出这个范围，二者之间的关系具有非线性关系，并且非参数回归给出了GDP名义增长率在整个范围内变化时二者之间的关系曲线。虽然非参数回归给出了二者关系的较好的一个拟合，但由于非参数回归只是用一条回归曲线来代表二者关系，而不能给出二者关系的具体的表达公式，因此对于二者关系的进一步分析具有一定的局限性。
篇4：通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究
通货膨胀的宏观经济影响因素及实证研究
摘 要：本文基于1986年至的年度数据， 利用 Eviews 6.0建立向量自回归（VAR） 模型，在此基础上进行Johansen协整检验，利用脉冲响应函数与方差分解考察和分析通货膨胀与其各影响因素间的长期均衡与短期动态关系。 关键词：通货膨胀；实证分析；宏观经济 一、实证分 析 （一） 变量说明与数据选择 1.变量说明。 本文练合考虑引起通胀的货币因素、成本因素、需求因素和外部输入因素，考虑到数据的可获得性和数据口径的一致性，从各因素中分别选取以下代表指标进行实 证分析。（ 1 ） 广义货币M2 。M2能够反映货币的总体变化情况，因此用其作为货币的代表性指标，并用其发展速度衡量货币的发展。（ 2 ） 工业品出厂价格指数PPI。工业品出厂价格处于产业链前端，对成本增长具有传递作用，因此用 PPI的变化反映成本变动。（ 3 ） 新增固定资产投资额FAI。考虑到投资拉动的通胀，本文以FAI作为需求代表指标，用其发展速度代表需求的增长。（ 4 ） 国际原油价格 OIL 。由于国际原油价格上涨，引发我国进口成本增加，进而引发国内原油和其他能源价格的增长，造成国内物价指数的变化，因此用OIL代表外部输入因素的变动。本文选取迪拜原油价格指数作为国际原油价格的代表， 居民消费物价指数（CPI）作为通货膨胀的代表。 2.数据选择与处理。 考虑到数据的可比性，本文所有指标数据均是以1986年各月为基期的发展速度。本文的CPI、PPI、FAI和M2的原始数据均来自中国统计年鉴， OIL原始数据来自国泰安数据库。为使模型的设定更合理并减少或消除潜在的异方差问题，对以上序列分别取自然对数。 （二） 实证分析 1.ADF单位根检验。由于上述变量的数据均为时间序列数据，为防止由于时间序列数据的非平稳性而导致的伪同归现象，应首先对各单变量进行ADF平稳性检验。分别对LnCPI、lnPPI、LnFAI、LnM2和LnOIL进行ADF单位根检验，滞后阶数南滞后 l 0阶内的SIC准则确认。在5%的显著性水平下lnPPI和LnOIL不能拒绝存在单位根的原假设，它们是非平稳的时间序列，但是各变量的一阶差分序列是平稳的，所以LnCPI、lnPPI、LnFAI、LnM2和LnOIL均是I（1）过程，所以应采用协整方法研究。 式（1）表明，LnCPI和lnPPI、LnFAI、LnM2 、LnOIL存在长期均衡关系。从协整方程来看，各因素的增加均对通胀产生正影响，与经济意义一致。其中工业品出厂价格指数对通胀的影响最大，PPI每增加一个单位，引起 CPI半均增加0.4569个单位；OIL、M2和FAI对通胀有不同程度的影响，每增加一个单位，分别引起CPI半均增加0.0743 、0.064和0.5727个单位。由此可知，从长期来看，成本因素对通胀的解释能力最大，是导致通胀的主要因素，其次是外部输入因素，货币发行量和投资需求对通胀的影响程度不大。 回归结果中各变量的系数均显著，模型的拟合优度为0.3861，拟合效果较好。系数通过显著性检验，表明CPI在短期具有向长期均衡水平调整的动态调节机制。模型中 ECMt-1为误差修正项，表示t-1时CPI对均衡水平的偏离，其系数为负，符合误差修正的反馈机制； 系数通过显著性检验，表明C P I在短期具有向长期均衡水平调整的动态调节机制。 4.通货膨胀影响因素随机波动的动态过程分析。 （ 1 ） 脉冲响应（IFR） 。为反映各变量受到冲击时对通货膨胀的影响，本文建立了脉冲响应函数，分析PPI、FAI、M2和OIL分别产生一个标准差大小的新息冲击对CPI当期值和未来值的影响。CPI对自身冲击产生正响应；给OIL一个标准差冲击时，对CPI的影响在第2期后为负，并且逐渐增大。给FAI一个标准差冲击，对CPI产生负影响，这可能是由于固定资产从投资到收益存在滞后的原因。当对 M2一个新息冲击时，对CPI产生正影响，且越来越大。（ 2 ） 方差分解。为进一步考察各影响因素对通货膨胀影响程度的贡献率 ， 本文运用方差分解法分析工业品出厂价格指数、新增固定资产投资额、货币供应量和国际石油价格对通货膨胀冲击的大小。 通货膨胀率在滞后10阶之内受自身的影响最大，虽然影响随着滞后阶数的增长而逐渐减少，但在滞后 1 0阶时通货膨胀本身的影响仍占99.68%，说明通货膨胀具有持久性。工业品出厂价格指数其对通胀短期波动的解释程度在5%左右，除通胀自身的`影响因素外，其对通胀的解释能力最大，因此成本因素是导致我国通胀短期波动的主要因素。国外石油价格对通胀的贡献率在滞后8期时达到 2.9%以上，对通胀的短期波动也有一定程度的影响。新增固定资产和货币发行量对通货膨胀的影响较小。 二、结论与建议 本文根据1986年至20的年度数据， 利用Eviews 6.0建立向量自回归模型，分析货币因素、需求因素、成本因素和输入性因素与通货膨胀之间的关系，并利用脉冲响应函数和方差分析法分析了各影响因素对通货膨胀的影响程度，从中找出引发通货膨胀的主要因素。实证结果及建议如下。 1.成本因素和外部输入因素的共同作用， 导致了此轮的通货膨胀。通过对通货膨胀短期波动过程的分析，发现外部因素和成本因素均对通胀的冲击较大，其中成本因素更大。从协整方程来看，对通货膨胀解释程度最大的前两种因素为工业品出厂价格指数和国际石油价格 ，但PPI变化一单位引起CPI 的变化幅度大于 OIL引起的变化。 2.未来通胀水平大幅下降的可能性不大。成本因素和外部输入因素是引起此轮通胀的主要原因， 现阶段居高不下的原材料和能源等初级产品价格以及国外的通胀压力表明，未来的通胀水平并没有大幅下降的空间。 3.为控制成本上涨引发的通胀，政府需充分发挥宏观调控功能，适度实行价格监管， 控制原材料及初级产品的价格，如对农产品实行价格补贴政策 、加大居民的收入转移力度以及控制土地成本等。同时调整优化能源结构，降低我国对外部资源的依赖程度，增强我国抵抗外部冲击的能力。
篇5：文化因素影响创造力的实证研究
文化因素影响创造力的实证研究
本文首先回顾了国际心理学界关于创造力研究的两个新的转向,即转向对创造力的社会心理学和跨文化创造力的研究,进而介绍了两项最近的心理学实证研究,一项是有关中德大学生跨文化艺术创造力比较的`实验研究,另一项是有关中国10-16岁儿童一般创造力及其与学校组织创新气氛关系的心理测量研究.最后.在理论回顾和实证研究的基础上.综合讨论了文化因素与创造力之间的关系.
作 者：衣新发 蔡曙山 刘钰 作者单位：清华大学心理学系,北京,100084 刊 名：社会科学论坛 英文刊名：TRIBUNE OF SOCIAL SCIENCES 年，卷(期)： “”(8) 分类号：G1 关键词：多元文化经验 组织创新气氛 艺术创造力 一般创造力篇6：制造业上市公司现金股利政策影响因素实证研究论文
关于制造业上市公司现金股利政策影响因素实证研究论文
论文摘要：本文以深沪制造业上市公司为样本．探讨了影响制造业上市公司现金股利政策的相关因素。结果表明：每股收益与现金股利分配率显著正相关，资产负债率与现金股利分配率显著负相关．而第一大股东持股比例、营业收入增长率、股东权益对数以及每股经营现金流量对制造业现全股刺政策的影响不显著。
论文关键词：股利政策 制造业 现金股利
一 文献回顾
关于上市公司现金股利政策影响因素的研究，国内外并没有统一的研究结论。国外比较流行的理论主要有“一鸟在手”理论、MM无关论和税差理论、顾客效应理论、信号传递理论以及代理成本理论等。国内关于现金股利政策的影响因素研究大致可以分为如下两类：一类是研究单个因素对现金股利政策的影响。一是股权结构对我国上市公司现金股利政策的影响。如陈洪涛、黄国良以—沪深两市的A股作为样本，采用多元线性回归和二次函数非线性回归两种方法，实证分析得出上市公司第一大股东持股比例与现金股利存在“U”型关系，第二大股东持股比例与现金股利成反比，股本规模及股权相对集中度对现金股利没有影响。唐国正()罚究得出股权二元结构下上市公司分配现金股利产生再分配效应——流通股价值向非流通股转移，分配现金股利可能是大股东的掠夺行为。袁振兴、杨淑娥()以沪市至进行过现金股利分配的58家公司的1241个现金股利分配事件为样本，研究发现股权高度集中公司的大股东持股比例与现金股利支付率正相关；股权相对集中公司的大股东持股比例与权益性现金股利正相关，与收益性股利负相关。二是企业的盈利能力和现金流等因素对现金股利政策的影响。如朱云()以1994年至我国上市公司的股利分配事件为样本，认为提高上市公司的盈利能力能够增加现金股利支付率。姜秀珍(2004)以至沪深两市的公用事业、能源电力和路段隧道三类A股为研究样本，认为现金流不确定性时，理性的经理人会支付较低水平的股利。第二类是研究多种因素对现金股利政策的影响。朱明秀(2005)认为现金股利政策受公司盈利能力、股权结构、资本结构、企业规模的显著影响。唐国琼、邹虹(2005)以20沪市上市公司为样本，得出每股收益、货币资金、负债比例、企业流通股比例、企业规模、权益净利率对现金股利政策有显著影响。孙亚云(2006)的研究表明盈利能力、每股经营现金流量、资产负债率、股本规模成长性等对现金股利政策有影响。第一类研究仅考虑单一因素对现金股利政策的影响，不够全面，有失偏颇。第二类研究虽然同时考虑多个因素的影响，但较少关注特定行业现金股利政策的影响因素。制造业在我国上市公司中数量较多、上市时间相对较长、现金股利政策相对稳定、信息披露质量较高，以其作为本文研究对象具有一定的代表性。
二、研究设计
(一)研究假设上市公司现金股利分配政策的影响因素较多，大致可以分为内部因素和外部因素。外部因素主要包括法律法规的限制、大股东的分配偏好、税收因素以及宏观经济政策等影响因素。本文主要从分析内部因素对上市公司现金股利政策的影响。
(1)资本结构。公司的现金股利政策受资本结构的制约。若上市公司的财务杠杆率过高，会使资本成本上升、资本结构失衡，发放现金股利会加剧财务状况恶化。因此一般情况下，负债比率高的公司更倾向于增加内部融资和权益资本，一般不派或少派现金红利。本文用资产负债率表示公司的资本结构。
假设1：现金股利分派率与资产负债率成负相关
(2)筹资能力。企业股利政策受其筹资能力的限制。公司为了生产经营的需要，可以将利润留存，少发甚至不发现金股利，也可以一方面发放现金股利，另一方面借款或发行新股筹资。对于那些规模小、快速成长的企业而言，由于其在二级市场上筹资比较困难，后一种方案并不可行。因此这些公司往往减少现金股利支付、尽量多留存利润。本文用股东权益的对数表示公司的筹资能力。
假设2：现金股利分派率与股东权益的对数成正相关
(3)盈利能力。企业股利政策在某种程度上取决于企业盈利能力。一般而言，企业的盈利越强，其股利支付率越高，因为盈利强的企业对保持较高的股利支付率更有信心。如果盈利低，一方面对未来资金的来源无法预测，另一方面也表明企业面临较高的经营和财务风险，外部资金的成本相对较高，企业只能留存利润以应付未来的资金需求。本文用每股收益表示公司的盈利能力。
假设3：现金股利分派率与每股收益成正相关
(4)股权结构。股利政策会受到现有股东对股权控制要求的影响。一些大公司试图通过股利政策来稳定其在长期经营中已形成的控制模式。为了避免新股东加入打破目前的控制格局，尽量发放较低的股利，以便从内部留利中获得所需资金。就许多中小型公司来说，如果现有股东无力购入公司新发行的股票，其对公司的控制权将被稀释，现有股东会更倾向于采用债务融资或内部留利的筹资方式。我国上市公司以国有企业为主，国有股在上市公司中占有较大的比重。由于股权的集中，使得国有股股东在股权的平等性和股权利益的一致性方面均与其他股东存在较大差异。国有股的委托代理机制存在的问题使上市公司的实际控制权容易落在董事会和经理人员手中，进而可能损害所有者的利益。由于我国上市公司股权结构的特殊性及其对股利政策的重要影响，股权结构也是形成股利政策的影响因素之一，控股股东存在通过现金股利转移上市公司资金的嫌疑。股利分配的决策取决于控股大股东的利益取向及配股的需要。本义采用第一大股东持股比例表示公司的股权结构。
假设4：现金股利分派率与上市公司第一大股东持股比例显著正相关
(5)资产的变现能力。企业股利的支付能力很大程度上受其资产变现能力的限制。股利通常以现金形式支付，然而大量留存利润并不等同拥有支付股利的现金，公司资产的变现能力与其留存利润是相互独立的。如果企业资产变现能力较强，其现金来源充裕，则股利支付能力也会较强。有的企业虽然盈利能力很强，却因再投资或偿付到期债务而缺少可发放股利的现金，这就限制了企业现金股利的支付能力。本文用每殴经营现金流量表示公司的资产变现能力。
假设5：现金股利分派率与每股经营现金流量成正相关
(6)投资需求。企业的股利政策应以其未来的投资需求为基础加以确认，如果公司有较多的投资机会，往往会采用低股利支付率，将较大比例的盈利留存以用于企业再投资。如果企业的营业收入增长率高，其投资需求也较高，会扩大企业规模，那么将采取低股利政策。本文采用营业收人增长率表示公司的投资需求。
假设6：现金股利分派率与营业收入增长率负相关
(二)样本选择在20深沪上市的912家制造业公司中，发放现金股利的公司有354家，剔除2家信息披露不全的公司．最终获得352家公司作为研究样本。数据来源于国泰安CSMAR数据库，数据处理采用EVIEWS3．1。
(三)变量定义因变量：现金股利分派率(PAY)。自变量：本文采用六个自变量，分别是资产负债率、股东权益对数、每股收益、第一大股东持股比例、每股经营现金流量、营业收入增长率。具体的变量说明见(表1)。
(四)模型建立根据假设，本文构造的多元线性回归模型是：PAY=+DR+SIZE+EPS+LARGE+CPS+zz+，其中，为待估参数，为随机变量。
三、实证分析
(一)描述性统计在深沪2005年所有制造业上市公司中，发放现金股利公司有354家，占比38．7％，派现公司的比率不高。从(表2)
可以看出，样本公司股利支付率的平均值0．154，股利支付率较低；资产负债率平均值为0．449，最大值为0．856，最小值仅为0．047，说明样本公司资本结构较为合理，不存在很大的偿债风险；每股收益均值相对比较低，说明样本公司的盈利能力有待提高；第一大股东持股比例仍然占很高的比重，接近全部股份的半数，法人治理结构不完善，这是造成大股东利用权利来实现自己利益最大化，进而损害小股东利益的前提。完善治理结构，这样才能使得上市公司在机制上保证投资者尤其是流通股股东的利益，体现普通投资者的意愿；每股现金流最大值和最小值有很大差别，这与制造业的行业性质有关，不同规模企业的现金流差别很大，这也造成公司的各项投融资与股利政策的差别；营业收入增长率均值为0．230，在传统行业中此指标值偏高，最大和最小值差异很大。样本公司中每股收益为负数的有3家，每股现金流量为负数的公司有32家，分别占样本公司的0.85%和9.1%。这说明上市公司还是根据盈利能力来制定股利政策，基本上不会采取不理性行为，说明上市公司没有存在大股东恶意的现象存在。
(二)相关性分析(表3)
反映自变量之间pearson相关系数相关系数最大为0．515，均小于0．8(共线性中相关系数的经验值为0．8)，初步判断，各自变量不存在多重共线性关系。 (三)回归分析用EVIEWS3．1软件进行回归，计算出各个变量的.回归系数和显著程度，具体见(表4)。
通过多元回归，可以得出如下结论：(1)从模型整体回归效果看，模型的可决系数为0．325，模型的回归效果较好，DW值接近2，反映自变量并没有自相关现象，F值为27．680，说明整体解释能力比较强。
(2)从资本结构来看，资产负债率与现金股利分派率呈显著负相关关系。负债率高的公司不易筹集资金，尤其是制造业，资产的规模与质量对公司的偿债能力有很大影响，所以公司倾向于内部融资，从而造成股利发放率低。这也证实了唐国琼与邹虹(2oo5)、孙亚云(2oo6)研究结论在我国制造业的适用性，假设1成立。(3)从筹资能力来看，股东权益的对数和现金股利分派率呈正相关关系，但显著性不大。这与我国国情基本符合。我国上市公司筹资有一定的条件限制，规模大的公司易于筹集资金，所以可以有较高的股利发放率。我国上市公司大部分由国有企业改制而成，壳资源稀缺现象表明上市公司本身即是一个很大的融资工具，公司的筹资门槛和筹资成本都较发达国家低，所以在考虑现金股利分配时并未考虑公司规模即筹资能力对其的影响。所以假设2不成立。(4)从盈利能力来看，每股收益与现金股利分配率呈显著正相关，即企业具有较高盈利能力时，倾向于高股利政策。优秀的业绩意味着有更多的利润可供分配，因此会相应提高公司现金股利的可能胜。本文关注的制造业，风险相对其他高新技术产业较小，盈利能力稳定但利润增长率相对较小，从描述性统计结果来看，我国制造业司的盈利能力普遍低下，很小的盈利波动即会引起公司现金股利的变动，这也证实了朱云等(2004)提出的仅仅政策引导对于构建健康的股利政策还不够，还需要盈利能力支撑，当前的关键是如何提高上市公司的盈利能力，假设3成立。(5)从股权结构来看，第一大股东持股比例与现金股利分派率呈负相关，与预期相反，且不显著。说明我国上市公司高管通过现金股利转移上市公司资金的动机不明显，从描述性统计可以看出，2005年不存在高管恶意现象。相反，由于近年证券市场法制的不断完善，包括盈利能力、现金流量要求等各种配股条件都相应提高，所以各公司必须提高企业的经营业绩，才能达到各种配股条件，大股东的掏空动机被遏制，现金股利分派率降低。这与唐国正等(2005)提出的股权二元结构下大股东的掠夺行为理论相违背，假设4不成立。(6)从变现能力来看，每股经营现金流量与现金股利分配率呈正相关，但不显著。从描述性统计可以看出，部分公司在负现金流的情况下还分配现金股利。公司的现金股利通常是以现金形式支付，但大量留存利润并不意味着拥有支付股利的现金，因为公司资产的变现能力与其留存利润是相互独立的。如果企业资产变现能力较强，其现金来源充裕，则其股利支付能力也会较强。也有企业虽然盈利能力很强，却因再投资或偿付到期债务而缺少可发放股利的现金，这就限制了企业现金股利的支付能力。我国制造业的具体情况是，现金股利分配率低下，且分配公司少，现金流均值不大，从历史数据来看，现金流波动不明显，这些都是我国的特殊情况，与市场风险是不符的。所以企业管理者在制定殷利政策时并未考虑企业的现金流。姜秀珍(2004)的理论在这里并不适用。假设5不成立。(7)从投资需求来看，营业收入增长率与现金股利分配率呈正相关但不显著。原因可能有两方面：一是指标本身，营业收入包括主营业务和其他业务，其他业务收入具有很大不确定性和可操控性，所以指标值是否能正确反映企业的成长能力有待考察；二是我国证券市场的投机气氛很浓，大部分流通股股东只想赚取买卖差价，获取资本利得，并不现金股利的发放，所以企业制定现金股利政策时并未考虑外部投资者是否会看好企业的成长潜力。假设6不成立。
四、结论与建议
本文通过分析2005年我国制造业现金股利政策的影响因素，发现资本结构与股利分派率呈负相关，而盈利能力与现金股利分配率呈著正相关。股本结构、成长性、企业规模、现金流等对制造业现金股利政策的影响不显著。建议一是增强盈利能力。高派现、高回报的基础是上市公司的良好业绩，上市公司整体盈利能力不高制约了派现水平。为了提高现金股利分配能力，必须增强上市公司的盈利能力。二是引导投资者树立正确的投资观念。投资者树立正确的投资理念是股利分配行为理性回归的重要条件。由于我国证券市场设立时间不长，与国外相比，我国投资者特别是中小股东的投资理念不成熟，看重股票资本利得收入，期望从股票价格的大幅上涨中获取收益，发放股票股利、配股在我国都曾一度被认为是利好消息，忽视现金股利。投资者这种不注重现金回报、不注重上市公司投资价值的投机性参与理念，助长了上市公司不合理的现金股利分配行为。为此，需要提高投资者素质，树立正确的投资理念，让真正具有投资价值的股票得到市场的认可。三是进一步完善有关股利分配的法规和政策。参照发达国家证券市场的股利分配政策，结合我国实际，有关部门应当明确规定上市公司股利分配原则，由上市公司制定具体的分配方案，在年度报告中进行披露，减少股利分配的随意性。只有这样才能从法律角度约束上市公司的股利分配政策，切实维护广大投资者的合法利益。
本文研究的不足之处在于：我国上市公司每年的股利政策均有显著不同，影响因素并不具有连贯性。随着环境和制度的变化，各种因素对股利政策的制约和影响将如何变换，还需进一步观察；本文是以制造业分配资料为研究基础，但不少上市公司进行了中期分配，中期分配是否和年度分配具有相同的含义和影响因素，还有待进一步的深入研究。
篇7：中国经济发展方式变化及其影响因素实证研究
中国经济发展方式变化及其影响因素实证研究
摘要：构建综合指标评价体系，并利用主成分分析法分析了1990年以来我国经济发展方式变化情况;在此基础上，实证分析了我国经济发展方式变化的影响因素。研究表明，20世纪90年代以来，我国经济发展方式水平总体处于不断上升趋势;制度变迁、技术进步、人力资本对我国经济发展方式转变有积极作用。
关键词：经济发展方式;制度变迁;技术进步;人力资本;主成分分析法
一、引言
改革开放以来, 中国经济增长十分迅速，经济实力与国际地位不断上升，人民生活水平不断得到改善。但是，我国经济基本上是一种“粗放型”增长方式，主要是依靠上新项目、铺新摊子、大量增加生产要素投入,实现经济的增长。这种增长方式虽然在一定的历史阶段起到了促进经济快速发展的作用，但是，也带来了投入大、产出少、附加值低、经济效益低下、资源消耗严重、生态环境恶化与产业结构不合理等一系列问题。为此，1987年，党的“十三大”提出，要从粗放经营为主逐步转变到以集约经营为主的轨道。1995年，党的十四届五中全会明确提出，经济增长方式从粗放型向集约型转变。，党的“十五大”又明确提出，转变经济增长方式，改变高投入、低产出，高消耗、低效益的状况。这些提法与要求对指导我国经济发展发挥了重要作用，形成了一个较长的高速经济增长期。根据我国经济社会发展中存在的突出矛盾和新问题，党的“17大”提出了转变经济发展方式要求。为此，学术界对经济发展方式转变的评价内容与评价指标等进行了研究。刘春宇和闫泽武[1]从经济结构、产业结构、自主创新、农业发展方式、生态文明建设等方面，探讨了经济发展方式转变的评价内容。崔立涛从经济增长质量、结构优化、科技投入、资源转化效率、环境影响、经济效率方面设计了评价经济发展方式类型的指标体系，并利用其构建的指标体系评价了浙江经济发展方式特点[2]。
现有的研究仍存在以下不足。首先，对经济发展方式转变程度评价仅局限于我国个别省份的研究，至今尚没有人对近年来全国的经济发展方式转变程度进行过评价;其次，已有研究构建的评价指标较少，而且又多集中于经济增长以及对资源与环境影响方面，而没有考虑改善民生等方面内容，因而，不能全面反映经济发展方式转变的丰富内涵;再次，缺少对我国经济发展方式转变影响因素的实证研究。本文将构建一套新的评价经济发展方式水平指标体系，对1990-我国经济发展方式转变情况进行分析，并对影响我国经济发展方式变化的因素进行实证分析，以期为政府管理部门制定相关政策，落实科学发展观，推进我国经济发展方式转变提供理论与决策参考。
二、构建评价经济发展方式水平指标体系
党的十七届五中全会从经济结构战略性调整、保障和改善民生、建设资源节约型与环境友好型社会、提高发展的全面性、协调性与可持续性、实现经济社会又好又快发展等方面定义了我国经济发展方式转变的内涵[3]。据此，笔者从经济发展速度与稳定性、经济结构优化、经济发展对资源与环境影响、民生状况4个方面评价我国经济发展方式转变情况。将经济发展速度与稳定性、经济结构优化视为“经济发展速度与质量”、它与“资源消耗与环境保护”、“民生状况”一起构成了评价我国经济发展方式水平的一级指标。在此基础上，笔者构建了相应的二级与三级评价指标(见表1)。其具体安排是：“经济发展速度与质量”一级指标包含“经济增长速度”、“经济增长平稳性”、“物价稳定性”、“供给结构”、“需求结构”、“地区经济结构”与“收入分配结构”7个二级指标，这些二级指标均只有1个三级指标，它们是“经济增长指数”、“前后两年的经济增长率比值”、“CPI指数”、“第三产业占GDP比重”、“最终消费占GDP比重”、“中部与西部地区GDP占全国GDP比重”、“收入分配基尼系数”7个三级指标。由于经济发展对资源与环境影响十分广泛，鉴于数据的可得性，笔者选择了“节约能源”和“污染物排放强度”作为“资源消耗与环境保护”的二级指标。其中，“节约能源”二级指标包含“能源消费弹性系数”与“单位GDP能耗”2个三级指标，“环境保护”二级指标包含“单位GDP排放工业废气量”、“单位GDP排放废水量”与“单位GDP产生的固体废物”3个三级指标。“民生改善状况”一级指标包含“国民生活水平”、“国民享受教育程度”、“国民寿命”3个二级，其中，“国民生活水平”二级指标包含“农村居民恩格尔系数”与“城市居民恩格尔系数”2个三级指标;“国民享受教育程度”与“国民寿命”这2个二级指标均只有1个三级指标，它们分别是“国民人均受教育年数”与“国民人均寿命”。
三、研究方法
(一)主成分分析法
从上文构建的评价经济发展方式水平的指标体系可以看出，该体系包含的评价指标较多，需要将这些众多指标的信息综合起来，得到一个综合指标，由此来反映被评价的经济发展方式水平整体情况，然后，通过纵向的比较，可以反映经济发展方式转变情况。综合指标评价方法普遍采用加权评估法，如常见的专家评分法、模糊综合评价法和层次分析法等。由于各指标之间可能存在一定的相关性，因而，它们反映的信息在一定程度上有所重叠，主成分分析方法是一种通过降维技术，把多个具有一定相关性的指标约化为少数几个综合指标的统计分析方法，被广泛用于指标的合成[4]。该方法的优点是能够避免专家评分法、模糊综合评价法与层次分析法中评价者因知识结构、工作经验及个人偏好的差异影响[5]。因此，主成分分析方法是一种较理想分析方法。本文将利用主成分分析法，将多个指标信息综合起来，得到一个反映经济发展方式转变水平指数，由此来反映历年来中国经济发展方式变化情况。
(二)分析经济发展方式变化影响因素的方法
以科斯和诺斯为代表的新制度经济学派认为，制度变迁是影响经济增长的一个重要因素[6，7]。索洛提出了“技术进步是经济增长的主要动力和源泉”新观点 ，揭示出技术进步的重要性[8]。新经济增长理论将新古典增长模型中的“劳动力”的定义扩展为人力资本投资，强调人力资本对经济增长的作用[9，10]。虽然经济发展方式转变比经济增长方式转变有着更丰富的内涵，但是，经济增长方式转变是经济发展方式转变的重要方面，而且经济增长方式转变对资源节约与环保等也有积极作用。因此，经济增长方式转变有助于推动经济可持续发展与经济发展方式的转变。由此，笔者以制度变迁、技术进步和人力资本状况为自变量，以经济发展方式水平指数为因变量，建立线性方程(1)。利用该线性方程，检验制度变迁、技术进步和人力资本状况对我国经济发展方式变化的影响。
四、数据来源与加工
本文用于评价经济发展方式水平的三级指标共有16个。其中，“经济增长速度”、“物价稳定程度”、“CPI指数”、“第三产业占GDP比重”、“能源消费弹性系数”、“农村居民的恩格尔系数”与“城镇居民的恩格尔系数”来源于《中国统计年鉴》。“国民受教育年限”与“居民平均寿命”分别来源于《中国教育统计年鉴》和《中国人口统计年鉴》。前后两年的经济增长率比值是根据《中国统计年鉴》中前后两个年份经济增长指数计算得到的。“最终消费占GDP比重”是根据《中国统计年鉴》中支出法的国内生产总值中的最终消费支出与GDP数值计算得到的。“中西部地区GDP比重”是根据《中国统计年鉴》中的中西部省(区、市)GDP数据与全国GDP数据计算得到的。“单位GDP能耗”与“单位GDP工业三废排放量”是根据《中国统计年鉴》中的GDP与用于生产的能源消耗以及工业“三废”排放量计算得到的。“收入分配基尼系数”是依据农村与城镇居民按纯收入分组的户数占调查户比重计算得到的基尼系数平均值。用于实证分析的'技术进步变量用时间序列表示，制度变量用非国有经济所占比重表示、人力资本状况用每年高校毕业生人数表示，后面两个数据来源于《中国统计年鉴》和《中国教育统计年鉴》。为消除量纲和数量级的影响，本文对1990-20上述各变量的原始指标值进行了标准化处理。
五、实证分析
(一)对中国经济发展方式水平变化的评价
1.特征根及其贡献率
利用SPSS17.0统计软件计算得到表2中的特征根及其贡献率。由表2可以看出，变量相关矩阵中的最大4个特征根分别为9.818、2.838、1.283和1.183，它们的值都大于1，而且它们的综合信息贡献率为94.514%。这说明，前4个主成分能够包含原变量中的绝大多数信息，故选取前4个主成分进行进一步计算。
通过计算，得到表4中的1990-年各年的主成分得分，再根据表2中的各特征值贡献率，得到下列以上年度的综合汇总分值(即经济发展水平指数)计算公式。
Z=0.33118Z1+0.2947Z2+0.17702Z3+0.14214Z4(6)
将1990-2009年的各评价指标值分别代入公式(2)至(5)，得到表4中的各年度主成分(Z1、Z2、Z3 、Z4)得分系数，再将各年度主成分的得分系数代入公式(6)，得到各年的中国经济发展方式水平指数(见表4中Z项)。
从表4和图1中的我国经济发展方式水平指数变化情况可以看出，以为分水岭，此前，我国经济发展方式水平指数为负值，之后的经济发展方式水平指数为正。从变化情况看，1992年是中国经济发展方式转变的拐点，1990年和1991年，我国经济发展方式水平不断降低，到1992年达到最低点，从1992年开始，我国经济发展方式水平不断提升。
篇8：我国实证会计研究的若干思考论文
我国实证会计研究的若干思考论文
我国会计界接触规范的实证研究方法；始自20世纪 80年代中后期，当时的一些学者尝试将实证会计的研究方法与研究成果介绍到国内，包括翻译了瓦兹和齐杰瑞合著的《实证会计理论》一书。但是；直到90年代中期，仍然以介绍为主。最早出现的，可称之为实证研究的论文，应当是赵宇龙发表在《经济研究》 19第7期上‘会计盈余披露的信息含量”一文。该文的发表，标志我国会计界对实证会计研究从方法介绍进入到实际应用。
年7月到现在，也只有3年多的时间。从时间维度来看，回顾似乎跨度太短；难以形成有意义的结论；但如果从实证研究论文发表的数量、涉及的研究问题、递增的速度来看，总结并评价过去，不仅有充足的论文为依据，对未来我国实证会计研究的走向，也有一定的参考价值。
鉴于目前国内一些学者已经对实证会计研究的成果作了归纳与总结，本文不再重复这一工作。我希望在这篇短文中；就我国实证会计研究已有的成果和现象，作一些评论与讨论。
如果对我国过去三年实证会计研究作一个总结评价的话，我个人认为，截止到目前的所有卖证会计研究，主要仍停留在模仿阶段，即运用西方成熟的实证会计研究的方法，以我国资本市场的数据来验证西方已有的实证会计研究的假设，甚至，一些研究问题也是模仿性的。比如，赵宇龙的论文（1998）模仿Ball and Brown（1968），开我国实证会计研究之先河，但后续的很多研究也是如此。
理论是继承性的实证研究的核心就是通过大量的经验证据验证或修正前人的理论与假设。以我国资本市场数据来验证西方已有的成果，有些适合，有些不适合。但是；理论的重要作用就是对现象提供有依据的解释，从而能为现象的未来发展提供有依据的预测。这样，仅仅是验证西方现有的理论，何者在我国的资本市场环境下具有解释能力，何者不具备解释力，显然不能形成真正基于我国市场环境的理论与假设，从而也就无法形成对我国经济现象具有解释、预测能力的理论。遗憾的是，由于我国过去三年的实证会计研究，主要是模仿因而，绝大部分研究问题都是‘引进的”，真正基于我国市场环境的理论与假设，为数极少，其中；10％现象是其中最为突出的假设。
10％现象是指上市公司通过盈余管理，使其净资产收益率达到配股及格线要求的10％。这一现象的产生，与我国资本市场特有的制度环境有关，即；中国证监会起要求上市公司连续三年净资产收益率不得低于10％方可申请配股。有学者发现，这一制度出台后，上市公司净资产收益率的分布朝10％的区间集中，且略大于10％的比率显著高于往年。10％现象的提出，不仅对实践具有较好解释力，也可用以预测上市公司的未来行为：那些距离配股及格线不远的上市公司；总是力图通过各种方式；将净资产收益率提高到10％；以达到配股的目的`。该研究的政策性意义也很明显中国证监会接受了学者有关10％的研究成果，逐步降低配股的门槛要求（如最低6％）；甚至基本取消这一要求（增发新股）。
10％现象的研究成果对我们的启示是进行实证会计研究，不仅需要有规范的研究方法，更重要的是关注理论与方法背后的制度。经济学研究的一个主目标就是对现象提出合理、有效的解释，而现实世界的各种现象又与相应的制度环境密不可分，如果不关注现象背后的制度与制度环境，解释就难以做到充分、有效。就笔者对已有实证会计研究文献的观察，目前一些实证会计研究中应当特别关注的制度因素包括以下几个方面：
关于市场有效性的验证有效市场假设是实证会计研究的前提，因为，有关会计盈余有用性的研究必须以相对有效的资本市场为理论前提。否则，一个无效的资本市场上，即使发现会计盈余与股价报酬之间存在统计意义上的相关性，也不能就据此认为会计盈余数据被市场有效利用了。但是，我国资本市场上很多现象表明，单纯从方法上检验我国资本市场的有效性问题；而忽视相应的制度环境，其结论将是令人怀疑、甚至是误导的。我国资本市场的特殊的制度环境包括上市公司的主体是国有企业，资本市场上大量的资金来自国有资本；资本市场规模与容量有限，交易方式单一；资本没有其他盈利渠道，无路可退；无论是上市公司；还是机构投资者；它们在资本市场上都不承担法律责任，或承担极小的法律责任；这更助长其非理性行为或操纵市场的行为。基于这样的制度环境，或者，不讨论上述特殊的制度环境对资本市场效率的可能影响；而直接采用诸如事项法、随机游走、公开信息等公式来检验我国资本市场的效率，其结论的有效性是令人怀疑的。
我国资本市场所发生的一些案例可为上述猜测提供部分支持，比如， 5月 19日所出现的‘5．19”行情；记安科技初的股价过百元游戏；初中科创业事件；红光实业、郑州百文等虚假上市事件，等等。这些事件对资本市场效率的影响有多大，是否足以损害到资本市场的效率；尚缺乏有效的研究。另外，在近乎于零的法律责任下；一些上市公司配合机构投资者操纵股价，包括不乏利用虚假的会计盈利消息。这种会计盈利信息与超额市场回报之间的关联性，究竟是“功能锁定”，还是‘沛场有效”，仍需要严谨、科学的研究。
关于资本结构问题从MM定理产生之日起，资本结构的研究就一直是热点话题之一；并形成了多个理论假说；如信号传递、融资优序等等。但是，这一理论的前提是：成熟的资本市场；使得企业可以相对自由地选择融资方式；有效的市场监督与治理机制，使得企业必须谨慎地选择融资方式。但是我国包括上市公司在内的几乎所有企业，都不能自由选择融资方式；且融资制度的成本与不确定性都很高。这样，资本结构的选择本身失去其信号传递的功能，包括四大国有商业银行在内的各金融机构，尚未很好地解决自身的代理问题，因而，金融机构对企业的监督能力不强；除少数上市公司效益好、内源融资能力强外，绝大部分上市公司效益相对较差；缺乏内源融资的能力。未来关于我国企业资本结构的研究，应当充分关注这种制度背景的差异，提出真正属于我国制度环境的资本结构理论。
关于代理成本理论代理成本理论和作为其进一步发展的“契约成本”理论，激发了丰富的实证研究成果，其中，专门讨论会计政策选择的实证研究就是在代理成本理论之上发展起来的。目前很多实证会计研究的成果中，都能发现代理理论的痕迹。在我国，代理成本显然也是适用的，但是，其表现形式将显著是不同于美国。比如，基于契约成本理论所形成的实证会计三大假设之一的“政治成本”假设认为，企业规模越大，越有动机降低利润。在我国；企业只有做大，才能引起政府重视，才能得到各种政策扶持，前一段政府主导性的企业合并和”500强”情结，充分说明了这一点。此时，简单地套用西方的假设，将是不确当的。又如，西方的代理理论主要关注经理人员与股东之间的利益不一致，在我国，绝大部分国有上市公司改组上市时；都有一个同名的、国有控股母公司，这样，在大、小股东之间也存在利益不一致的现象，讨论诸如股利政策、公司治理等问题时，就必需要关注我国这种特殊的制度安排。
对制度与制度环境的关注，将会引导我们去研究那些真正属于我国经济环境下的问题，并因此而采用一些确当的研究方法。比如；我国资本市场历史较短，公开信息披露不足；因此；对一些特定的问题；通过案例研究的方式，追踪个案，将比试图采用大数据量的经验分析更为有效。又如，针对我国制度变迁过程中的各种现象，通过构建确当的理论，对现实世界所发生的现象提供个案似的解释、说明，不失为一种有效的方法。只有真正从我国的制度环境入手分析、讨论我国的经济现象，才能形成基于我国经济环境的实证理论与假设，这应当是实证研究的根本涵义之所在。
作者简介：刘峰，男，19 6 6年2月生于安徽省无为县，1994年毕业于厦门大学会计系，获经济学（会计学）博士学位，19晋升为教授。现为中山大学特聘教授、博士生导师，中山大学现代会计与财务研究中心主任。
自 1986年起，先后在《会计研究》、《管理世界》等刊物上发表论文刊余篇，出版《会计准则研究》、《会计准则变迁》等著作、教材近20部；主持过两项国家社会科学基金科研课题及其他层次课题；关于会计基本理论、会计准则等方面的研究成果，在国内学术界有一定的影响。目前的研究兴趣为：我国会计准则制订与实施效果的验证等问题、银行监管政策变化的市场检验及相应的债务结构问题研究、珠江三角洲区域专业化下中小企业的生存模式与成本战略。
先后荣获教育部霍英东基金会‘福等院校优秀青年教师基金奖”（年）、教育部首届高等院校优秀青年教师奖（19）、国务院政府特殊津贴等全国性奖励与荣誉。论文获中国会计学会年度优秀论文一等奖等奖励，专著或合著先后获教育部优秀社会科学成果一等奖、福建省第三届优秀社会科学成果三等奖等奖励。
篇9：农业经济增长影响因素研究论文
摘要：影响农业经济增长的主要因素包括资本、劳动力、制度、技术进步和对外开放等。对于手工业者来说，人力资本是影响经济的主要因素；对于农业机器制造厂来讲，物质资本是影响其经济增长的主要原因。但对于现在的绝大多数农民来说，人力资本是影响其经济增长的主要因素。
关键词：农业经济；人力资本；物质资本
农业经济水平显示着一个国家的综合国力水平，而衡量一个国家的富裕水平看的就是经济增长水平。中国是一个发展中国家，其人口大部分集中在农村，因此注重农业经济发展是重中之重。当今，农民已经告别了手工收割，越来越多的收割机、播种机等大型机器相应出现，需要的专业人员也更多，导致人力资本成为了影响农业经济增长的主要因素[1]。
篇10：农业经济增长影响因素研究论文
制约农业经济增长的因素有3点：物质资本、人力资本和对外贸易。中国的农业国际化水平较低，所以对外贸易对于农业经济增长影响不大。而物质资本主要包含机器、设备、厂房、建筑物和交通运输设施等[2]。对于传统的产业经济来说，物质资本处于领导地位，但随着经济的发展，人力资本无论是在数量上还是在质量上都远远超过了物质资本，成了制约农业经济增长的主要因素。
2现阶段中国农村人力资本投资状况普查及特点
农村人力资本投资主要包含教育、培训、保健和迁徙。教育，是指为子女教育经费或者深造的经费；培训包含给予招收人员的培训经费；保健即健康，就是农户为健康所支出的费用；迁徙包含交通、通讯等费用。
2.1人力资本投资普查
2.2人力资本投资特点
中国是一个农业大国，但农业的发展仍处于较低阶段。随着工业化、城镇化发展，农村土地使用非农化种植成为了主流。将分散的土地集中化经营，成了解决农民经营不善的主要途径；同时，合理、科学地使用各种辅助生长制剂成了政府和农户关注的重点[3]。中国的发展策略是农业与工业并重。农村的收入与城市相比较低，因此大量人员向城市转移成为了普遍趋势。经济新常态下中国的经济发展面向五化：工业化、农业现代化、城镇化、绿色化和信息化。为了适应经济新常态，农村加大了对教育的支出。同时，教育支出的增加也显示了农民想要提升自身素质的追求和顺应时代需要作出的努力。迁徙支出的增长显示，越来越多的农户开始追求高品质的生活。保健支出的增加显示农户也开始注重健康问题。但农民的收入水平较低，导致大部分农民仍选择将生活保障放在第一位而忽视健康保障。
3结语
人力资本是影响农业经济发展的主要因素。将3个时间段（第一时段为-，第二时段为-，第三时段为-）的人力资本总投资值导入DEA模型得出的.DEA平均得分显示出人力资本的投资效率，其中第一时段为0.796，第二时段为0.812，第三时段为0.864，以上数据可以显示对于人力资本的投入呈上升趋势。且从表1中的普查信息中也可以得出相同的结论。从表1可以看出，对人力资本投资占比最大的是教育投资，与我国实行的科教兴国战略接轨；教育投资一直是农户的重心，但相关书籍显示,至少培育2代以上的人，才能使教育带动经济发展。因此，对教育的投资不具有长期性，难以成为稳定收入的基本。迁徙支出的增长幅度比健康支出的增长幅度大，提示越来越多的农户开始注重迁徙支出，同时健康支出的增长空间也较大。
作者:武丽红 单位:甘肃省高台县宣化镇农业综合服务中心
参考文献:
[1]杜江，刘渝.农业经济增长因素分析:物质资本，人力资源，还是对外贸易?.南开经济研究，（3）．
[2]熊俊.要素投入、全要素生产率与中国经济增长的动力[D].成都：四川大学，.
[3]冯佺光.公共选择下的山区农村经济协同发展问题研究[D].重庆：西南大学，2012.
篇11：安装工程造价影响因素研究论文
安装工程造价影响因素研究论文
一、影响安装工程造价的主要因素
1.施工人员的因素
目前，我国建筑业作业人员技能水平还不是很高。一部分劳务分包公司所聘请的农民工缺乏相关的技能培训。这些农民工在施工过程中由于施工技能的不熟练导致施工效率低下。因此，安装工程施工质量常常存在一定的潜在风险，也就无可避免地造成部分已完工的工程进行返修，增加了工程费用的支出。因此需要加强管理和培训指导。安装工程中人工费的主要计算依据是来自工程项目所需用工量以及工程所在当地的人工单价而确定。根据笔者经验，近几年施工人员的人工费占工程造价的比例显著上升。鉴于工程性质、工程规模及施工范围的不同，一般来说，安装工程中人工费大约占整体工程造价总额的10%～25%。因此在选取劳务分包作业队伍的时候，需要根据工程实际情况，结合专业特点，选择信誉好、有实力的分包队伍。这样能从现场施工作业第一道环节控制施工质量，减少浪费，缩短工期、降低成本和工程造价。
2.施工材料的因素
（1）材料质量
材料质量是安装工程中确保施工质量的核心点，是控制安装工程造价的基本保证。一旦在施工过程中使用了不合格的材料进行施工，不但安装工程的质量得不到保障，还会对使用安全存在巨大的隐患。同时，在工程验收过程中发现问题，增加多次返工，必然增加安装工程的造价。
（2）材料价格波动
目前，由于国内物价迅速增长及世界经济发展的不平衡影响、区域性价格垄断等因素，造成材料价格异常波动且一路上涨。通常在安装工程的造价控制过程中，主要是利用造价行政管理部门发布的市场“信息价”，事实上由于“信息价”的收集、发布及采用需要一定的时间周期，导致这种“信息价”具有一定的滞后性，对本工程造价控制具有相当不利影响。同时，安装工程中造价最重要的组成部分是设备费和材料费。在工程费用中约占总费用的60%～70%左右。因此在安装工程施工过程中必须要严格控制好设备、材料的价格。
3.施工机具的因素
施工机械是进行安装工程施工的工具。在安装过程中所使用的施工机械的效率、能耗和故障概率对工程造价的控制具有十分重要的影响。因此，对安装过程中所涉及到的施工机具必须在工程开工前就进行预先安排和考虑，一定要契合工程的特点与要求，做到适时适度适量。
二、加强合同管理是严格控制安装工程造价的关键手段
1.订立适合的合同
好的合同应具备内容完整、清楚，用词严谨、准确，条款细致、严密等特点，尽可能做到面面俱到，才能保证合同履行、合同管理的顺利进行。这点可从招标前的设计、招标文件的内容抓起。可制定不同类别的招标文件范本如土建、机电安装、设备采购、监理、第三方检测、监测、设计、咨询等。在招标文件中设定与各类合同对应的报价清单格式也很重要，正确完整的清单开项对控制工程造价有着重要的实际意义。因此参与制定招标文件范本的合同管理人员、设计人员、项目管理人员等必须具备较全面的专业知识及具备较强的工程经验。签订合理可靠的有效合同，确定好各方承担的合同风险。根据规模不同，选择不同的合同类别，防止劳动纠纷发生。
2.提高合同变更的管理
工程建设在执行阶段，常常会出现设计变更、工期变更、施工方法变更等工程变更。在招标文件的合同商务条款中应设立完善的变更、支付、索赔条款，以使变更有充分的依据。在出现变更时，甲乙双方应根据施工实际情况和合同的有关条款，分清各自的责任。对因业主、设计或其他合同约定的原因发生的变更，经业主确认后，可以进行合同价款变更并计量；如果因承包商的原因（如因质量问题造成的返工、施工缓慢造成的工期延误等）导致的损失，则应由承包商自行承担，不予增加费用，业主甚至还可依据合同进行索赔。
三、加强变更设计管理是控制安装工程造价的重要组成
工程变更包括设计变更、进度计划变更和施工条件变更等。由于安装工程建设的内容都具有一定的复杂性，同时在施工过程中业主也会提出一些动态的`要求，因此工程变是难以避免的。研究并加强工程变更管理具有重要的理论和现实意义，具体体现以下几个方面：
（1）有利于建设单位控制安装工程的总体造价与建设规模、降低资金投入的风险、提高资金利用率，为业主创造更多的效益。
（2）加强工程变更管理有利于提高合同执行的灵活性，有效应对各种不可预见的变化和风险，激发各方建设热情、提高工作效率、保证各方共同利益和工程质量、保持合同各方友好和谐的合作关系。
四、工程变更的有控制方法和策略
1.制定严密的合同条款
发布招标文件时就制定与变更的条件、方法有关的条款作为合同执行过程中变更的依据。随着我国改革开放的不断深入，工程项目的管理也将逐步与国际接轨。在国际上，发包方经常咨询专门的公司编制严密的合同文件，对承包商的制约条款几乎达到无所不包的地步，防止施工单位找各种借口，进行索赔。
2.合理索赔
进行索赔时建设单位应严格按照合同及相关会议纪要等文件计算工程量与费用，对不合要求的分项不予计量。建设单位对因承包方原因造成的工期延误进行索赔，对工程质量不达标的要求承包方返工修补或者赔偿损失。
3.制定严格的变更审批流程，依据合同条款认真处理工程变更
施工中严格控制设计变更，对必须变更的一定要经过相应的审批流程才能进行变更。由于施工条件变化所引起的合同价格变化，在合同中如果有适用于变更工程的价格，则按照变更合同价格；如果合同中有相同或类似的价格则参照执行合同价格；如果合同中没有相同或类似的价格则要由承包商与发包方协商达成一致。
4.重视图纸会审
图纸会审是在施工准备阶段由建设主体共同参与的较大范围的设计交底及图纸审查。可以发现设计中存在的问题，最大程度上减少工程变更带来的工期拖延和施工单位费用索赔等问题。
5.严格做好工程结算，把好最后一道关口
在进行安装工程的施工结算时要仔细核对下发的施工图纸、施工合同、变更设计等有关结算资料。通过逐项的细致、全面、准确地审查分析，确定结算工程量、定额子目或清单单价、费率套用的正确、变更造价，最终完成安装工程结算。
篇12：导游职业道德影响因素研究论文
导游职业道德影响因素研究论文
一、文献回顾
（一）导游职业道德
导游职业道德是职业道德在导游职业的具体延伸，是导游在工作中所遵循的与其职业相适应的道德原则和道德规范的总和，它赋予导游一定的权利又要求导游承担一定的责任。也可以将导游职业道德理解为导游在其职业活动中所形成的道德观念、道德品质、道德情操以及所遵循的与其特定职业活动相适应的道德规范［2］。职业道德的本质是一种意识，这种意识主要是依靠人们内心的信念、传统习惯以及社会舆论来维系的，它的具体表现形式是人们的行为，所以，职业道德是意识和行为的统一。导游职业道德既有一般职业道德的共性，又有导游职业独有的个性。基于以上相关论述，作者认为，导游人员职业道德是指导游人员在其职业活动中，依靠内心信念、传统习惯以及社会舆论所产生的思想与行为的统一。它不仅仅是一种意识，也包含意识支配下的行为。
（二）导游职业道德行为影响因素
国内学者对导游职业道德问题产生原因进行了较多的理论探讨，如张金花、余芳等认为导游缺乏职业道德的原因为：行业秩序混乱、导游准入门槛低、收入结构不合理、激励机制不健全、导游自身素质不高、导游流动性大。王琼认为除了上述原因外，旅游外部环境的不和谐以及游客消费心理不成熟等也是导游职业道德缺失的重要原因。尹敏、朱湘辉指出市场经济的负面因素也会影响导游职业道德行为。付文明在其研究中指出：导游与旅行社以及导游与游客间的信息不对称是导游职业道德失范的主要原因。刘晖认为，导游行为失范的根源在于导游与利益相关者之间的利益失衡。伍晓奕通过实证研究发现：企业的组织伦理氛围对导游职业道德行为有显著正影响，而组织控制系统会显著影响导游的导购和守法行为。于杰通过研究发现：导游职业道德教育的缺乏也会对导游职业道德产生影响。有关旅游行业的伦理道德研究主要集中于宏观方面，从个人层面探讨旅游从业人员职业道德的研究十分有限，而对导游职业的研究较多是从服务、培训、管理等方面。导游人员职业道德及其影响因素是一个十分复杂且有意义的研究问题，国内学者主要从理论的角度对导游职业道德影响因素进行探讨，通过实证方法进行的研究还较为少见。基于以上分析，作者在本文中试图采用理论研究与实证研究相结合的方法，结合导游自身职业特点，将社会环境、舆论导向、外部监督等纳入影响因素中，全面探索导游职业道德影响因素维度，结合数据分析提出导游职业道德建设的方法与途径，为规范导游职业行为提供一定的理论依据。
二、研究方法
（一）导游职业道德影响因素的测量
为了更加全面客观地了解影响导游职业道德行为的主要因素，调查小组于2013年9月对黄山以及合肥20家旅行社及导服公司的导游及管理人员进行访谈，访谈内容主要围绕“哪些因素会对导游职业行为产生影响”，详细记录访谈内容，结合已有文献制作调查问卷，问卷包含两个部分：人口统计学特征和导游职业道德影响因素，影响因素共计30个题项，题项主要涉及薪酬待遇、社会形象、舆论导向、外部监督、自身素质等方面，采用5点式李克特量表：1表示没有影响，5表示很大影响。在2013年10月，调查小组就近选择芜湖若干家旅行社的导游作为预调研对象，共计发放预调研问卷87份，回收73份，分析预调研结果，并咨询有关专家意见，调整问卷内容，最终确定题项33个，增加家庭环境、社会不良风气、企业内部组织伦理氛围三个题项。
（二）数据收集
本次调研主要选取黄山、合肥、芜湖三处在安徽旅游市场较有知名度且接待人数较多的旅游城市作为调查地点，2013年11月期间，随机选取黄山市、合肥市、芜湖市56家旅行社及导游服务公司的.260位导游作为调研对象，发放调查问卷，回收234份，回收率90％；对人口统计学特征进行分析发现：男性占31．1％，女性占68．9％，女性明显高于男性；年龄分布：20—29岁占75．7％，30—39岁占19．6％，40岁以上占4．7％，年轻导游占大多数；受教育分布：高中及以下占14．2％，大专或本科占83．8％，研究生以上占2％，样本导游学历以本科或大专为主；导游证等级分布：初级占83．4％，中级占10．3％，高级及以上占6．3％，以初级导游为主；婚姻状况：未婚占63．5％，已婚占36．5％，以未婚为主；收入分布：2 000元以下占30．4％，2 000—3 000元占53．4％，3 000—5 000元占11．2％，5 000元以上占6．3％，导游收入以3 000元以下为主；从业年限分布：1年以下占17．7％，1—3年占39．5％，4—6年占25．2％，7—10年占12．9％，10年以上占4．8％；导游性质分布：全职占53．8％，兼职占46．2％。总体表现为女性多、从业年限短、收入偏低的趋势，与以往研究较为一致。
三、数据分析
（一）探索性因子分析运用
SPSS17．0对问卷进行处理，首先进行信度和效度分析，结果显示，问卷的Cronbach’s a值为0．886，表明问卷内部一致性良好，使用KMO和Bartlett’s球形检验来检验数据是否适合因子分析，数据显示KMO值为0．783，Bart－lett’s球形检验显著性概P＝0．000＜0．05，说明变量间具有明显的结构性和相关性且问卷具有良好的结构效度。选取0．5作为因子载荷的截点，剔除载荷在所有题项上都小于0．5或在多个题项上均大于0．4的指标，得到27个测量题项，采用主成分分析法和方差最大化正交旋转法，得到旋转后的因子载荷矩阵（如表1），共计得到7个因子，且7个因子的累计方差贡献率为66．835％，显然旋转后的7个因子能较好地解释原始变量。分析题项内容，将7个因子依次命名为：工作待遇、企业管理、社会环境、自身素质、外部监督、舆论导向、人际关系。其中F24（旅游行业信息透明化）在后文的IPA分析中影响不显著，故将F22、F23、F24命名为“舆论导向”
（二）导游职业道德影响因素的IPA分析
为了进一步明确导游职业道德各影响因素间的相对关系，在因子分析的基础上，运用IPA方法对数据进行深度分析，以导游评价得分的综合平均值（3．757）以及各指标重要性得分的均值（0．037）为分界线。
四、结论及建议
国内有关导游职业道德影响因素多采用质性研究方法，本文试图通过定性与定量相结合的方式，在深度访谈的基础上结合文献回顾制作调查问卷，以安徽省三个旅游城市的导游市场作为调查对象，调查影响导游职业道德行为的因素，运用SPSS17．0软件对数据进行处理，因子分析得出7个因子：工作待遇、企业管理、社会环境、自身素质、外部监督、舆论导向、人际关系。同时采用IPA分析法得出：工作待遇、自身素质、企业管理、舆论导向、外部监督5个因子较其它因子对导游职业道德行为产生的影响更为明显。导游职业存在于复杂的社会背景之下，具有重要性和复杂性。如何提高导游职业道德修养，改善导游职业行为将直接影响导游整体社会形象，并间接影响潜在就业者的职业认识和就业倾向。从市场关系看，导游既具有独立性，又从属于旅行社，旅行社是市场的责任主体，其追求利益的方式影响企业组织结构，决定了旅行社与导游之间的关系，进而影响导游的行为和服务质量57。基于上述研究，作者认为改善导游职业行为应当建立以旅行社为核心的行业治理模式。这种模式不仅可以强化旅行社的责任主体地位，为导游提供更具人性化的组织支持，也可以加强旅行社管理层的能力建设，优化导游带团的工作环境与旅行社的后勤支持57。
（一）完善薪酬制度
Dioka和Unakul认为导游人员操作在旅游系统的最边缘，因此，他们的收入、社会地位、职业认可常常被忽视，季节性工作使导游在收入、福利、职业地位上缺乏安全感和保护，导游人员较差的职业形象与低薪酬相互制约，并且负团费以及较低的收入已促成了导游人员“企业家角色”，这一角色的不受控制导致导游极度的金钱利己导向，从而使导游其他主要角色让步，产生服务质量和职业精神的下降。导游人员需要的是一个合理稳定的收入而不是主要依靠佣金。旅游企业应当严格按照我国《劳动法》的规定，与正式导游签订就业合同，并为导游提供应有的社会福利，各地区旅游管理部门与旅游企业可以就当地旅游发展现状，联合制定导游薪酬制度，同时明确导游考核制度，将导游薪酬制度与导游考核制度结合起来，引导导游通过规范自身行为、提高服务质量来获得更多合理的报酬。
（二）培育企业文化
优秀的企业文化能够为员工营造良好的工作氛围，提高员工的文化素养和道德水准，在企业内形成凝聚力、向心力和约束力，并强化员工的归属感和荣誉感。在全民道德水平不断下滑的社会背景下，旅游企业文化建设具有重要意义，文化建设应结合旅游发展现状，注重导游职业道德观念的培养，同时，企业文化作为企业管理的重要手段，应与企业管理制度区别开来，通过企业自上而下的行为引导导游建立积极的价值及行为取向，最终使导游认可本企业文化，形成自我行为约束。
（三）实施专业培训
较少的培训和有限的发展空间使得导游对未来职业发展感到迷茫，但当他们被合适地培训后，将为旅游业以及旅游者提供一个更有价值的服务。一方面，企业应根据市场需求实时调整培训内容，除传统技能培训以外，需更加注重对导游职业认知以及责任意识的培训，另一方面，企业需创新培训方式，突破传统的理论灌输方式，提升培训与工作实践结合的深度，鼓励在企业上下建立学习型组织，促使导游学习新知识、新方法、新技术。
（四）制定职业规划
从导游从业年限（1年以下占17．7％，1—3年占39．5％，4—6年占25．2％）可以看出：导游职业较高的流动性。这一高流动性严重地影响了潜在就业者对该职业的认知，致使许多高素质人才不愿意从事导游职业，大大地阻碍了导游总体水平的提高。合适的职业规划可以帮助个体维持良好的职业状态，使个体在面临职业压力及困境时不轻易放弃，有益于个体形成稳定的职业价值体系和积极的职业认同感。在帮助员工制定职业规划时，应尽可能将员工职业规划体现在企业培训开发体系的建设和实施中，使员工产生良好的企业归属感，同时，建立合理的导游职业隶属机制，包括正式导游和社会导游，完善导游制度化管理180。
（五）实现动态机制
已有研究指出：导游准入制度的低门槛直接造成当前的导游人员素质降低，也直接导致了导游职业的社会地位偏低。导游“只进不出”的准入机制也是造成导游队伍素质参差不齐的重要因素。1999年出台的《导游人员管理条例》（以下简称“《条例》”）明确规定：具有高级中学、中等职业学校或者以上学历，符合相关条件的即可参加导游人员资格考试。在我国高等教育大范围普及、国民受教育程度大幅上升的背景下，《条例》中的准入要求能否满足当代旅游业发展的需求值得深思。作者认为：严格导游考核制度，建立导游退出机制符合当前导游队伍发展的情形。相关管理部门应当根据旅游市场的需求，完善导游准入制度，同时建立合理的退出机制，提高导游管理的行政效率179。2013年10月1日《旅游法》正式实施，这一法律的实施无疑对导游人员行为提出了更高的要求，同时对导游权益做了更好的诠释，但仅仅靠法律的约束是远远不够的。行业监管部门应当加强对旅游市场的实时监督，消除旅游经营者及从业人员的机会主义心理，同时，政府和企业应当从导游的切身利益出发，共同建立合理的导游职业机制，通过正确的舆论导向，改变大众对导游职业的片面认识，努力提高导游的社会评价。行业主管部门需加强导游的维权意识，建立导游维权平台，使导游可以通过正规渠道维护自身的正当利益。政府可以赋予行业协会等民间团体适当权利，加强其在导游群体利益表达和行使话语权方面的重要作用180。此外，旅游企业须努力改善导游的工作环境，为导游自我学习提供硬件、软件支持。教育机构需通过创新教学方式，加强理论与实践的结合，使学生（潜在就业者）对导游职业树立正确的认识，最后，导游应当意识到自身的不足，顺应旅游市场发展的新要求，不断提升自身的综合素质。本研究系统地分析了影响导游职业道德的主要因素，以及各因素的相对重要性，为以后导游职业道德建设研究提供了一定的现实依据，但本研究也存在一些不足：首先，样本仅选用安徽的三个旅游城市，如果增加多个地区或城市数据，相信可以得到更加客观全面的结果；其次，虽然问卷的制作过程遵循了一般调查问卷设计的流程，收集的多方的建议和意见，难免还有考虑不全面之处；再次，由于篇幅问题，本文未对各影响因素间的内在相关性进行分析，在以后的研究中，可以扩大调研范围，丰富样本类别和数据收集，不同地区旅游市场的对比同样是今后研究的方向。
篇13：长株潭农民城镇化意愿影响因素的实证研究论文
关于长株潭农民城镇化意愿影响因素的实证研究论文
经济学家斯蒂格利茨曾预言：中国的城市化与美国的高科技发展将是深刻影响 21 世纪人类发展的两大课题。宏观上看，城市化是人类社会高度发展的必然趋势。它能推动快速实现农业机械化和现代化，大幅度提高农业劳动生产率，避免陷入马尔萨斯陷阱。微观上看，城镇化是增加农民收入和提高农民生活水平的根本途径。因此，许多研究基于政府层面指出了城镇化的重要性以及探讨了如何进行城镇化。那么从农民角度来说，他们是否都主观愿意进行城镇化，从传统的农村生活方式过渡到城市的消费和生活习惯呢？农民作为城镇化的主体，其迁移意愿将直接影响城镇化进程的速度和质量。对其迁移意愿及其影响因素进行分析对推进湖南省城镇化建设具有重要的现实意义。
1.相关文献回顾
1984 年,国务院发出《关于农民进入集镇落户问题的通知》,允许农民自理口粮进镇落户务工经商。这一政策给农民进镇,推进农村城市化带来了良机。朱文忠、杨章明通过对当时应运而生自发城镇化的成功典范——上海市洪庙镇和浙江省龙港镇进行调查，探讨了农民城、小城镇发展的动因和意义。对城镇化动力机制的研究，总结可分为自上而下和自下而上、外力推动三种模式。以齐康、夏宗玕为代表的.学者认为城镇化动力机制主要为自上而下，包括国家大型企业重点项目的建设、原有城市的经济发展及其潜力扩散的影响、农村经济发展和引进外资四种形式。以刘传江为代表的的学者总结苏南模式、温州模式、珠江三角洲模式、胶东模式、六里坪模式认为城镇化动力机制主要为自下而上。以顾朝林等代表的学者综合前人研究，分析了三种动力机制各自特点。农村地区人口的迁移是城镇化过程中最为重要的内容之一，历史上许多学者从不同角度研究了人口流动的原因、规律，藉此探讨城镇的成长机制。
2.理论分析与基本假设
基于国内外已有相关理论成果及课题组实地调研数据，本文将影响农民迁移意愿的变量分为三类，即农户的个体特征变量、家庭特征变量和所处区域社会特征变量，并提出假设。
2.1 农户的个体特征变量
包括农户的年龄、教育程度、婚姻状况、职业四个子变量。
（1）一般而言，年龄越大城镇化意愿越小，他们更愿意在生活了一辈子的地方安享晚年，叶落归根观念强烈。而年轻人更向往大都市，追求现代化、新潮流，城镇化意愿更强烈。随着年龄的增长，城镇化意愿逐渐减少。
（2）受教育程度越高的人，对城镇化带来的好处越了解，眼光更长远，思考更周密，城镇化意愿越强。相反，教育程度低的人，思维禁锢在祖代相传的土地上，城镇化意愿低。
（3）已婚者在农村有着家庭的羁绊，有着赡养老人的责任。另外，已婚者上有老人下有小孩需要照顾，在城镇生活经济压力会比较大。因此相对未婚者，城镇化意愿较低。
（4）以农业为主要职业的农民，城镇化意味着会暂时失业，生活失去经济支撑，其意愿较低。而以非农为主的农民，城镇化对于他们来说意味着拥有更多机遇，城镇化意愿高。
2.2 农户的家庭特征变量
包括家庭主业、人均收入、人均耕地和有无在读学生四个子变量。
（1） 家庭主业以农业为主的家庭，对农村的依赖性很强，城镇化意愿较低。而相比较而言，以非农业为主的家庭城镇化意愿较高。
（2） 人均耕地较多的家庭，非常担心城镇化之后会低价甚至无偿占用自己的土地，城镇化意愿低。相反人均耕地较低的家庭，更倾向于城镇化后流转自己的土地，城镇化意愿较高。
（3） 人均收入较高的家庭，更希望提高自己的生活水平，也更有能力承担城市的消费水平，因此城镇化意愿更高。
（4） 现在农村对教育非常重视，希望孩子能出人头地，有所成就。对于大部分家庭而言，其80%的家庭活动是围绕孩子，有在读学生的家庭出于想提供给孩子更好的学习机会，进行城镇化意愿更强烈。
3.样本情况与实证研究
3.1 调研实施及样本分析
本次调研以长株潭为中心，抽取了湘乡市山枣镇、湘乡市虞塘镇、韶山市如意镇、株洲市朱亭镇、株洲三门镇、株洲龙潭乡、宁乡县玉潭镇、望城县丁字镇、浏阳县古港镇 9 个镇，在抽取地朋友的帮助下，调研回收问卷 210 份，经整理有效问卷 168 份，问卷有效率 80%。调查对象是 15—64周岁有劳动能力的常住农村居民。
3.2长株潭农民城镇化意愿的 LOGIT 模型回归结果
本文采用 SPSS13. 0 对所调查的 168 份有效问卷的数据进行了 LOGIT 回归处理。从表 2 可以看出,有 64 户没有城镇化迁移意愿的农民被正确预测为没有意愿,而 4 户没有意愿的农民被预测为有迁移意愿,正确预测率为 94. 1%。同时, 2 户有城镇化迁移意愿的农民被预测为没有迁移意愿,而 98户有城镇化迁移意愿的农户被正确预测为有迁移意愿,正确预测率为 98.0% ,总的正确判断率为96.40%。这表明回归方程有效。
4.结论与启示
通过对长株潭 210 位农民的调查表明，61%的农民愿意进行城镇化，希望城镇化能改善他们的生活条件、医疗卫生条件、子女教育条件等等，而不愿进行城镇化的农民一部分担心城镇化生活消费增多，生活压力增大，找不到合适的工作，难融入新的城镇，没有归属感等。另一部分则认为农村空气好，食物纯天然，有益于身体健康。同时，农村人口稀少，不像城镇里那么拥挤，有自己独立的空间。基于以上结论，本研究对长株潭城市化发展进程提出以下 3 点建议：
1. 提高城镇化的生活质量，增加农民城镇化预期；
2. 优先发展就近城镇化；
3. 积极促进土地流转。
篇14：论商业信用需求的影响因素及融资约束实证研究论文
论商业信用需求的影响因素及融资约束实证研究论文
[摘 要]本文对沪深两市上市公司2005―2009年财务数据进行实证研究，从需求角度系统考察了影响商业信用的因素，并从商业信用角度检验中国上市公司是否存在融资约束。根据国有股比例是否达到50%为标准，把总样本分为两组：国有股比例≥50%组和国有股比例50%组。通过比较两个样本组在商业信用行为方面的差异，发现中国上市公司确实存在融资约束，并且国有绝对控股企业所面临的融资约束程度要远小于国有非控股企业。
[关键词]商业信用；影响因素；融资约束
1 引 言
商业信用是企业在贸易过程中的一种赊销、赊购行为。下游企业从上游企业获得生产投入品（原材料）或服务，一定时间后延期支付款项；而上游企业由于和下游企业有着紧密的合作关系，在对其经营状况和信用状况了解的情况下，也愿意通过延期支付给予其资金融通。
欧洲在中世纪最早出现商业信用，中国则是在先秦时期开始商业信用的使用。在英国，超过80%的日常交易通过赊销完成，并且应收账款约占企业总资产35%（Summers et al。1999）；在美国，1991年的商业信用平均使用占到了企业总资产的17。8%（Rajan和 Zingales，1995）；在德国、法国和意大利，商业信用超过了企业总资产的1/4；在中国，2000―2006年沪市A股上市公司的应收账款占总资产比例为7。61%（周铁铸等，2009）。从这些数据可以看出，商业信用已成为非金融性企业总资产的重要组成部分。
现有的国内外文献对商业信用的研究主要从宏观和微观视角通过理论或实证对商业信用的存在机制、影响因素以及对宏观经济的影响进行了探究，但鲜有文章结合融资约束的背景对上市公司的商业信用展开研究。由于我国特殊的制度安排，A股市场上市公司中绝大多数是由国有企业改制而成的。一些重要领域的企业，尤其是中央企业，国家都要求保持绝对控股，一般认为，融资约束对这样的企业影响比较小。国有股比重不同的上市公司与国有银行和政府间也存在着不同程度的联系（刘康兵等，2007）。首先，本文在前人的研究基础上利用证券市场的最新财务数据，从需求角度对中国上市企业商业信用使用的影响因素进行再分析，根据中国国情对模型和变量方面进行了设置。然后，我们以国有股比例作为分组依据，将样本数据分为国有股比例≥50%和国有股比例<50%的两组企业组别，假设前者不受融资约束，后者受融资约束，通过比较两个样本组在商业信用行为方面是否存在差异来检验中国上市公司融资约束假说。
2 数据、计量模型 1 数据筛选和剔除
我们对数据的筛选作了如下的规定：
选择2005―2009年在我国A股市场上市的公司；剔除样本中含有ST、*ST、PT类公司；为避免发行境内外资股或发行境外股份对公司投资行为的影响，样本中不含有发行B股、H股、N股的公司和进行过重大重组而改变行业属性的公司。
依据上述原则，最终选择的样本为439家公司。本文国有股比例和公司成立时间数据来自深圳国泰安信息技术有限公司的中国股票市场财务研究数据库，上市公司财务数据来自北京色诺芬信息服务有限公司的一般上市公司财务数据库。本文分析工具为Stata10.0. 2 变量描述（见表1）
3 实证结果及分析
从表2我们发现存续时间与商业信用的使用显着负相关（β=―3。124），即公司在成立初始阶段对商业信用需求会随着公司的成熟慢慢降低。考虑到因变量和自变量的非线性关系，我们加入公司存续时间的平方变量，显示其与因变量显着正相关，从而分析结论更为准确：在成立初始阶段，公司对商业信用需求很大，随着公司的逐渐成熟，对商业信用的需求确实会慢慢降低，但随着公司成长到一定时间和规模，对商业信用的需求会渐渐增加。因为此时，凭着比年轻公司信用强的优势，融资面临的约束较小，公司可以向更大的公司借入商业信用，然后再借出给融资需求旺盛但面临融资约束的公司。因为成立时间短、赢利能力较差等原因，大供应商担心收回商业信用的风险而不愿向后者借出商业信用。
商业信用作为一种短期融资方式，流动资产占总资产比例较大的公司对它的需求旺盛，计量结果显示该变量确实和因变量显着正相关，显着系数达到1%。表示在同等条件下，需求旺盛的公司得到更多商业信用。
资产报酬率表示公司的赢利能力，资产负债率显示公司的.偿债能力，两个变量和商业信用需求均显着正相关。分析结论和公司存续时间相似，赢利能力、偿债能力强的公司财务状况良好，不容易陷入财务困境，因此商业信用的偿还风险较小，这类公司更受供给者的青睐，能获得更多商业信用。
从第Ⅰ列我们发现销售增长率为负的公司对商业信用的需求显着性很高。可能是在公司遇到短暂性的经营困难时，会继续对原材料有强烈的需求，以维持正常运转。第Ⅴ列计量结果与第Ⅰ列结论一致，对国有股比例<50%的公司样本，其规模、存续时间和公司对商业信用需求的相关性不明显。流动资产占总资产比重、资产负债率、资产报酬率仍然和因变量显着正相关。仍然是销售增长率为负的公司对商业信用的需求更大。第Ⅲ列中公司规模和应付账款相关性不大。公司存续时间和应付账款显着负相关，显着性达到1%，并且与存续时间的平方项显着正相关，显着性也达到1%。这个结果和第Ⅰ列结论一致，并且系数是其相关项的近4倍。流动资产占总资产比重、资产负债率和因变量显着正相关。说明流动资产占总资产比重大、资产负债率高的绝对控股公司商业信用的需求较大。
对比后我们发现，第Ⅲ列、第Ⅴ列在资产报酬率上差异很大。前者与之无关，后者与之则是显着相关。这印证了本文初始的假设：国有绝对控股公司和国有非绝对控股公司面临着不同的融资约束。国有绝对控股公司，由于其绝对控股地位与金融机构联系密切，使其有更多充足的资金来源，在融资时，资产报酬率和销售净利率是影响公司商业信用的获得和需求的重要指标，但计量结果显示无关，国有绝对控股公司融资不受限制，因而无须依赖这些指标，而国有股比例<50%的公司融资受限制，需要这些变量向金融机构或上游公司发出自身或优质或劣质的信号，才能获得商业信用。
为了检验以上的变量关系和显着性在不同行业中是否仍然具有解释力，我们在表中加入行业虚拟变量。结果显示加入行业虚拟变量后，尽管自变量的估计系数与前面的结果略有差异，但所反映的信息基本相同：各因变量保持了应有的显着性和预期符号，有些因变量的显着性在加入行业变量后甚至加强了。因此，本文的模型在不同行业间也具有很强的说服力。
4 结 论
本文采用最新数据，研究在当今经济环境和制度背景下，中国上市公司商业信用行为，并从商业信用角度检验了融资约束理论。本文的主要结论有：公司存续时间与商业信用的使用显着负相关，而与公司存续时间的平方显着正相关；在同等条件下，流动资产占总资产比例较大的公司得到更多商业信用；赢利能力、偿债能力强的公司财务状况良好，不容易陷入财务困境，能获得更多商业信用；销售增长率为负的公司对商业信用的需求显着性很高。
然后我们通过比较国有股比例不同的两组公司投资行为，发现两组样本公司在资产报酬率和销售净利率这两个关键指标上存在显着差异：国有绝对控股公司的商业信用的获得和需求与这两个变量无关；国有股比例<50%的公司商业信用与这两个变量显着相关。证明融资约束假设成立，国有股≥50%的国有绝对控股公司和国有股比例<50%的公司面临着不同的融资约束，并且前者面临的融资约束小于后者。
本文关于公司商业信用行为的部分结论和当前的主流观点一致，也有部分结论与常理相悖，可以肯定的是，这些“非常理”行为公司主体在特定经济环境和体制下作出的选择，这些结论应当引起我们的重视。
参考文献：
[1]Petersen，M。，Rajan，R。Trade Credit：Theories and Evidence[J]。Review of Financial Studies，1997（10）：661―691。
★实证论文
文档为doc格式
