導(dǎo)語：如何才能寫好一篇實(shí)證分析，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

[關(guān)鍵詞] 季報 年報 信息含量 實(shí)證研究

一、文獻(xiàn)回顧

在會計理論框架和會計準(zhǔn)則制定中,會計報表的目的居于十分重要的地位,即能否向投資者提供與其決策有用的信息,直接影響著會計確認(rèn)、計量和報告原則,決定著會計的生存發(fā)展。盈利預(yù)測是會計信息含量的基礎(chǔ)。近幾十年來,學(xué)術(shù)界有大量文獻(xiàn)采用多種方法多角度地驗(yàn)證會計盈余數(shù)字的有效性。從總體上看,這一領(lǐng)域主要形成了兩類研究。一類是交易量反應(yīng)研究,主要研究盈余公告期間股票交易量是否發(fā)生了顯著的變動,從而驗(yàn)證盈余公告的信息含量;一類是股票價格反應(yīng)研究,主要研究股票價格對盈余數(shù)字的反應(yīng),從而驗(yàn)證投資者在進(jìn)行股票買賣的投資決策中,是否應(yīng)用了會計信息,股票價格反應(yīng)研究通常又有股票價格波動性研究、平均累計超額報酬率研究和回歸分析等方法。這方面的最早研究由Ball and Brown (1968) 完成。他們最重要的發(fā)現(xiàn)是:第一,股票價格對收益的反應(yīng)是一致的,即收益上升的股票價格相對市場整體是上升的,而收益下降的股票價格是下降的。第二,由于對非財務(wù)公告信息的了解,市場對收益變化的反應(yīng)是提前的。第三,由于市場不能完全預(yù)見到公司財務(wù)的準(zhǔn)確情況,信息公告當(dāng)日的市場反應(yīng)顯著。第四,市場對公告信息的反應(yīng)是有效的,公告信息對股票價格的影響在公告當(dāng)日完全釋放,投資者不能在公告后獲得超常投資回報。

為強(qiáng)化上市公司信息披露的及時性和真實(shí)性,進(jìn)一步提高上市公司信息披露水平,2001年中國證監(jiān)會發(fā)表了《公開發(fā)行證券的公司信息披露編報規(guī)則第13號:季度報告內(nèi)容與格式特別規(guī)定》。根據(jù)要求,從2002年第一季度起,在所有上市公司實(shí)行季度報告的披露制度。

目前關(guān)于上市公司定期報告披露的研究多側(cè)重于這些報告所披露的信息是否向投資者傳遞了新的信息。Haw et al.(1999)、趙宇龍(1998)、陳曉(1999)皆檢驗(yàn)了年度會計盈余的信息含量,Haw et al.(2002)還進(jìn)一步驗(yàn)證了中報會計盈余的有用性,Kross和Schroeder(1984)季度報告公布時間與極度信息的類型之間的關(guān)系以及季度盈余公布的時間與股票報酬之間的關(guān)系進(jìn)行了研究,得出結(jié)論:早公布的季度盈余報告包含了較好的信息;與晚公布的季度報告相比,早公布的季度報告伴隨著較高的超額報酬。

但是,許多學(xué)者在研究中發(fā)現(xiàn)盈余對股價變動的解釋力度都非常低,一般在2%～5%,最高也不超過10%。對此,許多學(xué)者進(jìn)行了分析,認(rèn)為可能是由于其他變量所引起的。

就季度盈余報告公布之后,年度盈余的信息含量是否會有影響,Mcnichols和Manegold(1983)通過比較34家樣本公司開始公布季度盈余報告之前和之后的平均相對方差發(fā)現(xiàn),第-4日、+1日、+2日的相對方差量在季度報告實(shí)施后明顯地變低了(p=0.05),若比較從-5日至+2的平均相對方差,季度報告實(shí)施后的相對方差就更加小了(p=0.01)。這些證據(jù)均說明,引進(jìn)季度報告之后年度盈余公布的相對信息含量下降了。

因此,本文試圖彌補(bǔ)上述學(xué)者研究方法的不足,在回歸分析中加入對其他因素的考慮,試用回歸分析研究季度盈余信息的有用性。本文共分五部分:第二部分是研究假設(shè);第三部分是研究設(shè)計;第四部分是對上市公司季度盈余信息有用性的實(shí)證分析;第五部分是結(jié)論。

二、研究假設(shè)

從最初的年報、中報到目前季報的強(qiáng)制性披露,縮短定期報告的間隔目的在于使投資者更及時地了解上市公司經(jīng)營狀況與財務(wù)狀況,進(jìn)而使資本市場的資源配置更加合理。但這一機(jī)制起作用的前提是投資者會利用季報這類更及時的信息來源。根據(jù)“信息有效論”,市場對經(jīng)濟(jì)利潤的追求使得影響股票定價的信息一旦公開,就能及時、無偏見地反映在股價中(Fama, 1970)。因此,我們提出本文的研究假設(shè)是:季度報告的披露會影響投資者對年報信息的有效利用。這個假設(shè)隱含兩層含義:一是季度報告包含的信息含量對投資者是有用的;二是季度報告的披露使年報的相對信息含量下降了。

三、研究設(shè)計

1.方法設(shè)計

為了研究季度報告的會計信息披露在證券市場上的影響,本文選擇了在深圳證交所上市的59家公司,考察了這些公司2003年第三季度的季度報告和2003年報公布的會計盈余情況以及季報、年報公布前后交易價格的變動情況。

本文以未預(yù)期盈余UE作為季度報告中會計信息的表征變量,以未預(yù)期報酬率AR作為市場反應(yīng)的表征變量,主要考察未預(yù)期報酬率和未預(yù)期盈余之間的相關(guān)關(guān)系。1.如果季報披露期間,證券價格有明顯的波動,可以說明季報具有一定的信息含量,并在證券市場上產(chǎn)生了明顯的反應(yīng)如果沒有明顯的價格波動,則說明季報并沒有給投資者帶來新的信息。2.如果季報披露之后,當(dāng)年年報披露期間,證券價格的波動明顯小于以往沒有披露季報的年份,則說明季報的披露使得當(dāng)年年報具有的信息含量下降了,如果證券價格的波動相較以往沒有太大差別,則說明季度報告的披露對年報沒有影響。

2.樣本選取及數(shù)據(jù)來源

(1)樣本選取

為了保證能較為準(zhǔn)確地估計股票的風(fēng)險系數(shù)(β值),消除上市公司價格波動的不穩(wěn)定因素,樣本的選取遵循以下條件:①必須是上市4年以上發(fā)行A股的上市公司;②在觀測期內(nèi)(季報公布前4個交易日至公布后5個交易日)公司沒有公告進(jìn)行兼并重組或行業(yè)轉(zhuǎn)變;③在近期內(nèi)(季報公布前45周)沒有進(jìn)行過股票分割;④不是ST(特別處理)或PT(暫停交易)股票;⑤考慮到要計算未預(yù)期盈余,因此必須選擇同時具有2002年和2003年第三季度季度報告的上市公司;⑥2003年三季度報告日當(dāng)天為非交易日的除外。經(jīng)過篩選后最終用于分析的樣本有59家公司。

(2)數(shù)據(jù)來源

每股收益、股價數(shù)據(jù)、股指數(shù)據(jù)和季度報告披露時間均來自于巨靈軟件;

3.計算與模型

計算中涉及的主要變量:一是未預(yù)期報酬率(AR),表示個別股票與市場波動不一致,可能給持有者帶來非正常報酬,用來衡量股票價格的波動程度;二是風(fēng)險系數(shù)(β)用來表示個股波動和市場波動之間的相關(guān)性;三是未預(yù)期盈余(UE),表示該公司預(yù)期會計盈余與實(shí)際盈余之差,用來衡量季報中的信息含量。

(1)估計風(fēng)險系數(shù)

要估算某只股票的系統(tǒng)風(fēng)險系數(shù),需要考察一個比較長的時間周期。這里采用了所有樣本公司股票2003年6月23日至2003年9月30日共100個交易日的收盤價和對應(yīng)的深圳綜合A股指數(shù)100個交易日的收盤指數(shù)。然后利用資本資產(chǎn)定價模型的市場模型來估計股票的系統(tǒng)風(fēng)險系數(shù)(β):

Ri,w=αi+βiRm,w+εi

這里Ri,w是某只股票在w日實(shí)際報酬率,Ri,w=(Pi,w-Pi,w-1)/Pi,w-1,其中Pi,w是第w日的收盤價。Rm,w=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是深證綜合A股指數(shù)在第w天的收盤指數(shù)。

(2)計算預(yù)期報酬率(ER)

這里采用風(fēng)險調(diào)整法來計算預(yù)期報酬率,根據(jù)估計系數(shù)αi和βi,利用市場模型計算出期間t股票的預(yù)期報酬率:ERi,t=αi+βiRm,t,計算范圍是季報公布前4天至公布后5天,加上公布日當(dāng)天共10天。以公布日為第0天,相對日期為-4日和5日。

(3)計算未預(yù)期報酬率(AR)

未預(yù)期盈余等于實(shí)際報酬率減去預(yù)期報酬率ARi,t=Ri,t-ERi,t,實(shí)際報酬率的計算方法為Ri,t=(Pi,t-Pi,t-1)/Pi,t-1,其中Pt為股票第t日的收盤價。

(4)未預(yù)期季度盈余(UEi)

股票的未預(yù)期盈余采用隨機(jī)游走模型進(jìn)行估計。公司i在第t年的未預(yù)期季度盈余可表達(dá)為本年度季度盈余與上年度季度盈余之差?？紤]到交易量是對盈余信息意外性程度的反應(yīng),再對結(jié)果取絕對值,由此得到計算未預(yù)期季度盈余的模型為:UEi=|Yi,t-Yi,t-1|

(5)累計未預(yù)期季度報酬率(CARi)

四、季度盈余信息含量檢驗(yàn)

1.建立模型

為了檢驗(yàn)未預(yù)期盈余(UE)和未預(yù)期報酬率(AR)之間是否具有統(tǒng)計意義上的相關(guān)性,構(gòu)造了以下模型來進(jìn)行回歸分析:

CARi,t=a+bUEi+cLOSSi+ε

其中,t表示相對日期,UEi表示未預(yù)期季度盈余;CARi,t表示i種股票在t年度的季度盈余披露日前第4個交易日到季度盈余披露日后第5個交易日的平均累計未預(yù)期報酬率;季報是否報虧,以虛擬變量LOSS表示;a為常數(shù);b為未預(yù)期盈余系數(shù);c為LOSS變量系數(shù);ε是回歸模型的殘差項(xiàng)。

2.實(shí)證結(jié)果及分析

回歸分析結(jié)果如下所示:

本文選取深市2003年59家樣本(剔除未預(yù)期盈余為0的樣本)的第三季度報告進(jìn)行回歸分析,結(jié)果為a=3.814,b=0.035,c=10.919。其中未預(yù)期盈余變量系數(shù)的t檢驗(yàn)值為0.363,方程未通過檢驗(yàn);而LOSS變量與累計平均未預(yù)期報酬率之間的相關(guān)系數(shù)為0.337,顯著大于0,說明季報是否報虧與累計平均未預(yù)期報酬率有著顯著相關(guān)性,LOSS反應(yīng)系數(shù)t大于2,通過檢驗(yàn)。但模型中自變量對因變量的影響力度Adj-R為0.081,R較低,可能原因是影響每股盈余的因素很多,諸如公司規(guī)模,會計核算制度等其他因素,在進(jìn)行盈余系數(shù)分析時未引入其他的變量。因此認(rèn)為可能是由于其他變量所引起的。

本文還單獨(dú)分析了報告日前后窗口期(-4,5)內(nèi)每一天未預(yù)期報酬率同未預(yù)期盈余變量之間的相關(guān)性,對它們分別做了回歸分析,但是未預(yù)期盈余反應(yīng)系數(shù)t都不超過2,從檢驗(yàn)來看,市場反應(yīng)并不明顯,均不能通過方程的顯著性檢驗(yàn)。

五、結(jié)論

研究表明,與國內(nèi)同類研究中證券市場對年度報告的反應(yīng)相比,季度報告引起的市場反應(yīng)不夠明顯,季度報告包含的信息含量不足,這也說明了在我國證券市場上,季度報告還沒有引起足夠的重視。同西方發(fā)達(dá)國家的證券市場相比,我國證券市場還不夠成熟,證券市場理性投資的投資理念還沒有被完全接受和應(yīng)用。具體表現(xiàn)為兩點(diǎn):一是市場對未預(yù)期盈余的反應(yīng)不夠明顯,未預(yù)期盈余和未預(yù)期報酬率沒有明顯的相關(guān)性;二是在研究中發(fā)現(xiàn),季度報告的披露確實(shí)降低了年報的信息含量,因此,考慮市場對上市公司的盈余信息的反應(yīng)一般取決于非理性因素,如季度報告披露的性質(zhì)、公司規(guī)模等等,多是心理因素的影響。

研究說明了在深圳證券市場,季度報告的未預(yù)期會計盈余與股票超額回報率之間不存在統(tǒng)計意義上的顯著相關(guān)性,結(jié)果不支持季度報告盈余數(shù)據(jù)的披露具有信息含量的假設(shè)。因此,季度盈余數(shù)字不具有有用性。

參考文獻(xiàn):

[1]羅斯?瓦茨 杰羅爾德?齊默爾曼 陳少華等譯:實(shí)證會計理論[M].東北財經(jīng)大學(xué)出版社,2006年9月,p24～34

[2]陳瀟陽 李豫湘:我國上市公司會計報表信息含量實(shí)證研究綜述[J].經(jīng)濟(jì)論壇,2005.5

篇2

關(guān)鍵詞：財政支農(nóng)；回歸分析；預(yù)測

中圖分類號：F812.8文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X(2009)08-0135－02

長期以來，農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力不高大大制約了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。作為農(nóng)業(yè)資本投入的主體，財政性農(nóng)業(yè)投資發(fā)揮著其他投入主體所無法替代的功能。財政性農(nóng)業(yè)投資通過投資于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等領(lǐng)域，能夠有效地促進(jìn)當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)的發(fā)展和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高；同時，財政性農(nóng)業(yè)投資通過積極的“示范效應(yīng)”，能夠吸引其他投資主體進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，從而更加有力地推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

財政性農(nóng)業(yè)投資主要包括四部分：財政支出中用于農(nóng)業(yè)的支農(nóng)支出、農(nóng)業(yè)基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)科技三項(xiàng)費(fèi)用、農(nóng)業(yè)救濟(jì)費(fèi)，而四者之中，財政支出中用于農(nóng)業(yè)的支農(nóng)支出占據(jù)了絕大部分份額。

從上圖1可以看出，國家財政中用于農(nóng)業(yè)的支出在逐年的增加，特別是財政支出中用于農(nóng)業(yè)的支農(nóng)支出，其增長的數(shù)量與速度更是大大超過了其他三項(xiàng)。我們再來看看隨著財政中支農(nóng)支出的變化，第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的變化情況，如圖2。

根據(jù)以上資料可以看出，隨著代表財政支出中用于支農(nóng)支出增長率曲線的上升或下降，第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長率曲線也在發(fā)生相似的變化。雖然影響第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的因素很多，但作為財政性農(nóng)業(yè)投資中份額較大的一部分，支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響是不容忽視的。

本模型將研究近些年來我國財政中用于農(nóng)業(yè)的支出項(xiàng)目與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的定量關(guān)系。

1.確定模型所包含的變量

模型被解釋變量是我國農(nóng)業(yè)的歷年總產(chǎn)值；解釋變量是財政支出中用于農(nóng)業(yè)的支農(nóng)支出。

2.確定模型

通過將解釋變量與被解釋變量作散點(diǎn)圖觀察，第一產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值Y與解釋變量支農(nóng)支出X（經(jīng)對數(shù)調(diào)整后）呈線性關(guān)系，因此，我們建立如下理論模型：

Y=β+βlnX+μ

模型中β（i=1）的經(jīng)濟(jì)意義是解釋變量的影響系數(shù)，所以0

為了簡化模型，我們令lnX=M，則原模型變?yōu)椋?/p>

Y=β+βM+μ

本模型使用的是時間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，具體的原始數(shù)據(jù)及對數(shù)變換處理數(shù)據(jù)見表1：

用EVIEWS3.1對變換后的數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸分析，得出回歸方程：

Y=-59652.5933+12764.31759*M

-15.8377120.64289

R=0.959380 F=426.1288 D-W=0.506761

1.經(jīng)濟(jì)意義的檢驗(yàn)

從回歸方程可以看出，解釋變量的系數(shù)為正值，即隨著國家財政中用于支農(nóng)的支出越多，第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值也越大，符合現(xiàn)實(shí)中的經(jīng)濟(jì)情況。

2.統(tǒng)計檢驗(yàn)

調(diào)整后的可決系數(shù)R=0.959380，這說明模型的擬合優(yōu)度比較好，解釋變量的t統(tǒng)計量的值為20.64289，很顯然，變量的顯著性比較強(qiáng)，F(xiàn)=426.1288>F0.05（1，17）=4.45，方程的顯著性也比較強(qiáng)，這說明模型的整體效果比較好。

3.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

由于模型采用的是時間序列數(shù)據(jù)，且只包含一個解釋變量，所以，無需進(jìn)行異方差和多重共線性檢驗(yàn)。我們用杜賓―沃森檢驗(yàn)法對模型進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)。

在顯著性水平為0.01的情況下，通過查表我們得出：dl=0.93，du=1.13，可以看出，DW=0.506761

Y-ρY=β（1-ρ）+β（M-ρM）+ε

根據(jù)估計結(jié)果，經(jīng)過系數(shù)調(diào)整之后最終模型的形式如下：

Y=-67243.4+13893.06lnX

-7.340928 9.904012

R=0.859759 F=98.08945 D-W=1.187056

DW=1.187056>du=1.16，模型已經(jīng)消除了序列相關(guān)性。并且相關(guān)的t統(tǒng)計量與F統(tǒng)計量的值也非常顯著，調(diào)整后的可決系數(shù)R=0.859759>0.8，方程的顯著性水平也比較好。

查得2005年的數(shù)據(jù)，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為39 450.89億元，而利用方程模擬得出的結(jié)果是農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為36 833.833億元，模型預(yù)測的相對誤差比為0.066337，預(yù)測誤差在容許范圍之內(nèi)，故認(rèn)為估計模型是可以應(yīng)用的。

從圖2中可以看出，與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增長速度相比，財政性農(nóng)業(yè)投資的增長顯得特別緩慢。而由上面的分析我們得出，財政性農(nóng)業(yè)投資特別是直接的支農(nóng)支出對農(nóng)業(yè)的發(fā)展有顯著的正相關(guān)性，這就要求政府進(jìn)一步加大財政性農(nóng)業(yè)投資，特別是支農(nóng)支出的投資力度，充分發(fā)揮它對農(nóng)業(yè)發(fā)展的拉動作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]李子奈．計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]．北京：高等教育出版社，2004．

[2]易丹輝．?dāng)?shù)據(jù)分析與EVIEWS應(yīng)用[M]．北京：中國統(tǒng)計出版社，2002．

篇3

關(guān)鍵詞：貨幣需求；修正的萊德勒-帕金模型；哈奇模型

一、引言

我國對貨幣層次的劃分可以分成以下幾個層次：M0=通貨（流通中的現(xiàn)金）；M1（狹義貨幣）=M0+活期存款；M2（廣義貨幣）=M1+定期存款；另外還有M3=M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓定期存單等。其中，M2減M1是準(zhǔn)貨幣，M3是根據(jù)金融工具的不斷創(chuàng)新而設(shè)置的。

M1反映著經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)實(shí)購買力；M2不僅反映現(xiàn)實(shí)的購買力，還反映潛在的購買力。若M1增速較快，則消費(fèi)和終端市場活躍；若M2增速較快，則投資和中間市場活躍。中央銀行和各商業(yè)銀行可以據(jù)此判定貨幣政策。M2過高而M1過低，表明投資過熱、需求不旺，有危機(jī)風(fēng)險；M1過高M(jìn)2過低，表明需求強(qiáng)勁、投資不足，有漲價風(fēng)險。

由于不同國家在經(jīng)濟(jì)制度、金融發(fā)展水平、文化和社會背景以及所處經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的不同，影響貨幣需求的因素也會有所差別。現(xiàn)階段影響我國貨幣需求的因素主要有：

1、收入（GDP）。在市場經(jīng)濟(jì)中，各微觀經(jīng)濟(jì)主體的收入最初都是以貨幣形式獲得的，其支出也都要以貨幣支付。一般來說，收入提高，說明社會財富增多，支出也會相應(yīng)擴(kuò)大，因而需要更多的貨幣量來滿足商品交易。所以，收入與貨幣需求呈同方向變動關(guān)系。近年來，隨著人們收入水平的不斷上升，以及經(jīng)濟(jì)貨幣程度的提高，貨幣在經(jīng)濟(jì)生活中的作用領(lǐng)域不斷擴(kuò)大，使得我國的貨幣需求不斷增加。

2、價格（P）。從本質(zhì)上看，貨幣需求是在一定價格水平上人們從事經(jīng)濟(jì)活動所需要的貨幣量。在商品和勞務(wù)量既定的條件下，價格越高，用于商品和勞務(wù)交易的貨幣需求也必然增多。因此，價格和貨幣需求，尤其是交易性貨幣需求之間，是同方向變動關(guān)系。在現(xiàn)實(shí)生活中，由商品價值或供求關(guān)系引起的正常物價變動對貨幣需求的影響是相對穩(wěn)定的。而由通貨膨脹造成的非正常物價變動對貨幣需求的影響則極不穩(wěn)定。建國后我國幾次通貨膨脹期間都曾不同程度地出現(xiàn)了提款搶購、持幣待購的行為，造成了這些時期貨幣需求的超常增長。可見，價格因素對我國貨幣需求的影響是很大的。

3、利率（R）。由于利率的高低決定了人們持幣機(jī)會成本的大小，利率越高，持幣成本越大，人們就不愿持有貨幣而愿意購買生息資產(chǎn)以獲得高額利息收益，因而人們的貨幣需求會減少；利率越低，持幣成本越小，人們則愿意手持貨幣而減少了購買生息資產(chǎn)的欲望，貨幣需求就會增加。利率的變動與貨幣需求量的變動是反方向的。

二、模型介紹

（一）萊德勒-帕金模型（適應(yīng)性期望模型）

萊德勒-帕金模型的表達(dá)式如下：

其中M為貨幣需求量，本文我們對M1做實(shí)證分析；Y為收入，也就是GDP；R為利率。該模型存在一個缺點(diǎn)，模型中忽視了價格水平，所以存在一個萊德勒-帕金模型的修正模型，表達(dá)式如下：

模型中加入了價格水平，做了修正，其中MP是修正后的貨幣需求，YP是修正后的收入，R是利率水平。

（二）哈奇模型（存量調(diào)整模型）

哈奇模型的表達(dá)式如下：

其中MP是修正后的貨幣需求，Y是收入，R是利率水平。哈奇模型對變量做了取對數(shù)的處理，處理后的模型中各個變量對應(yīng)的系數(shù)變成了彈性系數(shù)，也就是變量變動百分之一所引起的我國貨幣需求量變動的百分比。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)

本文是針對1978年到2015年的貨幣需求進(jìn)行的實(shí)證分析，分析的貨幣需求是M1的需求量。M1、GDP來自國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，R來自中國人民銀行官方網(wǎng)站，價格水平P是通過CPI和PPI的加權(quán)平均計算得到。

（二）單位根檢驗(yàn)

為了防止存在偽回歸（虛假回歸）問題，首先需要對每個變量做單位根檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)各序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如下：GDP_P是二階非平穩(wěn)序列，M1_P是一階非平穩(wěn)序列，R是一階非平穩(wěn)序列。需要說明的是，GDP_P和M1_P都是價格水平修正后的變量，用于修正變量的價格水平是以1978年為基期的價格水平。所以，在回歸過程中需要加入一階和二階自回歸過程。

（三）回歸分析

1、修正的萊德勒-帕金模型回歸分析

運(yùn)用eviews軟件，建立修正的萊德勒-帕金模型，得到的最小二乘回歸結(jié)果如下表：

根據(jù)回歸的結(jié)果可以看出我國的貨幣需求量與國民收入、利率水平成正比，隨著兩個變量的增加而增加；與前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量成反比，隨著二者的增加而減少。這一變化趨勢也符合我們學(xué)到的理論知識和我國的實(shí)際情況。表格中SER01變量是設(shè)置的虛擬變量，以1992年為分界點(diǎn)，1992年以前虛擬變量為0，1992年至以后虛擬變量為1。

將回歸的結(jié)果帶入模型得到回歸方程如下：

但是根據(jù)t統(tǒng)計量的檢驗(yàn)我們可以看到國民收入、一階自回歸，二階自回歸的系數(shù)對應(yīng)的概率小于0.05，說明對應(yīng)的系數(shù)是顯著的，也就是說三者對貨幣的需求量的影響是顯著的。而利率水平、前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量的系數(shù)顯著性都大于0.05，也就是說在95%的置信水平下，上述三個變量對貨幣的需求量的影響是不顯著的。所以綜合分析最終的模型方程可以寫成：

上式即為最終的修正的萊德勒-帕金模型回歸得到的方程。根據(jù)eviews的結(jié)果看到R2=0.996129，擬合的效果比較好；DW值等于2.129007，比較接近2，回歸不存在異方差，結(jié)果是有效的，可信的。

2、哈奇模型回歸分析

利用eviews建立哈奇模型，對數(shù)據(jù)做回歸，得到的最小二乘回歸結(jié)果如下表：

根據(jù)哈奇模型可以看出我國的貨幣需求量與國民收入、前一期貨幣需求量成正比，與利率水平成反比，符合所學(xué)的理論知識和實(shí)際情況。根據(jù)t統(tǒng)計量的概率水平分析可以看出國民收入水平和利率對我國的貨幣需求量的影響是顯著的，置信水平為95%。SER01依舊是虛擬變量，分界點(diǎn)為1992年，AR（1）為一階自回歸，AR（2）為二階自回歸。而前一期的貨幣需求量對現(xiàn)期的貨幣需求量的影響是不顯著的。所以我們可以得到最終的回歸方程為：

回歸的擬合值R2=0.998815，擬合效果較好，DW值為2.075525，在2左右說明不存在異方差，回歸的結(jié)果是有效的。

四、結(jié)論

對1978年到2015年的數(shù)據(jù)做回歸，進(jìn)行實(shí)證分析可以得到如下結(jié)論：

1、根據(jù)修正的萊特勒―帕金模型的回歸結(jié)果可以看出國民收入、利率等變量對我國的貨幣需求量的影響都是符合我們已經(jīng)掌握的理論知識的，但是利率水平對我國的貨幣需求量的影響不顯著，國民收入水平對我國貨幣需求量的影響比較顯著。所以我們在利用修正的萊德勒-帕金模型分析我國的貨幣需求量時主要考慮國民收入水平的影響，不過多分析利率對貨幣需求的影響。我國的國民收入變動一個單位，會引起0.725291單位的貨幣需求量的同方向變動。

2、根據(jù)哈奇模型的回歸結(jié)果可以看出國民收入、利率等變量對我國的貨幣需求量的影響都是符合我們已經(jīng)掌握的理論知識，而且兩個變量的影響都是顯著的，所以在基于哈奇模型分析我國的貨幣需求量時兩個變量都要詳細(xì)分析。貨幣需求收入彈性系數(shù)為0.698576，即收入水平變動1%會引起貨幣需求量的0.698576%的同方向變動；貨幣需求利率彈性系數(shù)為-0.156829，即利率水平變動1%會引起貨幣需求量的0.156829%的反方向變動。

由于中國利率是管制利率，利率的調(diào)整一般落后于物價的變動，不能反映資金的供給和需求，甚至在某些時候?qū)嶋H利率會出現(xiàn)負(fù)數(shù)，所以我國貨幣需求的利率彈性很小。因此人們的存款的主要目的處于預(yù)防動機(jī)，利率的變化對人們的儲蓄存款變化的影響很小，對貨幣需求的影響也并不大。

（作者單位：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] 劉哲.萊德勒 - 帕金模型改進(jìn)及其對我國貨幣需求的實(shí)證分析[J].商品與質(zhì)量，2011，（06）

[2] 戴安春.我國貨幣需求的實(shí)證研究[D].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，2009

[3] 蔣瑛琨.中國貨幣需求函數(shù)的實(shí)證分析 - 基于兩階段的動態(tài)檢驗(yàn)[J].中國軟科學(xué)，2005，（02）

[4] 陳滌非.基于金融創(chuàng)新因素的中國貨幣需求模型驗(yàn)證[J].上海金融，2006，（03）

[5] 杰格迪什？漢達(dá)：《貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)》[M]，北京，中國人民大學(xué)出版社，2005；

[6] 米什金：《貨幣金融學(xué)》[M]，北京，中國人民大學(xué)出版社，1998；

篇4

【關(guān)鍵詞】跨期羊群行為；LSV模型；公募基金

一、引言

隨著我國資本市場的不斷深化，我國證券投資基金得到了快速的發(fā)展。但是我國開放式基金業(yè)仍存在一些問題和不足，尤其是從其投資行為上看，仍然不夠規(guī)范和理性，很多研究表明其存在一定的羊群行為。但是目前關(guān)于我國機(jī)構(gòu)投資者投資行為的研究多集中于“期內(nèi)”的研究，對于基金“跨期”投資行為的研究并不全面。本文從“期內(nèi)”和“跨期”兩個視角研究我國開放式公募基金是否存在羊群行為，對我國資本市場的健康發(fā)展和保護(hù)廣大基民的利益具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、跨期羊群行為的市場影響

基金機(jī)構(gòu)投資者的跨期羊群行為給國內(nèi)開放式基金市場造成的影響主要表現(xiàn)為正效益和負(fù)效應(yīng)兩方面，不同的學(xué)者持有不同的觀點(diǎn)。在此，本研究認(rèn)為跨期羊群行為對市場的正效益作用高于負(fù)效應(yīng)作用。以下是列出的兩點(diǎn)跨期羊群行為對市場的正效益：

1.指引正確的投資方向

投資基金的最終目的是獲得收益，而跨期羊群行為的出現(xiàn)表明了基金的公認(rèn)價值，有利于基金機(jī)構(gòu)投資者獲得有利的市場信息，從而選擇正確的投資方向。同時，基金市場的判斷價值體系逐漸形成，對開放式基金市場的發(fā)展起到促進(jìn)作用。

2.抑制股票價格的波動，穩(wěn)定基金市場

如果基金的投資策略是中長期的，那么跨期羊群行為的出現(xiàn)能夠抑制股票價格的波動，穩(wěn)定基金市場。基金機(jī)構(gòu)投資者不會隨著股票的波動而追漲殺跌，他們對投資基金的選擇能夠?qū)θ狈?jīng)驗(yàn)的個體投資者起到一定的影響作用，使他們做出正確的決策，同時穩(wěn)定了基金市場。

三、跨期羊群行為驗(yàn)證分析

由于我國股票市場和基金行業(yè)的發(fā)展歷史較短，數(shù)據(jù)量不足，市場的缺陷也較多，因此，應(yīng)用LSV方法計算基金的羊群行為，可能并不能完全反映實(shí)際情況，但仍然可以作為很好的參考數(shù)據(jù)。本文通過LSV統(tǒng)計模型，對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計和計算，得出結(jié)論：我國開放式公募基金自2008-2011年間，無論是同一公司不同基金還是不同公司不同基金，其HM值均靠近0.1，即我國開放式公募基金存在顯著的羊群行為，而且通過時間與股票交易量的相關(guān)系數(shù)的計算，得出結(jié)論：部分股票存在跨期性羊群行為。

四、跨期羊群行為的產(chǎn)生原因

我國開放式基金跨期羊群行為產(chǎn)生的原因，主要有外因和內(nèi)因兩點(diǎn)。

1.外部原因

我國開放式基金市場的信息披露制度不完善，投資環(huán)境惡劣?；饌€體投資者通過四處收集相關(guān)信息的方式以獲取更多有效的開放式公募基金信息，而且部分上市公司通過采取盲目圈錢等方式達(dá)到其盈利的目的導(dǎo)致其披露信息的不準(zhǔn)確，卻沒有明文的法律法規(guī)進(jìn)行約束。又由于人們之間的溝通交流，使得部分人已知的信息得到擴(kuò)散，從而大多數(shù)基金機(jī)構(gòu)投資者獲得了似度很高的開放式公募基金的信息，繼而在他們的投資行為上表現(xiàn)出較高的相似性，進(jìn)一步造成了國內(nèi)開放式基金跨期羊群行為的產(chǎn)生。

2.內(nèi)部原因

人們都有從眾心理，當(dāng)大部分基金機(jī)構(gòu)投資者選擇相同基金時，少數(shù)持有不同意見的基金機(jī)構(gòu)投資者則選擇了保持沉默并追隨大多數(shù)人。同時，基金機(jī)構(gòu)投資者比較注重名譽(yù)和聲望，同大多數(shù)基金機(jī)構(gòu)投資者選擇相同的基金風(fēng)險較小，若是盈利則獲得了散戶投資者的信賴，聲望會隨之提高；若是投資失敗，大多數(shù)基金機(jī)構(gòu)投資者的投資行為相同，則會歸咎于系統(tǒng)信息的不完善導(dǎo)致他們做出錯誤的決策，而不會歸咎到個人因素上去。因此，跨期羊群行為同期內(nèi)羊群行為一樣，普遍存在基金投資行為中。

五、對策建議

1.加大監(jiān)管和信息披露力度

信息的可獲得性與準(zhǔn)確性，是開放式公募基金市場信息有效性的重要前提。由于我國投資市場處于初級階段，一些信息的和傳播不夠及時，所以有關(guān)部門要加大監(jiān)管信息的準(zhǔn)確性與時效性的力度?；饳C(jī)構(gòu)投資者只有在獲得準(zhǔn)確而又及時的市場信息時才能做出正確的決策，從而拒絕參與羊群行為。

2.提高上市公司的質(zhì)量

通過研究發(fā)現(xiàn)，基金機(jī)構(gòu)投資者的行為相似度很高，而且資金只集中在少數(shù)股票的投資中，這不只表現(xiàn)為基金機(jī)構(gòu)投資者的行為存在跨期羊群行為，而且反映出我國上市公司的質(zhì)量普遍偏低，基金機(jī)構(gòu)投資者的選擇范圍較小。所以，應(yīng)該嚴(yán)格檢驗(yàn)新上市公司的質(zhì)量，只有真正具有潛力的公司才能上市，并且加大監(jiān)管已上市公司力度，提高市場中上市公司總體質(zhì)量，使得基金市場中優(yōu)質(zhì)股票數(shù)量增加，從而擴(kuò)大基金機(jī)構(gòu)投資者的選擇范圍，減少羊群行為的發(fā)生。

3.完善基金評價體系

基金機(jī)構(gòu)投資者出于對自己名譽(yù)和報酬的考慮，選擇模范其他投資者的行為時羊群行為產(chǎn)生的重要原因。這從根本上來講是我國的基金評價體系不夠完善，僅僅靠簡單的基金業(yè)績或凈值排名來衡量一名基金機(jī)構(gòu)投資者的水平高低及所獲得報酬的多少，而且考慮的多為短期業(yè)績，基金機(jī)構(gòu)投資者不得不考慮短期投資收益，從而放棄自己的投資理念。所以，我國應(yīng)進(jìn)一步發(fā)展基金評價體系，通過長期投資和短期投資的綜合業(yè)績來衡量一名基金機(jī)構(gòu)投資者的真實(shí)水平，促進(jìn)基金機(jī)構(gòu)投資者運(yùn)用自己的專業(yè)知識和經(jīng)驗(yàn)做出決策，從而降低羊群行為發(fā)生的概率。

致謝：本文從選題到最后定稿時近一年。在此期間，北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院李玫老師在研究選題、思路及方法等方面給予了本文很多指導(dǎo)，對研究期間遇到的問題和困難更是給予了熱情又細(xì)心的幫助，在此對李玫老師致以衷心的感謝。

參考文獻(xiàn)：

[1]蘇艷麗，莊新田.中國證券投資基金羊群行為和正反饋行為研究[J].東北大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2008（3）.

[2]呂恩泉，劉江濤.機(jī)構(gòu)投資者羊群行為對市場的影響分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2010（10）.

[3]孫靖北.我國基金羊群行為對股價波動影響研究[D].西北大學(xué)碩士學(xué)位論文，2010-06-01.

[4]伍旭川，何鵬.中國開放式基金羊群行為分析[J].金融研究，2005（5）.

[5]宋軍，吳沖鋒.金融市場中羊群行為的成因及控制對策研究[J].上海交通大學(xué)學(xué)報（社科版），2001（4）.

[6]楊棟銳.證券投資基金投資行為的實(shí)證研究[D].重慶大學(xué)碩士學(xué)位論文，2005-05-01.

[7]杜莉，王鋒.證券投資基金羊群行為及其市場影響分析[J].吉林大學(xué)社會科學(xué)學(xué)報，2005（3）.

[8]天天基金網(wǎng)及以上所研究基金公司的網(wǎng)站.

本課題為北京工業(yè)大學(xué)星火基金資助課題（項(xiàng)目編號：XH-2012-11-01）；星火基金《我國開放式公募基金跨期羊群行為研究》研究成果。指導(dǎo)教師：李玫。

作者簡介：

杜婷婷（1992—），女，大學(xué)本科，現(xiàn)就讀于北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院統(tǒng)計學(xué)專業(yè)。

陳媛媛（1992—），女，大學(xué)本科，現(xiàn)就讀于北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院統(tǒng)計學(xué)專業(yè)。

篇5

(一)所有保險合同必須是同一個投保人和同一被保險人根據(jù)保險合同的解釋原則中的文字解釋原則可知，重復(fù)保險的定義已經(jīng)隱含了這樣一個事實(shí):構(gòu)成重復(fù)保險必須要求所有保險合同必須為同一投保人，否則就不能構(gòu)成重復(fù)保險。當(dāng)然在投保人相同的情況下還必須要求所有保險合同中的被保險人也必須為同一個人，否則也不能形成重復(fù)保險。比如夫妻雙方分別以投保人的身份以夫妻共有財產(chǎn)—私家車為保險標(biāo)的向兩個不同的保險公司購買了機(jī)動車輛損失險，指定的被保險人為夫妻對方，這樣的兩份保險就不能構(gòu)成重復(fù)保險。

(二)所有保險合同必須是同一保險標(biāo)的上的同一保險利益投保人與數(shù)家保險公司簽訂的保險合同必須是基于同一保險標(biāo)的上的同一保險利益才能構(gòu)成重復(fù)保險，反之不行。比如夫妻雙方就夫妻共有財產(chǎn)—各自駕駛的兩輛私家車為保險標(biāo)的各自分別向兩家保險公司投?；蛘邆鶆?wù)人房屋貸款者和債權(quán)人貸款銀行均以貸款房屋為保險標(biāo)的進(jìn)行投保，這兩種情況均不能構(gòu)成重復(fù)保險。

(三)所有保險合同承保的必須是同一保險標(biāo)的的同一保險事故形成重復(fù)保險要求投保人就同一保險標(biāo)的同一風(fēng)險事故進(jìn)行投保，比如房屋所有者就同一房屋向兩家保險公司分別投保了房屋盜竊險、火險，這是無法形成重復(fù)保險的。

(四)數(shù)個保險合同的保險期限必須有交集

這里的交集是指保險合同生效期間的交集而非訂立時間存在交集，合同生效期間的重合既可以是完全重合也可以是部分重合。

(五)保險金額的總和必須超過保險標(biāo)的的保險價值分?jǐn)傇瓌t就是因重復(fù)保險的保險金額總和超過了保險價值，為防止投保人進(jìn)行惡意的重復(fù)投保而獲得超過實(shí)際損失額的賠償而產(chǎn)生的，分?jǐn)傇瓌t的制定有效防止了道德風(fēng)險的發(fā)生，維護(hù)了保險當(dāng)事人的合法權(quán)益。

二、分?jǐn)偡绞?/p>

為了防止投保人利用重復(fù)保險獲得額外收益，各國均對重復(fù)保險的保險人的保險責(zé)任的劃分做出了明確的規(guī)定，在我國，保險法律或保險合同均對重復(fù)保險的分?jǐn)偡椒ㄗ龀鲈敿?xì)的規(guī)定，目前主要有以下三種分?jǐn)偡绞?保險金額比例責(zé)任制、賠償限額比例責(zé)任制及順序責(zé)任制，前兩種方法均是按實(shí)際損失的一定比例來進(jìn)行賠償?shù)?，只是確定賠償比例的方法不一樣，第一種方法是按各保險公司承保金額占所有保險合同總保險金額的百分比來確定賠償責(zé)任比例的;第二種方法是假設(shè)在沒有進(jìn)行重復(fù)保險的情況下各保險公司應(yīng)該承擔(dān)的賠償金額占各保險公司應(yīng)賠償金額總和的百分比來確定分?jǐn)偙壤?第三種方法就是根據(jù)各保險公司訂立保險合同的先后順序來確定分?jǐn)傢樞虻?，我國《保險法》規(guī)定，重復(fù)保險的賠償責(zé)任分?jǐn)偡椒ㄖ饕鞘褂玫谝环N方法，除保險合同另有約定。

三、實(shí)證分析

篇6

【關(guān)鍵詞】壽險需求；影響因素；因子分析；主成分回歸

隨著我國壽險市場的發(fā)展，針對壽險需求的研究也越來越豐富。如卓智從國內(nèi)生產(chǎn)總值、贍養(yǎng)率、社會保險、預(yù)期通貨膨脹、國民教育水平和銀行利率的角度對我國壽險需求進(jìn)行了實(shí)證研究。指出我國經(jīng)濟(jì)快速增長、較高的少兒贍養(yǎng)率是影響人壽保險消費(fèi)的顯著性因素，而人口的較低教育水平會阻礙壽險的發(fā)展；預(yù)期通貨膨脹率和名義利率對壽險需求的影響不確定。夏益國運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)方法對壽險需求進(jìn)行分析，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長、實(shí)際利率和不斷下降的少兒贍養(yǎng)率對壽險需求影響顯著，而預(yù)期通貨膨脹率和教育水平的提高對于壽險影響不顯著。國外對保險需求因素的研究較多，但大多是建立在工業(yè)化發(fā)達(dá)國家基礎(chǔ)上。Browne J，Kim K.從被撫養(yǎng)人的角度研究了壽險需求問題，他認(rèn)為購買保險在滿足投保人需求的同時，也滿足了其被撫養(yǎng)人(如子女、妻子)獲得保障的需求，不僅僅是投保人，投保人家庭成員的風(fēng)險偏好也會對保險需求產(chǎn)生影響。

在壽險需求影響因素的研究中，由于變量及模型的不同，出現(xiàn)許多不同甚至相反的結(jié)論。有些因素在某些實(shí)證研究中與壽險需求具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而在另一些研究中這種相關(guān)關(guān)系并不顯著，甚至在有的研究中具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。變量的選擇上也存在著一些問題，如把教育水平作為影響壽險需求的自變量缺乏理論根據(jù)，而且教育水平與一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，易與GDP變量產(chǎn)生多重共線性。針對以前學(xué)者的研究，本文的創(chuàng)新之處在于首先利用因子分析對影響因素進(jìn)行整合，將因素進(jìn)行分類分析，然后利用主成分回歸消除變量之間的多重共線性，再從小的方面來看各個影響因素對壽險需求的影響。

一、影響我國壽險需求因素的理論分析

在對壽險需求進(jìn)行實(shí)證研究時，首先需要確定影響因素。一般而言，影響壽險需求的量化因素表現(xiàn)在兩個方面：一是內(nèi)生因素，包括保費(fèi)收入和保險產(chǎn)品價值；二是外生因素，包括：社會環(huán)境、經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)、質(zhì)量及發(fā)展水平，國民收入水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。本文主要側(cè)重從經(jīng)濟(jì)和社會的角度對影響壽險需求的因素進(jìn)行結(jié)構(gòu)分析，同時為了能夠更好的找到數(shù)據(jù)，使得結(jié)論更加具有代表性，還要考慮社會環(huán)境因素的影響。對我國壽險需求進(jìn)行實(shí)證研究時，結(jié)合一般的方法論和我國的實(shí)際，另外也由于文章研究方法的選取從而確定選擇以下變量嘗試性地探討我國壽險需求的顯著性因素。

1．人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。收入增速決定著人身險需求的增速。收入對人身險需求的影響是分階段的。由于人身險不屬于人們的最低消費(fèi)范疇，所以，在收入水平較低時，盡管邊際消費(fèi)傾向較大，但人身險的需求卻較弱，當(dāng)收入達(dá)到一定水平后，人身險需求會快速增長。中國人均GDP在2003年首次超過1000美元，國際經(jīng)驗(yàn)表明，在人均GDP處于1000～3000美元的特定時期，人們的消費(fèi)將超越基本生活需求，并向長期消費(fèi)品轉(zhuǎn)移，同時，將有一部分家庭開始負(fù)債消費(fèi)。在資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)發(fā)生重大變化的條件下，中國居民戶的收入和支出將越來越多地暴露在風(fēng)險之下，保險的作用將會日益突出。壽險產(chǎn)品也是一種金融資產(chǎn)。假定各種金融資產(chǎn)之間存在著遞減的邊際替代率，那么隨著個人收入的增長，他們對各種類型金融資產(chǎn)的需求都會增長。所以，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長是導(dǎo)致壽險產(chǎn)品需求總量增長的一個重要因素。

2．通貨膨脹率。理性預(yù)期假說告訴我們，通貨膨脹率與失業(yè)率之間的兩難選擇，會影響經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和經(jīng)濟(jì)福利。在其他條件一定時，是否存在通貨膨脹將直接影響到家庭的有效需求能力。人壽保險一般都具有長期性，未來的通貨膨脹將侵蝕保單的價值，使人壽保險的吸引力下降。從不同方面來講，價格效應(yīng)上，壽險保費(fèi)交納前于保險金給付，通貨膨脹能對二者產(chǎn)生不同的貶值影響。收入效應(yīng)上，通貨膨脹引起人們對其他商品的支出增加，而人們收入實(shí)際增長速度又慢于名義增長速度，甚至出現(xiàn)負(fù)增長，這都會對壽險產(chǎn)品的需求減少。替代效應(yīng)方面，通貨膨脹導(dǎo)致股票、債券等其他金融產(chǎn)品收益率高于壽險產(chǎn)品的收益率，人們就會對壽險特別是傳統(tǒng)固定給付型壽險產(chǎn)品的需求減??；考查新型壽險產(chǎn)品，由于其投資性能抵御通貨膨脹帶來的資金貶值，人們更容易接受，通貨膨脹壓力下的退保和抵押情況也會減少。

因此，通貨膨脹是我國人壽保險需求的一個重要因素。

3．死亡率。死亡率反映了死亡概率的高低，較低的死亡率預(yù)示著較長的壽命預(yù)期，從理論上我們可以想到死亡率與純保障型的定期保險保費(fèi)收入正相關(guān)；然而，較長的壽命預(yù)期也增加了對老年生活保障的要求，儲蓄型壽險產(chǎn)品的需求會增加。

4．城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款。儲蓄對壽險保費(fèi)的影響可以從兩個角度分析。一方面，人們收入增加，儲蓄勢必增加，而壽險保費(fèi)收入也會增加，即單純的分析儲蓄與壽險保費(fèi)收入之間存在著一定的正相關(guān)性；另一方面，城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款的增加也說明了我國居民可支配收入的增加，人均收入水平越高，說明人們可以用于其他較高層次的消費(fèi)支出越多，壽險消費(fèi)屬于較高消費(fèi)層次，人們在滿足基本消費(fèi)需求的基礎(chǔ)上，才具有購買保險消費(fèi)品的需求。居民人均收入水平的提高使保險保障安全的潛在需求成為有效的現(xiàn)實(shí)需求具備了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，因此在這里我們預(yù)期人均收入水平會對保險需求產(chǎn)生顯著影響。

5．恩格爾系數(shù)。恩格爾系數(shù)可以說明一國居民生活水平狀況，我們在此也采用恩格爾系數(shù)來代表居民消費(fèi)水平。恩格爾系數(shù)越低，說明人們消費(fèi)支出中用于食品支出的比例越小，用于其他較高層次的消費(fèi)支出越多，壽險消費(fèi)屬于較高消費(fèi)層次。近年來，我國城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)呈不斷下降趨勢，這表明我國居民的保費(fèi)支付能力不斷增強(qiáng)，人身險潛在需求不斷擴(kuò)大。在這里，我選擇城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)，雖然人壽保險已經(jīng)向農(nóng)村滲透，但是大部分的消費(fèi)者還是集中在城鎮(zhèn)，因此，選取城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)更具有代表性。

6．城市化水平。城市化是一個國家現(xiàn)代化水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會進(jìn)步的重要標(biāo)志。城市人口在收入水平、消費(fèi)觀念、受教育程度和科技素質(zhì)等許多方面高于農(nóng)村人口，其保險意識和保險接受程度及購買能力強(qiáng)于農(nóng)村。因而，城市化速度的加快和程度的提高有利于促進(jìn)人身保險發(fā)展。城市化水平這一因素可以從收入水平、消費(fèi)觀念、受教育程度、保險意識、保險接受程度等方面反映，因此這一指標(biāo)更具有一定的代表性。

二、影響我國壽險需求因素的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)收集與指標(biāo)選取

保費(fèi)收入代表了在一定時期內(nèi)(通常是一年)經(jīng)濟(jì)主體有效的保險需求，即投保人在既定的保險價格和既定的支付能力下所愿意購買的實(shí)際保險產(chǎn)品的數(shù)量，因此本文選取人壽保險收入作為被解釋變量（y）。另外，通過前面分析，選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(X1)、通貨膨脹率(X2)、死亡率(X3)、城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款(X4)、恩格爾系數(shù)(X5)、城市化水平(X6)以其作為自變量。選取1985～2010年間各指標(biāo)的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)源于《我國統(tǒng)計年鑒》(1986～2011年)。

（二）因子分析

為了全面系統(tǒng)的反應(yīng)保險業(yè)的影響因素，前文收集的變量較多，且變量之間容易出現(xiàn)較強(qiáng)相關(guān)關(guān)系的情況，也為了避免數(shù)據(jù)的過大波動，先對各個變量取自然對數(shù)，考慮到通貨膨脹率可能為負(fù)值，不予其取對數(shù)。另外也為了能夠充分有效的利用數(shù)據(jù)，先從大的角度來分析影響我國壽險需求的主要因素，本文采用因子分析法，利用SPSS軟件得如下結(jié)果

有三個因子被提取，其公因子累計方差貢獻(xiàn)率為97.913％，說明6個顯著性變量的信息幾乎能夠被提取的3個公共因子全部解釋。經(jīng)過旋轉(zhuǎn)因子變量的含義相對清晰，每個因子只對部分指標(biāo)有較高載荷，根據(jù)表1，第一公共因子高載荷指標(biāo)包括人均GDP(X1)、城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款(X4)、恩格爾系數(shù)(X5)、城市化水平(X6)，可以命名為經(jīng)濟(jì)因子；第二個公共因子高載荷指標(biāo)為通貨膨脹率(X2)，可命名為購買力因子；第三公共因子為死亡率(X3)，可以命名為社會因子。

（三）因子分析結(jié)論

基于上面的因子分析可以概括出影響我國保險需求的因素主要體現(xiàn)在三個方面：

1．經(jīng)濟(jì)因子。眾多學(xué)者已經(jīng)證明經(jīng)濟(jì)增長是一國保險市場發(fā)展的原因，同樣是保險需求的主要影響因素。一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，尤其是經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長會帶來居民收入水平的提高，即儲蓄存款余額的增多和購買力增強(qiáng)。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，高收入家庭的壽險需求彈性較低，中等收入家庭彈性最大，低收入家庭對壽險需求并不敏感，可想而知，壽險產(chǎn)品作為一種奢侈品，只有人們創(chuàng)造了足夠的收入滿足了人們生活必需后才會考慮購買。伴隨著經(jīng)濟(jì)的增長，我國的國民生產(chǎn)總值不斷上漲，隨之人均國民生產(chǎn)總值增高，城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款也不斷上漲，當(dāng)人們存款增多的時候一方面會增加對壽險的購買力，另一方面也會想對貨幣有一個增值的過程，現(xiàn)在壽險業(yè)包括儲蓄型的險種。這也解釋了上述設(shè)定的影響因素中的國民生產(chǎn)總值、城鄉(xiāng)居民人民幣存款與保費(fèi)收入的顯著線性關(guān)系。

2．購買力因子。國民的購買力對人身險需求也構(gòu)成重要影響。我國自1982年恢復(fù)人身險業(yè)務(wù)以來，1985～1995年的十年間，由于未計劃、重復(fù)的投資，膨脹的消費(fèi)，成本的增加以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不平衡等一些復(fù)雜和綜合的原因，使我國遭遇了較高的通貨膨脹。八十年代末的后兩年我國的通貨膨脹率平均高達(dá)18％，一時曾出現(xiàn)了社會搶購風(fēng)和對銀行的擠兌。而1990～1995年通貨膨脹平均率仍維持16％左右。先后3次較大的通貨膨脹和1998～1999年的通貨緊縮，人身險業(yè)務(wù)也隨之發(fā)生波動。由于通貨膨脹的不穩(wěn)定性，使得對壽險需求的影響和其它影響因素有明顯的不同。從其他學(xué)者的研究來看，通貨膨脹腐蝕人壽保險的值，并使得人壽保險成為較低需求的產(chǎn)品。因此，通貨膨脹率對保險有一定的影響作用。

3．社會因子。社會發(fā)展包括人口、文化、教育等各個方面，對保險需求影響比較明顯的是老齡化現(xiàn)象。我國進(jìn)入老齡化社會時，人均國民生產(chǎn)總值約為1000美元，呈現(xiàn)出“未富先老”，老齡化的出現(xiàn)對我國的壽險需求有明顯的影響，而對非壽險需求無明顯的影響。

（四）多元回歸分析

為了更好的了解各指標(biāo)對壽險需求的影響， 選擇X1、X2、X3、X4、X5、X6作為解釋變量，對保費(fèi)收入(y)進(jìn)行多元回歸分析，由于各變量之間相關(guān)性較強(qiáng)，因此本文采取主成分回歸法以便消除多重共線性，由SPSS得以下兩個主成分：

Y1=0.464lnX1-0.30lX2-0.216lnX3+0.465lnX4-0.46lnX5+0.469lnX6

Y2=0.022lnX1-0.413X2+0.894lnX3-0.059lnX4-0.117lnX5+0.112lnX6

其貢獻(xiàn)率達(dá)87.4％， 在SPSS中可以計算得出Y1和Y2的值，然后用Y1、Y2對y進(jìn)行回歸，得出回歸方程為：Y=-5.178+1.472Y1-1.058Y2 ，其中R2=0.978、F=120.545，可以看出回歸效果顯著。將Y1和Y2的值代入上式，可得各指標(biāo)與y的回歸方程為：

Y=-5.178+0.706lnX1-0.006X2-1.264lnX3+0.747lnX4-0.553lnX5+

0.572lnX6

由此模型得如下結(jié)論：（1）以上分析結(jié)果驗(yàn)證了本文所選

取的六個指標(biāo)從總體上與保費(fèi)收入存在著顯著的線性相關(guān)關(guān)系，除恩格爾系數(shù)、通貨膨脹率、死亡率(自變量系數(shù)為負(fù))與保費(fèi)收入呈負(fù)相關(guān)外，其余指標(biāo)都與保費(fèi)收入呈正相關(guān)。（2）以上分析可以看出死亡率、城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款、人均GDP對壽險保費(fèi)收入的影響比較顯著，而通貨膨脹率、城市化水平、恩格爾系數(shù)等因素對壽險需求影響相對較弱。（3）由于本文所使用模型均對序列取自然對數(shù)，故回歸后的系數(shù)可解釋為彈性，即解釋變量變動一個百分比所引起被解釋變量變動的百分比。其中死亡率的彈性為-1.264，即死亡率變動1％，壽險需求變動-1.264％，說明死亡率變動對壽險需求的影響較大。緊接著是城鄉(xiāng)居民人民幣儲蓄存款和人均GDP，居民金融資產(chǎn)總量與我國保險業(yè)需求呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，驗(yàn)證了儲蓄等金融資產(chǎn)需求對保險業(yè)需求的替代效應(yīng)基本不存在。（4）在模型中，通貨膨脹率的系數(shù)僅為-0.006，說明通貨膨脹率不是影響人們壽險需求的主要因素。可能是由于人們還未形成明確的通貨膨脹預(yù)期，也可能是對通貨膨脹預(yù)期不敏感。

參考文獻(xiàn)

[1]卓志．我國人壽保險需求的實(shí)證分析[J]．保險研究．2001（5）

[2]夏益國．我國壽險需求影響因素的實(shí)證分析[J]．技術(shù)經(jīng)濟(jì)．2007（6）

[3]陳之楚，劉曉敬．中國壽險需求決定因素分析[J]．保險研究．2004（6）

[4]閻波．收入對壽險需求的影響[J]．保險研究．2006（10）

[5]閻建軍，王治超．轉(zhuǎn)軌時期我國壽險需求的實(shí)證分析[J]．保險研究．2002

[6]薛偉賢，張韞．影響我國保險業(yè)的需求分析[J]．區(qū)域金融研究．2009（10）

[7]龐浩．計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[J]．北京：科學(xué)出版社，2007（1）

篇7

【摘要】本文實(shí)證研究了機(jī)構(gòu)投資者持股與上市公司經(jīng)營業(yè)績之間的關(guān)系，認(rèn)為我國機(jī)構(gòu)投資者已經(jīng)開始對我國上市公司治理產(chǎn)生影響，并且起到了改善我國上市公司治理狀況，提高公司績效的作用，但是作用并不明顯。

【關(guān)鍵詞】機(jī)構(gòu)投資者；上市公司；經(jīng)營業(yè)績

一、文獻(xiàn)綜述

一般認(rèn)為，大股東在公司治理中起著舉足輕重的作用。GrossmanandHart（1980）指出，由于公司股權(quán)高度分散，在公司的監(jiān)督管理上可能存在“搭便車”問題，不利于股東對管理者實(shí)施有效的監(jiān)督。ShleiferandVishny（1986）進(jìn)一步指出，控股股東不僅可以減輕股權(quán)分散引起的“搭便車”行為對公司治理的損害，還有利于公司并購活動的順利進(jìn)行，從而增加公司價值。機(jī)構(gòu)投資者是公司管理層監(jiān)管的理想委托人。作為企業(yè)的監(jiān)督者，機(jī)構(gòu)投資者可以對企業(yè)實(shí)施積極的影響。由于機(jī)構(gòu)投資者規(guī)模巨大，可能成為大投資者，使企業(yè)克服較高的監(jiān)督成本，對公司進(jìn)行積極的監(jiān)督，并從監(jiān)管中獲得大量利益，從而避免公司治理中的“免費(fèi)乘車”問題。McConnellandServaes（1990）運(yùn)用Tobin’sQ代表公司業(yè)績，研究表明機(jī)構(gòu)投資者持股與Tobin’sQ存在正相關(guān)關(guān)系，證實(shí)了機(jī)構(gòu)投資者參與治理的有效作用。Nesbitt（1994）研究了公司業(yè)績與全體機(jī)構(gòu)持股、積極行動的機(jī)構(gòu)投資者股權(quán)間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在成為機(jī)構(gòu)投資者的目標(biāo)公司后，公司有顯著高于市場的業(yè)績表現(xiàn)。Bushee（1999）根據(jù)公司所有機(jī)構(gòu)持股總和與R&D投資間的關(guān)系，HartzellandStarks（2000）通過機(jī)構(gòu)投資者所有權(quán)與執(zhí)行費(fèi)用間的關(guān)系，均認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者在監(jiān)督管理層方面發(fā)揮了監(jiān)管作用。Michae.lP.Smith（1996）分析了1987-1993年間51家公司因CAIPERS（美國最大的公共年金基金）的積極主義對公司治理結(jié)構(gòu)的影響。研究表明，股東積極主義在改變治理結(jié)構(gòu)方面是很成功的，而這進(jìn)一步導(dǎo)致了股東財富的增加。CALPERS1987-1993年從股東積極主義中獲得的增加價值為1900萬元，而成本大約是350萬元。從CALPERS的情況看，公司股價表現(xiàn)與成為目標(biāo)公司的可能性之間反向相關(guān)，而在成為目標(biāo)公司后，公司經(jīng)營業(yè)績通常都會增長。arunKhanna和KrishnaPalepu（1999）通過對印度市場的統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的經(jīng)營績效同外國機(jī)構(gòu)投資者的持股比例呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。Ryan（2002）研究了美國的機(jī)構(gòu)投資者，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者的干預(yù)和活動水平對公司的業(yè)績有顯著的影響。例如，機(jī)構(gòu)投資者愿意購買那些具有股票拆分前各種特征的股票，以便于在拆分后獲得短期和長期收入，這就對公司的業(yè)績產(chǎn)生了間接的影響。這些研究都支持機(jī)構(gòu)持股規(guī)模能夠影響公司績效的觀點(diǎn)。

但也有相當(dāng)部分的學(xué)者持不同看法，Keyes（1997）研究表明，由于不同的所有者利益間存在著及其復(fù)雜的相互關(guān)系網(wǎng)，加上信息評估方面的問題，機(jī)構(gòu)投資者對績效的影響并不明顯。Elkins（1990）、Daily等（1995）進(jìn)一步指出，機(jī)構(gòu)投資者僅僅持股以及僅做出參與者的姿態(tài)對公司績效沒有任何意義，每年公布的股東建議書數(shù)目與公司績效沒有相關(guān)關(guān)系。Holderness（2001）發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持股集中度與企業(yè)經(jīng)營業(yè)績之間并無顯著的相關(guān)性存在。Karpoff等（1996）更認(rèn)為，由股東發(fā)起、提出的治理建議不能導(dǎo)致增加公司價值的決策產(chǎn)生，沒有任何證據(jù)表明這些建議能增加公司價值，提高公司績效和改變公司的政策。SukMa-khija和Spiro（2000）研究了988家剛剛完成私有化的捷克企業(yè)，發(fā)現(xiàn)基金持股比例與公司股票價值沒有顯著相關(guān)性。這些研究都對機(jī)構(gòu)參與主義的效率提出了質(zhì)疑。

國內(nèi)關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者持股與公司業(yè)績的研究尚很少。胡旭陽、吳秋瑾（2004）研究了1999-2002年間我國證券市場基金持股與上市公司股利政策之間的關(guān)系，研究表明基金持股對上市公司盈利政策具有顯著的正相關(guān)性，但作者認(rèn)為這是由于基金公司對上市公司股利政策的關(guān)注，并以此作為選擇股票投資組合的依據(jù)，而不是積極參與公司治理的結(jié)果。婁偉（2002）對1998-2000年連續(xù)三年的證券投資基金在上市公司中的持股比例與上市公司業(yè)績表現(xiàn)之間的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析。研究表明，證券投資基金持股比例與上市公司業(yè)績分別呈明顯的正相關(guān)性。邵穎紅、朱哲晗、陳愛軍（2003）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，基金持股比例與上市公司業(yè)績之間具有統(tǒng)計上的正相關(guān)關(guān)系，因此認(rèn)為我國機(jī)構(gòu)投資者對上市公司治理具有積極的影響。

二、樣本與數(shù)據(jù)

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本部分所有的數(shù)據(jù)均來自于Sinofin的CCER中國上市公司數(shù)據(jù)庫。由于深滬股市具有高度的“同質(zhì)性”，本文以在上海證券交易所上市的公司為研究總體，用隨機(jī)抽樣的方法從中抽出100家為研究樣本，研究期間為2001-2005年。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，本文根據(jù)以下選擇標(biāo)準(zhǔn)對原始樣本進(jìn)行篩選。1.剔除財務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)不完整、Tobin’sQ異常（小于0或者大于5）的樣本；2.所有樣本不包括金融保險行業(yè)的上市公司。

（二）績效指標(biāo)的選取

筆者選擇了凈資產(chǎn)收益率（ROE）和托賓Q值（Tobin’sQ）兩種指標(biāo)，分別從財務(wù)和市場兩個角度來衡量上市公司的績效。其計算公式分別如下：

ROE=（NP/Equity）×100

Tobin’sQ=（P×N+DEBT）/REASSETS

其中NP為凈利潤；Equity為年末股東權(quán)益總額，P為年平均股價，N為年末股本總數(shù)，DEBT為年末公司負(fù)債，REASSETS為年末公司資產(chǎn)的重置價值，這里計算Tobin’sQ時用年末公司總資產(chǎn)近似估計公司資產(chǎn)的重置價值。之所以選取以上兩個績效指標(biāo)主要基于以下考慮：1.凈資產(chǎn)收益率是反映資本收益能力的國際通用指標(biāo)，綜合能力強(qiáng)，但易被人為操縱；2.Tobin’sQ反映了公司的市場價值和市場對公司基本面的認(rèn)同程度，中國股市的高投機(jī)性和不穩(wěn)定性是這類指標(biāo)的缺陷。因此，分別從財務(wù)和市場兩個指標(biāo)來衡量上市公司績效是比較合理的。

（三）機(jī)構(gòu)投資者作用的衡量指標(biāo)

筆者選擇機(jī)構(gòu)投資者在上市公司中的持股比例（PercentageofInstitutionalInvestorsownership，PIIO）為指標(biāo)來反映機(jī)構(gòu)投資者影響公司治理的能力。本文采用上市公司前十大股東中的機(jī)構(gòu)投資者持股情況來代替該上市公司中機(jī)構(gòu)投資者持股的整體情況。這是因?yàn)檫M(jìn)入前十大股東則表明機(jī)構(gòu)投資者已持有相當(dāng)數(shù)量的股份，此時機(jī)構(gòu)投資者才有能力和動力去監(jiān)督和影響管理層，因而沒有進(jìn)入前十大股東的機(jī)構(gòu)投資者力量可以忽略不計。同時，由于數(shù)據(jù)采集的困難，這里采用的是狹義的機(jī)構(gòu)投資者界定，選取其中的證券投資基金、證券公司和社?；鸬某止深~作為機(jī)構(gòu)投資者持股額。

三、機(jī)構(gòu)投資者持股與公司業(yè)績的實(shí)證檢驗(yàn)且DW值符合要求，因此模型具有一定的解釋力。PIIO的系數(shù)為正，這說明機(jī)構(gòu)投資者持股與我國上市公司經(jīng)營業(yè)績存在顯的正相關(guān)關(guān)系。但是調(diào)整后的R2都偏離數(shù)值1，表明模型的擬合效果一般。說明機(jī)構(gòu)投資者持股對我國上市公司經(jīng)營業(yè)績的影響有限。目前我國機(jī)構(gòu)投資者的力量仍然有限，雖然已經(jīng)開始發(fā)揮作用，但是由于我國特殊情況的限制和自身發(fā)展的欠缺，對公司治理的影響還不夠大，治理活動還沒有全面的開展。

四、結(jié)論

篇8

【關(guān)鍵詞】MM理論；權(quán)衡理論；資本弱化；公平交易法；安全港規(guī)則

當(dāng)下，中國企業(yè)稅制的改革已然進(jìn)入較之先前更為深一層的領(lǐng)域中去，其中改革的核心任務(wù)在于實(shí)現(xiàn)稅收中性，契合公平原則。為此一些應(yīng)運(yùn)新形勢下的所得稅規(guī)則，比如受控外國公司法，公平交易原則，反資本弱化規(guī)則等呼之欲出。

資本弱化是指企業(yè)資本結(jié)構(gòu)中債務(wù)資本大于權(quán)益資本的資本結(jié)構(gòu)現(xiàn)象，即通過超額貸款來"隱藏資本"?，F(xiàn)有的稅收制度允許企業(yè)將借貸支付的利息作為財務(wù)費(fèi)用稅前扣除，而為股權(quán)資本支付的股息則不能稅前扣除，這種不對稱的融資稅收待遇增加了企業(yè)對債務(wù)融資的依賴，也是企業(yè)產(chǎn)生資本弱化現(xiàn)象的一個基本誘因。

資本弱化扭曲了正常的融資結(jié)構(gòu)，侵蝕了國家的稅收利益。為此，財政部、國家稅務(wù)總局先后出臺了《關(guān)于企業(yè)關(guān)聯(lián)方利息支出的稅前扣除標(biāo)準(zhǔn)有關(guān)稅收政策問題的通知》及《特別納稅調(diào)整實(shí)施辦法》，確立了反資本弱化稅制從而對資本弱化行為進(jìn)行矯正。

兩號檔在具體的調(diào)整方法的適用上存在著分歧，前者采用安全港規(guī)則，而后者則采用公平交易原則。為正本清源，本文擬從反資本弱化稅制的經(jīng)濟(jì)理論淵源，論證我國反資本弱化稅制假設(shè)前提的正當(dāng)性，從而有助于我們正確理解，執(zhí)行反資本弱化稅制，并提出完善現(xiàn)行稅制的有益建言。

一、研究方法

在研究方法上，本文采用模型分析法、實(shí)證法兩種方法進(jìn)行論證。

就模型分析法而言，文章擬由MM模型、權(quán)衡理論來論證反資本弱化、稅制應(yīng)然的調(diào)整目標(biāo)，從而推導(dǎo)出實(shí)現(xiàn)該目標(biāo)所采納的調(diào)整方法之制定所應(yīng)依據(jù)的原理、準(zhǔn)則，及其注意事項(xiàng)。

就實(shí)證法而言，文章擬對五大代表性行業(yè)的兩百三十三家上市公司的現(xiàn)金流產(chǎn)生的償債能力、固定資產(chǎn)和對外投資指針資料的分析、評估，從而對金融企業(yè)與非金融企業(yè)的融資能力差異假設(shè)及非金融企業(yè)間融資能力一致的假設(shè)進(jìn)行有效論證。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）MM 理論

Modigliani 和 Miller 在《資本結(jié)構(gòu)、公司財務(wù)與資本》（1958）一文認(rèn)為，在沒有稅收、交易成本和市場摩擦的有效市場中，企業(yè)不存在最佳資本結(jié)構(gòu)，企業(yè)選擇債券融資還是股權(quán)融資都不會影響企業(yè)的市場價值。

而后，二者又共同發(fā)表了《公司所得稅和資本成本：一種修正》（1963）， 修正了之前的理論假設(shè)，認(rèn)為在考慮公司所得稅的情況下，由于負(fù)債的利息是免稅支出，可以降低綜合資本成本，增加企業(yè)的價值。也即，該論文提出了資本弱化的動因，具有里程碑的意義。

隨后MM理論又發(fā)展成為稅差學(xué)派（主要研究各類稅收差異對于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響）和破產(chǎn)成本主義學(xué)派（認(rèn)為盡管增加負(fù)債可以帶給企業(yè)稅收收益，但是破產(chǎn)風(fēng)險也隨之增加，破產(chǎn)成本制約了企業(yè)的借貸能力）。

（二）權(quán)衡理論

所謂權(quán)衡理論（trade-off theory），就是強(qiáng)調(diào)在平衡債務(wù)利息的抵稅收益與財務(wù)危機(jī)成本的基礎(chǔ)上，實(shí)現(xiàn)企業(yè)價值最大化時的最佳資本結(jié)構(gòu)。此時所確定的債務(wù)比率是債務(wù)抵稅收益的邊際價值等于增加的財務(wù)危機(jī)成本的現(xiàn)值。二十世紀(jì)七十年代權(quán)衡理論的代表人物包括羅比切克（Robichek，1967）、梅耶斯（Mayers，1984）、斯科特（Scott，1976）等人綜合稅差學(xué)派和破產(chǎn)成本學(xué)派的觀點(diǎn)先后提出權(quán)衡理論。權(quán)衡理論認(rèn)為，企業(yè)可以利用稅收屏蔽的作用，通過增加債務(wù)來增加企業(yè)價值。但隨著債務(wù)的上升，企業(yè)陷入財務(wù)困境的可能性也增加，甚至可能導(dǎo)致破產(chǎn)，如果企業(yè)破產(chǎn)，不可避免地會發(fā)生破產(chǎn)成本。即使不破產(chǎn)，但只要存在破產(chǎn)的可能，或者說，只要企業(yè)陷入財務(wù)困境的概率上升，就會給企業(yè)帶來額外的成本，這是制約企業(yè)增加借貸的一個重要因素，因此，企業(yè)在決定資本結(jié)構(gòu)時，必須要權(quán)衡負(fù)債的避稅效應(yīng)和破產(chǎn)成本。

權(quán)衡理論以后又發(fā)展為后權(quán)衡理論，后權(quán)衡理論的代表人物是迪安吉羅（Diamond，1984）、梅耶斯（Mayers，1984）等人，他們將負(fù)債的成本從破產(chǎn)成本進(jìn)一步擴(kuò)展到了成本、財務(wù)危機(jī)成本和非負(fù)債稅收利益損失等方面，同時，又將稅收利益從原來所討論的負(fù)債收益引申到非負(fù)債稅收收益方面，實(shí)際上是擴(kuò)大了成本和利益所包括的內(nèi)容，把企業(yè)融資看成是在稅收收益和各類負(fù)債成本之間的權(quán)衡。這再次從理論上驗(yàn)證了稅收因素影響了企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步深化了資本弱化的理論基礎(chǔ)。

（三）國內(nèi)外學(xué)者的實(shí)證研究

目前在資本弱化實(shí)證研究方面，國內(nèi)比較有影響力的是楊寶臣（1999）在一定假設(shè)條件下通過數(shù)理推導(dǎo)論證了企業(yè)可以利用財務(wù)杠桿效應(yīng)實(shí)現(xiàn)公司市場價值最大化，企業(yè)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)是存在的。王靜、王玉婷、孫月萍（2006）以2000、2004年公布年報的1393家上市公司的資料為研究對象，篩選出796家符合條件的五大類上市公司，通對其最近五年負(fù)債權(quán)益的變化狀況進(jìn)行分析和實(shí)證，證明了隨著中國稅收法制和資本市場的完善，企業(yè)所得稅將成為企業(yè)選擇籌資方式的強(qiáng)有力決定因素。

國外許多學(xué)者通過實(shí)際數(shù)據(jù)驗(yàn)證了稅收是資本弱化存在的重要原因。根據(jù)英國、新西蘭和澳大利亞等國的稅收制度，M.Long 和 I.Malitz（1985）， Ashton（1991），Lally（1992，2001）和 Monkhouse（1994）研究了稅收對公司選擇財務(wù)政策的影響。他們認(rèn)為，在公司所得稅上，由于稅收的非中性，使利息相對于股利更加優(yōu)惠，稅收套利機(jī)會的存在影響了投資者的決策，直接導(dǎo)致了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的變動。

Booth（2001）根據(jù)發(fā)展中國家和發(fā)達(dá)國家的混合資料，通過對其進(jìn)行橫截面回歸分析后認(rèn)為，在負(fù)債融資稅收優(yōu)勢較高的國家里，企業(yè)也會利用更多的負(fù)債來規(guī)避稅收，稅收項(xiàng)目與財務(wù)杠桿正相關(guān)。Graham 和 Harvey（2001）對美國392位CFO進(jìn)行的一項(xiàng)調(diào)查顯示約有 45%的被調(diào)查者認(rèn)為利息抵稅收益是影響負(fù)債融資決策的一個重要 因素。

三、符合稅收中性的資本結(jié)構(gòu)

稅收中性指的是稅制設(shè)置應(yīng)當(dāng)不干預(yù)市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，應(yīng)當(dāng)避免對市場 經(jīng)濟(jì)行為的扭曲，從而使市場充分發(fā)揮資源分配作用。所以，稅收中性原則反映的是亞當(dāng)斯密關(guān)于國家不干預(yù)經(jīng)濟(jì)，讓"看不見的手"發(fā)揮唯一作用的觀點(diǎn)。資本結(jié)構(gòu)是指權(quán)益資本與債務(wù)資本之間的比例關(guān)系，最佳資本結(jié)構(gòu)是公司利益最大化的資本結(jié)構(gòu)，它是企業(yè)財務(wù)狀況的一項(xiàng)重要指標(biāo)。符合稅收中性的資本結(jié)構(gòu)最早起源于MM理論。

（一）無稅下的資本結(jié)構(gòu)

MM理論最初被稱作資本結(jié)構(gòu)無關(guān)論，它建立在完善的資本市場中，但是現(xiàn)實(shí)中不存在理想的資本市場，尤其是公司稅對各個公司而言有很大影響。因此，在1963年這兩位經(jīng)濟(jì)學(xué)家修正了MM理論，在此前的研究模型上考慮了稅收的影響，分析了在公司稅條件下的資本結(jié)構(gòu)和企業(yè)價值的關(guān)系。

（二）稅收因素對最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的影響

有公司稅情況下債務(wù)會增加企業(yè)的價值。原因是債權(quán)性籌資的利息可稅前扣除，抵減應(yīng)納所得稅。因此高負(fù)債可以大幅度減少企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)。在這種情況下，負(fù)債企業(yè)的價值等于無負(fù)債企業(yè)的價值加杠桿的利得，這就說明企業(yè)只要通過財務(wù)杠桿利益的不斷增加，不斷降低其資本成本，負(fù)債越多，杠桿作用越明顯，公司價值越大。當(dāng)債務(wù)資本在資本結(jié)構(gòu)中趨近100%時，才是最佳的資本結(jié)構(gòu)，此時企業(yè)價值達(dá)到最大。

修正后的MM理論從稅收的角度出發(fā)，論證了包含稅收這一經(jīng)濟(jì)變量時對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響，為資本弱化現(xiàn)象提供了更為直接的理論基礎(chǔ)。但是它過于片面強(qiáng)調(diào)舉債經(jīng)營帶來的稅收利益和企業(yè)價值的提升，忽略了高負(fù)債可能會讓企業(yè)償債壓力加劇，財務(wù)風(fēng)險上升，破產(chǎn)風(fēng)險加大，使未來的正常運(yùn)營存在不穩(wěn)定性，因此理想狀態(tài)下的最佳資本結(jié)構(gòu)100%負(fù)債無法在實(shí)際的經(jīng)濟(jì)活動中得以運(yùn)用。我們將在下文中用模型詳細(xì)論述MM理論，均衡理論與反資本弱化的關(guān)系。

四、資本弱化與反資本弱化

我們已知在無稅情況下，有債務(wù)融資公司價值等于無債務(wù)融資的公司價值，公司價值與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)無關(guān)。該模型僅在于一個無摩擦的資本市場，且對債務(wù)融資要求的條件較為苛刻，債務(wù)融資不會帶來財務(wù)危機(jī)成本和增加企業(yè)的成本，即債務(wù)融資不會企業(yè)價值帶來抵減時成立。

實(shí)際上，企業(yè)所得稅在各國稅法中是具有廣泛存在性。因此要對模型進(jìn)行修正，使得具有實(shí)際意義，有必要在模型中引進(jìn)所得稅。分析公司的財務(wù)結(jié)構(gòu)及其與所得稅的關(guān)聯(lián)時，基于國際通用的企業(yè)所得稅法，稅基部分不允許扣除權(quán)益部分的資本支出，只允許扣除利息支出。因此在模型中，只考慮企業(yè)采用債務(wù)融資和權(quán)益融資兩種籌資方式，且不考慮兩種方式的產(chǎn)生的風(fēng)險差異和公司結(jié)構(gòu)的差異。此時，公司的稅收支出只收債務(wù)和權(quán)益之間比例的影響。

當(dāng)假設(shè)部分與上述的部分相同，且只存在企業(yè)所得稅時，公司的利息支出會產(chǎn)生稅盾效應(yīng)，使得企業(yè)所得稅的稅負(fù)減少。

企業(yè)在資本結(jié)構(gòu)中使用債務(wù)融資可以產(chǎn)生稅盾效應(yīng)，減免企業(yè)的所得稅稅負(fù)，從而實(shí)現(xiàn)對企業(yè)價值的增益。且當(dāng)企業(yè)處于MM理論Ⅰ的假設(shè)下（債務(wù)融資不會帶來財務(wù)危機(jī)成本和增加企業(yè)的成本）時，理論上企業(yè)可以采用100%債務(wù)資本取代權(quán)益資本，通過最大化稅盾效應(yīng)最小化企業(yè)所得稅稅負(fù)，使企業(yè)價值最大化。

（一）權(quán)衡理論與最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)

由于在現(xiàn)實(shí)中的資本市場并不會處于完全無摩擦狀態(tài)，且由于交易成本（債務(wù)成本與權(quán)益成本）不會長期為0，而是隨著企業(yè)資本的結(jié)構(gòu)的改變而相應(yīng)改變。資本結(jié)構(gòu)中債務(wù)融資為0%（尤其是短期債務(wù)）或者100%進(jìn)行債務(wù)融資，都是不存在的，這是由于債權(quán)融資對企業(yè)價值的影響具有兩面性，一方面?zhèn)鶛?quán)融資有促進(jìn)企業(yè)價值增加的一面，同時債權(quán)融資也有使企業(yè)價值減少的一面。因此，在考慮現(xiàn)實(shí)中企業(yè)的最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)問題時，需要充分考慮企業(yè)所得稅、成本、財務(wù)危機(jī)成本分別或共同存在情況下，資本結(jié)構(gòu)如何影響企業(yè)市場價值。

當(dāng)企業(yè)偏向于保持過高的債務(wù)融資比例時，債務(wù)產(chǎn)生的利息給企業(yè)造成的償債壓力，一般財務(wù)學(xué)上用利息支出與利潤的比值作為衡量償債壓力的指標(biāo)，過高的償債壓力會給企業(yè)帶來另一項(xiàng)隱性成本：財務(wù)危機(jī)成本。因此，企業(yè)在決定資本結(jié)構(gòu)時，必須要權(quán)衡負(fù)債的避稅效應(yīng)和破產(chǎn)成本。在充分考慮這兩項(xiàng)成本的遞減與稅盾效應(yīng)帶來的的企業(yè)價值增益時，使得投資人（債權(quán)與股權(quán)投資人）低估企業(yè)經(jīng)營能力，從而減少企業(yè)價值。以及當(dāng)企業(yè)負(fù)債比例過大時，通常會導(dǎo)致債權(quán)人處于對其資金安全的考慮。

當(dāng)一個企業(yè)處于債務(wù)資本與權(quán)益資本的最優(yōu)比率時，企業(yè)既可以獲得稅盾效應(yīng)帶來的稅收收益，也可以避免過量的利息支出與財務(wù)危機(jī)成本。

（二）反資本弱化的實(shí)質(zhì)

在均衡理論闡述了企業(yè)債務(wù)融資與財務(wù)危機(jī)成本、成本之間的關(guān)系與得出的結(jié)論的同時，我們?nèi)詫⒖紤]以下情形：假設(shè)一個企業(yè)，擁有的總資金量為S，其債權(quán)融資和權(quán)益融資比率為1。

假定該企業(yè)只有少量的投資者，且在權(quán)益投資者擁有充足資金的情況下，會繼續(xù)投資這家企業(yè)，由于稅法對債務(wù)和權(quán)益投資人的身份并沒有做出明確限制時，權(quán)益投資者會選擇通過內(nèi)部債務(wù)融資的方式進(jìn)行投資，即既成為企業(yè)的股東，同時又是企業(yè)的債權(quán)人。但當(dāng)所有的投資者都將多余的資金變成債務(wù)融資時，他們既是企業(yè)的股東，同時又是企業(yè)債權(quán)人的雙重身份，企業(yè)債務(wù)融資產(chǎn)生的利息將會支付給投資人，作為免于繳納企業(yè)所得稅的額外利潤，使企業(yè)投資者可以通過內(nèi)部債務(wù)與關(guān)聯(lián)企業(yè)間的債務(wù)融資，來規(guī)避償債壓力和成本對企業(yè)的影響。

我們將上述以規(guī)避企業(yè)所得稅為目的，通過內(nèi)部債務(wù)、關(guān)聯(lián)債務(wù)進(jìn)行資本隱藏，使企業(yè)債務(wù)融資與破產(chǎn)風(fēng)險不相等稱為資本弱化。資本弱化現(xiàn)象破壞了企業(yè)融資關(guān)系中稅收中性的要求，侵蝕了國家的稅收利益。

由于稅務(wù)部門無法對企業(yè)的債務(wù)籌資來源進(jìn)行審查和限制，也不能給所有的債務(wù)融資制定一個對應(yīng)的財務(wù)危機(jī)系數(shù)。稅務(wù)機(jī)關(guān)可通過審查關(guān)聯(lián)方的貸款條件是否與非關(guān)聯(lián)方的貸款相同來進(jìn)行反資本弱化的規(guī)制；如果貸款條件不同，則關(guān)聯(lián)方的貸款可能被視為隱蔽的募股，要按資本弱化法規(guī)處理對利息的征稅。但該規(guī)則在現(xiàn)實(shí)中的實(shí)行會受稅務(wù)部門與企業(yè)信息不對稱的制約。因此，最簡單有效的反資本弱化規(guī)則，是針對企業(yè)的稅盾，即稅前扣除的利息額進(jìn)行限制，制約企業(yè)的資本弱化行為。根據(jù)MM理論Ⅰ，稅盾來源于企業(yè)的債務(wù)融資價值。我們假設(shè)稅法當(dāng)對資本結(jié)構(gòu)的債務(wù)融資比率限制為11，超額利息將不允許在稅前扣除。且假定權(quán)益投資者仍通過內(nèi)部債務(wù)融資的方式進(jìn)行投資。此時，企業(yè)不管如何變更資本結(jié)構(gòu)比例，其企業(yè)所得稅的有效稅盾是都固定值。

五、中國反資本弱化稅制假設(shè)的實(shí)證分析

（一）現(xiàn)行反資本弱化稅制

我國的反資本弱化稅制，由《關(guān)于企業(yè)關(guān)聯(lián)方利息支出的稅前扣除標(biāo)準(zhǔn)有關(guān)稅收政策問題的通知》（下稱《通知》）和《特別納稅調(diào)整實(shí)施辦法》中的資本弱化管理兩部分組成。

《通知》中規(guī)定，在計算應(yīng)納稅所得額時，企業(yè)實(shí)際支付給關(guān)聯(lián)方的利息支出，不超過規(guī)定比例的部分，準(zhǔn)予扣除，超過的部分不得在發(fā)生當(dāng)期和以后年度扣除。

而這個規(guī)定的"比例"，實(shí)質(zhì)上就是安全港規(guī)則，企業(yè)主體不同，關(guān)聯(lián)方債權(quán)性投資與其權(quán)益性投資比例亦有所不同，也即金融企業(yè)，為51；其他企業(yè)，為21。

當(dāng)然，《通知》并沒有排除其他調(diào)整方法的適用，它同時規(guī)定，"企業(yè)如果能夠按照稅法及其實(shí)施條例的有關(guān)規(guī)定提供相關(guān)資料，并證明相關(guān)交易活動符合獨(dú)立交易原則的……"也即，如果可比數(shù)據(jù)可靠的話，資本弱化的定價調(diào)整允許以公平交易原則作為調(diào)整方法?；蛘哒f，有可靠可比數(shù)據(jù)的情況下，反資本弱化稅制并不適用安全港規(guī)則。但是，遺憾的是，《通知》并沒有規(guī)定符合條件的可比性資料有哪些。

《特別納稅調(diào)整實(shí)施辦法》的規(guī)范性內(nèi)容相較于《通知》，《特別納稅調(diào)整實(shí)施辦法》相對嚴(yán)謹(jǐn)了許多。它首先定義了資本弱化管理的概念，也即，資本弱化管理是指稅務(wù)機(jī)關(guān)按照稅法的規(guī)定，對企業(yè)接受關(guān)聯(lián)方債權(quán)性投資與企業(yè)接受的權(quán)益性投資的比例是否符合規(guī)定比例或獨(dú)立交易原則進(jìn)行審核評估和調(diào)查調(diào)整等工作的總稱。對反資本弱化對應(yīng)的利息，《特別納稅調(diào)整實(shí)施辦法》制定了其計算方法即：

不得扣除利息支出=年度實(shí)際支付的全部關(guān)聯(lián)方利息×（1-標(biāo)準(zhǔn)比例/關(guān)聯(lián)債資比例）

公式中的標(biāo)準(zhǔn)比例指的是《通知》所規(guī)定的安全港比例。也就是，《特別納稅調(diào)整實(shí)施辦法》并沒有超越《通知》所設(shè)定的安全港比例規(guī)則，甚至，也沒有具體界定什么內(nèi)容屬于可比數(shù)據(jù)。

（二）安全港規(guī)則的實(shí)質(zhì)

OECD關(guān)于公平交易原則的定義為：同一人直接或者間接參與一方企業(yè)和另一方企業(yè)的管理、管制或資本，在上述任何一種情況下，兩個企業(yè)之間的商業(yè)或財務(wù)關(guān)系不同于獨(dú)立企業(yè)之間的關(guān)系，那么，本應(yīng)由其中一個企業(yè)取得，但由于這種情況而沒有取得的利潤，可以計入該企業(yè)的利潤，并據(jù)以征稅。

也即，在OECD協(xié)議范本中，認(rèn)為如果兩個關(guān)聯(lián)企業(yè)之間發(fā)生了或被施加了特定條件，那么可以按照獨(dú)立企業(yè)之間所進(jìn)行的正常的公開市場交易價格來確定其中的業(yè)務(wù)關(guān)系，這樣的轉(zhuǎn)讓價格調(diào)整方法就是公平交易原則。我們也可以認(rèn)為，公平交易實(shí)際上就是一種客觀判斷法則，這種客觀判斷法則，需要有充足的可比數(shù)據(jù)予以保障。反觀安全港規(guī)則，我們則可認(rèn)為是一種主觀判斷法則，這種調(diào)整方法，建立在立法者對企業(yè)間融資能力判斷的前提基礎(chǔ)上，受立法者理性思維的影響。這股立法者理性思維之風(fēng)，影響著世界上許多國家，我們可以從下表得以印證；同時，我們亦可從下表得以另一種觀點(diǎn)， 也即是各國立法者的主觀判斷均不相同。

具體到我國的安全港規(guī)則，即"金融企業(yè)51，其他企業(yè)21"實(shí)際上反映了立法者的兩種主觀假設(shè)，第一，金融企業(yè)與非金融企業(yè)融資能力存在差異；第二，非金融企業(yè)之間融資能力一致。

（三）金融企業(yè)與非金融企業(yè)融資能力差異假設(shè)

我國設(shè)定金融企業(yè)債券/權(quán)益比例為51，非金融企業(yè)為21，這一比例，其實(shí)際是基于金融企業(yè)與非金融企業(yè)融資能力存在區(qū)別的假設(shè)。為驗(yàn)證此假設(shè)的正確性，我們選取了中國A股上市的233家公司進(jìn)行分析，這233家公司分別來自于非金融企業(yè)（包括房地產(chǎn)、計算機(jī)、醫(yī)藥、有色金屬）和金融行業(yè)。所有財務(wù)數(shù)據(jù)均來來自于2010年報。

在現(xiàn)實(shí)中，我們不難發(fā)現(xiàn)一些總資產(chǎn)權(quán)益比（asset/equity ratio）很低，且缺乏資產(chǎn)規(guī)模的企業(yè)，因?yàn)槿狈ψ銐虻馁Y產(chǎn)擔(dān)保水平而難以獲得投資。由此，我們在下面的統(tǒng)計中將這一變量加入考慮范圍。我們假定投資人（包括債務(wù)和權(quán)益投資人），會拒絕給一個需求資金大，而資產(chǎn)規(guī)模不足的企業(yè)投資，且當(dāng)一旦企業(yè)資金鏈出現(xiàn)危機(jī)時，債權(quán)投資人的優(yōu)先求償權(quán)會先得到滿足。企業(yè)的固定資產(chǎn)比（fix-assets rate）和企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流產(chǎn)生償債能力，在現(xiàn)金流量表中，和應(yīng)付款項(xiàng)不相關(guān)的項(xiàng)目有支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金和購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金，由此償債能力的指數(shù)計算公式為：

企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流入=支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金-購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金

我們還需要額外考慮2個因素：固定資產(chǎn)和對外投資（交易性金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、長期股權(quán)投資、其他投資）。這個因素往往作為抵押貸款的抵押物，會影響到企業(yè)的借款，尤其是銀行貸款會以此作為是否放貸的標(biāo)準(zhǔn)。所以我們主要考慮（現(xiàn)金流產(chǎn)生的償債能力+固定資產(chǎn)+對外投資）/總資產(chǎn)的比例，以此來判斷不同行業(yè)間的企業(yè)能夠進(jìn)行債權(quán)性籌資的能力。

（四）非金融企業(yè)間融資能力一致假設(shè)

在上文里，我們選取并統(tǒng)計了我國房地產(chǎn)行業(yè)、計算機(jī)行業(yè)、醫(yī)藥行業(yè)及有色金屬冶煉業(yè)四個行業(yè)的企業(yè)的債務(wù)融資能力系數(shù)。這說明了在面對相同的企業(yè)所得稅率和反資本弱化規(guī)則時，企業(yè)所面對的有效稅率會受到自身（行業(yè)）的特點(diǎn)（資產(chǎn)負(fù)債率，凈資產(chǎn)比率等）影響。在我國目前的金融貸款體系中，尤其是2008年金融危機(jī)的影響，各國有銀行傾向于縮緊貸款規(guī)模，導(dǎo)致了資產(chǎn)比重大的行業(yè)，在取得債務(wù)融資時比其他行業(yè)有優(yōu)勢。在貸款額度有限的情況下，行業(yè)資產(chǎn)比重大的企業(yè)可以通過該優(yōu)勢保持企業(yè)債務(wù)水平，而行業(yè)資產(chǎn)比重小的企業(yè)不能保持合理的負(fù)債率。其結(jié)果是兩個行業(yè)的企業(yè)面對的有效稅率不同，稅收的公平性在實(shí)際執(zhí)行過程中被一個一刀切的反資本弱化規(guī)則破壞。

現(xiàn)行我國資本弱化規(guī)則對其他企業(yè)使用單一的21安全港比率，并沒考慮各行業(yè)企業(yè)的債務(wù)融資能力的差異帶來的稅負(fù)差異。因此，在制定反資本弱化法時，我國應(yīng)充分考慮上述情形，在確定安全港比率時，應(yīng)充分考慮企業(yè)行業(yè)特性不同導(dǎo)致資產(chǎn)負(fù)債比率的差異，細(xì)化安全港規(guī)則。

六、結(jié)論

反資本弱化稅制對借鑒關(guān)系的調(diào)整其目的要恢復(fù)到權(quán)衡理論下稅盾效應(yīng)與破產(chǎn)成本之間的均衡博弈關(guān)系。

篇9

[關(guān)鍵詞]人民幣升值房地產(chǎn)價格動態(tài)分析

人民幣升值以來，我國房地產(chǎn)市場泡沫的產(chǎn)生，特別是進(jìn)入2008年后房地產(chǎn)市場陷入低迷，前幾年聚集起來的房地產(chǎn)泡沫進(jìn)入破滅期。本文將立足人民幣升值和房地產(chǎn)市場現(xiàn)狀采用2005年7月～2008年9月的最新數(shù)據(jù)實(shí)證分析人民幣升值預(yù)期對房地產(chǎn)泡沫的影響。

在中國走向?qū)ν忾_放的背景下，投資者將有一個全球的投資組合視野，使國內(nèi)資產(chǎn)價格產(chǎn)生相對于匯率變動的貼水和升水，一國貨幣的匯率變動將成為其國內(nèi)資產(chǎn)價格變動的重要影響因素。本文認(rèn)為房地產(chǎn)泡沫的產(chǎn)生受人民幣匯率變動和熱錢因素的影響，若以ER、HP、HM分別表示人民幣實(shí)際有效匯率、房屋銷售價格指數(shù)和熱錢（用外匯儲備代替）。人民幣升值預(yù)期和房地產(chǎn)泡沫之間的VAR關(guān)系模型可以表示為：

αi為方程的系數(shù)，μ是白噪聲誤差項(xiàng)，t表示時間，i表示滯后階數(shù)。

作ADF平穩(wěn)性單位根檢驗(yàn)可知，變量本身并不是平穩(wěn)的，在經(jīng)過一階差分以后變成平穩(wěn)時間序列。變量同階平穩(wěn)通過ADF單位根檢驗(yàn)，說明變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)AIC和SC值進(jìn)行判斷決定用滯后一階，即選用VAR（1）模型。本文基于VAR方法的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1：

注：*表示在5%的水平上拒絕原假設(shè)。

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，實(shí)際有效匯率、房屋價格指數(shù)和外匯儲備之間存在著長期的均衡關(guān)系，協(xié)整方程為：

㏑HP=-0.048339㏑ER+0.003009㏑HM+4.803418+μ

（-1.661745）（2.742939）(46.86884)

則白噪聲誤差項(xiàng)μ=㏑HP+0.048339㏑ER-0.003009㏑HM-4.803418

對白噪聲誤差項(xiàng)μ進(jìn)行根檢驗(yàn)，則

說明殘差本身是平穩(wěn)的，所以存在協(xié)整，遠(yuǎn)期是均衡的。建立VAR動態(tài)模型：

㏑HP=5.30207-0.000286㏑ER(t-1)+0.856916㏑HP(t-1)-

0.001546㏑HM(t-1)

實(shí)際有效匯率、熱錢對房地產(chǎn)價格有一個負(fù)的影響，即實(shí)際有效匯率的增長會導(dǎo)致房地產(chǎn)價格的下降，這似乎與人們的直覺相悖，然而由于人們對人民幣升值空間存在一個理性區(qū)間，當(dāng)人民幣升值到一定程度時，人們對人民幣升值預(yù)期減少，中國房地產(chǎn)預(yù)期收益度相應(yīng)上升，人們開始拋售，房地產(chǎn)價格應(yīng)聲下跌。以上分析是一種長期均衡，更加深入的分析需要通過誤差修正模型來進(jìn)行。在VAR系統(tǒng)的基礎(chǔ)上，相應(yīng)的誤差修正模型（VEC）為：

㏑HP=-0.022919ECMt-1-0.139649ECMt-2+0.341095㏑HPt-1+0.02837㏑HMt-1+0.027381㏑ERt-1-0.001003

誤差修正模型系數(shù)項(xiàng)為負(fù)，說明房地產(chǎn)價格對長期趨勢的偏離不能在短期內(nèi)得到糾正，另上一期的房地產(chǎn)價格對當(dāng)期房地產(chǎn)價格在短期內(nèi)的影響也很顯著。

根據(jù)房地產(chǎn)價格對人民幣實(shí)際有效匯率和外匯儲備的沖擊的響應(yīng)，在第一期給人民幣實(shí)際有效匯率一個正沖擊后，房地產(chǎn)價格先上升后下降，在第五期達(dá)到低點(diǎn)后上升，在第九期達(dá)到最高點(diǎn)，總體而言人民幣升值對房地產(chǎn)價格的增長是正的影響。第一期給外匯儲備一個正的沖擊后，房地產(chǎn)價格隨即開始逐漸增加，在第四期達(dá)到最高后回落。這表明房地產(chǎn)價格受到熱錢沖擊后隨即產(chǎn)生影響，而且這個影響有逐漸上升的趨勢。

泡沫對一國金融安全的威脅來源于泡沫膨脹期間不斷積累的金融風(fēng)險，泡沫破裂后金融危機(jī)的爆發(fā)不過是已有風(fēng)險的釋放。本文在此背景下得到如下結(jié)論:

1.在泡沫和金融不安全傳遞過程中，制度變遷提供了制度環(huán)境，宏觀經(jīng)濟(jì)政策的變化起著助推作用，預(yù)期發(fā)揮著動力作用，而經(jīng)濟(jì)主體的行為變異則最終促成泡沫經(jīng)濟(jì)和金融不安全相互傳遞的實(shí)現(xiàn)。

2.保持外匯儲備的適當(dāng)規(guī)模，保證儲備資產(chǎn)的多元化以減少在本幣升值過程中對沖美元貶值的損失；對在利益驅(qū)使下通過各種渠道滲入我國進(jìn)行套利、套匯的國際游資進(jìn)行防范與控制，完善國際游資投機(jī)目標(biāo)市場的監(jiān)管，減少投機(jī)獲利區(qū)間，利用稅收措施抑制國際游資的大進(jìn)大出。

3提高宏觀調(diào)控預(yù)期性和有效性，真正提高宏觀調(diào)控的質(zhì)量。從根本上轉(zhuǎn)變宏觀調(diào)控方式和宏觀調(diào)控指導(dǎo)思想。對宏觀調(diào)控措施更多地采用適時適度微調(diào)，靈活多次“點(diǎn)剎”，把握好調(diào)控節(jié)奏和力度，提高宏觀調(diào)控的技巧性以有效解決經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的矛盾和問題。

4.從全球視野的角度，全面調(diào)整中國宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控政策的戰(zhàn)略定位和工具選擇；強(qiáng)化貨幣政策的國際協(xié)調(diào)，防止單邊調(diào)整帶來的巨大宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險，積極通過雙邊和多邊體系進(jìn)行匯率協(xié)調(diào)和資本監(jiān)管協(xié)調(diào)；在金融交易展開相應(yīng)的國際價格形成機(jī)制的干預(yù)。

參考文獻(xiàn)：

篇10

本文利用深證成指收盤價的日數(shù)據(jù)，利用具有非對稱效應(yīng)的TARCH模型分析深證成指收盤價的波動變化規(guī)律。實(shí)證結(jié)果顯示，深證成指的條件異方差效應(yīng)較為明顯，而TARCH模型能構(gòu)較好的消除條件異方差。對于深證成指的沖擊，利空消息不同于利好消息，總體上要大一些，杠桿效應(yīng)的存在較為明顯。

【關(guān)鍵詞】

TARCH模型；波動性；杠桿效應(yīng)

國內(nèi)許多學(xué)者開始運(yùn)用ARCH類模型對中國股市波動進(jìn)行實(shí)證研究。股指的變動能夠很好地反映股市的變化以及發(fā)展情況。股指的變化范圍以及變化程度在不同的時間范圍內(nèi)有很大的差異性。所以在建立TARCH模型時，必須對應(yīng)股市的不同階段，從而對股市不同發(fā)展階段波動的變化情況都有相應(yīng)的研究。因?yàn)榉菍ΨQ性的波動會常會在股市上體現(xiàn)，因此本文將研究重點(diǎn)放在股票市場波動的非對稱效應(yīng)上。本文首先對深圳成指收益率序列進(jìn)行處理，修正其自相關(guān)，然后運(yùn)用TARCH模型來研究，該模型含有高階非對稱效應(yīng)，最后得出深圳成分指數(shù)的波動情況。

1 TARCH模型

2 實(shí)證分析

2.1收益率rt 的ADF檢驗(yàn)

在對收益率序列進(jìn)行分析之前，首先應(yīng)該對該序列做ADF檢驗(yàn)，如果收益率序列是非平穩(wěn)的序列，要考慮將時間序列作平穩(wěn)化處理。對收益率時間序列的單位根檢驗(yàn)的結(jié)果可知：指數(shù)期貨的日收益率時間序列的ADF的檢驗(yàn)t統(tǒng)計量為-29.05368小于1%的臨界值-3.437976。因此，在99%的置信水平下，拒絕原假設(shè)，即序列是平穩(wěn)的，不存在單位根。

2

3 結(jié)論

本文研究表明非對稱效應(yīng)的TARCH模型較好的模擬深證成指收益率序列的波動變化并得到以下結(jié)論：

（1）深證成指收益不服從正態(tài)分布，樣本方差大，存在尖峰厚尾效應(yīng)正態(tài)分布難以擬合尖峰厚尾效應(yīng)。因此，傳統(tǒng)的基于正態(tài)分布的模型例如CAPM模型、APT模型等在預(yù)測股價走勢時，其精度將會很低。

（2）深證成指收益率序列的自回歸模型的殘差存在較強(qiáng)的ARCH效應(yīng)，而TARCH模型能較好地消除自回歸模型的中ARCH效應(yīng)。同時，深證成指收益率序列的條件方差受到的沖擊是持久的，外部沖擊對深證成指未來收益率的預(yù)測有著十分重要影響。

（3）深證成指收益率的條件方差波動具有非對稱效應(yīng)。非對稱效應(yīng)的波動的結(jié)果使得深證成指收益率序列的條件方差波動加大，進(jìn)而使得深證成指日收益率序列的波動呈現(xiàn)出較為明顯的杠桿效應(yīng)。相對于好消息而言，不利消息對深證成指日收益率的沖擊要大。

【參考文獻(xiàn)】

[1]高鐵梅.計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模 [M].北京：清華大學(xué)出版社，2009

[2] 萬蔚，江孝感. 我國滬、深股市的波動性研究――基于 GARCH 族模型 [J].價值工程，2007（10）

[3] 蔡曉春，葉發(fā)強(qiáng).基于TARCH模型深證綜指收益率波動的實(shí)證分析[J].財經(jīng)論壇，2009（23）