實證研究范文10篇

貸款可得性的影響因素:研究假設(shè)

根據(jù)國內(nèi)外相關(guān)文獻和我們多年來的研究，我們認為銀企合作關(guān)系存在性、合作關(guān)系長短、企業(yè)存活年限、企業(yè)注冊組織形式和相關(guān)財務(wù)指標(企業(yè)規(guī)模、財務(wù)杠桿、盈力能力)是影響企業(yè)貸款可得性的主要因素。據(jù)此本文提出如下假設(shè):假設(shè)一:企業(yè)申請貸款之前存在的銀企相互合作關(guān)系可以提高銀行向企業(yè)發(fā)放貸款的可能性。放款銀行通過對前期合作過程中的監(jiān)管，在放款之前搜集到更有價值的私有信息。銀企關(guān)系所產(chǎn)生的有價值信息提升了企業(yè)的信用程度，使得銀行放貸幾率增加。為了檢驗銀企關(guān)系對銀行放貸可能性的潛在影響，我們設(shè)企業(yè)申請貸款之前銀企之間金融服務(wù)存在性為啞變量，當存在銀企關(guān)系時，我們令該變量值為1，當不存銀企關(guān)系時，我們令該變量值為0。假設(shè)二:企業(yè)年齡變量是對銀行放貸機率的又一重要影響因素。早期的學(xué)者認為其與銀企關(guān)系的年限變量存在高度相關(guān)性(BergerandUdell，1995)，但企業(yè)年齡反映的是公開的信息(聲譽)而銀企關(guān)系年限更多體現(xiàn)私有信息(Diamond，1991)。年齡長久的企業(yè)經(jīng)歷過更多的危機時期，并在此過程中建立起了聲譽。因此，年齡長久更多體現(xiàn)公開信息。我們假設(shè)企業(yè)存活限期與銀行放貸幾率也成正向變動關(guān)系。假設(shè)三:企業(yè)的組織形式對銀行放貸幾率的影響也是顯著的，具有合理治理結(jié)構(gòu)的企業(yè)更容易獲得貸款，因此我們假設(shè)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的合理性與銀行放貸機率成正向變動關(guān)系。本文將企業(yè)的風(fēng)險差別變量以控制變量的形式引入到實證模型中。首先，引入虛擬變量標識企業(yè)的組織形式:個人獨資企業(yè)、普通合伙企業(yè)、有限責任公司、股份有限公司及中外合資(合作)企業(yè)。不同組織形式的企業(yè)的信息不對稱程度差別很大。本文將有限責任公司、股份有限公司及中外合資(合作)企業(yè)用1來標識(公司治理水平高);將個人獨資企業(yè)、集體企業(yè)、普通(有限)合伙企業(yè)用0來標識(公司治理水平相對較低)。其次，本文引入了傳統(tǒng)的財務(wù)指標來區(qū)分企業(yè)的風(fēng)險:包括企業(yè)規(guī)模(資產(chǎn)總額、銷售總額、雇傭人數(shù))、財務(wù)杠桿(資產(chǎn)負債率)、盈力能力(銷售利潤率)。

關(guān)系型貸款實證研究

2007年4－9月期間，我們與廣東省東莞市中小企業(yè)局組成課題組，通過問卷調(diào)查及實地走訪、召開座談會等形式，深入、客觀地調(diào)查了東莞市金融機構(gòu)對中小企業(yè)貸款發(fā)放的影響因素。在問卷調(diào)查方面，課題組設(shè)計了企業(yè)和銀行兩個版本的問卷。問卷的發(fā)放與回收均由東莞市中小企業(yè)局負責。這樣從組織上確保了問卷發(fā)放和回收的質(zhì)量。企業(yè)版問卷發(fā)放按照均勻分布的原則，問卷發(fā)放范圍囊括了東莞市32個鎮(zhèn)街，每個鎮(zhèn)街10份問卷;涉及不同規(guī)模、不同行業(yè)、不同性質(zhì)的中小企業(yè)。課題組共計發(fā)放問卷320份，最后回收的有效問卷共242份，有效率達到了75.62%。調(diào)查收集的相關(guān)信息包括:企業(yè)的治理特征、最近一次申請貸款基本情況、財務(wù)指標及關(guān)系特征。問卷除非特別說明，本文的數(shù)據(jù)皆由本次調(diào)查問卷結(jié)果整理統(tǒng)計而成。表1是實證研究所需變量(最近一次申請貸款)的基本統(tǒng)計結(jié)果(均值和標準差)。表格第二列給出所有被調(diào)查企業(yè)(242家)的變量指標，其中各變量的均值在對應(yīng)格中的上方列出，其標準差在下方用小括號內(nèi)列出(下同)。第三列與第四列將所有申請貸款企業(yè)進行了分組統(tǒng)計描述:第三列描述了貸款獲得批準的企業(yè)相關(guān)變量統(tǒng)計結(jié)果;第四列描述了貸款未獲得批準的企業(yè)相關(guān)變量統(tǒng)計結(jié)果。最后，第五列的t值檢驗了上述兩組企業(yè)相關(guān)變量均值差異是否顯著。在全部的242家企業(yè)中，獲得貸款企業(yè)為52家，未獲得貸款為190家。通過分組統(tǒng)計分析，我們可以清楚地發(fā)現(xiàn)兩組相關(guān)變量之間存在以下顯著差異。(1)在貸款獲批企業(yè)組里，銀企關(guān)系存在性(最近一次申請貸款前，銀企間是否早已存在金融服務(wù)關(guān)系)指標均值為0.7262，明顯大于貸款未獲批準企業(yè)組的0.4367，且兩組均值差異在1%水平上顯著。(2)獲得貸款企業(yè)組的銀企關(guān)系存在年數(shù)均值顯著大于未獲得貸款企業(yè)組的銀企關(guān)系存在年數(shù)(3.61年vs.2.26年)。(3)早期實證認為企業(yè)年齡與銀企關(guān)系存在年數(shù)高度相關(guān)(BergerandUdell，1995)，在我們的研究樣本中，兩者的相關(guān)系數(shù)為0.45，較BergerandUdell的研究指標略低。在所調(diào)查的所有企業(yè)中，平均企業(yè)年齡為6.52年，貸款獲批企業(yè)的平均年齡為7.32年，未獲批準企業(yè)的平均年齡為6.09年，差異水平在5%水平上顯著。(4)分別用三個變量來反映企業(yè)規(guī)模狀況，它們分別是:資產(chǎn)總額、銷售總額和雇傭人數(shù)。第五列的t值顯示除企業(yè)資產(chǎn)總額變量均值在5%水平上顯著外，另外兩個變量均值差異性水平并不顯著。其原因可能在于:東莞市經(jīng)濟發(fā)展特色為“三來一補”，大量的制造類企業(yè)屬于是來料加工、來樣加工的勞動密集型企業(yè)。該類企業(yè)的年銷售量與雇傭人數(shù)相對較多，但與貸款發(fā)放過程中銀行所要求的有形資產(chǎn)數(shù)額抵押擔保概念相去甚遠，因此，在后續(xù)的實證研究中，我們僅引入企業(yè)資產(chǎn)總額一個指標反映企業(yè)規(guī)模狀況。(5)財務(wù)杠桿往往是銀行授信評級過程中的主要財務(wù)指標，但在我們的觀測樣本中，兩組均值的差異性水平并不顯著(分別為0.2978和0.2999)。這一指標在一定程度反映了東莞市中小企業(yè)的負債能力不高(加上商業(yè)流動性負債后不超過30%)。(6)銷售利潤率的差異在5%水平上顯著，與預(yù)期一致(分別為0.2567、0.2134)。(7)企業(yè)的組織形式能在一定程度上反映企業(yè)的治理水平，有限責任公司、股份有限公司、外資企業(yè)、中外合作(合資)企業(yè)在企業(yè)創(chuàng)立之初就需要根據(jù)我國《公司法》規(guī)定，組建企業(yè)的董事會、監(jiān)事會(監(jiān)事)及股東大會成員，明確相關(guān)權(quán)責并公開寫入公司章程。因此，我們有理由相信在之后的發(fā)展過程中，這類性質(zhì)的公司企業(yè)的財務(wù)更加明晰，內(nèi)控更加合理。而與之相對應(yīng)的個人獨資企業(yè)、集體企業(yè)、普通(有限)合伙企業(yè)存在一股獨大或有限博弈等問題，可能導(dǎo)致財務(wù)不透明問題相對嚴重。所以，本文認為具有合理治理結(jié)構(gòu)的企業(yè)更容易獲得貸款，兩組數(shù)據(jù)該變量的顯著性差異初步證實了我們的推斷(分別為0.62、0.45)。由于實證模型中的因變量(是否放貸)是二元響應(yīng)變量，因此傳統(tǒng)的OLS回歸顯得不再合適。同時，在自變量分布的兩端，影響貸款發(fā)放的因素的一個較小的變化對貸款發(fā)放影響程度極小，即事物變化經(jīng)常在初期階段緩慢進展，然后逐漸加速，至發(fā)展速度到達極限后，又會逐漸減速。與其他實證模型相比，多元logistic回歸模型更適合對有此規(guī)律的經(jīng)濟現(xiàn)象的分析，這也是本文采用此模型進行分析的主要原因。在模型中，我們設(shè)lend*i為不可觀測的放貸概率，它是關(guān)于企業(yè)特征變量的函數(shù)。因此有:lend*i=β''''xi+υi(1)其中xi是銀企關(guān)系變量以及它控制變量的向量，β為待估向量的參數(shù)，υi為隨機干擾項。令lendi為可觀測的二元響應(yīng)變量，當銀行給予企業(yè)貸款額度時，lendi=1等價于企業(yè)獲得貸款的概率大于0(lend*i＞0);當銀行不給予企業(yè)貸款額度時，lendi=0等價于企業(yè)獲得貸款的概率小于0(lend*i≤0)。本文運用stata10.0對上述模型進行回歸分析。在表2中，本文檢驗了企業(yè)貸款可得性(或銀行放貸可能性)影響因素，重點在于分析銀企間私有信息和公共信息對貸款可得性的影響。因此，在分析中暫未加入企業(yè)的規(guī)模指標及財務(wù)杠桿指標。表2第二列顯示了銀企關(guān)系存在對貸款可得性的回歸結(jié)果，自變量的系數(shù)值為0.5372，在1%的水平上顯著不為零，這說明該變量對貸款獲得性概率具有顯著促進作用。該結(jié)論與Cole(1998)的實證研究結(jié)論相近:銀企關(guān)系存在性對貸款獲批概率有顯著的促進作用，一旦關(guān)系建立，該關(guān)系對貸款的促進作用并不隨著年限的延長而增加。這一點在直觀上可以理解為:只要銀企關(guān)系在申請貸款之前已經(jīng)存在，那么貸款獲批的手續(xù)及程序變得相對簡單，這種簡單程度并不隨關(guān)系年限的延長而越發(fā)簡單。表2第三列顯示了包含銀企關(guān)系存在性變量(私有信息)和企業(yè)成立年數(shù)(公開信息)的回歸結(jié)果。多元logistic回歸系數(shù)與研究假設(shè)一致且顯著不為0。Preudo－R2為0.0381，較Cole(1998)的相應(yīng)回歸結(jié)果(0.031)稍高。第四列引入了新的虛擬變量———企業(yè)組織形式，該變量在一定程度反映了企業(yè)的財務(wù)透明度與內(nèi)控管理的合理程度。該變量的引入使得Preudo－R2顯著提高且各變量回歸系數(shù)仍顯著不為0。值得一提的是，第五列引入銀企關(guān)系存在年數(shù)變量后，其他變量回歸系數(shù)均無法通過顯著性檢驗時，企業(yè)組織形式變量系數(shù)仍在1%水平上顯著不為0，我們認為該變量所隱含的治理結(jié)構(gòu)因素是影響貸款可獲得性的重要影響因素。表3第二列顯示了加入資產(chǎn)負債率變量的多元logistic回歸結(jié)果，該變量回歸系數(shù)為－0.4145，即企業(yè)負債比例越高，越不容易獲得貸款。但該變量未能通過顯著性檢驗且對Pseudo－R2的邊際貢獻不大。這一回歸結(jié)果與Cole，Berger等人的研究結(jié)論不符，其原因可能在于(1)我們所觀測的東莞市中小企業(yè)的資產(chǎn)負債率均值水平較低(29%)，財務(wù)杠桿系數(shù)作用不明顯。(2)我國商業(yè)銀行的授信評價體系一般設(shè)定為只要資產(chǎn)負債率不超過一定水平，則該項指標評價即獲得滿分，如中國銀行對制造業(yè)企業(yè)信用評級指標體系與計分標準說明為:資產(chǎn)負債表滿分10分，65%(含)以下為滿分;每上升3個百分點扣1分;扣完為止①。表3第三列顯示的回歸模型引入了資產(chǎn)總額對數(shù)，其回歸系數(shù)結(jié)果與研究假設(shè)分析相一致。即企業(yè)規(guī)模越大，越有利于企業(yè)獲得銀行貸款。但所引入的盈利能力指標(銷售利潤率)系數(shù)與優(yōu)序融資理論(peckingorder)預(yù)期相反，其原因在于我們的研究對象是中小企業(yè)，其盈利能力所產(chǎn)生的留存收益對于成長機會所需求的資金總量而言相去甚遠。當良好的盈利能力無法彌補龐大的資金缺口時，就只能作為貸款過程中的一個有利因素影響貸款可得性。

結(jié)論與啟示

為了探尋“銀企關(guān)系”對貸款影響的直接證據(jù)，本文在引入相關(guān)控制變量后，銀企關(guān)系是否存在的啞變量回歸系數(shù)為0.7093，且在1%水平上顯著。該結(jié)果有利地說明了銀企關(guān)系存在所產(chǎn)生的私有信息具有價值———提高了貸款獲批概率。上述實證研究說明，我國中小型企業(yè)銀行貸款已經(jīng)初顯關(guān)系型融資特征端倪。這種特征的出現(xiàn)，是與目前我國中小企業(yè)資金需求狀況及商業(yè)銀行資金投放困境相適應(yīng)的，也是市場催生的結(jié)果。伴隨我國商業(yè)銀行貸款利率改革的推進，中小企業(yè)與商業(yè)銀行資金借貸均衡關(guān)系逐漸由傳統(tǒng)的非均衡信貸配給(政府干預(yù)所致)轉(zhuǎn)型為均衡信貸配給(信息不對稱所致)。這為關(guān)系型貸款技術(shù)的應(yīng)用提供了必要的金融環(huán)境。在當前宏觀金融環(huán)境下，對于像東莞這樣的中小企業(yè)比重大、外向程度高的我國沿海發(fā)達地區(qū)，至少給我們以下兩點啟示:(1)對于作為資金需求方的中小企業(yè)而言，由于自身積累相對較少，內(nèi)源融資無法滿足自身資金需求，外源融資中的直接融資方式更是由于資本市場容量小、中小企業(yè)本身規(guī)模和信息披露要求等因素而受到制約。因此，就目前而言，中小企業(yè)融資難問題幾乎等價于中小企業(yè)貸款難問題。為緩解銀企之間的信息不對稱問題，中小企業(yè)必須著眼于持續(xù)發(fā)展策略，主動與銀行建立起長期合作的關(guān)系，以此改變銀行經(jīng)理對自身風(fēng)險的判斷，才能有望通過關(guān)系型融資來緩解資金缺口。(2)對作為資金供給方的金融機構(gòu)而言，應(yīng)該逐漸認識到“中小企業(yè)”并非是風(fēng)險大、盈利性差的代名詞。實踐中，中小企業(yè)也并非鐵板一塊，只要銀行等金融機構(gòu)能識別出有發(fā)展?jié)摿Φ闹行∑髽I(yè)，就能夠開發(fā)出符合其需要的金融產(chǎn)品和金融服務(wù)，增加銀行等金融機構(gòu)的新的利潤增長點。

摘要:本文用問卷調(diào)查的方法，對廣東技術(shù)師范學(xué)院計算機科學(xué)學(xué)院貧困生的消費結(jié)構(gòu)、消費行為、消費心理及影響因素進行實地調(diào)研，發(fā)現(xiàn)本科院校貧困生在消費結(jié)構(gòu)、消費行為、消費心理和消費觀念上的特點。通過精準幫扶、心理輔導(dǎo)、思想教育和課程引導(dǎo)等方式來幫助本科院校貧困生樹立正確的消費觀。

關(guān)鍵詞:本科院校;貧困生;調(diào)查分析

一、基于廣東技術(shù)師范學(xué)院計算機科學(xué)學(xué)院貧困生的調(diào)查數(shù)據(jù)分析

(一)研究方法和樣本情況。1．問卷調(diào)查情況。用定量研究的調(diào)查法對廣東地區(qū)的貧困生的消費狀況來研究。研究對象是該院336名在冊貧困生。本次調(diào)查共發(fā)放330份問卷，回收有效問卷323份，有效回收率為96．13%。2．問卷基本內(nèi)容。內(nèi)容分四個部分，共36個題目。首先是基本信息，其他三部分針對消費的多個領(lǐng)域來調(diào)查，含貧困生的消費行為、日常消費和學(xué)習(xí)活動消費的特點等。3．樣本構(gòu)成情況。在基本人口學(xué)信息方面，問卷按性別、家庭居住地和年級來區(qū)分被調(diào)查者。據(jù)統(tǒng)計，被調(diào)查者中男生203名，女生112名，性別分布基本平衡;按家庭居住地，山區(qū)18人，農(nóng)村275人，城市22人，數(shù)據(jù)不平衡是因我國貧困人口主要在農(nóng)村;按年級，大一117人，大二21人，大三128人，大四49人。大二大三總?cè)藬?shù)少，貧困生數(shù)相應(yīng)較少。(二)研究發(fā)現(xiàn)。1．文化水平是制約家庭經(jīng)濟的重要因素之一。在父母文化程度調(diào)查上，63．49%是小學(xué)，53．33%是初中，8．89%未上過學(xué)。僅10．79%、0．95%是高中及大學(xué)。2．貧困生收入來源單一、消費結(jié)構(gòu)多元化。大部分貧困生收入是來自父母(63．49%)及學(xué)校資助或貸款(20．32%)。有97．78%將食品置于月支出的大頭，第二是學(xué)習(xí)費用(67．94%)，再是交通費用。28．89%將通訊費用置于月支出的第三。3．貧困生大體上科學(xué)消費。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示:87．94%有合理安排自己的消費種類，93．33%有目的性購物;55．24%能記下部分花銷，34．92%能了解基本的消費情況，極少數(shù)不理會其消費情況。4．購物方式的多樣化、支付方式的多元化及網(wǎng)絡(luò)購物的普遍化使大學(xué)生的消費趨于快捷化、網(wǎng)絡(luò)化。［1］從短期消費情況及總體消費意愿看，74．6%樂于網(wǎng)上消費，出于品種齊全、價格便宜、時尚有趣、方便快捷和節(jié)省時間目的;有25．4%趨于實體店。在支付方式上，91．34%選擇微信等第三方支付方式，極少數(shù)用現(xiàn)金。5．貧困生有生活要求，安全消費意識增強。［2］在近期外出就餐上，52．70%偶爾外出，33．33%幾乎不外出，8．89%從不外出，僅5．08%常外出就餐;在因超前消費而出現(xiàn)借錢上，54．92%從不，28．57%幾乎不、13．97%偶爾，僅2．54%經(jīng)常;在網(wǎng)購超前消費上，66．35%是等有錢再說、20．95%默默打工攢錢，少數(shù)是分期付款和網(wǎng)絡(luò)借貸。6．多數(shù)貧困生消費有計劃性，實用和價格是其消費的關(guān)注點。據(jù)統(tǒng)計，60．32%會制定月消費計劃，而39．68%不會。在影響消費的因素上，53．97%是促銷活動、58．41%是價格調(diào)整、88．89%是實用和67．62%是價格。

二、思考與討論

(一)一通過思想教育和心理輔導(dǎo)切實幫助到貧困生，塑造健康的消費心理。從問卷分析看，大多數(shù)人是理性消費的。但是，部分人出現(xiàn)超前消費，一是電子支付的普遍化和超前消費風(fēng)氣的影響，二是攀比、炫耀等心理。可見，應(yīng)重視貧困生消費心理的思想建設(shè)工作，建立切實的教育體系，如開設(shè)合理消費、消費心理分析的課程和傳統(tǒng)美德的宣傳講座等來引導(dǎo)其塑造健康的消費心理、樹立科學(xué)的消費觀。(二)貧困生的消費目標明確。貧困生的消費看重實用和價格，反映了其消費理念的理性消費目標的明確。貧困生能根據(jù)本身實際需要進行合理消費，看重性價比是其基本消費特色。

摘要：通過實證研究證明了項目管理不僅在常規(guī)型人力資源管理中發(fā)揮巨大的作用，在創(chuàng)新型人力資源管理中也能起到更大的作用。本文提出了一系列關(guān)于薪酬改革的方案，包括對于各個基層人員工資的調(diào)整以及通過提出KPI指標體系來解決，即制訂經(jīng)營計劃、制定指標、定期計算指標和實行獎懲。

關(guān)鍵詞：國電錫林河公司；人力資源；薪酬績效管理

中國國電內(nèi)蒙古錫林河煤化工有限責任公司（以下簡稱該公司），有三家全資子公司，其主營業(yè)務(wù)分別是以煤炭銷售、運輸業(yè)務(wù)為主和目前仍處于建設(shè)期的熱力公司；另外還分別參股了兩家以運輸和工業(yè)化肥為主的公司。公司成立于2006年，2009年國電內(nèi)蒙古電力有限公司收購重組，截止2013年，公司資產(chǎn)總額261759萬元，比上年同期增加17984萬元；公司負債總額116087萬元，比上年同期增加18930萬元。公司所有者權(quán)益總額145672萬元，比上年同期減少946萬元。公司所有生產(chǎn)設(shè)備鏟車58臺、工程車輛20臺、鍋爐8臺。該公司共有員工865人，主要管理崗位以上人員171名，調(diào)整定員后主要管理崗位以上人員134名。

一、公司績效薪酬管理存在問題的原因分析

觀念陳舊。公司成立之前是一家民營礦業(yè)公司，企業(yè)管理者的觀念陳舊，只注重效益，對于企業(yè)整個管理體系的構(gòu)建和完善不重視。員工的企業(yè)主人翁意識較差，整個企業(yè)的績效薪酬體系不完善，企業(yè)實施績效薪酬管理中最大的障礙是觀念的問題，要想使績效薪酬管理得到實效，必須改變管理者的觀念，同時強調(diào)全員的績效意識。內(nèi)功修煉不夠。公司成立之前，人力資源經(jīng)理權(quán)限受到很多限制，甚至影響工作積極性。先前的人力資源工作對績效管理的意識很差，很難構(gòu)建完善公平的績效考評體系，在這些人力資源經(jīng)理的腦海里，績效管理意識仍停留在績效考核，沒有公平和完善的考評體系，其制定的人力資源薪酬政策就很難得到員工的認可。高層領(lǐng)導(dǎo)支持力度缺乏。績效管理的實施必須要得到企業(yè)高層管理者的支持，而國電錫林河公司企業(yè)的高層領(lǐng)導(dǎo)以往只注重企業(yè)的銷售，認為只要企業(yè)煤炭具有市場，那么其他一切都好說。績效薪酬管理體系不完善。由于高層管理者不重視，加之企業(yè)的人力資源經(jīng)理缺乏理論深度，整個企業(yè)的績效管理相對簡單，不能將績效融于管理之中，缺乏過程的輔導(dǎo)和溝通。

二、完善公司薪酬管理制度的建議

【內(nèi)容摘要】本文運用分層隨機抽樣方法，從經(jīng)濟領(lǐng)域檢驗受眾議程、媒介議程與真正現(xiàn)實三者之間的關(guān)系。文章認為，三者之間是否吻合，不僅涉及到客觀現(xiàn)實，而且關(guān)系到主觀標準，因此，三者之間的吻合與否具有一定的多樣性、復(fù)雜性和不確定性。

【關(guān)鍵詞】受眾議程；媒介議程；真正現(xiàn)實；吻合；多樣性

一、理論背景

在“洞穴人”寓言中，柏拉圖從認識論角度，揭示出洞壁上的影子這一現(xiàn)實的反映，是構(gòu)成“囚犯”大腦中關(guān)于真正現(xiàn)實圖像的基矗李普曼將上述思想引申后，認為“我們就像這些囚犯一樣，也只能看見媒介所反映的現(xiàn)實，而這些反映便是構(gòu)成我們頭腦中對現(xiàn)實圖像的基幢③，而且他還認為，由報界提供的現(xiàn)實的圖像常常是不完整的和扭曲的④。基于這些認識，李普曼在《輿論學(xué)》中開創(chuàng)性地提出了“外在世界與我們頭腦中關(guān)于世界的圖像”的著名論斷。

自李普曼的上述觀點提出后，一些學(xué)者們相繼對受眾議程、媒介議程和真正現(xiàn)實之間的關(guān)系進行了實證檢驗。芬克豪澤(G.RayFunkhouser)在分析了20世紀60年代美國公眾輿論與媒介內(nèi)容之間的關(guān)系，以及媒介內(nèi)容與實際生活之間的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)：在媒介議程與公眾議程之間存在相當高的一致性，事實上兩者的相關(guān)系數(shù)高達+0.78；但在分析媒介內(nèi)容與實際生活的關(guān)系時，卻發(fā)現(xiàn)兩者之間不能很好地吻合，即媒介為公眾制造的“社會現(xiàn)實”的圖像與真正現(xiàn)實世界的圖像相當不一致。為此，芬克豪澤總結(jié)道：“包括決策者在內(nèi)的許多人，都認為新聞媒介是值得信賴的信息渠道，但研究數(shù)據(jù)卻顯示，事實并非如此”(Funkhouser，G.R，1963)。同時，Bare(Bare，1990)在對美國公眾關(guān)注問題研究后，發(fā)現(xiàn)在1986年至1989年期間，美國公眾越來越關(guān)注國內(nèi)問題，而在同一時期，非法使用的人數(shù)卻在穩(wěn)步下降。顯然，上述結(jié)果顯示，新聞媒介制造的“社會現(xiàn)實”的圖像與真正現(xiàn)實世界的圖像兩者存在很大的差距。然而，麥考姆斯與蕭在查佩希爾研究中得出的結(jié)果卻與此相反，他們的研究指出，“大眾媒介對不同競選議題的強調(diào)程度，不僅在很大程度上反映了競選者對重要議題的強調(diào)程度，而且也與選民對各種競選議題重要性的判斷之間，存在極高的相關(guān)性”(MaxwellE.McCombsandDonaldL.Shaw，1972)。由此不難看出，新聞媒介建構(gòu)的外在世界與選民腦海中的圖畫非常一致，而且在對候選人所強調(diào)議程的建構(gòu)過程中，即在對外在世界的建構(gòu)過程中并沒有發(fā)生扭曲的情形(ShearonA.Lowery&MelvinL.DeFleur，1988)。

從上述研究中我們不難發(fā)現(xiàn)：在對媒介議程、受眾議程和真正現(xiàn)實之間關(guān)系的檢驗中，研究對象大都選擇在政治和社會領(lǐng)域，而對其他領(lǐng)域尚未研究。另外，芬克豪澤與麥考姆斯和蕭的研究結(jié)果大相徑庭，因此，對于受眾議程、媒介議程與真正現(xiàn)實世界之間的關(guān)系究竟如何，尚待進一步的檢驗。有鑒于此，本研究將研究對象擴展到經(jīng)濟領(lǐng)域，以進一步檢驗受眾議程、媒介議程與真正現(xiàn)實三者之間的關(guān)系。

本文作者：楊茜梁穎華陳銀京解忠誠工作單位：中國傳媒大學(xué)

研究方法

如果降低級別處理，也可以分析較高測量級別的變量。交互分析中所采用的檢驗方法叫做χ2(卡方)檢驗，它適用于擬合優(yōu)度檢驗和變量間的獨立性檢驗。可以用于測定兩個分類變量間的相關(guān)程度。若用fo表示觀察頻數(shù)(observedfrequency)，用fe表示期望值頻數(shù)(expectedfrequency)，則χ2統(tǒng)計量可以寫為:χ2=∑fo－f()e2feχ2統(tǒng)計量有這樣幾個特征:首先χ2≥0，因為它是對平方值結(jié)果的匯總。其次，χ2值得大小與觀察值和期望值的配對數(shù)，即R×C的多少有關(guān)。R×C越多，在不改變分布的情況下，χ2值越大，因此，χ2統(tǒng)計量描述了觀察值與期望值的接近程度。如果兩者越接近，fo－fe的絕對值就越小，計算出的χ2值越小;反之，如果fo－fe的絕對值越大，計算出的χ2值也越大。χ2檢驗正是運用χ2的計算結(jié)果與χ2分布中的臨界值進行比較，做出對原假設(shè)的統(tǒng)計決策。擬合優(yōu)度檢驗是使用χ2分布進行統(tǒng)計顯著性檢驗的重要內(nèi)容之一。在假設(shè)檢驗中曾討論過對兩個比例是否相等進行的檢驗。若要對多個比例是否相等進行檢驗，就需要利用χ2檢驗的方法。如果樣本是從總體的不同類別中分別抽取，研究目的是對不同類別的目標量之間是否存在顯著性差異進行檢驗，我們就把它稱為擬合優(yōu)度檢驗。在研究問題時有時會遇到要求判斷兩個分類變量之間是否存在聯(lián)系的問題。這種情況下可以使用χ2檢驗，判斷兩組或多組的資料是否相互關(guān)聯(lián)。如果不相互關(guān)聯(lián)，就稱為獨立。這類問題的處理就稱為獨立性檢驗(testofindependence)本文的研究就是基于列聯(lián)表交互分析方法進行，主要對居民家庭非金融投資中的健康投資與房地產(chǎn)投資進行研究。雖然，教育投資也屬于居民的非金融投資，但是教育屬于長期投資，并不會于短期內(nèi)得到回報，因此本文只研究居民健康投資與房地產(chǎn)投資這兩種非金融投資。

城鎮(zhèn)居民家庭非金融投資分析

本文從非金融資產(chǎn)角度，討論城鎮(zhèn)居民家庭的投資狀況以及發(fā)展趨勢。在非金融資產(chǎn)方面的研究主要涉及實物投資、教育投資和健康投資。其中，在實物資產(chǎn)投資的研究中，側(cè)重于房地產(chǎn)投資。目前，房地產(chǎn)投資、教育投資和健康投資是我國出現(xiàn)的居民家庭投資的新熱點。在此，本文仍主要采取北京市居民的樣本數(shù)據(jù)來進行研究，從首都城市的情況，觀察我國整體居民家庭的未來發(fā)展態(tài)勢。數(shù)據(jù)來源主要為《中國統(tǒng)計年鑒2011年》、《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》、《中國家庭的投資理財模型》、《中國居民收入分配年度報告(2010年)》。居民家庭健康投資分析由于我國社會醫(yī)療體制的改革，未來醫(yī)療支出比例可能越來越大，所以居民家庭很重視家庭成員的健康問題，從而大多數(shù)居民家庭每年需要拿出一部分資金進行健康投資常見的健康投資方式有五種:購買健康保險、營養(yǎng)保健品、旅游、參加健身俱樂部和關(guān)注生活環(huán)境質(zhì)量等形式。由于健康投資是近幾年出現(xiàn)的居民家庭新的投資方式，所以還沒有口徑一致的數(shù)據(jù)可以比較分析。因此，本文利用北京市居民購買營養(yǎng)保健品的數(shù)據(jù)進行健康投資方面的分析。根據(jù)《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》中的數(shù)據(jù)，其涉及了北京市不同人口特征的城鎮(zhèn)居民保健品購買比例。其中，被調(diào)查總?cè)藬?shù)為490人。在受訪者中，從未購買過保健品的人數(shù)為389人，所占比例為79.4%，而曾買過的人數(shù)僅為101人，所占比例20.6%。(如圖1所示)圖1過去一年北京市居民購買保健品比例圖(資料來源:《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》)由此可見，健康投資是我國近幾年新興的一項投資方式，還并未引起居民家庭足夠的重視，且發(fā)展空間較為廣闊。那么，不同人群特征對于保健品的購買、健康投資的動機是否有顯著差別呢?本文將對性別、年齡、學(xué)歷、收入這四個屬性做列聯(lián)分析，考察不同層面的人群對于健康投資的差異，具體分析不同人群在健康投資上有何差別。首先，觀察發(fā)現(xiàn)，不同性別居民保健品購買比例略有差異。20－24歲和25－29歲居民購買保健品的比例相對較低，而30－39歲居民購買保健品的比例相對較高。不同學(xué)歷和收入的居民保健品購買比例沒有明顯差別。本文從統(tǒng)計上采用卡方檢驗來判別不同性別、年齡、學(xué)歷、收入的人群在購買保健品上是否有顯著差異。假設(shè)H01:購買保健品居民的性別沒有顯著差異，即性別對居民是否購買保健品沒有顯著影響。假設(shè)H02:購買保健品居民的年齡沒有顯著差異，即年齡對居民是否購買保健品沒有顯著影響。假設(shè)H03:購買保健品居民的學(xué)歷沒有顯著差異，即學(xué)歷對居民是否購買保健品沒有顯著影響。假設(shè)H04:購買保健品居民的收入沒有顯著差異，即收入對居民是否購買保健品沒有顯著影響。利用SPSS軟件，結(jié)果如表1所示:由表1所示，在顯著性水平為0.05時，假設(shè)H01未通過，而其他各個假設(shè)均能通過假設(shè)，即接受原假設(shè)。也就是說，居民性別對是否購買保健品有顯著差異，而年齡、學(xué)歷、收入水平對是否購買保健品并無顯著差異。由結(jié)果可知，女性、中年人、學(xué)歷高、收入高的人群更傾向購買保健品。從統(tǒng)計上講，不同性別對健康的投資有顯著性差異，即女性更容易購買保健品。并且，女性購買保健品的類型主要涉及“美容養(yǎng)顏”類、“補充人體所需元素”類等。而年齡、學(xué)歷、收入的人群對健康的投資并無顯著性差異。由此可見，城鎮(zhèn)居民家庭對健康投資的意識還較為薄弱，對健康投資的方式也不甚了解。但是，隨著社會的發(fā)展，居民家庭漸漸開始重視健康投資。居民家庭房地產(chǎn)投資分析房地產(chǎn)投資是近年來非常熱門的領(lǐng)域。在傳統(tǒng)的體制下，我國城鎮(zhèn)居民家庭的住房是作為福利進行分配的，居民家庭住房的多少取決于政府對住房投資的決策及其所在單位的行政職位。而1998年以后，我國城鎮(zhèn)住房改革進入深化階段后期，逐步向住房社會化、商品化過渡。直至2008年，一度蓬勃發(fā)展的房地產(chǎn)市場開始調(diào)整，房地產(chǎn)銷售出現(xiàn)了自1998年以來的首次負增長，房價漲幅持續(xù)回落，部分區(qū)域房價下跌明顯。2009年，國家宏觀調(diào)控政策效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，回暖的跡象似乎在房地產(chǎn)界有了明顯的痕跡。那么，在我國城鎮(zhèn)居民經(jīng)歷了房價的起落、國家宏觀政策的變化后，房地產(chǎn)投資現(xiàn)狀如何?不同的人群對是否購房有怎樣的差異呢?根據(jù)《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》中的數(shù)據(jù)，其涉及了北京市不同人口特征的城鎮(zhèn)居民房產(chǎn)購買情況。其中，被調(diào)查總?cè)藬?shù)為490人。在受訪者中，過去一年內(nèi)沒買過房產(chǎn)的人數(shù)為439人，所占比例為89.6%，而買過的人數(shù)僅為61人，所占比例10.4%。由此可見，房地產(chǎn)投資的前景并不清晰。總體而言，住房既是投資品，也是消費品。近幾年，國內(nèi)房地產(chǎn)需求已由消費主導(dǎo)向投資主導(dǎo)發(fā)生了轉(zhuǎn)換。因此，房地產(chǎn)投資作為積累預(yù)防性資產(chǎn)的方式已引起了居民家庭的注意。但是，由于自身經(jīng)濟條件的不允許和房地產(chǎn)市場情況的不明朗，居民家庭在房地產(chǎn)投資上更多地出于觀望狀態(tài)，并沒有將其當作積累預(yù)防性資產(chǎn)的主要方式。也可以說，雖然房產(chǎn)具有一定的保值、增值屬性，但大部分居民家庭并不把它當作家庭穩(wěn)定器的主要方式。那么，不同人群特征在購買房產(chǎn)上是否有顯著差別呢?本文對性別、年齡、學(xué)歷、收入這四個屬性做列聯(lián)分析，考察不同層面的人群對于房地產(chǎn)投資的差異，具體分析不同人群在房地產(chǎn)投資上有何差別。首先，觀察發(fā)現(xiàn)，不同性別居民購買房產(chǎn)時的比例差別不大。而不同年齡、學(xué)歷、收入的居民房產(chǎn)購買情況差異較為明顯。25－29歲和30－34歲居民購買過房產(chǎn)或者在房產(chǎn)購買過程中起決定作用的比例相對較高。大學(xué)本科和研究生及以上學(xué)歷購買過房產(chǎn)的比例較高。并且，月收入越高的居民購房比例越高。圖2過去一年北京市居民購買房產(chǎn)比例圖(資料來源:《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》)。本文從統(tǒng)計上采用卡方檢驗來判別不同性別、年齡、學(xué)歷、收入的人群在房產(chǎn)購買上是否有顯著差異。假設(shè)H01:購買房產(chǎn)居民的性別沒有顯著差異，即性別對居民是否購買房產(chǎn)沒有顯著影響。假設(shè)H02:購買房產(chǎn)居民的年齡沒有顯著差異，即年齡對居民是否購買房產(chǎn)沒有顯著影響。假設(shè)H03:購買房產(chǎn)居民的學(xué)歷沒有顯著差異，75即學(xué)歷對居民是否購買房產(chǎn)沒有顯著影響。假設(shè)H由表2所示，在顯著性水平為0.05時，各個假設(shè)均能通過假設(shè)，即接受原假設(shè)。也就是說，居民性別、年齡、學(xué)歷、收入水平對是否購買房產(chǎn)并無顯著差異。若放寬條件，在顯著性水平為0.1時，H03、H04未通過，即拒絕原假設(shè)。也就是說，在顯著性水平為0.1時，學(xué)歷、收入水平對購房情況有顯著差異。由結(jié)果可知，學(xué)歷高、收入高、有一定社會基礎(chǔ)的人群更傾向購買保健品。從統(tǒng)計上講，不同學(xué)歷及收入水平對于是否購買房產(chǎn)有顯著差異。即學(xué)歷越高、收入水平越高的人群買房的可能性越大，這可能是由于對于高學(xué)歷、高收入的人更易于擁有穩(wěn)定的社會地位以及資產(chǎn)剩余，因此更傾向于利用房產(chǎn)投資的方式積累預(yù)防性資產(chǎn)。綜上所述，房產(chǎn)是高關(guān)心度產(chǎn)品，并且更多以家庭消費為主。作為積累實物預(yù)防性資產(chǎn)的方式，房產(chǎn)投資受到了居民家庭的關(guān)注。但是，由于自身條件以及國家宏觀調(diào)控等情況，大多數(shù)居民家庭并沒有把房產(chǎn)投資當作主要方式。從大體上來說，學(xué)歷高、收入高的人群更傾向于用這樣的方式積累資產(chǎn)。

結(jié)論與建議

摘要：本文以我國31個省區(qū)市在2007—2019年農(nóng)業(yè)保險相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以農(nóng)村居民人均家庭收入為被解釋變量，農(nóng)業(yè)保險保費收入為解釋變量，第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)率、城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村用水總量和人均糧食占有量為控制變量，構(gòu)建靜態(tài)面板模型和動態(tài)面板模型，實證檢驗我國農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民增收的影響。實證結(jié)果表明：我國農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入有顯著正向影響作用；同時發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化率、農(nóng)村用水總量和人均糧食占有量也對農(nóng)村家庭人均收入有著正向影響。基于實證結(jié)論，本文從政府主體和保險公司兩個角度分別提出對策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)保險；農(nóng)民增收；靜態(tài)面板模型；

一、引言及文獻綜述

農(nóng)業(yè)問題是關(guān)乎國計民生的首要問題。農(nóng)業(yè)保險作為金融保險領(lǐng)域的一部分，長期履行著對農(nóng)業(yè)發(fā)展及農(nóng)民收入的支持促進作用。當前，中國已經(jīng)成為僅次于美國的全球第二大農(nóng)業(yè)保險市場。所以，農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民增收究竟產(chǎn)生什么樣的影響？影響是否顯著？對這些問題的探討顯得意義重大。國內(nèi)學(xué)術(shù)界對于相關(guān)問題的研究比較豐富。盧飛、張建清和劉明輝（2017）研究政策性農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民增收的效應(yīng)，實證結(jié)果顯示政策性農(nóng)業(yè)保險的增收效應(yīng)呈近乎線性的凸性增長，單位農(nóng)戶保障金額越高道德風(fēng)險概率也越高，公共補貼和農(nóng)民自交保費均會提升農(nóng)民收入，東、中、西部農(nóng)民增收的內(nèi)在機制具有異質(zhì)性。石文香和陳盛偉（2019）基于我國31個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的影響具有強烈的門檻效應(yīng)，農(nóng)業(yè)保險保費補貼能提高農(nóng)民收入。李加明和羅婷婷（2021）基于中國31個省區(qū)市的短面板數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)業(yè)信貸之間具有協(xié)同關(guān)系，二者的協(xié)同機制顯著正向影響農(nóng)民收入。黃穎和呂德宏（2021）基于我國省級面板數(shù)據(jù)，運用多重中介效應(yīng)模型實證研究農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入的傳導(dǎo)機制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入影響為正，但作用力度較小，農(nóng)業(yè)保險對不同地區(qū)農(nóng)民收入影響具有異質(zhì)性。總體來看，過往國內(nèi)學(xué)者對農(nóng)業(yè)保險與農(nóng)民收入影響的相關(guān)研究基本說明了農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民收入存在正向影響，不過在模型控制變量的選取上不盡相同，所以本文立足于我國31個省區(qū)市2007—2019年相關(guān)數(shù)據(jù)，實證研究我國農(nóng)業(yè)保險對農(nóng)民增收的影響。

二、實證研究

（一）變量選取

在知識經(jīng)濟時代的宏觀背景下，人力資本存量和質(zhì)量的差異化造成了勞動者的異質(zhì)性，并隨著時代的發(fā)展愈發(fā)顯著，也由此引發(fā)了諸多社會經(jīng)濟問題。教育回報率作為衡量人力資本投資質(zhì)量的指標，能夠很好地刻畫人力資本投資在不同領(lǐng)域的影響結(jié)果。本文對國內(nèi)外關(guān)于人力資本的理論和實證文獻進行了總結(jié)，希望能夠為我國未來有關(guān)人力資本的研究提供參考和借鑒。

一、背景

隨著經(jīng)濟全球化的加強和科技的進步，知識經(jīng)濟時代下，人力資本投資使得勞動者具有異質(zhì)性，正是這一特點成為其在勞動力市場激烈競爭中脫穎而出的重要決定因素。第四次工業(yè)革命和人工智能時代的到來，人力資本越來越成為現(xiàn)今世界不同國家和勞動者的核心競爭力。在中國，改革開放以來經(jīng)濟市場化程度不斷加強，越來越多的人開始重視對教育的投資，政府也相繼出臺了一系列教育惠民政策，最大限度保證并提升了整個社會的人力資本存量，促使勞動者為獲得更好的境遇在國內(nèi)和國際進行遷移和流動。這也在一定程度上影響了居民的收入差距以及社會分層、勞動力市場上的性別歧視程度等。同時，由受教育程度提高而引發(fā)的教育錯配問題也逐漸顯露。旨在對關(guān)于國內(nèi)人力資本領(lǐng)域和教育回報問題的研究有一個充分的了解，本文將從對人力資本理論研究起源較早的外文文獻開始梳理，并結(jié)合國內(nèi)現(xiàn)有的理論和實證研究文獻，探索該領(lǐng)域未來可能存在的新的研究空間。

二、國外人力資本理論

（一）早期經(jīng)濟學(xué)家對勞動價值的研究

英國經(jīng)濟學(xué)家亞當·斯密作為第一位視“人力”為資本的經(jīng)濟學(xué)者，最早肯定了勞動能夠創(chuàng)造價值，指出勞動在各種資源中占據(jù)特殊的地位。他在《國富論》中闡述，勞動能力與勞動水平會受到勞動技巧的熟練程度和判斷能力的制約，其中，勞動技巧的熟練程度可以通過以花費時間和付出學(xué)費方式為主的教育培訓(xùn)進行提高。法國經(jīng)濟學(xué)家薩伊認為，人們在教育與培訓(xùn)上所花費的費用的總和被稱為“積累資本”，科學(xué)知識是生產(chǎn)力的一部分。因此，接受過教育培訓(xùn)的勞動者在進行勞動時所獲得的勞動報酬不僅應(yīng)該包含因為付出勞動而換取的一半工資，而且還應(yīng)包括在接受教育培訓(xùn)時所付出的資本利息。德國哲學(xué)家、政治學(xué)家和經(jīng)濟學(xué)家卡爾·馬克思也在論述勞動力價值理論時將勞動力獲得一定的技能所需的教育和訓(xùn)練的費用納入勞動力價值中。也正是由于勞動力價值中包含著教育和培訓(xùn)的費用，即勞動力體力和腦力的總和，馬克思在揭示勞動力價值的表現(xiàn)形式工資的本質(zhì)時，強調(diào)資本家支付的工資是勞動力價值而非勞動價值。20世紀初，經(jīng)濟學(xué)家馬歇爾將知識看作一種獨立的生產(chǎn)要素，認為教育投資對一國的經(jīng)濟增長起著重要的作用，人對自身教育的投資可以稱作一種創(chuàng)造財富的手段。

論文摘要：采用《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告》的分析數(shù)據(jù)，對重慶市區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境的五個分量進行經(jīng)驗討論，在構(gòu)建panel—data模型基礎(chǔ)上，通過區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境五個分量對創(chuàng)新績效的影響進行回歸，揭示重慶市區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境投入方面存在的問題，得出結(jié)論：基礎(chǔ)設(shè)施、市場需求、勞動者素質(zhì)的投入對區(qū)域創(chuàng)新績效有顯著影響，而金融環(huán)境、創(chuàng)業(yè)水平的投入對促進區(qū)域創(chuàng)新績效的影響不顯著。從而提出改善區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境投入結(jié)構(gòu)的政策建議。

論文關(guān)鍵詞：區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境；創(chuàng)新績效；重慶市

在經(jīng)濟全球化程度日益加深，知識經(jīng)濟時代來臨的背景下，區(qū)域創(chuàng)新已成為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的主動力，一個地區(qū)的區(qū)域創(chuàng)新能力日益成為該區(qū)域獲得競爭優(yōu)勢的決定性因素。各區(qū)域間區(qū)域創(chuàng)新能力不同是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的重要原因，我國的現(xiàn)實情況是：西部地區(qū)的綜合創(chuàng)新能力遠遠低于東部和中部地區(qū)，欠發(fā)達地區(qū)要提高經(jīng)濟發(fā)展水平、縮小發(fā)展差距，必須從提高區(qū)域創(chuàng)新能力著手，將提高區(qū)域創(chuàng)新能力作為地區(qū)經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的根本途徑。

而從系統(tǒng)學(xué)的角度來看，區(qū)域創(chuàng)新能力又是一個復(fù)雜的大系統(tǒng)，系統(tǒng)各部分必須協(xié)調(diào)、均衡發(fā)展，任何一個部分的薄弱都將影響系統(tǒng)整體功能的發(fā)揮。根據(jù)《中國科技發(fā)展戰(zhàn)略研究小組》課題組的同志推出的《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告》，將區(qū)域創(chuàng)新能力定義為：一個地區(qū)將知識轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品、新工藝、新服務(wù)的能力。并從行為主體的角度劃分為五個要素：知識創(chuàng)造能力、知識流動能力、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力、創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新績效，這五個要素相互聯(lián)系、相互影響、相互作用，共同構(gòu)成了區(qū)域創(chuàng)新能力系統(tǒng)。因此從研究區(qū)域創(chuàng)新能力體系的內(nèi)在作用機制著手，對于協(xié)調(diào)發(fā)展區(qū)域創(chuàng)新能力，促進經(jīng)濟發(fā)展具有重大意義。在給定資源條件限制下，區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境是決定一個地區(qū)創(chuàng)新能力的關(guān)鍵。因此，創(chuàng)新系統(tǒng)的創(chuàng)新績效與區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境密切相關(guān)，創(chuàng)新績效方面的差別并不能簡單地由投入方面的差別來完全解釋，創(chuàng)新環(huán)境的影響也相當重要。基于此，本文首先從創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)新績效的影響著手對區(qū)域創(chuàng)新能力內(nèi)部關(guān)系做初步探討。

目前國內(nèi)有些學(xué)者關(guān)于創(chuàng)新環(huán)境對經(jīng)濟發(fā)展的影響，區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)對創(chuàng)新績效的影響有所研究，如王樹林(2002)區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；蓋文啟(2002)論區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展與創(chuàng)新環(huán)境；劉順忠(2002)區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)創(chuàng)新績效的評價；官建成(2003)區(qū)域創(chuàng)新機構(gòu)對創(chuàng)新績效影響的研究；唐厚興(2005)區(qū)域創(chuàng)新系統(tǒng)創(chuàng)新績效分析與評價。但關(guān)于創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)新績效的實證研究方面，少之甚少，趙付民、鄒珊剛(2005)區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境及對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響分析，將區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境用政府主導(dǎo)的環(huán)境因素、市場主導(dǎo)的環(huán)境因素、區(qū)域價值觀與文化來表示，用創(chuàng)新產(chǎn)品產(chǎn)值來表示創(chuàng)新績效，得出結(jié)論：由政府、市場、價值觀與文化三個層面構(gòu)成的創(chuàng)新環(huán)境解釋了區(qū)域創(chuàng)新績效差異的大部分，區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境對區(qū)域創(chuàng)新績效有顯著的正影響。本文試圖采用《中國區(qū)域創(chuàng)新能力報告》里面的創(chuàng)新環(huán)境和創(chuàng)新績效的定義和構(gòu)成要素，從實證的角度研究創(chuàng)新環(huán)境對創(chuàng)新績效的影響。

1重慶市區(qū)域創(chuàng)新能力及創(chuàng)新環(huán)境總體概況

摘要：文章選取1998年至2002年深滬兩市74個A股增發(fā)樣本，通過事件時間和日歷時間的實證研究發(fā)現(xiàn)：無論是HBAR和CAR日歷時間研究還是Fama-French三因素回歸的截距項，均表明我國A股增發(fā)存在負的長期超常收益率，長期市場回報呈下降趨勢，且3年內(nèi)總體上呈現(xiàn)長期弱勢。

關(guān)鍵詞：增發(fā)；長期市場表現(xiàn)；超常收益率；Fama-French三因素模型

一、文獻回顧

增發(fā)（seasonedequityoffering，SEO）是上市公司主要的再融資方式，增發(fā)長期市場表現(xiàn)也是理論界頗具爭議的問題之一。Stigler（1964）最早在研究中涉及到上市公司股權(quán)再融資的非正常收益問題，但該問題直到1980年以后才得到系統(tǒng)研究。Masulis和korwar（1986）對上市公司增發(fā)后股票的非正常收益進行研究，發(fā)現(xiàn)上市公司增發(fā)后有比較顯著負的非正常收益。Asquith、Mullins（1986）和Schipper等（1986）分別對增發(fā)公司股價研究得出同樣的結(jié)論。Lnughran和Ritter（1995）統(tǒng)計美國1970～1990年期間增發(fā)公司的長期收益率，發(fā)現(xiàn)增發(fā)前6個月并沒有顯著負的非正常收益，但在18個月后負累計非正常收益顯著。Jagadeesh等（1993）等研究發(fā)現(xiàn)，在第4年和第5年非正常收益呈逐漸下降趨勢。Loughran和Ritter（1997）對5年以上再融資上市公司股票價格表現(xiàn)研究認為，第6年和第7年非正常收益并不顯著為負。Soucik和Allen（1998）對澳大利亞股市增發(fā)股票的長期價格表現(xiàn)的實證研究認為，中短期存在表現(xiàn)不足的情況，但是在長期（5年以上）并沒有表現(xiàn)不足的問題。

在我國學(xué)術(shù)界，對增發(fā)市場表現(xiàn)研究的文獻多以增發(fā)公告日、發(fā)行日和上市日各時點前后短期為研究時窗，鮮有對增發(fā)后較長時期的股票非正常收益比較系統(tǒng)的研究。李夢軍、陸靜（2001）認為上市公司增發(fā)新股公告后有負的累計非正常收益。陸滿平（2002）等認為，增發(fā)在方案公布時市場往往表現(xiàn)出負面反應(yīng)。沈洪濤、沈藝峰（2003）對滬深兩市41家1998～2001年增發(fā)A股上市公司的分析表明，增發(fā)中存在“公告效應(yīng)”。李康、楊興君和楊雄（2003）以2000、2001年滬深兩市所有實施增發(fā)和配股的A股公司為樣本，考察了發(fā)行后60天股票的超額收益情況，增發(fā)方式下參與增發(fā)的流通股老股東有-1.37%的超額損失，不參與增發(fā)的老股東有-5.97%的損失。譚峻、吳林祥（2002）研究認為，在增發(fā)意向書公告日前的非正常收益率為負，現(xiàn)實市場提前就對這一利空消息做出反映，投資者通過“用腳投票”來表示對增發(fā)行為的否定，在公告日負的超額收益率為最大，并在此后相當長的時間內(nèi)持續(xù)為負數(shù)。

綜上所述，雖然國外大多研究證實了增發(fā)后有顯著負的非正常收益，但是其中也存在爭議。我國理論界在該領(lǐng)域的研究取得了一些成果，但仍存在一定的局限性，主要體現(xiàn)在：研究的樣本量不足，樣本的選取亦不具有代表性。2002度以前增發(fā)門檻低，增發(fā)失敗比例較高，使得市場的負面反應(yīng)在一定程度上被放大，以這樣的數(shù)據(jù)為樣本有失偏頗，研究結(jié)果也不夠穩(wěn)健；就同一增發(fā)樣本使用事件時間和日歷時間兩種方法的研究尚少見；由于受樣本區(qū)間所限，鮮有對長期市場反應(yīng)的研究。

文獻綜述

(一)國外研究綜述JamesREvans和WilliamMLindsay對質(zhì)量管理自我評價給出了明確的定義。他們認為質(zhì)量管理自我評價應(yīng)該是對組織過程和績效的整體評價。自我評價就決定了組織采用內(nèi)部評價，而不依賴外部顧問評價，這樣的形式極大促進了組織員工對質(zhì)量管理工作的參與，更加強調(diào)員工對組織質(zhì)量管理的理解。他們還提出自我評價應(yīng)該考慮的問題:管理層的參與和領(lǐng)導(dǎo);產(chǎn)品和過程的設(shè)計;產(chǎn)品控制;顧客和供應(yīng)商溝通;質(zhì)量改進;員工參與;教育和培訓(xùn);質(zhì)量信息。[5]MarkGrahamBrown認為美國國家質(zhì)量獎就是為企業(yè)提供了一個質(zhì)量管理評價的工具，它能夠幫助企業(yè)獲取員工的想法，并依照評獎準則衡量企業(yè)在質(zhì)量管理方面的進展。[6]DeBayloy也認為企業(yè)可以根據(jù)美國國家質(zhì)量獎進行自我評價，由企業(yè)高層領(lǐng)導(dǎo)組成內(nèi)部評審團隊，對照質(zhì)量獎的標準進行全面的評價，為識別質(zhì)量管理改進提供依據(jù)。[7]Feiganbaum提出將質(zhì)量成本作為一種測量和組織質(zhì)量管理評價的工具，并且要關(guān)注現(xiàn)代質(zhì)量技術(shù)的評估和實施，以便更好地滿足顧客的需要。日本質(zhì)量革命的先驅(qū)石川馨，推動了全員參與的質(zhì)量管理，他主張企業(yè)的質(zhì)量自評要運用簡單直觀的工具來收集和分析事實數(shù)據(jù)，減少對質(zhì)量專家和質(zhì)量部門的依賴，運用統(tǒng)計技術(shù)和團隊精神作為實現(xiàn)全面質(zhì)量管理的基礎(chǔ)。[8]朱蘭也在“質(zhì)量三部曲”(QualityTrilogy)中提出質(zhì)量控制應(yīng)包括確定質(zhì)量績效標準、建立測量單位、采用客觀的評價數(shù)據(jù)評價質(zhì)量管理實際績效和標準之間的差異，并對差異制定具體的改進措施。[9]綜合以上國外研究理論，質(zhì)量管理自我評價的主要意義是推進員工參與，進而為企業(yè)提供質(zhì)量改進的目標，促進企業(yè)實行全面質(zhì)量管理。以上理論也成為現(xiàn)在美國質(zhì)量獎、ISO等國際評價標準的理論基礎(chǔ)。(二)國內(nèi)研究佟偉偉介紹并對比分析2種質(zhì)量評價模型—Kano模型和服務(wù)質(zhì)量差距模型。[10]但這2種質(zhì)量評價模型都是基于顧客滿意的單一角度來衡量企業(yè)質(zhì)量管理，相比多元化的質(zhì)量管理評價模型缺乏系統(tǒng)性和全面性。張月義和韓之俊通過產(chǎn)品質(zhì)量水平、質(zhì)量管理能力、質(zhì)量文化及質(zhì)量信譽3個層次19個評價對象，建立評價企業(yè)質(zhì)量競爭力的指標體系，并采用層次分析和模糊數(shù)學(xué)方法進行綜合評價。[11]李衛(wèi)紅借鑒美國國家質(zhì)量獎的評價準則，構(gòu)建用于企業(yè)自我評價和企業(yè)間質(zhì)量競爭力評價的指標體系，采用復(fù)合線性矩陣的方法并結(jié)合我國制造業(yè)企業(yè)進行實證研究。[12]曹林在國際三大質(zhì)量獎的基礎(chǔ)上，建立適合我國中小服務(wù)性企業(yè)的質(zhì)量自評模式。[13]李江蛟和韓玉啟認為自我評價是質(zhì)量獎的副產(chǎn)品，它作為一種有效的質(zhì)量管理工具，能夠促進企業(yè)團隊工作并構(gòu)成一個學(xué)習(xí)過程。[14]翟敬梅、蔣梁中、謝存禧等人采用相似—優(yōu)先關(guān)系的粗集擴展模型，有效處理生產(chǎn)過程中數(shù)據(jù)的不完整性和屬性定義域中存在的優(yōu)先關(guān)系，解決了在使用經(jīng)典的粗集理論進行生產(chǎn)過程質(zhì)量評價時所面臨的兩個實際問題，為生產(chǎn)過程質(zhì)量評價方法探索了一條新的途徑。[15]目前，我國在質(zhì)量管理評價方面的研究基本是以國外成熟的理論為基礎(chǔ)，結(jié)合行業(yè)或某類企業(yè)的特點，提出一套評價標準，形成企業(yè)自我評價模型。但在這些自我評價模型中往往還是要依賴質(zhì)量專家評價，雖然評價結(jié)果可以量化但仍然不可避免地引入了主觀成分，并且大多數(shù)模型采用的評價方法比較復(fù)雜，要使企業(yè)員工完全掌握有一定難度。

質(zhì)量管理自評模型

(一)指標體系的構(gòu)建隨著質(zhì)量管理的發(fā)展，質(zhì)量管理評價指標也在不斷地進行科學(xué)化和系統(tǒng)化的轉(zhuǎn)變。從質(zhì)量檢驗階段(QualityInspection)的廢品率、合格率，到統(tǒng)計質(zhì)量控制階段(StatisticalQualityControl)在產(chǎn)品設(shè)計、制造、檢驗方面引入更多統(tǒng)計指標，再發(fā)展至全面質(zhì)量管理(TotalQualityManagement)的基于全員、全過程的質(zhì)量管理評價指標。直至今日，質(zhì)量管理評價指標更站在社會系統(tǒng)的視角，關(guān)注員工、顧客、社會和企業(yè)利益相關(guān)方，提出更為全面、系統(tǒng)的指標體系。本文提出的質(zhì)量管理自評指標體系正是建立在現(xiàn)代質(zhì)量管理理念基礎(chǔ)之上。如表1所示，模型的指標體系涵蓋企業(yè)外部和內(nèi)部對質(zhì)量管理的要求，關(guān)注顧客和市場，重視社會對企業(yè)公民的要求，兼顧企業(yè)的經(jīng)營過程和結(jié)果，對企業(yè)管理人員和員工提出具體的要求，為企業(yè)質(zhì)量管理提供評價框架。其中，“資源”因素包含人力資源、財務(wù)資源、信息資源、基礎(chǔ)設(shè)施、相關(guān)方關(guān)系和技術(shù)。[16]對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的評價采用經(jīng)濟附加值(EconomicValueAdded)其計算公式采用:經(jīng)濟增加值=稅后凈營業(yè)利潤－資本成本=稅后凈營業(yè)利潤－調(diào)整后資本×平均資本成本率。其中，稅后凈營業(yè)利潤=凈利潤+(利息支出+研究開發(fā)費用調(diào)整項－非經(jīng)常性收益調(diào)整項×50%)×(1－25%);調(diào)整后資本=平均所有者權(quán)益+平均負債合計－平均無息流動負債－平均在建工程;資本成本率按一般標準定為5．5%。[17－18](二)自評模型的實證研究1．數(shù)據(jù)說明與研究方法。以往質(zhì)量管理評價模型的實證研究數(shù)據(jù)多來自問卷調(diào)查，本文所用數(shù)據(jù)來自動機抽樣的我國50個上市公司2011年年報，[19]采用定性和定量形式的原始二手數(shù)據(jù)。這種二手數(shù)據(jù)比通過問卷形式收集的數(shù)據(jù)有更高的可靠性和客觀性。[20]通過與前述質(zhì)量管理自評指標體系進行分析、提煉和編碼，將其中定性數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為定量數(shù)據(jù)，為下一步分析提供客觀的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。由于本文所構(gòu)建的指標體系包含7方面因素(以下稱初始變量)，如果直接采用這些初始變量作為模型中的解釋變量，則不利于企業(yè)進行廣泛的自我評價。而且從理論上分析，這些初始變量之間有較強的相關(guān)關(guān)系，所以本文選用因子分析法(FactorAnalysis)從這些初始變量中提取共性因子，通過“降維”減少變量間的相關(guān)性，簡化模型的評價過程，最終用少數(shù)不相關(guān)的綜合變量解釋自評模型。2．實證分析。本文采用統(tǒng)計分析軟件SPSS17．0進行實證分析。首先進行數(shù)據(jù)描述性分析。如表1所示，描述性輸出主要對初始變量得分的均值、標準差和樣本數(shù)進行統(tǒng)計。然后通過相關(guān)性分析，證明采用因子分析方法的可行性和有效性。相關(guān)性分析結(jié)果如表2所示，從相關(guān)矩陣來看，圖中前6個變量之間的相關(guān)系數(shù)較大(大于0．5)，且對應(yīng)的Sig值很小(都為0．000)，說明這些變量之間存在較為顯著的相關(guān)關(guān)系。表3表示偏相關(guān)性檢驗結(jié)果，該檢驗值為0．818(一般KMO統(tǒng)計量大于0．7即可得到較好的因子分析效果)。Bartlett統(tǒng)計量中Sig值小于0．01，由此也驗證了初始變量間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，證明各初始變量滿足進行因子分析的條件。(1)初始變量共同度。公因子方差表示初始變量與將提取的公因子之間的共同度。統(tǒng)計的公因子可以解釋“領(lǐng)導(dǎo)力”變量的83%，可以解釋“社會責任”變量的68．1%，可以解釋“EVA”的91．2%，其他變量共同度如表4所示，可見提取的公因子對初始變量的解釋能力很好。(2)方差解釋。因子分析需要初始變量和公因子建立聯(lián)系，根據(jù)變異的累積貢獻率提取其中解釋能力較強的公因子。如表5統(tǒng)計結(jié)果顯示，前2個公因子的解釋累計方差已經(jīng)達到70%以上。經(jīng)過旋轉(zhuǎn)后，兩個公因子的方差貢獻值、方差貢獻率都有所變化，但累積方差貢獻率不變。且從圖中可明顯發(fā)現(xiàn)從第二個公因子后的特征值變化趨勢放緩，所以得出與方差解釋一致的結(jié)論，故提取前兩個公因子就能夠解釋初始變量的主要信息。(3)旋轉(zhuǎn)前后的因子載荷矩陣。旋轉(zhuǎn)后每個公因子的載荷分配更加清晰，比未旋轉(zhuǎn)的解釋能力更強。結(jié)果如表7所示，旋轉(zhuǎn)后第一公因子更能代表圖中前5個初始變量，第二公因子更能代表“顧客與市場”和“EVA”兩個初始變量。從各初始變量的意義和特點來看，“領(lǐng)導(dǎo)力”、“資源”、“戰(zhàn)略”、“過程管理”、“社會責任”主要反映企業(yè)在經(jīng)營活動中的質(zhì)量管理過程，“顧客與市場”、“EVA”2個初始變量主要反映企業(yè)經(jīng)營成果，所以可以將第一公因子概括為企業(yè)質(zhì)量管理過程，第二公因子概括為企業(yè)經(jīng)營結(jié)果。(4)公因子模型。表8各值表示兩個公因子的得分系數(shù)，由此可以得到最終的公因子計算模型:F1(企業(yè)質(zhì)量管理過程)=0．236×領(lǐng)導(dǎo)力+0．213×社會責任+0．251×戰(zhàn)略+0．076×顧客與市場+0．18×資源+0．236×過程管理－0．188×EVA;F2(企業(yè)經(jīng)營結(jié)果)=－0．067×領(lǐng)導(dǎo)力－0．058×社會責任－0．150×戰(zhàn)略+0．369×顧客與市場+0．078×資源－0．112×過程管理+0．834×EVA。其中F1表示第一公因子，F(xiàn)2表示第二公因子。(5)自評綜合得分模型。參照表5“旋轉(zhuǎn)平方和載入”中的“合計”(方差值)作為權(quán)重對兩個公因子進行加權(quán)求和。得到企業(yè)質(zhì)量管理自評綜合得分模型為:自評綜合得分=4．087×F1+1．362×F2。

結(jié)論

本文基于當代先進的質(zhì)量管理理論，構(gòu)建了一套用于企業(yè)自評的指標體系，并采用我國部分上市公司年報數(shù)據(jù)進行實證分析，通過因子分析方法最終將企業(yè)自評指標體系中“領(lǐng)導(dǎo)”、“社會責任”、“戰(zhàn)略”、“顧客與市場”、“資源”、“過程管理”和“EVA”7個相互關(guān)聯(lián)的評價表7成分矩陣a初始提取F1F2領(lǐng)導(dǎo)力．899－．143社會責任．856．021戰(zhàn)略．854－．231顧客與市場．837－．189資源．816－．126過程管理．808．348EVA．320．900提取方法:主成分分析法。a．已提取了2個成分質(zhì)量管理自評模型的實證研究旋轉(zhuǎn)法:具有Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法。a．旋轉(zhuǎn)在3次迭代后收斂。旋轉(zhuǎn)法:具有Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法。表8旋轉(zhuǎn)成分矩陣a成分F1F2領(lǐng)導(dǎo)力．901．135戰(zhàn)略．884．037過程管理．855．073社會責任．816．126資源．809．279顧客與市場．865．576EVA．033．955提取方法:主成分分析法。旋轉(zhuǎn)法:具有Kaiser標準化的正交旋轉(zhuǎn)法。a．旋轉(zhuǎn)在3次迭代后收斂。因素轉(zhuǎn)化為代表企業(yè)質(zhì)量管理過程的公因子F1和代表企業(yè)經(jīng)營結(jié)果的公因子F2，由這2個公因子的得分情況反映企業(yè)質(zhì)量管理水平，相當程度地簡化了企業(yè)自評模型。但由于研究所采用樣本數(shù)據(jù)的有限性和樣本選擇的隨機性，本文沒有進行更大樣本的研究以及按行業(yè)區(qū)分樣本，這兩點使本文存在一定程度的局限性。總的來說，質(zhì)量管理自評模型由企業(yè)自評指標體系、公因子模型和自評綜合得分模型3部分構(gòu)成。企業(yè)可以采用自評指標體系進行初步測評，然后按照公因子模型將初步測評結(jié)果轉(zhuǎn)化為2個公因子的評價結(jié)果，最后使用自評綜合得分模型得到量化的企業(yè)質(zhì)量管理自評結(jié)果。與其他質(zhì)量管理評價模型相比，該模型使用方便，容易掌握，不僅可以用于企業(yè)進行質(zhì)量管理的縱向自我評價，還可以通過收集相關(guān)數(shù)據(jù)，按相同的方法對競爭企業(yè)、行業(yè)標桿企業(yè)進行評價，為企業(yè)提供橫向和縱向的評價結(jié)果，使企業(yè)明確在質(zhì)量管理方面的差距和不足，為進一步改進質(zhì)量確定方向和目標。