投資規模分析匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇投資規模分析范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

河南省投資規模、結構以及效益的現狀和特點

縱向分析考量，成績斐然。首先，投資增長保持強勁勢頭，總量規模不斷擴大。近年來，河南省經濟社會快速發展，固定資產投資增長保持強勁、總量規模不斷擴大。全省全社會固定資產投資先后跨過千億元臺階，2012年達到21761.54億元，增速快于同時期全國平均水平。其次，投資增長的自主性及投資主體的多元化明顯增強。近年來，河南省投資增長的自主性明顯增強，國有及國有控股投資占比逐年下降，民間投資比重逐年上升，港澳臺及外商投資規模穩步擴大。據資料顯示，到2011年，在河南省全社會固定資產投資中，民間投資占全部投資的比例達到79.6%，民間投資占整個投資的比例達到四分之三強，這也說明近年來全省投資增長的自主性有了明顯增強。最后，投資對河南省經濟增長的貢獻率不斷提高。隨著投資總量規模不斷增長，投資對河南省經濟增長的貢獻率不斷提高，能源、水利、交通等得到了長足發展，基礎設施得到了較大改善，為經濟社會長遠發展積累了堅實的基礎。資料顯示，投資對經濟增長的貢獻率由2005年的68.3%逐年上升，到2011年達到82.0%。

橫向對比研究，問題仍然很多。首先，人均投資規模與河南省經濟大省地位不相稱。截至2012年，河南省常住人口居全國第3位，占全國總人口的7.0%左右；經濟總量居全國第5位，占全國總量的5.3%；全社會固定資產投資總量居全國第3位，占全國總量的6.0%，從總量規模上看，河南省投資規模與其人口總量、經濟總量等指標基本相當。但是，從人均水平上看，2011年，河南省人均投資額為14816元，比全國平均投資額18004元少3188元，為全國平均水平的82.3%。以上數字表明，從人均投資規模角度來衡量，河南不但與部分東部沿海省份有相當的差距，而且與全國平均水平、中部其他省份亦有不小的距離。其次，投資效益整體不高。很長一個時期以來，由于輕效益重投入現象的存在，部分固定資產投資未能得到充分有效利用，致使河南投資效益整體水平受到嚴重影響。投資效益可用投資彈性系數來進行衡量，投資彈性系數是國內生產總值增長速度與投資需求增長速度之比，河南投資彈性系數從2005年開始低于全國平均水平，整體上呈下滑趨勢。最后，投資結構不盡合理。從產業結構來看，近年來，伴隨著對“三農”問題的高度重視，河南省第一產業投資快速增長，但是，從不同產業投資的比重來看，2011年河南第一產業投資占全社會投資的比重僅為5.0%，比例明顯偏低。而自2005年以來，河南第二產業投資呈現快速增長，第二產業投資占全社會投資的比重由2005年的45.0%提高到2011年的49.7%，但是，第二產業投資快速擴張主要還是依賴能源、原材料工業投資的快速增長，以及食品加工和食品制造、造紙及紙制品業、非金屬礦物制品業等傳統加工工業投資的快速增長。

河南省投資適度規模的判定和測算

河南投資增長的適度投資優先率判斷。根據投資優先原則，投資增長必須優先于經濟增長才能夠促進一個地區經濟社會的快速發展。近年來，河南投資增長優先經濟增長最高點出現在2007年，投資增長優先經濟增長21.0個百分點，最低點出現在2010年，投資增長優先經濟增長8.5個百分點。與全國平均水平相比“十一五”時期，全國投資增長優先經濟增長年均為15.1百分點，河南較之高2.6個百分點。考慮到2007年河南人均GDP突破2500美元，河南已進入了一個新的發展階段，產業升級、居民消費的步伐將進一步加快，這一階段經濟社會發展對投資的需求仍然較強，因此，未來幾年河南投資增長領先經濟增長以13～20個百分點左右為宜，即這一階段投資的年均增長率大約在22%～29%的區間運行較為合理。

河南投資增長的適度投資率判斷。根據投資適度性原則：投資率過高或過低都不利于一個地區經濟的持續、穩定增長。近年來，河南在消費、投資、凈出口上均實現了快速增長，但增長并不均衡，整體上看，近年來河南投資增長快于經濟增長和消費增長，投資率呈現逐年上升態勢。就投資增長來看，近年來河南投資率的變化與全國大體一致，呈現逐年升高的趨勢，2006年河南投資率為48.5%，以后逐年提高，2011年河南投資率達到68.0%。投資率的上升反映了河南工業化、城鎮化進程對投資的巨大需求，有其一定的合理性和積極意義。

結合當前河南所處的發展階段和實際，可以初步得出如下結論：河南的投資率在近幾年不斷上升，并且在未來一段時期內仍將繼續保持在較高的水平上運行，考慮到河南消費率有整體下降的趨勢，并且在短時期內不會有太大變動，借鑒國內外經濟體發展經驗，基本上確定未來幾年河南的投資率保持在50%～60%左右比較符合河南實際。

河南省投資效益的測算和評價

投資率、投資貢獻率的比較和評價。近年來全國平均投資率緩慢上升，而同期河南投資率則出現“快速上升、明顯高于全國平均水平”。在2009年～2011年，河南投資率出現快速攀升，與全國平均水平相比明顯偏高。偏高的投資率或許下一步會對河南經濟快速健康增長帶來一定程度的制約。

伴隨著河南投資率的快速攀升，近年來，河南投資增長對經濟增長的貢獻率也在不斷提高。2005年，河南投資貢獻率為68.3%，同期全國平均水平為39.0%，2009年達到90.6%，2010年則回落到80.4%。剔除2009年的異常值，近年來，河南投資貢獻率均位于80.0%之上，與此同時，全國投資增長貢獻率在2008年之前，均位于50.0%之內。綜合比較河南投資率和投資貢獻率的動態變化趨勢，以及投資率與投資貢獻率二者之間的關系，可以得出以下幾點結論：第一，目前河南經濟發展仍然是典型的投資驅動型經濟，快速的經濟增長仍依靠的是大量的資本投入；第二，從動態上看，河南經濟發展由粗放型向集約型方式轉變已經出現苗頭。

不同產業投資效果系數的比較與評析。分三次產業來看各個產業的投資效果，可以明顯看出：第一產業投資運行效益最好，“十一五”期間河南第一產業平均投資效果系數為52.0%，均高于其他產業。但是，深入分析河南第一產業平均投資效果系數的變動趨勢，可以發現作為政策重點保護的弱勢產業，其變動受政策等因素影響較大。第二產業投資效果系數呈現逐漸下降的態勢。據資料顯示，河南第二產業的投資效果系數由2005年的67.6%下降至2011年的26.9%。第三產業投資效果系數整體上波動不大，在10%～20%之間浮動，變化相對較為平穩。但是與各產業對比，河南第三產業投資效果系數相對偏低，2011年河南第三產業投資占GDP的比重為45.3%，但是第三產業投資效果系數只有12.1%，這說明河南大規模的第三產業投資產出效果并不是很高。

保持河南省投資適度、合理、均衡增長的對策和建議

切實加強項目儲備，依靠科學管理，保持投資的穩步持續增長。未來一個時期，在確保在建項目順利實施的基礎上，應進一步建立健全項目前期工作推進聯動機制，關注國家宏觀政策走向，確定一批關乎河南經濟長期發展的重大項目，做好項目儲備。深入研究目前世界經濟進入調整期的形勢，利用我國啟動內需的機遇，立足于為全省經濟穩定較快增長提供重要的投資支撐點，做好產業轉移工作。建立健全政府主導、市場運作的項目建設管理機制，提高項目管理水平，規范項目審批程序，為項目建設提供良好的政策環境。建立投產一批、續建一批、新開工一批、儲備一批的項目接續機制。

保持適度投資率，注重提高投資質量和效益，處理好投資和消費的關系。為保持河南經濟的持續、穩定和協調增長，應注意保持河南投資增長的適度投資率和增長率。目前河南需要注意的是，要防止進入投資率越高越好的誤區，加快轉變經濟發展方式，既注重保持投資規模不斷加大，更注重投資質量和投資效益，避免因為投資率過高而引起經濟過熱、通貨膨脹等一系列問題。

篇（2）

一、引言

現金股利與投資政策是上市公司按照其當年所實現的凈利潤所選擇的分配方式。我國經濟市場正處于上升發展的周期，為了有效規范我國資本市場，證監會自從2000年起就根據我國經濟發展的狀況制定并頒布了相應規章制度。證監會曾就上市公司現金分紅的具體規定進行了修改和完善，新的實施辦法對我國的經濟市場和相關企業發展產生了巨大的影響，能夠從根本上保護上市公司中中小股東在企業中的地位和權益，有利于中小股東及時共享企業的現金收益與固定分紅，讓中小股東在享受企業利益的同時向市場傳遞公司利好信息。新的實施辦法不僅關注中小股東權益，也規范了企業在融資方面的具體機制，它一方面制約了企業的外部融資，另一方面也能促使企業不斷專注自身的發展，進一步規范企業日常財務決策運作的程序。證監會為了規范經濟資本市場秩序和保護企業中小投資者的相關權益，要求上市公司嚴格遵守規定，披露相關信息。本文重點研究財務報告質量對現金股利與投資行為之間關系的影響作用，所得研究結論可為上市公司的投資管理提供更為豐富的路徑，有助于上市公司內部財務制度與政策發展的專業化、規范化和標準化，從而促進上市公司的長期可持續發展。

二、文獻綜述

（一）國外研究Francis等（2005）研究發現，高質量的財務報告至少可以表明企業管理者產生道德風險及逆向選擇的可能性較小，能夠保障企業盈利目標的實現。企業再投資是企業增值并獲得長遠發展價值的具體表現方式。因為高質量的財務報告包含著企業經營效益中最真實的數據資料，在一定程度上會為企業在重大戰略目標上的投資決策提供重要的參考意見。Deangelo和Stulz（2006）以股利的生命周期理論為基礎，認為處于不同成長周期的企業對于現金股利與投資要進行不同類別處理方式的具體選擇。比如處于成長周期的企業通常會減少現金股利分紅，而把目光放在效益更高的投資項目上；而處于成熟周期的企業，則會支付股利，避免無效投資。Han和Qiu（2006）通過具體數據的分析對財務報告與現金股利和投資問題的關系進行了研究。他們運用理論與實證相結合的方法對美國上市公司進行了融資約束和無融資約束的分組，通過對比分析多組不同數據，發現在美國融資領域存在限制和約束條件的上市公司中，對于現金流的敏感度較高，這類公司在融資約束條件下通常會持有高額的現金來保障其日常的發展運營，同時也會減少投資機會；在美國無融資約束的上市公司中，由于外部融資成本較低，其對于現金流的敏感度也較低，此類公司持有高額現金的動機較小，因此會發放現金股利。Duch?in（2010）通過研究發現，企業在融資方面所承受的限制和約束條件會對其現金持有決策構成較大影響。Altamuro和Beatty（2010）發現，與納入《美國聯邦儲備保險公司促進法》管理范疇的上市公司相比，未納入的上市公司由于缺乏必要的內控審計，其財務報告質量明顯低于前者。

（二）國內研究郭琦（2013）認為，不同程度融資約束下的公司的投資效率和資金運作的方式也存在較大差異，其對融資約束和非融資約束的上市公司建立了隨機邊界模型來計算投資效率，并依據財務報告質量劃分為等級不同的兩個小組，通過對比分析來驗證財務報告質量對企業投資效率產生的作用。實證分析結果表明，企業的財務報告質量與投資效率在不同的階段呈現不同的相關關系。在企業發展的上升階段，企業會計信息質量的提高會促進企業投資效率的提高；但隨著企業發展階段的不斷推進和企業會計信息質量的提高，其程度也會達到一個臨界值，超過這一臨界值，其對投資效率的影響會越來越弱。魏清明和石龍華（2007）以我國上市企業相關財務報告信息為樣本展開分析時發現，國有性質的上市公司往往會留存高額的利潤滿足其投資欲望，國有企業現金股利的高額發放也會在很大程度上抑制國有企業過度的投資需求。劉本富（2010）選取我國滬深兩市所有上市公司1999~2008年期間的財務報告為研究對象，經過對比分析發現，發放高比例現金股利的企業更容易控制自身的現金流，此時企業會因為資金不足而減少其他方面的投資。金海紅和李玲（2015）借助中介效應程序檢驗法進行驗證和分析，發現現金股利政策能夠有效降低企業所承擔的股權成本，相應地提升了企業的經營成績。徐壽福和鄧鳴茂（2015）以2004~2013年A股上市公司為研究對象，發現現金股利政策能夠抑制融資約束公司中自由現金流產生的過度投資需求。

（三）文獻評述本文主要闡述了以下內容：①財務報告質量對投資行為關系的影響，包括會計信息質量與沖動投資、保守投資及投資效率間的作用關系。②企業現金股利政策對投資行為的作用關系，包含具備融資約束條件的企業內部現金流與投資行為的作用關系、股權改革對兩者間作用關系的影響等。由此來闡釋企業的融資約束較少時，企業會發放現金股利；有較強融資約束的企業則會尋求較高的投資項目來創造企業價值。通過以上回顧發現，目前的文獻主要是對財務報告質量和投資效率間的作用關系展開研究，但尚未有學者在二者間的影響關系中引入現金股利這一變量，通過研究三者間的作用關系驗證之前的結論。鑒于此，本文引入了現金股利這一變量，同時又分析了不同產權性質下企業投資與現金股利政策間存在的不同之處。

三、理論分析與研究假設

（一）現金股利與投資行為依據MM理論可知，在完全開放的資本市場中，股利政策與投資決策間不存在任何制約和影響關系，但在具體的經濟社會中并不存在完美的資本市場。通過不完美資本市場的信號理論可知，現金股利的分配不只是公司維護股東權益的一種外在表現，更是公司向股東傳遞一種優勢的發展信號的表現，公司向股東分配現金股利有效地提升了公司的形象。股東分配高額的現金股利可以增強投資者信心，但是在分配高額現金股利的同時企業也流失了一部分內部可流通的現金。在信息流通并不及時的資本市場中，企業對于投資信息的了解程度不同，就會使得公司在進行融資和投資時要充分考慮企業現有的現金流量。通過對比內部和外部融資成本，流動現金不足的企業通常會放棄外部更高價值的投資項目，轉而尋求股東的投資。可見，分配高額的現金股利在一定程度上抑制了公司具有更高價值的外部投資行為，導致企業錯失發展良機。在我國特有的社會主義市場經濟體制下，在政府主導、經濟市場進行調節的方式下，國家的政策對于企業的發展至關重要。國有企業由國家控股，其生產經營活動和投資決策都受政府政策的深刻影響，國有企業以外的上市公司也會受到政府政策的影響。由于國有企業有著政府的強大支持，在融資的過程中一般會受到金融機構的青睞。而非國有企業資金的積累和融資主要來自企業自身的經營成果及股東直接投資，與國有企業在融資方面的便捷優勢相比，非國有企業的外部融資成本就要高得多，因此非國有企業面臨的融資約束要明顯高于國有企業。綜合以上分析，本文提出以下假設：H1：非國有企業中現金股利發放政策對投資決策的抑制作用明顯高于國有企業。

（二）財務報告質量、現金股利政策與投資決策當企業面臨較高的外部融資成本時，就會轉向使用企業內部投資。在現金股利的重要分配中，公司也會對內部資金運用的具體方向進行討論，并在現金股利是發放還是參與企業的其他項目投資之間進行權衡。Jensen（1986）在其提出的自由現金流量假說中指出，當企業持有較多流動現金時，管理者控制和利用這些現金的欲望和動機將會增強，也就會產生道德風險和逆向選擇，此時就會損害企業中小股東的權益。因此他提出企業的資源應在合適環境下進行充分利用，只有極大程度地減少管理層持有的盈余現金，企業的管理者才能將有限的盈余資金進行更優化的配置與合理的利用。Bhattachaya（1979）在信息不對稱理論的基礎上建立了全新的股利信號模型理論。在這種理論價值的影響下他們認為，與企業內部管理層相比，外部投資者因為獲取信息的渠道不暢構成了信息障礙。外部投資者與內部管理者存在極其嚴重的信息不對稱問題，外部投資者僅僅通過股價等信息來預測公司的發展情況，而內部管理層掌握和控制著公司的更多信息。在信息渠道不通暢的情況下，只有內部管理層發放現金股利才能傳遞利好信號，從而吸引外部投資者的目光。高質量的財務報告不僅能夠體現出企業各個投資項目所產生的現金流，還可以在一定程度上拓寬外部投資者的信息渠道。擁有高質量財務報告的企業會將公司發展情況積極地向外部投資者傳遞，使公司更有可能獲得外部融資。基于此，本文提出以下假設：H2：高質量財務報告能夠稀釋或降低現金股利政策對企業投資決策構成的消極影響。公司的發展周期與公司分配現金股利存在著一定關系。處于成長期的具有上升發展趨勢的公司更傾向于將用于發放股利的現金投入到有利于企業規模擴大等的項目中，助力企業的良性發展，此階段的企業管理層往往會制定較低比例的現金股利發放政策。當公司處于成熟期且不再有任何上升發展需求時，管理層往往將企業實現的利潤以現金股利的形式發放給股東，以穩定投資者，進而尋求更佳的投資時機。公司不同的成長階段是影響其現金股利發放政策的關鍵因素，本文通過實證來研究處于成長期的上市企業財務報告質量對現金股利政策與投資決策間關系構成的影響。現階段關于這方面的研究結論都較為一致，學者們認為處于成長上升期的公司運用現金股利進行投資會促進資源的合理利用，因為處于上升期的公司發展空間大、發展動力足。高質量的財務報告蘊含著企業未來投資項目可獲得的現金流、有效執行的合同關系等信息，能夠進一步提升管理者進行科學投資決策的能力，由此來縮小管理者與外部投資者之間在信息掌握方面的差距。因此，本文認為高質量的財務報告在促進外部投資者和內部管理者的信息平衡與對稱方面起著重要作用。基于此，本文提出以下假設：H3：在處于成長期并表現出強烈發展訴求的企業中，高質量財務報告能夠有效降低現金股利政策對投資決策的負面影響。

四、研究設計

（一）研究樣本及數據來源本文實證研究部分所選數據來自我國滬深兩市的上市公司，由于評價財務報告質量需要采用滯后一年的財務數據，因此本文所選數據均為股份改革后的企業報告信息。本文所選的數據來自2010~2014在滬深上市的公司，所研究的各項財務數據和公司治理數據均來源于國泰安數據庫。對所收集的全部數據進行匯總，依據研究需要剔除不合理數據：不考慮金融行業；同時考慮到不同時期上市的企業在實證分析中會存在顯著的差異，因此也剔除了2009年1月1日以后上市的公司；剔除ST公司。

（二）變量選取1.被解釋變量。Investment即公司投資。國內外不同文獻從不同角度給出了公司投資的定義，本文所研究的公司投資是指公司在第n年研發支出加上購置無形資產、固定資產及其他長期資產所支付的現金，減去處置以上資產獲得的相應現金差。新增公司投資是指本年度公司投資總量減去上年投資總量，但該差值有可能是負數，此處為了避免出現負數，以其絕對值進行穩定性檢驗。2.解釋變量。（1）現金股利（Dividend）。國內外表示現金股利的方法多種多樣，普遍采用的形式有企業每年發放的現金股利以及每年發放的現金股利與企業總資產的比值。馮興武、章慶（2013）采用變量0和1來定義不同的現金股利政策，0意味著企業當年沒有發放現金股利，而1則意味著企業當年發放了現金股利。本文則采用第n年發放的現金股利與前一年度企業資產總額的比值來表示。（2）財務報告質量（RQ）。本文在收集和整理國內外上市公司財務報告并對其質量進行分析和研究后發現，大多數學者善于利用DD模型來研究財務報告質量，因此本文也借鑒該模型，將應計質量作為財務報告質量的衡量標準。依據該模型對RQ進行評價，并且從每個行業中（金融業除外）至少選取20家上市企業的報告數據，所選行業依據我國現行上市公司行業分類的具體標準，其計算方法如下：Accrualsi,t=α+β1CashFlowi,t-1+β2CashFlowi,t+β3CashFlowi,t+1+εi,t（1）上式中，Accrualsi,t=（ΔCA-ΔCash）-（ΔCL-ΔSTD）-Dep。ΔCA代表流動資產的增減變動，ΔCash代表貨幣資金的增減變動，ΔCL代表流動負債的增減變動，ΔSTD代表短期借款的增減變動，Dep為累計折舊與累計攤銷額，CashFlow等于非經常性項目產生的凈收入與Accruals的差值。然后計算所有參數與資產總額的比值。利用該模型計算出殘差，企業第n年的RQ被界定為n-5年到n-1年這五年間依據該模型計算出的殘差的標準差，用-1與所得標準離差相乘，最終結果越大意味著財務報告質量越高。3.控制變量。在有效篩選以及總體分析以上特征變量與治理變量的基礎上，筆者選取如下控制變量：公司規模、有形資產占比、資產負債率、現金流、是否盈利、公司績效、現金、行業、公司上市年限。在筆者選取的控制變量中，公司成長性這一變量的計算主要受到兩項因素的影響：一項是賬面價值，而另一項則是市場價值。前者與變量之間是一種反比例關系，而后者則與變量成正比，其表達式為：控制變量=市場價值/賬面價值。通常情況下，此處的臨界點為數值“1”。在大于1的情況下，表明公司有著較高的市場價值，此時的股票價格較高，公司可對當前的發展規模做適當調整。在此過程中，其成長性高的特征也會逐漸顯現出來。而這種變化，會給公司投資帶來不同程度的影響。

（三）模型選擇為了驗證H1，本文采用多元回歸模型（2）進行分析：Investmenti,t=α0+β1Dividendi,t+β2Dividendi,t×SOE+β3Tangibility+β4Lev+β5Cfop+β6Loss+β7Roa+β8Cash+β9Size+β10Age+∑Ind+εi,t（2）企業的性質不同，在模型中SOE（產權性質）的取值也會有所不同。具體而言，國有企業的代表值為1，而非國有企業的代表值為-1。為了取得更好的評估效果，本文最終選擇了以下多元回歸模型進行分析：Investmenti,t=α0+β1Dividendi,t+β2Dividendi,t×RQi,t-1+β3RQi,t-1+β3Tangibility+β4Lev+β5Cfop+β6Loss+β7Roa+β8Cash+β9Size+β10Age+∑Ind+εi,t（3）

五、實證分析

（一）描述性統計對于財務報告質量的評估，本文是借助DD模型來完成的。根據上面的模型，我們可以求得殘差的值。同時，結合相關的計算公式，分別計算t-5~t-1年時間段的殘差及其標準差。表2就是相關變量的描述性統計結果。根據表2，我們基本可以斷定：從總體上看，目前我國上市公司的整體投資水平處于一種較低的層次。而且，不同個體之間的差異非常明顯，目前還處于一種非均衡發展的狀態。現階段，我國正處于經濟轉型的關鍵時期，各上市公司也應根據經濟市場發展的規律把握投資的時機與方向，從而增加企業經濟效益。在現實中，各上市公司發放現金股利的水平是有差異的。此種水平的高低，取決于兩項指標，一項是公司當前的現金股利值，另一項則是公司上年的總資產。兩者之間的比值，即為發放現金股利水平。從Dividend來看，其均值、極大值、極小值分別為0.0021571、1.081882、0，說明該水平普遍較低，與上市公司的盈利能力成反比例關系，更說明某些上市公司存在著損害股東權益的行為。針對這種現象，證監會必須出臺相關的政策來規范上市公司損害股東權益的行為，在為中小股東謀取利益的同時也促進中小股東對企業的再投資。在RQ方面，通過計算得到均值、極大值、極小值分別為-0.03219099、-0.0000967、-2.390098，這直接反映了當前我國RQ即財務報告質量的個體差異較大。低質量的財務報告會給投資者帶來極其不利的影響，尤其是在收集和整理信息方面。在這種情況下，投資者將很難做出正確的投資決策。上市公司應該讓財務報告在未來的發展中更加規范化、專業化，建立健全企業內部的財務報告機制，使各類投資者的合法權益得到切實的保障。除這兩大控制變量以外，還可通過其他一些控制變量，做出正確的判斷，明確當前的發展狀況。

（二）相關性分析模型（2）和模型（3）的Pearson相關性檢驗分別用PartA和PartB來表示，具體見表3。從最終結果看，各個變量具有很強的獨立性，不存在多重共線性。

（三）回歸分析表4為對現金股利和投資之間的關系進行回歸分析的結果。由表4可見，現金股利的水平是較高的。投資程度是影響現金股利水平的一項重要因素，而且兩者之間呈負相關關系。換句話說，在公司融資約束程度比較高且外部資金有限時，企業外部資金的不足會促使企業轉向有限的內部資金。為切實保障每位股東的合法權益，國家加大了政策調整力度，并取得了很好的效果。面對好的投資機會，投資者卻往往變得猶豫不決，既不想喪失投資機會，又怕資金被套住，從而影響現金股利水平。除此之外，還存在許多影響投資程度的正向因素，如資產負債率、有形資產占比、公司規模等。對一家上市公司來說，假設其當前的現金流是充足的，那么公司更愿意把現金股利進行更有價值的項目投資。本文采用一階段最小二乘法對模型（2）進行回歸分析，以此來驗證H1。在此過程中，本文重點是分析和判斷β2的系數情況。因為此項系數的大小將直接反映出企業的性質，以及當前企業現金股利水平的高低。表5即為模型（2）的回歸結果。由表5可見，R2在調整前后，其值分別為0.31752、0.31523。與此同時，交叉項Dividend×SOE的系數為0.02723。依據此項數值判斷，其水平并未達到我們的預期。這項數值說明非國有企業中現金股利對投資的抑制作用比國有企業中現金股利對投資的抑制作用更強，H1得到驗證。但我國上市公司所處的環境和我國特殊的法律制度和經濟制度等因素都在積極地對其產生影響，導致其結果并不顯著。因此，在理論上預測非國有企業中現金股利對投資的抑制作用比在國有企業的情況會更加突出和明顯。然而，現實情況卻存在諸多的變數。

相比于非國有企業的股東，國有企業的股東更加注重穩定的回報，擔心各種形式的冒險。再者，隨著客觀形勢的變化，國家在近期也調整了相應的政策，以預防國有企業浪費資源和過度投資的現象。對于H2的驗證，則在模型（3）中新加入了RQ，即財務報告質量這項指標。經過大量的數據驗證我們發現，現金股利對投資的負向作用會因RQ的不斷提高而逐漸減弱。基于這樣的關系，本文對H2做了進一步的驗證。對于此項驗證，要想獲得準確的結果，需要有一個基本前提，即Dividend×RQ的系數為正。然而，基于上文的分析，除非RQ這項新指標能夠抑制現金股利負向作用的發揮，否則這個前提條件根本無法滿足。換句話說，如果這個系數果真為正，則說明RQ對現金股利的抑制作用是客觀存在的。表6即為模型（3）的回歸結果。由表6可見，R2在調整前后，其值分別為0.35052、0.34853。與此同時，交叉項Dividend×RQ的系數為0.02577。此項數值說明其對投資具有正向的影響。RQ值，即財務報告質量越高，則信息反饋得越及時、越全面，信息不對稱的問題將越少發生。在這種情況下，投資者的信心會顯著提升，拓寬外部投資者的信息渠道也促使管理層和投資者之間信息均衡，逆向選擇程度和道德風險得以降低。綜合這些變化，說明RQ對公司投資具有正向影響。對于發放現金股利，其也會起到明顯的抑制作用。可見，高質量財務報告的作用是非常顯著的。基于這樣的認識，本文認為，各上市公司應以更加規范、真實、完整、高效等方面的要求來約束自身，全面提高財務報告質量，發揮財務報告的正向作用。本文提出的H2得到了表6中相關數據的有效印證。由表6數據可知，控制變量中公司績效與其投資表現出明顯的正向作用關系，意味著當企業創造價值的能力較強時，其投資也相應提高；當企業實現的盈利較高時，預示著企業擁有良好的發展前景，此時企業管理者往往傾向于將當期實現的盈利更多地用于擴大投資規模而減少現金股利發放金額。

公司投資規模、有形資產占比、現金、資產負債率等與投資之間表現出明顯的正向作用關系。當企業不斷擴大其規模時，該企業往往具備較大的發展潛能，此時融資的途徑逐步增多，因此管理者往往加大投資力度。企業自身資金充沛時進行投資顯然是最佳的情形，但也要關注資產負債率，保持這一比率的穩定和平衡是企業獲得長足發展的前提和基礎。如果企業當前的資產負債率較高，就會不斷增加企業的財務風險，嚴重時甚至會出現資金鏈斷裂的現象，這對于企業日常經營業務的開展是非常不利的，也會影響到企業在實現關鍵戰略目標中的投資決策。在此基礎上，本文根據公司成長性的不同，對它們進行分組研究以及回歸分析，具體結果見表7、表8。由表7、表8我們不難發現，高成長性公司與低成長性公司的系數差別很大，前者的水平是顯著的，而后者則是不顯著的。在現實中，公司的成長性不易判斷，而且經常發生變化，這無疑會削弱投資者的信心。面對這種情況，高質量的財務報告可以有效緩解這種局面，增強投資者信心，抑制現金股利政策對投資的負向影響，從而驗證了H3。

（四）穩健性檢驗為了增強本文論證結果的權威性，最終對驗證結果展開穩健性測試，所選數據期間為2009~2014年，各參數選用的是該研究區間各年投資額。采用因變量替換法進行穩健性測試，而因變量則是每年企業實際投資額，其他參數值不變。由此對模型（2）和模型（3）進行檢驗，驗證結果仍然支持原有結論，說明本文的研究結果具有穩健性。

六、研究結論及政策建議

（一）研究結論本文以財務報告質量、現金股利與投資行為的關系為主要研究對象，并采用實證研究的方法以2010~2014年上市公司的具體數據為基礎進行研究。在這一過程中分析并總結出了“現金股利對投資的抑制作用在非國有企業中比國有企業體現得更為明顯”這一結論。這與我國經濟社會發展的固有特點以及現代企業生存與發展的環境密切相關。現金股利與投資的負相關作用不利于上市公司經濟的可持續發展，筆者根據實證分析得出了現金股利與投資的負相關作用能夠在公司的高質量財務報告分析下被改變這一結論。與此同時，筆者將上市公司的成長周期和規模作為重要的參考因素進行了分組研究，發現處于不同時期的上市企業的財務報告對其現金股利和投資的影響作用也有著較大差異。財務報告對處于成長上升周期的上市企業的影響更為明顯，此時企業的財務報告更能有效地抑制現金股利與投資的負相關作用。本文針對財務報告質量對現金股利政策與企業投資決策間的關系展開了分析和驗證，極大地豐富了企業投資決策領域相關處理的理論方法，也有助于企業規范其財務方面的相關制度與政策，使其更加專業化、標準化，從而有利于企業的長期可持續發展。

（二）政策建議1.政府應發揮主導作用，不斷建立和完善會計信息披露機制。我國經濟市場的起步較晚，與國外的經濟市場發展還存在著一定的差距。我國目前會計信息披露的程度還不夠深入，這直接導致企業外部投資者與內部管理者之間的信息不對稱，并給利益相關者的科學決策帶來了負面影響。在出現信息不對稱的情況時，投資者中間容易產生逆向選擇傾向。這種情況下，即使擺在企業面前的是利好投資政策，但苦于投資者資金投入不足，也只能放棄這一有價值的發展機會，從而在一定程度上阻礙企業的發展。因此，我國政府和證監會應該充分發揮自身的主體作用，不斷建立和完善會計信息披露機制，在不損害企業切身利益的情況下，加大企業會計信息披露的力度，縮小企業內外部在掌握信息方面的差異，減少信息不對稱現象，以保障企業擁有較強的外部融資能力。2.企業內部應建立健全有關財務報告質量的監管機制。只有這樣，才能實現較高的財務報告質量，從而避免上市企業管理者產生道德風險。應對上市公司財務報告提出更為嚴苛的規范性、可靠性和科學性要求，構建科學合理的內部控制制度，嚴格監管會計信息的披露過程，充分發揮董事會、監事會的職能作用，以保障企業內部財務報告的可信度與可靠性。此外，監管部門要加大監管力度與執法力度，從源頭上遏制類似違法違規行為產生的可能性，以此保障我國資本市場的健康有序發展。

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篇（3）

中圖分類號:F279.246文獻標識碼:A 文章編號:1003-9031(2010)06-0046-06DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.06.12

一、引言

投資決策是企業最重要的財務決策之一,是公司財務決策的起點,其對公司的運營和發展具有不可替代的作用。企業投資規模是企業投資決策的一個重要內容,企業投資規模的大小反映企業未來生產能力的高低,投資規模如何安排會對整個國民經濟的發展和投資經濟效益產生各方面的影響。

農業經濟是國民經濟的基礎部門,農業上市公司作為連接農業生產和資本市場的重要紐帶,對推動農業產業化、提高農業科技水平、促進我國農業生產力的發展具有重要影響。目前,國家對農業上市公司的發展壯大日益重視,不少學者紛紛對農業上市公司的投資行為進行研究。但就目前國內已有的研究成果來看,國內學者對企業投資規模的實證研究較少,特別是還沒有學者專門展開對農業上市公司投資規模的研究。因此,本文以農業上市公司為研究對象,從財務角度對我國農業上市公司投資規模的影響因素進行分析,并充分考慮股改的影響,以期對農業上市公司的投資決策、資本市場監管和國家宏觀調控提供一些參考。

二、文獻綜述

(一)國外相關研究

經過長期的發展,西方經濟學中對企業投資行為的分析已較深入。早期的企業投資理論主要包括Clark的加速器投資理論、Dusenbery的流動性投資理論、Jorgensen的新古典投資理論和Tobin’s Q理論。[1]自20世紀70年代以來,隨著理論、非對稱信息理論的發展,理論界開始基于資本市場不完備的前提下研究融資約束對投資行為的影響。

早期的研究分析了融資方式對投資規模的影響,如過度投資與投資不足理論等。其后,學者們研究了不完全市場條件下的融資行為和投資特征,普遍認為企業的投資決策將受到信息和成本的影響,投資決策和融資決策之間存在交互影響。[2]考慮到融資約束、不確定性各自都不能完全解釋公司的投資行為,一些學者開始將融資約束和不確定性結合起來研究其對公司投資行為的影響。[3]

近年來,大股東控制、投資行為、經營績效及其公司價值的關系受到學者們的特別關注。如Baek et al(2003)當股權集中達到一定程度時,最基本的問題將從投資者和經理人之間的沖突轉移到控股股東和小股東之間的沖突。[4]

(二)國內相關研究

從國內現有的文獻來看,有關企業投資行為的研究在20世紀90年代末才逐漸發展起來。梅丹(2005)研究結論顯示,經典投資理論對我國上市公司確定投資規模具有適用性,上市公司投資規模主要取決于面臨的投資機會、內部現金流和負債程度,且大公司在確定投資規模方面對遠期投資機會遠比小公司敏感。[5]

此后,何青(2006)對我國企業投資行為的目標函數和影響因素進行了分析,認為我國上市公司投資行為的市場化并不純粹。同時,利率、固定資產折舊率、稅收等成本因素對我國上市公司投資行為產生了很大的影響。[6]何金耿、丁加華(2001)率先驗證了公司投資與現金流之間具有較高的敏感性。[7]吉瑞、王彥博(2007)發現企業的投資水平與企業內部現金呈顯著正相關關系,與企業的固定資產折舊率呈顯著負相關關系。[8]

國內學界對企業資本性支出的實證研究,基本上都是借鑒了Tobin’s Q模型或者基于Tobin’s Q與銷售加速相結合的模型,并在其基礎上加入一些新的研究變量t或者控制變量I,構造研究中采用的模型。

綜上所述,目前我國資本市場屬于新興市場,存在很多不完善之處影響著上市公司的投資行為和效率。上市公司投資規模的確定以及投資規模的影響因素,對上市公司的投資過度以及投資不足等低效率的投資行為進行初步判定具有很強的現實意義。鑒于此,本文主要以農業上市公司為研究對象,從企業面臨的投資機會、內部現金流、負債程度、優惠政策和股權集中度的角度來研究企業投資規模的影響因素。

三、研究假設的提出

(一)投資機會與投資規模

投資機會是市場對企業收益的估價,是企業成長性及績效的表現。Tobin’s Q的研究為度量投資機會提供了方便。梅丹(2005)驗證了經典投資理論對我國上市公司確定投資規模具有適用性。[5]本文采用Tobin’s Q值代表公司面臨的潛在長期投資機會對公司投資需求的影響,用營業收入反映當前投資機會對公司投資規模決策的影響,假設1:投資機會與投資規模成正相關關系。

(二)現金流與投資規模

大量的實證研究發現,投資規模對內部現金流敏感。何金耿、丁加華(2001)證實了不同公司間投資需求對現金流量依賴性不同,股息發放率越低,對現金流量的依賴性越高。[7]Shin and Kim(2002)發現擁有大量現金的企業比持有少量現金的企業容易做出非效率的投資決策。[9]胡國柳等(2006)找到了內部現金流與資本支出水平顯著正相關的經驗證據。[10]鑒于此,本文用內部現金流量表示企業的資產內部現金流水平,假設2:現金流與投資規模成正相關關系。

(三)負債結構與投資規模

理論表明,股東與經理人之間存在利益沖突,其反映在企業投資領域即是各種非效率的投資行為。童盼、陸正飛(2005)研究發現,負債比例越高的企業,企業投資規模越小,資產負債率與投資不足及過度投資行為的發生均呈現負相關關系。[11]本文用資產負債率表示企業的資產負債水平,假設3:負債水平與投資規模成負相關關系。

(四)優惠政策與投資規模

由于農業基礎地位的極端重要性,加上農業自身的弱質性,為了發展和保護農業,我國政府采取了強有力的保護措施,制定了諸多優惠政策。何源、白瑩等(2006)研究發現,稅收優惠政策對上市公司投資效率的提升確實具有一定的積極作用,優惠政策對農業上市公司的利潤已經產生了巨大的影響。[12]本文采用實際所得稅率的指標反映優惠政策對投資規模的影響,假設4:實際所得稅率與投資規模成負相關關系。

(五)股權集中度與投資規模

大股東控制直接影響了上市公司的投資行為和效率,中小股東的利益則被置于次要地位。[13]我國農業上市公司的股權主要集中在前三大股東尤其是第一大股東手中。盡管股權分制改革可以在一定程度上改善我國上市公司的治理結構,但不可能從根本上解決股權高度集中和大股東控制現象。因此,大股東控制問題仍然是后股權分制時代我國上市公司的重要特征之一。本文采用第一大股東持股比例作為股權集中度的替代變量,假設5:第一大股東持股比例與投資規模成正相關關系。

四、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文對農業上市公司的樣本選取遵循以下標準:農、林、牧、副、漁類上市公司2004-2008年均可獲得相關數據的公司;剔除這五年中被ST和PT①過的公司。基于上述原則,本文選取了2004年1月1日前在滬、深上市的23家農業公司為研究樣本,以2004-2008年為數據窗口,所有數據均來自國泰安中國股票市場數據庫(CRMAR)中的財務和市場數據庫、上市公司年度報告以及和訊財經等網站。回歸方法采用普通最小二乘法,分析過程由EVIEWS5.0軟件、EXCEL2007完成。

(二)變量定義與模型設計

1.被解釋變量――投資規模的替代變量。本文用企業固定資產原值的增量(I)/期初固定資產原值(K)的指標來衡量企業投資規模的程度,其中I =期末固定資產原值-期初固定資產原值。

2.解釋變量――投資規模影響因素的替代變量。本文選取以下變量作為投資規模影響因素的替代變量。(1)Q:長期投資機會,用Tobin’s Q值表示,其中Q=(可流通股的市場價值+非流通股×每股凈資產+負債賬面價值)/總資產賬面價值;(2)S/K: 短期投資機會,用營業收入表示;(3)L/A:負債水平,用負債賬面價值/總資產賬面價值表示;(4)CF:內部現金流,其中CF=(經營活動產生的現金流量凈額-債務利息-股利-企業所得稅);(5)TAX:所得稅稅率,用企業所得稅/企業利潤總額表示;(6)Contral:股權集中度,用第一大股東持股比例表示。

3.控制變量――本文選取公司規模(Size)、年份(Year)作為控制變量。其中公司規模根據國家2003年公布的企業規模劃分標準,年銷售額在3億元以下的為中小型企業,3億元及以上的為大型企業。相應地把樣本分為小規模和大規模,分別用0和1表示。考慮到股權分制改革的影響,年份的具體取值如下:對2004、2005年度的相應變量取值為0,對2006、2007、2008年度的變量取值為1。

2.模型設計

本文借鑒Tobin’s Q模型,加入新的研究變量,構建的投資規模影響因素模型如下。

(1)考慮各變量的數量級不一致,筆者把企業的投資(I)、內部現金流量(CF)以及主營業務收入(S)都除以期初固定資產存量(K)加以標準化,見模型1:

=a0+a1Qit+a2()it+a3+a4+a5Taxit+a6Contralit+a7Year+a8Size+?著

其中Iit是i公司在t期的投資支出;Kit是i公司在t期的期初固定資產存量;()it是i公司在t期的資產負債率;Qit是i公司在t期的長期投資機會; 是i公司在t期的短期投資機會;是i公司在t期的內部現金流水平;Taxit是i公司在t期的實際所得稅率水平;Contralit是i公司在t期的第一大股東持股比例水平;Year和size是設定的虛擬變量,分別代表年份和公司規模的虛擬,是隨機擾動項。

(2)大多數學者的研究表明,投資過度和投資不足都可以用投資規模對內部現金流的敏感性來解釋。為了區分投資不足和投資過度,本文借鑒通用的Vogt研究方法,在模型中加入交叉項Qit?。當交叉項的系數為正時,表示公司受融資約束,可能投資不足;當交叉項的系數為負時,表示公司存在過度投資,見模型2:

=a0+a1Qit+a2()it+a3+a4Qit?+a5+a6Taxit+a7Contralit+a8Year+a9Size+?著

(3)為了區別大規模公司和小規模公司投資影響因素的特點,本文分別加入公司規模與現金流、Tobin’s Q、主營業務收入、股權集中度的交叉項(size?、size?Qit、size?、size?contralit),以考慮大公司和小公司的資產投資分別對現金流、長期投資機會和近期投資機會的敏感程度,見模型3:

=a0+a1Qit+a2()it+a3+a4+a5Size?Qit+a6Size?++a7Size?+a8Taxit+a9Contralit+a10Size?Contralit+

a11Year+a12Size+?著

五、實證結果分析

(一)描述性統計

從表1結果可知,長期投資機會Q的均值為1.5227,短期投資機會S/K的均值為0.6847。按照經典投資理論,我國農業上市公司對未來投資收益持較樂觀態度。

從內部現金流水平看,農業上市公司的內部現金持有水平不高,均值為0.0265,低于國內上市公司的平均水平;從負債水平來看,國內企業的資產負債率大約維持在50%-60%,農業類上市公司的資產負債率為46%,處于略低水平,說明未能較好的使用財務杠桿;從實際所得稅率比例來看,均值為9.38%,最小值達到-0.7724,遠遠低于其他行業水平;從股權集中度來看,第一大股東持股比例37.11%,股權較為集中。

另外,從圖1可看出,各變量變動趨勢趨于平穩。在2006年股權分置改革后均呈現出較大的波動上升趨勢,到2007年趨于平穩。值得指出的是,2004-2008年我國農業上市公司的第一大股東持股比例基本沒有變化,股權集中度水平仍較高。

(二)相關性分析

由表2可知,解釋變量之間的相關系數較低,不存在嚴重的多重線性關系。

(三)實證回歸結果分析

整理后的模型1、2、3的回歸系數及檢驗結果見表3、4、5。實證結果表明,以上實證檢驗的結果基本支持上文的分析。查表可得,模型1和2中的F值和DW值均通過5%水平上的檢驗,即說明模型1和模型2均不存在嚴重的多重共線性和一階自相關,模型3中的DW值偏小,因含有交叉項而存在一定的多重共線性。

1.模型1的解釋變量。模型1的解釋變量中代表投資機會的Q和S、內部現金流CF/K、優惠政策TAX、股權集中度CONTRAL對農業上市公司的投資規模均存在著較為顯著的相關關系。

(1)代表長期投資機會的Q對投資規模的影響不顯著,但短期投資機會S/K對投資規模有顯著的正相關關系,這說明當前我國農業上市公司進行投資決策時,對未來潛在的投資機會并不是很關注,而考慮更多的則是當前的投資機會。

(2)代表內部現金流量水平的CF/K在5%的水平上較顯著為負,與原假設相反,這說明我國農業上市公司的融資渠道主要來源于投資和籌資產生的現金流,而不是內部融資。

(3)實際所得稅率TAX對農業上市公司的投資規模影響在5%的水平上顯著為負,這驗證了稅收優惠政策對農業上市公司的利潤已產生了巨大的影響。

(4)股權集中度在5%的水平上顯著為正,這說明了農業上市公司中,第一大股東持股比例對公司的投資規模決策具有較顯著的影響作用,持股比例越集中,公司的投資規模越大。

(5)設置的年份虛擬變量YEAR在5%的水平上顯著為負,說明我國農業上市公司股權分制改革后減少了投資支出,縮小了公司的投資規模。

2.實證分析結果。實證結果顯示,代表負債水平的資產負債率L/A、公司規模SIZE對農業上市公司的投資規模影響不顯著。

(1)當期資產負債率L/A對投資規模的影響不顯著,表明農業上市公司通過債務融資所獲得的現金并沒有進行大規模的投資,融資獲取的現金流可能更多的用于農業補貼或其它的優惠政策上。

(2)公司規模SIZE對農業上市公司的投資規模成不顯著的正相關關系,說明在研究農業上市公司的投資規模影響因素時,公司的資產規模影響力度較小。

在模型2中,加入的長期投資機會Q與內部現金流CF/K的交叉項系數為正,但相關性并不顯著,說明我國農業上市公司尚不存在明顯的投資不足狀態。在模型3中,公司規模SIZE變量與現金流量CF/K的交叉項與投資規模均成顯著的負相關關系,主要是由于我國農業上市公司的內部現金流CF/K和短期投資機會S/K對投資規模的影響力度比較大。

以上回歸結果表明,農業上市公司的投資規模主要由投資機會、內部現金流、優惠政策、股權集中度等因素影響決定。

六、穩健性檢驗

(一)單位根檢驗

本文選用的是面板數據,鑒于計量經濟理論表明,眾多經濟變量尤其是面板數據大都是非平穩變量,用非平穩變量進行回歸分析結果很大程度上表現為偽回歸。為避免偽回歸現象,本文采用ADF單位根檢驗法,確定各變量序列的平穩性,檢驗結果如表6所示。

ADF檢驗的原假設是存在單位根,查表可知,1%水平下的t統計值(臨界值)是-3.488585,上述各序列變量原值在1%水平下的t統計值均小于臨界值。因此,可以極顯著的拒絕原假設,說明各變量序列均不存在單位根,是平穩的時間序列證明上述回歸結果有效。

(二)鄒氏突變點檢驗

本文在數據的選取過程中,為了研究股權分制改革的影響,設定了虛擬變量year代表突變點,取year=0(t=2004、2205);year=1(t=2006、2007、2008)。經過鄒氏突變點檢驗到的結果驗證了2006年是突變點,如表7所示。

七、研究結論

本文以我國農業上市公司為研究對象,對我國農業上市公司的投資規模影響因素進行了分析,研究發現短期投資機會、內部現金流、實際所得稅率和股權集中度對我國農業上市公司的投資規模產生的影響較顯著;而資產負債率、長期投資機會和公司規模對我國農業上市公司的投資規模影響不顯著,這與國內目前應已有的對其他行業的研究結果存在差異。另外,本文分析得出股權分制改革對農業上市公司的投資規模產生了較顯著的影響,股改后農業上市公司整體上減少了投資支出水平觀點。

本文研究發現農業上市公司對政策支持的依賴性較大,融資渠道主要來源于外部,特別是政策性貸款,而企業的內部融資所占比例不高;其次,本文研究還發現我國農業上市公司進行投資行為決策時,仍主要關注當前的投資環境,缺乏從長期的戰略角度思考。

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篇（4）

[論文摘要]我國國債規模的擴大和國債的發展對于推動債券及貨幣市場和資本市場的發展發揮了積極作用。然而，近幾年來實施的積極財政政策，利用大規模的國債投資，雖然對經濟增長起到一定的拉動作用，但在目前我國經濟環境下，大規模國債投資已存在著潛在風險。不僅僅是財政還本付息的風險，更重要的是國債投資規模擴大的風險、國債投資目標定位的風險、圓債投資項目選擇的風險、國債投資資金管理的風險。只有采取切實可行的措施，有效防范和化解這些風險，才能保證國債投資的預期目標得以實現。

20多年的國債恢復發行歷程表明，國債成為推動經濟增長和社會發展的一個重要因素。國債的發行不僅有力地彌補了國家財政收入的不足，而且滿足了社會各類投資者的不同需要。同時國債規模的擴大和國債的發展對于推動債券及貨幣市場和資本市場的發展也發揮了積極作用。然而，近幾年來，我國實施積極財政政策，利用大規模的國債投資刺激內需，拉動經濟增長，這雖然對經濟增長起到了一定的拉動作用，但任何一項政策實施都有其反向作用，在目前我國經濟環境下，大規模國債投資已存在著潛在風險。本文旨在對我國國債投資的潛在風險加以簡要探析，從而正確判斷國債發行規模是否適度。為此，需要從統計指標、宏觀效益和影響因素三個層面探討國債規模，并客觀地分析國債投資的風險。

一、我國國債規模分析

(一)國債規模的統計指標

我國國債規模適度與否，需要結合我國國情，利用國債負擔率、赤字率、國債償債率、國債依存度等4項統計指標進行綜合判斷。 國債發行主要以彌補財政赤字為主，財政赤字的大小將直接關系到國債規模的發行大小。財政赤字較大，必然要求發行較大規模的國債予以彌補。赤字率表示的是一定時期內財政赤字額與同期國民生產總值之間的比例關系。國際上該項指標通常以3％為警戒線。同樣根據《中國統計年鑒》2005數據計算得出：2000－2004年間，我國赤字率約為2.78％、2.59％、2.98％、2.50％和1.53％。從這一數值看，近5年該項數字波動較大，2002年赤字率接近國際上公認的警戒線，為2.98％，而2004年該項數字為1.53％，約為警戒線3％的一半。總體上平均而言，從該項指標數值觀察我國國債發行有一定空間，但是空間已經較小。 國債依存度即當年的債務收入與財政支出的比例關系，其計算公式是：國債依存度=(當年國債收入額，當年財政支出額)×100％。結合我國國情，按分母不同可以計算兩個指標：一種是國家財政債務依存度，即(國債收入，全國財政支出)×100％；另一種是中央財政債務依存度，即(國債收入，中央財政支出)×100％。鑒于我國國債是由中央財政來發行和掌握，將來的還本付息也由中央財政負擔，所以使用中央財政債務依存度更具有現實意義。根據《中國統計年鑒》2005數據計算得出2000－2004年間，我國的中央財政債務依存度約為75.25％、77.73％、83.58％、81.26％和85.21％。國際上通用的國債依存度的上限是15％－20％，從上述統計數據可以看出中央財政債務依存度平均約80％，可以判斷我國財政處于脆弱狀態，蘊含巨大財政風險。

(二)國債規模統計指標的綜合分析

二、國債投資規模擴大的風險

(一)國債投資規模風險界定

正是因為近幾年國債投資目標定位不當，將經濟增長速度作為國債投資目標，從而造成了為保經濟增長速度而擴大國債投資規模，使國債投資因規模擴大而加大風險。

國債投資規模擴大的風險表現為因國債投資規模擴大，有可能排擠出民間投資及有可能亂上一些拼湊的項目導致投資效率降低，損害資源配置的優化和國民產出的有效增長。須知，在市場經

濟下，資源配置是由政府投資和民間投資共同完成的。在一定時期內，資源總量是有限的，因此就存在著資源在政府投資和民間投資之間的合理分配問題。合理分配的標準就是投資的邊際成本等于投資的邊際效益，政府投資的邊際成本就是民間使用該資源投資的邊際效益，而并不僅僅是政府籌資的資金利率。因此，政府國債投資的最佳規模就是由政府國債投資的邊際成本與國債投資產生的邊際效益相等決定的。政府國債投資的邊際成本隨國債投資規模擴大而增加，而政府國債投資的邊際收益則隨國債投資規模的擴大而減少，因此國債規模超出了一定值必然使得國債投資的邊際成本大于國債投資的邊際效益，從而降低全社會投資的效率，損害全體國民福利。

國債規模管理是宏觀經濟管理的重要組成部分。世界各國的債務史證明，國債發行和銀行信用過度引起的后果是相同的，國債雖然是彌補財政赤字的較優方式，但卻不完全是財政赤字的原因和結果。國債發行規模應該與償債能力相適應，歸根到底是經濟與國債相協調的問題，因為債務融資既彌補財政赤字，又成為宏觀經濟的調控手段，甚至預算內安排的投資項目有時也需要建設國債予以支撐。國債作為財政與金融政策的結合，是調節貨幣供應量，避免經濟劇烈波動的一個重要手段。同時確定國債發行規模時還必須與信貸規模相結合，避免出現互相擠占資金、抬高籌資成本的現象。全社會資金總量一定時，用于購買國債的資金多了，信貸資金來源就缺乏保障，就會造成社會資金閑置和浪費，影響宏觀經濟調控能力，影響生產發展和建設速度。發行國債的實踐表明，國債不僅是財政經濟的內容。更是信用經濟的組成部分。"

(二)影響國債規模大小的因素

一般認為，影響一國國債規模大小的主要因素有中央財政收入、中央財政支出、財政收支差額、累積債務余額、預算內投資規模、國債還本付息額、居民儲蓄存款余額等。一定時期內，國債發行規模取決于一定時期國家的經濟發展水平，經濟總量越大，經濟發展水平越高，國債承受能力越強，國債發行規模的潛力越大；中央財政收入是國債還本付息的基礎，該項數值大小決定能夠承擔債務能力大小；中央財政支出的不斷增大，是國債發行規模增大的內在動因；國債的主要目的就是彌補財政赤字，因此赤字數額對國債規模有重要影響；籌集長期建設資金是我國發行國債又一目的。積極財政實施以來，國債資金主要用于重大項目和重點項目建設，因此預算內投資規模越大，其對資金的需求越大，當財政收入不足以財政支出時，政府的投資缺口一般要通過發行國債來彌補；國債規模越大，累積債務余額越多，則還本付息支出越多，當其支出額達到無法以當年財政收入來償還時，不得不以發新債來還舊債，如果一國國債的還本付息過多，就必須會使國家減緩國債的發行，以減輕還債壓力。

這三項影響因素中，債務還本付息額具有慣性，它受以前累積債務余額和相應的還款期限利率等因素影響。債務還本付息額有不斷增長的趨勢，不是容易控制的因素。隨著該項數值的不斷增大，根據多元線形回歸模型可以斷定，在其他因素不變的情況下，我國國債發行規模將按照一定的慣性不斷膨脹；相對容易控制的是預算內固定資產投資，可以通過控制預算內固定資產投資數額來控制我國國債發行規模，使我國國債在一定的合理范圍內，防范財政風險發生；影響財政赤字的因素較多，一般較難控制。

國債投資規模擴大的風險表現為國債投資規模有可能超出最佳規模而降低全社會資源配置的效率。一方面投資規模擴大，民間投資規模相應降低，民間投資有可能被排擠；另一方面，國債投資規模擴大，存在著為用完投資規模而隨意拼湊投資項目的可能。這都表現為國債投資規模擴大的風險。

在研究我國國債適度投資規模的文獻中，多從政府財政是否還得起和居民是否買得起即所謂的償債能力和應債能力兩個方面來看的。但由于不管政府是否有償債能力和居民是否有應債能力，都必須比較增加國債投資的邊際效益和邊際成本。因此本文認為，探討國債投資適度規模的理論標準應該是投資的邊際效益和邊際成本的比較。當投資邊際效益小于邊際成本時，國債投資規模過大，存在著降低了全社會資源配置的效率風險；反之，當國債投資的邊際效益大于邊際成本時，國債投資規模偏小，增加國債投資能夠提高全社會資源配置的效率，風險較小。由于邊際效益和邊際成本曲線難以精確化和具體化，因此對近幾年國債投資規模擴大是否超出了最佳規模還不能下肯定性結論；但是因國債規模擴大而加大國債投資風險的趨勢是明顯的。實際上，近兩年因國債投資規模突然擴大，地方政府項目儲備不足，把本來準備與民間合作投資的項目改為國債投資項目，從而造成了對民間投資的排擠。另外，地方政府也存在著為得到中央政府國債投資而隨意拼湊項目，甚至搞“三邊工程”的現象。這實際上是國債投資規模擴大的風險的具體體現。這里需要特別指出的是，近兩年我國在進行國債投資項目時，除了國債投資外，還要求國有銀行“配套”貸款及地方政府“配套”資金，這實際上是變相擴大了國債投資規模。就是說，如果加上國有銀行及地方政府的“配套”資金，則國債年度實際投資規模比我們上面計算的要多得多。因為在我國“國有銀行一國有企業一人民政府”三位一體的經濟中，國有銀行及地方政府的配套資金投資實際上也是國債投資，國有銀行及地方政府的配套資金投資如果變成了不良資產——壞債，最終還得靠國家財政解決。所以，把近兩年國債投資項目中國有銀行和地方政府的配套資金也作為國債投資的判斷應該是成立的。基于此，近兩年國債投資規模擴大的風險就更加明顯了。

三、國債投資項目選擇和管理的風險

(一)國債投資項目選擇的風險

在市場經濟條件下，政府投資和民間投資存在著各自的職能范圍，二者合理分工，才能實現全社會資源配置結構的優化，國債投資的目標也就是要實現全社會資源配置結構的優化。選擇恰當的國債投資項目，就能夠彌補民間投資的缺陷，提高全社會資源配置的效率；反之，如果國債投資項目選擇不當，則會降低全社會資源配置的效率。因此，國債投資項目選擇的風險也就是國債投資項目選擇不當，導致國債投資目標失敗而帶來不利后果的可能性。

國債投資究竟應該選擇什么樣的投資項目、應該依據什么樣的選擇標準，這在國內外都還存在著爭議。發展經濟學家羅斯托(W·W·Rostow)提出了在經濟發展階段政府投資的不同特點。他認為，在經濟發展早期階段，政府投資為經濟發展提供社會基礎設施；在發展的中期，政府投資起到對私人投資的補充；而一旦達到成熟階段，公共支出將從基礎設施轉向不斷增加的對教育保健與福利服務的支出。布坎南(N·B·Buchnum)和波拉克(J·J·Polak)分別在1940年代和1960年代提出了一種稀缺要素標準。他們認為，為了使收入最大化，財

政投資決策應當選擇低資本一產出比率的項目，即選擇單位資本產出最大的那些投資項目。卡恩(A·E·Kam)提出了社會邊際生產率標準。該標準認為在決定財政投資項目時，一定要考慮到邊際單位對國民產出的所有凈貢獻；當財政投資資金可以導致國民產出最大化時，這種資金配置就是高效率的配置。

我國學者對國債投資項目的選擇上也存在著分歧。陳共教授提出了財政投資決策增加就業標準，即財政投資項目的選擇應當是那些每單位投資能夠動員最大數量的勞動力的項目。林毅夫教授認為當前財政投資應發揮“四兩撥千斤”的作用，而以農村道路、電網、自來水建設為主要內容的新農村運動正是我國當前形勢下最能產生這種效果的地方。中國國債協會《中國國債投資方向》課題組認為，國債投資除了非競爭性經濟建設項目投資外，也應該用于營利性競爭性項目的投資，尤其是用于重點競爭性行業的投資。

篇（5）

中圖分類號:F831.5

文獻標志碼:A

文章編號:1673-291X(2009)21-0056-02

私募基金的規范化則是指這種制度要被法律承認,其設立和運作不僅要符合相關的法律規定,而且要符合有關市場規則和規律,給其他參與主體主要帶來正的外部性等。

一、私募基金規范化運作的衡量標準

1.內部的規范化。主要指私募基金設立和運作產權清晰、組織形式設計合理、風險控制有效等,能夠依靠自身一系列制度安排成為市場獨立運作的主體。

本文研究的對象是中國私募基金規范運作所需的內部模式。私募基金規范運作的內部模式的影響因素很多,可以從管理的角度分析管理的規范性,也可以從制度的角度研究各種制度建設的合理性等。本文選取從契約理論的角度出發,研究私募基金內部各項機制對其運作的影響。當然,這并非意味著管理、投資決策等因素對私募基金的運作沒有影響。

2.外部的規范化。規范運作需要的外部條件,即參與主體具備一定資質,市場環境一定程度上滿足完備性要求和制度環境相對完善等。

二、中國私募基金規范運作的內部條件分析

(一)組織形式對私募基金運作的影響因素分析

根據中國相關法律,私募股權基金的設立模式可以采用公司制、契約制和有限合伙制。中國目前主要采取的是公司制形式,而以美國為代表的海外私募投資基金絕大多數采用有限合伙制。

2007年6月1日起實施的新《合伙企業法》為本土有限合伙制私募股權投資基金在中國的實踐提供了法律依據。目前,深圳、上海、溫州等地已陸續成立了十多家本土有限合伙制私募股權投資基金。例如:2007年6月26日,全國第一家有限合伙企業――南海成長創業投資有限合伙企業在深圳成立,這是中國自今年6月實施新的《合伙企業法》后,首家人民幣私募股權投資基金;2007年11月,深圳東方富海有限合伙企業成立,一舉募資9億元人民幣和5 000萬美元,成為當前國內最大的本土有限合伙制創業投資基金。有限合伙制私募股權投資在中國的發展方興未艾。

(二)收益分配機制對私募基金運作的影響

1.收益共享型下基金管理者行為分析。收益共享型分配方式是指管理者不必向投資者支付固定款項,而是由兩者共同出資,共擔風險和收益。在收益分享制下,私募基金投資者和管理者共同出資設立基金,管理者占其中10%～30%的比例,兩者收益共享、風險共擔。管理者和投資者組成利益“捆綁體”,這迫使管理者努力工作精心管理資產,因而能較好的降低道德風險,并形成對管理者較強的激勵機制,促使管理者充分發揮其投資技能,在實現個人效用最大化的同時最大化投資者效用。我們用博弈模型簡單分析如下:

假定投資者和管理者是風險中性的,管理者不可觀察的努力水平為e,基金收益除取決于管理者努力外,還受外生變量ε(市場狀況等)的影響,π(e,ε)表示收益函數。假定π隨著e的增加而增加,則管理者的收益函數為:R(e,ε)=f+t?π(e,ε),效用函數為:u1(e,ε)=R(e,ε)-c(e),對應的投資者的效用函數為:u2(e,ε)=π(e,ε)-u1(e,ε)=(1-t)?π(e,ε)-f。

其中,f表示為維護基金日常運作提取的少量管理費用,t表示收益分成比例,c(e)表示管理者的努力成本。在假定基金業績和管理者努力成線性關系的前提下,管理人越努力基金獲得好業績的可能性就越大,即?墜c/?墜e>0,但管理人努力的同時是要付出成本的,因此,管理人在付出努力時也要權衡收益與努力成本之間的關系,使自身效用達到最大化。

為了使max[R(e,ε)-c(e)]的討論簡便,我們假設在基金管理者的努力水平達到最大化之前,他所獲得的邊際收益大于其付出的邊際努力成本,管理者獲得的收益會隨著其投入的努力而增加;在達到最佳效用水平后,其獲得的收益將小于投入的努力成本。因此,當且僅當二者相等?墜R/?墜e>?墜c/?墜e時,基金收益和管理者的效用同時達到最大化。

因此,在收益分享制模式下,基金管理者的效用與他的努力水平正相關,他努力工作,直至他的邊際效用與他的邊際努力成本相等,在最大化其預期效用的同時也使基金收益達到最大化。基金收益的最大化與投資者效用最大化并不矛盾,因為在投資者確定分享比例時,t不能趨近于1,那樣意味著投資者一無所獲;t也不能趨近于0,那樣意味著管理者不會投入努力成本,也就無收益可分。因此,在0

2.中國目前條件下保底分成型的合理性分析。保底分成型收益分配方式指私募基金管理者承諾每年向投資者支付等于或高于同期銀行存款利息的款項,如果基金運作有盈利,這部分再按一定比例在兩者之間進行分配。但中國有關法律是禁止這種做法的,保底合約不能實現時產生的糾紛往往得不到法律救助,產生大量經濟社會問題。并且,有些保底收益相當高,管理者為實現保底收益率,有很強的操縱市場,高風險操作的傾向。

本文認為,鑒于中國目前的投融資環境和社會信用環境并不十分規范,僅僅依靠市場機制難以實現對投資者的有效保護,因此有必要打破常規,允許私募基金管理者從事委托理財業務時采用保底的做法。這會產生兩個好處:一是在目前情況下,保底的做法能夠加強對資金委托人的保護,消除他們的顧慮,從而促進這項業務的發展;二是保底、保本的做法對有實力的大型委托理財機構更有利,這些機構由于管理的資金規模較大和擁有良好的品牌,理財成本較低,有能力來承諾保底、保本,這也有利于委托理財業的優勝劣汰。

但是,即使是允許保底的做法,也要施加一定的限制,以避免一些資質較差的機構進行虛假承諾,或是委托理財機構進行超出保證能力的高風險投資,導致保底名不副實。為此應規定:嚴格控制對保本性委托理財的授權,由資質合格的第三人(通常是銀行)提供民事擔保,嚴格控制保本性委托理財對衍生商品的投資比例,加強信息公開等。

(三)風險控制機制對私募基金運作的影響

1.事前的風險防范措施。(1)管理者保證金。這一比例按投資者對其的信任程度而異,國外一般在1%～3%(中國高達10%～30%)。基金管理者份額與投資者資產一起運作,能保證管理者與基金投資者利益綁在一起,促使其自覺回避風險。當基金運作出現虧損時,首先用基金管理者的份額彌補,當基金凈值下降到管理者的出資限額時應止損平倉,以維護投資者資本金安全。(2)收益分配順序。私募基金收益首先用來彌補往年虧損,待虧損彌補完全后,剩余收益可在投資者與管理人之間按約定比例分配。(3)基金財產的分割管理。私募基金投資者與管理人的財產相互分離,分賬戶設置,當管理人管理不止一個私募基金時,不同基金的資產也分割設置。這樣可以防止管理人利用不同賬戶的資金轉賬,從而掩蓋基金的真實盈虧。

2.運作中的風險防范。(1)信息披露。私募基金不需要向主管部門和社會公眾進行信息披露,但有義務向其投資者披露信息。在定期或不定期或投資者要求時進行披露,披露的內容包括私募基金的投資組合、預期的風險收益以及其他重大事項等。(2)投資者直接干預。對私募基金一些重要的事項,如更換基金管理人,增減基金股份,重大投資者決策等,基金投資者有權依據個人的判斷給予否決或通過。(3)基金半開放式運作。私募基金的投資者可隨時買入基金單位,但在買入的起初一段時間內不可以贖回,鎖定期可依據不同基金類型確定,可為半年、一年、二年不等。鎖定期過后,在提前通知管理者后,可以隨時贖回。投資者擁有退出權,實際上給了他們用腳投票的權利,對管理人的約束效果更為直接。

3.風險內化的措施。(1)風險準備金制度。私募基金契約中規定按基金投資收益凈額的一定比例提取風險準備金,當發生虧損時,風險準備金可用來彌補虧損。還可按投資組合風險的大小設定不同的風險準備金提取比例,如規定當投資組合風險超過預定的水平時,應啟動風險準備制度,組合風險每增加一定比例,風險準備提取比例相應的提高一定比例,可有效制約基金經理過分追求風險的沖動。(2)損失賠償制度。當私募基金發生投資虧損時,管理人股份首先用來彌補投資者和交易對手虧損,未彌補部分用風險準備金彌補,盡量把風險內化于基金內部,減少對其他經濟主體的影響。

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[6]陶建華.中國私募基金現狀分析[J].合作與經濟,2006,(9).

篇（6）

一、企業投融資戰略的戰略模式

（一）快速擴張戰略

所謂的快速擴張投融資戰略指的是企業在作出投資、融資的戰略決策時，都是以擴張資產的規模為主要目的。快速?U張的投融資戰略是企業要實現多元化、一體化發展下的一種重要手段。企業在進行快速擴張的投融資戰略的時候，往往需要留存很大一部分的利潤，甚至是全部的利潤用于投資戰略上，就有可能會造成企業的內外部資金緊張。而在資金緊張的時候，企業就需要通過有效的融資手段，來獲取外部的資金，彌補投資戰略下的資金缺口。企業的外部籌資主要來源于兩個方面，分別是債券融資與股權融資。在大規模戰略擴張中，大部分的融資資金來源是債券融資，往往這種融資方式會增加企業的負債，形成企業的高負債率，就有可能會影響到企業資本結構的穩定性。

（二）穩健發展戰略

所謂的穩健發展戰略指的是企業作出投融資戰略決策的時候，關注的焦點在于企業效益的穩定增長。在企業經營效益逐年增長的同時，企業的資產規模也在逐漸擴大。在作出投融資戰略規劃的時候，既考慮到企業發展的可能性，又會重視企業面臨的風險。企業實施穩健型的投融資發展規劃，會從企業資產角度出發，優化現有的資源配置，提高企業的核心業務能力，提高資金的使用效率，避免出現閑散的資金浪費，從而來提升企業的效益，當獲得的利潤積累到一定時期后，在進行適當的擴張，實現利潤的再增長。在企業實施穩健型的投融資戰略過程中，會體現出適當負債、適當的分配以及重視收益情況等特征。

（三）防御收縮型戰略

一般來說，防御收縮型投融資戰略屬于防御型的戰略決策，當企業面臨著不良經濟環境的時候，往往會采取這種戰略，來保護企業經營的安全，促進企業能夠平穩的發展。防御收縮型的戰略，是對企業生存的市場作出分析后，要預防可能出現的財務風險或者是財務危機的基礎上，維護企業的生存與發展，就適度的進行投融資決策。在防御收縮型的投融資戰略決策中，企業把促進資金的流入、減少資金的支出當作是主要的目的，借助于精簡機構，減少企業的日常開支減輕庫存量、降低企業的生產成本等方式，提高企業的管理力度，最大化的發揮出人力、物力的作用，提升企業主營業務的盈利能力，提高企業的市場核心競爭力，從而進一步實現企業資金的回流。在防御型的投融資戰略模式中，體現出低負債、低收益以及高分配的特點，與穩健型的投融資戰略決策以及快速擴張型的投融資戰略決策有著明顯的不同。

二、企業投融資的現狀分析

（一）企業的財務管理分析

在20世紀時候，我國的企業管理學家第一次提出要將企業的財務管理理論的內容擴展到財務戰略范圍上，推動企業的財務管理與戰略之間的相互結合。作為財務戰略決策，指的是在保證企業現金流平穩運行的背景下，實現企業的戰略規劃，來提升企業在財務競爭上的優勢，企業需要樹立全面發展的意識，結合財務管理的數據，能夠對企業的資金進行長期的規劃，進而來保證企業能夠正常的運行。其中，投融資戰略的合理運用，有助于維護企業現金流的平穩運行，提高財務管理的效率，進而來提升企業的經濟效益。當前，我國企業的整體融資狀況卻不容樂觀，企業在開展投融資戰略決策的時候，容易受到市場的影響，比如說融資途徑不暢、金融體系不完善，使得企業與銀行之間的金融信息是不對稱的等問題，就會影響企業投融資戰略決策的有效性與科學性，進而就可能會影響到企業財務管理的開展。

（二）投融資戰略分析

企業在開展投融資戰略決策的時候，資金的籌集與投放是其中最為重要的一個環節，也可以說在企業財務戰略決策中，最為重要的一部分就是投融資戰略決策，投融資戰略實施的效果如何，對企業之后的經營有著重大的影響。但是從實際中來看，我國企業在投融資戰略分析方面的力度不夠，存在著不全面的問題。特別是在改革開放以后，一些企業容易受到計劃經濟體制的影響，在企業財務管理模式的選擇上還存在一定的滯后性，不能夠跟上市場經濟的變化趨勢，在分析企業的投融資戰略規劃的時候，就無法從市場的變化出發，存在一定的滯后性，就會影響投融資戰略決策的實施效果。

三、企業投融資戰略的發展規劃分析

（一）完善企業的投融資渠道及結構

當前，我國企業的投融資的戰略規劃以及模式選擇會因為企業之間發展規模、經營實力的區別而存在一定的差異，大多數的企業是有著自身成熟的投融資戰略規劃與風險控制措施，一般來說，企業在開展投融資戰略的時候，比較重視風險控制體系，一般而言其投融資戰略的開展安全系數較高，相對獲取的收益就會較少。但是，市場上還存在著大量的中小型企業，由于自身的發展規模不大，資金力量較為薄弱，在資金管理上缺乏科學的管理理念指導，使得自身在開展投融資戰略的時候，面臨著巨大的風險，投融資的渠道較少，使得企業的劣勢更加突出，影響著企業的長久發展。為此，企業的領導者與管理者就需要意識到這方面存在的不足，能夠提高對市場敏感度的分析，在進行投融資戰略規劃的時候，先充分的調查現有的市場條件，在結合自身的發展情況，慎重的選擇企業的投融資方案，對未來做出可行性的規劃。比如說，當前互聯網金融快速發展，企業要完善企業的投融資戰略結構，就可以選擇一些資質較好、信用等級高的網絡金融服務平臺，在該平臺上有選擇性的拓展企業的經營業務，借助于網絡貸款的優勢，以及在互聯網下大數據資源共享的基礎上，提高對市場的分析力度，不斷完善企業的風險防范體系，促進投融資戰略的順利開展。

（二）與時俱進，順應市場發展的潮流

篇（7）

中圖分類號:F270 文獻標識碼:A 文章編號:1003-5192(2010)06-0032-06

The Threshold Effect Analysis of Board Size on Corporate R&D Investment Behavior

――Base on Panel Data of Manufacturing and High-tech Industry Companies

LIU Sheng-qiang1,2, LIU Xing1

(1.School of Economy and Business Administration, Chongqing University, Chongqing 400044, China; 2.School of Accounting, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

Abstract:Base on panel data of manufacturing and high-tech industry companies who discourse R&D expenditure in financial statements from 2004 to 2008, this paper studies the relationship between board sizes and R&D expending behavior by using the threshold model that Hansen proposed in 1999. When the threshold variable is company size, the results show that only when the company sizes exceeds a critical value, there will be a “increasing first, decreasing later” non-linear relationship between board sizes and corporate R&D expenditure. So we deduce that corporate governance effects of board sizes present the “low level trap” phenomenon. When the threshold variable is board sizes, the study suggests that the best board size should be 7 or 9. The results also show that percentage of independent directors on the Board play no effects to improve corporate R&D investment decisions.

Key words:board sizes: corporate R&D expenditure; threshold effects

1 引言

在知識經濟時代和市場競爭日趨激烈的今天,企業投資行為中的R&D投資已成為影響企業生存和發展的重要戰略性投資決策行為。早期關于R&D投資的研究多從宏觀的角度,研究企業外部的技術或經濟因素如什么樣的市場結構和企業規模更有利于R&D投資,以及R&D投資與經濟周期之間有何關系等等。隨著上市公司R&D披露的逐步規范和研究數據獲取的可能,一些學者開始直接利用微觀資本市場數據,研究企業內部公司治理對企業R&D投資行為的影響。作為直接監督和控制著經營者行為的董事會,是內部公司治理的一個非常重要要素,然而,關于董事會規模對企業R&D投資行為的影響的研究卻十分鮮見,本文擬利用2004~2008年連續披露R&D支出信息的制造業和信息技術業上市公司為研究樣本,采用Hansen[1]提出的門檻效應模型,分別以公司規模和董事會規模作為門檻變量,實證檢驗董事會規模對企業R&D投資行為的影響,期望能對上市公司治理優化、R&D投資行為決策提供一些經驗證據。

2 文獻回顧和研究假設

學術界關于董事會的研究已有很長的歷史,董事會規模也常常被視為影響董事會效率的關鍵因素之一。Zahra和Pearce[2]的研究顯示,在現代企業組織中,董事會主要扮演戰略制定或審核、監督控制及后勤保障的角色,并且扮演這種角色的能力大小將視其組成而定。當某項重大戰略決策(如企業R&D投資)因團體利益沖突而變得效率低下或無法實施時,董事會便常通過擴大或縮減董事會規模、增加外部董事的席次等方式來提升董事會功能。

關于董事會規模對企業R&D投資行為的影響,現有研究有兩種截然不同的觀點。一種觀點從資源富裕理論的角度認為,董事會規模與企業R&D投資正相關。其理由是:首先,董事會規模的擴大,會使實現企業R&D投資所必須的專業技能、管理藝術以及財務知識等在董事會內部實現更好的互補,有利于R&D投資決策過程中吸收各種不同的意見,減少投資風險;Bacon[3]認為,在大規模的董事會中,有多樣背景的專業人士而產生的經營決策,決策質量更佳;Xie等[4]也認為,董事會規模的擴充,可汲取不同領域的專業知識,能發揮正面的監督效果。其次,董事會規模可作為衡量一個組織通過外部環境獲取相關資源能力的計量指標,董事會規模越大,企業能從外部環境獲得的資源就越多,其抗風險能力就越強,從而更有利于擴大企業R&D的投資活動。最后,董事會規模較大時,董事會內部有更多的機會和可能選擇富有開拓進取的杰出人士擔任企業的CEO,也會導致企業的R&D投資增加;Ocasio[5]指出,在CEO之下的治理聯合的平穩性和內聚性能得到很好的競爭時,規模相對較大的董事會更可能產生風險偏好型的CEO。另一種觀點從理論和組織行為學的角度得出剛好相反的結論認為,董事會規模與企業R&D投資負相關。其理由有:首先,董事會規模的擴大勢必導致一項既定的R&D投資決策最后因董事會成員協調難度的增加而付諸東流;Jensen[6]指出,隨著董事會成員的增加,組織內部容易產生派系且需要整合及解決眾人的意見使效率變差,不見集思廣益的功效,而尊敬和禮貌不及讓CEO難堪的風氣會占上風,坦率和追求真理的好作風會遭拋棄。其次,董事會規模的擴大會導致決策程序繁瑣,決策效率低下;Lipton和Lorsch[7]指出,董事數量的增加很可能導致董事會的功能紊亂,即使董事會的監控能力會隨著董事會規模的擴大而增加,但是由此帶來的成本將超過其收益,比如,緩慢的決策制定速度、舉行更少的關于經理層績效的公正性的討論以及對分享風險的偏離。最后,董事會規模的擴大還會產生“搭便車”現象,而一旦這種現象在董事會內部蔓延,就會導致董事會功能喪盡。

由此可見,現有文獻關于董事會規模對企業R&D投資行為的影響并沒有形成一致的結論。多數學者如:Jensen[8]、于東智[9]、余怒濤等[10]認為董事會對企業財務行為及績效的影響是一種曲線關系,即存在一個合理的規模,不能太大,也不能太小。另外,董事會規模的治理效應還受公司規模大小的影響嚴重,當公司規模較小時,隨著董事會規模的擴大,其治理效應更多的表現為資源富裕下的知識和專業技能的增加而對企業R&D投資決策的正向促進作用,隨著公司規模進一步擴大并超過某一零界值時,此時再增加董事會規模,其正向治理作用又可能表現為因組織行為中的協調難度增加對企業R&D投資的負向阻礙作用。

基于以上的分析,本文提出如下假設:

假設1 在其他因素不變的情況下,隨著公司規模的擴大,董事會規模與企業R&D投資之間表現為先增后減的非線性關系。

假設2 在其他因素不變的情況下,隨著董事會規模的擴大,董事會規模與企業R&D投資之間表現為先增后減的非線性關系。

3 模型設計與數據來源

3.1 模型設計

根據Hansen[1,11]提出的門檻效應模型,先建立兩個存在單一門檻值的門檻模型,然后分別逐漸擴展到多重門檻值模型,兩個單一門檻值模型分別是:

模型一是以公司規模(用資產總額表示)為門檻變量的回歸模型為

3.2 樣本選擇

考慮到我國A股市場上近60%的上市公司是制造業,上市公司中披露R&D支出的公司80%以上是制造業和信息技術業[12,13],我們選取2004~2008年度連續披露了R&D支出的制造業和信息技術業A股上市公司為研究樣本,研究樣本的確定原則為:(1)2004~2008年年報中連續披露了R&D支出的制造業和信息技術業上市公司;(2)考慮到公司的決策制定和規劃一般要先于決策的實施,同時為了避免變量之間可能存在的內生性問題,本文將解釋變量滯后一期,因此剔除上市時間不足一年的公司;(3)剔除被ST、PT的公司和所有者權益為負值的公司;(4)剔除數據不全的公司。

由于我國上市公司于2007年開始實施新的會計準則,而實施新準則后對于按照“收付實現制”記賬現金流量表并未發生根本性改變,為了保持數據的可比性,我們選擇了現金流量表中“支付的其他與經營活動有關的現金”附注中披露的研發費用。研究中所需要的其他數據均來自于北京大學中國經濟研究中心CCER相關數據庫。最終有效樣本123家連續5年共615個研究樣本。

4 實證分析

為了確定模型的具體形式,首先需要確定門檻值的個數。我們按照Hansen所提供的方法,分別對模型一和模型二依次在不存在門檻、一重門檻、雙重門檻和三重門檻的設定下對模型進行估計和檢驗,結果發現:以資產總額為門檻變量的模型一和以董事會規模為門檻變量的模型二,在單一門檻和三重門檻效應下都不顯著;而雙重門檻下,模型一在1%顯著性水平下顯著(F值為47.000,P值為0.003),對應的兩門檻估計值分別為2.4e+09元和2.5e+09元;模型二在5%顯著性水平下顯著(F值為5.103,P值為0.047),對應的兩門檻估計值分別為6.50人和10.50人。表2給出了雙重門檻下的模型一和模型二的回歸結果。

首先看表2中的模型一,回歸結果的F值為6.57,對應的P值為0.000,表明模型設定從整體上能夠反映回歸效果。Wald檢驗為2.65,對應的P值為0.000,說明固定效應明顯。模型一中的雙重門檻將董事會規模分為三個不同的區間,并且董事會規模的估計系數和顯著性水平在不同區間內顯著不同。當資產規模小于2.4e+09元時(簡稱低規模),盡管系數估計值為正(0.066),但不顯著,表明企業資產總額較小時,董事會人數的增加并不一定會導致企業R&D投資額的增加,當資產規模處于2.4e+09元和2.5e+09元之間時(簡稱中等規模),系數估計值為正(0.641),并且在1%顯著性水平下顯著,表明當資產規模增加到一定程度后,增加董事會人數將對企業R&D投資有正向促進作用,當資產規模大于2.5e+09元時(簡稱高規模),系數估計值為負(-0.537),并且在1%顯著性水平下顯著,表明當企業資產處于高規模狀態時,進一步增加董事會人數將對企業R&D投資有負向抑制作用。如前所述,增加董事會人數,可以吸收更多具有不同知識領域人士的加入,他們的加入,可為企業的重大投資決策提供更為科學合理的思考和建議,提高決策的科學性,降低決策失敗的概率。但隨著董事會人數進一步的增加,由于董事會內部之間的派系斗爭和協調難度加大,可能導致最終的決策方案不是最優選擇而是多方博弈之后的一種均衡和折中。另外,董事會人數的增加還會導致公司決策程序繁瑣,決策機制緩慢,從而導致R&D投資時機的喪失,甚至導致決策失效等。因此,從整體上看,董事會規模與企業R&D投資之間是一種先正后負的非線性關系,假設1正確。但同時應該看到,這其中的正向關系,在資產規模較小時并不顯著,也就是說,只有在資產總額超過某一閥值之后,董事會規模與R&D投資之間才會表現出明顯的正向關系。由此看來,董事會規模的公司治理效應可能存在類似于宏觀經濟學中的“低水平陷阱”現象,只有在公司資產和富裕資源達到或超過某一限額之后,董事會規模的治理效應才會顯現,當公司規模過小時,企業可利用的資源十分有限,此時增加董事人數,雖能提高R&D投資決策的科學性,但由于受可利用的資源限制而致使這些科學合理的投資決策無法付諸實踐,可謂是“巧婦難為無米之炊”。

再看表2中的模型二,同理從對應的F值和Wald值可知,模型二能能從整體上反映回歸效應,并且固定效應明顯。當董事會人數少于6.5人時,系數估計值(0.057)為正,且在5%的顯著性水平下顯著,表明此階段董事會規模的擴大將對企業R&D投資有正向促進作用;當董事會人數處于6.5人到10.5人之間時,系數估計值(-0.056)為負但不顯著,表明此階段董事會規模的變化,對企業R&D投資的影響差異不大;當董事會人數大于10.5人時,系數估計值(-0.101)為負值,并且在10%的顯著性水平下顯著,表明此時若進一步增加董事會人數,董事會規模會對企業R&D投資產生負向阻礙作用。由此可見,從整體上看假設2成立。我國制造業和信息技術業上市公司最有利于企業R&D投資的董事會人數是介于6.5人至10.5人之間,考慮到董事會人數若為偶數,在股東大會上進行投票時可能會出現半數對半數的投票結果,從而可能出現僵持局面和董事長“把持”董事會的可能,董事會人數為偶數不利于投票決策。因此,我們認為最佳的董事會規模應為7人或者9人。

模型一和模型二中,獨立董事在董事會中所占比例對企業R&D投資的影響都未通過顯著性檢驗,表明我國獨立董事并未發揮其應有的治理效應,獨立董事的“花瓶”現象仍普遍存在。

為了檢驗上述結論的可靠性,筆者進行了三個方面的穩健性檢驗:一是改變主要變量的定義和計算,對于解釋變量R&D投資,采用研發支出與企業凈資產之比,而董事會規模改為本公司年末所有高層管理人員的數量,包括所有董事、監事和高級管理人員;二是增加控制變量,增加控股股東性質、兩權設置狀態等控制變量;三是剔除R&D支出的極端值(1%)。重新回歸結果顯示,研究結論沒有發生顯著變化,研究結果具有較好的穩健性。

5 結論與政策建議

本文研究發現:無論是以公司規模還是以董事會規模為門檻變量,董事會規模與企業R&D投資之間都表現出“先增后減”的非線性關系。但這種非線性關系,只有當公司規模超過某一臨界值之后才顯著,公司規模較小時,董事會規模的治理效應并不顯著,這一現象有點類似于宏觀經濟學中的“低水平陷阱”現象;同時,這種非線性關系是一種存在雙門檻值(6.5和10.5)的“先增后減”非線性關系,當董事會人數介于6.5人和10.5人之間時,其治理效應無顯著差異,考慮到董事會規模為偶數時可能出現投票結果半數對半數的僵持狀態,因此,最佳的董事會規模應為7人或者9人。研究還發現我國上市公司公司獨立董事治理效應弱化,獨立董事“花瓶”顯現仍普遍存在。

因此,我們建議:(1)保持合理的公司規模。公司規模過小,董事會的很多創新決策項目就無法付諸實踐,但過大的公司規模又可能會降低董事會規模的治理效應,應根據企業所處的行業特點、經營環境等,將公司規模控制在一個合理的范圍之內。(2)確定合理的董事會規模。董事會規模不是越大越好,也不是越小越好,而應選擇一個合理規模,就制造業和信息技術業上市公司而言,最佳的董事會規模是7人或者9人。(3)完善董事會結構,本文研究發現董事會結構對企業R&D投資行為的治理效應不顯著,獨立董事“花瓶”普遍存在,可以通過調整獨立董事的來源和構成等來完善董事會結構來提高其對企業R&D投資的治理效應。如獨立董事來源于政府部門還是企業界還是高校好,還需要進一步深入研究。

參 考 文 獻:

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[4]Xie B, Davidson III W N, DaDatt P J. Earnings management and corporate governance: the role of the board and the audit committee[J]. Journal of Corporate Finance, 2003, 9: 295-316.

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[10]余怒濤,沈中華,等.董事會規模與公司價值關系的進一步檢驗――基于公司規模門檻效應的分析[J].中國會計評論,2008,(9):237-254.

篇（8）

一、引言

在市場經濟條件下，政府不能直接介入市場微觀主體的經濟活動，政府投資僅限于提供公共物品和公共服務。因此，在相關的經濟理論文獻中，政府投資亦稱公共投資，廣義上被界定為由政府投資形成資本的活動，而狹義的公共投資是指政府的基礎設施類投資，本文所研究的公共投資即為后者。

長期以來，學術界關于公共投資對經濟增長所產生的效應一直有很大的爭議。一些學者，如Ram（1986）[1]、Aschauer（1989）[2]、Etsuro （2001）[3]、錢譜豐和李釗（2007）[4]、汪碧瀛和周源（2009）[5]等認為政府公共投資的擴大對于促進經濟增長，或者拉動非政府部門增長從而間接推動經濟增長具有十分積極的意義。另一些學者，如Barro（1989）[6]、Vedder and Gallaway（1998）[7]、Chen and Lee（2005）[8]等認為政府公共投資和經濟增長之間存在非線性關系，具有Armey曲線效益，即當政府投資規模較小時，它能提供私有財產的保護和公共物品，促進經濟增長；但當政府投資規模過分擴張時，就會擠出非政府投資、加重社會的稅負等，從而損害經濟增長。還有一些學者，如Levine（1992）[9]、Garcia-Mila（1996）[10]等研究指出政府公共投資與產出增長之間的效應存在不確定性。

現有的成果中對中國政府公共投資最佳規模的研究較少，特別是還鮮見對中國不同區域的政府公共投資最佳規模的研究。由于中國幅員遼闊、地理環境復雜，形成了由東部沿海地區到西部內陸地區經濟社會發展不平衡、不協調的狀況。因此，本文將分東、中、西部三個區域，采用Hansen（1996，2000）[11][12]提出的門檻回歸方法構造實證檢驗模型，分別來檢驗各地區政府的公共投資的門檻效應及Armey曲線關系，以估計不同區域政府最優公共投資規模，為提高政府公共投資的效率，促進各地區經濟增長提供有益的參考。

二、理論分析框架

Ram（1986）[13]建立的產出模型將產出（Y）分為政府部門產出（G）和非政府部門產出（C）。生產函數可以表示為：

檢驗統計量F2大于臨界值，意味著存在兩個門檻，則應該用與上面相同的步驟來檢驗是否存在第三個門檻。通過重復這樣的步驟，直到無法拒絕原假設，進而可以確定門檻回歸的個數。

三、變量選取與數據說明

截至目前，尚未有權威機構關于中國政府公共投資的統計數據，尤其是流動資產數據難以獲得，因此，本文選擇在現有的統計數據中能最大程度替代政府投資真實情況的數據。參照已有的諸多研究文獻，由于固定資產投資是占政府公共投資的最主要部分，且該數據易于獲得，故而大多以政府固定資產投資統計數據來替代政府投資數據。本文根據《國民經濟行業分類》國家標準，對2002年以前的數據，選取電力、煤氣及水的生產和供應業，地質勘查業，水利管理業，交通運輸倉儲和郵電通信業，衛生體育和社會福利業，教育、文化藝術和廣播電影電視業，科學研究和綜合技術服務業的固定資產投資總額作為政府投資；2002年以后的數據，選取電力、燃氣及水的生產和供應業，交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，科學研究、技術服務和地質勘查業，水利、環境和公共設施管理業，教育，衛生、社會保障和社會福利業，文化、體育和娛樂業的固定資產投資總額作為政府投資。

本文數據來源于1997—2011年各年度《中國統計年鑒》，共30個省（自治區、直轄市）的數據（不包括、港、澳、臺）。因廣東缺少1997—2000年的固定資產投資價格指數，采用張軍（2004）[15]的做法，用地理和經濟水平較為接近的福建省的固定資產投資價格指數來代替。海南缺少1997—1999年固定資產投資價格指數，經過比較發現該省其他年度固定資產投資價格指數與商品零售價格指數較為接近，故缺失年份數據用后者代替。為了保證數據的一致性和可比性，將GDP和全社會固定資產投資總額等以名義價格表示的數據，折算為以1997年為基期的不變價格數據。

本文將30個省（市、區）分為東、中、西三個區域。其中，東部地區包括：遼寧、北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部地區包括：黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括：內蒙古、重慶、四川、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。

本文選取的變量：i省在t年的實際GDP增長率Yit；i省在t年的非政府部門固定資本投資總額與實際GDP的比率IitYit；i省在t年的勞動人口增長率Lit；i省在t年的實際政府投資增長率Git；i省在t年的實際政府投資占實際GDP的比率GitYit。

四、實證分析

（一）單位根檢驗

Hansen（1999）指出門檻回歸對數據有平穩性要求。本文采用ADF法分區域進行平穩性檢驗。

五、區域政府公共投資規模適宜性分析與政策建議

（一）區域政府公共投資規模適宜性分析

根據門檻效應理論，當政府公共投資規模較小時，擴大政府公共投資規模產生的累加效應會對經濟增長產生積極的影響，而且增加公共投資可以為非政府部門提供公平的投資環境，從而間接帶動非政府部門增長，進而促進經濟增長。當政府公共投資超過一定的規模后，會對非政府部門的投資產生“擠出效應”，且會加重經濟體的稅負。同時由于政府掌握的資源占社會總資源的比重較高，導致資源配置發生扭曲的可能性也較大，從而對經濟增長產生負面的影響。以這一理論為基礎，本文通過門檻效應檢驗，分別找到了適合中國東、中、西部地區的最佳公共投資規模即門檻值，下面根據這一數值進一步分析各地區政府公共投資規模的適宜性。

東部地區整體而言政府公共投資過剩，在本文實證檢驗的154個樣本中只有30個樣本小于其門檻值（13974%）。就平均數據而言① ①由于篇幅的限制，本文省略了平均數據和分省數據的測算結果，有興趣的讀者可向作者索取。，在1997—2011年這15年間，只有2004年的平均公共投資規模略低于其門檻值，其余年份均遠高于門檻值。從分省數據來看，2004年以前基本上所有省份的公共投資規模均大幅超過其門檻值，而各省份公共投資規模在2004年達到最小值后又逐漸增加。金融危機之后的2009年和2010年，由于中國經濟刺激計劃的實施，政府基礎設施投資猛增，除江蘇和山東兩省略低于門檻值外，其余各省份公共投資規模迅速增長，遠超門檻值，而同期的GDP增長率卻低于增加公共投資之前的年份，同時也低于全國水平。值得注意的是，2004年后公共投資規模未超過門檻值的江蘇和山東兩省的GDP增長率卻在大多年份要高于東部其他省份，反映出公共投資規模超過門檻值后對經濟增長的反作用。

中部地區整體來看存在公共投資不足，在本文實證檢驗的112個樣本中只有22個樣本大于其門檻值（21557%）。就平均數據來看，在1997—2011年這15年間，只有2004年的平均公共投資規模略高于其門檻值，其余年份均遠低于門檻值。從分省數據來看，除山西和湖北在個別年份公共投資規模略高于其門檻值外，其他省份公共投資規模均低于門檻值。即便是在2009年和2010年也只有山西、吉林兩省公共投資規模略高于門檻值，其他省份公共投資規模增長較慢，大幅低于其門檻值，而同期山西、吉林兩省GDP增長率卻高于區域內其他省份，凸顯了公共投資的門檻值效應。

西部地區整體來看同樣存在公共投資不足的問題。在本文實證檢驗的154個樣本中只有27個樣本大于其門檻值（32666%）。就平均數據來看，在1997—2011年這15年間，同樣只有2004年的平均公共投資規模高于其門檻值，其余年份均遠低于門檻值。從分省數據來看，除內蒙古、青海和寧夏在個別年份公共投資規模大于其門檻值外，其他省（市、區）基本上都遠小于門檻值。2009年和2010年西部地區整體公共投資規模增長較快，但存在“兩極分化”現象，內蒙古、陜西、青海和寧夏公共投資規模遠高于其門檻值，其他省（市、區）公共投資規模依然大幅低于其門檻值。需要指出的是，2009年、2010年公共投資規模最大的寧夏，其GDP增長率在區域內并不高，這同樣說明了公共投資規模超過門檻值過多致使其對經濟增長產生了一定的負效應。

（二）優化區域政府公共投資的政策建議

東部地區需要進一步優化投資結構，合理利用資金，避免基礎設施的重復建設。在控制“量”，即控制公共投資總量保證其對經濟增長為正效應的前提條件下，更加要注重“質”，即合理、有效地利用資金。

中部地區應適度擴大其公共投資規模，但要把握“度”，即注意控制公共投資規模不超過門檻值，以期更好地促進區域經濟增長，進而拉動中國經濟總體水平上升。與此同時，也應該注重資金的合理配置，提高投資的效益。

西部地區整體上而言需要大幅擴大其公共投資規模，然而，近幾年來，特別是2008年以后該區域內各省份公共投資規模存在“兩極分化”現象，部分省份公共投資規模遠高于其門檻值，而部分省份卻出現相反的情形。因此，該區域內各省份應根據各自的情況，做出適當的調整，有效利用公共投資規模的經濟增長正效應空間。同時，由于西部地區基礎設施投資歷史欠賬較多，較全國總體水平低，所以也需要考慮投資的結構問題，優先投資經濟效益高的項目和領域，從而使資金得到更加有效的利用。

從全國整體來看，區域經濟發展不平衡是中國比較突出的問題之一，而公共投資又是經濟增長的重要因素，對于當前區域公共投資水平不合理的現狀，在國家層面上需要進一步加大財政轉移支付力度，增加中西部地區的有效資金投入，以利于發揮投資對經濟增長的正效應。同時也可以考慮平衡各地區基礎設施建設水平，以期更好地挖掘和釋放中西部地區的經濟發展潛力，提升中國經濟發展水平。

參考文獻：

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篇（9）

中圖分類號：F2243 文獻標志碼：A 文章編號：1671-1254（2014）02-0069-07

The Minimum Investment and the Entrepreneur Welfare

―Based on the External Financing Analysis Framework of Asymmetric Information

XIA Zi-xiang， TIAN Cun-zhi， GUO Qiu-ping

（Economic Research Center， Kunming University of Science and Technology， Kunming 650093， Yunnan， China）

Abstract：The minimum investment refers to the government restrictions on the investment exemption market or private placement varieties. Based on the external financing analysis framework of asymmetric information， the paper analyzes the effects the minimum investment has on the equilibrium interest rate， investment and entrepreneur welfare. The conclusions show that equilibrium interest rate of capital market is scaled down when the minimum investment decreases， that the entrepreneurs whose financial strength are very weak without any shadow ring were not affected by the minimum investment， that entrepreneurs whose financial strength are in the borderline of system were affected by the minimum investment， and that entrepreneurs with strong financial strength benefited from the minimum investment and their net revenue is increased.

Keywords：the minimum investment； asymmetric information； equilibrium interest rate； entrepreneur welfare

一、最低投資規模與企業家福利研究概述

對于最低投資規模，一種較為常見的定義是：最低投資規模是指對投資免責市場或私募發行品種的限制。由于證券管理機構對這類市場的監管力度有限，為阻止中小投資者進入高風險市場，一個比較有效的方法就是對特定投資品種設定最低投資規模。企業有兩項最基本的財務活動：投資與融資，因此企業的利益與其投資活動是密不可分的。為了保護中小投資者，大部分風險較高的投資項目都會有最低投資規模要求。我國企業的投資規模受三大因素的影響：投資機會、內部現金流與負債程度。因此，如何確定企業的投資規模也成了經典投資理論的研究熱點之一。部分學者的研究結論表明：經典投資理論適用于確定我國企業的投資規模[1]。

目前，國內外學者在投資規模方面的研究主要集中在以下三方面：

（一）關于企業的投資規模與投資機會之間的研究

Modigliani和Miller[2]于1958年在他們的論文中提出了著名的MM理論，該理論開創性地提出了企業的投資規模與投資機會之間的關系。他們的研究認為企業的投資決策與項目的凈現值息息相關，決定企業投資規模的是企業的投資機會，其他因素不會對投資規模產生影響。但該研究也忽略了一個重要的問題，那就是信息不對稱以及成本對企業的投資同樣會產生很大的影響。Stulz（1990）[3]的研究正好彌補了這一不足，他從信息不對稱角度分析了負債融資對企業投資規模的影響，指出企業的籌資政策可以減少“投資不足和過度投資”這兩種成本。

（二）關于負債融資對投資規模的影響研究

大量研究結論顯示投資規模與負債之間是一種負相關關系，而且，這種負相關關系在低成長性企業中體現得比高成長性企業更顯著。負債融資可能造成投資不足或投資過度，其原因在于負債融資減少了企業自由現金流，使管理者能夠控制的自由現金流減少，而投資不足又將抵消因股東和管理者之間的成本而產生的過度投資行為。防止過度投資行為的方式之一是負債，這樣可以降低股東和經理之間的成本，以提高投資效率 [4-7]。短期負債會帶來成本，而且，短期負債的成本甚至可能高于長期負債，但是短期負債相對于長期負債來說，對企業投資規模的變化更不敏感。因此，企業可以利用短期負債來對投資不足問題進行控制 [8-9] 。

（三）關于投資規模、財務冗余與融資結構的研究

大量關于企業投資規模方面的研究為企業確定最優投資規模提供了依據，然而，上述文獻中的投資規模是由企業自主決定的，而非由監管部門外生決定。那么，外生的最低投資規模究竟會對投資者產生什么影響？如何設置最低投資規模才能做到既能讓資金實力弱的中小投資者規避風險，又能提高企業家福利？最低投資規模受哪些因素的影響等，這些問題的研究結論可為政策制定者提供理論依據。本文正是在對以上問題作研究的基礎上，得出一些有意義的結論。

本文運用 Tirole（2006）建立的非對稱信息下的可變投資分析框架，在一般均衡視角下對最低投資規模與企業家福利、最低投資規模與資本市場均衡利率之間的關系作了深入探討，考察了最低投資規模對不同類別的企業家的投資活動和福利產生的不同影響。本文的貢獻和工作在于：第一，文中的凈投資函數及其特征并非像凱恩斯宏觀經濟學那樣直接假設出來，而是通過非對稱信息下的最優契約嚴格推導出來；儲蓄函數也是基于外部投資者的跨期效用最大推導出來的；第二，融入了道德風險、成本、異質企業家等被新古典宏觀經濟學忽略的因素，討論了最低投資規模對均衡利率的影響；第三，在Tirole（2006）的可變投資模型中引入了新的變量――最低投資規模，就非對稱信息下最低投資規模對不同企業家的融資及福利產生的影響進行了嚴格的理論探討。

二、模型假設

本文采用可變投資分析框架，其基本假設有：

1參與者：企業家和投資者，其中企業家組成一個測度為1的連續統。

2時期：兩期。記為t=0，1，其中第0期投資，第1期獲得收益。

3每一個企業家選擇投資規模I∈[I，+∞），并且都需要向外部融資。其中I表示最低的投資規模。

4企業家擁有相同的固定投資技術，唯一不同的是企業家的初始資產這里僅考慮企業家之間的一維異質性。A。設A服從區間[A，]上的連續分布，累積分布函數和密度函數分別為G（A）和g（A）。

5項目投資具有風險：如果實施，可能會成功，也可能會失敗；成功時產生與投資規模成比例的利潤RI，失敗時不產生任何收入。

6項目成功的概率受到企業家工作努力程度的影響，但企業家的工作努力程度是不可觀察的這里的假設表明項目受到企業家道德風險的約束。實際上，我們還可以把此假設理解為企業家可以選擇項目成功概率比較高的項目，也可以選擇成功概率低但是他比較喜歡的項目（易于實施、將來能為企業家派生更多副產品、對朋友有利、產生在職消費、等有魅力等）。總之，道德風險是指借款者采取的降低投資者價值的行動。本模型的道德風險強調的是利潤降低。從數學上看，是從一階隨機占優的角度而言。。當企業家盡職時，項目成功的概率為pH，企業家沒有私人收益；當企業家卸責卸責表明企業家在本職工作上投入太少精力而把主要精力用于其它與項目無關或關系很少的活動。時，項目成功的概率為pL，企業家獲得私人收益B>0。記Δp=pH-pL>0。

7在第0期無法獲得融資的企業家將其自有資金A用于儲蓄。

8市場利率為r>0，儲蓄函數S（r）是單調遞增的這里的儲蓄函數是由外部投資者的偏好最大化推導出來的。限于篇幅，我們沒有給出其具體的推導過程。。

9企業家盡職時，項目凈現值為正；卸責時項目凈現值為負，且單位投資的可保證收入不足以補償貸款的本利，即該假設可以保證規模報酬不變模型中的最優投資規模是有限的。

ρ1>1+r>max{pLR+B，ρ0}

10其中ρ1=pHR表示單位投資的預期收益率；ρ0=pH（R-BΔp）表示單位投資的預期可保證收入。

11企業家和投資者是風險中性的，且受到有限責任保護。

12設pHR

13企業家具有議價權，其提出一個投資者“要么接受，要么拒絕”的融資契約。

博弈時序如圖1所示：

三、最優化模型

篇（10）

1．1．1吉林省天然林保護工程投資規模變化全部林業投資額年度變化大，部分分項變化較弱。圖1中繪制了全部林業投資完成額、中央財政專項資金、森林撫育、森林管護、社會保險、政社性支出的投資額的變化情況。第一，全部林業投資完成額和中央財政專項資金投資額在2008有了大幅度提升，而2009年和2010年大幅回落，2011年之后又明顯持續增長。第二，森林管護投資額每年都以小額度增幅增長，在2011年有了明顯的跳躍后又穩定增長。第三，由于社會保險投資額和政社性支出投資額在2009年以前也有投資，但沒有進行單獨統計，本研究中只考慮2009年之后的變化情況，2011年社會保險投資明顯上升而政社性支出投資略微下降，2012年后又穩定增長。第四，森林撫育于2011年開始投資并以后以小額度穩定增長。整體來說，吉林省對天然林二期的投資力度不斷加大。

1．1．2吉林省天然林保護工程投資規模特點分析一方面，國家政策對投資規模的變化起決定性影響。從2011年起，在政策上又有了許多改變，中央財政大幅度提高了森林管護費、社會保險補助費、政策性社會性支出補助費等補助標準，有力地保障了二期工程的順利實施。為解決林區生態保護與社會發展中出現的新情況、新問題，中央財政切實完善補助政策。2012年，中央財政增加天保工程二期一次性補助資金50．57億元，支持解決林區安置職工社會保險繳費困難問題；從2014年起，經國務院批準，在東北重點國有林區全面停止天然林商業性采伐，中央財政新增資金用于保障林區社會運轉和干部職工基本生活［10］。另一方面，天然林保護工程中各要素補助標準的改變對投資規模也起著重要的作用。針對全部林業投資完成額、中央財政專項資金投資額和森林管護投資額，國家進一步加大了投入的力度，中央財政全額承擔既定補助項目的資金投入，不再要求地方財政配套20％［11］。工程一期的森林管護補助標準為26．3元•hm－2•a－1（中央財政21元•hm－2•a－1），工程二期，中央財政按照5元／畝•a－1的標準安排森林管護補助費，與國有國家公益林生態補償標準一致。關于政社性支出的增長，由工程一期的教育補助1．2萬元•人－1•a－1，東北內蒙古等重點林區的衛生補助2500元•人－1•a－1；變為工程二期的教育補助提高到3萬元•人－1•a－1，東北內蒙古等重點林區的衛生補助提高到1萬元•人－1•a－1。政企合一的政府機關事業單位3萬元•人－1•a－1［12］。天保二期工程中增加了對國有中幼林撫育，東北內蒙古重點國有林區后備資源培育的補助。中幼林撫育綜合成本每1／15hm2補助120元；后備資源培育綜合成本每1／15hm2為330．7～542元，中央基本建設投資人工造林和森林改培每1／15hm2分別補助300元和200元［2］。

1．2吉林省林業經濟發展變化和特點分析

工程建設十多年來，在中央財政投資支持下，工程不僅有效地保護和恢復了森林資源，還增加了林業產值。工程區短期內擺脫了生態破壞與貧困加劇相互交織的陷阱，為區域社會經濟發展奠定長期資源環境基礎［14］。

1．2．1吉林省林業經濟發展變化如圖2，2007—2013年期間，林業產業總產值及林業三次產業產值呈上升趨勢。根據《吉林省林業統計年鑒》，到2013年，林業產業總產值達到13509856萬元，其中林業第一產業產值為3623241萬元，林業第二產業產值為8270048萬元，林業第三產業產值為1616567萬元。首先，總產值與第二產值都呈現出快速增長趨勢，總產值增長的增幅相對較大。其次，第一產業與第三產業呈現平穩增長趨勢。第二產業產值明顯高于第一、第三產業產值，第一產業產值第二，第三產業產值相對最低。從增長率變化曲線可以看出，第一產業增長率在最上變為第三產業增長率在最上。

1．2．2吉林省林業經濟發展特點分析在2007—2013年間，吉林省林業總產值及三次產業產值在2008年與2011年都有階段性較快增長，增長率分別為59％、59％、59％、56％和43％、50％、39％、48％。在此期間吉林省林業產業結構不斷優化，林業三次產業的比重也由2007年的32：54：14調整為2013年的27：61：12。第一產業比重下降，第二產業比重不斷上升，符合庫茲涅茨的經濟增長理論，第三產業比重稍微下降不太符合庫茲涅茨的經濟增長理論［15］。從《吉林省2010—2020年林業產業發展規劃》中我們可以得知，吉林省正依靠自身優勢建設林業經濟強省，大力推進林業技術改革，產業結構優化，加快傳統林業向現代林業轉變的進程，加快林業經濟發展速度，提高經濟效益。不斷提升林業經濟發展對區域經濟增長的帶動功能，對生態建設的保護功能，對職工、農民增收致富的推進功能。爭取用十年左右的時間，把林業產業經濟建成吉林省國民經濟的重要支柱產業［16］。吉林省政府對林業經濟發展的重視及政策，使林業經濟得到快速發展，林業產值得到穩步提升。

2吉林省天保工程投資規模與林業經濟發展水平的相關分析

2．1研究方法本文討論的是吉林省天保工程投資規模與林業經濟發展水平的相關性，但天保工程投資規模和林業經濟發展水平是有多個變量組成的，這樣，本研究討論的只是投資規模和林業經濟發展水平這兩組變量之間的關系。因此，采用典型相關分析方法研究投資規模和林業經濟發展水平的相關性比較合適［17］。

2．2數據來源與變量選擇以2007—2013年吉林省天然林資源保護工程投資規模和林業產值為分析樣本，研究數據來源于《吉林省林業統計年鑒》。天然林投資規模中選用全部林業投資完成額（x1）、中央財政專項資金（x2）、森林管護（x3）、社會保險（x4）、政社性支出（x5）；林業經濟發展水平選用林業總產值（y1）、第一產業產值（y2）、第二產業產值（y3）、第三產業產值（y4）。

2．3實證研究

2．3．1顯著性檢驗運用SPSS軟件中的相關命令，可以得到表1天然林投資規模變量組的相關系數、表2林業經濟發展水平變量組的相關系數、表3天然林投資規模與林業經濟發展水平的相關系數矩陣、表4典型變量相關系數、表5典型變量相關的顯著性檢驗的結果。由表1可以看出天然林投資規模變量之間的相關系數總體也具有一定的相關性（除個別變量之間相關性不強）。從表2可以看出：林業經濟發展水平變量內部的相關系數較強，在0．9897～0．9991之間。我們從表3中可以得到森林管護（x3）、社會保險（x4）、與林業總產值（y1）、第一產業產值（y2）、第二產業產值（y3）和第三產業產值（y4）的相關性比較強，而投資完成額（x1）和中央財政專項資金（x2）與林業產值的相關性相對較弱。表4中第一組典型變量（U1，V1）和第二組典型變量（U2，V2）的相關系數都為1，說明其具有統計顯著性。而后兩組沒有相關性。由表5中的數據可以檢驗，表5中Sig顯示前兩組典型變量組合的檢驗數為0，在典型性相關分析要求的0．05之內，所以第一、第二前兩組組合具有相關性，而表5中后兩組的檢驗數在置信水平之外，所以不具有相關性。

2．3．2典型相關模型分析本研究典型變量中雖然各變量的量綱相同，但為使準確表示數據均采用標準化的典型系數。根據SPSS軟件運算結果給出典型相關模型，如表6所示。從第一個典型相關模型看出，中央財政專項資金x2對第一個典型變量U1的貢獻最大，相關性最高，典型系數為3．379；其次是全部林業投資完成額x1與政社性支出x5的貢獻與相關性次之，典型系數分別為－2．631和2．207。說明天保投資規模中影響林業經濟發展水平的主要是中央財政專項資金、全部林業投資完成額和政社性支出投資。林業總產值y1對第一個典型變量V1的貢獻較大，典型系數為17．251，第一產業產值y1對第一個典型變量V1的貢獻小一些，典型系數為－13．757；說明林業經濟發展水平中影響天保投資規模的兩種因素相比較而言，林業總產值的影響要比第一產業產值的影響大，顯著性更強。從第二個典型相關模型可以看出，森林管護x3對第二個典型變量U2的貢獻也大，其次是全部林業投資完成額x1和社會保險x4的貢獻量比較小；林業總產值y1對第二個典型變量V2的貢獻較小，相比于第一林業產值y2對第二典型變量V2的貢獻大一些。

2．3．3典型因子載荷分析通過討論典型負載系數與交叉負載系數，對原始變量與典型變量之間的相關系數進行結構分析。典型負載系數（canonicalloadings）是典型變量與本組的觀測變量之間的兩兩簡單相關系數［18］。由表7可知，林業投資規模的第2對典型變量U2在x3、x4上均有較重荷載，說明森林管護和社會保險這兩個原始變量對林業投資規模影響較大。同樣，林業經濟發展水平第2對典型變量V2在y1、y2、y3和y4上有較高荷重，說明林業產值總額、第一產業產值、第二產業產值和第三產業產值也對林業經濟發展水平影響較大。交叉負載系數（crossloadings）是典型變量與另一組的觀測變量之間的兩兩簡單相關系數［18］。由于第2對典型變量之間的高度相關，天保投資規模中兩個主要變量與林業經濟發展水平第2對典型變量呈高度相關；而林業經濟發展水平中的四個變量與天保投資規模的第2對中的森林管護和社會保險也呈高度相關。這種一致性從數量上體現了天保投資規模與林業經濟發展水平存在一定的內在關系，與天保投資規模和林業經濟發展水平指標的實際意義是吻合的。

2．3．4冗余度分析冗余指數（redundancyin－dex）是本組典型變量對另一組變量總變差的百分比，也是交叉的總方差共享比例［17］。由表8可知，第2對典型變量U2和V2均較好地解釋了對應的那組變量，而且交互解釋能力也比較強。來自天保投資規模的方差被天保投資規模和林業經濟發展水平第2對典型變量解釋的方差比例分別為52．4％和52．4％；來自林業經濟發展水平的方差被天保投資規模和林業經濟發展水平第2對典型變量解釋的方差比例為84．1％和84．1％。

3結論及對策建議