投资规模分析汇总十篇

序论：好文章的创作是一个不断探索和完善的过程，我们为您推荐十篇投资规模分析范例，希望它们能助您一臂之力，提升您的阅读品质，带来更深刻的阅读感受。

篇（1）

河南省投资规模、结构以及效益的现状和特点

纵向分析考量，成绩斐然。首先，投资增长保持强劲势头，总量规模不断扩大。近年来，河南省经济社会快速发展，固定资产投资增长保持强劲、总量规模不断扩大。全省全社会固定资产投资先后跨过千亿元台阶，2012年达到21761.54亿元，增速快于同时期全国平均水平。其次，投资增长的自主性及投资主体的多元化明显增强。近年来，河南省投资增长的自主性明显增强，国有及国有控股投资占比逐年下降，民间投资比重逐年上升，港澳台及外商投资规模稳步扩大。据资料显示，到2011年，在河南省全社会固定资产投资中，民间投资占全部投资的比例达到79.6%，民间投资占整个投资的比例达到四分之三强，这也说明近年来全省投资增长的自主性有了明显增强。最后，投资对河南省经济增长的贡献率不断提高。随着投资总量规模不断增长，投资对河南省经济增长的贡献率不断提高，能源、水利、交通等得到了长足发展，基础设施得到了较大改善，为经济社会长远发展积累了坚实的基础。资料显示，投资对经济增长的贡献率由2005年的68.3%逐年上升，到2011年达到82.0%。

横向对比研究，问题仍然很多。首先，人均投资规模与河南省经济大省地位不相称。截至2012年，河南省常住人口居全国第3位，占全国总人口的7.0%左右；经济总量居全国第5位，占全国总量的5.3%；全社会固定资产投资总量居全国第3位，占全国总量的6.0%，从总量规模上看，河南省投资规模与其人口总量、经济总量等指标基本相当。但是，从人均水平上看，2011年，河南省人均投资额为14816元，比全国平均投资额18004元少3188元，为全国平均水平的82.3%。以上数字表明，从人均投资规模角度来衡量，河南不但与部分东部沿海省份有相当的差距，而且与全国平均水平、中部其他省份亦有不小的距离。其次，投资效益整体不高。很长一个时期以来，由于轻效益重投入现象的存在，部分固定资产投资未能得到充分有效利用，致使河南投资效益整体水平受到严重影响。投资效益可用投资弹性系数来进行衡量，投资弹性系数是国内生产总值增长速度与投资需求增长速度之比，河南投资弹性系数从2005年开始低于全国平均水平，整体上呈下滑趋势。最后，投资结构不尽合理。从产业结构来看，近年来，伴随着对“三农”问题的高度重视，河南省第一产业投资快速增长，但是，从不同产业投资的比重来看，2011年河南第一产业投资占全社会投资的比重仅为5.0%，比例明显偏低。而自2005年以来，河南第二产业投资呈现快速增长，第二产业投资占全社会投资的比重由2005年的45.0%提高到2011年的49.7%，但是，第二产业投资快速扩张主要还是依赖能源、原材料工业投资的快速增长，以及食品加工和食品制造、造纸及纸制品业、非金属矿物制品业等传统加工工业投资的快速增长。

河南省投资适度规模的判定和测算

河南投资增长的适度投资优先率判断。根据投资优先原则，投资增长必须优先于经济增长才能够促进一个地区经济社会的快速发展。近年来，河南投资增长优先经济增长最高点出现在2007年，投资增长优先经济增长21.0个百分点，最低点出现在2010年，投资增长优先经济增长8.5个百分点。与全国平均水平相比“十一五”时期，全国投资增长优先经济增长年均为15.1百分点，河南较之高2.6个百分点。考虑到2007年河南人均GDP突破2500美元，河南已进入了一个新的发展阶段，产业升级、居民消费的步伐将进一步加快，这一阶段经济社会发展对投资的需求仍然较强，因此，未来几年河南投资增长领先经济增长以13～20个百分点左右为宜，即这一阶段投资的年均增长率大约在22%～29%的区间运行较为合理。

河南投资增长的适度投资率判断。根据投资适度性原则：投资率过高或过低都不利于一个地区经济的持续、稳定增长。近年来，河南在消费、投资、净出口上均实现了快速增长，但增长并不均衡，整体上看，近年来河南投资增长快于经济增长和消费增长，投资率呈现逐年上升态势。就投资增长来看，近年来河南投资率的变化与全国大体一致，呈现逐年升高的趋势，2006年河南投资率为48.5%，以后逐年提高，2011年河南投资率达到68.0%。投资率的上升反映了河南工业化、城镇化进程对投资的巨大需求，有其一定的合理性和积极意义。

结合当前河南所处的发展阶段和实际，可以初步得出如下结论：河南的投资率在近几年不断上升，并且在未来一段时期内仍将继续保持在较高的水平上运行，考虑到河南消费率有整体下降的趋势，并且在短时期内不会有太大变动，借鉴国内外经济体发展经验，基本上确定未来几年河南的投资率保持在50%～60%左右比较符合河南实际。

河南省投资效益的测算和评价

投资率、投资贡献率的比较和评价。近年来全国平均投资率缓慢上升，而同期河南投资率则出现“快速上升、明显高于全国平均水平”。在2009年～2011年，河南投资率出现快速攀升，与全国平均水平相比明显偏高。偏高的投资率或许下一步会对河南经济快速健康增长带来一定程度的制约。

伴随着河南投资率的快速攀升，近年来，河南投资增长对经济增长的贡献率也在不断提高。2005年，河南投资贡献率为68.3%，同期全国平均水平为39.0%，2009年达到90.6%，2010年则回落到80.4%。剔除2009年的异常值，近年来，河南投资贡献率均位于80.0%之上，与此同时，全国投资增长贡献率在2008年之前，均位于50.0%之内。综合比较河南投资率和投资贡献率的动态变化趋势，以及投资率与投资贡献率二者之间的关系，可以得出以下几点结论：第一，目前河南经济发展仍然是典型的投资驱动型经济，快速的经济增长仍依靠的是大量的资本投入；第二，从动态上看，河南经济发展由粗放型向集约型方式转变已经出现苗头。

不同产业投资效果系数的比较与评析。分三次产业来看各个产业的投资效果，可以明显看出：第一产业投资运行效益最好，“十一五”期间河南第一产业平均投资效果系数为52.0%，均高于其他产业。但是，深入分析河南第一产业平均投资效果系数的变动趋势，可以发现作为政策重点保护的弱势产业，其变动受政策等因素影响较大。第二产业投资效果系数呈现逐渐下降的态势。据资料显示，河南第二产业的投资效果系数由2005年的67.6%下降至2011年的26.9%。第三产业投资效果系数整体上波动不大，在10%～20%之间浮动，变化相对较为平稳。但是与各产业对比，河南第三产业投资效果系数相对偏低，2011年河南第三产业投资占GDP的比重为45.3%，但是第三产业投资效果系数只有12.1%，这说明河南大规模的第三产业投资产出效果并不是很高。

保持河南省投资适度、合理、均衡增长的对策和建议

切实加强项目储备，依靠科学管理，保持投资的稳步持续增长。未来一个时期，在确保在建项目顺利实施的基础上，应进一步建立健全项目前期工作推进联动机制，关注国家宏观政策走向，确定一批关乎河南经济长期发展的重大项目，做好项目储备。深入研究目前世界经济进入调整期的形势，利用我国启动内需的机遇，立足于为全省经济稳定较快增长提供重要的投资支撑点，做好产业转移工作。建立健全政府主导、市场运作的项目建设管理机制，提高项目管理水平，规范项目审批程序，为项目建设提供良好的政策环境。建立投产一批、续建一批、新开工一批、储备一批的项目接续机制。

保持适度投资率，注重提高投资质量和效益，处理好投资和消费的关系。为保持河南经济的持续、稳定和协调增长，应注意保持河南投资增长的适度投资率和增长率。目前河南需要注意的是，要防止进入投资率越高越好的误区，加快转变经济发展方式，既注重保持投资规模不断加大，更注重投资质量和投资效益，避免因为投资率过高而引起经济过热、通货膨胀等一系列问题。

篇（2）

一、引言

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

二、文献综述

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

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

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

三、理论分析与研究假设

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

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

四、研究设计

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

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

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

五、实证分析

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

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

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

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

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

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

六、研究结论及政策建议

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

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

主要参考文献：

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

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

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

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

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

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

肖珉．现金股利、内部现金流与投资效率［J］．金融研究，2010（10）．

篇（3）

中图分类号:F279.246文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2010)06-0046-06DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.06.12

一、引言

投资决策是企业最重要的财务决策之一,是公司财务决策的起点,其对公司的运营和发展具有不可替代的作用。企业投资规模是企业投资决策的一个重要内容,企业投资规模的大小反映企业未来生产能力的高低,投资规模如何安排会对整个国民经济的发展和投资经济效益产生各方面的影响。

农业经济是国民经济的基础部门,农业上市公司作为连接农业生产和资本市场的重要纽带,对推动农业产业化、提高农业科技水平、促进我国农业生产力的发展具有重要影响。目前,国家对农业上市公司的发展壮大日益重视,不少学者纷纷对农业上市公司的投资行为进行研究。但就目前国内已有的研究成果来看,国内学者对企业投资规模的实证研究较少,特别是还没有学者专门展开对农业上市公司投资规模的研究。因此,本文以农业上市公司为研究对象,从财务角度对我国农业上市公司投资规模的影响因素进行分析,并充分考虑股改的影响,以期对农业上市公司的投资决策、资本市场监管和国家宏观调控提供一些参考。

二、文献综述

(一)国外相关研究

经过长期的发展,西方经济学中对企业投资行为的分析已较深入。早期的企业投资理论主要包括Clark的加速器投资理论、Dusenbery的流动性投资理论、Jorgensen的新古典投资理论和Tobin’s Q理论。[1]自20世纪70年代以来,随着理论、非对称信息理论的发展,理论界开始基于资本市场不完备的前提下研究融资约束对投资行为的影响。

早期的研究分析了融资方式对投资规模的影响,如过度投资与投资不足理论等。其后,学者们研究了不完全市场条件下的融资行为和投资特征,普遍认为企业的投资决策将受到信息和成本的影响,投资决策和融资决策之间存在交互影响。[2]考虑到融资约束、不确定性各自都不能完全解释公司的投资行为,一些学者开始将融资约束和不确定性结合起来研究其对公司投资行为的影响。[3]

近年来,大股东控制、投资行为、经营绩效及其公司价值的关系受到学者们的特别关注。如Baek et al(2003)当股权集中达到一定程度时,最基本的问题将从投资者和经理人之间的冲突转移到控股股东和小股东之间的冲突。[4]

(二)国内相关研究

从国内现有的文献来看,有关企业投资行为的研究在20世纪90年代末才逐渐发展起来。梅丹(2005)研究结论显示,经典投资理论对我国上市公司确定投资规模具有适用性,上市公司投资规模主要取决于面临的投资机会、内部现金流和负债程度,且大公司在确定投资规模方面对远期投资机会远比小公司敏感。[5]

此后,何青(2006)对我国企业投资行为的目标函数和影响因素进行了分析,认为我国上市公司投资行为的市场化并不纯粹。同时,利率、固定资产折旧率、税收等成本因素对我国上市公司投资行为产生了很大的影响。[6]何金耿、丁加华(2001)率先验证了公司投资与现金流之间具有较高的敏感性。[7]吉瑞、王彦博(2007)发现企业的投资水平与企业内部现金呈显著正相关关系,与企业的固定资产折旧率呈显著负相关关系。[8]

国内学界对企业资本性支出的实证研究,基本上都是借鉴了Tobin’s Q模型或者基于Tobin’s Q与销售加速相结合的模型,并在其基础上加入一些新的研究变量t或者控制变量I,构造研究中采用的模型。

综上所述,目前我国资本市场属于新兴市场,存在很多不完善之处影响着上市公司的投资行为和效率。上市公司投资规模的确定以及投资规模的影响因素,对上市公司的投资过度以及投资不足等低效率的投资行为进行初步判定具有很强的现实意义。鉴于此,本文主要以农业上市公司为研究对象,从企业面临的投资机会、内部现金流、负债程度、优惠政策和股权集中度的角度来研究企业投资规模的影响因素。

三、研究假设的提出

(一)投资机会与投资规模

投资机会是市场对企业收益的估价,是企业成长性及绩效的表现。Tobin’s Q的研究为度量投资机会提供了方便。梅丹(2005)验证了经典投资理论对我国上市公司确定投资规模具有适用性。[5]本文采用Tobin’s Q值代表公司面临的潜在长期投资机会对公司投资需求的影响,用营业收入反映当前投资机会对公司投资规模决策的影响,假设1:投资机会与投资规模成正相关关系。

(二)现金流与投资规模

大量的实证研究发现,投资规模对内部现金流敏感。何金耿、丁加华(2001)证实了不同公司间投资需求对现金流量依赖性不同,股息发放率越低,对现金流量的依赖性越高。[7]Shin and Kim(2002)发现拥有大量现金的企业比持有少量现金的企业容易做出非效率的投资决策。[9]胡国柳等(2006)找到了内部现金流与资本支出水平显著正相关的经验证据。[10]鉴于此,本文用内部现金流量表示企业的资产内部现金流水平,假设2:现金流与投资规模成正相关关系。

(三)负债结构与投资规模

理论表明,股东与经理人之间存在利益冲突,其反映在企业投资领域即是各种非效率的投资行为。童盼、陆正飞(2005)研究发现,负债比例越高的企业,企业投资规模越小,资产负债率与投资不足及过度投资行为的发生均呈现负相关关系。[11]本文用资产负债率表示企业的资产负债水平,假设3:负债水平与投资规模成负相关关系。

(四)优惠政策与投资规模

由于农业基础地位的极端重要性,加上农业自身的弱质性,为了发展和保护农业,我国政府采取了强有力的保护措施,制定了诸多优惠政策。何源、白莹等(2006)研究发现,税收优惠政策对上市公司投资效率的提升确实具有一定的积极作用,优惠政策对农业上市公司的利润已经产生了巨大的影响。[12]本文采用实际所得税率的指标反映优惠政策对投资规模的影响,假设4:实际所得税率与投资规模成负相关关系。

(五)股权集中度与投资规模

大股东控制直接影响了上市公司的投资行为和效率,中小股东的利益则被置于次要地位。[13]我国农业上市公司的股权主要集中在前三大股东尤其是第一大股东手中。尽管股权分制改革可以在一定程度上改善我国上市公司的治理结构,但不可能从根本上解决股权高度集中和大股东控制现象。因此,大股东控制问题仍然是后股权分制时代我国上市公司的重要特征之一。本文采用第一大股东持股比例作为股权集中度的替代变量,假设5:第一大股东持股比例与投资规模成正相关关系。

四、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文对农业上市公司的样本选取遵循以下标准:农、林、牧、副、渔类上市公司2004-2008年均可获得相关数据的公司;剔除这五年中被ST和PT①过的公司。基于上述原则,本文选取了2004年1月1日前在沪、深上市的23家农业公司为研究样本,以2004-2008年为数据窗口,所有数据均来自国泰安中国股票市场数据库(CRMAR)中的财务和市场数据库、上市公司年度报告以及和讯财经等网站。回归方法采用普通最小二乘法,分析过程由EVIEWS5.0软件、EXCEL2007完成。

(二)变量定义与模型设计

1.被解释变量――投资规模的替代变量。本文用企业固定资产原值的增量(I)/期初固定资产原值(K)的指标来衡量企业投资规模的程度,其中I =期末固定资产原值-期初固定资产原值。

2.解释变量――投资规模影响因素的替代变量。本文选取以下变量作为投资规模影响因素的替代变量。(1)Q:长期投资机会,用Tobin’s Q值表示,其中Q=(可流通股的市场价值+非流通股×每股净资产+负债账面价值)/总资产账面价值;(2)S/K: 短期投资机会,用营业收入表示;(3)L/A:负债水平,用负债账面价值/总资产账面价值表示;(4)CF:内部现金流,其中CF=(经营活动产生的现金流量净额-债务利息-股利-企业所得税);(5)TAX:所得税税率,用企业所得税/企业利润总额表示;(6)Contral:股权集中度,用第一大股东持股比例表示。

3.控制变量――本文选取公司规模(Size)、年份(Year)作为控制变量。其中公司规模根据国家2003年公布的企业规模划分标准,年销售额在3亿元以下的为中小型企业,3亿元及以上的为大型企业。相应地把样本分为小规模和大规模,分别用0和1表示。考虑到股权分制改革的影响,年份的具体取值如下:对2004、2005年度的相应变量取值为0,对2006、2007、2008年度的变量取值为1。

2.模型设计

本文借鉴Tobin’s Q模型,加入新的研究变量,构建的投资规模影响因素模型如下。

(1)考虑各变量的数量级不一致,笔者把企业的投资(I)、内部现金流量(CF)以及主营业务收入(S)都除以期初固定资产存量(K)加以标准化,见模型1:

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

其中Iit是i公司在t期的投资支出;Kit是i公司在t期的期初固定资产存量;()it是i公司在t期的资产负债率;Qit是i公司在t期的长期投资机会; 是i公司在t期的短期投资机会;是i公司在t期的内部现金流水平;Taxit是i公司在t期的实际所得税率水平;Contralit是i公司在t期的第一大股东持股比例水平;Year和size是设定的虚拟变量,分别代表年份和公司规模的虚拟,是随机扰动项。

(2)大多数学者的研究表明,投资过度和投资不足都可以用投资规模对内部现金流的敏感性来解释。为了区分投资不足和投资过度,本文借鉴通用的Vogt研究方法,在模型中加入交叉项Qit・。当交叉项的系数为正时,表示公司受融资约束,可能投资不足;当交叉项的系数为负时,表示公司存在过度投资,见模型2:

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

(3)为了区别大规模公司和小规模公司投资影响因素的特点,本文分别加入公司规模与现金流、Tobin’s Q、主营业务收入、股权集中度的交叉项(size・、size・Qit、size・、size・contralit),以考虑大公司和小公司的资产投资分别对现金流、长期投资机会和近期投资机会的敏感程度,见模型3:

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

a11Year+a12Size+?着

五、实证结果分析

(一)描述性统计

从表1结果可知,长期投资机会Q的均值为1.5227,短期投资机会S/K的均值为0.6847。按照经典投资理论,我国农业上市公司对未来投资收益持较乐观态度。

从内部现金流水平看,农业上市公司的内部现金持有水平不高,均值为0.0265,低于国内上市公司的平均水平;从负债水平来看,国内企业的资产负债率大约维持在50%-60%,农业类上市公司的资产负债率为46%,处于略低水平,说明未能较好的使用财务杠杆;从实际所得税率比例来看,均值为9.38%,最小值达到-0.7724,远远低于其他行业水平;从股权集中度来看,第一大股东持股比例37.11%,股权较为集中。

另外,从图1可看出,各变量变动趋势趋于平稳。在2006年股权分置改革后均呈现出较大的波动上升趋势,到2007年趋于平稳。值得指出的是,2004-2008年我国农业上市公司的第一大股东持股比例基本没有变化,股权集中度水平仍较高。

(二)相关性分析

由表2可知,解释变量之间的相关系数较低,不存在严重的多重线性关系。

(三)实证回归结果分析

整理后的模型1、2、3的回归系数及检验结果见表3、4、5。实证结果表明,以上实证检验的结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值均通过5%水平上的检验,即说明模型1和模型2均不存在严重的多重共线性和一阶自相关,模型3中的DW值偏小,因含有交叉项而存在一定的多重共线性。

1.模型1的解释变量。模型1的解释变量中代表投资机会的Q和S、内部现金流CF/K、优惠政策TAX、股权集中度CONTRAL对农业上市公司的投资规模均存在着较为显著的相关关系。

(1)代表长期投资机会的Q对投资规模的影响不显著,但短期投资机会S/K对投资规模有显著的正相关关系,这说明当前我国农业上市公司进行投资决策时,对未来潜在的投资机会并不是很关注,而考虑更多的则是当前的投资机会。

(2)代表内部现金流量水平的CF/K在5%的水平上较显著为负,与原假设相反,这说明我国农业上市公司的融资渠道主要来源于投资和筹资产生的现金流,而不是内部融资。

(3)实际所得税率TAX对农业上市公司的投资规模影响在5%的水平上显著为负,这验证了税收优惠政策对农业上市公司的利润已产生了巨大的影响。

(4)股权集中度在5%的水平上显著为正,这说明了农业上市公司中,第一大股东持股比例对公司的投资规模决策具有较显著的影响作用,持股比例越集中,公司的投资规模越大。

(5)设置的年份虚拟变量YEAR在5%的水平上显著为负,说明我国农业上市公司股权分制改革后减少了投资支出,缩小了公司的投资规模。

2.实证分析结果。实证结果显示,代表负债水平的资产负债率L/A、公司规模SIZE对农业上市公司的投资规模影响不显著。

(1)当期资产负债率L/A对投资规模的影响不显著,表明农业上市公司通过债务融资所获得的现金并没有进行大规模的投资,融资获取的现金流可能更多的用于农业补贴或其它的优惠政策上。

(2)公司规模SIZE对农业上市公司的投资规模成不显著的正相关关系,说明在研究农业上市公司的投资规模影响因素时,公司的资产规模影响力度较小。

在模型2中,加入的长期投资机会Q与内部现金流CF/K的交叉项系数为正,但相关性并不显著,说明我国农业上市公司尚不存在明显的投资不足状态。在模型3中,公司规模SIZE变量与现金流量CF/K的交叉项与投资规模均成显著的负相关关系,主要是由于我国农业上市公司的内部现金流CF/K和短期投资机会S/K对投资规模的影响力度比较大。

以上回归结果表明,农业上市公司的投资规模主要由投资机会、内部现金流、优惠政策、股权集中度等因素影响决定。

六、稳健性检验

(一)单位根检验

本文选用的是面板数据,鉴于计量经济理论表明,众多经济变量尤其是面板数据大都是非平稳变量,用非平稳变量进行回归分析结果很大程度上表现为伪回归。为避免伪回归现象,本文采用ADF单位根检验法,确定各变量序列的平稳性,检验结果如表6所示。

ADF检验的原假设是存在单位根,查表可知,1%水平下的t统计值(临界值)是-3.488585,上述各序列变量原值在1%水平下的t统计值均小于临界值。因此,可以极显著的拒绝原假设,说明各变量序列均不存在单位根,是平稳的时间序列证明上述回归结果有效。

(二)邹氏突变点检验

本文在数据的选取过程中,为了研究股权分制改革的影响,设定了虚拟变量year代表突变点,取year=0(t=2004、2205);year=1(t=2006、2007、2008)。经过邹氏突变点检验到的结果验证了2006年是突变点,如表7所示。

七、研究结论

本文以我国农业上市公司为研究对象,对我国农业上市公司的投资规模影响因素进行了分析,研究发现短期投资机会、内部现金流、实际所得税率和股权集中度对我国农业上市公司的投资规模产生的影响较显著;而资产负债率、长期投资机会和公司规模对我国农业上市公司的投资规模影响不显著,这与国内目前应已有的对其他行业的研究结果存在差异。另外,本文分析得出股权分制改革对农业上市公司的投资规模产生了较显著的影响,股改后农业上市公司整体上减少了投资支出水平观点。

本文研究发现农业上市公司对政策支持的依赖性较大,融资渠道主要来源于外部,特别是政策性贷款,而企业的内部融资所占比例不高;其次,本文研究还发现我国农业上市公司进行投资行为决策时,仍主要关注当前的投资环境,缺乏从长期的战略角度思考。

参考文献:

[1]Tobin,James,.A General Equilibrium Approach to Monetary Theory,Journal of Money[J].Credit and Banking,1969(2).

[2]Dittmar,A.,Shivdasani,A.Divestitures and divisional investment policies[M].Journal of Finance,2003,58:2711-2744.

[3]Bo,H., Lensink, R., Sterken, E..Uncertainty and financing constraints [J].European Finance Review, 2003(7):297-

321.

[4]Bakes, M.,J.C.,Steinand J.Wrugler..When does the market matter: stock prices and the investment of quity-dependent firm[J].Quarterly Journal of Economics,2003(3):203-

218.

[5]梅丹.我国上市公司固定资产投资规模财务影响因素研究[J].管理科学,2005(5):80-86.

[6]何青.我国上市公司的投资行为研究:基于新古典理论的检验[J].当代财经,2006(2):25-30.

[7]何金耿,丁加华.上市公司投资决策行为的实证分析[J].证券市场导报,2001(9):44-47.

[8]吉瑞,王彦博.转轨时期企业投资行为目标及影响因素[J].山西财经大学报,2007(1):92-98.

[9]Shin H.H.and Kim Y.H. .Agency costs and efficiency of business capital investment: evidence from quarterly capital expenditures [J].Journal of Corporate Finance, 2002(8):139-158.

篇（4）

[论文摘要]我国国债规模的扩大和国债的发展对于推动债券及货币市场和资本市场的发展发挥了积极作用。然而，近几年来实施的积极财政政策，利用大规模的国债投资，虽然对经济增长起到一定的拉动作用，但在目前我国经济环境下，大规模国债投资已存在着潜在风险。不仅仅是财政还本付息的风险，更重要的是国债投资规模扩大的风险、国债投资目标定位的风险、圆债投资项目选择的风险、国债投资资金管理的风险。只有采取切实可行的措施，有效防范和化解这些风险，才能保证国债投资的预期目标得以实现。

20多年的国债恢复发行历程表明，国债成为推动经济增长和社会发展的一个重要因素。国债的发行不仅有力地弥补了国家财政收入的不足，而且满足了社会各类投资者的不同需要。同时国债规模的扩大和国债的发展对于推动债券及货币市场和资本市场的发展也发挥了积极作用。然而，近几年来，我国实施积极财政政策，利用大规模的国债投资刺激内需，拉动经济增长，这虽然对经济增长起到了一定的拉动作用，但任何一项政策实施都有其反向作用，在目前我国经济环境下，大规模国债投资已存在着潜在风险。本文旨在对我国国债投资的潜在风险加以简要探析，从而正确判断国债发行规模是否适度。为此，需要从统计指标、宏观效益和影响因素三个层面探讨国债规模，并客观地分析国债投资的风险。

一、我国国债规模分析

(一)国债规模的统计指标

我国国债规模适度与否，需要结合我国国情，利用国债负担率、赤字率、国债偿债率、国债依存度等4项统计指标进行综合判断。 国债发行主要以弥补财政赤字为主，财政赤字的大小将直接关系到国债规模的发行大小。财政赤字较大，必然要求发行较大规模的国债予以弥补。赤字率表示的是一定时期内财政赤字额与同期国民生产总值之间的比例关系。国际上该项指标通常以3％为警戒线。同样根据《中国统计年鉴》2005数据计算得出：2000－2004年间，我国赤字率约为2.78％、2.59％、2.98％、2.50％和1.53％。从这一数值看，近5年该项数字波动较大，2002年赤字率接近国际上公认的警戒线，为2.98％，而2004年该项数字为1.53％，约为警戒线3％的一半。总体上平均而言，从该项指标数值观察我国国债发行有一定空间，但是空间已经较小。 国债依存度即当年的债务收入与财政支出的比例关系，其计算公式是：国债依存度=(当年国债收入额，当年财政支出额)×100％。结合我国国情，按分母不同可以计算两个指标：一种是国家财政债务依存度，即(国债收入，全国财政支出)×100％；另一种是中央财政债务依存度，即(国债收入，中央财政支出)×100％。鉴于我国国债是由中央财政来发行和掌握，将来的还本付息也由中央财政负担，所以使用中央财政债务依存度更具有现实意义。根据《中国统计年鉴》2005数据计算得出2000－2004年间，我国的中央财政债务依存度约为75.25％、77.73％、83.58％、81.26％和85.21％。国际上通用的国债依存度的上限是15％－20％，从上述统计数据可以看出中央财政债务依存度平均约80％，可以判断我国财政处于脆弱状态，蕴含巨大财政风险。

(二)国债规模统计指标的综合分析

二、国债投资规模扩大的风险

(一)国债投资规模风险界定

正是因为近几年国债投资目标定位不当，将经济增长速度作为国债投资目标，从而造成了为保经济增长速度而扩大国债投资规模，使国债投资因规模扩大而加大风险。

国债投资规模扩大的风险表现为因国债投资规模扩大，有可能排挤出民间投资及有可能乱上一些拼凑的项目导致投资效率降低，损害资源配置的优化和国民产出的有效增长。须知，在市场经

济下，资源配置是由政府投资和民间投资共同完成的。在一定时期内，资源总量是有限的，因此就存在着资源在政府投资和民间投资之间的合理分配问题。合理分配的标准就是投资的边际成本等于投资的边际效益，政府投资的边际成本就是民间使用该资源投资的边际效益，而并不仅仅是政府筹资的资金利率。因此，政府国债投资的最佳规模就是由政府国债投资的边际成本与国债投资产生的边际效益相等决定的。政府国债投资的边际成本随国债投资规模扩大而增加，而政府国债投资的边际收益则随国债投资规模的扩大而减少，因此国债规模超出了一定值必然使得国债投资的边际成本大于国债投资的边际效益，从而降低全社会投资的效率，损害全体国民福利。

国债规模管理是宏观经济管理的重要组成部分。世界各国的债务史证明，国债发行和银行信用过度引起的后果是相同的，国债虽然是弥补财政赤字的较优方式，但却不完全是财政赤字的原因和结果。国债发行规模应该与偿债能力相适应，归根到底是经济与国债相协调的问题，因为债务融资既弥补财政赤字，又成为宏观经济的调控手段，甚至预算内安排的投资项目有时也需要建设国债予以支撑。国债作为财政与金融政策的结合，是调节货币供应量，避免经济剧烈波动的一个重要手段。同时确定国债发行规模时还必须与信贷规模相结合，避免出现互相挤占资金、抬高筹资成本的现象。全社会资金总量一定时，用于购买国债的资金多了，信贷资金来源就缺乏保障，就会造成社会资金闲置和浪费，影响宏观经济调控能力，影响生产发展和建设速度。发行国债的实践表明，国债不仅是财政经济的内容。更是信用经济的组成部分。"

(二)影响国债规模大小的因素

一般认为，影响一国国债规模大小的主要因素有中央财政收入、中央财政支出、财政收支差额、累积债务余额、预算内投资规模、国债还本付息额、居民储蓄存款余额等。一定时期内，国债发行规模取决于一定时期国家的经济发展水平，经济总量越大，经济发展水平越高，国债承受能力越强，国债发行规模的潜力越大；中央财政收入是国债还本付息的基础，该项数值大小决定能够承担债务能力大小；中央财政支出的不断增大，是国债发行规模增大的内在动因；国债的主要目的就是弥补财政赤字，因此赤字数额对国债规模有重要影响；筹集长期建设资金是我国发行国债又一目的。积极财政实施以来，国债资金主要用于重大项目和重点项目建设，因此预算内投资规模越大，其对资金的需求越大，当财政收入不足以财政支出时，政府的投资缺口一般要通过发行国债来弥补；国债规模越大，累积债务余额越多，则还本付息支出越多，当其支出额达到无法以当年财政收入来偿还时，不得不以发新债来还旧债，如果一国国债的还本付息过多，就必须会使国家减缓国债的发行，以减轻还债压力。

这三项影响因素中，债务还本付息额具有惯性，它受以前累积债务余额和相应的还款期限利率等因素影响。债务还本付息额有不断增长的趋势，不是容易控制的因素。随着该项数值的不断增大，根据多元线形回归模型可以断定，在其他因素不变的情况下，我国国债发行规模将按照一定的惯性不断膨胀；相对容易控制的是预算内固定资产投资，可以通过控制预算内固定资产投资数额来控制我国国债发行规模，使我国国债在一定的合理范围内，防范财政风险发生；影响财政赤字的因素较多，一般较难控制。

国债投资规模扩大的风险表现为国债投资规模有可能超出最佳规模而降低全社会资源配置的效率。一方面投资规模扩大，民间投资规模相应降低，民间投资有可能被排挤；另一方面，国债投资规模扩大，存在着为用完投资规模而随意拼凑投资项目的可能。这都表现为国债投资规模扩大的风险。

在研究我国国债适度投资规模的文献中，多从政府财政是否还得起和居民是否买得起即所谓的偿债能力和应债能力两个方面来看的。但由于不管政府是否有偿债能力和居民是否有应债能力，都必须比较增加国债投资的边际效益和边际成本。因此本文认为，探讨国债投资适度规模的理论标准应该是投资的边际效益和边际成本的比较。当投资边际效益小于边际成本时，国债投资规模过大，存在着降低了全社会资源配置的效率风险；反之，当国债投资的边际效益大于边际成本时，国债投资规模偏小，增加国债投资能够提高全社会资源配置的效率，风险较小。由于边际效益和边际成本曲线难以精确化和具体化，因此对近几年国债投资规模扩大是否超出了最佳规模还不能下肯定性结论；但是因国债规模扩大而加大国债投资风险的趋势是明显的。实际上，近两年因国债投资规模突然扩大，地方政府项目储备不足，把本来准备与民间合作投资的项目改为国债投资项目，从而造成了对民间投资的排挤。另外，地方政府也存在着为得到中央政府国债投资而随意拼凑项目，甚至搞“三边工程”的现象。这实际上是国债投资规模扩大的风险的具体体现。这里需要特别指出的是，近两年我国在进行国债投资项目时，除了国债投资外，还要求国有银行“配套”贷款及地方政府“配套”资金，这实际上是变相扩大了国债投资规模。就是说，如果加上国有银行及地方政府的“配套”资金，则国债年度实际投资规模比我们上面计算的要多得多。因为在我国“国有银行一国有企业一人民政府”三位一体的经济中，国有银行及地方政府的配套资金投资实际上也是国债投资，国有银行及地方政府的配套资金投资如果变成了不良资产——坏债，最终还得靠国家财政解决。所以，把近两年国债投资项目中国有银行和地方政府的配套资金也作为国债投资的判断应该是成立的。基于此，近两年国债投资规模扩大的风险就更加明显了。

三、国债投资项目选择和管理的风险

(一)国债投资项目选择的风险

在市场经济条件下，政府投资和民间投资存在着各自的职能范围，二者合理分工，才能实现全社会资源配置结构的优化，国债投资的目标也就是要实现全社会资源配置结构的优化。选择恰当的国债投资项目，就能够弥补民间投资的缺陷，提高全社会资源配置的效率；反之，如果国债投资项目选择不当，则会降低全社会资源配置的效率。因此，国债投资项目选择的风险也就是国债投资项目选择不当，导致国债投资目标失败而带来不利后果的可能性。

国债投资究竟应该选择什么样的投资项目、应该依据什么样的选择标准，这在国内外都还存在着争议。发展经济学家罗斯托(W·W·Rostow)提出了在经济发展阶段政府投资的不同特点。他认为，在经济发展早期阶段，政府投资为经济发展提供社会基础设施；在发展的中期，政府投资起到对私人投资的补充；而一旦达到成熟阶段，公共支出将从基础设施转向不断增加的对教育保健与福利服务的支出。布坎南(N·B·Buchnum)和波拉克(J·J·Polak)分别在1940年代和1960年代提出了一种稀缺要素标准。他们认为，为了使收入最大化，财

政投资决策应当选择低资本一产出比率的项目，即选择单位资本产出最大的那些投资项目。卡恩(A·E·Kam)提出了社会边际生产率标准。该标准认为在决定财政投资项目时，一定要考虑到边际单位对国民产出的所有净贡献；当财政投资资金可以导致国民产出最大化时，这种资金配置就是高效率的配置。

我国学者对国债投资项目的选择上也存在着分歧。陈共教授提出了财政投资决策增加就业标准，即财政投资项目的选择应当是那些每单位投资能够动员最大数量的劳动力的项目。林毅夫教授认为当前财政投资应发挥“四两拨千斤”的作用，而以农村道路、电网、自来水建设为主要内容的新农村运动正是我国当前形势下最能产生这种效果的地方。中国国债协会《中国国债投资方向》课题组认为，国债投资除了非竞争性经济建设项目投资外，也应该用于营利性竞争性项目的投资，尤其是用于重点竞争性行业的投资。

篇（5）

中图分类号:F831.5

文献标志码:A

文章编号:1673-291X(2009)21-0056-02

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

一、私募基金规范化运作的衡量标准

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

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

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

二、中国私募基金规范运作的内部条件分析

(一)组织形式对私募基金运作的影响因素分析

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

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

(二)收益分配机制对私募基金运作的影响

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

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

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

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

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

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

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

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

(三)风险控制机制对私募基金运作的影响

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

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

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

参考文献:

[1]李惠.走近私募基金:第1版[M].北京:经济科学出版社,2001.

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

[3]张泉.中国私募基金行为研究[D].北京:中国海洋大学,2004.

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

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

[6]陶建华.中国私募基金现状分析[J].合作与经济,2006,(9).

篇（6）

一、企业投融资战略的战略模式

（一）快速扩张战略

所谓的快速扩张投融资战略指的是企业在作出投资、融资的战略决策时，都是以扩张资产的规模为主要目的。快速?U张的投融资战略是企业要实现多元化、一体化发展下的一种重要手段。企业在进行快速扩张的投融资战略的时候，往往需要留存很大一部分的利润，甚至是全部的利润用于投资战略上，就有可能会造成企业的内外部资金紧张。而在资金紧张的时候，企业就需要通过有效的融资手段，来获取外部的资金，弥补投资战略下的资金缺口。企业的外部筹资主要来源于两个方面，分别是债券融资与股权融资。在大规模战略扩张中，大部分的融资资金来源是债券融资，往往这种融资方式会增加企业的负债，形成企业的高负债率，就有可能会影响到企业资本结构的稳定性。

（二）稳健发展战略

所谓的稳健发展战略指的是企业作出投融资战略决策的时候，关注的焦点在于企业效益的稳定增长。在企业经营效益逐年增长的同时，企业的资产规模也在逐渐扩大。在作出投融资战略规划的时候，既考虑到企业发展的可能性，又会重视企业面临的风险。企业实施稳健型的投融资发展规划，会从企业资产角度出发，优化现有的资源配置，提高企业的核心业务能力，提高资金的使用效率，避免出现闲散的资金浪费，从而来提升企业的效益，当获得的利润积累到一定时期后，在进行适当的扩张，实现利润的再增长。在企业实施稳健型的投融资战略过程中，会体现出适当负债、适当的分配以及重视收益情况等特征。

（三）防御收缩型战略

一般来说，防御收缩型投融资战略属于防御型的战略决策，当企业面临着不良经济环境的时候，往往会采取这种战略，来保护企业经营的安全，促进企业能够平稳的发展。防御收缩型的战略，是对企业生存的市场作出分析后，要预防可能出现的财务风险或者是财务危机的基础上，维护企业的生存与发展，就适度的进行投融资决策。在防御收缩型的投融资战略决策中，企业把促进资金的流入、减少资金的支出当作是主要的目的，借助于精简机构，减少企业的日常开支减轻库存量、降低企业的生产成本等方式，提高企业的管理力度，最大化的发挥出人力、物力的作用，提升企业主营业务的盈利能力，提高企业的市场核心竞争力，从而进一步实现企业资金的回流。在防御型的投融资战略模式中，体现出低负债、低收益以及高分配的特点，与稳健型的投融资战略决策以及快速扩张型的投融资战略决策有着明显的不同。

二、企业投融资的现状分析

（一）企业的财务管理分析

在20世纪时候，我国的企业管理学家第一次提出要将企业的财务管理理论的内容扩展到财务战略范围上，推动企业的财务管理与战略之间的相互结合。作为财务战略决策，指的是在保证企业现金流平稳运行的背景下，实现企业的战略规划，来提升企业在财务竞争上的优势，企业需要树立全面发展的意识，结合财务管理的数据，能够对企业的资金进行长期的规划，进而来保证企业能够正常的运行。其中，投融资战略的合理运用，有助于维护企业现金流的平稳运行，提高财务管理的效率，进而来提升企业的经济效益。当前，我国企业的整体融资状况却不容乐观，企业在开展投融资战略决策的时候，容易受到市场的影响，比如说融资途径不畅、金融体系不完善，使得企业与银行之间的金融信息是不对称的等问题，就会影响企业投融资战略决策的有效性与科学性，进而就可能会影响到企业财务管理的开展。

（二）投融资战略分析

企业在开展投融资战略决策的时候，资金的筹集与投放是其中最为重要的一个环节，也可以说在企业财务战略决策中，最为重要的一部分就是投融资战略决策，投融资战略实施的效果如何，对企业之后的经营有着重大的影响。但是从实际中来看，我国企业在投融资战略分析方面的力度不够，存在着不全面的问题。特别是在改革开放以后，一些企业容易受到计划经济体制的影响，在企业财务管理模式的选择上还存在一定的滞后性，不能够跟上市场经济的变化趋势，在分析企业的投融资战略规划的时候，就无法从市场的变化出发，存在一定的滞后性，就会影响投融资战略决策的实施效果。

三、企业投融资战略的发展规划分析

（一）完善企业的投融资渠道及结构

当前，我国企业的投融资的战略规划以及模式选择会因为企业之间发展规模、经营实力的区别而存在一定的差异，大多数的企业是有着自身成熟的投融资战略规划与风险控制措施，一般来说，企业在开展投融资战略的时候，比较重视风险控制体系，一般而言其投融资战略的开展安全系数较高，相对获取的收益就会较少。但是，市场上还存在着大量的中小型企业，由于自身的发展规模不大，资金力量较为薄弱，在资金管理上缺乏科学的管理理念指导，使得自身在开展投融资战略的时候，面临着巨大的风险，投融资的渠道较少，使得企业的劣势更加突出，影响着企业的长久发展。为此，企业的领导者与管理者就需要意识到这方面存在的不足，能够提高对市场敏感度的分析，在进行投融资战略规划的时候，先充分的调查现有的市场条件，在结合自身的发展情况，慎重的选择企业的投融资方案，对未来做出可行性的规划。比如说，当前互联网金融快速发展，企业要完善企业的投融资战略结构，就可以选择一些资质较好、信用等级高的网络金融服务平台，在该平台上有选择性的拓展企业的经营业务，借助于网络贷款的优势，以及在互联网下大数据资源共享的基础上，提高对市场的分析力度，不断完善企业的风险防范体系，促进投融资战略的顺利开展。

（二）与时俱进，顺应市场发展的潮流

篇（7）

中图分类号:F270 文献标识码:A 文章编号: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

在知识经济时代和市场竞争日趋激烈的今天,企业投资行为中的R&D投资已成为影响企业生存和发展的重要战略性投资决策行为。早期关于R&D投资的研究多从宏观的角度,研究企业外部的技术或经济因素如什么样的市场结构和企业规模更有利于R&D投资,以及R&D投资与经济周期之间有何关系等等。随着上市公司R&D披露的逐步规范和研究数据获取的可能,一些学者开始直接利用微观资本市场数据,研究企业内部公司治理对企业R&D投资行为的影响。作为直接监督和控制着经营者行为的董事会,是内部公司治理的一个非常重要要素,然而,关于董事会规模对企业R&D投资行为的影响的研究却十分鲜见,本文拟利用2004~2008年连续披露R&D支出信息的制造业和信息技术业上市公司为研究样本,采用Hansen[1]提出的门槛效应模型,分别以公司规模和董事会规模作为门槛变量,实证检验董事会规模对企业R&D投资行为的影响,期望能对上市公司治理优化、R&D投资行为决策提供一些经验证据。

2 文献回顾和研究假设

学术界关于董事会的研究已有很长的历史,董事会规模也常常被视为影响董事会效率的关键因素之一。Zahra和Pearce[2]的研究显示,在现代企业组织中,董事会主要扮演战略制定或审核、监督控制及后勤保障的角色,并且扮演这种角色的能力大小将视其组成而定。当某项重大战略决策(如企业R&D投资)因团体利益冲突而变得效率低下或无法实施时,董事会便常通过扩大或缩减董事会规模、增加外部董事的席次等方式来提升董事会功能。

关于董事会规模对企业R&D投资行为的影响,现有研究有两种截然不同的观点。一种观点从资源富裕理论的角度认为,董事会规模与企业R&D投资正相关。其理由是:首先,董事会规模的扩大,会使实现企业R&D投资所必须的专业技能、管理艺术以及财务知识等在董事会内部实现更好的互补,有利于R&D投资决策过程中吸收各种不同的意见,减少投资风险;Bacon[3]认为,在大规模的董事会中,有多样背景的专业人士而产生的经营决策,决策质量更佳;Xie等[4]也认为,董事会规模的扩充,可汲取不同领域的专业知识,能发挥正面的监督效果。其次,董事会规模可作为衡量一个组织通过外部环境获取相关资源能力的计量指标,董事会规模越大,企业能从外部环境获得的资源就越多,其抗风险能力就越强,从而更有利于扩大企业R&D的投资活动。最后,董事会规模较大时,董事会内部有更多的机会和可能选择富有开拓进取的杰出人士担任企业的CEO,也会导致企业的R&D投资增加;Ocasio[5]指出,在CEO之下的治理联合的平稳性和内聚性能得到很好的竞争时,规模相对较大的董事会更可能产生风险偏好型的CEO。另一种观点从理论和组织行为学的角度得出刚好相反的结论认为,董事会规模与企业R&D投资负相关。其理由有:首先,董事会规模的扩大势必导致一项既定的R&D投资决策最后因董事会成员协调难度的增加而付诸东流;Jensen[6]指出,随着董事会成员的增加,组织内部容易产生派系且需要整合及解决众人的意见使效率变差,不见集思广益的功效,而尊敬和礼貌不及让CEO难堪的风气会占上风,坦率和追求真理的好作风会遭抛弃。其次,董事会规模的扩大会导致决策程序繁琐,决策效率低下;Lipton和Lorsch[7]指出,董事数量的增加很可能导致董事会的功能紊乱,即使董事会的监控能力会随着董事会规模的扩大而增加,但是由此带来的成本将超过其收益,比如,缓慢的决策制定速度、举行更少的关于经理层绩效的公正性的讨论以及对分享风险的偏离。最后,董事会规模的扩大还会产生“搭便车”现象,而一旦这种现象在董事会内部蔓延,就会导致董事会功能丧尽。

由此可见,现有文献关于董事会规模对企业R&D投资行为的影响并没有形成一致的结论。多数学者如:Jensen[8]、于东智[9]、余怒涛等[10]认为董事会对企业财务行为及绩效的影响是一种曲线关系,即存在一个合理的规模,不能太大,也不能太小。另外,董事会规模的治理效应还受公司规模大小的影响严重,当公司规模较小时,随着董事会规模的扩大,其治理效应更多的表现为资源富裕下的知识和专业技能的增加而对企业R&D投资决策的正向促进作用,随着公司规模进一步扩大并超过某一零界值时,此时再增加董事会规模,其正向治理作用又可能表现为因组织行为中的协调难度增加对企业R&D投资的负向阻碍作用。

基于以上的分析,本文提出如下假设:

假设1 在其他因素不变的情况下,随着公司规模的扩大,董事会规模与企业R&D投资之间表现为先增后减的非线性关系。

假设2 在其他因素不变的情况下,随着董事会规模的扩大,董事会规模与企业R&D投资之间表现为先增后减的非线性关系。

3 模型设计与数据来源

3.1 模型设计

根据Hansen[1,11]提出的门槛效应模型,先建立两个存在单一门槛值的门槛模型,然后分别逐渐扩展到多重门槛值模型,两个单一门槛值模型分别是:

模型一是以公司规模(用资产总额表示)为门槛变量的回归模型为

3.2 样本选择

考虑到我国A股市场上近60%的上市公司是制造业,上市公司中披露R&D支出的公司80%以上是制造业和信息技术业[12,13],我们选取2004~2008年度连续披露了R&D支出的制造业和信息技术业A股上市公司为研究样本,研究样本的确定原则为:(1)2004~2008年年报中连续披露了R&D支出的制造业和信息技术业上市公司;(2)考虑到公司的决策制定和规划一般要先于决策的实施,同时为了避免变量之间可能存在的内生性问题,本文将解释变量滞后一期,因此剔除上市时间不足一年的公司;(3)剔除被ST、PT的公司和所有者权益为负值的公司;(4)剔除数据不全的公司。

由于我国上市公司于2007年开始实施新的会计准则,而实施新准则后对于按照“收付实现制”记账现金流量表并未发生根本性改变,为了保持数据的可比性,我们选择了现金流量表中“支付的其他与经营活动有关的现金”附注中披露的研发费用。研究中所需要的其他数据均来自于北京大学中国经济研究中心CCER相关数据库。最终有效样本123家连续5年共615个研究样本。

4 实证分析

为了确定模型的具体形式,首先需要确定门槛值的个数。我们按照Hansen所提供的方法,分别对模型一和模型二依次在不存在门槛、一重门槛、双重门槛和三重门槛的设定下对模型进行估计和检验,结果发现:以资产总额为门槛变量的模型一和以董事会规模为门槛变量的模型二,在单一门槛和三重门槛效应下都不显著;而双重门槛下,模型一在1%显著性水平下显著(F值为47.000,P值为0.003),对应的两门槛估计值分别为2.4e+09元和2.5e+09元;模型二在5%显著性水平下显著(F值为5.103,P值为0.047),对应的两门槛估计值分别为6.50人和10.50人。表2给出了双重门槛下的模型一和模型二的回归结果。

首先看表2中的模型一,回归结果的F值为6.57,对应的P值为0.000,表明模型设定从整体上能够反映回归效果。Wald检验为2.65,对应的P值为0.000,说明固定效应明显。模型一中的双重门槛将董事会规模分为三个不同的区间,并且董事会规模的估计系数和显著性水平在不同区间内显著不同。当资产规模小于2.4e+09元时(简称低规模),尽管系数估计值为正(0.066),但不显著,表明企业资产总额较小时,董事会人数的增加并不一定会导致企业R&D投资额的增加,当资产规模处于2.4e+09元和2.5e+09元之间时(简称中等规模),系数估计值为正(0.641),并且在1%显著性水平下显著,表明当资产规模增加到一定程度后,增加董事会人数将对企业R&D投资有正向促进作用,当资产规模大于2.5e+09元时(简称高规模),系数估计值为负(-0.537),并且在1%显著性水平下显著,表明当企业资产处于高规模状态时,进一步增加董事会人数将对企业R&D投资有负向抑制作用。如前所述,增加董事会人数,可以吸收更多具有不同知识领域人士的加入,他们的加入,可为企业的重大投资决策提供更为科学合理的思考和建议,提高决策的科学性,降低决策失败的概率。但随着董事会人数进一步的增加,由于董事会内部之间的派系斗争和协调难度加大,可能导致最终的决策方案不是最优选择而是多方博弈之后的一种均衡和折中。另外,董事会人数的增加还会导致公司决策程序繁琐,决策机制缓慢,从而导致R&D投资时机的丧失,甚至导致决策失效等。因此,从整体上看,董事会规模与企业R&D投资之间是一种先正后负的非线性关系,假设1正确。但同时应该看到,这其中的正向关系,在资产规模较小时并不显著,也就是说,只有在资产总额超过某一阀值之后,董事会规模与R&D投资之间才会表现出明显的正向关系。由此看来,董事会规模的公司治理效应可能存在类似于宏观经济学中的“低水平陷阱”现象,只有在公司资产和富裕资源达到或超过某一限额之后,董事会规模的治理效应才会显现,当公司规模过小时,企业可利用的资源十分有限,此时增加董事人数,虽能提高R&D投资决策的科学性,但由于受可利用的资源限制而致使这些科学合理的投资决策无法付诸实践,可谓是“巧妇难为无米之炊”。

再看表2中的模型二,同理从对应的F值和Wald值可知,模型二能能从整体上反映回归效应,并且固定效应明显。当董事会人数少于6.5人时,系数估计值(0.057)为正,且在5%的显著性水平下显著,表明此阶段董事会规模的扩大将对企业R&D投资有正向促进作用;当董事会人数处于6.5人到10.5人之间时,系数估计值(-0.056)为负但不显著,表明此阶段董事会规模的变化,对企业R&D投资的影响差异不大;当董事会人数大于10.5人时,系数估计值(-0.101)为负值,并且在10%的显著性水平下显著,表明此时若进一步增加董事会人数,董事会规模会对企业R&D投资产生负向阻碍作用。由此可见,从整体上看假设2成立。我国制造业和信息技术业上市公司最有利于企业R&D投资的董事会人数是介于6.5人至10.5人之间,考虑到董事会人数若为偶数,在股东大会上进行投票时可能会出现半数对半数的投票结果,从而可能出现僵持局面和董事长“把持”董事会的可能,董事会人数为偶数不利于投票决策。因此,我们认为最佳的董事会规模应为7人或者9人。

模型一和模型二中,独立董事在董事会中所占比例对企业R&D投资的影响都未通过显著性检验,表明我国独立董事并未发挥其应有的治理效应,独立董事的“花瓶”现象仍普遍存在。

为了检验上述结论的可靠性,笔者进行了三个方面的稳健性检验:一是改变主要变量的定义和计算,对于解释变量R&D投资,采用研发支出与企业净资产之比,而董事会规模改为本公司年末所有高层管理人员的数量,包括所有董事、监事和高级管理人员;二是增加控制变量,增加控股股东性质、两权设置状态等控制变量;三是剔除R&D支出的极端值(1%)。重新回归结果显示,研究结论没有发生显著变化,研究结果具有较好的稳健性。

5 结论与政策建议

本文研究发现:无论是以公司规模还是以董事会规模为门槛变量,董事会规模与企业R&D投资之间都表现出“先增后减”的非线性关系。但这种非线性关系,只有当公司规模超过某一临界值之后才显著,公司规模较小时,董事会规模的治理效应并不显著,这一现象有点类似于宏观经济学中的“低水平陷阱”现象;同时,这种非线性关系是一种存在双门槛值(6.5和10.5)的“先增后减”非线性关系,当董事会人数介于6.5人和10.5人之间时,其治理效应无显著差异,考虑到董事会规模为偶数时可能出现投票结果半数对半数的僵持状态,因此,最佳的董事会规模应为7人或者9人。研究还发现我国上市公司公司独立董事治理效应弱化,独立董事“花瓶”显现仍普遍存在。

因此,我们建议:(1)保持合理的公司规模。公司规模过小,董事会的很多创新决策项目就无法付诸实践,但过大的公司规模又可能会降低董事会规模的治理效应,应根据企业所处的行业特点、经营环境等,将公司规模控制在一个合理的范围之内。(2)确定合理的董事会规模。董事会规模不是越大越好,也不是越小越好,而应选择一个合理规模,就制造业和信息技术业上市公司而言,最佳的董事会规模是7人或者9人。(3)完善董事会结构,本文研究发现董事会结构对企业R&D投资行为的治理效应不显著,独立董事“花瓶”普遍存在,可以通过调整独立董事的来源和构成等来完善董事会结构来提高其对企业R&D投资的治理效应。如独立董事来源于政府部门还是企业界还是高校好,还需要进一步深入研究。

参 考 文 献:

[1]Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels: estimation, testing, and inference[J]. Journal of Econometrics, 1999, 93: 345-368.

[2]Zahra S A, Pearce II JA. Boards of directors and corporate financial performance, a review and integrated model[J]. Journal of Management, 1989, 2: 291-334.

[3]Bacon J. Corporate directorship practice: member and committees of the board[M]. New York: The Conference Board, 1973.

[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.

[5]Ocasio W. Political dynamics and circulation of power: CEO succession in U.S. industrial corporations, 1960-1990[J]. Administrative Science Quarterly, 1994, 31: 586-611.

[6]Jensen M C. The modern industrial revolution, exit, and the failure of internal control systems[J]. Journal of Financial Economics, 1993, 48: 831-880.

[7]Lipton M, Lorsch J A. Modest proposal for improved corporate governance[J]. Business Lawyer,

1992, 48(1): 59-77.

[8]Jensen M C, Meckling W H. Theory of the firm: managerial behavior, agency cost and ownership structure

[J]. Journal of Financial Economics, 1976, 3(4): 305-360.

[9]于东智,池国华.董事会规模、稳定性与公司绩效:理论与经验分析[J].经济研究,2004,(4):70-79.

[10]余怒涛,沈中华,等.董事会规模与公司价值关系的进一步检验――基于公司规模门槛效应的分析[J].中国会计评论,2008,(9):237-254.

篇（8）

一、引言

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

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

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

二、理论分析框架

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

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

三、变量选取与数据说明

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

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

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

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

四、实证分析

（一）单位根检验

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

五、区域政府公共投资规模适宜性分析与政策建议

（一）区域政府公共投资规模适宜性分析

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

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

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

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

（二）优化区域政府公共投资的政策建议

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

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

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

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

参考文献：

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

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

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

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

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

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

[7]Vedder， R. K. and L. E. Gallaway. Government Size and Economic Growth[R].Joint Economic Committee of the US Congress， 1998：1-15.

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

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

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

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

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

篇（9）

中图分类号：F2243 文献标志码：A 文章编号：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、最低投资规模与企业家福利研究概述

对于最低投资规模，一种较为常见的定义是：最低投资规模是指对投资免责市场或私募发行品种的限制。由于证券管理机构对这类市场的监管力度有限，为阻止中小投资者进入高风险市场，一个比较有效的方法就是对特定投资品种设定最低投资规模。企业有两项最基本的财务活动：投资与融资，因此企业的利益与其投资活动是密不可分的。为了保护中小投资者，大部分风险较高的投资项目都会有最低投资规模要求。我国企业的投资规模受三大因素的影响：投资机会、内部现金流与负债程度。因此，如何确定企业的投资规模也成了经典投资理论的研究热点之一。部分学者的研究结论表明：经典投资理论适用于确定我国企业的投资规模[1]。

目前，国内外学者在投资规模方面的研究主要集中在以下三方面：

（一）关于企业的投资规模与投资机会之间的研究

Modigliani和Miller[2]于1958年在他们的论文中提出了著名的MM理论，该理论开创性地提出了企业的投资规模与投资机会之间的关系。他们的研究认为企业的投资决策与项目的净现值息息相关，决定企业投资规模的是企业的投资机会，其他因素不会对投资规模产生影响。但该研究也忽略了一个重要的问题，那就是信息不对称以及成本对企业的投资同样会产生很大的影响。Stulz（1990）[3]的研究正好弥补了这一不足，他从信息不对称角度分析了负债融资对企业投资规模的影响，指出企业的筹资政策可以减少“投资不足和过度投资”这两种成本。

（二）关于负债融资对投资规模的影响研究

大量研究结论显示投资规模与负债之间是一种负相关关系，而且，这种负相关关系在低成长性企业中体现得比高成长性企业更显著。负债融资可能造成投资不足或投资过度，其原因在于负债融资减少了企业自由现金流，使管理者能够控制的自由现金流减少，而投资不足又将抵消因股东和管理者之间的成本而产生的过度投资行为。防止过度投资行为的方式之一是负债，这样可以降低股东和经理之间的成本，以提高投资效率 [4-7]。短期负债会带来成本，而且，短期负债的成本甚至可能高于长期负债，但是短期负债相对于长期负债来说，对企业投资规模的变化更不敏感。因此，企业可以利用短期负债来对投资不足问题进行控制 [8-9] 。

（三）关于投资规模、财务冗余与融资结构的研究

大量关于企业投资规模方面的研究为企业确定最优投资规模提供了依据，然而，上述文献中的投资规模是由企业自主决定的，而非由监管部门外生决定。那么，外生的最低投资规模究竟会对投资者产生什么影响？如何设置最低投资规模才能做到既能让资金实力弱的中小投资者规避风险，又能提高企业家福利？最低投资规模受哪些因素的影响等，这些问题的研究结论可为政策制定者提供理论依据。本文正是在对以上问题作研究的基础上，得出一些有意义的结论。

本文运用 Tirole（2006）建立的非对称信息下的可变投资分析框架，在一般均衡视角下对最低投资规模与企业家福利、最低投资规模与资本市场均衡利率之间的关系作了深入探讨，考察了最低投资规模对不同类别的企业家的投资活动和福利产生的不同影响。本文的贡献和工作在于：第一，文中的净投资函数及其特征并非像凯恩斯宏观经济学那样直接假设出来，而是通过非对称信息下的最优契约严格推导出来；储蓄函数也是基于外部投资者的跨期效用最大推导出来的；第二，融入了道德风险、成本、异质企业家等被新古典宏观经济学忽略的因素，讨论了最低投资规模对均衡利率的影响；第三，在Tirole（2006）的可变投资模型中引入了新的变量――最低投资规模，就非对称信息下最低投资规模对不同企业家的融资及福利产生的影响进行了严格的理论探讨。

二、模型假设

本文采用可变投资分析框架，其基本假设有：

1参与者：企业家和投资者，其中企业家组成一个测度为1的连续统。

2时期：两期。记为t=0，1，其中第0期投资，第1期获得收益。

3每一个企业家选择投资规模I∈[I，+∞），并且都需要向外部融资。其中I表示最低的投资规模。

4企业家拥有相同的固定投资技术，唯一不同的是企业家的初始资产这里仅考虑企业家之间的一维异质性。A。设A服从区间[A，]上的连续分布，累积分布函数和密度函数分别为G（A）和g（A）。

5项目投资具有风险：如果实施，可能会成功，也可能会失败；成功时产生与投资规模成比例的利润RI，失败时不产生任何收入。

6项目成功的概率受到企业家工作努力程度的影响，但企业家的工作努力程度是不可观察的这里的假设表明项目受到企业家道德风险的约束。实际上，我们还可以把此假设理解为企业家可以选择项目成功概率比较高的项目，也可以选择成功概率低但是他比较喜欢的项目（易于实施、将来能为企业家派生更多副产品、对朋友有利、产生在职消费、等有魅力等）。总之，道德风险是指借款者采取的降低投资者价值的行动。本模型的道德风险强调的是利润降低。从数学上看，是从一阶随机占优的角度而言。。当企业家尽职时，项目成功的概率为pH，企业家没有私人收益；当企业家卸责卸责表明企业家在本职工作上投入太少精力而把主要精力用于其它与项目无关或关系很少的活动。时，项目成功的概率为pL，企业家获得私人收益B>0。记Δp=pH-pL>0。

7在第0期无法获得融资的企业家将其自有资金A用于储蓄。

8市场利率为r>0，储蓄函数S（r）是单调递增的这里的储蓄函数是由外部投资者的偏好最大化推导出来的。限于篇幅，我们没有给出其具体的推导过程。。

9企业家尽职时，项目净现值为正；卸责时项目净现值为负，且单位投资的可保证收入不足以补偿贷款的本利，即该假设可以保证规模报酬不变模型中的最优投资规模是有限的。

ρ1>1+r>max{pLR+B，ρ0}

10其中ρ1=pHR表示单位投资的预期收益率；ρ0=pH（R-BΔp）表示单位投资的预期可保证收入。

11企业家和投资者是风险中性的，且受到有限责任保护。

12设pHR

13企业家具有议价权，其提出一个投资者“要么接受，要么拒绝”的融资契约。

博弈时序如图1所示：

三、最优化模型

篇（10）

1．1．1吉林省天然林保护工程投资规模变化全部林业投资额年度变化大，部分分项变化较弱。图1中绘制了全部林业投资完成额、中央财政专项资金、森林抚育、森林管护、社会保险、政社性支出的投资额的变化情况。第一，全部林业投资完成额和中央财政专项资金投资额在2008有了大幅度提升，而2009年和2010年大幅回落，2011年之后又明显持续增长。第二，森林管护投资额每年都以小额度增幅增长，在2011年有了明显的跳跃后又稳定增长。第三，由于社会保险投资额和政社性支出投资额在2009年以前也有投资，但没有进行单独统计，本研究中只考虑2009年之后的变化情况，2011年社会保险投资明显上升而政社性支出投资略微下降，2012年后又稳定增长。第四，森林抚育于2011年开始投资并以后以小额度稳定增长。整体来说，吉林省对天然林二期的投资力度不断加大。

1．1．2吉林省天然林保护工程投资规模特点分析一方面，国家政策对投资规模的变化起决定性影响。从2011年起，在政策上又有了许多改变，中央财政大幅度提高了森林管护费、社会保险补助费、政策性社会性支出补助费等补助标准，有力地保障了二期工程的顺利实施。为解决林区生态保护与社会发展中出现的新情况、新问题，中央财政切实完善补助政策。2012年，中央财政增加天保工程二期一次性补助资金50．57亿元，支持解决林区安置职工社会保险缴费困难问题；从2014年起，经国务院批准，在东北重点国有林区全面停止天然林商业性采伐，中央财政新增资金用于保障林区社会运转和干部职工基本生活［10］。另一方面，天然林保护工程中各要素补助标准的改变对投资规模也起着重要的作用。针对全部林业投资完成额、中央财政专项资金投资额和森林管护投资额，国家进一步加大了投入的力度，中央财政全额承担既定补助项目的资金投入，不再要求地方财政配套20％［11］。工程一期的森林管护补助标准为26．3元•hm－2•a－1（中央财政21元•hm－2•a－1），工程二期，中央财政按照5元／亩•a－1的标准安排森林管护补助费，与国有国家公益林生态补偿标准一致。关于政社性支出的增长，由工程一期的教育补助1．2万元•人－1•a－1，东北内蒙古等重点林区的卫生补助2500元•人－1•a－1；变为工程二期的教育补助提高到3万元•人－1•a－1，东北内蒙古等重点林区的卫生补助提高到1万元•人－1•a－1。政企合一的政府机关事业单位3万元•人－1•a－1［12］。天保二期工程中增加了对国有中幼林抚育，东北内蒙古重点国有林区后备资源培育的补助。中幼林抚育综合成本每1／15hm2补助120元；后备资源培育综合成本每1／15hm2为330．7～542元，中央基本建设投资人工造林和森林改培每1／15hm2分别补助300元和200元［2］。

1．2吉林省林业经济发展变化和特点分析

工程建设十多年来，在中央财政投资支持下，工程不仅有效地保护和恢复了森林资源，还增加了林业产值。工程区短期内摆脱了生态破坏与贫困加剧相互交织的陷阱，为区域社会经济发展奠定长期资源环境基础［14］。

1．2．1吉林省林业经济发展变化如图2，2007—2013年期间，林业产业总产值及林业三次产业产值呈上升趋势。根据《吉林省林业统计年鉴》，到2013年，林业产业总产值达到13509856万元，其中林业第一产业产值为3623241万元，林业第二产业产值为8270048万元，林业第三产业产值为1616567万元。首先，总产值与第二产值都呈现出快速增长趋势，总产值增长的增幅相对较大。其次，第一产业与第三产业呈现平稳增长趋势。第二产业产值明显高于第一、第三产业产值，第一产业产值第二，第三产业产值相对最低。从增长率变化曲线可以看出，第一产业增长率在最上变为第三产业增长率在最上。

1．2．2吉林省林业经济发展特点分析在2007—2013年间，吉林省林业总产值及三次产业产值在2008年与2011年都有阶段性较快增长，增长率分别为59％、59％、59％、56％和43％、50％、39％、48％。在此期间吉林省林业产业结构不断优化，林业三次产业的比重也由2007年的32：54：14调整为2013年的27：61：12。第一产业比重下降，第二产业比重不断上升，符合库兹涅茨的经济增长理论，第三产业比重稍微下降不太符合库兹涅茨的经济增长理论［15］。从《吉林省2010—2020年林业产业发展规划》中我们可以得知，吉林省正依靠自身优势建设林业经济强省，大力推进林业技术改革，产业结构优化，加快传统林业向现代林业转变的进程，加快林业经济发展速度，提高经济效益。不断提升林业经济发展对区域经济增长的带动功能，对生态建设的保护功能，对职工、农民增收致富的推进功能。争取用十年左右的时间，把林业产业经济建成吉林省国民经济的重要支柱产业［16］。吉林省政府对林业经济发展的重视及政策，使林业经济得到快速发展，林业产值得到稳步提升。

2吉林省天保工程投资规模与林业经济发展水平的相关分析

2．1研究方法本文讨论的是吉林省天保工程投资规模与林业经济发展水平的相关性，但天保工程投资规模和林业经济发展水平是有多个变量组成的，这样，本研究讨论的只是投资规模和林业经济发展水平这两组变量之间的关系。因此，采用典型相关分析方法研究投资规模和林业经济发展水平的相关性比较合适［17］。

2．2数据来源与变量选择以2007—2013年吉林省天然林资源保护工程投资规模和林业产值为分析样本，研究数据来源于《吉林省林业统计年鉴》。天然林投资规模中选用全部林业投资完成额（x1）、中央财政专项资金（x2）、森林管护（x3）、社会保险（x4）、政社性支出（x5）；林业经济发展水平选用林业总产值（y1）、第一产业产值（y2）、第二产业产值（y3）、第三产业产值（y4）。

2．3实证研究

2．3．1显著性检验运用SPSS软件中的相关命令，可以得到表1天然林投资规模变量组的相关系数、表2林业经济发展水平变量组的相关系数、表3天然林投资规模与林业经济发展水平的相关系数矩阵、表4典型变量相关系数、表5典型变量相关的显著性检验的结果。由表1可以看出天然林投资规模变量之间的相关系数总体也具有一定的相关性（除个别变量之间相关性不强）。从表2可以看出：林业经济发展水平变量内部的相关系数较强，在0．9897～0．9991之间。我们从表3中可以得到森林管护（x3）、社会保险（x4）、与林业总产值（y1）、第一产业产值（y2）、第二产业产值（y3）和第三产业产值（y4）的相关性比较强，而投资完成额（x1）和中央财政专项资金（x2）与林业产值的相关性相对较弱。表4中第一组典型变量（U1，V1）和第二组典型变量（U2，V2）的相关系数都为1，说明其具有统计显著性。而后两组没有相关性。由表5中的数据可以检验，表5中Sig显示前两组典型变量组合的检验数为0，在典型性相关分析要求的0．05之内，所以第一、第二前两组组合具有相关性，而表5中后两组的检验数在置信水平之外，所以不具有相关性。

2．3．2典型相关模型分析本研究典型变量中虽然各变量的量纲相同，但为使准确表示数据均采用标准化的典型系数。根据SPSS软件运算结果给出典型相关模型，如表6所示。从第一个典型相关模型看出，中央财政专项资金x2对第一个典型变量U1的贡献最大，相关性最高，典型系数为3．379；其次是全部林业投资完成额x1与政社性支出x5的贡献与相关性次之，典型系数分别为－2．631和2．207。说明天保投资规模中影响林业经济发展水平的主要是中央财政专项资金、全部林业投资完成额和政社性支出投资。林业总产值y1对第一个典型变量V1的贡献较大，典型系数为17．251，第一产业产值y1对第一个典型变量V1的贡献小一些，典型系数为－13．757；说明林业经济发展水平中影响天保投资规模的两种因素相比较而言，林业总产值的影响要比第一产业产值的影响大，显著性更强。从第二个典型相关模型可以看出，森林管护x3对第二个典型变量U2的贡献也大，其次是全部林业投资完成额x1和社会保险x4的贡献量比较小；林业总产值y1对第二个典型变量V2的贡献较小，相比于第一林业产值y2对第二典型变量V2的贡献大一些。

2．3．3典型因子载荷分析通过讨论典型负载系数与交叉负载系数，对原始变量与典型变量之间的相关系数进行结构分析。典型负载系数（canonicalloadings）是典型变量与本组的观测变量之间的两两简单相关系数［18］。由表7可知，林业投资规模的第2对典型变量U2在x3、x4上均有较重荷载，说明森林管护和社会保险这两个原始变量对林业投资规模影响较大。同样，林业经济发展水平第2对典型变量V2在y1、y2、y3和y4上有较高荷重，说明林业产值总额、第一产业产值、第二产业产值和第三产业产值也对林业经济发展水平影响较大。交叉负载系数（crossloadings）是典型变量与另一组的观测变量之间的两两简单相关系数［18］。由于第2对典型变量之间的高度相关，天保投资规模中两个主要变量与林业经济发展水平第2对典型变量呈高度相关；而林业经济发展水平中的四个变量与天保投资规模的第2对中的森林管护和社会保险也呈高度相关。这种一致性从数量上体现了天保投资规模与林业经济发展水平存在一定的内在关系，与天保投资规模和林业经济发展水平指标的实际意义是吻合的。

2．3．4冗余度分析冗余指数（redundancyin－dex）是本组典型变量对另一组变量总变差的百分比，也是交叉的总方差共享比例［17］。由表8可知，第2对典型变量U2和V2均较好地解释了对应的那组变量，而且交互解释能力也比较强。来自天保投资规模的方差被天保投资规模和林业经济发展水平第2对典型变量解释的方差比例分别为52．4％和52．4％；来自林业经济发展水平的方差被天保投资规模和林业经济发展水平第2对典型变量解释的方差比例为84．1％和84．1％。

3结论及对策建议