會計實證論文范文第1篇
關鍵詞：規范會計研究 實證會計研究 歷史軌跡 辯證統一 會計研究范式
一、引言
實證研究方法在經濟學研究領域的廣泛應用，使其被進入到了會計學的研究，從而會計學的研究也被切割為規范研究和實證研究。兩者對于會計理論和實務研究的性質不同，其根本區別是：前者產生時間早于后者，加入了價值的判斷，研究的是“應該怎樣”的問題，對會計研究有自己的主觀觀點，并描述會計研究應該是一個什么樣的狀態;后者研究的是“是什么”，是對會計事實的客觀反映，不對其的價值判斷。受經濟學廣泛采用實證分析方法的影響，從上世紀八十年代起，我國會計理論與會計實務的研究開始應用實證研究方法，通過對實證研究方法的模仿和吸收，目前我國學者大量采用此方法進行會計研究。但對于會計研究應該采用哪種方法的爭論愈演愈烈，學者和理論界對會計理論與會計實務的研究應采用的研究方法出現了以下兩種觀點：一種是過分重視規范會計理論的作用，一些學者認為會計學科屬于社會科學，市場經濟是一系列復雜經濟現象的系統，采用實證研究方法對會計理論和實務進行定量分析是不可能和不科學的;另一種則是片面強調實證會計理論的作用，認為會計科學雖屬于社會科學，但它是發展十分成熟的理論體系，尤其是會計實務必須進行量化才能客觀反映客觀情況，必須采用實證分析方法以體現研究的客觀性和科學性。這種長期以來形成的對會計理論與會計實務的研究應該采用哪種方法的討論和爭議，對我國的會計理論的進一步研究和發展是十分不利。因此，對當前我國會計研究定性研究與定量研究嚴重失衡必須引起重視，如何處理好兩者的關系，亟需為其提供理論和政策指導?；诖?，本文通過對規范會計研究和實證會計研究的問題進行探究和分析，以期為會計研究提供借鑒和參考。
二、會計規范研究與實證研究文獻述評
( 一 )會計規范研究與實證研究相關文獻述評 對規范會計研究和實證會計研究的相關問題，國內外許多學者從不同角度與領域對其進行了廣泛的探討和研究，并提出了很多有價值的觀點和見解。就目前的國內文獻的研究看，對規范會計研究和實證會計研究的研究成果主要集中在以下幾個方面：實證會計學派的產生是歷史發展的必然，實證會計與規范會計兩者之間存在辯證關系，齊獻忠(2001)分析認為實證會計理論不能代替和否定規范會計理論，實證會計研究服務于規范會計研究，規范會計研究的科學建立也要充分運用實證會計的研究成果。我國實證會計研究處于剛剛起步的階段，會計理論研究注重規范而忽略實證。杜興強(2000)通過對規范會計研究與實證會計研究比較分析后認為：第一，會計理論研究之中，“是”與“應該是”，或“事實判斷”與“價值判斷”往往交織在一起，并無明確界限可以判斷或者有意識地去遵循。第二，實證會計研究和規范會計研究之間并無人為的界限，作為實證會計研究精神的對事實解釋和預測應以規范會計研究的目的為歸宿。第三，在會計理論研究之中，由于兩者的互補性，將實證會計研究和規范會計研究對立起來的態度固然不可取，但是絕對否認實證會計研究和規范會計研究的做法也同樣不可取。第四，規范會計理論研究由于是從邏輯高度來把握整個會計理論研究過程，因此其研究成果往往和會計實務存在著一定的差距，而實證會計理論研究則立足于會計實務，因此其研究成果往往與會計實務中的結果比較吻合或基本接近，但是這并不能夠說明實證會計研究和規范會計研究孰優孰劣——“存在的未必合理”。 蓋地、呂志明(2007)分析研究認為，傳統會計研究(規范性研究)始于20世紀二、三十年代的美國，到20世紀六十年代達到黃金時期;實證會計研究產生于20世紀六、七十年代，并在八十年代成為主流。規范會計研究與實證會計研究的產生都有其必然性，都適應了其當時的客觀環境，從方法論角度而言，各有其優缺點。無論規范會計研究還是實證會計研究都不可能一統天下，二者應該和諧共處。從哲學的角度，張自巧(2009)對實證會計研究方法進行了客觀評價，剖析了實證會計研究方法與規范會計研究方法的辨證統一關系，闡述了實證會計研究與規范會計研究相結合的理論基礎，探索了實證會計研究與規范會計研究有機結合具體途徑，認為在構建會計理論的過程中，只有在辯證唯物主義的指導下，將兩種研究方法進行有機地結合，才能促進會計理論研究的健康發展。實證研究方法和規范研究方法是會計理論研究方法的一對范疇，在研究方法上二者各有側重，各有所長，曲京山、喬俊興(2010)對會計理論研究的研究和實踐證明，盡管兩種會計研究方法存在著諸多不同，但兩種會計研究方法在一定程度上存在著互補和聯系性，只有正確地處理好二者之間的關系，在研究中將二者有機地結合起來，實現兩種研究方法的優勢互補，才能提高理論的研究效率，最終促進我國會計理論研究的全面發展?？v觀國內外的研究成果，就規范會計研究和實證會計研究的的相關問題，大多數學者解釋角度的不同導致結論不盡相同。國外對規范會計研究和實證會計研究的研究理論和具體實踐起步較早且趨于成熟，而國內的起步相對較晚。因此，必須對規范會計研究和實證會計研究的問題進行深入研究和探討，以期為改善會計理論的研究提供借鑒和參考。
( 二 )會計規范研究和實證研究發展歷史軌跡 實證會計研究與規范會計研究的發展、創新和演化是伴隨著對會計理論的不斷創新而發展的。規范會計研究的研究方法大致分為演繹法和歸納法，由此分別形成了指導性和描述性理論。從會計理論演化的歷程來看，對其研究可以追溯到古希臘和古羅馬時代，但在當時并未形成嚴格意義的會計理論，僅屬于描述性的。描述性理論成熟的標志是復式簿記理論的提出，它是由1494年帕喬利提出的?；谘堇[法的指導性理論歷程產生于上世紀的經濟大蕭條時期。1929年，美國的整個股票市場出現了嚴重問題，出現了上市公司的會計信息造假、會計信息披露失真、 操縱利潤等嚴重問題，嚴重損害了相關投資者的利益。為使投資者的利益免受其害，美國成立了SEC(證券交易委員會)，它要求必須統一會計準則，從而促進了會計理論的研究。W·A·Paton、J·B·Canning、H·W·Sweeney、K·Macneal等人吸收和借鑒了新古典經濟理論，并對會計實務進行深入了調查，發表了一些具有里程碑意義的論文和著作，提出應按照反映使用者決策所需的現行成本或價值信息為目標重構會計學。他們提出了收益決定模型，認為利潤表應當代替資產負債表，該模型體現了會計所有權導向，會計理論和實務的多項原則在此時得到確立，如權責發生制原則、持續經營原則等。到了上世紀六十年代，對規范會計研究的研究達到了全盛時期。這個時期主張受托責任觀，并提出了阿羅可能性定理，在此定理影響下產生了決策有用觀，并促進了會計實證研究的產生。最早對實證會計理論進行研究的是鮑爾和布朗，他們在1968年發表了《會計數據的實證評估》一文，拉開了實證會計理論研究的序幕。70年代，羅切斯特學派等會計學者進一步對實證會計理論進行拓展和完善。80年代，實證會計研究得到了進一步系統化。1986年，實證會計研究創立者中的兩位美國著名學者瓦茨(Watts)和齊默爾曼(Zimmerman)發表了他們的代表作《實證會計理論》一書，比較完整的介紹了實證會計理論的形成與發展過程，把實證會計研究提高到一個嶄新的水平，成為當前西方財務會計理論中一個引人矚目的新分支，為后續會計理論的研究做出了重要貢獻。他們在書中確立了實證會計理論的著名的三大假設：債務契約假設、管理者薪酬假設和政治成本假設。90年代，實證會計理論的研究者繼續圍繞三大假設展開，研究發現支持這三大動機和最終會計選擇之間的關系。從實證會計理論的發展時間順序來看，實證會計研究從“不成熟”的研究演化為“較成熟”的研究，早期的研究存在著方法論上的弊病，這些弊病被后續的研究所糾正，隨著研究的深入，人們獲得了新的研究思路，并由此產生了更豐富的理論。
三、會計規范研究與實證研究辯證關系分析
( 一 )會計規范研究與實證研究對比分析 (1)規范會計研究。上世紀初葉，很多企業的會計實務工作比較繁瑣蕪雜，面對這些會計工作時會計從業人員的工作較混亂，缺乏基本的規范，亟需進行規范，會計規范研究在此情形下產生。會計規范研究研究的是“應該是什么”，即從邏輯的高度概括或指明會計實務和會計原則應該是什么，強調其規范性的要求，從而促進會計實務的規范性。規范會計研究使用“前提—推論”的研究路徑，借助邏輯抽象推理進行會計研究，其對會計研究的主要方法既又歸納法，也又演繹法。歸納法就是通過對大量的會計現象和實務進行分類研究，概括出其內在聯系，體現了從一般到具體、從具體到抽象的邏輯方法，從而歸納概括出會計理論。歸納法的優點在于不受預定的模式限制。演繹法是從一般性原理如會計目標、假設到個別事實如會計實務的準則和方法的邏輯方法。演繹法的推導過程是前提命題到結論在進行驗證，最后指導具體會計問題。其優點在于使各項會計理論有密切的內在聯系，導出的結論邏輯比較嚴密。但是，規范會計研究也存在一些系統性弊端：第一，會計理論的研究需要對演繹法的假設進行檢驗和判斷，而規范會計研究往往忽視了這一點;第二，會計規范研究導致對會計主體的行為因素不重視;第三，由于缺乏大量會計經驗的支撐，往往導致規范會計研究的會計研究出現“閉門造車”式的論斷。(2)實證會計研究。實證會計研究的是會計學“是什么”的知識體系，是對會計事實的客觀反映，不加入對其的價值判斷，目的是揭示會計的內在規律，從而更好地解釋和預測會計實務與理論。具體來說，會計研究中應用實證分析，主要是通過“成本一利益”的分析，對管理當局和會計準則進行闡釋和預測，并對其進行有意識地選擇。對會計理論和會計實務進行實證分析的大致思路是：首先，依據現實情況和基本原理、理論等，對此研究進行假設;其次，根據上面的假設，采用科學方法對相關資料進行盡可能地收集;最后，對收集到的數據和資料進行分類、計算、處理，通過研究得出結論。從對會計理論和會計實務進行實證分析的過程來看，實證會計研究具有嚴密的科學性、定量方法被廣泛運用、偏重實務性等特征，其采用定性分析與定量分析相結合的研究方法，研究時運用統計學方法和概率論基本理論，通過對會計實務進行預測和闡釋，有很強的實踐指導作用。實證會計研究在會計理論和會計實務的研究中得到了廣泛應用，但也同樣存在一些局限。如其對政治成本、厭惡風險程度等無法明確定義和量化，各項變量之間是否是線性關系無法明確，而建立的模型大多數是線性模型。
( 二 )會計規范研究與實證研究的辯證統一 基于上述分析可知，會計規范研究與實證研究都具有各自不可替代的特定功能;在對會計理論和會計實務進行研究時對兩方法應該相互依賴、互相滲透;單純依靠某個方法進行研究都不能完全避免和克服的各自的系統缺陷;兩者都忽視了對會計研究應該是從特殊到一般再到特殊的過程，應做到邏輯主義和非邏輯主義的統一;實證會計研究對某個具體會計問題進行證實或證偽有效，但對會計理論框架卻無能為力，必須應用規范會計研究。所以，片面強調某一方法是不對的，在對會計研究時應做到把規范會計研究和實證會計研究有機的結合起來，而不能偏頗。(1)會計研究應是一般到具體到一般的過程。規范會計研究是從會計假設或目標出發演繹出一系列的基本原則以指導會計工作;實證會計研究則是根據搜集的數據和資料進行檢驗，進而對研究結果證實或證偽。也就是說，實證會計研究和規范會計研究的邏輯是不相同的，前者是由一般到具體，后者是由具體到一般。由此而言，對會計理論的研究應該是一般到具體到一般的有機結合，努力實現兩者優勢互補。(2)因兩者會計研究的層面和視角不同，更不能將兩者割裂。為了挖掘會計理論框架的內在邏輯，規范會計研究在較高的理論層面進行研究，如研究財務會計的框架;而實證會計研究則對十分具體的會計理論和現象進行研究，如存貨發出的計價問題，應采取先進先出法或者后進先出法等。實證會計研究的會計問題愈來愈細微，規范會計研究者借此批評其對會計理論的貢獻甚微，會計研究的目標層次愈低，就更多的要求進行實證分析，反之，更要求進行規范分析。因此，規范會計研究與實證會計研究的層面和視角不同，就必然要求組成一個整體，而不能將兩者割裂。(3)事實判斷和價值判斷的密切關聯性。規范會計研究的會計目標屬于較高層面，需要對其進行價值判斷，實證會計研究的會計目標屬于較低層面，則需要對其進行事實判斷。事實判斷和價值判斷之間存在密切關聯性，所以，規范會計研究不可能摒棄事實判斷，實證會計研究也不可能排除價值判斷。在研究會計目標時，應實現兩者的和諧共處，不能厚此薄彼。事實上，兩者之間并沒有人為設置的鴻溝，規范會計研究是實證會計研究的目的和歸宿，兩者對于不同層面的研究，互相結合、互相補充，可以對會計目標進行更深入的解釋。規范會計研究從邏輯高度的會計研究，必然會與實際實務存在誤差，而實證會計研究則可以補充和修正，在會計研究中必須實現兩者的有機結合。
四、會計研究啟示及我國會計研究范式的選擇
( 一 )優勢互補，相得益彰 著名物理學家波爾說過，站在一條深刻真理對面的往往是另外一條深刻的真理。鑒于規范會計研究和實證會計研究兩者各具優勢和弊端，偏廢任何一方都是錯誤的，應避免兩者的對立，承認雙方的價值，積極促進其有機結合。經濟活動的特殊性決定了對會計目標的研究既要做到規范分析，又要實證分析，做到定性分析和定量分析相結合。實證會計研究屬于定量分析，規范會計研究屬于定性分析，定性分析是定量分析的基礎和前導，對進一步的研究起著預見和指導作用，定量分析是定性分析進一步研究的深化，對其進行糾正和檢驗。在研究中做到兩者統一，既保障了會計理論的縝密性，又不失精確性。
( 二 )區分側重，適度應用 目前我國對會計研究采用的主要方法是規范研究方法，實證研究方法僅是為研究的需要服務，處于從屬地位。原因在于：我國目前沒有完全建立社會主義市場經濟理論體系，實證會計研究應建立在相對成熟的會計理論之上，否則對其研究也會成為無本之木。我國很多企業的公司治理結構還很不完善，熟練的職業經理人還很缺乏，股權交易市場欠發達等問題。企業經濟數據的質量和準確性不高，存在數據的統計口徑、數據的連續性和可比性、會計數據造假、會計信息失真等問題。實證研究型的會計人才嚴重匱乏，要求具備扎實的財會、經濟、數學和計算機等方面的知識。對會計目標實證分析的預測效果不盡人意。鑒于此，對會計理論的研究應該做到以規范研究為主，加大實證研究力度。
( 三 )量體裁衣，確定方法 規范會計研究與實證會計研究都有優勢和弊端，在對會計理論和會計實務的研究過程中應該采取何種方式?選擇以哪一種為主的研究方法應當根據會計研究的對象確定。一般來講，越是具體的問題，應越偏重采用實證會計研究;而越是高層次、帶有決策性的問題，應越偏重采用規范會計研究。在過去的一段時間內，相關政策的政策性效應明顯，會計數據造假、會計信息失真等問題，對其研究采用實證分析方法的研究意義不大，應采用規范會計研究。隨著經濟體制的深入改革，法律法規的出臺，證券市場的成熟，對會計理論研究的采用實證會計研究的環境和條件日漸成熟，今后的實證研究的數量應逐漸增多。
*本文系遼寧省社會科學規劃基金項目“遼寧省鄉鎮政府財務狀況及對策研究”(項目編號：L11CJL039)階段性成果
參考文獻：
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( 編輯 聶慧麗 )
會計實證論文范文第2篇
及時性是信息披露質量的重要標準, 直接影響信息決策的有用性。我國資本市場的信息披露制度中存在諸如披露不及時、遺漏等方面的問題。為了提高信息披露的及時性, 監督管理部門制定了預約披露制度。但是, 依然有一些公司并不能按照預約披露日公開披露年報信息, 那么公司提前或延遲披露年報是什么原因導致的, 提前或延遲又能傳遞什么樣的信號?本文側重于分析公司會計信息披露時間的選擇是否傳遞了不同的信號。
信息不對稱及其導致的逆向選擇問題在證券市場上普遍存在。解決這一問題的一個方法就是信號傳遞, 信息披露就能起到信號傳遞的作用。上市公司通過發布財務報告向外界進行信息披露, 避免內部人利用信息優勢獲利以及減少內部信息的存在, 從而緩解信息不對稱所帶來的不良后果, 有效促進證券市場的運行。
2 文獻綜述
劉建勇、朱學義 (2008) 研究了信息披露及時性與可靠性之間的關系。發現我國上市公司信息披露及時性與可靠性之間存在著負相關關系。陳愛華 (2013) 研究了內部控制鑒證是否影響年報披露的及時性。發現對內部控制進行鑒證的公司顯著傾向于較早披露年報, 說明上市公司執行內部控制鑒證的必要性。孫蓉, 蔡凱凱 (2009) 、王善平 (2014) 等研究了審計報告與年報披露及時性的關系。發現審計報告時滯和審計師變更顯著影響上市公司年報披露及時性。
本文是將實踐披露日與預約披露日的時間間隔為及時性的替代變量。有兩點好處:一是由于信息披露時間的選擇可能受交易所、會計師事務所等非公司層面因素的影響, 因此該指標的選取可以排除此類因素的影響進而單純考察信息披露公司的動機。二是由于披露制度的要求, 該指標的選取能充分反映預約披露日對實際披露日選擇的影響。
3 研究方法
本文選取2014~2016年深戶兩市上市公司年報數據, 采用市場調整模型, 以年報時滯為及時性的替代變量, 實證研究中國上市公司會計信息披露及時性的信號傳遞效應。
4 實證研究
4.1 變量選取
(1) 市場反應的衡量。
(1) 研究窗口的確定。投資者對信息的反應主要是通過證券市場股票價格的變化體現出來, 因此采用累計超常收益率CAR來作為市場反應的替代被解釋變量。采用多元線性回歸分析的方法, 將年報實際披露日的前后三天作為窗口期。
(2) 超常收益 (ARit) 。實際回報與正常期望回報之間的差異。即:ARit=Rit-Rt-。
其中, Rit指i股票在t日的個股回報;Rt-指i股票所對應的市場在t日的市場平均收益率;ARit指股票i在t日的超常收益。
(3) 累計超常收益 (CAR) 。該變量是匯總一定時期內的超常收益。即
(2) 報告時滯的衡量。
披露及時性變量選取方面, 將實際披露日與預約披露日的時間間隔作為及時性的替代變量。即Rlagi=RDatei-Esti Datei。
(3) 控制變量。
考慮的中國資本市場具有的特點, 控制變量設置如下:
(1) 業績預告 (Predict) , 為上市公司年度的每股收益減去預期每股收益。
(2) 經營業績, 用每股收益來表示公司的經營業績。
(3) 公司規模 (Size) , 用上市公司會計期末總資產的自然對數來衡量。
(4) 審計質量, 設置虛擬變量Audit來表示審計報告類型。當出具標準審計報告時, Audit=1;當出具非標準審計報告時, Audit=0。
(5) 交易所 (Exchange) , 設置虛擬變量Exchang來表示, 在上海證券交易所上市, Exchange=1;在深圳證券交易所上市, Ex-change=2。
(6) 股權結構 (PUL) , 用上市公司前十大股東持股比例來衡量。
(7) 資本結構 (LEV) , 用債務資產比率來衡量。
4.2 假設的提出
假設1:上市公司年報發布累計超常收益與報告時滯顯著負相關。
假設2:業績預告會減弱年報披露及時性的市場反應程度。
假設3:上市公司累計超常收益與每股盈余正相關。
假設4:上市公司累計超常收益與公司規模負相關。
假設:標準審計意見能引起更大的市場反應。
4.3 研究模型的建立
根據模型進行分析, 如表1所示是對模型的匯總, 給出了衡量該回歸方程優劣的統計量。Adjusted R Square為0.032.證明回歸模型擬合程度較好, 解釋變量對被解釋變量的解釋能力具有理想的水平。
如表2所示是回歸模型的方差分析。表中F統計量等于2.190, 概率P值等于0.028小于顯著性水平0.05, 所以模型中各解釋變量和被解釋變量之間的線性關系是顯著的。
對樣本按照CAR符號進行分組, 按照CAR≥0、CAR<0和未分組分別進行回歸, 結果如表3所示。
結果顯示: (1) 報告時滯與CAR關系分析。在全樣本分析中, Rlag與CAR在5%和1%的水平上顯著負相關, 回歸結果支持假設1。在分樣本分析中, 在CAR<0組, Rlag同CAR在5%的水平上負相關。但在CAR≥0組中, Rlag與CAR正相關。根據會計謹慎性理念, 可能與投資者的謹慎心理及風險厭惡有關, 雖然延遲披露被視為壞消息而提前披露被視為好消息, 但投資者對壞消息的反應遠大于對好消息的反應。
(2) CAR與業績預告關系分析。在全樣本分析中, 未剔除按時披露樣本分析顯示業績快報與CAR分別在10%、5%的水平上顯著正相關, 這與假設2不一致, 說明業績預告實際上能加強年報披露時的市場反應。在分樣本分析中, 在CAR<0組和CAR≥0組中業績預告與CAR均呈顯著正相關。
(3) 每股收益與CAR關系分析。每股收益與CAR呈顯著正相關, 支持假設3, 說明我國投資者對公司年報披露中的業績信息比較關心, 此類信息能夠引起較大程度的市場反應。
(4) 公司規模與CAR關系分析。全樣本分析, 公司規模與CAR顯著負相關。支持假設4, 即規模小的公司股價對信息披露的反應比規模大的公司更劇烈。在分樣本分析中, CAR≥0組無論是否剔除按時披露, 公司規模與CAR分別在5%、10%的水平上顯著負相關, 而在CAR<0組, 公司規模與CAR呈不顯著的正向關系。
(5) 審計意見與CAR關系分析。全樣本分析以及分樣本CAR<0組中, 審計意見與CAR呈不顯著的負向關系。而在CAR≥0組中, 審計意見與CAR在5%的水平上顯著正相關, 支持假設5, 對于具有好消息的年報, 更加引起投資者對會計信息的可信度的重視。
5 研究結論與建議
本文對年報披露的信號傳遞效應進行了實證研究得出:延遲披露具有更小的累計超常收益, 而提前披露具有更大的累計超常收益, 報告時滯與市場反應顯著負相關, 即年報披露越及時市場反應越大。本文不僅證實了年報時滯具有信號傳遞效應, 而且也間接驗證了年報預約披露制度的有效性。
本文認為會計信息要具有信號傳遞作用, 其本身應是可信而充分的。在可信性方面, 我國會計信息存在嚴重的失真現象, 會計人員出具虛假財務報告, 進行利潤操縱。因此, 會計信息信號傳遞功能的充分發揮就必須有可以信賴的經濟制度以及完善的法律制度作為保障。其中, 審計制度的建立是關鍵。一是要注重注冊會計師的業務素質、職業道德的提高, 二是要對審計環境進行改善, 在保證審計獨立性的同時對強法律責任意識進行不斷地加強, 嚴厲制裁審計作假現象, 進而有效的清除市場上存在的虛假信號。在充分性方面, 由于會計準則的不完善, 存在信息披露簡單、該披露的信息得不到披露、內部信息與內部交易等現象, 致使部分信號傳遞不充分、不及時甚至得不到不傳遞。因此, 要以會計法制建設為保障, 要求上市公司及時披露所有可靠的信息, 控制內部信息存在, 對內部交易行為進行嚴厲打擊, 保證市場的透明度。
摘要：上市公司年報預約披露制度是中國資本市場的一項特色規定, 本文研究了在這一特殊制度背景下上市公司的信息披露及時性信號傳遞效應。研究發現:市場反應與年報及時性呈負相關, 公司提前披露下一時點的會計信息有較強的透明度和較低的盈余管理水, 這說明不同披露時機的選擇則傳遞的信號不同。
關鍵詞：及時性,信號傳遞,報告時滯
參考文獻
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會計實證論文范文第3篇
關鍵詞:農村金融 格蘭杰檢驗 信貸支農 實證分析
一、安徽農村信用社信貸支農特征分析
農村信用社的可持續發展和支農作用的發揮不能脫離目前的整體農村金融環境,對于我國當前的農村金融體制和深層次特征,眾多學者進行研究并得出有意義的結論,林毅夫從農村發展金融改革等宏觀層面分析了我國目前的農村金融體系,指出我國金融改革應該注重培育和發展中小金融機構,充分發揮農村金融在農村勞動力轉移、農業結構的調整和農村社會保障中的作用。“中國農村金融組織的行為與制度環境”課題研究認為,為了推動農村金融的發展,應該適度開發市場,允許新的符合條件的產權清晰的民營性質的金融組織加入農村金融機構,以促進農村金融市場的適度競爭,通過競爭來促進農村信用社的改革和農村金融的發展。何廣文教授提出,可以將農村金融監管機制、各種農村金融供給機制和農村金融需求機制等聯系起來,在一個大系統中分析和綜合研究,使得各類資源得到最優組合,實現農村金融供求的最優動態均衡,“三農”資金需求得到最優化的滿足。
自從安徽農村信用社進行改革以來,積極發揮支持“三農”經濟發展的主力軍作用。根據農村經濟發展的特點,在貸款期限、投向和定價方式等方面作出積極的調整;根據農村經濟的季節性特點合理安排信貸資金,最大限度地滿足經濟發展對資金的需求;針對農村經濟主體對資金需求規模不斷擴大的態勢,農村信用社在貸款額度上積極調整授信額度,以滿足和培育優質客戶的要求。同時,農村信用社自身的改革在不同區域取得不同程度的成效,其中在皖南和沿江經濟較為發達地區,農村信用社的資產質量有了明顯的好轉,不良貸款低于全國平均水平(沿江的不良貸款率截至2007年末為9.1%);利率浮動擴大了農村信用社的盈利空間,緩解了農村信用社的經營壓力,在皖北經濟較為落后地區表現尤為明顯。但是農村信用社信貸支農仍存在諸多不利于農村經濟發展的因素,信貸支農資金非農化傾向嚴重,大額貸款占比不斷擴張和小額信貸趨于下降的態勢體現農業產業的深化和非農產業的擴張,同時凸現農村信用社經營商業化和非農化傾向,對農戶的金融服務力度弱化。
從表1可以看出,自2004年以來,單筆貸款在2萬元以下的貸款占比下降幅度較大,說明隨著安徽農村經濟的發展,對小額貸款的需求呈下降趨勢,農村信用社在支持農業產業深化的同時,農村信用社大量資金流向城市工商企業、房地產開發等利潤高的行業,擠占了“三農”的信貸資源,進一步加劇“三農”信貸投入不足的局面。而農村信用社的商業化經營傾向正是農村扶貧小額信貸占比萎縮的主要原因。同時農村信用社整體經營實力和經營市場環境沒有從根本上得到改觀,農業和農村經濟發展資源匱乏、信貸投入不足的現象依然嚴重,信用社信貸資金運用渠道不暢,信貸結構性矛盾突出;創新滯后制約了農村信用社業務經營和發展,資本金不足和監督部門風險硬約束導致信用社不能滿足優質大客戶對信貸資金增長的需求;非信貸資金運用效益不高影響自身經營效益,流動性過剩對信用社自身的經營發展以及其支農職能的發揮都將產生重要的影響。浮動利率機制雖然提高了信用社的盈利空間,對貸款實行了普遍的利率上浮,也可能由于逆向選擇行為而增大信貸資產的風險,沒有建立相應的風險定價機制;不良貸款地地域分布明顯,皖北地區遠遠高于全國平均水平,資產質量不高、不良貸款居高不下將會嚴重影響農村信用社的經營發展和支農作用;信貸資金的周期性不能完全適應農村經濟發展的需求,仍需要作出適當的調整。
二、安徽農村信用社支持農村經濟發展的實證分析
考慮到數據的可獲得性和準確真實性,綜合現有研究成果,以DKYE表示樣本點范圍內的農村信用社貸款余額,YICHAN表示樣本點范圍內的一產增加值,首先對變量取對數的形式,以消除數據中存在的異方差,使數據更為平滑,易于建立模型。
1.變量的平穩性檢驗。變量的平穩性是時間序列模型的重要前提,因此要進行平穩性檢驗,否則可能產生偽回歸。本文采用ADF統計量檢驗變量的平穩性,如ADF統計量的絕對值大于臨界值,意味著該變量不存在單位根,即平穩。根據赤池信息準則(AIC)和施瓦茲準則(SIC),運用Eviews軟件得到結果如下:
注釋:C代表含有常數項,T表示含有時間趨勢項,2表示二階滯后,△表示一階差分。貸款余額和一產產值的對數形式是非平穩序列,一階差分后為平穩序列,即貸款余額與一產產值同階單整,表示二變量之間可能存在協整關系。
2.協整檢驗。盡管每個變量可能是非平穩的,但是它們的線性組合可能是平穩的,協整表示解釋變量與被解釋變量之間長期存在某種均衡關系,即一變量的變化會導致另一變量的變化。本文采用GE兩步法,對回歸方程的殘差進行單位根檢驗,判斷貸款余額與各經濟變量之間是否存在協整關系。
從上表可以得出,在90%的水平線上,殘差ADF統計量的絕對值大于ADF臨界值,表示lndkye與lnyichan存在協整關系,即存在長期的均衡關系,由于對數變化不改變原數據之間的關聯關系,因此可以使用上述數據檢驗貸款余額與一產的格蘭杰因果關系。
3.格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果檢驗法可以檢驗信貸增長與經濟增長關系的方向。格蘭杰因果關系指出:如果兩經濟變量X與Y在包含過去信息的條件下,對Y的預測效果要好于只單獨由Y的過去信息對Y的預測,即變量X有助于變量Y預測精度的改善,則稱X對Y存在格蘭杰因果關系,在檢驗金融發展是否是經濟增長的原因時,可以構造格蘭杰因果檢驗模型如下:
無約束回歸模型(U):lnyichant=α0+pi=1∑ailnyichant-i+qi=1∑βilndkyet-Ii+εlt
有約束回歸模型(R):lnyichant=α0+pi=1∑ailnyichant-i+εit
進行OSL估計,進而進行如下假設檢驗:
原假設H0:β2=……=βq=0(1ndkyet不是引起lnyichan變化的t格蘭杰原因)
備擇假設H1:β1,β2,……,βq不全為0(1ndkyet是引起lnyichant變化的格蘭杰原因)
利用Eviews軟件,對解釋變量貸款余額與其他被解釋經濟變量進行格蘭杰因果檢驗,根據SIC和AIC最優準則,得到如下結果:
即表示在90%的水平下,安徽農村信用社與安徽農業產值只有單向格蘭杰因果關系,即安徽農村信用社的貸款是安徽農業發展的格蘭杰原因。表明農村信用社的貸款是推動了安徽農業的發展。從上面的協整關系可以看出,農村信用社對農業產值的彈性系數為0.26,表明貸款擴張l%,會引起農業產值0.26%的增長,說明農村信用社信貸投入對農業產值的影響不顯著,對農業發展的支持不力。
三、信貸支持“三農”經濟發展的幾點建議
“三農”經濟在國民經濟中處于舉足輕重的地位,“三農”經濟發展離不開資金支持,安徽農村信用社要切實轉變觀念,克服在支持“三農”經濟發展中的不足,更好地發揮支農主力軍作用。
1.積極創新信貸方式,不斷拓展信貸資金使用渠道。農村信用社要針對目前安徽農村經濟發展和農村產業結構的調整和新要求,大力發展“小額貸款”,積極采用“聯戶聯保”等貸款方式,逐步提高貸款額度,拓寬貸款范圍,促進農業增效和農民增收。要支持調整農業結構,推動農業產業化進程,要在生產、流通、增值、集約等環節分別提供資金支持,拿出更多的資金支持農業產業化,在社會主義新農村建設中,農村信用社要在幫助農民增收、支持農業產業化和促進農村城鎮化建設等支農業務方面實現新突破。針對目前部分農村信用社信貸資金非農化傾向,相關部門應制定相關政策來保持和增大小額信貸在農村信用社信貸的比重。進一步加大支農力度,努力實現農村信用社、“三農”經濟和社會的多贏。
2.深化農村信用社改革,進一步發揮支農主力軍作用。目前,深化農村信用社改革已經啟動,要通過改革,促進農村信用社切實轉變經營機制,確立其在金融支持“三農”經濟發展中的主渠道作用,農村信用社要不斷完善一級法人治理機制,從當地實際出發,因地制宜鼓勵當地產業化龍頭企業持股,相互融合,實現資本主體多元化,真正做到農村信用社由誰出資、由誰管理、由誰受益、出了問題誰負責,形成“資本自聚、經營自主、盈虧自負、風險自由”的機制。要建立以效益為目標的人力資源配置優化機制,建立與效益、業績緊密掛鉤的薪酬激勵機制,形成有效的績效考核和收入分配機制。
3.加強農村金融生態環境建設,優化農村信貸環境。各級政府要充分發揮市場機制在金融資源配置中的作用,切實廢除對農村信用社的各種歧視性、限制性政策,努力為農村信用社創造公平有序的市場環境;充分發揮公共財政職能,加大對“三農”經濟及新農村建設的支持力度,擴大農村金融市場需求;優化金融信用環境,綜合運用經濟、法律、宣傳、輿論監督等手段,建立和完善社會信用的正向激勵機制和逆向懲罰機制,引導農民和農村經濟主體樹立良好的信用意識;農村信用社要加強與人民銀行、銀監會、工商、稅務等相關部門的協調配合,有效整合資源,加快農村信用社征信體系建設;加強農村金融法制建設,依法打擊逃廢農信社債務的行為,維護農信社合法債權,營造公平正義并富有活力的農村金融法制環境。
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(作者單位:華南師范大學 廣東佛山 528225)
(責編:呂尚)
會計實證論文范文第4篇
[摘 要]近60年來，國內外著名學者關于上市公司股權結構問題展開深入而廣泛的實證研究。研究結果表明股權結構的合理配置，對公司治理結構有著至關重要的作用，同時可以提高上市公司的經營績效。在企業現代管理制度中，股權集中度、股權制衡度作為公司治理的關鍵因素，對企業的生產經營效率與公司業績起著關鍵作用。文章聚焦于遼寧省上市公司股權結構層面，系統分析了股權集中度、股權制衡度與公司績效間的關系，并以 2008—2015年相關數據為樣本構建回歸模型進行實證研究，以期引導遼寧省上市公司實現公司績效的提升。根據文章的實證數據顯示，上市公司股權集中度與企業績效呈現倒“U”形曲線，股權制衡度與上市公司績效呈現一定程度的負相關關系。最后結合實證研究結論，對優化遼寧省上市公司股權結構、提升治理效率，進而提高公司整體經營績效，提出對策建議。
[關鍵詞]股權集中度；股權制衡度；公司績效；股東持股比例
[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2017.01.144
1 文獻綜述
1.1 股權集中度與上市公司績效
Jensen和Meekling在其論文中闡述了代理理論，包括股東和債權人之間的代理關系，管理層與所有者的代理關系等。兩位學者認為：股權越集中，公司績效越高。Fama和 Jensen認為，高度集中的股權結構會導致公司價值的損失。由于高度集中的股權必然強化管理者的地位，不利于市場進行有效的資源配置。還有國外著名學者認為，控股股東與中小股東之間存在嚴重的利益沖突，使控股股東可能用犧牲其他股東的利益來尋求自身的利益。此時股權分散型企業的市場價值和業績要優于股權集中性企業。
孫永祥等以不同時期，不同規模的公司作為樣本進行了實證分析，研究顯示：股權集中度與公司價值之間存在著較顯著的倒“U”形曲線關系。另外有學者提到委托代理理論和股東積極理論，選取2008—2012年滬、深兩市的上市公司大數據為數據樣本。探討了股權集中度與公司績效的關系問題，結果認為，二者有倒“U”形關系。仍有學者認為，當大股東持股比例高于50%時，大股東持股比例與公司業績在統計學意義上呈現正相關關系。李亞靜的研究表明，股權集中度與公司價值之間顯著負相關。同時，還有學者以創業板上市公司2010年數據為樣本探討了股權集中度與公司績效的關系。結果認為，二者呈正“U”形關系，也就是說當控股股東股權比例對公司績效的影響是先降低，然后上升的關系。
根據國內外學者的實證研究與理論分析，認為股權集中度對公司經營績效是呈相關關系的?，F階段學術界對于股權集中度究竟如何影響公司經營績效，尚無統一定論。
1.2 股權制衡度與上市公司績效
Nagar 等學者研究發現，存在一定程度股權制衡的公司由于大股東間能夠相互牽制、相互監督，對公司發展更有利，其公司價值要高于一股獨大公司。Maury 研究了芬蘭上市公司相關數據，發現各個大股東持股比例相當時，公司業績表現較好，且控股股東類型也是影響公司業績的因素。還有著名學者分析大股東之間股權制衡的程度對公司績效的影響，認為多數上市公司的后九大股東集中度有利于提高公司價值，在抑制第一大股東私利行為方面發揮了積極的制衡作用，但存在國有股比重較低的公司中，中小股東更易受到利益侵害。
趙景文、于增彪等學者強調多個大股東的存在對公司績效的影響，研究發現股權制衡公司的業績顯著差于同行業、總資產規模最接近的一股獨大公司。陳志軍、徐鵬從動態競爭的視角研究了股權制衡與公司績效的關系，選取了231家高科技公司2008—2012年的數據，通過實證分析得出二者呈正相關關系的結論。王麗麗選取滬、深兩市上市公司2009—2010年的數據作為研究樣本，建立了第一大股東持股比例和前十大股東持股比例為變量的兩個回歸模型，進行回歸分析得出，股權制衡度與公司績效呈負相關。隨著股權制衡度的提高，反而降低了企業經營績效。這可能和我國現階段企業發展水平相關，股權制衡還受到其他許多方面的影響，不像國外那樣能夠發揮股權制衡對公司績效提升的積極作用。
關于股權制衡度對公司績效影響的理論研究，大部分學者是支持股權制衡度越高，企業治理效率越高，經營績效也越高。但是也仍有學者認為股權制衡不利于公司經營績效的提高。
由上述可知目前關于股權集中度和股權制衡度與公司績效關系方面的研究，國內外學者研究的成果并不一致，其中關于股權集中度與公司績效之間關系的研究成果分為正相關論、負相關論、曲線論；關于股權制衡度與公司績效之間關系的研究成果為正相關、負相關。
2 研究假設
2.1 股權集中度與上市公司績效存在倒“U”形關系
一般認為，高度分散的股權會抑制股東對管理層的監管以及對經營激勵的熱情和動力，小股東跟隨行為也會增加，這必然導致管理人成為公司實質控制人，大大增加代理成本，最終降低公司績效。高度集中的股權結構下，由于大股東對公司擁有絕對控制權，他們完全有可能為了自身收益而侵害中小投資者的合法收益。在股權相對集中的情況下，各控股股東持股比例相當，屬于共同控制上市公司的股權類型，避免了一股獨大的不利影響，而且對高管的監管有更多的積極性，從而有利于上市公司治理水平、經營績效的提高。
因此本文提出假設：
H1：股權集中度與上市公司績效存在倒“U”形關系。
2.2 股權制衡度與上市公司績效存在正相關關系
針對投資者的保護機制尚不完善的情況，引入其他股東與大股東共享企業控制權，能夠抑制大股東侵占公司資源的行為，同時起到保護中小股東利益的作用。公司的經營決策須經各大股東一致通過，監督的有效性能夠保證企業經營效率的提高。在現代企業管理制度中，股權制衡度作為公司治理水平的重要指標，對公司業績提升起著至關重要的作用。因此存在一定股權制衡度的上市公司，股東之間相互監督、限制，能夠阻礙大股東的利己行為，推進公司更好更健康的發展。
因此本文提出假設：
H2：股權制衡度與上市公司績效存在正相關關系。
3 研究設計
3.1 數據樣本的來源和選擇
文章選取遼寧省上市公司作為研究樣本，所用數據主要來自上市公司每年公布的年度財務報告。初始樣本78家上市公司，剔除被ST的上市公司以及有極端值的上市公司，并且為避免A股、B股、H股的差異，最終有效樣本數據為65家上市公司?；貧w分析及檢驗均采用SPSS 21.0統計軟件進行。
3.2 變量定義
3.2.1 因變量
學術界關于公司績效的度量指標有很多，比如采用凈資產報酬率、銷售凈利率、總資產收益率等會計指標，也有的用托賓 Q 值等市場數據來衡量。由于托賓Q值是基于市場價值來計算的，而市場價值的取得有很大的變動性，并且不易得到。因此本文選擇凈資產報酬率（ROE）來衡量公司績效。
因變量 Y（ROE凈資產報酬率）=公司年度凈利潤/股東權益平均余額。
3.2.2 自變量
本文主要探究股權結構對公司績效的影響程度，包括股權集中度和股權制衡度。我們主要采用第一大股東持股比例以及前五大股東持股比例來作為股權集中度的替代變量。采用第二大股東與第二至第五大股東持股比例同第一大股東持股比例的比值來表示股權制衡度。
3.2.3 控制變量
本文將公司規模等指標作為控制變量，以上市公司總資產數額的對數來表示。
3.3 模型設計
依據上文的假設，本文建立如下統計模型：
4 實證分析
4.1 描述性統計分析
從統計數據來看，每年ROE最小值均為負值，說明遼寧省上市公司某些經營績效比較差，實現負凈利潤。部分公司ROE比率較高，公司取得較好的發展。從企業績效指標ROE均值來看，整體呈現先上升后下降的趨勢，2015年ROE最小值為0.67%。從第一大股東持股比例來看，CR1極小值為8.80%，極大值為82.12%。從極大值來看，公司第一大股東完全控制該公司的管理決策。CR1的均值從2008—2015年分別為39.38%、38.36%、39.13%、38.54%、38.10%、37.87%、36.19%、34.95%，整體趨勢是下降的，說明我國股權分置改革初見成效，上市公司也意識到一股獨大對公司的不利影響。從前五大股東持股比例分析，CR12345極小值為14.39%，極大值為87.89%，說明前五大股東可以完全控制公司的運營管理。從前五大股東持股比例均值來看，分別為：53.93%、51.90%、53.89%、53.43%、55.00%、53.45%、51.96%、54.11%，可以看出，前五大股東持股比例均在51%以上，說明前五大股東完全有能力獨立控制公司運行，遼寧省上市公司股權集中度是比較高的。就股權制衡度Z5來看，2008—2015年Z5極小值為0.31，說明第二到第五大股東對第一大股東幾乎沒有制衡作用。極大值為299.87%，此時第二到第五大股東對第一大股東的制衡作用是非常有效的。那么從均值來看，2008—2015年Z5均值都在54%以上，說明平均來看，第二到第五大股東與第一大股東之間有較強的制衡力。最后從控制變量公司規模來看，Size的均值保持在1.55以上，部分公司達到極大值3.40。
4.2 回歸分析
4.2.1 股權集中度與ROE的回歸分析
從數據模型看，ROE與CR1的曲線回歸完全符合本文前述假設，企業經營績效與第一大股東持股比例呈現倒“U”形曲線，結果是顯著的。說明在第一大股東持股比例極小時，即在公司股權非常分散情況下，公司股東（即便是公司第一大股東）也沒有任何積極性去管理公司，更不用說中小股東對公司的影響程度了，這樣對企業整體發展不利。另外在第一大股東持股比例超過51%時，即第一大股東完全有能力獨立對公司經營管理進行決策，無須通過其他小股東的認可，這樣會直接造成公司的一股獨大現象，中小投資者不能夠得到充分保護，并且我國現有的法律法規仍然無法有效地遏制大股東對小股東的剝奪與侵害行為，因此高度集中的股權結構對公司發展也存在不利影響。因此，本文建議上市公司股權結構應相對集中。從上述數據可以清晰看到，當第一大股東持股比例保持在30%～45%范圍內，公司經營績效較高。此時公司存在相對的控股股東，有更大的積極性去管理公司，使公司更快發展。
從研究結果來看公司的股權集中度應該保持在一定的水平上，股權不能過分地集中在大股東手里，這樣會對中小股東產生不利影響，同時也不能極度分散被無數股東持有，從而影響公司的整體績效水平。
4.2.2 股權制衡度與ROE的回歸分析
從股權制衡度替代變量來看，回歸結果表明公司績效與股權制衡度顯著負相關，本文的假設二未得到驗證。分析原因，其一：文章的研究是建立在遼寧省上市公司能夠提供真實有效信息的基礎上的，但事實上上市公司可能存在造假現象，其提供的信息并不完全真實可靠，給模型估計帶來偏差。其二：由于2008—2012年，是實施股權分置改革進程的五年間，成效并不那么明顯，當時CR1比例依然比較高，同時國內經濟形勢比較樂觀，因此在CR1比重較大的情況下，取得了較好業績。2013—2015年，股權分置改革已顯成效，一股獨大現象得到緩和，并且很多非流通股份逐步退出資本市場。但由于經濟形勢衰落，受市場大環境影響，其上市公司的經濟效益也出現滑坡。因此出現這樣的情況，跟市場大環境聯系緊密。另外本文所建模型還需優化。本文依然認為股權制衡度對公司績效是具有一定的正向作用的，特別是第二大股東的持股比例可以對控股股東形成有效制衡。
另外，作為本文的控制變量上市公司總資產額的對數，理論上，公司績效與公司規模應是明顯的正相關關系，應是公司績效隨公司規模的擴大不斷提升。但在實際回歸分析中，遼寧省上市公司在2012年之前，符合上述規律。但是從2013年之后，變化趨勢完全相反。這可能跟我國近些年的宏觀經濟環境相關，盡管總資產規模不斷擴大，但是企業經營績效受到宏觀經濟不景氣的影響依然處于低迷狀態。
5 研究結論
文章以遼寧省上市公司的相關數據為樣本檢驗了股權集中度、股權制衡度對公司績效的影響，在控制公司規模變量后，研究證實股權集中度與公司績效間呈倒“U”形關系，而股權制衡度就遼寧省上市公司而言不能顯著改善公司績效。但是本文依然同意股權制衡度對上市公司具有積極作用。因此，本文認為我國完善公司治理的關鍵在于在保持相對股權集中的基礎上建立相應的約束治理機制，充分發揮其他大股東對控股股東的監督作用。只有這樣，才能解決目前我國上市公司的治理問題。
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會計實證論文范文第5篇
摘 要：本文基于計劃行為理論，構建農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的雙變量Probit回歸模型，利用內蒙古地區農戶的調研數據，探析農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素，并探討兩者之間的相關性。研究結果表明，農戶長期健康投資意愿相對較高，但仍有較大一部分農戶長期健康投資意愿不足，缺乏進行長期健康投資的動力。并且存在農戶長期健康投資意愿與農戶長期健康投資行為的不一致、相背離現象，高意愿伴隨著低行為。農戶長期健康投資意愿與農戶長期健康投資行為之間存在一定的相關性，受教育程度越高、家庭年收入越高的農戶長期健康投資意愿越強烈，越可能實施長期健康投資行為。因此，政府應出臺相關政策對農戶給予健康投資指導，提高其長期健康投資意愿，改善不健康的投資行為，有效防止因病致貧的情況發生，保障農村勞動力健康水平、助推鄉村振興戰略的實施。
關鍵詞：農戶長期健康投資意愿;農戶長期健康投資行為;鄉村振興戰略;雙變量 Probit模型
一、引 言
我國在脫貧攻堅目標任務完成后，已進入鄉村振興的嶄新階段。黨的十九大報告將實施“鄉村振興戰略”作為國家發展基本方略的重要內容。實施鄉村振興戰略，農民是主力軍。農民健康的人力資本與農村經濟發展密切相關，是鄉村振興的力量源泉。農民的健康水平越高，鄉村振興的持久內驅力也就越強。健康投資作為維護和提升健康水平的有力工具，對農民的人力資本積累具有重要意義，是有效推進鄉村振興可持續發展的重要基礎。然而農村居民的健康投資水平雖有所上升，但仍然偏重以醫療為主的短期健康投資行為，而以預防保健為主的長期健康投資行為卻較為缺乏。在脫貧攻堅戰中，因病致貧在各種致貧因素中始終居于首位。剛剛解決溫飽、擺脫貧困的農村家庭，一旦遭遇健康風險沖擊，就會重新陷入貧困境地。因病致貧返貧直接阻礙鄉村振興目標的實現。
由于長期以來的城鄉二元經濟結構，導致我國農民的收入水平和文化水平較低，不良的生活方式以及環境污染長期損害了農民健康，在遭遇健康風險沖擊后，疾病治療可能是短期內產生的最大消費效用[1]，因此，形成了主要以新農合醫療保障為主的健康投資模式。目前學術界主要集中于健康投資對經濟增長的影響[2-3]，即在理論和實踐中強調對醫療衛生領域的公共支持，從而促進經濟增長，健康投資變量多以公共衛生費用代替;健康投資對勞動生產率和家庭收入的影響[4-5]，主要關注健康存量水平，健康變量多以身體狀況和自我健康評價代替;健康需求和醫療消費形式的研究 [6-7-8]，內容偏重醫療消費水平等就醫決策，主要以醫療保健支出指標衡量;健康投資對農戶經濟行為決策的影響，包括勞動參與決策和非農就業決策等內容，健康投資變量多以健康狀況代替[9-10]。
總體而言，已有研究就健康投資的相關內容進行了深入細致的探討，并取得了較為豐富的成果，但現有文獻多從宏觀角度集中分析健康投資與經濟增長的關系，衡量指標也多以統計年鑒數據為主，從微觀角度關注健康投資的研究較少。同時，鮮有研究深入探究農戶長期健康投資意愿與農戶長期健康投資行為的關系以及影響因素，一些文獻將農戶長期健康投資意愿與農戶長期健康投資行為等視為一個概念，用農戶長期健康投資意愿代替農戶長期健康投資行為，沒有將二者區別開來。鑒于此，本文基于計劃行為理論，利用對內蒙古地區農戶的調研數據，將農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為作為兩個變量分開考慮，運用雙變量Probit回歸模型，分析農戶長期健康投資意愿與農戶長期健康投資行為的關系以及影響因素，為提高農村居民健康水平、防止因病致貧返貧、鞏固脫貧攻堅成果、守護鄉村振興健康線提出有價值的政策建議。
二、理論分析及研究假設
本文的“農戶長期健康投資意愿”即農戶是否愿意進行長期健康投資，是對長期健康投資的看法或想法，代表了個人的主觀性思維?！稗r戶長期健康投資行為”是指農戶是否具體實施了某種健康投資行為。目前對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為影響因素的研究，雖然切入點和角度略有差異，但其目標卻有高度的一致性，即不同學者在逐步探討究竟是什么因素影響了農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為，該如何提升農戶長期健康投資意愿并能夠實際轉化為農戶長期健康投資行為。結合現有研究，本文從個體特征、家庭特征、社會資本和認知特征四個方面對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素進行分析，并提出相應的假設。
（一）個體特征
在以往的研究中，個體特征主要包括農戶性別、年齡、受教育程度和身體健康自評。性別差異對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響不太確定[11]。在調研中發現，女性更愿意進行長期健康投資，比如合理搭配飲食和鍛煉身體等，而男性由于不良生活習慣而導致長期健康投資意愿較低。年齡對健康需求具有顯著的負效應[12]，年齡較大時，健康作為人力資本產生的收益也會下降，因而對健康需求反而會減少[6-13]。因此，農戶年齡越大，由于體力下降，農戶長期健康投資意愿越低，進而長期健康投資行為的實施概率也越低。受教育程度對農戶長期健康投資意愿有顯著影響[11]，受教育程度越高，農戶的認知能力越強，能夠主動接觸并了解健康知識，也容易與醫療衛生人員交流，主動尋求健康信息，從而能夠更加理解長期健康投資的益處，尤其是更加愿意參與日常體檢等健康投資活動。身體健康自評狀況與農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的關聯度較高。農戶對其身體健康自評的得分越高，長期健康投資意愿越強烈，實施長期健康投資行為的可能性就越大。但也有可能由于身體健康狀況較好，沒有未雨綢繆的意識，反而對健康不重視，農戶長期健康投資意愿較低，也會影響其實施長期健康投資行為?；诖?，筆者提出如下假設 ：
H1：女性農戶比男性農戶更愿意進行長期健康投資和實施長期健康投資行為;年齡對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為均產生負向影響;受教育程度正向影響農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為;身體健康自評對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為有影響。
（二）家庭特征
家庭特征包括勞動力數量、居住現狀和年收入。勞動力數量代表了家庭的人力資本數量，相關研究表明，農戶勞動力數量越多，對健康狀況越重視，長期健康投資意愿越強烈，實施長期健康投資行為的可能性越大。居住現狀反映了其居住人員的結構類型，是分析農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的重要指標。通常情況下，獨居農戶和年齡較大夫妻農戶的長期健康投資意愿較低，進而長期健康投資行為較少;家中與子女同住的農戶，可能會考慮到子女的健康需要，長期健康投資意愿較高，長期健康投資行為較多。年收入與農戶的健康投資決策關系密切。家庭年收入越高，農戶長期健康投資意愿越強烈，越會促進農戶進行長期健康投資行為 [13]?；诖?，筆者提出如下假設：
H2：勞動力數量正向影響農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為;居住現狀得分越低的農戶，長期健康投資意愿和長期健康投資行為越少;年收入對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為產生正向影響。
（三）社會資本
在調研地區，大量青壯年勞動力外出務工，老齡化現象比較普遍，再加上目前我國的社會保障制度還不夠健全，絕大部分老年人需要從子女那里獲得經濟支持，重要的是在我國，由子女來承擔贍養老年人具有久遠的歷史和深厚的社會經濟文化根基?；谶@些經濟文化背景，本文將代際支持作為社會資本的衡量指標納入分析模型，并且只考慮自下而上的單向經濟支持。相關研究表明，社會資本正向影響農戶的長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為[14]?；诖?，筆者提出如下假設 ：
H3：社會資本對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為產生正向影響。
（四）認知特征
結合調研數據和已有研究，認知特征用農戶對健康風險認知代替。健康風險認知是個體對影響身心健康的各種因素的主觀感受和判斷，是個體進行行為改變決策時權衡的重要指標[15]，該指標表示了農戶對身體是否存在健康風險隱患的認知程度，認知程度越高，農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為可能性就越大?；诖?，筆者提出如下假設：
H4：健康風險認知對農戶長期健康投資意愿和長期健康投資行為產生正向影響。
三、研究設計
（一）數據來源與樣本基本特征
本文所用數據來源于 2019—2021年對內蒙古自治區農戶的微觀調查。內蒙古自治區東西狹長的獨特版圖和資源稟賦差異導致了區內經濟發展不平衡，為了擴大調研的覆蓋面、掌握最全面的真實情況，筆者分別選取了東中西三個盟市包括9個旗縣進行深度調研，樣本分布較廣具有一定的代表性。采取分層隨機抽樣的方式在每個旗縣中隨機抽取鄉（鎮）、村進行調查。遵循隨機性原則從行政村（嘎查）中調研594家農戶，發放問卷594份，最終收回有效問卷576份，有效率為96.97%。
從調研數據可知，調查對象以男性居多，年齡在50—59歲的較多，說明內蒙古農村地區的人口老齡化程度相對較高。受教育程度整體偏低，均值位于初中學歷以下。從調查對象的個體特征來看，較大的年齡和較低的受教育水平等較為符合當前我國農村的實際情況，這也在一定程度上表明本文抽樣具有一定的代表性 [16-17]。身體健康自評相對較差，均值處于差到一般之間。勞動力數量的均值為2.329，家庭內1個和兩個勞動力所占比重最高。值得注意的是，勞動力為0的家庭也占一定的比重，體現了我國農村勞動力非農轉移的現狀，大量中青壯年外出上學、務工，留在農村的大多是貧困的老齡人口。調研樣本中目前的居住現狀，與父母同住及與老伴兒同住所占比重較大，符合目前農村的現狀。
（二）模型構建
本文需要檢驗農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素，因此，把農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為作為因變量，由于其均為兩項選擇變量，故選擇 Probit 模型。根據計劃行為理論，個體意愿對個體行為有影響，個體意愿的加強有助于個體行為的實施，農戶長期健康投資意愿與農戶長期健康投資行為之間存在一定的關系，通過提高農戶長期健康投資意愿，能夠促進其長期健康投資行為的實施。當被調查農戶出于種種原因會在是否有長期健康投資意愿和是否有長期健康投資行為之間作出選擇時，這兩種決策并不是相互獨立的，因此，我們不能對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為分別進行 Probit 建模，可能會損失效率，兩個 Probit 方程的擾動項之間可能存在相關性[18]，故而應該采用雙變量Probit回歸模型。
雙變量Probit回歸模型能在考慮兩個決策隨機項之間相關性的前提下同時估計兩個方程[19]。該模型所對應的兩個因變量是兩種相關的選擇，兩個方程有相同的自變量，且誤差項也是相關的。兩個方程誤差項的協方差等于一個固定的常數，這意味著這兩種相關選擇之間是相互影響的，而不像獨立的Probit模型那樣誤差項的協方差為0[20]。雙變量Probit模型都基于Probit模型的基本形式：
農戶對長期健康投資意愿和長期健康投資行為的選擇存在四種組合，如圖1所示。
分別用虛擬變量y1和y2表示農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為，設定y1 = 1表示農戶有長期健康投資意愿，y1 = 0表示農戶沒有長期健康投資意愿;y2 = 1表示農戶實施長期健康投資行為，y2 = 0表示農戶沒有實施長期健康投資行為。因此，四種組合可以用（1，0）、（1，1）、（0，0）、（0，1）來表示[21]。我們分別建立雙變量 Probit 模型，分析農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素，模型設定具體形式為：
其中，y*1和y*2為不可觀測的潛變量，x′1和x′2分別為農戶長期健康投資意愿和長期健康投資行為的影響因素向量，β1和β2為待估系數向量，ε1和ε2為隨機擾動項且服從二維聯合正態分布，兩者的相關系數為ρ即：
當y*1 > 0，表示農戶有長期健康投資意愿，反之，則y*1 = 0;同理y*2 > 0，表示農戶實施了長期健康投資行為，反之，則y*2 = 0。因此，y*1與y1和y*2與y2 的關系可以由以下方程確立：
兩個方程唯一聯系是擾動項ε1和ε2的相關性。如果ρ = 0，則此模型等價于兩個單獨的Probit 模型。如果ρ ≠ 0，y*1 與y*2之間存在相關性，運用雙變量 Probit 模型對兩者的取值概率進行最大似然估計。最后，對原假設“H0：ρ =0”進行檢驗，判斷有無必要使用雙變量 Probit 模型，或估計兩個單獨的 Probit 模型。如果拒絕原假設，則有必要使用雙變量 Probit 模型[18]。
（三）變量選取
由于我們要檢驗農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素，因此，我們把農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為作為因變量，同時結合并參考現有研究，選取了農戶個體特征、家庭特征、社會資本和認知特征四個方面的變量作為自變量，對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素進行分析。個體特征方面的變量包括性別、年齡、受教育程度和身體健康自評，家庭特征方面的變量包括勞動力數量、居住現狀和年收入，社會資本變量用代際支持衡量，認知特征變量用農戶對健康風險認知的變量衡量。
1.農戶長期健康投資意愿的測量及描述性統計
目前學術界對個體行為意愿的測量，常見的方式為直接詢問是否愿意[22-23]，在所詢問的行為意愿較為中性的情況下，這種方式較為直接有效。由于人們對健康投資的理解均是有益于健康的，即被普遍認為是應該做的事，在此情況下，農戶的回答會帶有傾向性即“愿意進行健康投資”。因此，為避免由農戶傾向性應答造成二分類變量測量的較大誤差，本文采用李克特五點量表的形式，從非常愿意到非常不愿意將農戶長期健康投資意愿分為五個等級，為農戶提供了更多的備選項，也可在一定程度上減少農戶在“愿意與否”問題上大多選擇“愿意”的可能。測量題項設置為“您愿意進行長期健康投資嗎”，長期健康投資包括合理搭配飲食、鍛煉身體和定期參加日常體檢。由于這些方面在短期內是固定不變的，可以看做是長期的行為意愿。對農戶長期健康投資意愿進行百分比統計和描述性統計結果如表1所示。
由表1可知，全樣本農戶非常愿意和愿意進行長期健康投資的累計占比為 60.145%，貧困農戶非常愿意和愿意進行長期健康投資的累計占比為51.795%，非貧困農戶非常愿意和愿意進行長期健康投資的累計占比為61.148%。說明農戶長期健康投資的意愿相對較高，不同的樣本農戶進行長期健康投資的意愿雖有差異，但均超過了50.000%。不同樣本農戶測量指標平均值均大于3.000。其中，非貧困農戶長期健康投資意愿測量題項的均值最高，貧困農戶樣本的均值低于全樣本均值，受限于長期健康投資能力和投資理念等因素，從而導致了差距的產生。
2.農戶長期健康投資行為的測量
行為經濟學對個體行為的測量最直接的手段為“是否”問題，即對某一行為直接測量有還是沒有，故本文在農戶長期健康投資行為的測量中采用二分類變量的形式。設置的問題有：您家是否合理搭配飲食？您及其他家庭成員是否鍛煉身體？您及其他家庭成員是否體檢？需要強調的是，為了簡化分析，本文將農戶長期健康投資行為進行了賦值[24]，變量取值為0和1。貧困農戶的整體得分較低，非貧困農戶相對得分高一些，說明比較注重長期健康投資，預防保健的意識較強。
通過對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的測量，我們發現，農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為存在不一致、相背離的現象。農戶具有較高的長期健康投資意愿，全樣本、貧困農戶、非貧困農戶的測量指標平均值均大于3.000，非常愿意和愿意進行長期健康投資的占比均超過一半，說明農戶是有長期健康投資意愿的，從心理上是能夠接受長期健康投資的。這就打破了我們以往的觀念和認識，我們會先入為主地認為農戶受經濟約束，對健康投資一無所知，根本沒有健康投資的意識，但在調研過程中會發現，農戶其實是有長期健康投資意愿的，都有追求健康的美好愿望。但是高意愿卻伴隨著低行為，實際實施長期健康投資行為的比重較低，如何將意愿轉化為行為是值得我們思考并進一步研究的課題。
2.變量賦值與描述性統計分析
通過對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為變量的測量，并結合農戶的個體特征、家庭特征、社會資本和認知特征，將變量的具體說明及其描述性統計匯總如表2所示。
四、結果與分析
本文運用Stata15.0 軟件對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素進行雙變量 Probit 回歸模型估計，估計結果如表3所示。
由表3可知，雙變量 Probit 模型的擬合程度較好，部分影響因素通過了顯著性檢驗。P在1%的統計水平上顯著，其相關系數為正，說明農戶長期健康投資意愿與長期健康投資行為存在一定的相關性，兩者之間存在互補效應，即農戶長期健康投資意愿的程度對農戶長期健康投資行為的實施具有積極作用。
（一）個體特征
年齡對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響分別在5%和1%的統計水平上顯著為負，與研究假設一致。隨著年齡的增大，健康資本的折舊率增加，不但引起對健康需求的減少，也使得一定數量的總投資所能提供的健康資本減少，這與Grossman[13]的研究結論相一致。本文的調研對象普遍年齡偏大，總樣本中的年齡均值為2.342，平均年齡在60歲以上，具備勞動能力的較少，健康狀況較差，因而對就醫的意愿更加強烈，導致就醫行為較多，而對長期健康投資意愿和長期健康投資長期健康投資行為較為缺乏。
受教育程度對農戶長期健康投資意愿和行為的影響分別在10%和1%的統計水平上顯著為正，與研究假設一致。這說明受教育程度越高，農戶長期健康投資意愿越大，實施長期健康投資行為的可能性越大。調研樣本中，農戶的受教育程度普遍偏低，均值為2.528，絕大部分農戶的文化程度都在初中以下，小學程度占比較高，這也充分說明了受教育程度是導致農村地區健康投資意愿淡薄、健康投資行為較為缺乏的非常重要的影響因素。教育投資一直被認為是人力資本投資的重要形式，受教育程度越高，越能意識到健康的重要性，從長遠看，提高教育水平不僅可以改善健康，提高資源使用效率，更重要的是可以改變人們的行為模式。因此，通過提高農戶的文化程度，有利于提升農戶健康投資意愿，進而促進農戶實施長期健康投資行為。
身體健康自評對農戶長期健康投資意愿的影響在1%的統計水平上顯著為負，符合部分研究假設。說明在調研地區身體健康自評得分越高的農戶，認為自己的健康狀況很好，對健康風險的意識較差，長期健康投資的意愿較低，反之身體健康自評得分越低的農戶，已經意識到自身存在的健康隱患，從而在預防保健方面會更愿意進行長期投資。身體健康自評對農戶健康投資行為的影響不顯著，與研究假設不一致?？赡艿脑蚴寝r戶即使身體健康狀況比較差，已經感受到自身存在的健康隱患，但是受到諸多因素影響，比如時間、自身的意志力和收入狀況等，未必有進行長期健康投資行為。性別對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響均不顯著。H1中除了性別外，其余的得到驗證。
（二）家庭特征
勞動力數量對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響均在5%的統計水平上顯著為負，與研究假設不一致?？赡艿脑蛟谟诩彝趧恿盗吭蕉?，說明家庭成員大多身體健康狀況較好，具備勞動能力，因而對長期健康投資的意愿不強，從而也較少實施長期健康投資行為。
居住現狀對農戶健康投資意愿的影響在5%的統計水平上顯著為正，與研究假設一致。居住現狀反映了家庭的內部結構，得分越高，說明越是核心家庭，對健康越重視，農戶長期健康投資意愿越強烈。居住現狀對農戶長期健康投資行為的影響不顯著，原因可以用行為經濟學的理論來加以解釋。如果沒有更高的預期收益，那么健康投資的較高不確定性會導致個體更加重視當前的滿足，嚴重忽略未來的需要，因而即使是核心家庭，有老中青三代，在具體實施行為之前，會受到跨期選擇的影響，進而降低長期健康投資行為的可能性。
年收入對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響分別在1%和5%的統計水平上顯著為正，驗證了研究假設。充分說明了家庭的經濟狀況與長期健康投資意愿和長期健康投資行為密切相關，經濟狀況越好，對長期健康投資的認知程度越高，從而長期健康投資意愿越強烈，越有利于促進其實施長期健康投資行為。2018年，內蒙古農村牧區常住居民人均可支配收入為13 803元，而內蒙古自治區人均可支配收入為28 376元，反映了調研地區農戶收入普遍較低。在這種情況下，農戶長期健康投資意愿相對不強，影響到其長期健康投資行為的實施。H2中除了家庭勞動力數量外，其余的得到驗證。
（三）社會資本
代際支持對農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響均不顯著，因而H3沒有得到驗證，可能的原因是代際支持反映的是家庭是否有子女的經濟補貼，但是這與子女的經濟狀況直接相關，如果子女的收入也不高，對家庭的補貼也僅夠日常的生活消費支出，沒有額外的資金用于健康投資。因此，如果加上子女補貼的家庭收入還不高，就會影響到其長期健康投資意愿和其長期健康投資行為。
（四）認知特征
健康風險認知對農戶長期健康投資行為的影響在5%的統計水平上顯著為負，與研究假設不一致。H4沒有得到驗證，可能的原因是農戶對健康風險認知程度越高，實施長期健康投資行為的可能性越小。此類異常我們可以利用行為經濟學中現代心理學的觀點來解釋，農戶對醫療需求和預防保健需求存在不一樣的心理賬戶，他們認為疾病帶來了負效用，通過醫療補救措施可以恢復身體健康，這樣的收益是顯而易見的，而長期健康投資的收益是看不見摸不著的，在調研過程中，很多農戶都能認識到少吸煙和經常鍛煉等對人的健康有利，但卻很少有人能夠戒煙并堅持體育鍛煉。
五、結論與啟示
本文通過對內蒙古自治區3個盟市9個旗縣576戶農戶的實地調研數據，運用雙變量 Probit 回歸模型，分析了農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為的影響因素。研究結果表明：農戶長期健康投資意愿相對較高，51.795%的貧困農戶非常愿意和愿意進行長期健康投資，61.148%的非貧困農戶非常愿意和愿意進行長期健康投資。但仍有較大一部分農戶長期健康投資意愿不足，缺乏進行長期健康投資的動力。值得注意的是，在內蒙古地區，存在農戶長期健康投資意愿和農戶長期健康投資行為不一致、相背離的現象，高意愿卻伴隨著低行為，如何將意愿轉化為行為是值得我們思考并進一步研究的課題。農戶長期健康投資意愿與農戶長期健康投資行為之間存在一定的相關性;受教育程度高、年收入越高的農戶，對長期健康投資意愿越強烈，越有可能實施長期健康投資行為。
根據上述研究結論，可以得到以下啟示：首先，全面推動區域經濟增長，有效銜接鄉村振興戰略。從宏觀角度來說，區域經濟增長將會逐步縮小區域間的差距，擴大就業機會，拓寬發展空間，促進農民增收，進而改善低收入人群生活和發展的質量。各級政府應設計統籌性的政策，全方位優化配置資金、公共服務、人力資源等要素，從機制、規劃、政策等方面深化脫貧攻堅和鄉村振興的對接和統籌。其次，提升農村公共健康投資水平，發揮正外部性。健康投資一直以來都是以政府的公共健康投資為主導的，因此，政府對健康投資的態度和觀念是提升我國居民健康水平的決定性因素，確保國民良好的健康狀態也是政府必須承擔的責任。政府應向農村地區進一步加大政策傾斜和資金支持力度，通過增加健康人力資本來提高經濟增長速度，發揮正外部性;基層政府應該利用特色產業發揮地區優勢，將公共健康投資與產業發展緊密聯系起來，統籌將財政資金更多注入健康產業的發展，積極探索更多的公共健康資金籌資渠道和方式，更多地引入社會資本，通過稅收優惠和服務保障等措施促進投資效率更高的民營企業進入健康領域，從而提高地區健康人力資本水平。再次， 適度采取健康投資激勵方式，促進農戶長期健康投資意愿向農戶長期健康投資行為的轉化。
最后，從源頭到保障構建全方位的健康貧困治理體系。一是從源頭上消除健康風險隱患。針對有健康風險隱患但是還沒有遭受健康風險沖擊的農戶，從防范健康風險致貧角度出發，通過慢性病和地方病的健康宣傳、健康管理和健康干預等策略，使農戶培養良好的健康生活習慣、進行合理的預防與健康促進支出，降低健康風險的沖擊概率，顯著降低不確定醫療費用造成的因病致貧風險。二是從健康風險傳導過程中弱化健康風險的沖擊作用。對于已經遭遇健康風險沖擊的農戶，要通過醫療資源的有效供給、高質量的醫療服務提供、健全的醫療保障體制等健康貧困救助機制提高農戶應對健康風險沖擊的能力，盡量消除或弱化健康風險沖擊帶來的嚴重影響，緩解因病致貧現象。
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（責任編輯：劉 艷）
收稿日期：2021-09-10
基金項目：國家社會科學基金項目“草場流轉視閾下邊疆牧區牧戶生計轉型及福利測度研究”（18BMZ135）
作者簡介：
陶 婭（1980-），女，內蒙古巴彥淖爾人，副教授，博士研究生，主要從事財務管理和農業經濟管理等方面研究。E-mail：taotaoty_921@163.com
蓋志毅（1964-），男，內蒙古呼和浩特人，教授，博士，博士生導師，主要從事農業經濟和生態經濟管理研究。
王桂英（1964-），女，內蒙古赤峰人，教授，主要從事財務管理理論與實務研究。
會計實證論文范文第6篇
[摘要]我國證券市場中個人投資者眾多，羊群行為這種非理性心理影響了證券市場的有效性，甚至引發金融危機。文章將通過計量模型對股市中的羊群行為進行實證分析，在ARCH模型的基礎上，以上證180指數樣本股作為模型數據，以橫截面絕對偏離度CSAD作為研究指標，運用Eviews8.0軟件和Excel軟件，證實我國股市確實存在顯著的羊群行為，并對如何減小羊群效用提出可行性建議。
[關鍵詞]羊群行為；ARCH模型；橫截面絕對偏離度CSAD
[DOI]10.13939/i.cnki.zgsc.2018.20.054
1 引言
證券市場上存在一種非理性行為，即投資者的交易行為會受到其他投資人的影響，效仿他人交易，這種隨波逐流行為的作用程度被稱為“羊群效應”（Herd effect）。
20世紀末，金融學家開創了研究投資者的行為金融學理論的先河。證券市場中的羊群行為受到了廣泛關注并成為證券市場研究領域的一個新熱點。我國市場是股價只反映了信息的“弱式有效市場”或是只達到了反映了所有公開信息和小部分未公開信息的“半強式有效市場”。
總的來說，無論從當前形勢還是長遠角度的發展態勢，深入對羊群行為理論的研究將會推動我國證券市場的健康、穩定和有序。
2 對滬市羊群行為的實證研究
2.1 基于ARCH模型股市羊群行為的研究方法
ARCH模型（自回歸條件異方差模型）將當前所有能夠被獲取的股價收益信息為條件，利用推定的自回歸方程來刻畫方差的變異程度。將市場組合收益率和個股收益率橫截面偏離程度作線性回歸分析，以及定量地測定羊群行為度的大小。
因此衡量股票市場上是否存在著羊群行為，則利用橫截面絕對偏離程度指標CSAD，主要是通過判定一次項系數和二次項系數是否顯著是負數。
2.2 模型建立及數據來源
2.2.1 研究的數據來源
樣本數據：上證180指數樣本股日收盤價
樣本時間區間：2017年7月1日至2018年3月15日
選取這些股票作為樣本，是基于以下兩個方面的原因：首先是本文選取的股票是大盤股，它們的市值占滬市總市值的份額較大；其次是由于本文主要對上海證券市場的股票進行羊群行為判定，因此要選取的股票具有很強的代表性。本文中的樣本數據主要是來自Wind數據庫。
2.2.2 回歸方程
2.3 基于ARCH模型的我國滬市羊群行為的實證分析
2.3.1 CSAD與Rm，兩者之間線性關系的檢驗
2.3.2 描述性分析及平穩性檢驗
第一，描述性分析。由圖2可知，對角線中的數據表示Rm及CSAD兩者之間的相關性系數，O.229031是小于0.5的，因此不存在明顯的正相關關系。
第二，ADF單位根檢驗。在進行線性回歸之前，要對數據進行平穩性檢驗，為避免偽回歸現象的出現。由Eviews8.0軟件中單位根檢驗的結果可見圖3，在5%的顯著水平下計算得到的數據也是平穩的。
2.3.3 ARCH模型回歸方差的確立
利用Eviews8.0軟件回歸分析結果如圖4所示。
由圖4估計出來的常數項的值是O.013352，O.221320為X前邊的回歸系數B1，因為接受原假設即回歸系數等于0的概率為0.0018，就說明線性回歸的殘差序列存在顯著的殘差序列自相關性即ARCH效應。
2.4 基于ARCH模型的實證檢驗結果
回歸系數均為統計顯著：一次項系數顯著是正數，二次項系數顯著是負數，根據前面的論述，證實顯著的羊群行為存在于滬市之中。
3 基于實證結果提出的對策及建議
3.1 加大上市企業違規行為的懲處力度，建立新的金融避險機制
監管應該從對市場的過度干預中解脫出來，加大對上市公司違規交易的懲罰力度，減少管理層面嚴重的道德腐敗現象的發生，促進上市公司優勝劣汰，提高資源配置的有效性，為營造理性投資氛圍打下良好的市場基礎。
3.2 建立和完善多元化的證券投資者服務體系
要引導依賴程度高、投資經驗不足和投資專業性知識較少的投資者選擇基金、專業組合理財等委托理財產品；為自主性強且具有較強分析能力的投資者提供咨詢服務等。
3.3 投資者要提高自控力，增加信心
投資者需要具備學識，更需要控制自己的情緒，以理性來分析和衡量遇到的所有情況，克服對貨幣的迷信盲從。投資應秉持客觀的態度、制定周密的投資方案，才可以將風險控制到最低。
[作者簡介]孫小杰（1994—），女，河北唐山人，華北理工大學經濟學院應用經濟學專業在讀研究生，研究方向：金融學。