時間：2023-06-02 09:22:55
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇收入證明樣本，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
茲證明____________________先生/女士系我司員工，職務(wù)______________。買房貸款工作證明信樣本
xx-xx年年收入為：
xx-xx年年收入為：
年收入包含年薪、獎金、提成、及各項補貼，個人所得稅已由單位代扣代繳。買房貸款工作證明信樣本
某某單位(公章)
年 月 日
精選貧困生證明書 家庭經(jīng)濟困難證明(樣本) 茲有我鎮(zhèn)(縣)××××××(具體地址)村民(居民)×××、×××之子(女)×××在××××××××大學就讀。該生家庭××××××××(家庭主要成員狀況)，主要從事××××××××(主要收入來源)，家中經(jīng)濟收入×××××××××××××××××××(年家庭收入狀況)，經(jīng)濟狀況××××(是否困難)，家庭經(jīng)濟能力無法負擔該生在校的學習和生活費用。請有關(guān)銀行和學校給予該生助學資助，扶助該生完成學業(yè)。
特此證明!
××××鄉(xiāng)(鎮(zhèn))人民****(或縣民政局)
助學貸款貧困證明格式
貧 困 證 明
茲有我鄉(xiāng)(鎮(zhèn))(居委會等)×××(父母親姓名)之子(女)×××(學生姓名)，于××年××月考入貴校學習。由于×××原因(每個家庭的具體原因)，導致家庭經(jīng)濟困難，希望學校、銀行能為其提供國家助學貸款，幫助其順利完成學業(yè)。
×××鄉(xiāng)(鎮(zhèn))人民****(公章)或×××居委會等(公章)
××年××月××日
1、貧困證明中要求明文出現(xiàn)貸款人名字，并且要求與本人身份證上的名字完全一致，不能用同音字、不規(guī)范簡寫字代替，不能有錯別字。貸款人名字不得涂改。
2、貧困證明要求加蓋家庭所在地鄉(xiāng)(鎮(zhèn))人民****公章，或更高一級主管部門公章。其中有效的公章有：鄉(xiāng)(鎮(zhèn))人民****、縣民政局、市民政局。城市居民可以是居委會、街道辦事處、社區(qū)公章。注意村民******的公章無效、單位公章無效。貧困證明盡量不出現(xiàn)兩個或以上公章。
3、貧困證明中明文出現(xiàn)“家庭經(jīng)濟困難，需要申請國家貸款”字樣。
4、貧困證明要求用材料紙或文稿紙，且用鋼筆或水性筆書寫，用圓珠筆書寫無效。
證明茲證明某學生是我們縣某村的學生，其家庭生活非常貧困，父母(把工資收入之類的介紹一下)如常年務(wù)農(nóng)，沒有固定收入，或者說下崗之類，年收入不足3000元。家里還有兄弟姐妹什么的，比如在上學，年齡小，都介紹一下。特此證明。單位地址年月日蓋公章
家庭貧困證明
家庭經(jīng)濟困難證明(樣本) 茲有我鎮(zhèn)(縣)××××××(具體地址)村民(居民)×××、×××之子(女)×××在××××××××大學就讀。該生家庭××××××××(家庭主要成員狀況)，主要從事××××××××(主要收入來源)，家中經(jīng)濟收入×××××××××××××××××××(年家庭收入狀況)，經(jīng)濟狀況××××(是否困難)，家庭經(jīng)濟能力無法負擔該生在校的學習和生活費用。請有關(guān)銀行和學校給予該生助學資助，扶助該生完成學業(yè)。
特此證明!
××××鄉(xiāng)(鎮(zhèn))人民****(或縣民政局)
助學貸款貧困證明格式
貧困生證明
茲有我鄉(xiāng)(鎮(zhèn))(居委會等)×××(父母親姓名)之子(女)×××(學生姓名)，于××年××月考入貴校學習。由于×××原因(每個家庭的具體原因)，導致家庭經(jīng)濟困難，希望學校、銀行能為其提供國家助學貸款，幫助其順利完成學業(yè)。
凡準備申請助學金的新生，來校報到前須在本人戶口所在地相關(guān)部門開具家庭經(jīng)濟困難證明，一式兩份，具體辦理如下：
一、農(nóng)村戶口新生只需攜帶《家庭戶口薄》戶主頁(首頁)和本人頁復印件各二份即可辦理。
二、城鎮(zhèn)戶口新生(選其一辦理)：
1、享受“城市低保”家庭的新生，可攜帶《城市居民低保證》復印件和戶口薄戶主頁及新生戶籍頁復印件;
2、其他新生，需在社區(qū)委員會按以下三類原因開具證明：
(1)長期疾病類
(2)單親家庭類
(3)父母下崗類
家 庭 經(jīng) 濟 困 難 證 明
茲有 (家庭戶口所在地首頁內(nèi)的具體地址)居民 (爸爸或媽媽姓名)之子(女) (學生姓名)被xx學院錄取，該生家庭主要成員 有 (爸爸、媽媽、兄弟姐妹姓名)，主要從事 (主要收入來源如種植、工資、買賣生意、低保金、退學金等)，家中收入 元(家庭年收入狀況)，家庭經(jīng)濟困難，開支大，負擔重，望相關(guān)部門給予該生在校期間的生活補助，資助其順利完成學業(yè)。
特此證明
(村委會或居民委員會)經(jīng)辦人簽字：
根據(jù)我國目前的情況，1996、1997和1998年之間，凈資產(chǎn)收益率在10％區(qū)域集中的上市公司均達到上市公司總數(shù)的20％，甚至更多。這些上市公司具有相當大的操縱凈收益的嫌疑，因此筆者選取這類上市公司的財務(wù)報表數(shù)據(jù)，包括資產(chǎn)負債表數(shù)據(jù)和利潤表數(shù)據(jù)分別進行財務(wù)指標特征的分析。
一、研究的方法和反映操縱手段的財務(wù)指標的選擇
筆者借鑒國外對失敗企業(yè)和收購及被收購企業(yè)的財務(wù)指標特征的研究方法，針對有操縱利潤嫌疑的企業(yè)，設(shè)計出財務(wù)指標特征分析的步驟如下：第一，根據(jù)理論常識分析凈資產(chǎn)收益率受到人為操縱的企業(yè)其可能的操縱手段，然后選擇與操縱手段相對應(yīng)可能受到影響的財務(wù)指標。第二，按照特定的標準選取作為對比研究所需要的標準企業(yè)。第三，計算出可能存在利潤操縱的企業(yè)以及作為對比的標準公司各個財務(wù)指標的平均值。第四，將兩類企業(yè)同一個財務(wù)指標的平均值進行對照，觀察是否存在顯著的差異。第五，為了排除因個別極值無法刪除，或統(tǒng)計樣本內(nèi)部的數(shù)據(jù)比較分散對統(tǒng)計結(jié)果的干擾，筆者同時采用“十分法”對各樣本的全部數(shù)據(jù)進行排序，直接觀察各樣本數(shù)據(jù)在最大值和最小值之間的分布狀況，比較兩組數(shù)據(jù)在分布上的差異。“十分法”的原理是，將樣本的數(shù)據(jù)按照由小到大的順序進行排列，然后找出樣本中每十個百分點的數(shù)量位置所對應(yīng)的財務(wù)指標，10％位置的財務(wù)指標數(shù)值表示有10％的企業(yè)該財務(wù)指標值低于該數(shù)值，而90％的企業(yè)該財務(wù)指標高于該數(shù)值，以此類推。每相鄰的兩個十分點位置上的財務(wù)指標表示有10％的企業(yè)該財務(wù)指標數(shù)值分布在這兩個數(shù)值之間。最后，對得出的統(tǒng)計結(jié)果進行解釋。
根據(jù)近年來一些研究人員的研究發(fā)現(xiàn)和對企業(yè)可能采取的操縱凈收益指標的手段的分析，企業(yè)可能采取以下提高凈資產(chǎn)收益率的手段，并且這些手段可能導致相應(yīng)的一些財務(wù)指標出現(xiàn)異常：
1、通過非營業(yè)活動提高凈利潤。包括諸如出售資產(chǎn)、出售投資、改變投資的核算方法等提高營業(yè)外收入或投資收益等活動。為避免所得稅率差異對分析的影響，筆者選用營業(yè)外收入占利潤總額的比重、投資收益占利潤總額的比重和營業(yè)利潤占利潤總額的比重三個財務(wù)指標。營業(yè)利潤占利潤總額的比重越高，說明企業(yè)靠經(jīng)營正常業(yè)務(wù)取得利潤的比例越高，在一定程度上說明企業(yè)的凈收益的質(zhì)量較好；由于投資收益和營業(yè)外收入較易受到人為的操縱，因此這兩部分的比例越大，企業(yè)凈收益指標被認為操縱的可能性越大。如果上市公司普遍存在利用非正常經(jīng)營業(yè)務(wù)調(diào)整利潤的現(xiàn)象，則從總體上看，這些企業(yè)的營業(yè)外收入或投資收益占利潤總額的比例可能會較一般公司高一些，而營業(yè)利潤占利潤總額的比例相對低一些。
2、通過虛假銷售、提前確認銷售或有意擴大賒銷范圍調(diào)整利潤總額。這些銷售無法取得現(xiàn)金，因此當企業(yè)出現(xiàn)這些現(xiàn)象時，應(yīng)收賬款的占用就會增加，表現(xiàn)在財務(wù)指標上，一方面體現(xiàn)為應(yīng)收賬款占流動資產(chǎn)的比重增加，另一方面還可能體現(xiàn)為應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率的減小。如果這種方法成為企業(yè)普遍采用的調(diào)整利潤的方法，從總體上看，這類企業(yè)的應(yīng)收賬款占流動資產(chǎn)的比重就會高于一般企業(yè)，而應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率則會低于一般企業(yè)。
3、對已經(jīng)發(fā)生的費用或損失推遲確認。當企業(yè)采用推遲確認費用或損失時，企業(yè)掛賬的費用就會上升，導致資本化的費用比例升高，例如待攤費用、遞延資產(chǎn)、無形資產(chǎn)以及類似的其他長期資產(chǎn)。如果人為操縱凈收益的企業(yè)普遍存在利用推遲確認費用或損失的做法，與這些資本化費用有關(guān)的財務(wù)指標就有可能出現(xiàn)異常，如待攤費用占流動資產(chǎn)的比重、無形資產(chǎn)及其它資產(chǎn)占流動資產(chǎn)的比重等可能會給我們一些提示。
4、利用關(guān)聯(lián)交易調(diào)整利潤。如果這種現(xiàn)象在操縱凈資產(chǎn)收益率的企業(yè)中比較普遍，就會在這些企業(yè)的關(guān)聯(lián)交易額占銷售收入或銷售成本的比例上體現(xiàn)出差異，并且應(yīng)收賬款中關(guān)聯(lián)方的應(yīng)收賬款比重較大。但是由于上市公司對關(guān)聯(lián)交易披露的不規(guī)范性，投資者較難從財務(wù)報表和報表附注中采集出關(guān)聯(lián)交易的詳細數(shù)據(jù)，因此筆者根據(jù)為調(diào)整利潤進行的關(guān)聯(lián)交易通常不使用現(xiàn)金的特點，選擇分析其他應(yīng)收款指標占流動資產(chǎn)比重的指標。其他應(yīng)收款體現(xiàn)企業(yè)與正常經(jīng)營業(yè)務(wù)無關(guān)的有關(guān)各方的資金往來，在某種程度上可以反映企業(yè)與關(guān)聯(lián)方的資金關(guān)系，比如出售投資給關(guān)聯(lián)方后應(yīng)收回的款項等。其他應(yīng)收款占流動資產(chǎn)的比例大，說明企業(yè)與關(guān)聯(lián)方可能存在比較密切的聯(lián)系，利用關(guān)聯(lián)方調(diào)整利潤的可能性也較大。
二、研究數(shù)據(jù)的選取
筆者采用中國人民大學出版社出版的《中國上市公司資料庫》光盤中數(shù)據(jù)作為研究對象，從中篩選出1996、1997和1998年凈資產(chǎn)收益率在10％區(qū)間，即［10％，11％］之間的公司作為樣本（簡稱10％區(qū)域的公司）。同時，根據(jù)這些公司所處的行業(yè)和規(guī)模，在凈資產(chǎn)收益率相對受到人為干擾小一些的公司中尋找對照研究所需的相同數(shù)量的標準公司樣本，舍去個別實在無法找到對照的標準公司，以保持兩個樣本最大程度的可比性。通過查找和比較，筆者選取的單個樣本數(shù)量如下表所示：
缺乏數(shù)據(jù)和刪除的公司數(shù)量合計不到總數(shù)量的15％，并且樣本數(shù)量遠遠大于統(tǒng)計中要求的大樣本標準（30個），因此可以認為研究的結(jié)果基本代表了所有凈資產(chǎn)收益率在10％區(qū)域的公司狀況。
三、統(tǒng)計結(jié)果
筆者統(tǒng)計出的1996、1997和1998年凈資產(chǎn)收益率在10％區(qū)域的公司和用于對比的各標準公司的資產(chǎn)總額以及八個財務(wù)指標的調(diào)整平均值、平均值差異的檢驗值見下面的表格。比較資產(chǎn)總額的目的在于證實兩個樣本是否存在規(guī)模差異。調(diào)整平均值是在刪除了5％的極值之后計算出的各樣本的資產(chǎn)規(guī)模和財務(wù)指標的平均值。同一年度內(nèi)凈資產(chǎn)收益率在10％區(qū)間的上市公司與標準公司財務(wù)指標平均值差異的檢驗值代表了平均值差異的大小，當該檢驗值超過1.64時（筆者使用的是單尾檢驗），我們就有95％的把握認為平均值確實存在這種差異，因此，認為該差異是顯著的。當該檢驗值低于1.64時，我們就認為在統(tǒng)計意義上這種差異不明顯，我們不能以95％的把握性確定這種差異是否真的存在。在樣本的方差較大時，通過統(tǒng)計檢驗有時難以確定平均值差異的顯著性，利用十分法在一定程度上可以彌補這種不足。
財務(wù)指標差異及其顯著性統(tǒng)計結(jié)果
根據(jù)上表顯示的統(tǒng)計結(jié)果以及筆者進行的“十分法”排序的結(jié)果，1996年到1998年各年度10％區(qū)域上市公司和一般公司各個財務(wù)指標之間的差異情況見下表：
注：“顯著”指通過平均值差異的檢驗發(fā)現(xiàn)存在明顯差異；
“有區(qū)別”指在平均值差異的檢驗中不能證明存在明顯差異，但利用“十分法”排序可以看出存在明顯差別；
“無區(qū)別”指不論在平均值差異的檢驗還是“十分法”排序中都看不出明顯存在差別。
資產(chǎn)總額的比較結(jié)果證明，有操縱凈資產(chǎn)收益率可能的公司與標準公司之間不存在規(guī)模差異，筆者的研究的確已經(jīng)排除了規(guī)模對其它財務(wù)指標的影響。從上面的統(tǒng)計結(jié)果看，在選取的八個可能反映企業(yè)利潤操縱的財務(wù)指標中，只有無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重以及營業(yè)外收入占利潤總額的比重兩個指標沒有表現(xiàn)出明顯的差異，其他六個財務(wù)指標均在不同程度上體現(xiàn)出10％區(qū)域上市公司與一般公司的差別。
四、研究結(jié)論
1、財務(wù)指標中體現(xiàn)的上市公司利潤操縱手段。
通過對可能存在利潤操縱的上市公司和一般公司財務(wù)指標的比較，我們認為以下操縱利潤的手段在上市公司中有普遍性：
（1）通過非營業(yè)活動提高企業(yè)利潤。筆者對凈資產(chǎn)收益率在10％區(qū)域的上市公司樣本中營業(yè)利潤占利潤總額比例最低的企業(yè)數(shù)據(jù)進行了調(diào)查，結(jié)果令人吃驚。1996年的94家樣本公司中有6家公司該指標出現(xiàn)負數(shù)，1997年166家樣本公司中有3家該指標出現(xiàn)負數(shù)，而1998年160家樣本公司竟然有7家公司該指標出現(xiàn)負數(shù)。這些負數(shù)意味著這些公司的營業(yè)活動是虧損的，也就是說，他們達到10％的配股線居然完全依靠營業(yè)外的經(jīng)濟活動！
（2）通過增加投資收益提高利潤是非常普遍的做法。在1996年和1997年的統(tǒng)計結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)10％區(qū)域的上市公司投資收益占利潤總額的比重遠遠高于標準公司，1996年差異達八個百分點，1997年差異達四個百分點。利用投資收益操縱利潤在個別公司達到極其嚴重的程度，在10％區(qū)域的上市公司樣本中，投資收益占利潤總額100％以上的企業(yè)1996年有6家，1997年有2家，1998年有3家，這意味著這些達到配股最低標準的上市公司創(chuàng)造10％的凈資產(chǎn)收益率竟然完全依靠投資收益！
（3）采用與關(guān)聯(lián)單位進行交易提高利潤。筆者不能直接證明這些關(guān)聯(lián)交易的內(nèi)容，但是其他應(yīng)收款的多少在一定程度上可以反映出上市公司與關(guān)聯(lián)方聯(lián)系的緊密程度，這使我們不能不猜測這些關(guān)聯(lián)方對企業(yè)利潤的影響。1997年和1998年10％區(qū)域的公司其他應(yīng)收款比重的明顯異常說明這些公司從事非正常經(jīng)營活動的行為十分普遍，而且交易經(jīng)常采取非現(xiàn)金形式。筆者統(tǒng)計了樣本中10％區(qū)域的上市公司其他應(yīng)收款占流動資產(chǎn)比重超過50％的公司數(shù)量，1996年，該數(shù)目為4家，占樣本的4.3％，1997年為11家，占樣本的6％，1998年為9家，占樣本的5.6％。這些公司竟然有一半以上的流動資金占用在非正常經(jīng)營活動之上！
如果筆者對其他應(yīng)收款的多少代表與關(guān)聯(lián)方聯(lián)系的緊密程度猜測沒有錯誤，其他應(yīng)收款多的上市公司很可能在經(jīng)營活動上也存在與關(guān)聯(lián)方的緊密聯(lián)系。雖然筆者沒有考察關(guān)聯(lián)交易引起的上市公司經(jīng)營活動收入和利潤的增加，但1997年和1998年，10％區(qū)域上市公司同時都出現(xiàn)一定程度的應(yīng)收賬款占流動資產(chǎn)比重比標準公司偏高、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率比標準公司偏低的現(xiàn)象，這與我們看到的其他應(yīng)收款比重的異常在時間上存在一致性，由此我們有理由懷疑上市公司通過關(guān)聯(lián)交易既操縱非營業(yè)利潤，又操縱營業(yè)利潤。
（4）通過人為擴大賒銷范圍或采用提前確認銷售、甚至搞虛假銷售增加營業(yè)利潤。在1997年和1998年，10％區(qū)域上市公司的應(yīng)收賬款占流動資產(chǎn)比重比標準公司偏高，以及應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率的偏低，說明比起標準公司，10％區(qū)域的上市公司更多地記錄了非現(xiàn)金形式的銷售業(yè)務(wù)。鑒于筆者統(tǒng)計時采取了控制行業(yè)和控制公司規(guī)模的方法，由于行業(yè)和規(guī)模導致的應(yīng)收賬款規(guī)模和回收速度的差異就被排除在外，剩下的原因只能用不正常來說明。這種不正常，一是可以用上面提到的關(guān)聯(lián)交易來解釋，另外就是用擴大賒銷范圍、提前確認銷售、搞虛假銷售等原因來解釋。
除上述具有普遍性的利潤操縱手段外，還具有兩種不具有普遍性的利潤操縱手段，即通過費用資本化影響利潤和通過提高營業(yè)外收入影響利潤。
2、上市公司操縱凈收益手段的改變。
連續(xù)考察1996年到1998年10％區(qū)域的上市公司出現(xiàn)異常的財務(wù)指標，我們發(fā)現(xiàn)各年中這些財務(wù)指標的變動不盡相同。也就是說，在不同年度，由于種種原因，上市公司采用的操縱利潤的手段偏好有所不同。
（1）1996年，平均值差異檢驗證明存在明顯差異的財務(wù)指標有投資收益占利潤總額的比重和營業(yè)利潤占利潤總額的比重；考慮十分法排序的結(jié)果，其他應(yīng)收款占流動資產(chǎn)的比重也存在差異。其他指標差異則不明顯。可見，在這一年中，企業(yè)普遍采用增加投資收益的手段提高利潤，而虛增收入、利用關(guān)聯(lián)交易調(diào)整利潤的做法還不十分普遍和明顯。
（2）1997年，平均值差異檢驗證明存在明顯差異的財務(wù)指標有：待攤費用占流動資產(chǎn)的比重、其他應(yīng)收款占流動資產(chǎn)的比重、投資收益占利潤總額的比重以及營業(yè)利潤占利潤總額的比重；考慮“十分法”排序的結(jié)果，應(yīng)收賬款占流動資產(chǎn)的比重和應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率也存在一定程度的差異。這一年中，企業(yè)普遍采用多管齊下的方式提高利潤，包括增加投資收益、利用關(guān)聯(lián)交易、虛增銷售等。
（3）1998年，平均值差異檢驗證明存在明顯差異的財務(wù)指標只有其他應(yīng)收款占流動資產(chǎn)比重和應(yīng)收賬款占流動資產(chǎn)比重；考慮“十分法”排序的結(jié)果，應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率也存在差異。而以前出現(xiàn)過差異的待攤費用占流動資產(chǎn)比重、營業(yè)利潤占利潤總額的比重以及投資收益占利潤總額的比重幾個指標差異不明顯。可以認為，這一年中企業(yè)普遍采用的調(diào)整利潤的手段集中在虛增銷售或關(guān)聯(lián)交易上，而對利用投資收益增加利潤的做法不再特別感興趣。
五、研究結(jié)果的啟示
雖然筆者的研究對象是凈資產(chǎn)收益率在配股最低限以上臨近區(qū)域的上市公司，但是研究所發(fā)現(xiàn)的財務(wù)指標與利潤操縱手段上存在的聯(lián)系具有普遍性，可以幫助我們在各種情況不辨別利潤操縱。研究證明，盡管我國上市公司人為操縱凈資產(chǎn)收益率的手段各有不同，但他們在操縱利潤的同時，其他財務(wù)指標卻能夠暴露其操縱手法，因此，只要我們能夠?qū)@些反映利潤操縱的財務(wù)指標給予足夠的關(guān)注，就可以在很大程度上識別上市公司的操縱手段，去偽存真，得到企業(yè)真實的獲利水平。通過以上的研究，我們得到以下一些啟示：
首先，凈收益或利潤總額有關(guān)的指標表現(xiàn)企業(yè)真實盈利能力存在嚴重缺陷。這些指標中包含了與企業(yè)正常經(jīng)營無關(guān)的、缺乏穩(wěn)定性的一次性收益內(nèi)容，如投資收益和營業(yè)外收入，以及在本文中沒有涉及的財政補貼等，這些項目隨時會由于企業(yè)達到目的而消失。用這些指標評價企業(yè)，將給投資者帶來巨大的風險。從前面的統(tǒng)計中我們看到，標準公司營業(yè)利潤占利潤總額的比例明顯高于可能操縱利潤的上市公司，因此相比凈資產(chǎn)利潤率或總資產(chǎn)報酬率，營業(yè)利潤受到利潤操縱的干擾較小，利用營業(yè)利潤計算的有關(guān)指標相對穩(wěn)定，對表達企業(yè)的實際盈利能力會更加有用。
其次，在操縱凈收益的手段中，最直接有效的方法是通過投資收益增加利潤。投資者應(yīng)對利潤表中的投資收益給予非常的重視。對于投資收益占利潤總額比重較大的企業(yè)，應(yīng)該仔細分析投資收益的來源，辨別這種投資收益的長久性。如果一次性的投資收益，比如出售投資所得的收益數(shù)量較大，這種投資收益的長期性就很難保證。
第三，其他應(yīng)收款是我們應(yīng)該給予足夠重視的資產(chǎn)負債表項目，一些企業(yè)可能沒有披露關(guān)聯(lián)交易或關(guān)聯(lián)方關(guān)系，但其他應(yīng)收款項目的性質(zhì)實際上會告訴我們這些企業(yè)與其他企業(yè)或單位之間的非常關(guān)系，所以其他應(yīng)收款的多少可以幫助我們判斷該上市公司受到其他企業(yè)或單位的影響程度，這種影響越大，該上市公司的凈收益指標的可靠性越差。
關(guān)鍵詞：上市公司；地理分部；重要性；
中圖分類號：F234.4 文獻標識碼：A 文章編號：1003―7217(2007)05―0092―04
一、研究設(shè)計
(一)研究假設(shè)
在10％的重要性水平的運用上，現(xiàn)在至少存在兩種不同的意見：一是以FASB為首的代表在1997年修訂分部信息準則時主動放棄了該標準，轉(zhuǎn)而規(guī)定了應(yīng)予披露的分部個數(shù)最大數(shù)量不應(yīng)超過10個；二是以IASB為首的代表則一直秉承按10％的重要性測試水平來確認分部，并同時規(guī)定了應(yīng)予以披露的分部個數(shù)最大不超過10個。而我國早在1997年證監(jiān)會的《準則第二號》的修訂稿中，就明確規(guī)定了行業(yè)分部的披露標準以10％為限，2000年、2002年和2006年財政部相繼了《企業(yè)會計制度》、《企業(yè)具體會計準則――分部報告(征求意見稿)》和《企業(yè)具體會計準則――分部報告》，非常明確地指明了分別按照分部收入、分部收益或分部資產(chǎn)10％的標準來披露符合條件的備分部。但是，在實際操作中披露是否嚴格按照該標準來確認分部，而且10％的標準是否能夠用于區(qū)分具有不同風險和收益的分部，在《企業(yè)會計制度》前后和《征求意見稿》前后的披露實務(wù)是否得到明顯改善，以下將就這些問題進行討論。
按照我國確認分部的10％標準，只要分部收入、分部收益或分部資產(chǎn)分別占所有分部相應(yīng)總額10％或者以上的部分才能確認為一個報告分部。與證監(jiān)會的《準則第二號》相比，如果企業(yè)嚴格按照《企業(yè)會計制度》和《征求意見稿》中有關(guān)分部確認的初衷去確認，其確認的條件就被放寬了，它不僅可以按照分部收入占所有分部相應(yīng)總額10％的標準來確認，而且還可以按照分部收益或者分部資產(chǎn)分別占所有分部10％的標準來確認分部。根據(jù)以上的解釋，在《企業(yè)會計制度》和《征求意見稿》后，企業(yè)應(yīng)予以披露的可報告分部的個數(shù)將會增加，而小于10％的分部的數(shù)量將會下降。由此，得到以下假設(shè)：
H1：假設(shè)分別按照分部收人、分部收益或者分部資產(chǎn)分別占所有分部相應(yīng)總額的10％的重要性標準來確認地理分部，那么，企業(yè)所披露的大于等于10％的可報告分部的個數(shù)將增加，而小于10％的分部的個數(shù)將下降，分部信息的透明度將得以提高。
(二)樣本選擇
由于在檢驗時需要分別要求以分部收入、分部收益或者分部資產(chǎn)為依據(jù)來判斷公司所披露的大于或等于10％和小于10％的分部平均個數(shù)，并考慮其逐年的變動趨勢，因此，該樣本的選擇需要考慮到逐年披露了分部收入、分部收益或者分部資產(chǎn)等信息的情況。根據(jù)中國披露分部信息的實際情況，由于分部確認標準的擴大直到2001年財政部《企業(yè)會計制度》時才予以體現(xiàn)，在《企業(yè)具體會計準則――分部報告(征求意見稿)》(2003)中，對于分別按照以上三個標準來確認分部的方法更進一步明確。因此，為了確認分部的平均個數(shù)的變動趨勢需要2001～2003年的數(shù)據(jù)。將2004年的年報剔除在外，是因為2003～2004年并未出現(xiàn)關(guān)于分部信息披露規(guī)范變動的任何決定，而且經(jīng)過統(tǒng)計分析其分部披露信息并未改變。另外，為了與以前所確認分部的標準相比較，也需要2000年的數(shù)據(jù)，但是根據(jù)以前的研究發(fā)現(xiàn)，在各公司2000年年報中披露了分部資產(chǎn)的公司是微乎其微的，而為了保持樣本的可比性、連續(xù)性與有效性，以下分析以“2002年財富中國100強”的公司為樣本(因為這些公司在2000～2003年的相應(yīng)數(shù)據(jù)比較完整)。
這100家公司分別在國內(nèi)、國外市場上市的公司各有76家和22家，但在國外上市的公司并不需要遵守中國的會計準則，因此，為了考核中國分部信息披露中的10％的重要性測試水平的合理性，下面以遵守我國會計準則的公司為樣本。這樣，本研究樣本為76家在國內(nèi)上市的公司，其中有4家公司為銀行(因為銀行的主要業(yè)務(wù)與一般的制造企業(yè)有很大的不同，因此本樣本將其除掉)，另有2家公司沒有披露任何分部信息，綜合起來，本研究中的有效樣本為70家。為了考慮《企業(yè)會計制度》和《征求意見稿》前后有關(guān)地理分部確認實務(wù)上的改進問題，需要這70家樣本公司2000～2003年相關(guān)數(shù)據(jù)的變化趨勢。
二、研究結(jié)果
(一)所確認的地理分部研究
1．樣本公司2000～2003年逐年所披露的地理分部個數(shù)分析。將70家樣本公司分別在2000～2003年的平均可報告地理分部的個數(shù)進行統(tǒng)計，經(jīng)過統(tǒng)計，樣本公司分別以分部收入、分部收益、分部資產(chǎn)為依據(jù)所披露的分部個數(shù)如表1所示。
由表1統(tǒng)計結(jié)果可知，2000～2003年分別依據(jù)分部收人、分部收益或分部資產(chǎn)等指標所確認的地理分部中大于或等于10％的可報告分部以及小于10％的披露分部的平均個數(shù)呈逐年增長的趨勢。但在2000～2001年以分部收入所確認的大于或等于10％的地理分部的平均分部個數(shù)稍微有下降，其地理分部的平均個數(shù)依次為2.5，2.313，2.043。從整體上說，分部個數(shù)的逐年增加說明了分部信息披露的詳細程度不斷加強，這不僅給信息使用者提供了較多與其決策相關(guān)的信息，而且便于提高分部信息的透明度。
根據(jù)以前的研究，我國直到2001年才開始強制性地要求符合條件的各上市公司披露分部資產(chǎn)的信息(聶萍，2005)，在2000年及以前披露分部資產(chǎn)信息的公司更是鳳毛麟角。經(jīng)統(tǒng)計，這些樣本公司中，2001年披露了分部資產(chǎn)項目的公司16家，其中只有6家公司的分部資產(chǎn)信息是在地理分部中給予披露的。盡管對于分部資產(chǎn)的披露還剛剛起步，但是以分部資產(chǎn)為依據(jù)來確認的分部個數(shù)是不斷增長的，以分部資產(chǎn)為依據(jù)所劃分的大于或等于10％的可報告地理分部均值在2000～2003年間依次為2.13，3.25，3.25。
總之，分部信息披露深度和廣度兩個層面上的增加表明了分部信息在相關(guān)性上得到顯著改進，分部信息透明度得到提高。
2．樣本公司2000--2003年所披露的地理分部個數(shù)的變動趨勢。下面將2001年與2000年和2003年與2001年這兩個期間的各地理分部的分部數(shù)均值進行進一步比較，并經(jīng)均值檢驗予以分析，借以探明10％標準的合理性，主要數(shù)據(jù)見表2。
在地理分部的確認中，除了以分部收入所確認的大于或等于1096可報告分部均值在2001～2000年和以分部收益為基礎(chǔ)所確認的分部個數(shù)在2001～2003年是顯著減少之外，分
別以分部收益、分部資產(chǎn)來劃分的大于或等于10％可報告分部在2000～2001年是顯著增加的(P分部收入2001～2000=0.000；p分部資產(chǎn)2001～2000=0.000)，而小于10％的披露分部個數(shù)在2000～2003年是顯著地增加的(p分部收入2003～2001=0.005；p分部收益2001～2000=0.000；p分部收入2003～2001=0.003；p分部資產(chǎn)2001～2000=0.000；p分部資產(chǎn)2003～2001=0.001)。分部個數(shù)的增加表明了分部信息披露深度的逐步增強，這說明了分部信息披露制度的實行對于改善地理分部信息的披露起到了重要的作用。而地理分部在增加分部資產(chǎn)項目披露的同時，減少了以分部收益和分部收入等為依據(jù)來確認的分部個數(shù)，這說明分部信息披露廣度上的增長是以減少披露深度為代價的，在分部信息披露的詳細程度和披露的廣度上存在著一定程度上的均衡。
(二)地理分部的進一步考察
可報告地理分部平均個數(shù)的變化并不能簡單地歸結(jié)為其披露實務(wù)上的改進，同樣也可能反映其經(jīng)營活動的一些變化，特別是與近期縮小企業(yè)規(guī)模或增加企業(yè)產(chǎn)業(yè)集中度有關(guān)(Comment，R.＆Jarrell，G.A，1995)。因此，為了仔細考察公司分部信息披露實務(wù)上的改進，排除公司縮小規(guī)模壓力對分部個數(shù)變動的影響，尤其是10％重要性標準的運用對地理分部信息質(zhì)量的重要作用，有必要按照公司管理層披露分部信息的意圖及有關(guān)披露規(guī)則進行進一步考慮。按照以上的思路充分借鑒C.R.Emmanuel，N.W.Garrod＆C.McCal-lum，E.D.Rennie(1999)的相關(guān)研究，并立足于我國資本市場的相關(guān)數(shù)據(jù)，將地理分部進一步分為以下三組：(1)自愿披露組。該組表示在2001年的年報中不僅披露了分部收入和分部收益，還主動披露了分部資產(chǎn)的公司。(2)同時披露了分部收入和分部收益組，該組表示在樣本期間同時披露了分部收入和分部收益的公司。(3)非充分披露組。該組表示在樣本期間或者披露了分部收入或者分部收益的公司。每組按照公司的披露實際情況，將各公司所披露的可報告分部分為大于或等于10％的可報告分部組和小于10％的披露分部組。其具體樣本公司數(shù)分別為6、40、24，具體地理分部的均值以及樣本期間各組均值變化如表3和表4所示。
從表3、表4可知，其各組均值以及均值變化的結(jié)果有如下特點：
(1)對于自愿披露組，以分部收入、分部收益為依據(jù)所劃分的大于或等于10％的可報告分部和小于10％的披露分部平均個數(shù)在2000～2003年出現(xiàn)為負的變化，而以分部資產(chǎn)為依據(jù)所劃分的大于或等于10％的可報告分部和小于10％的披露分部個數(shù)的均值在2000-2003年是增加的，而且大于或等于10％和小于10％組可報告分部均值在2000～2001年還-具有統(tǒng)計上的顯著性(P大于或等于10％分部資產(chǎn)2001～2000=0.017，P分部資產(chǎn)2001～2000=0.073)，這說明了在自愿披露組中由于額外披露了分部資產(chǎn)項目的內(nèi)容而使以分部收入、分部收益所確認的分部平均個數(shù)減少了。
(2)對于披露分部收入和分部收益組而言，以分部收入、分部收益為依據(jù)所確認的大于或等于10％可報告分部和小于10％的披露分部個數(shù)的均值在2001～2003年是顯著減少的，其中：P大于或等于10％分部收入2003～2001=0.001，P分部收入2003～2001=0.000，P大于或等于10％分部收益2003～2001=0.000，P小于10％分部收益2003～2000=0.000
而在2000～2001年同時，以分部收入和分部收益為依據(jù)所確認的大于或等于10％的可報告分部和小于10％的披露分部的平均個數(shù)是增加的，但都不具有統(tǒng)計上的顯著性，而且以分部收益和分部收入所劃分的大于或等于10％組的變動幅度小于10％組的變動幅度，2003～2001年則反之。
(3)對于非充分披露組，以分部收入為依據(jù)劃分的大于或等于10％的可報告分部和小于10％的披露分部個數(shù)均值在2000～2003年是顯著減少的：P大干或等于10％分部收入2003～2001=0.000，P小于10％分部收入2001～2000=0.0000而以分部收益為依據(jù)劃分的大于或等于10％的可報告分部和小于10％的披露分部平均個數(shù)在2000～2003年是顯著增加的：P大于或等于10％分部收益2001～2000=0.000，P大于或等于10％分部收益2003～2001=0.002，P小于10％分部收益2001～2000=0.042，P小于10％分部收益2003～2001＝0.000
(4)自愿披露組中，雖然自愿披露了分部資產(chǎn)信息，但同時使以分部收入和分部收益為標準所確認的分部均值下降，說明了對于地理分部而言，分部信息披露廣度上的增加卻限制了披露深度上的擴展。在非充分披露組中，10％標準的運用使披露的廣度有所加強，但披露分部收益的均值增加是以分部收入中的可報告分部明顯減少為代價的，因此，該組中同樣存在分部信息披露廣度和深度上的均衡問題。披露收入和收益組中，同時以分部收入和分部收益為基礎(chǔ)所確認的分部均值在2001～2003年是減少的，而且當大于或等于10％組的減少幅度比小于10％組的減少幅度要小的時候，似乎表明管理層出于分部信息劣勢競爭成本的影響而運用10％的重要性標準，將那些較小的地理分部合并成為一個較大的卻毫無組織的部分，從而避免將更多的分部信息報告給外部。而且并沒有充分的證據(jù)表明各組中大于或等于10％組的變動幅度超過了小于10％組的變動幅度，因此，H1無法得到充分的證明。
三、研究結(jié)論及建議
地理分部披露廣度和深度上的均衡表明，目前中國多元化上市公司對于運用10％標準作為確認重要性分部披露依據(jù)時，更多地只是準則字面上的遵從，而且在運用該標準時由于缺乏標準的上限，導致在地理分部的運用上出現(xiàn)了更少更大的廣義概念，10％重要性測試的運用對于改善分部信息披露質(zhì)量的作用是有限的。因此，為了提高地理分部信息披露的有用性，有助于信息使用者正確決策，對于地理分部的披露有必要在以下方面作出改進：
l重要性標準的選擇問題。并不存在太多的理由認為采用10％作為判斷重要性的數(shù)量標準是合理的，而且并不能證明5％或15％的標準就是不合適的(shahrokh，1993)。重要性標準的選擇將以能幫助信息使用者去理解公司不同風險和收益的內(nèi)涵為標準，在考慮采用數(shù)量標準的同時，應(yīng)考慮質(zhì)量標準來劃分重要分部。改變以不同國家或地區(qū)，同一國家不同行政區(qū)域作為分析單元的狀況，而且加強地區(qū)分部披露與年報其他部分的一致性，以提高地理分部信息的透明度(Nancy B.2000)。
研究設(shè)計
(一)研究方法綜觀現(xiàn)有的盈余管理計量方面的相關(guān)文獻,盈余管理的實證計量方法主要包括三種類型:應(yīng)計利潤分離法、具體應(yīng)計利潤法以及盈余分布法。盈余分布法通過分析確定企業(yè)可能實施盈余管理的閾值點,然后檢驗閾值處密度函數(shù)光滑或連續(xù)性來判斷企業(yè)是否在閾值點實施盈余管理。在上市公司的管理層實施收購時,管理層會利用資本市場中的信息不對稱和會計監(jiān)管制度的不完備性實施盈余管理,由于各家實施MBO的上市公司盈余水平存在顯著差異,因此,很難合理確定一個閾值點以檢驗上市公司管理層是否實施盈余管理。特定項目應(yīng)計法適合特定行業(yè)的某一項或一組應(yīng)計項目。而實施MBO的上市公司涉及多個行業(yè),并且需對可能實施盈余管理的多個應(yīng)計項目進行分析檢驗。因此本文的實證研究不適合采用盈余分步法和特定項目應(yīng)計法。本文采用應(yīng)計利潤分離法進行實證研究。應(yīng)計利潤分離法采用模型將應(yīng)計利潤分離為可操縱應(yīng)計利潤(DiscretionaryAccruals,DA)和不可操縱應(yīng)計利潤(Non—DiscretionaryAccruals,NDA),并用可操縱應(yīng)計利潤來衡量盈余管理的大小和程度。Kaplan(1985)指出會計中權(quán)責發(fā)生制的本質(zhì)是應(yīng)計利潤(非操控性應(yīng)計利潤)會隨著經(jīng)濟環(huán)境的變化而改變,因此在對非操縱性應(yīng)計利潤的計量中應(yīng)考慮經(jīng)濟環(huán)境的改變對企業(yè)應(yīng)計利潤產(chǎn)生的影響。在利用應(yīng)計利潤分離方研究盈余管理的模型中,只有瓊斯模型及其衍生的模型明確地將經(jīng)濟環(huán)境改變引入到對非操縱性應(yīng)計利潤的估計中。
Dechow,Sloan&Sweeny(1995)、Guay,Kothari&Watts(1996)、Thomas(2000)等對應(yīng)計利潤分離法相關(guān)模型進行實證分析表明,瓊斯模型和修正的瓊斯模型的實證研究結(jié)果相對較為可靠。而陸建橋(1999)、陳小悅、肖星和過曉燕(2000)、夏立軍(2003)的研究則證明,在中國證券市場上,瓊斯模型和修正的瓊斯模型同樣較為適用。考慮到中國上市公司普遍存在盈余管理的行為李清(2008)、吳連生(2007)、王婷等2009、張雷2009,而瓊斯模型假設(shè)銷售收入不會縱的可能性較低,因此,本文采用修正的瓊斯模型對上市公司管理層收購的盈余管理進行分析。修正的瓊斯模型如下:TA=NI一CFO(1)式中,TA。表示應(yīng)計利潤總額,NI表示凈利潤,CFO.表示經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量。這三個指標均為經(jīng)過第t—l期期末總資產(chǎn)調(diào)整后的第t期數(shù)值。TA產(chǎn)l(1/A_1)+僅2l(AREV.一AREC)/A『-1j+3(PPECAl_1)(2);NDA=僅1(I/A1)+2l(AREV一AREC.)/A_1j+3(PPE/A}-1)(3);DA.=TA一NDA(4)式中,NDA表示經(jīng)過第t一1期期末總資產(chǎn)調(diào)整后的第t期的非操控性應(yīng)計利潤,DA表示經(jīng)過第t一1期期末總資產(chǎn)調(diào)整后的第t期的操控性應(yīng)計利潤,AREV。表示第溯和第t一1期的收入差額;AREC。表示第t期和第t一1期的應(yīng)收賬款的差額;PPE表示第t期期末的固定資產(chǎn)價值;A表示第t一1期期末總資產(chǎn);、:、0【表示公司特征參數(shù),可以運用估計期各項數(shù)值進行回歸取得。根據(jù)修正的瓊斯模型,本文先采用配對公司的相關(guān)數(shù)據(jù)通過式2估計參數(shù)d、Q、僅,,然后將估計出的參數(shù)帶人式3,采用樣本公司相關(guān)數(shù)據(jù)計算出樣本公司的非操縱性應(yīng)計利潤(NDA),最后通過式4計算實施MBO的上市公司在管理層收購當年及前后各2年的操控性應(yīng)計利潤(DA)。
(二)樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文的研究對象為上海和深圳證券交易所自2000年至2007年期間實施管理層收購的上市公司。本文主要研究上市公司管理層在實施MBO前后是否對上市公司進行盈余管理行為,因此,樣本選取遵循如下原則:
(1)本文所研究的管理層收購是指實施收購后,管理層對上市公司具有實際的控制權(quán),或能夠?qū)ι鲜泄镜纳a(chǎn)運營產(chǎn)生重大影響,而帶有股權(quán)激勵性質(zhì)的管理層持股的上市公司。
(2)本文以股權(quán)收購協(xié)議簽署的時間作為實證研究中管理層收購的時間。上市公司轉(zhuǎn)讓價格已經(jīng)確定,并且轉(zhuǎn)讓價款一般也已支付,管理層實際上已經(jīng)獲得了對上市公司的控制權(quán),并且獲得政府批準,因此,本文以股權(quán)轉(zhuǎn)讓協(xié)議的簽署日作為管理層實施收購的時間。
(3)本文所研究的管理層收購剔除由于上市公司原大股東減持使管理層自動成為上市公司的第一大股東或?qū)嶋H控制人。管理層沒有足夠的壓力或動力在管理層收購前實施“向下”的盈余管理,或在管理層收購后實施“向上”的盈余管理,有可能會影響研究的整體效果。(4)上市公司必須在MBO實施前2年上市交易,并且在MBO實施后2年內(nèi)控制權(quán)沒有發(fā)生變化;管理層收購完成當年及前、后2年的財務(wù)數(shù)據(jù)必須完整,必須是2008年以前進行MBO的上市公司。不考慮2ooo~之前實施管理層收購的上市公司。因此選取了實施管理層收購的34家樣本公司,見表(1)。表(2)顯示了實施MBO的上市公司年度及行業(yè)分布。可以看出,樣本公司的行業(yè)分布涉及13個行業(yè),以傳統(tǒng)行業(yè)為主,并且主要集中在制造業(yè)。樣本公司實施管理層收購的年度主要集中在2002年和2004年,這是由于在2003年財政部一度暫停對國有上市公司實施管理層進行審批,因此,導致2003年實施管理層收購的數(shù)量較少。本文選取配對樣本應(yīng)同時滿足以下條件:與樣本公司的所屬行業(yè)相同或相近;與樣本公司的資產(chǎn)規(guī)模在實施MBO的前一年較為接近;配對樣本公司在同一時期沒有發(fā)生其它重大事項。本文數(shù)據(jù)來源為上海證券交易所網(wǎng)站、深圳證券交易所網(wǎng)站、中國上市公司資訊網(wǎng)(cnlist.eom)和國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR數(shù)據(jù)庫)。
實證檢驗
(一)描述性統(tǒng)計樣本公司描述性統(tǒng)計如表(3)所示(表略)。可以看出,上市公司在實施MBO前后,公司的資產(chǎn)和凈資產(chǎn)規(guī)模呈現(xiàn)同步增長的態(tài)勢,但資產(chǎn)總額的增長幅度更為迅速;營業(yè)收入的增長趨勢沒有發(fā)生變化,現(xiàn)金流也一直保持與營業(yè)收入同步增長的趨勢,但增長的幅度要小于營業(yè)收入。而營業(yè)利潤和凈利潤卻呈現(xiàn)出先揚后抑的趨勢,但均顯著為正,這既可能是管理層在實施MBO前為降低收購成本增加費用或成本以減少公司的盈利,也可能是由于上市公司的管理層在取得公司控制權(quán)后通過關(guān)聯(lián)交易轉(zhuǎn)移上市公司的利潤。因此,僅從實施MBO的上市公司5年的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)上無法判斷上市公司在實施MBO前后是否進行盈余管理。
(二)回歸分析樣本公司財務(wù)狀況差異性分析如表(4)所示(表略)。可以發(fā)現(xiàn),上市公司的資產(chǎn)規(guī)模、總資產(chǎn)報酬率、營業(yè)利潤率、全年實現(xiàn)的收入和利潤均無顯著區(qū)別(T檢驗和Z檢驗均不顯著),這說明樣本公司和配對公司的規(guī)模和經(jīng)營情況比較接近,無顯著差異,可以用配對公司比較好的控制規(guī)模、行業(yè)等對盈余管理行為分析的影響。進一步地,如表(5)所示(表略),通過研究發(fā)現(xiàn),實施MBO的上市公司在管理層收購的前一年(T_1)和當年(T)的操縱性應(yīng)計利潤的均值和中位數(shù)均為負,并在5%的顯著水平下顯著;在管理層收購前的第2年(T_2),操縱性應(yīng)計利潤的均值和中位數(shù)均為正,但在5%的顯著水平下不顯著;在管理層收購后兩年內(nèi)(T+I,T+2),操縱性應(yīng)計利潤的均值和中位數(shù)均為正,并在5%的顯著水平下顯著。
【關(guān)鍵詞】 資本結(jié)構(gòu)； 成長性； 投資不足
一、引言
成長性是企業(yè)努力追求的目標，是企業(yè)利益相關(guān)者共同關(guān)心的重要問題。有關(guān)資本結(jié)構(gòu)與成長性之間的關(guān)系近年來成為熱點。面對成長機會，怎樣的負債水平能夠使企業(yè)更好地發(fā)展？盡管有關(guān)文獻展開大量討論，卻未能達成一致。本文通過研究不同成長性及不同自由現(xiàn)金流量的企業(yè)，來闡述負債水平與企業(yè)成長性兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系。
二、文獻回顧與假設(shè)提出
（一）文獻回顧
現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論以MM理論為基礎(chǔ)，隨后發(fā)展了權(quán)衡理論、順序偏好和市場擇時理論。其中發(fā)展了的權(quán)衡理論認為企業(yè)存在最優(yōu)的資本結(jié)構(gòu)，該資本結(jié)構(gòu)是企業(yè)稅收優(yōu)惠、破產(chǎn)成本及成本等之間的權(quán)衡。成本由Jensen，Meckling（1976）提出，成本理論認為在企業(yè)的成長過程中，存在股權(quán)成本與債務(wù)成本，股權(quán)成本是由于企業(yè)管理者和股東的目標不一致產(chǎn)生的。Jensen（1986）認為當企業(yè)存在過多的現(xiàn)金流量和較少成長機會時，由于管理者與股東的目標不一致，前者有擴張企業(yè)規(guī)模的動力，在此情況下將會產(chǎn)生過度投資問題，此時過度投資問題可以通過發(fā)行債券來緩解，引入負債可以起到監(jiān)督和控制作用，這便是負債的相機治理作用。債務(wù)成本則是由于股東和債權(quán)人的目標不一致而產(chǎn)生的，Myers（1977）認為負債能引起投資不足，因為投資給債權(quán)人帶來了收益，而股東要承擔全部風險；同時企業(yè)擁有過高的負債比率時，股東將有強烈動機投資于高風險項目，發(fā)生資產(chǎn)替代行為，侵占債權(quán)人財產(chǎn)。成本的存在使得權(quán)衡理論進一步發(fā)展，同時也使得面對不同成長機會的企業(yè)，去尋找適合的資本結(jié)構(gòu)來降低企業(yè)的成本，實現(xiàn)企業(yè)價值的最大化。
有關(guān)負債水平與企業(yè)成長性的關(guān)系，學者也進行了大量的實證研究，Langberg（2008）證明權(quán)益融資有利于促進企業(yè)成長，而債務(wù)融資會降低企業(yè)未來的成長機會。Muller（2009）以總資產(chǎn)增長率衡量企業(yè)成長性，表明財務(wù)杠桿對企業(yè)的成長性有顯著的負向影響。Huang和Song（2006）以銷售收入增長率衡量企業(yè)成長性，對我國主板上市企業(yè)進行了研究，得出成長性與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)。Larry lang（1996）實證說明杠桿作用和企業(yè)增長間的負相關(guān)性對于具有低的Q值的企業(yè)成立，然而對于高Q值的企業(yè)來說并不成立。楊瑩（2009）以ROE劃分公司經(jīng)營業(yè)績，當企業(yè)經(jīng)營業(yè)績好時，財務(wù)杠桿與企業(yè)的成長性正相關(guān)，經(jīng)營業(yè)績差時負相關(guān)。以上文獻說明，關(guān)于資本結(jié)構(gòu)與成長性之間的關(guān)系尚未達成一致，有待更深入的研究，這也正是本文的意義所在。
（二）假設(shè)提出
當企業(yè)擁有較多成長機會時，企業(yè)將會選擇較低的負債率，成長機會是由一系列NPV>0的項目構(gòu)成，當企業(yè)擁有較多這種項目時，為了避免債權(quán)人過多地分享收益同時又不承擔風險，高成長性企業(yè)將會選擇較低的負債率，基于此提出假設(shè)一：在高成長性企業(yè)中，成長性與負債水平負相關(guān)，即成長性越高的企業(yè)，傾向于選擇越低的負債水平。
而對于擁有較多自由現(xiàn)金流量的低成長性企業(yè)，由于存在較少的成長機會，可能出現(xiàn)上文所分析的管理者過度投資現(xiàn)象，因此認為此時企業(yè)可能會引入負債發(fā)揮其相機治理的作用，基于此提出假設(shè)二：擁有較多自由現(xiàn)金流量的低成長性企業(yè)，成長性與負債水平負相關(guān)，即成長性水平越低，負債水平越高。
上述兩種假設(shè)中，假設(shè)一擬證明投資不足現(xiàn)象，假設(shè)二則證明過度投資現(xiàn)象的負債治理功能。
三、研究設(shè)計：樣本、變量與模型
（一）樣本
本文選取滬深兩市主板制造業(yè)2006—2010年的數(shù)據(jù)，剔除數(shù)據(jù)不全、異常值及被ST的得到3 523個樣本。將樣本按照成長性進行分類，取成長性較高的前800名樣本作為高成長性樣本，后800名作為低成長性樣本，再從低成長性樣本中選取自由現(xiàn)金流量較高的前200名作為第三組樣本分析，以期完成樣本的對比及分類。本文數(shù)據(jù)均來自于國泰安CSMAR研究數(shù)據(jù)庫，計算分析利用SPSS18.0完成。
（二）論文模型
（三）變量設(shè)置
1.自變量的選取
對于成長性的描述通常采用兩類指標：（1）企業(yè)的實際增長率指標，如銷售收入增長率、總資產(chǎn)增長率、凈資產(chǎn)增長率、經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額增長率等。（2）資產(chǎn)市值賬面比、股東權(quán)益市值賬面比、盈余市價比、資本性支出占資產(chǎn)的比值、R&D占資產(chǎn)的比值、R&D占銷售收入比值等。Adam和Goyal（2007）進行的實證比較結(jié)果表明，資產(chǎn)市值賬面價值比為最可靠的企業(yè)成長性指標，盡管國內(nèi)學者有將（1）類或（2）類指標進行組合，但并不能充分證明其優(yōu)于資產(chǎn)市值賬面價值比，因此本文采用資產(chǎn)市值賬面價值來衡量企業(yè)的成長性。
2.控制變量選取的原因
DeAngelo 和Masulis（1980）認為無負債稅盾是債務(wù)的替代，無負債稅盾越高，公司越傾向于采用較少的財務(wù)杠桿，因此，認為無負債稅盾與企業(yè)的財務(wù)杠桿成反比。
有形資產(chǎn)作為債務(wù)的擔保，有形資產(chǎn)的比例越高，則企業(yè)所能使用的財務(wù)杠桿比例越高。
盈利能力采用ROE指標，根據(jù)Myers和Majluf的融資優(yōu)序理論，盈利能力與杠桿之間的關(guān)系呈負相關(guān)，認為企業(yè)融資一般會遵循內(nèi)源融資、債務(wù)融資、權(quán)益融資這樣的先后順序，因此盈利能力與杠桿比率成反比，但是基于稅收的模型認為，盈利能力較強的企業(yè)應(yīng)更多地采用負債融資，以此來避開企業(yè)所得稅。
Frank和Goyal（2007）認為規(guī)模大的企業(yè)能承受更高的杠桿，這是因為規(guī)模更大的公司信息不對稱以及逆向選擇的可能性越小，這使他們更容易進入債券市場。
具體的變量說明見表1。
四、實證結(jié)果分析
（一）描述性統(tǒng)計分析（如表2）
（二）樣本的回歸結(jié)果
回歸結(jié)果表明對于高成長性企業(yè)樣本組，負債水平與企業(yè)的成長性在1%的水平下顯著負相關(guān)，即高成長性企業(yè)將會選擇較低的負債水平以減少債權(quán)人對收益的分享，因此假設(shè)一成立，驗證了投資不足理論。而低成長性樣本組的回歸結(jié)果表明，成長性和負債水平不相關(guān)，這一結(jié)論也從側(cè)面反映出高成長性樣本組結(jié)論的可靠性（如表3）。
而在低成長性、高自由現(xiàn)金流量的樣本組中，成長性與負債水平依然無相關(guān)性。說明具有較多自由現(xiàn)金流量的低成長性企業(yè)，通過提高負債來進行相機治理的假設(shè)二不成立，未能證明負債能有限減少過度投資的假設(shè)。而造成這種情況的主要原因在于我國上市公司的主要債權(quán)人是商業(yè)銀行，而我國的商業(yè)銀行對上市公司的治理力度很弱，并不能有效地發(fā)揮治理作用。
而在其他影響負債水平的控制變量中：ROE與負債水平顯著正相關(guān)，證實了擇時理論，與理論預期一致；無負債稅盾與負債水平顯著負相關(guān)，證實了理論預期；而有形資產(chǎn)及公司規(guī)模與杠桿之間存在顯著的正相關(guān)性，這也與理論預期相符合。
五、研究結(jié)論與展望
本文的研究結(jié)果表明對于高成長性企業(yè)，負債水平與成長性顯著負相關(guān)，說明成本導致的投資不足理論顯著成立，同時說明企業(yè)在進行負債水平選擇時，將會根據(jù)企業(yè)的成長性進行適當?shù)恼{(diào)整，這一結(jié)果豐富了權(quán)衡理論。
另一方面對于現(xiàn)金流量充足的低成長性企業(yè)，由于杠桿與成長性之間的關(guān)系不顯著，因此過度投資理論未能得到充分證實。債權(quán)人的審查監(jiān)督機制未能得到充分發(fā)揮，作為債權(quán)人中的主要力量——銀行的監(jiān)督治理作用也有待進一步加強，其中主要原因是法律對債權(quán)人的保護力度不夠，如《公司法》沒有大債權(quán)人派董事的規(guī)定等，貸款的軟約束問題不可避免。因此加強債權(quán)人的監(jiān)督作用需得到法律的支持，這也是未來中國金融市場改革時需要注意的地方。
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關(guān)鍵詞：入職收入 關(guān)系資源 關(guān)系強度 市場轉(zhuǎn)型
求職過程及其結(jié)果研究是社會學的重要議題之一。這是因為社會學者關(guān)心社會分化、分層和流動問題，而職業(yè)是綜合反映分化、分層和流動的標志性地位指標，求職過程及其結(jié)果則是研究人們?nèi)绾潍@得這一標志性地位的根本視角。本期一同刊發(fā)的張順、郭小弦一文是根據(jù)結(jié)構(gòu)特征模型探討這一過程和結(jié)果，即假定求職者是一個獨立決策的理性經(jīng)濟人，所以解釋變量是個體的人口特征、人力資本、政治資本和家庭背景等。與之不同，社會網(wǎng)絡(luò)模型假定求職者是一個嵌入關(guān)系中的理性社會人，基于此，本文從微觀的角度探討社會關(guān)系對求職過程及其結(jié)果的影響程度。而王文彬、趙延東的論文探討社會關(guān)系對自雇者及其創(chuàng)業(yè)過程的影響作用。事實上，求職的微觀過程不是孤立進行的，而是在勞動力市場的大環(huán)境中展開、在中國改革開放的大背景下發(fā)生的。這些環(huán)境和背景，一言以蔽之，稱為宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。對于中國宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)如何影響求職過程中關(guān)系的嵌入程度及其變遷這一問題的分析將基于多層次模型，由梁玉成在其論文中進行闡釋。
求職過程及其結(jié)果的重要衡量指標是入職收入。如果是初職收入，它標志著社會學所謂“自致地位”的初步狀況和水平，預示著向上流動的前景；如果是流動后的入職收入，則標志著人們通過流動而達到的新的社會經(jīng)濟地位，以及進一步上升的空間。這兩種不同的狀態(tài)具有同一性，即入職收入排斥了“內(nèi)部勞動力市場”的約束和影響，因為它是人們從“外部勞動力市場”獲得的地位結(jié)果，本文關(guān)注影響這一地位結(jié)果的關(guān)系效應(yīng)的性質(zhì)和程度。如果能從理論上把握關(guān)系引發(fā)的是信息效應(yīng)還是人情效應(yīng)，并用實際數(shù)據(jù)測量兩種不同效應(yīng)的相對程度，就能對當前外部勞動力市場的關(guān)系嵌入程度形成一個清晰的判斷，從而確定政策調(diào)整的方向和科學研究的任務(wù)。本文依據(jù)2009年城市求職網(wǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，對上述問題予以理論和實證分析。
一、理論背景與研究假設(shè)
經(jīng)濟學將工資收入視為勞動者生產(chǎn)能力的函數(shù)，而達到預期生產(chǎn)率的那些勞動者，將得到市場均衡工資（Javanovic，1979）。但問題在于，生產(chǎn)能力是勞動者的潛在素質(zhì)，雇主沒有條件觀察求職者的這一綜合素質(zhì)，很難測量它。一些西方學者認為，在這一過程中，社會網(wǎng)絡(luò)的作用尤為重要，即雇主通過個人關(guān)系網(wǎng)絡(luò)得到求職者能力的種種信息擇優(yōu)錄取（Stigler，1961；Akerlof，1970；Granovetter，1981）。理性主義導向的勞動力市場中，社會網(wǎng)絡(luò)提供的信息越精確，非重復性越強，則信息量越大、質(zhì)量越高，雇主對求職者的評價越接近實際，所提供的入職收入也就越高（Granovetter，1973）。這就是入職收入的信息資源效應(yīng)。
信息資源很難測量。以往研究受格蘭諾維特的影響，使用關(guān)系強度作為替代變量，其“弱關(guān)系”假設(shè)指出，越是交往不頻繁、關(guān)系不密切的弱關(guān)系，交往者之間的地位特征差異越大，相互傳遞的信息的重復性越小，信息量越大、質(zhì)越高，所以使用弱關(guān)系找到工作的人，入職收入較高。林南（Lin，1982）發(fā)展了格蘭諾維特的理論，認為通過弱關(guān)系更可能聯(lián)系到地位較高的人，從而獲得更加優(yōu)質(zhì)的崗位信息。在Podolny（1993；1994）看來，能聯(lián)系到地位高的關(guān)系人則間接表明了求職者本人的才能不低，因此是一種信號機制，向雇主傳遞了關(guān)于求職者生產(chǎn)能力的信息。由此得到：
假設(shè)l：由于信息優(yōu)勢，使用弱關(guān)系的求職者比其他求職者獲得較高的人職收入。
弱關(guān)系所預示的信息機制并非唯一的影響因素。交往頻繁、關(guān)系密切、相互熟悉的“強關(guān)系”預示著人情機制，同樣影響著個人的入職收入水平（Prendergast&Topel，1996）。當雇主接受朋友或同事的推薦時，不能完全排斥人情的影響，如果推薦人的地位高、權(quán)勢大、財富多，這種人情機制將變得十分明顯，雇主為此對被推薦人產(chǎn)生人情偏好（Rees，1966）。在這種情境下，雇主受制于關(guān)系，即社會學所謂的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的“嵌入性”，從而不可能完全理性地進行勞動力選擇（Granovetter，1985）。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的嵌入性越強，雇主就越有義務(wù)感去照顧被介紹來的求職者，比如，中國職業(yè)分配中的關(guān)系作用（Bian，1997）。在市場經(jīng)濟條件下，通過人情網(wǎng)絡(luò)不公正地獲得稀缺資源，事實上排斥了其他人參與競爭，這被稱作“社會網(wǎng)絡(luò)和社會資本的負面效應(yīng)”（Portes，1998）。如果上述過程影響了求職者的人職收入，我們將之概括為人情資源效應(yīng)。
如果信息資源尚且難測，那么人情資源的測量則是難上加難。因為人情交換是背后交易，調(diào)查手段有限。研究發(fā)現(xiàn)，人情資源往往嵌入強關(guān)系之中。例如在美國，由于親朋好友向雇主施加了重要影響，求職者才能保證一個較高的入職收入，無論是學校畢業(yè)后的初職工資（Rosenbaum，et al.，1999），還是流動之后的工資水平（Coverdill，1998）。人情在日常生活中也存在許多例證，在美國，求職者經(jīng)常訴求于他人“打招呼”（Corcoran，et al.，1980）；而在中國社會中，強烈的關(guān)系主義文化背景的特點之一便是人情交換（Hwang，1987；King，1994；Yang，1994；Yan，1996）。在此背景下，強關(guān)系在職業(yè)流動中被頻繁使用，且富有成效（Bian，1997；Bian&Ang，1997）。因此得到：
假設(shè)2：由于人情優(yōu)勢，使用強關(guān)系的求職者比其他求職者獲得較高的入職收入。
用關(guān)系強度代替關(guān)系資源曾推動了經(jīng)驗研究，但也引起重大質(zhì)疑，即關(guān)系強度不等于關(guān)系資源，替代變量既沒有提供穩(wěn)定的實證結(jié)果（Bridges&Villemez，1986；Graaf&Flap，1988；Marsden&Hurlbert，1988），也不能通過嚴格的數(shù)據(jù)檢驗（Montgomery，1992）。最新的研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)系強度對入職地位和入職收入的因果效應(yīng)在美國數(shù)據(jù)中并不存在（Mouw，2003）。這一結(jié)論向研究者提出了挑戰(zhàn)：必須測量關(guān)系資源，而不能繞開它。邊燕杰和張文宏（2001）提出了這個問題，并用中國數(shù)據(jù)做了初步探索；邊燕杰和黃先碧（Bian&Huang，2009）則又做了進一步的分析。根據(jù)這些前期成果得到：
假設(shè)3：使用弱關(guān)系的求職者更可能動員關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的信息資源；而使用強關(guān)系更可能動員關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的人情資源。
假設(shè)4：從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)動員了信息資源或者人情資源的求職者，比其他求職者獲得更高的人職收入。
信息資源和人情資源的相對效應(yīng)如何呢？從市場化動態(tài)過程的角度看，社會網(wǎng)絡(luò)的收入效應(yīng)是下降、持續(xù)還是上升，這涉及如何從理論上把握中國市場化動態(tài)過程的性質(zhì)和特征。如果市場化機制的確立和完善過程是效率理性上升的過程，那么代表效率理性的人力資本將升值，而代表非效率理性的政治權(quán)力資本將貶值，即“市場轉(zhuǎn)型論”的核心假設(shè)（Nee，1989）。根據(jù)市場轉(zhuǎn)型輪，有學者進一步假設(shè)，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系也是代表非效率理性的，市場化的發(fā)展越縱深，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系也將貶值，即“關(guān)系下降論假設(shè)”（Guthrie，1998）。
與此相反的觀點認為，市場化機制的確立和完善過程中，由于政治體制穩(wěn)定和“抓大放小”政策實施之后國有單位持續(xù)強勢，政治權(quán)力的作用將持續(xù)，甚至有條件地加強，這就是市場轉(zhuǎn)型研究中的“權(quán)力持續(xù)假設(shè)”（Bian&Logan，1996）。在權(quán)力持續(xù)的社會分層體系中，可以想象社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系作用的持續(xù)，因為權(quán)力運作往往增加了人為的成分，通過強關(guān)系尋找實權(quán)人物而得到人情回報的空間增大了。為此，在“體制洞”遍布轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的條件下，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對職業(yè)地位和收入獲得的效應(yīng)不一定減少，很有可能增加（Bian，2002）。
本文采納邊燕杰等（Bian，2007；Bian&Zhang，2012）的觀點后認為，隨著市場競爭程度的提高和體制不確定性程度的提高，社會網(wǎng)絡(luò)的收入效應(yīng)當增加。這是因為市場競爭越激烈，越要求行動者具有相對比較優(yōu)勢，而體制的不確定性越高、規(guī)則模糊、權(quán)力運作不透明、交叉制度的兼容性低、社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的作用越大，就越會提高行動者的比較優(yōu)勢。中國加入世貿(mào)組織之后，雖然市場競爭程度不會消減，但是體制不確定性將逐步下降，特別在世貿(mào)組織影響力度較大的區(qū)域和部門，這種趨勢比較明顯，為此，社會網(wǎng)絡(luò)的收入效應(yīng)也隨之下降。因此得出：
假設(shè)5：改革開放以來，社會網(wǎng)絡(luò)中的信息資源和人情資源對入職收入的效應(yīng)隨著市場化的深入逐年加強，但在進入世貿(mào)組織之后開始受到制約。
二、變量設(shè)計和描述
八城市調(diào)查的抽樣工作統(tǒng)一完成l，基于全國數(shù)據(jù)抽樣框，在各市隨機抽取城區(qū)居民委員會，每個城市作為單獨總體，抽取足夠的代表性樣本，各市初定為1 000戶，根據(jù)居委會抽樣的具體情況留出5%的調(diào)整余地。由于長春、濟南和廈門的城區(qū)相對較小，調(diào)查戶減至700個左右。為了滿足多層次分析所需要的條件，每個城市抽取足夠的社區(qū)樣本，每個社區(qū)抽取20戶，每戶隨機抽取一位具有非農(nóng)、有收入工作經(jīng)歷的成年人作為被訪人。調(diào)查前，我們對各市的外來務(wù)工人口做了深入研究，估計其規(guī)模，抽樣時按照估計的比例在選中的居委會抽取常住人口戶和外來人口戶。調(diào)查采取人戶面訪形式，按統(tǒng)一問卷進行，在2009年夏、秋兩季完成，復查率為10%。八城市調(diào)查最終收集有效問卷7 102份，問卷回答率60%。
八城市調(diào)查數(shù)據(jù)中，有6 307個被訪者曾有非農(nóng)受雇工作經(jīng)歷，構(gòu)成本文的分析樣本（雇主和自雇不在其列），分析樣本的相關(guān)變量和描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1，這里重點分析其中的四個關(guān)鍵變量。
入職收入是因變量，即被訪者獲得最近一份工作時的實際入職收入，平均月收入接近千元，標準差超過1 500元，入職收入的不平等程度很大。由于該變量是右偏分布，所以取對數(shù)后進入分析模型。
關(guān)系強度是自變量，指被訪者獲得最近一份工作時是否使用了關(guān)系，如果是，與關(guān)系人的熟悉程度“熟極了”、“很熟”、“較熟”視為“強關(guān)系”，占29.9%；“不熟”、“不認識”（間接關(guān)系）視為“弱關(guān)系”，占29.4%；未使用關(guān)系占40.6%。
關(guān)系資源是重點自變量，指關(guān)系人提供的求職幫助屬于信息資源性質(zhì)還是人情資源性質(zhì)。根據(jù)深度訪談和前期研究經(jīng)驗（邊燕杰、張文宏，2001；Bian&Huang，2009），研究區(qū)別兩種關(guān)系資源的性質(zhì)，其關(guān)鍵是看關(guān)系人是否與雇主發(fā)生接觸，從而對其施加影響，獲取人情偏好。為此，我們將提供就業(yè)信息、介紹招工情況、提出申請建議和協(xié)助整理申請材料等視為“信息資源”；而將幫助報名、遞交申請、實名推薦、打招呼、安排面談、陪同造訪、承諾雇主要求和直接提供工作等視為“人情資源”。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，有的求職者從關(guān)系人同時獲得不同性質(zhì)的資源，還有的求職者不愿意說明所獲資源的性質(zhì)，為此，產(chǎn)生了四種關(guān)系資源使用形態(tài)：信息資源（14.9%）、人情資源（9.2%）、信息和人情混合資源（23.9%）、關(guān)系資源不明（11.4%），未使用關(guān)系的占40.6%。
入職年代是自變量，旨在厘清關(guān)系的作用是否隨著改革的進程而發(fā)生變化，包括四個經(jīng)濟體制時代：（1）改革前（1956-1979）的再分配經(jīng)濟時代（25.3%），（2）改革初期（1980-1992）的雙軌制時代（22.2%），（3）改革中期（1993—2001）的經(jīng)濟快速轉(zhuǎn)型時代（14.4%），（4）加入世貿(mào)組織后（2002年及以后）的全面市場化時代（37.5%）。
除了上述核心變量，數(shù)據(jù)分析還涉及被訪者的性別、年齡、戶口、婚姻狀況、受教育程度、政治面貌、工作單位性質(zhì)和所在城市，均視為控制變量。其中，單位部門的缺失值較多，占樣本的2.6%（見表1）。
三、假設(shè)檢驗
假設(shè)檢驗分三步進行。第一，檢驗弱關(guān)系是否更多地產(chǎn)生信息資源，強關(guān)系是否更多地產(chǎn)生人情資源（假設(shè)3）；第二，檢驗關(guān)系強度對入職收入影響程度的假設(shè)（假設(shè)1和假設(shè)2），同時看關(guān)系強度的收入效應(yīng)是否隨著改革時代而發(fā)生顯著變化；第三，檢驗關(guān)系資源對人職收入影響程度的假設(shè)（假設(shè)4），同時檢驗關(guān)系資源的收入效應(yīng)是否隨改革時代而發(fā)生顯著變化（假設(shè)5）。
（一）強關(guān)系和弱關(guān)系帶來不同性質(zhì)的資源
表2中的模型1表明，如果使用弱關(guān)系獲得信息資源的幾率為1（參照項，下同），那么，使用強關(guān)系獲取信息資源的幾率是O.470，大約降低了一半；模型2同樣以弱關(guān)系使用者為參照，其獲取人情資源的幾率為1，強關(guān)系使用者獲取人情資源的幾率為2.896，幾乎增加2倍；模型3進一步證明強關(guān)系的相對優(yōu)勢：如果弱關(guān)系使用者獲取混合資源的幾率為1，強關(guān)系使用者獲取混合資源的幾率是3.061，差別超過2倍。這些結(jié)果證明假設(shè)3成立。這也說明，以往用關(guān)系強度代替關(guān)系資源的經(jīng)驗研究是有事實根據(jù)的，但前者不能替代后者，因為強關(guān)系對信息和人情混合資源的動員作用也具有相對優(yōu)勢。獲取什么性質(zhì)的關(guān)系資源不受個人特征影響，不過，教育程度越高，獲取混合資源的幾率越大。隨著中國經(jīng)濟改革的深入，單純使用人情資源的求職者變得越來越少。
（二）關(guān)系強度影響入職收入
表3第一部分結(jié)果顯示，利用關(guān)系而成功求職的比例從再分配時代的27.2%飆升到改革后期的81.6%，外部勞動力市場是一個不斷嵌入社會關(guān)系的市場。第二部分總樣本分析顯示，當控制入職時代和其他變量的情況下，相對于沒有使用關(guān)系的求職者來說，使用弱關(guān)系的入職收入高出12.2%（e0.115-1），使用強關(guān)系的求職者收入高出22.4%（e0.202-1），支持假設(shè)1和假設(shè)2。強弱關(guān)系回歸系數(shù)的差異，經(jīng)T檢驗證實是統(tǒng)計顯著的，強關(guān)系的收入效應(yīng)高于弱關(guān)系的收入效應(yīng)10.2%（22.4%-12.2%）。舉例來說，如果沒有使用關(guān)系的入職月薪取均值1 000元，那么弱關(guān)系使用者的入職月薪是1 122元，強關(guān)系使用者的入職月薪是1 224元。這些人的個人能力和特征是相同的，但是不同的關(guān)系使用導致了人職收入相當大的差異。
隨著改革年代的推進，這些差異發(fā)生變化了嗎？表3第二部分的分年代樣本的分析回答了這個問題。對于弱關(guān)系效應(yīng)：改革前和改革初，弱關(guān)系的收入效應(yīng)是正向的，但是統(tǒng)計不顯著，視為零，沒有效應(yīng)；改革中期和后期開始發(fā)揮效應(yīng)，但是比較小。對于強關(guān)系效應(yīng)：改革前，強關(guān)系的收入效應(yīng)比較大，而且統(tǒng)計顯著；改革初期，強關(guān)系的收入效應(yīng)增加，統(tǒng)計顯著；此后，強關(guān)系的收入效應(yīng)保持統(tǒng)計顯著水平，但是效應(yīng)規(guī)模減少，低于改革前的水平。這個結(jié)果表明，深化改革之后，特別是進人世貿(mào)組織之后，勞動力市場對強關(guān)系的收入效應(yīng)產(chǎn)生了很大的抑制作用。
（三）關(guān)系資源影響入職收入
這是本文的核心問題，相關(guān)統(tǒng)計結(jié)果見表3第三部分。總樣本分析拋開了強弱關(guān)系，引入關(guān)系資源變量后發(fā)現(xiàn)，在控制入職時代和其他變量的情況下，相比沒有使用關(guān)系的求職者，使用信息資源求職者的平均入職收入高出25.1%（e0.224-1），使用人情資源求職者的入職收入高出22.4%（e0.218-1），而使用混合資源求職者的入職收入會高出21.7%（e0.242-1），使用關(guān)系但資源不明求職者的入職收入高出15.4%（e0.166-1）。這些結(jié)果表明：第一，信息和人情資源對入職收入都有提升作用；第二，關(guān)系資源不明的求職者，其中一部分人確實獲得了信息或人情資源，另一部份人的關(guān)系作用不大，因為這組人的收入效應(yīng)系數(shù)低于其他三組，但是高于沒有使用關(guān)系的求職者。總之，模型1的數(shù)據(jù)結(jié)果支持了假設(shè)4。
關(guān)系資源效應(yīng)發(fā)生跨時代的變化嗎？表3中，信息資源效應(yīng)在四個時期的系數(shù)都是統(tǒng)計顯著的，系數(shù)值從改革前的0.190提高到改革初期的0.234，改革中期略減到0.221，改革后期銳減到0.112，低于改革前的水平。人情資源效應(yīng)在前三個時期的系數(shù)值統(tǒng)計顯著的，即從改革前的0.168提高到改革初期的0.289，改革中期略減到0.232，改革后期銳減到0.035，統(tǒng)計不顯著，視為零。混合資源效應(yīng)的趨勢與人情資源系數(shù)類似，改革前低，改革初期高，改革中期下降，改革后期繼續(xù)下降，四個時期的系數(shù)均為統(tǒng)計顯著。本文在模型分析中保留資源不明一組，目的是保護樣本的完整性，其系數(shù)不做解釋。這部分數(shù)據(jù)結(jié)果說明，一方面，市場導向的改革擴大了關(guān)系作用空間，提高了關(guān)系效應(yīng)；另一方面，隨著市場改革的縱深，尤其在進入世貿(mào)組織后，關(guān)系資源效應(yīng)、特別是人情資源效應(yīng)受到很大抑制。這些結(jié)果支持假設(shè)5。
四、結(jié)論與啟示
本文選擇人職收入作為分析重點，基于最新數(shù)據(jù)，系統(tǒng)驗證了強弱關(guān)系理論和關(guān)系資源效應(yīng)的研究假設(shè)。分析表明，經(jīng)濟改革前后，弱關(guān)系對人職收入均無顯著影響，直到改革中期，特別是進入世貿(mào)組織之后，弱關(guān)系才開始對收入產(chǎn)生提升作用。強關(guān)系的收入效應(yīng)在改革前后一直很大，但是進入世貿(mào)組織之后，開始受到一定程度的抑制。總的趨勢是，改革前和改革初，強關(guān)系效應(yīng)大于弱關(guān)系效應(yīng)；改革中期和加入世貿(mào)組織之后，前者在減弱，后者在增強。
社會網(wǎng)絡(luò)研究者一直認為強弱關(guān)系對應(yīng)的資源機制是信息和人情，本文用最新數(shù)據(jù)驗證了這一觀點。“八城市調(diào)查”測量了求職過程中實際動員的關(guān)系資源類型，本文分析發(fā)現(xiàn)，使用弱關(guān)系有更高的幾率動員信息資源，使用強關(guān)系有更高幾率動員人情資源，但強關(guān)系有更大優(yōu)勢動員信息和人情的混合資源。這說明，在中國，關(guān)系強度和關(guān)系資源是統(tǒng)計相關(guān)的，但是不能互相替代，經(jīng)驗研究必須直接測量關(guān)系資源，不然就無法回答Mouw（2003）對于社會網(wǎng)絡(luò)因果解釋無效的質(zhì)疑。研究結(jié)果顯示，不論信息資源還是人情資源，都有利于入職收入的提升，與沒有使用關(guān)系的求職者相比，提升效應(yīng)在16%-19%之間，人情效應(yīng)大于信息效應(yīng)。
人情和信息效應(yīng)的差距是有條件的，依改革時代的推進而變化。再分配時代，信息和人情的收入效應(yīng)是存在的，這些效應(yīng)在改革初期和中期迅速加強，但進入世貿(mào)組織后人情效應(yīng)受到抑制，與強關(guān)系效應(yīng)受到抑制相似。本文認為，改革開放進程中，勞動力市場的競爭程度上升，與此同時體制的不確定性程度也在上升，“體制洞”充斥市場空間，使得社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會關(guān)系資源活躍其間。但是隨著改革深化，特別是中國進入世貿(mào)組織之后，關(guān)系效應(yīng)有所抑制，開始下降，特別是人情資源效應(yīng)受到很大約束（Bian，2007；Bian&Zhang，2012）。這是宏觀環(huán)境對微觀關(guān)系機制的制約作用，分析證明需要借助宏觀一微觀多層次模型（參見本期梁玉成一文）。
土地流轉(zhuǎn)作為我國農(nóng)村土地制度改革的重點受到了廣泛的關(guān)注，但土地流轉(zhuǎn)能否顯著增加農(nóng)民收入，達到改善農(nóng)村內(nèi)部收入差距的目的，現(xiàn)有研究并未得到一致結(jié)論。本文在文獻回顧和總結(jié)的基礎(chǔ)上，依據(jù)中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，運用傾向值匹配（PSM）方法和基于回歸的夏普里值分解（Shapley Value）方法，從收入水平和收入差距兩個維度實證分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響。研究結(jié)果表明：①參與土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶家庭收入水平。土地流轉(zhuǎn)使轉(zhuǎn)入戶家庭人均總收入和農(nóng)業(yè)收入顯著提高18.18%和72.46%，并且大規(guī)模轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶人均總收入的增加程度顯著高于小規(guī)模轉(zhuǎn)入農(nóng)戶，說明土地流轉(zhuǎn)存在規(guī)模效應(yīng)。土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)出戶的收入水平?jīng)]有顯著影響，可能的原因一方面由于土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育不完善，沒有顯化租金；另一方面勞動力轉(zhuǎn)移先于土地流轉(zhuǎn)，使土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭勞動力的釋放作用不顯著。②土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的貢獻度為4.19%，排名第五，表明土地流轉(zhuǎn)不是造成農(nóng)村內(nèi)部收入差距拉大的主要原因。人力資本和村莊特征對農(nóng)村內(nèi)部收入差距影響較大。根據(jù)研究結(jié)論提出三點政策建議：第一，通過完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，穩(wěn)定土地租金水平，使轉(zhuǎn)出戶獲得合理的租金收入；第二，促進農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營，提高轉(zhuǎn)入戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入，縮小農(nóng)戶與非農(nóng)經(jīng)營戶之間的收入差距；第三，提高農(nóng)戶就業(yè)競爭力，促進勞動力轉(zhuǎn)移，增加轉(zhuǎn)出戶非農(nóng)務(wù)工收入。
關(guān)鍵詞土地流轉(zhuǎn)；農(nóng)民收入；收入不平等；傾向值匹配；夏普里值
中圖分類號F303.3
文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）05-0111-10DOI：10.12062/cpre.20170338
改革開放以來，隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包經(jīng)營責任制的實施，我國農(nóng)村居民的收入整體提高。但是進入20世紀80年代中期，改革效應(yīng)逐漸下降，農(nóng)民收入增長緩慢并呈現(xiàn)不穩(wěn)定和非持續(xù)性態(tài)勢，與之相伴的農(nóng)村內(nèi)部收入差距也在不斷擴大，農(nóng)村居民的基尼系數(shù)從1978年的0.22上升到2011年的0.39，30年間增長超過了50%。高度平均的土地分配以及隨人口變動頻繁進行的行政性調(diào)整嚴重影響了地權(quán)穩(wěn)定性和耕作效率，阻礙農(nóng)地適度規(guī)模化經(jīng)營和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展，農(nóng)民收入增長緩慢，收入分配持續(xù)惡化。近年來，土地流轉(zhuǎn)作為一種新的土地資源配置方式得到快速推廣運用，也被政府部門和較多學者寄予厚望[1- 2]：希望通過土地流轉(zhuǎn)促進農(nóng)地集中和規(guī)模化經(jīng)營，進而促進農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)民增收，緩解收入差距。然而，現(xiàn)行政策體系下的土地流轉(zhuǎn)能否顯著增加農(nóng)民收入，達到改善農(nóng)村內(nèi)部收入差距的目的，現(xiàn)有研究并未得到一致結(jié)論[3-6]。本文利用2010年中國家庭追蹤調(diào)說氖據(jù)，以農(nóng)戶家庭收入水平為主要研究對象，探討參與土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民增收、農(nóng)民收入差距間的關(guān)系，驗證土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭收入的影響，為土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)研究提供新的證據(jù)，并將對完善和優(yōu)化土地流轉(zhuǎn)政策提供實證支撐。
1文獻回顧
土地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展和影響引起了眾多學者的關(guān)注，其中對土地流轉(zhuǎn)與土地利用效率、農(nóng)戶收入及農(nóng)戶間收入差距變動成為研究的重點之一。學者們對土地流轉(zhuǎn)的效率研究主要集中在分析土地市場在優(yōu)化生產(chǎn)要素配置[2，7]、提高農(nóng)戶福利水平[8]方面的影響等方面，認為土地自由流轉(zhuǎn)促使土地資源從生產(chǎn)效率低的農(nóng)戶手中流轉(zhuǎn)給生產(chǎn)效率高的農(nóng)戶，產(chǎn)生邊際產(chǎn)出拉平效應(yīng)[9]，提升了總的資源配置效率。〖JP+1〗Deininger & Jin[7]根據(jù)1997―1999年中國最窮的三個省的1 001個農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)，運用OLS估計發(fā)現(xiàn)，土地市場化流轉(zhuǎn)能更好地促進土地生產(chǎn)績效的提高。從理論上來說，土地流轉(zhuǎn)作為土地行政調(diào)整的替代機制，只要是在依法自愿基礎(chǔ)上進行，就能夠優(yōu)化土地資源的配置效率，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[10]，提高農(nóng)戶福利水平。
土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)戶收入之間的關(guān)系也受到廣泛關(guān)注，研究結(jié)論也較為一致。Zhang利用浙江的調(diào)研數(shù)據(jù)估算出農(nóng)戶土地面積增加1%可以增加0.79%的家庭農(nóng)業(yè)收入[11]。Jin & Deininger[12]對2001―2004年中國9個農(nóng)業(yè)大省的8 000個農(nóng)戶數(shù)據(jù)進行OLS估計，分析了土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶人均收入分布的影響，研究結(jié)果表明不論是轉(zhuǎn)入還是轉(zhuǎn)出土地，農(nóng)戶收入都有所增加。李慶海等[13]根據(jù)農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點2003―2009年10個省份817個農(nóng)戶數(shù)據(jù)，利用Biprobit模型估計土地流轉(zhuǎn)的福利影響，研究發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)能夠提高農(nóng)戶福利水平。此外，薛鳳蕊等[14]、李中[15]通^DID模型分別研究對比了鄂爾多斯市和湖南省邵陽市參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的收入變化，結(jié)果表明參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶收入水平明顯提高。這些研究說明，隨著土地流轉(zhuǎn)、農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模擴大，土地利用效率提高，從而使土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)得到發(fā)揮。但Khan的研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶土地經(jīng)營面積的增加對農(nóng)戶家庭收入的影響并不顯著，每增加一畝土地僅能為中國農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)收入增收1.18元[16]。曹瑞芬等[5]利用湖北省313戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運用多元線性回歸模型估計土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高轉(zhuǎn)入戶的收入水平，但對轉(zhuǎn)出戶家庭收入沒有顯著影響。
另一些學者關(guān)注了土地流轉(zhuǎn)能否改善農(nóng)戶的收入分配公平，但研究結(jié)論之間存在較大不一致。Deininger & Jin認為，若土地市場是有效率的，年邁的或已經(jīng)轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門的農(nóng)民能夠流轉(zhuǎn)土地獲得財產(chǎn)性收入，持續(xù)種田的農(nóng)戶能夠擴大土地規(guī)模提高經(jīng)營性收入，而這個收入與從事非農(nóng)生產(chǎn)的農(nóng)戶收入水平相當，那土地流轉(zhuǎn)將會緩解收入不平等[7]。與此結(jié)論相似的是Zhang[11]和韓菡等[6]等分別根據(jù)各自的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析認為，土地流轉(zhuǎn)有利于改善農(nóng)戶間收入不平等。但學者邢鸝等[17]和朱建軍等[3]等基于農(nóng)戶調(diào)研的數(shù)據(jù)研究表明土地流轉(zhuǎn)加劇了農(nóng)戶收入分配不平等。
〖JP+1〗由于不同研究中的農(nóng)戶所處的區(qū)域社會經(jīng)濟條件、土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育程度和政府干預手段的不一致，客觀上都會造成土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入影響的不一致。其次，農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)存在自選擇問題，這導致土地流轉(zhuǎn)決策會受到一些無法觀測的變量影響。現(xiàn)有的大多數(shù)測算土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入影響的研究沒有考慮到樣本農(nóng)戶的自選擇問題，直接使用OLS估計方法易高估處理效應(yīng)，也可能導致了研究結(jié)論的不一致。此外，在探討土地對農(nóng)民收入差距的文獻中，大多研究僅將土地變量作為農(nóng)戶的特征變量，較少文獻具體考察土地流轉(zhuǎn)作為關(guān)鍵變量對收入差距的影響，缺乏估計土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入差距的貢獻度。
作為對已有文獻的補充，本文著重從收入水平和收入差距兩個維度分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響，運用樣本量較大和覆蓋范圍較廣的中國家庭追蹤調(diào)耍CFPS）數(shù)據(jù)，估計土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)，驗證政府土地流轉(zhuǎn)政策是否存在偏誤，為政府進一步健全土地流轉(zhuǎn)制度提供實證支撐。與以往文獻不同，本文研究充分考慮到土地流轉(zhuǎn)的自選擇問題，首先，以反事實框架為分析依據(jù)，采用傾向值得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）將參與土地流轉(zhuǎn)戶與未流轉(zhuǎn)戶進行匹配，準確估計土地流轉(zhuǎn)對收入水平的影響；其次，運用基于回歸的夏普里值（Shapley Value）分解方法，設(shè)定農(nóng)戶收入決定方程，估計土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村收入差距的貢獻度。在研究方法上具有一定新意，在研究內(nèi)容上也更為完整。
2模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明
2.1模型設(shè)定
（1）傾向值得分匹配。傾向得分匹配法是一種非參數(shù)法，該方法通過構(gòu)建一個反事實框架，在解決選擇性偏差問題方面具有較強的可行性和科學性[4，18-20]。由于是否參與土地流轉(zhuǎn)是農(nóng)戶自己決定的，存在樣本選擇偏差，若忽略該問題直接對方程進行估計，則會造成估計結(jié)果有偏。傾向得分匹配法能夠通過匹配再抽樣的方法使觀測數(shù)據(jù)盡可能接近隨機實驗數(shù)據(jù)，在最大程度上減少觀測數(shù)據(jù)的偏差，因此傾向得分匹配法可以更準確地估計土地流轉(zhuǎn)的凈收入效應(yīng)。
本文假定農(nóng)戶家庭收入水平是參與土地流轉(zhuǎn)以及協(xié)變量（控制變量）的函數(shù)：
根據(jù)Rosenbaum & Rubin定義的反事實分析框架，定義農(nóng)戶i參與土地流轉(zhuǎn)的處理效應(yīng)，即平均處理效應(yīng)（Average treatment effect on the treated，ATT）：
其中，Y1i表示農(nóng)戶i在參與土地流轉(zhuǎn)時的收入水平，Y0i表示農(nóng)戶i不參與土地流轉(zhuǎn)的收入水平，ATT表示流轉(zhuǎn)戶參與與不參與流轉(zhuǎn)條件下的收入差值，即土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入水平的凈效應(yīng)。然而如果農(nóng)戶i參與土地流轉(zhuǎn)，則只可觀測到E（Y1|D=1），無法觀測到E（Y0|D=1），可以利用傾向得分匹配法構(gòu)造E（Y0|D=1）的代替指標。
傾向得分匹配法的基本思路是：在未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶樣本（控制組）中找到某個樣本j，使樣本與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶樣本中（處理組）樣本除參與土地流轉(zhuǎn)情況不同外，其他特征盡可能相似，即兩個樣本具有可比性，因此可將兩個樣本的收入水平近似認為是同一個體的兩次不同實驗（參與和不參與土地流轉(zhuǎn)）結(jié)果，收入水平的差值則為土地流轉(zhuǎn)的凈收入效應(yīng)。具體估計過程主要包括四步：第一，將農(nóng)戶依照參與土地流轉(zhuǎn)與否分為處理組（D=1）和控制組（D=0）；第二，給定協(xié)變量Xi的條件下，估計每個樣本農(nóng)戶選擇土地流轉(zhuǎn)的條件概率pi=p（Xi）=Prob（D=1|Xi），即傾向值得分；第三，找到控制組的某農(nóng)戶j，使農(nóng)戶j與處理組的某農(nóng)戶i的可觀測變量取值盡可能相似，即Xi≈Xj。在理論上存在多種匹配方法，且匹配結(jié)果是漸進等價的，因此，本文選擇采用最近鄰匹配法。第四，根據(jù)匹配的樣本估計平均處理效應(yīng)（ATT）。在使用傾向值得分匹配之前，要滿足兩個假定：①可忽略性假設(shè)。在控制了Xi后，農(nóng)戶家庭收入水平將獨立于農(nóng)戶是否參與土地流轉(zhuǎn)；②共同支撐假定。保證處理組農(nóng)戶與控制組農(nóng)戶的傾向得分取值范圍有相同的部分。當滿足了以上兩個假定后，也就是說匹配后未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶收入E（Y0|D=0）可近似代替參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶不參與土地流轉(zhuǎn)的收入E（Y0|D=1）。
（2）基于回歸的夏普里值分解。為了能夠量化土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等程度的貢獻，本文應(yīng)用Shorrocks和Wan基于回歸的夏普里值分解方法[21]。該方法適用于任何收入決定函數(shù)和任何度量收入差距的指標，并且能夠很好地處理常數(shù)項和殘差項對收入差距的貢獻的問題。
首先，設(shè)定農(nóng)戶收入決定方程，回歸方程具體形式如下：
其中，lnYi表示農(nóng)戶家庭人均總收入的對數(shù)，Wi表示影響農(nóng)戶家庭收入的自變量，是前文傾向值匹配的協(xié)變量Xi篩選后的變量，進行變量篩選主要是基于以下幾點原因：①造成農(nóng)村收入差距的因素主要分為外部環(huán)境因素和家庭自身因素兩方面，主要有地理區(qū)位因素[22]、物質(zhì)資本[23-24]、人力資本[25]、社會網(wǎng)絡(luò)資本[26]。前文傾向值匹配模型中自變量的選擇通常是用來篩選處理組和控制組的樣本，而收入決定方程不需要過多的控制變量；②由于使用的分解方法涉及許多輪的運算，每增加一個變量，程序的運算量將呈幾何級數(shù)增長，當變量超過10個時，由于運算量過大無法得到結(jié)果[26]，因此，為了簡化計算，在分解時的收入方程中僅選擇關(guān)鍵的自變量。
其次，將收入差距的計算指標運用到該方程的兩端，從而得出各自變量對于收入差距指標的貢獻度[27]。由于收入決定方程使用的是半對數(shù)模型，在分解時需要改寫收入變量Yi的決定方程，即方程兩邊取指數(shù)，得到待分解的方程為：
在收入差距的形成過程中，一個因素對于收入差距的貢獻主要取決于兩個方面：①該因素與收入差距的相關(guān)系數(shù)，即該因素對于收入的偏效應(yīng)，在給定該因素的分布下，系數(shù)越大，該因素對收入差距的貢獻越大；②該因素自身的分布狀況，在給定該因素對收入的相關(guān)系數(shù)不變的情況下，它的分布越不平均，那么該變量對于收入差距的貢獻也更大，反之亦然。極端地講，當一因素對收入的偏效應(yīng)接近于0或者它的分布完全平等時，那么該因素對于收入差距的貢獻為零。
2.2數(shù)據(jù)來源
本文的研究數(shù)據(jù)來自于中國家庭追蹤調(diào)耍China Family Panel Studies，簡寫CFPS）。CFPS是由北京大學中國社會科學調(diào)查中心（ISSS）實施的全國性、綜合性的社會跟蹤調(diào)查項目，全國基線調(diào)擻2010年開展，通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映了中國家庭的人口特征、收支情況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)濟活動以及非經(jīng)濟福利等變化。調(diào)查對象為中國25個省/市/自治區(qū)（不含香港、澳門、臺灣以及新疆維吾爾自治區(qū)、自治區(qū)、青海省、、寧夏回族自治區(qū)、海南省）中的家庭戶和樣本家庭戶中的所有家庭成員，其分層多階段抽樣設(shè)計使得樣本能夠代表大約95%的中國人口。
本文的研究對象為農(nóng)村家庭，剔除遺漏關(guān)鍵信息以及存在嚴重異常值的農(nóng)戶家庭，經(jīng)過復核整理，最終獲得有效農(nóng)戶樣本5 226戶，樣本涵蓋了24個省（直轄市），其中東部地區(qū)11個省（直轄市），中西部地區(qū)13個省（直轄市）。
3實證分析與結(jié)果
3.1基本描述統(tǒng)計
本文使用農(nóng)戶家庭人均總收入、非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入三個指標來表示農(nóng)戶家庭收入水平和收入結(jié)構(gòu)，將農(nóng)戶分為未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶、流轉(zhuǎn)農(nóng)戶、轉(zhuǎn)入戶與轉(zhuǎn)出戶四類進行家庭收入水平比較。如表1所示，參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭收入水平高于未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶，流轉(zhuǎn)戶家庭人均總收入、非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入較未流轉(zhuǎn)戶分別高0.15萬元、0.06萬元、0.31萬元。轉(zhuǎn)入戶家庭人均總收入均值為0.74萬元，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入1.08萬元。轉(zhuǎn)入戶從土地流轉(zhuǎn)中獲得較高的農(nóng)業(yè)收入，也使得轉(zhuǎn)入戶的家庭收入水平
高于其他類型農(nóng)戶。非轉(zhuǎn)入戶的非農(nóng)收入是家庭收入的重要來源，轉(zhuǎn)出戶有更多的非農(nóng)就業(yè)機會，其家庭人均總收入要高于未流轉(zhuǎn)戶。但參與流轉(zhuǎn)農(nóng)戶與未參與農(nóng)戶的初始條件不完全相同，簡單直接對比不同類型農(nóng)戶的收入情況是不準確的，無法避免“選擇偏差”，所以本文通過模型分析對該結(jié)果進行驗證。
3.2變量選取
本文選取的被解釋變量為農(nóng)戶家庭人均總收入、非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入，為更好地反映土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭收入水平的影響，對因變量進行對數(shù)處理。關(guān)鍵變量為農(nóng)戶家庭是否進行土地流轉(zhuǎn)，0表示未流轉(zhuǎn)土地，1表示流轉(zhuǎn)土地。根據(jù)模型設(shè)定以及可忽略性假設(shè)的要求，盡可能多的控制那些對農(nóng)戶流轉(zhuǎn)土地決策以及農(nóng)戶家庭收入水平產(chǎn)生影響的變量，并且這些變量不受是否參與土地流轉(zhuǎn)的影響[28]。本文共選擇三類變量：家庭主事者特征，包括農(nóng)戶家庭經(jīng)營決策者的年齡、性別、教育程度等；家庭特征，包括經(jīng)營土地的面積、家庭規(guī)模、勞動力結(jié)構(gòu)、家庭資產(chǎn)等；村莊特征，包括村莊人口規(guī)模、人均耕地面積、村級經(jīng)濟水平、地形地貌、地區(qū)虛擬變量等，統(tǒng)稱為協(xié)變量，具
體變量描述見表2。
3.3土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶收入水平的影響
研究關(guān)注的被解釋變量為農(nóng)戶家庭收入水平，通過農(nóng)戶家庭人均總收入、非農(nóng)收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入衡量。為保證匹配質(zhì)量，對模型進行了平衡性檢驗，檢驗結(jié)果表明模型很好的平衡了處理組和控制組的數(shù)據(jù)，在匹配后并無明顯差異，通過平衡性檢驗。表3給出了全樣本農(nóng)戶進行傾向值得分匹配的估計結(jié)果。對全樣本農(nóng)戶進行傾向得分匹配前，參與土地流轉(zhuǎn)與未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均總收入對數(shù)分別為8.513和8.267，兩者之間的差異為0.246，運用最近鄰匹配方法將控制組與處理組進行匹配，參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均總收入為8.513，而未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭人均總收入為8.351，這表明在考慮了土地流轉(zhuǎn)的樣本選擇偏差問題后，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭收入水平的提高作用變小，兩者之間的差異為0.162，并在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這個差異為參與土地流轉(zhuǎn)的平均處理效應(yīng)（ATT），表明參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶平均家庭人均總收入比未參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶高17.59%（exp（0.162）-1）。從不同收入類型來看，參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入比未流轉(zhuǎn)農(nóng)戶高47.70%（exp（0.390）-1），但對非農(nóng)收入的增加效應(yīng)在統(tǒng)計意義上不顯著。
考察完全樣本，再將參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭進一步細化為轉(zhuǎn)入和轉(zhuǎn)出土地的農(nóng)戶家庭進行估計分析。不同農(nóng)戶家庭在參與土地流轉(zhuǎn)后有不同收入增長路徑，轉(zhuǎn)入戶通過擴大生產(chǎn)規(guī)模、提高農(nóng)地利用效率影響家庭收入水平，而工資水平、非農(nóng)就業(yè)的競爭力和土地流轉(zhuǎn)的租金是影響轉(zhuǎn)出戶收入的主要因素。運用傾向值匹配估計這兩類家庭的收入效應(yīng)是否一致，研究土地流轉(zhuǎn)對不同類型農(nóng)戶的收入影響差異，估計結(jié)果見表4。
根據(jù)估計結(jié)果可知，土地轉(zhuǎn)入戶比未流轉(zhuǎn)戶的人均總收入平均提高了18.18%（exp（0.167）-1），并在1%的統(tǒng)計水平上顯著。從分項收入來看，土地轉(zhuǎn)入能夠使已參加土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)純收入顯著增加約72.46%（exp（0.545）-1），對家庭非農(nóng)收入的影響統(tǒng)計水平上不顯著。對轉(zhuǎn)出戶的分析結(jié)果表明，參與土地轉(zhuǎn)出后，農(nóng)戶家庭人均總收入提高4.08%（exp（0.040）-1），非農(nóng)收入增加28.02%（exp（0.247）-1），農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入減少10.52%（1-exp（0.010）），但在統(tǒng)計水平上未達到顯著。
通過對全樣本和不同農(nóng)戶類型樣本的估計，從實證結(jié)果上證明了先前的理論研究結(jié)論[2-4，9-10，20]：土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶的家庭收入水平。從不同類型農(nóng)戶的估計結(jié)果來看，土地轉(zhuǎn)入能使農(nóng)戶家庭人均總收入、農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入顯著提高。由于生產(chǎn)要素不可無限分割的特征，在狹小的土地規(guī)模下，勞動力、機械等主要生產(chǎn)要素不能得到有效的利用，降低了這些要素的使用效率[29]，因此，適度擴大土地經(jīng)營規(guī)模獲取規(guī)模收益，可以達到增加經(jīng)營者收入的目的。大量的實證經(jīng)驗證明土地規(guī)模與糧食產(chǎn)出之間顯著相關(guān)，適度擴大土地規(guī)模能夠有效提高糧食產(chǎn)量[30-31]。農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地后有效提高土地利用效率，有研究表明土地轉(zhuǎn)入戶的邊際土地生產(chǎn)率明顯高于未流轉(zhuǎn)戶，土地流轉(zhuǎn)增加了土地配置的效率，通過適度擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化和現(xiàn)代化經(jīng)營，使土地資源的效益得以更充分的發(fā)揮，提高農(nóng)戶家庭經(jīng)營收入。土地轉(zhuǎn)入對非農(nóng)收入的影響不顯著，這是由于土地轉(zhuǎn)入與非農(nóng)勞動力雇傭市場的關(guān)系并不顯著相關(guān)[2]。
對轉(zhuǎn)出戶的分析Y果表明，土地轉(zhuǎn)出雖然能夠增加農(nóng)戶家庭收入水平，但影響并不顯著，可能的原因有兩點：一是盡管土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育進展很快，但仍有不少研究表明土地流轉(zhuǎn)市場并未發(fā)揮出全部潛力。Deininger & Jin的研究發(fā)現(xiàn)通過土地租賃市場的流轉(zhuǎn)總是伴隨著較高的交易成本[7]，調(diào)查數(shù)據(jù)顯示在20世紀90年代后期，近一半的土地流轉(zhuǎn)是口頭的、周期性的、無償?shù)腫12，32]，土地流轉(zhuǎn)中土地價值難以有效衡量，土地租金水平較低，這就導致在一定程度上，土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)出戶家庭收入水平的影響不顯著。再有一個可能的原因是，在土地轉(zhuǎn)出前農(nóng)村勞動力已進行初步轉(zhuǎn)移，土地轉(zhuǎn)出行為對農(nóng)戶家庭非農(nóng)勞動力的釋放作用不大。在城市化、工業(yè)化的發(fā)展中，有大批曾經(jīng)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村居民改變了生存方式，年輕且受教育程度好的勞動力已在外務(wù)工多年，因此，土地轉(zhuǎn)出對提高轉(zhuǎn)出戶家庭收入水平的影響效應(yīng)不顯著。
前文已經(jīng)證明土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶家庭收入水平，但不同的流轉(zhuǎn)規(guī)模是否會造成不同的收入效應(yīng)還需要進一步驗證。將轉(zhuǎn)入戶樣本按照轉(zhuǎn)入面積的中位數(shù)（3.95畝）劃分為大規(guī)模轉(zhuǎn)入戶樣本和小規(guī)模轉(zhuǎn)入戶樣本，分別進行傾向值得分匹配（由于樣本中土地轉(zhuǎn)出規(guī)模較小，土地轉(zhuǎn)出面積的中位數(shù)為2.15畝，未形成規(guī)模轉(zhuǎn)出效應(yīng)，進行分組研究意義不大，故本文僅研究土地轉(zhuǎn)入規(guī)模分組）。對于大規(guī)模租入戶來說，參與土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高人均總收入21.17%（exp（0.192）-1），分項收入中，土地轉(zhuǎn)入會顯著減少非農(nóng)收入55.12%（1-exp（0.439））、顯著增加農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入86.82%（exp（0.625）-1）。而小規(guī)模轉(zhuǎn)入戶參與土地流轉(zhuǎn)顯著提高人均總收入15.26%（exp（0.142）-1）、農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入31.00%（exp（0.270）-1），另外，土地轉(zhuǎn)入可提高小規(guī)模轉(zhuǎn)入戶家庭非農(nóng)收入30.21%（exp（0.264）-1），但這部分效應(yīng)在統(tǒng)計水平上未達到顯著。
估計結(jié)果表明，土地流轉(zhuǎn)對不同流轉(zhuǎn)規(guī)模農(nóng)戶的收入效應(yīng)影響存在差異。大規(guī)模轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶人均總收入的增加程度顯著高于小規(guī)模轉(zhuǎn)入農(nóng)戶，差異主要來自于家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入，大規(guī)模轉(zhuǎn)入戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營純收入的增加程度是小規(guī)模轉(zhuǎn)入農(nóng)戶的近3倍，這可能是因為土地轉(zhuǎn)入規(guī)模大的農(nóng)戶更易達到規(guī)模經(jīng)營，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模化和現(xiàn)代化，分攤生產(chǎn)的固定成本，得到更高的規(guī)模收益。而小規(guī)模轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶土地轉(zhuǎn)入規(guī)模小于3.95畝，經(jīng)營規(guī)模較小，難以形成規(guī)模化生產(chǎn)，導致收入的增加程度較小。從家庭非農(nóng)收入來看，大規(guī)模轉(zhuǎn)入戶的家庭非農(nóng)收入顯著減少，而小規(guī)模農(nóng)戶的不顯著增加，可能的原因是，小規(guī)模轉(zhuǎn)入戶的家庭多以兼業(yè)農(nóng)民為主，家庭的收入來源不僅依靠農(nóng)業(yè)收入，非農(nóng)部門經(jīng)營收入也是家庭收入的重要部分，而轉(zhuǎn)入小規(guī)模的土地對農(nóng)戶家庭增收作用較小。
3.4土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入差距的影響
土地流轉(zhuǎn)的收入效應(yīng)除了對收入水平的影響，還包括對收入差距的影響。本文應(yīng)用基于回歸的夏普里值方法計算土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入不平等的貢獻度，并通過變量排序?qū)ζ渲匾宰龀雠袛唷?/p>
首先對農(nóng)民收入決定方程進行估計，估計結(jié)果見表5。在方程（1）中去掉本文所關(guān)心的土地流轉(zhuǎn)變量，用來作為基準方程，在方程（2）中將土地流轉(zhuǎn)變量再加入進來。通過對比可以發(fā)現(xiàn)，兩個方程的回歸結(jié)果基本沒有太大變化，方程（1）中在1%和5%顯著性水平下顯著的自變量在方程（2）中也在同樣的水平下顯著。對于本文關(guān)心的土地流轉(zhuǎn)變量，在方程（2）的估計結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，在加入土地流轉(zhuǎn)變量后，方程中其他變量系數(shù)和顯著性都沒發(fā)生太大變化的前提下，使方程的R2提高，這說明在樣本家庭中，土地流轉(zhuǎn)對于收入決定具有顯著的正向作用。
從回歸結(jié)果來看，各因素對收入的影響方向與理論上的預期較為一致。土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶收入。村莊特征中村莊經(jīng)濟情況對農(nóng)戶家庭人均總收入呈顯著正影響。家庭特征中，家庭規(guī)模越大，人均總收入越低，可能是由于收入水平相同的家庭，家庭規(guī)模大而撫養(yǎng)負擔更重，е氯司總收入降低。工資者比例變量在一定程度上反應(yīng)了城市化比率，估計結(jié)果表明工資者比例變量與人均總收入水平呈正向影響，說明城市化有利于提高農(nóng)戶家庭收入水平，這也較符合當前非農(nóng)工資性收入普遍高于農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入的現(xiàn)狀。在人力資本中，家庭主事者的教育程度對家庭收入水平呈顯著正向影響，教育年限越長，積累的人力資本越多，家庭收入水平越高；而家庭主事者的年齡對家庭收入水平影響顯著為負，可能是由于年齡較大的家庭決策者雖然生產(chǎn)經(jīng)驗較豐富，但觀念在適應(yīng)新時代方面相對困難，導致部分家庭決策不能提高農(nóng)戶家庭收入。資本是收入函數(shù)中的重要變量，人均農(nóng)業(yè)投資對家庭收入水平影響顯著為正。實物資本用農(nóng)戶家庭人均土地面積衡量，土地作為農(nóng)戶家庭重要的資產(chǎn)，對家庭收入水平的影響顯著為正。
在分解之前，對模型進行解釋程度檢驗，計算1減去殘差作用的比率為51.9%〖HT6〗①〖HT9.5SS〗，表明收入方程中的自變量能夠很好地解釋收入差距，從而保證了本文分解結(jié)果的可靠性。其次，根據(jù)上述收入決定方程的估計結(jié)果，在此基礎(chǔ)上利用夏普里值的框架分解出各個解釋變量對于農(nóng)民收入差距的影響程度。表6列示了分解后的結(jié)果，每個變量的貢獻度為該變量對基尼系數(shù)的貢獻，按該貢獻度對各影響因素進行排名。首先考察本文的重點關(guān)注的土地流轉(zhuǎn)變量。分解結(jié)果表明土地流轉(zhuǎn)變量對農(nóng)戶家庭收入差距的貢獻度排在第五名，為4.19%，這個結(jié)果表明，土地流轉(zhuǎn)不是造成農(nóng)戶收入差距的關(guān)鍵變量。可能的原因是，轉(zhuǎn)出戶家庭擁有的土地規(guī)模有限，參與土地流轉(zhuǎn)的面積更小，大約只有2畝，而轉(zhuǎn)入戶土地流轉(zhuǎn)規(guī)模也較小，樣本中位數(shù)為3.95畝，未能形成農(nóng)地經(jīng)營的規(guī)模效應(yīng)，因此土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)戶家庭收入差距的影響不顯著。
家庭主事者的教育程度、年齡合并為人力資本變量，這個因素導致的收入不平等占總不平等近40%，排名第一，表明人力資本因素對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的重要影響。
估計結(jié)果顯示教育的貢獻度為17.93%，這與Morduch J和 Sicular T對中國的研究結(jié)果相似[33]。結(jié)果證明教育不平等會顯著拉大農(nóng)村家庭收入差距。
代表村莊特征的兩個變量加總對農(nóng)戶家庭收入不平等的貢獻率排名第二，貢獻度為20.96%，這個結(jié)果與許慶等[24]、趙劍治等[26]的研究結(jié)果相似。表示村莊特征的“地區(qū)虛擬變量”不僅捕捉到地理差異，還反映出由地理差異造成的經(jīng)濟條件、政策、市場整合程度等方面對農(nóng)村收入差距的影響。
人均資本投入變量對農(nóng)村收入不平等的貢獻度為17.96%，排名第三，與萬廣華等[22]的研究結(jié)果相似，他們運用夏普里值分解得到資本對農(nóng)村內(nèi)部收入不平等的貢
獻比重達16%―24%。隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展，農(nóng)業(yè)部門的資本密集程度越來越高，資本分配不均對農(nóng)戶家庭收入不平等的貢獻度也就較高。家庭特征對農(nóng)戶收入差距貢獻度排名第四。家庭規(guī)模對農(nóng)民收入不平等的貢獻度為12.62%，家庭人口越多，意味著負擔越重，人口負擔率越高，對農(nóng)民收入不平等的貢獻度自然越大。
人均土地面積對農(nóng)戶收入差距的貢獻度為3.47%，位列第五，說明農(nóng)戶層面收入差距拉大的主要原因是人力資本而非土地等物質(zhì)資本，與高夢滔等的研究較為相似[23]。可能的原因是土地在農(nóng)村內(nèi)部是均分化程度較高，不同農(nóng)戶之間的差異較小，導致土地流轉(zhuǎn)中因人均土地面積對家庭收入差距的貢獻度不高。
4結(jié)論及政策啟示
本文基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用傾向值匹配方法分析土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民收入的影響，在此基礎(chǔ)上基于回歸分析的夏普里值分解方法測算土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村居民收入不平等的貢獻率，實證分析發(fā)現(xiàn)：①土地流轉(zhuǎn)存在收入效應(yīng)，參與土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶比未流轉(zhuǎn)戶的人均總收入、農(nóng)業(yè)收入顯著高17.59%、47.70%，但對非農(nóng)收入的增加效應(yīng)在統(tǒng)計意義上不顯著；②從不同類型農(nóng)戶來看，土地流轉(zhuǎn)使轉(zhuǎn)入戶家庭人均總收入、農(nóng)業(yè)收入顯著提高18.18%、72.46%，但土地流轉(zhuǎn)對轉(zhuǎn)出戶的收入水平]有顯著影響。從不同流轉(zhuǎn)規(guī)模角度分析，大規(guī)模轉(zhuǎn)入的農(nóng)戶人均總收入的增加程度顯著高于小規(guī)模轉(zhuǎn)入農(nóng)戶；③土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)村內(nèi)部收入差距的貢獻度為4.19%，排名第五，表明土地流轉(zhuǎn)不是造成農(nóng)村內(nèi)部收入差距的主要原因。人力資本和村莊特征對農(nóng)村內(nèi)部收入差距影響較大。
基于研究結(jié)論，可以得出如下政策含義：
（1）完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場，穩(wěn)定土地租金水平。土地流轉(zhuǎn)能夠顯著提高農(nóng)戶家庭收入水平，說明促進土地流轉(zhuǎn)是增加農(nóng)民收入的重要途徑。一個功能良好、流轉(zhuǎn)價格合理的土地流轉(zhuǎn)市場，能夠滿足期望放棄土地使用權(quán)以更好地轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門的農(nóng)戶需求，同時也能滿足期望擴大生產(chǎn)規(guī)模繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶要求。因此，發(fā)展功能完善的土地流轉(zhuǎn)市場仍是現(xiàn)階段的土地流轉(zhuǎn)政策的主要目標，應(yīng)積極建立和完善鎮(zhèn)、縣、市、省四級聯(lián)網(wǎng)的流轉(zhuǎn)交易信息公開平臺，使土地流轉(zhuǎn)的供求雙方能便利地獲得所需信息，促進土地流轉(zhuǎn)。同時通過交易信息的公開，也有利于通過市場機制形成土地流轉(zhuǎn)價格，從而形成為供求雙方都能接受的合理價格，既使得轉(zhuǎn)出方獲得合理土地租金收入，也使得轉(zhuǎn)入方有正常的經(jīng)營收入，從總體上增加參與流轉(zhuǎn)的農(nóng)戶收入。
（2）促進農(nóng)地適度規(guī)模經(jīng)營，提高轉(zhuǎn)入戶農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入。轉(zhuǎn)入土地的農(nóng)戶大多具有豐富的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗或技能，土地流轉(zhuǎn)后能夠形成規(guī)模效應(yīng)，有效提高勞動和土地生產(chǎn)效率，推動農(nóng)戶家庭收入增加。應(yīng)通過完善農(nóng)村金融市場，提供信貸優(yōu)惠政策，推動具有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技能的農(nóng)戶轉(zhuǎn)入土地；增加對種糧規(guī)模經(jīng)營主體補貼，提高大戶種糧積極性；加強農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為農(nóng)業(yè)規(guī)模化生產(chǎn)創(chuàng)造條件，增加農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營收入，縮小農(nóng)戶與非農(nóng)經(jīng)營戶之間的收入差距。
（3）提高農(nóng)戶就業(yè)競爭力，促進農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶的勞動力轉(zhuǎn)移。轉(zhuǎn)讓土地經(jīng)營權(quán)之后，農(nóng)民在得到流轉(zhuǎn)租金的同時相應(yīng)地減少了家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入。一般而言，土地租金收入會少于轉(zhuǎn)出戶家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營的減少額。此時，如果農(nóng)戶外出務(wù)工不穩(wěn)定或質(zhì)量不高，非農(nóng)收入也相對較低，最終會導致轉(zhuǎn)出戶家庭總收入水平下降。反之，則農(nóng)戶家庭收入可能會增加。目前農(nóng)村非農(nóng)收入已經(jīng)成為了農(nóng)戶家庭收入的主要來源，因此，單純的土地流轉(zhuǎn)租金對轉(zhuǎn)出戶家庭收入影響并不顯著。增加這類農(nóng)戶家庭收入主要還是要靠提高其非農(nóng)就業(yè)競爭力，增加其非農(nóng)收入水平。因此，要通過針對性的職業(yè)培訓、就業(yè)推薦等政策來提高轉(zhuǎn)出戶家庭非農(nóng)收入。年紀較大、不適合外出務(wù)工的農(nóng)戶，一般具有相對豐富農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)驗，可由村社推薦至農(nóng)業(yè)經(jīng)營大戶或農(nóng)業(yè)園區(qū)就業(yè)，成為農(nóng)業(yè)勞動雇工；也可以由村社提供公益性崗位統(tǒng)一培訓，就地安置。
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作者簡介：楊子，博士生，主要研究方向為土地經(jīng)濟與政策、土地可持續(xù)利用管理。Email：。
［關(guān)鍵詞］市場結(jié)構(gòu);企業(yè)效率;績效
［中圖分類號］TP393 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）6-0063-02
1 模型的建立
當前學者在SCP范式中的市場結(jié)構(gòu)和市場績效之間關(guān)系的研究主要分為了四個假說模型,包括傳統(tǒng)SCP假說、相對市場力量假說、X效率結(jié)構(gòu)假說以及規(guī)模效率結(jié)構(gòu)假說。
本文主要是根據(jù)Berger于1995年推導的以下回歸方程來檢驗以上的四個假設(shè)：
在上式中,π表示企業(yè)的績效變量；CONC表示市場集中度；MS表示市場份額；X-PTE表示X效率；SE表示規(guī)模效率;Z代表控制變量。
其中X效率主要是反映了企業(yè)依靠管理水平和生產(chǎn)技術(shù)生產(chǎn)產(chǎn)品的能力,該效率指標無法直接測出,所以本文通過DEA方法測得純技術(shù)效率來近似替代該效率。
通過模型方程式(1)再結(jié)合我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的實際發(fā)展狀況,可以建立模型方程式(2)來分析檢驗我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)市場結(jié)構(gòu)和績效之間的關(guān)系。
在模型方程式(2)中的被解釋變量π是表示企業(yè)績效變量,這里主要定義為資產(chǎn)利潤率ROA。
CR：市場集中度,本文主要為中國八個上市網(wǎng)絡(luò)游戲公司收入占總收入的比值。
MS：為單個網(wǎng)絡(luò)游戲公司銷售收入除以全國網(wǎng)游產(chǎn)業(yè)的總銷售收入。
X-PTE:X效率,如上文所述,本文將通過DEA方法中的BCC模型確定純技術(shù)效率代替X效率,投入指標為勞動力人數(shù)、企業(yè)資本總額、產(chǎn)品銷售成本,產(chǎn)出指標為總銷售收入和利潤總額。
SE：規(guī)模效率,解釋網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)經(jīng)營規(guī)模的變動給總成本帶來的影響，也是通過DEA方法中的BCC模型一同得出。
WA：文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增長率,該變量主要是為了檢驗我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)與整個文化產(chǎn)業(yè)中的其他產(chǎn)業(yè)是否有相關(guān)性。主要由上年度的文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值除以兩年間的產(chǎn)值差得出。
RA：銷售收入增長率,主要由上年度網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)的總銷售收入除以兩年間的總銷售收入差得出。
ε：隨機誤差項。
本文研究樣本取自2005―2009年我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)比較有代表性的八家上市公司,包括盛大、騰訊、巨人、網(wǎng)易、網(wǎng)龍、搜狐暢游、完美時空、九城,2005―2009年這些企業(yè)集團的年銷售收入均排在全國前10位,且總銷售收入占了本行業(yè)收入的80%以上。
2 模型判定的依據(jù)
(1)傳統(tǒng)SCP假說。傳統(tǒng)SCP假說認為市場集中度和利潤率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Stigier,1964)。當市場集中度系數(shù)大于0且顯著時,表明該產(chǎn)業(yè)支持傳統(tǒng)SCP假說。
(2)相對市場力量假說。相對市場力量假說認為市場份額和利潤率之間存在著顯著正相關(guān)關(guān)系,當Berger模型中市場份額系數(shù)大于0且顯著時,表明具有相對市場力量假說的特征。然后還必須證明市場結(jié)構(gòu)變量(集中度和市場份額)和效率變量之間存在著正相關(guān)關(guān)系(Berger,1995)。這就需要對以下方程進行估計,此時效率變量作為被解釋變量。
(3)X效率結(jié)構(gòu)假說。X效率結(jié)構(gòu)假說認為具有較高X效率(純技術(shù)效率)的企業(yè)相對于競爭對手能利用較低成本獲得更高的利潤,具有低成本和高利潤優(yōu)勢的企業(yè)會增加市場份額進而提高市場集中度。當回歸方程中其系數(shù)大于0且顯著時,說明X效率與利潤率存在正向相關(guān)關(guān)系,要想證明X效率(純技術(shù)效率)假說,還必須證明效率變量和市場結(jié)構(gòu)(集中度和市場份額)變量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(Berger,1995),這就需要對以下方程進行估計,此時市場結(jié)構(gòu)變量作為被解釋變量。
(4)規(guī)模效率結(jié)構(gòu)假說。規(guī)模效率結(jié)構(gòu)假說認為具有規(guī)模效率的企業(yè)能夠以較少的成本獲得較高的利潤,這同樣可以擴大企業(yè)市場份額,使得市場集中度提高,當規(guī)模效率系數(shù)大于0且顯著時,說明規(guī)模效率與市場績效之間存在正相關(guān)關(guān)系,要想證明規(guī)模效率假說,還必須證明效率變量、市場結(jié)構(gòu)集中度、市場份額變量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,這同樣需要對方程式(5)和方程式(6)進行回歸估計。
3 模型的分析
通過SPSS16.0對樣本數(shù)據(jù)進行了實證分析,得到了模型方程(2)的結(jié)果：
從表1回歸結(jié)果可以看出：①市場集中度CR系數(shù)為負數(shù),且該項T的顯著性檢驗為0.6894>0.05,并沒有通過5%的顯著性檢驗,也就是說網(wǎng)絡(luò)游戲市場集中度對資產(chǎn)利潤率并沒有顯著的影響,這表明我國網(wǎng)絡(luò)游戲業(yè)拒絕傳統(tǒng)SCP假說。②市場份額MS的系數(shù)為正數(shù),且該項T的顯著性檢驗為0.06＞0.05,也沒有通過5%的顯著性水平檢驗,但是卻通過了10%的顯著性檢驗,這表明我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)中的企業(yè)市場份額和市場績效之間還是存在一定的正相關(guān)關(guān)系,但是在本文前提假定必須通過5%的顯著性檢驗,所以依舊認為我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)拒絕相對力量假說。③X效率系數(shù)為正數(shù),且該項T的顯著性檢驗為0.0240
X效率對資產(chǎn)利潤率具有顯著的正向影響并不足以判斷我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)存在X效率假說。驗證這一結(jié)論的可靠性,還必須考慮“效率結(jié)構(gòu)”假說成立的必要條件,即方程式(5)和方程式(6)。如果方程式(5)中X效率系數(shù)為正數(shù)且顯著，或者方程式(6)中X效率系數(shù)為正數(shù)且顯著,就可表明我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)X效率假說成立。方程式(5)和方程式(6)的回歸結(jié)果如表2所示。
從表2可以看出,在方程式(5)的回歸結(jié)果中,X效率的系數(shù)為正數(shù),但該項目T的顯著性概率為0.859>0.05,沒有通過5%的顯著性檢驗,可以認為X效率對相對市場集中度影響效果并不顯著。在方程式(6)的回歸結(jié)果中,X效率的系數(shù)為正數(shù),該項T的顯著性概率為0.029
從上述分析可知,規(guī)模效率、X效率等因素會影響市場績效,但是市場集中度和市場份額并不直接影響市場績效,表明我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)拒絕市場力量假說,支持效率結(jié)構(gòu)假說。
4 結(jié) 論
據(jù)以上實證結(jié)果可得,我國網(wǎng)絡(luò)游戲企業(yè)績效主要來源于企業(yè)的效率,可能有以下幾方面因素：
(1)在對市場力量假說檢驗中,發(fā)現(xiàn)我國網(wǎng)絡(luò)游戲產(chǎn)業(yè)拒絕市場力量假說,主要原因是目前我國較高的市場集中度并不是市場自發(fā)作用的結(jié)果,很大一部分原因是來自于一些政策性壁壘,所以導致我國網(wǎng)絡(luò)游戲市場集中度雖然高,但卻并沒有對利潤率造成明顯的影響。
關(guān)鍵詞：高新技術(shù)企業(yè)；成本粘性；資本密集度；勞動密集度
一、 引言
目前，中外學者對成本粘性的探討越加深入。但是針對某一類型企業(yè)的研究幾乎沒有，特別是忽略了高新技術(shù)企業(yè)這一重要企業(yè)類型，高新技術(shù)企業(yè)成本粘性的存在性及影響因素將成為其成本管控的重要參考依據(jù)。因此本文將以高新技術(shù)企業(yè)作為研究對象，進行探索性的研究。
二、 研究假設(shè)與實證模型
1. 研究假設(shè)。理論認為，當高新技術(shù)企業(yè)的銷售業(yè)績降低時，高管并不會同步降低自己的工資。同時，為了避免其管理權(quán)限受到削減，會留有閑置資源供其備用配置。而當銷售業(yè)績超過預期時，高管們往往要求股東為其加薪。即，高新技術(shù)企業(yè)的成本并未隨著銷售業(yè)績增減變化而呈現(xiàn)對稱比例的增減變化。不完全契約理論認為，高新技術(shù)企業(yè)的管理層如果無法準確的預期成本的變化，當企業(yè)經(jīng)營業(yè)績降低或低于預期水平時，成本就無法得到及時調(diào)整。交易成本理論認為，高新技術(shù)企業(yè)在進行資源調(diào)配時會產(chǎn)生費用，當經(jīng)營業(yè)績降低或低于預期水平時，企業(yè)為了不產(chǎn)生預期之外的費用，則不會調(diào)整已約定事項，成本粘性就此產(chǎn)生。綜上，本文提出假設(shè)1：
H1：我國高新技術(shù)上市企業(yè)存在成本粘性。
當國家經(jīng)濟快速增長時，企業(yè)管理層也會傾向于大興土木興建廠房，采購技術(shù)含量高的機器設(shè)備并引進相關(guān)技術(shù)，使得企業(yè)相關(guān)成本大幅增加。若此時企業(yè)的經(jīng)營狀況驟然下降，短時期內(nèi)處理閑置資源并不能達到降低企業(yè)成本的目標，此時高新技術(shù)企業(yè)就會表現(xiàn)出較大的成本粘性。相反，當國家經(jīng)濟增速放緩甚至出現(xiàn)負增長，高新技術(shù)企業(yè)為了維持自己的生存，會停止生產(chǎn)規(guī)模的擴大和新設(shè)備的采購，甚至會進行裁員，這種情況下企業(yè)表現(xiàn)出來的成本粘性就會較小。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：
H2：高新技術(shù)上市企業(yè)在經(jīng)濟繁榮期時的成本粘性比經(jīng)濟低迷期時的成本粘性要大。
高新技術(shù)企業(yè)多為資本密集度較大的公司，當企業(yè)經(jīng)營業(yè)績大幅降低時，對應(yīng)的單位產(chǎn)品變動成本會發(fā)生較大數(shù)值的變化，因此資本密集程度大的高新技術(shù)企業(yè)成本粘性相對較大。同時，高新技術(shù)企業(yè)管理層進行資源配置時，會產(chǎn)生相應(yīng)的調(diào)整成本。在以上兩個方面的共同作用下，成本粘性逐漸變得更大。相反的情況下，高新技術(shù)企業(yè)成本粘性會逐漸變小。據(jù)此，本文提出假設(shè)3：
H3：高新技術(shù)上市企業(yè)的成本粘性與資本密集度成正比。
高新技術(shù)企業(yè)往往重視研發(fā)環(huán)節(jié)，因此會在這一環(huán)節(jié)投入大量的人力與物力資本。當企業(yè)經(jīng)營業(yè)績大幅降低時，對應(yīng)的單位產(chǎn)品變動成本會發(fā)生較大幅度的變化。因此資本密集程度大的高新技術(shù)企業(yè)成本粘性相對較大；同時，高新技術(shù)企業(yè)管理層進行資源的調(diào)節(jié)配置時，會產(chǎn)生相應(yīng)的調(diào)整成本。在以上兩個方面的共同作用下，成本粘性會變得更大。相反的情況下，高新技術(shù)企業(yè)成本粘性會逐漸變小。據(jù)此，本文提出假設(shè)4：
H4：高新技術(shù)上市企業(yè)的成本粘性與勞動密集度成正比。
2. 實證模型。本文基于Anderson（2003）和Subraman-iam與Weidenmier（2003）的關(guān)于費用粘性的LOG模型，建立以下系列檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>
通過模型（1）來檢驗我國高新技術(shù)上市企業(yè)是否具有成本粘性。
ln（）=γ0+γ1ln（）+γ2Di，t*ln（）+εi，t（1）
模型（1）中：
Cost――成本；
Rev――營業(yè)收入；
i――樣本公司數(shù)量；
γ0――常數(shù)項；
γ1――營業(yè)收入上升l%情況下，成本變化的百分比；
γ2――成本粘性系數(shù)；
Di，t――名義變量，當t期的營業(yè)收入相對于（t-1）期營業(yè)收入是下降時，Di，t=1；其他條件下，Di，t=0。
模型（1）中，在營業(yè)收入上升一個1%時，成本上升γ1；收入下降1%時，成本降低（γ1+γ2）。在高新技術(shù)企業(yè)具備成本粘性的條件下，成本降低值（γ1+γ2）比成本上升值γ1要小，（γ1+γ2）
本研究把經(jīng)濟趨勢分為二類發(fā)展時期，即經(jīng)濟興盛期和經(jīng)濟退步期，文中用Gt表示第t年GDP增長率。
模型2：ln（）=γ0+Σ4aDa，i，t*ln（）+εi，t（2）
模型（2）中：
D11 Gt
0 其他
D21 Gt
0 其他
D31 Gt>0， 且營業(yè)收入變化率
0 其他
D41 Gt>0
0 其他
a――名義變量指代的其中一種情況（i=l，2，3，4）；
γ1――在Gt
γ2――在Gt
γ1+γ2――在Gt
γ3――在Gt>O的條件下，營業(yè)收入上升l%時，成本變化百分數(shù)；
γ4――在Gt>O條件下的成本粘性系數(shù)；
γ3+γ4――在Gt>O條件下，營業(yè)收入降低1%時，成本變化百分數(shù)。
模型（2）中，取γ2說明外部經(jīng)濟呈負增長條件下高新技術(shù)企業(yè)的成本粘性系數(shù)，γ4說明外部經(jīng)濟呈正增長條件下高新技術(shù)企業(yè)的相關(guān)成本粘性系數(shù)。γ2與γ4愈小，成本粘性數(shù)值（絕對值）會愈大。如果γ2>γ4，即可說明：國家經(jīng)濟環(huán)境發(fā)展不理想情況下，高新技術(shù)企業(yè)成本粘性相對較小；國家經(jīng)濟發(fā)展良好的情況下，高新技術(shù)企業(yè)成本粘性相對較高，即國家經(jīng)濟環(huán)境發(fā)展狀況與高新技術(shù)企業(yè)成本粘性呈正相關(guān)的關(guān)系。
本文選擇資本密集度或勞動密集度的中位數(shù)作為界線劃分樣本數(shù)據(jù)，分別分析這兩組數(shù)據(jù)的高新技術(shù)企業(yè)成本粘性，效仿模型（1）建立如下模型（3）。
模型3：ln（）=γ0+Σ4aγaDa，i，t*ln（）+εi，t（3）
模型（3）中：
D11 資本密集度（或勞動密集度）>樣本
資本密集度（或勞動密集度）的中位數(shù)
0 其他
D21 資本密集度（或勞動密集度）>樣本資本密集度
（或勞動密集度）的中位數(shù)，營業(yè)收入變化率
0 其他
D31 資本密集度（或勞動密集度）
密集度（或勞動密集度）的中位數(shù)
0 其他
D41 資本密集度（或勞動密集度）
（或勞動密集度）的中位數(shù)，營業(yè)收入變化率
0 其他
a――虛擬變量指Di中的一種情形 （i=l，2，3，4）；
γ1――當資本密集度（或勞動密集度）>樣本資本密集度（或勞動密集度）中位數(shù)時，收入增加1%時的成本變化率：
γ2――當資本密集度（或勞動密集度）>樣本資本密集度（或勞動密集度）中位數(shù)時的成本粘性系數(shù)；
γ1+γ2――當資本密集度（或勞動密集度）>樣本資本密集度（或勞動密集度）中位數(shù)時，收入減少l%時的成本變化率；
γ3――當資本密集度（或勞動密集度）
γ4――當資本密集度（或勞動密集度）
γ3+γ4――當資本密集度（或勞動密集度）
當高新技術(shù)企業(yè)資本密集度>樣本企業(yè)資本密集度中位數(shù)條件下，或勞動密集度>樣本企業(yè)勞動密集度中位數(shù)條件下，高新技術(shù)企業(yè)的成本粘性為γ2；當高新技術(shù)企業(yè)資本密集度
3. 變量的選取。
（1）成本變量。本文選擇主營業(yè)務(wù)成本、營業(yè)稅金及附加、銷售費用、管理費用和財務(wù)費用之和表示成本粘性中的"成本"。為了消除不同時期和不同企業(yè)數(shù)據(jù)方差過大對結(jié)果的影響，成本變化率用本期發(fā)生成本與上期發(fā)生成本比值的自然對數(shù)表示。
（2）銷售量增減變動。本文選擇營業(yè)收入的變動來度量企業(yè)銷售量的變動。同樣，營業(yè)收入變化率用本期營業(yè)收入與上期營業(yè)收入比值的自然對數(shù)表示。
（3）宏觀經(jīng)濟環(huán)境。本文選擇用GDP增長率的變動方向來衡量宏觀經(jīng)濟環(huán)境的走勢。
（4）資本密集度。本文采用高新技術(shù)企業(yè)總資產(chǎn)與營業(yè)收入的比值來度量企業(yè)的資本密集度。
（5）勞動密集度。本文采用高新技術(shù)企業(yè)應(yīng)付職工薪酬與營業(yè)收入的比值來度量勞動密集度。
三、 實證分析過程及結(jié)果
1. 樣本及數(shù)據(jù)來源。本文以高新技術(shù)企業(yè)2008年～2013年披露的財務(wù)報告為基礎(chǔ)樣本的數(shù)據(jù)來源。篩選樣本的標準是：（1）剔除2008年以后上市企業(yè)，以保證樣本數(shù)據(jù)的完整性；（2）手工選取在2008年和2010年連續(xù)兩次被評為高新技術(shù)企業(yè)的企業(yè)；（3）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；（4）剔除成本變化率與營業(yè)收入變化率的絕對值大于3的企業(yè)。共有125家滬市A股的高新技術(shù)企業(yè)符合條件，樣本數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。
2. 樣本變量的描述性統(tǒng)計。樣本變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。
由表1可知：（1）收入變化率平均數(shù)13.56%，處于相對良好的增長狀況；成本變化率平均數(shù)是13.17%，即收入變化率相對較大。（2）資本密集度平均數(shù)是1.811 3，即平均總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率是一年1.811 3次。（3）勞動密集度的均值為0.087，可知其人力成本為0.087，即每一元收入的人力資本成本為0.087元。
3. 實證分析結(jié)果。本文選用SPSS21.0統(tǒng)計軟件對相關(guān)截面數(shù)據(jù)進行回歸分析。實證結(jié)果見表2。
（1）高新技術(shù)企業(yè)具有成本粘性。γ2值是-0.081，營業(yè)收入上升1%條件下，成本上漲91.2%（即γ1）；營業(yè)收入降低1%條件下，成本僅下降83.1%（γ1+γ2）。即銷售量增減變化數(shù)值相同的條件下，成本增加變化率（91.2%）高于成本減少變化率（83.1%），證明了假設(shè)1。
（2）高新技術(shù)企業(yè)成本粘性的客觀影響因素。（1）外部經(jīng)濟呈負增長條件下成本粘性系數(shù)γ2=-0.060，當營業(yè)收入上漲1%時，成本上漲0.914%；當營業(yè)收入降低1%時，成本降低0.908%。外部經(jīng)濟呈正增長條件下成本粘性系數(shù)γ4=-0.128γ4，這與假設(shè)2相吻合。（2）當資本密集度>樣本資本密集度的中位數(shù)時，成本粘性為γ2=-0.644，即當營業(yè)收入上漲1%時，成本上漲0.733%；當營業(yè)收入降低1%時，成本降低0.089%。當資本密集度樣本勞動密集度的中位數(shù)時，成本粘性為γ2=-0.541，即當營業(yè)收入上漲1%時，成本上漲0.801%；當營業(yè)收入降低1%時，成本降低0.260%。當勞動密集度
四、 政策建議
基于上述研究結(jié)果，本文提出以下四點政策建議。
1. 加強宏觀經(jīng)濟調(diào)控。在國家經(jīng)濟繁榮的條件下，應(yīng)防止過度投資導致的成本回收壓力過大；在國家經(jīng)濟不景氣的條件下，國家應(yīng)防止高新技術(shù)企業(yè)為了迅速降低單位產(chǎn)品的生產(chǎn)成本而停止技術(shù)研發(fā)。
2. 加強高新技術(shù)企業(yè)的外部監(jiān)督。外部對高新技術(shù)企業(yè)的監(jiān)督檢查，有利于企業(yè)及時合理地調(diào)整資源配置，從而管控企業(yè)的成本粘性。
3. 提高高新技術(shù)企業(yè)高管的管理效率和管理能力。實現(xiàn)這一目標的途徑很多，例如：通過培訓等方式，提高管理層的經(jīng)營管理水平；倡導管理者的創(chuàng)新思維和國際視角等。
4. 合理控制企業(yè)的資本密集度和勞動密集度。一方面，要控制企業(yè)的資本密集度，不可盲目地只知投資，而不注意資本的回流；另一方面，在面對多變的經(jīng)濟環(huán)境時，企業(yè)要合理控制人才的引進，從而達到控制勞動密集度的目的。
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基金項目：吉林省社會科學基金項目“吉林省上市公司R&D投入績效提升對策研究：基于公司治理視角”（項目號：2014Bs50）；東北師范大學哲學社會科學校內(nèi)青年基金項目（中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金資助）“基于低碳經(jīng)濟視角的新能源汽車產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟內(nèi)外部運行機制研究”（項目號：12QN021）。
