首先，國際組織本身可以要求國家提供關(guān)于它們遵守協(xié)議的信息，國際組織內(nèi)部的其他成員也能獲得這種信息。這種信息能夠減少對(duì)其他國家承諾的可靠性的懷疑，也有助于增進(jìn)國家對(duì)合作成果的期望。

其次，國際機(jī)制還可以為消極的國家提供增進(jìn)合作的動(dòng)力。

在契約制度主義者看來，國際機(jī)制鼓勵(lì)合作的第三種方法是保證國家間的互動(dòng)持續(xù)下去。只要國家相信它們可以繼續(xù)從組織內(nèi)部的合作中獲益，它們短期內(nèi)就不會(huì)退出、蒙混或違反協(xié)議。換句話說，美好的遠(yuǎn)景和對(duì)繼續(xù)互動(dòng)的確信將增進(jìn)合作的可能性。絕大多數(shù)的組織成立時(shí)并沒有明確的終點(diǎn)或期限，成立這些組織是希望合作能永久持續(xù)下去，除非極端的情況迫使某國退出。這種對(duì)長期互動(dòng)的確信增大了騙取短期利益的成本，因?yàn)槠渌麌視?huì)不愿與其合作，因而剝奪了違規(guī)者的長期利益。

最后，一種機(jī)制可以促進(jìn)合作是因?yàn)樗峁┝艘粋€(gè)場(chǎng)所，讓國家在此提高其作為合作者的聲譽(yù)，當(dāng)一個(gè)國家從某特定組織內(nèi)部的合作中不能獲益或獲益很少時(shí)，更是如此。

在20世紀(jì)80年代末和90年代的大部分時(shí)間里，契約制度主義理論主要關(guān)注的問題是機(jī)制“是否”有用。這項(xiàng)研究對(duì)主流現(xiàn)實(shí)主義關(guān)于機(jī)制是大國工具這一觀念提出挑戰(zhàn)。然而，到20世紀(jì)90年代末，契約制度主義開始將其關(guān)注點(diǎn)從證明機(jī)制“是否”有用轉(zhuǎn)到“怎樣”發(fā)揮作用。一種研究方法關(guān)注的是國內(nèi)行為體如何利用機(jī)制來為其國內(nèi)政治議程服務(wù)。

換個(gè)角度來看，國內(nèi)行為體能夠意識(shí)到，通過讓渡部分國內(nèi)政治權(quán)力給國際組織，他們可以降低政客的短期行為對(duì)公共政策的影響。例如，將貨幣政策讓渡給歐洲貨幣聯(lián)盟，使得一些國家的政客更難以使用短期通貨膨脹性開支政策。恰恰相反，重要的決策權(quán)掌握在支持低通脹政策的國際組織的手中。有些人相信加入WTO后，中國的改革者可以宣稱國際環(huán)境要求中國推進(jìn)以市場(chǎng)為主的改革，從而使反對(duì)國企改革失去合法性。有證據(jù)表明，新生弱小的民主國家的領(lǐng)導(dǎo)人愿意加入某幾種國際組織來加強(qiáng)他們?cè)趪鴥?nèi)的權(quán)力和信譽(yù)。他們將努力加入那些能夠?yàn)楦裰鳌⒏_放和更透明國家提供合法性及發(fā)展援助的機(jī)制。例如，東歐那些希望加入歐洲有關(guān)機(jī)制的、新生的民主化國家就是這樣。

1農(nóng)業(yè)科技介紹

改革開放以來，我國政府堅(jiān)持重點(diǎn)發(fā)展農(nóng)業(yè)科技，我國也是目前世界上少數(shù)農(nóng)業(yè)研發(fā)投資占農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值比重持續(xù)上升的國家之一。政策的制定者和學(xué)術(shù)界都已經(jīng)充分的認(rèn)識(shí)到農(nóng)業(yè)技術(shù)作為生產(chǎn)力對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的巨大貢獻(xiàn)。當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)正處于由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，從粗放型農(nóng)業(yè)向集約型農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時(shí)期。

雖然很多新技術(shù)在農(nóng)業(yè)中已經(jīng)被農(nóng)民廣泛使用，并取得了巨大的經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益，但是不得不承認(rèn)還存在大量農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成果未能得到有效的推廣應(yīng)用，從而阻礙了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式的轉(zhuǎn)變和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

本文在閱讀大量文獻(xiàn)資料的基礎(chǔ)上，對(duì)現(xiàn)有的研究成果做一個(gè)系統(tǒng)的回顧。分析農(nóng)戶技術(shù)采用行為及其影響因素可以準(zhǔn)確把握農(nóng)戶對(duì)于新技術(shù)的態(tài)度，找出原有推廣模式的不足、原有政策的偏差，為新的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件下技術(shù)的推廣和采用提供有力的依據(jù)。

2影響農(nóng)戶技術(shù)采用行為的因素分析

影響農(nóng)戶技術(shù)采用行為的因素很多。在這里從宏觀和微觀兩個(gè)大的方面進(jìn)行分析。

［摘要］加強(qiáng)學(xué)校行為文化建設(shè)是改進(jìn)教師行為的重要路徑。目前國內(nèi)的相關(guān)研究雖然在領(lǐng)導(dǎo)者行為文化、教師個(gè)體行為文化、模范群體行為文化三個(gè)方面取得了初步進(jìn)展，但與學(xué)校行為文化、教師行為等概念的豐富內(nèi)容，以及教師發(fā)展實(shí)踐的復(fù)雜性和迫切性相比仍顯局限。今后還需充分重視學(xué)校行為文化研究的重要作用，重新思辨相關(guān)概念，在擴(kuò)大視野和多學(xué)科參與的基礎(chǔ)上，豐富研究內(nèi)容和方法。

［關(guān)鍵詞］學(xué)校行為文化；教師行為；研究進(jìn)展

一、問題的提出

學(xué)校文化建設(shè)是學(xué)校發(fā)展的根本動(dòng)力，其重要任務(wù)之一就是要用科學(xué)的教育價(jià)值觀和先進(jìn)的學(xué)校管理觀來統(tǒng)領(lǐng)教師的思想和行為，［1］對(duì)教師發(fā)展起著決定性影響。［2］但影響的實(shí)際成效還需通過教師行為加以判斷。畢竟“教師的外顯行為與其內(nèi)在素質(zhì)之間有著不可分割的聯(lián)系”，［3］教師只有接納并積極踐行學(xué)校文化，才能說明學(xué)校文化真正產(chǎn)生了熏陶、約束和教化的作用。“當(dāng)前雖然有大量的教師行為研究，但多浮于教師行為表面，沒有深入到表層之后，分析為什么教師行為如此。”［4］而“學(xué)校文化”和“教師行為”的內(nèi)涵都極為豐富，前者包含了學(xué)校的物質(zhì)文化、制度文化、精神文化和行為文化等諸多方面，后者則是教師的教育思維、認(rèn)知結(jié)構(gòu)、人格特征及相關(guān)行為方式的總和。［5］所以，尋找到一條有效的分析路徑就成為了教師行為研究的關(guān)鍵。學(xué)校行為文化建設(shè)為我們提供了這條關(guān)鍵路徑，因?yàn)椤拔幕暮诵囊饬x是價(jià)值取向和方法論。人們用做什么，不做什么表明自己的價(jià)值取向；是這樣做，還是那樣做表明自己的方法論，”［6］而且在實(shí)踐中“學(xué)校所有的文化都是由人和人的行為來建構(gòu)的。”［7］從管理學(xué)的角度看，社會(huì)組織內(nèi)成員的“思維方式和行為方式都是基于組織文化而形成的，這種文化的基礎(chǔ)決定了組織成員對(duì)于一件事情會(huì)做出什么樣的判斷，進(jìn)而做出什么樣的行為。”［8］從社會(huì)學(xué)的角度看，“從根本上來說，學(xué)校對(duì)教師而言是規(guī)范性組織。①對(duì)于以自重、自尊、自律為言行重要特征的教師的最有效的控制手段是精神的監(jiān)督手段。”［9］所以，我們應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注學(xué)校組織的“精神監(jiān)督”手段（如規(guī)范、道德、良心、理想追求）對(duì)教師行為方式的影響，但目前來看國內(nèi)的相關(guān)研究較少。

二、學(xué)校行為文化對(duì)教師行為影響的研究進(jìn)展

為了便于梳理，本文參照組織行為文化的一般結(jié)構(gòu)，②將學(xué)校行為文化按照主體的不同分為領(lǐng)導(dǎo)者的行為文化、教師個(gè)體的行為文化、模范群體的行為文化三類。（一）領(lǐng)導(dǎo)者的行為文化。一是校長的引領(lǐng)與示范。教師心中的校長權(quán)威主要來自校長的理念、學(xué)識(shí)、能力、人格魅力、公正、無私、示范等。校長在創(chuàng)設(shè)發(fā)展型組織愿景、積極推進(jìn)合作文化創(chuàng)新、形成廣泛參與中會(huì)對(duì)教師發(fā)展產(chǎn)生重要影響。［10］二是校長與教師的交換行為。校長與教師之間的高水平資源交換（如思想、情感等）能促使教師產(chǎn)生更多的主動(dòng)行為。比如校長通過對(duì)教師的贊揚(yáng)、寄托和引領(lǐng)，使教師有更強(qiáng)的成就感、滿足感、事業(yè)心，教師則反過來更加認(rèn)同校長的辦學(xué)思想、理念和指令，并自覺自愿地予以貫徹執(zhí)行。［11］三是領(lǐng)導(dǎo)與教師的行為沖突。優(yōu)秀教師崇尚知識(shí)、追求真理、尋求解放，［12］但學(xué)校領(lǐng)導(dǎo)者往往傾向于發(fā)展“教師無須參與的課程”，通過組織完備的計(jì)劃、大綱、教科書、教學(xué)參考等降低教師對(duì)課程的詮釋性與創(chuàng)造性參與。［13］（二）教師個(gè)體的行為文化。一是教師的敬業(yè)度。教師敬業(yè)度是教師對(duì)工作、教學(xué)團(tuán)隊(duì)和學(xué)校認(rèn)同、承諾并全身心投入的程度，具體表現(xiàn)為熱愛學(xué)校、教學(xué)負(fù)責(zé)、勇于創(chuàng)新、學(xué)習(xí)進(jìn)步、樂于奉獻(xiàn)和關(guān)心學(xué)生。同事、上級(jí)、組織和社會(huì)的支持，良好人際關(guān)系，有效參與決策和組織內(nèi)溝通，從員工利益出發(fā)的績效考核，讓教師持續(xù)地獲得小成功等都是積極影響因素。［14］二是教師的工作疏離感。工作疏離感是指因工作情境不能滿足員工的需要或與員工期望、興趣、理想、價(jià)值觀不符，所導(dǎo)致的員工與工作分隔的心理狀態(tài)，［15］且主要體現(xiàn)在社會(huì)和自我疏離感、無規(guī)范感、無力感和無意義感四個(gè)維度上。整體而言，教師的工作疏離感受其組織政治認(rèn)知的影響顯著。具體來說，社會(huì)與自我疏離感主要受同事關(guān)系、自利行為的影響，無規(guī)范感、無力感與無意義感還受薪酬與晉升制度是否公平合理的影響。［16］三是教師的職業(yè)認(rèn)同感與組織認(rèn)同感。我國高校教師的職業(yè)認(rèn)同受職業(yè)形象和工作自主性的正向影響較大，組織認(rèn)同受工作自主性和組織環(huán)境的正向影響較大，且職業(yè)認(rèn)同對(duì)組織認(rèn)同有顯著的正向影響。組織成員間相似的態(tài)度、價(jià)值和信仰，員工感知到的組織對(duì)待成員的態(tài)度，良好的溝通氛圍和人際關(guān)系，以及“團(tuán)隊(duì)合作”“員工感知道德”等都會(huì)對(duì)組織認(rèn)同產(chǎn)生影響。［17］四是教師的知識(shí)共享行為。隱性知識(shí)共享是增進(jìn)高校教師專業(yè)能力、提升高校核心競(jìng)爭力的一種重要組織行為，其影響因素有態(tài)度層面的人際信任、心理所有權(quán)和知識(shí)感知價(jià)值；主觀規(guī)范層面的領(lǐng)導(dǎo)支持感和創(chuàng)新型校園文化；知覺行為控制層面的自我效能感和條件便利性感知等。［18］五是教師的組織公民行為。教師組織公民行為是指教師在非基本工作要求條件下，自發(fā)地表現(xiàn)出的一種超越角色標(biāo)準(zhǔn)以外的主動(dòng)、積極、正面、盡職、利他的行為，包含學(xué)校認(rèn)同、利他行為、責(zé)任意識(shí)、人際和諧、資源保護(hù)五個(gè)維度。［19］組織公平感是影響教師組織公民行為的關(guān)鍵因素，包括分配公平、程序公平（或參與公平）、互動(dòng)公平（包含人際公平和信息公平）等方面。［20］（三）模范群體的行為文化。一是合作型群體的行為文化。團(tuán)結(jié)協(xié)作的行為文化有利于成員之間疏通感情、密切交往，能夠消除不良競(jìng)爭的負(fù)面影響，使群體保持強(qiáng)大的凝聚力，提高科學(xué)研究的水平和績效。可通過大型項(xiàng)目或以團(tuán)隊(duì)形式加強(qiáng)協(xié)作、激發(fā)熱情、挑戰(zhàn)權(quán)威、形成爭鳴氣氛。［21］二是關(guān)懷型群體的行為文化。即以情感導(dǎo)向形成的組織氛圍，通過創(chuàng)設(shè)彼此尊重的氛圍、建立關(guān)心的關(guān)系、發(fā)展教師自治組織、開展心理輔導(dǎo)等方式，提升教師的自覺性、忠誠度、工作動(dòng)力和奉獻(xiàn)精神。［22］三是學(xué)習(xí)共同體的行為文化。學(xué)習(xí)共同體通過集體探究、共同協(xié)作、持續(xù)發(fā)展、行動(dòng)導(dǎo)向和結(jié)果導(dǎo)向等行為文化，促成教師的相互支持和共同領(lǐng)導(dǎo)、共享價(jià)值觀和愿景、集體學(xué)習(xí)與實(shí)踐、分享實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)等行為。［23］

[摘要]本文以中國在滬深兩市上市的359家制造業(yè)公司2001年至2004年的數(shù)據(jù)為樣本，研究上市公司股權(quán)制衡度對(duì)資本投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：股權(quán)制衡度與投資之間不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，但是隨著股權(quán)制衡度的增加，容易出現(xiàn)投資扭曲行為，對(duì)比國有上市公司，非國有上市公司扭曲程度更加嚴(yán)重。

[關(guān)鍵詞]上市公司股權(quán)制衡度投資行為

國內(nèi)外許多學(xué)者對(duì)中國的股權(quán)改革持有不同的意見，呼聲最高的就是國有股的減持，但是學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界也有不同的觀點(diǎn)，認(rèn)為不能一味的要求減持國有股，而要看企業(yè)所處的具體環(huán)境。而學(xué)者們對(duì)股權(quán)制衡度對(duì)資本投資的影響也是存在不一樣的觀點(diǎn)。那么針對(duì)中國上市公司的具體情況，股權(quán)制衡度與投資之間存在什么關(guān)系，我們應(yīng)該采取何種措施來應(yīng)對(duì)股權(quán)改革，本文將以實(shí)證分析的方式探討這兩個(gè)問題。

一、研究假設(shè)

當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|持股比例增加，股權(quán)制衡度越來越低，不存在其它控股股東對(duì)控制權(quán)的分享時(shí)，上市公司傾向于對(duì)增加公司價(jià)值的項(xiàng)目進(jìn)行投資。但是隨著股權(quán)的集中，存在其他股東對(duì)第一大股東進(jìn)行制衡時(shí)，就會(huì)出現(xiàn)投資扭曲行為，因?yàn)槿绻渌蓶|持股比例與第一大股東相差不大時(shí)，他們對(duì)投資項(xiàng)目的選擇都有很大的影響，而且出于利己的目的，投資目標(biāo)可能出現(xiàn)分歧，因此對(duì)控制權(quán)的爭奪導(dǎo)致投資項(xiàng)目的選擇就不一定符合公司價(jià)值最大化的準(zhǔn)則。另一方面，股權(quán)制衡度的提高對(duì)于減輕“大股東控制”和其掏空行為是有利的。從這方面來說，股權(quán)制衡度提高又會(huì)對(duì)投資科學(xué)化產(chǎn)生正面影響。因此我們暫且提出：

假設(shè)：在其他條件相同的情況下，隨著股權(quán)制衡度的提高，上市公司投資容易出現(xiàn)扭曲行為。

一、引言

農(nóng)村金融是目前我國金融體系中的薄弱環(huán)節(jié)，城鄉(xiāng)金融發(fā)展不均衡性日益加劇，農(nóng)村金融網(wǎng)點(diǎn)少和農(nóng)戶貸款難，是農(nóng)村金融服務(wù)中尚未解決的一個(gè)較突出問題。這都抑制了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，甚至出現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)融資難與農(nóng)戶誠用度高并存、農(nóng)村資金匱乏與農(nóng)村資金外流并存的怪象。要利用金融手段支持農(nóng)民，首要要摸清農(nóng)民的金融需求特征，并建立與之適用的金融支持手段。因此，深入調(diào)查農(nóng)戶金融需求和行為特征，實(shí)證分析其信貸需求和信貸行為的影響因素，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。從學(xué)界研究現(xiàn)狀來看，在對(duì)小額信貸的需求研究方面，近期的很多國內(nèi)外研究都是通過依靠微觀的農(nóng)戶家庭數(shù)據(jù)的觀察，來研究小額信貸對(duì)貧困或收入的影響，以探討小額信貸的作用和影響(如Khandker2005，Imaietal．2010)。周天蕓等(2005)采用概率單位推測(cè)農(nóng)戶與正規(guī)金融、非正規(guī)金融的借貸關(guān)系及其原因，發(fā)現(xiàn):農(nóng)戶家庭的兼業(yè)、鄉(xiāng)村干部身份和教育對(duì)農(nóng)戶借貸行為具有明顯影響。Shasha(2008)通過對(duì)湖南省常德市的81戶農(nóng)戶的調(diào)查和統(tǒng)計(jì)分析，研究了農(nóng)戶借款的動(dòng)機(jī)和行為。其結(jié)論認(rèn)為農(nóng)戶主要向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款，同時(shí)沒有清晰的期限。只有少數(shù)從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶具有較大的資金需求，仍然需要向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款。農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)地位對(duì)其借貸行為有很大的影響。Tang(2009)和Tangetal．(2010)采用農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，采用二元選擇Probit模型和多項(xiàng)式Probit模型來分析農(nóng)戶信貸選擇的決定因素和信貸約束因素。該研究認(rèn)為，農(nóng)戶信貸需求被農(nóng)戶的生產(chǎn)能力(以家庭規(guī)模大小、擁有土地面積、戶主教育水平為支撐)顯著地正向影響，能夠提高其需求的可能性。但是，這些影響因素對(duì)正規(guī)小額信貸和非正規(guī)小額信貸的影響并不相同。同時(shí)，家庭規(guī)模中擁有較多小孩的農(nóng)戶具有更多的信貸需求;從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶也顯著地很少借款，特別是向正規(guī)信貸機(jī)構(gòu)。特別地，該研究分析了作為村級(jí)干部的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)地位對(duì)其農(nóng)戶借貸沒有任何影響。通過借鑒上述研究方法，本文將首先進(jìn)行調(diào)查問卷的設(shè)計(jì)和進(jìn)行農(nóng)戶調(diào)查，然后設(shè)計(jì)模型，重點(diǎn)分析農(nóng)戶對(duì)正規(guī)小額信貸的需求情況及影響因素，旨在構(gòu)建有效的信貸體系提供必要的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、信貸需求行為決策模型研究

McFadden(1973)在經(jīng)典微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的基礎(chǔ)上提出了隨機(jī)效用理論。該理論被很多學(xué)者用于分析借款人在有限種可能選項(xiàng)里面的行為選擇，如孫冰和劉洪玉(2005)，Weng(2009)。本節(jié)首先參照Weng(2009)的基于隨機(jī)效用模型，建立了農(nóng)戶產(chǎn)生信貸需求和獲得供給的理論框架模型。假如農(nóng)戶正式貸款具有帶來高于預(yù)期的收益的效用，那么一個(gè)農(nóng)戶借款人會(huì)選擇向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)申請(qǐng)貸款。然而，他的申請(qǐng)是否得到批準(zhǔn)是依賴于正式貸款人的邊際成本和該筆正式貸款的收入。為了討論農(nóng)戶借款人的決策，本文基于Greene(1997)隨機(jī)效用模型框架構(gòu)建了借款人決策方程。當(dāng)需要融資的時(shí)候，一個(gè)農(nóng)戶既可以選擇向一個(gè)貸款人借款，也可以自籌資金。借款人會(huì)選擇能夠帶來更大收益的融資選項(xiàng)。假定離散變量D，其定義如下:Di=1，假如個(gè)體i有信貸需求;否則為{}0農(nóng)戶借款決策決策過程可以用下面的公式表示:Di=f(U0i(R)，U*i(B))Di=1，假如U*i(B)＞U0i(R)Di=0，假如U*i(B)＜U0i(R)式中，U0i(R)表示借款農(nóng)戶個(gè)體i的保留效用(不申請(qǐng)貸款也有)，U*i(B)是農(nóng)戶申請(qǐng)貸款帶來的效用。每個(gè)農(nóng)戶都有一個(gè)保留效用，簡單地，可以作為正規(guī)貸款的最佳替代品。這個(gè)最佳替代品，可以是自籌資金，或者非正式的貸款。最佳替代品的效用越好，則農(nóng)戶個(gè)體越不會(huì)使用一個(gè)正式的貸款。申請(qǐng)一筆正規(guī)貸款帶來的效用，可以表示如下(Weng，2009):U*i(B)=prob(L，W，X)•Ui(L，P，W，X)－Ui(T)+(1－prob(L，W，X))•U0i(R)式中prob(L，W，X)是農(nóng)戶個(gè)體I獲得貸款可能性的自我評(píng)估;L是關(guān)于貸款條款的一組變量，包括期限、利率和個(gè)人的抵押、擔(dān)保承諾;W是一組財(cái)產(chǎn)相關(guān)的變量;X是一組人口統(tǒng)計(jì)變量;Ui(L，P，W，X)代表假設(shè)收到正規(guī)貸款的效用;P是關(guān)于生產(chǎn)力水平的一組變量;Ui(T)是交易成本的負(fù)效用。因此，對(duì)于一個(gè)申請(qǐng)貸款的農(nóng)戶個(gè)體來說，其效用是獲得貸款的效用和他們自身的保留效用的加權(quán)平均數(shù)。農(nóng)戶貸款一般是為了滿足消費(fèi)或生產(chǎn)的需要。前者可能包括購買消費(fèi)性家電，孩子的學(xué)費(fèi)，醫(yī)療費(fèi)用，建房，籌辦婚禮、葬禮等紅白喜事。后者包括購買種子，牲畜，化肥，農(nóng)業(yè)機(jī)械等。根據(jù)Ghatak(2001)的觀點(diǎn)，對(duì)于消費(fèi)貸款，農(nóng)村低收入家庭(農(nóng)戶中的弱勢(shì)群體)更可能獲得較高的效用。相反，對(duì)于生產(chǎn)貸款，具有較高的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平或其他生產(chǎn)經(jīng)營能力的農(nóng)戶，可能從貸款中獲得更大的效用，因?yàn)橘J款帶來的投資回報(bào)更高。Weng(2009)認(rèn)為獲得貸款的可能性由貸款條款、財(cái)產(chǎn)水平和家庭特征決定。其中，貸款條款包括期限、利率和個(gè)人的抵押、擔(dān)保承諾。其他條件不變的情況下，農(nóng)民會(huì)覺得或者強(qiáng)烈期望自己能夠得到正規(guī)貸款，尤其是在貸款額度小、貸款是用于生產(chǎn)目的的情況下。此外，貧窮的農(nóng)戶個(gè)體會(huì)認(rèn)為，與富裕的農(nóng)戶相比，他們自己在其他相同條件下申請(qǐng)貸款將處于劣勢(shì)。農(nóng)戶個(gè)體的保留效用因不同個(gè)體而不同。農(nóng)戶個(gè)體從貸款獲得的效用(收益)，受獲得貸款的不確定性和獲得貸款的交易成本的影響。假如農(nóng)戶申請(qǐng)的貸款能夠帶來的凈效用超過其保留效用，那么農(nóng)戶會(huì)渴望獲得貸款，即產(chǎn)生貸款的需求，作出申請(qǐng)正規(guī)貸款的決策。

三、數(shù)據(jù)來源及樣本統(tǒng)計(jì)分析

本文調(diào)查的樣本縣域(含縣級(jí)市)具有明顯的農(nóng)村特征，包括福建沿海的福清市、南安市、霞浦縣、云霄縣，山區(qū)的明溪縣、沙縣、德化縣、浦城縣等8個(gè)縣市。在每個(gè)縣市中隨機(jī)選擇三個(gè)鎮(zhèn)，每個(gè)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇三個(gè)村，每個(gè)村調(diào)研8個(gè)農(nóng)戶(其中被選擇的農(nóng)戶戶主的年齡應(yīng)在18歲以上)，共發(fā)放調(diào)查問卷576份，收回問卷523份，其中有效問卷502份。調(diào)查樣本分布見表1。

關(guān)鍵詞：行為金融學(xué)；投資策略；股票投資策略

1文獻(xiàn)綜述

一般認(rèn)為，行為金融學(xué)的產(chǎn)生以1951年Burrel教授發(fā)表《投資戰(zhàn)略的實(shí)驗(yàn)方法的可能性研究》一文為標(biāo)志，該文首次將行為心理學(xué)結(jié)合在經(jīng)濟(jì)學(xué)中來解釋金融現(xiàn)象。1972年，Slovic教授和Bauman教授合寫了《人類決策的心理學(xué)研究》，為行為金融學(xué)理論作出了開創(chuàng)性的貢獻(xiàn)。1979年DanielKahneman教授和AmosTversky教授發(fā)表了《預(yù)期理論：風(fēng)險(xiǎn)決策分析》，正是提出了行為金融學(xué)中的預(yù)期理論。

中南大學(xué)的饒育蕾和劉達(dá)鋒著的《行為金融學(xué)》是我國第一本系統(tǒng)闡述行為金融學(xué)理論的著作。吳世農(nóng)、俞喬、王慶石和劉穎等早在中國證券市場(chǎng)初建時(shí)就對(duì)中國股市調(diào)查并進(jìn)行取樣分析，得出中國市場(chǎng)為非有效市場(chǎng)，其主要論文有：吳世農(nóng)、韋紹永的《上海股市投資組合規(guī)模和風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系的實(shí)證研究》，陳旭、劉勇的《對(duì)我國股票市場(chǎng)有效性的實(shí)證分析及隊(duì)策建議》。國內(nèi)對(duì)這一理論的研究相對(duì)不足，對(duì)投資策略的涉足更是有限。

本文主要是借鑒了兩位美國學(xué)者的思路進(jìn)行論證。美國學(xué)者彼得L•伯恩斯坦和阿斯瓦斯達(dá)摩達(dá)蘭著的《投資管理》總結(jié)了美國比較有影響力的觀點(diǎn)，對(duì)行為金融學(xué)理論在投資領(lǐng)域的應(yīng)用進(jìn)行了發(fā)展，對(duì)投資行為進(jìn)行了全面剖析，其對(duì)投資策略的研究更具有獨(dú)到之處，這種在行為金融學(xué)下投資策略的研究對(duì)我國證券業(yè)的發(fā)展將有十分重要的借鑒意義。羅伯特•泰戈特著《投資管理-保證有效投資的25歌法則》以其簡單而明了的筆法描繪了行為金融學(xué)下投資方法的選擇應(yīng)具備的條件和原則，指導(dǎo)我們的實(shí)踐。BrighamEhrharot著的《財(cái)務(wù)管理理論與實(shí)務(wù)》中也不乏對(duì)行為金融學(xué)的應(yīng)用，比如：選擇權(quán)的應(yīng)用等。

2行為金融學(xué)概述

一、研究區(qū)域及樣本狀況

1．研究區(qū)域概況。內(nèi)蒙古自治區(qū)位于中國北部邊疆，以溫帶大陸性氣候?yàn)橹鳎珔^(qū)共有人口2489．85萬人，城鎮(zhèn)人口1437．64萬人，鄉(xiāng)村人口1052．21萬人。自然資源豐富，其中，森林資源、礦產(chǎn)資源儲(chǔ)量均位于全國前列。內(nèi)蒙古自治區(qū)國有林區(qū)是全國開發(fā)最早的國有林區(qū)，內(nèi)蒙古大興安嶺林業(yè)區(qū)是內(nèi)蒙古國有林區(qū)的重要組成部分。內(nèi)蒙古大興安嶺林業(yè)區(qū)總面積達(dá)到28萬平方千米，經(jīng)歷了50余年的發(fā)展，現(xiàn)在已經(jīng)形成了以營林、木材生產(chǎn)、林產(chǎn)工業(yè)等多種經(jīng)營模式為一體的復(fù)合型發(fā)展模式。內(nèi)蒙古國有林區(qū)人口較少，且人口分布分散，現(xiàn)在全區(qū)共有人口21．9萬人，有超過6萬戶家庭，由5．8萬林業(yè)人口和16．1萬非林業(yè)人口構(gòu)成。林業(yè)職工總數(shù)24107人，包括20066名在職職工和4041名離退休職工。林區(qū)居民收入普遍偏低，人民生活困難，職工平均年收入不足5000元。考察內(nèi)蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民消費(fèi)現(xiàn)狀，不論當(dāng)前居民的消費(fèi)模式還是傳統(tǒng)的消費(fèi)模式，不講究消費(fèi)與環(huán)境之間的良性循環(huán)。另一方面，國有林區(qū)居民由于經(jīng)濟(jì)貧困、社會(huì)文化相對(duì)滯后，還繼續(xù)著掠奪式的開發(fā)方式，結(jié)果使環(huán)境受到破壞。當(dāng)?shù)鼐用衩鎸?duì)著人均收入低、消費(fèi)結(jié)果不合理、消費(fèi)環(huán)境差、教育支出占家庭收入比重小等問題。

2．調(diào)查問卷設(shè)計(jì)。在問卷的設(shè)計(jì)過程中，參考了發(fā)達(dá)國家的相關(guān)文獻(xiàn)，也綜合了國內(nèi)研究低碳經(jīng)濟(jì)和消費(fèi)者行為方面的研究成果，問卷設(shè)計(jì)的前期準(zhǔn)備工作較為充分。在問卷設(shè)計(jì)過程中，先設(shè)計(jì)出問卷的初稿，對(duì)城鎮(zhèn)居民進(jìn)行預(yù)調(diào)查，并通過面對(duì)面詢問他們認(rèn)為哪些因素對(duì)居民的低碳消費(fèi)行為影響較大。在對(duì)城市居民進(jìn)行兩次預(yù)調(diào)查，并對(duì)預(yù)調(diào)查結(jié)果進(jìn)行科學(xué)分析后，總結(jié)了專家和被調(diào)查居民的意見，對(duì)一些不滿足問卷設(shè)計(jì)目的的題目和不恰當(dāng)語句進(jìn)行修正，最終確定了問卷。正式的調(diào)查問卷由三部分組成。第一部分是基本資料，包括被調(diào)查者的性別、年齡、學(xué)歷、家庭人口數(shù)、家庭月收入等人口統(tǒng)計(jì)因素。第二部分是低碳消費(fèi)行為調(diào)查，共計(jì)10題。包括低碳購買行為4題，低碳使用行為6題。選項(xiàng)設(shè)置為“從不、偶爾、約半、經(jīng)常、每次”。第三部分是低碳消費(fèi)行為影響因素調(diào)查，共計(jì)20題，涉及個(gè)人特征因素6題、生活方式因素5題、產(chǎn)品因素4題、社會(huì)環(huán)境因素5題，所有題目都采用李克特五星級(jí)量表制，選項(xiàng)設(shè)置為“非常同意、同意、不確定、同意、非常不同意”。在判斷內(nèi)蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民在購買、家庭使用、公共場(chǎng)所使用、交通使用等方面的行為是否低碳時(shí)，采用正向指標(biāo)正向打分、負(fù)向指標(biāo)負(fù)向打分的方法，然后對(duì)其分?jǐn)?shù)加和求總，判斷其消費(fèi)行為是否低碳。

3．?dāng)?shù)據(jù)采集及樣本狀況。本次調(diào)查選取內(nèi)蒙古大興安嶺重點(diǎn)國有林區(qū)的阿爾山林業(yè)局、伊圖里河林業(yè)局、根河林業(yè)局、莫爾道嘎林業(yè)局的居民展開問卷調(diào)查。調(diào)查地點(diǎn)選擇在各林業(yè)局人口較集中地區(qū)，如企事業(yè)單位、購物場(chǎng)所、中小學(xué)、公眾場(chǎng)所等，在各個(gè)調(diào)查地點(diǎn)隨機(jī)選取150名受訪者，合計(jì)發(fā)放問卷600份，實(shí)際收回600份問卷，經(jīng)過檢查排除24份不完整問卷，得到有效調(diào)查問卷576份，有效問卷回收率為96%。樣本基本數(shù)據(jù)見，從對(duì)樣本數(shù)據(jù)的分析情況看，被調(diào)查者的性別、年齡、學(xué)歷、家庭人口數(shù)和家庭收入數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)符合當(dāng)?shù)氐娜丝跇?gòu)成比例，數(shù)據(jù)具有代表性和科學(xué)性。

二、內(nèi)蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民低碳消費(fèi)行為分析

問卷調(diào)查的第二部分共設(shè)計(jì)問題12個(gè)，對(duì)內(nèi)蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民的低碳消費(fèi)的購買和使用行為開展調(diào)查研究，并進(jìn)一步從家庭使用、公共場(chǎng)所使用、交通工具選擇三方面入手，判斷內(nèi)蒙古自治區(qū)居民使用行為是否低碳。

隨著社會(huì)的進(jìn)步，農(nóng)村居民的醫(yī)療保障問題變得日益突出和緊迫。新鄉(xiāng)市作為河南省經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的重要城市之一，在解決農(nóng)民醫(yī)療保障問題上也領(lǐng)先于全省其他城市，2004年“新型農(nóng)村合作醫(yī)療”新鄉(xiāng)模式成為其他城市學(xué)習(xí)的典范。然而，從整體上看，農(nóng)村居民的醫(yī)療保險(xiǎn)仍然較為單一和薄弱，無法真正分散農(nóng)民看病難、看病貴的風(fēng)險(xiǎn)。本文以新鄉(xiāng)市農(nóng)民為主要研究對(duì)象，通過問卷調(diào)查，分析農(nóng)民醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)的承擔(dān)能力以及農(nóng)民醫(yī)療保險(xiǎn)的有效性，并歸納總結(jié)農(nóng)民醫(yī)療保險(xiǎn)需求的影響因素，從而為制定和完善農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)體制提供一定的依據(jù)。

1新鄉(xiāng)市農(nóng)民醫(yī)療保險(xiǎn)參與現(xiàn)狀

1.1研究對(duì)象與方法

為了能夠更準(zhǔn)確地反映農(nóng)村居民使用醫(yī)療保險(xiǎn)的情況以及選擇醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)所考慮的因素，本文采用訪談和問卷調(diào)查兩種方法，對(duì)在新鄉(xiāng)市中心醫(yī)院以及新鄉(xiāng)醫(yī)學(xué)院第一、第二、第三附屬醫(yī)院就診的農(nóng)民進(jìn)行抽樣調(diào)查分析。調(diào)查問卷共800份，每個(gè)醫(yī)院抽調(diào)200名農(nóng)民患者，其中門診就診人數(shù)100名，住院就診人數(shù)100名，收回有效問卷785份，并通過Excel進(jìn)行數(shù)據(jù)的錄入與統(tǒng)計(jì)分析。

1.2調(diào)查結(jié)果概況

通過對(duì)調(diào)查問卷進(jìn)行簡單的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)后顯示，在醫(yī)院就診的785人有效問卷中，從年齡結(jié)構(gòu)看，13歲以下、14~18歲、19~30歲、31~45歲、46~65歲、65歲以上的人數(shù)比例分別為14.3%、10.8%、7.3%、17.5%、20.1%、30%，這一比例結(jié)構(gòu)基本符合人體生命周期的變化規(guī)律。從受教育程度看，農(nóng)村人口的受教育程度明顯不高，以初中教育程度居多，共507人，占人口總數(shù)的64.6%。從人均年收入看，1000~3000元的人數(shù)占6%，3000~5000元的人數(shù)占66%，5000元以上的人數(shù)占26%。從參加醫(yī)療保險(xiǎn)的情況看，所調(diào)查的農(nóng)民中，98%的人都參加了新農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)，新農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)均參加的人員占4%，這部分人認(rèn)為商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)比新農(nóng)合有更多的選擇空間，他們購買的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)多以住院醫(yī)療保險(xiǎn)為主。另外有2%的人選擇其他（表1）。從調(diào)查的直觀結(jié)果可以清晰看到，新鄉(xiāng)市農(nóng)民參與醫(yī)療保險(xiǎn)的險(xiǎn)種比較單一，由政府主導(dǎo)的新農(nóng)合所占比例大，而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)所占比例過小，報(bào)銷比例整體不高，不能有效解決“看病難、看病貴”的問題。

文獻(xiàn)綜述

關(guān)于商品價(jià)格波動(dòng)的影響因素、形成機(jī)理及與企業(yè)計(jì)稅行為相關(guān)性的研究，國內(nèi)外的學(xué)者都進(jìn)行過大量的研究與分析。（一）國外企業(yè)計(jì)稅行為影響商品價(jià)格波動(dòng)的研究文獻(xiàn)綜述TadahisaKoga（2004）[1]以71個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)為樣本，研究結(jié)果表明以調(diào)整自身稅負(fù)為目的的企業(yè)計(jì)稅行為會(huì)對(duì)國內(nèi)商品價(jià)格的波動(dòng)產(chǎn)生傳遞效應(yīng)。Auerbach（2005）[2]分析布什減稅政策對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為的影響，這個(gè)分析出現(xiàn)了有趣的“副產(chǎn)品”———減稅的動(dòng)態(tài)績效即可估計(jì)到的企業(yè)計(jì)稅行為變化對(duì)商品價(jià)格的影響。在動(dòng)態(tài)績效的減稅過程中，政府可以預(yù)測(cè)大約有多少稅收損失可以被商品價(jià)格的波動(dòng)所補(bǔ)償。WorldBank(2006)[3]用VECM模型進(jìn)行的計(jì)量研究顯示,在基礎(chǔ)資源性商品的定價(jià)上,企業(yè)的計(jì)稅行為對(duì)商品價(jià)格波動(dòng)的影響較為有限。MarcoRossi（2006）[4]研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)計(jì)稅行為對(duì)商品價(jià)格波動(dòng)所產(chǎn)生的傳遞效應(yīng)會(huì)持續(xù)一年甚至更久，且企業(yè)計(jì)稅行為對(duì)生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)的影響要大于對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的影響。Guellec＆VanPottelsberghe（2007）[5]建立了一個(gè)研究稅收變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的一般均衡模型。模型研究結(jié)果表明：政府稅制改革，給經(jīng)濟(jì)帶來的影響，會(huì)通過企業(yè)計(jì)稅行為變化對(duì)商品價(jià)格的擾動(dòng)表現(xiàn)出來。Edward(2007)[6]選取了1996年至2006年間的美國主要商品期貨的價(jià)格指數(shù)CRB，對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為與商品價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了深入的研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系。OECD（2008）[7]認(rèn)為，企業(yè)的計(jì)稅行為對(duì)現(xiàn)貨商品價(jià)格影響的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)是混合或模糊的，實(shí)際上在一定程度上否定了企業(yè)計(jì)稅行為放大了商品價(jià)格波動(dòng)的觀點(diǎn)。Newbery(2008)[8]進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，隨著國際貿(mào)易自由化的逐步發(fā)展，傳統(tǒng)用以影響商品定價(jià)的貿(mào)易政策的運(yùn)用受到了很大的約束，而稅收政策的影響則逐步增強(qiáng)。稅收政策對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為的影響會(huì)很快傳導(dǎo)到商品的定價(jià)上來，并通過商品價(jià)格的波動(dòng)表現(xiàn)出來。Gerltry＆Hubbard（2008）[9]從實(shí)證角度出發(fā)分析了企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)和物價(jià)水平的相關(guān)性。Ripple（2009）[10]用EGARCH模型進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的計(jì)稅行為與商品價(jià)格的波動(dòng)具有密切的相關(guān)性。Culen＆Gordon(2009)[11]構(gòu)建了一個(gè)基本的經(jīng)濟(jì)模型。模型研究了企業(yè)計(jì)稅行為變化所誘發(fā)的稅源變動(dòng)對(duì)商品價(jià)格波動(dòng)的影響。（二）國內(nèi)企業(yè)計(jì)稅行為影響商品價(jià)格波動(dòng)的研究文獻(xiàn)綜述馬栓友（2006）建立了商品價(jià)格波動(dòng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行模型,對(duì)我國商品價(jià)格的波動(dòng)形態(tài)與宏觀經(jīng)濟(jì)的長期運(yùn)動(dòng)趨勢(shì)、政府經(jīng)濟(jì)政策的效應(yīng)進(jìn)行了分析,得出商品價(jià)格變動(dòng)、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行、財(cái)稅政策三者之間存在一種特定的規(guī)律，并伴隨時(shí)間的推移而變化。任壽根(2007)通過建立一個(gè)半開放經(jīng)濟(jì)模型,分析了稅收政策的變動(dòng)對(duì)商品價(jià)格的影響以及影響的動(dòng)態(tài)機(jī)制。認(rèn)為,就長期而言，稅收政策的變動(dòng)會(huì)對(duì)消費(fèi)者價(jià)格水平和生產(chǎn)者價(jià)格水平都產(chǎn)生顯著的影響，而其中生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)的彈性要大于消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的彈性；而從短期來看，稅收政策的變化雖然對(duì)生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)和消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)都會(huì)產(chǎn)生影響,但影響程度各有不同,并且會(huì)在相當(dāng)程度上受到企業(yè)計(jì)稅行為的干擾。中國人民大學(xué)課題組（2008）圍繞商品價(jià)格和企業(yè)投資、產(chǎn)出、稅收等經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行了一系列的計(jì)量分析，得出了企業(yè)投資增長是企業(yè)產(chǎn)出增加的根本原因，但并不是商品價(jià)格波動(dòng)的主要因素，而稅收政策變化所引發(fā)的企業(yè)計(jì)稅行為的變動(dòng)則會(huì)導(dǎo)致商品價(jià)格波動(dòng)的結(jié)論。夏杰長（2008）經(jīng)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的計(jì)稅行為與商品價(jià)格的波動(dòng)之間并不存在顯著的相關(guān)性，社會(huì)總供給和總需求的對(duì)比變化才是導(dǎo)致商品價(jià)格波動(dòng)的基本因素。吳曉暉（2009）研究得到CPI與PPI之間具有線性相關(guān)關(guān)系，并且PPI變動(dòng)一定會(huì)影響CPI的變動(dòng)。李麗青（2009）運(yùn)用ECM模型研究了企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)與商品價(jià)格之間的關(guān)系，研究表明企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)的增長是商品價(jià)格上升的重要原因，即企業(yè)以調(diào)整自身稅收負(fù)擔(dān)為目的的計(jì)稅行為就必然會(huì)擾動(dòng)商品價(jià)格。國家稅務(wù)總局稅收科學(xué)研究所課題組（2009）回顧了中國企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)的變化過程，分析了中國現(xiàn)行稅制稅負(fù)水平、稅收結(jié)構(gòu)、主體稅種存在的主要問題以及對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和物價(jià)平穩(wěn)的影響。樊麗明（2010）運(yùn)用VEC模型研究了企業(yè)計(jì)稅行為對(duì)商品價(jià)格的干擾效應(yīng)，認(rèn)為企業(yè)的計(jì)稅行為對(duì)商品價(jià)格波動(dòng)的影響是非隨機(jī)性的，并且存在時(shí)滯。吳秀波（2010）通過對(duì)物價(jià)波動(dòng)的研究得到從長期來看，商品價(jià)格水平的波動(dòng)與國內(nèi)企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)的變化趨勢(shì)是基本吻合的，具有較高的相關(guān)性。付伯穎（2010）研究認(rèn)為企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)變動(dòng)與CPI的變化是非顯性的弱相關(guān)。

研究方法和模型

商品價(jià)格的波動(dòng)通常是用商品價(jià)格的方差或標(biāo)準(zhǔn)差（Standarddeviation，以SD表示）來表示的。因?yàn)闃?biāo)準(zhǔn)差可以反映商品價(jià)格變化的離散程度，標(biāo)準(zhǔn)差越大，就表示商品價(jià)格波動(dòng)的幅度越大；反之，標(biāo)準(zhǔn)差越小，就表示商品價(jià)格波動(dòng)的幅度越小。本文選擇生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)（Producerpriceindex，簡稱PPI），即PPI指數(shù)作為研究對(duì)象。因?yàn)閺睦碚撋蟻碚f，生產(chǎn)過程中所面臨的物價(jià)波動(dòng)將反映至最終產(chǎn)品的價(jià)格上，因此研究PPI的變動(dòng)情況將有助于判斷、分析商品價(jià)格的波動(dòng)情況。本文依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)中的價(jià)值規(guī)律理論，通過對(duì)影響商品價(jià)格波動(dòng)(Fluctuationsincommodityprices，以FICP表示)的因素因子進(jìn)行分解，構(gòu)建企業(yè)計(jì)稅行為影響商品價(jià)格波動(dòng)的理論分析框架，并在此框架下建立實(shí)證計(jì)量模型，從信息不確定的視角研究商品價(jià)格波動(dòng)與企業(yè)計(jì)稅行為的相關(guān)性。假設(shè)商品價(jià)格波動(dòng)的模型為:FICPc=ξ0+ξ1FAc1+ξ2FAc2+…+ξnFAcn+γc（1）其中，F(xiàn)ICPc表示商品價(jià)格波動(dòng)的整體特征(Overallcharacteristics，以c表示)；ξ為商品價(jià)格的敏感性系數(shù)；FAcu(u=1，2，…，n)表示對(duì)商品價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生影響的各項(xiàng)因素（Factor，以FA表示）；而γc則是隨機(jī)干擾項(xiàng)，表示純隨機(jī)因素對(duì)商品價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生的擾動(dòng)。這樣，PPI指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差就可以用SDc來表示。根據(jù)傳統(tǒng)的價(jià)值規(guī)律理論，商品的價(jià)格基本上準(zhǔn)確地反映了商品內(nèi)在價(jià)值有用的所有相關(guān)信息，因此商品價(jià)格的波動(dòng)體現(xiàn)了市場(chǎng)基本面的相關(guān)信息。來自市場(chǎng)基本面的信息不確定性會(huì)引起商品價(jià)格的波動(dòng)，而非基本面的因素也能推動(dòng)商品價(jià)格的波動(dòng)，如政府的政策、企業(yè)的行為和市場(chǎng)的慣性，這三個(gè)方面因素會(huì)直接導(dǎo)致商品價(jià)格的波動(dòng)，特別是非隨機(jī)性波動(dòng)。這些所引發(fā)的商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)（Non-randomfluctuationsincommodityprices，以NFICP表示）對(duì)于真實(shí)經(jīng)濟(jì)也會(huì)產(chǎn)生顯著的反饋影響。有鑒于此，在本文的理論模型中，我們將上述三個(gè)因素效應(yīng)作為解釋變量，其中，政府的政策效應(yīng)，我們主要考察的是稅收政策(Taxpolicy,以TP表示)，因?yàn)槎愂帐巧唐穬r(jià)格的組成部分，稅收政策的變化會(huì)直接引起商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)。我們選取了稅率(Taxrate，以TR表示)和實(shí)際征收率(Theactuallevyrate，以ALR表示)作為替代指標(biāo)；企業(yè)的行為效應(yīng)，我們主要考察的是企業(yè)計(jì)稅行為(Taxact，以TA表示)，由于企業(yè)計(jì)稅行為屬于定性指標(biāo)，無法觀測(cè)，所以我們選取了可量化的替代指標(biāo)———企業(yè)納稅額(Theamountoftax，以AT表示)和經(jīng)營成交率(Businessturnoverrate，以BTR表示)。因?yàn)槠髽I(yè)的納稅額大、經(jīng)營成交率高，就意味著企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活躍，也就說明企業(yè)對(duì)商品價(jià)格的認(rèn)同，反之，則意味著企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營平淡，也就說明企業(yè)對(duì)商品價(jià)格的否定；市場(chǎng)的慣性效應(yīng)，我們主要考察的是市場(chǎng)中由當(dāng)前商品價(jià)格波動(dòng)與滯后商品價(jià)格波動(dòng)的相關(guān)性所導(dǎo)致的波動(dòng)集群(Volatilityclustering，以VC表示)，即市場(chǎng)上商品價(jià)格波動(dòng)存在著的漣漪效應(yīng)，價(jià)格波動(dòng)后面緊跟著的波動(dòng)。我們選取了在商品價(jià)格波動(dòng)模型中引入波動(dòng)率的滯后變量，即標(biāo)準(zhǔn)差SDc的滯后一期至三期的值作為解釋變量，以體現(xiàn)商品價(jià)格波動(dòng)的漣漪特性。通過以上分析，我們可將假設(shè)的商品價(jià)格波動(dòng)模型（1）簡化為商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)模型：NFICPc=ξ0+ξ1TPc+ξ2TAc+ξ3VCc+γc（2）其中，NFICPc表示商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)的整體特征；ξ為商品價(jià)格的敏感性系數(shù)；TPc表示稅收政策效應(yīng)，可以用TPc和ALRc代表；TAc表示企業(yè)計(jì)稅行為效應(yīng)，可以用ATc和BTRc代表；VCc表示市場(chǎng)慣性效應(yīng)，可以用SDc-1、SDc-2和SDc-3代表。另外，考慮到稅收政策的不確定性對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為的影響，本文設(shè)定了以下虛擬變量（Dummyvariables，以DV表示）：DV1為政府自2004年1月1日起實(shí)施《國務(wù)院關(guān)于改革現(xiàn)行出口退稅機(jī)制的決定》(國發(fā)【2003】24號(hào))，對(duì)出口退稅率進(jìn)行了結(jié)構(gòu)性調(diào)整，適當(dāng)降低了出口退稅率約3個(gè)百分點(diǎn)左右。調(diào)整后的出口退稅率為17%、13%、11%、8%和5%五檔，對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為產(chǎn)生的影響；DV2為政府自2008年1月1日起實(shí)施《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》，將企業(yè)所得稅的稅率由原來的33%降低為25%，對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為產(chǎn)生的影響；DV3為政府自2009年1月1日起實(shí)施《關(guān)于增值稅轉(zhuǎn)型改革若干問題的通知》（財(cái)稅【2008】170號(hào)），允許增值稅一般納稅人購進(jìn)或自制固定資產(chǎn)發(fā)生的進(jìn)項(xiàng)稅額從銷項(xiàng)稅額中抵扣，對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為產(chǎn)生的影響。

實(shí)證研究

（一）樣本選擇、數(shù)據(jù)收集及變量測(cè)量說明本文選取了2001年～2010年的PPI指數(shù)作為研究對(duì)象，研究從行業(yè)層面出發(fā)，選擇PPI指數(shù)的調(diào)查產(chǎn)品所覆蓋的全部39個(gè)工業(yè)行業(yè)大類。每個(gè)行業(yè)隨機(jī)抽取100家企業(yè)作為分析樣本。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性以及規(guī)避數(shù)據(jù)自身波動(dòng)性的要求,本文所采集的數(shù)據(jù)均來自于全國稅收征管系統(tǒng)的SDMS數(shù)據(jù)庫,并對(duì)其產(chǎn)生的相關(guān)變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理和單位根檢驗(yàn)。其結(jié)果如表1所示。由表1不難發(fā)現(xiàn)，lnSDc、lnALRc、lnATc和lnBTRc均為零階單整變量。lnSDc、lnATc和lnBTRc的顯著性均達(dá)到了1%；lnTRc在經(jīng)過一階差分后顯著性也達(dá)到了1%，對(duì)lnTRc作一階差分處理，以DlnTRc表示；而lnALRc則在10%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。于是，商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)模型就可以建立在消除了數(shù)據(jù)本身波動(dòng)性的平穩(wěn)時(shí)間序列的基礎(chǔ)上，進(jìn)行回歸分析了。（二）商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)效應(yīng)因子的分解分析1.稅收政策因素效應(yīng)分析以商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差lnSDc為因變量；以DlnTRc和lnALRc為解釋變量，進(jìn)行回歸分析。由表2不難看出，在商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)中，稅收政策的影響效應(yīng)約為38.81%，其中，實(shí)際征收率在1%的水平下對(duì)商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)的影響具有顯性正效應(yīng)；而稅率對(duì)商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)的影響則具有非顯性正效應(yīng)。這就意味著，政府的稅收政策對(duì)商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)具有明顯且有效的影響，但稅收政策并不是以平緩商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)為目的，因此，稅收政策對(duì)于商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)的反應(yīng)較為零碎和被動(dòng)。而表2中的D.W值為0.3401遠(yuǎn)小于2的狀況，則告訴我們，在商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)中，稅收政策效應(yīng)的殘差序列中的序列自相關(guān)情況不僅存在而且深重，還有可供提取的有用信息。2.企業(yè)計(jì)稅行為因素效應(yīng)分析將lnATc、lnBTRc和虛擬變量DV1、DV2、DV3加入到模型的解釋變量中，進(jìn)行回歸分析。由表3可以發(fā)現(xiàn)，將lnATc、lnBTRc和虛擬變量DV1、DV2、DV3加入到模型的解釋變量中后，在商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)中，稅收政策因素加上企業(yè)計(jì)稅行為因素的影響效應(yīng)合計(jì)為54.99%，也就是說，在稅收政策的影響效應(yīng)約為38.81%的前提下，企業(yè)計(jì)稅行為因素的影響效應(yīng)約為16.18%。其中，在1%的顯著性水平下進(jìn)行的檢驗(yàn)，lnALRc、lnATc、lnBTRc和DV1、DV2、DV3的系數(shù)均獲得通過的狀況則告訴我們，實(shí)際征收率和企業(yè)計(jì)稅行為因素效應(yīng)對(duì)商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)具有較強(qiáng)的影響。作為企業(yè)計(jì)稅行為可量化的替代指標(biāo)———企業(yè)納稅額指標(biāo)lnATc和經(jīng)營成交率指標(biāo)lnBTRc，對(duì)商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)具有同向顯性影響效應(yīng)，就是說，企業(yè)納稅額的增長和經(jīng)營成交率的提高，會(huì)推動(dòng)商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)的增強(qiáng)；反之，則會(huì)抑制商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)，使之趨緩。而在稅收政策的不確定性對(duì)企業(yè)計(jì)稅行為的影響方面，企業(yè)對(duì)政府自2004年1月1日起實(shí)施《國務(wù)院關(guān)于改革現(xiàn)行出口退稅機(jī)制的決定》(國發(fā)【2003】24號(hào))，調(diào)整出口退稅率的計(jì)稅行為反應(yīng)，表現(xiàn)在商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)方面為正效應(yīng)；企業(yè)對(duì)政府自2008年1月1日起實(shí)施《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》，降低企業(yè)所得稅稅率的計(jì)稅行為反應(yīng)，表現(xiàn)在商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)方面為顯性負(fù)效應(yīng)，即對(duì)商品價(jià)格的波動(dòng)產(chǎn)生了較為明顯地抑制效應(yīng)；企業(yè)對(duì)政府自2009年1月1日起實(shí)施《關(guān)于增值稅轉(zhuǎn)型改革若干問題的通知》（財(cái)稅【2008】170號(hào)），允許增值稅一般納稅人購進(jìn)或自制固定資產(chǎn)發(fā)生的進(jìn)項(xiàng)稅額從銷項(xiàng)稅額中抵扣的計(jì)稅行為反應(yīng)表現(xiàn)在商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)方面為顯性正效應(yīng)，即推動(dòng)了商品價(jià)格的波動(dòng)。同樣，表3中的D.W值為0.4489遠(yuǎn)小于2的狀況，則說明，在殘差序列中的序列自相關(guān)情況依然存在，還有有用信息需要提取。3.市場(chǎng)慣性因素效應(yīng)分析將lnSDc－1、lnSDc－2和lnSDc－3加入到模型的解釋變量中，進(jìn)行回歸分析。由表4研究得出，將lnSDc－1、lnSDc－2和lnSDc－3加入到模型的解釋變量中后，在商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)中，稅收政策因素加上企業(yè)計(jì)稅行為因素和市場(chǎng)慣性因素的影響效應(yīng)合計(jì)為83.17%，也就是說，在稅收政策的影響效應(yīng)約為38.81%；企業(yè)計(jì)稅行為因素的影響效應(yīng)約為16.18%的前提下，市場(chǎng)慣性因素的影響效應(yīng)約為28.18%。其中，在1%的顯著性水平下進(jìn)行的檢驗(yàn)，lnATc、DV3和lnSDc－1、lnSDc－2的系數(shù)均獲得通過以及l(fā)nBTRc的系數(shù)在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)的狀況則告訴我們，市場(chǎng)慣性因素效應(yīng)和企業(yè)計(jì)稅行為因素效應(yīng)對(duì)商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)具有較強(qiáng)的影響，而其中對(duì)商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)具有同向顯性影響效應(yīng)的企業(yè)計(jì)稅行為因素效應(yīng)，與商品價(jià)格的非隨機(jī)性波動(dòng)的關(guān)聯(lián)尤為密切，具有極強(qiáng)的促發(fā)效應(yīng)；至于市場(chǎng)慣性因素效應(yīng)，其可量化的替代指標(biāo)———lnSDc－1、lnSDc－2和lnSDc-3，不僅顯示出了明顯的商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)的漣漪效應(yīng)，還表現(xiàn)出了市場(chǎng)慣性效應(yīng)逐步減弱的特征。表4中的D.W值為1.9701，與2的差值較小，也就意味著殘差序列基本上達(dá)到了平穩(wěn)時(shí)間序列的要求。殘差中已基本上不再存在具有解釋效用的信息，因此，模型也就不再存在自相關(guān)性。（三）模型可靠性檢驗(yàn)對(duì)稅收政策因素效應(yīng)加上企業(yè)計(jì)稅行為因素效應(yīng)和市場(chǎng)慣性因素效應(yīng)回歸分析結(jié)果的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其結(jié)果如表5所示。表5中ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)遠(yuǎn)低于1%顯著性水平下臨界值的狀況顯示模型回歸方程的殘差序列的檢驗(yàn)結(jié)果是平穩(wěn)的，即模型回歸方程的殘差序列已達(dá)到平穩(wěn)時(shí)間序列的要求，殘差中不再包含商品價(jià)格非隨機(jī)性波動(dòng)的其他影響因素，因此，模型是可靠的。

1引言

我國新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則是在2006年頒布和全面推進(jìn)的。新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的頒布和全面推進(jìn)不僅促進(jìn)我國企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告與國際財(cái)務(wù)報(bào)告接軌，還為我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了強(qiáng)有力的支撐[1]。不僅如此，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的全面推進(jìn)對(duì)我國企業(yè)的理念和行為也產(chǎn)生了很大的影響。因此，本研究從多個(gè)角度研究了會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)理念和企業(yè)行為的影響。

2會(huì)計(jì)準(zhǔn)則相關(guān)理論概述

會(huì)計(jì)準(zhǔn)則作為會(huì)計(jì)人員從事會(huì)計(jì)工作的重要規(guī)則和指南，其主要作用在于規(guī)范市場(chǎng)運(yùn)作，以保障市場(chǎng)的合理有序推進(jìn)，進(jìn)而確保市場(chǎng)的穩(wěn)定發(fā)展。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的限定對(duì)象主要是會(huì)計(jì)人員[2]。我國企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則自2006年開始逐步完善，2006年了具體的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則為38項(xiàng)，2014年了3項(xiàng)，共計(jì)41項(xiàng)。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則是規(guī)范會(huì)計(jì)賬目核算、報(bào)告的文件，最主要的目的就是將會(huì)計(jì)處理建立在合理公允的基礎(chǔ)上，以促使不同時(shí)期以及主體之間在會(huì)計(jì)結(jié)果的比較方面具有可比性[3]。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革主要是通過會(huì)計(jì)觀念的變革來影響會(huì)計(jì)人員在企業(yè)中的具體行為，進(jìn)而影響企業(yè)理念的。

3會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)理念的影響

3.1對(duì)企業(yè)決策者的影響。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)決策者的決策有重要的影響。這主要是由于在新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下，對(duì)會(huì)計(jì)手段以及責(zé)任等進(jìn)行了新的規(guī)定，進(jìn)而粗疏企業(yè)應(yīng)更加明確自身的責(zé)任。同時(shí)，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的變革也會(huì)對(duì)企業(yè)的會(huì)計(jì)制度造成影響，因而企業(yè)必須對(duì)企業(yè)的會(huì)計(jì)制度進(jìn)行調(diào)整和完善。另外，新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中也明確了企業(yè)會(huì)計(jì)的規(guī)范，并進(jìn)行了詳細(xì)的說明，這為企業(yè)決策者提供了充足的會(huì)計(jì)信息，這在一定程度上促使企業(yè)決策者更加重視企業(yè)的資金流量以及未來的發(fā)展。總之，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)于企業(yè)決策者的決策有重要的幫助。3.2對(duì)企業(yè)經(jīng)營理念的影響。新的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革中，對(duì)會(huì)計(jì)公允價(jià)值給予了明確的規(guī)范。會(huì)計(jì)公允價(jià)值對(duì)于企業(yè)資產(chǎn)保值和增值會(huì)給予定期的公布，進(jìn)而能夠反映企業(yè)資產(chǎn)的負(fù)債情況和實(shí)際經(jīng)濟(jì)價(jià)值。因此，企業(yè)管理者會(huì)對(duì)未來的現(xiàn)金流量和未來的發(fā)展?fàn)顩r給予高度的重視。也就是說，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的變革能夠進(jìn)一步深化企業(yè)資產(chǎn)保值和增值的經(jīng)營理念。另外，在會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革的背景下，會(huì)計(jì)信息必將更加注重實(shí)用性，進(jìn)而起到促進(jìn)企業(yè)發(fā)展的作用。在這種情況下，必然會(huì)逐漸走向決策有用化的方向發(fā)展。決策有用化主要是會(huì)計(jì)信息全面化和多元化，進(jìn)而為決策提供數(shù)據(jù)支持。因此，企業(yè)在經(jīng)營理念方面也就會(huì)形成決策有用化理念。這一理念的形成的優(yōu)勢(shì)在于企業(yè)能夠通過會(huì)計(jì)信息的實(shí)時(shí)更新，提高會(huì)計(jì)信息的使用性，進(jìn)而促使企業(yè)能夠做出正確的判斷。同時(shí)，還能夠根據(jù)會(huì)計(jì)信息的變化規(guī)律，了解企業(yè)的運(yùn)營情況，并做出風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估，從而促進(jìn)企業(yè)的發(fā)展。3.3對(duì)企業(yè)管理制度的影響。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)于管理制度也具有重要的影響。從企業(yè)激勵(lì)制度這一角度來說，企業(yè)的績效激勵(lì)制度以及績效計(jì)算方式均獲得了很大的改進(jìn)，因而更起到能夠激勵(lì)性的作用。從約束機(jī)制這一角度來說，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在一定程度上弱化了配比原則，凈化了資產(chǎn)負(fù)債表信息，因而提升了會(huì)計(jì)信息的含量，對(duì)企業(yè)追求短期利潤的理念有一定的約束。同時(shí)，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則對(duì)企業(yè)的盈余操作也有一定的影響。在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下，降低了人為調(diào)節(jié)的可能性，因而提升了會(huì)計(jì)信息的使用價(jià)值，增強(qiáng)了企業(yè)盈余質(zhì)量。在新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則下，企業(yè)的管理制度，尤其是激勵(lì)機(jī)制和約束機(jī)制均受到了影響。3.4對(duì)企業(yè)發(fā)展理念的影響。會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革對(duì)企業(yè)的發(fā)展理念也有重要的影響，具體來說，主要體現(xiàn)在發(fā)展目標(biāo)和發(fā)展模式方面。從發(fā)展目標(biāo)角度來說，會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變革能夠引導(dǎo)企業(yè)從收入費(fèi)用觀轉(zhuǎn)變?yōu)橘Y產(chǎn)負(fù)債表觀。在這種轉(zhuǎn)變下，企業(yè)能夠通過分析經(jīng)營狀況、財(cái)務(wù)成果等，進(jìn)一步明確企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)。其中，凈資產(chǎn)的保值和增值是重要的參考目標(biāo)。從發(fā)展模式角度來說，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則為企業(yè)擴(kuò)大資本經(jīng)營提供了很大的便利，同時(shí)也為企業(yè)獲取利潤提供了途徑，如資源優(yōu)化配置以及對(duì)外投資等等。