以下是小编整理的现金股利政策与公司业绩关系的实证分析论文，本文共15篇，希望能够帮助到大家。
篇1：现金股利政策与公司业绩关系的实证分析
现金股利政策与公司业绩关系的实证分析
问题的提出
股份公司分红是向股东按其所持有的股份发放公司的盈余，可以采用派现（现金股利）、送股（股票股利）、送实物等多种形式，也可以通过在二级市场上回购本公司的股票达到同样的目的。从我国的实际情况来看，由于《公司法》禁止股票回购（因减少注册资本、公司兼并的除外）这种变相分红的方式，目前上市公司分红主要采用的是派现和送股这两种形式。这两种方式对公司财务状况的影响是不同的：派现使公司的资产和所有者权益同时减少，而股东手上的现金增加；送股则对公司资产和所有者权益的总额不会产生影响，它只是改变了所有者权益的结构。送股使流通在外的股份数增加，每股账面价值和每股收益同比例下降，同时公司账面上的未分配利润减少，股本增加。
股利分配政策实质上是一个向股东返还现金的方法选择问题。一般处于发展阶段，需要大量资金投入的公司倾向于采用送股的方式，而当公司及其所在行业进入成熟期，投资机会减少，增长速度放慢，现金充裕时则倾向于采取派现的方式。因此，随公司发展速度的不同，现金股利发放比例可以或高或低，但是证券市场的不断发展，其所占比重应该逐步上升。例如在美国，股利大约占税后利润的50%，相当于公司现金流量（税后利润加上折旧）的20%左右。然而，在我国股票市场上股息支付率长期低于银行利率，股息率收益率的极度低下使投资者只注重股票的资本利得，希望通过二级市场的低买高卖获取投资收益，而真正出于投资分红目的的投资者很少，从而极大地刺激了市场上的投机行为。
同时存在的另外一种现象是上市公司对配股融资有着强烈的偏好，而且常常将配股与分配方案一同公布，由于配股价一般低于市价，容易造成配股也是分红的假象。事实上，配股是公司向老股东按照其所持股票的`比例发行新股，是公司的一种权益性筹资行为，它与公司首次发行股票和增发新股的区别在于发行的对象不同，前者面向老股东，而后者面向所有投资者。上市公司的配股资格是一种权利，上市公司达到配股资格的公司也利用关联交易包装利润，极力创造条件进行配股。很多公司在配股时根本不考虑公司的长远发展，而是把配股当作一种“圈钱”运动。
要促使我国的证券市场健康发展，就必须及时纠正这种不正常的现象。中国证监会考虑将把现金红利分配作为配股的必要条件，正是希望使现金红利在分配方式中的比重逐步加大，吸引长期投资者进入股票市场，形成以长期投资者为主体的投资者结构，控制过度投机，增强中国股票市场的投资性。
现金红利与信号揭示
MM理论认为在理想市场的条件下，公司的股利政策与企业市场价值无关，也就是说企业的股利政策无关紧要。但理想市场在现实中并不存在，在信息不对称的情况下，股利政策有信号揭示的作用。企业可以通过公告向投资者传递公司的信息，而现金红利比语言更有说服力，可以传递公告所未能提供的信息。所以，现金红利在某种程度上可以看作企业未来经营状况的指示器。
我国股票市场上信息不对称的现象比较严重。我国股权融资成本较低，在上市公司普遍盈利不佳、留存利润较少的情况下，企业竞相争取配股资格。由于会计制度本身的缺陷，使得上市公司有可能为了获得配股资格而粉饰利润。更有甚者，一些上市公司通过编造虚假财务指标、作假账、编制假报表来蒙骗股东和监管机构。目前我国证券市场信息披露制度还不完善，广大中小股东无法了解公司经营的真实状况，也就不可能对配股资金的使用效率做出合理的判断，这就造成一些上市公司滥用配股资金的恶果，导致资源配置的低效率。
现金红利是真正的现金流出，没有一定盈利能力和足够现金的公司是不可能发放的。其他的分红方式不需要企业资金的流出，上市公司可以通过更改会计政策等
[1] [2] [3]
篇2：现金股利政策与公司业绩关系的实证分析论文
现金股利政策与公司业绩关系的实证分析论文
问题的提出
股份公司分红是向股东按其所持有的股份发放公司的盈余，可以采用派现（现金股利）、送股（股票股利）、送实物等多种形式，也可以通过在二级市场上回购本公司的股票达到同样的目的。从我国的实际情况来看，由于《公司法》禁止股票回购（因减少注册资本、公司兼并的除外）这种变相分红的方式，目前上市公司分红主要采用的是派现和送股这两种形式。这两种方式对公司财务状况的影响是不同的：派现使公司的资产和所有者权益同时减少，而股东手上的现金增加；送股则对公司资产和所有者权益的总额不会产生影响，它只是改变了所有者权益的结构。送股使流通在外的股份数增加，每股账面价值和每股收益同比例下降，同时公司账面上的未分配利润减少，股本增加。
股利分配政策实质上是一个向股东返还现金的方法选择问题。一般处于发展阶段，需要大量资金投入的公司倾向于采用送股的方式，而当公司及其所在行业进入成熟期，投资机会减少，增长速度放慢，现金充裕时则倾向于采取派现的方式。因此，随公司发展速度的不同，现金股利发放比例可以或高或低，但是证券市场的不断发展，其所占比重应该逐步上升。例如在美国，股利大约占税后利润的50%，相当于公司现金流量（税后利润加上折旧）的20%左右。然而，在我国股票市场上股息支付率长期低于银行利率，股息率收益率的极度低下使投资者只注重股票的资本利得，希望通过二级市场的低买高卖获取投资收益，而真正出于投资分红目的的投资者很少，从而极大地刺激了市场上的投机行为。
同时存在的另外一种现象是上市公司对配股融资有着强烈的偏好，而且常常将配股与分配方案一同公布，由于配股价一般低于市价，容易造成配股也是分红的假象。事实上，配股是公司向老股东按照其所持股票的比例发行新股，是公司的一种权益性筹资行为，它与公司首次发行股票和增发新股的区别在于发行的对象不同，前者面向老股东，而后者面向所有投资者。上市公司的配股资格是一种权利，上市公司达到配股资格的公司也利用关联交易包装利润，极力创造条件进行配股。很多公司在配股时根本不考虑公司的长远发展，而是把配股当作一种“圈钱”运动。
要促使我国的证券市场健康发展，就必须及时纠正这种不正常的现象。中国证监会考虑将把现金红利分配作为配股的必要条件，正是希望使现金红利在分配方式中的比重逐步加大，吸引长期投资者进入股票市场，形成以长期投资者为主体的投资者结构，控制过度投机，增强中国股票市场的投资性。
现金红利与信号揭示
MM理论认为在理想市场的.条件下，公司的股利政策与企业市场价值无关，也就是说企业的股利政策无关紧要。但理想市场在现实中并不存在，在信息不对称的情况下，股利政策有信号揭示的作用。企业可以通过公告向投资者传递公司的信息，而现金红利比语言更有说服力，可以传递公告所未能提供的信息。所以，现金红利在某种程度上可以看作企业未来经营状况的指示器。
我国股票市场上信息不对称的现象比较严重。我国股权融资成本较低，在上市公司普遍盈利不佳、留存利润较少的情况下，企业竞相争取配股资格。由于会计制度本身的缺陷，使得上市公司有可能为了获得配股资格而粉饰利润。更有甚者，一些上市公司通过编造虚假财务指标、作假账、编制假报表来蒙骗股东和监管机构。目前我国证券市场信息披露制度还不完善，广大中小股东无法了解公司经营的真实状况，也就不可能对配股资金的使用效率做出合理的判断，这就造成一些上市公司滥用配股资金的恶果，导致资源配置的低效率。
现金红利是真正的现金流出，没有一定盈利能力和足够现金的公司是不可能发放的。其他的分红方式不需要企业资金的流出，上市公司可以通过更改会计政策等手段，在公司实际经营情况没有改变的情况下虚增企业利润，然后通过账面上的处理，向股东“分红”，所以其他分红方式所能反映的信息不如现金红利的可靠。通过现金股利可以较为真实地向市场传递公司经营状况和发展前景的信息，也可以保证配股资金的有效利用。下面通过实证分析，进一步验证现金红利作为公司经营能力和配股资金使用效率的信号。
实证分析与结果
我们对沪市上市公司、以及中期的分配政策与公司经营业绩之间的关系进行了分析，考察现金红利是否能作为公司经营好坏的信号。为了方便比较，我们选取的是1998至一直在沪市挂牌交易的上市公司，共计417家。
1、 全部公司
首先，根据这些公司在年报中公布的分配政策，将它们分为派现公司（105家）和不派现公司（312家）两大类（某些公司可能同时采用两种或多种分配方式），分别考察这些公司在1998、和20中期的净资产收益率、两年相比的净利润增长率。
可以明显地发现，19采取派现分配政策的公司在当年以及后面几年的净资产收益率和净利润增长率都要显著高于不派现的公司。从中我们至少可以得到以下结论：第一，派现公司当期的盈利能力优于不派现公司，这是显然的，因为只有那些经营业绩好的公司才会有充足的盈利和现金，向股东支付现金红利；而那些业绩滑坡，盈利越来越少甚至亏损的公司自然无力派现；第二，派现公司未来的盈利能力比不派现公司强，而且这种差距越来越大。1998年两类公司净资产收益率的差距只有4.036%，而、年中期分别上升到5.180%、6.229%，第三，派现公司盈利增长能力高于不派现公司，这可以从两类公司净利润的增长情况中看出。所以，我们有理由相信派现公司的盈利能力和增长潜力都要优于不派现公司。
我们进一步将公司分为1998和1999两年连续派现（56家）和连续不派现（244家）两类，考察的指标与前面相同。
通过比较，可以发现两极分化的现象更加明显，即派现倾向越高的公司，其经营业绩越好，而越不倾向于派现的公司，其经营业绩越差。这说明现金红利派发与否确实可以作为考察公司素质的一个指标。
2、配股公司
为了进一步验证现金红利与公司配股行为的关系，我们对1998年下半年和19上半年沪市发生配股行为的公司进行了实证检验。考虑到配股资金产生效益需要一定的时间，我们将时间分为两段，并用随后一年内公司经营状况的变化来近似衡量公司配股资金的使用效率。具体分段情况如下：
以除权日为基准，98年下半年沪市配股的公司共有49家，由于郑百文无99年的数据，所以可用样本数48个，99年上半年配股公司共有13家，这样总计样本数为61个。我们
将上述61家公司按照其近两年派现情况分为两类：派现公司（29家）与不派现公司（32家），近两年是指配股发生前的两年内，分别考察净资产收益率的变动率、净利润增长率和主营业务利润增长率。
无论是从净资产收益率变动率还是从净利润增长率和主营业务利润增长率来看，派现公司明显优于不派现公司，这与前面的结论是一致的。虽然两类公司的净资产收益率的变动率均为负值，但这是由宏观经济面所决定的，尽管如此，派现公司净资产收益率的下降幅度要远远小于不派现公司。这从某种程度上反映了派现公司配股资金的使用效率高于不派现公司。
3、结论
从实证检验的结果看，派现公司的盈利能力较强，配股资金的使用效率较高，所以将现金红利作为配股的必要条件是有根据的。对上市公司而言，有现金红利才能再筹资，将加大公司经营者的压力，使经营者的注意力从账面上的会计利润转到真实的盈利和现金流上来。这样可以抑制上市公司配股圈钱的行为，使其对股本扩张更加谨慎。从投资者的角度看，随着我国证券市场的不断发展和完善，市场上机构投资者逐步增多，投资理念趋向成熟，投资者将越来越看重稳定的现金收入，因此上市公司只有向股东提供实实在在的回报才能求得生存与发展。
篇3：制造业上市公司现金股利政策影响因素实证研究论文
关于制造业上市公司现金股利政策影响因素实证研究论文
论文摘要：本文以深沪制造业上市公司为样本．探讨了影响制造业上市公司现金股利政策的相关因素。结果表明：每股收益与现金股利分配率显著正相关，资产负债率与现金股利分配率显著负相关．而第一大股东持股比例、营业收入增长率、股东权益对数以及每股经营现金流量对制造业现全股刺政策的影响不显著。
论文关键词：股利政策 制造业 现金股利
一 文献回顾
关于上市公司现金股利政策影响因素的研究，国内外并没有统一的研究结论。国外比较流行的理论主要有“一鸟在手”理论、MM无关论和税差理论、顾客效应理论、信号传递理论以及代理成本理论等。国内关于现金股利政策的影响因素研究大致可以分为如下两类：一类是研究单个因素对现金股利政策的影响。一是股权结构对我国上市公司现金股利政策的影响。如陈洪涛、黄国良以—沪深两市的A股作为样本，采用多元线性回归和二次函数非线性回归两种方法，实证分析得出上市公司第一大股东持股比例与现金股利存在“U”型关系，第二大股东持股比例与现金股利成反比，股本规模及股权相对集中度对现金股利没有影响。唐国正()罚究得出股权二元结构下上市公司分配现金股利产生再分配效应——流通股价值向非流通股转移，分配现金股利可能是大股东的掠夺行为。袁振兴、杨淑娥()以沪市至进行过现金股利分配的58家公司的1241个现金股利分配事件为样本，研究发现股权高度集中公司的大股东持股比例与现金股利支付率正相关；股权相对集中公司的大股东持股比例与权益性现金股利正相关，与收益性股利负相关。二是企业的盈利能力和现金流等因素对现金股利政策的影响。如朱云()以1994年至我国上市公司的股利分配事件为样本，认为提高上市公司的盈利能力能够增加现金股利支付率。姜秀珍(2004)以1999年至2000年沪深两市的公用事业、能源电力和路段隧道三类A股为研究样本，认为现金流不确定性时，理性的经理人会支付较低水平的股利。第二类是研究多种因素对现金股利政策的影响。朱明秀(2005)认为现金股利政策受公司盈利能力、股权结构、资本结构、企业规模的显著影响。唐国琼、邹虹(2005)以20沪市上市公司为样本，得出每股收益、货币资金、负债比例、企业流通股比例、企业规模、权益净利率对现金股利政策有显著影响。孙亚云(2006)的研究表明盈利能力、每股经营现金流量、资产负债率、股本规模成长性等对现金股利政策有影响。第一类研究仅考虑单一因素对现金股利政策的影响，不够全面，有失偏颇。第二类研究虽然同时考虑多个因素的影响，但较少关注特定行业现金股利政策的影响因素。制造业在我国上市公司中数量较多、上市时间相对较长、现金股利政策相对稳定、信息披露质量较高，以其作为本文研究对象具有一定的代表性。
二、研究设计
(一)研究假设上市公司现金股利分配政策的影响因素较多，大致可以分为内部因素和外部因素。外部因素主要包括法律法规的限制、大股东的分配偏好、税收因素以及宏观经济政策等影响因素。本文主要从分析内部因素对上市公司现金股利政策的影响。
(1)资本结构。公司的现金股利政策受资本结构的制约。若上市公司的财务杠杆率过高，会使资本成本上升、资本结构失衡，发放现金股利会加剧财务状况恶化。因此一般情况下，负债比率高的公司更倾向于增加内部融资和权益资本，一般不派或少派现金红利。本文用资产负债率表示公司的资本结构。
假设1：现金股利分派率与资产负债率成负相关
(2)筹资能力。企业股利政策受其筹资能力的限制。公司为了生产经营的需要，可以将利润留存，少发甚至不发现金股利，也可以一方面发放现金股利，另一方面借款或发行新股筹资。对于那些规模小、快速成长的企业而言，由于其在二级市场上筹资比较困难，后一种方案并不可行。因此这些公司往往减少现金股利支付、尽量多留存利润。本文用股东权益的对数表示公司的筹资能力。
假设2：现金股利分派率与股东权益的对数成正相关
(3)盈利能力。企业股利政策在某种程度上取决于企业盈利能力。一般而言，企业的盈利越强，其股利支付率越高，因为盈利强的企业对保持较高的股利支付率更有信心。如果盈利低，一方面对未来资金的来源无法预测，另一方面也表明企业面临较高的经营和财务风险，外部资金的成本相对较高，企业只能留存利润以应付未来的资金需求。本文用每股收益表示公司的盈利能力。
假设3：现金股利分派率与每股收益成正相关
(4)股权结构。股利政策会受到现有股东对股权控制要求的影响。一些大公司试图通过股利政策来稳定其在长期经营中已形成的控制模式。为了避免新股东加入打破目前的控制格局，尽量发放较低的股利，以便从内部留利中获得所需资金。就许多中小型公司来说，如果现有股东无力购入公司新发行的股票，其对公司的控制权将被稀释，现有股东会更倾向于采用债务融资或内部留利的筹资方式。我国上市公司以国有企业为主，国有股在上市公司中占有较大的比重。由于股权的集中，使得国有股股东在股权的平等性和股权利益的一致性方面均与其他股东存在较大差异。国有股的委托代理机制存在的问题使上市公司的实际控制权容易落在董事会和经理人员手中，进而可能损害所有者的利益。由于我国上市公司股权结构的特殊性及其对股利政策的重要影响，股权结构也是形成股利政策的影响因素之一，控股股东存在通过现金股利转移上市公司资金的嫌疑。股利分配的决策取决于控股大股东的利益取向及配股的需要。本义采用第一大股东持股比例表示公司的股权结构。
假设4：现金股利分派率与上市公司第一大股东持股比例显著正相关
(5)资产的变现能力。企业股利的支付能力很大程度上受其资产变现能力的限制。股利通常以现金形式支付，然而大量留存利润并不等同拥有支付股利的现金，公司资产的变现能力与其留存利润是相互独立的。如果企业资产变现能力较强，其现金来源充裕，则股利支付能力也会较强。有的企业虽然盈利能力很强，却因再投资或偿付到期债务而缺少可发放股利的现金，这就限制了企业现金股利的支付能力。本文用每殴经营现金流量表示公司的资产变现能力。
假设5：现金股利分派率与每股经营现金流量成正相关
(6)投资需求。企业的股利政策应以其未来的投资需求为基础加以确认，如果公司有较多的投资机会，往往会采用低股利支付率，将较大比例的盈利留存以用于企业再投资。如果企业的营业收入增长率高，其投资需求也较高，会扩大企业规模，那么将采取低股利政策。本文采用营业收人增长率表示公司的投资需求。
假设6：现金股利分派率与营业收入增长率负相关
(二)样本选择在20深沪上市的912家制造业公司中，发放现金股利的公司有354家，剔除2家信息披露不全的公司．最终获得352家公司作为研究样本。数据来源于国泰安CSMAR数据库，数据处理采用EVIEWS3．1。
(三)变量定义因变量：现金股利分派率(PAY)。自变量：本文采用六个自变量，分别是资产负债率、股东权益对数、每股收益、第一大股东持股比例、每股经营现金流量、营业收入增长率。具体的变量说明见(表1)。
(四)模型建立根据假设，本文构造的多元线性回归模型是：PAY=+DR+SIZE+EPS+LARGE+CPS+zz+，其中，为待估参数，为随机变量。
三、实证分析
(一)描述性统计在深沪2005年所有制造业上市公司中，发放现金股利公司有354家，占比38．7％，派现公司的比率不高。从(表2)
可以看出，样本公司股利支付率的平均值0．154，股利支付率较低；资产负债率平均值为0．449，最大值为0．856，最小值仅为0．047，说明样本公司资本结构较为合理，不存在很大的偿债风险；每股收益均值相对比较低，说明样本公司的盈利能力有待提高；第一大股东持股比例仍然占很高的比重，接近全部股份的半数，法人治理结构不完善，这是造成大股东利用权利来实现自己利益最大化，进而损害小股东利益的前提。完善治理结构，这样才能使得上市公司在机制上保证投资者尤其是流通股股东的利益，体现普通投资者的意愿；每股现金流最大值和最小值有很大差别，这与制造业的行业性质有关，不同规模企业的现金流差别很大，这也造成公司的各项投融资与股利政策的差别；营业收入增长率均值为0．230，在传统行业中此指标值偏高，最大和最小值差异很大。样本公司中每股收益为负数的有3家，每股现金流量为负数的公司有32家，分别占样本公司的0.85%和9.1%。这说明上市公司还是根据盈利能力来制定股利政策，基本上不会采取不理性行为，说明上市公司没有存在大股东恶意的现象存在。
(二)相关性分析(表3)
反映自变量之间pearson相关系数相关系数最大为0．515，均小于0．8(共线性中相关系数的经验值为0．8)，初步判断，各自变量不存在多重共线性关系。 (三)回归分析用EVIEWS3．1软件进行回归，计算出各个变量的.回归系数和显著程度，具体见(表4)。
通过多元回归，可以得出如下结论：(1)从模型整体回归效果看，模型的可决系数为0．325，模型的回归效果较好，DW值接近2，反映自变量并没有自相关现象，F值为27．680，说明整体解释能力比较强。
(2)从资本结构来看，资产负债率与现金股利分派率呈显著负相关关系。负债率高的公司不易筹集资金，尤其是制造业，资产的规模与质量对公司的偿债能力有很大影响，所以公司倾向于内部融资，从而造成股利发放率低。这也证实了唐国琼与邹虹(2oo5)、孙亚云(2oo6)研究结论在我国制造业的适用性，假设1成立。(3)从筹资能力来看，股东权益的对数和现金股利分派率呈正相关关系，但显著性不大。这与我国国情基本符合。我国上市公司筹资有一定的条件限制，规模大的公司易于筹集资金，所以可以有较高的股利发放率。我国上市公司大部分由国有企业改制而成，壳资源稀缺现象表明上市公司本身即是一个很大的融资工具，公司的筹资门槛和筹资成本都较发达国家低，所以在考虑现金股利分配时并未考虑公司规模即筹资能力对其的影响。所以假设2不成立。(4)从盈利能力来看，每股收益与现金股利分配率呈显著正相关，即企业具有较高盈利能力时，倾向于高股利政策。优秀的业绩意味着有更多的利润可供分配，因此会相应提高公司现金股利的可能胜。本文关注的制造业，风险相对其他高新技术产业较小，盈利能力稳定但利润增长率相对较小，从描述性统计结果来看，我国制造业司的盈利能力普遍低下，很小的盈利波动即会引起公司现金股利的变动，这也证实了朱云等(2004)提出的仅仅政策引导对于构建健康的股利政策还不够，还需要盈利能力支撑，当前的关键是如何提高上市公司的盈利能力，假设3成立。(5)从股权结构来看，第一大股东持股比例与现金股利分派率呈负相关，与预期相反，且不显著。说明我国上市公司高管通过现金股利转移上市公司资金的动机不明显，从描述性统计可以看出，2005年不存在高管恶意现象。相反，由于近年证券市场法制的不断完善，包括盈利能力、现金流量要求等各种配股条件都相应提高，所以各公司必须提高企业的经营业绩，才能达到各种配股条件，大股东的掏空动机被遏制，现金股利分派率降低。这与唐国正等(2005)提出的股权二元结构下大股东的掠夺行为理论相违背，假设4不成立。(6)从变现能力来看，每股经营现金流量与现金股利分配率呈正相关，但不显著。从描述性统计可以看出，部分公司在负现金流的情况下还分配现金股利。公司的现金股利通常是以现金形式支付，但大量留存利润并不意味着拥有支付股利的现金，因为公司资产的变现能力与其留存利润是相互独立的。如果企业资产变现能力较强，其现金来源充裕，则其股利支付能力也会较强。也有企业虽然盈利能力很强，却因再投资或偿付到期债务而缺少可发放股利的现金，这就限制了企业现金股利的支付能力。我国制造业的具体情况是，现金股利分配率低下，且分配公司少，现金流均值不大，从历史数据来看，现金流波动不明显，这些都是我国的特殊情况，与市场风险是不符的。所以企业管理者在制定殷利政策时并未考虑企业的现金流。姜秀珍(2004)的理论在这里并不适用。假设5不成立。(7)从投资需求来看，营业收入增长率与现金股利分配率呈正相关但不显著。原因可能有两方面：一是指标本身，营业收入包括主营业务和其他业务，其他业务收入具有很大不确定性和可操控性，所以指标值是否能正确反映企业的成长能力有待考察；二是我国证券市场的投机气氛很浓，大部分流通股股东只想赚取买卖差价，获取资本利得，并不现金股利的发放，所以企业制定现金股利政策时并未考虑外部投资者是否会看好企业的成长潜力。假设6不成立。
四、结论与建议
本文通过分析2005年我国制造业现金股利政策的影响因素，发现资本结构与股利分派率呈负相关，而盈利能力与现金股利分配率呈著正相关。股本结构、成长性、企业规模、现金流等对制造业现金股利政策的影响不显著。建议一是增强盈利能力。高派现、高回报的基础是上市公司的良好业绩，上市公司整体盈利能力不高制约了派现水平。为了提高现金股利分配能力，必须增强上市公司的盈利能力。二是引导投资者树立正确的投资观念。投资者树立正确的投资理念是股利分配行为理性回归的重要条件。由于我国证券市场设立时间不长，与国外相比，我国投资者特别是中小股东的投资理念不成熟，看重股票资本利得收入，期望从股票价格的大幅上涨中获取收益，发放股票股利、配股在我国都曾一度被认为是利好消息，忽视现金股利。投资者这种不注重现金回报、不注重上市公司投资价值的投机性参与理念，助长了上市公司不合理的现金股利分配行为。为此，需要提高投资者素质，树立正确的投资理念，让真正具有投资价值的股票得到市场的认可。三是进一步完善有关股利分配的法规和政策。参照发达国家证券市场的股利分配政策，结合我国实际，有关部门应当明确规定上市公司股利分配原则，由上市公司制定具体的分配方案，在年度报告中进行披露，减少股利分配的随意性。只有这样才能从法律角度约束上市公司的股利分配政策，切实维护广大投资者的合法利益。
本文研究的不足之处在于：我国上市公司每年的股利政策均有显著不同，影响因素并不具有连贯性。随着环境和制度的变化，各种因素对股利政策的制约和影响将如何变换，还需进一步观察；本文是以制造业分配资料为研究基础，但不少上市公司进行了中期分配，中期分配是否和年度分配具有相同的含义和影响因素，还有待进一步的深入研究。
篇4：上市公司现金股利信号假设实证检验论文
上市公司现金股利信号假设实证检验论文
论文关键词：事件研究法现金股利收益超常
论文摘要：本文采用事件分析法分析了我国上市公司A股现金股利的市场反应，样本分成股利增加、股利减少、股利不变和首次发放股利四组。研究发现，相对于股利不变样本组，股利增加样本公司可以获得显著为正的平均累计超常收益率，而股利减小样本公司获得了显著为负的平均累计超常收益率。同时还发现，首次发放股利公司实现了最大的超常收益。研究结论支持了现金股利信号传递假设。
上市公司的股利政策是财务金融学中的重要研究论题，在股利分配对公司价值的影响这一问题上存在不同观点。传统理论认为公司价值等于公司未来净现金流入现值之和，公司支付的红利(包括现金股利和其他股利)越多，公司的价值越大而Miller&Modiglia(1961)(以下简称MM)在其经典文献中率先将经济学研究方法引入股利政策研究，在一系列严格的假设下得出，公司股利政策与其市场价值无关。我国股市作为特征鲜明的新兴资本市场，股市的股利政策是否向投资者传递了某种信息，股利公告是否具有信息含量目前的研究集中在20以前的资本市场，且实证研究大多集中于研究股票股利与现金股利市场反应的差异，研究普遍认为股票股利能增加公司价值，而现金股利则不能增加公司价值。那么，现金股利的市场反应如何，本文就此进行了探讨。
一、文献回顾及分析
对于股利是否具有信息含量，国外学者进行了广泛研究。Bhattacharya(1979)率先在股利研究中建立了股利显示信号模型，此后各种竞争性信号传递模型纷纷涌现。Miller&Rock(1985)以及John&Williams(1985)等，分别提出了研究公司红利分配政策的基础模型。这些模型都假定管理者拥有外部投资者更多的有关企业价值的私有信息，股利政策有助于降低这种信息不对称程度，但在股利政策的信息内涵、信号传递方式及其成本上还有不同定义。这些模型成为以后红利实证研究的基础。Asquith&Mullins(1983)在控制了其他同时公告的信息下，检验了美国市场首次发放股利的市场反应，发现首次发放股利产生了正的超常回报。Benartzi，Michaely&Thal()验证了美国市场上红利增加和减少事件，发现股票价格的超常收益率介于-2．53％和+0．81％之间，再次验证了红利公告效应。我国学者对股利政策市场反应进行了大量研究大多数学者认为，现金股利没有信号效应。回顾我国股利政策研究文献可以发现，以往研究文献大多采用事件研究法。正如何涛等()所认为的，在这类研究中非常重要的工作就是保证事件的“清洁性”。对于事件日的选取，大多学者都选择了股利分配预案公告日作为事件日。何涛(2002)在控制了盈余信息等其他因素的情况下，选择了股利预案公告日作为事件日，并得到了“纯”现金股利信息不能显著提高企业市场价值的结论。为避开事件日的同时公告，乔俞等(2001)选择了股利分配决案公告日作为事件日，研究认为，由于我国上市公司在股利分配预案公告日，公司的股利分配政策还是未知的，市场对股价的反应包含了公司盈余信息和其他同时公告的信息，而不纯粹是对股利政策的反应。本文拟采用股利分配决案公告日作为事件日，来考察公司现金股利的市场反应。
二、研究设计
(一)研究方法本文采用事件研究法(Event―studyMethodology)作为研究方法，采用累计超常收益法(CAR)来计算市场对现金股利事件的反应程度。由于难以在事前确认市场对现金股利真正有反应的期间，本文将股利决案公告日前后各10天(-10，+10)作为市场有可能发生超常收益的窗口期间。对于正常收益率的估算，本文用事件日前40天到前11天的股票价格数据，分别采用均值调整模型和市场调整模型来估算。最后用个股日收益率减去个股日正常收益率计算出可能发生超常收益期间内的个股日超常收益率。本文采用以上t检验进行假设检验，采用SPSS11．5对个股正常收益率的估计、假设的t检验进行计算，采用EXCEL计算个股日超常收益率。
(二)样本选择本文选择2002-20期问深圳市场和上海市场所有上市公司(不包括B股市场)，发放“纯”现金股利的事件为研究样本。选择股利分配决案公告日作为事件日，采用以下标准筛选现金股利数据：选取CSMAR数据库中股利决案公告日介于201月1日到2004年12月31日期间所有现金股利(不含配股、送股和混合股利)个股，排除股利分配预案公告日与股利分配决案公告日之间不少于50个交易日(目的是尽可能排除上次公告对股价波动的影响)，且分配决案公告日与除息日相隔至少7天(令交易日)的个股；在CSMAR数据库中与事件日相隔(一40，+10)期间有连续交易数据(法定节假日放假除外)；股利决案公告日的当天同一公司不能有其他事件公告；为考察股利决案公告当天的股价波动，要求股利决案公告日当天有交易数据。为了验证公司股利是否向市场传递某种信息以及市场对此做出了怎样的反应，本文将所有样本分为四个子样本，再对每个子样本中数据采取±3叮界限限制，以剔除个别极端数据，一共得到696个有效样本。本文以股利不变样本公司为参照组，考察其余三组的平均累计超常收益率，以检验现金股利是否具有信号传递效应。
(三)研究假设如果假设公司股利确实具有某种信息含量，那么在股利公告日及其以后的一段时间(事件窗口期间)投资者就会对此做出反应，并体现在股价的波动上。由于我国资本市场还缺乏分析师对预期股利的预测数据，加上资本市场发展时间比较短，上市公司缺乏稳定的股利政策，难以利用时间序列来预测预期股利，因此本文假设股利的支付符合随机游走模型(即naive模型)，即假定上年支付的现金股利就是本年的期望值(如果上年未发放现金股利且该公司并非首次发放现金股利，则本年的期望值为0)。
(四)研究模型考察基于均值调整模型和市场调整模型，计算得到的公告日当天个股日超常收益率(AR0)和(-1，0)，(一1，+1)，(一2，+2)，(一5，+5)和(-10，+10)五个事件窗口的累积超常收益率(CAR‘)的总体分布状况，非参数单样本K-S检验结果如(表所示。从(表1)中看到，市场模型计算得到的股利公告日异常收益率和五个事件窗口的累计超常收益率(CAR‘)都符合正态分布；
而由均值调整模型计算得到的日异常收益率和5个事件窗口的累计异常收益率(CAR‘)大部分偏离正态分布。这在一定程度上与陈汉文等(2002)的'研究结论不一致。这说明在计算个股的正常收益率时选择不同的模型对计算结果有一定的影响，以下的假设检验将采用市场模型。
三、实证结果与分析
(一)股利增加时市场反应对股利增加子样本进行分析发现，在254支股利增加股票公告日的当天，公司股票价格平均超常收益率最高的达到4．25％，出现正超常收益率的公司数量最多，占全部子样本的59．4％。本文进一步以股利不变子样本为参照组，将股利增加组和参照组进行两独立样本T检验，检验结果如(表2)所示。从(表2)中可知，在股利增加公告日的当天，与股利保持不变的参照组相比，股利增加样本公司的股东平均可以实现1．12％的超常收益，且在1％水平统计上显著，同时在事件窗口(-1，0)、(一1，+1)、(一2，+2)和(一5，+5)期间，有1．098％，1．19％，0．86％和0．88％的累计超常收益率，且在统计上都显著，这就表明股利公告确实向市场传递了某种信息，股利增加公告受到了市场关注。同时从(表2)中还可以看出，这种市场反应还持续了一段时间。这与(1997)研究的结论相似，即股利的增加引起股价上涨。
(二)股利减少时市场反应由于公司本年发放的股利在上一年股利的基础上有所减少，如果股利具有信息含量，股利减少公告应该是“坏”消息，市场将对此做出负面反应。笔者对股利减少子样本进行分析发现，在194支股利减少股票公告日的当天，公司股票价格平均超常收益率最高的为1．24％，最低的为-3，375％，出现负超常收益率的公司数量占全部子样本的58．2．％。进一步非参数检验发现，股利公告日超常收益率以及五个事件窗口的累计超常收益率同样符合正态分布，以股利不变子样本为参照组，将股利增加组和参照组进行两独立样本1’检验，检验结果如(表3)所示。从(表3)中可以发现，股利公告当日，股利减少公司股东获得的平均超常收益率少于股利不变公司的平均超常收益率，两者之差为1．21％，且统计上显著。同时，在事件窗口(-1，0)、(-1，+1)、(-2，+2)和(-5，+5)期间，分别有-1．26％，-1．16％，一0．92％和-0．79％的平均累计超常收益率，且在统计上都显著。这一研究发现进一步支持了股利信号传递假设，即市场将公司缩减股利视为“坏”消息，相对于股利不变公司而言，减小股利将摧毁股东价值。
(三)首次发放股利时市场反应分析首次发放股利的子样本，发现公告日最高超常收益率高达5,07％，在四组样本中最高，出现正超常收益的公司数占子样本的62．5％，也是四组样本中最高的。进一步分析发现，与参照组相比，首次发放股利公司在公告日超常收益率均值达到3．13％，窗口(-1，0)、(一1，1)和(-2，+2)期间的平均累计超常收益分别达到3．1％、2．85％和1．59％，且统计上都显著，检验结果如(表4)所示。分析以上结果笔者认为，这主要是因为首次发放股利由于缺乏预期股利的比较，市场对于该类公司的未预期股
利难以评估，再加上这类样本公司大多是新上市的公司，市场对其发展前景看好，因此，市场愿意为此付出更多的溢价。为检验实证结果，笔者们同时对个股正常收益率采用均值调整模型计算，并对均值调整模型得到的平均异常收益率和累计超常收益率按照以上方法进行检验，结果与上述采用市场模型时的基本一致。
四、研究结论
本文研究了我国上市公司A股2002~2004年期间的现金股利公告效应，通过将所有样本按股利变动分为股利增加组、股利不变组、股利减少组和首次发放股利组，发现公司的股利公告确实向市场传递了某种信息。研究表明，与股利不变的公司相比，股利增加的样本公司平均获得了显著为正的累计超常收益率，而减小股利的公司的平均累计超常收益率却显著为负，进一步的研究表明，首次发放股利的样本公司可以实现最高的超常收益率。遗憾的是本文得到的超常收益率普遍较低，但这并不影响研究结论，分析其主要原因有：一是由于本文为了追求样本的“清洁性”选择了股利公告决案日作为事件公告日；二是为了避免上一次公告(会计年度报告)对本次公告的影响而排除了两次公告相距少于50个交易日的个股；三是由于市场股利公告决案以前，上市公司对本年的利润分配方案已在年报中进行了预告，现金股利公告的红利效应在预案公告日已经有了部分反应，即未预期信息已经打了“折扣”，表现即为超常收益率相对较低。
篇5：浅谈定向增发现金认购与公司业绩的效果分析论文
浅谈定向增发现金认购与公司业绩的效果分析论文
自 年中国证监会发布《上市公司证券发行管理办法》，正式实施定向增发制度后，定向增发融资已成为我国资本市场权益再融资的主流方式。定向增发一方面因其具有可以筹集充足的资金、减弱控股股东和上市公司的关联交易，进而改善公司经营业绩等优点而备受利益相关者的青睐(王莉婕和马妍妍，);另一方面，也因不少大股东利用注入不良资产、虚增资产增值率等方式损害公司价值而饱受诟病(章卫东和李海川，)。
国内学者研究定向增发与公司业绩的关系多集中于资产认购方式或不区分两种认购方式的区别，较少学者从现金认购角度考察定向增发对公司业绩的影响。现金认购不存在虚增资产的情况，能够缓解公司的融资约束，控股股东拿出“真金白银”认购定向增发股票往往彰显控股股东对公司发展前景的信心。那么，现金认购定向增发股票真的能改善公司业绩?
正是基于该考虑，笔者以天津国恒铁路控股股份有限公司(以下简称国恒铁路)为案例研究对象，分析现金认购定向增发股票对公司业绩的影响，并进一步从公司内部治理角度探究具体的影响机制。
一、案例介绍与案例问题
(一)国恒铁路简介
国恒铁路于 年3 月20 日公开发行人民币普通股5 248 万股，并在深圳证券交易所挂牌交易，股票代码为000594，其后经历资本公积转增股本、送股、定向增发，公司股本增至124 480.9910 万股。公司所属行业为交通运输辅助业，企业性质为民营企业，主要业务为：铁路建设、营运;房屋开发及租赁;国内贸易。 年因连续两年亏损，国恒铁路被实施退市风险警示，股票简称成为*ST 国恒。
(二)定向增发回顾
年10 月16 日，国恒铁路发布《非公开发行股票预案》(以下简称预案)，指出公司拟向控股股东深圳国恒在内的不超过十名投资者非公开发行不低于47 000 万但不高于81 000 万股股票，发行价不低于2.61 元/ 股，所有投资者均以现金认购。国恒铁路在《预案》中指出，本次非公开发行的目的主要为收购中铁(罗定岑溪)、中铁(罗定)、中技酒航部分或全部股权，投资罗岑铁路、春罗铁路以及酒航铁路的建设、运营。
国恒铁路在《预案》中还进一步指出，本次定向增发后，公司将引入新的机构投资者，公司治理结构进一步完善，有利于保护中小股东利益，促进公司规范运作，同时募集资金将用于收购铁路资产及新建铁路项目，解决公司主营业务不突出的问题，预计每年新增销售收入约61.9 亿元，税后利润增加约5.87 亿元，财务状况也会得到很大改善，并详细列举出公司预测的依据。 年10 月募集资金总额218 782 万元到位，同年12 月14 日，定向增发股票开始上市，至此国恒铁路定向增发告一段落。
(三)定向增发的市场反应
国恒铁路在《预案》中向投资者描述定向增发后公司良好的发展前景，那么投资者对此持什么态度呢?首先机构投资者对此积极响应，8 家机构投资者共拿出178 740 万元现金认购定向增发股票的85.13%，认购价格为基准价格的122.61%，从中可以看出机构投资者对国恒铁路此次定向增发行为的高度认可。
与此同时中小股东对国恒铁路定向增发行为也反应强烈。本文利用事件研究法来检验市场对国恒铁路定向增发的反应。笔者选取的窗口期为[0，9]，共10 个交易日，估计期为[-126，-1]，共126 个交易日，事件研究法模型如下：
Rt=α+β·Rm，t (1)
ARt=R't-Rt=R't-(α+β·Rm，t ) (2)
CARt=tj=-tARt (t=0，1，2，3，5) (3)
其中，Rt 是国恒铁路在第t 日的日收益率，Rm，t 是根据深圳A 股指数计算而得的第t 日市场日收益率，ARt 表示国恒铁路在第t 日的超额收益率，R't 表示国恒铁路实际日收益率，CARt 表示国恒铁路在窗口期的累计超额收益率。经计算。
中小投资者对大股东及机构投资者以现金方式认购增发股份积极认可，定向增发后的10个交易日中，有9 个交易日超额收益率为正，尤其是在定向增发后的第7、8 个交易日，超额收益率远大于10%。
二、案例分析
(一)募集资金违规使用
国恒铁路募集资金用途主要分为三部分：投资144 590万元用于罗岑铁路，投资16 373 万元用于春罗铁路，投资50 319 万元用于酒航铁路，然而这三个项目却进展缓慢，迟迟未能完工。与此同时，国恒铁路及其子公司多次违反募集资金使用规定，被监管部门查出近9 亿元资金违规转入非募集资金监管专户，甚至出现所谓的国恒铁路对子公司失去控制，独立董事自掏腰包合法调查子公司资金使用情况时被当地银行报警送入派出所的奇闻异事，据笔者初步统计，2010—2013 年国恒铁路因募集资金使用违反规定共收到中国证监会2 次出具《调查通知书》，深证交易所3 次出具《监管关注函》，天津证监局2 次出具《警示函》及1 次《行政监管措施决定书》。
(二)公司盈利能力、财务状况恶化
在国恒铁路计划的三个项目未能完工、募集资金被违规使用时，公司的盈利能力、财务状况随之恶化，国恒铁路定向增发时预测的销售收入每年增加61.9 亿元，税后利润每年增加5.87 亿元的目标远远没有实现，相反，公司的盈利能力却逐年恶化，财务费用率出现短暂的降低后又逐渐上升，资金流情况也不容乐观。
综上分析，国恒铁路在定向增发后并没有实现预期的改善公司业绩的目标，反而造成募集资金违规使用、公司盈利能力和财务状况恶化。那么，是什么原因导致被投资者高度认可的定向增发行为走向失败呢?下文将进行详细分析。
三、深层次原因分析
(一)实际控制人不作为，代理问题突出
根据深圳证券交易所约见国恒铁路实际控制人彭章才、董事长刘正浩、深圳国恒股东向兴等人的结果，可以得知国恒铁路主要股东彭章才、向兴因对资本市场知识不了解，不担任深圳国恒的董事，不参与公司的日常经营和对外投资，甚至对于深圳国恒如何控制国恒铁路都不甚了解，而是委托李晓明、蔡文杰和刘正浩组成董事会全权经营公司，定期听取他们的汇报。在这种情况下国恒铁路公司内部治理结构类似于国有企业，当所有者不作为时，容易造成内部人控制，第一类代理问题突出，即管理层出于其自利动机考虑，随意提高自己的报酬。
笔者根据国恒铁路2009—2013 年年报整理得知，虽然国恒铁路在年报中声明高管人员的薪酬与公司经营效益、高级管理人员的工作业绩紧密挂钩，但是国恒铁路2009—2013 年公司的净利润迅速下滑，总资产、净资产也均未得到很好的`改善，执行董事的薪酬却逐年上涨，与公司的业绩、资产规模背道而驰。这种业绩考核体系其实与实际控制人不参与公司的日常经营，不履行实际控制人责任，造成执行董事自定薪酬有关。
(二)董事会运行效率低
2009—2013 年国恒铁路董事会会议次数分别为11次、13 次、12 次、22 次、15 次，对应的行业平均值分别为9次、10 次、7 次、7 次、8 次，按理说国恒铁路每年董事会会议次数均高于行业平均值，这对于提高改善公司决策效率、加强对子公司监管、提高公司财务报告质量等有一定的正向作用(何志宏等，)，但是国恒铁路高频率的会议背后却是项目进展缓慢、母公司对子公司失去控制导致子公司滥用募集资金、财务重述的发生、信息披露违规等，这与国恒铁路董事会运行效率低密不可分。与此同时，虽然独立董事尽职尽责，自掏腰包调查公司募集资金使用情况、向天津证监局反映公司治理情况、呼吁控股股东履行控制人责任，但是毕竟独立董事对公司的生产经营状况不够了解、其权力有限，难以对提高董事会的运行效率起到实质性的作用。
(三)机构投资者“用脚投票”
学者认为机构投资者参与公司治理，能够降低代理成本，改善公司的业绩(李维安和李滨，2008)，但是对内部治理机制差的公司而言，机构投资者更多时候仍然采用“用脚投票”方式(伊志宏和李艳丽，2013;刘嫦等，)。
定向增发后机构投资者共持有国恒铁路48.84%股份，而第一大股东深圳国恒仅持有13.81%股份，足以对第一大股东形成强有力的监督，按理说，当深圳国恒违规使用募集资金时，只要机构投资者及时制止，完全可以保障募集资金的恰当使用，但是机构投资者介入公司后已经意识到国恒铁路的内部治理机制不健全，便纷纷进行减持。在定向增发股票解禁后短短的一年之内，机构投资者的持股比率由48.84%变为2.01%，几乎是全盘退出上市公司。
四、结论与建议
本文以国恒铁路为案例研究对象，研究现金认购定向增发股票对公司业绩的影响，研究发现：股东现金认购定向增发股票后并没有提高公司的业绩，反而造成募集资金被滥用，公司业绩急剧下滑，进一步分析发现实际控制人不作为、董事会运行效率低及机构投资者用脚投票是公司业绩下滑的根源。为此，笔者提出强化实际控制人所有权主体责任意识、健全董事会运行、鼓励机构投资者参与公司治理等建议。
篇6：我国人口素质与经济发展关系的实证分析论文
我国人口素质与经济发展关系的实证分析论文
一、引言
改革开放至今，中国就业人口素质发生了极论文联盟大的变化，并深深地影响着中国经济的发展。本文立足于对就业人口素质和经济增长关系的研究得出其间有较强的正相关性。因此，政府在加快经济建设过程的同时要加大对教育的投入，使社会进入人口素质促进经济发展，经济发展提升人口素质的良性循环中。
二、研究现状
国内外对人口素质与经济增长关系的研究主要有两大方向。
第一，对人口素质定量分析的研究。屈云龙和许燕(2010)在借鉴“人口素质指数”（pqli）三大指标的基础上，将人口素质划分为身体素质、文化素质和劳动技能素质三大方面，并在每个方面中给出了具体的统计指标。然后用主成因分析法计算和分析了江苏省的人口素质，结果发现各省辖市人口素质发展状况存在明显差异。肖周燕将人口素质分为身体素质水平、文化素质水平、劳动技能素质水平和道德素质水平四个方面，并确定了各个方面的具体指标。在此基础上，用ahp（层次分析法）评价人口素质水平。张强和钱建明(1993)选用标准化总死亡率、婴儿死亡率、12岁以上人口的识字率及人均工农业总产值四个指标，用多维标度法评价了我国10个少数民族的人口素质。钱金平()选取了平均寿命、维尔威克指数、智商、非残疾比重，6岁及以上人员大学、中学、非文盲比重等7个指标及其权值分配方案，运用灰色系统理论方法，综合定量评价了人口素质。张强，张霜红，钱建明和张菊英()选取了出生时预期寿命、人均工农业产值、婴儿死亡率、生育率、15岁以上人口识字率等5个指标，利用灰关联聚类法对我国14个主要少数民族的人口素质进行了聚类分析和评价，并探讨了此方法的特点和效果。
第二，对人口素质与经济增长关系的研究。沈百福和杜晓利从人均受教育年限与经济发展的关系、各级教育的人口比例与经济发展水平两个角度考查了人口素质与经济发展的关系。张邦辉,谭伟和邓淼从人力资本角度，运用人均受教育年限法度量了中国各地区不同年份的劳动力受教育状况，并用聚类和线性回归法分析了近20多年来中国各地区人均受教育年限与经济增长的关系。宋光辉[通过关注研究教育与经济增长作用的重要文献,发现对教育与经济增长关系的认识经历了四个阶段，20世纪60年代的重视阶段，70年代的争论和置疑阶段，80年代的理性回归阶段和90年代以来的重拾信心阶段。程前昌依据1994年~经济发展水平与人口文化素质的统计资料，选取人均gdp和接受过不同教育程度的人口比重作为经济发展水平和人口文化素质的衡量指标，对经济发展水平与人口文化素质进行相关分析。黄春燕运用spss软件对人口素质指数edi和gdp进行相关分析和回归分析，求得gdp增长的预测模型。
三、我国人口素质的实证分析
1.人口素质评价指标体系的构建。在本文中，笔者把人口素质划分为身体素质、文化素质与劳动技能素质三个方面，在每个方面中，选取了具体的统计指标，最终构建了我国人口素质的综合评价体系，如图1所示。
(1)身体素质评价指标体系。身体素质是人口素质的最基本方面，它严重影响着其他各方面素质的提高。在对人口身体素质的衡量中，笔者选取了婴儿死亡率（‰）（x1）、5岁以下儿童死亡率（‰）（x2）、劳动年龄人口比例（%）（x3）、传染病发病率（甲乙类法定报告传染病发病率）（1/10万）（x4）、患病死亡率（甲乙类法定报告传染病病死率）（%）（x5）这五个指标构建了身体素质评价指标体系。这5个指标的数据都来自于《中国卫生统计年鉴》。
(2)文化素质评价指标体系。笔者选取了大学毛入学率（%）（x6）、未上过小学的人数占总人口的百分比（%）（x7）、每十万人在校大学生人数（x8）和人均受教育年限（x9）这四个具体指标来综合评价人口文化素质。其中，x6的数据来自于《中国教育统计年鉴》，x7和x8的具体数据来自于《中国统计年鉴》，x9的数据由《中国统计年鉴》和《中国人口统计年鉴》的数据计算而得。
(3)劳动技能素质评价指标体系。劳动技能素质的高低决定了一个国家生产效率的高低，严重影响着这个国家的技术水平和综合竞争力。本文选取了每千人从事研究与发展的科学家和工程师数（单位：万人年）（x10）、每万人专利批准申请量（国内专利申请授权数）（x11）和从业中大中专及以上人口比例（%）（x12）来综合评价我国的劳动技能素质水平。其中，x10和x11的数据来源于《中国科技统计年鉴》，x12的数据来源于《中国人口统计年鉴》。
2.我国人口素质水平的主成分分析。本文选取的一些数据不是比率数据，首先利用spss17.0对数据进行标准化处理。接着对标准化的数据进行主成分分析，经过kmo与巴特利特球形检验得到，kmo为0.629，bartlett球形检验统计值为386.465，自由度为66，p值为0.000，这说明数据适合做因子分析。
运用spss17.0进行主成分分析，得到各主成分的方差贡献率和累计贡献率如表1所示。在此，根据以下两个标准提取公共因子：
第一，特征值大于1；
第二，累计方差贡献率大于80%。由表1可以看出，第一个公共因子的特征值为10.705，远大于1，且它的累计方差贡献率为89.212%，大于80%的标准。据此，可以认为第一个公共因子基本描述了所有变量的变化，因此提取的公共因子为1个。
表2为因子载荷矩阵，它能够说明提取的公共因子在各变量上的载荷。从表中可以看出，提取的`公共因子对所有变量都有载荷，且载荷绝对值大多数都大于0.9，这说明提取的主成分从各个方面综合衡量了我国的人口素质，代表了我国的人口素质状况，因此将提取的主成分命名为“人口素质综合因子”。
因为提取的主成分只有一个，所以这个主成分的因子得分就是综合得分，综合得分如表3所示。
四、我国经济发展水平的实证分析
1.经济发展水平评价指标体系的构建
在本文中，选取人均gdp（y1）、货币供给量（y2）、中国历年人均收入水平（美元）（y3）、财政收入（万元）（y4）、进出口差额（亿美元）（y5）和全社会固定资产投资（亿元）（y6）来综合衡量我国的经济发展水平。其中，y1、y2、y4、y5和y6的数据来源于《中国统计年鉴》，y3的数据来源于《世界银行统计年鉴》。
2.我国经济发展水平的主成分分析
首先用spss17.0对原始数据进行标准化处理。接着对标准化后的数据进行主成分分析，经过kmo与巴特利特球形检验得到，kmo为0.659，bartlett球形检验统计值为260.088，自由度为15，p值为0.000，这说明数据适合做因子分析。
运用spss17.0进行主成分分析，以特征值大于1和累计方差贡献率大于80%为标准提取公共因子。得到各主成分的方差贡献率和累计贡献率如表4所示。从表中可以看出，第一个公共因子的特征值为5.784，远大于1，且它的累计方差贡献率为96.407%。据此，可以认为第一个公共因子基本描述了所有变量的变化，因此提取的公共因子为1个。
从表5的因子载荷矩阵中可以看出，提取的公共因子对所有变量都有载荷，且在六个变量上的载荷值都大于0.9，这说明提取的主成分综合反映了我论文联盟国的经济发展水平，因此将提取的主成分命名为“经济发展水平综合因子”。
注：zscore(人均gdp)表示人均gdp的标准化值，其余类似。
同样，因为提取的主成分只有一个，所以这个主成分的因子得分就是综合得分，综合得分如表3所示。
五、我国人口素质水平与经济发展水平关系的实证分析
现在分析我国人口素质水平与经济发展水平的关系。从上面的分析可知，在对人口素质和经济发展水平的主成分分析中，我们都分别提取了一个主成分，且这个主成分综合评价了我国的人口素质水平和经济发展水平，因此在这里用“人口素质综合因子”和“经济发展水平综合因子”来代表我国的人口素质水平和经济发展水平。作出人口素质水平综合因子得分与经济发展水平综合因子得分的走势图，发现二者都具有明显的上升趋势。
运用spss17.0对人口素质综合因子和经济发展水平综合因子进行相关性分析，得出两者的pearson系数为0.956，双侧显著性水平为0.000，在时通过检验，具有统计学意义。因此可知，二者具有高度相关性，可以进行回归分析。
做出人口素质综合因子和经济发展水平综合因子的散点图，如图3所示。从图上可以看出，二者具有明显的线性关系，因此要对它们作线性回归分析。为了简便起见，用ecod表示经济发展水平综合因子，用pql表示人口素质综合因子。设二者的回归方程为
用eviews6.0进行回归分析，得出二者的回归方程式为
std. （0.0888） （0.0853）
在此回归方程中，， ，这说明回归方程的拟合程度较好，此回归模型是可信的。
通过分析以上回归模型可以得知，我国人口素质水平对国家经济发展水平起着非常重要的作用。其中，人口素质综合因子每增加一个单位，国家经济发展水平综合因子增加0.9557个单位。因此，我国应该大力提高人口素质，以促进国民经济又好又快发展。
六、政策建议
根据以上分析，我们可以得出人口素质的提高对经济增长有很大的促进作用。而人口素质又由身体素质、文化素质以及劳动技能素质构成，因此，我们可以从这三个方面为中国经济更好的发展提供以下几条政策建议。
1.身体素质方面。身体素质的提高依赖于两个方面，
一是提高国家医疗水平，
二是加强国民体育锻炼。因此政府应该从这两个方面着手，在医疗方面积极鼓励新药研发，改革医院现存的各种弊制，让人民群众都能“看得上病、看得起病、看得好病”；在国民体育锻炼方面，政府应该加大对居民区体育设施的投资建设，深入促进国家体育事业的发展，并以提升国民整体身体素质为最终目的。
2.文化素质方面。文化素质的提高依赖于教育的继续深入扩展，因此，政府应该继续坚持中国教育的扩展政策，促进教育事业的进一步发展。同时重视教育分配问题，
一是合理调整三级教育投入比，
二是缩小城乡、地区、群体之间的受教育程度差距，重点在于调整城乡二元结构背景下教育政策的偏向。
3.劳动技能素质方面。劳动技能素质的提高依赖于受高程度教育者的产出提高。因此，政府应该用政策鼓励科研活动，在科研环境方面，支持学者潜心钻研学术，调整科研经费分配体制，着重培养思想活跃的年轻人；在科研体制方面，引入以支持人为主的科研支持方式，为科研者特别是青年科研者提供良好的科研条件，同时逐步完善《专利法》、《知识产权法》等法律。
篇7：伊利股份股利分配政策的综合分析论文
一、伊利股份于~的股利分配概述
内蒙古伊利实业集团股份有限公司 (即伊利股份) 首次向社会公开发行人民币普通股的时间为1月, 该1715万股的股票在193月于上海证券交易所挂牌交易, “600887”为其股票代码。伊利股份是中国乳制品行业中的一家龙头企业, 也获选为国家520家重点企业和国家八部委首批确定的全国151家农业产业化龙头企业之一。
1. 股利分配形式较单一, 主要分配现金股利, 派现政策连续性高。
伊利股份的股利分配形式主要有两种:现金股利和混和股利, 其中混和股利采用了“派现+转增股本”这种方式。从2012~20年报披露, 伊利股份股利分配情况如下:每10股派现2.8元 (含税) ;每10股转增5股并派现8元 (含税) ;每10股转增10股并派现8元 (含税) ;每10股派现4.5元 (含税) ;年每10股派现6元 (含税) 。从中可以看出, 现金股利是伊利股份股利分配中最主要的方式, 从2012~2016年伊利股份连续5年采用现金分红, 而没有分配股票股利。另外也只在和201 4年实施过转增股的政策。
2. 现金股利支付率呈增长趋势,近年来已逐渐到达高现金股利支付水平。
盈利能力是股利分配的前提, 从2012~2016年, 伊利股份一直都在盈利, 而且每股收益相对而言比较高。另外, 在2012~20和~2016年的两个阶段中, 现金股利支付率基本随着公司盈利状况的改善而水涨船高, 二者之间呈现正相关关系。除了20的30.51%外, 伊利股份的现金股利支付率从20起就已超过50% (2013年、年、20和2016年都超过50%, 分别51.28%、59.15%、58.92%和64.42%) 。这与西方国家60%以上的高现金股利支付水平基本持平。
3. 股利收益率稳定性较高。
伊利股份从2012~2016年历年的股利收益率分别为0.98%、3.60%、3.71%、3.00%、3.39%, 除了2012年股价出现下跌外, 股利收益都较稳定, 保持在3%附近上下波动。在2014年, 股利收益率达到近年来最高值3.71%。
二、伊利股份股利分配政策的综合分析―――杜邦分析
上市公司的盈利能力指标、偿债能力指标、营运能力指标、现金创造能力和现金需求水平会反映企业股利分配的能力。股利分配前须有盈利能力作为分配的前提;股利分配的支付率、可能性会受到运营能力的影响;现金股利的发放将会影响企业的现金净流量, 进而可能减弱企业的偿债能力。
1. 初步评价。
伊利股份自2012~2016年的净资产收益率分别为23.41%、19.77%、22.24%、23.18%、24.53%, 从中可以看出伊利股份在2014-2016年的净资产收益率表现良好, 显示出上升趋势, 而2012~2013年的净资产收益率虽略有下降, 但仍保持在19%以上, 由此可判断伊利股份拥有较强的总体盈利能力。而与净资产收益率相关的浅层盈利能力指标销售―――净利率在2012~2016年间持续上升, 分别为4.09%、6.67%、7.61%、7.67%、9.34%, 由此初步判断伊利股份在近5年通过销售获取利润的能力增强, 可对公司的经营业绩进行有效支撑。在总资产周转率方面, 伊利股份在2012~2014年出现较大幅度的变动, 从2.11次降至1.49次, 且从2012年起, 该指标出现负增长, 虽从2015年开始有所回升, 但回升幅度很小, 保持在1.5左右。由此可知伊利股份基本保持稳定的营运能力。伊利股份的权益乘数在2012~2016年呈下降态势, 经历了2.63、2.02、2.10、1.97、1.69的变化, 5年中只在2014年经历少量的回升, 根据此指标可初步判断伊利股份有较轻的债务负担、较小的财务风险, 而其偿债能力也较强。
2. 探究净资产收益率下降的深层方面。
接下来分析导致伊利股份的净资产收益率在2013年下降的两项主要因素―――销售净利率与总资产周转率。从表1可以看出, 在2012~2013年中, 销售净利率的年度变动额为2.58%, 在影响伊利股份销售净利率的因素中, 经营利润率的年度变动额为1.24%、考虑利息负担的年度变动额为3.55%, 表明这三个因素对销售净利率的影响较小;而考虑税负因素的年度变动额为21.41%, 表明这个因素对销售净利率产生了较大影响。
2012~2013年伊利股份的销售费用、研发支出、营业成本分别增加了9.88%、39.44%、15.52%, 而当期的管理费用下降了14.87%。通过对伊利股份2013年年报数据进行分析发现:公司营业成本增加主要是本期原材料价格上涨以及产品结构调整所致;管理费用减少主要是公司持续进行“提高费用使用效率, 提升公司盈利能力”的“双提活动”, 严格控制相对固定性的费用支出所致;销售费用增加主要是本期广告费用增加所致;研发支出增加主要是本期公司进一步完善风险评估、营养研究、工艺开发、产品包装、感官评价等方面的`技术创新使得试验费增加, 同时持续增加创新中心运行投入使得折旧费以及职工薪酬增加所致。由此可见, 伊利股份应将控制液体乳产品的成本构成与研发费用等作为关注的重点。
与此同时, 收入指标和资产指标会影响资产周转率的变动, 其中2013年伊利股份的2042829.82万元资产增量是造成其平均总资产出现较大变动的主要原因, 而该公司没有相应的提高其资产管理能力, 2013年的资产项目中增加较多的是货币资金、应收票据、其他流动资产、可供出售金融资产、长期待摊费用等。由此可判断伊利股份需要提高流动资产管理能力、加强应收款项催收、同时合理利用固定资产。另外, 伊利股份的EBIT (息税前利润) 、利润总额的年度变动额为886886423.67元、97361.56万元, 年度变动率分别为0.415%、0.467%。结合本文中对负债因素、利息负担影响的分析, 可知对伊利股份的净利润有较大影响的因素除营业总收入外, 还有负债因素与税收因素。
3. 总体评价。
综合上文的分析可知, 伊利股份拥有较强的盈利能力和偿债能力;其资产周转率虽有下滑, 但货币资金的增加有利于公司分配较高的现金股利。同时, 扎实的资金基础强有力的维持了伊利股份良好的盈利能力和偿债能力, 使其在未来有很强的延续性, 能够为伊利股份积极的股利分配政策提供强劲且良性的支撑。
参考文献
[1]郭佳.对现金流量表指标的分析研究[J].价值工程, (10) .
[2]秦小丽.贵州茅台股利分配及其影响因素剖析[J].财会月刊, (10) .
篇8：安徽省人口增长与经济发展关系的实证分析
安徽省人口增长与经济发展关系的实证分析
要搞好安徽经济,加大吸收人才的力度、加强城镇化建设、适度发展城镇人口是重要手段,而不断提高人口素质、保持安徽省整体人口的适度增长乃是促进安徽经济发展的`基本政策.
作 者：黄永兴 余明江 作者单位：黄永兴(安徽工业大学,经济学院,安徽马鞍山,243002)余明江(安徽工业大学,高教研究所,安徽马鞍山,243002)
刊 名：湖南商学院学报 英文刊名：JOURNAL OF HUNAN BUSINESS COLLEGE 年，卷(期)： 10(2) 分类号：F123.16 关键词：人口增长 经济发展 经济模型篇9：经济增长与信贷风险实证分析论文
经济增长与信贷风险实证分析论文
摘要:本文通过使用EVIEWS软件，对以来我国GDP与不良贷款余额的变动情况进行分析，从实证角度得出不良贷款主要由银行信用风险管理水平决定，同时GDP变化会产生一定程度的影响。
关键词：不良贷款；国内生产总值；朱格拉周期；五级分类；Eviews软件
1我国经济发展趋势分析
20世纪以来，经济发展突飞猛进，呈波动上升趋势，经济波动贯穿于经济发展，有规律的经济波动可以称之为经济周期。任何一个国家和地区的经济发展，实际上都是一个波浪式、周期性演进过程。西方经济学家一般把经济周期划分为四个阶段：繁荣、衰退、萧条、复苏。但也有人认为描述经济周期各阶段最简单的方法是把它划分为以下四个阶段：谷底，扩张，高峰，收缩。从我国GDP增长趋势看，中国经济增长存在比较明显的波动趋势，其周期长度大概为9年，属于“朱格拉周期”：1981年———1990年、1991年———、———分别形成三个周期，并先后在1987、1994、形成三次波峰，在1990、、20附近形成三次波谷。
2经济发展与不良信贷形成：基于实证的分析
2.1以来各季经济统计数据（此处略，详见国家统计局网站）可看出，3季度至4季度，GDP增长额大多在1万亿元以上，年1、2季度，增长额下降到原来的40%；此后，GDP增长额缓步上升，至4季度达2.28万亿元高点后，1季度又迅速回落到上季的50%。
2.220以来各季不良贷款数据。由于2003年以后采用五级分类法统计不良贷款，因此，我们采用2003年以后各季的不良贷款统计数据，对GDP绝对额及其变化对不良贷款的'影响进行实证分析。根据银监会统计数据，考虑到目前商业银行不良贷款的数据统计受不良资产剥离的影响很大，我们通过还原不良贷款真实值计算调整后的不良贷款余额。其中，2003年第四季度起加1969亿元中行、建行损失类贷款，20第二季度起加3428亿元建行、中行、交行剥离给资产公司的可疑类贷款，第二季度起加7050亿元工行剥离的不良贷款，20第二季度起加140亿元光大银行剥离不良贷款，年第四季度起加8156.95亿元农行剥离不良贷款。从调整后的不良贷款数据（略）可以看出，204季度、2008年4季度、204季度是不良贷款的三个拐点，其走势与GDP绝对额、变化额相关。因此，将不良贷款余额作为被解释变量，GDP当季绝对额、同比变化额作为解释变量，建立方程如下：BLBH=C(1)*GDPBH+C(2)*GDPDJ+C(3),其中：Blbh为不良贷款余额，gdpbh为GDP同比变化额，gdpdj为GDP当季绝对额。其中：R方为0.56，需要进一步优化。根据检验参数情况，发现其有较强的自相关性，故更改方程为：BLBH=C(1)*GDPBH+C(2)*GDPDJ+C(3)*BLBH(-1)+C(4)，通过eviews回归，得出如下结果：通过参数显著性检验，R方为0.907接近于1，t-prob均小于0.05，拟合较好。
3有关建议
上述结果表明，不良贷款余额主要受上季不良贷款额影响，即由银行的内部信用风险管理水平决定；同时，不良贷款额与GDP同比变化额负相关，与GDP当季绝对额正相关。通过对不良贷款影响因素的分析，银行应不断提升信用风险管理水平，同时密切关注经济增速放缓对不良贷款的影响，这样，才能保证不良贷款保持平稳，从而促进我国经济发展。
参考文献
[1]2003年-《中国统计年鉴》
[2]孙连友,胡海鸥.宏观经济波动与信用风险结构模型[J].财经理论与实践,(2):31-34
[3]刘志清,鄢姣,余志勇.银行业系统性风险外部环境冲击的量化研究[J].金融监管研究,(1):45-68
[4]中国银行监督管理委员会,年-20各季度主要商业银行不良贷款情况表.
篇10：电子商务与经济增长实证分析论文
摘要：随着我国科技的不断进步与发展，电子计算机网络技术已经深入到人们的生活之中，其发展速度是迅猛的，现如今电子商务已经成为我国经济中的热点，许多行业都加入到电商中来。在社会经济发展方面，电子商务所做产生的推动作用是巨大的，更是引发了深刻的变革，改变了人们的经济生活方式。电子商务在我国已经发展了一段时间，其产业规模也在不断扩大之中，近些年该行业的从业人数不断上涨，其对国民经济的带同作用更为明晰，在经济全球化的今天，我们必须抓住机遇，找到合适的契合点，利用电子商务技术与发展理念，努力赶超其他发达国家，实现中国梦。
篇11：电子商务与经济增长实证分析论文
一、经济增长的含义
通常情况下我们将经济增长视为一个地区或国家的在劳务和产品上的增加，而GDP或GNP就是表示其增长的具体数值，但是通过研究与论证我们发现这种认识其实具有一定的片面性，而实际的经济增长应该从两方面进行研究与论证：首先它是一定时期内，产品老五总量与实际附加值之间的对应关系；其次它应该有具体的时间限制，且是潜在生产力的提升与增加。在一些宏观经济理论中，将经济增长定论为产量的增加，而这些理论中所提到的产量可以是人均产量也可是总产量，从视角角度来说，现阶段生产能力的提升主要依赖人力资源、技术水平以及资本积累与自然资源，所以在经济增长的过程中也是对各项生产能力的改进与推动。
二、经济增长的'类型
一般情况下，生产效率的提升以及投入生产要素的增加都会使得经济增长，由此我们从经济学的角度可将经济增长方式进行分类：从经济增长效率角度来说：从该角度出发，可将经济增长方式分为集约型发展与粗放型发展。这两种在那个类型的经济发展方式是相对而言的，集约型主要是依靠提升自身生产质量与利用率等手段来达到经济增长的效果，其主要方式是通过新技术、新工艺以及新材料的运用来提升自身产能与质量，这种发展方式是低成本、低消耗且高收益的较为理想的；而粗放型的经济发展方式其最主要的特点就是投入大量的人力物力，以资源、能源浪费为代价大规模扩大生产，从而实现经济的增长，这种一味追求发展速度、数量却不重视生产率作用的经济发展方式虽然有实际效果，但是往往会造成高成本、高消耗等问题的出现，所产生的效益也相对较低。
三、以solowmodel为模型的实证分析
通过采用电子商务技术中的solowmodel模型，至我为我国的电子商务与GDP之间的关系进行分析。首先我们对solowmodel中的原始C-D作为原始模型进行实证分析，并通过电子商务技术A的作用，得到以电子商务技术为基础的资本增长函数，即Y=(AK)αLβ，在这个公式之中，我们用Y来表示经济产出，用K来代表资本投入，用L代表劳动力投入，而固定资本投入与劳动力投入对晋级增长的贡献率在电商水平不变的情况下用α、β进行表示。
四、电子商务与经济增长关系的实证分析
1.计算步骤。此次实证分分为两大板块，首先是对所选时间段的前半部分进行讨论，将20至作为主体，采用Y=KαLβ进行计算，通过计算我们不难看出此时依然为比较原始的C-D生产函数，说明该阶段我国的电子商务处于初始阶段；而第二部分则对选取时间的后半段也就是到20进行计算，这是我们不难看出电子商务交易额逐渐上升，相对应的指数函数也在不断提升，因此电商在改时间段受到广泛的关注与运用，其影响力越来越大。以上这两个时间段的回归模型中的相关系数统计检验显著。2.结果讨论。在很长一段时间以来，我国大多是运用固定资产的方式来带动经济的发展，在这个阶段劳动力效率低，并且没有较大的提升空间。从上述方程我们不难看出的经济增长会受到固定资本投资的影响，并且其影响效果应大于一半以上，从而有力的证明了固定资产能有效带动经济增长的说法。并且同期劳动力没有得到相同的贡献回报率，所以利用率低。另外随着资本的不断深化，我国工业逐渐偏向重工业，由此在经济发展方面会造成劳动投入被资本投入代替的问题，虽然经济呈现出增长趋势，但经济效率不高。在电子商务技术运用之后，我国经济增长中固定资本的作用成降低趋势。这种现象对资金从资本流向消费十分有利，同时可以有效提高生产要素投入品的使用效率。并且随着电子商务技术的不断发展与应用，也为劳动利用率的提升创造了良好的环境，从而使得工作效率与工作水平有了大幅度的提升，在人力资源利用方面也有着明显帮助。
五、结语
综上所述，我们不难看出电子商务对我国经济增长的积极推动作用，由此可以说该技术已经逐渐成为促进经济发展、转变经济发展方式的关键所在，不仅仅能够有效促进我国经济的增长，更是有利于能源及环境的保护。由此有关部门应重视电子商务技术的核心位置，通过一系列手段与措施推动电子商务技术的运用于推广，为其创造更多发展空间，同时还应根据市场的实际需要对晋级发展模式进行及时调整，进一步提升固定资本利用率，促进良性发展。
参考文献：
[1]冼康.电子商务对区域经济发展的影响及策略研究[J].当代经济,(15).
[2]李征.电子商务影响力的实证研究――来自中国22个电子商务示范城市的证据[J].国际商务:对外经济贸易大学学报,(5).
篇12：农业科技资源与农业经济发展关系实证论文
农业科技资源与农业经济发展关系实证论文
【论文摘要】 农业科技资源是实现农业发展方式转变和农业可持续发展的重要因素,发展现代农业也迫切需要将农业科技资源转化为现实生产力。为了分析农业科技资源与农业经济发展之间的动态关系,作者选取中国1990-的统计数据,运用协整分析和格兰杰因果关系检验,考察了农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术人员及农业机械总动力与农业经济增长的内在关系。
实证结果表明:农业科技资源与农业经济发展之间存在协整关系,即长期稳定的均衡关系,但在短期内会偏离长期均衡。当偏离均衡时,长期对短期偏离均衡的`调整力度为59.8%;存在从农业研究与开发机构科技活动经费支出、农业技术人员到农业经济发展的单向格兰杰因果关系,而反向关系得不到实证支持。但农业机械总动力与农业经济发展之间存在显著的双向格兰杰因果关系。
“科学技术是第一生产力”。农业的发展离不开农业科技的发展,农业科技进步是农业经济增长的动力源泉[1]。目前,我国农业科技的总体水平还较低,科技进步对农业增长的贡献率只有50%左右,农业仍未摆脱弱质产业和靠天吃饭的局面,离现代发达基础产业的目标还有较大的差距。
我国农业也进入由粗放式经营向集约化发展、依靠科技支撑改造传统农业并向现代农业加速转变的关键时期,并迎来了“以工促农”、“以城带乡”至“城乡统筹”的加速转换,农业发展的驱动力也由依赖政策创新、劳动力增加逐步转变为依赖科技创新和农业科技资源的有效供给。
农业科技资源配置成为推动我国农业结构调整,提升农业竞争力,实现农业增长方式转变和可持续发展的重要因素[2]。在农业部科教司组织的“‘十二五’农业科技发展战略专家务虚座谈会”上,专家们建议应积极推进农业科技资源的共享和集成。
于是,深入研究农业科技资源配置问题就成为现实焦点之一。但在农业科技资源存量既定而增量有限的情况下,纠正农业科技资源分配失衡、优化农业科技资源配置结构,提高农业资源配置效率,发挥农业科技资源优势就显得尤为迫切。
篇13：刑事政策与刑法的关系论文
刑事政策与刑法的关系论文
一、引言
刑事政策，其内容必然是围绕着“刑事犯罪”而展开的。曲新久教授在其著作《刑事政策的权力分析》一文中将其定义为国家基于预防犯罪、控制犯罪以保障自由、维持秩序、实现正义的目的而制定、实施的准则、策略、方针、计划以及具体措施的总称。姑且不论这一定义是否准确，但基本把形势政策学的内容都概括进去了，从中我们可以看出刑事政策与刑法存在着千丝万缕的关系。自刑事政策被提出以来，无数杰出的刑法学者为明确其定义贡献了自己的才智，但刑事政策是什么至今仍然是一个充满争议的问题。
二、刑事政策与刑法的关系
(一)刑事政策不能也不应该取代刑法
刑法相对于其他部门法而言，是一门以剥夺行为人生命、自由、权利、财产等国家刑罚权保障其实施的法律，其制裁手段具有严厉性。刑法对行为人的影响如此之大以至于刑法学的基本原则大半都是围绕着如何防止其滥用而展开的，即刑法的谦抑性。刑法的这两个相互矛盾、相互制约的性质，正好对应了刑法打击犯罪与保障人权两大机能。而刑事政策作为应对犯罪的准则、策略、方针、计划及具体措施的.总和，其着眼点并不局限于刑法，还包括各种间接的与防止犯罪有关的各种政策，例如居住政策、教育政策、就业政策等亦均包括在内。由此可以看出，与刑法相比，刑事政策所关注的范围更加广泛，其手段也更加灵活。以刑事政策取代刑法，一方面破坏了刑法本身的谦抑性，使得刑法的适用失去相应的制约，可能导致破坏法治、侵犯人权等法治悲剧的产生;另一方面，也会使刑事政策失去其自身本应具有的广泛性、灵活性，而将之束缚在刑法一隅，失去其本应具有的宏大视野。
(二)刑事政策指导刑法立法与解释
一个行为是否构成犯罪，构成何种犯罪，对这种犯罪是否施以刑罚、刑罚如何执行等等无不是在当时当地刑事政策的指导之下完成的。比如最近的刑法修正案(九)(草案)中将死缓核准执行死刑的条件进一步限制，将刑法第五十条中的“故意犯罪”改为“故意犯罪，情节恶劣的”，这实际上就是我国长期以来坚持“保留但严格限制死刑”的刑事政策的发展结果。这也可以用来解释为什么同样的行为在不同的国家、不同的时代为什么会有不同的命运。因为各个国家、一个国家在不同时期的刑事政策未必会完全一致。如果我们进一步追问造成这种刑事政策差异的原因是什么，笔者认为应该是犯罪形势的发展变化。因为刑事政策是一门研究如何预防、控制犯罪的学问，那么不同的犯罪形势必然呼唤不同刑事政策。例如，随着近年来我国境内恐怖主义势力的抬头，出现了如昆明火车站暴恐案等恶性的事件，这必然影响到我国相应刑事政策的调整。这种调整反映到刑法立法上，就是刑法修正案(九)(草案)中在刑法第一百二十条后增加了四个条文(此处暂且不论这些条文的设置是否合理)，加强了对恐怖主义活动打击力度。由此可见，刑事政策是跨越犯罪学与刑法学的桥梁，在对犯罪形势科学研究的基础上，指导刑法如何根据犯罪形势的变化应时而变，实现打击犯罪和保障人权两大机能。当然，刑事政策的应对绝不仅仅局限于刑法立法，它应当而且必然包括其他方面的应对，比如火车站等人流聚集处加强安保人员的反恐应急能力建设、组建专门的应急队伍等等。
三、结语
研究刑事政策与刑法关系时，应注意:首先，刑事政策关注的范围远大于刑法，不应只关注于两者的交叉部分，而忽视了刑事政策在其他领域也发挥着重要作用;其次，刑事政策具有广泛性、灵活性等特征;而刑法则受到罪刑法定等基本原则的严格限制。在我国这样一个法治尚未完全实现的国家，刑事政策在指导刑法立法、司法过程中不能突破罪刑法定等刑法基本原则对刑法的限制。虽然这种限制会导致刑事政策对刑法的指导作用比较有限，但应对刑事犯罪问题，仅仅依靠刑法是不够的，除了刑法领域外，刑事政策在其他领域也应当有所应对。最后，随着社会的发展，尤其是“风险刑法”的出现，罪刑法定原则的内容也在不断变化，刑法解释本身也在不断发展。
篇14：贵州省金融发展与经济增长关系实证分析
贵州省金融发展与经济增长关系实证分析
文章对贵州省金融发展与经济增长之间的.内在关系进行实证研究,以此更好地促进两者的良性互动,从而为贵州省经济可持续发展提供一些有益的建议.
作 者：邢风致 作者单位：贵州大学经济学院 刊 名：中国集体经济 英文刊名：ZHONGGUO JITI JINGJI 年，卷(期)： “”(13) 分类号： 关键词：金融发展 经济增长 因果关系篇15：我国对外贸易与经济增长关系的实证分析
我国对外贸易与经济增长关系的实证分析
采用协整检验与VAR模型的Granger因果关系检验的方法,分析了中国对外贸易与经济增长之间的关系.研究表明,对外贸易与经济增长存在长期的`稳定关系,出口与进口以及经济增长存在单向的因果关系.因此,中国经济增长还是处于出口导向型的经济增长,同时在加大出口的同时,要重视进口的作用.
作 者：陈伟国 范大良 作者单位：四川大学,经济学院,四川,成都,610064 刊 名：云南财贸学院学报 PKU英文刊名：JOURNAL OF YUNNAN UNIVERSITY OF FINANCE AND ECONOMICS 年，卷(期)：2004 20(4) 分类号：F752 关键词：对外贸易 经济增长 协整 因果关系★实证论文
文档为doc格式
