人才资源实证管理分析论文范文第1篇
关键词:农村金融 格兰杰检验 信贷支农 实证分析
一、安徽农村信用社信贷支农特征分析
农村信用社的可持续发展和支农作用的发挥不能脱离目前的整体农村金融环境,对于我国当前的农村金融体制和深层次特征,众多学者进行研究并得出有意义的结论,林毅夫从农村发展金融改革等宏观层面分析了我国目前的农村金融体系,指出我国金融改革应该注重培育和发展中小金融机构,充分发挥农村金融在农村劳动力转移、农业结构的调整和农村社会保障中的作用。“中国农村金融组织的行为与制度环境”课题研究认为,为了推动农村金融的发展,应该适度开发市场,允许新的符合条件的产权清晰的民营性质的金融组织加入农村金融机构,以促进农村金融市场的适度竞争,通过竞争来促进农村信用社的改革和农村金融的发展。何广文教授提出,可以将农村金融监管机制、各种农村金融供给机制和农村金融需求机制等联系起来,在一个大系统中分析和综合研究,使得各类资源得到最优组合,实现农村金融供求的最优动态均衡,“三农”资金需求得到最优化的满足。
自从安徽农村信用社进行改革以来,积极发挥支持“三农”经济发展的主力军作用。根据农村经济发展的特点,在贷款期限、投向和定价方式等方面作出积极的调整;根据农村经济的季节性特点合理安排信贷资金,最大限度地满足经济发展对资金的需求;针对农村经济主体对资金需求规模不断扩大的态势,农村信用社在贷款额度上积极调整授信额度,以满足和培育优质客户的要求。同时,农村信用社自身的改革在不同区域取得不同程度的成效,其中在皖南和沿江经济较为发达地区,农村信用社的资产质量有了明显的好转,不良贷款低于全国平均水平(沿江的不良贷款率截至2007年末为9.1%);利率浮动扩大了农村信用社的盈利空间,缓解了农村信用社的经营压力,在皖北经济较为落后地区表现尤为明显。但是农村信用社信贷支农仍存在诸多不利于农村经济发展的因素,信贷支农资金非农化倾向严重,大额贷款占比不断扩张和小额信贷趋于下降的态势体现农业产业的深化和非农产业的扩张,同时凸现农村信用社经营商业化和非农化倾向,对农户的金融服务力度弱化。
从表1可以看出,自2004年以来,单笔贷款在2万元以下的贷款占比下降幅度较大,说明随着安徽农村经济的发展,对小额贷款的需求呈下降趋势,农村信用社在支持农业产业深化的同时,农村信用社大量资金流向城市工商企业、房地产开发等利润高的行业,挤占了“三农”的信贷资源,进一步加剧“三农”信贷投入不足的局面。而农村信用社的商业化经营倾向正是农村扶贫小额信贷占比萎缩的主要原因。同时农村信用社整体经营实力和经营市场环境没有从根本上得到改观,农业和农村经济发展资源匮乏、信贷投入不足的现象依然严重,信用社信贷资金运用渠道不畅,信贷结构性矛盾突出;创新滞后制约了农村信用社业务经营和发展,资本金不足和监督部门风险硬约束导致信用社不能满足优质大客户对信贷资金增长的需求;非信贷资金运用效益不高影响自身经营效益,流动性过剩对信用社自身的经营发展以及其支农职能的发挥都将产生重要的影响。浮动利率机制虽然提高了信用社的盈利空间,对贷款实行了普遍的利率上浮,也可能由于逆向选择行为而增大信贷资产的风险,没有建立相应的风险定价机制;不良贷款地地域分布明显,皖北地区远远高于全国平均水平,资产质量不高、不良贷款居高不下将会严重影响农村信用社的经营发展和支农作用;信贷资金的周期性不能完全适应农村经济发展的需求,仍需要作出适当的调整。
二、安徽农村信用社支持农村经济发展的实证分析
考虑到数据的可获得性和准确真实性,综合现有研究成果,以DKYE表示样本点范围内的农村信用社贷款余额,YICHAN表示样本点范围内的一产增加值,首先对变量取对数的形式,以消除数据中存在的异方差,使数据更为平滑,易于建立模型。
1.变量的平稳性检验。变量的平稳性是时间序列模型的重要前提,因此要进行平稳性检验,否则可能产生伪回归。本文采用ADF统计量检验变量的平稳性,如ADF统计量的绝对值大于临界值,意味着该变量不存在单位根,即平稳。根据赤池信息准则(AIC)和施瓦兹准则(SIC),运用Eviews软件得到结果如下:
注释:C代表含有常数项,T表示含有时间趋势项,2表示二阶滞后,△表示一阶差分。贷款余额和一产产值的对数形式是非平稳序列,一阶差分后为平稳序列,即贷款余额与一产产值同阶单整,表示二变量之间可能存在协整关系。
2.协整检验。尽管每个变量可能是非平稳的,但是它们的线性组合可能是平稳的,协整表示解释变量与被解释变量之间长期存在某种均衡关系,即一变量的变化会导致另一变量的变化。本文采用GE两步法,对回归方程的残差进行单位根检验,判断贷款余额与各经济变量之间是否存在协整关系。
从上表可以得出,在90%的水平线上,残差ADF统计量的绝对值大于ADF临界值,表示lndkye与lnyichan存在协整关系,即存在长期的均衡关系,由于对数变化不改变原数据之间的关联关系,因此可以使用上述数据检验贷款余额与一产的格兰杰因果关系。
3.格兰杰因果检验。格兰杰因果检验法可以检验信贷增长与经济增长关系的方向。格兰杰因果关系指出:如果两经济变量X与Y在包含过去信息的条件下,对Y的预测效果要好于只单独由Y的过去信息对Y的预测,即变量X有助于变量Y预测精度的改善,则称X对Y存在格兰杰因果关系,在检验金融发展是否是经济增长的原因时,可以构造格兰杰因果检验模型如下:
无约束回归模型(U):lnyichant=α0+pi=1∑ailnyichant-i+qi=1∑βilndkyet-Ii+εlt
有约束回归模型(R):lnyichant=α0+pi=1∑ailnyichant-i+εit
进行OSL估计,进而进行如下假设检验:
原假设H0:β2==βq=0(1ndkyet不是引起lnyichan变化的t格兰杰原因)
备择假设H1:β1,β2,,βq不全为0(1ndkyet是引起lnyichant变化的格兰杰原因)
利用Eviews软件,对解释变量贷款余额与其他被解释经济变量进行格兰杰因果检验,根据SIC和AIC最优准则,得到如下结果:
即表示在90%的水平下,安徽农村信用社与安徽农业产值只有单向格兰杰因果关系,即安徽农村信用社的贷款是安徽农业发展的格兰杰原因。表明农村信用社的贷款是推动了安徽农业的发展。从上面的协整关系可以看出,农村信用社对农业产值的弹性系数为0.26,表明贷款扩张l%,会引起农业产值0.26%的增长,说明农村信用社信贷投入对农业产值的影响不显著,对农业发展的支持不力。
三、信贷支持“三农”经济发展的几点建议
“三农”经济在国民经济中处于举足轻重的地位,“三农”经济发展离不开资金支持,安徽农村信用社要切实转变观念,克服在支持“三农”经济发展中的不足,更好地发挥支农主力军作用。
1.积极创新信贷方式,不断拓展信贷资金使用渠道。农村信用社要针对目前安徽农村经济发展和农村产业结构的调整和新要求,大力发展“小额贷款”,积极采用“联户联保”等贷款方式,逐步提高贷款额度,拓宽贷款范围,促进农业增效和农民增收。要支持调整农业结构,推动农业产业化进程,要在生产、流通、增值、集约等环节分别提供资金支持,拿出更多的资金支持农业产业化,在社会主义新农村建设中,农村信用社要在帮助农民增收、支持农业产业化和促进农村城镇化建设等支农业务方面实现新突破。针对目前部分农村信用社信贷资金非农化倾向,相关部门应制定相关政策来保持和增大小额信贷在农村信用社信贷的比重。进一步加大支农力度,努力实现农村信用社、“三农”经济和社会的多赢。
2.深化农村信用社改革,进一步发挥支农主力军作用。目前,深化农村信用社改革已经启动,要通过改革,促进农村信用社切实转变经营机制,确立其在金融支持“三农”经济发展中的主渠道作用,农村信用社要不断完善一级法人治理机制,从当地实际出发,因地制宜鼓励当地产业化龙头企业持股,相互融合,实现资本主体多元化,真正做到农村信用社由谁出资、由谁管理、由谁受益、出了问题谁负责,形成“资本自聚、经营自主、盈亏自负、风险自由”的机制。要建立以效益为目标的人力资源配置优化机制,建立与效益、业绩紧密挂钩的薪酬激励机制,形成有效的绩效考核和收入分配机制。
3.加强农村金融生态环境建设,优化农村信贷环境。各级政府要充分发挥市场机制在金融资源配置中的作用,切实废除对农村信用社的各种歧视性、限制性政策,努力为农村信用社创造公平有序的市场环境;充分发挥公共财政职能,加大对“三农”经济及新农村建设的支持力度,扩大农村金融市场需求;优化金融信用环境,综合运用经济、法律、宣传、舆论监督等手段,建立和完善社会信用的正向激励机制和逆向惩罚机制,引导农民和农村经济主体树立良好的信用意识;农村信用社要加强与人民银行、银监会、工商、税务等相关部门的协调配合,有效整合资源,加快农村信用社征信体系建设;加强农村金融法制建设,依法打击逃废农信社债务的行为,维护农信社合法债权,营造公平正义并富有活力的农村金融法制环境。
参考文献:
1.古扎拉蒂.计量经济学[M].北京:中国人民大学出版社,2004
2.林毅夫.金融改革和农村金融发展[C].北京大学中国经济研究中心工作论文,2003
3.李静.农村金融发展情况,中国农村经济形式分析与预测[M].北京:社会科学文献出版社,2002
4.何广文,李莉莉.从系统论视角看农村金融改革[J].农业现代化研究,2004
5.何广文.金融支农:责无旁贷,现状堪忧[J].中国经济报告,2006(2)
(作者单位:华南师范大学 广东佛山 528225)
(责编:吕尚)
人才资源实证管理分析论文范文第2篇
摘 要：本文基于计划行为理论，构建农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的双变量Probit回归模型，利用内蒙古地区农户的调研数据，探析农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，并探讨两者之间的相关性。研究结果表明，农户长期健康投资意愿相对较高，但仍有较大一部分农户长期健康投资意愿不足，缺乏进行长期健康投资的动力。并且存在农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为的不一致、相背离现象，高意愿伴随着低行为。农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为之间存在一定的相关性，受教育程度越高、家庭年收入越高的农户长期健康投资意愿越强烈，越可能实施长期健康投资行为。因此，政府应出台相关政策对农户给予健康投资指导，提高其长期健康投资意愿，改善不健康的投资行为，有效防止因病致贫的情况发生，保障农村劳动力健康水平、助推乡村振兴战略的实施。
关键词：农户长期健康投资意愿;农户长期健康投资行为;乡村振兴战略;双变量 Probit模型
一、引 言
我国在脱贫攻坚目标任务完成后，已进入乡村振兴的崭新阶段。党的十九大报告将实施“乡村振兴战略”作为国家发展基本方略的重要内容。实施乡村振兴战略，农民是主力军。农民健康的人力资本与农村经济发展密切相关，是乡村振兴的力量源泉。农民的健康水平越高，乡村振兴的持久内驱力也就越强。健康投资作为维护和提升健康水平的有力工具，对农民的人力资本积累具有重要意义，是有效推进乡村振兴可持续发展的重要基础。然而农村居民的健康投资水平虽有所上升，但仍然偏重以医疗为主的短期健康投资行为，而以预防保健为主的长期健康投资行为却较为缺乏。在脱贫攻坚战中，因病致贫在各种致贫因素中始终居于首位。刚刚解决温饱、摆脱贫困的农村家庭，一旦遭遇健康风险冲击，就会重新陷入贫困境地。因病致贫返贫直接阻碍乡村振兴目标的实现。
由于长期以来的城乡二元经济结构，导致我国农民的收入水平和文化水平较低，不良的生活方式以及环境污染长期损害了农民健康，在遭遇健康风险冲击后，疾病治疗可能是短期内产生的最大消费效用[1]，因此，形成了主要以新农合医疗保障为主的健康投资模式。目前学术界主要集中于健康投资对经济增长的影响[2-3]，即在理论和实践中强调对医疗卫生领域的公共支持，从而促进经济增长，健康投资变量多以公共卫生费用代替;健康投资对劳动生产率和家庭收入的影响[4-5]，主要关注健康存量水平，健康变量多以身体状况和自我健康评价代替;健康需求和医疗消费形式的研究 [6-7-8]，内容偏重医疗消费水平等就医决策，主要以医疗保健支出指标衡量;健康投资对农户经济行为决策的影响，包括劳动参与决策和非农就业决策等内容，健康投资变量多以健康状况代替[9-10]。
总体而言，已有研究就健康投资的相关内容进行了深入细致的探讨，并取得了较为丰富的成果，但现有文献多从宏观角度集中分析健康投资与经济增长的关系，衡量指标也多以统计年鉴数据为主，从微观角度关注健康投资的研究较少。同时，鲜有研究深入探究农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为的关系以及影响因素，一些文献将农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为等视为一个概念，用农户长期健康投资意愿代替农户长期健康投资行为，没有将二者区别开来。鉴于此，本文基于计划行为理论，利用对内蒙古地区农户的调研数据，将农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为作为两个变量分开考虑，运用双变量Probit回归模型，分析农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为的关系以及影响因素，为提高农村居民健康水平、防止因病致贫返贫、巩固脱贫攻坚成果、守护乡村振兴健康线提出有价值的政策建议。
二、理论分析及研究假设
本文的“农户长期健康投资意愿”即农户是否愿意进行长期健康投资，是对长期健康投资的看法或想法，代表了个人的主观性思维。“农户长期健康投资行为”是指农户是否具体实施了某种健康投资行为。目前对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为影响因素的研究，虽然切入点和角度略有差异，但其目标却有高度的一致性，即不同学者在逐步探讨究竟是什么因素影响了农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为，该如何提升农户长期健康投资意愿并能够实际转化为农户长期健康投资行为。结合现有研究，本文从个体特征、家庭特征、社会资本和认知特征四个方面对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素进行分析，并提出相应的假设。
（一）个体特征
在以往的研究中，个体特征主要包括农户性别、年龄、受教育程度和身体健康自评。性别差异对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影響不太确定[11]。在调研中发现，女性更愿意进行长期健康投资，比如合理搭配饮食和锻炼身体等，而男性由于不良生活习惯而导致长期健康投资意愿较低。年龄对健康需求具有显著的负效应[12]，年龄较大时，健康作为人力资本产生的收益也会下降，因而对健康需求反而会减少[6-13]。因此，农户年龄越大，由于体力下降，农户长期健康投资意愿越低，进而长期健康投资行为的实施概率也越低。受教育程度对农户长期健康投资意愿有显著影响[11]，受教育程度越高，农户的认知能力越强，能够主动接触并了解健康知识，也容易与医疗卫生人员交流，主动寻求健康信息，从而能够更加理解长期健康投资的益处，尤其是更加愿意参与日常体检等健康投资活动。身体健康自评状况与农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的关联度较高。农户对其身体健康自评的得分越高，长期健康投资意愿越强烈，实施长期健康投资行为的可能性就越大。但也有可能由于身体健康状况较好，没有未雨绸缪的意识，反而对健康不重视，农户长期健康投资意愿较低，也会影响其实施长期健康投资行为。基于此，笔者提出如下假设 ：
H1：女性农户比男性农户更愿意进行长期健康投资和实施长期健康投资行为;年龄对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为均产生负向影响;受教育程度正向影响农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为;身体健康自评对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为有影响。
（二）家庭特征
家庭特征包括劳动力数量、居住现状和年收入。劳动力数量代表了家庭的人力资本数量，相关研究表明，农户劳动力数量越多，对健康状况越重视，长期健康投资意愿越强烈，实施长期健康投资行为的可能性越大。居住现状反映了其居住人员的结构类型，是分析农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的重要指标。通常情况下，独居农户和年龄较大夫妻农户的长期健康投资意愿较低，进而长期健康投资行为较少;家中与子女同住的农户，可能会考虑到子女的健康需要，长期健康投资意愿较高，长期健康投资行为较多。年收入与农户的健康投资决策关系密切。家庭年收入越高，农户长期健康投资意愿越强烈，越会促进农户进行长期健康投资行为 [13]。基于此，笔者提出如下假设：
H2：劳动力数量正向影响农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为;居住现状得分越低的农户，长期健康投资意愿和长期健康投资行为越少;年收入对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为产生正向影响。
（三）社会资本
在调研地区，大量青壮年劳动力外出务工，老龄化现象比较普遍，再加上目前我国的社会保障制度还不够健全，绝大部分老年人需要从子女那里获得经济支持，重要的是在我国，由子女来承担赡养老年人具有久远的历史和深厚的社会经济文化根基。基于这些经济文化背景，本文将代际支持作为社会资本的衡量指标纳入分析模型，并且只考虑自下而上的单向经济支持。相关研究表明，社会资本正向影响农户的长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为[14]。基于此，笔者提出如下假设 ：
H3：社会资本对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为产生正向影响。
（四）认知特征
结合调研数据和已有研究，认知特征用农户对健康风险认知代替。健康风险认知是个体对影响身心健康的各种因素的主观感受和判断，是个体进行行为改变决策时权衡的重要指标[15]，该指标表示了农户对身体是否存在健康风险隐患的认知程度，认知程度越高，农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为可能性就越大。基于此，笔者提出如下假设：
H4：健康风险认知对农户长期健康投资意愿和长期健康投资行为产生正向影响。
三、研究设计
（一）数据来源与样本基本特征
本文所用数据来源于 2019—2021年對内蒙古自治区农户的微观调查。内蒙古自治区东西狭长的独特版图和资源禀赋差异导致了区内经济发展不平衡，为了扩大调研的覆盖面、掌握最全面的真实情况，笔者分别选取了东中西三个盟市包括9个旗县进行深度调研，样本分布较广具有一定的代表性。采取分层随机抽样的方式在每个旗县中随机抽取乡（镇）、村进行调查。遵循随机性原则从行政村（嘎查）中调研594家农户，发放问卷594份，最终收回有效问卷576份，有效率为96.97%。
从调研数据可知，调查对象以男性居多，年龄在50—59岁的较多，说明内蒙古农村地区的人口老龄化程度相对较高。受教育程度整体偏低，均值位于初中学历以下。从调查对象的个体特征来看，较大的年龄和较低的受教育水平等较为符合当前我国农村的实际情况，这也在一定程度上表明本文抽样具有一定的代表性 [16-17]。身体健康自评相对较差，均值处于差到一般之间。劳动力数量的均值为2.329，家庭内1个和两个劳动力所占比重最高。值得注意的是，劳动力为0的家庭也占一定的比重，体现了我国农村劳动力非农转移的现状，大量中青壮年外出上学、务工，留在农村的大多是贫困的老龄人口。调研样本中目前的居住现状，与父母同住及与老伴儿同住所占比重较大，符合目前农村的现状。
（二）模型构建
本文需要检验农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，因此，把农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为作为因变量，由于其均为两项选择变量，故选择 Probit 模型。根据计划行为理论，个体意愿对个体行为有影响，个体意愿的加强有助于个体行为的实施，农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为之间存在一定的关系，通过提高农户长期健康投资意愿，能够促进其长期健康投资行为的实施。当被调查农户出于种种原因会在是否有长期健康投资意愿和是否有长期健康投资行为之间作出选择时，这两种决策并不是相互独立的，因此，我们不能对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为分别进行 Probit 建模，可能会损失效率，两个 Probit 方程的扰动项之间可能存在相关性[18]，故而应该采用双变量Probit回归模型。
双变量Probit回归模型能在考虑两个决策随机项之间相关性的前提下同时估计两个方程[19]。该模型所对应的两个因变量是两种相关的选择，两个方程有相同的自变量，且误差项也是相关的。两个方程误差项的协方差等于一个固定的常数，这意味着这两种相关选择之间是相互影响的，而不像独立的Probit模型那样误差项的协方差为0[20]。双变量Probit模型都基于Probit模型的基本形式：
农户对长期健康投资意愿和长期健康投资行为的选择存在四种组合，如图1所示。
分别用虚拟变量y1和y2表示农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为，设定y1 = 1表示农户有长期健康投资意愿，y1 = 0表示农户没有长期健康投资意愿;y2 = 1表示农户实施长期健康投资行为，y2 = 0表示农户没有实施长期健康投资行为。因此，四种组合可以用（1，0）、（1，1）、（0，0）、（0，1）来表示[21]。我们分别建立双变量 Probit 模型，分析农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，模型设定具体形式为：
其中，y*1和y*2为不可观测的潜变量，x′1和x′2分别为农户长期健康投资意愿和长期健康投资行为的影响因素向量，β1和β2为待估系数向量，ε1和ε2为随机扰动项且服从二维联合正态分布，两者的相关系数为ρ即：
当y*1 > 0，表示农户有长期健康投资意愿，反之，则y*1 = 0;同理y*2 > 0，表示农户实施了长期健康投资行为，反之，则y*2 = 0。因此，y*1与y1和y*2与y2 的关系可以由以下方程确立：
两个方程唯一联系是扰动项ε1和ε2的相关性。如果ρ = 0，则此模型等价于两个单独的Probit 模型。如果ρ ≠ 0，y*1 与y*2之间存在相关性，运用双变量 Probit 模型对两者的取值概率进行最大似然估计。最后，对原假设“H0：ρ =0”进行检验，判断有无必要使用双变量 Probit 模型，或估计两个单独的 Probit 模型。如果拒绝原假设，则有必要使用双变量 Probit 模型[18]。
（三）变量选取
由于我们要检验农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素，因此，我们把农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为作为因变量，同时结合并参考现有研究，选取了农户个体特征、家庭特征、社会资本和认知特征四个方面的变量作为自变量，对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素进行分析。个体特征方面的变量包括性别、年龄、受教育程度和身体健康自评，家庭特征方面的变量包括劳动力数量、居住现状和年收入，社会资本变量用代际支持衡量，认知特征变量用农户对健康风险认知的变量衡量。
1.农户长期健康投资意愿的测量及描述性统计
目前学术界对个体行为意愿的测量，常见的方式为直接询问是否愿意[22-23]，在所询问的行为意愿较为中性的情况下，这种方式较为直接有效。由于人们对健康投资的理解均是有益于健康的，即被普遍认为是应该做的事，在此情况下，农户的回答会带有倾向性即“愿意进行健康投资”。因此，为避免由农户倾向性应答造成二分类变量测量的较大误差，本文采用李克特五点量表的形式，从非常愿意到非常不愿意将农户长期健康投资意愿分为五个等级，为农户提供了更多的备选项，也可在一定程度上减少农户在“愿意与否”问题上大多选择“愿意”的可能。测量题项设置为“您愿意进行长期健康投资吗”，长期健康投资包括合理搭配饮食、锻炼身体和定期参加日常体检。由于这些方面在短期内是固定不变的，可以看做是长期的行为意愿。对农户长期健康投资意愿进行百分比统计和描述性统计结果如表1所示。
由表1可知，全样本农户非常愿意和愿意进行长期健康投资的累计占比为 60.145%，贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资的累计占比为51.795%，非贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资的累计占比为61.148%。说明农户长期健康投资的意愿相对较高，不同的样本农户进行长期健康投资的意愿虽有差异，但均超过了50.000%。不同样本农户测量指标平均值均大于3.000。其中，非贫困农户长期健康投资意愿测量题项的均值最高，贫困农户样本的均值低于全样本均值，受限于长期健康投资能力和投资理念等因素，从而导致了差距的产生。
2.农户长期健康投资行为的测量
行为经济学对个体行为的测量最直接的手段为“是否”问题，即对某一行为直接测量有还是没有，故本文在农户长期健康投资行为的测量中采用二分类变量的形式。设置的问题有：您家是否合理搭配饮食？您及其他家庭成员是否锻炼身体？您及其他家庭成员是否体检？需要强调的是，为了简化分析，本文将农户长期健康投资行为进行了赋值[24]，变量取值为0和1。贫困农户的整体得分较低，非贫困农户相对得分高一些，說明比较注重长期健康投资，预防保健的意识较强。
通过对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的测量，我们发现，农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为存在不一致、相背离的现象。农户具有较高的长期健康投资意愿，全样本、贫困农户、非贫困农户的测量指标平均值均大于3.000，非常愿意和愿意进行长期健康投资的占比均超过一半，说明农户是有长期健康投资意愿的，从心理上是能够接受长期健康投资的。这就打破了我们以往的观念和认识，我们会先入为主地认为农户受经济约束，对健康投资一无所知，根本没有健康投资的意识，但在调研过程中会发现，农户其实是有长期健康投资意愿的，都有追求健康的美好愿望。但是高意愿却伴随着低行为，实际实施长期健康投资行为的比重较低，如何将意愿转化为行为是值得我们思考并进一步研究的课题。
2.变量赋值与描述性统计分析
通过对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为变量的测量，并结合农户的个体特征、家庭特征、社会资本和认知特征，将变量的具体说明及其描述性统计汇总如表2所示。
四、结果与分析
本文运用Stata15.0 软件对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素进行双变量 Probit 回归模型估计，估计结果如表3所示。
由表3可知，双变量 Probit 模型的拟合程度较好，部分影响因素通过了显著性检验。P在1%的统计水平上显著，其相关系数为正，说明农户长期健康投资意愿与长期健康投资行为存在一定的相关性，两者之间存在互补效应，即农户长期健康投资意愿的程度对农户长期健康投资行为的实施具有积极作用。
（一）个体特征
年龄对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响分别在5%和1%的统计水平上显著为负，与研究假设一致。随着年龄的增大，健康资本的折旧率增加，不但引起对健康需求的减少，也使得一定数量的总投资所能提供的健康资本减少，这与Grossman[13]的研究结论相一致。本文的调研对象普遍年龄偏大，总样本中的年龄均值为2.342，平均年龄在60岁以上，具备劳动能力的较少，健康状况较差，因而对就医的意愿更加强烈，导致就医行为较多，而对长期健康投资意愿和长期健康投资长期健康投资行为较为缺乏。
受教育程度对农户长期健康投资意愿和行为的影响分别在10%和1%的统计水平上显著为正，与研究假设一致。这说明受教育程度越高，农户长期健康投资意愿越大，实施长期健康投资行为的可能性越大。调研样本中，农户的受教育程度普遍偏低，均值为2.528，绝大部分农户的文化程度都在初中以下，小学程度占比较高，这也充分说明了受教育程度是导致农村地区健康投资意愿淡薄、健康投资行为较为缺乏的非常重要的影响因素。教育投资一直被认为是人力资本投资的重要形式，受教育程度越高，越能意识到健康的重要性，从长远看，提高教育水平不仅可以改善健康，提高资源使用效率，更重要的是可以改变人们的行为模式。因此，通过提高农户的文化程度，有利于提升农户健康投资意愿，进而促进农户实施长期健康投资行为。
身体健康自评对农户长期健康投资意愿的影响在1%的统计水平上显著为负，符合部分研究假设。说明在调研地区身体健康自评得分越高的农户，认为自己的健康状况很好，对健康风险的意识较差，长期健康投资的意愿较低，反之身体健康自评得分越低的农户，已经意识到自身存在的健康隐患，从而在预防保健方面会更愿意进行长期投资。身体健康自评对农户健康投资行为的影响不显著，与研究假设不一致。可能的原因是农户即使身体健康状况比较差，已经感受到自身存在的健康隐患，但是受到诸多因素影响，比如时间、自身的意志力和收入状况等，未必有进行长期健康投资行为。性别对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响均不显著。H1中除了性别外，其余的得到验证。
（二）家庭特征
劳动力数量对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响均在5%的统计水平上显著为负，与研究假设不一致。可能的原因在于家庭劳动力数量越多，说明家庭成员大多身体健康状况较好，具备劳动能力，因而对长期健康投资的意愿不强，从而也较少实施长期健康投资行为。
居住现状对农户健康投资意愿的影响在5%的统计水平上显著为正，与研究假设一致。居住现状反映了家庭的内部结构，得分越高，说明越是核心家庭，对健康越重视，农户长期健康投资意愿越强烈。居住现状对农户长期健康投资行为的影响不显著，原因可以用行为经济学的理论来加以解释。如果没有更高的预期收益，那么健康投资的较高不确定性会导致个体更加重视当前的满足，严重忽略未来的需要，因而即使是核心家庭，有老中青三代，在具体实施行为之前，会受到跨期选择的影响，进而降低长期健康投资行为的可能性。
年收入对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响分别在1%和5%的统计水平上显著为正，验证了研究假设。充分说明了家庭的经济状况与长期健康投资意愿和长期健康投资行为密切相关，经济状况越好，对长期健康投资的认知程度越高，从而长期健康投资意愿越强烈，越有利于促进其实施长期健康投资行为。2018年，内蒙古农村牧区常住居民人均可支配收入为13 803元，而内蒙古自治区人均可支配收入为28 376元，反映了调研地区农户收入普遍较低。在这种情况下，农户长期健康投资意愿相对不强，影响到其长期健康投资行为的实施。H2中除了家庭劳动力数量外，其余的得到验证。
（三）社会资本
代际支持对农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响均不显著，因而H3没有得到验证，可能的原因是代际支持反映的是家庭是否有子女的经济补贴，但是这与子女的经济状况直接相关，如果子女的收入也不高，对家庭的补贴也仅够日常的生活消费支出，没有额外的资金用于健康投资。因此，如果加上子女补贴的家庭收入还不高，就会影响到其长期健康投资意愿和其长期健康投资行为。
（四）认知特征
健康风险认知对农户长期健康投资行为的影响在5%的统计水平上显著为负，与研究假设不一致。H4没有得到验证，可能的原因是农户对健康风险认知程度越高，实施长期健康投资行为的可能性越小。此类异常我们可以利用行为经济学中现代心理学的观点来解释，农户对医疗需求和预防保健需求存在不一样的心理账户，他们认为疾病带来了负效用，通过医疗补救措施可以恢复身体健康，这样的收益是显而易见的，而长期健康投资的收益是看不见摸不着的，在调研过程中，很多农户都能认识到少吸烟和经常锻炼等对人的健康有利，但却很少有人能够戒烟并坚持体育锻炼。
五、结论与启示
本文通过对内蒙古自治区3个盟市9个旗县576户农户的实地调研数据，运用双变量 Probit 回归模型，分析了农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为的影响因素。研究结果表明：农户长期健康投资意愿相对较高，51.795%的贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资，61.148%的非贫困农户非常愿意和愿意进行长期健康投资。但仍有较大一部分农户长期健康投资意愿不足，缺乏进行长期健康投资的动力。值得注意的是，在内蒙古地区，存在农户长期健康投资意愿和农户长期健康投资行为不一致、相背离的现象，高意愿却伴随着低行为，如何将意愿转化为行为是值得我们思考并进一步研究的课题。农户长期健康投资意愿与农户长期健康投资行为之间存在一定的相关性;受教育程度高、年收入越高的农户，对长期健康投资意愿越强烈，越有可能实施长期健康投资行为。
根据上述研究结论，可以得到以下启示：首先，全面推动区域经济增长，有效衔接乡村振兴战略。从宏观角度来说，区域经济增长将会逐步缩小区域间的差距，扩大就业机会，拓宽发展空间，促进农民增收，进而改善低收入人群生活和发展的质量。各级政府应设计统筹性的政策，全方位优化配置资金、公共服务、人力资源等要素，从机制、规划、政策等方面深化脱贫攻坚和乡村振兴的对接和统筹。其次，提升农村公共健康投资水平，发挥正外部性。健康投资一直以来都是以政府的公共健康投资为主导的，因此，政府对健康投资的态度和观念是提升我国居民健康水平的決定性因素，确保国民良好的健康状态也是政府必须承担的责任。政府应向农村地区进一步加大政策倾斜和资金支持力度，通过增加健康人力资本来提高经济增长速度，发挥正外部性;基层政府应该利用特色产业发挥地区优势，将公共健康投资与产业发展紧密联系起来，统筹将财政资金更多注入健康产业的发展，积极探索更多的公共健康资金筹资渠道和方式，更多地引入社会资本，通过税收优惠和服务保障等措施促进投资效率更高的民营企业进入健康领域，从而提高地区健康人力资本水平。再次， 适度采取健康投资激励方式，促进农户长期健康投资意愿向农户长期健康投资行为的转化。
最后，从源头到保障构建全方位的健康贫困治理体系。一是从源头上消除健康风险隐患。针对有健康风险隐患但是还没有遭受健康风险冲击的农户，从防范健康风险致贫角度出发，通过慢性病和地方病的健康宣传、健康管理和健康干预等策略，使农户培养良好的健康生活习惯、进行合理的预防与健康促进支出，降低健康风险的冲击概率，显著降低不确定医疗费用造成的因病致贫风险。二是从健康风险传导过程中弱化健康风险的冲击作用。对于已经遭遇健康风险冲击的农户，要通过医疗资源的有效供给、高质量的医疗服务提供、健全的医疗保障体制等健康贫困救助机制提高农户应对健康风险冲击的能力，尽量消除或弱化健康风险冲击带来的严重影响，缓解因病致贫现象。
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（责任编辑：刘 艳）
收稿日期：2021-09-10
基金项目：国家社会科学基金项目“草场流转视阈下边疆牧区牧户生计转型及福利测度研究”（18BMZ135）
作者简介：
陶 娅（1980-），女，内蒙古巴彦淖尔人，副教授，博士研究生，主要从事财务管理和农业经济管理等方面研究。E-mail：taotaoty_921@163.com
盖志毅（1964-），男，内蒙古呼和浩特人，教授，博士，博士生导师，主要从事农业经济和生态经济管理研究。
王桂英（1964-），女，内蒙古赤峰人，教授，主要从事财务管理理论与实务研究。
人才资源实证管理分析论文范文第3篇
[摘要]我国证券市场中个人投资者众多，羊群行为这种非理性心理影响了证券市场的有效性，甚至引发金融危机。文章将通过计量模型对股市中的羊群行为进行实证分析，在ARCH模型的基礎上，以上证180指数样本股作为模型数据，以横截面绝对偏离度CSAD作为研究指标，运用Eviews8.0软件和Excel软件，证实我国股市确实存在显著的羊群行为，并对如何减小羊群效用提出可行性建议。
[关键词]羊群行为；ARCH模型；横截面绝对偏离度CSAD
[DOI]10.13939/i.cnki.zgsc.2018.20.054
1 引言
证券市场上存在一种非理性行为，即投资者的交易行为会受到其他投资人的影响，效仿他人交易，这种随波逐流行为的作用程度被称为“羊群效应”（Herd effect）。
20世纪末，金融学家开创了研究投资者的行为金融学理论的先河。证券市场中的羊群行为受到了广泛关注并成为证券市场研究领域的一个新热点。我国市场是股价只反映了信息的“弱式有效市场”或是只达到了反映了所有公开信息和小部分未公开信息的“半强式有效市场”。
总的来说，无论从当前形势还是长远角度的发展态势，深入对羊群行为理论的研究将会推动我国证券市场的健康、稳定和有序。
2 对沪市羊群行为的实证研究
2.1 基于ARCH模型股市羊群行为的研究方法
ARCH模型（自回归条件异方差模型）将当前所有能够被获取的股价收益信息为条件，利用推定的自回归方程来刻画方差的变异程度。将市场组合收益率和个股收益率横截面偏离程度作线性回归分析，以及定量地测定羊群行为度的大小。
因此衡量股票市场上是否存在着羊群行为，则利用横截面绝对偏离程度指标CSAD，主要是通过判定一次项系数和二次项系数是否显著是负数。
2.2 模型建立及数据来源
2.2.1 研究的数据来源
样本数据：上证180指数样本股日收盘价
样本时间区间：2017年7月1日至2018年3月15日
选取这些股票作为样本，是基于以下两个方面的原因：首先是本文选取的股票是大盘股，它们的市值占沪市总市值的份额较大；其次是由于本文主要对上海证券市场的股票进行羊群行为判定，因此要选取的股票具有很强的代表性。本文中的样本数据主要是来自Wind数据库。
2.2.2 回归方程
2.3 基于ARCH模型的我国沪市羊群行为的实证分析
2.3.1 CSAD与Rm，两者之间线性关系的检验
2.3.2 描述性分析及平稳性检验
第一，描述性分析。由图2可知，对角线中的数据表示Rm及CSAD两者之间的相关性系数，O.229031是小于0.5的，因此不存在明显的正相关关系。
第二，ADF单位根检验。在进行线性回归之前，要对数据进行平稳性检验，为避免伪回归现象的出现。由Eviews8.0软件中单位根检验的结果可见图3，在5%的显著水平下计算得到的数据也是平稳的。
2.3.3 ARCH模型回归方差的确立
利用Eviews8.0软件回归分析结果如图4所示。
由图4估计出来的常数项的值是O.013352，O.221320为X前边的回归系数B1，因为接受原假设即回归系数等于0的概率为0.0018，就说明线性回归的残差序列存在显著的残差序列自相关性即ARCH效应。
2.4 基于ARCH模型的实证检验结果
回归系数均为统计显著：一次项系数显著是正数，二次项系数显著是负数，根据前面的论述，证实显著的羊群行为存在于沪市之中。
3 基于实证结果提出的对策及建议
3.1 加大上市企业违规行为的惩处力度，建立新的金融避险机制
监管应该从对市场的过度干预中解脱出来，加大对上市公司违规交易的惩罚力度，减少管理层面严重的道德腐败现象的发生，促进上市公司优胜劣汰，提高资源配置的有效性，为营造理性投资氛围打下良好的市场基础。
3.2 建立和完善多元化的证券投资者服务体系
要引导依赖程度高、投资经验不足和投资专业性知识较少的投资者选择基金、专业组合理财等委托理财产品；为自主性强且具有较强分析能力的投资者提供咨询服务等。
3.3 投资者要提高自控力，增加信心
投资者需要具备学识，更需要控制自己的情绪，以理性来分析和衡量遇到的所有情况，克服对货币的迷信盲从。投资应秉持客观的态度、制定周密的投资方案，才可以将风险控制到最低。
[作者简介]孙小杰（1994—），女，河北唐山人，华北理工大学经济学院应用经济学专业在读研究生，研究方向：金融学。
人才资源实证管理分析论文范文第4篇
[摘要] 电子及通信设备制造业是我国吸收外商直接投资（FDI）最多的行业之一，FDI提高了该行业的技术水平。本文运用电子及通信设备制造业中无线传输设备制造业等五个子行业的数据，用面板数据模型对FDI在该行业的“技术溢出”效应进行了实证研究。
[关键词] 外商直接投资（FDI） 技术溢出 电子及通信设备制造业
人才资源实证管理分析论文范文第5篇
摘 要：现代社会是市场经济时代，我国企业为了获得更多的效益，也在逐步扩大在金融资产方面的投资。有投资就有风险，尤其是在这个商品化经济的社会。现今企业领导者越来越重视对金融资产投资风险的控制。本文从金融资产的含义出发，对金融资产投资对企业发展的重要性进行简略分析，最后就我国企业在金融资产投资方面面临的问题提出几点建议，为企业加强对金融资产投资风险的控制，起到抛砖引玉的作用
关键词：企业 金融资产投资 重要性 风险 问题建议
一、金融资产及金融资产投资的含义
金融资产简单来讲就是企业、单位、个人所拥有的具有价值形态的一种资产形式。是企业对具有实物形态资产进行索取的一种无形的权利。是通过对在金融市场上进行有组织的交易、对资产进行现实价格和未来估价的一种金融工具的总称。金融资产总体最大的特点是能为在金融市场中的交易者提供短期的或者长期的现金货币流量。具有货币性、流通性、风险性、收益性的特征。而金融资产投资是存在于商品经济领域的一种概念，并且伴随着资本主义滋生发展而不断完善而成熟的。主要的投资形式分为三类：证券投资、基金投资和金融资产中的衍生工具投资。在现今的企业投资发展中占有十分重要的地位。
二、金融资产投资对现今我国企业发展的重要性
我国企业进行金融资产投资主要是为了在这个商品化的经济时代，获得更大的经济效益，将企业中闲置的资金充分的运转起来。企业进行金融资产的投资不仅能对企业中的资产进行结构上的优化，还能实现企业资产的多方式投资，对早日实现企业的发展目标，提高企业效益具有十分重要的作用。具体来讲企业进行金融投资可以分为三种。
首先，企业利用证券的方式进行金融投资，把企业中的资金充分的使用起来，提高利用率，并且通过对企业资金的投资方向进行实时的调节，实现企业资源优化使用。对促使企业科学管理和提高企业声誉方面具有良好的辅助作用。
其次，企业利用基金的方式进行金融投资，这是企业对自己投资渠道的一种扩展。相对于证券投资来说风险性较小，因为基金投资，是由企业中专业的投资领导者将很多小投资者的资金集合起来，再通过科学的分析、管理后进行的一种组合投资方式。运用基金投资一般会给企业带来不错的经济回报率，同时对于小投资者而言也是一种将资金充分利用，提高投资收益的新型投资方式。
最后，对金融资产中衍生工具的投资，这种资产投资方式的优势在于能够加快经济活动中信息的传播。金融衍生工具投资价格的行程过程中，还能将企业资产资源进行优化利用，加快企业资金的流动性，对提高企业经营效率具有很大的作用。
三、现今我国企业再对金融资产投资风险过程中面临的问题
1.企业进行金融资产投资中对证券投资面临风险问题
任何投资都存在一定的风险，企业进行证券投资面临的风险主要是指在其投资过程中，由于决策不当、盲目投资等原因，引起企业对金融证券投资后，没有达到企业预期设想的回报率，而使企业资产损失。如果企业遭受证券投资风险，一方面，会使企业金融决策者心理期待回报率降低或者改变，另一方面，金融市场证券交易价格也会随之发生变化。直接会使企业在金融证券投资中获得的收益降低。如果金融市场中证券的价格上下波动频率加大，一些投机过度的连带企业投资行为也会随之而产生，比如：企业看到证券价格在涨，就加大投资，却忽略了交易市场价格变化，如果证券价格一旦降低，企业金融证券投资行为就会失败。
2.企业进行金融资产投资中对基金投资面临风险问题
现今我国企业進行金融投资主要方式是基金投资。其投资过程主要是将很多的小额的资金通过专家的集中后，再进行的投资。由于整个基金投资是由多个投资者的投资资金组成的，所以投资风险相对较小。但是投资风险还是存在的。比如：企业虽然将众多资金集中起来，但是却缺少专业的投资专家进行管理和运行，直接造成基金的管理不当，增加后期的基金投资风险；企业把对基金的投资当作企业对资产的储备，不重视基金购买的种类，投资时为了追求高利益回报，在具有高风险的金融交易市场中进行基金购买等不当的基金投资行为都增加企业基金投资风险。
3.企业进行金融资产投资中对衍生金融资产投资面临风险问题
衍生金融资产投资是现今企业在金融资产的一种新型投资方式。对于传统的企业金融投资管理来说，存在一定的挑战。其投资风险相对与以上两种都较大。因为衍生资产的投资动用的企业现金资产较大，会使企业中的现金流量产生较大的波动变化。企业进行衍生金融资产投资，会对企业资产价值产生影响，在一定程度上会增加企业财务管理的负担。比如：衍生金融资产投资中包括期权债券的投资，这种投资如果投资得当，会给企业带来很高的投资收益率，如果投资不当则会大幅度的降低投资收益率甚至造成投资资金的亏损，价格风险、投资中反被控制风险、受到金融市场规则交易风险等等。总之，企业要对衍生金融资产的投资需谨慎，否则会给企业带来难以估量的影响。
四、我国企业应对金融资产投资风险的防范措施
虽然金融市场交易存在极大的不确定性，投资风险是不可避免的。但是随着人们对金融投资领域的不断研究，各国金融专家通过对金融投资失败或成功现象的科学分析，也总结出了一些规避金融投资风险的方法策略。主要表现在一下几个方面：
1.企业应对证券投资风险的防范措施
为了降低企业对证券金融投资的风险。首先，企业可以在投资之前进行全面的证券金融市场调查，进行有目的的金融投资。其次，利用科学的投资理论指导。比如：投资组合理论，对证券投资采用分散化的投资方式，降低整体证券投资风险。再次，证券投资要进行证券投资风险衡量，科学计算在证券投资过程中，投资本金可能遭受的损失率与如果投资成功所得的收益率之间谁大谁小进行比较。通过比较后再进行投资。最后，利用科学的证券投资衡量方法，在现今证券投资风险控制中，主要存在三种衡量方法。（1）计算在证券投资中，企业所期望的收益低于投资收益的概率，简单来讲就是估计企业证券投资资金可能损失的多少。（2）对证券投资出现负收益的概率进行计算，其计算原则是把企业证券的投资当作是本金投资，如果投资损失就是企业本金遭受损失，其计算投资风险的概率就是计算本金出现投资损失的可能性的大小。（3）用方差和标准差的计算方式来计算证券投资风险。运用这种计算方式不仅同时把证券收益高于或低于企业预计的收益概率计算在内，而且也对投资收益和预计收益之间的相差额度进行了对比计算。
2.企业应对基金投资风险的防范措施
首先，要在企业内部树立合理的基金投资理念，聘请专业的基金投资专家和投资团队对企业基金投资进行专业化管理，降低投资风险。其次，虽然基金投资的风险率较低，但是要合理对资金投资进行管理，只有专业化得管理才能给企业带来稳定的收益。再次，在投资之前要对基金的种类进行全面的分析，明晰不同基金投资中的不同基金投资风险，避免在高风险的基金中进行投资。最后，在基金购买时，树立合理的基金价格和新旧基金购买观念，不要盲目的跟从，错失投资良机。
3.企业应对衍生金融资产投资风险的防范措施
首先，要在企业内部建立完善的衍生金融资产投资风险控制的组织机构。其最高的投资决策领导人应该是企业的董事会，对整个组织进行行为规范，通过加强部门与部门之间的联系，来保证企业投资资金的安全。衍生资产的投资要严格按照国家规定，进行交易。其次，在企业中设置合理的衍生金融资金投资指标，因为衍生金融资产的投资会引起较大的企业现金流动和财务变动。所以要严格制定投资指标，及时观察衍生资产投资情况，计算投资资产余额，对衍生资产投资采用弹性投资原则，保证交易资金的安全。最后，要严格的控制期权债券金融资产投资中的风险，注重投资的内部收益率，进行期权债券投资要对投资发展前景好的期权价值稳定的主体进行投资，从而降低分风险。慎重对可转换债券的投资，在选择时，要选择正在处于发展良好发展时期，但是债券价格转换较低的公司之中进行购买，一旦债券价格上涨，看准时机，进行转换，增加企业金融资产投资收益。
综上所述：我国企业为了适应新的发展需要，获得更多的经济效益，加大金融资产的投资是十分必要的。但是要认识到有投资就有风险，我国企业要想降低金融资产投资风险。就要全面认识金融资产结构和企业进行金融资产的投资重要性。吸取国内外企业金融资产投资经验，加深对投资方式的了解和其中投资风险的认识。不断摸索创新，对不同的金融投资方式采取不同的规避风险投资措施。从而促进自己企业在金融资产投资领域获得较快发展，取得更大的经济效益。
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人才资源实证管理分析论文范文第6篇
摘要:采用1980-2005年人民币实际有效汇率和福建省进出口贸易的年度数据进行协整分析，结果表明，福建省进出口贸易与人民币实际有效汇率之间没有长期的稳定的均衡关系，人民币实际有效汇率并不是影响福建省进出口贸易发展的决定性因素。
关键词:实际有效汇率;进出口贸易;协整分析
福建省是中国距离东南亚、西亚、东非和大洋洲最近的省份之一，是中国与世界交流的重要门户。改革开放30年以来，福建充分利用中央赋予的“特殊政策、灵活措施”，发挥“侨、海、山、特”等省情优势，不断深化改革，扩大开放，大力发展外向型经济，对外贸易取得了令人瞩目的成就。2007年福建省进出口贸易额达到744.58亿美元，年均增长22.16%，总体规模比1979年扩大了272倍。其中出口额达到499.43亿美元，年均增长20.89%，扩大203倍；进口额245.15亿美元，年均增长27.45%，扩大891倍；增速均高于全国平均水平。进出口总额占全国比重从1979年的0.9%上升为2007年的3.4%，2007年进出口总值位居全国第七位，其中出口名列第六，在全国对外贸易中具有举足轻重的地位。进出口贸易是福建省经济贸易的重要组成部分，其变动会对全省经贸产生较大影响。自2005年7月21日人民币对美元交易价格调整为1美元兑8.11元人民币以来，人民币持续升值，2007年12月28日，人民币对美元汇率中间价为1美元兑7.3046元人民币，累计升值幅度达11.03％。在这种形势下，福建省进出口贸易与人民币汇率变动的关系如何，人民币汇率变动特别是人民币持续升值究竟会对福建省的进出口贸易产生什么样的影响，影响程度如何，这些问题，无论是从现实意义的角度来看，还是从长远发展的需要出发，都是值得分析和研究的。
一、基本理论综述和研究现状
1.基本理论综述
有关汇率变动对进出口贸易影响的理论很多，最早起源于重商主义学派的有关论述，后来出现了马歇尔-勒纳-罗宾逊的有关汇率变动对贸易收支的弹性分析理论，哈罗德（R.F.Harrod）、劳埃德·梅茨勒（L.Metzler）、弗里茨·马克鲁普（Fritz Machlup）为代表的经济学家用凯恩斯的宏观经济理论和乘数理论分析收入变动对国际收支的调节作用的收入分析理论，詹姆士·米德（James.Meade）和西德尼·亚力山大(S.Alexander)以凯恩斯的宏观经济理论为基础提出的吸收分析理论以及20世纪60年代的汇率不完全传递理论等等。其中，弹性分析理论是最有影响力的理论之一。
弹性分析理论产生于20世纪30年代，由英国经济学家马歇尔提出，后经英国女经济学家琼·罗宾逊和美国经济学家勒纳等人发展而成，它主要是通过对进出口商品的供求弹性的分析来研究汇率变动对进出口贸易的影响程度。
一般地说，一国货币贬值有利于扩大出口，抑制进口，而货币升值有利于扩大进口，抑制出口。弹性分析理论认为，在只考虑汇率变化对进出口商品的影响、贸易商品的供给完全有弹性、充分就业与收入不变、没有资本移动等假设条件下，只有当进口商品和出口商品需求弹性的绝对值之和大于1，即满足著名的马歇尔－勒纳条件，本币贬值才能通过进出口商品价格的变化引起进出口数量的变化，改善一国对外贸易从而改善国际收支。因为，如果这两种弹性的绝对值之和大于1，一国货币贬值后，出口商品以外币表示的价格相对降低，于是出口增加，如果国外的需求弹性越大，则出口数量增加得越多，出口额增加得越大；进口商品以本币表示的价格相对提高，于是进口减少，如果国内的需求弹性越大，则进口减少得越多，进口额下降得越大，结果是出口额增加，进口额减少，从而国际收支得到改善。
但是，弹性分析理论忽视了时间因素对货币贬值改善国际收支效果的影响。大量实践表示，即使具备了马歇尔－勒纳条件，货币贬值也不能马上改善贸易收支，而是存在一定的“时滞”。即在货币贬值初期，以外国货币表示的出口商品的价格已经下降，但出口量因本国企业调整生产、增加产量、增加对外销售都需要一段时间而没有明显增加，同时，以本国货币表示的进口商品的价格已经上升，但进口量因国内消费者在认识、决策甚至找到进口替代品和生产这些进口替代品也都需要一段时间而没有明显减少，结果，贸易收支非但没有得到改善，反而进一步恶化。只有经过一段时间当以上惯性消失，贸易收支才会得到改善。这个过程用曲线描述出来，就像英文字母“J”，所以称作“J曲线效应”。 这一变化过程可能会维持数月甚至一两年，根据各国不同情况而定。
2.研究现状
汇率变动对进出口贸易影响的研究，一直是国际金融领域的热点问题和难点问题。近年来，我国学者关于人民币汇率与进出口贸易关系的研究也取得了不少实证分析方面的成果，但是由于不同学者研究的角度不尽相同，选取的样本区间有所不同，使用的方法参数也不太一样，因此，研究的结论大相径庭，意见分歧也很大。
卢向前、戴国强（2005）运用协整向量自回归（cointegrating VAR）的分析方法，对1994－2003年人民币实际汇率波动与我国进出口之间的长期关系进行实证检验，结果表明，人民币实际汇率波动对我国进出口存在着显著的影响，马歇尔－勒纳条件成立，人民币实际汇率波动对进出口的影响存在J曲线效应；李亚琼、黄立宏（2006）采用1978—2000年的数据，通过实证研究，计算出我国的进出口需求弹性绝对值之和为1.643，认为我国满足汇率贬值改善国际收支的必要条件。而任兆璋、宁忠忠（2004）使用1978－2002年的数据对中国对外贸易收支差额与人民币实际汇率之间的关系进行分析，发现二者间不仅判定系数低（Adj-R2=0.2160），且协整检验和Granger因果关系分析均显示不存在长期均衡关系；沈国兵、杨毅（2005）对1990—2004年月度数据进行Johansen检验，结果表明，中国进出口与人民币实际有效汇率之间没有稳定的协整關系，也没有系统性相互影响和决定关系；陈晨子（2007）使用协整理论分析1986年1月至2007年1月的数据，得出了人民币汇率与中国对外贸易额不存在长期均衡关系的结论；徐炜、孙俊（2008）通过对1994年1月至2005年7月、2005年8月至2006年11月这两个阶段的人民币实际有效汇率、我国进口总额、出口总额的月度数据进行相关处理，利用向量自回归模型和格兰杰因果检验模型，研究表明，随着2005年7月21日汇率制度改革的实施，人民币实际有效汇率对我国进出口的影响正在减小。
当人们在研究人民币汇率变动与进出口贸易的关系的同时，也有一部分人把目光转向区域领域，研究人民币汇率变动与区域进出口贸易的关系，也取得了一些进展，但总的来说，研究成果相对较少。
刘传哲、陈寒凝、贾彦利（2004）通过实证分析，发现江苏省出口贸易额的增长与汇率变动明显正相关；戴世宏（2006）采用对数形式进行实证分析，结果表明，人民币汇率贬值有力地促进了上海市出口贸易的增长；王春平、刘传哲（2007）通过协整检验发现人民币实际有效汇率与山东出口贸易额呈显著的正相关关系；康慧、卢方元（2007）采用协整分析方法研究表明人民币实际汇率与河南省进出口存在长期均衡的关系且进出口商品需求弹性系数的绝对值之和大于1；马麟艳、肖留春（2007）通过实证分析，认为人民币实际汇率变动对云南进出口影响不大；韩萍、任梅春（2006）通过计量分析的结果表明福建省对外贸易出口额、进口额与人民币实际汇率之间存在的弹性关系不大，相关性较弱，而GDP对福建省的进出口贸易影响显著。
二、人民币汇率变动对福建省进出口贸易影响的实证分析
1.模型的设立
根据一般经济理论，影响一国进出口贸易最主要因素是进出口商品的相对价格，而影响进出口商品相对价格的关键因素就是汇率，除此之外，实际国民收入水平也是影响一国进出口贸易的重要因素。但根据弹性分析理论的假设条件，我们假定国内外消费者的实际收入不变，只考虑汇率变化对进出口贸易的影响，同时为了使各个序列趋势线性化，以消除异方差性，对各个序列取自然对数，建立模型：
出口模型：（1）
进口模型：（2）
其中，t为时间，Xt为出口额，Mt为进口额，REERt为人民币汇率。
2.数据来源及说明
(1)采用的数据是年度数据，样本期为1980－2005年，选择从1980年开始主要是考虑改革开放以后，随着我国外贸体制、外汇管理体制改革的深入，人民币汇率作为价格杠杆对进出口贸易的调节作用才日益凸显。
(2)按汇率是否经过价格调整，人们通常把汇率分为名义汇率（Nominal Exchange Rate）和有效汇率（Effective Exchange Rate）。名义汇率即现实外汇市场交易中的汇率。有效汇率是一种货币相对于其他多种货币双边汇率的加权平均数1。在实证过程中，人们通常把有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率。
名义有效汇率（Nominal Effective Exchange Rate，简称为NEER）是以贸易比重为权数的有效汇率，它所反映的是一国货币在国际贸易中的总体竞争力和总体波动程度。将名义有效汇率剔除该国当年的相对物价指数，就得到实际有效汇率（Real Effective Exchange Rate，简称为REER）。与名义汇率、名义有效汇率相比，实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加全面地反映一国货币的对外价值。本文采用人民币实际有效汇率来研究汇率变动对进出口贸易的影响。
(3)福建省进口额、出口额数据均来自历年《福建统计年鉴》，人民币实际有效汇率来自国际货币基金组织提供的国际金融统计。实际有效汇率上升表示本币升值，下降表示本币贬值。
3.单位根检验
古典回归模型通常要求自变量和因变量序列是平稳的。但是在经济领域中遇到的时间序列大多是非平稳的，如果直接将非平稳的时间序列运用最小二乘法进行回归，那么很容易导致虚假结果，即存在“虚假回归”现象。因此，在对时间序列进行计量分析之前，必须先检验各序列的平稳性。使用Eviews5.1软件，采用ADF方法对时间序列lnXt、lnMt、和lnREERt进行单位根检验，在检验过程中根据AIC和SC最小来选择滞后阶数，根据各个序列的特点来选择是否包含趋势项或常数项。检验结果如下表：
表 1980-2005年有关时间序列单位根检验结果
根据ADF检验的结果，lnXt、lnMt、lnREERt都是一阶单整序列，可以进行协整检验分析。
4.EG协整分析
在现实生活中我们会发现，虽然有一些经济变量本身是非平稳序列，但它们的线性组合却可能是平稳序列，这种线性组合反映了它们之间具有非常密切的长期均衡关系，称为协整关系。根据Engle和Granger在1987年提出的协整理论，检验因变量和解释变量之间是否存在协整关系主要是检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。
检验步骤如下（以两变量检验为例）：
步骤一：若序列Xt与Yt都是一阶单整序列，建立回归模型：
用OLS法对模型进行估计，得到残差序列
步骤二：用ADF检验来判断残差序列 是否是平稳的。如果 是平稳的，则Xt与Yt之间存在协整关系，亦即说明它们之间存在着一个长期稳定的比例关系；如果 是非平稳的，则Xt与Yt之间不是协整的。
1.出口模型的协整分析
使用Eviews5.1软件对出口模型回归估计，得到
（3）
（12.5049）（－6.9324）
R-squared＝0.6669
对残差 进行单位根检验，结果如下：
检验结果显示，残差 序列不能拒绝原假设，序列存在单位根，因此可以确定序列是非平稳序列，lnXt与lnREERt之间不存在协整关系，即福建省出口贸易与人民币实际有效汇率之间不存在长期均衡关系。
2.进口模型的协整分析
使用Eviews5.1软件对进口模型回归估计，得到
（4）
（13.9241）（－7.4430）
R-squared＝0.6977
对残差 进行单位根检验，结果如下：
检验结果显示，残差 序列不能拒绝原假设，序列存在单位根，因此可以确定 序列是非平稳序列，lnMt与lnREERt之间不存在协整关系，即福建省进口贸易与人民币实际有效汇率之间不存在长期均衡关系。
三、结论
通过使用1980-2005年人民币实际有效汇率和福建省进口总额、出口总额的数据进行协整分析，可以发现，福建省进口总额、出口总额与人民币实际有效汇率之间并没有长期的稳定的均衡关系。由此可见，人民币实际有效汇率并不是影响福建省进出口贸易发展的决定性因素，期待通过汇率政策的调整来促进福建省进出口贸易又好又快发展也是不现实的。因此，面对人民币持续升值的状况，福建省对外贸易大可不必反应过敏，如临大敌，甚至杞人忧天；相反，应以积极的态度、有力的措施应对人民币进一步升值的压力和国际贸易环境进一步恶化的形势下，切实加强“软硬件”建设，提升自身整体实力，促进外贸增长方式由粗放型向集约型转变，优化进出口商品结构，实现产业升级；同时，继续实施市场多元化战略，努力开拓国际市场，大力支持并鼓励企业“走出去”，参与国际分工，走自主化、差异化、品牌化之路，提高国际竞争力，促进进出口贸易持续稳定增长。
参考文献：
[1]邵学言 肖鹞飞:国际金融[M]. 中山 ：中山大学出版社，2004.
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[4]李亚琼 黄立宏:汇率变动对进出口影响的實证分析[J].经济数学，2006,（2）：162-169.
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[12]康 慧 卢方元:人民币汇率对河南省进出口贸易影响的实证分析[J].科学与管理，2007，（3）：47-48.
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作者简介：林以琳(1977—)，女，汉族，漳州职业技术学院经济管理系，财经教研室主任，讲师，主要研究方向:金融、贸易。
