第一篇：我國稅收增加影響因素的實(shí)證分析

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我國稅收增加影響因素的實(shí)證分析

作者：尹海祝 袁汝華

來源：《沿海企業(yè)與科技》2005年第11期

[摘 要]我國的稅收增長遠(yuǎn)遠(yuǎn)快于GDP的增長速度，讓很多人感覺是我國的稅賦大高。但事實(shí)如何呢?文章通過對稅收增長的三個(gè)影響因素進(jìn)行分析，從中找出對我國的稅收增長影響最大的影響因素，并提出可能的建議。

[關(guān)鍵詞]可比價(jià)GDP；當(dāng)年GDP；國稅收入；地稅收入

[中圖分類號]P275

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

第二篇：對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實(shí)證分析

對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款影響因素的實(shí)證分析

內(nèi)容摘要：進(jìn)入90年代以后,我國居民儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速 度。我國居民儲蓄存款持續(xù)增長這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。本文首先從理論 角度對影響我國居民儲蓄因素進(jìn)行分析。其次從現(xiàn)實(shí)出發(fā)，建立多元線形回歸模型，將收集 1991～2004年的數(shù)據(jù)代入模型進(jìn)行修正檢驗(yàn)，剔除不顯著因素，并分析原因,從而最終確定 影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款持續(xù)的主要因素。

關(guān)鍵詞:居民儲蓄存款；實(shí)證分析；主要因素

改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)獲得快速發(fā)展,人民生活水平普遍提高。進(jìn)入90年代以后,我國居民

儲蓄存款余額始終保持在兩位數(shù)的增長速度。截至2004年底，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額為 119555.4億元，與1991年相比，14年間我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款余額增長了近17倍。我國居民 儲蓄持續(xù)增長這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象引起國內(nèi)理論界的廣泛關(guān)注。本文將從現(xiàn)實(shí)出發(fā)對影響居民儲蓄

主要因素進(jìn)行實(shí)證分析。

一、對影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄余額的主要因素分析

現(xiàn)實(shí)中，影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的因素有很多，其中主要的有：

首先，城鎮(zhèn)居民的收入水平。根據(jù)凱恩斯基本心理定律，邊際消費(fèi)傾向(MPC)是遞減的。相 應(yīng)可推知邊際儲蓄傾向(MPS)是呈遞增的趨勢，即隨著收入的增加，儲蓄以更大的比率增加。

其次，消費(fèi)品的價(jià)格。不同的消費(fèi)品具有不同的需求價(jià)格彈性，因此，價(jià)格的變化對消費(fèi)額

也就有著不同的影響。對于需求價(jià)格彈性大的消費(fèi)品，價(jià)格上升會(huì)降低消費(fèi)量，價(jià)格下降

則反之。由此可見，居民消費(fèi)商品的結(jié)構(gòu)會(huì)影響居民消費(fèi)額大小，進(jìn)而影響居民儲蓄額的變

化。

再次，儲蓄利率。按照古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)：利率對儲蓄的作用是單一的、正方的和十分有力的。其中單一和正方向是指利率對儲蓄的作用只有一個(gè)即利率的提高可以刺激儲蓄、抑制消

費(fèi)；利率的降低則抑制儲蓄、刺激消費(fèi)。然而，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論提出利率對儲蓄的作用可能是

雙重的，既有正向作用也有反向作用。但是，不管古典經(jīng)濟(jì)學(xué)還是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)都指出，利率的變動(dòng)都會(huì)對儲蓄額產(chǎn)生影響，是一個(gè)影響儲蓄的重要因素。

第四，證券市場對資金的吸納程度。證券市場的籌資作用一定程度上會(huì)對居民儲蓄存款起到

分流的作用。從債券市場來看：我國債券發(fā)行主要以國債為主，由于國債發(fā)行利率高于目前

銀行存款實(shí)際利率水平，一定程度上吸引了居民大量購買，客觀上對居民存款起到分流的作

用；自1990年底上交所和深交所成立以來，我國股票市場籌資額由1991年的5億元增長到200 4年的1151億元，股市的發(fā)展客觀上也會(huì)對居民的儲蓄額產(chǎn)生一定影響。

第五,其他因素。居民儲蓄行為的決定是一個(gè)相當(dāng)復(fù)雜的過程,影響居民儲蓄的因素除了以

上所述的一些主要影響因素以外還有很多。例如,在經(jīng)濟(jì)改革的過程中,國企改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

調(diào)整以及政策性等因素都會(huì)使居民對未來收入和支出的預(yù)期發(fā)生很大變化。由于這些因素?zé)o

法用數(shù)據(jù)表達(dá),不易進(jìn)行定量分析，所以用隨機(jī)變量(ｕ)來進(jìn)行處理。

綜上所述，我國城鎮(zhèn)居民儲蓄存款理論函數(shù)方程可表示為：

S=f(Y,CPI,R,T,B,u)

>0,<0,>0,<0,<0

式中S表示城鎮(zhèn)居民儲蓄存款量，CPI表示居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，R表示一年期存款利率，T表示 股票籌資額，B表示國債發(fā)行額，u為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。其中Y,R的一階偏導(dǎo)大于0表明和S呈正相 關(guān)關(guān)系；CPI,T,B的一階偏導(dǎo)小于0表明和S呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；u的符號不確定。

二、城鎮(zhèn)居民儲蓄的實(shí)證分析

根據(jù)1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)(如表二)，建立多元線形回歸模型，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews，采用普通最小二乘法(OLS)，對我國城鎮(zhèn)居民儲蓄函數(shù)進(jìn)行

多元回歸分析，進(jìn)而分析出影響我國城鎮(zhèn)居民儲蓄行為的主要因素。

表二：1991年～2004年我國城鎮(zhèn)居民儲蓄有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)一覽表

年份〖〗城鎮(zhèn)居民儲蓄存款額S(億元)〖〗城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入Y(億元)〖 〗居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI〖〗一年期存款實(shí)際利率R(%)〖〗A股籌資額T(億元)〖 〗國債發(fā)行額B(億元)

1991〖〗6790.9〖〗1700.6〖〗100.0〖〗3.81〖〗5.00〖〗281.25

〖BH〗1992〖〗8678.1〖〗2026.6〖〗106.4〖〗1.16〖〗50.00〖〗460.78

〖BH〗1993〖〗11627.3〖〗2577.4〖〗122.0〖〗-3.68〖〗194.83〖〗381.31

〖BH〗1994〖〗16702.8〖〗3496.2〖〗151.4〖〗-13.12〖〗49.62〖〗1137.55

〖BH〗1995〖〗23466.7〖〗4283.0〖〗177.3〖〗-6.13〖〗22.68〖〗1510.86

〖BH〗1996〖〗38520.8〖〗4838.9〖〗192.0〖〗-0.73〖〗224.45〖〗1847.77

〖BH〗1997〖〗46289.8〖〗5160.3〖〗197.4〖〗3.46〖〗655.06〖〗2411.79

〖BH〗1998〖〗53407.5〖〗5425.1〖〗195.8〖〗6.03〖〗443.05〖〗3808.77

〖BH〗1999〖〗59621.8〖〗5854.0〖〗193.0〖〗3.68〖〗572.63〖〗4015.00

〖BH〗2000〖〗64332.4〖〗6280.0〖〗193.8〖〗1.84〖〗1007.41〖〗4657.00

〖BH〗2001〖〗71188.7〖〗6859.6〖〗195.1〖〗1.58〖〗751.50〖〗4884.00

〖BH〗2002〖〗86910.7〖〗7702.8〖〗193.6〖〗2.75〖〗723.14〖〗5934.30

〖BH〗2003〖〗103617.7〖〗8472.2〖〗195.9〖〗0.79〖〗744.77〖〗6280.10

〖BH〗2004〖〗119555.4〖〗9421.9〖〗203.5〖〗-1.63〖〗626.68〖〗7022.00〖BG)〗

資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1991年～2004年；中國人民銀行網(wǎng)站http:///。注：1居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)是以1991年為基期經(jīng)過計(jì)算得到的。

2一年期存款實(shí)際利率R(%)是根據(jù)公式：存款實(shí)際利率=存款名義利率－通貨膨脹率

計(jì)算得出

(一)模型建立。建立多元線性回歸模型為:S=+Y+CPI+R+T+B+ｕ。式中S是被解釋變量，(i=1, 2,…,6)是回歸參數(shù)，ｕ是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，Y、CPI、R、T、B是解釋變量，而且隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)ｕ滿 足同方差和無自相關(guān)的假定。

(二)顯著性檢驗(yàn)。下面利用多重可決系數(shù)Ｒ

2、統(tǒng)計(jì)量ｔ服從ｔ(ｎ-ｋ)分布,統(tǒng)計(jì)量Ｆ服從 Ｆ(ｋ-1,ｎ-ｋ)分布,分別對模型的擬合優(yōu)度,回歸系數(shù)以及回歸方程的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)。運(yùn) 用Eviews軟件對表二中的具體數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸得出的分析結(jié)果整理如下：

Ｓ=-3289.720+18.62651Y-245.4106CPI+723.5842R-0.666275T-0.551063B

(-0.66611)(6.038548)(-3.874749)(3.466079)(-0.198790)(-0.666110)

=0.9962,2=0.9939, Ｆ=421.8471

上式中，括號內(nèi)的數(shù)值為ｔ檢驗(yàn)值。首先我們觀測到解釋變量所對應(yīng)的參數(shù)符號與經(jīng)濟(jì)意義

上應(yīng)變量和解釋變量的關(guān)系相一致。再次從回歸方程的各項(xiàng)數(shù)據(jù)可以看出,該回歸方程對我國居民儲蓄行為具有較強(qiáng)的解釋能力，居民儲蓄中99.4%的部分都可以從該回歸方程中得到

說明。取顯著性水平為0.05，即置信度為95%,查表得到的統(tǒng)計(jì)量ｔ和統(tǒng)計(jì)量Ｆ的臨界值分別

為(8)=2.3006和(5,8)=3.69。由于Ｆ>(5,8),所以認(rèn)為回歸方程顯著成立，擬合優(yōu)

度比較好。分析t值我們發(fā)現(xiàn)解釋變量Y、CPI、R所對應(yīng)的∣t∣均大于(8),說明解釋變量

Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響；而解釋變量T、B及截?fù)?jù)項(xiàng)C所對應(yīng)的∣t∣小于ｔ的臨 界值,說明解釋變量T、B及截?fù)?jù)項(xiàng)C對居民儲蓄影響不顯著。因此須剔除解釋變量T、B進(jìn)行回 歸，得到如下回歸結(jié)果：

Ｓ=-2582.307+17.98528Y-242.3026CPI+670.5245R

(-0.618027)(39.20434)(-17.39394)(-3.874749)

Ｒ2=0.9960,2=0.9950,Ｆ=859.2744

從新建立回歸方程的各項(xiàng)數(shù)據(jù)可以看出：Ｒ2接近于1，表明模型的擬合優(yōu)度較好。

選擇顯著性水α＝0.05，查表得到的統(tǒng)計(jì)量ｔ和統(tǒng)計(jì)量Ｆ的臨界值分別為(10)=2.228和

(3,10)=3.71。由于Ｆ>(3,10),所以認(rèn)為回歸方程的顯著性較強(qiáng)。同時(shí)解釋變量Y、CP

I、R所對應(yīng)∣t∣值均大于ｔ的臨界值，說明解釋變量Y、CPI、R對居民儲蓄存在顯著影響

。綜上所述，可以看出新建方程的擬合優(yōu)度較好，對應(yīng)變量城鎮(zhèn)居民儲蓄額S具有較強(qiáng)的解

釋力。

(三)異方差性檢驗(yàn)

由于所選用的樣本數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，可利用ARCH方法進(jìn)行檢驗(yàn),，檢驗(yàn)異方差性的核心

問題是判斷隨機(jī)誤差項(xiàng)的方差與解釋變量觀測值之間的相關(guān)性。選取滯后期間為3,即ARCH過

程的階數(shù)p=3。利用Eviews軟件計(jì)算結(jié)果：(n-p)R2的值為0.8905。給定α＝0.05的條

件下，查分布表得臨界值(3)=7.8147。因?yàn)?n-p)R2=1.475<(3),所以接收原假設(shè)，表

明模型中不存在異方差。

(四)自相關(guān)檢驗(yàn)

利用杜賓—瓦特森檢驗(yàn)法進(jìn)行自相關(guān)性檢驗(yàn)。利用Eviews軟件計(jì)算得到ＤW的值為1.5945。

在給定顯著性水平α＝0.01的條件下，查表得到DW的臨界值的上下界分別為=0.547和=1

.490，因?yàn)椋腤>，所以認(rèn)為回歸方程的擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)。

(五)多重共線性檢驗(yàn)

利用多元相關(guān)分析法,計(jì)算各個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如下：Y和CPI的相關(guān)系數(shù)為0

.8526；Y和R的相關(guān)系數(shù)為0.2093；CPI和R相關(guān)系數(shù)為0.1986。從數(shù)據(jù)看,認(rèn)為回歸方程的解 釋變量間不存在多重共線性，回歸方程較為真實(shí)地反映了解釋變量之間的關(guān)系。

(六)樣本數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化。

在經(jīng)濟(jì)分析和決策中，我們需要了解各個(gè)解釋變量的相對重要性，由于偏回歸系數(shù)與變量的原來單位都有直接關(guān)系，單位不同，彼此不能直接進(jìn)行比較，這就涉及到對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)

準(zhǔn)化的問題。下面我們對變量S、Y、CPI、R的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，得到如下結(jié)果：

SS=0.7495YY+0.1586PP+0.0901RR+0.0740

其中SS、YY、PP、RR分別對應(yīng)S、Y、CPI、R標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)值。由此可看出在城鎮(zhèn)居民儲蓄存 款模型中，解釋變量對應(yīng)變量S的影響程度按降序排列依次為：Y、CPI、R。

三、結(jié)論

通過以上分析，我們可以得出如下結(jié)論：

1目前的城鎮(zhèn)居民儲蓄持續(xù)增長主要是由于城鎮(zhèn)居民收入的不斷提高所引起的。改革開放

以來，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展使人民生活日益改善，相應(yīng)的居民收入水平不斷提高。今后隨著經(jīng)濟(jì)不

斷向前發(fā)展，收入水平對我國居民儲蓄存款的作用將更加顯著。

2消費(fèi)品的價(jià)格水平對城鎮(zhèn)居民儲蓄額具有反向影響。自1992年以來，我國居民消費(fèi)物價(jià) 指數(shù)的增幅呈減緩趨勢，這客觀上對城鎮(zhèn)居民儲蓄額的不斷增加起到了一定的推動(dòng)作用。

3實(shí)際利率對城鎮(zhèn)居民儲蓄額增加作用也是不可忽視的。雖然2003年以來居民儲蓄存款的實(shí)際利率較上年略有下降，2004年居民儲蓄存款的實(shí)際利率曾一度達(dá)到負(fù)值，但縱觀十多年

變化趨勢，我們可以看出實(shí)際利率總體水平是呈上升趨勢的，從而支撐著城鎮(zhèn)居民儲蓄額的不斷增加。

4在檢測中我們也發(fā)現(xiàn)，A股籌資額和國債發(fā)行額對城鎮(zhèn)居民儲蓄存款的影響并不顯著，這 與前面的理

論分析存在不一致。究其原因：由于目前我國的社會(huì)福利保障體系還不健全，隨 著我國勞動(dòng)就業(yè)、養(yǎng)老、醫(yī)療、教育、住房制度改革的深入，個(gè)人負(fù)擔(dān)的比例越來越大，加 之社會(huì)保險(xiǎn)的發(fā)展還有待于進(jìn)一步完善，這些因素使得我國城鎮(zhèn)居民的儲蓄存款呈現(xiàn)剛性。另外由于我國股市起步較晚，在現(xiàn)實(shí)運(yùn)行中還存在許多問題有待于解決，這使得居民入市的 風(fēng)險(xiǎn)加大，居民個(gè)人出于理性考慮，不會(huì)輕易將積蓄投入股市?，F(xiàn)實(shí)中股市籌資額的逐年增 加更多是來自于機(jī)構(gòu)投資者。從國債市場來看，盡管國債發(fā)行額逐年上升，但增加額更多體 現(xiàn)為向金融機(jī)構(gòu)發(fā)行的記賬式國債的增加，而針對居民個(gè)人的憑證式國債的發(fā)行額增幅并不 十分顯著。參考文獻(xiàn)：

(1)王麗華、唐五湘.我國居民儲蓄行為實(shí)證研究.北京機(jī)械工業(yè)學(xué)院學(xué)報(bào).2002,(3)

(2)劉巍.對海南省城鄉(xiāng)居民儲蓄存款總量影響因素的實(shí)證分析.海南金融.2003,(9)

(3)李焰.關(guān)于利率與我國居民儲蓄關(guān)系的探討.經(jīng)濟(jì)研究.1999,(11)

(4)蔡則祥、盧亞娟.我國居民儲蓄存款高增長的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析.經(jīng)濟(jì)問題.2004,(4)

(5)中國統(tǒng)計(jì)年鑒.中國統(tǒng)計(jì)出版社1991-2004

第三篇：我國稅收對居民儲蓄影響的實(shí)證分析（最終版）

《我國稅收對居民儲蓄影響的實(shí)證分析》 概括：主要介紹了稅收與居民儲蓄都是反映我國國民收入和消費(fèi)水平的重要指標(biāo)。理論上政府對個(gè)人征稅,會(huì)減少個(gè)人的可支配收入,從而導(dǎo)致消費(fèi)需求與儲蓄要求降低 凱恩斯的絕對收入假說:

S= a+ sYd

即居民儲蓄(s)取決于當(dāng)前個(gè)人可支配收入Yd 和家庭的邊際儲蓄傾向(S)。當(dāng)前可支配收入是指支付直接稅后的國民收入,因而可以表示為:

Yd= Y(1-t)

在上式中, Y 為國民收入, t為直接稅率, 因而在s與Y既定的情況下,原則上S取決于稅率t的大小。稅率t下降,則Yd 增加,從而家庭儲蓄S增加。

因而稅收對家庭儲蓄行為的影響主要是通過所得稅對個(gè)人可支配收入和儲蓄收益率的影響來實(shí)現(xiàn)的。呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即稅收增加，儲蓄率降低。

但是通過實(shí)證分析,我國的實(shí)際情況并非如此。文中分別從稅收制度完善，中國儲戶國情等方面出發(fā)尋找原因，并提出建議。

在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中的凱恩斯絕對收入假說中提到當(dāng)稅收增加，個(gè)人的可支配收入減少，那個(gè)人的消費(fèi)需求與儲蓄率都會(huì)降低，如果增加的稅收里面包含對利息的所征稅，那稅收對儲蓄的影響產(chǎn)生了替代效應(yīng)，降低了儲蓄率，增加了替代儲蓄的消費(fèi)需求。因此稅收增加對儲蓄率是負(fù)相關(guān)。

然而這個(gè)理論在我國卻行不通。主要是以下原因：

1.快速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)。我國稅收增長是建立在快速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)上的，所以稅收增加的同時(shí)居民的個(gè)人收入也在增長，甚至個(gè)人的可支配收入不減反增，因此儲蓄率也隨之提高。

2.稅法制度的完善。近年來，我國加大了稅收征管力度，同時(shí)在偷稅漏稅方面加強(qiáng)執(zhí)法力度，收回大量違法的稅金，通過這兩方面，使得我國稅收大大增加。

3.中國儲蓄特殊的自身因素。一直以來中國人大多有勤儉持家的傳統(tǒng)美德，正是這種原因，中國人對自己的收入往往傾向于儲蓄，而外國人則是普遍持提前消費(fèi)的觀念，再加上近幾年國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境惡化，國內(nèi)正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的不穩(wěn)定時(shí)期，更加堅(jiān)定了中國儲戶增加儲蓄決心。

然而稅收與儲蓄率呈正相關(guān)同步增加長意味著居民的投資和消費(fèi)減少，長此以往,不利于我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,以下措施促使我國消費(fèi)和投資的增長。

1.適當(dāng)調(diào)整稅制結(jié)構(gòu)。應(yīng)采取更有利于促進(jìn)消費(fèi)和投資的稅制結(jié)構(gòu)，如進(jìn)一步完善增值稅，改進(jìn)消費(fèi)稅，降低總體稅負(fù)。

2.開創(chuàng)多元化的投資渠道。儲蓄率的增加是因?yàn)榫用袢粘５耐顿Y渠道狹小，政府應(yīng)聯(lián)合金融機(jī)構(gòu)給居民提供一些相對安全、利息收入高于銀行存款的投資渠道，滿足龐大的儲戶需求。

3.刺激消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需。降低存貸款利率，發(fā)放消費(fèi)補(bǔ)貼，鼓勵(lì)大家消費(fèi)投資。提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)，增加居民可支配收入，同時(shí)改善國內(nèi)消費(fèi)環(huán)境，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心。

4.健全社會(huì)保障體系。只有當(dāng)基本的生活得到保障時(shí)，大家才愿意吧儲蓄的錢轉(zhuǎn)化為消費(fèi)和投資，特別是對于老年，殘疾或者失業(yè)的人群。

第四篇：上市公司股權(quán)集中度影響因素實(shí)證分析

上市公司股權(quán)集中度影響因素實(shí)證分析

摘要：股權(quán)集中度的高低決定了公司代理問題的本質(zhì)，因此確定合理的股權(quán)集中度有助于降低代理成本，提高企業(yè)價(jià)值，所以邏輯研究的前提是首先要了解影響股權(quán)集中度的相關(guān)因素，本文以北京市上市公司數(shù)據(jù)為樣本，對我國上市公司股權(quán)集中度影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，公司持股主體，公司治理，審計(jì)質(zhì)量都對股權(quán)集中度有影響，在此基礎(chǔ)上還對我國上市公司的治理提出了建議。

關(guān)鍵詞：股權(quán)集中度；影響因素；實(shí)證分析

一、樣本數(shù)據(jù)與變量說明

（一）樣本選擇

本文所選取的樣本是在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的上市公司（所屬地區(qū)為北京市）2011年的截面數(shù)據(jù)為保證數(shù)據(jù)的有效性，清除異常樣本對研究結(jié)論的影響，選取北京市213家上市公司為原始樣本按以下原則進(jìn)行樣本篩選： 從原始樣本中剔除某些數(shù)據(jù)不全的公司9家； 剔除數(shù)據(jù)存在異常的4家最終選取樣本數(shù)為200家。信息來源：RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫。

（二）變量說明

本文主要從股權(quán)集中度，審計(jì)質(zhì)量，持股主體，公司治理這幾個(gè)方面設(shè)置具體變量，各變量定義如下（1）A：股權(quán)集中度，本文中的解釋變量為股權(quán)集中度。實(shí)證中涉及股權(quán)集中度的指標(biāo)主要有： 第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、前十大股東持股比例，這三個(gè)指標(biāo)主要是從絕對數(shù)上衡量股權(quán)集中程度，本文選用前五大股東的赫芬戴爾系數(shù)作為股權(quán)集中度的量化指標(biāo)，（2）B ：股權(quán)結(jié)構(gòu)變量，本文對國家股（B1）、法人股（B2）、流通股（B3），各不同的投資主體分別考慮（3）C：董事會(huì)人數(shù)，本文選取各上市公司的董事會(huì)人數(shù)的自然對數(shù)，（4）D：獨(dú)立董事會(huì)比例，（5）i：會(huì)計(jì)師事務(wù)所，本文選取是否為目前國內(nèi)的十大會(huì)計(jì)師所來解釋審計(jì)質(zhì)量，若是則為1，反之則選為0；

一 基本假設(shè)

假設(shè)1 ： 國家股比例與股權(quán)集中度正相關(guān)。

假設(shè)2： 法人股比例與股權(quán)集中度正相關(guān)。

假設(shè)3 ： 流通股比例與股權(quán)集中度負(fù)相關(guān)。

假設(shè)4：選擇十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所與股權(quán)集中度負(fù)相關(guān)。

假設(shè)5：董事會(huì)人數(shù)與股權(quán)集中度負(fù)相關(guān)

假設(shè)6：獨(dú)立董事比例與股權(quán)集中度負(fù)相關(guān)。

二 模型設(shè)定

二、實(shí)證結(jié)果及分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析

從描述統(tǒng)計(jì)表（表略）中可以看出文章選取了七個(gè)變量，其中股權(quán)集中度變量為被解釋變量，其余六個(gè)為解釋變量，其中會(huì)計(jì)師事務(wù)所變量中若為中國十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所（報(bào)告國際四大事務(wù)所在中國成立的機(jī)構(gòu)）則取值為1，若不是則取值為0，從表中可以看出其均值為0.465，不到50%，說明所屬地區(qū)為北京市的上市公司中有一半以下的公司選取了十大事務(wù)所，股權(quán)集中度變量中最大值超過90%，其均值也有62%，說明我國的股權(quán)集中集中度依然很高，公司第一大股東，前五大股東所占的比重很高，國有股比例均值不到10%說明隨著我國市場化進(jìn)程，和股權(quán)分置改革，國有股所占的比重在下降，獨(dú)董比例的評均值大約為30%，流通股比例的均值達(dá)到了96%，說明股權(quán)分置改革后，我國的流通股比例程度已經(jīng)很高，流通股比例的理想值應(yīng)該是100%，我國應(yīng)該進(jìn)一步加強(qiáng)股權(quán)分置改革。

2.回歸分析

如表所示：會(huì)計(jì)師事務(wù)所，法人股比例，流通股比例這幾個(gè)變量通過了5%水平下的顯著，國有股比例通過了1%水平下的顯著，其中董事會(huì)人數(shù)這個(gè)變量不顯著。得出以下結(jié)果：

國家股比例與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)，假設(shè)1 成立。這也從另一個(gè)側(cè)面說明我國上市公司的股權(quán)仍然在國家的手中占有很大比重。同時(shí)上市公司除國有股外，其他持有人分散風(fēng)險(xiǎn)意識較強(qiáng)，不愿意集中持有一個(gè)上市公司的股票。

對假設(shè)2 的檢驗(yàn)結(jié)果是： 通過回歸分析，我們看到法人股與股權(quán)集中度正相關(guān)，并且t 檢驗(yàn)顯著，假設(shè)2 成立。法人股比例越高，股權(quán)集中程度越高。

對假設(shè)3的檢驗(yàn)結(jié)果是： 通過回歸分析，我們發(fā)現(xiàn)系數(shù)為負(fù)值，流通股與集中度負(fù)相關(guān)，t 檢驗(yàn)顯著，假設(shè)3 成立。由于流通股持有者大多是中小投資者，他們分散風(fēng)險(xiǎn)意識強(qiáng)，一般不會(huì)集中持有一個(gè)上市公司的股票，所以流通股持有呈現(xiàn)分散化； 另外，由于在二級市場進(jìn)行收購兼并的成本大大高于收購法人股或國有股，因而流通股集中的可能性也比較小。

會(huì)計(jì)師事務(wù)所與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)，假設(shè)4不成立，這是由于目前會(huì)計(jì)師事務(wù)所的市場競爭比較大，十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所也不列外，其可能為了業(yè)務(wù)，與被審計(jì)單位合謀。

結(jié)果顯示，董事會(huì)人數(shù)與股權(quán)集中度不存在顯著相關(guān)性，假設(shè)5不成立，中國上市公司董事會(huì)人數(shù)大多為九個(gè)，十一個(gè)，其中獨(dú)立董事一般為三個(gè)，同時(shí)持股超過5%的股東可以推舉董事，然后股東大會(huì)表決通過就可以進(jìn)入董事會(huì)，所以公司第一大股東，前五大股東可以持有公司絕大部分股權(quán)。

結(jié)果顯示，獨(dú)董比例與股權(quán)集中度正相關(guān)，假設(shè)6不成立，在我國獨(dú)立董事常常沒有發(fā)揮其應(yīng)用的作用，甚至有些獨(dú)董，為了獲得，保住其獨(dú)董的位置，與公司控制，擁有者合謀，并且在董事會(huì)規(guī)模一定的情況下，獨(dú)董比例越高，其他董事就越少，就有利于公司股權(quán)集中度提高。

三、結(jié)論及啟示

本文通過對北京市的200 家上市公司進(jìn)行實(shí)證分析得出以下結(jié)論：

（1）上市公司中國有股比例越低，股權(quán)集中度越低。這說明國有股比例是影響上市公司股權(quán)集中度變動(dòng)的一個(gè)主要因素（2）法人股比例越低，股權(quán)集中度越低。這說明發(fā)起人法人股比例是影響上市公司股權(quán)集中度變動(dòng)的一個(gè)主要因素（3）流通股比例與股權(quán)集中度顯著負(fù)相關(guān)，流通股比例越高股權(quán)集中度越低（4）會(huì)計(jì)師事務(wù)所，獨(dú)董比例與股權(quán)集中度顯著正相關(guān)

根據(jù)以上結(jié)論我們得出以下啟示：

1，我國上市公司績效總體不理想的原因有很多，其中一個(gè)重要原因就是股權(quán)集中度過高。因此，適度降低上市公司股權(quán)集中度是我國今后必須完成的一項(xiàng)艱巨任務(wù)。2，是降低股權(quán)結(jié)構(gòu)中國家股的比重。我國特有的股權(quán)二元結(jié)構(gòu)在很大程度上限制了我國市場機(jī)制作用的發(fā)揮。并且由于國家股代表的是國家利益，不利于股權(quán)治理作用的發(fā)揮，隨著股權(quán)改置實(shí)行國有股比重有所下降，但是依然未達(dá)到要求，所以要繼續(xù)加強(qiáng)股權(quán)分置改革，這是一個(gè)長期的任務(wù)。3，繼續(xù)增大流通股的比重。流通股比例可以對管理層形成有效的監(jiān)督，有利于降低代理成本。4，政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)對會(huì)計(jì)師事務(wù)所的監(jiān)管。5，完善獨(dú)立董事制度，明確獨(dú)立董事應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任、給予的權(quán)力、評價(jià)業(yè)績的標(biāo)準(zhǔn)，并使權(quán)責(zé)利一致。

（作者單位：貴州財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院）

第五篇：8.中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實(shí)證分析

一、原文介紹

題目：中國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實(shí)證分析

作者：季民河(華東師范大學(xué))

關(guān)鍵字：消費(fèi)、投資、經(jīng)濟(jì)增長、勞動(dòng)力，實(shí)證分析

二、研究問題

改革開放以來，我國的社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)取得了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長速度更是舉世矚目。本文采用經(jīng)濟(jì)增長模型和多元線性回歸分析方法對1980～2010年中國經(jīng)濟(jì)增長因素進(jìn)行研究，分析了物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、消費(fèi)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，建立計(jì)量模型，尋求這些變量與中國國民產(chǎn)出的數(shù)量關(guān)系，進(jìn)行定量分析，對模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、可能影響因素

勞動(dòng)力

總就業(yè)人員數(shù)

固定資產(chǎn)投資總額

價(jià)格指數(shù)

消費(fèi)需求

資本投入

經(jīng)濟(jì)發(fā)展

國內(nèi)生產(chǎn)總值

四、理論模型

y= β1+β2x1+β3x2+β4x3+ui

其中，y代表國內(nèi)生產(chǎn)總值，x1代表社會(huì)就業(yè)人數(shù)，x2代表固定資產(chǎn)投資，x3代表消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，ui代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。我們通過對該模型的回歸分析，得出各個(gè)變量與我國經(jīng)

濟(jì)增長的變動(dòng)關(guān)系。

五、結(jié)論

1、固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長的重要原動(dòng)力。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展取決于投入資金的數(shù)量和資金的利用效率。固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長的重要原動(dòng)力，它對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有先導(dǎo)作用，并以其乘數(shù)效應(yīng)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。

2、勞動(dòng)力對GDP有一定的促進(jìn)作用但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻微不足道。

這是因?yàn)槲覈鴦趧?dòng)力結(jié)構(gòu)總量巨大、供給充足、流動(dòng)性強(qiáng), 對GDP 影響很大。但是勞動(dòng)力的人力資本含量、高技術(shù)含量偏低,勞動(dòng)力素質(zhì)結(jié)構(gòu)存在嚴(yán)重缺陷, 會(huì)直接影響了經(jīng)濟(jì)的增長。

3、消費(fèi)需求對經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用

消費(fèi)需求是三大需求要素中所占份額最大、波動(dòng)幅度最小的部分，是國民經(jīng)濟(jì)的重要支 柱和最主要的組成部分，同時(shí)也是最為明顯地反映經(jīng)濟(jì)自發(fā)增長態(tài)勢的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。

六、感想

就業(yè)是民生之本，有效促進(jìn)就業(yè)，保持經(jīng)濟(jì)增長良好勢頭成為我國當(dāng)前乃至今后一段時(shí)期的重要課題。針對目前勞動(dòng)力數(shù)量龐大且總體素質(zhì)不高的現(xiàn)狀，應(yīng)通過多種途徑，一方面加強(qiáng)就業(yè)培訓(xùn)的投入力度，提高勞動(dòng)者就業(yè)及再就業(yè)能力，降低失業(yè)率；另一方面，加強(qiáng)各地區(qū)間人才交流及促進(jìn)勞動(dòng)力自由流動(dòng)，并通過合理技術(shù)壁壘方式，阻止外來流動(dòng)人員的無序進(jìn)入。同時(shí)，鼓勵(lì)靈活就業(yè)，以減輕就業(yè)壓力。