实证研究范文

实证研究范文篇1

　　关键词：本科院校；贫困生；调查分析

　　一、基于广东技术师范学院计算机科学学院贫困生的调查数据分析

　　(一)研究方法和样本情况。1.问卷调查情况。用定量研究的调查法对广东地区的贫困生的消费状况来研究。研究对象是该院336名在册贫困生。本次调查共发放330份问卷，回收有效问卷323份，有效回收率为96.13%。2.问卷基本内容。内容分四个部分，共36个题目。首先是基本信息，其他三部分针对消费的多个领域来调查，含贫困生的消费行为、日常消费和学习活动消费的特点等。3.样本构成情况。在基本人口学信息方面，问卷按性别、家庭居住地和年级来区分被调查者。据统计，被调查者中男生203名，女生112名，性别分布基本平衡；按家庭居住地，山区18人，农村275人，城市22人，数据不平衡是因我国贫困人口主要在农村；按年级，大一117人，大二21人，大三128人，大四49人。大二大三总人数少，贫困生数相应较少。(二)研究发现。1.文化水平是制约家庭经济的重要因素之一。在父母文化程度调查上，63.49%是小学，53.33%是初中，8.89%未上过学。仅10.79%、0.95%是高中及大学。2.贫困生收入来源单一、消费结构多元化。大部分贫困生收入是来自父母(63.49%)及学校资助或贷款(20.32%)。有97.78%将食品置于月支出的大头，第二是学习费用(67.94%)，再是交通费用。28.89%将通讯费用置于月支出的第三。3.贫困生大体上科学消费。调查数据显示：87.94%有合理安排自己的消费种类，93.33%有目的性购物；55.24%能记下部分花销，34.92%能了解基本的消费情况，极少数不理会其消费情况。4.购物方式的多样化、支付方式的多元化及网络购物的普遍化使大学生的消费趋于快捷化、网络化。［1］从短期消费情况及总体消费意愿看，74.6%乐于网上消费，出于品种齐全、价格便宜、时尚有趣、方便快捷和节省时间目的；有25.4%趋于实体店。在支付方式上，91.34%选择微信等第三方支付方式，极少数用现金。5.贫困生有生活要求，安全消费意识增强。［2］在近期外出就餐上，52.70%偶尔外出，33.33%几乎不外出，8.89%从不外出，仅5.08%常外出就餐；在因超前消费而出现借钱上，54.92%从不，28.57%几乎不、13.97%偶尔，仅2.54%经常；在网购超前消费上，66.35%是等有钱再说、20.95%默默打工攒钱，少数是分期付款和网络借贷。6.多数贫困生消费有计划性，实用和价格是其消费的关注点。据统计，60.32%会制定月消费计划，而39.68%不会。在影响消费的因素上，53.97%是促销活动、58.41%是价格调整、88.89%是实用和67.62%是价格。

　　二、思考与讨论

　　(一)一通过思想教育和心理辅导切实帮助到贫困生，塑造健康的消费心理。从问卷分析看，大多数人是理性消费的。但是，部分人出现超前消费，一是电子支付的普遍化和超前消费风气的影响，二是攀比、炫耀等心理。可见，应重视贫困生消费心理的思想建设工作，建立切实的教育体系，如开设合理消费、消费心理分析的课程和传统美德的宣传讲座等来引导其塑造健康的消费心理、树立科学的消费观。(二)贫困生的消费目标明确。贫困生的消费看重实用和价格，反映了其消费理念的理性消费目标的明确。贫困生能根据本身实际需要进行合理消费，看重性价比是其基本消费特色。

　　［参考文献］

　　［1］林江。京津冀协同发展视域下的青年消费实证研究［J］。中国青年研究，2018：60－61.

实证研究范文篇2

　　研究方法

　　如果降低级别处理，也可以分析较高测量级别的变量。交互分析中所采用的检验方法叫做χ2(卡方)检验，它适用于拟合优度检验和变量间的独立性检验。可以用于测定两个分类变量间的相关程度。若用fo表示观察频数(observedfrequency)，用fe表示期望值频数(expectedfrequency)，则χ2统计量可以写为：χ2=∑fo－f()e2feχ2统计量有这样几个特征：首先χ2≥0，因为它是对平方值结果的汇总。其次，χ2值得大小与观察值和期望值的配对数，即R×C的多少有关。R×C越多，在不改变分布的情况下，χ2值越大，因此，χ2统计量描述了观察值与期望值的接近程度。如果两者越接近，fo－fe的绝对值就越小，计算出的χ2值越小；反之，如果fo－fe的绝对值越大，计算出的χ2值也越大。χ2检验正是运用χ2的计算结果与χ2分布中的临界值进行比较，做出对原假设的统计决策。拟合优度检验是使用χ2分布进行统计显著性检验的重要内容之一。在假设检验中曾讨论过对两个比例是否相等进行的检验。若要对多个比例是否相等进行检验，就需要利用χ2检验的方法。如果样本是从总体的不同类别中分别抽取，研究目的是对不同类别的目标量之间是否存在显著性差异进行检验，我们就把它称为拟合优度检验。在研究问题时有时会遇到要求判断两个分类变量之间是否存在联系的问题。这种情况下可以使用χ2检验，判断两组或多组的资料是否相互关联。如果不相互关联，就称为独立。这类问题的处理就称为独立性检验(testofindependence)本文的研究就是基于列联表交互分析方法进行，主要对居民家庭非金融投资中的健康投资与房地产投资进行研究。虽然，教育投资也属于居民的非金融投资，但是教育属于长期投资，并不会于短期内得到回报，因此本文只研究居民健康投资与房地产投资这两种非金融投资。

　　城镇居民家庭非金融投资分析

　　本文从非金融资产角度，讨论城镇居民家庭的投资状况以及发展趋势。在非金融资产方面的研究主要涉及实物投资、教育投资和健康投资。其中，在实物资产投资的研究中，侧重于房地产投资。目前，房地产投资、教育投资和健康投资是我国出现的居民家庭投资的新热点。在此，本文仍主要采取北京市居民的样本数据来进行研究，从首都城市的情况，观察我国整体居民家庭的未来发展态势。数据来源主要为《中国统计年鉴2011年》、《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》、《中国家庭的投资理财模型》、《中国居民收入分配年度报告(2010年)》。居民家庭健康投资分析由于我国社会医疗体制的改革，未来医疗支出比例可能越来越大，所以居民家庭很重视家庭成员的健康问题，从而大多数居民家庭每年需要拿出一部分资金进行健康投资常见的健康投资方式有五种：购买健康保险、营养保健品、旅游、参加健身俱乐部和关注生活环境质量等形式。由于健康投资是近几年出现的居民家庭新的投资方式，所以还没有口径一致的数据可以比较分析。因此，本文利用北京市居民购买营养保健品的数据进行健康投资方面的分析。根据《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》中的数据，其涉及了北京市不同人口特征的城镇居民保健品购买比例。其中，被调查总人数为490人。在受访者中，从未购买过保健品的人数为389人，所占比例为79.4%，而曾买过的人数仅为101人，所占比例20.6%。(如图1所示)图1过去一年北京市居民购买保健品比例图(资料来源：《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》)由此可见，健康投资是我国近几年新兴的一项投资方式，还并未引起居民家庭足够的重视，且发展空间较为广阔。那么，不同人群特征对于保健品的购买、健康投资的动机是否有显著差别呢？本文将对性别、年龄、学历、收入这四个属性做列联分析，考察不同层面的人群对于健康投资的差异，具体分析不同人群在健康投资上有何差别。首先，观察发现，不同性别居民保健品购买比例略有差异。20－24岁和25－29岁居民购买保健品的比例相对较低，而30－39岁居民购买保健品的比例相对较高。不同学历和收入的居民保健品购买比例没有明显差别。本文从统计上采用卡方检验来判别不同性别、年龄、学历、收入的人群在购买保健品上是否有显著差异。假设H01：购买保健品居民的性别没有显著差异，即性别对居民是否购买保健品没有显著影响。假设H02：购买保健品居民的年龄没有显著差异，即年龄对居民是否购买保健品没有显著影响。假设H03：购买保健品居民的学历没有显著差异，即学历对居民是否购买保健品没有显著影响。假设H04：购买保健品居民的收入没有显著差异，即收入对居民是否购买保健品没有显著影响。利用SPSS软件，结果如表1所示：由表1所示，在显著性水平为0.05时，假设H01未通过，而其他各个假设均能通过假设，即接受原假设。也就是说，居民性别对是否购买保健品有显著差异，而年龄、学历、收入水平对是否购买保健品并无显著差异。由结果可知，女性、中年人、学历高、收入高的人群更倾向购买保健品。从统计上讲，不同性别对健康的投资有显著性差异，即女性更容易购买保健品。并且，女性购买保健品的类型主要涉及“美容养颜”类、“补充人体所需元素”类等。而年龄、学历、收入的人群对健康的投资并无显著性差异。由此可见，城镇居民家庭对健康投资的意识还较为薄弱，对健康投资的方式也不甚了解。但是，随着社会的发展，居民家庭渐渐开始重视健康投资。居民家庭房地产投资分析房地产投资是近年来非常热门的领域。在传统的体制下，我国城镇居民家庭的住房是作为福利进行分配的，居民家庭住房的多少取决于政府对住房投资的决策及其所在单位的行政职位。而1998年以后，我国城镇住房改革进入深化阶段后期，逐步向住房社会化、商品化过渡。直至2008年，一度蓬勃发展的房地产市场开始调整，房地产销售出现了自1998年以来的首次负增长，房价涨幅持续回落，部分区域房价下跌明显。2009年，国家宏观调控政策效应逐渐显现，回暖的迹象似乎在房地产界有了明显的痕迹。那么，在我国城镇居民经历了房价的起落、国家宏观政策的变化后，房地产投资现状如何？不同的人群对是否购房有怎样的差异呢？根据《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》中的数据，其涉及了北京市不同人口特征的城镇居民房产购买情况。其中，被调查总人数为490人。在受访者中，过去一年内没买过房产的人数为439人，所占比例为89.6%，而买过的人数仅为61人，所占比例10.4%。由此可见，房地产投资的前景并不清晰。总体而言，住房既是投资品，也是消费品。近几年，国内房地产需求已由消费主导向投资主导发生了转换。因此，房地产投资作为积累预防性资产的方式已引起了居民家庭的注意。但是，由于自身经济条件的不允许和房地产市场情况的不明朗，居民家庭在房地产投资上更多地出于观望状态，并没有将其当作积累预防性资产的主要方式。也可以说，虽然房产具有一定的保值、增值属性，但大部分居民家庭并不把它当作家庭稳定器的主要方式。那么，不同人群特征在购买房产上是否有显著差别呢？本文对性别、年龄、学历、收入这四个属性做列联分析，考察不同层面的人群对于房地产投资的差异，具体分析不同人群在房地产投资上有何差别。首先，观察发现，不同性别居民购买房产时的比例差别不大。而不同年龄、学历、收入的居民房产购买情况差异较为明显。25－29岁和30－34岁居民购买过房产或者在房产购买过程中起决定作用的比例相对较高。大学本科和研究生及以上学历购买过房产的比例较高。并且，月收入越高的居民购房比例越高。图2过去一年北京市居民购买房产比例图(资料来源：《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》)。本文从统计上采用卡方检验来判别不同性别、年龄、学历、收入的人群在房产购买上是否有显著差异。假设H01：购买房产居民的性别没有显著差异，即性别对居民是否购买房产没有显著影响。假设H02：购买房产居民的年龄没有显著差异，即年龄对居民是否购买房产没有显著影响。假设H03：购买房产居民的学历没有显著差异，75即学历对居民是否购买房产没有显著影响。假设H由表2所示，在显著性水平为0.05时，各个假设均能通过假设，即接受原假设。也就是说，居民性别、年龄、学历、收入水平对是否购买房产并无显著差异。若放宽条件，在显著性水平为0.1时，H03、H04未通过，即拒绝原假设。也就是说，在显著性水平为0.1时，学历、收入水平对购房情况有显著差异。由结果可知，学历高、收入高、有一定社会基础的人群更倾向购买保健品。从统计上讲，不同学历及收入水平对于是否购买房产有显著差异。即学历越高、收入水平越高的人群买房的可能性越大，这可能是由于对于高学历、高收入的人更易于拥有稳定的社会地位以及资产剩余，因此更倾向于利用房产投资的方式积累预防性资产。综上所述，房产是高关心度产品，并且更多以家庭消费为主。作为积累实物预防性资产的方式，房产投资受到了居民家庭的关注。但是，由于自身条件以及国家宏观调控等情况，大多数居民家庭并没有把房产投资当作主要方式。从大体上来说，学历高、收入高的人群更倾向于用这样的方式积累资产。

实证研究范文篇3

　　关键词：国电锡林河公司；人力资源；薪酬绩效管理

　　中国国电内蒙古锡林河煤化工有限责任公司（以下简称该公司），有三家全资子公司，其主营业务分别是以煤炭销售、运输业务为主和目前仍处于建设期的热力公司；另外还分别参股了两家以运输和工业化肥为主的公司。公司成立于2006年，2009年国电内蒙古电力有限公司收购重组，截止2013年，公司资产总额261759万元，比上年同期增加17984万元；公司负债总额116087万元，比上年同期增加18930万元。公司所有者权益总额145672万元，比上年同期减少946万元。公司所有生产设备铲车58台、工程车辆20台、锅炉8台。该公司共有员工865人，主要管理岗位以上人员171名，调整定员后主要管理岗位以上人员134名。

　　一、公司绩效薪酬管理存在问题的原因分析

　　观念陈旧。公司成立之前是一家民营矿业公司，企业管理者的观念陈旧，只注重效益，对于企业整个管理体系的构建和完善不重视。员工的企业主人翁意识较差，整个企业的绩效薪酬体系不完善，企业实施绩效薪酬管理中最大的障碍是观念的问题，要想使绩效薪酬管理得到实效，必须改变管理者的观念，同时强调全员的绩效意识。内功修炼不够。公司成立之前，人力资源经理权限受到很多限制，甚至影响工作积极性。先前的人力资源工作对绩效管理的意识很差，很难构建完善公平的绩效考评体系，在这些人力资源经理的脑海里，绩效管理意识仍停留在绩效考核，没有公平和完善的考评体系，其制定的人力资源薪酬政策就很难得到员工的认可。高层领导支持力度缺乏。绩效管理的实施必须要得到企业高层管理者的支持，而国电锡林河公司企业的高层领导以往只注重企业的销售，认为只要企业煤炭具有市场，那么其他一切都好说。绩效薪酬管理体系不完善。由于高层管理者不重视，加之企业的人力资源经理缺乏理论深度，整个企业的绩效管理相对简单，不能将绩效融于管理之中，缺乏过程的辅导和沟通。

　　二、完善公司薪酬管理制度的建议

　　1.设计合理的薪酬方案

　　（1）提高企业整体薪酬标准，建立以岗位工资为主的体系要提高员工的整体薪酬标准，使薪酬不仅发挥其基本保障功能，还要发挥其物质激励、刺激竞争功能。在职位分析、岗位测评的基础上，设计本单位的基本工资制度。改革现行工资构成，优化工资结构，简化工资项目，增大岗位工资的比重，使岗位工资占工资收入的50%—70%左右，形成企业优胜劣汰、岗位能上能下、收入能增能减的以岗位工资为主体的岗位绩效工资制。（2）对现有薪酬结构进行调整对于现有薪酬结构的调整，将现有的年奖、半年奖、季度奖、岗位工资、业绩奖金的薪酬构成模式调整为年奖、奖金/提成、基本工资的薪酬构成模式。现有薪酬构成中年奖、半年奖、季度奖与业绩联系不够紧密，年终奖没有与公司利润挂钩；岗位工资和业绩奖金与考核结果联系不紧密，员工认为基本工资偏低。改革后的薪酬构成年奖分别于经营总部和公司利润联系；奖金/提成奖金密切与绩效结果联系，拉开差距；在季度奖金和半年奖金中选取一项保留；将业绩奖金和岗位工资合并为基本工资，基本工资根据年度考核结果调整。（3）建立职级序列，据此设计年收入规划值，为薪酬计算确定假设数据针对经营总部，根据现实情况职级划分主要考虑：应负责任、职位对公司的贡献、知识、技能等因素。其中：技工序列根据操作熟练程度划分；专业管理人员序列根据技能和资历划分；销售人员序列根据技能和资历划分；经理人员序列根据惯例职位高低划分。根据职位收入、竞争对手、行业收入设立平均数额参考值。初步确定的人工成本，为计算提供原始假设数据，最后进行套入计算。（4）依据不同层次设计收入结构，据以确定每个员工的月基本工资，促进自我学习积极性设立四个薪金浮动级别，比值为：基本月薪/绩效工资。依据不同职位对公司业绩的贡献及影响力决定其奖金部分比例。浮动比例较高的职位，其收入与公司业绩关联性高，收益和风险同比上升不同序列职位与业绩实现的相关度不同，用不同浮动比例体现工作与业绩实现的挂钩程度。其中：技工序列基本工资与奖金/提成的比例为8：2；专业管理人员序列基本工资与奖金/提成的比例为7：3；经理人员序列基本工资与奖金/提成的比例为6：4；销售人员序列基本工资与奖金/提成的比例为4：6.（5）在平衡基本工资的基础上，相应对公司高层建立一定的股权激励政策股权激励作为公司治理的一种有效手段，股权激励“双刃剑”功能明显，“人性”与“狼性”相互交融，具有物质性激励、财产专属性、市场交易性、风险收益共担性等诸多特征。因此，建立合理的股权激励政策对于中高层管理人员等人力资源也是一个很好的平台。

　　2.建立KPI绩效薪酬改革体系

　　KPI关键业绩指标考评体系在操作中分为两个层面，经营总部和个人。经营总部KPI管理体系以年度计划为开始，经营总部制定年度经营目标，分解到各部，并形成经营总部和各部KPI计划表。KPI管理流程为：第一，制订经营计划与财务预算，每年初，董事会下达下年度公司经营目标和预算编制。第二，确定各岗位关键业绩指标，对指标的可控度、指标计算的可操作度、公司价值/利润的影响度三个判断依据确值职位的关键业绩指标。[7]第三，定期计算指标并制作报表，每过一定时期和周期，对指标进行核算，这个周期可以是季度、半年或者一年，根据市场情况和企业内部实际情况对指标进行核算和调整，并制成报表，以便与以后的指标进行对比。KPI体系主要步骤为：第一步：计划，制订经营计划与财务预算。公司明确经营目标后需要将整体目标分解到各个部门。公司经营目标分为财务目标和非财务目标，财务目标中财务预算包括：营业收入和成本预算，营业、维护、管理、财务费用预算，营业税、所得税等各项税费预算，固定资产投资、基建投资预算，模拟损益表、资产负债表、现金流量表等。非财务目标中经营计划包括市场发展计划，市场份额，客户满意度，人力资源计划，新投资项目等。细化后汇总编制公司经营计划和预算，然后出报告表，通过预算的阶段性调整，用一个可以争取的目标不断地引导公司各个部门调整经营活动，最终实现公司预算目标。第二步：制定指标，确定各岗位关键业绩指标。以计划预算为基础，每年年初公司人事部与公司高层经理协商决定各部门及部门经理的关键业绩指标；不同职位的考评指标需反映其工作特征并指导其工作重点。不同层级人员应有适合于其职位的关键业绩指标，所有的考核指标的数据来源应该一致；根据公司年度经营计划与预算，组织制定各岗位的具体业绩指标，并制定部门及部门经理年度KPI计划表。第三步：定期计算指标，并制作报表。KPI指标可分为财务类、运营类和管理类。将经营情况公布，并根据期初制定的目标，以及公司经营计划及各部门计划，参照评分标准进行打分。计算综合KPI得分：各项KPI得分加权平均，得出KPI综合评分。第四步：奖惩，以指标为中心进行奖惩和后续管理。每年年终进行年度业绩考评，确定年度奖金分配方案。人事部负责平均本年度常规KPI考评分值，形成年度KPI分值，填写部门经理人员和部门年度业绩考核结果。与各被考评的经理人员进行个别交流，听取该被考评经理人员的意见和对初步考核结果的陈述，初步决定该部门或个人的奖惩方案。人事部汇总各奖惩方案编写公司总体奖惩方案。由总经理主持召开高层经理经营总结会议，决定公司的奖惩方案。总经理将奖惩方案向董事会汇报、批准。由直接上级通知下属经理奖惩方案，并进行必要的沟通，实施奖惩方案。

　　作者：李宁宁 黄华 单位：内蒙古锡林河煤化工有限责任公司

　　参考文献：

　　［1］仲理峰，时勘。绩效管理的几个基本问题［J］。南开管理评论，2002（3）。

实证研究范文篇4

　　根据国内外相关文献和我们多年来的研究，我们认为银企合作关系存在性、合作关系长短、企业存活年限、企业注册组织形式和相关财务指标(企业规模、财务杠杆、盈力能力)是影响企业贷款可得性的主要因素。据此本文提出如下假设：假设一：企业申请贷款之前存在的银企相互合作关系可以提高银行向企业发放贷款的可能性。放款银行通过对前期合作过程中的监管，在放款之前搜集到更有价值的私有信息。银企关系所产生的有价值信息提升了企业的信用程度，使得银行放贷几率增加。为了检验银企关系对银行放贷可能性的潜在影响，我们设企业申请贷款之前银企之间金融服务存在性为哑变量，当存在银企关系时，我们令该变量值为1，当不存银企关系时，我们令该变量值为0.假设二：企业年龄变量是对银行放贷机率的又一重要影响因素。早期的学者认为其与银企关系的年限变量存在高度相关性(BergerandUdell，1995)，但企业年龄反映的是公开的信息(声誉)而银企关系年限更多体现私有信息(Diamond，1991)。年龄长久的企业经历过更多的危机时期，并在此过程中建立起了声誉。因此，年龄长久更多体现公开信息。我们假设企业存活限期与银行放贷几率也成正向变动关系。假设三：企业的组织形式对银行放贷几率的影响也是显著的，具有合理治理结构的企业更容易获得贷款，因此我们假设企业治理结构的合理性与银行放贷机率成正向变动关系。本文将企业的风险差别变量以控制变量的形式引入到实证模型中。首先，引入虚拟变量标识企业的组织形式：个人独资企业、普通合伙企业、有限责任公司、股份有限公司及中外合资(合作)企业。不同组织形式的企业的信息不对称程度差别很大。本文将有限责任公司、股份有限公司及中外合资(合作)企业用1来标识(公司治理水平高)；将个人独资企业、集体企业、普通(有限)合伙企业用0来标识(公司治理水平相对较低)。其次，本文引入了传统的财务指标来区分企业的风险：包括企业规模(资产总额、销售总额、雇佣人数)、财务杠杆(资产负债率)、盈力能力(销售利润率)。

　　关系型贷款实证研究

　　2007年4－9月期间，我们与广东省东莞市中小企业局组成课题组，通过问卷调查及实地走访、召开座谈会等形式，深入、客观地调查了东莞市金融机构对中小企业贷款发放的影响因素。在问卷调查方面，课题组设计了企业和银行两个版本的问卷。问卷的发放与回收均由东莞市中小企业局负责。这样从组织上确保了问卷发放和回收的质量。企业版问卷发放按照均匀分布的原则，问卷发放范围囊括了东莞市32个镇街，每个镇街10份问卷；涉及不同规模、不同行业、不同性质的中小企业。课题组共计发放问卷320份，最后回收的有效问卷共242份，有效率达到了75.62%。调查收集的相关信息包括：企业的治理特征、最近一次申请贷款基本情况、财务指标及关系特征。问卷除非特别说明，本文的数据皆由本次调查问卷结果整理统计而成。表1是实证研究所需变量(最近一次申请贷款)的基本统计结果(均值和标准差)。表格第二列给出所有被调查企业(242家)的变量指标，其中各变量的均值在对应格中的上方列出，其标准差在下方用小括号内列出(下同)。第三列与第四列将所有申请贷款企业进行了分组统计描述：第三列描述了贷款获得批准的企业相关变量统计结果；第四列描述了贷款未获得批准的企业相关变量统计结果。最后，第五列的t值检验了上述两组企业相关变量均值差异是否显著。在全部的242家企业中，获得贷款企业为52家，未获得贷款为190家。通过分组统计分析，我们可以清楚地发现两组相关变量之间存在以下显著差异。(1)在贷款获批企业组里，银企关系存在性(最近一次申请贷款前，银企间是否早已存在金融服务关系)指标均值为0.7262，明显大于贷款未获批准企业组的0.4367，且两组均值差异在1%水平上显著。(2)获得贷款企业组的银企关系存在年数均值显著大于未获得贷款企业组的银企关系存在年数(3.61年vs。2.26年)。(3)早期实证认为企业年龄与银企关系存在年数高度相关(BergerandUdell，1995)，在我们的研究样本中，两者的相关系数为0.45，较BergerandUdell的研究指标略低。在所调查的所有企业中，平均企业年龄为6.52年，贷款获批企业的平均年龄为7.32年，未获批准企业的平均年龄为6.09年，差异水平在5%水平上显著。(4)分别用三个变量来反映企业规模状况，它们分别是：资产总额、销售总额和雇佣人数。第五列的t值显示除企业资产总额变量均值在5%水平上显著外，另外两个变量均值差异性水平并不显著。其原因可能在于：东莞市经济发展特色为“三来一补”，大量的制造类企业属于是来料加工、来样加工的劳动密集型企业。该类企业的年销售量与雇佣人数相对较多，但与贷款发放过程中银行所要求的有形资产数额抵押担保概念相去甚远，因此，在后续的实证研究中，我们仅引入企业资产总额一个指标反映企业规模状况。(5)财务杠杆往往是银行授信评级过程中的主要财务指标，但在我们的观测样本中，两组均值的差异性水平并不显著(分别为0.2978和0.2999)。这一指标在一定程度反映了东莞市中小企业的负债能力不高(加上商业流动性负债后不超过30%)。(6)销售利润率的差异在5%水平上显著，与预期一致(分别为0.2567、0.2134)。(7)企业的组织形式能在一定程度上反映企业的治理水平，有限责任公司、股份有限公司、外资企业、中外合作(合资)企业在企业创立之初就需要根据我国《公司法》规定，组建企业的董事会、监事会(监事)及股东大会成员，明确相关权责并公开写入公司章程。因此，我们有理由相信在之后的发展过程中，这类性质的公司企业的财务更加明晰，内控更加合理。而与之相对应的个人独资企业、集体企业、普通(有限)合伙企业存在一股独大或有限博弈等问题，可能导致财务不透明问题相对严重。所以，本文认为具有合理治理结构的企业更容易获得贷款，两组数据该变量的显著性差异初步证实了我们的推断(分别为0.62、0.45)。由于实证模型中的因变量(是否放贷)是二元响应变量，因此传统的OLS回归显得不再合适。同时，在自变量分布的两端，影响贷款发放的因素的一个较小的变化对贷款发放影响程度极小，即事物变化经常在初期阶段缓慢进展，然后逐渐加速，至发展速度到达极限后，又会逐渐减速。与其他实证模型相比，多元logistic回归模型更适合对有此规律的经济现象的分析，这也是本文采用此模型进行分析的主要原因。在模型中，我们设lend*i为不可观测的放贷概率，它是关于企业特征变量的函数。因此有：lend*i=β'''‘xi+υi(1)其中xi是银企关系变量以及它控制变量的向量，β为待估向量的参数，υi为随机干扰项。令lendi为可观测的二元响应变量，当银行给予企业贷款额度时，lendi=1等价于企业获得贷款的概率大于0(lend*i＞0)；当银行不给予企业贷款额度时，lendi=0等价于企业获得贷款的概率小于0(lend*i≤0)。本文运用stata10.0对上述模型进行回归分析。在表2中，本文检验了企业贷款可得性(或银行放贷可能性)影响因素，重点在于分析银企间私有信息和公共信息对贷款可得性的影响。因此，在分析中暂未加入企业的规模指标及财务杠杆指标。表2第二列显示了银企关系存在对贷款可得性的回归结果，自变量的系数值为0.5372，在1%的水平上显著不为零，这说明该变量对贷款获得性概率具有显著促进作用。该结论与Cole(1998)的实证研究结论相近：银企关系存在性对贷款获批概率有显著的促进作用，一旦关系建立，该关系对贷款的促进作用并不随着年限的延长而增加。这一点在直观上可以理解为：只要银企关系在申请贷款之前已经存在，那么贷款获批的手续及程序变得相对简单，这种简单程度并不随关系年限的延长而越发简单。表2第三列显示了包含银企关系存在性变量(私有信息)和企业成立年数(公开信息)的回归结果。多元logistic回归系数与研究假设一致且显著不为0.Preudo－R2为0.0381，较Cole(1998)的相应回归结果(0.031)稍高。第四列引入了新的虚拟变量———企业组织形式，该变量在一定程度反映了企业的财务透明度与内控管理的合理程度。该变量的引入使得Preudo－R2显著提高且各变量回归系数仍显著不为0.值得一提的是，第五列引入银企关系存在年数变量后，其他变量回归系数均无法通过显著性检验时，企业组织形式变量系数仍在1%水平上显著不为0，我们认为该变量所隐含的治理结构因素是影响贷款可获得性的重要影响因素。表3第二列显示了加入资产负债率变量的多元logistic回归结果，该变量回归系数为－0.4145，即企业负债比例越高，越不容易获得贷款。但该变量未能通过显著性检验且对Pseudo－R2的边际贡献不大。这一回归结果与Cole，Berger等人的研究结论不符，其原因可能在于(1)我们所观测的东莞市中小企业的资产负债率均值水平较低(29%)，财务杠杆系数作用不明显。(2)我国商业银行的授信评价体系一般设定为只要资产负债率不超过一定水平，则该项指标评价即获得满分，如中国银行对制造业企业信用评级指标体系与计分标准说明为：资产负债表满分10分，65%(含)以下为满分；每上升3个百分点扣1分；扣完为止①。表3第三列显示的回归模型引入了资产总额对数，其回归系数结果与研究假设分析相一致。即企业规模越大，越有利于企业获得银行贷款。但所引入的盈利能力指标(销售利润率)系数与优序融资理论(peckingorder)预期相反，其原因在于我们的研究对象是中小企业，其盈利能力所产生的留存收益对于成长机会所需求的资金总量而言相去甚远。当良好的盈利能力无法弥补庞大的资金缺口时，就只能作为贷款过程中的一个有利因素影响贷款可得性。

　　结论与启示

实证研究范文篇5

　　【关键词】受众议程；媒介议程；真正现实；吻合；多样性

　　一、理论背景

　　在“洞穴人”寓言中，柏拉图从认识论角度，揭示出洞壁上的影子这一现实的反映，是构成“囚犯”大脑中关于真正现实图像的基矗李普曼将上述思想引申后，认为“我们就像这些囚犯一样，也只能看见媒介所反映的现实，而这些反映便是构成我们头脑中对现实图像的基幢③，而且他还认为，由报界提供的现实的图像常常是不完整的和扭曲的④。基于这些认识，李普曼在《舆论学》中开创性地提出了“外在世界与我们头脑中关于世界的图像”的著名论断。

　　自李普曼的上述观点提出后，一些学者们相继对受众议程、媒介议程和真正现实之间的关系进行了实证检验。芬克豪泽(G。RayFunkhouser)在分析了20世纪60年代美国公众舆论与媒介内容之间的关系，以及媒介内容与实际生活之间的关系后发现：在媒介议程与公众议程之间存在相当高的一致性，事实上两者的相关系数高达+0.78；但在分析媒介内容与实际生活的关系时，却发现两者之间不能很好地吻合，即媒介为公众制造的“社会现实”的图像与真正现实世界的图像相当不一致。为此，芬克豪泽总结道：“包括决策者在内的许多人，都认为新闻媒介是值得信赖的信息渠道，但研究数据却显示，事实并非如此”(Funkhouser，G。R，1963)。同时，Bare(Bare，1990)在对美国公众关注问题研究后，发现在1986年至1989年期间，美国公众越来越关注国内问题，而在同一时期，非法使用的人数却在稳步下降。显然，上述结果显示，新闻媒介制造的“社会现实”的图像与真正现实世界的图像两者存在很大的差距。然而，麦考姆斯与萧在查佩希尔研究中得出的结果却与此相反，他们的研究指出，“大众媒介对不同竞选议题的强调程度，不仅在很大程度上反映了竞选者对重要议题的强调程度，而且也与选民对各种竞选议题重要性的判断之间，存在极高的相关性”(MaxwellE。McCombsandDonaldL。Shaw，1972)。由此不难看出，新闻媒介建构的外在世界与选民脑海中的图画非常一致，而且在对候选人所强调议程的建构过程中，即在对外在世界的建构过程中并没有发生扭曲的情形(ShearonA。Lowery&MelvinL。DeFleur，1988)。

　　从上述研究中我们不难发现：在对媒介议程、受众议程和真正现实之间关系的检验中，研究对象大都选择在政治和社会领域，而对其他领域尚未研究。另外，芬克豪泽与麦考姆斯和萧的研究结果大相径庭，因此，对于受众议程、媒介议程与真正现实世界之间的关系究竟如何，尚待进一步的检验。有鉴于此，本研究将研究对象扩展到经济领域，以进一步检验受众议程、媒介议程与真正现实三者之间的关系。

　　二、研究方法

　　一、研究地的确定与抽样方法的选择。本研究分别从东西部各抽取一市为研究地，东部选择了上海，西部选择了云南省的昆明市。采用分层随机抽样方法在上海市共抽取了350个样本，35名新闻学和传播学专业的硕士生作为访问员，经过两小时的培训后，对上海市市民进行了电话调查。

　　在云南采用了实地问卷调查方法，但样本仍然是通过分层随机抽样方法获得的，最后在上海回收有效问卷350份，在昆明回收有效问卷318份，两地共收回有效问卷668份。

　　二、内容分析。在对上海和云南两地实施问卷调查的同时，研究者还对媒介进行了内容分析。分析单元以条计算，通过随机抽取了编码的起始日期和步长后，12位新闻学专业的本科生作为编码员，对调查前半年的《人民日报》、《解放日报》和《新民日报》，以及《云南日报》和《春城晚报》实施了编码，最后共采集到有效数据7469余条，计20多万个数据。

　　三、数据统计工具。本研究采用SPSS10.0版软件进行数据处理。

　　三、数据分析

　　表1受众议程与云南经济情况的对比分析

　　云南受众《云南日报》真正现实

　　受众人数受众排序媒介议程（频数）媒介排序调查时当地生产总值（亿元人民币）按总值排序

　　工业。362

　　金融6822441987.83011

　　商业364353583.17023

　　旅游业35581183.24

　　信息产业37320590.07395

　　注：除旅游业外，本表中生产总值均引自《云南统计年鉴－2001》，中国统计出版社出版；国内旅游收入引自《中国旅游年鉴－2001》，中国旅游出版社出版。

　　表2受众议程、媒介议程与调查前一年全国有关行业总值的对比分析

　　受众人数受众排序媒介议程（频数）媒介排序调查时全国行业总值（亿元人民币）按总值排序

　　工业11.001

　　金融682244123230.602

　　商业36435331135.003

　　旅游业355812831.925

　　信息产业3732053330.824

　　注：本表总值引自《中国统计年鉴－2000》，中国统计出版社出版

　　表3受众议程、媒介议程与现实经济情况之间的相关分析

　　受众议程媒介议程现实经济状况

　　Spearman’'''srho受众议程CorrelationCoefficient1.000-。300.900*

　　Sig。(2-tailed)。。624.037

　　N555

　　媒介议程Correlationcofficient-。3001.000-。100

　　Sig。(2-tailed)。624.。873

　　现实经济状况Correlationcofficient。900*-。1001.000

　　Sig。(2-tailed)。037.837

　　*Correlationissignificantatthe。05level(2-tailed)。

　　[page_break]

　　表4上海和云南环境污染及治理情况

　　污染与经济损失治理情况

　　污染与环境破坏次数（次）污染直接经济损失（万元）施工项目数（个）治污项目本年度完成投资（万元）

　　调查前一年时上海0056858，714

　　云南148205.239326，593

　　调查年时上海810.4713109，429

　　云南139193.082668，593

　　注：调查数据引自《中国统计年鉴－2000>，中国统计出版社出版。调查时数据引自《中国统计年鉴－2001》，中国统计出版社出版。

　　表5上海和云南受众选择环境是当地最重要问题的人数以及媒介对环境问题报道的情况

　　受众媒介

　　环境是当地最重要问题（人数）占该地调查总人数的百分比受众对政府治理环境态度的评价媒介对环境问题报道的条数在媒介总数中所占的百分比

　　上海5317.0%3.63241.6%

　　云南5820.9%3.18322.3%

　　表6上海和云南生活污染排放量及每万吨平均花费的年度治污项目投资

　　时间地名生活污水排放量（万吨）治污治理项目本年度完成投资（万元）治污项目投资（万元）/污染排放量（万吨）

　　调查前上海117，59958，7140.1994

　　云南29，38626，3850.8979

　　调查时上海121，217109，4290.9028

　　云南32，41068，5932.1164

　　注：本表中数据分别引自《中国统计年鉴－2001》，中国统计出版社出版。

　　表1所示的是在工业、金融、商业、旅游业和信息产业中，云南受众选择何者重要的人数，以及媒介对此报道的条数与当时云南省经济情况的对比分析。

　　在表1中，云南受众选择工业最重要的人数最多，其次是金融，再次是信息产业，最后是商业和旅游业；《云南日报》报道频数的排序却分别为旅游业、工业、商业、金融和信息产业。当年云南省生产总值按总量多少排序依次分别为金融、工业、商业、旅游业和信息产业。显然，虽然受众人数的排序与经济总量的排序并非完全一致，但两者相差却并不大。其中，在4个领域中两者仅相差一位，只在信息产业中相差两位。在工业、商业和信息产业上，虽然媒介议程与真正现实两者的排序完全吻合，但在金融和旅游业中的排序却相差较大。相关分析的结果显示，在临界值取。05时，受众议程、媒介议程和真正现实之间均未达到显著性相关。

　　1999年，全国生产总值按照总量多少排序，依次为工业、金融、商业、信息产业和旅游业。显然，受众议程与真正现实之间的吻合程度，较媒介议程与真正现实之间的吻合程度高。对此，我们可以通过相关分析加以进一步确认。

　　在上表中，受众议程与媒介议程、媒介议程与真实经济情况之间的相关系数均为负值，在临界值取。05时，它们均未达到显著相关，但受众议程与真实经济现实之间却达到了显著性相关。

　　除上述研究外，研究者还在上海和云南两地就环境保护问题分别对调查前一年与调查当年的情况进行了分析。

　　从表4中不难看出，不论在调查前还是在调查后，在污染与环境破坏次数及其造成的经济损失方面，上海明显低于云南。而在本年度完成的治污项目投资方面，上海却又明显高于云南。问卷调查和内容分析的结果如下：(表5)。

　　从表5中不难看出，上海受众选择环境是当地最重要问题的人数是53人，占该地总调查人数的17.0%，云南有58人，占20.9%。《解放日报》对环境问题的报道有24条，占该报议题总数的1.6%，《云南日报》报道了32条，占该报议题总数的2.3%。

　　从上述数据中我们不难看出，上海污染与环境破坏次数以及由此而造成的经济损失都比云南少。与此同时，关于环境问题的报道在《解放日报》中所占比重也比其在《云南日报》中所占比重低，上海受众选择环境问题是当地最重要问题的人数在当地调查总人数中所占比例也比云南低。显然，在环境保护方面，受众和媒介都与当地环保实际情况比较一致。在受众对当地政府治理环境态度的评价方面，上海受众和云南受众对政府评价的结果也与前面的结论比较一致，即上海受众对当地政府的评价比云南受众的评价高。由此可见，受众选择环境是当地最重要问题的人数以及其对政府治理环境态度的评价，与当地真实的环境情况是比较一致的，媒介对环境问题的报道与真实环境情况也比较一致。然而，倘若对此进一步深究，我们却不难发现情况却并非完全如此。

　　尽管上海治污项目与年度完成治污项目的投资力度比云南大，但上海的生活污染排放量也比云南大。如果按照每万吨生活污水排放量花费的治污投资比较，在调查前一年，上海是0.4994，云南却高达0.8979，尽管调查时上海在每万吨生活污水排放量花费的治污投资提高到0.9028，但云南的增幅更大，但前面检验的结果却揭示：云南受众对政府治污的评价却比上海低。由此可见，受众议程、媒介议程与真实现实之间是否吻合，不仅受客观条件的影响，而且也涉及到评价标准，因此，在客观条件一定的前提下，由于研究者所采用的评价标准不同，所得出的结论也可能截然相反。

　　四、讨论与结果

　　尽管在表1中，受众议程、媒介议程和真正现实之间均未达到显著相关，但在表2中，受众议程与真正现实之间却在临界值取。05时达到了显著相关。由此我们不难发现：虽然在调查当年，受众议程与云南经济情况之间未达到显著相关，但调查前一年国家的宏观经济形势却与受众议程之间达到了显著相关。如果说国家宏观经济形势影响了受众议程，那么，这种影响在时间上具有一定的延缓性，即特定时期真正现实情况对其后受众具有一定的影响。此结论能否推而广之，我们认为有待进一步的检验，但对于这种影响在时间上的延缓性，其存在性却由此可见一斑。因此，真正现实对受众议程的影响，在时间方面呈现的延缓性，虽然其普遍性尚难断言，但其存在性却毋庸置疑。

　　在对上海和云南两地环境问题的检验中，从表4和表5中的检验结果来看，即在对环境污染与破坏次数及其造成的直接经济损失的检验来看，受众选择环境是当地最重要问题的人数以及他们对政府治理环境态度的评价，与当地真实环境情况有比较高的一致性，媒介对环境问题的报道与真实环境情况也比较一致。显然，媒介议程并非总是将真正现实加以扭曲，而是两者也存在相一致的地方。但若对原始数据进一步分析，即从每万吨污染排放量花费的治污项目投资情况来看，受众议程和媒介议程却与真正现实之间出现了较大的差异。由此可见，即使在同一项检验中，由于评价标准不同，结果也将随之出现一定的差异。因此，对于受众议程、媒介议程与真实现实之间是否吻合，不仅涉及到客观现实，而且又关系到主观标准，为此，三者之间的吻合与否具有一定的多样性、复杂性和不确定性。一般而言，其结果很难一概而论。就媒介议程与真正现实对受众议程的影响而言，两者都可能对受众议程产生影响，

　　为此，大众媒介的议程设置功能，将或多或少地会受到真正现实这一因素的制约。

　　英文注释：

　　Bare，J。(1990)Thewarondruges：AcasestudyinOpinionformation。ThePubliuc

　　Perspective，Nov。/Dec。：p29-31.

　　Funkhouser，G。R。(1973)Theissuesofthesixties：Anexploratorystudyinthe

　　dynamicsofpublicopinion。PublicOpinionQuarterly，37，pp62-75.

　　Maxwell。E。McCombsandDonaldL。Shaw，(1972)。TheAgenda-settingFunctionofMa

　　ssMedia，PublicOpinionQuarterly，pp176-187.

　　ShearonA。Lowery&MelvinL。DeFleur，(1988)。MilestonesinMassCommunication

　　Research。LongmanPublishingGroup，NewYork。

　　ThomasA。Bowers(1973)。NewspaperPoliticalAdvertisingandtheAgenda-setting

　　Function。Journalismquarterly，Autumn。

　　WalterLippmann，(1965)。PUBLICOPINION，TheFreePress，A·DivisionofMacmilla

　　nPublicCo。，Inc。NewYork，USA。

　　中文注释

　　①本研究经费由中华人民共和国教育部“跨世纪人才研究项目”——“中国受众与传播效果”课题提供，特此鸣谢！

　　②“中国受众与传播效果”项目主持人。

实证研究范文篇6

　　关键词：农业保险；农民增收；静态面板模型；

　　一、引言及文献综述

　　农业问题是关乎国计民生的首要问题。农业保险作为金融保险领域的一部分，长期履行着对农业发展及农民收入的支持促进作用。当前，中国已经成为仅次于美国的全球第二大农业保险市场。所以，农业保险对农民增收究竟产生什么样的影响？影响是否显著？对这些问题的探讨显得意义重大。国内学术界对于相关问题的研究比较丰富。卢飞、张建清和刘明辉（2024）研究政策性农业保险对农民增收的效应，实证结果显示政策性农业保险的增收效应呈近乎线性的凸性增长，单位农户保障金额越高道德风险概率也越高，公共补贴和农民自交保费均会提升农民收入，东、中、西部农民增收的内在机制具有异质性。石文香和陈盛伟（2019）基于我国31个省区市的面板数据，实证检验农业保险对农民收入的影响，结果发现农业保险对农民收入的影响具有强烈的门槛效应，农业保险保费补贴能提高农民收入。李加明和罗婷婷（2024）基于中国31个省区市的短面板数据，实证研究发现农业保险与农业信贷之间具有协同关系，二者的协同机制显著正向影响农民收入。黄颖和吕德宏（2024）基于我国省级面板数据，运用多重中介效应模型实证研究农业保险对农民收入的传导机制，结果发现农业保险对农民收入影响为正，但作用力度较小，农业保险对不同地区农民收入影响具有异质性。总体来看，过往国内学者对农业保险与农民收入影响的相关研究基本说明了农业保险对农民收入存在正向影响，不过在模型控制变量的选取上不尽相同，所以本文立足于我国31个省区市2007—2019年相关数据，实证研究我国农业保险对农民增收的影响。

　　二、实证研究

　　（一）变量选取

　　1.被解释变量：农村居民人均家庭收入。一般来说，农村居民人均家庭收入是最能反映一个地区农民的生活水平的指标。近年来，随着我国农业政策的不断完善和地区经济的迅速发展，农村居民人均家庭收入也逐渐提高。本文主要研究对象是我国31个省区市农业保险对农民增收的影响，因此选取农村居民人均家庭收入可以更好地反映出农业的收入水平情况。2.解释变量：农业保险保费收入。衡量农业保险的投入产出效应还是要看我国农业保险保费的收入。因此，本文的解释变量选取了31个省区市的农业保险保费收入。农业保险的保费收入可以直观地反映出我国农民为了保护自己的产出而选取的农业保险投入。这个数据也是体现了农民对农业保险的信任程度。目前，我国农民的平均文化水平较低，好多农民对农业保险的了解程度不是很高，因此，在我国部分偏远地区也会出现农业保险的保费收入差距。3.控制变量。（1）第一产业结构率。第一产业结构率是由第一产业的收入占我国总产业的比重计算得出的。第一产业结构率是反映我国农业发展水平的重要因素，也是对农民增收的一个重要控制因素。因此，选取第一产业结构率这一指标的影响不可忽视。我国农业保险对农民增收的实证研究单一迪曾月阳摘要：本文以我国31个省区市在2007—2019年农业保险相关数据为基础，以农村居民人均家庭收入为被解释变量，农业（2）城镇化率。城镇化率这一指标是城镇人口总数占总人口的比重，它反映的是一个地区的城市发展水平和农民的数量。一个地区的农业人口越多，它对应的地区农业保费收入可能就越多。当然农业收入的金额也会不同。因此，选取城镇化率做控制变量，也可以使结果更具有说服力。（3）农业用水总量和人均粮食占有量。农业用水总量和人均粮食占有量主要是反映一个地区的农业生产水平。一个地区的农业生产水平也对农民的收入有一定影响。所以选取农业用水总量和人均粮食占有量作为控制变量也可以防止忽视重要变量因素。

　　（二）实证检验

　　本文主要选取了全国31个省区市2007—2019年农业保险的相关数据。数据来源于东方财富choice数据库。1.面板数据平稳性检验。在对长面板数据进行分析之前，首先对面板数据进行平稳性检验，本文采用的是ADF单位根检验和IPS检验。具体检验结果如下（见表2）。2.模型建立。建立静态面板回归模型见式（1）。（1）其中i取值为1~31，代表全国31个省区市；t取值为1~13，代表2007—2019年的各项指标的取值。j为解释变量农业保险的保费收入的滞后j期。ui为反应个体效应的虚拟变量，εi为随机扰动项。由于被解释变量农村居民人均家庭收入也存在一定的滞后性，并且解释变量中也会有被解释变量的滞后性，这就是静态面板数据的缺陷，因此，为了保证研究结果的准确性且具有说服力，本文建立了动态面板模型。动态面板模型采用了差分广义矩估计法和系统广义矩估计法。首先，建立模型式（2）。（2）其中i取值为1~31，代表全国31个省区市；t取值为1~13，代表2007—2019年的各项指标的取值。j为解释变量农业保险的保费收入的滞后j期。m为解释变量农业保险的保费收入的滞后j期。ui为反应个体效应的虚拟变量，θt代表的是时间效应的虚拟变量，εi为随机扰动项。

　　（三）实证结果

　　在实证分析过程中，首先确定被解释变量农村居民人均家庭收入和解释变量农业保险保费收入的滞后阶数。本文采用的方法是对每个阶数分别进行回归。结果显示，解释变量和被解释变量的滞后项在超过二阶滞后时，对被解释变量的影响不显著，因此j和m的值取1.为了使实证结果更直观，在接下来的实证过程中，从静态面板模型和动态面板模型的对比结果中选取最优的结果来得出结论（见表3）。表3前两个回归结果显示的是静态模型下的普通最小二乘法和广义最小二乘法。但是这两种方法的局限性在于无法把被解释变量农村居民人均家庭收入的滞后性估计在内，对这两种方法的回归结果仅供参考使用，因此，改为采用动态面板模型下的差分GMM和系统GMM两种方法。由于这两个模型的的系数估计值比较接近，因此本文将这两个模型的标准误进行了检验，发现系统GMM的标准误比差分GMM要小。同时，进行系统扰动项的自相关检验，结果显示，扰动项{εit}无自相关，因此选取系统GMM模型的结果如表3.从回归结果来看，各个变量的回归系数基本显著。当期的农业保险收入（lnx1）和滞后一期的农业保险收入（L。lnx1）的系数分别为0.014和0.006，不论是从短期来看还是长期来看，农业保险的保费收入对农村家庭人均收入的影响都显著为正。因此，农业保险的保费收入对农村家庭人均收入有着显著的促进作用。除此之外，控制变量中，城镇化率、农村用水总量和人均粮食占有量也对农村家庭人均收入有着正向影响。而第一产业结构率呈负相关，这一点也很容易解释，二、三产业结构的完善也必然带动农村家庭居民收入的增加。此外，随着城市化进程的加快，农村居民的生活也越来越好，越来越多的农村人口进入城市，依然留在农村的人口享有更多的生产资料和土地资源，这有利于提高农业经营性收入。

　　三、结论及对策建议

　　（一）结论

　　本文基于我国31个省区市2007—2019年相关指标数据，对农业保险与农民收入的影响进行实证研究，结果发现：农业保险的保费收入对农村家庭人均收入有着显著的促进作用，控制变量中，城镇化率、农村用水总量和人均粮食占有量也对农村家庭人均收入有着正向影响。

　　（二）对策建议

　　基于研究结论，本文从政府和保险公司两个主体角度提出对策建议：第一，上述实证研究发现农业保险整体上对农民收入是有较强的正向作用的，所以，政府方面应继续加大对农业保险的宣传和教育，鼓励更多农民参加农业保险；同时，政府也可以采取补贴性政策支持农民购买农业保险，因为大多数农民对于保险相对不了解，政府可以出台实质性鼓励措施以进行支持。第二，保险公司应该立足各地实际，开发更多保险产品，满足不同地区农民对于农业保险的需求。因为中国地域辽阔，各地农业种植品种并不相同，省际间差异显著，这说明保险公司应在产品设计时考虑到差异化的因素。

　　[1]卢飞，张建清，刘明辉。政策性农业保险的农民增收效应研究[J]。保险研究，2024（12）：67-78.

　　[2]石文香，陈盛伟。农业保险促进了农民增收吗？———基于省级面板门槛模型的实证检验[J]。经济体制改革，2019（02）：84-91.

　　[3]李加明，罗婷婷。农业保险与农业信贷协同机制的增收减贫效应研究[J]。福建农林大学学报（哲学社会科学版），2024（03）：1-10.

　　[4]黄颖，吕德宏。农业保险、要素配置与农民收入[J]。华南农业大学学报（社会科学版），2024（02）：41-53.

实证研究范文篇7

　　论文关键词：区域创新环境；创新绩效；重庆市

　　在经济全球化程度日益加深，知识经济时代来临的背景下，区域创新已成为区域经济发展的主动力，一个地区的区域创新能力日益成为该区域获得竞争优势的决定性因素。各区域间区域创新能力不同是区域经济发展不平衡的重要原因，我国的现实情况是：西部地区的综合创新能力远远低于东部和中部地区，欠发达地区要提高经济发展水平、缩小发展差距，必须从提高区域创新能力着手，将提高区域创新能力作为地区经济持续发展的根本途径。

　　而从系统学的角度来看，区域创新能力又是一个复杂的大系统，系统各部分必须协调、均衡发展，任何一个部分的薄弱都将影响系统整体功能的发挥。根据《中国科技发展战略研究小组》课题组的同志推出的《中国区域创新能力报告》，将区域创新能力定义为：一个地区将知识转化为新产品、新工艺、新服务的能力。并从行为主体的角度划分为五个要素：知识创造能力、知识流动能力、企业技术创新能力、创新环境和创新绩效，这五个要素相互联系、相互影响、相互作用，共同构成了区域创新能力系统。因此从研究区域创新能力体系的内在作用机制着手，对于协调发展区域创新能力，促进经济发展具有重大意义。在给定资源条件限制下，区域创新环境是决定一个地区创新能力的关键。因此，创新系统的创新绩效与区域创新环境密切相关，创新绩效方面的差别并不能简单地由投入方面的差别来完全解释，创新环境的影响也相当重要。基于此，本文首先从创新环境对创新绩效的影响着手对区域创新能力内部关系做初步探讨。

　　目前国内有些学者关于创新环境对经济发展的影响，区域创新系统对创新绩效的影响有所研究，如王树林(2002)区域创新环境与区域经济发展；盖文启(2002)论区域经济发展与创新环境；刘顺忠(2002)区域创新系统创新绩效的评价；官建成(2003)区域创新机构对创新绩效影响的研究；唐厚兴(2005)区域创新系统创新绩效分析与评价。但关于创新环境对创新绩效的实证研究方面，少之甚少，赵付民、邹珊刚(2005)区域创新环境及对区域创新绩效的影响分析，将区域创新环境用政府主导的环境因素、市场主导的环境因素、区域价值观与文化来表示，用创新产品产值来表示创新绩效，得出结论：由政府、市场、价值观与文化三个层面构成的创新环境解释了区域创新绩效差异的大部分，区域创新环境对区域创新绩效有显著的正影响。本文试图采用《中国区域创新能力报告》里面的创新环境和创新绩效的定义和构成要素，从实证的角度研究创新环境对创新绩效的影响。

　　1重庆市区域创新能力及创新环境总体概况

　　自2001年以来，重庆市区域创新能力总体排名一直呈上升趋势，重庆市2005年区域创新能力综合排名第l0位，5个分指标中，知识创造和企业技术创新能力都保持了与2004年持平的位次，知识获取和创新绩效两个指标对比2004年有所上升，而创新环境对比2004年却下降了4个位次，在五个指标体系中属于劣势，就创新环境而言，在全国处于中等以下的水平，对整体排名起到了负面的影响。除了创新环境对区域创新能力有直接影响外，我们认为创新环境对创新绩效也有直接影响，因此，本文对重庆市创新环境各变量进行分析，并在此基础上进行创新环境对创新绩效的实证研究。

　　由图1可以看出，2005年创新基础设施、市场环境、劳动者素质、创业水平综合得分都处于全国中下游水平，与全国最高的差距很大。2005年金融环境综合得分处于全国中上游水平，并且是这五个指标中排名最靠前的指标。创业水平综合指标是这五个指标中排名最靠后的指标，在全国排名28位，在西部也是非常靠后的水平。

　　可知，创新环境各项分指标的低投入是导致创新环境综合得分低、全国综合排名低的主要原因，直接的办法是提高各指标的投入，但是创新环境中创新基础设施、市场环境、劳动者素质、金融环境、创业水平对创新绩效的影响究竟如何并不清楚，下面实证研究这五个变量对创新绩效的影响。

　　2区域创新环境评价指标体系

　　本文利用《中国区域创新能力报告》中的区域创新环境指标体系，

　　如表1，创新环境包括基础设施的发达程度，市场需求水平，劳动者素质，金融环境和创业水平5个方面。其中，基础设施包括信息和知识的载体，如有限和移动电话，互联网，计算机的发展水平，物流的载体，如公路拥有量，4种运输方式形成的客流量和货流量；市场需求用政府财政支出，商品进出口差额，国内固定资产投资增长率，居民消费水平这四个方面来衡量；反映劳动者素质的指标包括教育投资水平，地区人口中大专以上学历所占比重，当年新增大学生毕业人数，人均受教育年限，人均图书消费量；反映金融环境主要的指标是技术创新基金和企业在进行技术开发时从银行获得贷款的情况；反映创业水平的指标包括民营科技型企业，高新技术企业和新注册企业的发展情况。

　　3实证研究

　　3.1假设及变量选择

　　根据系统论，要把握一个系统，必须了解它所处的环境对系统的影响。结合区域创新能力体系，要分析区域创新经济绩效的好坏，必须要考察区域创新环境是否有利于区域经济的健康运行。良好的区域创新环境能促成健康发展的区域经济。如区域内基础设施的条件好，信息交流顺畅，交通便利使得物流顺利流动，降低了信息和物质的交易成本，提高了指标的流动效率，自然就促进区域经济的增长。区域内劳动力素质高，就容易获得创新人才，可能创造出更多地创新成果。随着现代科技的发展，创新中人的因素越来越重要，所有的创新活动都是以人为主的创造活动，高素质人才是创新能力最关键因素，也是促进经济发展的重要条件。市场的需求是拉动技术创新的重要引擎之一，当市场出现新的需求，会促使企业抓住商机主动进行研发活动，而企业的创新必将投入市场，促进市场的繁荣，所以，市场需求大大有利于提高创新能力，从而提高经济绩效。创新活动是一项经济活动，需要大量的资金投入，资金充足，金融生态环境优越为创新活动提供良好的资金支持，使得区域创新能力加强。而资金的短缺，金融生态环境脆弱，会降低创新能力，也因此阻碍经济的正常发展。一个区域内如果有良好的创业文化和传统，形成良好的创业氛围，使得创新活动通过创业得以实现。一旦创新活动和创新成果变成了产业将大大地推动创新活动的深度和广度，提高创新的效率。因此，创业水平越高，创新能力越强，进而创新绩效越好。

　　因此形成如下假设：区域创新环境越好，区域创新的经济绩效越好；即创新环境五指标：基础设施、市场需求、劳动力素质、金融环境和创业水平越好，区域的创新绩效越好。

　　3.2模型介绍

　　面板数据模型(Panel—dataMode1)是用来描述一个总体中给定样本在一段时间的情况，并对样本中每个样本单位都进行多重观察。这种多重观察，既包括样本单位在某一时期(时点)上多个特性进行观察，也包括对该样本单位的这些特性在一段时间的连续观察。既能反映某一时期各个体数据的规律，也能描述每个个体随时间变化的规律，集合了时间序列和截面数据的共同优点。伴随经济理论，包括宏观经济理论和微观经济理论、计算机技术和统计方法的发展，Panel—data在经济学领域的应用逐渐被经济计量学家推广。

　　为了进行实证检验，对创新环境和创新能力进行量化，本文从2002年一2005年中国科技发展战略研究小组《中国区域创新能力报告》中选取区域创新绩效指标，创新环境的五指标基础设施水平、市场需求、劳动力素质、金融环境和创业水平等一系列的指标的数据，并认为创新投入与产出的滞后期为一年。即环境投入五指标为2002年—2oo4年，对应产出的年份为2003年—2005年。并建立模型如下：

　　是基础设施水平、市场需求劳动力素质和金融环境对创新绩效的影响；是统计误差。

　　3.3实证结果分析

　　在确定模型之后，用Hausman检验进一步确定选择固定效应模型还是随机效应模型，根据检验结果我们采用随机效应模型。

　　对式(1)进行回归可得结果如下：

　　模型拟合度=0.73607，实证结果显示，基础设施水平、市场需求、劳动者素质对区域创新绩效在1％的显著水平下有显著的影响，金融环境、创业水平区域创新绩效影响不显著。基础设施水平、市场需求、劳动者素质的系数分别为0.173293、0.610474、0.200429，这说明基础设施水平、市场需求、劳动者素质分别提高一个百分点，对区域创新绩效的影响依次为提高0.173293、0.614074、0.200429个百分点。同时，实证结果也说明，对金融环境、创业水平的投入对促进区域创新绩效的影响甚微。

　　反观图2中，2005年重庆市在基础设施水平、市场需求、劳动者素质、创业水平的投入与全国平均水平有一定的差距，与全国最高水平相差甚远。而金融环境的投入却超出了全国平均水平的1／3.显然，这种创新环境的投入结构显得相当不合理，这是造成创新环境相对其他四个指标在全国的排名落后的最主要的原因。

　　4结论及建议

　　(1)提升劳动者素质总体水平。近年来，市场需求比较旺盛，居民消费水平有所提高，这些方面大大刺激了市场需求，拉动了区域创新绩效的提高，市场需求仍有巨大的提升空间。同时，教育改革的力度进一步加大，科教兴国战略的提出和实施，教育事业得到了前所未有的发展和重视，职业教育、社区教育和下岗工人再培训工程、对农民工培训等的实施，使得劳动力素质得到了很大的提高，这也对创新绩效有重要的驱动作用，但相对东中部来说，重庆市知名高校较少，优秀生源不足，农村人口受教育程度仍然不高。因此，未来重庆市要进一步培育良好的经济发展环境，重点要合理调整创新环境投入结构，改善各指标的投入比例，加大对区域创新绩效影响显著的基础设施水平、市场需求、劳动者素质等指标的投人。

实证研究范文篇8

　　关键词：增发；长期市场表现；超常收益率；Fama-French三因素模型

　　一、文献回顾

　　增发（seasonedequityoffering，SEO）是上市公司主要的再融资方式，增发长期市场表现也是理论界颇具争议的问题之一。Stigler（1964）最早在研究中涉及到上市公司股权再融资的非正常收益问题，但该问题直到1980年以后才得到系统研究。Masulis和korwar（1986）对上市公司增发后股票的非正常收益进行研究，发现上市公司增发后有比较显著负的非正常收益。Asquith、Mullins（1986）和Schipper等（1986）分别对增发公司股价研究得出同样的结论。Lnughran和Ritter（1995）统计美国1970～1990年期间增发公司的长期收益率，发现增发前6个月并没有显著负的非正常收益，但在18个月后负累计非正常收益显著。Jagadeesh等（1993）等研究发现，在第4年和第5年非正常收益呈逐渐下降趋势。Loughran和Ritter（1997）对5年以上再融资上市公司股票价格表现研究认为，第6年和第7年非正常收益并不显著为负。Soucik和Allen（1998）对澳大利亚股市增发股票的长期价格表现的实证研究认为，中短期存在表现不足的情况，但是在长期（5年以上）并没有表现不足的问题。

　　在我国学术界，对增发市场表现研究的文献多以增发公告日、发行日和上市日各时点前后短期为研究时窗，鲜有对增发后较长时期的股票非正常收益比较系统的研究。李梦军、陆静（2001）认为上市公司增发新股公告后有负的累计非正常收益。陆满平（2002）等认为，增发在方案公布时市场往往表现出负面反应。沈洪涛、沈艺峰（2003）对沪深两市41家1998～2001年增发A股上市公司的分析表明，增发中存在“公告效应”。李康、杨兴君和杨雄（2003）以2000、2001年沪深两市所有实施增发和配股的A股公司为样本，考察了发行后60天股票的超额收益情况，增发方式下参与增发的流通股老股东有-1.37%的超额损失，不参与增发的老股东有-5.97%的损失。谭峻、吴林祥（2002）研究认为，在增发意向书公告日前的非正常收益率为负，现实市场提前就对这一利空消息做出反映，投资者通过“用脚投票”来表示对增发行为的否定，在公告日负的超额收益率为最大，并在此后相当长的时间内持续为负数。

　　综上所述，虽然国外大多研究证实了增发后有显著负的非正常收益，但是其中也存在争议。我国理论界在该领域的研究取得了一些成果，但仍存在一定的局限性，主要体现在：研究的样本量不足，样本的选取亦不具有代表性。2002度以前增发门槛低，增发失败比例较高，使得市场的负面反应在一定程度上被放大，以这样的数据为样本有失偏颇，研究结果也不够稳健；就同一增发样本使用事件时间和日历时间两种方法的研究尚少见；由于受样本区间所限，鲜有对长期市场反应的研究。

　　有鉴于此，本文针对增发样本，同时运用事件研究和日历事件方法来分析我国A股增发长期市场表现。

　　二、样本数据的选取

　　本文以深沪两市A股1998～2002年实施增发的上市公司为样本，和大多数其他研究一样删除了金融和保险类样本。为了减少统计检验的相关性以及其他股权融资对实证结果的干扰，删除增发后3年又配股增发的样本。为了样本及实证结果的完整性，本文没有其他限制条件。经过对样本的筛选，最终样本数为74家，数据来自CSMAR，所使用的月度股票收益率为考虑了红利再投资因素影响的股票收益率。

　　三、研究思路与实证设计

　　（一）事件时间研究方法

　　1、平均买入并持有超常收益率（BHAR）。自从Ritter（1991）以来，计算BHAR逐渐成为一种普遍衡量上市公司长期表现的方法。BHAR的计算公式：

　　（二）日历时间研究方法

　　我国很多学者采用深沪两市的股票数据对Fama-French三因素模型在我国证券市场进行了检验，认为Fama-French三因素模型比资本资产定价模型（CAPM）更好地描述了股票收益率横截而数据的变动，证明在我国证券市场是有效的，能够很好地解释股票市场收益率的截面差异（邓先荣、马永开，2005）。而上市公司增发的市场中长期表现主要体现在股票收益率上，是与预期收益率相对而言的。因此，分析增发市场表现的前提在于准确找出股票的预期收益率。

　　Fama-French三因素模型：

　　Rpt-Rft=a+b（Rmt-Rft）+sSMBt+hHMLt+εt其中，Rpt是股票（组合）在第t期收益率，Rftt是第t期的无风险收益率，Rmt是第t期的市场收益率，SMBt为第t期小市值股票收益率减去大市值股票收益率的零投资组合收益率，HMLt为第t期高BM比股票收益率减去低BM比股票收益率εt的零投资组合收益率，εt为随机扰动项E（ε）＝0.

　　1、Fama-French的SMB和HML因子的构造。类似于Fama和French的方法，首先，在t（t=1998~2004）年6月底，将深沪两市所有A股股票按前一年底总市值（范振龙等认为与流通市值相比，总市值更能反映股票收益率差异）的大小进行排序，并将股票分成大（B）小（S）两组。其次，计算出所有公司的账面市值比（BM）值，去掉BE为负的股票样本，按照大小排序分成三组（H、M、L），其中H为最大的30%，M为中间的40%，S为最小的30%。最后，按照分组标记做这些股票的交集，即可得到6组不同的股票组合，分别为{（B，H）；（B，M）；（B，L）；（S，H）；（S，M）；（S，L）}，将来这样的组合维持到次年6月末之前，并在这12个月里计算股票组合的加权平均月收益率{P1，P2，P3，P4，P5，P6}。每年都更新一次投资组合，这样就可以得到这个6个股票组合在1998年7月到2005年6月的加权平均月收益率。基于这6个股票组合的月收益率数据，计算SMB和HML因子：

　　SMBt=（P4+P5+P6）/3-（P1+P2+P3）/3

　　HMLt=（P1+P4）/2-（P3+P6）/2

　　2、股票组合构造。将1998～2002年增发样本组成一个等权重的增发股票动态组合，计算出这个动态组合1998年7月～2005年6月共84个月的月加权收益率，组成一个时间序列。在每个月前对股票组合进行调整，加入此月前刚刚增发的新股票，这样就得到了一个动态调整的股票组合的84个月度收益率。

　　3、无风险收益率。由于我国目前尚无短期国债，无风险收益率一般习惯采用3个月的定期存款利率按复利换算成月收益率。

　　四、实证结果及分析

　　（一）事件时间的研究结果

　　由于大多数学者对股市公告日、上市流通日等事件日窗口的研究认为，超额收益率显著为负。因此，为了不受增发首月的异常影响，本章以增发的第一个月为事件月，从增发的第二月开始计算一年、二年、三年的BHAR和CAR，如果增发公司在事件窗口下市，使用市场收益率代替。

　　从表1可以得出，上市公司增发后买入并持有的超常收益率（BHAR）均为负，买入并持有一年的超常收益率为-0.61%，买入并持有二年的超常收益率为-5.13%，买入持有三年的超常收益率为-0.67%。其中持有两年的超常收益率最小且显著，持有三年虽有好转，但是仍然存在负的超常收益，中位数统计也验证了这一结果。不难看出，平均累积超常收益率（CAR）也同样为负，且趋势与BHAR大致相同，一、二、三年的CAR分别为-0.43%、-4.43%、-0.55%。

　　（二）日历时间的研究结果

　　将增发动态股票组合作为被解释量，采用Fama-French三因素模型回归分析，结果如表2所示，表中列出了回归分析所得的系数，t统计量以及模型的拟合优度。

　　分析模型回归所得的系数，不难看出回归式中的截距显著小于零，表明增发股票的低收益率不能仅仅由值、规模和BM的综合影响来解释，即完全考虑到这些因素的影响后，我国A股增发存在显著负的非正常收益。

　　五、结论

　　事件时间实证表明平均买入并持有超常收益率（BHAR）和累积超常收益率（CAR）在增发后三年内显著为负。Fama-French三因素模型的分析表明，我国A股增发后存在显著负的超额收益率。因此，本文认为样本期间内我国A股增发后长期回报呈下降趋势，且至少三年内增发长期市场表现不佳。

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