时间：2023-06-02 09:22:55
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇收入证明样本，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
兹证明____________________先生/女士系我司员工，职务______________。买房贷款工作证明信样本
xx-xx年年收入为：
xx-xx年年收入为：
年收入包含年薪、奖金、提成、及各项补贴，个人所得税已由单位代扣代缴。买房贷款工作证明信样本
某某单位(公章)
年 月 日
精选贫困生证明书 家庭经济困难证明(样本) 兹有我镇(县)××××××(具体地址)村民(居民)×××、×××之子(女)×××在××××××××大学就读。该生家庭××××××××(家庭主要成员状况)，主要从事××××××××(主要收入来源)，家中经济收入×××××××××××××××××××(年家庭收入状况)，经济状况××××(是否困难)，家庭经济能力无法负担该生在校的学习和生活费用。请有关银行和学校给予该生助学资助，扶助该生完成学业。
特此证明!
××××乡(镇)人民****(或县民政局)
助学贷款贫困证明格式
贫 困 证 明
兹有我乡(镇)(居委会等)×××(父母亲姓名)之子(女)×××(学生姓名)，于××年××月考入贵校学习。由于×××原因(每个家庭的具体原因)，导致家庭经济困难，希望学校、银行能为其提供国家助学贷款，帮助其顺利完成学业。
×××乡(镇)人民****(公章)或×××居委会等(公章)
××年××月××日
1、贫困证明中要求明文出现贷款人名字，并且要求与本人身份证上的名字完全一致，不能用同音字、不规范简写字代替，不能有错别字。贷款人名字不得涂改。
2、贫困证明要求加盖家庭所在地乡(镇)人民****公章，或更高一级主管部门公章。其中有效的公章有：乡(镇)人民****、县民政局、市民政局。城市居民可以是居委会、街道办事处、社区公章。注意村民******的公章无效、单位公章无效。贫困证明尽量不出现两个或以上公章。
3、贫困证明中明文出现“家庭经济困难，需要申请国家贷款”字样。
4、贫困证明要求用材料纸或文稿纸，且用钢笔或水性笔书写，用圆珠笔书写无效。
证明兹证明某学生是我们县某村的学生，其家庭生活非常贫困，父母(把工资收入之类的介绍一下)如常年务农，没有固定收入，或者说下岗之类，年收入不足3000元。家里还有兄弟姐妹什么的，比如在上学，年龄小，都介绍一下。特此证明。单位地址年月日盖公章
家庭贫困证明
家庭经济困难证明(样本) 兹有我镇(县)××××××(具体地址)村民(居民)×××、×××之子(女)×××在××××××××大学就读。该生家庭××××××××(家庭主要成员状况)，主要从事××××××××(主要收入来源)，家中经济收入×××××××××××××××××××(年家庭收入状况)，经济状况××××(是否困难)，家庭经济能力无法负担该生在校的学习和生活费用。请有关银行和学校给予该生助学资助，扶助该生完成学业。
特此证明!
××××乡(镇)人民****(或县民政局)
助学贷款贫困证明格式
贫困生证明
兹有我乡(镇)(居委会等)×××(父母亲姓名)之子(女)×××(学生姓名)，于××年××月考入贵校学习。由于×××原因(每个家庭的具体原因)，导致家庭经济困难，希望学校、银行能为其提供国家助学贷款，帮助其顺利完成学业。
凡准备申请助学金的新生，来校报到前须在本人户口所在地相关部门开具家庭经济困难证明，一式两份，具体办理如下：
一、农村户口新生只需携带《家庭户口薄》户主页(首页)和本人页复印件各二份即可办理。
二、城镇户口新生(选其一办理)：
1、享受“城市低保”家庭的新生，可携带《城市居民低保证》复印件和户口薄户主页及新生户籍页复印件;
2、其他新生，需在社区委员会按以下三类原因开具证明：
(1)长期疾病类
(2)单亲家庭类
(3)父母下岗类
家 庭 经 济 困 难 证 明
兹有 (家庭户口所在地首页内的具体地址)居民 (爸爸或妈妈姓名)之子(女) (学生姓名)被xx学院录取，该生家庭主要成员 有 (爸爸、妈妈、兄弟姐妹姓名)，主要从事 (主要收入来源如种植、工资、买卖生意、低保金、退学金等)，家中收入 元(家庭年收入状况)，家庭经济困难，开支大，负担重，望相关部门给予该生在校期间的生活补助，资助其顺利完成学业。
特此证明
(村委会或居民委员会)经办人签字：
根据我国目前的情况，1996、1997和1998年之间，净资产收益率在10％区域集中的上市公司均达到上市公司总数的20％，甚至更多。这些上市公司具有相当大的操纵净收益的嫌疑，因此笔者选取这类上市公司的财务报表数据，包括资产负债表数据和利润表数据分别进行财务指标特征的分析。
一、研究的方法和反映操纵手段的财务指标的选择
笔者借鉴国外对失败企业和收购及被收购企业的财务指标特征的研究方法，针对有操纵利润嫌疑的企业，设计出财务指标特征分析的步骤如下：第一，根据理论常识分析净资产收益率受到人为操纵的企业其可能的操纵手段，然后选择与操纵手段相对应可能受到影响的财务指标。第二，按照特定的标准选取作为对比研究所需要的标准企业。第三，计算出可能存在利润操纵的企业以及作为对比的标准公司各个财务指标的平均值。第四，将两类企业同一个财务指标的平均值进行对照，观察是否存在显著的差异。第五，为了排除因个别极值无法删除，或统计样本内部的数据比较分散对统计结果的干扰，笔者同时采用“十分法”对各样本的全部数据进行排序，直接观察各样本数据在最大值和最小值之间的分布状况，比较两组数据在分布上的差异。“十分法”的原理是，将样本的数据按照由小到大的顺序进行排列，然后找出样本中每十个百分点的数量位置所对应的财务指标，10％位置的财务指标数值表示有10％的企业该财务指标值低于该数值，而90％的企业该财务指标高于该数值，以此类推。每相邻的两个十分点位置上的财务指标表示有10％的企业该财务指标数值分布在这两个数值之间。最后，对得出的统计结果进行解释。
根据近年来一些研究人员的研究发现和对企业可能采取的操纵净收益指标的手段的分析，企业可能采取以下提高净资产收益率的手段，并且这些手段可能导致相应的一些财务指标出现异常：
1、通过非营业活动提高净利润。包括诸如出售资产、出售投资、改变投资的核算方法等提高营业外收入或投资收益等活动。为避免所得税率差异对分析的影响，笔者选用营业外收入占利润总额的比重、投资收益占利润总额的比重和营业利润占利润总额的比重三个财务指标。营业利润占利润总额的比重越高，说明企业靠经营正常业务取得利润的比例越高，在一定程度上说明企业的净收益的质量较好；由于投资收益和营业外收入较易受到人为的操纵，因此这两部分的比例越大，企业净收益指标被认为操纵的可能性越大。如果上市公司普遍存在利用非正常经营业务调整利润的现象，则从总体上看，这些企业的营业外收入或投资收益占利润总额的比例可能会较一般公司高一些，而营业利润占利润总额的比例相对低一些。
2、通过虚假销售、提前确认销售或有意扩大赊销范围调整利润总额。这些销售无法取得现金，因此当企业出现这些现象时，应收账款的占用就会增加，表现在财务指标上，一方面体现为应收账款占流动资产的比重增加，另一方面还可能体现为应收账款周转率的减小。如果这种方法成为企业普遍采用的调整利润的方法，从总体上看，这类企业的应收账款占流动资产的比重就会高于一般企业，而应收账款周转率则会低于一般企业。
3、对已经发生的费用或损失推迟确认。当企业采用推迟确认费用或损失时，企业挂账的费用就会上升，导致资本化的费用比例升高，例如待摊费用、递延资产、无形资产以及类似的其他长期资产。如果人为操纵净收益的企业普遍存在利用推迟确认费用或损失的做法，与这些资本化费用有关的财务指标就有可能出现异常，如待摊费用占流动资产的比重、无形资产及其它资产占流动资产的比重等可能会给我们一些提示。
4、利用关联交易调整利润。如果这种现象在操纵净资产收益率的企业中比较普遍，就会在这些企业的关联交易额占销售收入或销售成本的比例上体现出差异，并且应收账款中关联方的应收账款比重较大。但是由于上市公司对关联交易披露的不规范性，投资者较难从财务报表和报表附注中采集出关联交易的详细数据，因此笔者根据为调整利润进行的关联交易通常不使用现金的特点，选择分析其他应收款指标占流动资产比重的指标。其他应收款体现企业与正常经营业务无关的有关各方的资金往来，在某种程度上可以反映企业与关联方的资金关系，比如出售投资给关联方后应收回的款项等。其他应收款占流动资产的比例大，说明企业与关联方可能存在比较密切的联系，利用关联方调整利润的可能性也较大。
二、研究数据的选取
笔者采用中国人民大学出版社出版的《中国上市公司资料库》光盘中数据作为研究对象，从中筛选出1996、1997和1998年净资产收益率在10％区间，即［10％，11％］之间的公司作为样本（简称10％区域的公司）。同时，根据这些公司所处的行业和规模，在净资产收益率相对受到人为干扰小一些的公司中寻找对照研究所需的相同数量的标准公司样本，舍去个别实在无法找到对照的标准公司，以保持两个样本最大程度的可比性。通过查找和比较，笔者选取的单个样本数量如下表所示：
缺乏数据和删除的公司数量合计不到总数量的15％，并且样本数量远远大于统计中要求的大样本标准（30个），因此可以认为研究的结果基本代表了所有净资产收益率在10％区域的公司状况。
三、统计结果
笔者统计出的1996、1997和1998年净资产收益率在10％区域的公司和用于对比的各标准公司的资产总额以及八个财务指标的调整平均值、平均值差异的检验值见下面的表格。比较资产总额的目的在于证实两个样本是否存在规模差异。调整平均值是在删除了5％的极值之后计算出的各样本的资产规模和财务指标的平均值。同一年度内净资产收益率在10％区间的上市公司与标准公司财务指标平均值差异的检验值代表了平均值差异的大小，当该检验值超过1.64时（笔者使用的是单尾检验），我们就有95％的把握认为平均值确实存在这种差异，因此，认为该差异是显著的。当该检验值低于1.64时，我们就认为在统计意义上这种差异不明显，我们不能以95％的把握性确定这种差异是否真的存在。在样本的方差较大时，通过统计检验有时难以确定平均值差异的显著性，利用十分法在一定程度上可以弥补这种不足。
财务指标差异及其显著性统计结果
根据上表显示的统计结果以及笔者进行的“十分法”排序的结果，1996年到1998年各年度10％区域上市公司和一般公司各个财务指标之间的差异情况见下表：
注：“显著”指通过平均值差异的检验发现存在明显差异；
“有区别”指在平均值差异的检验中不能证明存在明显差异，但利用“十分法”排序可以看出存在明显差别；
“无区别”指不论在平均值差异的检验还是“十分法”排序中都看不出明显存在差别。
资产总额的比较结果证明，有操纵净资产收益率可能的公司与标准公司之间不存在规模差异，笔者的研究的确已经排除了规模对其它财务指标的影响。从上面的统计结果看，在选取的八个可能反映企业利润操纵的财务指标中，只有无形资产占总资产比重以及营业外收入占利润总额的比重两个指标没有表现出明显的差异，其他六个财务指标均在不同程度上体现出10％区域上市公司与一般公司的差别。
四、研究结论
1、财务指标中体现的上市公司利润操纵手段。
通过对可能存在利润操纵的上市公司和一般公司财务指标的比较，我们认为以下操纵利润的手段在上市公司中有普遍性：
（1）通过非营业活动提高企业利润。笔者对净资产收益率在10％区域的上市公司样本中营业利润占利润总额比例最低的企业数据进行了调查，结果令人吃惊。1996年的94家样本公司中有6家公司该指标出现负数，1997年166家样本公司中有3家该指标出现负数，而1998年160家样本公司竟然有7家公司该指标出现负数。这些负数意味着这些公司的营业活动是亏损的，也就是说，他们达到10％的配股线居然完全依靠营业外的经济活动！
（2）通过增加投资收益提高利润是非常普遍的做法。在1996年和1997年的统计结果中，我们发现10％区域的上市公司投资收益占利润总额的比重远远高于标准公司，1996年差异达八个百分点，1997年差异达四个百分点。利用投资收益操纵利润在个别公司达到极其严重的程度，在10％区域的上市公司样本中，投资收益占利润总额100％以上的企业1996年有6家，1997年有2家，1998年有3家，这意味着这些达到配股最低标准的上市公司创造10％的净资产收益率竟然完全依靠投资收益！
（3）采用与关联单位进行交易提高利润。笔者不能直接证明这些关联交易的内容，但是其他应收款的多少在一定程度上可以反映出上市公司与关联方联系的紧密程度，这使我们不能不猜测这些关联方对企业利润的影响。1997年和1998年10％区域的公司其他应收款比重的明显异常说明这些公司从事非正常经营活动的行为十分普遍，而且交易经常采取非现金形式。笔者统计了样本中10％区域的上市公司其他应收款占流动资产比重超过50％的公司数量，1996年，该数目为4家，占样本的4.3％，1997年为11家，占样本的6％，1998年为9家，占样本的5.6％。这些公司竟然有一半以上的流动资金占用在非正常经营活动之上！
如果笔者对其他应收款的多少代表与关联方联系的紧密程度猜测没有错误，其他应收款多的上市公司很可能在经营活动上也存在与关联方的紧密联系。虽然笔者没有考察关联交易引起的上市公司经营活动收入和利润的增加，但1997年和1998年，10％区域上市公司同时都出现一定程度的应收账款占流动资产比重比标准公司偏高、应收账款周转率比标准公司偏低的现象，这与我们看到的其他应收款比重的异常在时间上存在一致性，由此我们有理由怀疑上市公司通过关联交易既操纵非营业利润，又操纵营业利润。
（4）通过人为扩大赊销范围或采用提前确认销售、甚至搞虚假销售增加营业利润。在1997年和1998年，10％区域上市公司的应收账款占流动资产比重比标准公司偏高，以及应收账款周转率的偏低，说明比起标准公司，10％区域的上市公司更多地记录了非现金形式的销售业务。鉴于笔者统计时采取了控制行业和控制公司规模的方法，由于行业和规模导致的应收账款规模和回收速度的差异就被排除在外，剩下的原因只能用不正常来说明。这种不正常，一是可以用上面提到的关联交易来解释，另外就是用扩大赊销范围、提前确认销售、搞虚假销售等原因来解释。
除上述具有普遍性的利润操纵手段外，还具有两种不具有普遍性的利润操纵手段，即通过费用资本化影响利润和通过提高营业外收入影响利润。
2、上市公司操纵净收益手段的改变。
连续考察1996年到1998年10％区域的上市公司出现异常的财务指标，我们发现各年中这些财务指标的变动不尽相同。也就是说，在不同年度，由于种种原因，上市公司采用的操纵利润的手段偏好有所不同。
（1）1996年，平均值差异检验证明存在明显差异的财务指标有投资收益占利润总额的比重和营业利润占利润总额的比重；考虑十分法排序的结果，其他应收款占流动资产的比重也存在差异。其他指标差异则不明显。可见，在这一年中，企业普遍采用增加投资收益的手段提高利润，而虚增收入、利用关联交易调整利润的做法还不十分普遍和明显。
（2）1997年，平均值差异检验证明存在明显差异的财务指标有：待摊费用占流动资产的比重、其他应收款占流动资产的比重、投资收益占利润总额的比重以及营业利润占利润总额的比重；考虑“十分法”排序的结果，应收账款占流动资产的比重和应收账款周转率也存在一定程度的差异。这一年中，企业普遍采用多管齐下的方式提高利润，包括增加投资收益、利用关联交易、虚增销售等。
（3）1998年，平均值差异检验证明存在明显差异的财务指标只有其他应收款占流动资产比重和应收账款占流动资产比重；考虑“十分法”排序的结果，应收账款周转率也存在差异。而以前出现过差异的待摊费用占流动资产比重、营业利润占利润总额的比重以及投资收益占利润总额的比重几个指标差异不明显。可以认为，这一年中企业普遍采用的调整利润的手段集中在虚增销售或关联交易上，而对利用投资收益增加利润的做法不再特别感兴趣。
五、研究结果的启示
虽然笔者的研究对象是净资产收益率在配股最低限以上临近区域的上市公司，但是研究所发现的财务指标与利润操纵手段上存在的联系具有普遍性，可以帮助我们在各种情况不辨别利润操纵。研究证明，尽管我国上市公司人为操纵净资产收益率的手段各有不同，但他们在操纵利润的同时，其他财务指标却能够暴露其操纵手法，因此，只要我们能够对这些反映利润操纵的财务指标给予足够的关注，就可以在很大程度上识别上市公司的操纵手段，去伪存真，得到企业真实的获利水平。通过以上的研究，我们得到以下一些启示：
首先，净收益或利润总额有关的指标表现企业真实盈利能力存在严重缺陷。这些指标中包含了与企业正常经营无关的、缺乏稳定性的一次性收益内容，如投资收益和营业外收入，以及在本文中没有涉及的财政补贴等，这些项目随时会由于企业达到目的而消失。用这些指标评价企业，将给投资者带来巨大的风险。从前面的统计中我们看到，标准公司营业利润占利润总额的比例明显高于可能操纵利润的上市公司，因此相比净资产利润率或总资产报酬率，营业利润受到利润操纵的干扰较小，利用营业利润计算的有关指标相对稳定，对表达企业的实际盈利能力会更加有用。
其次，在操纵净收益的手段中，最直接有效的方法是通过投资收益增加利润。投资者应对利润表中的投资收益给予非常的重视。对于投资收益占利润总额比重较大的企业，应该仔细分析投资收益的来源，辨别这种投资收益的长久性。如果一次性的投资收益，比如出售投资所得的收益数量较大，这种投资收益的长期性就很难保证。
第三，其他应收款是我们应该给予足够重视的资产负债表项目，一些企业可能没有披露关联交易或关联方关系，但其他应收款项目的性质实际上会告诉我们这些企业与其他企业或单位之间的非常关系，所以其他应收款的多少可以帮助我们判断该上市公司受到其他企业或单位的影响程度，这种影响越大，该上市公司的净收益指标的可靠性越差。
关键词：上市公司；地理分部；重要性；
中图分类号：F234.4 文献标识码：A 文章编号：1003―7217(2007)05―0092―04
一、研究设计
(一)研究假设
在10％的重要性水平的运用上，现在至少存在两种不同的意见：一是以FASB为首的代表在1997年修订分部信息准则时主动放弃了该标准，转而规定了应予披露的分部个数最大数量不应超过10个；二是以IASB为首的代表则一直秉承按10％的重要性测试水平来确认分部，并同时规定了应予以披露的分部个数最大不超过10个。而我国早在1997年证监会的《准则第二号》的修订稿中，就明确规定了行业分部的披露标准以10％为限，2000年、2002年和2006年财政部相继了《企业会计制度》、《企业具体会计准则――分部报告(征求意见稿)》和《企业具体会计准则――分部报告》，非常明确地指明了分别按照分部收入、分部收益或分部资产10％的标准来披露符合条件的备分部。但是，在实际操作中披露是否严格按照该标准来确认分部，而且10％的标准是否能够用于区分具有不同风险和收益的分部，在《企业会计制度》前后和《征求意见稿》前后的披露实务是否得到明显改善，以下将就这些问题进行讨论。
按照我国确认分部的10％标准，只要分部收入、分部收益或分部资产分别占所有分部相应总额10％或者以上的部分才能确认为一个报告分部。与证监会的《准则第二号》相比，如果企业严格按照《企业会计制度》和《征求意见稿》中有关分部确认的初衷去确认，其确认的条件就被放宽了，它不仅可以按照分部收入占所有分部相应总额10％的标准来确认，而且还可以按照分部收益或者分部资产分别占所有分部10％的标准来确认分部。根据以上的解释，在《企业会计制度》和《征求意见稿》后，企业应予以披露的可报告分部的个数将会增加，而小于10％的分部的数量将会下降。由此，得到以下假设：
H1：假设分别按照分部收人、分部收益或者分部资产分别占所有分部相应总额的10％的重要性标准来确认地理分部，那么，企业所披露的大于等于10％的可报告分部的个数将增加，而小于10％的分部的个数将下降，分部信息的透明度将得以提高。
(二)样本选择
由于在检验时需要分别要求以分部收入、分部收益或者分部资产为依据来判断公司所披露的大于或等于10％和小于10％的分部平均个数，并考虑其逐年的变动趋势，因此，该样本的选择需要考虑到逐年披露了分部收入、分部收益或者分部资产等信息的情况。根据中国披露分部信息的实际情况，由于分部确认标准的扩大直到2001年财政部《企业会计制度》时才予以体现，在《企业具体会计准则――分部报告(征求意见稿)》(2003)中，对于分别按照以上三个标准来确认分部的方法更进一步明确。因此，为了确认分部的平均个数的变动趋势需要2001～2003年的数据。将2004年的年报剔除在外，是因为2003～2004年并未出现关于分部信息披露规范变动的任何决定，而且经过统计分析其分部披露信息并未改变。另外，为了与以前所确认分部的标准相比较，也需要2000年的数据，但是根据以前的研究发现，在各公司2000年年报中披露了分部资产的公司是微乎其微的，而为了保持样本的可比性、连续性与有效性，以下分析以“2002年财富中国100强”的公司为样本(因为这些公司在2000～2003年的相应数据比较完整)。
这100家公司分别在国内、国外市场上市的公司各有76家和22家，但在国外上市的公司并不需要遵守中国的会计准则，因此，为了考核中国分部信息披露中的10％的重要性测试水平的合理性，下面以遵守我国会计准则的公司为样本。这样，本研究样本为76家在国内上市的公司，其中有4家公司为银行(因为银行的主要业务与一般的制造企业有很大的不同，因此本样本将其除掉)，另有2家公司没有披露任何分部信息，综合起来，本研究中的有效样本为70家。为了考虑《企业会计制度》和《征求意见稿》前后有关地理分部确认实务上的改进问题，需要这70家样本公司2000～2003年相关数据的变化趋势。
二、研究结果
(一)所确认的地理分部研究
1．样本公司2000～2003年逐年所披露的地理分部个数分析。将70家样本公司分别在2000～2003年的平均可报告地理分部的个数进行统计，经过统计，样本公司分别以分部收入、分部收益、分部资产为依据所披露的分部个数如表1所示。
由表1统计结果可知，2000～2003年分别依据分部收人、分部收益或分部资产等指标所确认的地理分部中大于或等于10％的可报告分部以及小于10％的披露分部的平均个数呈逐年增长的趋势。但在2000～2001年以分部收入所确认的大于或等于10％的地理分部的平均分部个数稍微有下降，其地理分部的平均个数依次为2.5，2.313，2.043。从整体上说，分部个数的逐年增加说明了分部信息披露的详细程度不断加强，这不仅给信息使用者提供了较多与其决策相关的信息，而且便于提高分部信息的透明度。
根据以前的研究，我国直到2001年才开始强制性地要求符合条件的各上市公司披露分部资产的信息(聂萍，2005)，在2000年及以前披露分部资产信息的公司更是凤毛麟角。经统计，这些样本公司中，2001年披露了分部资产项目的公司16家，其中只有6家公司的分部资产信息是在地理分部中给予披露的。尽管对于分部资产的披露还刚刚起步，但是以分部资产为依据来确认的分部个数是不断增长的，以分部资产为依据所划分的大于或等于10％的可报告地理分部均值在2000～2003年间依次为2.13，3.25，3.25。
总之，分部信息披露深度和广度两个层面上的增加表明了分部信息在相关性上得到显著改进，分部信息透明度得到提高。
2．样本公司2000--2003年所披露的地理分部个数的变动趋势。下面将2001年与2000年和2003年与2001年这两个期间的各地理分部的分部数均值进行进一步比较，并经均值检验予以分析，借以探明10％标准的合理性，主要数据见表2。
在地理分部的确认中，除了以分部收入所确认的大于或等于1096可报告分部均值在2001～2000年和以分部收益为基础所确认的分部个数在2001～2003年是显著减少之外，分
别以分部收益、分部资产来划分的大于或等于10％可报告分部在2000～2001年是显著增加的(P分部收入2001～2000=0.000；p分部资产2001～2000=0.000)，而小于10％的披露分部个数在2000～2003年是显著地增加的(p分部收入2003～2001=0.005；p分部收益2001～2000=0.000；p分部收入2003～2001=0.003；p分部资产2001～2000=0.000；p分部资产2003～2001=0.001)。分部个数的增加表明了分部信息披露深度的逐步增强，这说明了分部信息披露制度的实行对于改善地理分部信息的披露起到了重要的作用。而地理分部在增加分部资产项目披露的同时，减少了以分部收益和分部收入等为依据来确认的分部个数，这说明分部信息披露广度上的增长是以减少披露深度为代价的，在分部信息披露的详细程度和披露的广度上存在着一定程度上的均衡。
(二)地理分部的进一步考察
可报告地理分部平均个数的变化并不能简单地归结为其披露实务上的改进，同样也可能反映其经营活动的一些变化，特别是与近期缩小企业规模或增加企业产业集中度有关(Comment，R.＆Jarrell，G.A，1995)。因此，为了仔细考察公司分部信息披露实务上的改进，排除公司缩小规模压力对分部个数变动的影响，尤其是10％重要性标准的运用对地理分部信息质量的重要作用，有必要按照公司管理层披露分部信息的意图及有关披露规则进行进一步考虑。按照以上的思路充分借鉴C.R.Emmanuel，N.W.Garrod＆C.McCal-lum，E.D.Rennie(1999)的相关研究，并立足于我国资本市场的相关数据，将地理分部进一步分为以下三组：(1)自愿披露组。该组表示在2001年的年报中不仅披露了分部收入和分部收益，还主动披露了分部资产的公司。(2)同时披露了分部收入和分部收益组，该组表示在样本期间同时披露了分部收入和分部收益的公司。(3)非充分披露组。该组表示在样本期间或者披露了分部收入或者分部收益的公司。每组按照公司的披露实际情况，将各公司所披露的可报告分部分为大于或等于10％的可报告分部组和小于10％的披露分部组。其具体样本公司数分别为6、40、24，具体地理分部的均值以及样本期间各组均值变化如表3和表4所示。
从表3、表4可知，其各组均值以及均值变化的结果有如下特点：
(1)对于自愿披露组，以分部收入、分部收益为依据所划分的大于或等于10％的可报告分部和小于10％的披露分部平均个数在2000～2003年出现为负的变化，而以分部资产为依据所划分的大于或等于10％的可报告分部和小于10％的披露分部个数的均值在2000-2003年是增加的，而且大于或等于10％和小于10％组可报告分部均值在2000～2001年还-具有统计上的显著性(P大于或等于10％分部资产2001～2000=0.017，P分部资产2001～2000=0.073)，这说明了在自愿披露组中由于额外披露了分部资产项目的内容而使以分部收入、分部收益所确认的分部平均个数减少了。
(2)对于披露分部收入和分部收益组而言，以分部收入、分部收益为依据所确认的大于或等于10％可报告分部和小于10％的披露分部个数的均值在2001～2003年是显著减少的，其中：P大于或等于10％分部收入2003～2001=0.001，P分部收入2003～2001=0.000，P大于或等于10％分部收益2003～2001=0.000，P小于10％分部收益2003～2000=0.000
而在2000～2001年同时，以分部收入和分部收益为依据所确认的大于或等于10％的可报告分部和小于10％的披露分部的平均个数是增加的，但都不具有统计上的显著性，而且以分部收益和分部收入所划分的大于或等于10％组的变动幅度小于10％组的变动幅度，2003～2001年则反之。
(3)对于非充分披露组，以分部收入为依据划分的大于或等于10％的可报告分部和小于10％的披露分部个数均值在2000～2003年是显著减少的：P大干或等于10％分部收入2003～2001=0.000，P小于10％分部收入2001～2000=0.0000而以分部收益为依据划分的大于或等于10％的可报告分部和小于10％的披露分部平均个数在2000～2003年是显著增加的：P大于或等于10％分部收益2001～2000=0.000，P大于或等于10％分部收益2003～2001=0.002，P小于10％分部收益2001～2000=0.042，P小于10％分部收益2003～2001＝0.000
(4)自愿披露组中，虽然自愿披露了分部资产信息，但同时使以分部收入和分部收益为标准所确认的分部均值下降，说明了对于地理分部而言，分部信息披露广度上的增加却限制了披露深度上的扩展。在非充分披露组中，10％标准的运用使披露的广度有所加强，但披露分部收益的均值增加是以分部收入中的可报告分部明显减少为代价的，因此，该组中同样存在分部信息披露广度和深度上的均衡问题。披露收入和收益组中，同时以分部收入和分部收益为基础所确认的分部均值在2001～2003年是减少的，而且当大于或等于10％组的减少幅度比小于10％组的减少幅度要小的时候，似乎表明管理层出于分部信息劣势竞争成本的影响而运用10％的重要性标准，将那些较小的地理分部合并成为一个较大的却毫无组织的部分，从而避免将更多的分部信息报告给外部。而且并没有充分的证据表明各组中大于或等于10％组的变动幅度超过了小于10％组的变动幅度，因此，H1无法得到充分的证明。
三、研究结论及建议
地理分部披露广度和深度上的均衡表明，目前中国多元化上市公司对于运用10％标准作为确认重要性分部披露依据时，更多地只是准则字面上的遵从，而且在运用该标准时由于缺乏标准的上限，导致在地理分部的运用上出现了更少更大的广义概念，10％重要性测试的运用对于改善分部信息披露质量的作用是有限的。因此，为了提高地理分部信息披露的有用性，有助于信息使用者正确决策，对于地理分部的披露有必要在以下方面作出改进：
l重要性标准的选择问题。并不存在太多的理由认为采用10％作为判断重要性的数量标准是合理的，而且并不能证明5％或15％的标准就是不合适的(shahrokh，1993)。重要性标准的选择将以能帮助信息使用者去理解公司不同风险和收益的内涵为标准，在考虑采用数量标准的同时，应考虑质量标准来划分重要分部。改变以不同国家或地区，同一国家不同行政区域作为分析单元的状况，而且加强地区分部披露与年报其他部分的一致性，以提高地理分部信息的透明度(Nancy B.2000)。
研究设计
(一)研究方法综观现有的盈余管理计量方面的相关文献,盈余管理的实证计量方法主要包括三种类型:应计利润分离法、具体应计利润法以及盈余分布法。盈余分布法通过分析确定企业可能实施盈余管理的阈值点,然后检验阈值处密度函数光滑或连续性来判断企业是否在阈值点实施盈余管理。在上市公司的管理层实施收购时,管理层会利用资本市场中的信息不对称和会计监管制度的不完备性实施盈余管理,由于各家实施MBO的上市公司盈余水平存在显着差异,因此,很难合理确定一个阈值点以检验上市公司管理层是否实施盈余管理。特定项目应计法适合特定行业的某一项或一组应计项目。而实施MBO的上市公司涉及多个行业,并且需对可能实施盈余管理的多个应计项目进行分析检验。因此本文的实证研究不适合采用盈余分步法和特定项目应计法。本文采用应计利润分离法进行实证研究。应计利润分离法采用模型将应计利润分离为可操纵应计利润(DiscretionaryAccruals,DA)和不可操纵应计利润(Non—DiscretionaryAccruals,NDA),并用可操纵应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。Kaplan(1985)指出会计中权责发生制的本质是应计利润(非操控性应计利润)会随着经济环境的变化而改变,因此在对非操纵性应计利润的计量中应考虑经济环境的改变对企业应计利润产生的影响。在利用应计利润分离方研究盈余管理的模型中,只有琼斯模型及其衍生的模型明确地将经济环境改变引入到对非操纵性应计利润的估计中。
Dechow,Sloan&Sweeny(1995)、Guay,Kothari&Watts(1996)、Thomas(2000)等对应计利润分离法相关模型进行实证分析表明,琼斯模型和修正的琼斯模型的实证研究结果相对较为可靠。而陆建桥(1999)、陈小悦、肖星和过晓燕(2000)、夏立军(2003)的研究则证明,在中国证券市场上,琼斯模型和修正的琼斯模型同样较为适用。考虑到中国上市公司普遍存在盈余管理的行为李清(2008)、吴连生(2007)、王婷等2009、张雷2009,而琼斯模型假设销售收入不会纵的可能性较低,因此,本文采用修正的琼斯模型对上市公司管理层收购的盈余管理进行分析。修正的琼斯模型如下:TA=NI一CFO(1)式中,TA。表示应计利润总额,NI表示净利润,CFO.表示经营活动现金净流量。这三个指标均为经过第t—l期期末总资产调整后的第t期数值。TA产l(1/A_1)+仅2l(AREV.一AREC)/A『-1j+3(PPECAl_1)(2);NDA=仅1(I/A1)+2l(AREV一AREC.)/A_1j+3(PPE/A}-1)(3);DA.=TA一NDA(4)式中,NDA表示经过第t一1期期末总资产调整后的第t期的非操控性应计利润,DA表示经过第t一1期期末总资产调整后的第t期的操控性应计利润,AREV。表示第溯和第t一1期的收入差额;AREC。表示第t期和第t一1期的应收账款的差额;PPE表示第t期期末的固定资产价值;A表示第t一1期期末总资产;、:、0【表示公司特征参数,可以运用估计期各项数值进行回归取得。根据修正的琼斯模型,本文先采用配对公司的相关数据通过式2估计参数d、Q、仅,,然后将估计出的参数带人式3,采用样本公司相关数据计算出样本公司的非操纵性应计利润(NDA),最后通过式4计算实施MBO的上市公司在管理层收购当年及前后各2年的操控性应计利润(DA)。
(二)样本选取和数据来源本文的研究对象为上海和深圳证券交易所自2000年至2007年期间实施管理层收购的上市公司。本文主要研究上市公司管理层在实施MBO前后是否对上市公司进行盈余管理行为,因此,样本选取遵循如下原则:
(1)本文所研究的管理层收购是指实施收购后,管理层对上市公司具有实际的控制权,或能够对上市公司的生产运营产生重大影响,而带有股权激励性质的管理层持股的上市公司。
(2)本文以股权收购协议签署的时间作为实证研究中管理层收购的时间。上市公司转让价格已经确定,并且转让价款一般也已支付,管理层实际上已经获得了对上市公司的控制权,并且获得政府批准,因此,本文以股权转让协议的签署日作为管理层实施收购的时间。
(3)本文所研究的管理层收购剔除由于上市公司原大股东减持使管理层自动成为上市公司的第一大股东或实际控制人。管理层没有足够的压力或动力在管理层收购前实施“向下”的盈余管理,或在管理层收购后实施“向上”的盈余管理,有可能会影响研究的整体效果。(4)上市公司必须在MBO实施前2年上市交易,并且在MBO实施后2年内控制权没有发生变化;管理层收购完成当年及前、后2年的财务数据必须完整,必须是2008年以前进行MBO的上市公司。不考虑2ooo~之前实施管理层收购的上市公司。因此选取了实施管理层收购的34家样本公司,见表(1)。表(2)显示了实施MBO的上市公司年度及行业分布。可以看出,样本公司的行业分布涉及13个行业,以传统行业为主,并且主要集中在制造业。样本公司实施管理层收购的年度主要集中在2002年和2004年,这是由于在2003年财政部一度暂停对国有上市公司实施管理层进行审批,因此,导致2003年实施管理层收购的数量较少。本文选取配对样本应同时满足以下条件:与样本公司的所属行业相同或相近;与样本公司的资产规模在实施MBO的前一年较为接近;配对样本公司在同一时期没有发生其它重大事项。本文数据来源为上海证券交易所网站、深圳证券交易所网站、中国上市公司资讯网(cnlist.eom)和国泰安数据库(CSMAR数据库)。
实证检验
(一)描述性统计样本公司描述性统计如表(3)所示(表略)。可以看出,上市公司在实施MBO前后,公司的资产和净资产规模呈现同步增长的态势,但资产总额的增长幅度更为迅速;营业收入的增长趋势没有发生变化,现金流也一直保持与营业收入同步增长的趋势,但增长的幅度要小于营业收入。而营业利润和净利润却呈现出先扬后抑的趋势,但均显着为正,这既可能是管理层在实施MBO前为降低收购成本增加费用或成本以减少公司的盈利,也可能是由于上市公司的管理层在取得公司控制权后通过关联交易转移上市公司的利润。因此,仅从实施MBO的上市公司5年的相关财务数据上无法判断上市公司在实施MBO前后是否进行盈余管理。
(二)回归分析样本公司财务状况差异性分析如表(4)所示(表略)。可以发现,上市公司的资产规模、总资产报酬率、营业利润率、全年实现的收入和利润均无显着区别(T检验和Z检验均不显着),这说明样本公司和配对公司的规模和经营情况比较接近,无显着差异,可以用配对公司比较好的控制规模、行业等对盈余管理行为分析的影响。进一步地,如表(5)所示(表略),通过研究发现,实施MBO的上市公司在管理层收购的前一年(T_1)和当年(T)的操纵性应计利润的均值和中位数均为负,并在5%的显着水平下显着;在管理层收购前的第2年(T_2),操纵性应计利润的均值和中位数均为正,但在5%的显着水平下不显着;在管理层收购后两年内(T+I,T+2),操纵性应计利润的均值和中位数均为正,并在5%的显着水平下显着。
【关键词】 资本结构； 成长性； 投资不足
一、引言
成长性是企业努力追求的目标，是企业利益相关者共同关心的重要问题。有关资本结构与成长性之间的关系近年来成为热点。面对成长机会，怎样的负债水平能够使企业更好地发展？尽管有关文献展开大量讨论，却未能达成一致。本文通过研究不同成长性及不同自由现金流量的企业，来阐述负债水平与企业成长性两者之间的内在联系。
二、文献回顾与假设提出
（一）文献回顾
现代资本结构理论以MM理论为基础，随后发展了权衡理论、顺序偏好和市场择时理论。其中发展了的权衡理论认为企业存在最优的资本结构，该资本结构是企业税收优惠、破产成本及成本等之间的权衡。成本由Jensen，Meckling（1976）提出，成本理论认为在企业的成长过程中，存在股权成本与债务成本，股权成本是由于企业管理者和股东的目标不一致产生的。Jensen（1986）认为当企业存在过多的现金流量和较少成长机会时，由于管理者与股东的目标不一致，前者有扩张企业规模的动力，在此情况下将会产生过度投资问题，此时过度投资问题可以通过发行债券来缓解，引入负债可以起到监督和控制作用，这便是负债的相机治理作用。债务成本则是由于股东和债权人的目标不一致而产生的，Myers（1977）认为负债能引起投资不足，因为投资给债权人带来了收益，而股东要承担全部风险；同时企业拥有过高的负债比率时，股东将有强烈动机投资于高风险项目，发生资产替代行为，侵占债权人财产。成本的存在使得权衡理论进一步发展，同时也使得面对不同成长机会的企业，去寻找适合的资本结构来降低企业的成本，实现企业价值的最大化。
有关负债水平与企业成长性的关系，学者也进行了大量的实证研究，Langberg（2008）证明权益融资有利于促进企业成长，而债务融资会降低企业未来的成长机会。Muller（2009）以总资产增长率衡量企业成长性，表明财务杠杆对企业的成长性有显著的负向影响。Huang和Song（2006）以销售收入增长率衡量企业成长性，对我国主板上市企业进行了研究，得出成长性与资产负债率显著正相关。Larry lang（1996）实证说明杠杆作用和企业增长间的负相关性对于具有低的Q值的企业成立，然而对于高Q值的企业来说并不成立。杨莹（2009）以ROE划分公司经营业绩，当企业经营业绩好时，财务杠杆与企业的成长性正相关，经营业绩差时负相关。以上文献说明，关于资本结构与成长性之间的关系尚未达成一致，有待更深入的研究，这也正是本文的意义所在。
（二）假设提出
当企业拥有较多成长机会时，企业将会选择较低的负债率，成长机会是由一系列NPV>0的项目构成，当企业拥有较多这种项目时，为了避免债权人过多地分享收益同时又不承担风险，高成长性企业将会选择较低的负债率，基于此提出假设一：在高成长性企业中，成长性与负债水平负相关，即成长性越高的企业，倾向于选择越低的负债水平。
而对于拥有较多自由现金流量的低成长性企业，由于存在较少的成长机会，可能出现上文所分析的管理者过度投资现象，因此认为此时企业可能会引入负债发挥其相机治理的作用，基于此提出假设二：拥有较多自由现金流量的低成长性企业，成长性与负债水平负相关，即成长性水平越低，负债水平越高。
上述两种假设中，假设一拟证明投资不足现象，假设二则证明过度投资现象的负债治理功能。
三、研究设计：样本、变量与模型
（一）样本
本文选取沪深两市主板制造业2006—2010年的数据，剔除数据不全、异常值及被ST的得到3 523个样本。将样本按照成长性进行分类，取成长性较高的前800名样本作为高成长性样本，后800名作为低成长性样本，再从低成长性样本中选取自由现金流量较高的前200名作为第三组样本分析，以期完成样本的对比及分类。本文数据均来自于国泰安CSMAR研究数据库，计算分析利用SPSS18.0完成。
（二）论文模型
（三）变量设置
1.自变量的选取
对于成长性的描述通常采用两类指标：（1）企业的实际增长率指标，如销售收入增长率、总资产增长率、净资产增长率、经营活动产生的现金流量净额增长率等。（2）资产市值账面比、股东权益市值账面比、盈余市价比、资本性支出占资产的比值、R&D占资产的比值、R&D占销售收入比值等。Adam和Goyal（2007）进行的实证比较结果表明，资产市值账面价值比为最可靠的企业成长性指标，尽管国内学者有将（1）类或（2）类指标进行组合，但并不能充分证明其优于资产市值账面价值比，因此本文采用资产市值账面价值来衡量企业的成长性。
2.控制变量选取的原因
DeAngelo 和Masulis（1980）认为无负债税盾是债务的替代，无负债税盾越高，公司越倾向于采用较少的财务杠杆，因此，认为无负债税盾与企业的财务杠杆成反比。
有形资产作为债务的担保，有形资产的比例越高，则企业所能使用的财务杠杆比例越高。
盈利能力采用ROE指标，根据Myers和Majluf的融资优序理论，盈利能力与杠杆之间的关系呈负相关，认为企业融资一般会遵循内源融资、债务融资、权益融资这样的先后顺序，因此盈利能力与杠杆比率成反比，但是基于税收的模型认为，盈利能力较强的企业应更多地采用负债融资，以此来避开企业所得税。
Frank和Goyal（2007）认为规模大的企业能承受更高的杠杆，这是因为规模更大的公司信息不对称以及逆向选择的可能性越小，这使他们更容易进入债券市场。
具体的变量说明见表1。
四、实证结果分析
（一）描述性统计分析（如表2）
（二）样本的回归结果
回归结果表明对于高成长性企业样本组，负债水平与企业的成长性在1%的水平下显著负相关，即高成长性企业将会选择较低的负债水平以减少债权人对收益的分享，因此假设一成立，验证了投资不足理论。而低成长性样本组的回归结果表明，成长性和负债水平不相关，这一结论也从侧面反映出高成长性样本组结论的可靠性（如表3）。
而在低成长性、高自由现金流量的样本组中，成长性与负债水平依然无相关性。说明具有较多自由现金流量的低成长性企业，通过提高负债来进行相机治理的假设二不成立，未能证明负债能有限减少过度投资的假设。而造成这种情况的主要原因在于我国上市公司的主要债权人是商业银行，而我国的商业银行对上市公司的治理力度很弱，并不能有效地发挥治理作用。
而在其他影响负债水平的控制变量中：ROE与负债水平显著正相关，证实了择时理论，与理论预期一致；无负债税盾与负债水平显著负相关，证实了理论预期；而有形资产及公司规模与杠杆之间存在显著的正相关性，这也与理论预期相符合。
五、研究结论与展望
本文的研究结果表明对于高成长性企业，负债水平与成长性显著负相关，说明成本导致的投资不足理论显著成立，同时说明企业在进行负债水平选择时，将会根据企业的成长性进行适当的调整，这一结果丰富了权衡理论。
另一方面对于现金流量充足的低成长性企业，由于杠杆与成长性之间的关系不显著，因此过度投资理论未能得到充分证实。债权人的审查监督机制未能得到充分发挥，作为债权人中的主要力量——银行的监督治理作用也有待进一步加强，其中主要原因是法律对债权人的保护力度不够，如《公司法》没有大债权人派董事的规定等，贷款的软约束问题不可避免。因此加强债权人的监督作用需得到法律的支持，这也是未来中国金融市场改革时需要注意的地方。
【参考文献】
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关键词：入职收入 关系资源 关系强度 市场转型
求职过程及其结果研究是社会学的重要议题之一。这是因为社会学者关心社会分化、分层和流动问题，而职业是综合反映分化、分层和流动的标志性地位指标，求职过程及其结果则是研究人们如何获得这一标志性地位的根本视角。本期一同刊发的张顺、郭小弦一文是根据结构特征模型探讨这一过程和结果，即假定求职者是一个独立决策的理性经济人，所以解释变量是个体的人口特征、人力资本、政治资本和家庭背景等。与之不同，社会网络模型假定求职者是一个嵌入关系中的理性社会人，基于此，本文从微观的角度探讨社会关系对求职过程及其结果的影响程度。而王文彬、赵延东的论文探讨社会关系对自雇者及其创业过程的影响作用。事实上，求职的微观过程不是孤立进行的，而是在劳动力市场的大环境中展开、在中国改革开放的大背景下发生的。这些环境和背景，一言以蔽之，称为宏观经济结构。对于中国宏观经济结构如何影响求职过程中关系的嵌入程度及其变迁这一问题的分析将基于多层次模型，由梁玉成在其论文中进行阐释。
求职过程及其结果的重要衡量指标是入职收入。如果是初职收入，它标志着社会学所谓“自致地位”的初步状况和水平，预示着向上流动的前景；如果是流动后的入职收入，则标志着人们通过流动而达到的新的社会经济地位，以及进一步上升的空间。这两种不同的状态具有同一性，即入职收入排斥了“内部劳动力市场”的约束和影响，因为它是人们从“外部劳动力市场”获得的地位结果，本文关注影响这一地位结果的关系效应的性质和程度。如果能从理论上把握关系引发的是信息效应还是人情效应，并用实际数据测量两种不同效应的相对程度，就能对当前外部劳动力市场的关系嵌入程度形成一个清晰的判断，从而确定政策调整的方向和科学研究的任务。本文依据2009年城市求职网调查数据，对上述问题予以理论和实证分析。
一、理论背景与研究假设
经济学将工资收入视为劳动者生产能力的函数，而达到预期生产率的那些劳动者，将得到市场均衡工资（Javanovic，1979）。但问题在于，生产能力是劳动者的潜在素质，雇主没有条件观察求职者的这一综合素质，很难测量它。一些西方学者认为，在这一过程中，社会网络的作用尤为重要，即雇主通过个人关系网络得到求职者能力的种种信息择优录取（Stigler，1961；Akerlof，1970；Granovetter，1981）。理性主义导向的劳动力市场中，社会网络提供的信息越精确，非重复性越强，则信息量越大、质量越高，雇主对求职者的评价越接近实际，所提供的入职收入也就越高（Granovetter，1973）。这就是入职收入的信息资源效应。
信息资源很难测量。以往研究受格兰诺维特的影响，使用关系强度作为替代变量，其“弱关系”假设指出，越是交往不频繁、关系不密切的弱关系，交往者之间的地位特征差异越大，相互传递的信息的重复性越小，信息量越大、质越高，所以使用弱关系找到工作的人，入职收入较高。林南（Lin，1982）发展了格兰诺维特的理论，认为通过弱关系更可能联系到地位较高的人，从而获得更加优质的岗位信息。在Podolny（1993；1994）看来，能联系到地位高的关系人则间接表明了求职者本人的才能不低，因此是一种信号机制，向雇主传递了关于求职者生产能力的信息。由此得到：
假设l：由于信息优势，使用弱关系的求职者比其他求职者获得较高的人职收入。
弱关系所预示的信息机制并非唯一的影响因素。交往频繁、关系密切、相互熟悉的“强关系”预示着人情机制，同样影响着个人的入职收入水平（Prendergast&Topel，1996）。当雇主接受朋友或同事的推荐时，不能完全排斥人情的影响，如果推荐人的地位高、权势大、财富多，这种人情机制将变得十分明显，雇主为此对被推荐人产生人情偏好（Rees，1966）。在这种情境下，雇主受制于关系，即社会学所谓的关系网络的“嵌入性”，从而不可能完全理性地进行劳动力选择（Granovetter，1985）。关系网络的嵌入性越强，雇主就越有义务感去照顾被介绍来的求职者，比如，中国职业分配中的关系作用（Bian，1997）。在市场经济条件下，通过人情网络不公正地获得稀缺资源，事实上排斥了其他人参与竞争，这被称作“社会网络和社会资本的负面效应”（Portes，1998）。如果上述过程影响了求职者的人职收入，我们将之概括为人情资源效应。
如果信息资源尚且难测，那么人情资源的测量则是难上加难。因为人情交换是背后交易，调查手段有限。研究发现，人情资源往往嵌入强关系之中。例如在美国，由于亲朋好友向雇主施加了重要影响，求职者才能保证一个较高的入职收入，无论是学校毕业后的初职工资（Rosenbaum，et al.，1999），还是流动之后的工资水平（Coverdill，1998）。人情在日常生活中也存在许多例证，在美国，求职者经常诉求于他人“打招呼”（Corcoran，et al.，1980）；而在中国社会中，强烈的关系主义文化背景的特点之一便是人情交换（Hwang，1987；King，1994；Yang，1994；Yan，1996）。在此背景下，强关系在职业流动中被频繁使用，且富有成效（Bian，1997；Bian&Ang，1997）。因此得到：
假设2：由于人情优势，使用强关系的求职者比其他求职者获得较高的入职收入。
用关系强度代替关系资源曾推动了经验研究，但也引起重大质疑，即关系强度不等于关系资源，替代变量既没有提供稳定的实证结果（Bridges&Villemez，1986；Graaf&Flap，1988；Marsden&Hurlbert，1988），也不能通过严格的数据检验（Montgomery，1992）。最新的研究发现，关系强度对入职地位和入职收入的因果效应在美国数据中并不存在（Mouw，2003）。这一结论向研究者提出了挑战：必须测量关系资源，而不能绕开它。边燕杰和张文宏（2001）提出了这个问题，并用中国数据做了初步探索；边燕杰和黄先碧（Bian&Huang，2009）则又做了进一步的分析。根据这些前期成果得到：
假设3：使用弱关系的求职者更可能动员关系网络中的信息资源；而使用强关系更可能动员关系网络中的人情资源。
假设4：从关系网络动员了信息资源或者人情资源的求职者，比其他求职者获得更高的人职收入。
信息资源和人情资源的相对效应如何呢？从市场化动态过程的角度看，社会网络的收入效应是下降、持续还是上升，这涉及如何从理论上把握中国市场化动态过程的性质和特征。如果市场化机制的确立和完善过程是效率理性上升的过程，那么代表效率理性的人力资本将升值，而代表非效率理性的政治权力资本将贬值，即“市场转型论”的核心假设（Nee，1989）。根据市场转型轮，有学者进一步假设，社会网络关系也是代表非效率理性的，市场化的发展越纵深，社会网络关系也将贬值，即“关系下降论假设”（Guthrie，1998）。
与此相反的观点认为，市场化机制的确立和完善过程中，由于政治体制稳定和“抓大放小”政策实施之后国有单位持续强势，政治权力的作用将持续，甚至有条件地加强，这就是市场转型研究中的“权力持续假设”（Bian&Logan，1996）。在权力持续的社会分层体系中，可以想象社会网络关系作用的持续，因为权力运作往往增加了人为的成分，通过强关系寻找实权人物而得到人情回报的空间增大了。为此，在“体制洞”遍布转型经济的条件下，社会网络关系对职业地位和收入获得的效应不一定减少，很有可能增加（Bian，2002）。
本文采纳边燕杰等（Bian，2007；Bian&Zhang，2012）的观点后认为，随着市场竞争程度的提高和体制不确定性程度的提高，社会网络的收入效应当增加。这是因为市场竞争越激烈，越要求行动者具有相对比较优势，而体制的不确定性越高、规则模糊、权力运作不透明、交叉制度的兼容性低、社会网络关系的作用越大，就越会提高行动者的比较优势。中国加入世贸组织之后，虽然市场竞争程度不会消减，但是体制不确定性将逐步下降，特别在世贸组织影响力度较大的区域和部门，这种趋势比较明显，为此，社会网络的收入效应也随之下降。因此得出：
假设5：改革开放以来，社会网络中的信息资源和人情资源对入职收入的效应随着市场化的深入逐年加强，但在进入世贸组织之后开始受到制约。
二、变量设计和描述
八城市调查的抽样工作统一完成l，基于全国数据抽样框，在各市随机抽取城区居民委员会，每个城市作为单独总体，抽取足够的代表性样本，各市初定为1 000户，根据居委会抽样的具体情况留出5%的调整余地。由于长春、济南和厦门的城区相对较小，调查户减至700个左右。为了满足多层次分析所需要的条件，每个城市抽取足够的社区样本，每个社区抽取20户，每户随机抽取一位具有非农、有收入工作经历的成年人作为被访人。调查前，我们对各市的外来务工人口做了深入研究，估计其规模，抽样时按照估计的比例在选中的居委会抽取常住人口户和外来人口户。调查采取人户面访形式，按统一问卷进行，在2009年夏、秋两季完成，复查率为10%。八城市调查最终收集有效问卷7 102份，问卷回答率60%。
八城市调查数据中，有6 307个被访者曾有非农受雇工作经历，构成本文的分析样本（雇主和自雇不在其列），分析样本的相关变量和描述性统计结果见表1，这里重点分析其中的四个关键变量。
入职收入是因变量，即被访者获得最近一份工作时的实际入职收入，平均月收入接近千元，标准差超过1 500元，入职收入的不平等程度很大。由于该变量是右偏分布，所以取对数后进入分析模型。
关系强度是自变量，指被访者获得最近一份工作时是否使用了关系，如果是，与关系人的熟悉程度“熟极了”、“很熟”、“较熟”视为“强关系”，占29.9%；“不熟”、“不认识”（间接关系）视为“弱关系”，占29.4%；未使用关系占40.6%。
关系资源是重点自变量，指关系人提供的求职帮助属于信息资源性质还是人情资源性质。根据深度访谈和前期研究经验（边燕杰、张文宏，2001；Bian&Huang，2009），研究区别两种关系资源的性质，其关键是看关系人是否与雇主发生接触，从而对其施加影响，获取人情偏好。为此，我们将提供就业信息、介绍招工情况、提出申请建议和协助整理申请材料等视为“信息资源”；而将帮助报名、递交申请、实名推荐、打招呼、安排面谈、陪同造访、承诺雇主要求和直接提供工作等视为“人情资源”。调查发现，有的求职者从关系人同时获得不同性质的资源，还有的求职者不愿意说明所获资源的性质，为此，产生了四种关系资源使用形态：信息资源（14.9%）、人情资源（9.2%）、信息和人情混合资源（23.9%）、关系资源不明（11.4%），未使用关系的占40.6%。
入职年代是自变量，旨在厘清关系的作用是否随着改革的进程而发生变化，包括四个经济体制时代：（1）改革前（1956-1979）的再分配经济时代（25.3%），（2）改革初期（1980-1992）的双轨制时代（22.2%），（3）改革中期（1993—2001）的经济快速转型时代（14.4%），（4）加入世贸组织后（2002年及以后）的全面市场化时代（37.5%）。
除了上述核心变量，数据分析还涉及被访者的性别、年龄、户口、婚姻状况、受教育程度、政治面貌、工作单位性质和所在城市，均视为控制变量。其中，单位部门的缺失值较多，占样本的2.6%（见表1）。
三、假设检验
假设检验分三步进行。第一，检验弱关系是否更多地产生信息资源，强关系是否更多地产生人情资源（假设3）；第二，检验关系强度对入职收入影响程度的假设（假设1和假设2），同时看关系强度的收入效应是否随着改革时代而发生显著变化；第三，检验关系资源对人职收入影响程度的假设（假设4），同时检验关系资源的收入效应是否随改革时代而发生显著变化（假设5）。
（一）强关系和弱关系带来不同性质的资源
表2中的模型1表明，如果使用弱关系获得信息资源的几率为1（参照项，下同），那么，使用强关系获取信息资源的几率是O.470，大约降低了一半；模型2同样以弱关系使用者为参照，其获取人情资源的几率为1，强关系使用者获取人情资源的几率为2.896，几乎增加2倍；模型3进一步证明强关系的相对优势：如果弱关系使用者获取混合资源的几率为1，强关系使用者获取混合资源的几率是3.061，差别超过2倍。这些结果证明假设3成立。这也说明，以往用关系强度代替关系资源的经验研究是有事实根据的，但前者不能替代后者，因为强关系对信息和人情混合资源的动员作用也具有相对优势。获取什么性质的关系资源不受个人特征影响，不过，教育程度越高，获取混合资源的几率越大。随着中国经济改革的深入，单纯使用人情资源的求职者变得越来越少。
（二）关系强度影响入职收入
表3第一部分结果显示，利用关系而成功求职的比例从再分配时代的27.2%飙升到改革后期的81.6%，外部劳动力市场是一个不断嵌入社会关系的市场。第二部分总样本分析显示，当控制入职时代和其他变量的情况下，相对于没有使用关系的求职者来说，使用弱关系的入职收入高出12.2%（e0.115-1），使用强关系的求职者收入高出22.4%（e0.202-1），支持假设1和假设2。强弱关系回归系数的差异，经T检验证实是统计显著的，强关系的收入效应高于弱关系的收入效应10.2%（22.4%-12.2%）。举例来说，如果没有使用关系的入职月薪取均值1 000元，那么弱关系使用者的入职月薪是1 122元，强关系使用者的入职月薪是1 224元。这些人的个人能力和特征是相同的，但是不同的关系使用导致了人职收入相当大的差异。
随着改革年代的推进，这些差异发生变化了吗？表3第二部分的分年代样本的分析回答了这个问题。对于弱关系效应：改革前和改革初，弱关系的收入效应是正向的，但是统计不显著，视为零，没有效应；改革中期和后期开始发挥效应，但是比较小。对于强关系效应：改革前，强关系的收入效应比较大，而且统计显著；改革初期，强关系的收入效应增加，统计显著；此后，强关系的收入效应保持统计显著水平，但是效应规模减少，低于改革前的水平。这个结果表明，深化改革之后，特别是进人世贸组织之后，劳动力市场对强关系的收入效应产生了很大的抑制作用。
（三）关系资源影响入职收入
这是本文的核心问题，相关统计结果见表3第三部分。总样本分析抛开了强弱关系，引入关系资源变量后发现，在控制入职时代和其他变量的情况下，相比没有使用关系的求职者，使用信息资源求职者的平均入职收入高出25.1%（e0.224-1），使用人情资源求职者的入职收入高出22.4%（e0.218-1），而使用混合资源求职者的入职收入会高出21.7%（e0.242-1），使用关系但资源不明求职者的入职收入高出15.4%（e0.166-1）。这些结果表明：第一，信息和人情资源对入职收入都有提升作用；第二，关系资源不明的求职者，其中一部分人确实获得了信息或人情资源，另一部份人的关系作用不大，因为这组人的收入效应系数低于其他三组，但是高于没有使用关系的求职者。总之，模型1的数据结果支持了假设4。
关系资源效应发生跨时代的变化吗？表3中，信息资源效应在四个时期的系数都是统计显著的，系数值从改革前的0.190提高到改革初期的0.234，改革中期略减到0.221，改革后期锐减到0.112，低于改革前的水平。人情资源效应在前三个时期的系数值统计显著的，即从改革前的0.168提高到改革初期的0.289，改革中期略减到0.232，改革后期锐减到0.035，统计不显著，视为零。混合资源效应的趋势与人情资源系数类似，改革前低，改革初期高，改革中期下降，改革后期继续下降，四个时期的系数均为统计显著。本文在模型分析中保留资源不明一组，目的是保护样本的完整性，其系数不做解释。这部分数据结果说明，一方面，市场导向的改革扩大了关系作用空间，提高了关系效应；另一方面，随着市场改革的纵深，尤其在进入世贸组织后，关系资源效应、特别是人情资源效应受到很大抑制。这些结果支持假设5。
四、结论与启示
本文选择人职收入作为分析重点，基于最新数据，系统验证了强弱关系理论和关系资源效应的研究假设。分析表明，经济改革前后，弱关系对人职收入均无显著影响，直到改革中期，特别是进入世贸组织之后，弱关系才开始对收入产生提升作用。强关系的收入效应在改革前后一直很大，但是进入世贸组织之后，开始受到一定程度的抑制。总的趋势是，改革前和改革初，强关系效应大于弱关系效应；改革中期和加入世贸组织之后，前者在减弱，后者在增强。
社会网络研究者一直认为强弱关系对应的资源机制是信息和人情，本文用最新数据验证了这一观点。“八城市调查”测量了求职过程中实际动员的关系资源类型，本文分析发现，使用弱关系有更高的几率动员信息资源，使用强关系有更高几率动员人情资源，但强关系有更大优势动员信息和人情的混合资源。这说明，在中国，关系强度和关系资源是统计相关的，但是不能互相替代，经验研究必须直接测量关系资源，不然就无法回答Mouw（2003）对于社会网络因果解释无效的质疑。研究结果显示，不论信息资源还是人情资源，都有利于入职收入的提升，与没有使用关系的求职者相比，提升效应在16%-19%之间，人情效应大于信息效应。
人情和信息效应的差距是有条件的，依改革时代的推进而变化。再分配时代，信息和人情的收入效应是存在的，这些效应在改革初期和中期迅速加强，但进入世贸组织后人情效应受到抑制，与强关系效应受到抑制相似。本文认为，改革开放进程中，劳动力市场的竞争程度上升，与此同时体制的不确定性程度也在上升，“体制洞”充斥市场空间，使得社会关系网络和社会关系资源活跃其间。但是随着改革深化，特别是中国进入世贸组织之后，关系效应有所抑制，开始下降，特别是人情资源效应受到很大约束（Bian，2007；Bian&Zhang，2012）。这是宏观环境对微观关系机制的制约作用，分析证明需要借助宏观一微观多层次模型（参见本期梁玉成一文）。
土地流转作为我国农村土地制度改革的重点受到了广泛的关注，但土地流转能否显著增加农民收入，达到改善农村内部收入差距的目的，现有研究并未得到一致结论。本文在文献回顾和总结的基础上，依据中国家庭追踪调查（CFPS）数据，运用倾向值匹配（PSM）方法和基于回归的夏普里值分解（Shapley Value）方法，从收入水平和收入差距两个维度实证分析土地流转对农民收入的影响。研究结果表明：①参与土地流转能够显著提高农户家庭收入水平。土地流转使转入户家庭人均总收入和农业收入显著提高18.18%和72.46%，并且大规模转入的农户人均总收入的增加程度显著高于小规模转入农户，说明土地流转存在规模效应。土地流转对转出户的收入水平没有显著影响，可能的原因一方面由于土地流转市场发育不完善，没有显化租金；另一方面劳动力转移先于土地流转，使土地流转对农户家庭劳动力的释放作用不显著。②土地流转对农村内部收入差距的贡献度为4.19%，排名第五，表明土地流转不是造成农村内部收入差距拉大的主要原因。人力资本和村庄特征对农村内部收入差距影响较大。根据研究结论提出三点政策建议：第一，通过完善农地流转市场，稳定土地租金水平，使转出户获得合理的租金收入；第二，促进农地适度规模经营，提高转入户农业经营收入，缩小农户与非农经营户之间的收入差距；第三，提高农户就业竞争力，促进劳动力转移，增加转出户非农务工收入。
关键词土地流转；农民收入；收入不平等；倾向值匹配；夏普里值
中图分类号F303.3
文献标识码A文章编号1002-2104（2017）05-0111-10DOI：10.12062/cpre.20170338
改革开放以来，随着家庭联产承包经营责任制的实施，我国农村居民的收入整体提高。但是进入20世纪80年代中期，改革效应逐渐下降，农民收入增长缓慢并呈现不稳定和非持续性态势，与之相伴的农村内部收入差距也在不断扩大，农村居民的基尼系数从1978年的0.22上升到2011年的0.39，30年间增长超过了50%。高度平均的土地分配以及随人口变动频繁进行的行政性调整严重影响了地权稳定性和耕作效率，阻碍农地适度规模化经营和农业现代化发展，农民收入增长缓慢，收入分配持续恶化。近年来，土地流转作为一种新的土地资源配置方式得到快速推广运用，也被政府部门和较多学者寄予厚望[1- 2]：希望通过土地流转促进农地集中和规模化经营，进而促进农业发展和农民增收，缓解收入差距。然而，现行政策体系下的土地流转能否显著增加农民收入，达到改善农村内部收入差距的目的，现有研究并未得到一致结论[3-6]。本文利用2010年中国家庭追踪调说氖据，以农户家庭收入水平为主要研究对象，探讨参与土地流转与农民增收、农民收入差距间的关系，验证土地流转对农户家庭收入的影响，为土地流转的收入效应研究提供新的证据，并将对完善和优化土地流转政策提供实证支撑。
1文献回顾
土地流转市场的发展和影响引起了众多学者的关注，其中对土地流转与土地利用效率、农户收入及农户间收入差距变动成为研究的重点之一。学者们对土地流转的效率研究主要集中在分析土地市场在优化生产要素配置[2，7]、提高农户福利水平[8]方面的影响等方面，认为土地自由流转促使土地资源从生产效率低的农户手中流转给生产效率高的农户，产生边际产出拉平效应[9]，提升了总的资源配置效率。〖JP+1〗Deininger & Jin[7]根据1997―1999年中国最穷的三个省的1 001个农户样本数据，运用OLS估计发现，土地市场化流转能更好地促进土地生产绩效的提高。从理论上来说，土地流转作为土地行政调整的替代机制，只要是在依法自愿基础上进行，就能够优化土地资源的配置效率，提高农业生产效率[10]，提高农户福利水平。
土地流转与农户收入之间的关系也受到广泛关注，研究结论也较为一致。Zhang利用浙江的调研数据估算出农户土地面积增加1%可以增加0.79%的家庭农业收入[11]。Jin & Deininger[12]对2001―2004年中国9个农业大省的8 000个农户数据进行OLS估计，分析了土地流转对农户人均收入分布的影响，研究结果表明不论是转入还是转出土地，农户收入都有所增加。李庆海等[13]根据农业部农村固定观察点2003―2009年10个省份817个农户数据，利用Biprobit模型估计土地流转的福利影响，研究发现土地流转能够提高农户福利水平。此外，薛凤蕊等[14]、李中[15]通^DID模型分别研究对比了鄂尔多斯市和湖南省邵阳市参与土地流转农户的收入变化，结果表明参与土地流转的农户收入水平明显提高。这些研究说明，随着土地流转、农地经营规模扩大，土地利用效率提高，从而使土地流转的收入效应得到发挥。但Khan的研究发现农户土地经营面积的增加对农户家庭收入的影响并不显著，每增加一亩土地仅能为中国农户家庭农业收入增收1.18元[16]。曹瑞芬等[5]利用湖北省313户农户调查数据，运用多元线性回归模型估计土地流转的收入效应，发现土地流转能够显著提高转入户的收入水平，但对转出户家庭收入没有显著影响。
另一些学者关注了土地流转能否改善农户的收入分配公平，但研究结论之间存在较大不一致。Deininger & Jin认为，若土地市场是有效率的，年迈的或已经转移到非农部门的农民能够流转土地获得财产性收入，持续种田的农户能够扩大土地规模提高经营性收入，而这个收入与从事非农生产的农户收入水平相当，那土地流转将会缓解收入不平等[7]。与此结论相似的是Zhang[11]和韩菡等[6]等分别根据各自的农户调查数据分析认为，土地流转有利于改善农户间收入不平等。但学者邢鹂等[17]和朱建军等[3]等基于农户调研的数据研究表明土地流转加剧了农户收入分配不平等。
〖JP+1〗由于不同研究中的农户所处的区域社会经济条件、土地流转市场发育程度和政府干预手段的不一致，客观上都会造成土地流转对农户收入影响的不一致。其次，农户是否参与土地流转存在自选择问题，这导致土地流转决策会受到一些无法观测的变量影响。现有的大多数测算土地流转对农户收入影响的研究没有考虑到样本农户的自选择问题，直接使用OLS估计方法易高估处理效应，也可能导致了研究结论的不一致。此外，在探讨土地对农民收入差距的文献中，大多研究仅将土地变量作为农户的特征变量，较少文献具体考察土地流转作为关键变量对收入差距的影响，缺乏估计土地流转对农民收入差距的贡献度。
作为对已有文献的补充，本文着重从收入水平和收入差距两个维度分析土地流转对农民收入的影响，运用样本量较大和覆盖范围较广的中国家庭追踪调耍CFPS）数据，估计土地流转的收入效应，验证政府土地流转政策是否存在偏误，为政府进一步健全土地流转制度提供实证支撑。与以往文献不同，本文研究充分考虑到土地流转的自选择问题，首先，以反事实框架为分析依据，采用倾向值得分匹配方法（Propensity Score Matching，PSM）将参与土地流转户与未流转户进行匹配，准确估计土地流转对收入水平的影响；其次，运用基于回归的夏普里值（Shapley Value）分解方法，设定农户收入决定方程，估计土地流转对农村收入差距的贡献度。在研究方法上具有一定新意，在研究内容上也更为完整。
2模型设定与数据说明
2.1模型设定
（1）倾向值得分匹配。倾向得分匹配法是一种非参数法，该方法通过构建一个反事实框架，在解决选择性偏差问题方面具有较强的可行性和科学性[4，18-20]。由于是否参与土地流转是农户自己决定的，存在样本选择偏差，若忽略该问题直接对方程进行估计，则会造成估计结果有偏。倾向得分匹配法能够通过匹配再抽样的方法使观测数据尽可能接近随机实验数据，在最大程度上减少观测数据的偏差，因此倾向得分匹配法可以更准确地估计土地流转的净收入效应。
本文假定农户家庭收入水平是参与土地流转以及协变量（控制变量）的函数：
根据Rosenbaum & Rubin定义的反事实分析框架，定义农户i参与土地流转的处理效应，即平均处理效应（Average treatment effect on the treated，ATT）：
其中，Y1i表示农户i在参与土地流转时的收入水平，Y0i表示农户i不参与土地流转的收入水平，ATT表示流转户参与与不参与流转条件下的收入差值，即土地流转对农户收入水平的净效应。然而如果农户i参与土地流转，则只可观测到E（Y1|D=1），无法观测到E（Y0|D=1），可以利用倾向得分匹配法构造E（Y0|D=1）的代替指标。
倾向得分匹配法的基本思路是：在未流转农户样本（控制组）中找到某个样本j，使样本与流转农户样本中（处理组）样本除参与土地流转情况不同外，其他特征尽可能相似，即两个样本具有可比性，因此可将两个样本的收入水平近似认为是同一个体的两次不同实验（参与和不参与土地流转）结果，收入水平的差值则为土地流转的净收入效应。具体估计过程主要包括四步：第一，将农户依照参与土地流转与否分为处理组（D=1）和控制组（D=0）；第二，给定协变量Xi的条件下，估计每个样本农户选择土地流转的条件概率pi=p（Xi）=Prob（D=1|Xi），即倾向值得分；第三，找到控制组的某农户j，使农户j与处理组的某农户i的可观测变量取值尽可能相似，即Xi≈Xj。在理论上存在多种匹配方法，且匹配结果是渐进等价的，因此，本文选择采用最近邻匹配法。第四，根据匹配的样本估计平均处理效应（ATT）。在使用倾向值得分匹配之前，要满足两个假定：①可忽略性假设。在控制了Xi后，农户家庭收入水平将独立于农户是否参与土地流转；②共同支撑假定。保证处理组农户与控制组农户的倾向得分取值范围有相同的部分。当满足了以上两个假定后，也就是说匹配后未参与土地流转的农户收入E（Y0|D=0）可近似代替参与土地流转农户不参与土地流转的收入E（Y0|D=1）。
（2）基于回归的夏普里值分解。为了能够量化土地流转对农村内部收入不平等程度的贡献，本文应用Shorrocks和Wan基于回归的夏普里值分解方法[21]。该方法适用于任何收入决定函数和任何度量收入差距的指标，并且能够很好地处理常数项和残差项对收入差距的贡献的问题。
首先，设定农户收入决定方程，回归方程具体形式如下：
其中，lnYi表示农户家庭人均总收入的对数，Wi表示影响农户家庭收入的自变量，是前文倾向值匹配的协变量Xi筛选后的变量，进行变量筛选主要是基于以下几点原因：①造成农村收入差距的因素主要分为外部环境因素和家庭自身因素两方面，主要有地理区位因素[22]、物质资本[23-24]、人力资本[25]、社会网络资本[26]。前文倾向值匹配模型中自变量的选择通常是用来筛选处理组和控制组的样本，而收入决定方程不需要过多的控制变量；②由于使用的分解方法涉及许多轮的运算，每增加一个变量，程序的运算量将呈几何级数增长，当变量超过10个时，由于运算量过大无法得到结果[26]，因此，为了简化计算，在分解时的收入方程中仅选择关键的自变量。
其次，将收入差距的计算指标运用到该方程的两端，从而得出各自变量对于收入差距指标的贡献度[27]。由于收入决定方程使用的是半对数模型，在分解时需要改写收入变量Yi的决定方程，即方程两边取指数，得到待分解的方程为：
在收入差距的形成过程中，一个因素对于收入差距的贡献主要取决于两个方面：①该因素与收入差距的相关系数，即该因素对于收入的偏效应，在给定该因素的分布下，系数越大，该因素对收入差距的贡献越大；②该因素自身的分布状况，在给定该因素对收入的相关系数不变的情况下，它的分布越不平均，那么该变量对于收入差距的贡献也更大，反之亦然。极端地讲，当一因素对收入的偏效应接近于0或者它的分布完全平等时，那么该因素对于收入差距的贡献为零。
2.2数据来源
本文的研究数据来自于中国家庭追踪调耍China Family Panel Studies，简写CFPS）。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）实施的全国性、综合性的社会跟踪调查项目，全国基线调擞2010年开展，通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映了中国家庭的人口特征、收支情况、农业生产、经济活动以及非经济福利等变化。调查对象为中国25个省/市/自治区（不含香港、澳门、台湾以及新疆维吾尔自治区、自治区、青海省、、宁夏回族自治区、海南省）中的家庭户和样本家庭户中的所有家庭成员，其分层多阶段抽样设计使得样本能够代表大约95%的中国人口。
本文的研究对象为农村家庭，剔除遗漏关键信息以及存在严重异常值的农户家庭，经过复核整理，最终获得有效农户样本5 226户，样本涵盖了24个省（直辖市），其中东部地区11个省（直辖市），中西部地区13个省（直辖市）。
3实证分析与结果
3.1基本描述统计
本文使用农户家庭人均总收入、非农收入、农业生产纯收入三个指标来表示农户家庭收入水平和收入结构，将农户分为未流转农户、流转农户、转入户与转出户四类进行家庭收入水平比较。如表1所示，参与土地流转的农户家庭收入水平高于未流转农户，流转户家庭人均总收入、非农收入、农业生产纯收入较未流转户分别高0.15万元、0.06万元、0.31万元。转入户家庭人均总收入均值为0.74万元，农业生产纯收入1.08万元。转入户从土地流转中获得较高的农业收入，也使得转入户的家庭收入水平
高于其他类型农户。非转入户的非农收入是家庭收入的重要来源，转出户有更多的非农就业机会，其家庭人均总收入要高于未流转户。但参与流转农户与未参与农户的初始条件不完全相同，简单直接对比不同类型农户的收入情况是不准确的，无法避免“选择偏差”，所以本文通过模型分析对该结果进行验证。
3.2变量选取
本文选取的被解释变量为农户家庭人均总收入、非农收入、农业生产纯收入，为更好地反映土地流转对农户家庭收入水平的影响，对因变量进行对数处理。关键变量为农户家庭是否进行土地流转，0表示未流转土地，1表示流转土地。根据模型设定以及可忽略性假设的要求，尽可能多的控制那些对农户流转土地决策以及农户家庭收入水平产生影响的变量，并且这些变量不受是否参与土地流转的影响[28]。本文共选择三类变量：家庭主事者特征，包括农户家庭经营决策者的年龄、性别、教育程度等；家庭特征，包括经营土地的面积、家庭规模、劳动力结构、家庭资产等；村庄特征，包括村庄人口规模、人均耕地面积、村级经济水平、地形地貌、地区虚拟变量等，统称为协变量，具
体变量描述见表2。
3.3土地流转对农户收入水平的影响
研究关注的被解释变量为农户家庭收入水平，通过农户家庭人均总收入、非农收入、农业生产纯收入衡量。为保证匹配质量，对模型进行了平衡性检验，检验结果表明模型很好的平衡了处理组和控制组的数据，在匹配后并无明显差异，通过平衡性检验。表3给出了全样本农户进行倾向值得分匹配的估计结果。对全样本农户进行倾向得分匹配前，参与土地流转与未参与土地流转的农户家庭人均总收入对数分别为8.513和8.267，两者之间的差异为0.246，运用最近邻匹配方法将控制组与处理组进行匹配，参与土地流转的农户家庭人均总收入为8.513，而未参与土地流转的农户家庭人均总收入为8.351，这表明在考虑了土地流转的样本选择偏差问题后，土地流转对农户家庭收入水平的提高作用变小，两者之间的差异为0.162，并在1%的统计水平上显著，这个差异为参与土地流转的平均处理效应（ATT），表明参与土地流转的农户平均家庭人均总收入比未参与土地流转的农户高17.59%（exp（0.162）-1）。从不同收入类型来看，参与土地流转的农户家庭农业生产纯收入比未流转农户高47.70%（exp（0.390）-1），但对非农收入的增加效应在统计意义上不显著。
考察完全样本，再将参与土地流转的农户家庭进一步细化为转入和转出土地的农户家庭进行估计分析。不同农户家庭在参与土地流转后有不同收入增长路径，转入户通过扩大生产规模、提高农地利用效率影响家庭收入水平，而工资水平、非农就业的竞争力和土地流转的租金是影响转出户收入的主要因素。运用倾向值匹配估计这两类家庭的收入效应是否一致，研究土地流转对不同类型农户的收入影响差异，估计结果见表4。
根据估计结果可知，土地转入户比未流转户的人均总收入平均提高了18.18%（exp（0.167）-1），并在1%的统计水平上显著。从分项收入来看，土地转入能够使已参加土地流转的农户家庭农业生产纯收入显著增加约72.46%（exp（0.545）-1），对家庭非农收入的影响统计水平上不显著。对转出户的分析结果表明，参与土地转出后，农户家庭人均总收入提高4.08%（exp（0.040）-1），非农收入增加28.02%（exp（0.247）-1），农业经营纯收入减少10.52%（1-exp（0.010）），但在统计水平上未达到显著。
通过对全样本和不同农户类型样本的估计，从实证结果上证明了先前的理论研究结论[2-4，9-10，20]：土地流转能够显著提高农户的家庭收入水平。从不同类型农户的估计结果来看，土地转入能使农户家庭人均总收入、农业经营纯收入显著提高。由于生产要素不可无限分割的特征，在狭小的土地规模下，劳动力、机械等主要生产要素不能得到有效的利用，降低了这些要素的使用效率[29]，因此，适度扩大土地经营规模获取规模收益，可以达到增加经营者收入的目的。大量的实证经验证明土地规模与粮食产出之间显著相关，适度扩大土地规模能够有效提高粮食产量[30-31]。农户转入土地后有效提高土地利用效率，有研究表明土地转入户的边际土地生产率明显高于未流转户，土地流转增加了土地配置的效率，通过适度扩大农业生产经营规模，实现农业规模化和现代化经营，使土地资源的效益得以更充分的发挥，提高农户家庭经营收入。土地转入对非农收入的影响不显著，这是由于土地转入与非农劳动力雇佣市场的关系并不显著相关[2]。
对转出户的分析Y果表明，土地转出虽然能够增加农户家庭收入水平，但影响并不显著，可能的原因有两点：一是尽管土地流转市场发育进展很快，但仍有不少研究表明土地流转市场并未发挥出全部潜力。Deininger & Jin的研究发现通过土地租赁市场的流转总是伴随着较高的交易成本[7]，调查数据显示在20世纪90年代后期，近一半的土地流转是口头的、周期性的、无偿的[12，32]，土地流转中土地价值难以有效衡量，土地租金水平较低，这就导致在一定程度上，土地流转对转出户家庭收入水平的影响不显著。再有一个可能的原因是，在土地转出前农村劳动力已进行初步转移，土地转出行为对农户家庭非农劳动力的释放作用不大。在城市化、工业化的发展中，有大批曾经从事农业生产的农村居民改变了生存方式，年轻且受教育程度好的劳动力已在外务工多年，因此，土地转出对提高转出户家庭收入水平的影响效应不显著。
前文已经证明土地流转能够显著提高农户家庭收入水平，但不同的流转规模是否会造成不同的收入效应还需要进一步验证。将转入户样本按照转入面积的中位数（3.95亩）划分为大规模转入户样本和小规模转入户样本，分别进行倾向值得分匹配（由于样本中土地转出规模较小，土地转出面积的中位数为2.15亩，未形成规模转出效应，进行分组研究意义不大，故本文仅研究土地转入规模分组）。对于大规模租入户来说，参与土地流转能够显著提高人均总收入21.17%（exp（0.192）-1），分项收入中，土地转入会显著减少非农收入55.12%（1-exp（0.439））、显著增加农业经营纯收入86.82%（exp（0.625）-1）。而小规模转入户参与土地流转显著提高人均总收入15.26%（exp（0.142）-1）、农业经营纯收入31.00%（exp（0.270）-1），另外，土地转入可提高小规模转入户家庭非农收入30.21%（exp（0.264）-1），但这部分效应在统计水平上未达到显著。
估计结果表明，土地流转对不同流转规模农户的收入效应影响存在差异。大规模转入的农户人均总收入的增加程度显著高于小规模转入农户，差异主要来自于家庭农业经营纯收入，大规模转入户农业经营纯收入的增加程度是小规模转入农户的近3倍，这可能是因为土地转入规模大的农户更易达到规模经营，实现农业生产规模化和现代化，分摊生产的固定成本，得到更高的规模收益。而小规模转入的农户土地转入规模小于3.95亩，经营规模较小，难以形成规模化生产，导致收入的增加程度较小。从家庭非农收入来看，大规模转入户的家庭非农收入显著减少，而小规模农户的不显著增加，可能的原因是，小规模转入户的家庭多以兼业农民为主，家庭的收入来源不仅依靠农业收入，非农部门经营收入也是家庭收入的重要部分，而转入小规模的土地对农户家庭增收作用较小。
3.4土地流转对农民收入差距的影响
土地流转的收入效应除了对收入水平的影响，还包括对收入差距的影响。本文应用基于回归的夏普里值方法计算土地流转对农民收入不平等的贡献度，并通过变量排序对其重要性做出判断。
首先对农民收入决定方程进行估计，估计结果见表5。在方程（1）中去掉本文所关心的土地流转变量，用来作为基准方程，在方程（2）中将土地流转变量再加入进来。通过对比可以发现，两个方程的回归结果基本没有太大变化，方程（1）中在1%和5%显著性水平下显著的自变量在方程（2）中也在同样的水平下显著。对于本文关心的土地流转变量，在方程（2）的估计结果中发现，在加入土地流转变量后，方程中其他变量系数和显著性都没发生太大变化的前提下，使方程的R2提高，这说明在样本家庭中，土地流转对于收入决定具有显著的正向作用。
从回归结果来看，各因素对收入的影响方向与理论上的预期较为一致。土地流转能够显著提高农户收入。村庄特征中村庄经济情况对农户家庭人均总收入呈显著正影响。家庭特征中，家庭规模越大，人均总收入越低，可能是由于收入水平相同的家庭，家庭规模大而抚养负担更重，е氯司总收入降低。工资者比例变量在一定程度上反应了城市化比率，估计结果表明工资者比例变量与人均总收入水平呈正向影响，说明城市化有利于提高农户家庭收入水平，这也较符合当前非农工资性收入普遍高于农业经营收入的现状。在人力资本中，家庭主事者的教育程度对家庭收入水平呈显著正向影响，教育年限越长，积累的人力资本越多，家庭收入水平越高；而家庭主事者的年龄对家庭收入水平影响显著为负，可能是由于年龄较大的家庭决策者虽然生产经验较丰富，但观念在适应新时代方面相对困难，导致部分家庭决策不能提高农户家庭收入。资本是收入函数中的重要变量，人均农业投资对家庭收入水平影响显著为正。实物资本用农户家庭人均土地面积衡量，土地作为农户家庭重要的资产，对家庭收入水平的影响显著为正。
在分解之前，对模型进行解释程度检验，计算1减去残差作用的比率为51.9%〖HT6〗①〖HT9.5SS〗，表明收入方程中的自变量能够很好地解释收入差距，从而保证了本文分解结果的可靠性。其次，根据上述收入决定方程的估计结果，在此基础上利用夏普里值的框架分解出各个解释变量对于农民收入差距的影响程度。表6列示了分解后的结果，每个变量的贡献度为该变量对基尼系数的贡献，按该贡献度对各影响因素进行排名。首先考察本文的重点关注的土地流转变量。分解结果表明土地流转变量对农户家庭收入差距的贡献度排在第五名，为4.19%，这个结果表明，土地流转不是造成农户收入差距的关键变量。可能的原因是，转出户家庭拥有的土地规模有限，参与土地流转的面积更小，大约只有2亩，而转入户土地流转规模也较小，样本中位数为3.95亩，未能形成农地经营的规模效应，因此土地流转对农户家庭收入差距的影响不显著。
家庭主事者的教育程度、年龄合并为人力资本变量，这个因素导致的收入不平等占总不平等近40%，排名第一，表明人力资本因素对农村内部收入差距的重要影响。
估计结果显示教育的贡献度为17.93%，这与Morduch J和 Sicular T对中国的研究结果相似[33]。结果证明教育不平等会显著拉大农村家庭收入差距。
代表村庄特征的两个变量加总对农户家庭收入不平等的贡献率排名第二，贡献度为20.96%，这个结果与许庆等[24]、赵剑治等[26]的研究结果相似。表示村庄特征的“地区虚拟变量”不仅捕捉到地理差异，还反映出由地理差异造成的经济条件、政策、市场整合程度等方面对农村收入差距的影响。
人均资本投入变量对农村收入不平等的贡献度为17.96%，排名第三，与万广华等[22]的研究结果相似，他们运用夏普里值分解得到资本对农村内部收入不平等的贡
献比重达16%―24%。随着农业现代化的发展，农业部门的资本密集程度越来越高，资本分配不均对农户家庭收入不平等的贡献度也就较高。家庭特征对农户收入差距贡献度排名第四。家庭规模对农民收入不平等的贡献度为12.62%，家庭人口越多，意味着负担越重，人口负担率越高，对农民收入不平等的贡献度自然越大。
人均土地面积对农户收入差距的贡献度为3.47%，位列第五，说明农户层面收入差距拉大的主要原因是人力资本而非土地等物质资本，与高梦滔等的研究较为相似[23]。可能的原因是土地在农村内部是均分化程度较高，不同农户之间的差异较小，导致土地流转中因人均土地面积对家庭收入差距的贡献度不高。
4结论及政策启示
本文基于中国家庭追踪调查数据，利用倾向值匹配方法分析土地流转对农民收入的影响，在此基础上基于回归分析的夏普里值分解方法测算土地流转对农村居民收入不平等的贡献率，实证分析发现：①土地流转存在收入效应，参与土地流转的农户比未流转户的人均总收入、农业收入显著高17.59%、47.70%，但对非农收入的增加效应在统计意义上不显著；②从不同类型农户来看，土地流转使转入户家庭人均总收入、农业收入显著提高18.18%、72.46%，但土地流转对转出户的收入水平]有显著影响。从不同流转规模角度分析，大规模转入的农户人均总收入的增加程度显著高于小规模转入农户；③土地流转对农村内部收入差距的贡献度为4.19%，排名第五，表明土地流转不是造成农村内部收入差距的主要原因。人力资本和村庄特征对农村内部收入差距影响较大。
基于研究结论，可以得出如下政策含义：
（1）完善农地流转市场，稳定土地租金水平。土地流转能够显著提高农户家庭收入水平，说明促进土地流转是增加农民收入的重要途径。一个功能良好、流转价格合理的土地流转市场，能够满足期望放弃土地使用权以更好地转移到非农部门的农户需求，同时也能满足期望扩大生产规模继续从事农业的农户要求。因此，发展功能完善的土地流转市场仍是现阶段的土地流转政策的主要目标，应积极建立和完善镇、县、市、省四级联网的流转交易信息公开平台，使土地流转的供求双方能便利地获得所需信息，促进土地流转。同时通过交易信息的公开，也有利于通过市场机制形成土地流转价格，从而形成为供求双方都能接受的合理价格，既使得转出方获得合理土地租金收入，也使得转入方有正常的经营收入，从总体上增加参与流转的农户收入。
（2）促进农地适度规模经营，提高转入户农业经营收入。转入土地的农户大多具有丰富的农业生产经验或技能，土地流转后能够形成规模效应，有效提高劳动和土地生产效率，推动农户家庭收入增加。应通过完善农村金融市场，提供信贷优惠政策，推动具有农业生产技能的农户转入土地；增加对种粮规模经营主体补贴，提高大户种粮积极性；加强农田基础设施建设，为农业规模化生产创造条件，增加农业规模经营收入，缩小农户与非农经营户之间的收入差距。
（3）提高农户就业竞争力，促进农地转出户的劳动力转移。转让土地经营权之后，农民在得到流转租金的同时相应地减少了家庭农业经营收入。一般而言，土地租金收入会少于转出户家庭农业经营的减少额。此时，如果农户外出务工不稳定或质量不高，非农收入也相对较低，最终会导致转出户家庭总收入水平下降。反之，则农户家庭收入可能会增加。目前农村非农收入已经成为了农户家庭收入的主要来源，因此，单纯的土地流转租金对转出户家庭收入影响并不显著。增加这类农户家庭收入主要还是要靠提高其非农就业竞争力，增加其非农收入水平。因此，要通过针对性的职业培训、就业推荐等政策来提高转出户家庭非农收入。年纪较大、不适合外出务工的农户，一般具有相对丰富农业生产经验，可由村社推荐至农业经营大户或农业园区就业，成为农业劳动雇工；也可以由村社提供公益性岗位统一培训，就地安置。
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作者简介：杨子，博士生，主要研究方向为土地经济与政策、土地可持续利用管理。Email：。
［关键词］市场结构;企业效率;绩效
［中图分类号］TP393 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）6-0063-02
1 模型的建立
当前学者在SCP范式中的市场结构和市场绩效之间关系的研究主要分为了四个假说模型,包括传统SCP假说、相对市场力量假说、X效率结构假说以及规模效率结构假说。
本文主要是根据Berger于1995年推导的以下回归方程来检验以上的四个假设：
在上式中,π表示企业的绩效变量；CONC表示市场集中度；MS表示市场份额；X-PTE表示X效率；SE表示规模效率;Z代表控制变量。
其中X效率主要是反映了企业依靠管理水平和生产技术生产产品的能力,该效率指标无法直接测出,所以本文通过DEA方法测得纯技术效率来近似替代该效率。
通过模型方程式(1)再结合我国网络游戏产业的实际发展状况,可以建立模型方程式(2)来分析检验我国网络游戏产业市场结构和绩效之间的关系。
在模型方程式(2)中的被解释变量π是表示企业绩效变量,这里主要定义为资产利润率ROA。
CR：市场集中度,本文主要为中国八个上市网络游戏公司收入占总收入的比值。
MS：为单个网络游戏公司销售收入除以全国网游产业的总销售收入。
X-PTE:X效率,如上文所述,本文将通过DEA方法中的BCC模型确定纯技术效率代替X效率,投入指标为劳动力人数、企业资本总额、产品销售成本,产出指标为总销售收入和利润总额。
SE：规模效率,解释网络游戏企业经营规模的变动给总成本带来的影响，也是通过DEA方法中的BCC模型一同得出。
WA：文化产业产值增长率,该变量主要是为了检验我国网络游戏产业与整个文化产业中的其他产业是否有相关性。主要由上年度的文化产业产值除以两年间的产值差得出。
RA：销售收入增长率,主要由上年度网络游戏产业的总销售收入除以两年间的总销售收入差得出。
ε：随机误差项。
本文研究样本取自2005―2009年我国网络游戏产业比较有代表性的八家上市公司,包括盛大、腾讯、巨人、网易、网龙、搜狐畅游、完美时空、九城,2005―2009年这些企业集团的年销售收入均排在全国前10位,且总销售收入占了本行业收入的80%以上。
2 模型判定的依据
(1)传统SCP假说。传统SCP假说认为市场集中度和利润率之间存在显著的正相关关系(Stigier,1964)。当市场集中度系数大于0且显著时,表明该产业支持传统SCP假说。
(2)相对市场力量假说。相对市场力量假说认为市场份额和利润率之间存在着显著正相关关系,当Berger模型中市场份额系数大于0且显著时,表明具有相对市场力量假说的特征。然后还必须证明市场结构变量(集中度和市场份额)和效率变量之间存在着正相关关系(Berger,1995)。这就需要对以下方程进行估计,此时效率变量作为被解释变量。
(3)X效率结构假说。X效率结构假说认为具有较高X效率(纯技术效率)的企业相对于竞争对手能利用较低成本获得更高的利润,具有低成本和高利润优势的企业会增加市场份额进而提高市场集中度。当回归方程中其系数大于0且显著时,说明X效率与利润率存在正向相关关系,要想证明X效率(纯技术效率)假说,还必须证明效率变量和市场结构(集中度和市场份额)变量之间存在显著的正相关关系(Berger,1995),这就需要对以下方程进行估计,此时市场结构变量作为被解释变量。
(4)规模效率结构假说。规模效率结构假说认为具有规模效率的企业能够以较少的成本获得较高的利润,这同样可以扩大企业市场份额,使得市场集中度提高,当规模效率系数大于0且显著时,说明规模效率与市场绩效之间存在正相关关系,要想证明规模效率假说,还必须证明效率变量、市场结构集中度、市场份额变量之间存在显著的正相关关系,这同样需要对方程式(5)和方程式(6)进行回归估计。
3 模型的分析
通过SPSS16.0对样本数据进行了实证分析,得到了模型方程(2)的结果：
从表1回归结果可以看出：①市场集中度CR系数为负数,且该项T的显著性检验为0.6894>0.05,并没有通过5%的显著性检验,也就是说网络游戏市场集中度对资产利润率并没有显著的影响,这表明我国网络游戏业拒绝传统SCP假说。②市场份额MS的系数为正数,且该项T的显著性检验为0.06＞0.05,也没有通过5%的显著性水平检验,但是却通过了10%的显著性检验,这表明我国网络游戏产业中的企业市场份额和市场绩效之间还是存在一定的正相关关系,但是在本文前提假定必须通过5%的显著性检验,所以依旧认为我国网络游戏产业拒绝相对力量假说。③X效率系数为正数,且该项T的显著性检验为0.0240
X效率对资产利润率具有显著的正向影响并不足以判断我国网络游戏产业存在X效率假说。验证这一结论的可靠性,还必须考虑“效率结构”假说成立的必要条件,即方程式(5)和方程式(6)。如果方程式(5)中X效率系数为正数且显著，或者方程式(6)中X效率系数为正数且显著,就可表明我国网络游戏产业X效率假说成立。方程式(5)和方程式(6)的回归结果如表2所示。
从表2可以看出,在方程式(5)的回归结果中,X效率的系数为正数,但该项目T的显著性概率为0.859>0.05,没有通过5%的显著性检验,可以认为X效率对相对市场集中度影响效果并不显著。在方程式(6)的回归结果中,X效率的系数为正数,该项T的显著性概率为0.029
从上述分析可知,规模效率、X效率等因素会影响市场绩效,但是市场集中度和市场份额并不直接影响市场绩效,表明我国网络游戏产业拒绝市场力量假说,支持效率结构假说。
4 结 论
据以上实证结果可得,我国网络游戏企业绩效主要来源于企业的效率,可能有以下几方面因素：
(1)在对市场力量假说检验中,发现我国网络游戏产业拒绝市场力量假说,主要原因是目前我国较高的市场集中度并不是市场自发作用的结果,很大一部分原因是来自于一些政策性壁垒,所以导致我国网络游戏市场集中度虽然高,但却并没有对利润率造成明显的影响。
关键词：高新技术企业；成本粘性；资本密集度；劳动密集度
一、 引言
目前，中外学者对成本粘性的探讨越加深入。但是针对某一类型企业的研究几乎没有，特别是忽略了高新技术企业这一重要企业类型，高新技术企业成本粘性的存在性及影响因素将成为其成本管控的重要参考依据。因此本文将以高新技术企业作为研究对象，进行探索性的研究。
二、 研究假设与实证模型
1. 研究假设。理论认为，当高新技术企业的销售业绩降低时，高管并不会同步降低自己的工资。同时，为了避免其管理权限受到削减，会留有闲置资源供其备用配置。而当销售业绩超过预期时，高管们往往要求股东为其加薪。即，高新技术企业的成本并未随着销售业绩增减变化而呈现对称比例的增减变化。不完全契约理论认为，高新技术企业的管理层如果无法准确的预期成本的变化，当企业经营业绩降低或低于预期水平时，成本就无法得到及时调整。交易成本理论认为，高新技术企业在进行资源调配时会产生费用，当经营业绩降低或低于预期水平时，企业为了不产生预期之外的费用，则不会调整已约定事项，成本粘性就此产生。综上，本文提出假设1：
H1：我国高新技术上市企业存在成本粘性。
当国家经济快速增长时，企业管理层也会倾向于大兴土木兴建厂房，采购技术含量高的机器设备并引进相关技术，使得企业相关成本大幅增加。若此时企业的经营状况骤然下降，短时期内处理闲置资源并不能达到降低企业成本的目标，此时高新技术企业就会表现出较大的成本粘性。相反，当国家经济增速放缓甚至出现负增长，高新技术企业为了维持自己的生存，会停止生产规模的扩大和新设备的采购，甚至会进行裁员，这种情况下企业表现出来的成本粘性就会较小。据此，本文提出假设2：
H2：高新技术上市企业在经济繁荣期时的成本粘性比经济低迷期时的成本粘性要大。
高新技术企业多为资本密集度较大的公司，当企业经营业绩大幅降低时，对应的单位产品变动成本会发生较大数值的变化，因此资本密集程度大的高新技术企业成本粘性相对较大。同时，高新技术企业管理层进行资源配置时，会产生相应的调整成本。在以上两个方面的共同作用下，成本粘性逐渐变得更大。相反的情况下，高新技术企业成本粘性会逐渐变小。据此，本文提出假设3：
H3：高新技术上市企业的成本粘性与资本密集度成正比。
高新技术企业往往重视研发环节，因此会在这一环节投入大量的人力与物力资本。当企业经营业绩大幅降低时，对应的单位产品变动成本会发生较大幅度的变化。因此资本密集程度大的高新技术企业成本粘性相对较大；同时，高新技术企业管理层进行资源的调节配置时，会产生相应的调整成本。在以上两个方面的共同作用下，成本粘性会变得更大。相反的情况下，高新技术企业成本粘性会逐渐变小。据此，本文提出假设4：
H4：高新技术上市企业的成本粘性与劳动密集度成正比。
2. 实证模型。本文基于Anderson（2003）和Subraman-iam与Weidenmier（2003）的关于费用粘性的LOG模型，建立以下系列检验模型。
通过模型（1）来检验我国高新技术上市企业是否具有成本粘性。
ln（）=γ0+γ1ln（）+γ2Di，t*ln（）+εi，t（1）
模型（1）中：
Cost――成本；
Rev――营业收入；
i――样本公司数量；
γ0――常数项；
γ1――营业收入上升l%情况下，成本变化的百分比；
γ2――成本粘性系数；
Di，t――名义变量，当t期的营业收入相对于（t-1）期营业收入是下降时，Di，t=1；其他条件下，Di，t=0。
模型（1）中，在营业收入上升一个1%时，成本上升γ1；收入下降1%时，成本降低（γ1+γ2）。在高新技术企业具备成本粘性的条件下，成本降低值（γ1+γ2）比成本上升值γ1要小，（γ1+γ2）
本研究把经济趋势分为二类发展时期，即经济兴盛期和经济退步期，文中用Gt表示第t年GDP增长率。
模型2：ln（）=γ0+Σ4aDa，i，t*ln（）+εi，t（2）
模型（2）中：
D11 Gt
0 其他
D21 Gt
0 其他
D31 Gt>0， 且营业收入变化率
0 其他
D41 Gt>0
0 其他
a――名义变量指代的其中一种情况（i=l，2，3，4）；
γ1――在Gt
γ2――在Gt
γ1+γ2――在Gt
γ3――在Gt>O的条件下，营业收入上升l%时，成本变化百分数；
γ4――在Gt>O条件下的成本粘性系数；
γ3+γ4――在Gt>O条件下，营业收入降低1%时，成本变化百分数。
模型（2）中，取γ2说明外部经济呈负增长条件下高新技术企业的成本粘性系数，γ4说明外部经济呈正增长条件下高新技术企业的相关成本粘性系数。γ2与γ4愈小，成本粘性数值（绝对值）会愈大。如果γ2>γ4，即可说明：国家经济环境发展不理想情况下，高新技术企业成本粘性相对较小；国家经济发展良好的情况下，高新技术企业成本粘性相对较高，即国家经济环境发展状况与高新技术企业成本粘性呈正相关的关系。
本文选择资本密集度或劳动密集度的中位数作为界线划分样本数据，分别分析这两组数据的高新技术企业成本粘性，效仿模型（1）建立如下模型（3）。
模型3：ln（）=γ0+Σ4aγaDa，i，t*ln（）+εi，t（3）
模型（3）中：
D11 资本密集度（或劳动密集度）>样本
资本密集度（或劳动密集度）的中位数
0 其他
D21 资本密集度（或劳动密集度）>样本资本密集度
（或劳动密集度）的中位数，营业收入变化率
0 其他
D31 资本密集度（或劳动密集度）
密集度（或劳动密集度）的中位数
0 其他
D41 资本密集度（或劳动密集度）
（或劳动密集度）的中位数，营业收入变化率
0 其他
a――虚拟变量指Di中的一种情形 （i=l，2，3，4）；
γ1――当资本密集度（或劳动密集度）>样本资本密集度（或劳动密集度）中位数时，收入增加1%时的成本变化率：
γ2――当资本密集度（或劳动密集度）>样本资本密集度（或劳动密集度）中位数时的成本粘性系数；
γ1+γ2――当资本密集度（或劳动密集度）>样本资本密集度（或劳动密集度）中位数时，收入减少l%时的成本变化率；
γ3――当资本密集度（或劳动密集度）
γ4――当资本密集度（或劳动密集度）
γ3+γ4――当资本密集度（或劳动密集度）
当高新技术企业资本密集度>样本企业资本密集度中位数条件下，或劳动密集度>样本企业劳动密集度中位数条件下，高新技术企业的成本粘性为γ2；当高新技术企业资本密集度
3. 变量的选取。
（1）成本变量。本文选择主营业务成本、营业税金及附加、销售费用、管理费用和财务费用之和表示成本粘性中的"成本"。为了消除不同时期和不同企业数据方差过大对结果的影响，成本变化率用本期发生成本与上期发生成本比值的自然对数表示。
（2）销售量增减变动。本文选择营业收入的变动来度量企业销售量的变动。同样，营业收入变化率用本期营业收入与上期营业收入比值的自然对数表示。
（3）宏观经济环境。本文选择用GDP增长率的变动方向来衡量宏观经济环境的走势。
（4）资本密集度。本文采用高新技术企业总资产与营业收入的比值来度量企业的资本密集度。
（5）劳动密集度。本文采用高新技术企业应付职工薪酬与营业收入的比值来度量劳动密集度。
三、 实证分析过程及结果
1. 样本及数据来源。本文以高新技术企业2008年～2013年披露的财务报告为基础样本的数据来源。筛选样本的标准是：（1）剔除2008年以后上市企业，以保证样本数据的完整性；（2）手工选取在2008年和2010年连续两次被评为高新技术企业的企业；（3）剔除财务数据缺失的企业；（4）剔除成本变化率与营业收入变化率的绝对值大于3的企业。共有125家沪市A股的高新技术企业符合条件，样本数据来自于CSMAR数据库。
2. 样本变量的描述性统计。样本变量的描述性统计如表1所示。
由表1可知：（1）收入变化率平均数13.56%，处于相对良好的增长状况；成本变化率平均数是13.17%，即收入变化率相对较大。（2）资本密集度平均数是1.811 3，即平均总资产周转率是一年1.811 3次。（3）劳动密集度的均值为0.087，可知其人力成本为0.087，即每一元收入的人力资本成本为0.087元。
3. 实证分析结果。本文选用SPSS21.0统计软件对相关截面数据进行回归分析。实证结果见表2。
（1）高新技术企业具有成本粘性。γ2值是-0.081，营业收入上升1%条件下，成本上涨91.2%（即γ1）；营业收入降低1%条件下，成本仅下降83.1%（γ1+γ2）。即销售量增减变化数值相同的条件下，成本增加变化率（91.2%）高于成本减少变化率（83.1%），证明了假设1。
（2）高新技术企业成本粘性的客观影响因素。（1）外部经济呈负增长条件下成本粘性系数γ2=-0.060，当营业收入上涨1%时，成本上涨0.914%；当营业收入降低1%时，成本降低0.908%。外部经济呈正增长条件下成本粘性系数γ4=-0.128γ4，这与假设2相吻合。（2）当资本密集度>样本资本密集度的中位数时，成本粘性为γ2=-0.644，即当营业收入上涨1%时，成本上涨0.733%；当营业收入降低1%时，成本降低0.089%。当资本密集度样本劳动密集度的中位数时，成本粘性为γ2=-0.541，即当营业收入上涨1%时，成本上涨0.801%；当营业收入降低1%时，成本降低0.260%。当劳动密集度
四、 政策建议
基于上述研究结果，本文提出以下四点政策建议。
1. 加强宏观经济调控。在国家经济繁荣的条件下，应防止过度投资导致的成本回收压力过大；在国家经济不景气的条件下，国家应防止高新技术企业为了迅速降低单位产品的生产成本而停止技术研发。
2. 加强高新技术企业的外部监督。外部对高新技术企业的监督检查，有利于企业及时合理地调整资源配置，从而管控企业的成本粘性。
3. 提高高新技术企业高管的管理效率和管理能力。实现这一目标的途径很多，例如：通过培训等方式，提高管理层的经营管理水平；倡导管理者的创新思维和国际视角等。
4. 合理控制企业的资本密集度和劳动密集度。一方面，要控制企业的资本密集度，不可盲目地只知投资，而不注意资本的回流；另一方面，在面对多变的经济环境时，企业要合理控制人才的引进，从而达到控制劳动密集度的目的。
参考文献：
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[2] 江伟，胡玉明.企业成本费用粘性：文献回顾与展望[J].会计研究，2011，（9）：74-79.
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[4] 王文甫.价格粘性、流动性约束与中国财政政策的宏观效应[J].管理世界，2010，（9）：11-24.
[5] 崔学刚，徐金亮.境外上市、绑定机制与公司费用粘性[J].会计研究，2013，（12）：33-39.
基金项目：吉林省社会科学基金项目“吉林省上市公司R&D投入绩效提升对策研究：基于公司治理视角”（项目号：2014Bs50）；东北师范大学哲学社会科学校内青年基金项目（中央高校基本科研业务费专项资金资助）“基于低碳经济视角的新能源汽车产业联盟内外部运行机制研究”（项目号：12QN021）。
