国企转正总结大全11篇

国企转正总结篇（1）

关键词：酿酒行业 企业价值 营运指标 实证分析

研究背景

酿酒行业作为食品饮料行业的重要组成部分，在国民经济的发展中具有重要的作用。然而我国的酿酒产业存在集中度偏低、龙头企业的地位不稳定、消费者品牌忠诚度不高等诸多问题。在这样的情况下，通过一定的途径来提高酿酒企业的企业价值显得尤为必要。

迄今为止，国内外学者对企业价值影响因素研究基本包括资本结构，企业长期资本融资策略及现金流量对于企业价值的影响。Young和O`Byme在其研究中确定了研发支出、销售增长、商誉和行业报酬等影响因素。

陈琳、王平心在对影响上市公司价值的因素分析中，得出公司自身的资本结构、盈利能力、资产规模、发展潜力、资产管理水平及所处行业的整体报酬等因素与企业价值具有正相关关系，无形资产与企业价值有微弱的负相关性，而存货管理水平对企业价值的影响不显著（Stephen A.Ross,2009）。但未明确指出在具体行业中，总资产管理水平及应收账款管理水平对企业价值的影响。

陈前在对我国制造类上市公司的运营资金研究中，得出上市公司的营运资金能力与公司短期偿债能力、公司运营管理能力、公司盈利能力存在正相关关系，形成了营运能力评价指标及经验公式，可以用于评价上市公司的营运资金管理能力（潘勇辉，2006）。

以上文献并未找到酿酒行业企业价值与资产管理能力的显著关系，并且国内外学者偏向于关注企业价值评估与长期资本运营的管理，对于短期资金财务管理与企业价值的研究并不深入。因此本文旨在通过建立酿酒行业资产管理比率与企业价值（托宾Q值）的相关性模型，研究二者之间的数量关系，提出相关的建议，以期对我国企业提高管理水平和企业价值有所裨益。

模型构建

（一）样本选取与数据来源

本文采用我国2010年12月31日前已上市的酿酒行业上市公司为研究样本，数据主要来自于上市公司年度报表，具体选取的理由及方法如下：

1.样本的选取。为保持样本间的一致性，本文对所选定范围的样本做了以下筛选工作：第一，剔除同时发行B股股票、H股股票和在海外其他股票市场以发行股票方式进行筹资的上市公司。因为上述类型企业在确认收入和费用的会计政策上存在差异。第二，剔除同时发行债券和优先股的上市公司。由于这两类筹资工具的筹资成本既不同于股票和借款，又会因发行方式及信用等级等因素而异。第三，剔除连续发生重大亏损的上市公司，以避免因此而对总体统计结果产生偏差。第四，考虑到股票在各年的平均价格是影响上市公司市场价值的重要因素，所应剔除有重大违规行为操纵股票价格的上市公司。本文所选15只股票中不存在上述情况。

2.数据来源。根据研究的需要，所收集的数据主要是2010年样本公司年度报表中的总资产、销售额、应收账款、产品销售成本和存货。为了保障数据的客观性，本文对上市公司的实证研究，大多采取简单的数学比例，希望通过直观的统计结果来说明问题，而未对任何样本数据进行修正。

（二）变量确定

1.样本数据处理。使用收集到的样本数据，即上市公司的总资产、销售额、应收账款、产品销售成本和存货的数值，计算得出每个上市公司的总资产周转率、应收账款周转率和存货周转率。计算结果如表1所示。

2.企业价值评价模型。在理论研究中，用于衡量公司价值的指标通常采用托宾Q 值即企业的市场价值与企业重置成本的比率。托宾Q值高意味着投资者相信公司将迅速成长，因而更愿意向该公司投资；反之，比率低则说明投资者对公司的发展前景没有信心。由于酿酒行业上市公司的重置成本难以获取，在计算中本文采用上市公司年末的总资产替代。公司的总市值等于流通市值加上非流通股份的价值。非流通股份的价值，采用非流通股份占年末净资产的金额计算。则托宾Q值计算如下：

Q=企业总资本的市场价值/企业总资本的重置成本=（年末流通市值+非流通股份价值+长期负债合计+短期负债合计）/年末总资产。

其中，非流通股份价值=每股净资产×非流通股份数；年末流通市值=年末市场价格×流通股份数。

（三）方法选择

因为对于样本中每个上市公司的总资产周转率、应收账款周转率与存货周转率等三个解释变量和该企业的企业价值这一因变量都是度量测量，则应当采用多元回归分析法，将总资产周转率、应收账款周转率及存货周转率对Q值进行回归分析，以便观察各解释变量对Q值的解释水平孰大孰小。

计算结果及分析

（一）初次回归分析

总资产周转率是考察企业资产管理效率的一项重要指标，体现了企业经营期间全部资产从投入到产出的流转速度，反映了企业全部资产的管理质量和利用效率。由此本人推断总资产周转率越高则企业价值也越大。同样的理论可推断存货周转率和应收账款周转率与企业价值呈正相关关系。即推测出三个变量同企业价值呈线性关系。首先选用多元线性回归方法，选择反向清除的顺序添加和排除变量。回归结果见表2。

从表2可以看出，存货周转率和应收账款周转率对企业价值的解释水平不显著，所以删除该因素。但是由于总资产周转率的标准化系数为1.838，T检验结果的相伴概率Sig.值为0.089，说明在0.01的显著性水平下，总资产周转率与Q值不存在正相关关系。

（二）再次回归分析

根据上述分析，上述变量之间为非线性关系，则将模型设为：y=Ax1x2x3。两边取对数，模型变为：lny=alnx1+blnx2+clnx3+d。其中，x1代表总资产周转率，x2代表应收账款周转率，x3代表存货周转率，y代表企业价值。经过变量替换，模型可转化为线性形式：y1=ax4+bx5+cx6+f。

进行多元回归分析后，得到回归系数（见表3）。通过表3可以看出，剩余变量x4的回归系数为0.348，T检验结果的相伴概率Sig.值为0.000，说明在0.01的显著性水平下，上市公司总资产周转率的对数与企业价值的对数呈显著的正相关关系。由于回归系数不为0，因此回归方程指出了因变量与自变量之间的关系，回归参数在个体和总体上都存在统计显著性差异。则模型可初步概括为：lny=0.348lnx1+ 0.601。

结论及建议

（一）结论

结论一：酿酒企业的总资产周转率的对数与托宾Q值呈显著的正相关关系，说明总资产周转率直接影响企业价值。

结论二：应收账款周转率和存货周转率均未通过检验，说明存货周转率和应收账款周转率均未显示出与企业价值显著的相关性关系。

从理论上讲，企业存货管理水平的高低将在一定程度上决定企业价值的大小，即，存货管理水平越高，Q值应当越大。不仅如此，应收账款理论上应与企业价值正相关。造成此现象的原因可能是由于：首先，为了完成预期的利润目标或者取得银行贷款，公司会采取一些手段来操纵利润。公司通过选择存货计价方法来调节存货单价，通过选择存货盘点方式等调节存货数量，从而实现预期利润。其次，计提存货跌价准备主要是用期末存货成本与存货的可变现净值进行对比，在计提存货跌价准备时主观操纵的可能性还是很大。上述两点都有可能影响公司存货与Q之间的相关关系，导致其不显著。同样，对于应收账款计量方法的多样性，企业在计提、确认以及冲销坏账准备金环节同样具有可操作空间。这样做有助于提高企业主营业务收入，但是并不能及时转化为现金，即使利润值上升了，企业的自由现金流量也许不充足，即企业价值不一定大。

（二）建议

根据总资产周转率与托宾Q值正相关的结论，表明酿酒行业总资产周转率高，该企业的产品销售对路、销售渠道完善且能使现有资产收益最大化，从而提升企业的价值。相反地，总资产周转率低的企业往往是由于没有对市场进行准确的定位，导致销售过低，从而影响了企业的价值。

综上所述，对于酿酒行业的投资者，可以利用此研究结果，通过总资产周转率的比较对企业价值进行大约评估，以利于他们选择企业价值较高的企业。而且对于酿酒企业来说，可以通过合适的市场定位和合理的定价模式来提高销售额，以相对提高总资产周转率，从而提高企业价值。

参考文献：

1.Stephen A.Ross .Corporate Finance[M].Mechanical industry press,2009

2.潘勇辉.外资并购我国农业类上市公司绩效研究[J].农业经济问题，2006（9）

3.刘现武.我国农业上市公司并购动因及特点分析[J].中国农业科学院，2003（4）

4.贾俊平.统计学（第三版）[M].中国人民大学出版社，2007

5.胡永宏.农业上市公司股价波动研究[D].中央财经大学统计学院艺术文库.中国统计出版社，2010

国企转正总结篇（2）

一、引言

西方传统产权理论认为，清晰的产权关系是高效生产力和经济繁荣的前提。20世纪90年代后期以产权制度为核心的改制使大量的国有企业开始了向私营企业的转变过渡。本文通过常德市40家国有中小型企业的绩效评价，第一次以一个城市国有企业为研究对象，系统研究了国有企业改制的绩效变化情况。从实证的角度来检验国有企业改制的真实效果，不仅为已经发生的改制提供科学客观的评价，更为将来的政策制定和选择提供可靠的参考依据。

二、样本选择及数据描述

本文的调查样本主要来自于常德市的机械、制造、纺织和化工等几个行业的中小国有企业，所选行业都是一些竞争性的行业，样本企业分布在常德市市区和市所属各个县，选取的样本公司所处位置代表了常德市经济发达地区、一般发达地区和经济发展相对落后的地区，且都是在当时进行了较为普遍的大规模的改制实践上实施的，具有当地国有企业改制方面的典型特点。从数据结构来看，通过大量的问卷调查和数据搜集，得到了样本公司改制前后的绩效指标数据。在这些数据基础上，对这些样本企业进行精确的绩效评价，从而在保证企业较大程度的可比性基础上，进行必要的实证分析，以便得到改制企业的绩效效果。

企业经过改制后，产权结构国有资本民营化，变成了股份公司和中外合资公司。由于公司改制前的资料完整保留下来的较少，直接导致了样本量较小，其中样本公司中的8家缺失对应的数据，因此在对常德市国有中小企业改制前后的绩效对比时，对比的样本变成32家。

由于常德市的绝大部分国有企业均已改制，无法用很多学者惯用的方法对常德市的已改制与未改制国有企业的绩效进行横向对比，从而找出改制对国有企业绩效的影响。

由于公司改制前的资料大量缺失，导致无法对样本公司在改制前进行全面的绩效评价。本文选取了几个主要财务指标用来评价公司的绩效，即总资产报酬率、总资产周转率、资产负债率以及销售收入。总资产报酬率能体现全部资产的总体获利能力，总资产周转率能考察企业资产运营效率，资产负债率能表现出企业的负债水平，销售收入能一定程度体现效益状况。

三、国有企业改制前后绩效的对比分析

这里采用转轨经济文献中常用的时点考察方法，用来测定和比较改制前后的绩效变化。由于这种股份化或公司化的改制通常涉及到企业组织形式的变化，因此，在企业渐进改制过程中这样的变化便可成为某种较为明显的改制时点。采用这样的时点，就可以进行改制前后的比较和分析，类似许多研究了东欧转型问题的文献那样，考察中国的改制可能带来的绩效效果。主要从两个方面来评估样本企业改制的绩效表现：一是纵向对比，即改制企业改制前后企业的绩效状况比较；二是横向对比，即在控制影响绩效的有关因素后，比较同一时点上改制企业与未改制企业(国有企业和集体企业)的利润率水平差异。由于常德市的国有企业都已经改制，所以横向对比不好操作。

1．改制与国有企业绩效的配对样本T检验

建立无效假设(H0)：改制即国有企业产权改革对常德市国有企业的获利能力没有提高，即对国有企业改制前后总资产报酬率的差值均数是由差值为0的总体中随机抽取的，差值不为0是由抽样误差引起的。

无效假设(H1)：改制即国有企业产权改革对常德市国有企业资产运营效率没有提高，即对国有企业改制前后总资产周转率的差值均数是由差值为0的总体中随机抽取的，差值不为0是由抽样误差引起的。

无效假设(H2)：改制即国有企业产权改革对常德市国有企业负债能力没有改善，即对国有企业改制前后资产负债率的差值均数是由差值为0的总体中随机抽取的，差值不为0是由抽样误差引起的。

无效假设(H3)：改制即国有企业产权改革对常德市国有企业的销售收入没有提高，即对国有企业改制前后销售收入的差值均数是由差值为0的总体中随机抽取的，差值不为0是由抽样误差引起的。

用SPSS软件分析得到以下结果(如表1)：

表1给出了配对变量差值的T检验结果，可以得出结论：由于总资产报酬率、总资产周转率和资产负债率的P值分别小于0.01，因此可以认为改制对提高常德市国有中小企业的总资产报酬率、总资产周转率有明显效果，对降低常德市国有中小企业的资产负债率有明显效果。拒绝原假设H0、H1、H2，即原假设成立的概率小于1％。同时由于销售收入的P值分别大于0.01，因此可以认为改制对提高常德市国有中小企业的销售收入没有明显效果，接受原假设H3。即通过配对样本T检验，改制能显著地提高常德市国有中小企业的获利能力和资产运营效率，改制能显著地改善其负债水平。而改制虽然能一定程度地提高企业的销售收入，但是效果不是很明显。

2．国有企业绩效指标的K-S检验

配对样本T检验是基于体现绩效的财务指标是服从正态分布的这一假设。为了让检验更有说服力，这里先对绩效指标进行是否服从正态分布的检验。单样本柯尔莫哥洛夫一斯米诺夫检验(One-Sample Kolmogorov-Smimov Test)是属于非参数检验中最常用的一种，单样本柯尔莫哥洛夫一斯米诺夫检验是用来检验样本来自同一个总体(如正态分布)的假设，也是一种拟合优度检验方法。

下面通过SPSS软件使用K-S检验对改制前后的绩效指标进行正态分布检验(如表2)。

由表2中的P值可以看出，改制后总资产报酬率、改制后总资产周转率、改制前资产负债率、改制后资产负债率和改制后销售收入的P值均大于0.05，故可以认为这5项指标是服从正态分布的。而改制前总资产报酬率、改制前总资产周转率和改制前销售收入的P值均小于0.05，故可以认为这3项指标不服从正态分布，从而对配对样本T检验的结果提出质疑，也进一步提出了用其他检验方法来分析改制对国有企业绩效的影响问题。同时从侧面也可以看出，除了改制前资产负债率还服从正态分布外，其他在改制前的绩效指标均不服从正态分布，而改制后的绩效指标均服从正态分布，说明改制后的绩效分布情况很正常，而改制前的绩效分布有问题，改制对国有企业绩效的分布有明显的改善作用。

3．改制与国有企业绩效的Wilcoxon Signed Ranks检验法

国际上常用Wilcoxon Signed Ranks检验方法分析改制前后绩效变化。Megginson，Nash和Van Randenborgh(1994)最早用这种方法比较了来自18个国家、32个行业中的61家企业私有化前后的绩效变化，发现样本企业私有化后的销售收入、经营效率、盈利能力、资本投入及分红都显著上升，并且就业人数下降的证据不明显。自他们的研究以后，出现了很多用这种方法对不同国家的样本私有化对绩效影响的研究。因此，本文也采用这种检验方法对样本企业改制前后绩效的变化进行系统比较。

表3、4是运用Wilcoxon检验方法和Sign检验法，对1998年和2004年期间改制样本的改制前后1年的主要财务指标的检验结果。从两种检验方法计算的P值均小于0.05，故可认为改制前后国有企业的绩效有显著性的差异，即改制使常德市国有中小企业的绩效大为改观。实证分析的结果表明：一是就利润率指标看，样本企业改制前后的利润率水平均值明显上升，总资产报酬率上升了约7个百分点，绩效变化的z统计量很高，统计检验结果显著，这说明改制后第一年的利润率与改制前相比，表现出上升的显著特征。二是从总量指标上看，销售收入、总资产均显著上升，销售收入平均增加了4000多万元，显著水平很高。三是就资产运营效率指标看，总资产周转率显著上升。

总之，以上通过运用Wilcoxon检验方法和Sign检验法，比较了改制前后样本公司总资产报酬率等财务绩效指标的变化。可以发现，改制明显地降低了企业的资产负债率、提高了销售收入、资产运营效率和盈利能力。

4．改制与国有企业绩效的行业分析

从样本公司的行业分布情况来看，65.6％的公司都处在机械、化工和纺织这三个行业中，而其他的行业所取的样本均很少，最多没有超过两家。为了分析行业对改制前后绩效是否有影响，本文把这些企业分成机械、化工、纺织及其他四个行业来检验。

从两种检验方法计算的P值均小于0.05来看，故可认为改制前后国有企业的绩效有显著性的差异，即改制使常德市国有中小企业的绩效大为改观。

实证分析的结果表明：从机械行业这个角度来看，总资产报酬率、总资产周转率均有明显上升，总资产报酬率上升了约8个百分点，绩效变化的Z统计量很高，这两项的统计检验结果显著；资产负债率下降了加％以上，下降效果显著；尽管销售收入年增长了767.33万元，但是总体来看增长效果不显著。从化工行业这个角度来看，总资产周转率、销售收入均有明显上升，这两项的统计检验结果显著；资产负债率下降了30％以上，下降效果显著；而尽管总资产报酬率平均年增长了3.03％，但是总体增长效果不显著。从纺织行业这个角度来看，总资产周转率、销售收入均有明显上升，这两项的统计检验结果显著；但是，尽管资产负债率下降了将近18％，但是检验结果显示下降效果不显著；而总资产报酬率平均年增长了4.21％，但是总体来看增长效果不显著。从其他行业来看，总资产报酬率、总资产周转率均有明显上升，尤其是总资产报酬率增长了9.39％，这两项的统计检验结果显著。但是，尽管资产负债率下降超过了20％，但是检验结果显示下降效果不显著，销售收入也是平均年增加了2988.77万元，但是总体来看增长效果不显著。

四、结论

(1)通过运用Wilcoxon检验方法和Sign检验法，比较了改制前后样本公司总资产报酬率等财务绩效指标的变化。发现改制明显地降低了企业的资产负债率和提高了销售收入、资产运营效率和盈利能力。结合对各个行业的详细分析对比(如表5)，发现如下重要结论：从整体来看，四个财务指标都呈良性发展趋势，即改制对企业绩效的提高非常显著。其中，机械行业(10家，将近113)的表现最好，即改制对机械行业绩效的提升效果最明显；其次是对化工行业(6家)的绩效提高也很显著；而对其他行业也有部分的显著作用。

国企转正总结篇（3）

中图分类号：F276.5

文献标识码：A

文章编号：1006－1096(2010)04－0093－05

收稿日期：2010－05－11

近年来，上市公司管理层的薪酬激励水平及其效果成为各界人士关注的热点问题。然而，人们大多关注国有上市公司的薪酬机制，对民营上市公司的薪酬机制效果的关注比较少。随着创业板的启动，可以预计上市家族企业的比例会大幅度提高，因此有必要分析上市家族企业薪酬机制对降低企业成本的作用效果。笔者采用分类研究的方法，从管理者背景和家族自利倾向两个角度出发对上市家族企业进行分类，探讨上市家族企业薪酬机制对成本影响的结构性差异。

一、文献综述

薪酬激励机制需要注意两个焦点问题：薪酬水平和薪酬结构(张正堂，2007)。本文将从薪酬水平和薪酬差距两个方面探讨家族企业高管人员薪酬机制与成本的关系，其中，薪酬水平由年度报酬和持股比例两部分构成。

国外学者探讨家族企业高层管理者薪酬机制的影响效果，主要从两条主线展开研究。首先，从薪酬水平出发，关注对不同类型管理者的薪酬激励水平与家族企业绩效的关系；其次，从薪酬结构出发，关注家族企业高管团队的薪酬差距对企业的影响。McConaughy(2000)的实证研究表明，家族经理人的薪酬水平比职业经理人低，另外，与职业经理人相比，家族经理人的薪酬对企业绩效的敏感度比较低。Ensley等人(2007)探讨了家族企业和非家族企业的薪酬差距对企业的影响，研究结果表明，家族企业薪酬差距对企业绩效的负面影响比非家族企业大。

国内学者对高管人员薪酬激励机制影响效果的研究，同样是从薪酬水平和薪酬结构两个角度展开。魏刚(2000)考察了中国上市公司高级管理人员激励与公司业绩之间的敏感性，结果表明，经理报酬与公司业绩不存在显著的正相关关系。谌新民等人(2003)认为经营者的持股比例与经营绩效有显著性弱相关关系，报酬水平的激励强度受到公司资产规模、行业特性、区域范围和股权结构等因素影响。陈建林(2008)的实证研究表明，对创业型家族企业而言，管理层持股对企业价值发挥了正面影响。林浚清等人(2003)的实证研究发现高层管理人员薪酬差距和公司未来绩效之间具有显著的正向关系，大的薪酬差距可以提升公司绩效。鲁海帆(2007)的研究也表明，薪酬差距对中国上市公司当年业绩有显著的正向影响。张正堂(2007)的研究则得出相反的结论，高管团队薪酬差距对于企业绩效的影响是负向的。

近年来，有些学者开始关注高管人员薪酬机制与成本之间的关系。徐向艺等人(2007)发现高管薪酬与成本显著负相关，管理者的薪酬水平越高，越有利于降低成本。陈冬华等人(2005)探讨了国有企业的薪酬管制与在职消费之间的关系，研究表明，由于薪酬管制的存在，在职消费成为国有企业管理人员的替代性选择，薪酬管制增加了国有企业的成本。

然而，在现有的文献中，还存在以下不足之处。首先，国内的研究忽视了家族企业薪酬机制的特殊性，专门研究家族企业管理者薪酬机制与成本关系的文献还比较少见。其次，在大多数研究薪酬机制影响效果的文献中，比较注意分析薪酬机制的整体效果，忽视了对薪酬机制效果的分类研究。本文的结构安排如下：第二部分介绍本文的数据来源及变量定义；第三部分将对总体样本进行实证分析。第四部分是对分类样本进行实证分析。首先，从家族管理的角度出发，依据高管人员的背景分类，家族企业的管理者可分为两类：家族经理人和职业经理人，本文将探讨不同类型的管理者的薪酬水平和薪酬差距对成本产生的不同影响；其次，从家族自利倾向的角度出发，依据家族控制权现金流权偏离系数分类，探讨在不同的家族自利倾向的背景下，高管人员的薪酬机制与成本的关系有何不同；最后一部分是本文的结论。

二、数据与变量

(一)样本与数据

本文对家族控制上市公司的判断标准是：(1)最终控制者追溯到个人或家族；(2)最终控制者及其家族直接或间接持有的公司必须是上市公司第一大股东；(3)控制性家族对企业的控制权在10％以上。本文以2006年上市公司为研究对象，依据以下标准对原始样本进行了筛选：(1)鉴于金融公司与一般上市公司经营业务的差异性，为了保持数据的可比性，本文剔除了金融上市公司；(2)剔出数据不全的公司；(3)考虑到极端值对研究结果的不利影响，剔除管理费用率小于O的公司，并剔除总资产周转率大于10的公司。经过筛选后，最后得到上市家族企业的样本为338个。上市公司的控制权类型、控制权与现金流权偏离系数通过查阅上市公司年报而得，其余数据来自Csmar数据库。

(二)变量定义与研究方法

学术界普遍采用管理费用率和总资产周转率两个指标表示成本(Ang et a1，2000)。管理费用率主要体现了管理者的在职消费程度，总资产周转率主要体现了管理者努力经营的程度。由于本文主要探讨薪酬机制的激励效果，因此采用总资产周转率表示成本，而用管理费用率进行稳健性检验。薪酬机制的变量定义如表1所示。

本文的高管人员包括董事长和总经理。参考谌新民等人(2003)、徐向艺等人(2007)的方法，本文将采用一元线形回归分析的方法，分别探讨高管人员的年度报酬、持股比例、薪酬差距与总资产周转率之间的相关关系。本文将建立3个回归模型。

AT=a+b*SOM+ε

AT=c+d*ROM+ε

AT=e+f*GAP+ε

三、总样本的实证分析

(一)描述性统计分析

338家上市家族企业的总资产周转率为0.647。高管人员的年度报酬均值为257976元，持股比例均值为2.2％。高管人员的薪酬方式有四类：既领薪又持股有128家，占37.9％；领薪不持股是最普遍的薪酬方式，共有200家企业采用，占59.2％；持股不领薪是最少企业采用的方式，只有1家企业采用；不领薪不持股有9家，占2.7％。高管团队的薪酬差距均值为234330元，但是不同公司之间的差异很大，薪酬差距高于均值的有100家公司，仅占样本企业的29.6％。按照高管人员的职位来划分，董事长

年度报酬低于总经理，但是董事长持股比例高于总经理。董事长年度报酬的均值为233897元，持股比例均值为2.5％。董事长前10名年度报酬1355593元，零报酬72家，占21.3％；董事长前10名持股比例36.9％，零持股234家，占69.2％。总经理年度报酬的均值为242535元，持股比例均值为1.2％。总经理前10名年度报酬1323053，零报酬14家，占4.1％；总经理前10名持股比例26.0％，零持股242家，占71.6％。无论是董事长还是总经理，零持股比例远高于零报酬比例。总体描述性统计分析结果如表2所示。

(二)总样本的回归分析结果

总体样本的回归分析的结果如表3所示。高管人员的年度报酬与资产周转率显著正相关，这意味着高管人员的年度报酬越高，越有利于降低企业的成本，年度报酬与成本呈显著负相关关系。高管人员的持股比例同样与资产周转率显著正相关，说明高管人员持股比例越大，越有利于激励高管人员努力工作，降低成本。薪酬差距也与资产周转率显著正相关，表明高管团队的薪酬差距越大，企业的成本越低。因此，上市家族企业的薪酬机制对降低成本发挥了显著的积极作用。魏刚(2000)和谌新民等人(2003)以全体上市公司为样本的研究表明，中国上市公司高管人员的薪酬水平与企业绩效的关系不显著，而本文以上市家族企业为样本的研究结果恰恰相反，认为上市家族企业的薪酬机制对高管人员有显著的激励作用。

高管人员分为董事长和总经理，本文进一步验证了不同职位的高管人员的薪酬水平对成本的影响。研究结果显示，董事长年度报酬、董事长持股比例、总经理年度报酬与总资产周转率显著正相关，而总经理持股比例与总资产周转率不显著正相关。

为了对上面的研究结果做稳健性检验，本文采用成本的另一个替代变量――管理费用率作为因变量，进行回归分析。最终得出的结论与总资产周转率作为因变量的结论一致，三个研究假设都得到了验证，从而进一步证实了家族企业高管人员薪酬机制对成本的治理效果。

四、分类样本的实证分析

(一)按不同管理者背景分类

管理者背景可以分为三类：第一类是董事长和总经理都是由家族成员担任，第二类是董事长和总经理中，一人是家族成员，另一人是职业经理人，可称之为折中管理，第三类是董事长和总经理都是由职业经理人担任。聘用家族经理人的企业有59家，总资产周转率最高，达到0.701，意味着这类企业的成本最低；同时聘用家族经理人和职业经理人的企业有147家，其成本较高，总资产周转率为0.689；聘用职业经理人的企业有132家，其成本最高，总资产周转率为0.576。由此可见，当企业从聘用家族经理人转为聘用职业经理人，其成本在增加。在三类企业中，家族经理人的年度报酬最高，达到302424元，职业经理人的年度报酬最低，为229236元。

本文将试图比较在聘用家族经理人和聘用职业经理人的企业中，哪一类企业的薪酬机制的作用效果比较好。回归分析结果如表4所示。当企业聘用职业经理人和采用折中管理时，高管人员的年度报酬与总资产周转率显著正相关，说明这两类企业的高管人员报酬有利于激励管理者降低成本，而家族经理人的年度报酬与总资产周转率的关系没有通过显著性检验，意味着家族经理人年度报酬对成本的影响效果不明显。从高管人员持股比例来看，在三类企业中家族经理人的持股比例最高，职业经理人的持股比例最低。家族经理人持股比例与总资产周转率的关系不显著，采用折中管理的企业的高管人员持股比例与总资产周转率显著正相关，但是职业经理人持股比例并没有对降低成本发挥有利的作用。究其原因，是因为职业经理人持股比例太低，还没有发挥其激励效应，职业经理人持股比例均值为0.19％，远远低于家族经理人的5.87％。从薪酬差距来看，聘用家族经理人的企业的薪酬差距远高于聘用职业经理人的企业，前者是后者的1.63倍。对聘用职业经理人的企业而言，薪酬差距与总资产周转率显著正相关，大的薪酬差距有利于降低企业的成本；对聘用家族经理人的企业而言，薪酬差距与总资产周转率不显著正相关，薪酬差距降低成本的作用效果不显著。

(二)按不同家族自利倾向分类

控制性家族的自利倾向一般用控制权与现金流权的偏离系数表示，按照La Porta等人(1999)的方法，Pi表示金字塔结构第i层控制下一层的股份比例，控制权用min(P1，P2，P3，…，Pn)表示，现金流权用a=P1×P2×P3×…×Pn表示，控制权现金流权偏离系数=控制权／现金流权=rain(P1，P2，P3，…，Pn)／P1×P2×P3×…×Pn。控制性家族对上市公司的控制权与现金流权的偏离系数很高时，其家族自利倾向也很高。控制性家族为了达到侵占的目的，往往会对高管人员采取“赎买”的手段，以换取高管人员对其侵占行为的支持。这种“赎买”的手段，可以形成控制性家族与高管人员的“合谋效应”，从而进一步影响薪酬机制的效果。

按照家族控制股东的白利倾向，可以分为三类企业：第一类是低自利倾向企业(家族控制权与现金流权的偏离系数小于2)，共有246家，占上市家族企业的73％；第二类是中等自利倾向企业(偏离系数大于等于2但小于4)，有67家企业；第三类是高自利倾向企业(偏离系数大于或等于4)，有25家企业。当偏离系数小于2时，总资产周转率为0.673，而当偏离系数大于4时，总资产周转率变为0.521，后者比前者低了22.6％。这意味着，家族控制权现金流权偏离程度越高，家族企业的成本也随之增加(见表5)。

回归结果表明，当偏离系数小于2时，高管人-员年度报酬、高管人员持股比例、薪酬差距都与总资产周转率显著正相关，说明这类企业的薪酬机制对降低成本发挥了明显的影响作用。当偏离系数在2～4之间时，只有高管人员年度报酬与总资产周转率显著正相关，高管人员持股比例、薪酬差距与总资产周转率的关系没有通过显著性检验，说明薪酬机制对成本的影响力在降低。当偏离系数大于4时，高管人员年度报酬、高管人员持股比例、薪酬差距都与总资产周转率呈不显著正相关关系，意味着薪酬机制对降低成本的作用效果很低。研究结果表明，随着家族控制权现金流权偏离程度的增加，企业的自利倾向在增强，薪酬机制更多地表现了控制性家族对高管人员的“赎买”效应，薪酬机制激励高管人员降低成本的效应在减弱。

国企转正总结篇（4）

一、引言

可转换公司债券（以下简称可转债）是一种公司债券，它赋予持有人在发债后一定时间内，依据自身的意志，选择是否按约定的条件将持有的债券转换为发行公司的股票或者其他公司股票的权利。可转债是介于债券与股票之间，兼有债性和股性的混合金融工具。在国际上，可转债市场已经有100多年的历史，而我国的可转债市场也在近几年得到了迅速的发展。

然而，什么样的公司热衷于发行可转债？即可转债发行公司具有哪些特征。本文就这个问题进行研究。

二、文献回顾

（一）国外研究现状

关于可转债的发行，国外较有说服力的研究成果可概括为四大假说：资产替代假说(The Asset Substitution Hypothesis)、评估风险假说(The Estimation Risk Hypothesis)、后门融资假说(The Back Door Equity Financing Hypothesis)与阶段性融资假说(The Sequential-Financing Hypothesis)。

而这四大假说对其所对应的可转债发行公司的特征各有解释，分别为：

资产替代假说认为：（1）小型的、实物资产有限而成长机会较多的年轻型企业，财务杠杆较高的，很可能陷入财务困境的企业，将更有可能以可转债代替债券进行融资。（2）与股票发行企业相比，可转债发行企业的盈利能力较差，且波动性更高。

评估风险假说认为：（1）有大量新资产或实物资产较少的企业，拥有明显投资期权特征的企业，以及小型的、年轻型的企业更可能发行可转债，而非企业债券。（2）与股票发行企业相比，可转债发行企业具有更低的财务杠杆水平，而现金流的波动性却更高。

后门融资假说认为：（1）以可转债融资的多为年轻的且规模较小的企业，其研发费支出、无形资产占总资产比例较高，发展前景较好。（2）与股票发行企业相比，可转债发行企业的财务困境成本更高。（3）为了降低其违约风险，可转债发行企业会增强其盈利能力。

阶段性融资假说认为：（1）大型企业同样可能发行可转债，特别是专业性强、股权分散的大型企业比股权集中的小型企业更偏好发行可转债。（2）发行企业在可转债的存续期间内将不会有别的融资行为。

（二）国内研究现状

可转换债券对中国证券市场而言是一种新型的衍生金融工具，由于它同时具有股权、债权和期权性质，使得对它的研究要比传统金融工具(如股票、债券)复杂得多。目前，国内学者对可转换债券的研究有限，归纳起来主要有以下成果：

杨如彦等(2002)对可转债的性质、定价方法、风险收益特征以及转债在投资组合中的功能和作用进行了探讨,从资本结构优化角度分析了公司融资方式的选择。

王一平等(2005)[8]从准入门槛、条款设计以及发行转债后上市公司的行为选择等几个方面对我国上市公司的转债发行动机进行了考察，他们的研究表明上市公司之所以通过可转债融资，其很重要的一个原因在于通过配股和增发进行融资存在诸多限制,而发行转债可以克服这些限制从而实现大规模融资的目的；公司在转债条款设计上和发行转债后的行为选择上表现出了明显的股权融资倾向；转债实际上只是被上市公司当作一种延迟的股权融资方式。

何佳、夏晖(2005)[9]对Stein（1992)的模型进行了扩展，从控股股东角度出发，考察在有控制权利益的情形下，企业对包括股票、普通债券以及可转换债券在内的不同融资工具的选择。他们认为，控制权利益的存在使得好企业有内在动力发行可转换债券,Stein所构建的融资的有效分离均衡模型(the efficient separating equilibrium)不是唯一的。企业发行可转换债券已不仅仅是间接股票融资的目的，更主要的是市场上各类企业的控股股东和外部投资者相互博弈的结果。控股股东追求控制权利益的行为会给市场带来更多的不确定因素，增加了企业融资的成本，加剧了市场波动和投机行为,对此有必要加以控制。在有控制权利益的情形下，当融资额较大，控股股东的持股比例较小时，企业更偏好于发行可转债。

徐子尧、牟德富（2010）对我国上市公司2002-2008年发行的可转债的主要条款,如转股价格、赎回条款、回售条款、特别向下修正条款等进行分析,发现绝大多数可转债契约设计多偏向于股性,也就是说大多数公司发行可转债是希望投资者能将其转换为公司股权，而不是到期赎回,可转债实际上只是被上市公司当作一种延迟的股权融资方式。

综上所述，国外的四大假说对可转债发行企业的特征看法不一，但是综合一下可以看出，前三大假说都认为可转债发行企业与股权融资企业相比更年轻、规模更小，且财务困境高，现金流波动较大。但是，国内的研究大多将研究重点放在可转债的发行动机、公告效应、定价机制及条款设置上，对于可转债发行企业的特征却没有进行过系统的总结。由于，我国上市公司具有明显的股权融资偏好，因此，可转债是递延的股权融资工具更符合我国的国情。所以，本文将在中国特有的制度背景下，联系后门融资假说的经济含义，通过对比可转债发行企业与股权发行企业，系统的总结一下可转债发行企业的公司特征。

三、研究设计

（一）样本选择及数据来源

本文以我国上市公司为研究对象，选取在2004年至2008年以可转债、增发、配股进行融资的沪深两市的上市公司为研究样本。在剔除了金融行业和数据缺失的样本后,共获得403个观测值，其中实施股权融资的样本365个(增发319个、配股46个)，实施可转债融资的样本38个。本研究使用的数据来源于CCER数据库。

（二）研究方法

本文采用逻辑斯蒂(logisti)回归方法，通过与采用增发、配股方式融资的公司相比较，研究可转债融资公司的特征。

1、多变量分析。在控制其他变量的情况下，进一步检验可转债的公司特征。本文使用的软件为SPSS16.0。

（三）变量定义

衡量企业年龄

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

各解释变量的描述性统计结果见表2。

由表2可见，可转债发行公司的总资产中位数为22.163亿元，而股权融资公司的总资产的中位数为21.66亿元，前者大于后者，说明可转债发行公司的规模更大。而后门融资假说的认为，与股权融资企业相比，可转债发行企业规模更小。即统计结果与预测正相反。

可转债样本的CLEV与LEV的中位数分别为0.982和0.526，小于股权融资样本的中位数1.132和0.580，说明前者的违约风险要小于后者。

在总资产增长率与主营业务增长率指标上，可转债发行公司的AGR中位数是0.227，大于股权融资样本的AGR中位数0.190，说明前者的总资产增长速度要高于后者。而前者的营业收入增长率为0.227，小于后者的0.298，即可转债发行公司的营业收入的增速要小于股权融资公司。

在资本支出水平上，可转债发行公司与股权融资公司CPA的中位数分别为与0.579和0.445，即前者大于后者。无形资产占用水平上，可转债发行公司ITA的中位数为0.010，小于股权融资公司0.016。这两个指标的结果都很好的验证了后门融资假说的预测。

为减少违约风险，可转债发行企业比股权融资企业应具有更高的获利能力。表2的数据表明，可转债公司的ROE与CROA的中位数大于股权融资公司。

后门融资假说认为，相对股权融资而言，可转债发行前股市相对看淡。因为，股市低迷时期，以股权融资所筹集到的资金较少。若以可转债融资，可以在股价上涨到转股价格后选择转股，此时筹集的资金要大大的多于以股权筹资。表2表明，可转债发行公司的CRSM的中位数为0.009，小于股权融资公司的0.040，与预测结果相符。

发行规模QTB衡量逆向选择成本的高低，证券发行量与逆向选择成本呈正相关关系。表2数据表明，可转债发行公司QTB的中位数1.433小于股权融资公司的1.777，与后门融资假说的预测相反。我国有明显的股权融资偏好，可转债普遍被认为是递延的股权融资，而且可转债面临着转股等一系列问题，所以对于我国发行可转债的公司而言，可转债是在股市低迷的情况下不得已而为之的做法，其发行规模往往较小。

Gross和Hart（1980）提出控制权收益概念。他们认为控股股东的收益包括两部分，即现金流价值和控制权价值，前者按照控股股东所持股份分配，后者则为控股股东专有。由于控制权收益的存在，控股股东有通过融资结构安排以确保对企业控制权及相应的控制权收益的动机。因此，若控股股东所占股份较低时，将倾向于债券融资，反之亦然。由此可以推测，控股股东持股比例与发行可转债成负相关关系。从表2数据可以看出，可转债发行企业第一大持股比例（FS）大于股权融资样本公司，两者的中位数分别为0.516和0.371，第二至第五大股东持股比例（SFS）却显著小于股权融资样本公司，结果正好与预测相反。

（二）多变量Logit回归分析

为了控制其他变量的影响，我们以是否采用可转债融资为因变量，以各解释变量为自变量进行了逻辑回归。为了避免共线性，在回归时，本文将可能存在共线性的变量置于不同的模型中。回归结果见表3。

表3数据表明，LNASSET与后门融资假说的预测显著相反。这与表2的描述性统计结果正好一致。说明可转债融资公司的规模较股权融资公司的规模更大。对这一结果的合理解释是：我国上市公司都有严重的融资饥渴症，但是融资渠道狭窄，而大公司实力强，具有融资的绝对优势，因此，可转债发行公司的规模较大也就不足为奇。

CLEV的回归结果与后门融资假说的预测相反，而LEV的回归结果则与后门融资假说预测一致，但是两者的回归结果都不显著。由此我们可以推断，可转债融资公司的违约风险高于股权融资企业。

AGR和MORG的符号与后门融资假说的预测一致，但是结果并不显著。即可转债发行企业的成长机会与股权融资公司的成长机会差异并不显著。

CPA的回归结果显著支持后门融资假说，与描述性统计结果一致，即可转债融资企业的资本支出较股权融资企业更多。但是ITA的结果却与预测结果相反，即无形资产占总资产的比例较大。我认为这与前面已经验证的资产规模的结果相对应。可转债发行公司都是规模较大的上市公司，公司发展较为成熟，无形资产占总资产比例较大也就是正常现象。

虽然ROE和CROA的回归结果并不显著，但是却基本与描述性统计结果相一致。即我们认为，为降低违约风险，可转债发行公司要具有良好的盈利能力。

由CRSM的回归结果可以看出，可转债发行公告前，股市相对看淡。因而，上市公司都倾向于选择以可转债为融资工具。

QTB的实证结果与后门融资假说显著相反，这主要是由可转债的债性导致的。因为可转债毕竟是一种债券，它具有一定的债性，存在一定的违约风险，而且其转股的限制条款较多，能否顺利转股还要取决于一定的市场环境，因此其发行规模小于股权融资的规模是可以理解的。

FS的回归结果说明第一大持股比例越高，越倾向于发行可转债，而SFS的回归结果则正好相反。正如何佳、夏晖（2005）所言，企业发行可转债是市场上各类企业的控股股东和外部投资者相互博弈的结果，在有控制权利益的情形下，好企业的控股股东为最大化自身利益有发行可转债（或股票）的内在动力，尤其在融资额较大时更是如此。

上市公司年限AGE的实证结果说明，选择可转债融资的企业较年轻，这与后门融资假说的理论相一致。

五、结论

（1）国外的实践表明，可转债融资适用于企业资产规模较小、风险较大且有很好发展前景的新兴企业，但通过前文的实证研究可以看出，在我国，较股权融资企业，可转债发行公司规模更大、更年轻、违约风险高，而成长机会差异不大；（2）资本支出、无形资产占总资产的比例更高；（3）为了降低其违约风险，其盈利能力更强；（4）发行公告前，股市相对处于低迷时期；（5）发行规模较小。另外，中国普遍存在一股独大的现象，而上述的实证结果恰好证明，第一大股东持股比例越高，越倾向于发行可转债，以谋求更大的控制权利益。

我们可以看出，国外与国内相比，可转债发行企业最大的区别在于，国外的可转债适用于小企业，而在中国，可转债却由于准入门槛较高，被当做了大型企业可以大额圈钱的融资工具。因而，我们认为，政府应该逐步放宽可转债的准入限制，以使更多的上市公司能够进入可转债市场。这样，不仅有利于可转债市场的进一步发展，又有利于新兴企业通过可转债筹到所急需的资金，对于缓解中小企业融资难的问题有很重要的意义。

参考文献

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[8]何佳,夏晖.有控制权利益的企业融资工具选择[J].经济研究,2005(4):6-76.

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基金项目：教育部人文社会科学项目“基于融资视角的企业恶性增资行为研究” （编号：10YJA630142）。

国企转正总结篇（5）

一、引言

近年来，我国公司规模与收入不断地扩大，基于分散风险的考虑或者为了探索新的多元化投资领域，转投资(Reinvestment)活动在上市公司以及企业集团中普遍存在。企业为了追求快速、稳定地成长，往往采取多元化经营策略，对其他公司进行转投资活动，转投资对财务报表的影响表现在投资收益或者股利收入。此外，由于国内外经济环境的变迁与我国产业结构的转变，许多公司选择以合资或独资方式转投资其他公司，从事多元化经营，企业转投资行为影响着企业的绩效以及价值的成长，而投资计划的进行依赖于企业融资决策的配合。本文主要关注企业转投资活动与资本结构的关系，转投资活动是否实现了预期的效果，并在实际的表现中是哪种效应更为明显，同时为上市公司的转投资活动提供理论的分析模式。

从(表1)以及(图1)中可以看到，我国上市公司负债比率以及转投资比率(长期股权投资与总资产的比率)的变化趋势。上市公司的平均资产负债比率变化不大，2000年比率有所下降，而2001年则提高了近4％，此后稳步上升，而转投资比率大约在6％～7.5％之间，波动不大，到2000年达到7.31％后呈现下降趋势，但仍然高于1998年的6.13％。可见上市公司的转投资行为长期存在，并且在不同的年份有所调整，同时转投资也具有时间的依赖性，前期的转投资会存在若干年，具有长期的效应。

二、研究假设

企业的转投资是指企业简单投资于其他公司而持有其公司股权的行为。企业转投资行为与企业多元化动机密切相关，关于企业转投资行为，Weston&Copeland(1986)指出有以下优点：一是转投资能够以较低成本从事新的产业，相对于新成立的公司而言，可以在较低成本条件下获得资源共享与投资收益。二是分散风险，相对于拥有较多的事业部而言的单一复合式企业，若将各事业部各自独立成立公司，可使得各个公司的风险相互独立，不至于影响到其他被投资公司及投资公司本身。三是投资时可以不经过投资方的同意。转投资公司可以从股票市场上直接买入被投资公司的股票，以取得控制权，而不必经过被投资公司的同意。与转投资相关的主要理论有成本、共担保效应与内部资金市场等理论。Jensen&Meckling(1976)认为，当所有权与经营权分离，人为追求个人的最大效用，造成个人在职位上的特权消费等，降低企业的价值，从而产生成本。Amihud&Lev(1981)认为人可能的特权消费倾向之一，即是利用多元化投资策略，降低经营风险。而债务作为公司治理的工具将减少这种成本，阻止企业的管理者通过转投资行为降低企业的价值(Jensenm，1986)。因此，从成本的角度看，可以得出假设：

H1：企业转投资与资本结构呈现负相关关系，即转投资比率较高的企业，其负债比率则较低

Teece(1982)认为当企业的产品市场需求减少，并且面对较低的需求弹性，企业将产生超额生产能力的剩余资源，为了增加资源的利用效率，企业会采取多元化的活动，将企业的剩余资源用到新的市场当中。Reed&Luffman(1986)也认为企业为避免受到经济周期与季节性波动的影响，利用转投资方式进行多元化，以降低企业经营风险。因此，转投资可以产生共担保效应(Lewellen，1971)，即企业从事利用剩余资源投资于本企业并不完全相关的业务中可以降低企业的经营风险。这种共担保效应对企业的负债能力有正面的效应。短期投资可以有效地利用短期闲置资金达到获利目的，而长期投资的主要目的在于通过跨行业的多元化经营分散风险。Chatterjee(1986)与Carter(1997)认为公司转投资其他企业可以享受多元化经营的优势，并在研发、产销及采购制度的运用等方面享受规模经济的利益，达到提高综合绩效的作用，从而加强企业的竞争优势。企业的转投资方式涉及其他行业的其他领域，可以充分利用投资公司的各种资源特别是无形资产、品牌等无形资源。因此从事转投资可以降低风险、增加经济规模效益从而提高获利能力与竞争优势。因此企业的财务杠杆会因为企业的转投资而放大，并且转投资比率越大，转投资行为所造成的负债率扩大幅度就越大。因此，从共担保效应角度，可以得出假设：

H2：企业转投资与资本结构呈现正相关关系，即转投资比率较高的企业，其负债比率也较高

同时多元化的转投资行为也存在着内部融资市场效应。Williamson(1975)，Stein(1997)提出由于信息不对称以及成本的存在，公司或者集团可能无法顺利向外部资本市场融资或者融资成本过高，这时由于多元化所产生的内部资金市场将提供公司迅速的融资渠道与所需的资金。这样，多元化的存在所产生的内部融资市场将减少企业对外部融资渠道的依赖，从而减少企业的负债比率。另外，从企业的绩效方面来看，多元化的绩效主要有范围经济，增加市场竞争力。Berry(1975)、Rosenbery(1977)与Carter(1977)对财富“500强”大企业为样本做研究，均发现企业的多样化程度与企业绩效有正相关关系，Simmonds(1990)运用会计衡量指标即总资产收益率、净资产收益率来衡量绩效，结果发现企业的多元化程度愈高，其绩效越好。即转投资比率较高的企业，其盈利能力较高。因此，我们也预测转投资与绩效的关系为正相关关系。由于存在内部资金市场而且内源融资的成本远小于债务这样的外源性融资，因此，企业盈利能力的提高将降低企业使用债务融资的可能性，内源性融资代替外源性融资，从而降低企业的负债比率。这样，企业的转投资行为可以提高企业的盈利能力，产生充裕的内部资金，从而企业更多地利用内部资金市场进行内源性融资，降低其负债比率，因此，从内部融资市场角度，提出假设：

H3：由于多元化的内部融资市场效应，转投资与资本结构呈负相关，即转投资比率较高的企业，其负债比率则较低

三、数据、样本及变量设计

本文选择了1998年以前在深沪两市上市的A股公司，考察了1998年至2002年五年的情况。其中剔除了ST、PT公司以及部分数据缺失的公司样本，共得到样本公司669个。同时采用Panel数据回归，共得到样本点3345个。本文的研究需要资本结构及其影响因素的财务数据，这些数据来源于深圳国泰安信息公司开发的《中国股票上市公司财务数据库V2.1》。根据以往的研究文献，影响企业资本结构的主要因素可以概括：行业、资本市场、盈利能力、规模、成长性、资产担保价值和非负债税收利益。国内研究资本结构影响因素的实证文章较少，陆正飞、辛宇(1998)；洪锡熙、沈艺峰(2000)均以行业、盈利能力、规模、成长性、资产担保价值为影响

资本结构的主要因素。洪锡熙、沈艺峰(2000)的实证研究表明企业规模与盈利能力两个因素对资本结构有显著的影响，而公司权益、企业的成长性以及产业等因素对资本结构则没有显著作用。因此，我们选用企业规模与盈利能力作为企业资本结构回归模型的控制变量。

变量定义如下：(1)资本结构。也即是企业的杠杆比率或者负债比率，学术界有三种衡量的方法：一是总负债，总资产；二是总负债／股东权益；三是长期负债／总资产。本文采用总负债／总资产来定义资本结构，我国上市公司长期债务相对较少或者没有长期债务，因此本文采用总负债，总资产来衡量资本结构能够较为全面地反映企业的债务水平。(2)转投资比率。Bergsman&Shen(1995)，Cassou(1997)等均以长期投资为转投资的替代变量。转投资比率为衡量长期投资占总资产的比重，用以评价公司转投资其他公司占全部资产的比率，从而来衡量公司转投资程度。本文采用长期股权投资占总资产的比重来衡量转投资比率。(3)盈利能力。Titman&Wessels(1988)以营业净利，营业收入、营业净利／总资产两项变量来代表营业能力，Baskin(1989)则以息税前利润(EBIT)／总资产来衡量企业的盈利能力，本文采用净利率即净利润与主营业务收入的比值作为盈利能力的指标，这与陆正飞、辛字(1998)、洪锡熙、沈艺峰(2000)的研究所选指标一致。(4)企业规模。Scott&Martin(1975)、Ferri&Jones(1979)以及Kim&Sorensen(1986)等均以总资产的账面价值来衡量公司规模的大小，本文采用总资产的账面价值作为规模变量，并根据以往文献的处理方法，用总资产的自然对数作为回归模型中的企业规模的替代变量，这与陆正飞、辛宇(1998)所选用的指标相同。

四、实证结果分析

从(表2)看，样本公司的负债比率最大值为85.16％，而最小值为1.17％，可以说样本公司中财务保守行为与冒进行为同时存在，样本的均值为42.33％低于全部上市公司的平均数近4.6％，而转投资比率最大值为60.01％，占到总资产的一半以上，而平均值为7.23％，与全部上市公司的平均值接近，说明ST、PT公司由于负债率相对较高，其对不同样本的负债比率影响较大，而ST、PT公司的转投资行为与非ST、PT公司差异不大。本文使用了SPSS软件对样本数据进行了回归检验，从回归结果中我们看到，F值为85.652，回归模型在统计上是高度显著的，因此可以用来进行结构分析。从(表3)中可以看出转投资与资本结构之间的关系。转投资比率的系数为负，并且在5％水平上是显著的，说明企业的转投资比率与资本结构呈现显著的负相关关系，转投资的增加将降低企业的负债比率，同时我们的回归分析验证了我们提出的假设1与假设3，即转投资所表现出的成本效应与内部融资市场效应明显，而共担保效应并不显著，这也说明企业进行多元化投资，主要的目的是为了解决成本问题，并通过转投资来追求额外的收益，这些通过转投资而获得的收益可以解决企业的资本需求，减少对外部资金的依赖性，而转投资在降低企业风险方面的效应并不明显。从其他控制变量的回归结果来看，盈利能力变量(净利率)的系数为负，系数在1％的水平上是显著的，这与以往的研究的结果(陆正飞、辛宇，1998)相一致，同时也与前面企业盈利能力的提高导致内源性融资代替外源性融资并可以降低负债比率的假设相一致，说明了企业盈利能力越强，所产生的现金流量越能够满足其生产经营的需要，企业越不必向外部进行债务融资，因此两者呈现负相关关系。规模变量(企业总资产的自然对数)的系数为正，而且系数在1％水平上显著，说明企业的规模对资本结构有显著的影响，而且企业的规模越大，其负债能力越强，越有可能保持较高水平的负债，两者的正相关关系与以往的研究(洪锡熙、沈艺峰，2000)相一致。

国企转正总结篇（6）

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2016.24.010

[中图分类号]F275 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2016）24-00-02

1 浙江方正电机股份有限公司概况

浙江方正电机股份有限公司（以下简称方正电机）经过产品结构转型和2015年收购上海海能汽车电子有限公司和杭州德沃仕电动科技有限公司之后，企业的主要产品为家用缝纫机电机、工业用电脑高速自动平缝机、汽车应用类（汽车用微特电机、节能与新能源汽车业务）、家用智能控制器。

2015年度，方正电机营业收入比2014年度增加了27.62%，是否意味着方正电机的产品结构转型给股东带来了利益。笔者将通过财务综合分析来论证方正电机的产品转型是否符合企业股东利益最大化的目标，是否符合企业的发展战略，同时结合分析的结果指出如何提高方正电机的股东利益，即如何使股东利益最大化。

2 方正电机财务综合分析

财务综合分析的方法主要有杜邦分析法、帕利普财务分析体系、沃尔评分法和雷达图分析法。本文主要采用杜邦分析法进行财务综合分析。杜邦财务分析法是一种用来评价公司盈利能力和股东权益回报水平，从财务角度评价企业绩效的经典方法。其基本思想是将企业净资产收益率逐级分解为多项财务比率乘积，这样有助于深入分析企业经营业绩。杜邦财务分析的核心指标是净资产收益率，用公式表示为：净资产收益率=销售净利率×资产周转率×权益乘数。方正电机的财务数据见表1。

从以上财务数据，得出净资产收益率的结果，见表2。

由表2可知，2015年方正电机净资产收益率比2014年有较大幅度的提高。本文采用连环替代法分析2015年方正电机净资产收益率比2014年有较大幅度提高的原因，分析过程见表3。

由表3可知，2015年度比2014年度净资产收益率增加2.32%的主要原因是销售净利率增加了4.84%。而销售净利率增加的原因是方正电机经过产品结构的调整之后，新产品（汽车应用类、智能控制类）的竞争力凸显。2015年，方正电机通过资本运作，收购上海海能和杭州德沃仕100%股权，使公司能较快进入新能源汽车行业，通过发挥相关业务的协调效应，进行产品研发和市场开拓，方正电机已经成功进入一汽大众、丰田凯美瑞、荣威、别克等中高档轿车供应链。公司新能源汽车驱动系统业务取得了较快增长。方正电机从传统的生产缝纫机到进入新能源汽车行业，这一成功的转型，最终使2015年销售收入比2014年增长了27.62%，同时企业在2015年度降低了销售费用、财务费用和资产减值损失，最终使销售净利率增加了4.84%。由于我国新能源汽车迎来井喷式的发展趋势，我国国家和地方政府高度重视新能源汽车产业，相继出台了大量政策支持行业的发展。方正电机的这一成功转型促使企业净资产收益率的增长具有可持续性，符合企业的发展战略方向，也实现股东利益最大化。

3 提高净资产收益率的建议

总体来说，方正电机的净资产收益率较低。2014年度为1.42%，2015年度为3.74%。如何提高方正电机净资产收益率将是管理者面临的最大问题。当前，方正电机通过寻找新的利润增长点，进入新能源行业以及提高企业销售净资产收益率等方式来提高企业净资产收益率。本文认为，还可以适当通过以下途径提高方正电机的净资产收益率，最终实现股东财富最大化的目标。

3.1 适当提高企业的资产负债率，发挥企业的财务杠杆效应

国企转正总结篇（7）

可转换公司债券（以下简称可转债）是一种公司债券，它赋予持有人在发债后一定时间内，依据自身的意志，选择是否按约定的条件将持有的债券转换为发行公司的股票或者其他公司股票的权利。可转债是介于债券与股票之间，兼有债性和股性的混合金融工具。在国际上，可转债市场已经有100多年的历史，http://而我国的可转债市场也在近几年得到了迅速的发展。

然而，什么样的公司热衷于发行可转债？即可转债发行公司具有哪些特征。本文就这个问题进行研究。

二、文献回顾

（一）国外研究现状

关于可转债的发行，国外较有说服力的研究成果可概括为四大假说：资产替代假说(the asset substitution hypothesis)、评估风险假说(the estimation risk hypothesis)、后门融资假说(the back door equity financing hypothesis)与阶段性融资假说(the sequential-financing hypothesis)。

而这四大假说对其所对应的可转债发行公司的特征各有解释，分别为：

资产替代假说认为：（1）小型的、实物资产有限而成长机会较多的年轻型企业，财务杠杆较高的，很可能陷入财务困境的企业，将更有可能以可转债代替债券进行融资。（2）与股票发行企业相比，可转债发行企业的盈利能力较差，且波动性更高。

评估风险假说认为：（1）有大量新资产或实物资产较少的企业，拥有明显投资期权特征的企业，以及小型的、年轻型的企业更可能发行可转债，而非企业债券。（2）与股票发行企业相比，可转债发行企业具有更低的财务杠杆水平，而现金流的波动性却更高。

后门融资假说认为：（1）以可转债融资的多为年轻的且规模较小的企业，其研发费支出、无形资产占总资产比例较高，发展前景较好。（2）与股票发行企业相比，可转债发行企业的财务困境成本更高。（3）为了降低其违约风险，可转债发行企业会增强其盈利能力。

阶段性融资假说认为：（1）大型企业同样可能发行可转债，特别是专业性强、股权分散的大型企业比股权集中的小型企业更偏好发行可转债。（2）发行企业在可转债的存续期间内将不会有别的融资行为。

（二）国内研究现状

可转换债券对中国证券市场而言是一种新型的衍生金融工具，由于它同时具有股权、债权和期权性质，使得对它的研究要比传统金融工具(如股票、债券)复杂得多。目前，国内学者对可转换债券的研究有限，归纳起来主要有以下成果：

杨如彦等(2002)对可转债的性质、定价方法、风险收益特征以及转债在投资组合中的功能和作用进行了探讨,从资本结构优化角度分析了公司融资方式的选择。

王一平等(2005)[8]从准入门槛、条款设计以及发行转债后上市公司的行为选择等几个方面对我国上市公司的转债发行动机进行了考察，他们的研究表明上市公司之所以通过可转债融资，其很重要的一个原因在于通过配股和增发进行融资存在诸多限制,而发行转债可以克服这些限制从而实现大规模融资的目的；公司在转债条款设计上和发行转债后的行为选择上表现出了明显的股权融资倾向；转债实际上只是被上市公司当作一种延迟的股权融资方式。

何佳、夏晖(2005)[9]对stein（1992)的模型进行了扩展，从控股股东角度出发，考察在有控制权利益的情形下，企业对包括股票、普通债券以及可转换债券在内的不同融资工具的选择。他们认为，控制权利益的存在使得好企业有内在动力发行可转换债券,stein所构建的融资的有效分离均衡模型(the efficient separating equilibrium)不是唯一的。企业发行可转换债券已不仅仅是间接股票融资的目的，更主要的是市场上各类企业的控股股东和外部投资者相互博弈的结果。控股股东追求控制权利益的行为会给市场带来更多的不确定因素，增加了企业融资的成本，加剧了市场波动和投机行为,对此有必要加以控制。在有控制权利益的情形下，当融资额较大，控股股东的持股比例较小时，企业更偏好于发行可转债。

转贴于 http://

徐子尧、牟德富（2010）对我国上市公司2002-2008年发行的可转债的主要条款,如转股价格、赎回条款、回售条款、特别向http://下修正条款等进行分析,发现绝大多数可转债契约设计多偏向于股性,也就是说大多数公司发行可转债是希望投资者能将其转换为公司股权，而不是到期赎回,可转债实际上只是被上市公司当作一种延迟的股权融资方式。

综上所述，国外的四大假说对可转债发行企业的特征看法不一，但是综合一下可以看出，前三大假说都认为可转债发行企业与股权融资企业相比更年轻、规模更小，且财务困境高，现金流波动较大。但是，国内的研究大多将研究重点放在可转债的发行动机、公告效应、定价机制及条款设置上，对于可转债发行企业的特征却没有进行过系统的总结。由于，我国上市公司具有明显的股权融资偏好，因此，可转债是递延的股权融资工具更符合我国的国情。所以，本文将在中国特有的制度背景下，联系后门融资假说的经济含义，通过对比可转债发行企业与股权发行企业，系统的总结一下可转债发行企业的公司特征。

三、研究设计

（一）样本选择及数据来源

本文以我国上市公司为研究对象，选取在2004年至2008年以可转债、增发、配股进行融资的沪深两市的上市公司为研究样本。在剔除了金融行业和数据缺失的样本后,共获得403个观测值，其中实施股权融资的样本365个(增发319个、配股46个)，实施可转债融资的样本38个。本研究使用的数据来源于ccer数据库。

（二）研究方法

本文采用逻辑斯蒂(logisti)回归方法，通过与采用增发、配股方式融资的公司相比较，研究可转债融资公司的特征。

1、多变量分析。在控制其他变量的情况下，进一步检验可转债的公司特征。本文使用的软件为spss16.0。

（三）变量定义

衡量企业年龄 ―

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

各解释变量的描述性统计结果见表2。

由表2可见，可转债发行公司的总资产中位数为22.163亿元，而股权融资公司的总资产的中位数为21.66亿元，前者大于后者，说明可转债发行公司的规模更大。而后门融资假说的认为，与股权融资企业相比，可转债发行企业规模更小。即统计结果与预测正相反。

可转债样本的clev与lev的中位数分别为0.982和0.526，小于股权融资样本的中位数1.132和0.580，说明前者的违约风险要小于后者。

在总资产增长率与主营业务增长率指标上，可转债发行公司的agr中位数是0.227，大于股权融资样本的agr中位数0.190，说明前者的总资产增长速度要高于后者。而前者的营业收入增长率为0.227，小于后者的0.298，即可转债发行公司的营业收入的增速要小于股权融资公司。转贴于 http://

在资本支出水平上，可转债发行公司与股权融资公司cpa的中位数分别为与0.579和0.445，即前者大于后者。无形资产占用水平上，可转债发行http://公司ita的中位数为0.010，小于股权融资公司0.016。这两个指标的结果都很好的验证了后门融资假说的预测。

为减少违约风险，可转债发行企业比股权融资企业应具有更高的获利能力。表2的数据表明，可转债公司的roe与croa的中位数大于股权融资公司。

后门融资假说认为，相对股权融资而言，可转债发行前股市相对看淡。因为，股市低迷时期，以股权融资所筹集到的资金较少。若以可转债融资，可以在股价上涨到转股价格后选择转股，此时筹集的资金要大大的多于以股权筹资。表2表明，可转债发行公司的crsm的中位数为0.009，小于股权融资公司的0.040，与预测结果相符。

发行规模qtb衡量逆向选择成本的高低，证券发行量与逆向选择成本呈正相关关系。表2数据表明，可转债发行公司qtb的中位数1.433小于股权融资公司的1.777，与后门融资假说的预测相反。我国有明显的股权融资偏好，可转债普遍被认为是递延的股权融资，而且可转债面临着转股等一系列问题，所以对于我国发行可转债的公司而言，可转债是在股市低迷的情况下不得已而为之的做法，其发行规模往往较小。

gross和hart（1980）提出控制权收益概念。他们认为控股股东的收益包括两部分，即现金流价值和控制权价值，前者按照控股股东所持股份分配，后者则为控股股东专有。由于控制权收益的存在，控股股东有通过融资结构安排以确保对企业控制权及相应的控制权收益的动机。因此，若控股股东所占股份较低时，将倾向于债券融资，反之亦然。由此可以推测，控股股东持股比例与发行可转债成负相关关系。从表2数据可以看出，可转债发行企业第一大持股比例（fs）大于股权融资样本公司，两者的中位数分别为0.516和0.371，第二至第五大股东持股比例（sfs）却显著小于股权融资样本公司，结果正好与预测相反。

（二）多变量logit回归分析

为了控制其他变量的影响，我们以是否采用可转债融资为因变量，以各解释变量为自变量进行了逻辑回归。为了避免共线性，在回归时，本文将可能存在共线性的变量置于不同的模型中。回归结果见表3。

表3数据表明，lnasset与后门融资假说的预测显著相反。这与表2的描述性统计结果正好一致。说明可转债融资公司的规模较股权融资公司的规模更大。对这一结果的合理解释是：我国上市公司都有严重的融资饥渴症，但是融资渠道狭窄，而大公司实力强，具有融资的绝对优势，因此，可转债发行公司的规模较大也就不足为奇。

clev的回归结果与后门融资假说的预测相反，而lev的回归结果则与后门融资假说预测一致，但是两者的回归结果都不显著。由此我们可以推断，可转债融资公司的违约风险高于股权融资企业。

agr和morg的符号与后门融资假说的预测一致，但是结果并不显著。即可转债发行企业的成长机会与股权融资公司的成长机会差异并不显著。

cpa的回归结果显著支持后门融资假说，与描述性统计结果一致，即可转债融资企业的资本支出较股权融资企业更多。但是ita的结果却与预测结果相反，即无形资产占总资产的比例较大。我认为这与前面已经验证的资产规模的结果相对应。可转债发行公司都是规模较大的上市公司，公司发展较为成熟，无形资产占总资产比例较大也就是正常现象。

虽然roe和croa的回归结果并不显著，但是却基本与描述性统计结果相一致。即我们认为，为降低违约风险，可转债发行公司要具有良好的盈利能力。

由crsm的回归结果可以看出，可转债发行公告前，股市相对看淡。因而，上市公司都倾向于选择以可转债为融资工具。

qtb的实证结果与后门融资假说显著相反，这主要是由可转债的债性导致的。因为可转债毕竟是一种债券，它具有一定的债性，存在一定的违约风险，而且其转股的限制条款较多，能否顺利转股还要取决于一定的市场环境，因此其发行规模小于股权融资的规模是可以理解的。

fs的回归结果说明第一大持股比例越高，越倾向于发行可转债，而sfs的回归结果则正好相反。正如何佳、夏晖（2005）所言，企业发行可转债是市场上各类企业的控股股东和外部投资者相互博弈的结果，在有控制权利益的情形下，好企业的控股股东为最大化自身利益有发行可转债（或股票）的内在动力，尤转贴于 http://

其在融资额较大时更是如此。

上市公司年限age的实证结果说明，选择可转债融资的企业较年轻，这与后门融资假说的理论相一致。

五、结论

国企转正总结篇（8）

关键词：债转股AMC五级分类法

一、何谓债转股：

1999年4月，中国第一家专业化经营商业银行不良资产的公司--中国信达资产管理公司宣成立，注册资本100亿元人民币，这标志着包括债转股在内的银企重组工作的启动。

所谓"债转股"，是债务重组的一种方式，顾名思义是银行将对企业的债权转换为股权。在我国，债转股具体指的是在国有商业银行组建金融资产管理公司，依法处置银行的不良资产，对部分企业的银行贷款，以金融资产管理公司作为投资主体实行债权转股权。债转股前后银行、企业、资产管理公司关系对照图：

可见，国有银行与国有企业之间原本是债权、债务关系，但当债务人陷入暂时的财务困难，而此时会因债权人的立即求偿要求而滑向永久的财务困难时，债权人面临债权遭受损失的现实风险而被迫采取了妥协行动，做出利益饶让，希望以短期的利益损失来换取长期的有可能弥补短期损失的潜在收益。债权人被迫将短期借贷行为转化为长期投资行为，将现实的短期信贷风险转化为潜在的长期投资风险。债务人则获得了即时的债务重组收益，短期内减轻了负债；但从长期来看，企业被控股，那么债权人关心的是其投资是否会得到相应的回报。于是，债权人常常会要求企业改变其内部治理结构，以求经营盈利并最终收回投资退出企业。尽管企业对股权投资不需要还本付息，但实际上最后所要求的回报率比债转股之前的回报率更高，这就极大地增加了企业的内外压力并分流了企业原有股东的未来潜在收益，因此，债转股中原债务人实质是要付出代价的。当然，若企业最终脱困，这种代价也是值得付出的。那么，哪些企业能被列为债转股企业呢？

二、实施债转股的条件：

首先，我们应明确不是所有的企业不良债权都可以转化为股权。实施债转股企业有五个基本条件：一是产品适销对路，质量符合要求，有市场竞争力；二是工艺装备为国内外先进水平，生产符合环保要求；三是企业管理水平较高，债权债务清楚，财务行为规范；四是企业领导班子强，董事长、总经理善于经营管理；五是转换经营机制的方案符合现代企业制度要求，各项改革措施有力，减员增效，下岗分流的任务落实并得到地方政府确认。债转股不是将企业的债务转变为国家资本金，五个条件中，第五个条件是要害，说明债转股的目的之一仍是促进企业转换经营机制，建立现代企业制度。

三、目前债转股的运行情况：

在了解了债转股的含义与条件之后，让我们来关注一下债转股的实际运行情况：

中国从1999年展开债转股工作。当年4月，国内第一家经营商业银行剥离的信贷资产的公司--中国信达资产管理公司宣告成立。随后又相继设立了中国东方、长城、华融等三家资产管理公司。其相关资料如下：

以上四家国有商业银行总共承担了超过1亿元的银行信贷资产。1年多来，这些资产管理公司综合运用出售、置换、资产重组、债转股、证券化等方式，对贷款及其抵押品进行处置，取得了很大进展，对于防范金融风险，改善信贷资产质量，推动国企改革起到了重要的推动作用。

到去年底，国家有关部门共向资产管理公司推荐债转股企业六百零一户，建议转股额达四千五百九十六亿元。目前各方同意实施债转股的企业有五百六十九户，占推荐企业的百分之九十四点七。还需进一步协商的有十一户，占百分之一点八。目前有关方面正在积极协商，力争把十一户企业的债转股方案尽早敲定。即时，实施债转股的企业将达到580户。

在已实施债转股的企业中，大型国有企业占了很大比重。以唐钢为例，今年10月25日，唐钢股份的母公司唐山钢铁集团有限责任公司与中国华融、中国信达、中国东方等三家资产管理公司达成债转股协议，唐钢债转股总额达35.3亿多元。唐钢债转股的数额是目前河北省最大的一笔。通过债转股，唐钢的资产负债率可下降25个百分点，每年节省利息支出1.13亿元，企业负担大大减轻，为企业加快改革和发展奠定了坚实基础。"十五"期间，唐钢将利用债转股创造的条件，发展科技含量高，经济效益好的精品。到"十五"末，唐钢预计可实现销售收入109元，利润总额15亿元。再以重钢为例，今年，重钢与中国华融、中国东方、中国信达、中国长城四家资产管理公司签订了债转股协议。四家中，华融承接了32亿，占所有金额的89.86%。卸下36.258亿的包袱后，重钢亏损额比由81.7%降至51%。重钢是重庆市职工人数最多的特大型国企，曾有过辉煌的过去，但由于多种原因，近年来重钢的亏损额越来越大。今年兼并特钢后，债务更重。据统计，1999年亏损5.9亿，占当年重庆市国企亏损总额的45%。可见，减少重钢的亏损对于扭转整个重庆市国企亏损局面有重要作用。

四、企业、商业银行如何面对债转股：

（一）、债转股成功的关键在企业。

国有企业债务负担重是个老问题。据国家统计局1998年的数字显示，国有大中型工业企业中负债率高于80%的占40.5%。当前我国国有企业困难的原因较复杂，高负债率只是其中之一，最为根本的原因还是缺乏有效规范的公司治理制度：企业困难的根本原因不是高负债而是存在大量非运营资产，企业困难的根本原因不是过高的负债率而是太低的资产收益率。单纯的企业财务失败往往并不首先采用"债转股"，运用其它方法如债务期限结构调整、债务工具与品种结构调整等方法来调解更为合适。"债转股"仅是企业的治标之举，是一种延缓矛盾和风险爆发时的应急措施，"债转股"能否盘活，能否达到预期目的，关键在于企业债转股后能否抓住契机建立规范的公司治理制度，彻底转变经营管理机制，改革技术创新制度。这才是国有企业真正走出困境的唯一出路。可见，债转股只能在减轻企业债务负担方面发挥一定作用，对于国企存在的

纷繁复杂的各类问题，如内在机制问题，设备陈旧问题，产权结构不合理问题及外来竞争加剧问题等等，其作用是受到限制的。

我们的债转股企业该如何把握好这个机遇呢？

首先，债转股后企业经营结构应调整。前面提及企业困难的根本原因是太低的资产收益率，这是由该企业的经营能力决定的。经济学上有这样一个原理：在前提相同的情况下，企业经营业绩是不变的，不因经营资本来源不同而不同，也就是说，企业以自有资本经营还是负债经营，其资金成本与经营能力是相同的。那么企业经营业绩的好坏与债务负担高低就应是无关的。这就类似于一个人要买房，他可以用多年的积蓄，也可以贷款买房。如果他选择后者，就会有相应的债务负担，他也因此更努力地工作以取得报酬偿还贷款。难道我们能说因为有了债务负担而降低了此人工作以获取收入的能力吗？不。企业也是如此，他必须在调整财务结构的同时调整经营结构：该关闭的关闭，该停产的停产，该合并的合并，该剥离出售的剥离出售，让企业自主地选择那些合适的项目，提高流动资产的经营能力。

其次，债转股后企业治理结构应调整。债权往往将治理结构的调整作为债务重组的先决条件之一，通常是原经营管理人员的去职及重要债权人对企业的直接监控甚至接管，待财务结构、经营结构及必要的产权结构调整完成之后形成新的治理机构。我国通过"债转股"政策实行债务重组，原来的债权人将消失，取而代之的是资产管理公司这样一个新股东，其如何介入企业的治理结构调整目前还不得而知。但至少有一点可以肯定，即企业治理结构若不能得到有效改善，很可能为以后企业新的债务危机埋下伏笔。

最后，债转股后企业产权结构也应作相应调整。要进行企业治理结构的调整，还必须先对企业的产权结构做出调整。债转股政策导致了产权结构的变化。资产管理公司的股东身份只是暂时性、过渡性的，必须引入新的接替股东才有意义，这就取决于资产管理公司对所拥有的股份作如何的处理。若引入新的约束力更强的股东，改变国有股一股独占的局面，以改变国企经营管理机制，国企才能真正走上良性循环的轨道。

（二）、债转股使商业银行利弊均沾。

我国即将加入WTO，这就意味着我国银行将全面融入世界贸易体系，银行业直接参与国际竞争即将成为现实。然而，我国商业银行近况如何呢？随着以市场化为导向的经济改革不断深化，银行的资产风险日益得到覆盖，存在大量的不良资产，据不完全统计，全国金融机构不良贷款高达20000亿元，占金融机构总资产的20%左右。现在，实行债转股，把一部分不良资产剥离出去，这部分不良资产即被冲销，银行的不良资产比例下降，金融风险也得到有效防范和化解。另一方面，银行剥离一部分不良资产，也将会调整部分利益。银行会损失部分利息收入。将不良资产剥离给金融资产管理公司经营，虽然能获得部分股息或分红，但这部分收入势必低于原先的利息收入，况且，金融资产管理公司也存在经营好坏问题。经营得好，银行还可以从中获得股息或分红；经营不善，则有可能造成资产流失。可见，债转股虽减轻了银行的负担，但仍会给银行带来信用危机和道德风险。但无论如何，虽然银行利弊均沾，但利大于弊，应该抓住此机遇。面对债转股，银行有许多的基础工作要做。一是关于资产清分工作。目前，银行资产实行"五级分类法"，即将银行资产分为正常、关注、次级、可疑、损失五大类。对此，银行需做好资产清分工作，整理、保留信贷数据，为日后提供完整的资产信息。二是关于信贷资产盘活工作，银行剥离一部分资产，丢掉了部分包袱，但并不因此一丢百了，仍要抓好信贷资产存量的盘活工作,保全信贷资产。三是关于银行的资产负债管理问题。关于资产负债表的变动。资产方，贷款资产减少，债券资产增加；负债方，中央银行再贷款减少。结果，资本充足率和流动性都得以提高。调整总分行资金关系。转股的大部分是分行的债权，冲销再贷款和增加债券主要在总行进行，这就涉及到总行如何支持分行以实现分行的资产负债表平衡。四是在存在多家债权人转股问题时，先通过债权额的大小确定债转股牵头行，由牵头行组建债权人委员会。该委员会参与企业重大决策，推行企业股份制改造。

五、债转股应注意的问题：

（一）、从大的环境讲，国家应进一步完善相关法律。我国要进行经济体制的改革，实行规范化操作，法律的制定与完善是必不可少的。美国于1989年通过了《金融结构改革、复兴和实施法案》，其债务重组信托公司应运而生；日本政府为实施金融不良资产重组，修改了存款保险法。我们期待着一部规范债转股操作的法律的诞生。

国企转正总结篇（9）

SMEIF记者在会上采访了为中国品牌市场做出过重要贡献的全国人大外事委员会副主任、中国中小企业国际合作协会会长郑斯林。开了一上午的会，并做了讲话的郑斯林仍然精神百倍，他说：看到外资品牌引入中国，给中国人带来优秀的产品他高兴，看到国内自主品牌能够登上舞台与外资品牌一较高下他更高兴！

自主品牌渐成中流砥柱

SMEIF：您如何看待中国正处于经济和社会转型的机遇期这个问题？

郑斯林 ：国内企必须加快品牌发展，重新塑造比较优势；另一方面，由经济社会转型所带来的需求结构转型和市场结构调整，企业应考虑如何更好地适应转型中的消费市场，更好地抓住中国发展和转型带来的机遇。全球正处于博弈格局调整的变局期。中国的转型既是经济发展方式的转型，同时也蕴含着消费方式和结构的转变，中国经济快速增长以及社会转型带来中国居民消费结构开始转型，而居民消费结构的转型带来更多的新机会，无论国际品牌还是众多优秀的本土品牌都需要思考消费结构调整下如何进行品牌营销创新。当然我们也需要努力加快进行产业结构调整，在调整过程当中注意提高效益，提高企业附加值，这样机遇与挑战带来的结果就是双赢。

SMEIF：您如何看待中国企业与外资品牌在中国共同发展的这几年？

郑斯林：我们经济经过了三十多年的快速发展了，总量跃居世界第二位，这个过程就是涌现重要自主品牌的过程，有目共睹。它们现在已成为中国制造的中流砥柱，为提升我们国家形象和影响力作出的贡献那是无法用经济指标来衡量的，我记得上个月的财富500强名单中，79家中国企业！中国是上榜企业数最多的国家呀。

SMEIF：这些年我国的企业品牌已经取得了不少的成绩，那么还有哪些您觉得不够的地方呢？

郑斯林：我们经济总体质量还不高，产品附加值也比较低，企业在产业链中位置不是特别占优势，问题始终都有。经济危机为我国的经济发展带来了挑战，也就发现了问题所在，经济下行压力也大，企业开拓市场的难度又高，企业面临的融资难你们都熟得不能再熟了吧？再有，招工难，产品附加值低。

从发展角度看，提升经济发展质量，提升企业经济效益，品牌建设都是重要基础。还有另外一点，由总量体向单体来发展，我们现在按产品产量来看，许多种的产品产量已经居世界首位，因为我们人口多，地域广大。但是我们作为企业的单体在这个行业里面还不能占据举足轻重的位置，我们还是靠大而散这种方式，这样就由总量体向单体发展。所谓科学发展观，就是要进行产业结构调整，调整过程当中注意提高效益，提高附加值。

现在国民经济面临的困难对企业也是挑战，更是机遇，我们应该抓住机遇，加速产业结构调整，在结构调整中实现向品牌发展的飞跃。

营造品牌成长土壤

SMEIF：今后我国企业自有品牌如何加快发展？

郑斯林：今年5月28日，总书记在主持中央政治局集体学习时，特别强调了品牌创建能力对于工业转型升级的重要意义，这就为我们的品牌建设指明了方向。一方面坚持企业为主体，引导企业增强品牌意识，实施品牌战略，掌握系统的品牌方法，指导企业关注品牌成长的过程。管理好从设计、开发、生产制造到销售服务各个环节中影响品牌的因素，通过高质量的品牌培育过程增强企业品牌培育的能力。另一个方面是为品牌的培育创造良好的条件，通过技术改造提升企业技术创新和品种的开发能力，为企业增强自主知识产权，提高品牌核心竞争力奠定了重要的基础。

国企转正总结篇（10）

高新技术目前世界上还没有统一的标准。我国认为建立在科学基础上，运用先进科技带动生产力发展，促使社会文明、提高国家实力的都为新技术。高新产业的特点是投入高，风险大，回报期长，同时回报率也非常高，所以各国都在改造嫁接传统的产业，发展高新技术企业，争取最高利润。国家为了鼓励高新技术企业的积极发展和创造，颁布了一系列税收方面的惠民政策，需要我们正确把握和有效利用。

1 高新技术企业的涉税风险

涉税风险分为两种，一种是企业自己多缴或早缴税收风险。另一种是收税部门处罚企业少缴和晚缴税收的风险。高新企业涉税风险的主要原因是对国家的税收优惠政策使用不当，从而产生风险。

1.1 没有规范处理好收入、成本和费用，有涉税风险 高新企业的会计没有建立单独的“研发支出”账户，研发费用不是单独核算的，而是通过下设的二级科目进行核算的，最后导致无法准确区分资本化费用和支出金额。按《扣除管理办法》规定第十条规定，如不设立专账管理费用，费用归集不准确，将无法享受研发费用加计扣除的所得税优惠，存在一定涉税风险。高新产品的收入没有单独核算，与其他收入混为一体，无法对高新技术资格进行认定和复审，有涉税风险。需要按项目把研发费用归集，如果归集不准确，很可能会增加高新技术的创新研发费用，导致税前扣除基础增加，涉税风险增加。还需要及时资本化研发支出，否则会造成营业成本增加，利润减少，出现少缴税风险。

1.2 复审中太追求认定条件，有涉税风险 高新企业的认定有一定的条件，主要包括：一是科研人员的身份确认不明确。科技人员大专以上学历的要占总人数的百分之三十以上，研发人员占总人数的百分之十以上，但是很多企业在外地有分机构，由于地域因素，很容易忽视管理，出现学历不明和薪资不确定等问题会影响企业的复审认定，有涉税的风险。二是企业研发比例不达标，《高新认定指引》必须要求企业近三年度的研发总费用占销售总收入的比例符合相关要求，为此很多企业就对费用乱归集造成涉税风险。三是高新技术下生产的产品销售收入不真实，认定时要求高新产品的收入要占年总收入的百分之六十以上，为了达到这个条件，部分企业会虚报销售收入，夸大自己的规模，有涉税风险。

1.3 高新技术企业没有重视所得税的优惠备案，涉税风险较大 企业被认定为高新技术企业后，在还没有享受有关企业所得税的所有优惠政策前，一定要对企业所得税优惠进行政策备案，并详细填写有关研发费用明细。假如企业忽视备案的重要性，将会无法享受企业所得税有关的所有优惠政策。

1.4 高新技术企业资格复审不通过，存在涉税风险 高新技术企业所获得的资格证书不是永久的，每三年都要进行一次复审，根据复审要求企业要提供相关的资料。要是资料不全或者不符合条件，就可能会取消高新技术企业的资格证书，还会发生补缴税费风险。

2 高新技术企业的节税筹划思路和建议

2.1 利用税前扣除项目进行纳税筹划 《企业所得税法》第八条规定，企业实际发生的与取得收入有关的、合理的支出，包括成本、费用、税金、损失和其他支出，准予在计算应纳税所得额时扣除。高新企业在规定范围内可以利用此条规定实行“就高不就低”的方法，增大扣除数额，使企业税后能有最大利润。

2.2 利用技术转让所得优惠进行纳税筹划 《企业所得税法》及其实施条例规定了技术转让时的税收优惠。实际上，这里的技术转让优惠是技术转让所得，即技术转让收入减去技术开发成本。国家税务总局《关于技术转让所得减免企业所得税有关问题的通知》（国税函[2009]212号，以下简称国税函[2009]212号）规定：符合条件的技术转让所得应按以下方法计算：技术转让所得=技术转让收入-技术转让成本-相关税费。高新产业使用技术转让税收优惠政策时要注意：①技术转让金要单独计算，转让费用需要合理分摊，否则不能享受技术转让相关税收的优惠政策。②准确把握技术的转让成本、转让收入和相关税费的指标内容。③巧用税率的临界点，科学递延相关技术转让金。高新企业在技术转让前可先对转让所得进行估算，主要考虑转让成本、收入和相关税费。

2.3 利用加速折旧优惠进行纳税筹划 合理利用税收政策，税收可以达到递延，得到资金的时间价值，主要方式是选择折旧政策。国家税务总局《财政部、国家税务总局关于完善固定资产加速折旧企业所得税政策的通知》（财税【2014】75文）第二条规定：对所有行业企业2014年1月1日后新购进的专门用于研发的仪器、设备，单位价值不超过100万元的，允许一次性计入当期成本费用在计算应纳税所得额时扣除，不再分年度计算折旧；单位价值超过100万元的，可缩短折旧年限或采取加速折旧的方法。高新产业的固定资产大多都是技术更新较快的，正好符合折旧政策。折旧政策的筹划规律是：在减税或者免税期，为了减少折旧应用平均年限或者是正常折旧法；正常纳税期，为了增加折旧尽量加速折旧或者是缩短折旧期，使税收递延。

2.4 利用研发费用关联节税进行纳税筹划 关联企业用节税的主要方式是使用研发费，有两种形式：一是委托开发。就是相关联的企业间相互委托进行技术研发，这样可以增加扣除优惠，享受免税等优惠政策。二是合作开发。关联企业可以联合开发某项技术，共同支付成本和享受效益，或者是利润转移。

2.5 利用政策导向进行纳税筹划 主要有两方面：一是努力成为国家扶持的重点高新技术企业。二是去投资还没有上市的中小型高新技术企业。三是充分利用国家财政税收优惠政策，能用尽用。但需要注意的是节税筹划只是纳税人的理财手段而已，如果没有正确把握就会存在偷税漏税现象，所以一定要遵循科学的筹划原则，才能提高企业的经济效益和实力，实现利润最大化。

3 结语

总的来说，只有正确把握政府的税收优惠政策，规范管理，才能降低高新技术企业的涉税风险，筹划出最大最优的节税思路，为企业的发展创造优良的环境，争取企业在规定范围内获得最大的利润，带动国民经济的发展。

参考文献：

[1]财税【2014】75文.

[2]财税【2015】119文.

国企转正总结篇（11）

中图分类号：F562．1 文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2008)03-0030-06

一、引 言

最早运用计量经济模型对规制效果进行研究的是Stigler & Friedland[1]，他们利用美国47个州1912―1937年的数据，通过对电力产业规制下的价格水平、价格歧视的程度、收益率等变量进行规制效果的实证检验，发现政府规制没有实现公共利益理论所预期的较低的电力价格。自此以后，众多学者逐步加强对垄断行业规制效果的实证分析，而作为国民经济基础的民航产业必然成为研究的重点对象。Pablo T．Spiller[2]从实证的角度分析了民航规制对企业和市场的不同效果，采用客座率作为检验指标，描述了基于需求特征的不同市场结构下的规制具有不同的效果，同时，还运用了货币资产价格模型检验价格规制对民航企业股票价格的影响效果；William N．Evans & Ioannis Kessides[3]对放松规制之后的民航产业进行了分析，该文章在肯定以前学者对民航产业规制效果研究（放松规制能够提高客座率和航班数量，增加票价折扣，提高服务质量和安全水平）的基础上，继续深层次地讨论了规制对市场结构―行为―绩效的影响效果。随着我国垄断产业改革的深入，国内学者开始关注规制效果这一层次的研究，张会恒[4]通过对英国规制效果的实践过程的学习和研究，认为规制效果是检验规制政策的很好的标准，中国应该及早引入这种规制效果的评价制度；唐要家[5]和肖兴志[6]分别对电力产业规制效果进行了经验分析和实证研究，推动了我国垄断产业规制效果研究的进程，为民航产业规制效果的实证研究提供了参考。我国关于民航产业规制效果的研究相对较少，马唯星[7]通过实证分析指出，规制导致了中国民航产业的产业结构和绩效的不一致性；孙泽生和顾卫平[8]则通过对中国民航价格规制和市场准入规制的分析指出，虽然民航总局对在位企业进行保护，但是企业仍然亏损，规制在增加企业利润方面并没有起到很好的效果。

本文将在以上学者研究的基础上，运用计量模型在总量、服务质量和利润三个方面对中国民航产业规制的效果进行实证分析，同时将规制变量视作一个动态指标，运用时间序列分析不同时期的规制所产生的不同效果。

二、 变量、数据以及指标说明

（一）变量设定

总量检验中，民航运输总周转量是由民航运输距离和实际运送旅客（货物）数量的乘积累计而成，能够从不同的侧面反映民航产业的综合水平，张永莉和程志超[9]在分析民航业科技技术进步率时经过可行性分析指出，对产出指标使用运输周转量和可用周转量，影响的只是生产力弹性系数，并不影响资金投入和劳动投入的结构参数。用主营业务收入作产出指标，因为行业内业务收入的重复计算，人为地放大了产出效果，测算结果不可靠，因此，本文采用运输总周转量作为总量检验指标。人均GDP越高，代表人们的收入水平越高，从而乘坐飞机的旅客增多，运输周转量增加；本文中旅游收入为国内外游客给中国带来的旅游总收入，其中包括因旅游而花费在民航方面的收入，预期旅游收入和民航旅游收入呈正向关系，民航收入的提高源于民航的乘客和货物运输增加，因而导致民航运输总周转量的增加。

服务质量检验中，航班正常率普遍被作为考核航空公司服务质量的检验标准，同时也和旅客的切身利益相关，因此本文选用其作为此项的检验指标。本文中企业个数为民航运输中民航总局直属的企业数量，并不包括地方航空公司，此阶段由于地方航空公司数量少并且占有的市场份额比较小，所以，用民航总局直属的航空公司个数代表民航业中航空公司的数量。预期市场上民航企业数量越多，各个企业之间竞争相对激烈，因此，服务质量越会得到提高；随着我国经济的发展，民航相关的大专院校逐步增多，所以为民航部门提供了更多的优秀人才，为民航提高服务质量奠定了人才基础；规制的目标之一在于提高服务质量，因此好的规制质量一定能够带来高的服务质量。

利润检验中，本文利用民航收益率作为利润检验指标，其中，名义收益率是直接用运输总收入除以相应年份的总运输周转量得出的指标，真实收益率则是名义收益率除以相应年份的消费价格指数后的值，并且剔除了通货膨胀因素的影响。民航收益率指标实际上表示的企业每单位产出带来的收入，也是市场上的消费者为其使用的每单位产品实际付出的代价。名义市场票价即名义企业收益率除以市场平均载运率得到的结果，表示不计算飞机上空余运力的情况下，企业的单位生产能力的实际获利能力，该指标可以近似地看成消费者在市场上面对的价格。真实票价是用剔除通货膨胀因素后的真实收益率计算得到的，预期票价水平与收益率正相关；同时燃油消耗率的减少会减少企业成本 ，所以预期其与收益率成反向关系；传统的产业组织理论认为，企业收益率的增加源于企业的控制力增强，所以预期民航企业的市场集中度水平与收益率正相关；劳动生产率水平是一个行业技术状况的主要体现，本文采用民航总运力与职工人数的比例来表示这一指标，并且预期其与收益率正相关。

（二）数据说明

1987年为中国民航产业政企分开的开始年度，因此，本文采用数据时间跨度为1987―2006年。部分检验由于现实原因，时间跨度有所缩小。在所有的检验变量中，民航旅客总周转量、货物总周转量、平均载运率和平均运距数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》，民航运输总周转量经由作者根据旅客周转量和货物周转量的加总而得；民航职工从业人数、民航业总收入和燃油消耗率数据来源于《中国行业发展报告―交通运输业》，作者通过计算总运输周转量与职工人数之比来表示民航业劳动生产率，民航业总收入除以相应年份的运输周转量得到中国民航产业的收益率；人均GDP和旅游收入数据来源于《中国统计年鉴》；其余指标数据来源于《中国经济年鉴》，并且作者通过计算国航、南航、东航和西南航空的周转量占民航产业周转量的比重作为产业市场集中度的近似值，即CR4。

（三）规制指标说明

本文把规制变量设定为0―3的参数，根据中国民航规制改革的具体过程对规制变量设定3个不同的维度，分别为：规制主体和客体的成熟，规制内容的规范以及规制法律法规的完善。

自1987年我国民航产业政企分开以来，规制主体和客体规制改革过程如下:1987年，我国政府对民航业进行以航空公司与机场分设为特征的体制改革，主要内容是将原民航北京、上海、广州、西安、成都、沈阳6个地区管理局的航空运输和通用航空相关业务、资产和人员分离出来，组建了6个国家骨干航空公司， 实行自主经营、自负盈亏、平等竞争。1993年4月19日，中国民用航空局改称中国民用航空总局，属国务院直属机构。12月20日，中国民用航空总局的机构规格由副部级调整为正部级。2002年3月，中国政府决定对中国民航业再次进行重组。主要内容有：航空公司与服务保障企业的联合重组民航总局直属航空公司及服务保障企业，合并后于2002年10月11日正式挂牌成立，组成为六大集团公司，分别是：中国航空集团公司、东方航空集团公司、南方航空集团公司、中国民航信息集团公司、中国航空油料集团公司、中国航空器材进出口集团公司。成立后的集团公司与民航总局脱钩，交由中央管理。民航政府监管机构改革民航总局下属7个地区管理局和26个省级安全监督管理办公室，对民航事务实施监管。机场实行属地管理按照政企分开、属地管理的原则，对90个机场进行了属地化管理改革，民航总局直接管理的机场下放所在省（区、市）管理，相关资产、负债和人员一并划转；民航总局与地方政府联合管理的民用机场和军民合用机场，属民航总局管理的资产、负债及相关人员一并划转所在省（区、市）管理。首都机场、自治区区内的民用机场继续由民航总局管理。2004年7月8日，随着甘肃机场移交地方，机场属地化管理改革全面完成，也标志着民航体制改革全面完成。因此，本文将规制主体的行政体制成熟过程指标进行如下设置：1987―1992年为0．3，1993―2001年为0．6，2002―2004年为0．9，2005年至今为1。

规制内容方面，主要包括了价格规制、市场准入规制等相关内容。市场准入的放松主要表现在航空分公司和地方航空公司的组建上，民航局于1990年2月公布将飞行大队、机务大队以及售票处划归航空公司的实施办法，组建为各个航空公司的分公司，这些分公司为骨干航空公司的分支机构，不具有企业法人资格，实行二级核算。同时，民航总局支持地方、部门兴办航空企业，以民航所属骨干航空公司为主力，帮助地方发展民航，先后成立了厦门航空有限公司、中国联合航空公司、上海航空公司、浙江航空公司、四川航空公司、武汉航空公司等企业，同时，还建立了深圳、黄岩、义乌等十几个机场。进入20世纪90年代以后，伴随国家整个价格管理体制改革进程的不断推进，国家逐渐开始放松对民航客运价格的政府规制。1997年9月，民航总局采取了一个大胆的步骤，放开运价，即“一种票价，多种折扣”的策略，结果，航空公司开始了票价大战，并且在1998年亏损29亿元人民币，作为资产所有者的民航总局迫于效益压力继续对价格进行规制。2003年《中国民航国内航空运输价格改革方案》的出台并于2004年开始实施，同年3月，民航总局与国家发改委联合颁布了《民航票价改革方案》。该《方案》给予了航空公司较大的折扣范围，航空公司票价可在基础票价46（每吨公里0．75元）的55%―125%之间浮动。同时对垄断订价行为实行限制。至此，这一价格规制政策的实施使中国民航进入有史以来最为宽松的票价政策时期。所以，在规制内容方面可以把规制变量进行如下设计：1987―1990年为0．3，1991―1997年为0．6，1998―2003年为0．9，2004年至今为1。

对于民航规制方面的法律法规来说，1987年，我国颁布了《民航管理体制改革的总体方案》，成为民航规制发展的里程碑；《中华人民共和国民用航空法》诞生于1995年，由该年的第八届全国人大常委会第十六次会议通过，并于1996年3月1日起正式施行，该法是适用于民航企业的航空器适航、人员管理、飞行安全、机场建设等的综合性法规。2007年8月30日反垄断法草案在十届全国人大常委会第二十九次会议通过，并将自2008年8月1日起施行。这一法律的出台，将会规范对我国民航产业的规制，进而取得全社会效益最大化。所以，本文将对民航规制的法律法规方面的规制变量做如下设计：1987―1995年为0．5，1996年至今为1。

综上所述，本文把规制主体和客体、规制内容和规制法律法规三个方面的规制变量加总，结果如下：1987―1990年为1．1，1991―1992年为1．4，1993―1995年为1．7，1996―1997年为2．2，1998―2001年为2．5，2002―2003年为2．8，2004―2005年为2．9，2006年至今为3。

三、模型建立和计量结果

为了分析中国民航产业的规制效果，本文借鉴了Pbalo T．Spiller[2]和John Cubbin & Jon Stern[10]分别关于航空业和电力产业规制效果的实证研究模型，并根据中国的具体国情对变量和数据进行了调整，依据本文检验标准得出以下时间序列模型。

（一）总量检验

其中，ZZL为民航运输总周转量（亿人公里＋亿吨公里），由旅客周转量和货物周转量的总和表示；PJYJ为平均运距（公里），由旅客运输平均运距和货物运输的平均运距的总和表示；RJGDP为人均GDP（元），用来代表人均收入水平；LYSR为旅游收入（亿美元）；GZ为规制变量。

总量检验中所使用的指标数据描述如表1所示。

总量检验模型中，模型的拟合优度为0．993，调整之后的拟合优度为0．991，D-W值为1．150，F统计量P值为0．000。从而充分说明，人均GDP、平均运距、旅游收入和规制四个变量能够很好地解释民航运输总周转量的变化，其中旅游收入和人均GDP两项均在1％的水平下显著，平均运距在10%的水平下显著，规制变量在0．6%的水平下显著，非常好地解释了总周转量的变化，但是规制变量的系数符号为负，与预期不符。

服务质量检验模型中，模型的拟合优度为0．912，调整之后的拟合优度为0．862，D-W值为2．468，F统计量P值为0．001。从而充分说明，民航企业个数、民航高校毕业生人数和规制三个变量能够很好地解释用航班正常率来表示的民航服务质量的变化，并且企业个数和规制变量均能通过1％的显著性水平检验，民航高校毕业生人数通过5%的显著性水平检验，但是，民航企业个数的符号与预期相反。这说明民航企业数量增多并没有使得整个行业的服务水平得到提高，相反，可能是随着规制机构对市场准入的放松，更多的小公司进入市场，但是由于它们并没有足够的资金和规模来提高技术水平，所以导致航班延误现象时有发生。同时，正如预期一样，大量的优秀民航高校毕业生涌入市场，给民航产业的服务质量带来了一定的改善。

利润检验模型中，模型的拟合优度为0．800，调整之后的拟合优度为0．729，D-W值为2．667，F统计量P值为0．032。其中规制变量能够通过显著性水平为1％的检验，票价、燃油生产率和劳动生产率的变量能通过显著性水平为10％的检验，但是集中度的显著性水平为14．28％，显著性水平偏高，且系数为负，所有变量的符号与预期一致,规制在控制垄断利润方面取得了很大的效果。但是在这个模型的实际值、拟合值和残差的图中显示，有两个时间点拟合的不是很好，大致为1992年和2001年。这可能是因为，1992年，尽管政府首次允许航空公司以基础票价为准上下浮动票价10%，放松了票价规制，但由于基础票价本来处于较低水平，中国民航产业收益率水平不升反降。到2001年，航空市场面临燃油成本上涨压力，政府出台航空公司征收燃油费和允许提价政策，航空公司降价竞争局面有所收敛，中国民航产业收益率出现短暂上升。另一方面，2002年，民航总局指导下的民航企业并购大潮更使得市场集中度急剧上升，这种集中度上升的趋势直到2005年市场进入政策再次松动，新企业进入市场之后，才开始扭转。

四、研究结论

本文通过总量检验、服务质量检验和利润检验三个方面对中国民航产业的规制效果进行了实证研究，研究结果表明，规制在服务质量发挥了很大的作用，良好的规制水平使得服务质量得到很大的提高，并且很好地控制了民航产业垄断利润的获得，但是，在总运输周转量代表的总量检验方面，规制产生了负效用，这违背了本文的预期假设。因此，今后我国民航产业规制改革要在保证良好的服务质量水平的前提下，继续控制好该行业的垄断利润,提高总量水平,具体措施如下：

（一）完善民航规制方式，提高民航产业总量水平

我国民航产业目前采用对垄断行为而非垄断结构进行管制的规制方式，主要是以限制航空公司价格的形式来实施规制政策，对机票价格限定浮动区间，在制定最低价格的同时，弱化了市场竞争；市场准入政策也是阻止竞争的一个门槛，规制机构通过禁入的方式，把一些竞争企业排除在产业之外，在没有竞争压力的情况下，航空公司就没有动机去改善和提高业务水平，运输总周转量增长并不显著。基于以上分析，总量规制力度越大，就有可能越会阻碍行业的发展，因此，规制机构放松对民航产业的相关规制强度，将有利于其总量增长。在放松规制的同时，要加强相关法律法规的建立健全，目前，我国关于民航产业的法律法规主要有《中华人民共和国民用航空法》、《中华人民共和国民用航空安全保护条例》以及《中国民用航空危险品运输管理规定》等，对航空公司的行为进行约束，加强和完善这一系列法律法规，减少相关部门的行政干预，利用法律手段来规制航空公司行为，民航产业的总量水平一定会得到提高。

（二）继续增强服务质量规制，维持和发展民航产业服务质量水平

现代社会飞速发展，快节奏的生活方式要求便捷的交通相匹配，因此，航班正常率成了人们衡量航空公司服务质量的一个重要标准。本文中把航班正常率作为民航产业服务质量的检验指标，经过验证，我国目前对民航产业的规制提高了该产业的服务质量。中国民航总局针对航班正常率等消费者关注的热点、难点问题，已经又开始了一系列的规制行动。在2007年8月召开的民航运输服务工作座谈会上新修改的《公共航空运输服务质量》和《公共航空运输服务质量评定》两个国家标准已于2007年9月1日起开始实施。会议上指出争取利用半年多的时间，使民航服务质量问题得到明显改善。同时强调，今后除继续在航线航班评审中将事故征候万时率、航班正常率等作为标准外，要加强对航空公司航班正常率和执行率的监管，对正常率、执行率低的航班，要取消其时刻乃至经营权。还要把航班正常率与扩大经营范围、设立分公司、购租飞机挂起钩来，通过相关规制，进一步提高航空公司的服务水平。

（三）合理推进对民航的规制，控制民航产业的垄断利润

从本文的分析可知，中国民航业的市场集中度与民航企业利润水平负相关，即该行业的市场结构并没有导致应有的市场行为，这与传统的SCP范式不一致，市场集中度的提高并没有提高市场价格（收益率），这种背离说明，中国民航产业市场上的政府规制作用仍然十分明显。一方面，中国民航产业的市场结构受到政府进入规制的较强影响；另一方面，市场票价水平受到政府票价政策的较强干预。这样一来，这两项规制政策的调节时间和调节方向就实际上左右着市场结构与市场票价之间的变化关系。可以看出，尽管我国民航市场进入管制放松导致了市场结构的变化，但是价格管制并没有与其并驾齐驱，因此出现了集中度与民航行业利润水平负相关的状况。因此，这就要求规制机构在进行规制的同时，要充分考虑市场准入和价格两个方面的影响来制定和执行具体的规制规则，以提升市场绩效。

本文在论述中国民航产业规制效果的过程中，将规制变量进行了具体的细分，并且在总量、服务质量和利润三个方面对其规制效果进行实证检验，同时在对民航企业利润检验时不仅考虑了票价等经济因素，还考虑了劳动生产率等技术因素对民航企业利润的影响，是对现有民航产业规制效果研究成果的继续推进和完善。但是，本文在进行实证研究的过程中，由于数据有限，可能会影响到本文的实证效果，同时，在设计服务质量检验变量的时候，由于事故征候万时率部分年份的数据不可获得，所以运用航班正常率作为检验指标，忽略了安全这一服务质量因素，是本文的不足之处。

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