實證研究范文10篇

貸款可得性的影響因素:研究假設

根據國內外相關文獻和我們多年來的研究，我們認為銀企合作關系存在性、合作關系長短、企業存活年限、企業注冊組織形式和相關財務指標(企業規模、財務杠桿、盈力能力)是影響企業貸款可得性的主要因素。據此本文提出如下假設:假設一:企業申請貸款之前存在的銀企相互合作關系可以提高銀行向企業發放貸款的可能性。放款銀行通過對前期合作過程中的監管，在放款之前搜集到更有價值的私有信息。銀企關系所產生的有價值信息提升了企業的信用程度，使得銀行放貸幾率增加。為了檢驗銀企關系對銀行放貸可能性的潛在影響，我們設企業申請貸款之前銀企之間金融服務存在性為啞變量，當存在銀企關系時，我們令該變量值為1，當不存銀企關系時，我們令該變量值為0。假設二:企業年齡變量是對銀行放貸機率的又一重要影響因素。早期的學者認為其與銀企關系的年限變量存在高度相關性(BergerandUdell，1995)，但企業年齡反映的是公開的信息(聲譽)而銀企關系年限更多體現私有信息(Diamond，1991)。年齡長久的企業經歷過更多的危機時期，并在此過程中建立起了聲譽。因此，年齡長久更多體現公開信息。我們假設企業存活限期與銀行放貸幾率也成正向變動關系。假設三:企業的組織形式對銀行放貸幾率的影響也是顯著的，具有合理治理結構的企業更容易獲得貸款，因此我們假設企業治理結構的合理性與銀行放貸機率成正向變動關系。本文將企業的風險差別變量以控制變量的形式引入到實證模型中。首先，引入虛擬變量標識企業的組織形式:個人獨資企業、普通合伙企業、有限責任公司、股份有限公司及中外合資(合作)企業。不同組織形式的企業的信息不對稱程度差別很大。本文將有限責任公司、股份有限公司及中外合資(合作)企業用1來標識(公司治理水平高);將個人獨資企業、集體企業、普通(有限)合伙企業用0來標識(公司治理水平相對較低)。其次，本文引入了傳統的財務指標來區分企業的風險:包括企業規模(資產總額、銷售總額、雇傭人數)、財務杠桿(資產負債率)、盈力能力(銷售利潤率)。

關系型貸款實證研究

2007年4－9月期間，我們與廣東省東莞市中小企業局組成課題組，通過問卷調查及實地走訪、召開座談會等形式，深入、客觀地調查了東莞市金融機構對中小企業貸款發放的影響因素。在問卷調查方面，課題組設計了企業和銀行兩個版本的問卷。問卷的發放與回收均由東莞市中小企業局負責。這樣從組織上確保了問卷發放和回收的質量。企業版問卷發放按照均勻分布的原則，問卷發放范圍囊括了東莞市32個鎮街，每個鎮街10份問卷;涉及不同規模、不同行業、不同性質的中小企業。課題組共計發放問卷320份，最后回收的有效問卷共242份，有效率達到了75.62%。調查收集的相關信息包括:企業的治理特征、最近一次申請貸款基本情況、財務指標及關系特征。問卷除非特別說明，本文的數據皆由本次調查問卷結果整理統計而成。表1是實證研究所需變量(最近一次申請貸款)的基本統計結果(均值和標準差)。表格第二列給出所有被調查企業(242家)的變量指標，其中各變量的均值在對應格中的上方列出，其標準差在下方用小括號內列出(下同)。第三列與第四列將所有申請貸款企業進行了分組統計描述:第三列描述了貸款獲得批準的企業相關變量統計結果;第四列描述了貸款未獲得批準的企業相關變量統計結果。最后，第五列的t值檢驗了上述兩組企業相關變量均值差異是否顯著。在全部的242家企業中，獲得貸款企業為52家，未獲得貸款為190家。通過分組統計分析，我們可以清楚地發現兩組相關變量之間存在以下顯著差異。(1)在貸款獲批企業組里，銀企關系存在性(最近一次申請貸款前，銀企間是否早已存在金融服務關系)指標均值為0.7262，明顯大于貸款未獲批準企業組的0.4367，且兩組均值差異在1%水平上顯著。(2)獲得貸款企業組的銀企關系存在年數均值顯著大于未獲得貸款企業組的銀企關系存在年數(3.61年vs.2.26年)。(3)早期實證認為企業年齡與銀企關系存在年數高度相關(BergerandUdell，1995)，在我們的研究樣本中，兩者的相關系數為0.45，較BergerandUdell的研究指標略低。在所調查的所有企業中，平均企業年齡為6.52年，貸款獲批企業的平均年齡為7.32年，未獲批準企業的平均年齡為6.09年，差異水平在5%水平上顯著。(4)分別用三個變量來反映企業規模狀況，它們分別是:資產總額、銷售總額和雇傭人數。第五列的t值顯示除企業資產總額變量均值在5%水平上顯著外，另外兩個變量均值差異性水平并不顯著。其原因可能在于:東莞市經濟發展特色為“三來一補”，大量的制造類企業屬于是來料加工、來樣加工的勞動密集型企業。該類企業的年銷售量與雇傭人數相對較多，但與貸款發放過程中銀行所要求的有形資產數額抵押擔保概念相去甚遠，因此，在后續的實證研究中，我們僅引入企業資產總額一個指標反映企業規模狀況。(5)財務杠桿往往是銀行授信評級過程中的主要財務指標，但在我們的觀測樣本中，兩組均值的差異性水平并不顯著(分別為0.2978和0.2999)。這一指標在一定程度反映了東莞市中小企業的負債能力不高(加上商業流動性負債后不超過30%)。(6)銷售利潤率的差異在5%水平上顯著，與預期一致(分別為0.2567、0.2134)。(7)企業的組織形式能在一定程度上反映企業的治理水平，有限責任公司、股份有限公司、外資企業、中外合作(合資)企業在企業創立之初就需要根據我國《公司法》規定，組建企業的董事會、監事會(監事)及股東大會成員，明確相關權責并公開寫入公司章程。因此，我們有理由相信在之后的發展過程中，這類性質的公司企業的財務更加明晰，內控更加合理。而與之相對應的個人獨資企業、集體企業、普通(有限)合伙企業存在一股獨大或有限博弈等問題，可能導致財務不透明問題相對嚴重。所以，本文認為具有合理治理結構的企業更容易獲得貸款，兩組數據該變量的顯著性差異初步證實了我們的推斷(分別為0.62、0.45)。由于實證模型中的因變量(是否放貸)是二元響應變量，因此傳統的OLS回歸顯得不再合適。同時，在自變量分布的兩端，影響貸款發放的因素的一個較小的變化對貸款發放影響程度極小，即事物變化經常在初期階段緩慢進展，然后逐漸加速，至發展速度到達極限后，又會逐漸減速。與其他實證模型相比，多元logistic回歸模型更適合對有此規律的經濟現象的分析，這也是本文采用此模型進行分析的主要原因。在模型中，我們設lend*i為不可觀測的放貸概率，它是關于企業特征變量的函數。因此有:lend*i=β''''xi+υi(1)其中xi是銀企關系變量以及它控制變量的向量，β為待估向量的參數，υi為隨機干擾項。令lendi為可觀測的二元響應變量，當銀行給予企業貸款額度時，lendi=1等價于企業獲得貸款的概率大于0(lend*i＞0);當銀行不給予企業貸款額度時，lendi=0等價于企業獲得貸款的概率小于0(lend*i≤0)。本文運用stata10.0對上述模型進行回歸分析。在表2中，本文檢驗了企業貸款可得性(或銀行放貸可能性)影響因素，重點在于分析銀企間私有信息和公共信息對貸款可得性的影響。因此，在分析中暫未加入企業的規模指標及財務杠桿指標。表2第二列顯示了銀企關系存在對貸款可得性的回歸結果，自變量的系數值為0.5372，在1%的水平上顯著不為零，這說明該變量對貸款獲得性概率具有顯著促進作用。該結論與Cole(1998)的實證研究結論相近:銀企關系存在性對貸款獲批概率有顯著的促進作用，一旦關系建立，該關系對貸款的促進作用并不隨著年限的延長而增加。這一點在直觀上可以理解為:只要銀企關系在申請貸款之前已經存在，那么貸款獲批的手續及程序變得相對簡單，這種簡單程度并不隨關系年限的延長而越發簡單。表2第三列顯示了包含銀企關系存在性變量(私有信息)和企業成立年數(公開信息)的回歸結果。多元logistic回歸系數與研究假設一致且顯著不為0。Preudo－R2為0.0381，較Cole(1998)的相應回歸結果(0.031)稍高。第四列引入了新的虛擬變量———企業組織形式，該變量在一定程度反映了企業的財務透明度與內控管理的合理程度。該變量的引入使得Preudo－R2顯著提高且各變量回歸系數仍顯著不為0。值得一提的是，第五列引入銀企關系存在年數變量后，其他變量回歸系數均無法通過顯著性檢驗時，企業組織形式變量系數仍在1%水平上顯著不為0，我們認為該變量所隱含的治理結構因素是影響貸款可獲得性的重要影響因素。表3第二列顯示了加入資產負債率變量的多元logistic回歸結果，該變量回歸系數為－0.4145，即企業負債比例越高，越不容易獲得貸款。但該變量未能通過顯著性檢驗且對Pseudo－R2的邊際貢獻不大。這一回歸結果與Cole，Berger等人的研究結論不符，其原因可能在于(1)我們所觀測的東莞市中小企業的資產負債率均值水平較低(29%)，財務杠桿系數作用不明顯。(2)我國商業銀行的授信評價體系一般設定為只要資產負債率不超過一定水平，則該項指標評價即獲得滿分，如中國銀行對制造業企業信用評級指標體系與計分標準說明為:資產負債表滿分10分，65%(含)以下為滿分;每上升3個百分點扣1分;扣完為止①。表3第三列顯示的回歸模型引入了資產總額對數，其回歸系數結果與研究假設分析相一致。即企業規模越大，越有利于企業獲得銀行貸款。但所引入的盈利能力指標(銷售利潤率)系數與優序融資理論(peckingorder)預期相反，其原因在于我們的研究對象是中小企業，其盈利能力所產生的留存收益對于成長機會所需求的資金總量而言相去甚遠。當良好的盈利能力無法彌補龐大的資金缺口時，就只能作為貸款過程中的一個有利因素影響貸款可得性。

結論與啟示

為了探尋“銀企關系”對貸款影響的直接證據，本文在引入相關控制變量后，銀企關系是否存在的啞變量回歸系數為0.7093，且在1%水平上顯著。該結果有利地說明了銀企關系存在所產生的私有信息具有價值———提高了貸款獲批概率。上述實證研究說明，我國中小型企業銀行貸款已經初顯關系型融資特征端倪。這種特征的出現，是與目前我國中小企業資金需求狀況及商業銀行資金投放困境相適應的，也是市場催生的結果。伴隨我國商業銀行貸款利率改革的推進，中小企業與商業銀行資金借貸均衡關系逐漸由傳統的非均衡信貸配給(政府干預所致)轉型為均衡信貸配給(信息不對稱所致)。這為關系型貸款技術的應用提供了必要的金融環境。在當前宏觀金融環境下，對于像東莞這樣的中小企業比重大、外向程度高的我國沿海發達地區，至少給我們以下兩點啟示:(1)對于作為資金需求方的中小企業而言，由于自身積累相對較少，內源融資無法滿足自身資金需求，外源融資中的直接融資方式更是由于資本市場容量小、中小企業本身規模和信息披露要求等因素而受到制約。因此，就目前而言，中小企業融資難問題幾乎等價于中小企業貸款難問題。為緩解銀企之間的信息不對稱問題，中小企業必須著眼于持續發展策略，主動與銀行建立起長期合作的關系，以此改變銀行經理對自身風險的判斷，才能有望通過關系型融資來緩解資金缺口。(2)對作為資金供給方的金融機構而言，應該逐漸認識到“中小企業”并非是風險大、盈利性差的代名詞。實踐中，中小企業也并非鐵板一塊，只要銀行等金融機構能識別出有發展潛力的中小企業，就能夠開發出符合其需要的金融產品和金融服務，增加銀行等金融機構的新的利潤增長點。

摘要:本文用問卷調查的方法，對廣東技術師范學院計算機科學學院貧困生的消費結構、消費行為、消費心理及影響因素進行實地調研，發現本科院校貧困生在消費結構、消費行為、消費心理和消費觀念上的特點。通過精準幫扶、心理輔導、思想教育和課程引導等方式來幫助本科院校貧困生樹立正確的消費觀。

關鍵詞:本科院校;貧困生;調查分析

一、基于廣東技術師范學院計算機科學學院貧困生的調查數據分析

(一)研究方法和樣本情況。1．問卷調查情況。用定量研究的調查法對廣東地區的貧困生的消費狀況來研究。研究對象是該院336名在冊貧困生。本次調查共發放330份問卷，回收有效問卷323份，有效回收率為96．13%。2．問卷基本內容。內容分四個部分，共36個題目。首先是基本信息，其他三部分針對消費的多個領域來調查，含貧困生的消費行為、日常消費和學習活動消費的特點等。3．樣本構成情況。在基本人口學信息方面，問卷按性別、家庭居住地和年級來區分被調查者。據統計，被調查者中男生203名，女生112名，性別分布基本平衡;按家庭居住地，山區18人，農村275人，城市22人，數據不平衡是因我國貧困人口主要在農村;按年級，大一117人，大二21人，大三128人，大四49人。大二大三總人數少，貧困生數相應較少。(二)研究發現。1．文化水平是制約家庭經濟的重要因素之一。在父母文化程度調查上，63．49%是小學，53．33%是初中，8．89%未上過學。僅10．79%、0．95%是高中及大學。2．貧困生收入來源單一、消費結構多元化。大部分貧困生收入是來自父母(63．49%)及學校資助或貸款(20．32%)。有97．78%將食品置于月支出的大頭，第二是學習費用(67．94%)，再是交通費用。28．89%將通訊費用置于月支出的第三。3．貧困生大體上科學消費。調查數據顯示:87．94%有合理安排自己的消費種類，93．33%有目的性購物;55．24%能記下部分花銷，34．92%能了解基本的消費情況，極少數不理會其消費情況。4．購物方式的多樣化、支付方式的多元化及網絡購物的普遍化使大學生的消費趨于快捷化、網絡化。［1］從短期消費情況及總體消費意愿看，74．6%樂于網上消費，出于品種齊全、價格便宜、時尚有趣、方便快捷和節省時間目的;有25．4%趨于實體店。在支付方式上，91．34%選擇微信等第三方支付方式，極少數用現金。5．貧困生有生活要求，安全消費意識增強。［2］在近期外出就餐上，52．70%偶爾外出，33．33%幾乎不外出，8．89%從不外出，僅5．08%常外出就餐;在因超前消費而出現借錢上，54．92%從不，28．57%幾乎不、13．97%偶爾，僅2．54%經常;在網購超前消費上，66．35%是等有錢再說、20．95%默默打工攢錢，少數是分期付款和網絡借貸。6．多數貧困生消費有計劃性，實用和價格是其消費的關注點。據統計，60．32%會制定月消費計劃，而39．68%不會。在影響消費的因素上，53．97%是促銷活動、58．41%是價格調整、88．89%是實用和67．62%是價格。

二、思考與討論

(一)一通過思想教育和心理輔導切實幫助到貧困生，塑造健康的消費心理。從問卷分析看，大多數人是理性消費的。但是，部分人出現超前消費，一是電子支付的普遍化和超前消費風氣的影響，二是攀比、炫耀等心理?？梢姡瑧匾曍毨M心理的思想建設工作，建立切實的教育體系，如開設合理消費、消費心理分析的課程和傳統美德的宣傳講座等來引導其塑造健康的消費心理、樹立科學的消費觀。(二)貧困生的消費目標明確。貧困生的消費看重實用和價格，反映了其消費理念的理性消費目標的明確。貧困生能根據本身實際需要進行合理消費，看重性價比是其基本消費特色。

摘要：通過實證研究證明了項目管理不僅在常規型人力資源管理中發揮巨大的作用，在創新型人力資源管理中也能起到更大的作用。本文提出了一系列關于薪酬改革的方案，包括對于各個基層人員工資的調整以及通過提出KPI指標體系來解決，即制訂經營計劃、制定指標、定期計算指標和實行獎懲。

關鍵詞：國電錫林河公司；人力資源；薪酬績效管理

中國國電內蒙古錫林河煤化工有限責任公司（以下簡稱該公司），有三家全資子公司，其主營業務分別是以煤炭銷售、運輸業務為主和目前仍處于建設期的熱力公司；另外還分別參股了兩家以運輸和工業化肥為主的公司。公司成立于2006年，2009年國電內蒙古電力有限公司收購重組，截止2013年，公司資產總額261759萬元，比上年同期增加17984萬元；公司負債總額116087萬元，比上年同期增加18930萬元。公司所有者權益總額145672萬元，比上年同期減少946萬元。公司所有生產設備鏟車58臺、工程車輛20臺、鍋爐8臺。該公司共有員工865人，主要管理崗位以上人員171名，調整定員后主要管理崗位以上人員134名。

一、公司績效薪酬管理存在問題的原因分析

觀念陳舊。公司成立之前是一家民營礦業公司，企業管理者的觀念陳舊，只注重效益，對于企業整個管理體系的構建和完善不重視。員工的企業主人翁意識較差，整個企業的績效薪酬體系不完善，企業實施績效薪酬管理中最大的障礙是觀念的問題，要想使績效薪酬管理得到實效，必須改變管理者的觀念，同時強調全員的績效意識。內功修煉不夠。公司成立之前，人力資源經理權限受到很多限制，甚至影響工作積極性。先前的人力資源工作對績效管理的意識很差，很難構建完善公平的績效考評體系，在這些人力資源經理的腦海里，績效管理意識仍停留在績效考核，沒有公平和完善的考評體系，其制定的人力資源薪酬政策就很難得到員工的認可。高層領導支持力度缺乏?？冃Ч芾淼膶嵤┍仨氁玫狡髽I高層管理者的支持，而國電錫林河公司企業的高層領導以往只注重企業的銷售，認為只要企業煤炭具有市場，那么其他一切都好說。績效薪酬管理體系不完善。由于高層管理者不重視，加之企業的人力資源經理缺乏理論深度，整個企業的績效管理相對簡單，不能將績效融于管理之中，缺乏過程的輔導和溝通。

二、完善公司薪酬管理制度的建議

【內容摘要】本文運用分層隨機抽樣方法，從經濟領域檢驗受眾議程、媒介議程與真正現實三者之間的關系。文章認為，三者之間是否吻合，不僅涉及到客觀現實，而且關系到主觀標準，因此，三者之間的吻合與否具有一定的多樣性、復雜性和不確定性。

【關鍵詞】受眾議程；媒介議程；真正現實；吻合；多樣性

一、理論背景

在“洞穴人”寓言中，柏拉圖從認識論角度，揭示出洞壁上的影子這一現實的反映，是構成“囚犯”大腦中關于真正現實圖像的基矗李普曼將上述思想引申后，認為“我們就像這些囚犯一樣，也只能看見媒介所反映的現實，而這些反映便是構成我們頭腦中對現實圖像的基幢③，而且他還認為，由報界提供的現實的圖像常常是不完整的和扭曲的④。基于這些認識，李普曼在《輿論學》中開創性地提出了“外在世界與我們頭腦中關于世界的圖像”的著名論斷。

自李普曼的上述觀點提出后，一些學者們相繼對受眾議程、媒介議程和真正現實之間的關系進行了實證檢驗。芬克豪澤(G.RayFunkhouser)在分析了20世紀60年代美國公眾輿論與媒介內容之間的關系，以及媒介內容與實際生活之間的關系后發現：在媒介議程與公眾議程之間存在相當高的一致性，事實上兩者的相關系數高達+0.78；但在分析媒介內容與實際生活的關系時，卻發現兩者之間不能很好地吻合，即媒介為公眾制造的“社會現實”的圖像與真正現實世界的圖像相當不一致。為此，芬克豪澤總結道：“包括決策者在內的許多人，都認為新聞媒介是值得信賴的信息渠道，但研究數據卻顯示，事實并非如此”(Funkhouser，G.R，1963)。同時，Bare(Bare，1990)在對美國公眾關注問題研究后，發現在1986年至1989年期間，美國公眾越來越關注國內問題，而在同一時期，非法使用的人數卻在穩步下降。顯然，上述結果顯示，新聞媒介制造的“社會現實”的圖像與真正現實世界的圖像兩者存在很大的差距。然而，麥考姆斯與蕭在查佩希爾研究中得出的結果卻與此相反，他們的研究指出，“大眾媒介對不同競選議題的強調程度，不僅在很大程度上反映了競選者對重要議題的強調程度，而且也與選民對各種競選議題重要性的判斷之間，存在極高的相關性”(MaxwellE.McCombsandDonaldL.Shaw，1972)。由此不難看出，新聞媒介建構的外在世界與選民腦海中的圖畫非常一致，而且在對候選人所強調議程的建構過程中，即在對外在世界的建構過程中并沒有發生扭曲的情形(ShearonA.Lowery&MelvinL.DeFleur，1988)。

從上述研究中我們不難發現：在對媒介議程、受眾議程和真正現實之間關系的檢驗中，研究對象大都選擇在政治和社會領域，而對其他領域尚未研究。另外，芬克豪澤與麥考姆斯和蕭的研究結果大相徑庭，因此，對于受眾議程、媒介議程與真正現實世界之間的關系究竟如何，尚待進一步的檢驗。有鑒于此，本研究將研究對象擴展到經濟領域，以進一步檢驗受眾議程、媒介議程與真正現實三者之間的關系。

本文作者：楊茜梁穎華陳銀京解忠誠工作單位：中國傳媒大學

研究方法

如果降低級別處理，也可以分析較高測量級別的變量。交互分析中所采用的檢驗方法叫做χ2(卡方)檢驗，它適用于擬合優度檢驗和變量間的獨立性檢驗?？梢杂糜跍y定兩個分類變量間的相關程度。若用fo表示觀察頻數(observedfrequency)，用fe表示期望值頻數(expectedfrequency)，則χ2統計量可以寫為:χ2=∑fo－f()e2feχ2統計量有這樣幾個特征:首先χ2≥0，因為它是對平方值結果的匯總。其次，χ2值得大小與觀察值和期望值的配對數，即R×C的多少有關。R×C越多，在不改變分布的情況下，χ2值越大，因此，χ2統計量描述了觀察值與期望值的接近程度。如果兩者越接近，fo－fe的絕對值就越小，計算出的χ2值越小;反之，如果fo－fe的絕對值越大，計算出的χ2值也越大。χ2檢驗正是運用χ2的計算結果與χ2分布中的臨界值進行比較，做出對原假設的統計決策。擬合優度檢驗是使用χ2分布進行統計顯著性檢驗的重要內容之一。在假設檢驗中曾討論過對兩個比例是否相等進行的檢驗。若要對多個比例是否相等進行檢驗，就需要利用χ2檢驗的方法。如果樣本是從總體的不同類別中分別抽取，研究目的是對不同類別的目標量之間是否存在顯著性差異進行檢驗，我們就把它稱為擬合優度檢驗。在研究問題時有時會遇到要求判斷兩個分類變量之間是否存在聯系的問題。這種情況下可以使用χ2檢驗，判斷兩組或多組的資料是否相互關聯。如果不相互關聯，就稱為獨立。這類問題的處理就稱為獨立性檢驗(testofindependence)本文的研究就是基于列聯表交互分析方法進行，主要對居民家庭非金融投資中的健康投資與房地產投資進行研究。雖然，教育投資也屬于居民的非金融投資，但是教育屬于長期投資，并不會于短期內得到回報，因此本文只研究居民健康投資與房地產投資這兩種非金融投資。

城鎮居民家庭非金融投資分析

本文從非金融資產角度，討論城鎮居民家庭的投資狀況以及發展趨勢。在非金融資產方面的研究主要涉及實物投資、教育投資和健康投資。其中，在實物資產投資的研究中，側重于房地產投資。目前，房地產投資、教育投資和健康投資是我國出現的居民家庭投資的新熱點。在此，本文仍主要采取北京市居民的樣本數據來進行研究，從首都城市的情況，觀察我國整體居民家庭的未來發展態勢。數據來源主要為《中國統計年鑒2011年》、《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》、《中國家庭的投資理財模型》、《中國居民收入分配年度報告(2010年)》。居民家庭健康投資分析由于我國社會醫療體制的改革，未來醫療支出比例可能越來越大，所以居民家庭很重視家庭成員的健康問題，從而大多數居民家庭每年需要拿出一部分資金進行健康投資常見的健康投資方式有五種:購買健康保險、營養保健品、旅游、參加健身俱樂部和關注生活環境質量等形式。由于健康投資是近幾年出現的居民家庭新的投資方式，所以還沒有口徑一致的數據可以比較分析。因此，本文利用北京市居民購買營養保健品的數據進行健康投資方面的分析。根據《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》中的數據，其涉及了北京市不同人口特征的城鎮居民保健品購買比例。其中，被調查總人數為490人。在受訪者中，從未購買過保健品的人數為389人，所占比例為79.4%，而曾買過的人數僅為101人，所占比例20.6%。(如圖1所示)圖1過去一年北京市居民購買保健品比例圖(資料來源:《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》)由此可見，健康投資是我國近幾年新興的一項投資方式，還并未引起居民家庭足夠的重視，且發展空間較為廣闊。那么，不同人群特征對于保健品的購買、健康投資的動機是否有顯著差別呢?本文將對性別、年齡、學歷、收入這四個屬性做列聯分析，考察不同層面的人群對于健康投資的差異，具體分析不同人群在健康投資上有何差別。首先，觀察發現，不同性別居民保健品購買比例略有差異。20－24歲和25－29歲居民購買保健品的比例相對較低，而30－39歲居民購買保健品的比例相對較高。不同學歷和收入的居民保健品購買比例沒有明顯差別。本文從統計上采用卡方檢驗來判別不同性別、年齡、學歷、收入的人群在購買保健品上是否有顯著差異。假設H01:購買保健品居民的性別沒有顯著差異，即性別對居民是否購買保健品沒有顯著影響。假設H02:購買保健品居民的年齡沒有顯著差異，即年齡對居民是否購買保健品沒有顯著影響。假設H03:購買保健品居民的學歷沒有顯著差異，即學歷對居民是否購買保健品沒有顯著影響。假設H04:購買保健品居民的收入沒有顯著差異，即收入對居民是否購買保健品沒有顯著影響。利用SPSS軟件，結果如表1所示:由表1所示，在顯著性水平為0.05時，假設H01未通過，而其他各個假設均能通過假設，即接受原假設。也就是說，居民性別對是否購買保健品有顯著差異，而年齡、學歷、收入水平對是否購買保健品并無顯著差異。由結果可知，女性、中年人、學歷高、收入高的人群更傾向購買保健品。從統計上講，不同性別對健康的投資有顯著性差異，即女性更容易購買保健品。并且，女性購買保健品的類型主要涉及“美容養顏”類、“補充人體所需元素”類等。而年齡、學歷、收入的人群對健康的投資并無顯著性差異。由此可見，城鎮居民家庭對健康投資的意識還較為薄弱，對健康投資的方式也不甚了解。但是，隨著社會的發展，居民家庭漸漸開始重視健康投資。居民家庭房地產投資分析房地產投資是近年來非常熱門的領域。在傳統的體制下，我國城鎮居民家庭的住房是作為福利進行分配的，居民家庭住房的多少取決于政府對住房投資的決策及其所在單位的行政職位。而1998年以后，我國城鎮住房改革進入深化階段后期，逐步向住房社會化、商品化過渡。直至2008年，一度蓬勃發展的房地產市場開始調整，房地產銷售出現了自1998年以來的首次負增長，房價漲幅持續回落，部分區域房價下跌明顯。2009年，國家宏觀調控政策效應逐漸顯現，回暖的跡象似乎在房地產界有了明顯的痕跡。那么，在我國城鎮居民經歷了房價的起落、國家宏觀政策的變化后，房地產投資現狀如何?不同的人群對是否購房有怎樣的差異呢?根據《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》中的數據，其涉及了北京市不同人口特征的城鎮居民房產購買情況。其中，被調查總人數為490人。在受訪者中，過去一年內沒買過房產的人數為439人，所占比例為89.6%，而買過的人數僅為61人，所占比例10.4%。由此可見，房地產投資的前景并不清晰?？傮w而言，住房既是投資品，也是消費品。近幾年，國內房地產需求已由消費主導向投資主導發生了轉換。因此，房地產投資作為積累預防性資產的方式已引起了居民家庭的注意。但是，由于自身經濟條件的不允許和房地產市場情況的不明朗，居民家庭在房地產投資上更多地出于觀望狀態，并沒有將其當作積累預防性資產的主要方式。也可以說，雖然房產具有一定的保值、增值屬性，但大部分居民家庭并不把它當作家庭穩定器的主要方式。那么，不同人群特征在購買房產上是否有顯著差別呢?本文對性別、年齡、學歷、收入這四個屬性做列聯分析，考察不同層面的人群對于房地產投資的差異，具體分析不同人群在房地產投資上有何差別。首先，觀察發現，不同性別居民購買房產時的比例差別不大。而不同年齡、學歷、收入的居民房產購買情況差異較為明顯。25－29歲和30－34歲居民購買過房產或者在房產購買過程中起決定作用的比例相對較高。大學本科和研究生及以上學歷購買過房產的比例較高。并且，月收入越高的居民購房比例越高。圖2過去一年北京市居民購買房產比例圖(資料來源:《2009－2010IMI城市居民消費行為與媒體接觸度研究報告》)。本文從統計上采用卡方檢驗來判別不同性別、年齡、學歷、收入的人群在房產購買上是否有顯著差異。假設H01:購買房產居民的性別沒有顯著差異，即性別對居民是否購買房產沒有顯著影響。假設H02:購買房產居民的年齡沒有顯著差異，即年齡對居民是否購買房產沒有顯著影響。假設H03:購買房產居民的學歷沒有顯著差異，75即學歷對居民是否購買房產沒有顯著影響。假設H由表2所示，在顯著性水平為0.05時，各個假設均能通過假設，即接受原假設。也就是說，居民性別、年齡、學歷、收入水平對是否購買房產并無顯著差異。若放寬條件，在顯著性水平為0.1時，H03、H04未通過，即拒絕原假設。也就是說，在顯著性水平為0.1時，學歷、收入水平對購房情況有顯著差異。由結果可知，學歷高、收入高、有一定社會基礎的人群更傾向購買保健品。從統計上講，不同學歷及收入水平對于是否購買房產有顯著差異。即學歷越高、收入水平越高的人群買房的可能性越大，這可能是由于對于高學歷、高收入的人更易于擁有穩定的社會地位以及資產剩余，因此更傾向于利用房產投資的方式積累預防性資產。綜上所述，房產是高關心度產品，并且更多以家庭消費為主。作為積累實物預防性資產的方式，房產投資受到了居民家庭的關注。但是，由于自身條件以及國家宏觀調控等情況，大多數居民家庭并沒有把房產投資當作主要方式。從大體上來說，學歷高、收入高的人群更傾向于用這樣的方式積累資產。

結論與建議

摘要：本文以我國31個省區市在2007—2019年農業保險相關數據為基礎，以農村居民人均家庭收入為被解釋變量，農業保險保費收入為解釋變量，第一產業結構率、城鎮化率、農村用水總量和人均糧食占有量為控制變量，構建靜態面板模型和動態面板模型，實證檢驗我國農業保險對農民增收的影響。實證結果表明：我國農業保險對農民收入有顯著正向影響作用；同時發現，城鎮化率、農村用水總量和人均糧食占有量也對農村家庭人均收入有著正向影響?；趯嵶C結論，本文從政府主體和保險公司兩個角度分別提出對策建議。

關鍵詞：農業保險；農民增收；靜態面板模型；

一、引言及文獻綜述

農業問題是關乎國計民生的首要問題。農業保險作為金融保險領域的一部分，長期履行著對農業發展及農民收入的支持促進作用。當前，中國已經成為僅次于美國的全球第二大農業保險市場。所以，農業保險對農民增收究竟產生什么樣的影響？影響是否顯著？對這些問題的探討顯得意義重大。國內學術界對于相關問題的研究比較豐富。盧飛、張建清和劉明輝（2017）研究政策性農業保險對農民增收的效應，實證結果顯示政策性農業保險的增收效應呈近乎線性的凸性增長，單位農戶保障金額越高道德風險概率也越高，公共補貼和農民自交保費均會提升農民收入，東、中、西部農民增收的內在機制具有異質性。石文香和陳盛偉（2019）基于我國31個省區市的面板數據，實證檢驗農業保險對農民收入的影響，結果發現農業保險對農民收入的影響具有強烈的門檻效應，農業保險保費補貼能提高農民收入。李加明和羅婷婷（2021）基于中國31個省區市的短面板數據，實證研究發現農業保險與農業信貸之間具有協同關系，二者的協同機制顯著正向影響農民收入。黃穎和呂德宏（2021）基于我國省級面板數據，運用多重中介效應模型實證研究農業保險對農民收入的傳導機制，結果發現農業保險對農民收入影響為正，但作用力度較小，農業保險對不同地區農民收入影響具有異質性?？傮w來看，過往國內學者對農業保險與農民收入影響的相關研究基本說明了農業保險對農民收入存在正向影響，不過在模型控制變量的選取上不盡相同，所以本文立足于我國31個省區市2007—2019年相關數據，實證研究我國農業保險對農民增收的影響。

二、實證研究

（一）變量選取

在知識經濟時代的宏觀背景下，人力資本存量和質量的差異化造成了勞動者的異質性，并隨著時代的發展愈發顯著，也由此引發了諸多社會經濟問題。教育回報率作為衡量人力資本投資質量的指標，能夠很好地刻畫人力資本投資在不同領域的影響結果。本文對國內外關于人力資本的理論和實證文獻進行了總結，希望能夠為我國未來有關人力資本的研究提供參考和借鑒。

一、背景

隨著經濟全球化的加強和科技的進步，知識經濟時代下，人力資本投資使得勞動者具有異質性，正是這一特點成為其在勞動力市場激烈競爭中脫穎而出的重要決定因素。第四次工業革命和人工智能時代的到來，人力資本越來越成為現今世界不同國家和勞動者的核心競爭力。在中國，改革開放以來經濟市場化程度不斷加強，越來越多的人開始重視對教育的投資，政府也相繼出臺了一系列教育惠民政策，最大限度保證并提升了整個社會的人力資本存量，促使勞動者為獲得更好的境遇在國內和國際進行遷移和流動。這也在一定程度上影響了居民的收入差距以及社會分層、勞動力市場上的性別歧視程度等。同時，由受教育程度提高而引發的教育錯配問題也逐漸顯露。旨在對關于國內人力資本領域和教育回報問題的研究有一個充分的了解，本文將從對人力資本理論研究起源較早的外文文獻開始梳理，并結合國內現有的理論和實證研究文獻，探索該領域未來可能存在的新的研究空間。

二、國外人力資本理論

（一）早期經濟學家對勞動價值的研究

英國經濟學家亞當·斯密作為第一位視“人力”為資本的經濟學者，最早肯定了勞動能夠創造價值，指出勞動在各種資源中占據特殊的地位。他在《國富論》中闡述，勞動能力與勞動水平會受到勞動技巧的熟練程度和判斷能力的制約，其中，勞動技巧的熟練程度可以通過以花費時間和付出學費方式為主的教育培訓進行提高。法國經濟學家薩伊認為，人們在教育與培訓上所花費的費用的總和被稱為“積累資本”，科學知識是生產力的一部分。因此，接受過教育培訓的勞動者在進行勞動時所獲得的勞動報酬不僅應該包含因為付出勞動而換取的一半工資，而且還應包括在接受教育培訓時所付出的資本利息。德國哲學家、政治學家和經濟學家卡爾·馬克思也在論述勞動力價值理論時將勞動力獲得一定的技能所需的教育和訓練的費用納入勞動力價值中。也正是由于勞動力價值中包含著教育和培訓的費用，即勞動力體力和腦力的總和，馬克思在揭示勞動力價值的表現形式工資的本質時，強調資本家支付的工資是勞動力價值而非勞動價值。20世紀初，經濟學家馬歇爾將知識看作一種獨立的生產要素，認為教育投資對一國的經濟增長起著重要的作用，人對自身教育的投資可以稱作一種創造財富的手段。

論文摘要：采用《中國區域創新能力報告》的分析數據，對重慶市區域創新環境的五個分量進行經驗討論，在構建panel—data模型基礎上，通過區域創新環境五個分量對創新績效的影響進行回歸，揭示重慶市區域創新環境投入方面存在的問題，得出結論：基礎設施、市場需求、勞動者素質的投入對區域創新績效有顯著影響，而金融環境、創業水平的投入對促進區域創新績效的影響不顯著。從而提出改善區域創新環境投入結構的政策建議。

論文關鍵詞：區域創新環境；創新績效；重慶市

在經濟全球化程度日益加深，知識經濟時代來臨的背景下，區域創新已成為區域經濟發展的主動力，一個地區的區域創新能力日益成為該區域獲得競爭優勢的決定性因素。各區域間區域創新能力不同是區域經濟發展不平衡的重要原因，我國的現實情況是：西部地區的綜合創新能力遠遠低于東部和中部地區，欠發達地區要提高經濟發展水平、縮小發展差距，必須從提高區域創新能力著手，將提高區域創新能力作為地區經濟持續發展的根本途徑。

而從系統學的角度來看，區域創新能力又是一個復雜的大系統，系統各部分必須協調、均衡發展，任何一個部分的薄弱都將影響系統整體功能的發揮。根據《中國科技發展戰略研究小組》課題組的同志推出的《中國區域創新能力報告》，將區域創新能力定義為：一個地區將知識轉化為新產品、新工藝、新服務的能力。并從行為主體的角度劃分為五個要素：知識創造能力、知識流動能力、企業技術創新能力、創新環境和創新績效，這五個要素相互聯系、相互影響、相互作用，共同構成了區域創新能力系統。因此從研究區域創新能力體系的內在作用機制著手，對于協調發展區域創新能力，促進經濟發展具有重大意義。在給定資源條件限制下，區域創新環境是決定一個地區創新能力的關鍵。因此，創新系統的創新績效與區域創新環境密切相關，創新績效方面的差別并不能簡單地由投入方面的差別來完全解釋，創新環境的影響也相當重要?；诖?，本文首先從創新環境對創新績效的影響著手對區域創新能力內部關系做初步探討。

目前國內有些學者關于創新環境對經濟發展的影響，區域創新系統對創新績效的影響有所研究，如王樹林(2002)區域創新環境與區域經濟發展；蓋文啟(2002)論區域經濟發展與創新環境；劉順忠(2002)區域創新系統創新績效的評價；官建成(2003)區域創新機構對創新績效影響的研究；唐厚興(2005)區域創新系統創新績效分析與評價。但關于創新環境對創新績效的實證研究方面，少之甚少，趙付民、鄒珊剛(2005)區域創新環境及對區域創新績效的影響分析，將區域創新環境用政府主導的環境因素、市場主導的環境因素、區域價值觀與文化來表示，用創新產品產值來表示創新績效，得出結論：由政府、市場、價值觀與文化三個層面構成的創新環境解釋了區域創新績效差異的大部分，區域創新環境對區域創新績效有顯著的正影響。本文試圖采用《中國區域創新能力報告》里面的創新環境和創新績效的定義和構成要素，從實證的角度研究創新環境對創新績效的影響。

1重慶市區域創新能力及創新環境總體概況

摘要：文章選取1998年至2002年深滬兩市74個A股增發樣本，通過事件時間和日歷時間的實證研究發現：無論是HBAR和CAR日歷時間研究還是Fama-French三因素回歸的截距項，均表明我國A股增發存在負的長期超常收益率，長期市場回報呈下降趨勢，且3年內總體上呈現長期弱勢。

關鍵詞：增發；長期市場表現；超常收益率；Fama-French三因素模型

一、文獻回顧

增發（seasonedequityoffering，SEO）是上市公司主要的再融資方式，增發長期市場表現也是理論界頗具爭議的問題之一。Stigler（1964）最早在研究中涉及到上市公司股權再融資的非正常收益問題，但該問題直到1980年以后才得到系統研究。Masulis和korwar（1986）對上市公司增發后股票的非正常收益進行研究，發現上市公司增發后有比較顯著負的非正常收益。Asquith、Mullins（1986）和Schipper等（1986）分別對增發公司股價研究得出同樣的結論。Lnughran和Ritter（1995）統計美國1970～1990年期間增發公司的長期收益率，發現增發前6個月并沒有顯著負的非正常收益，但在18個月后負累計非正常收益顯著。Jagadeesh等（1993）等研究發現，在第4年和第5年非正常收益呈逐漸下降趨勢。Loughran和Ritter（1997）對5年以上再融資上市公司股票價格表現研究認為，第6年和第7年非正常收益并不顯著為負。Soucik和Allen（1998）對澳大利亞股市增發股票的長期價格表現的實證研究認為，中短期存在表現不足的情況，但是在長期（5年以上）并沒有表現不足的問題。

在我國學術界，對增發市場表現研究的文獻多以增發公告日、發行日和上市日各時點前后短期為研究時窗，鮮有對增發后較長時期的股票非正常收益比較系統的研究。李夢軍、陸靜（2001）認為上市公司增發新股公告后有負的累計非正常收益。陸滿平（2002）等認為，增發在方案公布時市場往往表現出負面反應。沈洪濤、沈藝峰（2003）對滬深兩市41家1998～2001年增發A股上市公司的分析表明，增發中存在“公告效應”。李康、楊興君和楊雄（2003）以2000、2001年滬深兩市所有實施增發和配股的A股公司為樣本，考察了發行后60天股票的超額收益情況，增發方式下參與增發的流通股老股東有-1.37%的超額損失，不參與增發的老股東有-5.97%的損失。譚峻、吳林祥（2002）研究認為，在增發意向書公告日前的非正常收益率為負，現實市場提前就對這一利空消息做出反映，投資者通過“用腳投票”來表示對增發行為的否定，在公告日負的超額收益率為最大，并在此后相當長的時間內持續為負數。

綜上所述，雖然國外大多研究證實了增發后有顯著負的非正常收益，但是其中也存在爭議。我國理論界在該領域的研究取得了一些成果，但仍存在一定的局限性，主要體現在：研究的樣本量不足，樣本的選取亦不具有代表性。2002度以前增發門檻低，增發失敗比例較高，使得市場的負面反應在一定程度上被放大，以這樣的數據為樣本有失偏頗，研究結果也不夠穩??；就同一增發樣本使用事件時間和日歷時間兩種方法的研究尚少見；由于受樣本區間所限，鮮有對長期市場反應的研究。

文獻綜述

(一)國外研究綜述JamesREvans和WilliamMLindsay對質量管理自我評價給出了明確的定義。他們認為質量管理自我評價應該是對組織過程和績效的整體評價。自我評價就決定了組織采用內部評價，而不依賴外部顧問評價，這樣的形式極大促進了組織員工對質量管理工作的參與，更加強調員工對組織質量管理的理解。他們還提出自我評價應該考慮的問題:管理層的參與和領導;產品和過程的設計;產品控制;顧客和供應商溝通;質量改進;員工參與;教育和培訓;質量信息。[5]MarkGrahamBrown認為美國國家質量獎就是為企業提供了一個質量管理評價的工具，它能夠幫助企業獲取員工的想法，并依照評獎準則衡量企業在質量管理方面的進展。[6]DeBayloy也認為企業可以根據美國國家質量獎進行自我評價，由企業高層領導組成內部評審團隊，對照質量獎的標準進行全面的評價，為識別質量管理改進提供依據。[7]Feiganbaum提出將質量成本作為一種測量和組織質量管理評價的工具，并且要關注現代質量技術的評估和實施，以便更好地滿足顧客的需要。日本質量革命的先驅石川馨，推動了全員參與的質量管理，他主張企業的質量自評要運用簡單直觀的工具來收集和分析事實數據，減少對質量專家和質量部門的依賴，運用統計技術和團隊精神作為實現全面質量管理的基礎。[8]朱蘭也在“質量三部曲”(QualityTrilogy)中提出質量控制應包括確定質量績效標準、建立測量單位、采用客觀的評價數據評價質量管理實際績效和標準之間的差異，并對差異制定具體的改進措施。[9]綜合以上國外研究理論，質量管理自我評價的主要意義是推進員工參與，進而為企業提供質量改進的目標，促進企業實行全面質量管理。以上理論也成為現在美國質量獎、ISO等國際評價標準的理論基礎。(二)國內研究佟偉偉介紹并對比分析2種質量評價模型—Kano模型和服務質量差距模型。[10]但這2種質量評價模型都是基于顧客滿意的單一角度來衡量企業質量管理，相比多元化的質量管理評價模型缺乏系統性和全面性。張月義和韓之俊通過產品質量水平、質量管理能力、質量文化及質量信譽3個層次19個評價對象，建立評價企業質量競爭力的指標體系，并采用層次分析和模糊數學方法進行綜合評價。[11]李衛紅借鑒美國國家質量獎的評價準則，構建用于企業自我評價和企業間質量競爭力評價的指標體系，采用復合線性矩陣的方法并結合我國制造業企業進行實證研究。[12]曹林在國際三大質量獎的基礎上，建立適合我國中小服務性企業的質量自評模式。[13]李江蛟和韓玉啟認為自我評價是質量獎的副產品，它作為一種有效的質量管理工具，能夠促進企業團隊工作并構成一個學習過程。[14]翟敬梅、蔣梁中、謝存禧等人采用相似—優先關系的粗集擴展模型，有效處理生產過程中數據的不完整性和屬性定義域中存在的優先關系，解決了在使用經典的粗集理論進行生產過程質量評價時所面臨的兩個實際問題，為生產過程質量評價方法探索了一條新的途徑。[15]目前，我國在質量管理評價方面的研究基本是以國外成熟的理論為基礎，結合行業或某類企業的特點，提出一套評價標準，形成企業自我評價模型。但在這些自我評價模型中往往還是要依賴質量專家評價，雖然評價結果可以量化但仍然不可避免地引入了主觀成分，并且大多數模型采用的評價方法比較復雜，要使企業員工完全掌握有一定難度。

質量管理自評模型

(一)指標體系的構建隨著質量管理的發展，質量管理評價指標也在不斷地進行科學化和系統化的轉變。從質量檢驗階段(QualityInspection)的廢品率、合格率，到統計質量控制階段(StatisticalQualityControl)在產品設計、制造、檢驗方面引入更多統計指標，再發展至全面質量管理(TotalQualityManagement)的基于全員、全過程的質量管理評價指標。直至今日，質量管理評價指標更站在社會系統的視角，關注員工、顧客、社會和企業利益相關方，提出更為全面、系統的指標體系。本文提出的質量管理自評指標體系正是建立在現代質量管理理念基礎之上。如表1所示，模型的指標體系涵蓋企業外部和內部對質量管理的要求，關注顧客和市場，重視社會對企業公民的要求，兼顧企業的經營過程和結果，對企業管理人員和員工提出具體的要求，為企業質量管理提供評價框架。其中，“資源”因素包含人力資源、財務資源、信息資源、基礎設施、相關方關系和技術。[16]對企業經營業績的評價采用經濟附加值(EconomicValueAdded)其計算公式采用:經濟增加值=稅后凈營業利潤－資本成本=稅后凈營業利潤－調整后資本×平均資本成本率。其中，稅后凈營業利潤=凈利潤+(利息支出+研究開發費用調整項－非經常性收益調整項×50%)×(1－25%);調整后資本=平均所有者權益+平均負債合計－平均無息流動負債－平均在建工程;資本成本率按一般標準定為5．5%。[17－18](二)自評模型的實證研究1．數據說明與研究方法。以往質量管理評價模型的實證研究數據多來自問卷調查，本文所用數據來自動機抽樣的我國50個上市公司2011年年報，[19]采用定性和定量形式的原始二手數據。這種二手數據比通過問卷形式收集的數據有更高的可靠性和客觀性。[20]通過與前述質量管理自評指標體系進行分析、提煉和編碼，將其中定性數據轉化為定量數據，為下一步分析提供客觀的數據基礎。由于本文所構建的指標體系包含7方面因素(以下稱初始變量)，如果直接采用這些初始變量作為模型中的解釋變量，則不利于企業進行廣泛的自我評價。而且從理論上分析，這些初始變量之間有較強的相關關系，所以本文選用因子分析法(FactorAnalysis)從這些初始變量中提取共性因子，通過“降維”減少變量間的相關性，簡化模型的評價過程，最終用少數不相關的綜合變量解釋自評模型。2．實證分析。本文采用統計分析軟件SPSS17．0進行實證分析。首先進行數據描述性分析。如表1所示，描述性輸出主要對初始變量得分的均值、標準差和樣本數進行統計。然后通過相關性分析，證明采用因子分析方法的可行性和有效性。相關性分析結果如表2所示，從相關矩陣來看，圖中前6個變量之間的相關系數較大(大于0．5)，且對應的Sig值很小(都為0．000)，說明這些變量之間存在較為顯著的相關關系。表3表示偏相關性檢驗結果，該檢驗值為0．818(一般KMO統計量大于0．7即可得到較好的因子分析效果)。Bartlett統計量中Sig值小于0．01，由此也驗證了初始變量間存在顯著的相關關系，證明各初始變量滿足進行因子分析的條件。(1)初始變量共同度。公因子方差表示初始變量與將提取的公因子之間的共同度。統計的公因子可以解釋“領導力”變量的83%，可以解釋“社會責任”變量的68．1%，可以解釋“EVA”的91．2%，其他變量共同度如表4所示，可見提取的公因子對初始變量的解釋能力很好。(2)方差解釋。因子分析需要初始變量和公因子建立聯系，根據變異的累積貢獻率提取其中解釋能力較強的公因子。如表5統計結果顯示，前2個公因子的解釋累計方差已經達到70%以上。經過旋轉后，兩個公因子的方差貢獻值、方差貢獻率都有所變化，但累積方差貢獻率不變。且從圖中可明顯發現從第二個公因子后的特征值變化趨勢放緩，所以得出與方差解釋一致的結論，故提取前兩個公因子就能夠解釋初始變量的主要信息。(3)旋轉前后的因子載荷矩陣。旋轉后每個公因子的載荷分配更加清晰，比未旋轉的解釋能力更強。結果如表7所示，旋轉后第一公因子更能代表圖中前5個初始變量，第二公因子更能代表“顧客與市場”和“EVA”兩個初始變量。從各初始變量的意義和特點來看，“領導力”、“資源”、“戰略”、“過程管理”、“社會責任”主要反映企業在經營活動中的質量管理過程，“顧客與市場”、“EVA”2個初始變量主要反映企業經營成果，所以可以將第一公因子概括為企業質量管理過程，第二公因子概括為企業經營結果。(4)公因子模型。表8各值表示兩個公因子的得分系數，由此可以得到最終的公因子計算模型:F1(企業質量管理過程)=0．236×領導力+0．213×社會責任+0．251×戰略+0．076×顧客與市場+0．18×資源+0．236×過程管理－0．188×EVA;F2(企業經營結果)=－0．067×領導力－0．058×社會責任－0．150×戰略+0．369×顧客與市場+0．078×資源－0．112×過程管理+0．834×EVA。其中F1表示第一公因子，F2表示第二公因子。(5)自評綜合得分模型。參照表5“旋轉平方和載入”中的“合計”(方差值)作為權重對兩個公因子進行加權求和。得到企業質量管理自評綜合得分模型為:自評綜合得分=4．087×F1+1．362×F2。

結論

本文基于當代先進的質量管理理論，構建了一套用于企業自評的指標體系，并采用我國部分上市公司年報數據進行實證分析，通過因子分析方法最終將企業自評指標體系中“領導”、“社會責任”、“戰略”、“顧客與市場”、“資源”、“過程管理”和“EVA”7個相互關聯的評價表7成分矩陣a初始提取F1F2領導力．899－．143社會責任．856．021戰略．854－．231顧客與市場．837－．189資源．816－．126過程管理．808．348EVA．320．900提取方法:主成分分析法。a．已提取了2個成分質量管理自評模型的實證研究旋轉法:具有Kaiser標準化的正交旋轉法。a．旋轉在3次迭代后收斂。旋轉法:具有Kaiser標準化的正交旋轉法。表8旋轉成分矩陣a成分F1F2領導力．901．135戰略．884．037過程管理．855．073社會責任．816．126資源．809．279顧客與市場．865．576EVA．033．955提取方法:主成分分析法。旋轉法:具有Kaiser標準化的正交旋轉法。a．旋轉在3次迭代后收斂。因素轉化為代表企業質量管理過程的公因子F1和代表企業經營結果的公因子F2，由這2個公因子的得分情況反映企業質量管理水平，相當程度地簡化了企業自評模型。但由于研究所采用樣本數據的有限性和樣本選擇的隨機性，本文沒有進行更大樣本的研究以及按行業區分樣本，這兩點使本文存在一定程度的局限性。總的來說，質量管理自評模型由企業自評指標體系、公因子模型和自評綜合得分模型3部分構成。企業可以采用自評指標體系進行初步測評，然后按照公因子模型將初步測評結果轉化為2個公因子的評價結果，最后使用自評綜合得分模型得到量化的企業質量管理自評結果。與其他質量管理評價模型相比，該模型使用方便，容易掌握，不僅可以用于企業進行質量管理的縱向自我評價，還可以通過收集相關數據，按相同的方法對競爭企業、行業標桿企業進行評價，為企業提供橫向和縱向的評價結果，使企業明確在質量管理方面的差距和不足，為進一步改進質量確定方向和目標。