时间：2023-12-20 11:32:56
1、缺少与废旧物资回收利用有关的法规、政策以及标准
2002年政府把废旧物资回收利用行业的“特种行业经营许可证”的管理制度取消了，很大的降低了此行业的准入门槛，也就是对于废旧物资的回收基本没有什么限制，非常有利于私有企业的进入和发展。虽然我们国家在很早以前就已经制定了环境法和有关的法律条文，但在现在来看，我国的这种竞争制度还不是很全面。
虽然固体废物的回收利用已在《固体废物污染环境防治法》中被给予肯定，但是资源再生利用的有关法规和有关的实施细则在目前还没有实行。没有约束到不法回收者的行为，也没有保护到合法者的利益。
2、在相关管理中只是重视了回收的数量，却不在乎对环境造成的损害。
要实现废旧物资的价值，更好的利用二次资源就是对其进行回收利用。我国在回收废旧资源时过多的追求回收数量，没有充分的实现资源的再利用价值，进而形成了二次污染，所以，废旧物资的回收和利用要受到一定的制约，不使其产生负面效应。
3、市场信息不畅
在废物回收的利用市场上每个回收者都有自己的回收渠道，不仅经营的活动范围分散开来，而且还存在着很落后的交易方式。所以有些回收者为了争取更大的利益通过不正规的方法进行非法的收购，使的废旧物资回收市场秩序变得混乱。另一方面，废旧物资回收市场没有各种准确可靠的信息，从而增加了交易成本和生产成本。又因为经营者不了解行业应该怎样发展，也做不出经营规划和长远投资，所以整个行业很难向上发展。
二、废旧钢材市场分析
1、作为唯一一种可以替代铁矿石来生产钢铁制品的原料，即为废旧钢材。另外，其还是一种载能节能的原料。例如要冶炼钢铁0.8吨，只需要回收一吨的废弃钢铁即可，并且能节约铁矿石2到3吨，节约焦炭1吨，废气的排放减少了86%，废水的排放减少了76%，废渣的排放可以减少97%，非常利于清洁生产。在我国，钢铁工业发展迅速，钢材市场供需量很大，对废旧钢材的所需量也随之增加。
2、竞争分析
（1）在竞争中所存在的问题：
该企业发展容易存在于特定的地域范围内。而且废旧钢材行业人才接不上，急需有知识懂管理的年轻人加入，因为做此行业的大部分都是四十岁以后的人。还存在的问题就是企业化瓶颈突破不了，即废旧钢材行业大多数是个体的经营者，员工也大都是短期工，导致此行业不能快速的发展壮大。
（2）优势
起步的速度快，可以先从废旧家电和工厂生产剩余的废旧钢材边角余料开始收购。因为回收和销售的周期很短，所以流动资金的周转非常迅速。企业的开办优势和市场的前景都使得此项目处于优势地位。
（3）劣势
我们大学生在创业初期由于可以动用的资金有限，所以资金投入量会较少。创业人员虽然有很高的激情，但缺乏管理经验，对于开展废旧钢材回收利用的项目来说还处于劣势。况且创业初期没有外部客户和媒体的社会关系。
3、市场定位
根据以上分析，回收和销售废旧钢材定位于江浙沪市场。因为这些地区经济发展的很快，与此同时能源的消耗和原材料的浪费也很严重。第一，主要市场，在浙江这一省份，五金加工企业很多，主要的产品有：门锁配件、家电配件、垫片等。第二，宝钢集团及江浙地区的钢厂，特别是电炉炼钢需要大量的废钢铁。因此将回收利用废旧钢材的市场定位在江浙沪等地。
三、废旧钢材的处理方式
1、分类压块
把现在市场上的压块方式进行细化，按照材质进行分类，要把冷轧，热轧等分别进行压块，售价要高于现行的，给收购者好感，因产品的感官极强。
2、剪切
根据钢厂的入炉标准要求，把杂乱的废钢剪切成规整合格的废钢料出售。
2、可利用部分分类进行挑选
利用废旧钢材的长宽，厚度，材质进行分类。也可以按照形状来进行分类。做到资源浪费最低，客户要什么货就提供什么货。
结语：再生资源产业的根本为废旧物资的回收。回收直接影响着整个产业的发展，因为它是再生资源产业链上的重要部分。实行对废旧物资的回收利用是国家发展的重要政策，对废旧物资回收利用不但提高了资源的利用率，还加快了我国在节能领域的发展，对我国经济的发展定会产生积极地影响。
参考文献：
[1]王保士我国再生资源（废旧物资）回收利用现状、问题与建议[J]再生资源研究2011（06）
[2]张菲菲我国再生资源产业发展研究[J]南开大学2010（05）
[3]寇敏再生资源回收利用市场初探[J]再生资源研究2004（12）
作者简介：杨兰春（1962-），男，河北霸州人，经济师。研究方向：建筑施工企业工地废旧物资回收、整理等。
[关键词] 股息收益率；现金股息；投资回报
[中图分类号] F830.91 [文献标识码] A [文章编号] 1006-5024(2007)02-0173-03
[基金项目] 2006年度浙江省社科规划研究项目(批准号:06N44)的阶段性成果
[作者简介] 林 铭，浙江经济职业技术学院财会金融系讲师，研究方向为证券投资。(浙江 杭州310018)
股息收益率，一般用每股股票的年度现金股息与每股股票的市价之比来表示，在国际上是一个衡量投资回报水平的常用指标。一般认为，股息收益率越高，则股票的投资价值也越高；反之，则股票的投资价值越低。
一、股息收益率指标对于认识、指导中国股市实践的意义
1.相对于市盈率指标，股息收益率指标对于评价上市公司的股票价值有其独特的优势。市盈率作为一个可以粗略衡量普通股票价值的指标，被市场广泛采用，有其合理性的一面。但是，结合中国股市的现实状况，不可否认，市盈率法也有其缺陷:
首先，由于市盈率法是用每股股价/每股收益，在股价一定的前提下，每股收益就决定了股票市盈率的高低。从中国股市的长期实践来看，上市公司由于利益驱动造假，个别审计机构放弃基本的执业准则，导致虚假的财务会计报表出笼。每股虚高的盈利水平，降低了市盈率，也会极大地误导投资者。
其次，由于市盈率法是每股市价/每股收益，但账面上、会计报表中反映出来的每股收益其盈利的质量又是究竟如何？或者讲，每股经营性现金净流量这个反映每股盈利质量极为重要的指标究竟如何？在市盈率法中无法得到体现。
第三，市盈率指标体现不出上市公司对投资者的回报水平。低市盈率，并不意味着高回报。
股息收益率指标定义为每股现金股息/每股市价-100%，此处的每股现金股息可以采取上年度每股分配数额，也可以采取前几年分配的平均数值。股息收益率指标能在一定程度上反映上市公司对投资者的回报水平。每股现金股息作为上市公司经营成果的分配形式，是投资者获取投资回报的最终本源。每股现金股息与市价之比，可以非常直观地反映在一定市价购买公司股票后，能从上市公司正常经营中获取的利润回报水平。正是由于股息收益率指标在评价股票价值、衡量投资回报水平方面有着市盈率指标不具备的独特优势，因而，该指标的合理科学运用，对目前中国股市的实践就具有重大指导意义。
2.在目前中国股市实践中，以股息收益率作为评价股价高低的标准，有助于迅速扭转上市公司漠视投资者利益的倾向。股息收益率指标时时刻刻能鞭策上市公司提高收益，增加对股东的回报，唯此才能使公司的股票有良好的市场表现。股息收益率将上市公司在市场中的形象与上市公司对投资者的回报有机地结合起来，有助于迅速扭转上市公司重筹资、轻回报，甚至漠视投资者利益的状况。
3.在普通投资者的投资过程中，股息收益率指标在一定程度上可以给股市投资者一个投资回报率比较坐标，有利于投资者在相关投资品种中作出理性的选择。股息收益率指标能使广大股市投资者、特别是稳健型投资者较方便、直观地进行个股投资选择，根据个股历年的股息水平，结合未来的宏观和微观的经济形势，分析判断投资个股的预期回报率水平，这就可以减少股票投资中信息(尤其指回报率)的不对称性，有利于保护广大投资者，特别是中小投资者的利益。
4.从营造良好的投资环境、构建健康向上的股市文化方面来讲，建立以股息收益率指标为核心的股价评估体系，有助于证券市场形成理性价值投资的良好氛围。揭示股票投资过程中个股的股息收益率指标，将引导投资者注意力集中于上市公司的业绩和对投资者的回报。一方面对上市公司的经营活动和利润分配形成一定的压力和动力；另一方面也能时时刻刻提示股市投资者投资风险和收益，有助于投资者形成理性抉择的投资观念和习惯，有助于和谐理性股市文化的建立。
5.从政府部门监管和调控的角度来讲，运用股息收益率指标，可以加强对上市公司的监管，保护投资者的合法利益，对上市公司的经营和分配行为建立外部强有力的约束和导向机制。2004年2月1日，《国务院关于推进资本市场改革开放和稳定发展的若干意见》明确指出:要重视资本市场的投资回报。2004年12月10日，中国证券监督管理委员会《关于加强社会公众股股东权益保护的若干规定》也明确指出:上市公司应实施积极的利润分配办法，其别指出:上市公司董事会未做出现金利润分配预案的，应当在定期报告中披露原因，独立董事应当对此发表独立意见；上市公司最近3年未进行现金利润分配的，不得向社会公众增发新股、发行可转换公司债券或向原有股东配售股份。2005年11月1日国务院批转的证监会《关于提高上市公司质量意见》中又明确指出:上市公司要高度重视对股东的现金分红，努力为股东提供良好的投资回报。因而，股息收益率指标(建立在上市公司现金分红基础上)在政府监管部门监管上市公司、总体把握市场投资回报水平、进而制定中国证券市场相关政策过程中定能起到辅助决策的积极作用。
二、对中国股市上市公司现金分红状况的分析
对在上海、深圳证券交易所上市的公司现金分红状况进行统计，将市场总体的现金股息收益率与银行的存款利率相比较，对中国股市成立以来上市公司股票的投资价值、上市公司对市场的投资回报水平就会有深刻的认识。
从表1、表2统计结果来看，至少按股息收益率指标作为评估标准，我们可以有以下几点结论:
1.现金股息分配作为国际上最常用的利润分配形式，在中国股市的上市公司中运用得并不普遍。从历史平均结果看，中国上市公司中超过一半的公司在年度分配中对投资者没有现金回报。
2.中国股市流通A股股东的总体现金股息收益率尚处在非常低的水平，统计显示:流通股股东总体现金股息收益率还达不到1年期银行定期存款利率。2002年前，流通股股东总体现金收益率水平连银行活期存款利率水平都不到。
上述结论也十分清楚地反映出中国股市存在的问题和亟待改善之处:
1.中国股市上市公司对投资者的回报太少，投资者无法指望通过上市公司获取正常的投资回报，这正是中国股市的致命伤。对发展历史不长的中国股市，虽然我们可以凭“新兴
加转轨的市场”、“成长性良好”等种种原因来掩饰其现金股息回报率低的缺陷，但是，上市公司通过正常的经营活动获取利润从而回报投资者是股票投资者一切回报的本源。因此，提高上市公司的质量、提升上市公司对投资者的回报意识、回报水平是中国股市一项十分紧迫的任务。
2.在中国股市发展的历程中，投机过盛、股票二级市场换手率过高、股票价格波动幅度过大一直是股市发展的顽症，投资者的注意力往往集中在题材、差价、做庄、筹码集中度、个股技术形态等信息上，而对于投资股市真正的回报来源――上市公司的经营利润情况关注很少，甚至是漠不关心。为什么会形成这样的局面？其中一个重要原因就在于投资者根本不可能通过现金股息回报来获得投资收益，来自于上市公司的现金股息回报相对于高高在上的股价实在是太微薄。在这种状况下，投资者或者被迫转向投机，或者只有退出市场。
3.拓宽中国股市的资金来源，一直是中国股市管理层不懈努力的目标，尤其是“将银行万亿元计的居民储蓄存款引入股市”的观点常见于媒体的新闻中。其实从本文所作的统计，我们可以十分清楚地看到:目前，低回报的中国股市，相对老百姓用来养老、防病的风险厌恶型的储蓄存款而言毫无吸引力。提升上市公司现金股息收益率水平，让投资者能持续、稳定地获取上市公司的经营利润回报是将庞大的银行储蓄资金引入股市的必由之路。
三、运用股息收益率指标指导中国股市实践的几点建议
1.自觉运用股息收益率指标，分析股票的内在投资价值，防范股市投资风险。基于上文分析，每股现金股息源于每股收益，又一定程度能反映公司每股收益的盈利质量，建立在每股现金股息和每股股票价格基础上的股息收益率指标，能较市盈率指标更好地反映出一定股价水平下的股票内在投资价值。作为投资者，使用股息收益率指标有助于选择合适的投资时机和投资品种，防范投资风险，尤其对市盈率较低的股票品种，采用股息收益率指标进行必要的分析，可能会更有针对性。
2.大力倡导以投资回报率为核心的理性价值投资理念，提升股息收益率指标使用的有效性。股息收益率反映的核心内容是上市公司对投资者的回报水平，该指标的有效性取决于市场各方参与者对股市的基本价值判断和价值取向。如同中国股市初创阶段，上市公司股价与公司经营业绩无关、与宏观经济形势无关、市盈率指标基本失效一样，如果市场尚未建立起公司股价最终决定于公司业绩和对投资者回报水平这一经成熟市场实践反复验证的机制，那么股息收益率指标的使用有效性就大打折扣，甚至完全失效。从这个角度而言，在中国的股市实践中，使用该指标进行一些分析和判断，不能脱离目前中国股市的发展阶段，必须具体问题进行具体分析。笔者相信，随着市场理性价值投资理念的逐步建立，股息收益率指标的有效性会日益提高。
3.丰富以股息收益率为核心的股价评估体系的相关指标，并在实践中加以完善。以股息收益率为核心的股价评估体系，将上市公司对投资者的回报与投资者投资股票的价格联系起来，本质是建立动态的投资收入和投资支出之间的关系，是建立以投资回报率为核心的股价评估体系。这一评估体系以股息收益率为基本指标，在实践中还有待体系指标的丰富和方法的完善。比如，建立现金股息的质量评估体系，从现金股息分派的频率、绝对值、相对每股收益值、现金股息与账面现金之比、现金股息与每股经营性现金净流量之比等几方面进行评估。考虑到上市公司经营周期、宏观经济形势等各方面因素，建立现金股息收益率的修正性指标。考虑到投资者使用指标的偏好不同，应建立现金股息收益率的延伸性指标，如股价现金股息回收期、现金股息收益率与银行定期存款利率、长期国债利率之比等指标。
4.建议政府监管部门将股息收益率指标作为衡量上市公司经营、公司治理情况的参考指标。目前，中国证监会在公司新发股票、已上市公司再融资的行政许可事项中对公司的经营业绩均有一些诸如净利润、净资产收益率等刚性指标，面对有限的市场资源，如何科学合理的分配，设置一定量化标准是非常必要的。在政府大力发展资本市场、倡导理性投资、鼓励上市公司实施积极的利润分配政策的宏观背景下，笔者建议在拟上市公司新发股票的审核过程中对公司历年现金分配的情况作为重点关注项目；在对上市公司的日常监管、再融资审核中将公司上市后历年的现金股息分配情况与公司再融资的每股发行价格结合起来考虑(比如，可设立以再融资发行价格计近3年公司股息收益率指标)；虽然在成熟资本市场股票发行价格完全由市场调节，但处于新兴加转轨的中国股票市场，由于上市资源的相对稀缺性，如何将市场资源更好地配置给有业绩、重回报、公司治理规范的企业，股息收益率是一个非常有价值的参考指标，其具体运用有待于进一步探讨完善。
5.辩证看待股息收益率指标，科学合理地实施，避免不分场合地盲目使用。任何一个分析指标的使用都有其局限性，针对转型期中国股市的特点，针对上市公司对股东权益漠视、不思回报的状况，本文提出了股息收益率指标对指导中国股市实践的现实意义。但该指标过分强调对股东的即期回报，对成长性企业、初创的风险投资企业等股价的评估可能并不合适。因此，要结合其他股价评估方法，综合作出理性判断。
参考文献:
【关键词】离岸金融市场，金融创新，天津滨海新区
一、离岸金融的定义
刘振芳（1997），韩龙（2001），国际货币基金组（IMF，2000）认为离岸金融指银行及其他机构吸收非居民资金向非居民提供的各种金融服务。欧洲美元市场是离岸金融市场的前身，随着欧洲美元市场的不断发展，其含义也有所扩大，一是地域上扩大到欧洲以外的其他国家，如新加坡、日本、香港等；二是币种上扩大到欧洲马克、欧洲英镑、欧洲日元等。
二、国际离岸金融理论研究综述
离岸金融市场产生晚、发展快，是有其客观必然性的。其中，制度学派理论认为从生产成本和交易费用两个角度考虑，一种新的制度安排会从一个可供选择的制度安排集合中遴选出来，以规避政府管制，从而出现了以规避政府管制为目的的更加自由的离岸金融市场。全球一体化理论认为金融全球一体化的发展是对离岸金融市场的直接呼唤，当全球一体化发展到一定阶段，表现在金融要素上就是对欧洲货币市场或者说离岸金融市场的需求。金融自由化理论也是当代世界金融的一个重要发展趋势，其实质是要求各国突破传统的金融管制，形成全球统一的金融市场和运行机制，保证金融资本在全球范围内自由流动和合理配置，更加有效地利用国际金融资源。综上所述，这些理论都为离岸金融市场的迅速发展奠定了坚实的基础。
三、天津滨海新区离岸金融中心的地位分析
天津滨海新区地处环渤海经济带的中心位置，面向东北亚，这一地理位置决定了滨海新区将是中国乃至世界经济活跃的地区之一，在滨海新区建立离岸金融市场具有优越的区位优势。天津港保税区、天津东疆保税港区都坐落在滨海新区，为天津离岸市场的运行提供了得天独厚的条件和发展机遇。天津滨海新区对外经济开放度较高，具有良好的金融环境，金融业较为发达，金融市场体系初步形成，金融业聚集相应初步显现，具有较好的离岸金融发展条件。2007年，渣打银行、花旗银行、瑞穗实业银行等外资银行在开发区设立办事机构，开发区金融业结构和规模得到显著提升。天津滨海新区总体上具备了建成离岸金融市场的条件。
四、天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素分析模型构建
（一）模型介绍及数据选取
衡量离岸金融市场的规模的一个较简单的标准就是该地外汇存款数额，本文构建离岸金融中心金融机构外汇存款（包括中资金融机构和外资金融机构）与其影响因素的回归模型。本文选取天津滨海新区离岸金融中心作为标的区域，选取外汇存款作为离岸货币，以天津滨海新区离岸金融中心的外汇存款为被解释变量，所有币种都包含于外汇存款中，而不是只选取一个币种，选取外汇存款作为研究的对象具有一定的代表性。
解释变量分为：
1.收益性：无论是国内金融市场、在岸金融市场还是离岸金融市场，它们的利率都是其主要收益的表现，因此存贷款利率是离岸金融中心银行业务的重要收益所在。本文用天津滨海新区的实际利率与美国实际利率之差表示。另外，成本对收益性有着一定的影响，本文采用人均年收入作为衡量人力成本的指标。
2.便利性与流动性：离岸金融市场的一大特点是高度自由的金融制度。同时，对于离岸金融市场做出保障的是它的流动性。本文采用的衡量便利性和流动性的要素主要是开放程度，并且以进出口额来衡量离岸金融中心的开放程度。
由此建立回归模型，Y=？琢0+？琢1x1+？琢2x2+？琢3x3
其中，Y为天津滨海新区离岸金融市场的外汇存款额，单位是亿美元，数据来源于1993年-2012年天津统计年鉴，本文选取1992年-2011年外汇存款数据。
x1为利差，是1992年-2011年年度美元实际利率与天津离岸金融中心实际利率的差额，单位为%。美元实际利率数据来源于世界银行网站，天津离岸金融中心实际利率来源于1993年-2012年天津统计年鉴和中国人民银行网站，二者都是年度数据，为了保证利差都为正值，便于回归，这里取x1为美元实际利率与天津离岸金融中心实际利率的差额的绝对值，表示两者的差异程度。
x2为离岸金融中心开放程度，用1992年-2011天津滨海新区港口的进出口总额，单位为亿元，数据来源于1993年-2012年天津统计年鉴。
x3为天津离岸金融中心1992年-2011年城镇单位从业人员中从事金融业的人员年度人均工资收入，单位为本币元，数据来源于1993年-2012年天津统计年鉴。
（二）用SPSS做多元线性回归及其结果分析
1.相关性分析。用SPSS做外汇存款、进出口额、利差、人均工资收入的相关性分析，以说明外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入的相关性是否显著。相关性分析结果为外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入的皮尔逊相关系数分别为0.904、0.691、0.885，说明外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入相关系数都较高，且相关性比较显著。所以用外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入做回归是合适的。
2.散点图分析。根据外汇存款与利差，进出口额和人均工资收入的散点图可知，除个别特殊点之外，外汇存款与利差，进出口额和人均工资收入分别存在近似的线性关系，因此可以建立多元线性回归模型。
3.多元线性回归分析。以外汇存款为因变量，以利差，进出口额和人均工资收入为自变量，做多元线性回归。从回归结果的模型汇总表得出，判定系数R2为0.875，即该线性回归模型的拟合程度较高，方程对样本点的拟合效果很好，自变量可以解释大部分因变量，即利差，进出口额和人均工资收入可以解释大部分外汇存款。
从回归模型的方差分析表得出，F值为37.386，显著性概率为0，表明回归极显著，即进出口额、利差、人均工资收入对外汇收入有高度显著的线性影响。
根据回归系数表中未标准化的回归系数可以得出回归结果，建立回归模型，即为Y=22.821-2.474x1+0.003x2+3.675*10-5x3，从回归系数表的sig值可以看出，人均工资收入的检验结果是其影响不显著，由此可以得出天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素回归模型中人均工资收入对离岸金融市场规模的影响较小，利差和进出口额对离岸金融市场规模的影响较大。
根据回归标准化预测值图得出，各散点随机分布在e=0为中心的横带中，标准化残差都在-2至2之间，证明该模型是合适的。
综上所述，根据天津滨海新区离岸金融市场的回归模型：
Y=22.821-2.474x1+0.003x2+3.675*10-5x3
有如下估计：
美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差对离岸金融市场的外汇存款影响最大，美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差上升1%，将使天津离岸金融市场外汇存款下降2.474亿美元。因为如果美元的实际利率高于天津离岸金融市场外汇存款的实际利率，美元资金立刻会流向高收益的美国。
天津滨海新区的进出口总额对离岸金融市场的外汇存款影响较大，天津滨海新区的进出口总额上升一个单位，将会使天津离岸金融市场外汇存款上升0.003亿美元。天津的开放程度上升，必将引进更多的国外资源，这就可以提高贸易资金的往来。天津滨海新区的人均工资收入对离岸金融市场的外汇存款影响最小，因此不能构成天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素，在此将它忽略。
综上所述，美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差和天津滨海新区的进出口总额是天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素，因此，要扩大天津滨海新区离岸金融市场规模，加速离岸金融市场发展，可以从美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差和天津滨海新区的进出口总额方面进行改革。
五、政策建议
根据前文的分析，国际离岸金融市场的竞争加剧，在这样的国际经济环境下，天津滨海新区离岸金融市场如何在竞争中领先，如何维系和提高其离岸金融中心的地位并扩大其规模，可以有以下几个措施。
1.使天津离岸金融市场外汇存款的实际利率高于美元的实际利率。这是天津离岸金融市场可以把握和利用的，因为离岸金融市场业务既不受货币发行国的金融法规约束，也不受业务开展所在国金融、外汇政策限制，因此，保证天津离岸金融市场外汇存款的实际利率高于美元的实际利率，可以吸引更多的美元存款进入天津离岸金融市场，从而扩大天津离岸金融市场的规模。
2.完善基础设施，保证开放程度。较高的开放程度使天津滨海新区成为中国为数不多的离岸金融中心之一，并保持其地位的另一个重要原因。天津港有低税率及简明的税制结构等优势，并且在金融市场自由化程度较高。天津滨海新区离岸市场虽然出现较晚，但只要保证一定的开放程度，就一定会发展迅猛。
综上所述，天津滨海新区作为中国重要的离岸金融中心，有着其内在的机制和优势。美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差和天津滨海新区的进出口总额是天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素，对其成为规模较大的离岸金融中心有着重要的作用。
本文在离岸金融市场的模型构建上还存在着一些缺陷，在模型的构建和数据的选取上还可以进一步完善，另外，在提高天津滨海新区离岸金融中心地位及扩大其规模的政策建议上还有很大的讨论空间。
参考文献：
[1]巴曙松，郭云钊.离岸金融市场发展研究[M].北京：北京大学出版社，2008.
[2]郭云钊，胡传雨.离岸金融业务对经济发展的影响研究——基于香港地区的实证检验.中央财经大学学报[F]，2013.
[3]邓琦等.天津市离岸金融发展研究.天津经济[F]，2013.
[内容摘要]H股回归一直被认为是有利于发展中国A股市场的。本文从收益率的角度出发，通过选取2008年以前实现H股回归的47只股票的日收益率数据和对应日期的上证指数的日收益率数据作为样本，分别通过非参数检验、事件研究和回归分析方法进行分析，结果发现H股回归对上证指数收益率有负的影响。我们认为，该发现具有重要的现实意义，有关当局应当重视，在实施H股回归政策时要有计划、分步骤，避免对投资者信心造成短期不利的过度冲击。
[关键词]交叉上市；H股回归；事件研究
改革开放以来，随着中国经济的快速发展以及企业国际化的推进，赴海外证券市场上市的中国企业数量不断增加，其中更多的企业选择香港股票市场作为上市的目的地。近年来，随着中国大陆资本市场的发展，我国进行国际交叉上市的企业数量也随之增加，一大批曾赴香港市场上市的公司回归国内A股市场发行股票，引起了市场、学界和有关管理当局的广泛关注。深入研究交叉上市对A股和香港H股市场的影响，具有十分重要的现实意义。
同一家公司的股票在不同的两个或两个以上的交易所上市称为交叉上市。按照企业上市的交易所地点的不同，交叉上市可以分为国内交叉上市和国际交叉上市。国内交叉上市是指企业在本国多个交易所发行股票。我国目前尚没有同时在上海和深圳证券交易所同时上市的国内交叉上市公司。国际交叉上市是指企业不仅在母国交易所上市，而且还在东道国交易所发行股票。母国是指上市公司所在国，东道国是指公司海外上市地所在国。在中国，由于历史与制度原因，一般将赴香港上市视同为海外上市。另外，中国企业与国外企业的国际交叉上市的特殊之处还在于，中国的企业大多是先在国外市场上市，然后等时机成熟再回国内市场实现国际交叉上市，其中又主要是先在香港H股市场上市，然后回归国内A股市场，即H股回归现象。
西方学者对交叉上市的研究比较早，但一般都集中于研究先在国内市场上市，然后赴海外市场上市的国际交叉上市模式。其中，有关国际交叉上市对母国资本市场的影响并没有达成一致的看法，甚至存在两种相反的观点。一种观点认为，企业国际交叉上市的不断增加可以视为金融的国际融合和资本流动的自由化，交叉上市可以促进母国市场与全球市场的整合并因此推动经济的发展(Edi-son and Warnock，2003)。另一种观点认为，国际交叉上市将导致交易活动离开母国市场，使本土资本市场边缘化，这将影响国内金融市场的发展。Jayakumak(2002)对于智利的数据研究显示，市场交易量向美国存托凭证”(American de-pository receipts，ADR)市场集中，占到整个市场交易量的50％以上，ADR市场的发展压抑了智利国内股票市场的发展。
中国的H股回归与国外文献中的交叉上市有一个很大的不同，即先在海外上市(如香港H股市场)，然后回归国内A股市场发行股票，基于这种交叉上市模式的研究在国外的文献中尚没有发现，而国内相关研究则大量集中于中国企业海外上市的动机和影响上(沈红波，2007；等)，对于H股回归问题研究不多。林少宫、李东(1997)是较早研究H股回归的学者，但是他们的研究角度基于H股市场，即H股回归对于H股市场自身的影响，这是国外交叉上市文献的普遍研究视角。陈国进、王景(2007)的研究虽着眼于国内，其分析则基于同行业纯国内上市公司，这也是国外文献的研究视角之一。总之，本文试图立足于国内A股市场，研究H股回归对于A股市场的影响，这也是对先海外上市后回归母国这种交叉上市模式进行的一些探索。
一、交叉上市的风险分散效应
Foerster，Karolyi(1999)认为国际交叉上市企业的收益率服从这样一个模式：交叉上市前一年有显著为正的超额收益，上市一周之内仍有较小的超额收益，而在上市一年之后则平均有显著的损失。股票收益的这种模式被解释为由于证券市场分割所造成的投资壁垒引起的。他们对11个国家的150只在美国交叉上市的股票的分析表明，由于美国资本市场规模大、流动性强，因此企业在美国上市可以实现融资金额增加和股东基础扩大，从而可以在更广范围内分担企业上市后的风险，进而降低投资者持有企业股票所要求的风险溢价，并相应降低资本募集成本。投资壁垒的存在使得投资者要求足够高的风险溢价补偿，通过交叉上市则可以消除这种限制。因此，交叉上市公司的风险溢价减少，收益率会降低。
Alexander，Eun，Janakimmanan(1987)推导出了一个交叉上市股票的定价模型。假设交叉上市前国内市场处于封闭状态，具有指数效用函数形式的投资者追求最终财富最大化的行为会产生一种市场均衡，在这种均衡下交叉上市股票的期望收益率由下式给出：
在收益率的分析中，对于个股到指数的收益率变化传递路径，一般是：保持其他条件不变，当自身收益率低于指数收益率的个股加入指数编制的样本中时，就会从整体上拉低指数收益率。在H股市场的上市公司，一般被认为是经历国际金融市场考验的优质公司，其风险控制能力大大增强。同时，两地上市使公司不易受到单个市场波动的过度影响，具有很好的风险分散效应，因此投资者所要求的报酬率就会降低，从而也会降低公司的资本成本。另外，H股回归为A股和H股市场之间架起了一座桥梁，使两地市场联系更加紧密，信息流动更加充分，降低了市场间的分割程度，从而会增强两市的风险分担作用，市场风险的分散会使市场收益率也趋于下降。
二、研究设计
(一)事件研究
本文对于H股回归所采用的事件研究方法中，将事件日定为H股在A股的上市日，将事件窗的长度取为30天。我们把事件日设为第8日，采用(-105，-15)日为估计窗，以(-14，15)日为事件窗。在估计窗内利用逐步自回归方法衡量上证指数的正常收益率，这种方法把时间趋势回归同一个自回归模型结合在一起，并用逐步回归法来选择用于自回归过程的时滞步数。我们再将估计的模型向前预测30期以得到正常收益，事件窗内实际收益率与预计的正常收益率之差就是异常收益率(AR)，利用平均异常收益率(AAR)和累计异常收益率(CAR)检验H股回归对指数收益的影响。根据前面的分析，若H股回归对于A股市场收益率有拉升作用，则平均异常收益在统计上要大于零，累计异常收益率为正；否则，平均异常收益率小于零，累计异常收益率为负。
我们选取2008年以前发生的H股回归事件作为研究对象，样本中一共有47只股票成功地从H股回归到A股市场。所用的数据主要来源于WIND数据库、中国人民银行、国家统计局等网站。
(二)回归分析
有研究表明，中国股票市场受到经济增长、居民储蓄、通货膨胀水平、经济周期的影响(靳云汇、于存高，1998)。在我们的模型中，使用GDP这一指标
作为经济增长的度量，使用全国居民储蓄存款(SAV)指标衡量居民储蓄，引入全国居民消费总指数(CPI)衡量通货膨胀，用宏观经济景气指数(CYC)来衡量经济周期的影响。同时，正如本文理论部分所阐明的，H股回归对于指数的影响存在着不确定性。H股企业的回归，可以为内地投资者提供更多投资机会、塑造价值投资理念、增强A股市场与香港股市的联动，促进内地股市发展。同时，国际交叉上市的股票分散了市场风险，收益率会降低。在模型中，我们使用H股回归的股票数目(NUM)作为度量H股回归对于指数收益率影响的指标。
鉴于上述分析，建立下面的线性回归模型检验H股回归对上证指数收益率影响是否显著：
由于受到数据来源的限制，我们在回归分析中使用从1992年开始的季度数据进行分析。
三、实证结果与分析
(一)事件研究结果
为了在估计正常收益时使用自回归模型，先通过ADF方法对上证指数收益率进行平稳性检验，检验式中不包括趋势项和截距项，滞后阶数为4。检验结果显示ADF统计量为-26.48，上证指数收益率序列是平稳的，在指数正常收益的衡量中，可以使用逐步自回归方法估计正常收益。
通过实证检验，以H股回归A股的上市日为事件日，事件窗(-14，15)日内的平均超额异常收益率(AAR)与累计超额异常收益率(CAR)如表1和下图所示。
对上证指数收益率数据进行正态性检验发现，收益率数据并不符合正态分布。为了检验AAR与CAR的总体上是否显著异于零，分别用AAR序列和CAR序列与零序列做两独立样本差别比较的秩和检验，结果如表2所示。
从AAR变化的表1和图中可以看出，在H股公司回归A股上市日前4天左右，指数开始下跌。一般来说，H股回归宣告日与上市日之间大约相差25天(陈国进、王景，2007)，其间指数很可能已经对这种上市预期产生了反应。随着上市日的临近，指数开始下跌，说明H股回归的扩容压力对于市场而言是一种利空消息。这种跌势在回归上市日前一天达到最大，市场反应最强烈，这说明投资者对大盘扩容的担忧。在上市日指数收益维持在0左右，说明市场调整基本到位，投资者对后市普遍持观望态度，H股回归之后约11天内指数上下频繁波动，更加印证了这一看法。
从CAR变化的表1和上图也可以看出AAR变化趋势所揭示的一般涵义，并且整体来看，CAR曲线是向下走向的，说明H股回归对于市场是一种利空。
从AAR序列和CAR序列与零序列的两独立样本差别比较的秩和检验可以看出，AAR整体上来说在15％的水平上小于零，而CAR整体上小于零是非常显著的。
(二)回归分析结果
根据前面回归分析研究设计中所设定的模型，利用Newey-West的异方差和序列相关一致估计方法对模型进行估计。回归结果如表3所示：
结果显示，国内生产总值(GDP)、通货膨胀(CPI)和经济周期(CYC)对上证指数收益率的影响均不显著，而储蓄水平(SAV)和H股回归(NUM)对上证指数收益率有显著的影响。国内生产总值、储蓄水平和经济周期对指数收益有正的影响，而通货膨胀和H股回归对指数收益有负的影响。本文关注的焦点是H股回归的影响，回归结果和我们前面的分析是一致的，H股回归对于上证指数收益率是一个利空，H股回归使得指数收益率下降。
四、结束语
本文分别通过事件研究和回归分析两种方法检验H股回归对于上证指数收益率的影响，得到的结论与我们的理论分析相吻合，即实现H股回归的股票由于风险分散作用而使得风险溢价降低，当其加入指数组合中时，就会降低指数的收益率。
关键词:公允价值收益;市场整体风险;市场系统风险
一、推广公允价值计量方法
如果全面推广公允价值计量方法,是否会如许多金融实业界人士所言,会加剧金融市场风险呢?我国财政部于2007年实施的新会计准则中积极倡导公允价值计量方式,在金融资产、投资性房地产、非同一控制下的企业合并、非货币易和债务重组等具体准则中大量使用公允价值计量方法。新准则实施不久,恰逢我国遭遇美金融风暴袭击,国内金融市场和实体经济遭受重创,在此期间公允价值会计是否影响了我国资本市场的风险水平?如果有影响,作用如何?这正是本文想要研究的问题。
二、文献回顾与研究假说
美国金融危机引起了许多对于公允价值会计的批评,指责其加剧了次贷危机并引起了金融海啸,大量文献指出公允价值会计造成了资产价格下跌的恶性循环,放大了金融系统整体风险。对于公允价值会计的批评来自于政治家、政策制定者、审计师和行业专家,认为公允价值会计为金融危机的传播提供了便利。Plantin等(2008)认为从基于历史成本计量的会计方法转换到以公允价值计量为基础的会计方法,是会计相关性和可靠性的一种权衡,并且用数理模型对此进行了验证。公允价值会计加速了银行之间的传染,增加了银行系统之中的系统性风险。而历史成本计量为基础的会计方式对于当前的价格变化不敏感,因此会产生逆周期循环交易(当资产价格上涨时卖出资产,当资产价格下跌时持有资产),这样减少了价格的波动性。公允价值会计通过盯住市价,克服了会计计量对于当前价格变化反映迟钝的不足,但也造成了资产的顺周期效应。学者们在研究中纷纷指责公允价值会计造成的顺周期循环(在资产价格上涨期大量买入资产,在价格下跌时卖出资产)使的金融系统中的整体风险加大。
2009年4月9日,为了有效的控制金融危机的加剧和传播,FASB颁布NO.157-4。决定在市场交易量和流动性严重不足的情况下,将交易确定为非贯序交易,可以不使用当前价格计量资产,而使用最近期间的序列交易价格作为公允价值计量的基础。需要我们注意的是,在2008年底SEC向国会提交的调查报告中指出,并非公允价值会计规则本身加大了银行系统之间的传染,仅仅是当公允价值作为资产计量方式结合银行资本监管率制度、内部控制制度以及公司高管激励性合同的共同作用下,以公允价值为导向的财务报告结合市场情况才加剧了银行间危机的传染效应。正如Plantin(2008)指出的,在一个并非完美的现实环境中,消除一部分不完善的组成成分,并不意味着另一部分的状况将得到改善。
而对于风险的研究,Beaver等(1970)首开运用实证方法研究会计信息影响公司风险的先河,建立计量模型研究了会计盈利的波动以及其它会计指标与以贝塔为代表的公司风险之间的关系,发现会计盈余波动越大,公司贝塔系数也越大。我国学者王明涛等(2006)运用横截面数据,分析了我国上市公司业绩、治理结构、股权分置和信息披露等因素对于股票市场风险的影响,得出相关结论。吴世农等(1999)研究结论表明我国上市公司的总资产增长率、财务杠杆、股利支付率与股票贝塔系数呈显著相关关系。因为市场中的信息不对称,市场有时难以对公司所面临的风险进行准确的定价,许多企业的破产并非是因为其业绩不佳而是因为对于风险的控制出现了问题,因此对于市场风险有必要单独进行研究。
国外针对公允价值会计加大市场风险的研究结论主要是对于银行系统而言,我国情况有所不同。2007年新会计准则首先在上市公司开始实施,虽然金融系统使用公允价值计量的资产和收益较多,但是就整个A股市场来看金融行业的公司仍然较少,对整个资本市场和国民经济波动的影响作用还非常有限,而其它行业的上市公司中使用公允价值计量的为数不多,即便使用也仍是在以历史成本计量为基础的前提下,对部分金融资产或投资性房地产使用公允价值计量。从宏观角度分析,我国在2008年以来的全球金融风暴中,面对的主要是外源性的金融冲击和贸易下滑,并非公司内部因素导致了资本市场动荡和价格波动。虽然此间我国推出新会计准则,但从根本上说新准则的推出和公允价值计量方法的使用并非危机的根源,也不会加剧市场风险水平。基于以上我们提出研究假说:
H:我国新会计准则提倡的公允价值会计并非推动市场风险扩散的主要原因。
三、模型设计和实证结果分析
1.实证模型设计与数据说明。市场风险是因为其所处的外部环境和内部因素的不确定性造成的。从一般意义上讲市场风险可理解为市场活动中,由于内外部因素难以预料和无法控制的因素作用使得收益结果偏离预期的目标。而普遍关注衡量市场风险的变量主要有两类,一种是以市场数据为基础的,如股价收益的波动和贝塔系数;另一种是以会计数据为基础主要包括会计收益的波动和负债比例等。在本文中研究采用股票收益季度波动性V作为衡量市场整体风险的指标。而市场系统性风险的度量,我们采用β系数来衡量,β系数采用CAPM模型进行估计。市场整体风险V和系统风险β表示如下:
其中P为股票每日收盘价,r为日普通收益率,n为季度内股票交易天数,V为衡量波动性的股票季度日收益率的标准差。Ri是某公司股价日普通收益率,Rm是市场组合的收益率,Rf是无风险收益率(我们采用短期国债利率代表无风险收益率),Cov(Ri,Rm)是公司i股价收益率与市场收益率的协方差,Var(Rm)是市场收益率的方差。研究使用季度公司股价收益和市场收益数据,回归估计上市公司每个季度的β系数,用此来作为衡量公司面临系统风险的变量指标。
新会计准则中大量采用公允价值计量方式,公允价值的当期变动有些在当期确认了损益,研究把企业交易性金融资产、交易性金融负债、采用公允价值计量模式计量的投资性房地产、衍生工具套期保值业务等公允价值变动形成的应计入当期损益的利得和损失看作是公允价值变动所计量的收益,当期公允价值计量的收益除以期末总股份得到每股数FVEPS。研究同时定义虚拟变量DUMMY,当公司有公允价值计量的收益时DUMMY变量为1,没有公允价值计量的收益时变量为0。并且观察公司每股收益EPS对于公司风险的作用。同时在实证模型中我们控制了可能影响因变量的诸多变量,如上市公司流通市值LnLTSZ、季度平均股价Aprice、上市时间Age、当季会计收益ROE、当季日均换手率turnover和当季市场回报Return、资产负债率debt和流动比例Ldbl等。
建立用于检验公允价值计量收益对于市场风险作用的实证模型:
Vit=?琢0+?琢1FVEPSit+?酌1LnLTSZit+?酌2Apriceit+?酌3Ageit+?酌4RO-Et-1it+?酌5VROEit+?酌6turnoverit+?酌7?茁it+?酌8Returnt-1it+?着it…(1)
?茁it=?琢0+?琢1FVEPSit+?酌1LnLTSZit+?酌2Ageit+?酌3debtit+?酌4Agrowit+?酌5Ldblit+?酌6Returnit+?着it…(2)
研究样本选择2007年~2009年我国上市公司共12个季度组成的面板数据作为研究样本,此间上市公司开始采用公允价值计量方法进行会计信息披露。研究财务数据来源于CSMAR数据库,市场数据来源于Wind数据库,收集所有变量组成实证研究方法使用的面板数据库,采样过程中研究剔除了特别处理的上市公司、变量数据缺失的样本公司,最后对所有有效数据进行了winsorize1%的处理,以减轻极端数据对于实证结果的影响。
2.实证结果分析。股价波动为因变量的收益-波动模型实证结果如表1所示,我们分别对EPS、FVEPS、DUMMY等变量进行单独回归,并且对EPS、FVEPS和DUMMY三个变量进行了俩俩回归(FVEPS和DUMMY变量不能同时进入回归模型)研究发现,在单独变量回归中EPS变量在控制了影响波动的其它因素之后并没有发现与股价波动显著的相关关系,FVEPS变量与股价波动在1%的水平上显著负相关,相关系数为-2.39,表明公允价值计量的每股收益并未加剧股票市场价格波动反而在一定程度上稳定了市场价格,验证了研究假说。在DUMMY单变量的回归中回归系数虽然表现为正数,但是在统计意义上不显著。对于主要观测变量的两两共同回归中实证结果基本不变。在收益-波动模型的多元回归分析发现公允价值计量的收益不但没有加剧股价波动反而稳定了股价。
表2列报了收益—贝塔模型的多元回归结果,同样对于主要观测变量进行了单独回归和俩俩回归,研究发现EPS、FVEPS在1%的水平上显著的与公司贝塔系数呈负相关关系,相关系数分别为-0.12和-0.33,说明每股收益和公允价值计量的每股收益都显著降低了市场的系统性风险。在多元回归控制了影响贝塔的其它因素之后DUMMY变量与公司贝塔系数在10%的水平上显著负相关,相关系数为-0.016,说明有FVEPS的公司系统风险更小。收益-贝塔模型主要观测变量的俩俩回归实证结果与单变量回归结果基本相同,EPS、FVEPS和DUMMY变量都显著的降低了市场系统性风险,证实了公允价值计量的每股收益并未加剧市场风险的假说。
从以上的收益模型多元回归结果分析中,研究认为公司采用公允价值计量的每股收益并未加大市场风险。不论是对于采用股价波动衡量的市场整体风险,还是对于采用贝塔系数衡量的市场系统风险,FVEPS变量都表现出与风险因变量显著的负相关关系,并且DUMMY变量也呈现出与贝塔的负相关关系,说明在有FVEPS报出的样本中贝塔值更低,这些实证结果验证了提出的研究假说。
四、研究结论
关键词 稀贵金属 精炼能力 回收工艺 阳极泥 市场竞争力 供给侧
在我国，黑色金属和有色金属主要品种的回收利用价值已被人们所了解和熟悉，并逐渐形成了一个自下而上的回收系统，然而稀贵金属的回收却常常被许多有色金属生产企业所忽视。其实稀贵金属回收再利用具有重要的现实意义和经济价值。那么当前国内稀贵金属生产回收现状和未来市场发展状况如何呢？对此，我针对稀贵金属2016年市场需求及贵金属生产回收现状和行业政策以及稀贵金属市场发展走向进行深入分析。
一、稀贵金属生产回收现状
稀贵金属是稀有金属和贵金属的统称。主要包括：贵金属（金、银、铂、钯、铑、钌、铱、锇）和稀有金属（锂、铷、铯、铍、钛、锆、钒、铌、钽、钼、钨、镓、铟、铊、锗、硒、碲等）。稀贵金属因其优良的物理化学性能、高度催化活性、强配位能力，在饰品之外也被广泛应用于汽车、石化、制药、电子电器、蓄电池、玻纤、航天军工等行业中，成为现代工业、现代科技、现代国防不可或缺的重要部分，被我国及大多数国家列为国家战略资源，可以称之为工业之魂。
目前，我国稀贵金属矿产资源的保有量很少，特别是铂族金属矿产资源就更少了。相关数据显示，我国探明的铂族金属矿产资源有35处，总保有储量仅310吨，每年仅有金川集团在镍矿开采中伴生产出1吨多铂金；而金矿资源有1265处，总保有储量4265吨，居世界第七位；银矿资源有569处，总保有储量11.65万吨，居世界第六位。
目前，国内黑色金属和有色金属已走上了生产应用回收再利用 的良性循环道路，稀贵金属虽然作为战略资源，但是由于规模有限、分布太散并没有引起国家相关部门的重视，稀贵金属大多仍停留在散乱无序回收，甚至废弃的模式上。大多数人认为稀贵金属大量应用于电子产品中，但一般电子废弃物回收处理只将其中的铜铝部件拆卸利用，含有多种稀贵金属的元件由于回收技术工艺高及含量低的原因又成了废弃物。国家大量进口贵金属，尤其是铂族金属几乎完全依靠进口，而生产出来的贵金属又在大量的报废，据统计，2016年至2021年，我国将是铂族金属废料产出最多的国家。仅仅靠增加生产和进口是不能满足工业生产中日益增加的对贵金属的需求的，因此必须重视回收再利用这个重要环节。
我国的稀贵金属生产回收行业较国外起步晚，但发展速度较快，快速发展的同时也存在很多的问题和不足。稀贵金属再生行业存在以下几个典型的问题：第一，国内正规有资质并且技术先进的稀贵金属加工提炼企业数量非常少，作坊式回收提炼单位规模庞大，有10万之众，由于工艺技术落后，往往在提炼过程中造成严重的环境污染以及资源浪费，如何把优质资源集中到优质企业手中，是目前迫切需要解决的问题；第二，稀贵金属年回收量少而分散，造成大多回收环节以个体户为主，环节多；第三，国内提炼技术及水平整体有待提高；第四，国内从事贵金属回收、提炼税负较高；第五，稀贵金属回收及利用行业相关法律法规有待完善；第六，环保成本高，合规企业不仅要遵守环境法，而且大多数涉及稀贵金属废料都被列为危险废弃物，危废资质难拿到，危废跨省转移联单制导致一批货几个月或一年都到不了提炼企业手中，严重影响生产效率；第七，取样、检测准确率及汇率变化、价格波动都会对贵金属回收提炼产生重要影响。
稀贵金属再生行业对国家政策的动向非常敏感，任何一项与之有关的政策都将影响到稀贵金属再生行业整个产业链的调整和发展。
我国铂族金属主要依靠进口和循环再生利用，石化行业废催化剂、失效三元催化器、阳极泥、电子废弃物、制药催化剂等是主要的回收来源，国内已研发了多项回收工艺，主要集中在湿法溶解和火法金属捕集。
二、贵金属再生行业市场展望
稀贵金属与我们现代生活息息相关，稀贵金属被广泛应用于电子计算机的心脏大规模集成电路元件的制造、蓄电池、通讯、医药、食品、环保净化产品等领域。同时稀贵金属的回收再利用可减少对原生矿产资源的开发和挖掘，是对环境的保护。相关研究数据表明，2015年中国铂族金属回收价值约为12亿美元，回收量占比约14.6%，亚洲其他地区占比23%，世界其他地区占比68%。据相关机构测算，到2020年来自汽车催化剂的贵金属会达到全球稀贵金属产出的25%。
中国稀贵金属回收再利用行业已经初具规模，市场发展前景广阔，贵金属再生行业作为资源回收中的一颗明珠，必将大放异彩。但短期来说，稀贵金属再生企业会面临不少的困难和问题，企业应保持定力，加强企业自身冶炼回收能力 ，积极提高生产科技水平，提高企业的市场竞争力。2016年，我国稀贵金属再生行业企业间的重组与并购增速仍将加快，同时受国内、国际大宗商品市场低迷，经济形势在低位徘徊影响， 2016年稀贵金属国内市场需求量会略有下降，稀贵金属价格将维持稳中略降走势，但铂、铑、钯等个别稀贵金属因市场需求影响，仍可能出现阶段性波浪式反弹。但随着中国宏观经济调控和供给侧改革的逐步深入，经济运行稳中向好因素增多，稀贵金属国内市场需求量会大幅增加，市场价格也将稳中向好。
国内稀贵金属生产企业应抓住当前贵金属市场发展契机，提高稀贵金属精炼能力和回收工艺，紧跟国家相关政策，积极整合资源，通过冶炼回收技术更新和管理运营，大力促进稀贵金属精炼和回收行业的快速长足发展。
（作者单位为北方铜业股份有限公司销售部）
[作者简介：王勇（1974―），男，山西曲沃人，经济师，从事于有色金属销售，市场分析，运输管理工作。]
参考文献
[1] 蒋兴明.稀贵金属产业发展[M].冶金工业出版社，2014.
[关键词] 整体上市 股权结构 资产质量
一、研究目的和意义
在这样的一个市场竞争激烈的环境里，很多公司在集团内部通过收购兼并、股权转让、资产置换、增发股票等方式进行资产整合，以集团整体的面孔出现在资本市场上。关于整体上市的相关研究，大多数停留在规范分析上。从理论上研究集团公司要实现整体并非一朝一夕，也并不可以大规模地复制，需要具备一定的条件。在理论研究之上，很多学者选取已实现整体上市的公司进行个别案例研究。本文尝试从实证角度来分析整体上市的可行性分析。
二、文献回顾
整体上市的理论基础主要集中在规模经济和协同效应两个方面。黄湘源通过实例分析，说明了整体上市对于我国证券市场上大量存在母子控股型上市公司而言，能帮助消除关联交易的负面影响；二是整体上市本质上是一种旨在改造上市公司质量的并购重组，它对于上市公司做大做强的促进作用是十分明显的。整体上市后，股权结构也很清晰，控股股东与中小股东的利益趋于一致。乐嘉春和吴培新在剖析TCL集团整体上市案例的基础上，整体上市后的国有企业集团能够募集到企业发展所需的扩张资金，做大做强。再有，整体上市能塑造出一大批绩优蓝筹和具有较好成长性的上市公司。邓晓卓通过比较TCL集团和武钢股份的整体上市的方式，说明了整体上市不仅有利于上市公司的质量迅速提高，也可以迅速提高国内证券市场的质量、减少投机者对国内股市的操纵。
三、假设研究
不同模式下的整体上市有其不同点，上市的过程也不尽一样。通过资产重组实现整体上市的公司占了大多数，就是利用现有的壳资源，实现集团公司的整体上市。本文所讨论的整体上市模式，是指集团公司在已经存在上市子公司的前提下，通过集团公司与上市子公司之间的购并与重组，实现母公司主要经营资产的上市。整体上市，对所有上市公司的控股集团都是一个极度垂涎的诱惑。但是，整体上市并非易事，上市公司还需迈过资产质量、股权结构两道关口。基于这样的分析我们有这样的假设：
H1：资产优良，盈利能力强的上市公司更可能选择整体上市。
H2：第一大股东持股比例越高，公司越有可能选择整体上市。
四、实证分析
有关上市公司的数据及资料来源Wind资讯系统，以及证监会网站、巨潮资讯网。研究整体上市前一个会计年度的有关数据来反应上市之前的有关财务状况。将行业和公司规模作为匹配指标，在所有A股中选择行业和规模最相近公司作为控制样本。
因变量是否选择整体上市HL是个二分变量，是否整体上市用HL来表示，对于选择整体上市的公司，HL等于1，非整体上市HL等于0，选用Logistic回归模型是合理的。
文章选用模型为：
:如果公司选择整体上市则为1，否则为0
:所研究的会计年度的第一大股东持股比例
:所研究的会计年度的净资产收益率
:所研究的会计年度的总资产的自然对数，作为控制变量引入模型
:所研究的会计年度的两年总资产平均增长率，作为控制变量引入模型
:残差项
通过数据的一般描述性统计，选择整体上市的公司资产收益率平均为17%，远远高于控制样本中的公司资产收益率6.7%。选择整体上市的公司第一大股东持股比例的均值为57%，高于控制样本即非整体上市的公司的第一大股东的持股比例均值45%。
通过Logistic回归分析，有以下结果：
从上表可以看出，第一大股东持股比例越高，公司越倾向于选择整体上市，这与假设H1一致。公司的资产质量越高，即净资产收益率越大，公司选择整体上市的可能性越大，与假设H2一致。
五、结论
整体上市并非易事，上市公司还需迈过资产质量、股权结构两道关口。我们通过回归分析得到，第一大股东持股比例和净资产收益率对是否选择整体上市有显著正相关的影响关系，即大股东持股比例越高的公司，更有整体上市的倾向。整体上市公司对资产的质量也有所要求，研究结果表明，净资产收益率越高，公司越倾向于整体上市。
参考文献：
[1]黄湘源:整体上市是不是趋势[J].资本市场，2004（01)
[2]钱启东伍青生王国进:关于“整体上市”的研究[J].上海综合经济,2004(04)
[3]黄清:国有企业整体上市研究――国有企业分拆上市和整体上市模式的案例分析[J].管理世界，2004(02)
【关键词】 债务融资风险；企业价值；多元线性回归；资本结构；微观影响因素
一、引言
债务融资是企业资本结构的基本要素之一，对保证企业运营资本、增加企业价值起到非常重要的作用。债务融资的应用为企业带来低资本成本、实现企业价值增值的益处，同时也带来债务风险成本，增加了企业破产成本。债务融资风险问题一直是理财学中的重点与难点问题，债务融资风险研究的根本目的是如何实现企业价值最大化。
二、煤炭企业债务风险转化分析
（一）煤炭企业风险的特点
煤炭产品是社会稀缺资源，具有不可再生性，煤炭企业的债务风险主要表现在：
1.煤炭资源整合和兼并重组需要大量外部资金支持
在政府宏观经济调控下，煤炭企业进行外延扩张时会有大量的资金需求，由于整合是在政府主持下进行，且中国绝大部分煤炭企业属国有或国家控股企业，再加上近年来煤炭企业的丰厚利润，煤炭企业在扩张时对资金的需求度要小于其它企业，债权人的成本较小。
2.主要债务融资渠道来源于银行借款
长期以来中国经济的特殊体制，企业债务融资的首选是银行，商业银行对基础性产业的支持存在政策性导向，当市场经济萧条时，会形成风险转嫁趋势，降低债务风险。
3.债务融资风险主源于煤炭企业内部
作为发展中国家，中国现在以至今后一段时间内对煤炭资源的依赖会继续存在，导致煤炭企业处于良性市场经济运行中，债务风险引发的债务危机主要缘于企业内部。
4.煤炭企业的融资渠道正在扩大
随着中国金融市场的发展与完善，煤炭企业资产证券化进程迅速。通过金融市场的主要融资方式有：（1）国内主板IPO方式融资。根据国家统计局公布的数字，至2009年末，中国共有22家上市煤炭公司。（2）增发配售融资。例如兖州煤业股份有限公司2004年7月15日增发2.04亿股H股。（3）债券融资。如山西西山煤电股份有限公司2009年8月17日发行人民币30亿元公司债券；福建省煤炭工业（集团）有限责任公司2008年8月6日发行5年期债券，筹资10亿元人民币；平顶山煤业（集团）有限责任公司分别于2006年4月和2008年5月在银行间市场成功发行10亿元企业债券和10亿元短期融资券等（如表1）。（4）可转换公司债券融资。例如，河北金牛能源股份有限公司2004年8月26日通过深圳交易所发行总额为7亿元的可转换公司债券。
（二）煤炭企业债务风险转化理论分析
风险产生的根本原因在于实际收益的波动性，波动性越大，对应风险就越大，因而可以将融资风险问题转化成收益问题。当企业利用融资资金后如果能产生最大化的预期收益，即实际收益与预期收益间的偏差降到最低，则完全不必担心风险问题，因为实际收益与风险的反向作用，风险已降到最低。基于有效资本市场假设，实现实际收益最大化可以转化为实现企业价值最大化，通过构建最佳资本结构实现企业价值最大化，消除风险。但是最佳资本结构结论只是说明了债务总额与总资产以及长期债务与总资产的比例关系，并没有分析债务融资结构中的长期负债与总负债的比例关系。企业的债务融资包括长期负债与短期负债，短期负债的特性决定了它的低风险性，因而企业债务融资风险主要由长期负债所形成。
从融资与企业价值角度看，在企业利用资金（包含长期债务）进行运营时，存在一个最佳的点或区间，在这个点或区间里既能满足企业以最低成本筹措到项目所需要的足够资金，又能使债权人与股东的满意度达到最大，融资风险降到最低，企业的市场价值最高。这个点或区间就是企业长期负债筹资额，在进行分析时，以相对量的形式――长期负债占总债务的比率，即债务期限结构表示。最佳债务期限结构就是解决企业长期债务融资风险的根本对策。
三、债务融资风险转化公式推论
风险是企业使用债务融资的必然产物，企业使用债务资本的目的是为了获得比利用权益融资更低资本成本的好处，如果不能对企业所面临的负债融资风险正确认识，可能惧怕负债风险而无法获得资金低资金成本的好处；而过度利用负债，则增加企业债务偿还与破产风险，导致企业陷入财务困境，若不能及时整改，则导致破产。
风险的实质是企业在实际经营管理过程中产生的收益与预期收益不相等，企业没有实现通过债务资本得到足够的收益增值效应。
迄今为止，风险度量的主要方法有：
（一）概率分析法
其中， v代表风险程度；D代表方差；E代表投资项目的预期收益期望值。
概率分析法的优点：计算简单，原理容易理解。它将数理统计的方法与理财知识充分融合，是其它风险度量方法的依据和基础。但是，陆伟国和梁云（2004）指出，“方差论”偏离了风险原先的概念，以预期收益率与均值的偏离程度值作为风险的度量，存在明显的缺陷。方差只能说明预期收益率对预期收益平均值的离散程度，该程度只是一个数理上的距离概念而不是经济学上的概念，无法解释发生经济损失的程度和可能性，也就无法评价资产的优劣。
（二）资本资产定价模型（Capital Assets Pricing Model，CAPM）
该模型由斯坦福大学教授威廉・夏普（William Sharp） 1964年建立，随后Jan Mossin和约翰・林特纳（John Lintner）分别从不同的角度对模型进行阐述和发展，放宽应用假设。资本资产定价模型作为现资理论的核心不仅适用于金融资本投资，也适用于企业财务风险分析。
（三）杠杆分析法
杠杆分析法主要通过对经营杠杆系数、财务杠杆系数和总杠杆系数的分析，衡量企业实际经营风险、财务风险和复合风险的大小以及由于杠杆利用所带来的利益水平的膨胀倍数。杠杆分析法的原理是杠杆系数愈大，对应的企业经营、财务及复合风险也愈大，反之亦然。
（四）在险价值法
由方差―协方差法计算出来的VaR法不仅适用于金融资本投资风险分析，也可以用于市场风险分析。用来计算在一定置信水平下，某一资产或资产组合可能面临损失的最高期望值。
（五）半方差法
它以面临损失的可能性作为风险的定义，以证券投资收益率的半方差作为组合证券风险的度量，并建立了相应的投资决策模型，但是只对损失部分即收益率低于期望收益率部分表示关注，而对收益率高于期望收益率部分不予考虑；仅对风险损失考虑而对风险收益不予考虑；考虑了风险最小化，而没有考虑收益最大化，这是半方差模型应用于实际时存在的不足。
（七）风险率度量法
该方法由陆伟国（2004）最先提出，把风险定义为“投资收益低于无风险收益的可能性”，并用风险率表示这种“可能性”的值。用数值由0到1来体现投资收益低于风险收益的概率，越接近1，风险程度越大，投资价值越低。该方法体现了风险的本质，容易理解，但缺乏对不同资产的风险概率的界定。
上述7种方法是较为通用的风险度量方法，其中，VaR在险价值法、半方差法、加权半方差法及风险率度量法特别适合于对整个煤炭行业进行投资风险分析时采用，出于工作量考虑，在对单个煤炭企业进行债务风险分析时更注重由于负债而引起的企业财务风险分析。
从以上分析可以看出，融资风险产生的根源在于实际收益与期望收益的偏差，解决煤炭企业债务融资风险的根本对策是提高资本运营收益，即实现利润最大化。在非弱式资本市场假设前提下，企业实现利润最大化表现为在经济市场中的企业价值最大化。实现企业价值最大化的有效途径是实现最佳资本结构。
四、基于债务融资的煤炭企业最佳资本结构实证分析
研究的数据来源于高校财经数据库（省略），巨潮资讯网（省略），搜狐证券（q.stock.省略）。样本的选取，遵循以下原则：一是仅考虑2006年前在沪、深交易所上市的22家煤炭企业；二是上市年限相对较长，不考虑发行外资股的上市公司，确保公司行为相对成熟以及样本公司的数据具有可比性；三是剔除这9年中被ST和PT的上市公司（如平庄能源（000780）与美锦能源（000723）），这些公司或处于财务状况异常的情况，或已连续亏损两年以上，若这些公司纳入研究样本中将影响研究结论。基于上述原则，本文选取2006年1月1日前在深、沪上市的20家煤炭上市公司为研究样本。以2001―2009年的相关数据（横截面数据和面板数据）为基础，具体分析资本结构影响因素。
（一）影响因素的确定
根据国内外专家对公司资本结构影响因素的理论与实证分析，选取了9个参考指标作为研究对象（表2）。
在回归分析的同时对总资产长期负债率进行考查，负债总额与长期负债价值采用账面价值，总资产的价值分别采用了账面价值和市场价值进行分析。
（二）回归模型的拟合优度
通常认为回归所得到的R方（决定系数，又称判定系数，判定线性回归的拟合程度，说明用自变量解释因变量变异的程度）越大（但不超过0.8），模型的拟合程度越好。从表3可知自变量与因变量间的拟合程度，4个因变量均通过检验。结果显示，自变量与Y4的拟合优度最好。
（三）模型统计回归结果
在表4中对应的标准系数栏给出了对应4个因变量的各个解释变量的非标准化系数和剔除量纲影响后的标准偏回归系数，从中可以得出自变量对因变量的影响程度。例如就Y1而言， X7（税收效应）对其影响最大，这是由于煤炭行业作为基础产业部门，与配合中国经济高速发展对基础能源消耗加大需求相适应，煤炭企业的市场呈供不应求态势，只要煤炭企业微观管理运行良好，年末利润值高，向社会的贡献度就大，税收对企业的年末利润影响程度亦高。而债务成本主要是由企业的年末利润偿还，故税收效应对企业资产负债的影响程度高。其次依次是X10（经营风险），因为中国煤炭企业的开采机械化程度高，煤炭企业属于高经营杠杆企业，故经营风险对被解释变量的影响程度大；X8（非债务税盾），非债务税盾主要考虑的是折旧率对负债的影响程度，即固定资产有效使用年限内的年折旧比率对偿债能力的影响，煤炭企业属高经营杠杆企业，资产的年折旧程度对被解释变量的影响程度自然较高；X3（资产担保价值）、X6（企业内部资源能力）、X4（成长性），对被解释变量影响程度最小的是X5（公司规模），这里也从另一个角度说明，煤炭企业规模与其获利能力的关联度不高。
五、结语
本文基于20家煤炭上市公司财务数据所做的实证研究得出：
一是影响中国煤炭企业资本结构的主要影响因素有9个（股权结构、资产担保价值、成长性、公司规模、产生内部资源能力、税收效应、非债务税盾、投资额、经营风险），经过回归分析认为9个自变量与因变量存在良好的线性关系，并构建多元线性回归方程。
二是在进行煤炭企业资本结构回归分析时，采用4个相关变量作为因变量，最终得出的拟合优度顺序是资产市场价值长期负债率最优（Y4），资产市场价值总负债率（Y3）次之，资产账面价值长期负债率（Y2）再次之，资产账面价值总负债率（Y1）最差。从回归结果看，4个指标均能对最佳资本结构构成进行良好模拟。
【参考文献】
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［4］ 彭志胜，曹泽.半方差模型在组合优化中的应用效力比较［J］. 合肥学院学报（自然科学版）， 2005,15（3）:17-20.
[关键词]资本结构公司价值资产负债率净资产收益率
一、引言
资本结构指的是企业资本的构成及其比例关系。对资本概念理解的不同形成不同的资本结构概念。广义资本指企业的全部资金来源，狭义的资本仅指企业的长期资金来源或企业的股权资本。广义上的资本结构指的是企业资金来源中债务资本与股权资本的比例关系，更细致的定义是企业资金来源中短期债务、长期债务、优先股、普通股各自所占比例。狭义的资本结构指长期债务资本与股权资本的比例或仅指股权资本结构。对资本结构的研究目的不同使用的资本结构定义及其指标也不同。本文将使用广义的资本结构概念。
对资本结构问题的研究成果可谓汗牛充栋、数不胜数，但归结起来他们研究的主要问题:一是对资本结构的影响因素的分析及最优资本结构的存在问题;二是资本结构与公司价值的关系问题，即资本结构与公司价值之间是否存在相关关系，如果存在相关关系，是正相关还是负相关，或是非线性相关关系。而这两个问题实质还是资本结构与公司价值的关系问题。如果资本结构不影响公司价值那也就无所谓最优资本结构的选择问题了。关于资本结构与公司价值的相关性问题，国内外现有的研究无论是理论研究还是实证分析都从不同角度得出了不同的观点。
一种观点是资本结构与公司价值无关。持这种观点的研究主要来自理论推导，如传统的净营业收入(NetOperatingApproach,NOA)理论认为如果假定债务成本是一个常数，但权益成本则不会不变，因为随着负债的增多，公司承担的风险增大，则股东要求的收益率也要增大。因此平均下来，公司的资金成本没有改变，是一个常数，决定公司价值真正的要素是净营业收入。MM定理认为,如果公司的投融资政策是相对独立的,没有公司所得税和个人所得税,没有破产风险,资本市场充分有效运行,则公司的资本结构与其市场价值无关,亦即公司的资本结构选择不影响公司的市场价值。但是到目前为止，无关论还没有得到实证研究的证明。
已有的实证分析大都支持另一种观点即资本结构影响公司价值。但是对资本结构与公司价值的相关关系，不同的理论与实证研究又得出了不同的观点，概括起来有正相关、负相关和倒U形相关三种观点。支持正相关观点最早见于净利理论(NetIncomeApproach,NIA)，净利理论认为，公司利用债券可以降低公司的综合资金成本，因此，企业利用负债资金总是有利的。这是一个负债越多，公司价值越高的观点。这种观点假设公司在获取资金的数量和来源上均不受限制。所以，净利理论认为，负债为100%是企业的最佳资本结构。此外，莫迪利安尼和米勒（1963），Brennan和Schwartz(1978)，MasuliS.Ronald.W(1980)，Masul15(1983)，Long和Maltiz(1985)，LxamiChnadBhnadari(1988)等分别在理论与实证角度证明了资本结构与公司价值正相关。国内也有学者以我国上市公司不同时期的财务数据做实证分析得出资本结构与公司价值正相关的结论。如王娟和杨凤林(1998)，刘明、袁国良(1999)，洪锡熙、沈艺峰(2000)，王娟、杨凤林(2002)，吕长江、王克敏(2002)等从不同角度证明了正相关的观点。第二种观点认为资本结构与公司价值负相关，即公司财务杠杆的提高会降低公司价值。支持该观点的国外研究有Myesr和Mujluf(1984)提出的啄序理论，Fr1end和Lang(1998)、Titman和weSSels(1998)、Rajan和lingales(1995)，Mohd，PeryrnadRimbye(1998)，Smierly和Li(2000)等的相关研究。国内的研究主要有：陆正飞(1996)的研究发现，我国企业负债率总体偏高，同时呈现以下特点:(1)负债率与企业规模负相关。(2)负债率与收益率负相关。陆正飞、辛宇(1998)发现，企业的获利能力与负债比率显著负相关。李善民、苏斌(1999)的研究发现，在亏损的公司中，净资产收益率与企业的总负债、短期负债率均呈显著的负相关关系。冯根福、吴林江、刘世彦(2000)，张则斌、朱少醒、吴健中(2000)，吕长江、韩慧博(2001)等的研究也得出了一致的结论。第三种观点认为资产负债率与公司价值成U形相关关系。严志勇，陈晓剑（2002）用主成份分析法计算的房地产公司业绩综合指标与资产负债率和长期负债率作回归分析得出结论：企业业绩与资本结构有密切关系，但并非简单的线性关系，而是满足二项式关系，当负债比率较低时，提高负债率有助于经营业绩的提高，当负债率达到一定程度后，提高负债水平将降低企业经营业绩。
从国内外现有的研究成果看，实证研究支持资本结构与公司价值之间存在相关关系的观点，但在不同国家，不同行业、不同发展时期的企业的不同资本结构范围内，资本结构与公司业绩之间表现出不同的线性关系。基于国内以往的实证研究要么以全部上市公司为一个样本要么以某一行业为样本，以全部上市公司为一个样本的分析将忽略行业因素带来的影响，而以某一个行业为样本的分析又有以偏盖全之嫌，所以，本文试图在剔除行业因素影响的基础上以全部非ST非金融保险类上市公司为样本进行回归分析，同时分别以三个行业数据进行回归分析，对比总体样本分析与行业样本分析异同，并以此为依据提出优化我国上市公司资本结构的对策。
本文的结构安排如下：第二部分为数据样本与研究方法，第三部分为实证检验与结果分析，第四部分为结论。
二、数据样本与研究方法
1.样本选择及数据来源
本文选取的样本数据为WIND数据库2007年度除金融保险行业外12个行业非ST公司的财务数据，公司总数量为1519家，样本数据1519组。
2.研究方法
(1)指标的选择
资本结构指的是企业资金来源中债务资本与股权资本的比例关系，由于股权资本市场价值的波动性，以市值计算的资本结构指标不稳定，所在本文选用在实证研究中通常用的账面资产负债率（D/A）来反映。公司业绩或者说公司的盈利性是公司价值变化的良好指标，本文选取了体现公司股权价值的加权净资产收益率（ROE）指标。
(2)研究方法
本文以加权净资产收益率为因变量(ROE),以资产负债率为自变量(DA),分别建立一元一次回归方程和一元二次回归方程，再用EVIEWS统计软件对数据进行回归分析，并对回归结果加以比较分析。回归方程如下:①ROE=C+a1DA;②ROE=C+a1DA+a2DA2。
三、实证检验与结果分析
1.总体样本的实证检验与结果分析
已有的研究表明行业因素影响公司的最优资本结构选择，所以在总体样本分析中，本文为了剔除行业因素影响，将各项财务数据分别减去各行业均值再做回归分析。即ROE=ROE（R）-ROE（A），DA=DA（R）-DA（A）其中，ROE（R）和DA（R）表示各企业实际的净资产收益率和负债率，ROE（A）和DA（A）表示各行业的平均净资产收益率和平均负债率。
[摘要]本文以2007年沪深两市上市公司财务数据为样本，从总体和行业两个层面对公司资本结构与公司价值之间的相关关系做了实证分析，实证结果表明两者存在倒U形相关关系，公司最优资本结构的取值低于国际水平，大部分公司的实际资产负债率高于最优值，所以公司提高业绩进而提升公司价值的选择是：降低资产负债率或提高负债使用效率。
[关键词]资本结构公司价值资产负债率净资产收益率
一、引言
资本结构指的是企业资本的构成及其比例关系。对资本概念理解的不同形成不同的资本结构概念。广义资本指企业的全部资金来源，狭义的资本仅指企业的长期资金来源或企业的股权资本。广义上的资本结构指的是企业资金来源中债务资本与股权资本的比例关系，更细致的定义是企业资金来源中短期债务、长期债务、优先股、普通股各自所占比例。狭义的资本结构指长期债务资本与股权资本的比例或仅指股权资本结构。对资本结构的研究目的不同使用的资本结构定义及其指标也不同。本文将使用广义的资本结构概念。
对资本结构问题的研究成果可谓汗牛充栋、数不胜数，但归结起来他们研究的主要问题:一是对资本结构的影响因素的分析及最优资本结构的存在问题;二是资本结构与公司价值的关系问题，即资本结构与公司价值之间是否存在相关关系，如果存在相关关系，是正相关还是负相关，或是非线性相关关系。而这两个问题实质还是资本结构与公司价值的关系问题。如果资本结构不影响公司价值那也就无所谓最优资本结构的选择问题了。关于资本结构与公司价值的相关性问题，国内外现有的研究无论是理论研究还是实证分析都从不同角度得出了不同的观点。
一种观点是资本结构与公司价值无关。持这种观点的研究主要来自理论推导，如传统的净营业收入(NetOperatingApproach,NOA)理论认为如果假定债务成本是一个常数，但权益成本则不会不变，因为随着负债的增多，公司承担的风险增大，则股东要求的收益率也要增大。因此平均下来，公司的资金成本没有改变，是一个常数，决定公司价值真正的要素是净营业收入。MM定理认为,如果公司的投融资政策是相对独立的,没有公司所得税和个人所得税,没有破产风险,资本市场充分有效运行,则公司的资本结构与其市场价值无关,亦即公司的资本结构选择不影响公司的市场价值。但是到目前为止，无关论还没有得到实证研究的证明。
已有的实证分析大都支持另一种观点即资本结构影响公司价值。但是对资本结构与公司价值的相关关系，不同的理论与实证研究又得出了不同的观点，概括起来有正相关、负相关和倒U形相关三种观点。支持正相关观点最早见于净利理论(NetIncomeApproach,NIA)，净利理论认为，公司利用债券可以降低公司的综合资金成本，因此，企业利用负债资金总是有利的。这是一个负债越多，公司价值越高的观点。这种观点假设公司在获取资金的数量和来源上均不受限制。所以，净利理论认为，负债为100%是企业的最佳资本结构。此外，莫迪利安尼和米勒（1963），Brennan和Schwartz(1978)，MasuliS.Ronald.W(1980)，Masul15(1983)，Long和Maltiz(1985)，LxamiChnadBhnadari(1988)等分别在理论与实证角度证明了资本结构与公司价值正相关。国内也有学者以我国上市公司不同时期的财务数据做实证分析得出资本结构与公司价值正相关的结论。如王娟和杨凤林(1998)，刘明、袁国良(1999)，洪锡熙、沈艺峰(2000)，王娟、杨凤林(2002)，吕长江、王克敏(2002)等从不同角度证明了正相关的观点。第二种观点认为资本结构与公司价值负相关，即公司财务杠杆的提高会降低公司价值。支持该观点的国外研究有Myesr和Mujluf(1984)提出的啄序理论，Fr1end和Lang(1998)、Titman和weSSels(1998)、Rajan和lingales(1995)，Mohd，PeryrnadRimbye(1998)，Smierly和Li(2000)等的相关研究。国内的研究主要有：陆正飞(1996)的研究发现，我国企业负债率总体偏高，同时呈现以下特点:(1)负债率与企业规模负相关。(2)负债率与收益率负相关。陆正飞、辛宇(1998)发现，企业的获利能力与负债比率显著负相关。李善民、苏斌(1999)的研究发现，在亏损的公司中，净资产收益率与企业的总负债、短期负债率均呈显著的负相关关系。冯根福、吴林江、刘世彦(2000)，张则斌、朱少醒、吴健中(2000)，吕长江、韩慧博(2001)等的研究也得出了一致的结论。第三种观点认为资产负债率与公司价值成U形相关关系。严志勇，陈晓剑（2002）用主成份分析法计算的房地产公司业绩综合指标与资产负债率和长期负债率作回归分析得出结论：企业业绩与资本结构有密切关系，但并非简单的线性关系，而是满足二项式关系，当负债比率较低时，提高负债率有助于经营业绩的提高，当负债率达到一定程度后，提高负债水平将降低企业经营业绩。
从国内外现有的研究成果看，实证研究支持资本结构与公司价值之间存在相关关系的观点，但在不同国家，不同行业、不同发展时期的企业的不同资本结构范围内，资本结构与公司业绩之间表现出不同的线性关系。基于国内以往的实证研究要么以全部上市公司为一个样本要么以某一行业为样本，以全部上市公司为一个样本的分析将忽略行业因素带来的影响，而以某一个行业为样本的分析又有以偏盖全之嫌，所以，本文试图在剔除行业因素影响的基础上以全部非ST非金融保险类上市公司为样本进行回归分析，同时分别以三个行业数据进行回归分析，对比总体样本分析与行业样本分析异同，并以此为依据提出优化我国上市公司资本结构的对策。
本文的结构安排如下：第二部分为数据样本与研究方法，第三部分为实证检验与结果分析，第四部分为结论。
二、数据样本与研究方法
1.样本选择及数据来源
本文选取的样本数据为WIND数据库2007年度除金融保险行业外12个行业非ST公司的财务数据，公司总数量为1519家，样本数据1519组。
2.研究方法
(1)指标的选择
资本结构指的是企业资金来源中债务资本与股权资本的比例关系，由于股权资本市场价值的波动性，以市值计算的资本结构指标不稳定，所在本文选用在实证研究中通常用的账面资产负债率（D/A）来反映。公司业绩或者说公司的盈利性是公司价值变化的良好指标，本文选取了体现公司股权价值的加权净资产收益率（ROE）指标。
(2)研究方法
本文以加权净资产收益率为因变量(ROE),以资产负债率为自变量(DA),分别建立一元一次回归方程和一元二次回归方程，再用EVIEWS统计软件对数据进行回归分析，并对回归结果加以比较分析。回归方程如下:①ROE=C+a1DA;②ROE=C+a1DA+a2DA2。
三、实证检验与结果分析
1.总体样本的实证检验与结果分析
已有的研究表明行业因素影响公司的最优资本结构选择，所以在总体样本分析中，本文为了剔除行业因素影响，将各项财务数据分别减去各行业均值再做回归分析。即ROE=ROE（R）-ROE（A），DA=DA（R）-DA（A）其中，ROE（R）和DA（R）表示各企业实际的净资产收益率和负债率，ROE（A）和DA（A）表示各行业的平均净资产收益率和平均负债率。
利用EVIEWS对选出的沪深1519家公司的加权净资产收益率和资产负债率分别进行一次线性拟合和二次线性拟合，得到如下结果：
（1）ROE=-11.38821-0.458787DA
（-5.054561）(-3.80591)
R^2=0.009458赤池信息指标=11.6662F=14.48495(prob:0.000147)DW=1.9798
（2）ROE=-1.648845-1.038615DA-0.038449DA2
（-0.635595）（-7.253171）（-7.221206）
R^2=0.042397赤池信息指标=11.6337F=33.55956（prob:0.0000)DW=1.9814
上述回归结果表明，虽然一次线性拟合和二次线性拟合的结果都能通过三大统计检验，但二次线性拟合结果的可决系数大大高于一次线性拟合结果，虽然二次线性拟合结果的可决系数依然不高，原因在于影响净资产收益率的因素很多，而这里只考虑了其中一种。所以从回归结果看，净资产收益率与资产负债率之间呈二次线性关系，且二次项系数为负，即净资产收益率有最大值，解此二次多项式方程得最优的DA等于-0.7403898，因为DA为实际资产负债率减行业平均资产负债率，所以该结果表明，我国上市公司的最优资产负债率低于平均资产负债率。换言之，我国上市公司的资产负债率普遍偏高。
2.行业样本的实证检验与结果分析
为剔除行业因素的影响，同时考查不同行业最优资本结构的存在性及范围，本文选取了上市公司较多且不属于国家垄断行业的三个行业数据，分别用EVIEWS进行回归检验，得到如下结果。
(1)三个行业的一次线性回归均没有通过T检验，可决系数也非常的低。说明在同一行业内公司业绩与资本结构的关系不是简单的一次线性关系。
(2)三个行业的二项式检验结果都通过了三大检验，可决系数相对一次线性回归模型提高很多，相对总体样本二项式回归模型的检验结果也优化很多，且与一些学者对其他行业的实证分析结果相近。这说明剔除行业因素的影响，同一行业内，公司业绩与资本结构呈二项式关系。实证结果如下：
①制造业二项式回归结果
ROE=-86.86696+5.357078DA-0.063755DA2
（-4.459681）（6.440574）（-7.563347）
R^2=0.072498赤池信息指标=12.05835F=37.32388（prob:0.0000)dw=2.0067
②房地产业二项式回归结果
ROE=-34.98824+1.835794DA-0.017152DA2
（-2.171908）（3.015510）（-3.130001）
R^2=0.124098赤池信息指标=12.05835F=4.95879（prob:0.0096)dw=1.9219
③信息业二项式回归结果
ROE=-5.339373+1.581184DA-0.026682DA2
（-0.368146）（2.442523）（-3.964669）
R^2=0.316669赤池信息指标=9.87457F=21.78071（prob:0.0000)dw=2.135012
令d(ROE）/d（DA）=0分别计算三个行业的最优资本结构得：
①制造业最优资本结构：DA=42.01(%)
②房地产业最优资本结构：DA=53.52（%）
③信息业最优资本结构：DA=29.63（%）
以上的实证检验结果表明，同一个行业内公司价值与资本结构存在二项式相关关系，每个行业的最优资本结构差异较大。但与总体样本分析结果一致，即最优资本结构比率小于实际平均资本结构比率。
四、结论
本文在以全体上市公司和某一行业上市公司两个层面的数据做回归分析的基础上发现，公司资本结构与公司业绩之间存在确定的倒U形相关关系，即在低于某一确定的资产负债率时，提高资产负债率能改善公司业绩，增加公司价值，在高于这一资产负债率之后，提高资产负债率将降低公司业绩，减少公司价值。不同行业公司的资本结构与公司业绩之间的相关系数差异较大，即不同行业有不同的最优资本结构。在本文选取的三个行中，信息业的最优资本结构比率最低，只有29.63%，制造业的最优资本结构比率为42.01%,房地产业最优资本结构比率最高,达53.52%，这与闵丹等在《市场结构、行业周期与资本结构》中的“行业特征对企业资本结构具有重要影响”的结论一致。
相对于回归模型计算出来的最优资产负债率，本文所选取的三大行业公司的实际资产负债率都普遍偏高，如信息技术业98家公司中资产负债率低于最佳值只有20家，而高于最佳值的有58家，且其中36家公司的资产负债率高于50%，房地产业和制造业的情形也与信息技术业相近，资产负债率高于最佳值的公司占总公司数量的60%左右。这种结果我们要从两个角度来分析，首先是相对于国际平均资产负债率来说我国的最优资产负债率偏低，说明负债对我国上市公司业绩影响的正面效应太低；其次是我国上市公司的盈利能力太低，公司资产收益率的提高的速度比不上负债增加引起的债务费率的提高速度，从而使得公司债务的提高反而降低公司的净资产收益率。所以，当前我国上市公司提高公司业绩进而提升公司价值的选择是，要么降低资产负债率，要么提高公司负债的利用效率。
参考文献：
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[7]陆正飞辛宇:上市公司资本结构主要影响因素之实证研究〔J〕.会计研究，1998.(8)
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[10]刘鹏程:上市公司资本结构与公司业绩的实证分析，优秀硕博论文，2008年
[11]闵丹韩立岩:市场结构、行业周期与资本结构[J]，管理世界，2008（2），P82～89
[12]王娟杨凤林:上市公司筹资结构的实证研究.经济理论与经济管理[J]，1998
关键词:房价;人力资源;阻滞效应
一、引言
大量的企业由于市场流动性过剩,将资金投入房地产市场,致使房地产市场,特别是沿海一线城市的房价连续几年保持两位数的增长。由于过高的房价,导致经济运行过热,经济泡沫的程度加深,同时也导致资源的不合理配置,使更多的生产性资源和金融性资源过于投入到房地产业,影响其他产业的发展.
深圳作为一个典型的移民城市,随着其经济的发展,房价的上涨的速度一直领先一线城市的速度,就如那里的人所说的那样,深圳什么都比不上香港,就是房价不相上下。那么,高昂的住房价格到底对人力资源的流动产生何种影响?
二、高房价与人力资源流动指标的平稳性分析
(一)指标的选取
人力资源的指标一般是选取人口的自然增长数和机械增加数的指标,但是现在住房市场上选择的是一种有效需求,对于一般的机械增长,如果简单的选取人口的增加数就会有相当大的误差,因为其中大多为城市打工者,他们一般有住房的愿望需求,但是没有满足需求的能力,形成不了深圳住房市场的有效需求。一般在像上海、深圳等城市,能够购房的外来移民者一般都是专业人员和一些企业的技术人员,他们处于社会的中间阶层,是能将住房的潜在需求转化为有效需求的人群,他们也对房价最为敏感,故选取深圳的国有大中企业专业技术人员和民营企业的专业技术从业人员(Y1)因变量。
对于影响专业人力资源流动的指标选取的住宅的成交价格(X1),它能反映市场供需双方博弈的能力,同时也能反映市场的有效需求;对于城市的影响能力,我们用城市的人均可支配收入(X2)来表示当地的生活水平。
实证分析中所用的数据均为年度数据,数据分别来自《广东省统计年鉴》、《深圳市统计年鉴》。
(二)模型的建立:虚拟变量法验证房价对人力资源流动的影响
本文是运用Eviews来验证高房价对于人力资源存在阻滞效应,所使用的数据是2000—2008年期间的数据。考虑到各年物价指数不同会对相关的价值指标产生不同的影响,我们考虑对原数据作一处理,消除物价波动的影响,可使得数据变得更加平稳。
虚拟变量法一般用于因变量是定性性质的变量或者名义尺度的变量会使用。为了突出本文所强调的在2003年房价的快速上涨,将其作为因变量的因子,即:
建立总体回归模型如下:其中,Y1专业技术人员的总数,C1,C2,β1,β2代表各自的回归系数, 为虚拟变量,反映高房价对于人力资源流动的影响,其中2003年以前将变量值设为0,2003年及以后将变量值设为1;X1表示住宅的交易价格,X2表示人均可支配收入。
(三)模型的结果及分析
运用Eviews计量软件,采取最小二乘法(OLS)对模型进行回归分析,回归方程如下:从回归结果来看,无论是拟合优度R2,还是检验F都能很好地通过显着性检验,所有参数均能通过检验,整个方程的拟合效果比较好。回归结果表明,人力资源的流动Y1与住宅的交易价格X1以及人均可支配收入X2都有一定的关系。其中人力资源的流动数与住宅的交易价格成反方向变动,它对人力资源流动的影响系数大概有3.23,同时从回归方程中也可以清晰地看到在2003年房价上涨的前后,存在一个明显的截距项,表明在2003年后因为房价的变动导致人力资源流动数的减少量大概为13 297。同时人力资源的流动数还和当地的可支配收入有较大的关系。一个地区物质生活水平越高,对人力资源的吸引也就越大。在深圳,人均可支配收入上涨一个百分点,人力资源向当地流动大概10个百分点。
(四)例证分析
近日,中华英才网公布了一项针对应届毕业生薪酬的调查,调查显示,2005年全国应届毕业生的税前现金收入的市场平均水平为28 011元,2006年这个数字下降为26 758元,同比下降了4.5%;而到了2007年税前现金收入的市场平均水平是24 852元,相比2006年的26 758元,同比下降了7.1%。从其中吸引应届毕业生最多的北京、上海、深圳和广州四城市年度薪酬数据变化趋势看,则是微调。上海应届毕业生税前现金收入的平均值由2006年的39 813元下降为2007年的39 774元,为第二。深圳应届毕业生税前现金收入的平均值,由2006年的36 485元上升到2007年的38 301,位居第三。广州应届毕业生税前现金收入的平均值由2006年的35 390元下降到2007年的31 261元.可以看到,四城市的薪酬相对于全国水平来说是有所上升的。但是从数据分析看,四城市在职应届毕业生与全国总在职应届毕业生的比例已经从54.1%下降到39.3%。于是杭州、南京、成都、天津、武汉的在职应届毕业生与全国总在职应届毕业生的比例从4.9%上升到了12.2%。同时我们也可以将深圳和武汉这两个城市的房价与应届大学毕业生增长率的曲线图绘出,可以看到这两个地区,这两个量的明显不同:从图1中我们可以清晰看出应届毕业生人数增长率与房价关系的差别。深圳市的关系曲线呈现明显的负相关关系。
三、结论
可以看到房价的快速上涨对于人力资源的流动确实存在一定的阻滞效应。城市高昂的住宅成本对于一些技术人员,特别是刚来的大学应届毕业生望而却步。只有价格在正确反映其价值的基础上,资源才不会得到扭曲,人力资源才会得到应有的配置。房价的理性回归,才有其应有之意。
[关键词]废旧家电 回收网络体系 EPR
中图分类号：TQ340.68 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2014）21-0025-01
1.引言
随着我国经济发展和科学技术的飞速提升，家电更新换代的速度日渐加快，其保有量也达到了可观的数目规模，2013年，根据国家发改委公布的数据，我国每年的理论报废量已超过5000万台，且以年均20%速度在增长，预计到“十二五”末期，“四机一脑”的年报废量将高达1.6亿台。
由于我国长期缺乏专门针对废旧家电回收处理的法规，对废旧家电的回收处理大量源于利益驱动，除部分可直接利用的进入二手市场或直接销往农村外，报废的家电往往被无拆解资格的收荒匠先行拆解，只回收对其有利的塑料、铁、铜、铝等易获资源，这就直接导致了废旧家电回收环节对环境带来的严重污染。
2.成都市废旧家电回收现状
成都是我国西南片区的中心城市，其家电保有量不可小觑。据2012年成都统计数据显示，成都2011年城镇家庭拥有电视机总保有量约637万台，洗衣机约436万台，电冰箱约439万台，电脑约380万台。笔者根据成都市城镇居民家电保有量、各家电平均使用寿命进行线性回归分析，预测出了成都市2011-2019年历年家电废弃情况其变化趋势（见图1）。
2009年5月，国务院出台了家电“以旧换新”政策，次年9月7日该政策在成都启动，截止2011年底政策结束，全成都市家电通过“以旧换新”回收旧家电50万余台，回收金额785万余元，发放补贴资金6600万余元，在拉动消费的同时，也培育起了本土从销售到回收、拆解全过程的产业链。
“以旧换新”结束后，尽管成都全市的废旧家电年报废量预计可达230万台，正规回收拆解企业却仍无利可图。成都市金堂县的四川长虹格润再生资源有限责任公司，拥有年拆解量可达140万台的废旧家电拆解生产线，但公司每年至多能回收拆解40万台；彭州仁新电子废弃物资源再生利用（四川）有限公司拥有5条拆解线、年拆解量可达3万吨，但目前连1/2的回收量都达不到。
造成废旧家电大量流失的原因很多：1.不知道家电的报废年限，导致废旧家电的囤积；2.不知道废旧家电正规回收途径，导致流动收购者趁虚而入；3.正规回收点收购价格低，且无上门服务；4.市民对资源回收再利用意识薄弱。
虽然成都市自2006年被商务部确定为再生资源回收体系建立试点城市至今，已建成18个再生资源市场、1530个社区回收网点和20多家受认证的回收企业，但由于这些家电回收站点规模小、连锁程度低，因各方利益而未能构成网络，直接导致了成都市回收体系发展受制约，正规回收企业无法与黑作坊抗衡。如何基于成都现状构建一套完整有效的废旧家电回收体系，并切实提高目前废旧家电回收效率，已成为一个亟待解决的问题。
3. 建立成都市废旧家电回收网络体系
生产者责任延伸（Extended Producer Responsibility）最早起源于欧洲，是一项环境保护的制度原则，其目的是通过将生产者的责任延伸到产品生命周期各个环节，尤其是产品回收处理环节，以达到保护环境的目的。我国于2003年就提出了生产者责任延伸制，旨在建立废弃电器电子产品多渠道回收和集中处理体系。结合EPR制度与对成都市现状的调查，建议对全市废旧家电回收体系按回收点―回收中心―再处理中心―再分销市场共四级进行网络构建。该网络体系各节点的功能如下：
回收点：负责在一定数量和区域内的社区废旧家电回收。其建立选址应从现有的1530个社区回收网点中选取，以减少固定投资，并要以便于到达、有利市民投放为前提。
回收中心：负责对回收点集中的废旧家电进行暂存，同时设有检测中心，对回收的废旧家电进行初步分类，再发往再处理中心。
再处理中心：通过直接再利用、维修、再制造、材料再生以及最终处理等方式，对废旧家电进行产品级利用、零部件级再利用、原料再生以及最终进行合理的废弃处理，如焚化、填埋等。
再分销市场或填埋场：利用已建成18个再生资源市场对再制造和再利用的家电产品、材料或零部件进行处理销售，实现其再生价值；填埋场则对无再利用价值的材料进行专业安全处理，力求减少环境污染，实现社会效益最大化。
4.结语
废旧家电回收网络体系的建立是家电产业、信息产业和社会经济发展到一定阶段的客观要求，本文通过对成都市废旧家电回收现状的分析，讨论了建立成都市废旧家电回收网络体系的重要性。并结合EPR制度，初步建立了基于EPR的成都市废旧家电回收体系模型。笔者希望能有更完善的模型使成都市解决废旧家电回收难题，使“城市矿产”资源得到重复利用、收获较高的经济效益，从根本上解决成都市的环境污染问题。
参考文献
[1] 成都市统计局.成都统计年鉴2012[M].中国统计出版社，2012.
[2] 张志灯.论生产者责任延伸制度及该制度在我国的完善[J].生态文明与环境资源法--2009年全国环境资源法学研讨会（年会）论文集，2009.
关键词:投资效益;投资决策;投资风险防范;投资项目评估
根据国家统计局2005年10月20日的数据,2005年前三季度,我国经济继续平稳较快增长,国内生产总值同比增长9.4%,全社会固定资产投资为57 061亿元,同比增长26.1%,增幅比去年同期回落1.6个百分点。当前经济运行中存在的主要问题之一,仍然是固定资产投资规模依然偏大,投资结构不尽合理。企业作为市场经济的主体和国民经济的基本单位,必须是以赢利为目的的经济实体。企业的投资活动,作为企业使用资金的主要途径之一,是企业在日趋激烈的市场竞争中赢得优势的核心环节之一。在未来五年转变经济增长模式的关键时期,为实现建设节约型社会、和谐社会和环境友好型社会的宏伟目标,关键之一是不断提高投资效益,将经济发展全面转入科学发展观的轨道。
1 投资效益好坏是决定能否实现投资目的的中心内容
投资作为中国经济增长的主引擎,在需求和供给两个方面发挥重要作用。一方面,投资活动具有当期的投资需求效应,即通过对各种投资品和资源的需求(包括人力资源),构成社会总需求的一部分,拉动经济增长;另一方面,投资活动的成果,将成为社会总供给的一部分,满足将来社会可能的消费需要,这就是投资活动的供给效应。
就企业投资而言,投资(直接投资)就是把资金直接投入生产经营性资产,比如购买设备、建造厂房、购买生产原材料等,以便获得投资利润。它是企业运用资金的主要领域之一,也是企业调整产品结构、实现产业更新换代、增强企业竞争力的主要途径。
从投资活动全过程看,每个投资项目都有一个整体目标,即在一定时间内,按投资预算的要求,用最少的资金投入,实现资源优化组合,搞好项目建设,使其达到设计质量的要求,从而取得良好的经济效益和社会效益。因此,在选择分析投资项目时,应按照系统论的观点,围绕投资效益这个核心,把项目的内部条件与外部环境结合起来,把局部利益和全局利益结合起来,把当前利益和长远利益结合起来,把定量分析和定性分析结合起来,综合评价分析项目系统各要素之间、系统与要素之间以及系统和环境之间的相互作用和相互联系,以实现既定的投资目标。
2 投资项目决策依据和若干标准
投资项目的决策,是指为实现一定的投资目标,在充分占有信息和经验的基础上,根据现实条件,借助于科学的理论和方法,从若干备选投资方案中,选择一个满意合理的方案而进行的分析判断工作。对一个投资项目的科学决策,除进行宏观投资环境分析和微观项目经济评价分析外,还要专门分析投资项目风险,运用系统分析原理,综合考虑每个方案的优劣,最后做出取舍。而且,投资项目决策,是服务服从于总体经营战略的要求,和企业的技术开发战略、产品开发战略、市场营销战略以及人力资源战略密切相关。投资决策的质量影响因素较多,主要取决于决策信息、正确的决策原则、科学的决策程序和优秀的决策者素质。
选择投资项目的主要依据是项目的可行性研究报告。投资项目的可行性研究不仅是投资项目本身的一个工作环节,也是做出正确投资决策、进行项目设计和筹措资金的重要依据。可行性研究工作,就是对投资项目进行研究、分析、论证和评价,以确定项目是否符合技术先进、经济合理、实施可行要求的一系列活动,通过对项目收益和风险的测算分析,判断投资和资金回收的安全性。投资项目的可行性研究工作,作为一种科学分析论证项目的方法,已普遍被世界各国采用。可行性研究的结论,是投资决策的重要依据。在分析评价投资项目的可行性时,要做到宏观与微观相结合、静态分析与动态分析相结合以及专业分析与综合分析相结合。
投资项目可行性分析中的宏观分析,主要是分析投资环境,即分析研究投资项目所在的政治环境、经济环境、法律环境、社会文化环境和自然条件环境。具体内容有:①在选择投资项目时,首先是了解项目所在地(国)的政治环境,包括项目的审批程序、审批手续、政府机构的办公效率、物资流通体制等与政府的管理体制相关;②经济环境对投资项目的影响;③法律环境。一个良好的法律环境,能有效的保护投资者的既得利益,稳定投资者的投资方向,并不断扩大投资规模;④社会文化环境。社会文化环境的主要内容是指当地居民的人口数量和结构、生活习惯、教育水平、宗教信仰和价值观念等;⑤自然地理环境。主要分析项目所在地的地理位置和自然资源。对于地理位置,应分析交通便利程度、地质情况和气候条件等;对于自然资源,应分析各种满足投资需要的物资资源的情况等。
因此,利用工程经济和系统分析原理,对企业的投资决策进行分析,是降低投资风险,取得合理的投资组合,选择满意的投资决策方案,保证企业取得预期投资收益的必要前提。企业的一切经济行为,都要围绕取得经济效益服务。通常,在评价分析投资项目经济效益时,一般有两大类方法:静态评价方法和动态评价方法。静态评价方法即不考虑资金时间价值的方法,主要用于项目方案的初选阶段。静态评价方法具有简洁、直观的优点,但有未考虑各方案经济寿命的差异以及资金时间价值的缺点。常用的有投资回收期、投资收益率和差额投资回收期法。动态评价方法即考虑资金时间价值的方法。该方法比较符合资金的运动规律,使评价结果更符合资金的运动规律,评价结果更符合实际情况。常用的具体方法有净现值(NPV)和内部收益率(IRR)。
在确定投资项目的投资方案时,应用系统分析原理,从企业发展战略的要求出发,全面分析企业所处的环境和自身的综合能力,确定投资目标。然后,从分析投资项目所在地的投资环境入手,为实现投资既定目标,对工程项目的各个方面进行分析比较、论证,选择静态分析指标(投资回收期和投资收益率),以及动态分析指标(净现值和内部收益率)作为项目技术经济指标,以减少投资风险,为投资决策提供坚实的基础,从而全面提高企业的投资决策效果,达到其经营目标。在对项目进行技术经济评价时,需要对产品的成本情况和市场销量以及销售价格进行预测与分析。消费者的购买行为总的来说是由其购买动机的推动而发生的,受很多因素的影响,这些因素可以分为两大类,一是外部影响因素,包括社会因素、经济因素、企业因素等,另一类是内在因素,即个性心理因素。因此,对消费者的购买决策过程进行研究能够影响投资的实现程度。
3 投资项目的风险识别与防范
当投资者做出投资决策时,不仅要考虑预期回报,还必须分析比较投资风险。风险的大小主要取决于投资回报的波动幅度的大小。通过恰当的投资组合,利用投资资产的多样化,能够分散非系统风险。投资组合的结构包括资产配置和投资组合的最优化,以此来实现既定投资目标下的最佳回报。
由于项目投资特有的时间长、金额大、决策复杂、影响投资效果的因素多等特点,决定了投资项目风险较大。投资项目风险表现为政治法律风险、社会风险、经济风险、技术风险和自然风险等方面。按投资项目的进度划分,项目投资的风险主要体现在:首先,在项目前期开发阶段可能导致投资损失的风险因素有:情况不明,仓促决策;方法不对,估算有误;考虑不周,缺项漏项;弄虚作假,不负责任;审查不细,把关不严等。其次,在项目实施阶段导致投资损失的风险有:建设施工工期拖延;工程与设备存在质量问题;项目建设组织管理不严。最后,项目投产运营初期阶段导致投资损失的风险有:经营环境的不利变化;忽视人员素质的提高与培训;经营管理体制不健全。
目前,许多投资项目的可行性研究不重视项目投资风险预测,仅局限于不确定性分析中简单的风险技术分析,甚至只凭借经验和直觉主观臆断,对项目建成后可能出现的风险因素预测不够,为项目的实施留下安全隐患。因此,强化投资风险意识,做好投资项目前期工作中可行性研究的风险预测,制定防范和化解措施,是避免决策失误,不断提高投资效益,以及实现投资项目科学化的根本保证。投资项目的风险预测主要包括以下几方面:
(1)市场风险。如果不了解市场和变化趋势,项目建设就成了无源之水。在国家宏观调控政策的引导下,只有梳理清楚投资的产业政策和产业环境后,才有可能避免重复建设,才有可能合理地利用有限资源,做出最佳决策,获得最好的投资效益。巨大的市场空间并不代表投资项目所占的市场份额,只有通过市场营销战略研究和组织实施,同时对行业竞争状况及潜在竞争对手进行深入研究,才能准确发现适合于项目产品的市场机会。
(2)资源及原燃料、动力供应风险。在科学发展观的引导下,企业的投资活动需要统筹资源和投资的关系。首先,要从项目建设和运营的客观要求出发,研究资源的约束和产业链上下游的制约;其次,也要从履行企业的社会责任角度,投资有利于建设资源节约型、环境友好型社会的投资项目,并减少各种浪费,走内涵式的发展道路。因此,在项目可行性研究阶段,需对原材料,尤其是资源性原材料的储藏量、开采量或生产量、消耗量及供应量予以高度重视。对项目所需原燃料、动力的供应条件、供应方式能否既满足项目生产需要同时经济合理地加以利用,认真加以落实。
(3)技术工艺风险。投资活动作为企业不断提高自主创新能力的重要途径之一,应该在投资项目可行性研究中,既要处理好技术的先进性、适用性问题。又要充分考虑技术可行性基础上的自主创新空间。通过投资项目采用国内外的先进技术,通过在实际生产过程中消化吸收,有可能产生自主和创新的跨越式发展机会,并在市场需求的推动下,集合一定时间内的人力资源和资金,切实提高自主创新能力,会较快产生经济效益。
