基金规模论文例1

一、问题的提出 三鹿乳业集团虽然破产了，但关于“三鹿奶粉事件”我们还记忆犹新。这一事件的处理过程和结果有如下两点值得反思：(1)作为侵权人的三鹿公司与另外21家责任公司对近30万名确诊患儿给予一次性现金赔偿(大约9亿元)后，共同出资2亿元建立了医疗赔偿基金。该基金由中国人寿保险公司受中国乳制品工业协会委托进行管理和运作，主要用于因食用“问题奶粉”而患上5类相关疾病的患儿相关的医疗或手术费用，直至患儿年满18周岁。(2)绝大多数患儿(被侵权人)没有通过诉讼的方式寻求救济。 2010年4月，英国石油公司(BP)因海上钻井事故导致石油泄漏至美国近海墨西哥湾长达数月，造成了人类历史上罕见的生态灾难。美国国会和行政部门在事发后的第一时间采取紧急措施，促使BP迅速拿出200亿美元成立救助基金，用于油污清除与损害赔偿。该基金由管理过“9.11事件”赔偿基金的肯尼斯·范伯格(Kenneth Feinberg)担任管理人。而我国的情况如何呢？据报道，辽宁省大连市人民政府为了尽快完成油污清理任务，号召当地单位和渔民参与清污，每清理1桶漏油(150公斤)补助300元，这笔费用由大连市有关部门支付(抑或垫付)。作为肇事者的中石油集团、中国联合石油有限责任公司和事发单位国际储运有限责任公司等企业，首先考虑的不是如何赔偿被侵权人，而是大张旗鼓地表彰救火先进单位和个人。 任何一个有良知的人总是希望诸如此类的人祸远离我们的社会，但无论是缺陷产品、环境污染事故还是其他工业事故，却总是频频给我们造成重大损害。进入21世纪以来的情况更是如此!对此，我国长期以来采用的行政主导救济模式虽然颇有效率，但公平方面的问题却往往被忽视，整个社会的纳税人要为肇事的个人和企业“买单”。在法治社会，如何使对这样的损害后果之救济既有效率又公平，是我们需要深入研究的问题。在西方国家盛行并被实践证明效果良好的“大规模侵权损害救济(赔偿)基金”[以下简称救济(赔偿)基金]或许值得我国借鉴，以代替传统的行政主导救济模式，并全部或者部分取代民事诉讼程序，从而兼顾效率与公平。 二、救济(赔偿)基金的设立目的与概念界定 (一)目的界定 当发生大规模侵权时，受害人众多，其他救济方式或者费时费钱，“远水解不了近渴”，如民事诉讼；或者缺乏公正性基础及法制运作机制而收不到良好的社会效果，如单纯的行政救济。救济(赔偿)基金之设立与运作则可以在平衡效率与公平两大价值方面收到如下较好效果：(1)可以及时救济为数众多的被侵权人，使其迅速获得生活保障、医疗救治；(2)可以避免过分依赖国家财政救济侵权人造成的社会不公平；(3) 可以为未来可能发现的被侵权人损害尤其是潜伏性的人身损害提供救济途径和财力资源。 大规模侵权造成民事主体人身、财产损害，同时造成重大环境损害，危害不特定的多数社会成员之公共利益时，救济(赔偿)基金的设立，可以为相关公共利益之保护提供一条渠道。但需要指出的是，民事赔偿应当优先于行政罚款，个人的救济和赔偿应当优先得到实现。 (二)概念界定 1.大规模侵权之界定 对于大规模侵权之界定，德国著名学者克雷斯蒂安·冯·巴尔教授在其《大规模侵权损害责任法的改革》一书中将大规模交通事故、大型客运工具事故、环境事故、缺陷产品造成的大规模侵权、大型社会活动中的大规模侵权等归入“大规模侵权”，并分别情况讨论了在德国是否需要制定新的法律加以调整的问题。美国学者主要从程序法的角度考虑大规模侵权案件或者事件的诉讼和非诉讼处理问题，其代表性表述是“集团诉讼(class action)”。 笔者认为，“大规模侵权”有以下特点：(1)侵权事件(案件)，就法律责任而言，应当符合侵权责任法规定的特定类型的侵权责任之构成要件。侵权人主要指侵权行为人，特殊情况下也指被监护人、雇员或者其饲养的动物、其所有或者管理的物以及第三人(后者如《侵权责任法》第68条规定的情形)侵害民事权益造成损害对该损害后果负有赔偿义务的人(如监护人、用人单位)。自然灾害，如四川汶川地震造成的大规模损害，虽然受害人人数众多，但不属于侵权的范畴，因而也就不是“大规模侵权”。单纯的工伤事故造成多人人身、财产损害的，应由工伤保险基金予以救济，不属于侵权事件或“大规模侵权”。但是，工业事故造成企业员工之外的多数人损害的，则属于“大规模侵权”。(2)被侵权人人数众多。《侵权责任法》对于“侵权行为造成多人死亡”的死亡赔偿金计算标准作了特殊规定，但法律和已有的司法解释 尚未对“多人”到底是多少人作出明确的规定。笔者认为，大规模侵权的被侵权人至少是数十人，而不是数人。强调人数众多，是为了更好地发挥救济(赔偿)基金的作用，避免将过多的侵权事件纳入其救济范围，使得救济(赔偿)基金这一特殊救济手段变成常用的和一般的救济手段。(3)考虑到设立救济(赔偿)基金之目的，笔者倾向于将被侵权人达到数十人以上的产品责任案件、污染环境致人损害案件以及重大交通事故、重大高度危险作业和危险物品致人损害案件、重大物件(如桥梁垮塌)致人损害案件确认为“大规模侵权”案件(事件)。“三鹿奶粉事件”为大规模侵权案件，大连石油泄漏事件为大规模侵权案件，南京有害物输送管道爆炸案件是大规模侵权案件。当然，BP在墨西哥湾的石油泄露事件更是大规模侵权事件。在信息社会里，侵害隐私权案件的被侵权人可能人数众多，但对其损害的救济并不十分迫切，也往往不存在潜伏期较长的未来人身损害问题，故不将其纳入救济(赔偿)基金的救济范围。在我国，空难事故也无必要纳入救济(赔偿)基金的救济范围，这是因为：(1)国家对此已经有专门的法律、法规进行规范；(2)营运主体较少且财力雄厚，又有可靠的保险赔付制度支撑，基本上不会发生救济和赔付困难的问题。 2.救济(赔偿)基金的概念 救济(赔偿)基金是指专项用于救济和赔偿大规模侵权事件的被侵权人人身、财产损失的基金，具有传统民法上“财团法人”的一般属性。在我国现行法律制度下，救济(赔偿)基金则属于公益目的的“社会团体法人”。这一基金具有救济与赔偿的双重功能。 3.救济(赔偿)基金的分类 从基金设立与民事诉讼的关系看，可以大致将其分为如下两类：诉讼替代性救济(赔偿)基金与诉讼结果性救济(赔偿)基金。前者是在被侵权人提出侵权诉讼之前设立和运作的，其目的是为了“救急”，同时还可以部分或者完全取代可能的民事诉讼救济途径；后者则是被侵权人提出侵权诉讼之后，由侵权人与被侵权人达成协议设立或通过法院判决设立的。美国“9.11事件”后设立的赔偿基金和BP在墨西哥湾石油泄露事件后设立的赔偿基金即为“诉讼替代性救济(赔偿)基金”，美国法院在越南战争的“落叶剂(Agent Or-ange)案件”中设立的赔偿基金以及在针对烟草公司的诉讼中设立的赔偿基金则为“诉讼结果性救济(赔偿)基金”。 三、诉讼替代性救济(赔偿)基金主要制度设计 (一)基金的筹集 诉讼替代性救济(赔偿)基金的筹集主要有3个渠道：(1)侵权人的捐助；(2)中央或地方政府的紧急拨款；(3)社会捐助。侵权人的捐助具有对自己将要承担的侵权赔偿责任事先垫付的性质，最终将部分或全部抵消其赔偿责任。政府的紧急拨款具有救急垫付的性质，最终将通过行使对侵权人的追偿权而部分或全部得以清偿。社会捐助是指大规模侵权事件当事人之外的自然人、法人或其他组织对救济(赔偿)基金的捐款。这是一种附条件(附转让代位追偿权条件)的捐助。如果侵权人最终因承担侵权赔偿责任资不抵债而破产，社会捐助部分将成为一般捐助，连同其他来源的捐款和拨款，按损害的比例支付给被侵权人；如果侵权人最终有足够的财力承担全部赔偿责任，那么当地红十字会取得对侵权人的代位追偿权，追回这一部分捐助款，以用于慈善项目。在以上救济(赔偿)基金筹集的3个渠道中，应当优先考虑侵权人的捐助。如果侵权人有能力且愿意提供全部救济(赔偿)基金，那么可以排除另外两个渠道的筹集，以减省相关主体未来行使追偿权或者代位追偿权所造成的讼累。 (二)基金的管理 1.管理人。救济(赔偿)基金由管理人管理。笔者建议，管理人应由大规模侵权事件发生地县级或县级以上人民政府指定。当地人民政府在指定救济(赔偿)基金管理人时，应当征询侵权人、被侵权人代表以及当地人民法院的意见。政府官员、法官、执业律师、会计师以及从事相关专业教学与研究的专家可以被指定为救济(赔偿)基金管理人，红十字会等慈善机构、其他非营利性组织也可以被指定为救济(赔偿)基金管理人。 2.管理人的职责。管理人应履行以下职责：(1)迅速筹集并发放救济(赔偿)基金之款项；(2)向指定其担任管理人的政府机关负责，协助当地政府维护社会稳定；(3)向侵权人和被侵权人代表通报救济(赔偿)基金款项的筹集和发放情况；(4)协调侵权人与被侵权人的关系，促使双方达成和解协议；(5)履行善良管理人的高度注意义务。 (三)基金的使用 1.救助被侵权人。管理人筹集到的救助款应当迅速、公平地发放给被侵权人，以解其燃眉之急。发放的数额和比例 应当根据资金的筹集情况、被侵权人的急需程度确定，并优先考虑对人身损害的救济和社会稳定因素。 2.合理费用支出。管理人因筹集、管理救济(赔偿)基金发生的合理费用从基金中支出。管理人不从基金中取得工资报酬和津贴。管理人的工资和津贴等，由指定其担任管理人的政府支付。虽然由政府对此“买单”不太公平，但可以避免利益冲突，具有相对正义性。长期以来，公共财政都是对此等事件进行大量支出，因此即使这样规定也不会显著增加当地政府的负担。 3.提交财务报告。根据救济(赔偿)基金的资金使用情况，定期或者不定期向指定其担任管理人的政府机关提交财务报告，在救助事项终了后的一个月内提交最终财务报告。最终财务报告需要经过指定其担任管理人的政府机关认可的专业审计机构的审计。救济(赔偿)基金不得被任何人以任何方式用作救助和相关合理费用之外的其他用途。 (四)侵权人的捐助与免诉协议 鉴于侵权人捐助的事先垫付性质，在其捐助后应部分或全部免除侵权人未来可能承担的侵权赔偿责任。而被侵权人的损害赔偿请求权，作为法律赋予的权利并不因得到救济(赔偿)基金的救助而当然消灭，只能以和解协议等方式被放弃。因此，促使双方当事人达成和解协议或在救助基金与被侵权人之间达成损害赔偿等请求权的转让协议，就成为救济(赔偿)基金运作的一个关键环节。 1.侵权人的捐助。侵权人的捐助是指侵权人向救济(赔偿)基金支付的金钱，包括为应急处理事故而为的紧急捐助，也包括其后陆续支付的金钱。在侵权人有能力支付全部救济和赔偿所需金额的情况下，侵权人的捐助可以是一次性捐助，也可以是分期捐助。如果损害比较容易计算并且不存在发现未来人身损害等问题，那么捐助的金额应是确定的；如果考虑未来的合理救济、赔偿支出，那么捐助的金额可以是灵活的，但计算方法和标准应是确定的。 2.侵权人与被侵权人之间的免诉协议。被侵权人在领取救济(赔偿)基金款项时应当与侵权人或救济(赔偿)基金达成全部或部分放弃诉讼请求的“免诉协议”。达成全部免诉协议的，被侵权人不得就该大规模侵权的所有损害向人民法院针对侵权人提出损害赔偿请求或类似请求；达成部分免诉协议的，被侵权人不得就已经达成协议放弃诉讼请求的损害部分向人民法院针对侵权人提出损害赔偿请求或类似请求。 3.救济(赔偿)基金与被侵权人之间的赔偿请求权转让协议。在被侵权人从救济(赔偿)基金获得全部赔偿金额的情况下，被侵权人应当将针对侵权人的所有损害赔偿请求权转让给基金；在被侵权人从基金获得部分赔偿金额的情况下，被侵权人应当将已经获得救济或赔偿的部分损害赔偿请求权转让给基金。 (五)基金的代付与追偿权 在侵权人没有全额捐助资金从而不能满足救济和赔偿且基金向被侵权人支付救济和赔偿金额并获得被侵权人转让的赔偿等请求权的情况下，基金有权向侵权人追偿。基金在获得转让的请求权后是否向侵权人行使取决于事件处理的具体情形，如被侵权人捐助的数额、行使请求权获得赔偿的几率等。 四、诉讼结果性救济(赔偿)基金主要制度设计 (一)法院主导 通过诉讼替代性救济(赔偿)基金对被侵权人予以救济或者赔偿的，往往无须再经过诉讼程序处理侵权人与被侵权人之间的纠纷。没有设立诉讼替代性救济(赔偿)基金对被侵权人予以救济或者赔偿，双方当事人也没有能够通过其他有效途径解决赔偿问题的，则可能产生诉讼———被侵权人将侵权人告到人民法院，请求人民法院判决侵权人承担损害赔偿责任。案件进入诉讼程序后，有可能通过调解或判决的方式设立“诉讼结果性救济(赔偿)基金”。诉讼结果性救济(赔偿)基金实际上是被侵权人行使诉权，针对侵权人向人民法院提出民事诉讼请求，进而通过人民法院调解和裁判而成立的救济(赔偿)基金。它是诉讼活动的结果，因此人民法院在基金设立与否和如何运作等事项的决定中应居于主导地位。实际上，此种基金之设立与运作，应当被认为是人民法院审理相关案件的判决(调解)结果和执行方案。 (二)基金的资金来源与运作 基金的资金来源于侵权人，其具体数额及计算标准、支付方式和期限等，通过人民法院生效的调解书或者判决书确定。 人民法院应当在调解书或者判决书中指定基金的管理人。管理人的职责与前述诉讼替代性救济(赔偿)基金的管理人大致相同，但不承担筹集资金的任务。被侵权人未按照调解书或者判决书确定的金额和时间支付相关赔偿款的，管理人应当请求人民法院强制执行。管理人的合理报酬和津贴可以从基金中支付，也可以会商当地行政机关，由公共财政 安排支付。 存续期较长的基金，管理人可以利用其资金从事风险较低的投资活动，以保值增值。 在所有应当赔偿的数额都支付完毕或者法律文书确定的存续期限届满时基金的资金有剩余的，应当捐助给当地的慈善机构。 (三)被侵权人获得救济的方式 管理人依据调解书或者判决书确定的原则和方式一次性或者分期支付给被侵权人的赔偿款，管理人需要特别考虑未加入诉讼的被侵权人可能的请求以及被侵权人潜伏的身体损害甚至遗传给下一代子女的某些损害之救济。 对于未来发生的医疗费和其他相关费用，可以采取比照实际发生数额分期报销的方式来支付。 五、救济(赔偿)基金引入实践的途径 (一)现行法律盘点 1.实体法。在《侵权责任法》制定的过程中，学者和立法机关在多次会议上对大规模侵权的法律规制问题进行过讨论，但最终没有作出明确的规定。这种结果既受到立法指导思想———成熟一个，制定一个———的支配，也可以归咎为理论研究不充分。即便如此，我们也可以从《侵权责任法》中找出未来救济(赔偿)基金制度构建的一些基础性规定：(1)《侵权责任法》第1条所规定的立法目的的一个重要方面是促进社会和谐稳定。通过建立救济(赔偿)基金的方式来解决相关的纠纷，无疑是实现这一立法目的的最佳途径之一。(2)《侵权责任法》第17条的规定对于基金运作确定救济和赔偿的数额有比较重要的意义。(3)《侵权责任法》第18条第2款的规定对我们设计基金运作中的免诉协议具有重要的指导意义。 2.程序法。现行关于大规模侵权事件的救济途径主要有以下两种：(1)和解。这是《中华人民共和国民事诉讼法》(以下简称《民事诉讼法》)第51条明确规定的途径。(2)共同诉讼。根据《民事诉讼法》第53、54条的规定，当事人一方或者双方为二人以上，其诉讼标的是共同的或者诉讼标的是同一种类、人民法院认为可以合并审理并经当事人同意的，为共同诉讼。在共同诉讼中，可以由当事人推选代表人进行诉讼。《民事诉讼法》第55条还就共同诉讼的启动与代表人的确定作了明确的规定。这些关于共同诉讼的规定为人民法院审理大规模侵权案件的集团诉讼(共同诉讼)提供了基本的法律框架，未来修改《民事诉讼法》时需要对有关规定进一步细化，特别是应对人民法院可以设立救济(赔偿)基金的方式作出判决作出明确的规定。 (二)难点问题及其对策 当下公共危机事件频发，地方政府往往大包大揽甚至压制被侵权人的合理诉求，人民法院也拒绝受理相关案件。应该说，建立救济(赔偿)基金制度主要不是一个价值取向方面的事项，也不涉及不同行业、地方利益的调整或再分配，因此不应有较大的阻力。作为一个法治社会治理层面的技术性方案，救济(赔偿)基金制度应当得到决策层和社会公众的普遍支持。 建立救济(赔偿)基金制度的难点及其对策如下：(1)改变观念。长期以来，我国国家机关尤其是行政机关习惯于大包大揽一切社会事件的处理，不善于走法治路径和利用社会公众的力量。这就需要改变“政府万能”的观念，改变不重视社会中介处理公共事务的传统。(2)完善制度。虽然民事实体法和程序法的一些规定对于建立救济(赔偿)基金制度具有基础支撑作用，但专门的法律和行政法规尚无规定，在无法可依的情况下进行此等操作相当困难。笔者建议先制定一个相关的行政法规，规范救济(赔偿)基金的建立和运作，在试行一段时间取得经验后上升为法律。考虑到立法权限方面的问题———这样的行政法规将涉及民事关系的调整和对人民法院审判活动的规范，建议立法部门特别授权国务院制定此等行政法规。国务院制定这样的行政法规应征询最高人民法院的意见。(3)培养人才。救济(赔偿)基金的运作需要专门人才。毋庸讳言，我国还缺少这方面的人才，亟须培养。为此，我国可以学习、借鉴外国的经验，甚至可以在前期引进相关人才作为基金管理人。 注释: 参见《中石油大连分公司表彰油管爆炸抢险遭质疑》，http：//news.sina.com.cn/c/2010-08-09/064720854768.shtml，2010-09-20。 参见[德]克里斯蒂安•冯•巴尔：《大规模侵权损害责任法的改革》，贺栩栩译，中国法制出版社2010年版，第5页。 参见《美国联邦民事诉讼规则》第23条。 参见张新宝：《工伤保险赔偿请求权与普通人身损害赔偿请求权的关系》， 《中国法学》2008年第4期

基金规模论文例2

摘要：慈善基金会内部治理是理论界和实务界都关注的热点话题，但鲜有文献对基金会的理事会特征、监事会与成本结合起来研究。文章运用2011―2012年间的213家慈善基金会样本数据，对如下两个问题进行了实证检验：（1）基金会的理事会特征、监事会对成本的影响；（2）基金会的内部治理特征是否能够有效降低成本。研究发现：第一，基金会的理事会规模越大，越有利于降低成本。第二，基金会的理事会开会次数越多，慈善组织的理事长与秘书长的双重身份，不利于降低慈善组织的成本。第三，基金会的监事会对成本的降低没有显著的影响。文章得出的结论为理解我国基金会的内部治理结构提供了有益帮助，为我国慈善基金会完善内部治理结构提供了经验证据。

关键词：慈善基金会 理事会 监事会 成本

一、引言

我的慈善组织主要包括慈善基金会、各级慈善会、红十字会系统。据民政部的《2012年度中国慈善捐助报告》统计，2012年全国接收国内外社会各界的款物捐赠总额约817亿元，占我国GDP的0.16%，人均捐款60.4元。其中，各类慈善基金会接收捐赠约305.7亿元，约占全年捐赠总量的37.4%，是最大的募款主体；各级慈善会接收捐赠约268.65亿元，占全社会募款总额32.87%，成为2012年度第二大募款主体。红十字会系统接收社会捐赠约21.88亿元，占2.68%，同比减少了23.68%。慈善组织2012年募款总额约596.23亿元，约占全年捐赠总量的73%。慈善组织从事的公益事业包括社会服务的提供、社会资本的创造、社区建设、民主推进、科技创新、环境保护、志愿者培育等，涵盖了教育、科技、环保、养老、儿童福利、助残等领域，在整个社会保障体系中发挥着不可替代的作用。

十提出“完善社会救助体系，支持发展慈善事业”。十八界三中全会再次强调“重点培育和优先发展公益慈善类社会组织……”然而，近年来频发的诸如“郭美美与红十字会事件”“儿慈会48亿元洗钱风波”等慈善丑闻，使得慈善基金会的公信力每况愈下。2012年慈善基金会接收捐赠总量较2011年相比下降3.31%，严重影响了慈善基金会的社会保障职能的发挥，阻碍了慈善基金会的发展。如何改善慈善基金会的内部治理，提升慈善基金会的透明度，成为当前必须解决的现实问题。因此，进行慈善基金会的内部治理问题的研究，有利于提高对慈善基金会的内部治理结构和治理机制的认识，形成慈善基金会的内部治理机制的理论分析框架，指导实践中慈善基金会内部治理问题的解决。

问题不仅广泛存在于现代公司之中，也普遍存在于现代的慈善基金会中。慈善基金会作为较为典型的非营利组织，其特点表现在：第一，非营利性。慈善基金会通常不营利，即使慈善基金会在运作过程中产生了利润，该利润也不对产权人进行分配，而是继续作为慈善事业的资金资源。第二，目标的特殊性。与企业这类营利性组织的生存、发展、盈利的目标不同，慈善基金会存在的目标是运用自身及社会资源去帮助需要帮助的群体，推动社会进步，其社会价值远远大于经济价值。因此，对创立慈善基金会的产权方而言，投资创立慈善基金会的目的是为了实现组织的社会价值最大化。然而，除了产权人（或者创始人）外，慈善基金会还涉及到一些其他的利益相关者，包括内部的理事会、秘书长、监事会、工作人员；外部的捐赠人、被救助对象、政府等监管部门、媒体及社会公众等。根据已有的公司治理理论，在所有权和经营权分离的企业中，委托人与人目标的差异导致人为了自身利益而侵害委托人利益的机会主义行为，从而导致公司价值的降低。大量的经验证据表明，管理者与股东之间的成本显著地影响了企业的融资决策、投资决策和企业价值。是否慈善基金会这类非营利组织，也存在由于产权人与管理者的利益不一致而出现的委托问题？慈善基金会的理事会特征、监事会与成本的关系如何？是本文研究的重点。

二、理论分析与研究假设

过去20年，研究者们通过不懈的努力形成了公司治理的理论研究体系。公司治理的研究重点关注公司绩效、董事会作用和国家治理特征之间的关系。董事会服务股东，承担受托责任，具有监督管理的职能。董事会可以提高公司绩效，董事会通常代表股东的利益设计管理者的薪酬。Mather等开创性地检验了董事会的声誉、财务专业性等特征与管理收益预测之间的关系，提出了在治理结构中考虑董事会动机的重要性。在对公司层面的治理特征进行检验后发现，公司治理结构对管理者在股票回购决策上具有重要的影响。以美国上市公司为样本进行的实证分析发现，成长性公司很少用股票回购来进行盈余管理。后来的学者们发现具有更多独立董事、CEO与董事长不是双重身份、CEO持有较高股权比例的公司盈余管理水平较低。过去二三十年间，很多有关治理结构的文章讨论了公司的CEO薪酬问题。对董事会的研究主要围绕两个基本性的问题展开：一是董事会结构的决定因素；二是董事会绩效的决定因素。学者们分析了股权结构对董事会结构的影响，例如从机构投资者、家族控股、国有股权结构等方面对董事会结构的影响因素进行分析。当然，也有一些学者从社会规则等外部治理特征的角度分析董事会结构的影响因素。Fama、Jensen（1983）提出了对非营利组织的治理结构假设，认为非营利组织的捐赠越多，其成本越低。后续的Peterson等（2010）对于非营利组织治理结构的不同方面进行了不同视角的分析，但是，实证研究论文并不多见。本文的研究属于对慈善基金会的内部治理结构的实证研究范畴。

国内外研究结果表明，传统的、一般性公司治理机制在一定程度上仍然适用于非营利组织治理结构的研究。但是，慈善基金会作为非营利组织中较为典型的类型，其内部治理结构问题，并不能完全按照公司类营利性组织治理结构的研究进行。

因此，在进行慈善基金会内部治理结构问题的研究过程中，本文参照了公司治理结构的研究框架，同时，结合了慈善基金会的治理结构面临的外部环境和不同的利益相关者的基础上，设计了本文关于慈善基金会的内部治理结构的研究逻辑。对成本的指标选择考虑，既借鉴了反映公司这种营利性组织通常采用资产利用效率即资产周转率作为成本的变量，也考虑了慈善组织成本的特性，选择资产费用率作为变量指标。同时，考虑到现有的研究成果发现，较高的现金流量降低了资本市场对于管理者的监管，具有较高现金流量的公司具有较高的成本。慈善基金会的外部捐赠市场与公司这类营利组织面临的外部资本市场之间差异较大。慈善基金会的捐赠人，在进行完捐赠后，并没有保留与慈善基金会之间的产权关系，也没有剩余索取权问题。因此，为了深入认识慈善基金会的成本，本文也选择了现金流量指标，作为成本的变量。考虑到慈善基金会的产权特征、剩余索取权问题以及捐赠市场等外部环境的影响，本文针对理事会、监事会提出如下一些假设。

（一）理事会

理事会作为慈善基金会治理结构的内部核心机制之一，其治理效率如何直接影响到慈善基金会的绩效。当前的公司治理理论，公司的董事会在公司治理中的功能主要体现在董事会规模、独立董事比例、专业委员会设置以及董事长与总经理两职合一等多个方面。结合当前我国慈善基金会的特征，本文主要考虑以下几个方面的内容。

1.理事会的规模。为了验证公司治理理论中关于董事会规模的结论，是否适用于慈善基金会这类典型的非营利组织，结合我国慈善基金会的理事会规模特征，提出具体假设如下：

H1：慈善基金会的理事会规模越大，越有利于降低成本。

H2：慈善基金会的理事会每年召开的会议次数越多，越不利于降低成本。

2.理事长与秘书长是否为同一人。Jensen在研究公司治理结构时发现，当董事长和CEO为同一人时，不利于成本的降低。董事长与CEO是否为一人，与绩效之间很少有直接的联系。慈善基金会中的秘书长职务，与公司中的CEO职务类似，属于慈善基金会的高层管理人员，慈善基金会的理事长，类似公司中的董事长，慈善基金会的理事长担任着委托方和受托方双重职责，是慈善基金会内部治理的核心。因此，为了考察慈善基金会中，理事长和秘书长为同一人，是否有利于降低基金会的成本问题，本文提出如下假设：

H3：慈善基金会的理事长与秘书长为同一人，不利于成本的降低。

3.秘书长的任期。现有对公司治理结构中的CEO任期的研究表明，CEO主要起到管理董事会的作用，因此如果CEO的任期越长，越容易损害股东权益，减少CEO对董事会的监督能力。为了验证慈善基金会的秘书长任期长短对成本的影响，提出如下假设：

H4：慈善基金会的秘书长任期越长，其成本越高。

（二）监事会

大量研究支持公司设置监事会，有利于成本的降低。为了验证慈善基金会中监事会的作用，提出如下假设：

H5：慈善基金会的监事会规模越大，越有利于降低成本。

H6：慈善基金会的监事会召开次数越多，越有利于降低成本。

三、模型建立

为了检验上述假设，建立如下回归模型（1）、模型（2）和模型（3）。

AOR=a0+a1Dual+a2Bsize+a3Asize+a4BM+a5AM+a6CEOT+a7Ponp+a8Size+ei （1）

AER=b0+b1Dual+b2Bsize+b3Asize+b4BM+b5AM+b6CEOT+b7Ponp+b8Size+ei （2）

CF=c0+c1Dual+c2Bsize+c3Asize+c4BM+c5AM+c6CEOT+c7Ponp+c8Size+ei （3）

为了进行模型之间的对比分析，本文选择了3个指标来衡量成本。一是采用AOR和AER两个指标来衡量成本；二是运用现金流量指标CF来衡量成本。AOR表示资产利用率指标，该指标反映管理者如何利用资产创造效益。对公司这类营利性组织的治理结构而言，通常采用资产创造的收入大小来衡量资产的利用效率。然而，由于慈善基金会属于典型的非营利组织，基金会利用资产创造的效益主要体现在其社会价值上，即管理者运用资产对社会提供了多少帮助。因此，本文采用慈善基金会的业务活动成本（业务活动成本，是指慈善基金会为了实现其业务活动目标、开展其项目活动或者提供服务所发生的费用）年末数作为资产创造社会效益的变量。慈善基金会的资产利用率指标（AOR），反映了慈善基金会的内部管理人员使用组织资源创造社会价值的能力，该指标越小，说明资产利用效率越低。AER表示资产费用率指标，该指标反映了慈善基金会内部管理人员在使用组织资源时所花费的成本，主要测量慈善基金会的管理人员如何控制组织的管理成本。该指标越大，说明慈善基金会的管理费用越高。Jensen认为由于较高的现金流量往往与较低的增长机会相联系，所以如果公司具有较高的现金流量，表明公司的成本较高。同时，较高的现金流量降低了资本市场对公司内部管理者的监管，表示公司有较高的成本。借鉴该研究成果，综合考虑慈善基金会与外部捐赠市场的关系，采用现金流量指标，用CF来表示，以此作为慈善基金会的成本的变量。此外，上述模型中加入了慈善M织的性质（Ponp）和慈善组织的规模（Size）作为控制变量。模型的变量定义与描述，具体如表1所示。

四、样本与描述性统计

由于我国慈善基金会尚处于发展阶段，相关数据信息披露不完善，本文最终选择了慈善基金会2011―2012年的年报数据为样本进行分析，样本数据来源于民政部官方网站。考虑到年报披露数据的统计分析意义，本文采取了混合样本数据进行分析。进一步剔除数据缺失项后，最后得到213个全部观察值。描述性统计分析结果如表2所示。

从表2可以看出，资产利用率（AOR）的平均值和标准差分别为0.41和0.52，表明我国慈善基金会的资产利用率差异很大；资产费用率（AER）的最大值和最小值分别为0和0.22，平均值为0.02，标准差为0.029，表明我国慈善基金会之间资产费用率的差异较大。现金流量（CF）的最大值和最小值分别为0和20.26，标准差为7.933，表明我国慈善基金会之间的现金流量的差异较大。理事长与秘书长是否为同一人（Dual）的平均值为0.1，表明我国慈善基金会理事长和秘书长为同一人的情况并不普遍。理事会规模（Bsize）的最大值和最小值分别为162和2，且平均值为15.83，标准差为11.865，表明我国慈善基金会的理事会规模差异较大，平均的理事会规模在15人左右。监事会规模（Asize）的最大值和最小值分别为7和1，平均值为1.79，标准差为1.066，表明我国慈善基金会之间的监事会规模差异较大，平均的监事会人数在1―2人之间。理事会开会次数（BM）最大值和最小值为10和1，表明我国慈善基金会的理事会开会次数差异较大，平均值为2.2，表明平均理事会开会次数在2―3次之间。监事会开会次数（AM）的最大值和最小值为10和0，表明我国慈善基金会的监事会开会次数呈现出较大差异，平均值为1.98，表明平均监事会开会次数在1―2次之间。秘书长任期（CEOT）的最大值和最小值为15和0，平均值为3.57，标准差为2.455，表明我国慈善基金会的秘书长任期最长可达到15年，平均的任期为3―4年，且不同慈善基金会之间的差异较大。

五、实证分析

为了避免变量间的多重共线性，本文在对模型进行回归分析时，采用了逐步回归的方式。运用SPSS统计分析软件，进行回归分析的结果如表3所示。

表3样本数据回归分析结果显示，以资产利用率（AOR）作为成本变量所构建模型（1）的调整R2=0.216，以资产费用率（AER）作为成本变量构建的模型（2）的调整R2=0.195，以现金流量（CF）作为成本变量构建的模型（3）的调整R2=0.071。比较而言，模型（1）的拟合优度最高，且所构建的三个模型的回归分析结果显示，其F值均通过了统计检验。

具体而言，模型（1）的回归分析结果显示，理事会规模（Bsize）的参数估计为0.015，通过了显著性水平为5%的统计检验。慈善基金会的性质（Ponp）的参数估计值为0.307，通过了显著性水平为5%的统计检验。其他变量的参数估计均没有通过显著性水平为5%的统计检验。理事会规模与成本之间呈现出正向的关系，即根据模型（1）的回归分析结果显示，理事会规模越大，作为成本变量的资产利用率越高，越有利于成本的降低。且慈善基金会的性质与成本之间呈现正向关系，即慈善基金会若为公募性质，则资产利用率越高，越有利于降低成本，该结论验证了公募性质的慈善基金会的成本低于非公募性质的慈善基金会。

模型（2）的回归分析结果显示，理事会开会次数（BM）和慈善基金会规模（Size）两个变量的参数估计分别为0.006和-0.007，通过了显著性水平为5%的统计检验。慈善基金会的性质（Ponp）的参数估计值为0.014，通过了显著性水平为5%的统计检验。其他变量的参数估计均没有通过显著性水平为5%的统计检验。模型回归分析结果显示，理事会开会次数与成本呈现正向的关系，即理事会开会次数越多，作为成本的变量资产费用率越高，越不利于成本的降低。慈善基金会的规模与资产费用率呈现负向的关系，即慈善基金会的规模越大，作为成本变量的资产费用率越低，越有利于降低成本。

模型（3）的回归分析结果显示，理事长与秘书长是否为同一人（Dual）和慈善基金会规模（Size）两个变量的参数估计分别为-4.055和1.424，均通过了显著性水平为5%的统计检验。其他变量的参数估计则没有通过显著性水平为5%的统计检验。该模型（3）的回归分析结果显示，理事长与秘书长是否为同一人与成本之间呈现负向的关系，即如果理事长与秘书长为同一人，则该变量1，越不利于成本的降低。慈善基金会的规模与慈善基金会的现金流量呈现正向的关系，表明慈善基金会的规模越大，现金流量越大，成本越高；反之，若慈善基金会的规模越小，现金流量越小，成本越低。根据对模型（1）、模型（2）和模型（3）的回归分析结果显示，慈善基金会的成本的影响因素包括：理事会规模、理事会开会次数、理事长与秘书长是否为一人、慈善组织的性质、慈善组织的规模。模型的回归结果显示，假设1、假设2、假设3得到了验证；假设4、假设5、假设6没有得到有效的验证。

六、研究结论与启示

本文采用实证研究方法，对我国慈善基金会的理事会、监事会和成本之间的关系进行了分析。以资产利用率、资产费用率和现金流量三个变量作为慈善基金会的成本变量，分别构建慈善基金会的理事会、监事会与成本之间的关系模型，选取我国慈善基金会年报披露数据为样本，进行回归分析，研究发现：

（一）理事会的规模越大，越有利于慈善基金会成本的降低

理事会的规模与资产利用率呈正向关系，若理事会规模越大，将越有利于提高资产的利用效率，从而降低慈善基金会的成本。因此，假设1得到了验证。

（二）理事会开会次数越多，越不利于慈善基金会成本的降低

研究结果显示，若理事会开会次数越多，作为成本的变量资产费用率则越高，越不利于成本的降低。因此，假设2得到验证。

（三）理事长与秘书长为同一人，不利于降低慈善基金会的成本

如果慈善基金会的理事长与秘书长为同一人，越不利于降低慈善基金会的成本，不利于慈善基金会治理效率的提高。如果慈善基金会的理事长与秘书长为同一人，根据委托理论，理事长作为创始人的受托方，同时也是慈善基金会内部管理层的委托方，具有受托方和委托方的双重性质，而秘书长作为内部最高管理层的主要管理者，如果由理事长兼任，将不利于理事会行使对管理层的有效监督和约束，不利于成本的降低。因此，如果理事长和秘书长为同一人，将不利于慈善基金会成本的降低，假设3得到了验证。

根据回归分析中的参数估计结果，CEOT、Asize、AM三个变量的参数估计均没有通过t检验，所以假设4、假设5、假设6，均没有得到验证。

（四）引入控制变量进行的回归分析结果显示，如果慈善基金会为公募性质，越有利于成本的降低

由于慈善基金会属于典型的非营利组织，有较高的现金流量表明其管理层具有较好的筹款能力，较好的筹款能力使得慈善基金会具有更多的利益相关者，这将有利于提高各利益相关者对慈善基金会管理者的外部监督，从而降低慈善组织的成本。这与现有关于公司类营利性组织的成本的研究结论并不完全一致。根据Jensen和McKnight等对公司治理的研究结论认为，公司如果拥有较高的现金流量，这将降低资本市场对于管理者的监管，因此公司如果拥有较高的现金流量表明公司具有较高的成本。这也充分体现了慈善基金会的内部治理结构，不同于公司内部治理结构的特点。模型（1）、模型（2）和模型（3）的回归分析结果表明，慈善基金会的规模越大，越有利于成本的降低。

综上所述，本文通过实证分析了慈善基金会的理事会、监事会与成本之间的关系，运用模型及回归分析验证并得到了以下结论：慈善基金会的理事会规模越大，越有利于其成本的降低；理事会每年召开次数越多，越不利于慈善基金会的成本的降低；理事长与秘书长若为同一人，越不利于慈善基金会成本的降低。但是，本文尚有一些局限，比如本文通过回归分析并未验证假设4、假设5、假设6，即本文并未获知慈善基金会的内部治理结构中关于秘书长的任期、监事会规模、监事会的开会次数，与慈善基金会成本之间的关系，如果未来以成本作为内生变量，以上述变量作为外源变量，构建慈善基金会的内部治理结构与成本之间的结构方程模型，进行分析，这将是笔者未来继续研究的方向。Z

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基金规模论文例3

一、引言

近年来,产业内贸易一直是贸易界的热门话题，它在两国经济交往中扮演着重要的角色。产业内贸易是指一个国家在出口的某种产品的同时又进口同类产品，它与产业间贸易有着显著的不同。产业间贸易是指一个国家专门从事某种商品或服务的生产并进行出口，用以交换它不具备比较优势的其他商品或服务。

产业内贸易理论基于新贸易理论，换而言之，它的诞生基于规模报酬递增条件下的垄断竞争市场，而非传统的赫克歇尔俄林模型中的规模报酬不变条件下的完全竞争市场。产业内贸易理论的发展可以分为两个阶段。第一阶段是对统计现象的直观推断。20世纪年代中期以前，Vordoom对“比荷卢经济同盟”的集团内贸易格局变化的研究，Michaely对三十六个国家5大类商品的进出口差异指数的计算，Balassa对欧共体制成品贸易增长和Kojima对发达国家之间贸易格局的一系列的实证研究，构成了产业内贸易理论发展的第一阶段。与此同时，对二战后贸易新格局所进行的大量的理论研究推进了实证性研究的进展，并为产业内贸易步入第二阶段对统计现象的理论解释，提供了基础。70年代中期，Grubel和Lloyd 《产业内贸易》一书所作的开创性、系统性的研究使产业内贸易理论的发展上升到第二阶段。随后，许多西方学者对产业内贸易现象做了大量的理论性研究，使这一理论日渐丰富。Krugman (1981) 提出的理论基于垄断竞争的情况，认为“规模经济”和“产品差异”是将现代贸易理论和传统贸易理论区分开的评判标准，他认为这两个因素是影响各国产业内贸易的重要因素。Falvey(1981)、Falvey和Kierzkowski (1985)的研究基于赫克歇尔俄林贸易理论中的假想，分析了贸易伙伴国家的要素禀赋在产业内贸易中发挥的作用。Leamer (1988)提出市场开放度在产业内贸易中扮演了重要的角色。新近的关于产业内贸易的研究中，Davis (1995)的研究基于不同国家的技术发展差异，以强调要素禀赋作为比较优势的传统贸易理论作为理论基础。Harrigan(1994， 1996) 也同样强调了市场开放对贸易的贡献，以及市场开放对特定国家的产业内贸易增长做出的贡献。

基于新贸易理论和前人对产业内贸易的研究，本文将以下三个因素作为解释变量来检验这些因素对中国金融服务业的产业内贸易所造成的影响：（1）要素禀赋；（2）规模经济效应； （3）市场开放度。 下面的章节将对这三个要素建立模型并进行分析。

二、建立计量模型

1.因素的选择

（1）产业内贸易。Grubel和Lloyd(1975)创造了产业内贸易指数以衡量产业内贸易。Aquino (1978)、Tharakan (1983) 都通过Grubel和Lloyd(1975)的方法对产业内贸易进行了实证分析和数理分析。近年来，Vona (1991) 和Cooper等人(1993) 同样印证了Grubel和Lloyd指数的正确性。因此本文同样使用Grubel和Lloyd指数进行分析金融服务业的产业内贸易。在文中以IIT表示。

（2）要素禀赋。Falvey (1981) 、Falvey和Kierzkowski (1985)，在其产业内贸易模型中都将贸易伙伴国家的要素禀赋作为影响产业内贸易的因素。Moshirian (1994b) 的实证研究显示人力资源和物理资源是一些国家在金融服务业取得比较优势的两大决定因素。Davis (1995)在对产业内贸易进行理论研究时折中了传统的赫克歇尔―俄林贸易理论中的要素禀赋理论。在银行服务业这一领域，对各国比较优势和金融服务业产业内贸易影响最大的要素禀赋是人力资源，它反映为接受过高等教育培训的人数占总人口的比例。本文根据要素禀赋理论，将中国的教育发展程度用于评估人力资源对中国金融服务业产业内贸易的影响。在文中以EDU表示。假设教育发展程度越高，中国金融服务业的产业内贸易指数就越高。

（3）规模经济效应。Krugman (1981)认为在特定的某些国家中，垄断竞争条件下的规模经济效应无论对于贸易总量还是产业内贸易而言都是一个重要的影响因素。Greenaway和Milner 也认为规模经济是影响产业内贸易的重要因素。Lee (1989)， Hughes (1993) 和Somma(1991) 发现规模经济的存在对制造业的产业内贸易有重大影响。在银行业领域，20世纪80年代到90年代有许多文献试图证明在美国的银行业中是否存在规模经济。Berger等人(1999) 的文章综述了那些试图评估银行效率，量化银行业规模经济的研究文献。他们发现在20世纪80年代，那些总资产高于100亿美元的银行中才存在规模经济。然而，在90年代，资产超过250亿美元的银行才体现出规模经济。本文选取中国所有银行的总资产来衡量规模经济效应对中国金融服务业产业内贸易的影响。在文中以SCA表示。假设规模经济的存在对金融服务业的产业内贸易增长有促进作用。

（4）市场开放度。在某些国家，由于国家对金融市场的开放，到20世纪80年代许多金融服务业的贸易壁垒已经消失了。乌拉圭回合贸易谈判更促进了金融服务业的扩展，加速了金融服务业的产品多样化。尽管Leamer (1988) 和Harrigan(1994，1996)强调市场开放度是促进贸易量增加的重要因素，Hughes (1993)， Greenaway 等人(1994) 和Bernhofen (1999) 对制造业产业内贸易的研究都没把市场开放度作为影响产业内贸易的因素进行考虑。虽然中国金融市场的开放度相对不高，但本文仍把市场开放度纳入考虑。本文以中国金融服务业的FDI来衡量中国金融服务业的市场开放度。在文中以FDI表示。假设市场开放度越大，中国金融服务业的产业内贸易量就越大。

2.模型的建立

本文运用Eviews3.1软件将要素禀赋、规模经济效应以及市场开放度三个影响因素与中国金融服务产业内贸易的关系进行计量分析,从而得出结论。

本文的数据样本区间选择1997到2004年。计算产业内贸易指数的数据来源于中国统计网。计算要素禀赋、规模经济效应和市场开放度的数据均来源于中国统计年鉴。

（1）计量分析。首先，我们对要素禀赋、规模经济效应以及市场开放度三个因素与金融服务业产业内贸易的关系进行计量分析，建立模型：

IIT=eC1×EDUC2×SCAC3×FDIC4×eu

因为经济时间序列经常存在异方差，为了消除所选数据中可能存在的异方差，对所有变量取对数得：

LnIIT=C1+C2×LnEDU+C3×LnSCA +C4×LnFDI +u

其中IIT表示产业内贸易指数，EDU表示接受过高等教育的人口占总人口的比例，SCA表示金融服务业的规模经济效应，FDI表示金融服务业的外商直接投资；C1代表常数项，C2是回归系数，代表要素禀赋对我国金融服务业产业内贸易的影响力度，C3是回归系数，代表规模经济效应对我国金融服务业产业内贸易的影响力度，C4是回归系数，代表市场开放度对我国金融服务业产业内贸易的影响力度；u表示干扰因素的影响。回归结果见表1：

表1：中国金融服务业IIT影响因素计量分析结果

该回归方程的各变量均通过了5%的显著性水平检验，拟合优度达到了88%，调整后的拟合优度系数也达到了79%，且不存在相关状况。

(2)实证结果分析。对要素禀赋的统计结果如预期的具备正显著性，表明要素禀赋与中国金融服务业的IIT指数存在着正相关，而且要素禀赋对产业内贸易的增长有促进作用。这一结果是符合Falvey、Falvey、Kierzkowski以及Walter等人的研究结果的。这是因为一些金融工程或者风险投资管理都需要大量的高素质金融人才。例如为兼并、收购行为提供顾问， 房地产业顾问，公司财务管理等。风险资本融资、项目融资、房地产融资也都需要高素质的人力资本来产出多样化的金融产品。而金融产品的高度多样化则能促进金融服务业的产业内贸易增长。

对中国金融业规模经济效应的统计结果显示，中国金融服务业的行业内贸易的确是与规模经济相关联的。实证结果显示那些规模较大、更便于向国内外客户提供服务的大型金融机构确实获益于规模经济，与小型的金融机构相比，这些大型的金融机构在国外提供金融产品的边际成本是很低的。同时这些金融机构也提供了更多品种的金融产品，有利于金融服务业产业内贸易的增长。研究结果与Hughes 等人(2001) 的结论相一致：规模经济在金融服务业中存在，尤其是对大型金融机构而言。

对市场开放度的统计如假设的一样，具备正显著性。金融服务业市场的市场开放度越大，金融服务业的行业内贸易就越为发达。国外的研究成果均显示一个国家对国外贸易与投资的开放度越大，在金融服务业的产业内贸易量就越大。贸易壁垒和国家限制政策都将影响金融服务业的贸易量。这与Harrigan (1994， 1996) 的研究结果一致：市场开放度将增加贸易量，因此也会增加产业内贸易量。

三、总结

本文基于Helpman (1981) 、Markusen和Venables(1998，2000)及其他众人发展的现代贸易理论，对影响金融服务业的产业内贸易的重要影响因素进行了一系列的假设，并建立了模型对中国金融服务业的产业内贸易进行分析。实证结果显示要素禀赋、金融服务业的规模经济效应以及金融服务业的市场开放度都促进了中国金融服务业的产业内贸易增长。

由此可以看出，为了促进中国金融服务业的产业内贸易增长，我们可以从以下三个方面着手：(1)提高金融服务市场的开放度，积极参与区域经济一体化进程，以此促进产业内贸易的发展。我国与亚太经济合作组织成员国、东盟成员国之间的贸易往来都大大提升了中国的产业内贸易指数。充分利用我国与这些国家之间的日益兴旺的经济贸易，加快金融服务市场的开放与相互交流，有助于提高我国金融服务业的产业内贸易水平。(2)提高产业集中度，实现规模化经营，由此发挥金融行业的规模经济效应。严格规范市场准入条件，对外资向我国金融行业的进入做出相应的规定；制定相应的产业政策，对国内的金融服务业进行合理保护；规范扰乱金融服务业市场秩序的行为，培育有利于规模经济发展的市场结构。(3)重视教育事业对金融服务业的影响，重视对金融专业人才的教育培养。为金融服务业提供急需的高素质金融人才。

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基金规模论文例4

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2015.12.108

[中图分类号]F832.4；F124 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2015）12-0-02

随着我国金融规模的不断扩张，金融机构发展日益多元化，金融产品和金融工具也在不断创新，社会融资结构因此发生了巨大而深刻的变化。企业债券、股票等直接融资手段逐步成为企业融通资金的重要手段之一，直接融资额在社会融资结构中的比例大幅增加，而人民币贷款占社会融资总量的比例则日趋减少，新增人民币贷款已无法准确反映实体经济的融资规模。因此，2010年12月，中央经济工作会议提出了“保持合理的社会融资规模”。

金融市场快速发展，新的融资工具大量出现，如果只片面控制贷款规模，其他方式的融资就可能较快增长，出现此消彼长的现象。中央要求货币政策要综合运用多种工具，保持合理的社会融资规模和节奏。因此，2011年的政府工作报告再次强调了“保持合理的社会融资规模”这一说法。

社会融资规模是对中国的货币政策理论与法规调控实践的重大创新，是为了适应新形势下的金融变革以及经济转型而对宏观调控体系做出的现实选择。

社会融资规模的提出是对我们国家货币政策的理论及货币实践的巨大创新，它不仅可以提高和加强金融宏观调控的有效性；同时，对推动金融市场的健康发展、促进宏观调控机制的市场化改革、提高金融对实体经济的鼓励和支持具有重大的影响作用。

1 文献综述

我国提出社会融资规模既具有传统货币理论背景和现代金融理论支持，又符合我国融资结构深化的现实国情。盛松成（2011）总结了社会融资规摸这一指标的理论基础与国际经验，并在统计分析和实证研究的基础上强调社会融资规模符合金融宏观调控市场化方向的中间目标。吴晓灵（2012）认为，社会融资规模的少增是社会金融秩序好转的表现，在对社会融资规模进行统计监测时，必须关注影子银行体系及其产生的金融泡沫问题。吴盛光（2011）从二元论的维度评价了社会融资规模在当下宏观调控的重要价值，建立以“社会融资规模”为纲的金融宏观调控体系具有前进性和曲折性。黄隽（2011）结合社会融资规模的结构特点，对银行信贷、直接融资及影子银行等融资结构的变化对货币政策的影响进行研究。社会融资规模是具有中国特色的创新概念。因此，在国际上，几乎没有关于社会融资规模的研究文献，国内文献也仅对社会融资规模的指标内涵、统计口径争议、政策意义、社会融资规模与货币政策传导机制等问题进行研究。但目前，专门针对社会融资规模进行预测的相关性研究较少

2 研究方法和基本内容

通过理论分析和计量分析相结合的研究方法来对我国社会融资规模的现状进行分析。其中，定性研究部分主要阐述与社会融资规模的相关性评价指标的内涵、统计口径、结构特征等内容。并依据此理论研究得到的初步结论进行定量研究，采用计量经济学方法选取相关的评价指标进行相关性实证检验，验证了与经济实体运行机制一些有关因素的高度相关性，得到社会融资规模对我国实体经济运行有着很大的影响作用。

3 社会融资规模影响因素相关性分析

社会融资规模既是全面反映金融工具与经济运行关系的统计指标，也是金融对实体运行资金支持的有力工具。广义的社会融资规模是指实体经济内部之间互相融通和金融体系给予实体经济的融资。狭义的社会融资规模是指一定时期内实体经济能够从金融体系获得的资金总额。

选取1990～2012年我国实体经济的有关评价指标相关数据（数据来源：中国统计年鉴），其中包括国内生产总值、居民消费价格指数、货币供应量以及人民币汇率来评价社会融资规模，并对其进行了相关性检验分析。

利用SPSS软件进行相关性分析，其输出窗口描述性统计量表和相关分析结果表1和表2所示。

由以上输出结果可得出以下几点。

（1）社会融资规模和国内生产总值GDP之间的Pearson相关系数为1.000（**），即=1.000，表示社会融资规模和国内生产总值GDP这两个变量是完全正相关的，且两者之间不相关的双尾检验值（Sig.（2-tailed））为0.000

（2）社会融资规模和居民消费价格指数CPI之间的Pearson相关系数为-0.241，即=0.241，表示社会融资规模和居民消费价格指数CPI这两个变量是弱相关的，且两者之间不相关的双尾检验值（Sig.（2-tailed））为0.267>0.01，变量间不具有显著性差异。

（3）社会融资规模和人民币汇率（100美元年平均价）之间的Pearson相关系数为-0.128，即=0.128，表示社会融资规模和人民币汇率（100美元年平均价）这两个变量是极弱相关的，且两者之间不相关的双尾检验值（Sig.（2-tailed））为0.559>0.01，变量间不具有显著性差异。

（4）社会融资规模和货币供应量之间的Pearson相关系数为0.996（**），即=0.996，表示社会融资规模和国内生产总值GDP这两个变量几乎是完全正相关的，且两者之间不相关的双尾检验值（Sig.（2-tailed））为0.000

得出结论：社会融资规模和居民消费价格指数CPI、人民币汇率（100美元年平均价）之间呈弱相关关系；社会融资规模和国内生产总值GDP、货币供应量之间呈极强相关关系，如图1所示。

4 结 语

社会融资规模是全面反映金融与经济关系，以及金融对实体经济资金支持的总量指标。本文依据社会融资规模发展规律和其对实体经济运行的影响，通过SPSS软件对社会融资规模与经济实体运行进行相关分析，对实体经济的健康发展具有一定的指导意义。本文研究的是社会融资规模与实体经济运行的相关性问题，研究表明，国内生产总值GDP、货币供应量等实体经济运行指标与社会融资规模相关性极高，居民消费价格指数CPI、人民币汇率（100美元年平均价）等指标并不直接影响我国社会融资规模总量，因此，实体经济运行会在一定程度上影响全国社会融资规模整体发展水平。

主要参考文献

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[2]黄隽.社会融资结构的变化对货币政策的影响[J].经济纵横，2011（10）：68-72.

基金规模论文例5

关键词：管理模式；基金风险；基金业绩;开放式基金

中图分类号：F830.9 文献标识码：A

文章编号：1000176X(2010)12005708

一、引 言

基金管理可分为“团队管理”和“个人管理”两种模式，前者指多个基金经理管理一只基金，后者指单一经理管理一只基金。随着基金业的发展，越来越多的基金采用团队管理的模式，这一趋势在国内外都是如此。美国股票型基金的团队管理比例在1994年时只有5%，2003年已增加至46%［1］。我国团队管理基金的现象逐渐增多，团队管理的开放式基金数量由2002年一季度的1只增加到2008年一季度的65只。尽管团队管理的基金数量占开放式基金总数的比例维持在20%左右，但其管理的资产规模比例已从43%增加到65%。团队管理的基金是开放式基金的重要组成部分。那么，影响基金管理模式选择的因素有哪些？团队管理相较于个人管理，对基金的风险特征和投资业绩的影响有何不同？这是本文将要讨论的问题。

在完全竞争的证券市场中，决策主体具有相同信息，则团队管理和个人管理的基金投资决策应该没有差别。但行为因素会影响到实际决策过程并通过成员之间的交互作用导致团队管理与个人管理有不同的决策和绩效表现。“群体漂移理论”（group shift theory）认为，集体决策有可能会强化团队中强势成员的看法，增加过度自信的情绪，从而加大决策结果的极端性［2］。“意见折衷理论”（diversification of opinion theory）认为，团队成员为达成一致结论会权衡自身观点，决策结果会反映大部分成员的意见，是成员意见的折衷［3］。从团队决策的绩效来看，一方面，团队成员可以相互纠正决策中的错误使决策更加理性，团队管理的基金应有更好的投资业绩；另一方面，团队决策也可能出现低效率，或源于团队工作中的道德风险（即部分团队成员消极怠工），或源于信息交流上的低效率，抑或是较高的协调成本导致团队管理绩效欠佳。

本文首次采用国内大样本数据，从基金风险特征和投资业绩方面对业界真实的团队决策问题进行实证研究。研究结果显示，基金管理模式的选择主要受基金公司偏好的影响。在控制基金特征后，团队管理可显著降低基金的总风险和系统性风险，说明团队决策结果较为“温和”，支持“意见折衷假说”，同时，团队管理也显著提高了基金投资业绩，说明团队管理可以发挥多人决策优势，做出较好的投资决策。

二、文献回顾

关于基金管理模式的影响因素，Sharp认为，任命多个基金经理管理的动因是专业化和多元化，专业化是为了发挥不同基金经理对不同投资领域了解程度的优势，多元化是为了防止单个基金经理决策产生偏差［4］。Barry和Starks从委托关系的角度证明了风险共担也会影响基金管理模式的选择，采用团队管理模式能产生更好的激励［5］。Bar等的实证结果显示，选择团队管理模式的概率与基金公司层面的政策和资产规模正相关，与基金年龄负相关，管理模式受基金公司层面因素的影响较大 ［1］。

关于不同管理模式的风险程度，学术界仍未达成共识。Moscovici和Zavalloni等学者认为团队决策代表了一种折衷，为了达成最终意见，团队成员必须权衡个人观点，团队决策会更温和，在时间上表现得更平稳［6-3-7］。Adams和Ferrerira的研究显示，团队决策由于多样化的作用会更保守，从而风险程度更低［8］。但也有理论认为团队决策的风险程度会更高，团队成员在得到其它成员支持后更敢于冒险［9］。实证研究方面，Golec使用36个月的数据发现，团队规模对风险调整业绩的影响不确定［10］。Bar等的实证结果显示，团队管理可显著降低基金的总风险、系统性风险以及非系统性风险，并在后续的研究中，Bar等进一步支持了这一结果，说明团队管理决策符合“意见折衷理论”［11］。

关于团队决策和个人决策的绩效，理论上也存在两种不同的观点。部分研究发现，团队决策更加理性，团队管理业绩会更好［6-12-13］，团队决策至少有两个优势：一是团队成员会在小组讨论的过程中能相互纠正错误；二是当团队成员拥有互补技能时，团队能从更多知识和能力中获益［14］。但是也有研究发现团队决策常存在低效率和偏差现象。小组成员会比单独工作时的积极性降低［15-16］，这种低效率的现象即团队的道德困境［17］，而偏差现象是指集体决策为追求达成完全一致的结论，而使决策偏离最优结果［18］。Prather和Middleton使用162只开放式基金13年的数据发现，不同管理模式基金的业绩没有显著差异，择时能力没有明显区别［19］。Chen等在基金规模和基金业绩的研究中发现，团队管理会显著降低基金投资收益，主要是由于团队管理在处理非定量信息(soft information) 方面效率较低［20］。Bar等在关于基金管理模式的研究中发现，团队管理基金的投资业绩稍有逊色，但业绩持续性较高［1-11］。目前，国内尚未出现系统研究基金管理模式的文章，李豫湘等的研究结果显示，基金经理人数对业绩没有显著影响，但该研究仅使用了2003―2004年的小样本数据［21］。

三、样本选择及数据说明

本研究的基金样本均为半年度数据，全部来自WIND数据库，时间区间为2004年下半年到2007年底，截至2004年上半年，市场上开放式基金数量较少，且基金特征数据不全。类型包括股票型、混合型和债券型。第一，剔除由封闭式转为开放式的基金；第二，鉴于债券型基金的风险―收益特征以及分析方法都与股票资产占多数的股票型和混合型基金差异较大，故也从样本中剔除，只保留股票型和混合型的开放式基金，如此选定了163只基金；第三，若基金管理模式在半年报告期内发生更替或基金特征变量不全，则将此半年度数据从样本中剔除。最后得到的有效样本为涵盖163只基金的437个半年度数据。计算定价因子的股票价格数据及公司财务数据取自色诺芬数据库（Sinofin），样本时间为2004―2007年。

本文对基金绩效的考察从两个维度进行：基金的风险特性和基金的投资业绩。基金的风险特性依据CAPM理论分为基金的总风险、系统性风险和非系统性风险；基金的投资业绩采用基金Jensen-α衡量。在计算风险和Jensen-α的过程中，需要使用基金的收益率指标，基金第t期收益率Rt为第t期复权单位净值UNAt的变化率：

Rt=UNAt/UNAt-1-1(1)

本文将下列关于基金特征的控制变量用于横截面回归。

① 基金规模变量：基金规模会侵蚀基金业绩［20］，规模指标Sizet由基金的总净值TNAt（基金第t期的资产净值，即基金不复权的单位净值乘以基金总份额，以亿元为单位）计算得出：

Sizet=log(1+TNAt)(2)

② 基金公司管理资产规模：单只基金所在基金公司的基金总净值（除去该基金本身）之和再加1取对数，用logfam表示，衡量基金公司管理资产规模的大小，资产规模较大的公司通常有较低的借贷成本、交易成本和更丰富的信息等，会影响单只基金的表现。

③基金换手率指标：反映的是基金交易的活跃程度，这与基金的风险特性和投资业绩也密切相关。该指标由期间内（以半年为单位）基金买入总额（buyt）和卖出总额（sellt）的最小值除以期间内的平均资产净值averageTNAt得到，即

Turnovert=min(buyt,sellt)averageTNAt （3）

④ 基金年龄：用Age表示，以年度为单位，从基金成立日开始计算到2007年底为止，结果向前取到0.5年。

样本基金的类型和投资风格分布如表1所示。表2则报告了相关控制变量的描述性统计，其中，famTNA表示基金公司相应基金之外的所有基金资产净值之和，其余变量定义如前文所述，其中子表A、子表B分别对应混合型与股票型基金。

表1样本数据分布情况

四、影响基金管理模式选择的因素分析

基金公司出于多种目的选择基金管理模式：如基金规模较大需要多人进行管理，基金调整仓位频繁需要多人进行决策，基金投资多元，需要发挥不同经理的专长等。本部分利用基金相关特征数据分析管理模式选择的影响因素，使用如下Logit模型进行回归：

P(Team=1)i,t=F(k0+k1LastSizei,t+k2Agei,t+k3LastPcomi,t+k4LastTori,t+k5LastFami,t+k6MIXi+∑Tj=200402kjYj)（4）

若基金i在第t期采用团队管理模式，则P(Team=1)i,t=1，否则P(Team=1)i,t=0。Agei,t表示基金i的年龄，LastSizei,t表示基金i上期资产净值，LastTori,t表示基金i上期换手率，LastFami,t表示基金公司除去基金i之外的基金净值总和，MIXi为混合型基金的虚拟变量，如果基金类型为混合型，则该变量取1。Yj是表示不同时期的虚拟变量，分别从2004―2006年定义了3个虚拟变量。所有时间虚拟变量的回归结果都不显著，未在表中列示，结果如表3所示。

表3团队管理模式影响因素的Logit模型

由Logit模型回归结果可知，基金公司选择团队管理模式的概率与该公司上期团队管理基金的比例以及公司资产规模显著相关。LasPcom回归系数为正，显示若基金所属公司上期团队管理基金数量的比例越大，则该基金采用团队管理的概率越大，表明公司对基金管理模式的选择存在一定程度的偏好或惯性。LastFam回归系数为正，说明公司旗下基金前期总规模越大，越倾向于选择团队管理模式；但LastSize回归系数不显著，即基金本身的净值规模与基金管理模式之间的关系不显著。此外，基金类型与管理模式的选择之间无显著关系，即混合型与股票型基金的管理模式似乎并无差异，这不支持基金使用团队管理模式以满足管理专业化要求的说法。综上所述，公司层面的因素是影响管理模式选择的主要原因。

五、管理模式与基金风险分析

如前文所述，团队管理的决策结果或是对团队成员意见的折衷，或是团队成员极端意见的强化。这一假说可由基金风险的实证分析得以检验：如果团队管理模式对基金风险有降低作用，说明团队在配置资产时采取了较为“温和”的策略，可以看成是团队成员意见折衷的结果；如果团队管理基金的风险较大，则表明团队管理的资产配置较为极端。

依据CAPM理论，风险可分为三个层次：总风险、系统性风险和非系统性风险，分别定义为基金收益率的标准差、市场模型中市场溢价的估计系数以及市场模型估计残差的标准差。市场模型的回归方程为（回归中使用的样本数据为周数据）：

Rp-Rf=αp+βp(RM-Rf)+εp (5)

风险指标表示为：

总风险=Var(Rp-Rf)(6)

系统性风险=βp (7)

非系统性风险=Var(εp)(8)

模型中无风险利率Rf＝1年期定期存款利率/52，市场收益率RM为相应时期沪深所有A股股票以市值为权重的加权平均收益率。为统一期起见，将各风险指标再进行半年化处理，分别乘以26，用于下文的横截面回归中。

按照管理模式分类的基金风险程度差异如表4所示。鉴于混合型和股票型的基金资产组合有差异，表4将这两种类型的基金分开进行描述，每组风险指标的前两行数据是该风险指标的均值，差异一行表示个人管理基金与团队管理基金的风险差值。

表4不同管理模式相关风险变量的比较

总体看来，个人管理基金的风险水平要大于团队管理的水平，但差异的显著性在不同类型基金中有区别。本文通过控制基金的其它特征，采用如下线性回归模型来检验管理模式和基金风险的关系：

Riski,t=k0+k1Teami,t+k2Agei,t+k3LastSizei,t+k4LastTori,t+k5LastFami,t+k6MIXi+∑Tj=200402kjYj+εi,t（9）

模型（9）的因变量分别对应总风险、系统性风险和非系统性风险。Teami,t为团队管理模式的虚拟变量，如果该基金为团队管理取1，否则取0；其余变量含义与模型（4）相同。回归结果如表5所示。

表5基金风险回归结果

注：*、 **、***分别表示回归系数在10%、5%、1%的显著水平下显著。小括号报告回归系数的p值。表格的最后一行为回归模型调整后拟合优度。

在控制基金类型及基金特征后，团队管理的虚拟变量对基金总风险、系统性风险的回归系数显著为负，说明团队管理模式可以有效降低基金投资组合的波动性和β值。波动性的降低可推断团队决策结果较为温和，较低的β值表明团队经理选择了相对于市场组合较为“保守”的资产，支持团队管理决策的“意见折衷理论”。非系统性风险回归方程调整后的R2很低，说明管理模式与非系统性风险之间的线性关系很弱，这源于混合型基金的非系统性风险分布很集中，均值及方差都非常小，显示混合型基金分散非系统性风险能力较强。

六、管理模式与基金投资业绩分析

基金投资业绩通常是基金经理激励机制中一项重要指标，基金经理的决策都是在给定风险水平下最大化基金业绩。本文采用基于多因子模型计算的Jensen-α衡量基金投资业绩：

（1）Fama-French三因子模型：

Ri,t=αi，t+b1MKTt+b2SMBt+b3HMLt+εi，t (10)

其中，Ri，t代表基金i第t期收益率，由复权单位净值计算出。αi，t对应基金的Jensen-α。MKTt为t期市场投资组合的收益率。HMLt为账面/市值比因子，SMBt为规模因子。回归中使用的因子及收益率均为周数据。

（2）四因子模型：

Ri，t=αi，t+b1MKTt+b2SMBt+b3HMLt+b4MOMt+εi，t（11）

其中，MOMt为惯性因子，采用的排序期分别为3个月、6个月以及1年。其余各变量含义与（10）中一致，回归中使用的因子及收益率均为周数据。

表6按基金类型报告了相关收益指标的均值以及不同管理模式的差异检验结果。每组收益指标的前两行数据是该类基金收益的均值，差异一行表示个人管理基金与团队管理基金收益之差。

结果显示：(1) 不同管理模式下的基金收益和投资业绩指标均没有明显差异。 (2) 基金半年期的总收益率较高，平均在30%以上。这主要源于样本期（2004―2007年）处于市场上升阶段，多数基金的净值在2007年上半年之内就实现了翻番。

为了进一步验证管理模式对基金收益的影响，我们控制了基金特征变量并对Jensen-α进行如下回归：

αi,t=k0+k1Teami,t+k2Agei,t+k3LastSizei,t+k4LastTori,t+k5LastFami,t+k6LastsFlowi,t+k7MIXi+∑2006j=2005kjYj+εi，t（12）

回归因变量分别对应不同多因子模型计算的Jensen-α。LastFlowi,t表示基金上一期的净流入比率，其计算方法为基金净值的对数增长率减去基金收益率，即log(TNAt-1/TNAt-2)-Rt-1，其余变量含义与模型（9）一致。表7报告了相关回归结果。（a）栏为对三因子模型对应Jensen-α的回归结果。（b）（c）（d）栏分别是对四因子模型依惯性因子不同排序期所得Jensen-α的回归结果。最后一行为回归模型调整后的拟合优度。

回归结果显示，在控制基金特征后团队管理模式对基金业绩有显著的提高作用。尽管使用了不同的多因子模型，但团队管理均可将投资业绩提高3%以上，是总投资业绩水平（15%左右）的1/5。

团队决策在股票投资中确实可以发挥多人决策优势，提高基金投资业绩。此外，基金的投资业绩与基金公司上期规模显著负相关，这说明基金公司层面存在某种规模不经济现象。如果考察净投资业绩与管理模式的关系，可将Jensen-α减去基金的管理费率和托管费率，进行同样的回归，所得结果与上文类似，不再赘述。四因子模型在不同排序期惯性因子下得到的Jensen-α差异不大，故仅列示了按3月期排序的结果。

七、结 论

本文利用2004―2007年的大样本数据对基金管理模式进行了系统研究，发现基金管理模式的选择与基金自身特征、基金类型无显著相关性，但与基金所属公司的管理资产规模以及前期采用团队管理基金的比例显著相关，说明基金管理模式的选择主要受基金公司对管理模式偏好的影响。这与国外的实证结果类似［1］。控制了基金类型和特征，团队管理模式能够显著降低基金总风险、系统性风险，说明团队管理选择资产较为“保守”、“温和”，这支持了“意见折衷理论”；但在降低非系统性风险的能力上，团队与个人管理并无明显差异。团队管理模式可显著提高基金投资业绩，说明团队能做出较好的决策，体现了较高的资产选择能力和较强的管理优势。采用不同多因子模型进行回归分析，得到的结果相类似，说明上述结果是稳健的。这与李豫湘等［21］的结果不同，与基于美国数据的研究结果［1-11-20］也有差异。本文结果丰富了现有文献，可为基金投资者选择投资产品提供一定的参考。基金公司应深入考察其团队管理的投资决策程序，发挥团队管理的优势，控制团队管理不经济性。

实际基金管理中，存在着单一基金经理管理单只或多只基金，抑或多个基金经理管理单一基金或交叉管理多只基金的现象。本文仅是基于单只基金的表现分析管理模式的选择及其对单一基金的影响，这不等于考察了基金经理或经理团队所管基金的总业绩。

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Management Structure and Fund Performance:

基金规模论文例6

一、文献述评

作为公司金融的研究重点，融资约束对公司经营的影响及企业的财务管理模式很早就引起了学者的兴趣。凯恩斯（1936）认为，企业持有流动性的一大好处是可以把握有价值的投资机会。相应地，如果企业面临融资摩擦（financing friction），流动性管理就成为企业管理者必须考虑的重大问题。

传统的理论通过企业的投资行为来考察融资约束对企业经营的影响。然而，自Kaplan和Zingales（1997）以来，以上结论受到了多方面的质疑，最具挑战性的观点有两个：一是Tobin’Q的衡量偏误；二是投资―现金流敏感性能否作为判断融资约束存在与否的依据。

针对以上问题，Almeida and Campello et al.（2004）等提出了另外一种检验融资约束假设的思路：面临融资约束的公司需要储备现金以保证后续投资项目的实施，而非融资约束公司则没有这种需求。因此，融资约束公司将表现出强烈的现金―现金流敏感性，而非融资约束公司的现金持有政策则不受现金流量多寡的影响，也就不会表现出现金―现金流敏感性。

在我国，负债率高的公司具有比较明显的特点：一是国有控股的可能性大。二是资产规模比较大。从我国实际情况来看，由于银行贷款仍然是公司主要的外部融资渠道，越大的公司，可以提供更多的担保，银行需要承担的监督成本也越小。基于上述分析，本文提出如下假设：公司的负债率越高，规模越大，面临的融资约束程度越低。

这就引入一个新的问题：如何划分融资约束与非融资约束样本，进而考察不同样本的融资约束程度？以往的文献多采用主观判断的分类法，例如按照企业负债率、资产规模或分红的三分位、四分位数划分样本，为什么高（低）分位数样本就是非融资约束组？依据是什么（张文君，2014）？为此Hansen（1999）提出了面板门限模型（panel threshold model），该模型的基本思想是利用统计检验的方法基于数据本身对样本进行分类，这在很大程度上缓解了先验判断带来的偏误。

基于上述考虑，本文将利用面板门限―现金―现金流模型实证检验融资约束假说。

二、模型与数据

为了保证可比性，本文亦使用Almeida and Campello et al.（2004）的基础模型，并以此为基础构建门槛模型，如方程（1）所示，

其中， 和 分别为被解释变量（现金持有变化）和主要解释变量（现金流量）， 为示性函数，qit为Tobin’Q，为企业规模，rit为门槛变量，和大多数文献一样，本文使用企业负债率和企业规模作为门槛变量， 、 为相应的双门限值3，下标 分别为个体和时间标识符。

面板门限模型的求解主要包括两步：一是对门槛效应的检验，二是门槛值的求解。本文的数据来源于Wind数据库，选取全部A股上市公司2008――2015年的数据，进一步的筛选原则如下：（1）剔除金融类和ST类公司；（2）剔除有数据缺失的企业；（3）剔除财务数据异常的样本。最终得到1469家公司作为研究对象，共计10283个公司年度观察值。

三、实证结果与分析

本文采用不同的门槛变量，得到了一致的检验结果――模型中存在两个门槛值，即对于不同负债率（公司规模）的公司而言，由于其面临不同的融资约束，因而其现金―现金流敏感性是不同的。

根据负债率作为门槛变量，取公司规模作为门槛变量。得出以下结论：（1）低负债率样本的现金―现金流敏感性系数显著为负，这意味着低负债率反映了公司上佳的财务状况，因而能够有效缓解公司的融资约束，中等负债率和高负债率的现金―现金流敏感性系数为正，且中等负债率样本的系数为0.315，显著大于高负债率样本的0.0172，这部分验证了前文提出的假说――公司的负债率越高，面临的融资约束程度越低。同时，从样本的分布范围来看，低负债率的样本数只有133个，显然，负债率低于8%是一项要求极高的财务指标，企业的资金来源几乎全部来源于内源融资。中等负债率的样本数占到了总体的74%，高负债率的样本数达2542，占比24.7%，其中国企样本数达到1668家，这在一定程度上印证了前文的一个论断――负债率越高的公司国有控股的可能性也越大。（2）若以公司规模为门槛变量，则结果同样支持前文提出的假说――公司规模越大，面临的融资约束越小，大规模公司的现金―现金流敏感性系数为0.326，小于中等规模公司的系数0.445，令人意外的是，小规模公司的系数居然为负。但相比于负债率组，样本分布发生了很大变化，属于中等规模的样本数仅有333家，仅为全部样本数的3%，这样，对整体进行门槛回归已经没有太大的意义，但注意到第二个门槛值95%的置信区间为（447.773，10088.099），这是一个相当大的取值范围，事实上，若以10088.1为临界点划分样本，则中等企业规模的样本数达到2290。（3）几乎所有样本的现金―现金流敏感性系数均显著为正，这意味着绝大多数公司都面临着“融资约束”难题，关键在于，不同类型的公司面临的融资约束程度不同，高负债率通常也是大规模的企业，现金―现金流敏感性系数显著小于中等负债率或中等规模的企业，即前者面临的融资约束弱于后者。

四、结论与启示

本文以Almeida and Campello et al.（2004）的研究为基础，从现金―现金流敏感性角度检验了融资约束假说在中国的实用性。本文的实证结果主要有以下发现――区e于以往研究，本文发现，融资约束普遍存在于中国的上市企业中，融资约束对中国上市公司的现金持有行为具有重要影响，具体表现为，负债率越高、资产规模越大的公司面临的融资约束越弱，而中等负债率或中等规模公司则表现出更加强烈的现金―现金流敏感性。这直接验证了本文提出的理论假设。

融资约束显著影响上市公司现金持有行为这一结论具有重要的政策含义。对于企业而言，持有较多现金虽然可以在一定程度上缓解外部资金压力，提高企业投融资决策的自主性，但同时要承担较大的流动性成本，对企业管理者提出了很高的要求。除此之外，促进金融市场的发展，加快银行改制、培育和发展公司债券市场等有助于拓宽公司融资渠道的手段则是破解融资约束难题的根本之道。

参考文献：

[1]连玉君， 程建. 投资――现金流敏感性： 融资约束还是成本？[J]. 财经研究， 2007，33（2）：37-46.

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基金规模论文例7

中图分类号：F830.91 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2015）13-0124-03

一、背景及意义

证券业是金融行业的重要组成部分之一，是国民经济的“晴雨表”。证券公司的健康发展关系着社会资源的优化配置和证券市场的健康发展。但是，我国证券公司面对加入WTO后国际同行的严峻挑战，2013年，我国所有券商的总资产为2.08万亿元人民币，而国外，最大的证券公司高盛公司总资产折合人民币超过4万亿，中国券商总资产不及高盛1/2。面临激烈的竞争环境，如何实现规模经济已成为所有券商面对的重要课题。

根据相关文献对企业规模经济的研究，企业存在着一个最适度规模，在适度规模上厂商获得了扩大规模带来的效率增加的全部好处，又避免了继续扩大规模带来的效率下降所造成的损失。对于金融行业，关于银行业的规模经济的文献已经有很多，而关于证券业规模经济的研究还比较少，所以证券业适度规模研究具有理论意义。

二、证券业的适度规模理论分析

（一）规模经济的基本概念及内容

规模经济是指当生产或经销单一产品的经营单位因规模扩大而减少了生产或销售的单位成本时而导致的经济。证券业的规模经济表现为由于融资规模扩大，单位融资成本下降导致绩效提升而产生的经济。当证券公司规模扩张到一定程度后，也会出现规模不经济的现象，证券公司的规模不经济一般表现为资产质量差、业务萎缩、赢利能力弱以及效率低下。

（二）金融企业适度规模确定方法

综合文献资料，确定企业适度规模的主要方法有量本利比较法和适者生存法和DEA法，下面对这种方法进行简单介绍。

1.适者生存法

由美国著名经济学家乔治・J.施蒂格勒所首创，其基本假设就是，不同规模企业的竞争会筛选出效率较高的企业。利用生存技术来测定最佳金融企业规模的过程如下：先把金融企业按规模分类，然后计算各时期各规模等级的金融企业在产业中所占比重。如果某一等级的金融企业所占的市场份额下降了，说明该规模效率较低。市场份额上升，则说明该规模的效率较高，可作为金融企业的适度规模。

2.DEA分析法

DEA是处理多个输入和多个输出的多目标决策问题的方法。其基本思路是把每一个被评价单位作为一个DMU（决策单元），再由众多DMU 构成被评价群体，通过对投人和产出比率的综合分析，以DMU的各个投入和产出指标的权重为变量进行评价运算，确定“有效生产前沿面”，并根据各DMU与有效生产前沿面的距离状况，确定各DMU是否DEA有效，同时还可用投影方法指出非DEA有效或弱DEA有效DMU的原因及应改进的方向和程度。C2R模型是DEA的基本模型。

三、证券业适度规模实证分析

下面我们在前面论述的基础上，分别用适者生存法、量本利分析法、DEA分析法对我国的证券业适度规模进行实证分析。

（一）适者生存法的实证分析

1.样本选择和数据来源

本文选定了净资本、总资产和总收入三个指标进行聚类分析，选出36家具有代表性的证券公司（如下页表1所示）。 用各个证券公司营业收入占整个证券行业营业收入的比例来衡量市场份额，再将大、中、小型证券公司每个年份的平均市场份额分别计算出来，根据市场份额分析各个规模的效率。

2.实证结果及分析

实证结果（如表2所示）：大型证券公司市场份额基本呈现下降趋势，故存在规模报酬递减；中型证券公司市场份额基本呈现稳中渐升趋势，故存在规模报酬不变或递增；小型证券公司市场份额基本呈现上升趋势，故存在规模报酬递增。因此得到中型证券公司、小型证券公司存在最适规模。

（二）DEA分析法

1.指标体系建立和数据来源

使用DEA 方法对我国信托公司进行评价，是将每个证券公司当作一个决策单元（DMU），而评价所采用的指标体系包含投入指标和产出指标。本文选择投入指标：营业成本、总资产、所有者权益、应付职工薪酬作为投入指标，证券公司完成的营业收入和净利润作为产出指标。以我国18家上市证券公司作为样本，其中证券公司包括大、中、小型证券公司，从国泰安数据库整理得到2011―2013年的数据。

2.评价结果

采用澳大利亚新英格兰大学Tim Coelli编写的DEAP2.1（DEA）程序对数据进行处理，得到DEA评价结果（见下页表3）。

3.评价结果的分析

2011年，证券公司无论大、中、小型规模总体规模报酬收益递增，说明都处于规模经济中，还没有达到适度规模的临界点。

2012年，各类型的证券公司规模报酬仍以递增为主，但具体来看各类型规模报酬不变的证券公司与前一年相比增加了，具体原因与2012年证券市场的冷淡，承销业务减少，使得许多公司收入减少有关。

2013年，大型证券公司以规模报酬递减的为主，中型证券公司以规模报酬不变和递增为主，小型证券公司以规模报酬递增为主，说明在目前的政策和市场环境下，证券公司业务没有进一步扩展优化时，证券公司的适度规模在3 000～8 000亿元之间。

四、结论及建议

规模在一定程度影响证券公司的绩效，原因主要是规模大，可用资金多：（1）可用于自营业务的资本就大，利润大；（2）可经营业务多，多种收入；（3）可用于引进更多人才和技术进行成本和风险控制，长时间形成的经验更丰富，技术具有规模效应，从而使得公司具有规模效应；（4）规模大，容易获得认可，吸引更多客户，另一方面在地域上占领更大的市场。

结合理论分析和上述方法的实证分析，笔者认为，中型偏大的规模，最适合证券公司，可谓其适度规模。本文建议应支持和扶持中小规模证券公司发展，鼓励其业务创新，经营多元化；支持中小型证券公司并购重组。

参考文献：

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基金规模论文例8

中图分类号：f830.9文献标识码：a文章编号：1003-7217（2013）05-0107-05

一、文献回顾

在证券投资基金的运作过程中，管理费是基金费用的主要组成部分。基金管理费是投资者为获得投资组合管理服务向基金经理人支付的费用，一般按照基金资产净值的一定比例按年计提。采用以上费用制度，往往在业绩亏损时，基金经理仍然得到高额的报酬；业绩良好时，基金经理有可能无法获得与其业绩相应的报酬，没有形成基金经理与投资者之间的风险共担的报酬机制，也没有体现出管理费对基金经理的激励作用。因此，对管理费的设计应包含激励和约束两方面的内容，在基金经理付出努力，增加自身收入的同时，提高投资基金的业绩和投资者的收益，避免基金经理人运用私人信息等，为增加个人报酬，损害基金投资者的利益。

关于基金管理费对基金业绩的激励作用，不同时期的实证研究得出的结论有所不同。对美国共同基金的研究，大多数结论倾向于基金管理费对基金经理的正向激励作用。golec（1996）认为高额的管理费并不一定意味着差的业绩，提取高额管理费的基金经理表现出较高的投资能力，并带来比较高的业绩水平[1]；volkman（1996）发现，基金激励费与风险调整后的收益呈正相关关系[2]；hooks（1996）发现低费用的基金的收益显著高于高费用的基金[3]。但tufano和sevick（1997）的研究表明，管理费与业绩之间无显著的相关关系[4]。我国的开放式基金主要采用固定式费用制度，以我国基金为样本的研究中，曾德明、刘颖、龚红（2005）研究管理费用对基金业绩及风险的影响，结果表明管理费与收益之间的相关关系不显著，但与基金的系统风险及总风险呈正相关关系[5]；李豫湘与刘栋鑫（2009）对基金年度管理费与基金经营业绩、基金规模之间的关系进行了实证检验，表明基金规模对基金年度管理费用的影响，比基金经营业绩对基金年度管理费用的影响大，并且基金规模系数远大于基金经营业绩的系数，相比提高基金经营业绩而言，基金管理人更愿意扩大基金规模以获得更多的基金年度管理费用[6]。

三、实证分析

（一）研究假设

基金经理人扩大基金规模有两种方式：通过提高基金的业绩提高基金的规模；通过增加新资金的流入扩大基金规模，以上两个方式是相关的，业绩好的基金可能会带来新的资金的流入，若基金业绩表现不好，基金投资人可以采取“用脚投票”的方式，惩罚基金经理人。因此，基金经理为增加管理费收入，有动力去付出努力提高基金业绩。因此，本文提出：

假设1：基金管理费用与基金收益率正相关。

基于资产的固定费率的激励方式缺乏对基金经理人有效的风险约束机制。基金经理人可能会因为追求高的收益率，过于激进和冒险，投资基金的风险并不是由基金投资者与基金经理人双方共同承担的。2010年上半年数据显示，国内60家基金公司的652只基金产品合计亏损4400亿元，基金投资者为此需另付出149亿元管理费用。因此，基金经理的风险行为会直接损害投资者的利益。曾德明等（2005）对我国封闭式基金实证研究发现，管理费用与基金总风险和系统风险正相关，本文以上理论分析也表明，现有管理费制度下，基金经理选择的风险水平高于投资者的预期。因此提出：

假设2：基金管理费用与基金风险正相关。

（二）变量定义与实证模型

1.基金经理努力水平（基金业绩）。采用与golec（1992）相似的方法，用jesen指数测量努力水平，假定基金经理搜寻信息的努力程度，都可以通过基金超常收益率（jesen指数）反映出来。

2.基金经理人风险规避度。基金经理人的风险规避度是一个不易观测的变量，在以往的研究中，很多文献都假设基金经理人具有相同的风险规避度。

本文采用如下方式测量风险规避度。根据基金经理人管理基金的种类，确定其风险规避程度，所管理的基金的风险程度越大，则认为基金经理人的风险规避程度越小，如表1所示。

样本期间内，一些变量数

据有显著的变化。样本基金的超常收益率的均值2006年为最高，这是因为2006年沪深股市发生了深刻的变化，股权分置，大型蓝筹回归市场，中国银行、中国工商银行、中国人寿保险股份有限公司等顺利登陆，充分显示了市场巨大的承接能力，到2007年底，样本基金的资产规模达到最大值。由于受金融危机影响，超常收益率从2007年开始下滑，到2009年为负值。

基金样本按投资风格分为普通股票型、增强指数型、偏股混合型、平衡混合型、混合债券型、保本型，分类方式来源于wind数据库。基金业绩、基金规模、系统风险、基金标准差，数据来源于wind数据库。

对变量序列进行单位根检验后，发现基金业绩、风险规避度、系统风险、管理费用、基金规模各序列的llc、ips、fisheradf、fisher-pp 均拒绝了存在单位根的假设，表明各序列为平稳序列，检验结果如表4所示。

表6表明：基金管理费用与基金业绩显著负相关，说明目前管理费对基金经理人没有激励作用。由于高的基金业绩不能得到应有的管理费收入，在一定程度上，损害了有能力的基金经理人的利益，同时，也损害基金投资人的利益，投资人在没有获得高收益的情况下却要支付高的管理费用，假设1没有得到实证支持。 　通过对表5进一步分析发现，基金规模与基金业绩显著正相关，这意味着规模越大的基金，基金的业绩越高。以上研究结论也揭示了我国固定费率过高的问题，由于管理费用与基金业绩负相关，而基金业绩和基金规模呈正相关，则推出管理费用与基金业绩之间则体现出一种负相关的关系，这表明提取管理费较多的基金为规模小的基金，因为管理费由费率和基金规模共同决定，管理费高说明费率高。基金经理风险规避度与基金收益显著负相关，表明风险规避度小的基金经理人，会付出更多的努力以获得高的基金业绩。

管理费对基金风险影响的实证模型，通过hausman检验，表明拒绝随机效应模型的假设。

表8数据表明，基金管理费与基金系统风险在0.05的显著性水平下正相关。基金管理费对基金经理人缺乏风险约束，基金经理人为获得高收益，可能会采取过度投机的行为。因为，高的基金收益会带来基金资产净值的增加，进而增加基金经理人的管理费收入，当基金的收益不能达到基金经理人的预期时，投资者就要为基金经理人的这种风险偏好行为买单，严重损害了投资人的利益。假设2得到实证支持。

五、结论与启示

根据文献研究和我国的费用制度现状，构建了基金经理努力程度与风险选择的模型，在此基础上，通过理论分析，证明在现有管理费制度下，当基金经理的风险规避度小于或者等于投资者的风险规避度时，基金经理选择的努力水平高于投资者的预期；基金经理选择的风险会高于投资者对于风险的预期。结合我国基金样本数据，进行了实证研究，结果表明：我国管理费用与基金收益呈负相关的关系，基金规模与基金业绩呈正相关关系，业绩低的基金其管理费高则是由其费率高而造成的；管理费与基金系统风险呈正相关的关系。由于本文仅讨论了固定费用结构对基金经理的激励作用，今后的研究可对私募基金管理费和激励费的影响开展深入研究。

参考文献：

[1]golec j h. the effects of mutual fund managers' characteristics on their portfolio performance， risk and fees[j]. financial services review，1996， 5（2）： 133-148.

[2]volkman a， woha m e. abnormal profits and relative strength in mutual fund returns[j]. review of financial economics，1996， 5（2）：101-116.

[3]hooks j a. the effect of loads and expenses on openend mutual fund returns[j]. journal of business research，1996， 36（2）：199-202.

基金规模论文例9

二、通货膨胀、经济增长关系与金融流动性的实证检验

（一）数据说明与平稳性检验1.数据及变量说明。本文的样本区间为2006年1季度至2013年1季度，共涉及三类变量，即经济产出变量、价格变量、货币流动性变量。地区经济产出变量用地区生产总值（GDP）衡量。由于居民消费物价指数是中央银行进行调控时所重点考虑的宏观经济变量，可能显著影响中央银行决策。因此，用居民消费物价指数（CPI）衡量物价变动水平，用CPI增长率衡量通货膨胀水平。在稳健性检验中，使用GDP平减指数（GDPIP）作为CPI增长率的替代变量。本文根据中国人民银行提出的社会融资规模统计标准，对2006年1季度以来贵州省社会融资规模进行了测算和统计，采用该指标衡量贵州省金融流动性，并以金融机构信贷规模作为社会融资规模的替代变量对研究结果进行稳健性检验。2.数据处理过程。本文实证分析中，长期均衡分析用的是水平变量形式，短期动态分析用的是水平变量的增长率形式，因此有必要对具体序列的原始形式、数据处理等做进一步说明：（1）实际地区生产总值（RGDP）及其增速（ΔRG⁃DP）：以2005年1季度为基期，根据贵州省2005年1季度以来的名义GDP和GDP同比增速推算出2006年1季度至2013年1季度的RGDP。（2）消费物价指数（CPI）和通货膨胀率（ΔCPI）：根据2005年1月至2013年3月的贵州省月度同比CPI数据，取算数平均得到季度同比CPI，其同比增长率为CPI通货膨胀率（ΔCPI）。价格指标的另一个变量，即GDP平减指数（GDPIP），依据名义GDP与RG⁃DP的水平值进行推算获得，其同比增长率即为GDP平减指数通货膨胀率（ΔGDPIP）。（3）金融流动性水平及其增长率：测算出2006年1季度至2013年1季度的贵州省社会融资规模季度数据，采用GDP平减指数对其进行价格因素剔除，得到按2005年可比价计算的2006年1季度~2013年1季度的贵州省社会融资规模实际值（FS），以其衡量贵州省金融流动性水平，以其同比增长率（ΔFS）作为对应的贵州省金融流动性增速变量。在稳健性检验中，采用GDP平减指数对贵州省金融机构贷款余额进行价格因素剔除，得到按2005年可比价计算的2006年1季度~2013年1季度的贵州省金融机构贷款余额实际值（CREDIT），作为衡量金融流动性的替代指标，以其同比增长率（ΔCREDIT）作为对应的贵州省金融流动性增速替代变量。上述指标的水平值序列均存在季节性变动因素，在实际的计量回归分析前，本文对所有宏观经济数据水平值序列的对数形式进行CensusX12季节性调整。增长率序列均为同比形式，不必再进行季节性调整。为了方便说明，在下面分析中，我们使用ΔCPI表示CPI同比增长率（通货膨胀率），其他含有差分符号Δ的变量与此类同。3.平稳性检验。在分析通货膨胀、金融流动性和经济增长的短期动态机制和长期协整关系之前，分别对各变量水平序列（2006年1季度~2013年1季度）和增长率序列（2007年1季度~2013年1季度）进行平稳性检验，检验过程中的滞后期数确定采用AIC准则。检验结果表明，水平变量序列RGDP、CPI、GDPIP、FS、CREDIT均为非平稳序列，其一阶差分序列ΔRGDP、ΔCPI、ΔGDPIP、ΔFS、ΔCREDIT均是平稳序列。

（二）短期互动机制通货膨胀、经济增长率和金融流动性间的短期动态机制使用VAR模型（式4）。首先，确定VAR模型的滞后阶数；然后在VAR模型基础上对模型变量进行格兰杰因果检验。1.滞后阶数的确定。根据时序分析理论，动态时序模型要获得准确有效的统计推断，最重要的是在保证满足模型残差无序列相关性的条件下选择尽量简单的模型（张成思，2012）。因此，本文在模型滞后阶数的选择上，采用如下判断方法：在给定最大滞后阶数为5的条件下，首先利用最小AIC准则确定最优滞后阶数，然后检验对应滞后阶数的模型残差的序列相关性。若无显著序列相关，则该滞后阶数为最优；若存在序列相关，则从5阶以下依次检验对应模型的序列相关性，在没有序列相关性的组内选择AIC最小值对应的滞后阶数。根据VAR模型估计结果（表2），可知滞后阶数为5时，VAR模型的AIC和SIC最小；根据VAR模型残差序列相关性的LM检验结果（表3），可知滞后阶数为5时，模型残差无序列相关。因此，VAR模型的最优滞后阶数为5阶。2.格兰杰因果检验。在滞后阶数为5的VAR模型基础上进行格兰杰因果检验，考察本文核心变量的短期互动机制。首先检验基本模型中经济增长率、通货膨胀率与社会融资规模增长率之间的格兰杰因果关系。表4中报告了实际经济增长（ΔRGDP）、CPI通货膨胀率（ΔCPI）与社会融资规模增长率（ΔFS）之间的因果关系：通货膨胀率与社会融资规模增长率均非实际经济增长率的格兰杰原因；实际经济增长率非通货膨胀率的格兰杰原因，社会融资规模增长率是通货膨胀率的格兰杰原因；通货膨胀率和实际经济增长率均是社会融资规模增长率的格兰杰原因。综合上述检验结果，可以发现贵州省实际经济增长、CPI通货膨胀率与社会融资规模增长率间具有如下的短期互动特征：第一，实际经济增长对社会融资规模增长具有短期驱动效应，但社会融资规模增长对实际经济增长不具有短期驱动效应；第二，实际经济增长和CPI通货膨胀率之间没有显著的短期驱动效应；第三，CPI通货膨胀率对社会融资规模增长具有显著的短期驱动效应，社会融资规模增长对CPI通货膨胀率也具有短期驱动效应。也就是说，社会融资规模具有明显的内生性特征，其变动既受实际经济增长的影响，又受通货膨胀率的影响；社会融资规模又具有短期中性特征，即在短期内社会融资规模的变动对实际经济增长不产生显著影响，仅对通货膨胀产生显著影响。3.稳健性检验。为了验证上述结论的稳健性，本文构建了两个替代模型进行稳健性检验。表5报告了两个稳健性检验对应的格兰杰因果关系检验结果。其中，模型A是将基本VAR模型中的CPI通货膨胀率用GDP平减指数通货膨胀率代替，模型B是将基本VAR模型中的社会融资规模增长率用金融机构贷款余额增长率代替。稳健性检验模型A的结果支持基础VAR模型的“内生性”和“短期中性”结论：社会融资规模具有明显的内生性特征和短期中性特征。稳健性检验模型B的结果支持基础VAR模型的“内生性”结论，但不支持“短期中性”结论：用金融机构贷款余额增长替代社会融资规模增长时，发现信贷扩张既是实际经济增长的格兰杰结果，又是通货膨胀的格兰杰结果；但是，信贷扩张同时也是实际经济增长的格兰杰原因，即信贷具有非中性特征。

（三）长期均衡机制长期均衡机制即变量间的长期均衡关系。所谓长期均衡关系，是指从长期来看，变量之间存在一个稳定的一一抵换关系，当在短期内各变量间的联系出现偏离均衡状态的现象，这种偏离所形成的时间序列也是平稳的，并且从长期看正负偏离的程度彼此抵消（张成思，2012）。本文对物价、实际经济产出以及融资规模的水平值（社会融资规模和金融机构信贷规模的自然对数形式）进行Johansen协整检验，考察三者间是否存在长期均衡关系。此外，本文通过长期均衡机制分析，同时获得了基于误差修正模型的各个变量增长率形式的互动机制，并可以进行与短期均衡机制类似的格兰杰因果关系检验。1.协整检验。根据表6的Johansen协整检验结果，变量lnRGDP、lnCPI和lnFS拒绝了不存在协整关系的原假设，不能拒绝存在至多1个协整关系的原假设，表明物价、实际经济产出以及社会融资规模之间存在一个长期均衡关系；同理，物价、实际经济产出以及金融机构信贷规模之间也存在一个长期均衡关系。协整检验可以验证物价、实际经济产出以及社会融资规模间是否存在协整关系以及协整关系的个数，但协整关系的具体特征（即物价、实际经济产出以及社会融资规模间的长期均衡机制）需要通过误差修正模型进行考察。2.误差修正和格兰杰因果检验。通过设立和估计误差修正模型，可得到协整向量和调整系数。前者刻画系统内变量之间的长期均衡关系，后者反映出现偏离均衡状态后协整系统的修正特征和修正幅度。因此，误差修正模型体现的是一种动态修正机制。Engle和Granger将协整与误差修正模型结合起来，建立了向量误差修正模型（VEC）。其中ecmt-1=β′yt-1，是误差修正项，β为协整向量，反映变量之间长期均衡关系；系数矩阵α反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，将其调整到均衡状态的调整速度。A为调整系数矩阵。表7报告了向量误差修正模型估计结果，包括协整向量β和调整系数矩阵α的估计值。但与社会融资规模呈反向变动。金融机构信贷规模与社会融资规模对实际经济产出的相关关系完全相反，本文认为其原因在于采用的社会融资规模数据是流量，金融机构信贷规模是总量指标，而融资规模作为一种金融资本生产要素影响经济增长则是以存量形式产生作用的。进一步分析贵州省物价水平、实际经济产出和金融流动性间的长期均衡关系到底是因果关系还是仅仅为统计上的相关关系，需要在协整模型基础上进行格兰杰因果关系检验。表8报告了协整关系约束下的格兰杰因果关系检验结果。在协整关系约束下的格兰杰因果关系检验结果与前文基于基础VAR模型的格兰杰检验因果关系结果基本吻合。社会融资规模增长和金融机构贷款余额增长均具有内生性，社会融资规模增长由实际经济增长和通货膨胀水平内生决定，金融机构贷款余额增长由通货膨胀水平内生决定。社会融资规模是中性的，不是实际经济增长的格兰杰原因；金融机构贷款余额增长是非中性的，是实际经济增长的格兰杰原因。

基金规模论文例10

[DOI]1013939/jcnkizgsc201536069

1前言

随着余额宝、P2P 等名词的出现，互联网金融一度成为人们热议的话题，相关研究层出不穷。与以往文献中笼统的描述性分析相区别，本文将重心仅仅聚焦于互联网基金产品。以余额宝为代表的互联网基金，既继承了基金产品的优势，可以自主选择更有竞争力的收益率；又继承了互联网产品低边际成本的优势，其增加一个新投资者的成本低于多数传统基金。本文收集了大量第一手数据，旨在探究余额宝与传统基金及银行存款在收益率和规模方面的相互影响，进而发掘余额宝对传统资金供给市场定价的影响。此外，通过分析余额宝收益率和规模的相关关系，我们还可以对其资金定价加以客观评价，并为余额宝未来的定价调整提出建议。

2正文

21余额宝与银行存款的相互影响

211余额宝利率与银行存款利率的相互影响

余额宝的性质是货币市场基金，受制于银行间资金市场利率的影响，因此其利率的下跌是必然的。通过2004―2013年货币基金规模与收益的对比发现近年来的货币基金收益利率整体偏高，近达到峰值。除此之外，余额宝推出时接近年底，各大银行为了在年底的时间点满足存贷比的监管指标考核，压缩贷款规模，增加储蓄存款，造成市场资金面紧张从而抬高了银行间市场利率，为余额宝的收益率高企提供了条件。就余额宝目前的利率来说，收益即使回落，也比往年的平均收益高。而最终披着余额宝外衣的货币市场基金必然回归正常的4%左右收益率。

212余额宝与银行存款收益的比较

假设我们有 10 万元，分别计算银行活期、定期、余额宝的收益。

银行活期：

年利率收益 100000×035%=350 元

银行定期：

一年利率收益100000×3%=3000 元

两年利率收益100000×375%=3750 元

三年利率收益100000×425%=4250 元

五年利率收益100000×475%=4750 元

余额宝收益=（余额宝资金/10000）×基金公司当天公布的每万份收益。

投资10 万元，每天大约收益：10×13920=1392 元。

365 天收益：1392×365=50808 元。

由此可分析，余额宝的收益远远大于银行活期的收益，至少是10倍以上。保守估计，得出结论：余额宝一年的收益大概介于银行三年定期与五年定期之间。

213余额宝规模与银行存款规模的相互影响

本文的前述分析发现，余额宝的收益很大，至少是银行活期存款收益的 10倍以上。那么余额宝的发展对银行存款规模是否有影响呢？从直观上而言，确实如此。但是通过数据的调查分析，我们发现事实并不是这样。

由下表发现，余额宝的规模变化率呈递增趋势，然而，银行存款规模率几乎不变，这说明余额宝的快速发展对银行存款规模几乎无影响。原因如下，首先，单纯从余额宝目前备付金规模来看，即使备付金全部转入到余额宝，对商业银行的活期存款影响微乎其微。

22余额宝与其他货币基金的相互影响

221余额宝与其他货币基金利率的相互影响

网上一直有传言说，互联网金融的发展，尤其是余额宝的快速增长，会干扰市场利率，冲击中国的金融市场。直观上说，余额宝作为货币基金的一个重要组成部分，整体货币基金利率水平的变化会影响余额宝的利率变化。余额宝应当是货币基金市场的跟随者，而不是领导者。为了验证这一因果关系，下面用格兰杰因果关系检验方法进行求证。

建立余额宝与货币基金的格兰杰因果关系检验模型：

YEBt=α0+ni=0α1×HBt-1+nk=1βk×YEBt-k+μt-kHBt=β0+ni=0λ1×HBt-1+nk=0ξk×YEBt-k+μ2t

通过格兰杰因果检验的结果分析得出货币基金是余额宝的格兰杰原因，因为余额宝是整个货币基金市场的一部分，余额宝是市场利率的跟随者，而不是决定者。说余额宝会干扰市场利率、冲击中国的金融市场是没有调查的空穴来风。

222余额宝对其他货币基金的规模上的影响

我们初始假设是余额宝的“吸金论”。随着余额宝的出现以及不断蓬勃壮大，其他货币基金的规模将会出现下滑趋势，即余额宝和其他货币基金是相互挤对的关系。然而我们根据数据两者的规模走势可以清晰地看到，余额宝自身的规模增长十分迅猛，但其他货币基金也呈现出上升的趋势。

余额宝的出现激发了大众的理财意识的大爆炸。我们最初的余额宝“吸金论”已经暗自假设了货币基金的零和游戏大前提。而实际上余额宝带来的影响远远不只是一只货币基金，可以说是改变了行业的生态，让互联网金融进入普通人们的生活中。

23余额宝对其他传统基金的影响

货币基金与股票基金、债券基金等在收益和风险上都有着较大差异。虽然它们都属于基金类投资产品，但针对的是不同类型的投资者。从理论层面讲，这类传统基金对于投资者而言风险更大，由技术壁垒造成的信息不对称更明显，因此这类基金产品新增一个投资者所需边际成本相对较高，相应的他们的客户群也锁定为单笔投资额较高的资金供给者。传统基金普遍采取价格歧视，设置了较高的起购门槛。而与余额宝类似的工银货币只有 001 元的起购额，也就是没有任何门槛的。基于上述理由，我们推测余额宝与非货币基金之间的替代性较弱，竞争关系不强，余额宝的出现对其定价和规模不会有太大影响。

从上图可以看出，余额宝万份收益的变动与其他基金的变动几乎没有任何相关性，从2013年5月30日余额宝推出以来二者走势时而同升同跌，时而相互背离。这三种基金的万份收益基本上都围着零轴上下波动，在余额宝推出前后无论是收益的平均值还是波动率均没有显著差异，这说明余额宝的推出并没有影响非货币基金的定价，二者的相关性并不强。

但从规模的角度出发二者却有明显的相关性，股票、债券、混合基金在余额宝推出后规模都出现了急剧的下滑，期末明显低于期初，与此同时，余额宝的规模却持续增长。最能体现二者相关性的是涨跌的幅度，余额宝成立初期，尚处于推广阶段，知名度不高，规模增速较缓，同期的非货币基金规模下降幅度也较小；到了2014年一季度，余额宝已经为大众所熟知，收益率也维持在较高水平，吸引了大笔资金，规模迅速膨胀，非货币基金则相应的经历了大幅缩水；最后，2015年二季度由于余额宝收益率节节败退，其规模增速也明显下降，基本与2015年3月末持平，此时非货币基金行情开始复苏，股票基金和混合基金的规模均有所回升。上述规模变动说明其他货币基金与余额宝具有一定的替代性，这与之前收益率数据所得的结论相左。其可能原因是，在投资渠道相对缺乏的中国，不同种类的基金具有相当的替代性，这种相关关系之所以无法在收益率层面有所体现，可能是因为不同基金的资产配置和投资标的区别较大，定价在很大程度上取决于资金需求市场价格变动。

3展望

从推出至今余额宝的收益率波动较为频繁，规模则始终处于上升趋势。尤其是2014年年初至今，余额宝收益率始终处于下降阶段，其规模却仍旧有增无减。这说明即使余额宝的收益已然不尽如人意，人们也并没有更多可替代的投资渠道。银行存款利率较低，而股票、债券市场又不尽完善。以余额宝为代表的货币基金在中国的兴起并非偶然。但这并不意味着余额宝可以就此高枕无忧，虽然2014年第二季度的规模绝对量在增加，但增速随着收益率的下降而放缓，呈现出逐渐饱和的态势。收益率的下降在很大程度上是受到货币市场（资金需求方）的影响，这一点可能超出了基金产品本身的控制范围，但余额宝要实现长期稳定的规模或利润增长，还需要更具优势的定价。以上分析表明其竞争对手不仅来自同类的货币基金，还来自股票基金、债券基金。只有让投资者享受到更高的收益率，才能在同类产品中独占鳌头，与其他类型产品相抗衡。提高收益率的一条可行方法是发挥其互联网方面的优势，降低运营管理成本。

4结论

互联网金融的兴起不仅仅颠覆了原先的传统方式，更是督促了金融机构的一次自我革新。其中，余额宝以它的简单方便、低门槛高收益率等特点，更是激发了国内民众的“理财”意识，散户们纷纷加入其中，分得一瓢}。星星之火，可以燎原。

这种新型的商业模式大大降低了交易成本，让传统模式感受到了巨大的压力。至于这份压力能否变为推动社会进步的动力，最重要的是要在规范市场行为的基础上充分发挥互联网公司的创造力，以倒逼传统金融机构通过改革来重塑竞争力。要是监管机构一味地保护银行利益，只会浪费这次难得的发展机遇。至于余额宝的前途发展到底如何，谁也说不好。如果它的存在能帮助我国加快推进利率市场化，激发金融机构的创新活力，那正如马云所说：“能推动历史，余额宝死了也光荣。”

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