DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 品种和园地选择 2.1. 品种选择 品种是种植成败的关键因素。渝东南地区种植葡萄首先要考虑品种对气候条件的适应性，其次是市场需求。即选择具备耐高温多湿、短低温、对日照时数不敏感(耐寡日照)、抗病虫性较强等特点的品种。同时要考虑消费习惯以及栽培方式选择早、中、晚热搭配的优良品种。目前，我区栽培表现较好且深受消费者喜爱的鲜食葡萄品种有：阳光玫瑰、夏黑、醉金香、巨玫瑰、巨峰、藤稔、金手指、白罗莎里奥、红宝石无核、黑宝石无核、天工墨玉、鄞红、美人指等 [ 1 ]。 2.2. 园地选择 鲜食葡萄园地宜选择交通便利、无污染源、开阔向阳、光照充足、昼夜温差大、水源方便、土壤深厚、地下水位较低的地方。忌地势低洼积水、背阳、土质黏重、无水源保障等地方。
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user: 3. 建园 3.1. 平整园地 按地势走向，以单体塑料大棚或连体塑料大棚划分作业小区并配置道路水利系统。单体大棚宽5~6 m、长50 m左右；棚顶高3.5~3.8 m，肩高2~2.5 m，宜南北走向搭建。 3.2. 开挖定植沟 按行距2.5~3 m开挖定植沟，沟宽0.6~0.8 m，深0.8~1 m。将有机肥料和磷肥混合物与表土分层回填，亩用有机肥3000~5000 kg (秸秆，杂草，猪、牛、羊腐熟粪便等)或高品有机肥1000 k、磷肥70~100 kg。表层30 cm定植层忌用肥料。 3.3. 架式设立 以水泥桩或镀锌管材作为立架支柱，沿定植带按4~6 m一柱设立。根据品种生长习性选择架式。 3.3.1. 单臂篱架 通风透光好，田间管理方便，适合密植栽培，一般用于顶端优势不明显，涨势中庸和偏弱的品种。如维多利亚、藤稔、京亚、玫瑰香等。 架高1.5~2 m，拉3~4道铁丝，离地铁丝高50~60 cm，其余间隔40~50 cm。 3.3.2. “T”字型架 通风透光好，病害轻，适用于长势旺的品种。如夏黑、阳光玫瑰、美人指等。 架高1.5~1.7 m，横梁长1~1.2 m。横梁上拉2道或4道铁丝，直立支柱上拉1~2道铁丝。 3.3.3. 双十字“V”型架 一种改良架型，集合多种架型的优点，适用性广泛，多数品种都可应用。如醉金香、巨峰、白罗莎里奥、鄞红等。 架高1.6~1.7 m，每根立柱设两根横梁，上横梁长80~100 cm，下横梁长60 cm，横梁之间间隔20~30 cm (种植欧亚品种间隔应加大)，横梁两端各拉一道铁丝，共4根铁丝，支柱距地80 cm出沿柱面两边各拉一道铁丝。所用铁丝以8-10号型为好。 3.4. 栽植 选择SO 4 ，5BB，贝达等砧木嫁接苗，要求苗粗0.5 cm以上，节间圆润短，接芽饱满，无病虫危害，根系发达，其3~4个饱满芽眼。 3.4.1. 栽植时期与密度 一般秋季落叶后和春季萌芽前是定植最佳时期；沿定植带(沟)按1.5 m株距定植。亩栽株数148株。 3.4.2. 栽植方法 待定植带(沟)土地沉降停止后，将表土收拢筑畦，畦宽2.5~3 m，畦高20 cm。畦沟宽30~40 cm。按株距在定植带开穴植苗，将苗木根系舒展与土壤结合紧密，根颈露出地表，踩实土壤。栽植完毕马上灌足定根水，及时整修树盘，并用塑料薄膜覆盖树盘保墒。
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user: 4. 土肥水管理 4.1. 土壤管理 4.1.1. 翻耕 秋季结合施有机肥和清园进行。翻耕深度为20~30 cm以不伤到根系为宜。 4.1.2. 中耕 以清除杂草为目的，中耕深度6~10 cm在杂草旺盛生长期全年进行1~2次。 4.1.3. 地膜覆盖 用地膜、地布覆盖树盘、增温保湿，抑制杂草生长。特别是针对寡日照地区，提倡使用反光薄膜覆盖，以增强树体下部光照，增加果实糖分和色度，提高果实商品品质。 4.2. 水肥一体化管理 果园安装水肥一体化管理设施，敷设微喷式滴灌管级。 4.2.1. 控水与灌水 遇冬干春旱时，需在萌芽前灌一次透水，促萌芽整齐；开花前一周适当灌水一次；高温干旱时缩短灌水周期；采果后立即饱灌一次，并结合施肥。 一般早春萌芽前忌灌透水，适当控水有利地温回升，促萌芽整齐抽发；开花期严格控水，以防落花落果，出现大小粒导致减产；浆果着色期控水，有利于果实糖分积累、着色均匀，增加果实风味，提高耐贮性，避免裂果现象加剧。 4.2.2. 施肥 葡萄是需钾量要求高的果树，应控氮、增施磷钾，平衡中、微量营养元素，提倡多使用有机肥料，合理施用化学肥料。一般遵循花前促、花后控，土壤施肥与叶面施肥配合使用的原则 [ 2 ]。 花前肥以速效性氮肥为主，适当配合磷钾肥，在萌芽后至开花前，视树体营养状况施1~2次亩施肥用量，膨果期、在幼果黄豆粒大小时施高钾配方复合肥，亩用量20 kg左右；果实着色期亩施硫酸钾30 kg、钙镁磷肥20 kg；以上施肥均使用水肥一体化设施滴灌或微喷进行，秋施基肥2000 kg/亩，并混入过磷酸钙或钙镁磷钾肥50~75 kg、硫酸镁2 kg、硫酸锌5 kg、硼砂2 kg，全年结合喷药病虫防治喷药，进行叶面追肥5~7次。
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user: 5. 枝梢管理 5.1. 抹芽定梢 春季萌芽后，及时抹去弱芽、双生芽、无生长空间位置芽，按亩产1000~1500 kg产量确定每株留梢量，一般每株12~15根枝梢，枝梢间隔20 cm左右。 5.2. 摘心除副梢 5.2.1. 结果枝处理 花序以下副梢全部摘除，花序以上副梢留一叶反复摘心，结果枝长至9~10叶时留8~9叶摘心，以后顶端留3~4叶反复摘心。 5.2.2. 营养枝处理 营养枝留10~12叶摘心，疏除所有副梢。 5.3. 冬季修剪 落叶后至次年树液回流前(12月-1月)开始进行修剪，一般“T”型架每株留6根枝，结果母枝留5~7芽修剪，预备枝留2芽修剪。“v”型架可留2~3芽短梢修剪。
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user: 6. 果穗管理 6.1. 定穗 每一结果母枝平均留1.5穗，即强枝留2穗，中庸枝留一穗，弱枝不留。 6.2. 疏花疏果 花穗长至10 cm时，用5~10 mg/lGA 3 浸沾花穗2~3秒，促穗拉长，开花前摘心，掐除穗尖约1/5，疏除穗肩支轴。根据品种确定留果粒数，一般每穗留果40~60粒。 6.3. 套袋 疏果结束后，喷一次杀虫杀菌药剂，待里面药液干后，用葡萄专用纸袋套袋，着色品种与果品成熟前7~10天去袋，以利着色。
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user: 7. 病虫防治 病虫危害以防为主、综合防治，以农业防治为基础，加强科学管理，提高树体抵抗能力，采取生防、化防等综合措施把病虫发生基数控制在最低经济损失水平之下。病害主要针对葡萄炭疽病、霜霉病、灰霉病、白粉病等。虫害主要针对短须螨、叶蝉、蓟马透翅蛾等，一般用药时间为冬季清园后、开春萌芽前；开花前、谢花后；套袋前、采果后。全年用药7~10次。常用药剂有石硫合剂、波尔多液、嘧菌酯、苯醚甲环唑、捷克灵、腐霉利等。
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user: 8. 结论 近年，我区通过推广普及鲜食葡萄栽培关键技术促进了葡萄产业的发展，改变了以前主要依靠外地(主要是北方地区)调运进口鲜食葡萄这种现象。因此，只要掌握鲜食葡萄栽培关键技术，南方种植鲜食葡萄也行之有效，不仅能够获得较好的社会效益、生态效益而且还能获得非常不错的经济效益。
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user: 摘 要 目的：通过对不同厂家同一品种的方法学验证，建立左归丸的微生物限度检查方法。方法：按照《中国药典》2015年版通则1105、1106和1107，用平皿法及常规法对左归丸进行需氧菌、霉菌及酵母菌和控制菌检查法的适用性试验。结果：有两个厂家生产的左归丸对枯草芽孢杆菌有抑菌性，采用1:50平皿法后，抑菌性消除，回收率为0.5~2.0。结论：三个厂家生产的左归丸在进行微生物限度检查时，需氧菌计数可用平皿法，霉菌及酵母菌计数和控制菌检查可采用常规法。 关键词 :左归丸，中国药典2015年版，微生物限度检查，方法验证 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 左归丸是由我国明代的温补派代表名医张景岳从六味地黄丸化裁而成，该处方载于其所著《景岳全书·新方八阵》。全方由熟地黄、菟丝子、牛膝、龟板胶、鹿角胶、山药、山茱萸、枸杞子八味中药组成，有滋阴补肾的功效，用于真阴不足，腰酸膝软，盗汗遗精，神疲口燥 [ 1 ]。目前市面上主要有三个厂家生产的左归丸，三个厂家提供的微生物限度检查方法存在一定的差异，具体体现在，虽然这三个厂家的霉菌及酵母菌、大肠埃希菌、耐胆盐革兰阴性菌和沙门菌均采用常规法进行微生物限度检查，但是对于需氧菌计数检查，A厂家采用1:500平皿法取5 mL平行试验，B厂家采用1:100平皿法，C厂家则采用1:10平皿法对其进行微生物限度检查。对比这三个厂家的方法，A、B厂家与C厂家还是有一定差异的，而且A厂家的方法操作比较繁琐。鉴于这三个厂家的左归丸配方成分稳定，本文对三个厂家的9批样品进行微生物限度的方法学验证，经过一系列的研究对比，结果表明，三个厂家生产的左归丸的抑菌性差异不大，这三个厂家的左归丸可建立科学、合理、方便操作的微生物限度检查方法 [ 2 ]。
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user: 2. 实验材料 2.1. 仪器 1379生物安全柜(Thermo)，JA21002电子天平(上海越平科学仪器有限公司)，ED-13A水浴箱(Julabo)，Lab dancer漩涡混合器(IKA)，BRE240生化培养箱(Froilabo)。 2.2. 培养基及批号 胰酪大豆胨液体培养基(1083591)、沙氏葡萄糖液体培养基(3106032)、胰酪大豆胨琼脂培养基(1901162)、沙氏葡萄糖琼脂培养基(1905062)、麦康凯液体培养基(1075425)、麦康凯琼脂培养基(1069751)、肠道菌增菌液体培养基(1808062)、紫红胆盐葡萄糖琼脂(180704)、RV沙门菌增菌液体培养基(3304013)、木糖赖氨酸脱氧胆酸盐琼脂(180524)。以上培养基均购自广东环凯微生物科技有限公司。 2.3. 菌株 大肠埃希菌(Escherichia coli) [CMCC(B)44102]、金黄色葡萄球菌(Staphylococcus aureus) [CMCC(B)26003]、枯草芽孢杆菌(Bacillus subtilis) [CMCC(B)63501]、白色念珠菌(Candida albicans) [CMCC(F)98001]、黑曲霉(Aspergillus niger) [CMCC(F)98003]、乙型副伤寒沙门菌(Salmonella paratyphi B) [CMCC(B)50094]、铜绿假单胞菌(Pseudomonas aeruginosa) [CMCC(B)10104]均购自中国食品药品检定研究院，由专人专管，定期鉴定其生物学特性。 2.4. 样品 3家生产企业生产的9批样品，按顺序编号，A厂家(批号18030030、18030048、18030044)，B厂家(批号18090901、18070702、180605)，C厂家(批号190110、181101、190101)。
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user: 3. 实验方法与结果 3.1. 菌液制备 按《中国药典》2015年版四部通则 [ 3 ] 菌液制备项下要求，用0.9%无菌氯化钠溶液制备菌液。计数方法适用性试验所用各菌株菌液浓度为10 3 ~10 4 cfu/mL，控制菌检查方法适用性试验所用各菌株菌液含菌量每1 mL不大于100 cfu。 3.2. 供试液制备 取本品10 g，加胰酪大豆胨液体培养基至100 mL，用匀浆仪混匀，作为1:10的供试液。取1:10的供试液适量，加胰酪大豆胨液体培养基分别制成1:20、1:50的供试液。 3.3. 计数方法适用性试验 3.3.1. 试验组 取“2.2”项下的供试液，按试验要求(需氧菌计数5管，霉菌及酵母菌计数2管)每管加入9.9 mL，分别加入“2.1”项下的各菌液0.1 mL，取1 mL注入平皿中，平行操作2个平皿，加入相应培养基，测定试验组中的菌落数，结果分别见表1、表2、表3。 3.3.2. 菌液对照组 取“2.1”项下的各菌液0.1 mL分别加入到9.9 mL胰酪大豆胨液体培养基中，取1 mL注入平皿中，平行操作2个平皿，加入相应培养基，测定菌液中的菌落数，结果分别见表1、表2、表3。 3.3.3. 供试品对照组 取0.9%无菌氯化钠溶液0.1 mL加入到“2.2”项下的9.9 mL供试液中，取1 mL注入平皿中，平行操作2个平皿，加入相应培养基，测定供试品中的菌落数，结果分别见表1、表2、表3。 3.4. 计算公式 各 菌 株 回 收 比 值 = ( 试 验 组 的 平 均 菌 落 数 − 供 试 品 对 照 组 的 平 均 菌 落 数 ) 菌 液 组 的 平 均 菌 落 数 3.5. 结果 3.5.1. 需氧菌总数预试验结果见表1 Table 1 Pre-test of recoveries of validation of aerobic bacteri 厂家 批号 方法 金黄色葡萄球菌 铜绿假单胞菌 枯草芽孢杆菌 白色念珠菌 黑曲霉 A 18030044 1:10 0.7 1.4 0.3 0.8 0.9 1:20 0.7 1.9 0.5 0.6 1.1 B 180605 1:10 0.7 1.3 0.3 1.0 0.9 1:20 0.8 1.5 0.3 0.7 0.9 C 190110 1:10 0.6 1.6 0.7 1.0 1.1 1:20 0.7 1.6 0.8 0.7 1.1 表1. 需氧菌方法适用性预试验回收率 由上表1可见，取1:20的供试液，用平皿法时，不能消除A、B厂家样品对枯草芽胞杆菌的抑制作用，该方法不适合A、B厂家品种的需氧菌计数检查。因此拟用1:50的供试液平皿法对A、B厂家生产的品种进行验证，方法结果如下。 3.5.2. 需氧菌总数试验结果见表2 Table 2 Recoveries of validation of aerobic bacteri 厂家 批号 方法 金黄色葡萄球菌 铜绿假单胞菌 枯草芽孢杆菌 白色念珠菌 黑曲霉 A 18030030 1:50 0.8 1.3 0.9 0.9 1.0 18030048 1.0 0.9 0.6 0.8 1.2 18030044 1.7 1.3 1.1 0.9 0.8 B 18090901 1:50 0.7 1.2 1.0 1.4 1.2 18070702 1.2 1.0 0.7 0.8 0.9 180605 1.3 1.1 1.1 1.2 0.7 C 190110 1:10 0.6 1.6 0.7 1.0 1.1 181101 0.9 1.2 0.7 1.1 1.1 190101 0.8 1.2 0.9 1.2 0.7 表2. 需氧菌方法适用性试验回收率 由上表2可见，取1:50的供试液，用平皿法时，A、B厂家各批号的供试品各菌株3次试验的回收率均在0.5~2范围内，因此A、B厂家的需氧菌计数可用1:50平皿法检查，C厂家的需氧菌计数可用1:10平皿法检查。 3.5.3. 霉菌和酵母菌总数结果见表3 Table 3 Recoveries of validation of mycete and saccharomycete 厂家 批号 白色念珠菌 黑曲霉 A 18030030 1.5 0.9 18030048 1.2 0.7 18030044 0.8 1.2 B 18090901 1.3 0.9 18070702 1.1 0.7 180605 0.7 0.9 C 190110 1.2 0.9 181101 1.0 0.8 190101 2.0 0.9 表3. 霉菌和酵母菌方法适用性试验回收率 由上表3可见，取1:10的供试液，用平皿法时，白色念珠菌和黑曲霉2个菌株3次试验的回收均在0.5~2范围内，表明这三个厂家的霉菌和酵母菌计数可用1:10平皿法检查。 3.6. 控制菌检查方法适用性试验 按《中国药典》2015年版四部通则控制菌检查法操作，结果见表4。 Table 4 Test results of the applicability of specified microorganism 耐胆盐革兰阴性菌 大肠埃希菌 沙门菌检查 培养基体积 10 mL 100 mL 100 mL 阳性对照组 生长 生长 生长 阴性对照组 未生长 未生长 未生长 表4. 控制菌方法适用性试验结果 由上表4可见，本品的耐胆盐革兰阴性菌、大肠埃希菌、沙门菌的培养基体积可分别为10 mL、100 mL、100 mL。
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user: 4. 讨论 通过对三个厂家的9批左归丸微生物限度检查方法适用性试验，A、B厂家生产的左归丸对枯草芽孢杆菌有一定的抑菌性，需氧菌计数采用1:50平皿法去除抑菌性，对霉菌及酵母菌和控制菌没有抑菌性，可用常规法对其进行微生物限度检查。C厂家生产的左归丸对需氧菌、霉菌及酵母菌和控制菌均无抑菌性，均可用常规法对其进行微生物限度检查。从左归丸的配方组成中，我们发现，除了山茱萸 [ 4 ] 一味中药外，其他七味中药均无抑菌性，由此可见，A、B厂家的左归丸对枯草芽孢杆菌有一定的抑菌性可能跟这一味药的含量有一定关系。当然，这也可能跟处方中中药材产地来源、采收季节、等级品质不同有关，也有可能与制剂使用的辅料不同、生产环境不同有一定关系，这需要进一步的溯源研究。通过这一次的研究表明，第一，根据《中国药典》2015年版四部1105非无菌产品微生物限度检查：微生物计数法规定，为确认供试品中的微生物能被充分检出，首先应选择最低稀释级的供试液进行计数方法适用性试验。选择最低稀释级的供试液是保证方法的检测限和定量限的基本要求，旨在供试品中的微生物被充分检出，特别是对于某些微生物限度要求较为严格的供试品 [ 5 ]；第二，A、B厂家的需氧菌计数方法不需要用原厂家提供的繁琐的方法，只需要用1:50平皿法，这样不仅能够减少工作量，降低检验成本，而且更能够充分检出该供试品中的微生物；第三，左归丸对验证试验中的枯草芽孢杆菌比较敏感，在进行日常的需氧菌计数验证时，可考虑仅用枯草芽孢杆菌作为需氧菌计数验证的对照菌；第四，左归丸为水蜜丸，针对该水蜜丸剂硬度比较强，制备供试液时一般建议加入稀释液后放置10 min左右再进行匀浆，这样均质效果会更好，更能有效控制检验结果。很显然，对左归丸建立科学、合理、方便操作的微生物限度检查方法是有必要的，能够减少左归丸微生物日常检测工作量，提高检测效率和检测方法的可靠性，从而更加有效地控制产品质量，更好地推动该品种的质量评价与监管工作。
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user: 摘 要 投资决策是企业财务决策的核心，是企业实现规模扩大和可持续发展的重要基础。投资效率的高低在一定程度上体现了投资决策结果的好坏，高效率的投资可以提高企业资源配置效率，提升企业业绩和价值。而金融信息扭曲是一种普遍的财务现象，反映出企业资金效率被严重低估，财务风险则被严重高估，那么它能否起到引导企业提高其投资效率的作用呢？股权集中的现象在我国上市公司中普遍存在，金融信息扭曲与投资效率之间的关系是否受到股权集中度的影响呢？这是亟待业界深入探究和解决的问题。故本文选取了2014~2018年我国沪深两市A股上市公司作为研究对象，实证研究了金融信息扭曲对投资效率的影响机制，同时考察了股权集中度对二者相关关系的作用效果。研究发现：金融信息扭曲与企业投资效率确实存在显著消极影响，其中资金效率扭曲对投资不足和过度投资均有负面效用，财务风险扭曲不仅会加剧投资不足，股权集中度弱化了资金效率扭曲对非效率投资的加剧作用，同时也削弱了财务风险扭曲对非效率投资的促进效用。本文的研究结论具有十分重要的现实意义，为有关部门调整财务分析体系以反应金融信息真实水平来优化资本市场的资本配置提供了经验证据，有助于上市公司重视金融信息质量和股权结构的优化，为企业提高资本配置效率提供理论支持。 关键词 :金融信息扭曲，股权集中度，投资效率，投资不足，过度投资 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 金融信息在我国企业中影响深刻而又普遍存在，资金效率信息和财务风险信息又是最重要、最基础的金融信息。然而其中资金效率被低估、财务风险被高估的情况在我国实体经济上市公司层面广泛并且持续地存在，这将严重阻碍金融资本流入实体经济(王竹泉，2019) [ 1 ]。外部投资者和债权人由于信息的不对称，几乎不可能掌握和企业内部人员相当的信息量，从而引起投资不足，非效率投资随之产生(Myers和Majuf，1984) [ 2 ]。缺乏外部投资会使得企业错失规模扩大的良机，影响企业的持续经营和限制企业价值的提升。而金融信息的扭曲，势必会加剧金融资本和投资者更为谨慎地支持资金效率被低估而财务风险被高估程度更大的企业，从而导致企业投资效率低下。因而随着现代企业的不断进步，对我国企业的财务状况和质量做出科学、合理的评估，对于减少企业的非效率投资，尤其是对于培育深化企业创新能力和行业长期竞争优势至关重要。 从既有的学者研究来看，委托代理问题既可能导致企业投资不足，也可能引发企业过度投资。现代企业大多出现“两权”分离的现象，即所有权与经营权的分离，代理人即经理人与委托人即股东之间的代理冲突会引发企业过度投资(Jensen， 1986) [ 3 ]，而导致企业盲目投资新项目的启动是因为这样能够给经理人带来私人利益，尤其是在监管不到位的企业更易发生。除了私人利益，也会滋生私人成本。道德风险、滋生代理会使喜欢偷懒或安于现状的经理人减少投资以逃避监管责任，从而导致投资不足(Bertrand和Mullainathan，2003) [ 4 ]。经理人直接对股东大会负责，持有较高股权比例或者通过增加持股而提高股权比例的股东可以控制股东大会，进而形成对公司重大事项决策的控制权，对于经理人的决策可以起到一定影响。因此，股东对于投资活动的影响力同样很大。国内上市公司股权集中的现象又较为普遍，在此背景下探究股权集中度在金融信息扭曲与投资效率的具体影响及作用方向具有很高的研究价值和意义，而既有的此类实证研究还比较少见。 传统财务分析体系存在着一系列缺陷和不足，资金与资产混淆不清，金融性和营业性负债未加以分辨，导致我国企业资金效率和财务风险两类重要的金融信息被严重扭曲。由于金融信息扭曲，企业价值被严重低估，而经理人作为企业的领导者以及投资决策的实际执行者，在面对私人利益与私人成本的客观存在时，对于企业投资效率会产生何种效用？目前我国上市公司中大多数都存在着股权相对集中的现象，这意味着大股东拥有较高的话语权和控制权，那么金融信息扭曲与投资效率之间的关系是否会受到股权集中度的影响呢？开展该问题的研究对于深入了解金融信息扭曲效应如何影响企业财务决策，以及股权集中度在金融信息扭曲与非效率投资之间的关系有很强的实际意义。 故本文选取了2014~2018年我国沪深两市A股上市公司作为研究对象，从财务方面考察财务扭曲效应是否影响上市公司的企业投资效率，同时考察股权集中度是否会对二者之间的关系产生影响。研究结论：1) 金融信息扭曲与企业投资效率确实存在显著消极影响，其中资金效率扭曲对投资不足和过度投资均有负面效用，财务风险扭曲仅会加剧投资不足，与过度投资则无显著影响。2) 股权集中度削弱了资金效率扭曲对非效率投资的加剧作用，也抑制了财务风险扭曲对非效率投资的促进效果。也抑制了财务风险信息扭曲对非效率投资的促进作用。 本文的创新点在于总结归纳现有非投资效率及影响投资决策和效率的影响因素之外，探究金融信息扭曲对其的影响，引入资金效率和财务风险两类最重要的金融信息的扭曲度来衡量金融信息的扭曲度，扩大了研究企业投资效率的深度和广度，并进一步地引入调节变量股权集中度。以实证数据为基础，研究资金效率扭曲与财务风险扭曲对企业投资效率的影响，以及股权集中度在资金效率扭曲与财务风险扭曲对企业投资效率的影响过程中发挥的中介效应，以期为提升国内上市公司投资效率提供有用的建议。探究金融信息扭曲对于我国企业投资效率的影响，以期对企业以及国家相关经济政策的研究和制定科学、合理的财务分析体系提供一定参考。
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user: 2. 文献回顾与理论假设 (一) 资金效率扭曲对企业投资效率影响的机制研究 1) 资金效率扭曲对投资效率的总体影响 金融是实体经济的血脉，它的天职和宗旨就是为实体经济所服务(习近平，2017) [ 5 ]。而资金效率与财务风险是两类最基础、最核心的金融信息，是企业内部和外部资本市场投资者分析并决策的重要依据，对于资本的配置具有重要影响。由于过去传统的财务分析体系存在着许多不足和缺陷，资金与资产混淆不清，金融性和营业性负债未加以分辨，致使反映我国实体经济金融信息中的两类重要信息：资金效率和财务风险两类重要的金融信息被严重扭曲，由于金融信息扭曲，企业价值被严重低估(王竹泉，2016) [ 6 ]。企业领导者既是金融信息的接收者也是决策的实行者，因而金融信息的扭曲必然影响着领导者的投资决策。既有文献关于此大多是从经营权与所有权分离所致的委托代理矛盾出发的。对企业经营情况如数家珍的经理人与处于信息劣势方的股东所获得的收益却形成天壤，导致经理人产生了追求私人利益的想法。经理人会尽可能获取并掌握更多的资源，甚至盲目地启动净现值为负的会侵害公司整体利益的非效率项目，只为扩大企业规模来满足自己的私人利益，进而导致过度投资的发生(Jensen， 1986)。带来私人利益的同时，投资行为的启动也会使经理人肩负包括监管、绩效等更大的责任而带来私人成本，引起投资不足(张洪辉和王宗军，2009) [ 7 ]。当私人成本大大超过了私人利益时，经理人有可能选择放弃一些投资，即便是可以给公司带来正向收益的项目，以减少他们必须做的事情，导致投资不足(McConnell和Muscarella，1985 [ 8 ]、Fazzari等，1988 [ 9 ])。因此，是否投资新项目，经理人要在利益与成本之间做出选择，既有关于企业投资活动效率的实证文献往往对其进行了规避或忽略。而在实体经济的资金效率被严重低估情况下，经理人为了掌握控制权、减少被替代的概率势必会放弃一些净现值为正的投资机会，加剧了投资不足；另外，企业规模与经理人利益直接挂钩，由于资金效率扭曲所导致企业价值被低估，经理人为了提高自己被更替的成本以及职位得到固定，有可能选择加大投资，过度投资的可能也在增大。由此我们提出假设H1a： H1a：在其他条件不变的情况下，资金效率信息扭曲与非效率投资正相关。 2) 资金效率扭曲对投资效率影响的股权集中度异质性分析 股东作为企业投资者拥有收益权、重大事项决策权、以及管理者的选择权等权利。股权集中度越高，大股东话语权和决策权越强。因此，股权集中对于企业的投资决策具备重大影响的能力。现有研究主要是基于代理问题所展开的。为了化解管理层为了私人利益而盲目扩大投资规模建立自己的企业帝国这一矛盾，提高股权集中度来改善公司的治理体系，对于企业最终做出正确的投资决策和提高投资效率有正向促进作用。第一大股东持股比例越高，企业的资源配置更合理即效率越高(杨继伟等，2017) [ 10 ]。持股比例越高，股东话语权和控制权也越高。当公司内的大股东拥有控制权后，会加强公司内部管理、降低内部交易成本来增加公司价值(Grossman和Hart，1988) [ 11 ]。不仅如此，适度的股权集中度还可以激励大股东加强对经理人的监督，以做出正确的投资决策(Pindado和de La Torre， 2005 [ 12 ]， Pindado和de la Torre， 2006 [ 13 ]， Tribó， 2007 [ 14 ])。综上所述，在股权集中度较高的情况下，控股股东有能力、有理由在企业资金效率被严重低估的情况下通过加强对经理人的监督，使其做出正确的投资决策来减少非效率投资行为。由此我们提出假设H1b： H1b：在其他条件不变的情况下，股权集中度削弱了资金效率扭曲对非效率投资的加剧效用。 (二) 财务风险扭曲对投资效率影响的机制研究 1) 财务风险扭曲对投资效率的总体影响 负债在现代公司极为普遍，企业由于投资活动等原因会借入资金，丧失偿债能力的可能性随之产生。过多负债会导致企业承担巨大的财务风险，而负债率或杠杆率持续被高估会向资本市场传递实体经济的财务风险极高等负面信息，迫使银行等金融机构对实体经济企业采取敬而远之的谨慎策略，而且也严重误导了我国政府对实体经济真实财务风险水平的判断。而企业综合财务风险对新增投资有显著的消极作用，企业背负过多负债会产生巨大财务风险，一定程度上导致投资不足，降低投资效率(陆正飞等，2006) [ 15 ]。但也有学者发现它们并非单纯的负相关关系，王鲁平和毛伟平(2010)研究发现财务杠杆确实对投资决策有影响，既可抑制过度投资也会造成投资不足。负债定期会减少企业现金流量或至少形成还款压力是不可否认的 [ 16 ]。而Grossman、Hart (1995)发现企业投资不能及时偿还债务，控制权就会从经理人手中向债权人转移增大私人成本 [ 17 ]，致使经理不愿意借钱投资而引发投资不足。当另一类金融信息：财务风险被严重扭曲即低估时，负债水平被严重高估，迫于高度的还款压力，经理人为了掌握控制权势必会引发投资不足。由此我们提出假设H2a： H2a：在其他条件不变的情况下，财务风险扭曲与非效率投资负相关。 2) 财务风险扭曲对投资效率影响的股权集中度异质性分析 最优资本结构理论认为在完美市场中企业只对净现值为正的项目投资，但是在现实世界中，由于股权所有者之间的矛盾等因素的存在，多数上市公司的投资活动是非效率的，投资不足和过度投资的现象屡见不鲜(张功富等，2009) [ 18 ]。而大股东与小股东之间的的矛盾最突出的就是“搭便车”现象，小股东收益份额少，对公司经营管理不竭尽全力。控股股东就可以消除小股东“搭便车”现象，并且出于大股东利益与公司利益紧密相关，因此他们会加大投资以及对投资的监督，达到提高投资效率的目的。陈共荣和徐巍(2011)研究发现，企业投资效率并非与第一大股东持股比例呈简单线性相关，而是随着持股比例的增加先提升，而后下降，最后再提高，呈类似“N”型的曲线关系 [ 19 ]。不仅如此，当股权高度集中时，大股东往往会对管理者做出的投资决策产生影响(Aggarwal and Samwick， 2006) [ 20 ]。因此，股东作为企业的直接受益者，在企业财务风险被严重高估的情况下，必然会督促小股东的行为，同时有理由有能力监督经理人以便于其做出正确的投资决策。由此我们提出假设H2b： H2b：在其他条件不变的情况下，股权集中度削弱了财务风险扭曲对非效率投资的加剧效用。
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user: 3. 变量界定与模型构建 (一) 样本选取与数据来源 本文选取了2014~2018年我国沪深两市A股上市公司作为研究对象，模型计算所需的所有数据均取自于国泰安数据库(CSMAR)，同时运用Excel2016、stata15软件对相关数据进行整理分析。并对数据进行了以下四项处理工作：1) 剔除掉了所选样本中的金融保险企业，因为金融保险企业的标准不同；2) 剔除掉了所选样本中被证监会确定的ST企业，因为它们的经营状况不理想；3) 剔除掉了有数据缺失的样本；4) 使用Winsor2对所有连续变量都进行了双尾1%的缩尾处理，以减少离群值的影响。经过数据筛选过后一共获得12，465个有效观测值。 (二) 变量界定 本文的三个被解释变量均由引用的Richardson (2006)模型 [ 21 ] 得出，如表1所示，被解释变量中的非效率投资、投资不足和过度投资分别用模型中的残差绝对值、残差小于零的绝对值和大于零的残差来计量；解释变量资金效率进信息扭曲度与财务风险信息扭曲度分别用重设的财务分析体系中的总资产回报率扭曲度和权益乘数扭曲度来计量(王竹泉，2019)，用我国上市公司第一大股东的持股比例来计量股权集中度，因为它是定义股权集中度的标准，得到认可的同时在国内外被相关学者们广泛使用。借鉴既有相关研究，选取并引入了企业规模、自由现金流、资产负债率、公司上市年龄、产权性质、行业及年度作为控制变量。 Table 1 Variable description tabl 变量类型 变量名称 变量符号 变量定义或计算方法 被解释变量 非效率投资 Inefficient_ investment 投资效率残差模型的残差绝对值 投资不足 Under_ investment 投资效率残差模型种残差小于零的绝对值 过度投资 Over_ investment 投资效率残差模型中大于零的残差 解释变量 资金效率扭曲 ROAdis (总资金回报率 − 总资产回报率)/总资金回报率 = 1 − (息税前利润/总资产平均余额)/(息税前利润 ① /总资金平均余额) 财务风险扭曲 Emdis (权益乘数 − 资本杠杆)/资本杠杆 = 1 − (总资产/所有者权益)/(所有者权益 + 金融性负债)/所有者权益 股权集中度 Top 第一大股东持股比例 控制变量 企业规模 Size 年末总资产的自然对数 自由现金流 FCF 经营活动现金流量净额(息税前利润 − 税金 + 折旧与摊销 − 资本性支出 − 营运资本)/年末总资产 资产负债率 Lev 年末负债总额/资产总额 年龄 Age 公司上市年限 产权性质 Owner 国有上市公司取值为1，否则为0 行业 Industry 17个行业(证监会标准)，定义16个行业虚拟变量 年度 Year 样本时间跨度为2014~2018年，定义4个虚拟变量 表1. 变量说明表 注：息税前利润 ① = 利润总额 + 财务费用 + 财务费用附注中的利息收入 + 对联营企业和合营企业的投资收益 × [所得税率/(1 − 所得税率)]；营业性负债 = 应付票据 + 应付账款 + 其他应付款 + 预收账款 + 应付职工薪酬 + 应付税费。 (三) 模型的提出 为研究金融信息扭曲对投资效率的影响，引入资金效率扭曲财务风险扭曲检验金融信息扭曲与非效率投资之间的相关关系，考虑到我国股市的政策影响和不同行业间经营环境的差异性，引入了时间和行业控制变量Year和Industry。并构建回归估计模型(1) A I N V T i ， t ( U n d e r _ i n v e s t m e n t i ， t / O v e r _ i n v e s t m e n t i ， t )                                             = α 0 + α 1 × R O A d i s i ， t ( E m d i s i ， t ) + α 2 × S i z e i ， t + α 3 × F C F i ， t + α 4 × L e v i ， t                                               + α 5 × A g e i ， t + α 6 × O w n e r i ， t + ∑ Y e a r + ∑ I n d u s t r y + ε i ， t 在上述模型基础上，同时引入第一大股东持股比例的平方和作为赫芬达尔指数以及前五大股东的持股比例计量股权集中度，作为稳健性检验的度量指标。根据假设H1a、H2a，资金效率扭曲度ROAdis和财务风险扭曲度Emdis的系数应该显著小于零。 为了探究金融信息扭曲与投资效率之间的关系是否会受到股权集中度的影响。我们在模型(1)的基础上的加入了股权集中度及其与金融信息扭曲的交乘项并构建了回归估计模型(2)： A I N V T i ， t = α 0 + α 1 × R O A d i s i ， t ( E m d i s i ， t ) + α 2 × T o p + α 3 × R O A d i s i ， t ( E m d i s i ， t ) × T o p i ， t + α 4 S i z e i ， t                                         + α 5 × F C F i ， t + α 6 × L e v i ， t + α 7 × A g e i ， t + α 8 × O w n e r i ， t + ∑ Y e a r + ∑ I n d u s t r y + ε i ， t 根据假设H1b、H2b，金融信息扭曲和股权集中度的两个交乘项ROAdis × Top和Emdis × Top的系数应该显著小于零。
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user: 5. 研究结论和政策建议 本文选取了2014~2018年沪深两市A股的非金融保险类上市公司为研究样本，三个被解释变量均由引用的Richardson (2006)模型得出，被解释变量中的非效率投资用模型中的残差绝对值来计量，残差负值的绝对值为投资不足，残差正值为过度投资；将金融信息中最基础、最重要的资金效率和财务风险两类信息来衡量金融信息来研究金融信息扭曲效应对企业投资效率的影响，分别用总资产回报率扭曲率与权益乘数扭曲率来计量，用普遍认可和使用的第一大股东持股比例来计量股权集中度，另外引入了第一大股东持股比例的平方和作为赫芬达尔指数以及前五大股东的持股比例作为股权集中度的稳健性检验的两个衡量指标。研究结论是：1) 金融信息扭曲与企业投资效率确实存在显著消极影响，其中资金效率扭曲对投资不足和过度投资均有负面效用，财务风险扭曲仅会加剧投资不足，与过度投资则无显著影响。2) 股权集中度削弱了资金效率扭曲对非效率投资的加剧作用，也抑制了财务风险扭曲对非效率投资的促进效果。也抑制了财务风险信息扭曲对非效率投资的促进作用。 本文的研究为我国政府有关部门调整财务分析体系以反应金融信息真实水平来优化资本市场的资本配置提供了经验证据，有助于上市公司重视金融信息质量和股权结构的优化，为企业提高资本配置效率提供理论支持。基于前文得出的结论，本文提出以下三点政策建议：第一，我国政府相关部门应该调整并施行更科学、合理的财务分析体系，对传统财务分析体系造成的金融信息扭曲进行矫正，重新对我国尤其是实体经济的发展状况和质量做出科学、合理的评估，减少资本错配的非效率投资的发生，为实体经济的可持续发展提供一个健康的市场环境和政策环境。第二，要合理调整企业的股权结构。保持合理的股权集中比例，加强股东间的制衡以便于大股东尽心尽力起到良好的监督作用，对提高上市公司的投资决策效率至关重要。第三，优化完善企业内部控制及监督体系。我国上市公司公司治理机制普遍存在缺陷和漏洞，使得两类代理问题普遍存在，使得非效率投资行为发生的频率很高，降低了企业的投资效率，不利于企业的长期健康发展，各种不正当行为到处泛滥并造成严重的资源浪费和资本配置的不合理，所以完善企业内部控制监督体系并强化内部监督迫在眉睫。不可否认，本文对研究样本特征以及指标度量的考虑，会损失一些一般性的价值，这是本文的一项缺陷，也是今后研究中需要改进和需要努力的方向。
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user: 摘 要 基于CHFS (2015年)数据库，本文研讨了家庭结构、家庭关系对家庭金融市场参与的影响。运用多维指标分析，发现家庭结构的数量和质量特征、家庭成员之间的关系均能显著作用于金融市场参与度。具体而言，子女数量、教育水平等显著为正，良好的家庭关系有促进作用。在以质量指标填充了单一的家庭结构数量指标体系的同时拓展了“家庭关系”视野，引入内部关系变量。此外，将家庭结构中子女数量分组处理、剔除家庭关系中父母做决策的样本后，结论依然稳健。 关键词 :家庭结构，家庭关系，金融市场参与 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 央行发布的《2018年中国金融发展报告》阐述了当前国内金融市场规模持续扩大、金融市场参与主体类型和数量持续增加的特征，家庭作为金融投资决策的重要主体，其投资行为备受关注。家庭金融市场参与影响因素可分为家庭结构和家庭关系。2016年《中国家庭发展报告》表明国内家庭呈现出多样化的特点，人口老龄化和二胎政策促进了家庭结构的演变；不同的家庭关系孕育差别化的家庭纽带，影响成员的经济行为和心理特征。 传统研究多考虑家庭个体特征变量和地区经济现象，亦有部分学者将家庭社会网络纳入研究范畴，探索其与家庭金融市场参与之间的影响机制，但大多仅停留在家庭代际分布和家庭外部关系，甚少了解家庭成员质量和家庭内部关系对家庭金融市场参与的影响，本文则从此处着手，兼具理论价值和实际意义，不仅是对以往宏观和个体因素等关注变量的验证和补充，更为家庭理性参与股市和政府制定政策发挥了正向作用。
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user: 2. 文献回顾 家庭的投资决策需要综合考虑各项因素。学者们对家庭金融市场参与影响因素的研究主要集中在以下几方面： 首先，基本变量关注个体特征。尹志超、宋全云等(2014)基于2013年中国家庭金融调查数据探究了户主特征变量于金融市场参与的影响，发现金融知识能显著促进家庭配置风险资产 [ 1 ]，这和Rooij et al. (2011)运用2005年荷兰银行的家庭调查数据所得的结论一致 [ 2 ]。周弘 [ 3 ] (2015)研究发现消费者在金融教育方面的时间和货币投入对家庭股市参与有促进作用。 其次，家庭特征因素涉及较多。尹志超、吴雨等(2015)考察了家庭净资产与家庭参与正规金融市场的联系，结果表明显著促进 [ 4 ]，Ming (2019)也认为家庭净收入能促进家庭参与股市 [ 5 ]。卢亚娟、孟丹丹等(2019)聚焦了家庭人口结构对家庭股市参与的影响，认为金融投资决策受家庭代际人数差异的多元化影响 [ 6 ]。 最后，股市参与亦关乎社会互动。Ming & Robert (2015)研究发现家庭从事扫墓活动、保留家谱等家庭社会行为会增加风险投资几率 [ 7 ]，Ming (2019)通过在“信念”这个解释变量中渗透家庭社交关系，发现与工作场所相关的家庭股市参与最多，农业家庭反之 [ 5 ]。朱光伟、杜在超等(2014)指出信息渠道更有效的家庭更愿意投资股票，并认为关系能够明显提升股市参与水平 [ 8 ]。 综上所述，已有较多学者关注家庭金融市场参与和金融资产配置，但着眼于家庭质量结构及其内部关系的文章甚少，本文从家庭成员结构的多维度出发，除探究子女数量对家庭金融市场参与的影响外，引入家庭各成员受教育程度和身体状况指标，丰富家庭结构指标体系，并充分考虑家庭关系，说明不同的“家庭内部互动”对股市参与和资产配置的影响，以完善家庭金融市场参与影响机制研究，帮助相关政府部门制定政策。
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user: 3. 模型与变量 3.1. 模型应用 本文应用Probit模型研究分析家庭结构与家庭关系对家庭金融市场参与的影响，模型如下： Y 1 = 1 ( α 1 F i n a n c i a l _ s t r u c t u r e + X β + u > 0 ) (1) Y 2 = 1 ( α 2 F i n a n c i a l _ r e l a t i o n s h i p + X β + u > 0 ) (2) Y 1 表示家庭参与金融市场与否，Y 1 = 1为“是”，Y 1 = 0为“否”，Y 2 同理；Financial_structure是本文中的“家庭结构”，Financial_relationship为“家庭关系”；α 1 、α 2 分别衡量了家庭结构、家庭关系对家庭金融市场参与的影响；X为包含人口特征统计、地区和经济因素的所有控制变量；u~(0， σ 2 )。 为进一步研究家庭结构对家庭金融资产选择的影响，选择Tobit模型，如下： Y ∗ = α F i n a n c i a l _ s t r u c t u r e + X β + u ，   Y = max ( 0 ， Y ∗ ) > 0 (3) 上式中，Financial_structure说明同上，Y代表风险资产或股票资产占金融资产的比重，Y * 是界定在(0，1)之内的的观测值，表明两类资产各自占据金融资产的比重。 3.2. 数据来源与变量选取 本文采用西南财经大学提供的2015年“中国家庭金融调查”问卷数据结果，涵盖了全国29个省363个县1439个村(居)委会，总计37，289户家庭，涉及人口统计特征、资产与负债、收入与支出等各项基础信息。本文剔除了家庭年收入和净资产小于零的样本。下面就家庭结构和家庭关系的指标界定和其他所需变量进行必要说明。 3.2.1. 被解释变量：金融市场参与、股市参与、风险资产占比、股票资产占比 风险资产配置主要考虑了股票、基金、金融理财产品、金融债券、企业债券、衍生品、非人民币资产等，并将现金、股票账户现金、政府债券、活期存款、定期存款等作为无风险资产。两者构成了家庭金融资产。家庭参与金融市场或股票市场分别用家庭是否持有风险资产或购买股票衡量，风险资产占比为风险资产占金融资产比重，股票资产占比则为股票资产与金融资产的比值。 3.2.2. 自变量：家庭结构指标、家庭关系指标 卢亚娟、孟丹丹等(2019)采用少年抚养比、老年赡养比来丈量家庭结构 [ 6 ]，缺乏对质量信息的关注，而本文不仅选取子女数量和儿子数量占比，还关注了拥有大专及以上学历(高等教育)的人数和身体欠佳的人数各自对家庭总人数的比重，共构造了4个代理指标。 关于家庭关系指标，与詹奕等(2015) [ 9 ] 相同，本文围绕接触频率、接受支持、提供支持这三个维度，选取了问卷中相对应的5个问题，剔除缺失样本后，采用迭代主因子法展开因子分析，可选因子为1个，用以表示家庭关系。 3.2.3. 其他控制变量 参考以往文献，本文选取了户主特征变量(户主年龄、性别、婚姻状况、农业户口等)和家庭经济特征变量(家庭收入和净资产、是否从事个体工商业)作为控制变量。为了控制省份地域差异，引用省份哑变量。表1为各变量的描述性统计： Table 1 Descriptive statistics for variable 变量名 样本数 均值 标准差 最小值 最大值 金融市场参与 35，899 0.148 0.356 0 1 股市参与 35，899 0.103 0.304 0 1 风险资产占比 35，899 0.057 0.180 0 1 子女数量 35，899 0.926 1.400 0 10 儿子数量占比 35，899 0.145 0.278 0 1 高等教育占比 35，899 0.286 0.299 0 1 身体欠佳占比 35，899 0.129 0.241 0 1 家庭关系 35，553 0.003 0.770 −6.451 23.098 户主年龄 35，899 53.326 14.427 0 101 户主性别 35，899 0.247 0.431 0 1 婚姻状况 35，899 0.860 0.347 0 1 户口所在地 35，899 0.408 0.491 0 1 家庭收入(对数) 35，899 10.300 2.060 0 15.425 家庭净资产(对数) 35，899 3.709 5.835 0 16.811 个体工商业 35，899 0.159 0.365 0 1 风险态度 35，899 3.765 1.447 1 5 农村 35，899 0.304 0.460 0 1 表1. 变量的描述性统计 从表1可得，样本中有14.8%的家庭参与金融市场，参与股票市场的家庭占比10.3%，表明中国家庭金融市场和股票市场参与的比例均较低。风险资产与金融资产的比值仅5.7%，表明家庭出于风险规避而较少选择风险资产。高等教育占比均值为28.6%，最大值、最小值分别是1、0，说明我国家庭整体受教育水平有待提高，家庭结构中的文化水平异质性大。身体欠佳占比的均值不及13%，说明身体较好的成员占大多数，家庭其他成员的陪护和医疗负担较轻。户主年龄的均值为53.3岁，可以看出户主大多已达到孕育子女的年龄，而其子女数量均值仅0.93，最大值为10，一定程度上表现了中国家庭受传统文化的禁锢和新兴文化的冲击，一部分家庭保留了“多子多福”的生育观念，而另一部分则可能顺应社会变迁，执行“丁克”理念。家庭关系指标的最大值与最小值相差近30，不同家庭的户主与父母的关系差异明显。
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user: 5. 稳健性检验 为检验上述结果的稳健性，本部分对家庭结构中的子女数量进行分组处理，1 = “子女数 > 2”代表充足的子女数量，0 = “子女数 ≤ 2”表明家庭子女数较少。表5说明孩子的增加，会导致家庭更低程度的融入金融市场，尤其是股票市场。另外，剔除了家庭关系中父母在决策中起决定作用的样本。表5显示，家庭关系的系数依然显著为正，证明结果稳健。 Table 5 Effects of the number of children， family relations on financial market participation: robustness tes (1) (2) (3) (4) 金融市场 股票市场 金融市场 股票市场 子女数量(分组) −0.474 *** −0.801 *** (0.1306) (0.237) 家庭关系 0.161 *** 0.126 *** (0.019) (0.020) 表5. 子女数量、家庭关系对金融市场参与的影响：稳健性检验
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user: 6. 结论与政策启示 家庭结构和家庭关系的差别化使得家庭的投资行为呈现异质性，本文以两者对家庭金融市场参与是否有影响以及如何影响为研究主题。主要结论有：子女越多、儿子占比越大，家庭越不愿意参与金融市场、股票市场；高等教育人数占比对家庭金融市场参与度有促进作用的同时，身体欠佳人数占比相反；家庭关系可以对家庭投入金融市场产生显著的正向影响，并增大其金融市场及股市参与度。另外，本文赋予子女数量以0~1分类并剔除家庭结构中父母负责关键决策的样本后发现结果仍旧稳健。 本文的贡献在于，用教育水平和身体状况阐释家庭结构，构造质量指标以补充过去仅用数量指标衡量家庭结构的缺陷，全面考察了家庭结构对金融市场参与的影响。同时，关注家庭内部成员关系，运用囊括物质和心理特征的家庭关系衡量指标，将家庭内部关系引入金融研究领域。本文的不足之处在于，探究家庭关系对金融市场参与的影响时，涉及的主体局限于户主与父母。同时，家庭结构中除孩子外其余主体的分布也对家庭投资决策有重要影响。 本文研究表明，家庭结构和家庭关系能显著作用于家庭金融市场参与度和资产配置比例，为优化家庭资产、推动金融发展，建议政府着力提升教育改革力度、完善社会保障及收入分配制度，利用转移性支出补贴鼓励节假日家庭团聚，以积极投入和谐家庭建设，在推动金融市场进步的同时，促进和谐社会发展。
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user: 摘 要 长久以来，大家形成了根深蒂固的印象：与发达国家相比，中国居民杆杆率较低，偿付压力不大，因此居民加杠杆空间很大，房价泡沫增长仍有支撑空间 [ 1 ]。本文将对我国居民杠杆率进行剖析并通过切比雪夫多项式对未来居民杠杆率进行预测，同时将我国居民杠杆率与其他国家进行对比，以此来探究我国居民杠杆率真实情况并对我国房地产业的发展提出建议。 关键词 :居民杠杆率，切比雪夫多项式，房地产 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 中国的房地产业发展历程 我国房价过高问题由来已久，自改革开放成立以来，我国房地产业先后经历了4个阶段 [ 2 ]。第一阶段为1978年~1992年，这一阶段是我国住房制度逐渐市场化的一个重要的阶段，借助全面改革开放带来的经济上、制度上乃至思想观念上的各方面革新，我国的住房制度领域也得以在不同维度向市场化迈进，表现为福利房的“渐行渐远”与商品房的“初出茅庐”。第二阶段为1993年~1997年这一时期，我国的住房相关的政策顺应了建立社会主义市场经济的潮流，开始鼓励住房的流通。改革之初，由于住房金融发展迟缓，房地产开发融资渠道少，且房地产开发企业大都规模小，积累少，先在深圳试点后在全国推行的商品房预售制度客观上为房地产开发企业提供了有力的资金支持，推动了建设资金的及早到位，促进了房地产的迅速开发。第三阶段是1998年~2016年，这是住房的市场化与商品房主导的时代。在这一时期，特别是1998年的住房改革后，房地产业快速发展，房价呈现过快上涨现象，让购房者难堪重负。房地产市场投机严重，“炒房团”成为当时房地产市场一个热门词汇；此外，保障性住房的供给体系尚未完善，加之中国人“安居才能乐业”的传统观念，“买房”几乎成为刚需，旺盛的购房需求推动房价一路上行。第四个阶段是2016年至今，这一阶段我国的政策着眼点从“控制房价”到“满足居民需求”，“坚持房子是用来住的、不是 图1. 房屋平均销售价格(元/平方米) 用来炒的”定位，加快建立多主体供给、多渠道保障、租购并举的住房制度，让全体人民住有所居。对房地产调控的措施从短期的“应急性”措施转向着力建立促进市场健康发展的长效机制。总体来看如图1，我国商品房房价虽然经历了政策性的调整和市场波动的影响，但仍然呈现上升趋势。