关键词:外商直接投资;产业结构;面板数据
一、文献综述
(一)理论研究现状
国内学者对于外商直接投资绩效的问题有许多较为深入的研究。由于对问题的视角和切入点的不同,国内学者对于外商直接投资绩效的研究主要集中于以下几个方面:(1)研究外商直接投资与我国经济增长的关系问题。从总体上对这一问题研究,例如:沈坤荣(1999)讨论了外国直接投资与中国经济增长之间的关系,认为外国直接投资促进了中国经济增长,而且对全要素生产率有正的影响。从地区经济角度进行研究,例如:米运生(2006)研究表明,中国FDI配置效率的区域差异特征明显。在动态趋势方面,东部优势减弱,中部综合优势明显;(2)着眼于外商直接投资的技术溢出效应的研究。例如:唐正康、缪克平(2003)对FDI的技术溢出效应进行了简略的综述;(3)分析研究外商直接投资对环境污染的影响。例如:刘春光、尹华(2008)根据我国1985～2005年实际利用外商直接投资额和工业废气排放量的数据进行分析,认为在从长期中,外商直接投资加剧了我国环境质量的恶化;(4)研究外商直接投资与人力资本的关系问题。例如:王志鹏、李子奈(2004)构建了考虑外商直接投资(FDI)外溢效应的准内生经济增长模型,研究发现FDI对经济增长地作用具有鲜明地人力资本特征,各地区增长实践呈现条件收敛态势;(5)集中于外商直接投资对产业结构的影响。例如:李雪(2005)根据我国1983-2003年的时间序列数据,应用格兰杰因果关检验和恩格尔一格兰杰协整检验,发现我国外商直接投资存在着产业结构效应,但外商直接投资和产业结构变动之间长期稳定的关系不存在。
(二)实证研究现状
从实证研究的角度来看,根据所采用的实证研究方法与模型的不同,对于外商直接投资绩效的研究主要采用了以下集中方法:(1)回归分析法。例如:赵晋平(2001)以1984-1999年我国合同利用外资额和三次产业的工业增加值为研究样本,利用最小二乘法分析,发现利用外资对我国产业结构的调整是有影响的,其中对第三产业的影响最大,对第二产业的影响次之,对第一产业的影响最小;(2)格兰杰因果检验、协整检验和误差修正模型。例如:李静萍(2001)利用协整与误差修正模型对经济全球化与中国经济增长的关系进行了分析,认为全球化(包括外商投资)对中国经济增长具有积极的促进作用,但国内投资仍然是我国经济增长的主要推动力;(3)脉冲响应函数分析。例如:杨万平、袁晓玲(2008)在分析对外贸易、FDI对环境污染的影响时,通过VAR模型的脉冲响应函数和方差分解方法,研究对外贸易、FDI对我国环境污染的长期动态影响;(4)面板数据模型。例如:黄志明和许承明(2008)在分析了上海FDI在上海产业和行业内的分布特点,并采用面板数据模型检验了1999年至2006年间FDI对上海三大产业贡献的影响。
二、问题提出
对于引进外资绩效的衡量,由于切入点、视角和评价标准的不同,导致了研究分析范围的不同。早期的研究主要集中于从外商直接投资对经济增长的影响来衡量,多数采用了回归分析法。随着对问题研究的深入探讨,学者们又从不同的角度对这一问题进行分析研究,譬如研究外商直接投资与技术外溢、人力资本、环境污染以及产业结构的关系问题。而且所使用的实证研究方法更加复杂和精细。虽然可以从多个角度来对这一问题进行研究与分析,但是从产业结构的视角来进行评价与衡量外商直接投资绩效更为重要。产业结构是区域经济增长的基础,而外商直接投资是影响产业结构的重要因素之一。外商直接投资活动会引起国内市场供应结构和需求结构的变化,从而导致产业结构的改变。
在实证研究的方法上,多数采用了格兰杰因果检验和恩格尔一格兰杰协整检验的方法。而在实证研究中使用面板数据模型多集中于研究外商直接投资与技术外溢、人力资本、环境污染以及跨区域的经济增长的关系问题,在研究产业结构方面使用面板数据模型的较少。
与此同时,对于青岛市引进外资绩效的研究,主要集中于外商直接投资对青岛市经济增长、环境质量等角度,并没有从较深层次来研究外商直接投资与青岛市产业结构的关系问题。而且在实证研究方法上,多数使用了普通的回归分析法,并没有采用面板数据模型来进行分析研究。
三、青岛FDI的产业结构特征与青岛GDP的产业构成
青岛外商直接投资的产业结构如图1,选取了1999―2005年的数据,其中Fl、F2、F3分别表示FDI在青岛第一、二、三产业中投资比例。由图1可以看出:1.外商直接投资在第一产业中的投资比例较低,且分布趋势平均保持在2.56左右。因此,FDI对第一产业的影响很小。2.第二产业吸引的FDI的所占比例最大,第三产业次之。同时,从2000年之后,F1有不断上升的气势,而F2则不断下降,但两者的边际变化率较低。这可能是由于青岛是一个外向型的城市,中国在2001年加入WTO后对青岛的影响较大,同时也跟政府的政策有关。因此,相对于第三产业,FDI对第二产业的影响较大。
图1.青岛FDI的产业结构
图2是青岛GDP的产业构成。第一产业在GDP中所占比重最小,而且逐年下降。而第二产业占主导地位,第三产业次之,第二产业与第三产业在GDP中所占比重相差较大,平均在9.6左右,基本符合“二三一”的产业结构。同时,在2001年之后第二产业在GDP中所占比重明显提高,而第三产业在GDP中所占比重有所下降。
图2.青岛GDP产业构成
比较图1和图2可以看出,2001年之后第二产业在GDP中所占比重的上升可能由于在2000年外商直接投资在第二产业中的投资比例增加引起的,所以二者关系显著。而第一产业吸引的FDI的所占比例与第一产业在GDP中所占比重之间可能存在负向效应。同时,第三产业在GDP中所占比重与第三产业吸引的FDI的所占比例之间的关系并不显著。
四、实证研究
本文选取1999年-2005年统计数据,通过面板数据模型,来研究FDI对青岛市三次产业增加值的贡献作用,从而了解FDI对青岛市产业结构的影响。以第I产业增加值(GDPi)作为被解释变量,将第产业利用外商直接外资额(FDLi)作解释变量,考虑到数据的平稳性和异方差,分别对和取对数,将lnGDPi和lnFDLi作为被解释变量和解释变量。因此回归方程:
lnGDPit=αi+βilnFDLit+μt
i=1,2,……,N,t=1,2,……T
在对面板数据模型进行参数估计时,必须对模型形式的设定进行检验,从而避免模型设定的误差,使参数估计更加有效。本文使用协方差分析检验,检验如下两个假设:
H1:β1=β2=…=βN
H2:α1=α2=…=βN
β1=β2=…=βN
在假设H2下检验统计量F2服从相应自由度下的F分布,即
F2=(S3-S1)/[(N-1)(k+1)]S1/[NT-N(k+1)]~F[(N-1)(k+1),N(T-k-1)]
如果计算得到的统计量F2的值不小于给定置信水平下的临界值,则拒绝假设H2,继续检验假设H1。反之,则符合模型lnGDPi=α+βlnFDIi+μi(1)。
在假设H1下检验统计量F1服从相应自由度下的F分布,即
F2=(S2-S1)/[(N-1)k]S1/[NT-N(k+1)]~F[(N-1),N(T-k-1)]
如果计算得到的统计量F1的值不小于给定置信水平下的临界值,则拒绝假设H1,符合模型lnGDPi=αi+βilnFDIi+μi(3)。反之,则符合模型lnGDPi=αi+βlnFDIi+μi(2)。其中,S1,S2S3代表残差平方和。
通过计算相应检验统计量,在95%的置信水平下,F2=102.88>F(20,18)=2.19,F1=2.136 表1 VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb. C0.8481940.01359362.401600.0000 FDI?0.1663050.01472511.293940.0000 FixedEffects(Cross) _T1-C-0.016333 _T2-C0.006951 _T3-C0.009381 EffectsSpecification Cross-sectionfixed(dummyvariables) WeightedStatistics R-squared0.999996Meandependentvar31.00088 AdjustedR-squared0.999995S.D.dependentvar504.8822 S.E.ofregression1.102104Sumsquaredresid20.64875 F-statistic1399079.Durbin-Watsonstat1.586626 Prob(F-statistic)0.000000 从表1中我们可以看出虽然外商直接投资对三次产业贡献都较小,但还是可以比较外商直接投资对三次产业的相对贡献作用。首先,外商直接投资对三次产业都起作用,外商直接投资的流人促进了青岛产业结构的调整;其次,外商直接投资流量对三次产业的作用的大小是一样的,外商直接投资每增加一个百分点,各个产业的增加值提高0.1663个百分点;最后,外商直接投资存量对三次产业作用的大小是不同的,三次产业的固定影响系数分别为-0.016333、0.006951和0.009381,即对第一产业产生负向效应;对第二产业和第三产业产生正向效应;而对第三产业产生的正向效应又要大于对第二产业的正向效应。 五、结论及建议 产业结构合理化就是要促进产业结构的动态均衡和产业素质的提高,因此它是一个长期动态的过程。目前青岛的产业结构以第二产业为主,且第一产业不断下降,同时第三产业基本保持稳定,总体显现出“二三一”的产业变化规律。由前面的实证分析可知,外商直接投资对第三产业的正影响要大于外商直接投资对第二产业的正影响,而且目前,青岛引进的外商投资多集中于第二产业。因此,在引进外商投资时政府可以采取政策优惠或法律制度等措施,来积极促进第三产业的发展,特别是现代服务产业的发展,使第三产业在GDP中的比重提高,从而推动产业结构合理化,并逐渐使产业结构得到优化。 参考文献: [1]郭克莎.外商直接投资对我国产业结构的影响研究[J].管理世界,2000(2):34-45 [2]高铁梅.计量经济学分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2007 [3]黄志勇,许承明.FDI对上海产业结构影响的实证分析――基于面板数据模型的研究[J].产业经济研究,2008(4):60-65 [4]唐正康,缪克平.跨国公司直接投资的技术溢出效应理论宗述[J].内蒙古科技与经济,2003(11):50-53 [5]刘春光,尹华.外商直接投资对我国环境质量的影响―基于我国1985～2005年数据的协整分析[J].企业技术开发,2007(12):60-62 [6]李静萍.经济全球化对中国经济增长的贡献分析[J].经济理论与经济管理,2001(7):5-9 [7]李雪.外商直接投资的产业结构效应[J].经济与管理研究,2006(1):15-18 [8]刘宇.外商直接投资对我国产业结构影响的实证分析――基于面板数据模型的研究[J].南开经济研究,2007(1):125-134 [9]米运生.中国FDI配置效率的区域差异及影响因素-基于面板数据的分析[J].财贸经济,2006(11):84-89 [10]沈坤荣.外国直接投资与中国经济增长[J].管理世界,1999,(4) [11]水.产业经济学[M].北京:高等教育出版社,2005 [12]魏后凯.外商直接投资对中国区域经济增长的影响[J].经济研究,2002(4):19-26 [13]王志鹏,李子奈.外商直接投资、外溢效应与内生经济增长[J].世界经济文汇,2004(3):23-33 [14]杨万平,袁晓玲.对外贸易、FDI对环境污染的影响分析―基于中国时间序列的脉冲响应函数分析:1982～2006[J].世界经济研究,2008(12):62-68 关键词：风险投资；R&D；技术创新；DEA 风险投资（VC）作为一种新型的投融资机制，它既能够满足企业的技术创新融资需求，也可以降低企业的技术创新风险，从而有利于提高企业的技术创新水平。虽然中国的风险投资发展较晚，但自从1999年一系列相关政策文件出台后，风投业便得到迅速发展。《中国创业风险投资发展报告2015》指出2014年中国风险投资各类机构数达到1551家，其管理资本总量为5232.4亿元，累计投资金额为3008.5亿元。同期，中国的专利也得到了飞跃发展。据资料显示，2014年中国企业专利申请数是48.5万件，与上年相比，提高了13.6%，中国企业的专利授权数是9.2万件，与上年相比，也提高了15.7%。那么，风险投资的发展与中国技术创新水平的提升之间有怎样的联系呢？现有研究中关于风险投资对技术创新的作用表现在以下两个方面：一是从理论上分析了它对技术创新的作用；二是采用简单线性回归方程、对数线性模型等回归分析的方法实证研究了它对技术创新产出的影响。不同于先前研究，本文更关注风险投资对技术创新效率的影响。本文认为，如果不考虑效率的影响，企业可能会为了追求技术创新产出而一味地增加投入，这将带来资源浪费的问题。因此，本文将以中国高技术产业2005—2014年数据为样本，基于DEA模型从效率的角度来考察风险投资对技术创新的作用。 1文献回顾 风险投资对技术创新的作用研究早在上世纪70年代就引起了部分学者的关注，但是直到1998年Kortum和Lerner所开展的经验研究，有关风险投资对技术创新的研究逐渐变得系统化。Kortum和Lerner［1］以美国20个产业超过三十年的数据为样本，采用专利产出函数进行回归分析。分析显示，风险资本对专利有正向作用，且其效应大概是R&D的3倍。在1983—1992年期间，尽管美国风险投资额大约只占企业R&D水平的3%，但是它对产业的创新贡献率却达到了8%。与Kortum和Lerner用专利来衡量技术创新不同，Ueda和Hirukawa［2］采用全要素生产率（TFP）作为创新产出指标。他们将样本数据选定在1968—2001年期间，通过对美国相关制造业数据的面板自回归分析和产业时间序列分析，使用Granger检验，发现TFP的增长引起随后风险投资的增长，但风险投资的增长却没有引起1年滞后期的TFP增长，并且结论因行业而异。同样地，部分学者利用欧洲国家的数据也证实了风险投资对技术创新的作用。Peneder［3］从微观角度以奥地利高新技术企业的数据进行分析，指出风险投资和创新能力强的企业互相青睐。在风险投资加入后，企业的成长速度和创新水平都将得到提升。还有一些学者得出了不一致的结论。例如Caselli、Gatti和Perrini［4］选取了意大利74家上市公司1995—2004年期间的数据，并把样本按有无风险投资支持分为两类，对其技术创新活动作对比分析。他们采用发明专利数量作为衡量指标，结果显示，在项目选择阶段，风险投资对企业技术创新起到了显著的作用，但是在投资之后，企业会关注其他经营管理目标，不再对技术创新有促进作用。国内学者则较多从理论方面进行分析。王亮［5］指出除了企业自身的资源系统外，风险投资可以在外部形成一个有利于企业进行技术创新的资源支持体系，这使得企业的技术创新由“慢”变“快”，并能够进一步提升整个国家的技术创新水平。姚丰桥和陈通［6］采用博弈模型研究了风险投资与企业进行技术创新的行为之间的关系，发现风险投资和企业会存在委托和信息不对称等问题，两者会进行双向选择，而创新企业的自身实力则是双方合作的关键性因素。部分学者利用美国数据对问题进行了实证研究，丁文丽［7］利用美国1988—2001年的数据采用时间序列分析的方法进行了实证分析。分析表明，风险投资与技术创新之间有着长期的正向关系。少数学者利用中国现有数据对问题进行了简单的经验研究，如邓俊荣和龙蓉蓉［8］利用中国1994—2008年的数据，进行二元线性回归。分析显示，风险投资与专利之间不存在线性关系，但R&D对专利的影响显著。综上所述，一方面虽然很多文献已经从多角度探讨了风险投资与技术创新的关系，却还没有形成系统的理论与较一致的结论；而且国内学者较多是对制度机制进行理论分析，利用中国数据进行实证研究的成果较少。另一方面，现有文献主要是运用回归分析的方法来研究风险投资对技术创新产出的作用，很少有学者从效率的角度去探究。所以，本文将采用中国2005—2014年的数据，基于DEA模型对其技术创新效率进行综合评价。 2实证分析 该部分主要包括三个方面，一是选取合适的指标来度量技术创新的效率，二是选择适合的计量分析模型来测算效率，三是基于所获得的数据计量出该效率，并依据实证结果进行合理分析。分析的内容包括有效性分析、风险投资对技术创新效率的影响力分析和投影分析（即提出技术创新效率改进目标与方案）。 2.1指标选取与数据来源 企业技术创新效率的测算指标体系包括投入和产出两个方面。在投入方面，本文借鉴Kortum和Lerner［1］、Romain和Pottelsberghe［9］以及Tang和Chyi［10］的研究，选取风险投资额、R&D经费和R&D人员全时当量三个指标衡量技术创新的投入。在产出方面，参照Kortum和Lerner［1］、王建梅和王筱萍［11］的研究，本文把专利申请量作为技术创新产出的指标之一。专利申请量代表了企业的新知识和新技术的创新水平，但是企业投入资金和人员的最终目的是获得利润，而专利并不能代表企业技术创新成果市场价值。所以，本文选取新产品销售额作为产出的另一个指标，来表征其商业化水平。由于在《中国科技统计年鉴》中，关于高技术产业的数据是从2005年开始记录，因此，基于数据的可获得性，本文采用的是2005年—2014年十年的数据，具体如表1所示。 2.2计量分析模型 本文参考赵树宽、余海晴和巩顺龙［12］的观点，认为企业进行技术创新是一项具有多投入和多产出的复杂活动，并且难以确定具体的投入产出关系。而DEA模型在处理多投入变量和多产出变量时具有一定的优势，同时它也不需要确定特定的投入产出关系，因此，本文选用DEA模型来测算技术创新的效率。在此模型中CCR最基础，通过其最优解可以得到DMU的有效性情况，在其基础上构建BCC模型，通过它可以将综合效率值分解，由此还能够判断DMU的规模收益情况。 2.3效率测算及分析 本文利用Deap2.1软件，选取BCC模型，采用多阶段算法得到了如表2所示的效率测算结果。2.3.1有效性分析根据DEA模型，效率值为1即表示DEA有效。从表2中得知，2005至2009年，中国高技术产业的综合效率值始终是1，即这五年间，其始终处于DEA有效状态。但从2010年开始，其值有了下降的趋势，只有2012年和2014年这两年是DEA有效的。虽然2010年、2011年和2013年这三年的值均小于1，即处于DEA无效状态，但是最低的一年2010年的值也达到了0.936，这说明了中国高技术产业效率较高。而且从2005年至2014年这十年的平均值来看，其值是0.987，这说明了其效率从总体上来说还是比较高。从2005年至2014年，中国高技术产业纯技术效率和规模效率的均值分别为0.989和0.998。相对而言，对综合效率影响较大的是后者。前者值为1表明其投入产出结构合理，后者值为1表明其投入产出规模合理。通过对表2中数据的观察，本文不难发现7个DEA有效年份的这两个值都为1，也即说明这7个DEA有效年份均实现了资源的合理分配，并达到了最优规模。从上述对2005年—2014年间中国高技术产业技术创新效率测算的结果可以看出，2010年、2011年和2013年是DEA无效的。进一步分析可知，这三年的纯技术效率值和规模效率值均小于1，即这三年既没有达到投入产出结构的最优状态，也没有实现规模的最优状态。同时，2010年、2011年及2013年是处于规模收益递减的，这也可以看出与目前的技术创新能力相比，其规模并不是最合理的。2.3.2风险投资对技术创新效率的影响力分析本文主要是研究风险投资对高技术产业技术创新的作用，因此，在已获得其效率值的前提下，研究它对效率的影响力大小是必要的并且可行的。本文可以研究三个投入指标分别对产出的影响。但是鉴于投入产出组合较多，本文简化了研究方法，只研究剔除一个投入指标后其投入产出方案的效率值。利用Deap2.1软件，测算出在不同投入组合中的历年效率均值，其结果列于表3中。由表3数据可知，方案1、2、3的综合效率均值分别为0.964（最小）、0.984（最大）和0.975，。剔除风险投资额后的效率均值最小，这表明其对效率的影响最大。基于上文分析，本文还能够测算出每个投入指标对效率的影响。本文以V（D）表示表2中的DEA效率均值，以V（Di）代表表3中不同指标组合下的DEA效率均值，那么，计算单一投入指标i对效率影响的公式可表示为：上式中，Si表示投入指标i对DEA效率的影响大小，该值越大，其影响程度也越大。利用表2和表3中的相关数据，由Si计算公式可得到，S1=0.0239，S2=0.0030，S3=0.0123。由此也可以看出，在投入指标方面，风险投资额对技术创新效率影响最大，其影响程度为0.0239。进一步分析可知，在资本投入方面，虽然风险投资额比R&D经费少，但S1>S2，即风险投资相对于R&D来说对技术创新的支持力度更大。这可能是因为一方面高科技企业在进行技术创新过程中会面临着各种各样的风险，包括技术风险、市场风险、管理风险等，很难获得银行等传统金融机构的资金支持。另一方面，本文借鉴龙勇和刘誉豪［13］以及蔡文佳［14］的观点，认为风险投资不同于债务等传统融资方式的优势在于，它不仅可以解决企业的融资需求，而且它能够为企业提供各种各样的非资本性的增值服务。2.3.3投影分析由表4可知，DEA无效年份改进方向集中在技术创新投入方面，风险投资额、R&D经费和R&D人员全时当量都存在投入冗余。从技术创新投入改进幅度来看，风险投资额改进幅度最小，R&D人员全时当量改进幅度最大。基于此，本文认为2010年、2011年和2013年这三年的DEA无效主要是因为R&D人员全时当量投入过多导致。R&D人员投入过多可能是相对的，它有可能是其投入质量不高造成的，人员的素质对企业的技术创新有着重要影响。在创新产出方面，改进情况比较简单，只有2013年的专利申请数需要调整，并且其改进幅度较小，仅为1.67%。 3结论与政策含义 本文基于效率视角，采用DEA模型，以中国高技术产业为研究对象，测算了2005年—2014年十年间的技术创新效率值，并研究了风险投资对其的影响，结论如下。（1）DEA效率评价结果显示，从总体上来看，中国高技术产业技术创新的综合效率均值较高。在2010年之前，其一直处于DEA有效状态，但是自2010年之后，效率值不断变化，而且近几年呈现出一定的下降趋势。（2）将综合效率值分解来看，对技术创新效率影响较大的是规模效率。从2005年至2014年，技术创新规模收益状态由规模收益不变转为规模收益递减，这表明与现有的技术创新能力相比，现有的投入规模不是最优的。（3）在投入方面，与R&D相比，风险投资对技术创新效率的影响更大。DEA无效年份主要是由R&D人员投入过多导致，其相对过多则意味着风险投资额和R&D经费的投入相对过少，造成技术创新的投入比例不合理。因此，合理有效地配置资本和人员投入并适当加大风险投资投入具有重要意义。基于上述结论，本文提出了如下的政策含义。（1）提高风险投资对高技术产业的资金投入风险投资主要是投资于高新技术及其产品的研发领域，以期使创新成果能够更快推向市场，并获得商业价值，从而帮助企业成长，最终实现资本的退出和增值的一种投资过程。从中国风险投资机构近年的投资方向来看，其投资于高技术产业的资金占比大约为百分之五十，仍然有大量资金投资于传统产业。基于此，中国政府应出台相关法规政策，积极引导风险投资机构将资金投向高技术产业，这样有助于提升其技术创新效率。（2）实现资本和人员的有效配置企业进行技术创新离不开资本和人员的支持，只有当资本和人员的投入得到合理配比，才能最大化地实现经济价值，不产生资源浪费的问题。由本文的结论得知，DEA无效年份主要是因为R&D人员投入较多。那么，在注重风险投资对高技术产业技术创新作用的同时，也应该注意平衡其与其他技术创新投入因素的关系，这样才可以使一切资源得到充分利用。 4局限性 杨德明等（2007）实证分析发现，上市公司投资者关系管理水平对公司市场价值产生了显著的促进作用。同年李心丹、肖卿斌（2007）研究发现，投资者关系管理能提升上市公司价值。上市公司的投资者关系管理水平越高，其对公司价值的正面影响作用越加明显。马连福、高丽（2008）实证结果也表明，投资者关系管理水平对公司市场价值产生明显的调节作用。上市公司应从哪些因素着手来改善投资者关系管理的外在表现，实现投资者关系管理水平的提高，进而促进公司价值的提升？1上市公司投资者关系管理影响因素的理论分析公司业绩：上市公司在业绩优异时，愿意进行投资者关系管理，以表现其业绩；当公司业绩表现不佳时，更愿意和广大投资者沟通，希望得到理解，争取投资者持续的信任与支持。公司规模：Geerlings等人（2003）对欧洲证券交易市场进行调查研究，发现上市公司的规模越大，使用互联网进行投资者关系管理的意愿就越高。林斌等人（2005）的实证分析显示，大规模的公司会受到投资者更多的关注，也就更注重提高其投资者关系管理水平。行业因素：上市公司中IT行业的企业在技术上具有明显优势，能以更为低廉的成本进行网站投资者关系管理工作，也就更愿意通过公司网站与投资者联络。因此，IT行业的企业利用网站提高投资者关系管理水平的动机也就越强。流通股比例：流通股股东对公司的影响力随着其持股比例的增加而增强，上市公司为了表示对流通股股东的尊重，更多的考虑这部分股东的信息需求，而不得不完善其相关的信息披露制度，因此也就越有可能进行投资者关系管理活动。股权集中度：马连福等（2008）发现流通股投资者的利益容易被忽视，因为控股股东有条件利用不同渠道第一时间得到公司第一手信息为自己谋取利益，也有机会通过合谋或干扰而牺牲小股东利益。因此上市公司股权集中度越高，投资者关系管理水平越低。控股股东性质：目前我国企业尚未建立有效的治理结构和制衡机制，国有产权得不到有效的执行，容易造成内部人控制问题，公司价值和中小投资者的利益很可能因此遭到损失。第一大股东持股比例：Pound等（1995）的实证表明，第一大股东持股比例对投资者关系管理水平存在抑制作用。因为，第一大股东的持股比例越高，其控制董事会的能力就越强，由于自身利益而向管理层施加压力的可能性也就越大。再融资计划：辛清泉（2007）实证研究分析发现，投资者关系管理水平受到上市公司是否再融资的影响显著。上市公司证券的发行价格及发行效果与其投资者关系管理水平的高低密切相关。境外融资：境外资本市场因为制度背景等相关方面的规范性要求更高，因此对投资者关系管理有更高的认识和重视。肖卿斌、李心丹（2007）实证结果指出，上市公司若有境外融资的计划，其对提高投资者关系管理水平的动机就越强烈。机构投资者：LauraTStarks和StuartLGillan（2000）研究显示，相比于个人股东，机构投资者提出的建议或意见更被企业重视。机构投资者能够对公司经营者构成强有力的约束，迫使上市公司改善其投资者关系管理活动进而提高其投资者关系管理的水平。独立董事制度：《公司法》强制要求上市公司建立独立董事制度，在董事会中引进独立董事，一方面对控股股东进行制约，另一方面也对管理层进行监督。Craven和Marston（1997）研究验证了独立董事的存在对投资者关系管理水平有正面促进作用。2上市公司投资者关系管理影响因素的实证分析2．1样本选择和数据来源本文选取的统计样本为截止至2010年12月31日在上海交易所上市的全部A股公司，上市公司投资者关系管理情况各指标于2010年10月1日至2010年12月31日间收集于各样本公司网站。各影响因素指标数据从wind金融数据库获得。2．2研究变量下面用样本公司数据分析上市公司投资者关系管理水平是否受上述各影响因素的影响，以及影响程度的大小。其主要研究变量的选取和定义参见表1。选择沪市上市公司是因为，沪市集中了我国最具有代表性的公司，基本上可以代表我国的证券市场；并且在市值方面，沪市也胜于深市。在借鉴国内外相关研究的基础上，本文基于中国上市公司网站投资者关系管理的实践，采用网站投资者关系管理评价指数来评价上市公司投资者关系管理水平。由于样本来自多个行业，行业不同资产规模有一定的差异，所以选取主营业务收入的自然对数来表示公司规模的控制变量，可以体现样本公司的规模状况。（张根明等，09．01）2．3实证结果本文利用上述实证样本公司及其数据，进行分析，结果见表2。根据表2分析可知：流通股的比例显著提高上市公司的投资者关系管理水平，投资者关系管理活动的表现越好。投资者关系管理水平受公司规模大小的影响大，说明上市公司的规模越大对投资者关系管理的效果就越重视。公司业绩对投资者关系管理水平的影响为正，说明上市公司业绩和投资者关系管理活动显著相关。机构投资者的参与对投资者关系管理水平的影响显著，上市公司的前十大股东中若有机构投资者，那么其进行投资者关系管理的压力也就更大。控股股东性质对投资者关系管理水平的影响明显，上市公司的控股股东为非国有股性质时，其投资者关系管理水平的提升更受关注。境外融资的需求促进投资者关系管理水平的提高，说明法律、制度等外部压力能促进公司投资者关系的管理工作。上市公司的再融资计划对投资者关系管理水平也具有正面影响。IT行业与非IT行业的样本公司的投资者关系管理水平差异可以忽略不计，表示上市公司投资者关系管理水平不受行业因素的影响。独立董事在董事会中的比例对样本公司投资者关系管理水平的影响不大，原因可能是我国企业是被动的因为要求而不得不引进独立董事，只是形式上的；并且独立董事与上市公司之间有经济利益上的关联，不可能真正做到独立。股权集中度对投资者关系管理的影响为负，表示上市公司股权越集中，就越不重视维护和其他中小股东的关系。第一大股东持股比例也对投资者关系管理产生的是负面影响，该比例越高，越不利于上市公司开展投资者关系管理活动。#p#分页标题#e#经过以上的分析，上市公司的流通股比例、公司规模、公司业绩、机构投资者的参与、控股股东性质、境外的融资需求、境内的再融资计划正面影响其投资者关系管理，产生促进作用。而股权集中度、第一大股东持股比例则对投资者关系管理产生负面作用，抑制其提高。行业因素、独立董事制度对投资者关系管理基本不具有影响。3结论我国上市公司提高其投资者关系管理水平应该考虑：改善股权结构，提高公司股权流动性，增强流通股股东的作用，平等对待所有股东。提高公司业绩，使公司能有足够的资源提高其投资者关系管理水平。改善治理结构，可在一定程度上借助于机构投资者的作用。大规模的公司应发挥其规模效应”促进投资者关系管理的进行。 （济南大学，山东济南250022） 摘要：随着科学技术的不断进步，企业间的竞争日趋激烈，产品生命周期日渐缩短，消费者的需求日益多样化，企业必须通过持续性的R&D投资来提升企业的核心竞争力，为企业提供持续发展的源动力。有鉴于R&D投资的重要性，本文从内部和外部两个视角对影响R&D投资的因素进行了分析，以期为企业的R&D投资行为提供指导。 关键词：R&D投资；影响因素；内部视角；外部视角 中图分类号：F830.593文献标志码：A文章编号：1000-8772（2015）07-0076-02 收稿日期：2015-02-12 作者简介：孙长美（1990-），女，汉族，山东莱芜人，济南大学管理学院研究生在读，研究方向：会计学。 当今世界，科技日益成为经济发展和社会进步的强大动力，科技研发与创新日益成为提高国家综合竞争力的重要手段。企业，作为经济发展的载体，更需要进行R&D投资。通过R&D投资活动，企业可以引入新产品，使自己的产品相对于其他产品保持一定的优势，从而更好的满足顾客的需求，摆脱价格接受者的被动地位。另外，通过R&D投资活动，企业可以降低生产成本，提升利润空间，获取可持续的核心竞争力。R&D投资受多种因素的影响，本文从内部和外部两个视角加以分析。 一、内部视角 内部视角是将企业视为由各种契约交织在一起的组织，主要关注企业内部各种利益关系对R&D投资的影响，可以从高管团队和公司治理两个方面加以分析。 （一）高管团队 Hambrick&Mason于1984年提出了高层梯队理论，其基本观点为组织的战略选择和绩效水平可以部分地由组织的高层管理团队特征来预测[1]。不同年龄、任期、教育水平及职业背景的高管可能做出不同的R&D投资决策。 一般来说，老龄化的高管团队可能更加保守，更加注重职业安全，为避免“晚节不保”，会规避高风险的R&D投资战略。此外，不同任期的高管可能为了自己任期内的利润而调整R&D支出。任期短的高管尤其是刚上任时，急于证明自己的表现需求会促使其加大R&D投入。任期长的高管尤其是接近离任或退休时，不想看到前人栽树后人乘凉的结果，会减少R&D投入。当然，受教育水平高的高管团队往往具有更强的学习能力和更丰富的知识储备，能更好的适应动态复杂的环境，对R&D投资战略可能会抱以更为开放的态度。另外，具有技术职能背景的高管可能对研发有更深层次的理解，对技术的重要性有更高的认识，更有可能增加R&D投资以促进企业的长远发展。 高管团队异质性是指高管团队成员之间的多样化和差异化程度，主要表现在年龄、任期、教育水平和职业背景等方面。高管团队异质性是把“双刃剑”，既可以产生冲突又能激发多种观点。一方面，异质性高的高管团队拥有更丰富的资源，可以从不同角度分析复杂的问题，因而更有利于应对复杂的情况，进而提高企业的R&D投资决策质量。另一方面，异质性高的高管团队可能由于背景、经验和价值观等差异对同一问题产生不同的见解而造成团队内部的冲突，为了解决内部的意见分歧，必然会拖缓决策速度，错失R&D投资的良机。 （二）公司治理 R&D投资活动具有高风险和高收益并存的特征使得委托问题尤为凸显，这可能制约着企业的R&D投资水平。然而完善的公司治理机制能够在一定程度上缓解冲突，优化资源配置，对公司的R&D投资战略产生影响。公司治理对R&D投资的影响可以从经营者激励、董事会结构和股权结构这三个方面展开。 首先，经营者的职业安全主要依赖于企业的经营业绩，高额的R&D投入会对公司财务的短期目标会形成较大的压力，同时R&D投资的高风险也意味着高失败，如果失败，经营者可能因为经营业绩下滑而面临威胁，即使成功，R&D投资的最大收益也属于股东。因此，经营者没有拿自己利益冒险的动机。而给予经营者一定的激励可以促使其站在股东的角度思考问题，最大程度的减少成本，从而提高R&D投资决策的质量。 其次，董事会作为公司治理的重要组成部分，对公司的运作负有最终责任，是公司的最高控制系统（Fama，1980）[2]，其对企业R&D投资决策的影响是显而易见的。规模较大的董事会可能会对企业R&D投资决策产生消极影响，一方面，董事会成员间的沟通与协调难度会加大，进而导致决策缓慢，效率低下，错失良机。另一方面，董事会成员容易产生“搭便车”的动机，尤其是在R&D投资决策对董事利益影响不大的情况下。独立董事代表股东的利益，能够缓解股东和经营者之间的冲突所导致的企业短视行为。因此，独立董事比例高的公司，会促进企业的R&D投资决策。 最后，股东作为公司的所有者，直接承担着R&D投资活动所带来的风险和收益，因此，股权结构势必对公司的R&D投资决策产生影响。在我国特殊的社会背景下，国有性质的股东可能更关注短期的经营业绩和社会性目标，缺乏从事R&D投资的动力，而非国有性质的股东迫于市场竞争的压力，不得不进行风险性较高的R&D投资，以获得长期的生存发展。另外，股权适度集中的情况下，股东之间、股东与经营者之间的利益冲突得以平衡，既能克服“搭便车”现象，又能加强对经营者的监督，可能更有利于加大企业的R&D投资。 二、外部视角 外部视角是将企业作为人格化的经济实体，以企业为基本单位进行分析。主要关注政府补贴和融资约束对企业R&D投资的影响。 （一）政府补贴 政府补贴对企业R&D投资的影响主要体现为“激励效应”和“挤出效应”。一方面，R&D投资具有公共物品属性，投资者无法享有全部的研发收益，如果将研发活动完全交于市场，由企业自主进行R&D投资，就会产生研发活动的市场失灵现象，从而导致R&D投入不足（Arrow，1962）[3]。此时如果政府对企业R&D投资活动进行补贴，就可以降低企业的研发成本与风险，提高企业进行R&D投资的积极性，此为“激励效应”。另一方面，企业使用政府补贴进行研发，企业自身的研发资金投入就会减少，此为“挤出效应”，更为严重的情况是，企业将政府补贴资金挪作他用，这与政府进行研发补贴的初衷背道而驰，无法达到预期的政策效果。 （二）融资约束 当企业现金流有限而外部融资成本又较高时，企业会放弃一些NPV为正的投资项目而发生融资约束。高风险性使得R&D投资相比于普通投资面临更高的融资约束。R&D投资项目的高度保密性和R&D投资披露的自愿性使得研发企业和潜在的资金提供者之间存在信息不对称，导致企业难以获得资金支持。另外，R&D投资结果的高度不确定性使得资金提供者承担更高的风险，但是却无法从投资项目成功中获得任何补偿，因此，资金提供者可能会要求企业支付额外的成本溢价，这就导致R&D投资的外部融资成本较高。 本文从内部和外部两个视角对影响R&D投资的因素进行了分析，以期引导企业制定合适的R&D投资战略，提升企业的创新能力，促进企业的可持续发展。 参考文献： [1]Hambrick，D.C.，Mason，P.A.Upperechelons：Theorganizationasareflectionofitstopmanagers[J].AcademyofManagementReview，1984，（9）：193-206. [2]Fama.E.F.Agencyproblemsandthetheoryofthefirm[J].TheJournalofPoliticalEconomy，1980，88：288-307. 内容提要：发展中国家的技术进步往往来自国外技术转移和知识扩散，FDI已成为国际技术扩散的重要渠道，大多数研究验证了FDI技术外溢假设。本文用全要素生产率作为衡量山东省技术进步的指标，运用总量生产函数结合对资本存量的现有研究，测算出山东省的TFP。本文实证分析发现FDI对山东省技术进步的作用并不明显，其原因在于山东省对外资吸收能力较差，引资质量不高。要充分发挥FDI的技术外溢效应须提高外资吸收能力，重视引资质量。论文关键词：外商直接投资资本存量全要素生产率一引言关于FDI对东道国的技术外溢效应的实证研究较多，大致从几个方面展开：一是验证FDI对东道国存在技术外溢效应的研究。Caves（1974）选择加拿大和澳大利亚两个国家在1966年制造业的行业横截面数据作为研究样本，得出在加拿大和澳大利亚的制造业中存在外商直接投资的技术效应。Kokko（1994）通过对墨西哥1970年的行业横截面数据进行分析，发现只有跨国公司采用的技术相对简单和跨国公司与当地企业间的技术差距较小时，技术外溢效应才会比较明显。廖杰（2003）以1984—1999年我国全要素生产率和实际外商直接投资额数据为样本，研究发现外商直接投资与我国的技术进步率有一定关系，但外商直接投资的流入对我国整体技术进步的贡献不大。姚洋（1998）、何洁、许罗丹（1999）等的实证结果也支持外商企业对我国企业的技术外溢假设。二是把FDI作为投入变量纳入生产函数，认为FDI的流入对我国全要素生产率增长具有积极促进作用，能产生内生技术外溢和技术进步，从而成为内生经济增长的重要源泉。Blomstromt和Kokko（1998）强调了FDI技术外溢对东道国经济增长的重要性。沈坤荣（1999）通过实证分析得出了外商直接投资占国内生产总值的比重每增加1单位可以带来0、37单位的全要素生产率增长的结论。袁诚和陆挺（2006）从民营企业家的角度对FDI管理知识溢出效应的存在性进行了实证研究。三是从东道国吸收能力及其构成要素的角度研究外商投资外溢效应，如人力资本（Borenszteinetal.，1998;Xu，2000）、东道国企业自身研发水平（Griffithetal.，2000；Kinoshita，2000；Keller，2001）、贸易开放度(HolmesandSchmitz.2001)、东道国金融市场效率（Alfaroetal.，2000）等。FDI作为物化型技术外溢（embodiedspillover）的主要形式之一，成为国际技术扩散的重要渠道。因此本文在现有研究基础上，以山东省实际利用FDI数据为样本并考虑其稳定性，借鉴对国内资本存量的已有研究，估算了山东省的资本存量并测算出山东省的全要素生产率，从而检验FDI对山东省的技术进步的作用。二理论模型尽管目前学术界关于全要素生产率内涵的界定还有分歧。但通过计算全要素生产率来分析各种因素（投入要素增长、技术进步和能力实现等）对经济增长的贡献早已为学者使用。如舒元（1993）、王小鲁（2000）利用生产函数法估算了我国的全要素生产率增长率。郭庆旺、贾俊雪（2006）对全要素生产率的估算方法进行了比较。本文拟采用索洛残差法计算全要素生产率的增长率，在规模收益不变和希克斯中性技术假设下，全要素生产率增长就等于技术进步率。为具体测算各要素的产出份额，现假定总量生产函数为两要素（劳动和资本）的C—D生产函数：（1）其中为现实产出，为资本存量，为劳动投入，、分别为平均资本产出和劳动产出份额。为消除异方差的影响，运用回归法来估计和，对（1）式两边取对数，可得方程（2），其中为误差项。（3）利用上式可以计算出、，利用公式可计算出全要素生产率A。其中为经济产出总量年增长率，为技术进步年增长率，、分别为资本投入和劳动的年增长率。得到技术进步率后，为考察技术进步与FDI间的关系以揭示FDI流入对技术进步的作用，现假定山东省技术进步与FDI间满足一元线性关系：（5）其中：b表示FDI对山东省技术进步影响的大小，表示t年外商直接投资的流入量值。三、数据选取与实证结果1、资本存量的选取：测算资本存量的基本方法是由Goldsmith开创的永续盘存法，基本公式为，、为、年的实际资本存量，为年的投资，为年的折旧率。本文拟采用进行测算，为年的名义投资，为固定资产投资价格指数，山东只公布1991年以后的固定资产投资价格指数，本文用上海数据替代1991年前数据。初始资本存量的测算，学者间估算结果有很大差异，（见表1）：表1：资本存量估算值不含人力资本存量测算的对比邹至庄贺菊煌王小鲁唐志红Hu和KhanP张军、章元资本存量（1952年不变价，亿元）103067916002490（1953年）235．2800通过分析山东省与全国固定资产投资数据发现二者之间有很强的相关性，回归残差通过了ADF检验，说明山东省与全国数据间存有协整关系，资本存量也存在较强的相关关系，因此根据张军、章元的测算数据初步估算山东省1981年的资本存量为1098.12亿元。折旧率的估算，本文采用5%的折旧率。2、变量FDI值和劳动投入L的选取：FDI时间序列来源于山东统计年鉴，按8.2汇率换算成人民币，一阶差分序列的ADF值为-4.67，小于1%的临界值-4.47，说明序列平稳，可将FDI作为解释变量。劳动投入采用山东省年末劳动力人数。3、实证结果分析：（1）：根据数据的选取我们计算出平均资本产出份额为0.4037和平均劳动力产出份额0.5963，计算结果如下：，由此计算出历年TFP值（见表2）表2：历年TFP值年份198119821983198419851986198719881989199019911992TFP2.528.071.9517.46.750.437.316.341.031.619.4312.79年份199319941995199619971998199920002001200220032004TFP17.2512.76-0.78.036.675.945.454.675.4512.73-16.326将TFP序列作平稳性检验，ADF值为-3.424，小于10%的临界值-3.254，一阶差分序列的ADF值为-4.928，小于1%的临界值-4.469，说明TFP序列通过平稳性检验。（2）：将TFP作为被解释变量FDI为解释变量，得出本文的回归方程：其中a、b为待定系数，为回归残差项。回归分析结果如下：（）尽管拟合度不高，但其残差数列通过平稳性检验，ADF值为-3.521，小于5%的临界值-3.00，说明FDI与TFP之间具有协整关系，因而该回归方程具有一定解释力。FDI回归系数为0.0148，说明FDI的流入对山东省全要素生产率的改善无明显作用，实际利用FDI增加1个单位，全要素生产率仅增加0.0148单位。该结果与刘宇（2005）对我国TFP与FDI/GDP所作的实证有较大出入，但我们认为其所采用数据FDI/GDP与现实有较大出入，缺乏必要的说服力。与黄静波与付建（2004）对FDI与广东技术进步所作的实证结果总体上基本相符；与廖杰（2003）对我国全要素生产率和实际外商直接投资关系的实证结论相符。本文的实证结果不支持技术外溢假设，原因在于山东省吸收能力不足与引资质量不高。影响FDI吸收能力的因素有技术差距、人力资本、贸易开放度及东道国金融市场效率等因素。山东省FDI技术外溢作用并不明显的实证结果是否说明山东省内企业与外资企业存有较大差距有待于进一步分析，但有一点可以肯定，尽管改革开放多年来山东省内企业在管理和销售等方面有了很大提高，但很多行业的核心技术仍由外商掌握，在产品核心技术上与跨国公司存有较大差距。跨国公司往往借口知识产权保护，通过专利技术垄断，为国内企业的市场准入和技术学习设置障碍。目前山东省人力资本缺乏实证指标，但可以肯定的是山东大量的人才外流，导致本土人力资本不足。技术与知识资本是人力资本的核心，主要通过专业学习（大学教育）、在职培训及“干中学”（等途径获得，而山东仅有2所进入211的大学，外出学子回乡就业比例较低；“干中学”过程受阻、在职培训重视不够；薪水壁垒也影响人力资本流动，减少FDI向内资企业流动影响了技术扩散。此外，山东省FDI对技术进步影响作用不明显还在于制度缺失与政策不到位；引资重视数量轻视质量；重视引资前期而忽视后续配套建设等等。从FDI的来源看，韩国的投资比重逐年上升，西方七国的FDI比重却逐年下降（见表3），实证检验来自西方七国的FDI对全要素生产率有正的影响，如黄静波（2004），这也是FDI对山东省技术进步作用不明显的一个原因。至于韩资的作用尚待进一步研究。表3：不同区域FDI所占比重（%）1998年1999年2000年2001年2002年2003年2011年港澳台32.6131.6729.5731.4730.0127.5227.77西方七国18.5631.4135.6225.4126.3619.0417.73韩国26.9121.3819.124.4227.8640.0341.28其他地区21.9215.5415.7118.715.7713.4113.22四、主要结论与建议山东省经济发展很快，吸引外商直接投资的规模也很大，FDI在山东的投资规模、出口创汇、增加就业及经济增长方面起着重要作用，但在通过引进外资获取技术的质量方面不甚理想，外商直接投资对山东省全要素生产率的提高无明显作用。从上述分析可以看出最根本的原因在于山东省内企业的整体技术水平与所引进外资有一定差距，再加上人力资本不足及贸易开放不够等因素影响了山东省对FDI的吸收能力，使得FDI技术外溢受到制约。因此，要发挥FDI对山东省技术进步的作用需要将引进外资的观念从重视规模转向重视质量，把推动技术进步作为引资重点，增强山东省对外资的吸收能力。1、重视引进发达国家的外资。从发展趋势来看，来自美国、日本和欧洲等国的FDI对促进技术水平的提高作用更加明显，要积极吸引发达国家跨国公司投资，重视具有高技术水平的西方跨国公司对山东省技术进步的影响。今后引进外资过程中稳定利用和引进韩资，充分利其产业外移之时机，也要重视西方发达国家的引资工作。2、重视吸收能力的提高。影响外资吸收能力的因素较多，但主要为人力资本、东道国企业自身研发水平、贸易开放度及东道国金融市场效率等。国内外大量研究表明，实现技术的国际扩散或转移，东道国的技术吸收能力是关键，一国人力资本的素质一定程度上决定其吸收FDI的技术含量，因此山东省要加大人力资本投资，提高自身研发水平，加大贸易开放度，营造良好的发展环境。参考文献:张军章元对中国资本存量K的再估计2000.[J].经济研究2003（07）：37~40。刘宇外商直接投资技术外溢下降之迷[J].财贸经济2006，（04）：9~12。黄静波付建FDI与广东技术进步关系的实证分析[J].管理世界2004（09）：81~86。李铁立外商直接投资技术溢出效应差异的实证分析[J].财贸经济2006（04）：13~18。袁诚陆挺外商直接投资与管理知识溢出效应：来自中国民营企业家的证据[J].经济研究2005（03）：69~79。[6郭庆旺贾俊雪中国全要素生产率的估算：1979-2004[J].经济研究2005（06）：51~60。赖明勇包群等外商直直接投资与技术外溢：基于吸收能力的研究[J].经济研究2005（08）：95~105。 [关键词]房地产；投资基金；风险；分析 doi：10.3969/j.issn.1673-0194.2016.12.094 [中图分类号]F293.3；F832.49[文献标识码]A[文章编号]1673-0194（2016）12-0-02 0引言 随着世界经济的发展，全球范围内的房地产业均已经进化到“地产资本”的新阶段。尤其是在2008年美国次贷危机来临之后，很多关联国家的金融体系受到重创，其房地产业也难以避险。世界各国的主流观点均认为必须以资本的方式，获取充足的货币，以支撑房地产业健康有序的发展，国家的经济基本面才可以得到维持。具体到我国，一个显而易见的问题是房地产行业占据了很大比例的金融贷款，由此也滋生了不容忽视的经济风险。随着我国经济发展步入深水区，证券业与房地产业成为支撑我国经济发展的强有力的动机。尤其是房地产行业，一方面与国民的生活息息相关，另一方面则能够对国内其他的相关行业起到明显的拉动效应。而现实情况则是当前我国房地产价格处于攀升期，中小城市则面临着去库存的巨大压力。曾经有一段时间，为了使房价避免急剧增长，我国出台了许多控制房地产价格的政策，尤其是在一些一线城市和强二线城市，金融机构出于减少风险的目的，对房地产贷款的门槛提高了很多。在这样的背景下，房地产企业为了获取充足的资金，往往寻找银行以外的途径，这就涉及房地产投资基金。本文在这样的背景之下进行研究：根据目前我国房地产公司的融资现状以及投资基金的发展现实，分析和阐述投资基金现状及对策。 1房地产投资基金的必要性分析 1.1拓展投资空间 随着我国国内经济持续稳定和健康的发展，城乡居民的收入也在逐年递增，很多人目前已经不再满足于传统的储蓄保值方式，他们逐渐将目光转向另外的更加多样而灵活的投资模式。然而现实的情况是当前我国居民的投资空间较小，市场上尚未出现很多足够值得信赖的投资对象。以当前的证券市场为例，允许交易的产品类别仅有两成左右，且均属于风险不高的债券类，其余的八成则均为存在较大风险的股权类对象。而与之相对比的是，房地产投资则一方面需要的资金数额很高，另一方面则获利的周期很长。因此对于实力不够强大的投资者而言，其所拥有的资金数额是难以实现对房地产行业进行直接投资的，即便是能够进行一定程度的投资，往往也限于单个的项目，因此反而带来了不容忽视的风险，较难以鸡蛋放在多个篮子里的方式，通过组合型的投资来减少风险。这种现状客观上说，也为房地产投资基金提供了成长的土壤，以信托的方式来发行合法化的受益凭证，实现资金的募集，然后再以基金公司将这些零散的投资进行整合，最终能够形成投资风险可控，市场价格维持稳定，且拥有一定收益的投资产品，很适合大部分不具备很强实力的投资者选择。他们可以在房地产投资基金公司的平台上，方便地实现房地产投资，获取合理合法的投资收益。 1.2优化市场结构 当前放眼我国的证券市场，很多产品均具有较高的风险，而风险可控的部分产品，则一方面种类很少，另一方面也不具备很好的受众面。为了维持证券市场的健康稳定，一大要务便是优化目前的产品种类和产品结构，提升风险较低的产品的比重，使其能够占有一定的比例。因为房地产投资基金本身的属性，必然能够大幅度提升低风险产品的数量，使市场的结构得到梳理和优化。从流动性的角度来说，房地产投资基金往往并不涉及新物业的开发，而是对已经成型的物业中，通过科学化地管理与运营来获取包括租金在内的各种利润，这种模式可以显著降低资金占用而导致的种种风险。房地产投资基金和股票在某种程度上具有相似性，也能够以证券交易所作为平台实现交易，可以说其具备很灵活的流动性。而从风险防范的视角来看，房地产投资基金在募集的过程中往往来自多个方面，而其投资时所选择的具体项目则不但包括公寓，还包括商务写字楼、宾馆甚至养老院等。在对投资项目进行评估和遴选的过程中，房地产投资基金公司结合所投资项目的属性来确定针对性的管理防范，从而在很大的程度上减少隐藏的风险。 1.3增加融资渠道 当前，我国的不少房地产企业对资金有着很大的需求，但是融资的渠道却并不宽阔，在房地产开发项目的全生命周期中，都离不开商业银行的参与。由此可知房地产信贷能够在很大程度上决定商业银行的风险值，因此各大商业银行均在自身的风险管理过程中十分重视对房地产信贷风险的评估防控和规避。目前的现状是，房地产企业获取资金的渠道过于狭窄，为商业银行带来了贷款方面的结构性风险，也使银行的抗风险能力受到较大影响，同时也影响了房地产公司进行资本运作的效率。为了改变融资渠道过于单一的现状，房地产投资基金的运营是以信托为基础的，其实质是对他人的资金进行运作，从而给对资金有巨大需求的房地产企业筹集闲散货币，在客观上使短期货币能够长期持有，在此基础上以合理科学的运作来获得尽可能大的合理收益的一个过程。由此可知房地产投资基金能够在很大程度上增加房地产企业获取资金的渠道，使传统的信贷模式得到了升级。 2房地产投资基金现状分析 从本质上来说，房地产投资基金属于信托的范畴，因此也会具有信托产品的一些特性：首先，不得不在经济形势与相关政策之下进行运作；其次，负责具体业务开展的信托实体以及房地产业本身也存在着若干不确定的风险，再加上我国目前的房地产投资基金很多方面发展成熟，这就使目前的房地产投资基金存在若干必须防范的风险。下面对其现状进行分析。 2.1来自宏观经济方面的风险 我国当前的整体经济形势较为平稳，但因为市场经济的规律就是具有周期性的特征，因此经济的波动是在所难免的。房地产投资基金必然会受到宏观经济大势的影响。除了宏观经济，其他的关联行业同样也会对房地产投资基金产生较大的影响。如果相关的另外行业，尤其是联系密切的房地产行业由于经济的波动而产生了变化，投资基金便会被这些变化所影响。并且，由于我国去库存的压力较大，近几个月国家对房地产的调控力度逐渐加大，这均能够对房地产投资基金造成明显的影响。 2.2来自法律规范方面的影响 在我国，信托业起步与其他国家相比较迟，但客观地讲，其发展壮大的速度是十分快的，尤其是在近年来，信托产品从种类上来说正在不断增多，除了发展势头一直较猛的资金信托以外，还逐渐出现了很多种类的其他产品。但从另一方面来看，其相关的法律规范的发展却未能实现同步，这就造成在某些地方的法律真空，我国与房地产投资基金有关的一些法律法规还有很多亟待完善和填补的地方，一些制度还远远未发展到完善阶段。 2.3来自房地产业本身的影响 不得不说房地产业是我国经济拉动的引擎之一，然而任何行业都有发展的周期和规律，也蕴含着与本行业有关的风险。具体到我国的房地产业，这些风险可以概括为：首先，作为所有行业的一个成员，房地产行业同样具有周期性波动发展的属性，随着经济大势的发展也会出现不断的起伏，而在房地产业处于波谷的阶段，房价便会逐渐处于下行通道，因此企业新开发的规模便随之减少，在这样的情况之下房地产投资基金的收益显然也会受到影响，投资者的利润也会减低；其次，房地产业的链条很长，涉及很多的上游和下游行业，无论是规模还是结构均各有特点，如果一些企业由于自身的管理问题导致了较高的负债水平，便会减弱抗风险的能力，一旦出现风险，就会造成难以估量的巨大损失。 3房地产投资基金对策探究 3.1加强对宏观政策的分析 因为国家的宏观政策是结合一个时期的经济形势而制定的，因此具有复杂性。房地产投资基金应该随时关注国家相关部门的经济发展政策，对这些政策的走势和含义进行深入准确的分析及把握。这就要求房地产信托企业能够具有决策与风险控制的能力，通过对国家出台的相关政策的分析，结合基金公司的实际情况来评估可能带来的风险。并且，基金公司应该提前制定必要的措施来规避和应对风险。通过随时关注国家的政策变化，增强抗击风险的能力，也增强自身发展的决策意识。 3.2完善法律法规制度 因为我国的一些特殊情况，信托业的发展比发达国家迟一些，因此尚未在全民的范围之内形成信托意识，而相关的法律法规之内也存在一些需要进一步确定的地方。因为欧美一些发达国家与地区已经形成了较为成熟的房地产投资基金市场，也拥有较为丰富的运作经验，形成了比较完善的法律制度。所以，我国完全可以在一定的程度上合理吸收和借鉴这些成型的法律法规，然后结合我国的实际情况，将其转换为适合于我国房地产投资基金的法律法规。 3.3重视风险的评估与规避 因为房地产行业发展具有一定的不可预知性，因此带来了一定风险，必须加以防范。为了使房地产投资基金能够安全运作，就必须进行风险的评估和规避。为了使巨额的资金得到科学化的管理，就应该不断关注宏观市场的发展现状，并且随时结合各类参数的变化，在分析之后获知当前的风险水平，制定出有针对性的防控策略。增加对市场发展规律的了解，权衡利弊，提高对本行业发展风险的高度认识，确保不会因为自身的风险问题而使房地产投资基金陷进发展的死胡同。 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影视产业投资分析篇3
影视产业投资分析篇4
影视产业投资分析篇5
影视产业投资分析篇6