实证研究范文10篇

贷款可得性的影响因素:研究假设

根据国内外相关文献和我们多年来的研究，我们认为银企合作关系存在性、合作关系长短、企业存活年限、企业注册组织形式和相关财务指标(企业规模、财务杠杆、盈力能力)是影响企业贷款可得性的主要因素。据此本文提出如下假设:假设一:企业申请贷款之前存在的银企相互合作关系可以提高银行向企业发放贷款的可能性。放款银行通过对前期合作过程中的监管，在放款之前搜集到更有价值的私有信息。银企关系所产生的有价值信息提升了企业的信用程度，使得银行放贷几率增加。为了检验银企关系对银行放贷可能性的潜在影响，我们设企业申请贷款之前银企之间金融服务存在性为哑变量，当存在银企关系时，我们令该变量值为1，当不存银企关系时，我们令该变量值为0。假设二:企业年龄变量是对银行放贷机率的又一重要影响因素。早期的学者认为其与银企关系的年限变量存在高度相关性(BergerandUdell，1995)，但企业年龄反映的是公开的信息(声誉)而银企关系年限更多体现私有信息(Diamond，1991)。年龄长久的企业经历过更多的危机时期，并在此过程中建立起了声誉。因此，年龄长久更多体现公开信息。我们假设企业存活限期与银行放贷几率也成正向变动关系。假设三:企业的组织形式对银行放贷几率的影响也是显著的，具有合理治理结构的企业更容易获得贷款，因此我们假设企业治理结构的合理性与银行放贷机率成正向变动关系。本文将企业的风险差别变量以控制变量的形式引入到实证模型中。首先，引入虚拟变量标识企业的组织形式:个人独资企业、普通合伙企业、有限责任公司、股份有限公司及中外合资(合作)企业。不同组织形式的企业的信息不对称程度差别很大。本文将有限责任公司、股份有限公司及中外合资(合作)企业用1来标识(公司治理水平高);将个人独资企业、集体企业、普通(有限)合伙企业用0来标识(公司治理水平相对较低)。其次，本文引入了传统的财务指标来区分企业的风险:包括企业规模(资产总额、销售总额、雇佣人数)、财务杠杆(资产负债率)、盈力能力(销售利润率)。

关系型贷款实证研究

2007年4－9月期间，我们与广东省东莞市中小企业局组成课题组，通过问卷调查及实地走访、召开座谈会等形式，深入、客观地调查了东莞市金融机构对中小企业贷款发放的影响因素。在问卷调查方面，课题组设计了企业和银行两个版本的问卷。问卷的发放与回收均由东莞市中小企业局负责。这样从组织上确保了问卷发放和回收的质量。企业版问卷发放按照均匀分布的原则，问卷发放范围囊括了东莞市32个镇街，每个镇街10份问卷;涉及不同规模、不同行业、不同性质的中小企业。课题组共计发放问卷320份，最后回收的有效问卷共242份，有效率达到了75.62%。调查收集的相关信息包括:企业的治理特征、最近一次申请贷款基本情况、财务指标及关系特征。问卷除非特别说明，本文的数据皆由本次调查问卷结果整理统计而成。表1是实证研究所需变量(最近一次申请贷款)的基本统计结果(均值和标准差)。表格第二列给出所有被调查企业(242家)的变量指标，其中各变量的均值在对应格中的上方列出，其标准差在下方用小括号内列出(下同)。第三列与第四列将所有申请贷款企业进行了分组统计描述:第三列描述了贷款获得批准的企业相关变量统计结果;第四列描述了贷款未获得批准的企业相关变量统计结果。最后，第五列的t值检验了上述两组企业相关变量均值差异是否显著。在全部的242家企业中，获得贷款企业为52家，未获得贷款为190家。通过分组统计分析，我们可以清楚地发现两组相关变量之间存在以下显著差异。(1)在贷款获批企业组里，银企关系存在性(最近一次申请贷款前，银企间是否早已存在金融服务关系)指标均值为0.7262，明显大于贷款未获批准企业组的0.4367，且两组均值差异在1%水平上显著。(2)获得贷款企业组的银企关系存在年数均值显著大于未获得贷款企业组的银企关系存在年数(3.61年vs.2.26年)。(3)早期实证认为企业年龄与银企关系存在年数高度相关(BergerandUdell，1995)，在我们的研究样本中，两者的相关系数为0.45，较BergerandUdell的研究指标略低。在所调查的所有企业中，平均企业年龄为6.52年，贷款获批企业的平均年龄为7.32年，未获批准企业的平均年龄为6.09年，差异水平在5%水平上显著。(4)分别用三个变量来反映企业规模状况，它们分别是:资产总额、销售总额和雇佣人数。第五列的t值显示除企业资产总额变量均值在5%水平上显著外，另外两个变量均值差异性水平并不显著。其原因可能在于:东莞市经济发展特色为“三来一补”，大量的制造类企业属于是来料加工、来样加工的劳动密集型企业。该类企业的年销售量与雇佣人数相对较多，但与贷款发放过程中银行所要求的有形资产数额抵押担保概念相去甚远，因此，在后续的实证研究中，我们仅引入企业资产总额一个指标反映企业规模状况。(5)财务杠杆往往是银行授信评级过程中的主要财务指标，但在我们的观测样本中，两组均值的差异性水平并不显著(分别为0.2978和0.2999)。这一指标在一定程度反映了东莞市中小企业的负债能力不高(加上商业流动性负债后不超过30%)。(6)销售利润率的差异在5%水平上显著，与预期一致(分别为0.2567、0.2134)。(7)企业的组织形式能在一定程度上反映企业的治理水平，有限责任公司、股份有限公司、外资企业、中外合作(合资)企业在企业创立之初就需要根据我国《公司法》规定，组建企业的董事会、监事会(监事)及股东大会成员，明确相关权责并公开写入公司章程。因此，我们有理由相信在之后的发展过程中，这类性质的公司企业的财务更加明晰，内控更加合理。而与之相对应的个人独资企业、集体企业、普通(有限)合伙企业存在一股独大或有限博弈等问题，可能导致财务不透明问题相对严重。所以，本文认为具有合理治理结构的企业更容易获得贷款，两组数据该变量的显著性差异初步证实了我们的推断(分别为0.62、0.45)。由于实证模型中的因变量(是否放贷)是二元响应变量，因此传统的OLS回归显得不再合适。同时，在自变量分布的两端，影响贷款发放的因素的一个较小的变化对贷款发放影响程度极小，即事物变化经常在初期阶段缓慢进展，然后逐渐加速，至发展速度到达极限后，又会逐渐减速。与其他实证模型相比，多元logistic回归模型更适合对有此规律的经济现象的分析，这也是本文采用此模型进行分析的主要原因。在模型中，我们设lend*i为不可观测的放贷概率，它是关于企业特征变量的函数。因此有:lend*i=β''''xi+υi(1)其中xi是银企关系变量以及它控制变量的向量，β为待估向量的参数，υi为随机干扰项。令lendi为可观测的二元响应变量，当银行给予企业贷款额度时，lendi=1等价于企业获得贷款的概率大于0(lend*i＞0);当银行不给予企业贷款额度时，lendi=0等价于企业获得贷款的概率小于0(lend*i≤0)。本文运用stata10.0对上述模型进行回归分析。在表2中，本文检验了企业贷款可得性(或银行放贷可能性)影响因素，重点在于分析银企间私有信息和公共信息对贷款可得性的影响。因此，在分析中暂未加入企业的规模指标及财务杠杆指标。表2第二列显示了银企关系存在对贷款可得性的回归结果，自变量的系数值为0.5372，在1%的水平上显著不为零，这说明该变量对贷款获得性概率具有显著促进作用。该结论与Cole(1998)的实证研究结论相近:银企关系存在性对贷款获批概率有显著的促进作用，一旦关系建立，该关系对贷款的促进作用并不随着年限的延长而增加。这一点在直观上可以理解为:只要银企关系在申请贷款之前已经存在，那么贷款获批的手续及程序变得相对简单，这种简单程度并不随关系年限的延长而越发简单。表2第三列显示了包含银企关系存在性变量(私有信息)和企业成立年数(公开信息)的回归结果。多元logistic回归系数与研究假设一致且显著不为0。Preudo－R2为0.0381，较Cole(1998)的相应回归结果(0.031)稍高。第四列引入了新的虚拟变量———企业组织形式，该变量在一定程度反映了企业的财务透明度与内控管理的合理程度。该变量的引入使得Preudo－R2显著提高且各变量回归系数仍显著不为0。值得一提的是，第五列引入银企关系存在年数变量后，其他变量回归系数均无法通过显著性检验时，企业组织形式变量系数仍在1%水平上显著不为0，我们认为该变量所隐含的治理结构因素是影响贷款可获得性的重要影响因素。表3第二列显示了加入资产负债率变量的多元logistic回归结果，该变量回归系数为－0.4145，即企业负债比例越高，越不容易获得贷款。但该变量未能通过显著性检验且对Pseudo－R2的边际贡献不大。这一回归结果与Cole，Berger等人的研究结论不符，其原因可能在于(1)我们所观测的东莞市中小企业的资产负债率均值水平较低(29%)，财务杠杆系数作用不明显。(2)我国商业银行的授信评价体系一般设定为只要资产负债率不超过一定水平，则该项指标评价即获得满分，如中国银行对制造业企业信用评级指标体系与计分标准说明为:资产负债表满分10分，65%(含)以下为满分;每上升3个百分点扣1分;扣完为止①。表3第三列显示的回归模型引入了资产总额对数，其回归系数结果与研究假设分析相一致。即企业规模越大，越有利于企业获得银行贷款。但所引入的盈利能力指标(销售利润率)系数与优序融资理论(peckingorder)预期相反，其原因在于我们的研究对象是中小企业，其盈利能力所产生的留存收益对于成长机会所需求的资金总量而言相去甚远。当良好的盈利能力无法弥补庞大的资金缺口时，就只能作为贷款过程中的一个有利因素影响贷款可得性。

结论与启示

为了探寻“银企关系”对贷款影响的直接证据，本文在引入相关控制变量后，银企关系是否存在的哑变量回归系数为0.7093，且在1%水平上显著。该结果有利地说明了银企关系存在所产生的私有信息具有价值———提高了贷款获批概率。上述实证研究说明，我国中小型企业银行贷款已经初显关系型融资特征端倪。这种特征的出现，是与目前我国中小企业资金需求状况及商业银行资金投放困境相适应的，也是市场催生的结果。伴随我国商业银行贷款利率改革的推进，中小企业与商业银行资金借贷均衡关系逐渐由传统的非均衡信贷配给(政府干预所致)转型为均衡信贷配给(信息不对称所致)。这为关系型贷款技术的应用提供了必要的金融环境。在当前宏观金融环境下，对于像东莞这样的中小企业比重大、外向程度高的我国沿海发达地区，至少给我们以下两点启示:(1)对于作为资金需求方的中小企业而言，由于自身积累相对较少，内源融资无法满足自身资金需求，外源融资中的直接融资方式更是由于资本市场容量小、中小企业本身规模和信息披露要求等因素而受到制约。因此，就目前而言，中小企业融资难问题几乎等价于中小企业贷款难问题。为缓解银企之间的信息不对称问题，中小企业必须着眼于持续发展策略，主动与银行建立起长期合作的关系，以此改变银行经理对自身风险的判断，才能有望通过关系型融资来缓解资金缺口。(2)对作为资金供给方的金融机构而言，应该逐渐认识到“中小企业”并非是风险大、盈利性差的代名词。实践中，中小企业也并非铁板一块，只要银行等金融机构能识别出有发展潜力的中小企业，就能够开发出符合其需要的金融产品和金融服务，增加银行等金融机构的新的利润增长点。

摘要:本文用问卷调查的方法，对广东技术师范学院计算机科学学院贫困生的消费结构、消费行为、消费心理及影响因素进行实地调研，发现本科院校贫困生在消费结构、消费行为、消费心理和消费观念上的特点。通过精准帮扶、心理辅导、思想教育和课程引导等方式来帮助本科院校贫困生树立正确的消费观。

关键词:本科院校;贫困生;调查分析

一、基于广东技术师范学院计算机科学学院贫困生的调查数据分析

(一)研究方法和样本情况。1．问卷调查情况。用定量研究的调查法对广东地区的贫困生的消费状况来研究。研究对象是该院336名在册贫困生。本次调查共发放330份问卷，回收有效问卷323份，有效回收率为96．13%。2．问卷基本内容。内容分四个部分，共36个题目。首先是基本信息，其他三部分针对消费的多个领域来调查，含贫困生的消费行为、日常消费和学习活动消费的特点等。3．样本构成情况。在基本人口学信息方面，问卷按性别、家庭居住地和年级来区分被调查者。据统计，被调查者中男生203名，女生112名，性别分布基本平衡;按家庭居住地，山区18人，农村275人，城市22人，数据不平衡是因我国贫困人口主要在农村;按年级，大一117人，大二21人，大三128人，大四49人。大二大三总人数少，贫困生数相应较少。(二)研究发现。1．文化水平是制约家庭经济的重要因素之一。在父母文化程度调查上，63．49%是小学，53．33%是初中，8．89%未上过学。仅10．79%、0．95%是高中及大学。2．贫困生收入来源单一、消费结构多元化。大部分贫困生收入是来自父母(63．49%)及学校资助或贷款(20．32%)。有97．78%将食品置于月支出的大头，第二是学习费用(67．94%)，再是交通费用。28．89%将通讯费用置于月支出的第三。3．贫困生大体上科学消费。调查数据显示:87．94%有合理安排自己的消费种类，93．33%有目的性购物;55．24%能记下部分花销，34．92%能了解基本的消费情况，极少数不理会其消费情况。4．购物方式的多样化、支付方式的多元化及网络购物的普遍化使大学生的消费趋于快捷化、网络化。［1］从短期消费情况及总体消费意愿看，74．6%乐于网上消费，出于品种齐全、价格便宜、时尚有趣、方便快捷和节省时间目的;有25．4%趋于实体店。在支付方式上，91．34%选择微信等第三方支付方式，极少数用现金。5．贫困生有生活要求，安全消费意识增强。［2］在近期外出就餐上，52．70%偶尔外出，33．33%几乎不外出，8．89%从不外出，仅5．08%常外出就餐;在因超前消费而出现借钱上，54．92%从不，28．57%几乎不、13．97%偶尔，仅2．54%经常;在网购超前消费上，66．35%是等有钱再说、20．95%默默打工攒钱，少数是分期付款和网络借贷。6．多数贫困生消费有计划性，实用和价格是其消费的关注点。据统计，60．32%会制定月消费计划，而39．68%不会。在影响消费的因素上，53．97%是促销活动、58．41%是价格调整、88．89%是实用和67．62%是价格。

二、思考与讨论

(一)一通过思想教育和心理辅导切实帮助到贫困生，塑造健康的消费心理。从问卷分析看，大多数人是理性消费的。但是，部分人出现超前消费，一是电子支付的普遍化和超前消费风气的影响，二是攀比、炫耀等心理。可见，应重视贫困生消费心理的思想建设工作，建立切实的教育体系，如开设合理消费、消费心理分析的课程和传统美德的宣传讲座等来引导其塑造健康的消费心理、树立科学的消费观。(二)贫困生的消费目标明确。贫困生的消费看重实用和价格，反映了其消费理念的理性消费目标的明确。贫困生能根据本身实际需要进行合理消费，看重性价比是其基本消费特色。

摘要：通过实证研究证明了项目管理不仅在常规型人力资源管理中发挥巨大的作用，在创新型人力资源管理中也能起到更大的作用。本文提出了一系列关于薪酬改革的方案，包括对于各个基层人员工资的调整以及通过提出KPI指标体系来解决，即制订经营计划、制定指标、定期计算指标和实行奖惩。

关键词：国电锡林河公司；人力资源；薪酬绩效管理

中国国电内蒙古锡林河煤化工有限责任公司（以下简称该公司），有三家全资子公司，其主营业务分别是以煤炭销售、运输业务为主和目前仍处于建设期的热力公司；另外还分别参股了两家以运输和工业化肥为主的公司。公司成立于2006年，2009年国电内蒙古电力有限公司收购重组，截止2013年，公司资产总额261759万元，比上年同期增加17984万元；公司负债总额116087万元，比上年同期增加18930万元。公司所有者权益总额145672万元，比上年同期减少946万元。公司所有生产设备铲车58台、工程车辆20台、锅炉8台。该公司共有员工865人，主要管理岗位以上人员171名，调整定员后主要管理岗位以上人员134名。

一、公司绩效薪酬管理存在问题的原因分析

观念陈旧。公司成立之前是一家民营矿业公司，企业管理者的观念陈旧，只注重效益，对于企业整个管理体系的构建和完善不重视。员工的企业主人翁意识较差，整个企业的绩效薪酬体系不完善，企业实施绩效薪酬管理中最大的障碍是观念的问题，要想使绩效薪酬管理得到实效，必须改变管理者的观念，同时强调全员的绩效意识。内功修炼不够。公司成立之前，人力资源经理权限受到很多限制，甚至影响工作积极性。先前的人力资源工作对绩效管理的意识很差，很难构建完善公平的绩效考评体系，在这些人力资源经理的脑海里，绩效管理意识仍停留在绩效考核，没有公平和完善的考评体系，其制定的人力资源薪酬政策就很难得到员工的认可。高层领导支持力度缺乏。绩效管理的实施必须要得到企业高层管理者的支持，而国电锡林河公司企业的高层领导以往只注重企业的销售，认为只要企业煤炭具有市场，那么其他一切都好说。绩效薪酬管理体系不完善。由于高层管理者不重视，加之企业的人力资源经理缺乏理论深度，整个企业的绩效管理相对简单，不能将绩效融于管理之中，缺乏过程的辅导和沟通。

二、完善公司薪酬管理制度的建议

【内容摘要】本文运用分层随机抽样方法，从经济领域检验受众议程、媒介议程与真正现实三者之间的关系。文章认为，三者之间是否吻合，不仅涉及到客观现实，而且关系到主观标准，因此，三者之间的吻合与否具有一定的多样性、复杂性和不确定性。

【关键词】受众议程；媒介议程；真正现实；吻合；多样性

一、理论背景

在“洞穴人”寓言中，柏拉图从认识论角度，揭示出洞壁上的影子这一现实的反映，是构成“囚犯”大脑中关于真正现实图像的基矗李普曼将上述思想引申后，认为“我们就像这些囚犯一样，也只能看见媒介所反映的现实，而这些反映便是构成我们头脑中对现实图像的基幢③，而且他还认为，由报界提供的现实的图像常常是不完整的和扭曲的④。基于这些认识，李普曼在《舆论学》中开创性地提出了“外在世界与我们头脑中关于世界的图像”的著名论断。

自李普曼的上述观点提出后，一些学者们相继对受众议程、媒介议程和真正现实之间的关系进行了实证检验。芬克豪泽(G.RayFunkhouser)在分析了20世纪60年代美国公众舆论与媒介内容之间的关系，以及媒介内容与实际生活之间的关系后发现：在媒介议程与公众议程之间存在相当高的一致性，事实上两者的相关系数高达+0.78；但在分析媒介内容与实际生活的关系时，却发现两者之间不能很好地吻合，即媒介为公众制造的“社会现实”的图像与真正现实世界的图像相当不一致。为此，芬克豪泽总结道：“包括决策者在内的许多人，都认为新闻媒介是值得信赖的信息渠道，但研究数据却显示，事实并非如此”(Funkhouser，G.R，1963)。同时，Bare(Bare，1990)在对美国公众关注问题研究后，发现在1986年至1989年期间，美国公众越来越关注国内问题，而在同一时期，非法使用的人数却在稳步下降。显然，上述结果显示，新闻媒介制造的“社会现实”的图像与真正现实世界的图像两者存在很大的差距。然而，麦考姆斯与萧在查佩希尔研究中得出的结果却与此相反，他们的研究指出，“大众媒介对不同竞选议题的强调程度，不仅在很大程度上反映了竞选者对重要议题的强调程度，而且也与选民对各种竞选议题重要性的判断之间，存在极高的相关性”(MaxwellE.McCombsandDonaldL.Shaw，1972)。由此不难看出，新闻媒介建构的外在世界与选民脑海中的图画非常一致，而且在对候选人所强调议程的建构过程中，即在对外在世界的建构过程中并没有发生扭曲的情形(ShearonA.Lowery&MelvinL.DeFleur，1988)。

从上述研究中我们不难发现：在对媒介议程、受众议程和真正现实之间关系的检验中，研究对象大都选择在政治和社会领域，而对其他领域尚未研究。另外，芬克豪泽与麦考姆斯和萧的研究结果大相径庭，因此，对于受众议程、媒介议程与真正现实世界之间的关系究竟如何，尚待进一步的检验。有鉴于此，本研究将研究对象扩展到经济领域，以进一步检验受众议程、媒介议程与真正现实三者之间的关系。

本文作者：杨茜梁颖华陈银京解忠诚工作单位：中国传媒大学

研究方法

如果降低级别处理，也可以分析较高测量级别的变量。交互分析中所采用的检验方法叫做χ2(卡方)检验，它适用于拟合优度检验和变量间的独立性检验。可以用于测定两个分类变量间的相关程度。若用fo表示观察频数(observedfrequency)，用fe表示期望值频数(expectedfrequency)，则χ2统计量可以写为:χ2=∑fo－f()e2feχ2统计量有这样几个特征:首先χ2≥0，因为它是对平方值结果的汇总。其次，χ2值得大小与观察值和期望值的配对数，即R×C的多少有关。R×C越多，在不改变分布的情况下，χ2值越大，因此，χ2统计量描述了观察值与期望值的接近程度。如果两者越接近，fo－fe的绝对值就越小，计算出的χ2值越小;反之，如果fo－fe的绝对值越大，计算出的χ2值也越大。χ2检验正是运用χ2的计算结果与χ2分布中的临界值进行比较，做出对原假设的统计决策。拟合优度检验是使用χ2分布进行统计显著性检验的重要内容之一。在假设检验中曾讨论过对两个比例是否相等进行的检验。若要对多个比例是否相等进行检验，就需要利用χ2检验的方法。如果样本是从总体的不同类别中分别抽取，研究目的是对不同类别的目标量之间是否存在显著性差异进行检验，我们就把它称为拟合优度检验。在研究问题时有时会遇到要求判断两个分类变量之间是否存在联系的问题。这种情况下可以使用χ2检验，判断两组或多组的资料是否相互关联。如果不相互关联，就称为独立。这类问题的处理就称为独立性检验(testofindependence)本文的研究就是基于列联表交互分析方法进行，主要对居民家庭非金融投资中的健康投资与房地产投资进行研究。虽然，教育投资也属于居民的非金融投资，但是教育属于长期投资，并不会于短期内得到回报，因此本文只研究居民健康投资与房地产投资这两种非金融投资。

城镇居民家庭非金融投资分析

本文从非金融资产角度，讨论城镇居民家庭的投资状况以及发展趋势。在非金融资产方面的研究主要涉及实物投资、教育投资和健康投资。其中，在实物资产投资的研究中，侧重于房地产投资。目前，房地产投资、教育投资和健康投资是我国出现的居民家庭投资的新热点。在此，本文仍主要采取北京市居民的样本数据来进行研究，从首都城市的情况，观察我国整体居民家庭的未来发展态势。数据来源主要为《中国统计年鉴2011年》、《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》、《中国家庭的投资理财模型》、《中国居民收入分配年度报告(2010年)》。居民家庭健康投资分析由于我国社会医疗体制的改革，未来医疗支出比例可能越来越大，所以居民家庭很重视家庭成员的健康问题，从而大多数居民家庭每年需要拿出一部分资金进行健康投资常见的健康投资方式有五种:购买健康保险、营养保健品、旅游、参加健身俱乐部和关注生活环境质量等形式。由于健康投资是近几年出现的居民家庭新的投资方式，所以还没有口径一致的数据可以比较分析。因此，本文利用北京市居民购买营养保健品的数据进行健康投资方面的分析。根据《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》中的数据，其涉及了北京市不同人口特征的城镇居民保健品购买比例。其中，被调查总人数为490人。在受访者中，从未购买过保健品的人数为389人，所占比例为79.4%，而曾买过的人数仅为101人，所占比例20.6%。(如图1所示)图1过去一年北京市居民购买保健品比例图(资料来源:《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》)由此可见，健康投资是我国近几年新兴的一项投资方式，还并未引起居民家庭足够的重视，且发展空间较为广阔。那么，不同人群特征对于保健品的购买、健康投资的动机是否有显著差别呢?本文将对性别、年龄、学历、收入这四个属性做列联分析，考察不同层面的人群对于健康投资的差异，具体分析不同人群在健康投资上有何差别。首先，观察发现，不同性别居民保健品购买比例略有差异。20－24岁和25－29岁居民购买保健品的比例相对较低，而30－39岁居民购买保健品的比例相对较高。不同学历和收入的居民保健品购买比例没有明显差别。本文从统计上采用卡方检验来判别不同性别、年龄、学历、收入的人群在购买保健品上是否有显著差异。假设H01:购买保健品居民的性别没有显著差异，即性别对居民是否购买保健品没有显著影响。假设H02:购买保健品居民的年龄没有显著差异，即年龄对居民是否购买保健品没有显著影响。假设H03:购买保健品居民的学历没有显著差异，即学历对居民是否购买保健品没有显著影响。假设H04:购买保健品居民的收入没有显著差异，即收入对居民是否购买保健品没有显著影响。利用SPSS软件，结果如表1所示:由表1所示，在显著性水平为0.05时，假设H01未通过，而其他各个假设均能通过假设，即接受原假设。也就是说，居民性别对是否购买保健品有显著差异，而年龄、学历、收入水平对是否购买保健品并无显著差异。由结果可知，女性、中年人、学历高、收入高的人群更倾向购买保健品。从统计上讲，不同性别对健康的投资有显著性差异，即女性更容易购买保健品。并且，女性购买保健品的类型主要涉及“美容养颜”类、“补充人体所需元素”类等。而年龄、学历、收入的人群对健康的投资并无显著性差异。由此可见，城镇居民家庭对健康投资的意识还较为薄弱，对健康投资的方式也不甚了解。但是，随着社会的发展，居民家庭渐渐开始重视健康投资。居民家庭房地产投资分析房地产投资是近年来非常热门的领域。在传统的体制下，我国城镇居民家庭的住房是作为福利进行分配的，居民家庭住房的多少取决于政府对住房投资的决策及其所在单位的行政职位。而1998年以后，我国城镇住房改革进入深化阶段后期，逐步向住房社会化、商品化过渡。直至2008年，一度蓬勃发展的房地产市场开始调整，房地产销售出现了自1998年以来的首次负增长，房价涨幅持续回落，部分区域房价下跌明显。2009年，国家宏观调控政策效应逐渐显现，回暖的迹象似乎在房地产界有了明显的痕迹。那么，在我国城镇居民经历了房价的起落、国家宏观政策的变化后，房地产投资现状如何?不同的人群对是否购房有怎样的差异呢?根据《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》中的数据，其涉及了北京市不同人口特征的城镇居民房产购买情况。其中，被调查总人数为490人。在受访者中，过去一年内没买过房产的人数为439人，所占比例为89.6%，而买过的人数仅为61人，所占比例10.4%。由此可见，房地产投资的前景并不清晰。总体而言，住房既是投资品，也是消费品。近几年，国内房地产需求已由消费主导向投资主导发生了转换。因此，房地产投资作为积累预防性资产的方式已引起了居民家庭的注意。但是，由于自身经济条件的不允许和房地产市场情况的不明朗，居民家庭在房地产投资上更多地出于观望状态，并没有将其当作积累预防性资产的主要方式。也可以说，虽然房产具有一定的保值、增值属性，但大部分居民家庭并不把它当作家庭稳定器的主要方式。那么，不同人群特征在购买房产上是否有显著差别呢?本文对性别、年龄、学历、收入这四个属性做列联分析，考察不同层面的人群对于房地产投资的差异，具体分析不同人群在房地产投资上有何差别。首先，观察发现，不同性别居民购买房产时的比例差别不大。而不同年龄、学历、收入的居民房产购买情况差异较为明显。25－29岁和30－34岁居民购买过房产或者在房产购买过程中起决定作用的比例相对较高。大学本科和研究生及以上学历购买过房产的比例较高。并且，月收入越高的居民购房比例越高。图2过去一年北京市居民购买房产比例图(资料来源:《2009－2010IMI城市居民消费行为与媒体接触度研究报告》)。本文从统计上采用卡方检验来判别不同性别、年龄、学历、收入的人群在房产购买上是否有显著差异。假设H01:购买房产居民的性别没有显著差异，即性别对居民是否购买房产没有显著影响。假设H02:购买房产居民的年龄没有显著差异，即年龄对居民是否购买房产没有显著影响。假设H03:购买房产居民的学历没有显著差异，75即学历对居民是否购买房产没有显著影响。假设H由表2所示，在显著性水平为0.05时，各个假设均能通过假设，即接受原假设。也就是说，居民性别、年龄、学历、收入水平对是否购买房产并无显著差异。若放宽条件，在显著性水平为0.1时，H03、H04未通过，即拒绝原假设。也就是说，在显著性水平为0.1时，学历、收入水平对购房情况有显著差异。由结果可知，学历高、收入高、有一定社会基础的人群更倾向购买保健品。从统计上讲，不同学历及收入水平对于是否购买房产有显著差异。即学历越高、收入水平越高的人群买房的可能性越大，这可能是由于对于高学历、高收入的人更易于拥有稳定的社会地位以及资产剩余，因此更倾向于利用房产投资的方式积累预防性资产。综上所述，房产是高关心度产品，并且更多以家庭消费为主。作为积累实物预防性资产的方式，房产投资受到了居民家庭的关注。但是，由于自身条件以及国家宏观调控等情况，大多数居民家庭并没有把房产投资当作主要方式。从大体上来说，学历高、收入高的人群更倾向于用这样的方式积累资产。

结论与建议

摘要：本文以我国31个省区市在2007—2019年农业保险相关数据为基础，以农村居民人均家庭收入为被解释变量，农业保险保费收入为解释变量，第一产业结构率、城镇化率、农村用水总量和人均粮食占有量为控制变量，构建静态面板模型和动态面板模型，实证检验我国农业保险对农民增收的影响。实证结果表明：我国农业保险对农民收入有显著正向影响作用；同时发现，城镇化率、农村用水总量和人均粮食占有量也对农村家庭人均收入有着正向影响。基于实证结论，本文从政府主体和保险公司两个角度分别提出对策建议。

关键词：农业保险；农民增收；静态面板模型；

一、引言及文献综述

农业问题是关乎国计民生的首要问题。农业保险作为金融保险领域的一部分，长期履行着对农业发展及农民收入的支持促进作用。当前，中国已经成为仅次于美国的全球第二大农业保险市场。所以，农业保险对农民增收究竟产生什么样的影响？影响是否显著？对这些问题的探讨显得意义重大。国内学术界对于相关问题的研究比较丰富。卢飞、张建清和刘明辉（2017）研究政策性农业保险对农民增收的效应，实证结果显示政策性农业保险的增收效应呈近乎线性的凸性增长，单位农户保障金额越高道德风险概率也越高，公共补贴和农民自交保费均会提升农民收入，东、中、西部农民增收的内在机制具有异质性。石文香和陈盛伟（2019）基于我国31个省区市的面板数据，实证检验农业保险对农民收入的影响，结果发现农业保险对农民收入的影响具有强烈的门槛效应，农业保险保费补贴能提高农民收入。李加明和罗婷婷（2021）基于中国31个省区市的短面板数据，实证研究发现农业保险与农业信贷之间具有协同关系，二者的协同机制显著正向影响农民收入。黄颖和吕德宏（2021）基于我国省级面板数据，运用多重中介效应模型实证研究农业保险对农民收入的传导机制，结果发现农业保险对农民收入影响为正，但作用力度较小，农业保险对不同地区农民收入影响具有异质性。总体来看，过往国内学者对农业保险与农民收入影响的相关研究基本说明了农业保险对农民收入存在正向影响，不过在模型控制变量的选取上不尽相同，所以本文立足于我国31个省区市2007—2019年相关数据，实证研究我国农业保险对农民增收的影响。

二、实证研究

（一）变量选取

在知识经济时代的宏观背景下，人力资本存量和质量的差异化造成了劳动者的异质性，并随着时代的发展愈发显著，也由此引发了诸多社会经济问题。教育回报率作为衡量人力资本投资质量的指标，能够很好地刻画人力资本投资在不同领域的影响结果。本文对国内外关于人力资本的理论和实证文献进行了总结，希望能够为我国未来有关人力资本的研究提供参考和借鉴。

一、背景

随着经济全球化的加强和科技的进步，知识经济时代下，人力资本投资使得劳动者具有异质性，正是这一特点成为其在劳动力市场激烈竞争中脱颖而出的重要决定因素。第四次工业革命和人工智能时代的到来，人力资本越来越成为现今世界不同国家和劳动者的核心竞争力。在中国，改革开放以来经济市场化程度不断加强，越来越多的人开始重视对教育的投资，政府也相继出台了一系列教育惠民政策，最大限度保证并提升了整个社会的人力资本存量，促使劳动者为获得更好的境遇在国内和国际进行迁移和流动。这也在一定程度上影响了居民的收入差距以及社会分层、劳动力市场上的性别歧视程度等。同时，由受教育程度提高而引发的教育错配问题也逐渐显露。旨在对关于国内人力资本领域和教育回报问题的研究有一个充分的了解，本文将从对人力资本理论研究起源较早的外文文献开始梳理，并结合国内现有的理论和实证研究文献，探索该领域未来可能存在的新的研究空间。

二、国外人力资本理论

（一）早期经济学家对劳动价值的研究

英国经济学家亚当·斯密作为第一位视“人力”为资本的经济学者，最早肯定了劳动能够创造价值，指出劳动在各种资源中占据特殊的地位。他在《国富论》中阐述，劳动能力与劳动水平会受到劳动技巧的熟练程度和判断能力的制约，其中，劳动技巧的熟练程度可以通过以花费时间和付出学费方式为主的教育培训进行提高。法国经济学家萨伊认为，人们在教育与培训上所花费的费用的总和被称为“积累资本”，科学知识是生产力的一部分。因此，接受过教育培训的劳动者在进行劳动时所获得的劳动报酬不仅应该包含因为付出劳动而换取的一半工资，而且还应包括在接受教育培训时所付出的资本利息。德国哲学家、政治学家和经济学家卡尔·马克思也在论述劳动力价值理论时将劳动力获得一定的技能所需的教育和训练的费用纳入劳动力价值中。也正是由于劳动力价值中包含着教育和培训的费用，即劳动力体力和脑力的总和，马克思在揭示劳动力价值的表现形式工资的本质时，强调资本家支付的工资是劳动力价值而非劳动价值。20世纪初，经济学家马歇尔将知识看作一种独立的生产要素，认为教育投资对一国的经济增长起着重要的作用，人对自身教育的投资可以称作一种创造财富的手段。

论文摘要：采用《中国区域创新能力报告》的分析数据，对重庆市区域创新环境的五个分量进行经验讨论，在构建panel—data模型基础上，通过区域创新环境五个分量对创新绩效的影响进行回归，揭示重庆市区域创新环境投入方面存在的问题，得出结论：基础设施、市场需求、劳动者素质的投入对区域创新绩效有显著影响，而金融环境、创业水平的投入对促进区域创新绩效的影响不显著。从而提出改善区域创新环境投入结构的政策建议。

论文关键词：区域创新环境；创新绩效；重庆市

在经济全球化程度日益加深，知识经济时代来临的背景下，区域创新已成为区域经济发展的主动力，一个地区的区域创新能力日益成为该区域获得竞争优势的决定性因素。各区域间区域创新能力不同是区域经济发展不平衡的重要原因，我国的现实情况是：西部地区的综合创新能力远远低于东部和中部地区，欠发达地区要提高经济发展水平、缩小发展差距，必须从提高区域创新能力着手，将提高区域创新能力作为地区经济持续发展的根本途径。

而从系统学的角度来看，区域创新能力又是一个复杂的大系统，系统各部分必须协调、均衡发展，任何一个部分的薄弱都将影响系统整体功能的发挥。根据《中国科技发展战略研究小组》课题组的同志推出的《中国区域创新能力报告》，将区域创新能力定义为：一个地区将知识转化为新产品、新工艺、新服务的能力。并从行为主体的角度划分为五个要素：知识创造能力、知识流动能力、企业技术创新能力、创新环境和创新绩效，这五个要素相互联系、相互影响、相互作用，共同构成了区域创新能力系统。因此从研究区域创新能力体系的内在作用机制着手，对于协调发展区域创新能力，促进经济发展具有重大意义。在给定资源条件限制下，区域创新环境是决定一个地区创新能力的关键。因此，创新系统的创新绩效与区域创新环境密切相关，创新绩效方面的差别并不能简单地由投入方面的差别来完全解释，创新环境的影响也相当重要。基于此，本文首先从创新环境对创新绩效的影响着手对区域创新能力内部关系做初步探讨。

目前国内有些学者关于创新环境对经济发展的影响，区域创新系统对创新绩效的影响有所研究，如王树林(2002)区域创新环境与区域经济发展；盖文启(2002)论区域经济发展与创新环境；刘顺忠(2002)区域创新系统创新绩效的评价；官建成(2003)区域创新机构对创新绩效影响的研究；唐厚兴(2005)区域创新系统创新绩效分析与评价。但关于创新环境对创新绩效的实证研究方面，少之甚少，赵付民、邹珊刚(2005)区域创新环境及对区域创新绩效的影响分析，将区域创新环境用政府主导的环境因素、市场主导的环境因素、区域价值观与文化来表示，用创新产品产值来表示创新绩效，得出结论：由政府、市场、价值观与文化三个层面构成的创新环境解释了区域创新绩效差异的大部分，区域创新环境对区域创新绩效有显著的正影响。本文试图采用《中国区域创新能力报告》里面的创新环境和创新绩效的定义和构成要素，从实证的角度研究创新环境对创新绩效的影响。

1重庆市区域创新能力及创新环境总体概况

摘要：文章选取1998年至2002年深沪两市74个A股增发样本，通过事件时间和日历时间的实证研究发现：无论是HBAR和CAR日历时间研究还是Fama-French三因素回归的截距项，均表明我国A股增发存在负的长期超常收益率，长期市场回报呈下降趋势，且3年内总体上呈现长期弱势。

关键词：增发；长期市场表现；超常收益率；Fama-French三因素模型

一、文献回顾

增发（seasonedequityoffering，SEO）是上市公司主要的再融资方式，增发长期市场表现也是理论界颇具争议的问题之一。Stigler（1964）最早在研究中涉及到上市公司股权再融资的非正常收益问题，但该问题直到1980年以后才得到系统研究。Masulis和korwar（1986）对上市公司增发后股票的非正常收益进行研究，发现上市公司增发后有比较显著负的非正常收益。Asquith、Mullins（1986）和Schipper等（1986）分别对增发公司股价研究得出同样的结论。Lnughran和Ritter（1995）统计美国1970～1990年期间增发公司的长期收益率，发现增发前6个月并没有显著负的非正常收益，但在18个月后负累计非正常收益显著。Jagadeesh等（1993）等研究发现，在第4年和第5年非正常收益呈逐渐下降趋势。Loughran和Ritter（1997）对5年以上再融资上市公司股票价格表现研究认为，第6年和第7年非正常收益并不显著为负。Soucik和Allen（1998）对澳大利亚股市增发股票的长期价格表现的实证研究认为，中短期存在表现不足的情况，但是在长期（5年以上）并没有表现不足的问题。

在我国学术界，对增发市场表现研究的文献多以增发公告日、发行日和上市日各时点前后短期为研究时窗，鲜有对增发后较长时期的股票非正常收益比较系统的研究。李梦军、陆静（2001）认为上市公司增发新股公告后有负的累计非正常收益。陆满平（2002）等认为，增发在方案公布时市场往往表现出负面反应。沈洪涛、沈艺峰（2003）对沪深两市41家1998～2001年增发A股上市公司的分析表明，增发中存在“公告效应”。李康、杨兴君和杨雄（2003）以2000、2001年沪深两市所有实施增发和配股的A股公司为样本，考察了发行后60天股票的超额收益情况，增发方式下参与增发的流通股老股东有-1.37%的超额损失，不参与增发的老股东有-5.97%的损失。谭峻、吴林祥（2002）研究认为，在增发意向书公告日前的非正常收益率为负，现实市场提前就对这一利空消息做出反映，投资者通过“用脚投票”来表示对增发行为的否定，在公告日负的超额收益率为最大，并在此后相当长的时间内持续为负数。

综上所述，虽然国外大多研究证实了增发后有显著负的非正常收益，但是其中也存在争议。我国理论界在该领域的研究取得了一些成果，但仍存在一定的局限性，主要体现在：研究的样本量不足，样本的选取亦不具有代表性。2002度以前增发门槛低，增发失败比例较高，使得市场的负面反应在一定程度上被放大，以这样的数据为样本有失偏颇，研究结果也不够稳健；就同一增发样本使用事件时间和日历时间两种方法的研究尚少见；由于受样本区间所限，鲜有对长期市场反应的研究。

文献综述

(一)国外研究综述JamesREvans和WilliamMLindsay对质量管理自我评价给出了明确的定义。他们认为质量管理自我评价应该是对组织过程和绩效的整体评价。自我评价就决定了组织采用内部评价，而不依赖外部顾问评价，这样的形式极大促进了组织员工对质量管理工作的参与，更加强调员工对组织质量管理的理解。他们还提出自我评价应该考虑的问题:管理层的参与和领导;产品和过程的设计;产品控制;顾客和供应商沟通;质量改进;员工参与;教育和培训;质量信息。[5]MarkGrahamBrown认为美国国家质量奖就是为企业提供了一个质量管理评价的工具，它能够帮助企业获取员工的想法，并依照评奖准则衡量企业在质量管理方面的进展。[6]DeBayloy也认为企业可以根据美国国家质量奖进行自我评价，由企业高层领导组成内部评审团队，对照质量奖的标准进行全面的评价，为识别质量管理改进提供依据。[7]Feiganbaum提出将质量成本作为一种测量和组织质量管理评价的工具，并且要关注现代质量技术的评估和实施，以便更好地满足顾客的需要。日本质量革命的先驱石川馨，推动了全员参与的质量管理，他主张企业的质量自评要运用简单直观的工具来收集和分析事实数据，减少对质量专家和质量部门的依赖，运用统计技术和团队精神作为实现全面质量管理的基础。[8]朱兰也在“质量三部曲”(QualityTrilogy)中提出质量控制应包括确定质量绩效标准、建立测量单位、采用客观的评价数据评价质量管理实际绩效和标准之间的差异，并对差异制定具体的改进措施。[9]综合以上国外研究理论，质量管理自我评价的主要意义是推进员工参与，进而为企业提供质量改进的目标，促进企业实行全面质量管理。以上理论也成为现在美国质量奖、ISO等国际评价标准的理论基础。(二)国内研究佟伟伟介绍并对比分析2种质量评价模型—Kano模型和服务质量差距模型。[10]但这2种质量评价模型都是基于顾客满意的单一角度来衡量企业质量管理，相比多元化的质量管理评价模型缺乏系统性和全面性。张月义和韩之俊通过产品质量水平、质量管理能力、质量文化及质量信誉3个层次19个评价对象，建立评价企业质量竞争力的指标体系，并采用层次分析和模糊数学方法进行综合评价。[11]李卫红借鉴美国国家质量奖的评价准则，构建用于企业自我评价和企业间质量竞争力评价的指标体系，采用复合线性矩阵的方法并结合我国制造业企业进行实证研究。[12]曹林在国际三大质量奖的基础上，建立适合我国中小服务性企业的质量自评模式。[13]李江蛟和韩玉启认为自我评价是质量奖的副产品，它作为一种有效的质量管理工具，能够促进企业团队工作并构成一个学习过程。[14]翟敬梅、蒋梁中、谢存禧等人采用相似—优先关系的粗集扩展模型，有效处理生产过程中数据的不完整性和属性定义域中存在的优先关系，解决了在使用经典的粗集理论进行生产过程质量评价时所面临的两个实际问题，为生产过程质量评价方法探索了一条新的途径。[15]目前，我国在质量管理评价方面的研究基本是以国外成熟的理论为基础，结合行业或某类企业的特点，提出一套评价标准，形成企业自我评价模型。但在这些自我评价模型中往往还是要依赖质量专家评价，虽然评价结果可以量化但仍然不可避免地引入了主观成分，并且大多数模型采用的评价方法比较复杂，要使企业员工完全掌握有一定难度。

质量管理自评模型

(一)指标体系的构建随着质量管理的发展，质量管理评价指标也在不断地进行科学化和系统化的转变。从质量检验阶段(QualityInspection)的废品率、合格率，到统计质量控制阶段(StatisticalQualityControl)在产品设计、制造、检验方面引入更多统计指标，再发展至全面质量管理(TotalQualityManagement)的基于全员、全过程的质量管理评价指标。直至今日，质量管理评价指标更站在社会系统的视角，关注员工、顾客、社会和企业利益相关方，提出更为全面、系统的指标体系。本文提出的质量管理自评指标体系正是建立在现代质量管理理念基础之上。如表1所示，模型的指标体系涵盖企业外部和内部对质量管理的要求，关注顾客和市场，重视社会对企业公民的要求，兼顾企业的经营过程和结果，对企业管理人员和员工提出具体的要求，为企业质量管理提供评价框架。其中，“资源”因素包含人力资源、财务资源、信息资源、基础设施、相关方关系和技术。[16]对企业经营业绩的评价采用经济附加值(EconomicValueAdded)其计算公式采用:经济增加值=税后净营业利润－资本成本=税后净营业利润－调整后资本×平均资本成本率。其中，税后净营业利润=净利润+(利息支出+研究开发费用调整项－非经常性收益调整项×50%)×(1－25%);调整后资本=平均所有者权益+平均负债合计－平均无息流动负债－平均在建工程;资本成本率按一般标准定为5．5%。[17－18](二)自评模型的实证研究1．数据说明与研究方法。以往质量管理评价模型的实证研究数据多来自问卷调查，本文所用数据来自动机抽样的我国50个上市公司2011年年报，[19]采用定性和定量形式的原始二手数据。这种二手数据比通过问卷形式收集的数据有更高的可靠性和客观性。[20]通过与前述质量管理自评指标体系进行分析、提炼和编码，将其中定性数据转化为定量数据，为下一步分析提供客观的数据基础。由于本文所构建的指标体系包含7方面因素(以下称初始变量)，如果直接采用这些初始变量作为模型中的解释变量，则不利于企业进行广泛的自我评价。而且从理论上分析，这些初始变量之间有较强的相关关系，所以本文选用因子分析法(FactorAnalysis)从这些初始变量中提取共性因子，通过“降维”减少变量间的相关性，简化模型的评价过程，最终用少数不相关的综合变量解释自评模型。2．实证分析。本文采用统计分析软件SPSS17．0进行实证分析。首先进行数据描述性分析。如表1所示，描述性输出主要对初始变量得分的均值、标准差和样本数进行统计。然后通过相关性分析，证明采用因子分析方法的可行性和有效性。相关性分析结果如表2所示，从相关矩阵来看，图中前6个变量之间的相关系数较大(大于0．5)，且对应的Sig值很小(都为0．000)，说明这些变量之间存在较为显著的相关关系。表3表示偏相关性检验结果，该检验值为0．818(一般KMO统计量大于0．7即可得到较好的因子分析效果)。Bartlett统计量中Sig值小于0．01，由此也验证了初始变量间存在显著的相关关系，证明各初始变量满足进行因子分析的条件。(1)初始变量共同度。公因子方差表示初始变量与将提取的公因子之间的共同度。统计的公因子可以解释“领导力”变量的83%，可以解释“社会责任”变量的68．1%，可以解释“EVA”的91．2%，其他变量共同度如表4所示，可见提取的公因子对初始变量的解释能力很好。(2)方差解释。因子分析需要初始变量和公因子建立联系，根据变异的累积贡献率提取其中解释能力较强的公因子。如表5统计结果显示，前2个公因子的解释累计方差已经达到70%以上。经过旋转后，两个公因子的方差贡献值、方差贡献率都有所变化，但累积方差贡献率不变。且从图中可明显发现从第二个公因子后的特征值变化趋势放缓，所以得出与方差解释一致的结论，故提取前两个公因子就能够解释初始变量的主要信息。(3)旋转前后的因子载荷矩阵。旋转后每个公因子的载荷分配更加清晰，比未旋转的解释能力更强。结果如表7所示，旋转后第一公因子更能代表图中前5个初始变量，第二公因子更能代表“顾客与市场”和“EVA”两个初始变量。从各初始变量的意义和特点来看，“领导力”、“资源”、“战略”、“过程管理”、“社会责任”主要反映企业在经营活动中的质量管理过程，“顾客与市场”、“EVA”2个初始变量主要反映企业经营成果，所以可以将第一公因子概括为企业质量管理过程，第二公因子概括为企业经营结果。(4)公因子模型。表8各值表示两个公因子的得分系数，由此可以得到最终的公因子计算模型:F1(企业质量管理过程)=0．236×领导力+0．213×社会责任+0．251×战略+0．076×顾客与市场+0．18×资源+0．236×过程管理－0．188×EVA;F2(企业经营结果)=－0．067×领导力－0．058×社会责任－0．150×战略+0．369×顾客与市场+0．078×资源－0．112×过程管理+0．834×EVA。其中F1表示第一公因子，F2表示第二公因子。(5)自评综合得分模型。参照表5“旋转平方和载入”中的“合计”(方差值)作为权重对两个公因子进行加权求和。得到企业质量管理自评综合得分模型为:自评综合得分=4．087×F1+1．362×F2。

结论

本文基于当代先进的质量管理理论，构建了一套用于企业自评的指标体系，并采用我国部分上市公司年报数据进行实证分析，通过因子分析方法最终将企业自评指标体系中“领导”、“社会责任”、“战略”、“顾客与市场”、“资源”、“过程管理”和“EVA”7个相互关联的评价表7成分矩阵a初始提取F1F2领导力．899－．143社会责任．856．021战略．854－．231顾客与市场．837－．189资源．816－．126过程管理．808．348EVA．320．900提取方法:主成分分析法。a．已提取了2个成分质量管理自评模型的实证研究旋转法:具有Kaiser标准化的正交旋转法。a．旋转在3次迭代后收敛。旋转法:具有Kaiser标准化的正交旋转法。表8旋转成分矩阵a成分F1F2领导力．901．135战略．884．037过程管理．855．073社会责任．816．126资源．809．279顾客与市场．865．576EVA．033．955提取方法:主成分分析法。旋转法:具有Kaiser标准化的正交旋转法。a．旋转在3次迭代后收敛。因素转化为代表企业质量管理过程的公因子F1和代表企业经营结果的公因子F2，由这2个公因子的得分情况反映企业质量管理水平，相当程度地简化了企业自评模型。但由于研究所采用样本数据的有限性和样本选择的随机性，本文没有进行更大样本的研究以及按行业区分样本，这两点使本文存在一定程度的局限性。总的来说，质量管理自评模型由企业自评指标体系、公因子模型和自评综合得分模型3部分构成。企业可以采用自评指标体系进行初步测评，然后按照公因子模型将初步测评结果转化为2个公因子的评价结果，最后使用自评综合得分模型得到量化的企业质量管理自评结果。与其他质量管理评价模型相比，该模型使用方便，容易掌握，不仅可以用于企业进行质量管理的纵向自我评价，还可以通过收集相关数据，按相同的方法对竞争企业、行业标杆企业进行评价，为企业提供横向和纵向的评价结果，使企业明确在质量管理方面的差距和不足，为进一步改进质量确定方向和目标。