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關鍵詞：研究生；學術道德；失范
中圖分類號：G643 文獻標識碼：A 文章編號：1002-4107（2016）07-0061-03
近年來，研究生學術道德失范行為愈來愈嚴重，這不僅不利于優良學風氛圍的形成，而且也不利于研究生學術研究水平的提高。本文對研究生學術道德失范行為進行了博弈研究，運用博弈均衡理論，把研究生和學校管理部門作為博弈局中人，分析合作博弈各方的利益函數，建立博弈模型，以此協調合作中的利益分配，提出了研究生學風建設與學術道德培養的相應策略。
一、研究生學術道德問題概述
學風是指學生或學生集體在學習活動中表現出來的特點和作風，是一種氛圍，一種無形的力量，對于研究生而言，研究生學風是指研究生在學習和科研的過程中所展現出來的行為特征以及精神風貌。研究生在從事學術科研工作的過程中，必須要遵守學術界所認可的一系列道德規范和準則，然而當下，一些研究生受社會環境的影響，自我學習以及自我約束的能力不足，心浮氣躁，加上學校管理部門監督管理制度的不健全，研究生對學術道德規范持消極的態度、對學術道德規范缺乏堅定的意志力、學術不端行為時有發生，研究生學術道德失范行為的存在不僅會影響到人才培養質量，而且也會對未來科學研究事業的發展產生負面的影響。
二、研究生學術道德失范行為的博弈分析
（一）博弈論概述
博弈論是指研究決策主體的行為在直接相互作用時，人們如何進行決策以及這種決策如何達到均衡，博弈論開始于馮?諾依曼（Von Neumann）與摩根斯坦（Morgenstern）在1944年合作的《博弈論與經濟行為》（The Theory of Games and Economic Behavior）一書的出版[2]。博弈論首先假定人是理性的（Rational），這里所講的理性的人是指在進行具體策略選擇的時候，把自己的利益最大化作為目的，博弈論所要研究的是理性的人之間如何進行具體策略的選擇，簡單說來，就是每個博弈方通過自己所掌握的信息，從自身的利益和目的出發，同時考慮到他的決策行為對其他人可能產生的影響，選擇最佳策略計劃來采取行動，從而達到自身收益的最大化。博弈方、博弈的規則、策略、收益、結果是描述一個博弈活動必須具備的五個基本的要素[3]。
（二）研究生與學校管理部門之間的博弈
研究生學位論文及科研成果水平是衡量學校研究生培養質量的重要指標，當學校管理部門對研究生在讀期間學位論文質量及科研成果進行具體要求時，研究生與學校管理部門之間就開始了博弈。研究生由于自身內部和外部原因，可能采取一些不誠信的方法，以最低成本達到學校管理部門對研究生學位論文及科研成果的相關要求，以順利獲得學位。在這種情況下，學校管理部門必須通過相關制度規定引導研究生的行為，鼓勵研究生通過自己努力學習達到學校管理部門規定的質量要求。針對該問題本文建立博弈模型如下。
把研究生與學校管理部門之間的博弈看成是一次完全信息下的混合策略博弈，在這個博弈中存在一個混合策略納什均衡，現在，以研究生學位論文質量問題為例，假設面對學位論文時，研究生按照某一概率可以隨機選擇誠信或者不誠信這兩種純策略，學校管理部門也同樣按照某一概率可以隨機選擇檢測或者不檢測這兩種純策略，假設個人收益沒有增減的情況為0，研究生選擇不誠信采取其他手段完成學位論文的成本設為C1，學校管理部門不對研究生學位論文進行檢測，研究生選擇不誠信采取其他手段完成學位論文后獲得的額外收益設為A，學校管理部門對研究生發表學位論文進行檢測的成本設為C2，學校管理部門檢測出研究生不誠信時研究生所承擔的后果設為L，學校管理部門對研究生不誠信行為進行懲罰后，研究生改正后給學校管理部門所帶來的收益設為F，學校管理部門不對研究生的學位論文進行檢測，出現研究生不誠信時的損失設為H，研究生選擇不誠信策略的概率設為p，研究生選擇誠信的概率設為（1-p），學校管理部門選擇對研究生學位論文進行檢測的概率設為q，學校管理部門選擇不對研究生學位論文進行檢測的概率設為（1-q），那么研究生與學校管理部門之間的混合策略博弈得失矩陣如表1。
通過對研究生與學校管理部門之間的混合策略博弈得失矩陣的分析可以求出，研究生的期望收益函數E1是：
學校管理部門的期望收益函數E2是：
對于學校管理部門選擇對研究生的學位論文進行檢測的混合策略 （q，1-q），研究生希望使得期望收益函數E1最大化，因而對上述公式（1）進行求偏導，即E1對p求偏導，然后令所求得的偏導等于0可以求到：
可得
同理，對于研究生選擇不誠信行為的混合策略（p，1-p），學校管理部門希望使得期望收益函數E2最大化，因而對上述公式（2）進行求偏導，即E2對q求偏導，然后令所求得的偏導等于0可以求到：
可得
由上述求得的值可以知道，研究生選擇不誠信策略的概率p，與學校管理部門對研究生學位論文進行檢測的成本C2成正比，與學校管理部門對研究生不誠信行為進行懲罰后，研究生改正后給學校管理部門所帶來的收益F、學校管理部門不對研究生學位論文進行檢測，出現研究生不誠信時的損失H之和成反比；學校管理部門選擇進行檢測的概率q與學校管理部門不對研究生學位論文進行檢測，研究生選擇不誠信采取其他手段完成論文后獲得的額外收益A和研究生選擇不誠信采取其他手段完成論文的成本C1之差成正比，與學校管理部門不對研究生學位論文進行檢測，研究生選擇不誠信采取其他手段完成學位論文后獲得的額外收益A及學校管理部門檢測出研究生不誠信時研究生所承擔的后果L之和成反比。其中A與L具有一致性，就是說研究生選擇不誠信采取其他手段完成學位論文后獲得的額外收益越大，對學校管理部門造成的損失也越大，因此學校管理部門檢測出研究生不誠信時研究生所承擔的后果也應該越大，即A或L越大，q 越小。
因此，本博弈的混合策略納什均衡為：
即研究生以 的概率選擇不誠信策略，學校管理部門以 的概率選擇對研究生學位論文進行檢測。
在研究生選擇不誠信策略的概率p一定的情況下，學校管理部門選擇對研究生學位論文進行檢測，即q=1的時候，學校管理部門的期望收益函數E2（p，1）為：
學校管理部門選擇不對研究生發表的論文進行檢測，即q=0的時候，學校管理部門的期望收益函數E2（p，0）為：
時，E2（p，1）=E2（p，0），學校管理部門將會對研究生學位論文隨機選擇進行檢測或者不檢測，當0
研究生選擇誠信策略，即p=0的時候，研究生的期望收益函數E1（0，q）為：
根據上述博弈分析，可以總結出：（1）由于學校管理部門對研究生學位論文進行檢測需要消耗一定的成本，因此學校管理部門對研究生學位論文進行檢測所消耗的成本越高，研究生選擇不誠信采取其他手段完成學位論文的概率將會增大，所以，在實際生活中，研究生的不誠信問題很難徹底解決；（2）在學校管理部門對研究生學位論文進行檢測的成本一定的情況下，學校管理部門對研究生不誠信行為進行懲罰后研究生改正后給學校管理部門所帶來的收益不高，或者學校管理部門不對研究生學位論文進行檢測出現研究生不誠信時的損失比較小的時候，如果學校管理部門選擇不對研究生學位論文進行檢測，那么研究生選擇不誠信策略的概率將會增大；（3）學校管理部門檢測出研究生不誠信時研究生所承擔的后果越大，學校管理部門選擇對研究生學位論文進行檢測的概率就會相應地降低，同時加大對研究生不誠信行為進行處罰的力度，也可以增強對研究生不誠信行為的治理，在懲罰力度一定的情況下，加大學校管理部門選擇對研究生學位論文進行檢測的概率也會使研究生更傾向于選擇誠信行為；（4）研究生選擇不誠信采取其他手段完成學位論文的成本很小，或者學校管理部門不對研究生學位論文進行檢測，研究生選擇不誠信采取其他手段完成學位論文后獲得的額外收益很高的時候，研究生就會選擇不誠信采取其他手段完成學位論文，那么研究生選擇不誠信策略的概率就會變大。
三、研究生學術道德失范行為的解決策略
（一）加強對研究生不誠信行為的治理
研究生的策略選擇受到學校管理部門檢測出研究生不誠信時研究生所承擔的后果以及學校管理部門的懲罰力度大小的影響，如果學校管理部門檢測出研究生存在選擇不誠信采取其他手段完成論文的行為時，對其行為予以遮掩或并未進行懲罰，那么，學校管理部門檢測出研究生不誠信時研究生所承擔的后果L就會變得很小，相對而言額外收益A就會變大，這必然會導致更多的研究生選擇不誠信行為。因此，學校管理部門只有在對研究生發表的論文進行檢測發現其不誠信行為后，加重研究生選擇不誠信行為時所承擔的后果，加大對其進行處罰的力度，才能夠有效治理研究生的不誠信行為。
（二）引導研究生樹立正確的利益觀
在學校管理部門對研究生學位論文進行檢測的成本一定的情況下，學校管理部門對研究生不誠信行為進行懲罰后研究生改正后給學校管理部門所帶來的收益不高，或者學校管理部門不對研究生的學位論文進行檢測出現研究生不誠信時的損失比較小的時候，如果學校管理部門選擇不對研究生的學位論文進行檢測，那么研究生選擇不誠信策略的概率將會增大，長此以往，不僅會嚴重影響學術科研環境，而且也不利于研究生學術研究水平的提高。同時，從博弈論的角度看，研究生在評估學術不端現象與學術道德失范行為的風險以及預期收益時，可能會被眼前的利益所迷惑，從而對因學術道德失范行為而造成研究生長遠利益損害的情況持有一種不清楚、無所謂、不關心的態度[4]。因此，學校管理部門要對研究生不誠信行為進行全面的監督，建立學術監督機構，引導其樹立正確的利益觀。
（三）完善研究生評價制度
學校管理部門可以為研究生建立個人誠信檔案，對研究生不誠信行為進行記錄并及時對外公示。除此之外，當前的評價體系是以數量、期刊級別為中心的，然而科研工作需要長時間的積累，并且具有一定的周期性，并不能保證每年都有預期的成果，特別是對于研究生來講，在短短三年的時間里，既要完成課程的學習，又要發表一定數量的論文以及取得高質量成果，這就對他們造成較大的壓力，可能導致他們選擇不誠信采取其他手段或是完成學位論文[5]。學校管理部門應該全面完善研究生評價制度，從理論素養、課程學習、行為表現、實踐能力、創新思維等方面多維度、多形式、多途徑地評價研究生，以更廣闊的視角真實地表現研究生的綜合素質能力，使得研究生能以更好的身心狀態投身于學術科研中去。
通過運用博弈均衡理論對研究生學術道德失范行為的博弈研究可知，在研究生與學校管理部門之間的博弈中存在一個混合策略納什均衡，學校管理部門必須加強對研究生進行學風建設與學術道德教育，提高其收益分析的能力；加重研究生選擇不誠信行為時所承擔的后果，加大對其進行處罰的力度，有效治理研究生的不誠信行為；要對研究生不誠信行為進行全面的監督，建立學術監督機構，引導其樹立正確的利益觀；完善研究生評價制度，從理論素養、課程學習、行為表現、實踐能力、創新思維等方面多維度、多形式、多途徑地評價研究生，以更廣闊的視角真實地表現研究生的綜合素質能力，這樣才能保證研究生的培養質量，才有利于研究生學術研究水平的提高。
參考文獻：
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【關鍵詞】POT；APARCH-M；動態風險；杠桿效應
近年來，由美國次貸危機引發的金融危機使得各國金融市場產生大幅波動，讓人們廣泛意識到對金融機構等實施金融風險管理的重要性。因此，對金融市場極端情形下的損失風險的估計和預測是研究者和各投資者關注的焦點。VaR(Value at Risk)技術正是這樣一種定量工具，目前已受到業界的廣泛認可，為全球金融市場、電力市場及石油市場廣泛采用[1-2]。但是VaR只是市場處于正常變動下市場風險的有效測度，它不能處理金融市場處于極端價格變動的情形，如股市崩盤等，并且它自身不是一致性風險度量工具[3]。而ES(Expected Shortfall)是度量損失超過VaR的期望損失，能較好度量極端風險，并且它是一致性風險度量[3-4]，于是論文將ES作為VaR的一個補充。在傳統的風險度量模型中一般考慮的是整個收益率的分布，常用正態分布、t分布、混合正態分布、Laplace分布等來描述。而極值理論(Extreme Value Theory)描述的是分布的尾部行為，故而近年來熱衷于將極值用于風險度量研究中[2-7]。
目前，國內外對極值的研究主要集中在條件極值的風險度量和應用上[3-7]。條件極值模型主要是將極值理論中的POT(Peaks Over Threshold)模型與波動模型結合。在國內，極值理論的研究起步較晚，但發展迅速，余力[5]和陳守東[6]等的研究結果表明動態VaR比靜態VaR度量更準確；但上述文獻中都沒考慮金融資產收益率波動的杠桿效應，即非對稱性。林宇[7]則通過非對稱波動模型與極值模型結合度量風險，測試結果較準確。但他們的研究都忽略了金融資產收益中包含了對風險的補償，即金融資產收益率與資產風險具有密切的關系。為了反映出這種關系，Engle等1987年提出了GARCH-M模型[9]。陳澤中[9]將GARCH-M模型和EGARCH模型結合起來，分析了我國股市波動的特點。實證結果表明，我國股市存在明顯的杠桿效應，且收益率與波動性存在顯著的正相關關系。
為了更準確地度量金融市場風險，論文采用更一般的APARCH模型來描述收益率序列的波動，并充分考慮了金融市場的收益率與風險的正相關關系。將極值理論中的POT模型與APARCH-M模型結合，提出了基于POT-APARCH-M的風險度量模型。
1.APARCH-M模型與極值理論中的POT模型
1.1 APARCH-M模型
在針對金融時間序列波動性的建模中，Bollerslev在ARCH模型的基礎上提出了廣義自回歸條件異方差模型，這正是我們目前研究比較多的GARCH模型。GARCH模型是ARCH模型的重要擴展，然而GARCH模型并不能完全反映金融市場波動的特征，特別是其中的杠桿效應。于是Ding，Granger和Engle在1993提出了一個非對稱的GARCH模型，即APARCH(asymmetric power ARCH)模型[11]。該模型是個歸納性較強的模型，它將多種ARCH模型和GARCH模型作為其特例，其中包括了TS-GARCH模型，GJR-GARCH模型，Log-GARCH模型，TARCH模型，NARCH模型等[10]。APARCH模型不僅包含了一般GARCH模型的特點，而且還可以捕捉金融市場的杠桿效應。設是股票每日價格的對數收益率序列，滿足嚴格平穩性，且服從APARCH(p,q)過程，則可以由下式表達：
(1)式為均值方程，其中為條件均值，為殘差；(2)式中的為條件方差，為標準化殘差，是服從均值為0，方差為1的獨立同分布序列；(3)式為波動方程，其中參數，，，，，，反映沖擊的杠桿效應。
由于金融資產風險的變化對收益的影響，高的收益往往伴隨著高的風險，即是資產的收益率會依賴于它的波動。為刻畫這種現象，1987年，Engle、Lilien和Robins提出了GARCH-M模型，其中“M”表示收益率的條件均值為GARCH[8]。此時，條件均值可以表示為：
上式中的和為常數，參數叫做風險溢價參數，為正值意味著收益率與它的波動正相關。
于是將(4)式代入到(1)式中，就可以得到APARCH-M模型，即
3.算例分析
3.1 模型參數估計及動態VaR和ES估計
論文選取深證綜合指數從2003年12月10日到2011年1月20日的每日收盤價，共1729個數據。取2003年12月10日到2010年1月7日的每日收盤價共1479個數據，用來估計模型的參數；2010年1月8日以后共250個數據用來后驗測試。數據來源于大智慧股票軟件。深證綜指的日損失序列定義為，其中為時收盤價。論文所有的數據處理和分析都在Eviews5.0和R軟件下進行的。
通過Eviews5.0軟件計算得到損失序列的基本統計特征見表1，括號內為p值。
從表1中可以看出該損失序列尖峰厚尾，且不對稱，呈現右偏情形；單位根ADF檢驗結果表明在1%的置信水平下該序列不存在單位根，即損失序列是平穩的；Ljung-Box統計量Q(5)、Q(10)表明該序列有一定的自相關性，Q2(5)、Q2(10)表明損失序列的平方自相關，從而該損失序列具有很強的ARCH效應。根據前面的分析使用APARCH(1,1)-M-t模型對深證綜指樣本內損失序列建模，并用最大似然估計對參數進行估計，估計結果見表2。
模型擬合后，對其殘差進行ARCH檢驗，其檢驗統計量LM(6)的p值為0.99，從而可以判定殘差沒有異方差性。標準化后的殘差序列均值幾乎為0，方差也十分接近于1，基本可以看成是標準殘差序列。然后對其進行相關性檢驗，Q(5)=24.301(0)，從而可以認為其是獨立序列。標準化后的殘差序列的閾值，MEF(超額均值函數)確定如下圖1所示。從圖1中可以看出閾值在1.8左右，然后結合McNeil和Frey對比Hill方法、歷史模擬法等方法，發現選擇5%左右的極值數據使用GPD估計效果較好，于是閾值可以確定為1.806，接下來對超過閾值的部分進行GPD擬合，結果如圖2所示。從圖上看出擬合效果相當好，并且作出其QQ分位圖，如下圖3所示。于是可以用GPD分布對極值建模，參數估計結果為，。
3.2 模型檢驗
為了考察風險度量模型的預測效果，常采用Kupiec的失敗次數檢驗方法。其基本思想是：在置信水平為P的條件下，在第t日估計出第t+1日的風險值和，對于第t+1日的實際損失，如果估計出的，那么就認為風險估計值在第t+1日是失敗的，并計數一次。最后將失敗次數比上考察的總次數得到失敗率。對于ES的估計也是采用同樣的方法。如果失敗率遠大于，則認為是低估了風險，反之則是高估了風險。只有失敗率接近，風險度量方法才被認為相對可靠。論文還將此模型檢驗結果與EGARCH-M-POT模型，APARCH-POT模型檢驗結果進行了對比，從而可以看出此模型的優越性。
從上表2深證綜指的后驗測試結果可以看出，在99%置信水平下，這三種模型預測的效果是一樣的，但在97%置信水平下，基于POT-APARCH-M和POT-EGARCH-M模型預測效果是一樣地優于基于POT-APARCH的，從而表明了考慮收益與風險正相關對于金融市場風險的度量更加合理。在95%的置信水平下，基于POT-APARCH-M模型預測的效果是最好的，因為它是失敗率是最接近5%，從而表明考慮更一般的APARCH模型來描述收益率的波動比EGARCH更合理。而通過計算ES的失敗率結果在高置信水平下，ES的失敗率都為零，從而表明ES相比VaR是更為保守的風險度量。
4.結論
論文建立了基于極值理論的POT-APARCH-M-t的動態風險度量模型，用來度量金融市場風險。在描述金融市場波動特征時，采用更一般的APARCH模型。結果表明它比EGARCH模型更優越。在金融市場中往往高的收益伴隨著高的風險，即收益與風險是負相關的，從而將APARCH模型與GARCH-M結合。經過深證綜指風險度量結果表明損失與風險是負相關的，并且更準確地度量風險。而在度量空頭風險時，通過檢驗表明，在高置信水平下，ES過于保守，從而可以看出收益率的右尾較薄。論文只是對收益率分布上尾極端風險進行了度量，當然還可以對下尾極端風險進行度量，論文在閾值選取時，帶有一定的主觀性，閾值準確的選擇方法一直是現在要解決的問題。
參考文獻
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論文關鍵詞：IFRS9，IAS39，金融工具分類，公允價值損益
一、引言
始發于美國次級貸款的金融危機，不僅對全球金融穩定與實體經濟產生了重要影響，也對金融工具的潛在風險再次敲響了警鐘：當金融工具潛藏的風險達到一定程度時，坍塌的不僅是個別公司的金融資產，還會殃及到全球財務金融系統。然而，隨著金融全球化浪潮的不斷推進，金融工具創新層出不窮，融資證券化趨勢大大加強金融論文，因此，如何加強金融工具的管理，不僅是當前應對公允價值會計順周期效應的需要，更是值得我們長期關注的課題。經濟、金融環境的變化直接關系到會計的確認、計量和報告。金融工具的創新影響著金融工具的表內確認條件，而金融工具的表內確認是建立在對其進行合理分類的基礎之上的，只有科學合理的分類，才能對金融工具進行合理的確認與計量，才能進行有效的資產管理。
事實上，IASB一直致力于簡化和完善金融工具會計準則，使之能夠被廣大會計工作者所理解，規范運用到實際操作中去，金融危機的爆發更促使金融工具準則的修改迅速提上日程。2008年以來，G20和FSB一再呼吁IASB和各國會計準則制定機構改進金融工具準則、降低金融工具會計準則的復雜性，以提高復雜金融產品市場和交易的透明度；2009年4月2日，G20倫敦峰會明確要求會計準則制定機構在2009年底之前在降低金融工具準則復雜性方面采取行動；2009年7月，IASB征求意見稿《金融工具：分類和計量》，其目標是建立金融資產和金融負債分類和計量的原則金融論文，為財務報表使用者估計未來現金流量的金額、時間和不確定性提供相關和決策有用的信息。2009年11月12日，IASB頒布國際財務報告準則IFRS 9《金融工具：分類和計量》以取代IAS 39中的相應部分，該準則最晚將于2013年開始執行。
二、IFRS 9關于金融工具分類的概述
IFRS 9將金融工具按計量屬性分類為以公允價值計量的金融工具和以攤余成本計量的金融工具期刊網。一般情況下（除非商業模式變化），不允許金融工具在公允價值計量和攤余成本計量之間進行重分類。
1．金融工具分類原則
在初始確認時，主體應當根據后續計量是以攤余成本還是公允價值為基礎，對金融資產和金融負債進行分類。如果一項金融資產同時滿足以下兩個條件，應當以攤余成本計量（除非指定為以公允價值計量）：（1）該金融工具只具有基本的貸款特征；（2）該金融工具以合同收益率為基礎進行管理。不滿足上述兩項條件的金融資產或金融負債應以公允價值計量，且公允價值變動在當期損益或其他綜合收益中列示。根據這一規定，所有對權益工具的投資都必須以公允價值計量。
同時，對以攤余成本計量的金融工具，保留了公允價值選擇權。在初始確認時，主體可以選擇將應適用攤余成本計量的金融資產或金融負債指定為以公允價值計量，且將其變動計入當期損益。但前提是，這種指定可以消除或顯著減少計量和確認的不一致性，即以不同計量基礎計量資產/負債或者確認利得/損失而產生的“會計錯配”。
2．公允價值變動損益的處理
根據現行IAS39的規定，如果對權益工具的投資沒有在活躍市場上的報價或其公允價值無法可靠計量，則可以成本計量。IFRS 9取消了這一規定金融論文，代之以允許報告主體在初始確認時進行選擇。主體可選擇將權益工具（為交易目的持有以外）的公允價值變動在后續計量中計入當期損益還是其他綜合收益。一經選擇，后續不得改變。如果選擇計入其他綜合收益，在該工具終止確認時，其已經列示在其他綜合收益中的累計價值變動不轉入當期損益，即沒有“循環”規定，因此這些對權益工具的投資不需計提減值。
3．嵌入衍生工具會計處理的簡化
包含嵌入衍生工具的混合工具應作為一個整體，按照以公允價值計量的金融工具和以攤余成本計量的金融工具進行分類。如果嵌入衍生工具必須與主合同分離，主體應按相同分類原則對衍生工具進行處理。
三、IAS 39和IFRS9的比較分析
作為替代IAS 39的相應部分，IFRS 9不僅降低了現有金融工具確認和計量原則的復雜性，也避免了會計原則的內在不一致。
第一，IFRS 9在分類層次上做了簡化處理，而該種簡化實質上更應該說是一種回歸期刊網。在IAS 39金融資產的四分類中，交易性金融資產是以“完全公允價值”來計量的，其公允價值變動直接在損益表中體現，故對損益表的影響很大。而可供出售金融資產實質上是以“變異的公允價值”來計量，其以資產負債表為緩沖器來減少公允價值對損益波動的影響，這使得在計量日公允價值的變動會改變資產負債結構金融論文，但不影響損益表[1]。在IFRS9中，將這兩類統一歸類為“以公允價值計量的金融工具”，即兩者均采用公允價值計量，但不同的是其公允價值變動損益的處理――前者仍在當期損益中體現，而后者則在其他綜合收益中體現，且在其終止確認時，已經列示在其他綜合收益中的累計價值變動不得轉入當期損益。
IAS 39中原先劃分的持有至到期投資、貸款和應收款項，在IFRS 9中統一歸類為“以攤余成本計量的金融工具”。但比較而言，IFRS 9中是否具備基本貸款特征和基于合同收益率管理的分類判定標準更具客觀性。貸款的基本特征即是該金融工具要償還本金和支付利息；基于合同收益率管理則是主體的商業模式在持有或發行金融工具時產生合同現金流，因此，合同收益率依賴于管理層在實際中如何管理金融工具而不是管理層的持有目的[2]，從而降低了盈余管理的空間。
總之，相對于IAS 39復雜的分類，IFRS 9僅將金融工具分為以公允價值計量和以攤余成本計量，這不僅提高了準則的可比性和一致性，也使得會計實務工作更簡便化，金融工具的信息披露更具理解性。
第二金融論文，公允價值損益的處理減少了盈余管理的空間。在IAS 39中，不是為交易而持有的權益性投資往往列作“可供出售金融資產”，其在資產負債表日發生的公允價值變動通過“資本公積―其他資本公積”科目計入所有者權益，待處置時再計入損益。因此，管理層在需要時可通過處置可供出售金融資產的方法來進行盈余管理；而IFRS 9中新增了FV-OCI模式，允許不是為交易而持有的權益投資將公允價值變動損益計入其他綜合收益（即FV-OCI）。這使得公允價值變動損益在發生時既不先在資本公積中列示，也不計入當期損益，從而減少了管理層盈余管理的空間，也在一定程度上降低了因公允價值變動風險而帶來的利潤波動，使得財務報表數據能更忠實于企業實際經營成果。
第三，嵌入衍生工具的統一分類計量降低了確認的復雜性。在IAS 39中，主合同的非衍生工具和嵌入的衍生工具采用混合計量的方式，不僅增加了確認的復雜性，而且使得會計原則產生了內在的不一致。IFRS 9中將主合同的非衍生工具和嵌入的衍生工具采用同一種計量方式，避免了混合計量，降低了確認的復雜性。以可轉換公司債券為例，作為典型的嵌入衍生工具金融論文，其同時具有債券、期權的投資性質，根據IAS 39的規定，應當將其拆分進行分別確認和計量；而根據IFRS 9的規定，由于可轉債不具有貸款的基本特征，故可作為一個整體以公允價值計量，不需拆分處理，從而大大降低了確認的復雜性。
四、IFRS 9對我國金融工具準則實現趨同的挑戰
金融工具分類與計量是金融工具準則中的最為基礎和核心的部分。IFRS 9的頒布是對金融工具準則的改進――它以計量屬性為切入點，再次強調公允價值的重要性；而FV-OCI模式的引入降低了利用公允價值變動損益進行盈余管理的空間，也使得其對當期利潤的影響更符合實際經營狀況期刊網。IFRS9不僅提升了會計準則的一致性和可比性，也進一步穩固與完善了會計信息系統。然而，其在分類標準上的過于簡化以及減值準備計提的大大減少會對企業財務狀況的穩定性和決策有用性造成多大的影響，仍是我們需要進一步關注的問題。
我國自實施新會計準則以來，不少學者對我國上市公司金融工具分類的行為特征進行研究。從總體實施情況看來，主要呈現兩大特點。其一，非金融企業所持金融工具品種單一，而金融企業所持金融工具種類較多[3]；其二，交易性金融資產與可供出售金融資產所占的份額遠遠高出持有至到期投資金融論文，且出于盈余管理的需要，當公司持有兩類金融資產較多時，更傾向于將其持有的金融資產劃分為可供出售金融資產[4]。IFRS9完全實施后，我國相應的會計準則也必將與之趨同。筆者相信,實現趨同后，我國企業通過進一步規范化金融工具的分類、合理化公允價值的取得，能更好地進行金融工具風險管理，而交易信息披露的透明度也能得到提高,上述問題在一定程度上能夠得到解決。然而，如何實現趨同也是我們需要面對的現實問題。IFRS9中FV-OCI模式的運用，不僅對證券監管機構綜合收益監管指標的引進指明了方向，更是對我國財務報告中“綜合收益”概念的適時引入、上市公司綜合收益表的編制提出了迫切的要求。
參考文獻
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關鍵詞：經濟學，結婚，離婚
從經濟學角度看，離婚與結婚本質都是一種經濟均衡。
1981年，美國經濟學家Becker首次把經濟學方法引入對婚姻行為的分析，貝克爾認為，結婚的目的在于想從婚姻中得到最大化的收入。
人們選擇結婚或離婚，不僅取決于收入因素，還取決于生理、物質和心理等方面的總收益與總成本的比較。
婚姻所產生的生理收益主要是獲得性滿足。康德認為，婚姻的意義在于“合法使用對方的性器官”。研究表明，性是僅次于提供的生理。婚姻使長期化、穩定化，性生活安全化。特別在艾滋病威脅人類的今天，穩定健康的對誰都有好處。在性滿足方面，婚姻使男女雙方實現了消費與被消費的有機統一。
婚姻所產生的物質收益主要是：一是生產的分工效益。具有不同專業化優勢的男女，通過婚姻形式可以使雙方的收益達到最大，婚姻是一個互補雙贏的方案。二是生產的規模效益。通過男女互補，促進資源的充分利用，實現規模經濟，獲取規模經濟效益。三是消費的規模效益。在家庭耐用消費品方面，婚姻的這種規模效益表現得更為明顯。住房和家具，一人生活用一套，兩人一起生活也是用一套。四是孩子所產生的物質收益。孩子也可為家庭創造收入，來自孩子的收益主要是一種未來收益。
婚姻所產生的心理收益主要是給人以心理寄托和安全感。一是婚姻為人們提供了一種躲避生產和生活風險的有效形式。婚姻是一種風險削減機制。婚后，夫婦之間同舟共濟、相互扶持抵抗各種不利的人生變故。二是婚姻為人們提供了一個感情交流的平臺。夫妻間良好的日常交流，可緩解社會造成的壓力。三是孩子帶來的精神快樂。孩子既能為大人帶來直接的精神愉悅；同時，大人也得到了對生命延續的寄托感；四是美好婚姻所帶給人的社會形象收益。
婚姻的成本也包括三個方面：生理成本、物質成本和心理成本。
生理成本主要是在性方面的付出。從婚姻的角度看，性既是一種權利，也是一種義務。權利是一種收益，而義務則是一種成本。
物質方面的成本主要有：一是找對象時期的物質投入。由于信息的不對稱，婚姻也是一種風險投資。為了減少由不確定性所帶來的損失，在婚姻關系確定前，人們總是要盡可能多地了解一些對方的信息。這種了解過程就需要時間和金錢的投入。二是在婚姻期間為維持婚姻所需要的物質投入。一個人在結婚后，為了維持婚姻的美滿，仍需要對另一方不斷進行一些物質方面的投入。三是由孩子帶來的物質損失。孩子從出生到培養成人，這中間需要大量時間和金錢的投入。當然，如果結婚雙方傾向于“丁克”，則此項投入可不在考慮之列。
心理方面的成本主要有：一是找對象時期的感情投入。在找對象時，有時一方不得不忍受另一方有意或無意的感情傷害。二是婚姻期間的心理成本。結婚后，雙方的選擇自由將會減少。錢鐘書有個很好的比喻，婚姻是“圍城”，站在城外的人想進來，城里的人想出去。這“圍城”就是一種對自由選擇的限制。另外，一方將有可能時常遭受到另一方的心理傷害。如男人需忍受女人的嘮叨，女人需忍受男人的粗魯等等。三是由孩子帶來的心理損失。孩子是婚姻的果實。孩子既能為大人帶來快樂，也會招致許多煩惱。
在現實中，一個人是結婚，或者是離婚，取決于上述總收益與總成本的比較。當上述結婚的總收益大于總成本時，理性的人就會選擇結婚；當總收益小于總成本時，就會選擇不結婚。科技論文。從前曾普遍流傳一句話:有錢沒錢,找個老婆過年。這里反映的就是一個人娶老婆過年，不僅僅是有沒有錢的問題，還有其它一些需要考慮的因素在里面，這里就取決于生理、物質、心理等方面的總收益與總成本的比較，而不僅僅取決于錢的有無和多少。科技論文。
對社會而言，離婚會產生雙重作用，這里既會產生一些社會經濟收益，也會產生一些社會經濟成本。
離婚產生的社會經濟收益主要有：一是可以催生一些服務產業。科技論文。如婚姻介紹所、婚姻咨詢公司等業務量就會增加。二是對消費需求有一定刺激，如住房、家電、家具等方面的需求會有一些增加。三是對社會生產方式會產生一些反作用。婚姻結構與社會經濟結構是一對互動的范疇。一方面，社會經濟結構要求與其相適應的婚姻家庭結構。而社會分工的深化和工業文明的發展則對家庭結構提出了新要求。另一方面，婚姻家庭結構對社會經濟結構和社會生產方式也有一定反作用。隨著社會離婚人數的增加，社會的產業結構和企業的生產行為也會有一些調整和變化，如圍繞婚姻的服務產業比重就有可能增加等。四是離婚減少了一些社會成員的心理苦悶，從而增加了一些社會成員的精神收益。
離婚對社會經濟發展也會產生許多成本，主要有：一是離婚會影響個人情緒，進而可影響工作效率。二是離婚過程需要時間，這對社會發展也是一種浪費。三是離婚對子女成長和發展會產生許多不利的影響。四是離婚會增加社會秩序的建設成本，如有可能引致倫理道德方面的變遷，而這種變遷往往需要社會支付一些物質和精神方面的成本。五是離婚本身需要支付相當高的經濟成本，如訴訟費等，這對社會而言，也是一種資源損失。六是離婚雖然能減少一些人的心理苦悶，但也會增加另一些人的心理苦悶，這種苦悶就是一種精神損失。
近年來，我國社會上出現一個新說法：由于離婚率的上升，萌發并帶動了“離婚經濟”，如離婚調查、離婚咨詢、離婚訴訟等。對此筆者認為，對“離婚經濟”我們應正確看待，婚姻問題與社會經濟問題是密切相關的，“離婚經濟”的背后是社會經濟問題。
對“離婚經濟”我們應正確對待。一是要防止人口性別比例的失調，實行科學的人口政策。這里既要保證人口性別比例在空間維度上的合理配比，也要保證人口性別比例在時間維度上的合理配比。二是要防止社會財富的兩極分化。三是要在制度創新上做好文章，要著力建立和諧、公平、人本、競爭的制度體系。四是社會要加大對弱勢群體的保護力度。五是要進行文化觀念創新，要提倡更加健康、文明、理性和更加人性化的生活方式。六是要盡可能健全完善婚姻市場的信息公開機制，完善法制，堅決制止婚姻欺詐行為。
雷?鮑爾(Ray Ball)和菲利普?布朗(Philip Brown)的《會計收益數據的經驗評價》(An Empirical Evaluation of AccountingIncome Numbers，以下簡稱《評價》)，被公認為首次運用實證研究方法對會計問題進行研究的經典文獻。該文獻由于首次運用實證研究方法對會計收益數據的信息含量進行了檢驗，開創了會計研究領域的新方向，提供了研究會計問題的新方法，因而第一個獲得美國會計學會頒發的“對會計研究有開創性和重要影響獎。
一、作者簡況及文獻誕生的背景
鮑爾于1965年在澳大利亞的新南威爾士大學獲得學士學位，1968年獲得芝加哥大學的MBA學位，1972年在芝加哥大學獲得經濟學博士學位。鮑爾現為芝加哥大學商業研究生院的會計教授。鮑爾的研究領域主要集中在財務報告和披露、盈余和股票價格、跨國會計和財務、市場有效性和市場經濟機構等方面。他曾于1986年-2000年擔任《會計與經濟學雜志》的編輯，從2000年至今擔任《會計研究雜志》的編輯。
布朗也在澳大利亞的新南威爾士大學獲得學士學位，在芝加哥大學獲得MBA學位和經濟學博士學位。布朗現為澳大利亞的新南威爾士大學會計、銀行和財務學院的會計和財務教授。布朗的研究領域主要集中在會計管制、公司治理、披露政策和實務、證券市場對信息的反映和市場的微觀結構等方面。除了學術研究以外，布朗還積極參加社會活動，他曾擔任公司市場咨詢委員會成員、《澳大利亞會計評論》管理委員會委員、《算盤》和《會計和商業研究》等期刊的編委會成員。
20世紀60年代之前的會計研究主要采用的是特定的會計分析模式，鮑爾和布朗認為這種研究方法得出的結論雖然經過嚴格推理，但都是一些沒有證據或沒有經過證實的主張或斷言。這種分析模式忽視了會計理論和會計實踐之間相互影響和相互促進的一面。由于缺乏經驗驗證，用會計分析模式來定義的收益數據引起了會計學家的廣泛爭論。另外，在20世紀60年代，資本市場有效性假設和資本資產定價模型的出現引起了會計學者的重視。正是在這一背景下，鮑爾和布朗將實證研究方法引入到會計研究領域。
《評價》一文發表于芝加哥大學主辦的《會計研究雜志》1968年的秋季號。該雜志創刊于1963年，主要刊載使用分析研究、經驗研究、實驗研究和實地研究等原創性會計領域論文。《會計研究雜志》因其較早刊登經驗研究論文、重視研究方法的創新性和具有有影響的編輯團隊而著稱。
二、《評價》的基本結構
《評價》一文包括引言、經驗檢驗、數據、研究結果和結論五個部分。該文獻的邏輯結構見圖1。論文的引言部分主要描述當時對會計收益數據有用性的爭論，作者認為爭論的原因在于沒有經驗數據的支撐，認為可以從會計收益數據前后的股價走勢來判斷會計收益數據的有用性。論文的第二部分“經驗檢驗”和第三部分“數據”主要包括所使用的模型(理論依據)、變量、樣本和數據的選擇標準、數據來源(保證數據的權威性)和變量的描述性統計結果。論文第四部分“研究結果”包括假設、對假設的檢驗結果、檢驗結果的顯著性、對結果的解釋和研究設計本身的局限性。論文的最后部分“結論”對全文進行了總結，認為會計收益數據是有用的信息，但是由于有其他競爭性的信息來源，會計收益數據的信息含量受到了影響，最后作者還提出了需要進一步研究的問題和對研究方法進行改進的思路。該文獻的基本結構由于其具有科學性、明晰性和實用性，已為運用經驗研究方法研究會計問題的會計研究者廣為采用，目前已成為經驗研究論文結構的主要范式。
三、《評價》的主要內容
(一)選題的熱點性在該文獻的引言部分，作者從“會計收益是否有用”這一爭論焦點出發對在此之前的會計理論進行了批判。作者認為，當時的會計理論之所以沒有形成一個統一的框架，主要在于當時的會計研究方法存在缺陷：缺乏可窮盡性(不能包含所有相關的有證據支持的假設)、解釋能力差和不能判斷相關的競爭性假設。為了適應當時經濟環境變化的需要，出現了許多新的會計實務，如合并、租賃、并購、研發費用、物價波動、稅收等。由于這些會計實務缺乏統一的會計理論指導，因而在這些新的會計實務中出現了不一致的現象，這必然降低了“凈收益”的可比性，從而降低了其有用性。有會計學家認為，凈收益數據僅是一系列程序運用到一系列事件后得到的結果，是不同質部分的累計，因此，凈收益數據本質上不能被定義。作者認為，在沒有進行經驗檢驗的基礎上根據會計分析模式得出由于會計收益缺乏實質內涵的結論是不妥的。隨后鮑爾和布朗綜合了相關因素，確定用凈收益數字的內容以及時間兩項內容來共同驗證會計收益數據的有用性。
(二)變量設計的巧妙性確定了研究的主題，作者在眾多會計收益數據中選擇最有代表性和在計量模型上最能表述會計收益數據的信息含量。考慮到股東對凈收益數據和每股盈余較為關注，作者選擇了這兩個變量作為會計收益數據。在確定會計收益數據的信息含量時，借鑒了資本市場有效性假說和資本資產定價模型。
文章首先引入資本市場有效性假說。資本市場有效性假說。是指在資本市場上總會有一些投資者愿意付出一定的時間和金錢來收集和分析有關信息以作出更優的投資決策，這些投資者比其他投資者有信息優勢，在資本市場上的操作會讓這些信息迅速反映在資本資產的價格中。當有大量的這種投資者時，資本市場會常迅速地調整資本資產的價格，使這些投資者不能獲取更多的非正常報酬。需要注意的是，資本市場有效并不意味著資本資產的價格包含了所有信息，因為資本資產價格的調整過程受相當多因素的影響，是復雜的。不過，資本市場有效意味著資本資產的價格不存在序列相關性，即價格是隨機波動，證券價格變化的唯
一原因是出現了相關的、非預期事項，而非預期事項是隨機發生的。因而，這時可以認為資本市場總體是有效且無偏的。
根據上述理論，作者提出可觀測的股票價格波動與信息--之間的聯系，可以證明會計收益所反映信息是有用的，因而將會計收益同股票價格聯系起來進行研究。對會計收益與股票價格之間關系進行研究的關鍵是要區分對于特定公司證券價格有影響的特定信息和對所有公司證券價格有影響的系統信息。作者構建了市場預期收益的兩個選擇模型來考察市場對會計收益數據是如何反應的。
鮑爾和布朗把影響公司盈余的因素分離為系統因素和特定因素。系統因素影響所有的公司，這樣某公司上一年的盈余和其他公司上一年的盈余，可以通過這種特定方式進行聯系。如果這種聯系是穩定的，可以將這種穩定的聯系用固定的函數形式表現出來，此時可以根據其他公司的收益得到某一公司當年收益的條件期望。這樣，未預期盈余變動可以通過計算實際收益的變動與條件期望變動的差異得到估計，他們將這個差值定義為當前收益所傳遞的信息含量。同時作者假定：由企業財務及其他政策改變所導致的盈余變化，在第一次估計前已經被收益的平均變化所反應，即宏觀經濟和政策改變同時影響企業收益，可以將其進行聯合估計。
對未預期盈余的估計，作者首先采用最小二乘法(OLS)求出每個樣本公司每年的盈余變化和其他所有公司盈余平均變化(市場盈余變化)的線型回歸系數和截距項。再將市場盈余平均變化作為自變量代人上述過程得到的回歸模型，計算出盈余變化的預期值。最后未預期盈余變化值(預測殘差)即為盈余變化的實際值減去盈余變化的預期值。從未預期盈余變化的估計中可以發現作者是剔除了市場效應的，即不考慮系統因素僅考慮特定因素。
同樣，影響公司股價或股票報酬的因素也有系統因素和特定因素。作者首先運用資本資產定價模型分離系統因素和非系統因素，使用與計算未預期盈余變動相同的方法計算出預期證券報酬率和實際報酬率的偏離程度。再計算出所有樣本公司的股票收益率的殘差(異常報酬率)。由于市場是有效的，公司股票價格會對新信息迅速進行有效的調整，那么就可以用殘差表明新信息對公司股票報酬率的影響。為了對統計有效性進行檢驗，鮑爾和布朗采用了一個替代模型――幼稚模型。在該模型中預期盈余的替代變量是上年的實際盈余，則未預期盈余變動就是當年盈余與上年盈余的差額(盈余變動)。幼稚模型沒有剔除市場效果，僅檢驗了每股盈余指標。
(三)方法的創新性列會計收益與股票價格之間關系的研究，作者采用的是事項法，事項為盈余公告。采用的事項窗是第t年和第t+1年的前半年，采用的估計窗截止到第t－1年，由于當時無法取得日數據，因而選擇的事項日是第t年的盈余公告月。文章用于計算有關的系數以避免估計誤差所選用的估計窗是1946年～1956年的11個財務年度。選擇的事項窗是1957年～1966年的9個財務年度。事項法的應用選擇事項目非常關鍵，考慮到《華爾街日報》登載年度盈利預測、初步報告和完整年度報告等三種類型的年度報告，另外由于初步報告中的凈利潤和每股盈余與隨后的正式報告中的數據相同，而且初步報告中的這兩個數據比預測盈利報告中的數據更準確，因此作者選擇的事項日為公司將初步報告登載于《華爾街日報》的日期。
(四)樣本的可比性和數據的可靠性 作者在選擇樣本時考慮了以下因素：1946年～1966年盈利數據在Compustat數據庫中可以獲取；財務年度結束于12月31日；可以在CRSP數據庫獲得至少100個月的股票價格數據；《華爾街日報》年報公告日可以獲得。作者之所以按照上述標準選擇樣本主要目的是為了保證結論的普遍性。樣本選擇之后，接著就是數據的選擇，根據研究模型的設計，該文獻使用了收益報告的內容、報告的日期、報告期附近的證券價格變動等數據。
收益數據來源于標準普爾Compustat數據庫的1946年～1966年的數據。通過計算單個公司收益率變化和市場指數收益率變化之間相關系數，作者發現處于中位數的公司的收益率變化的25％可以被市場指數的變化所解釋，而且最高的解釋程度為52％。年度報告公告日來源于《華爾街日報》。作者發現財務年度結束日與年報報告日之間的間隔從1957年～1965年呈現一種穩定下降的趨勢，這說明上市公司的信息披露越來越及時。股票價格比來源于芝加哥大學證券價格研究中心(CRSP)的數據庫。該數據庫中的數據采用紐約證券交易所1946年1月～1966年6月的月度收盤價，并進行了股利和資本的調整。
(五)結論的顯著性 為了更好地檢驗異常報酬率與未預期會計盈余變動中所包含信息的關系，該文區分了會計盈余變動中的預期與未預期盈余變動。另外，該文將盈余預測誤差為負值(即實際收益變動小于條件期望變動)定義為壞消息，反之則為好消息。該文提出的假設命題為：如果會計收益數據與股票價格之間有關系，會計收益數據信息的將導致該公司的股票報酬率變動。即如果盈余預測誤差為負值，股票報酬率殘差也為負值；反之亦然。在經驗檢驗中，作者將年度報告宣布日所在月份定義為0，用APIM表示第M月的異常業績指數，APIM衡量的是一美元(等額投資于n種證券)在年報公告日前一年(第－12月月末)投資于一個投資組合到第M月為止的平均累計非正常報酬率。在計算APIM的過程中，先根據未預期盈余變動的符號分成兩組(未預期盈余變動的符號為正(好消息)的公司分為一組，未預期盈余變動的符號為負(壞消息)的公司分為一組)分別進行計算，然后再把所有樣本合在一起進行計算。作者認為，如果會計收益數據與股票報酬相關，就可有以下的推斷假設：未預期盈余變動的符號為正，則APIM大于l；未預期盈余變動的符號為負，則APIM小于1；對于合并樣本，APIM趨近于1。
該文的這些假設全部得到了驗證，并且統計檢驗結果都很顯著。在分樣本檢驗中，檢驗結論表明年報中的會計收益數據是好消息時，在公布收益數據的前11個月和后1個月的平均非正常報酬率顯著為正，反之亦然。在整個樣本檢驗中，檢驗結果也指明總體也呈現出這種趨勢。另外，作者還用現金流(用營業收入估計)和非重復性項目前的凈收入來替代年報中的會計收益數據進行了檢驗，發現最后的效果沒有用年報中的會計收益數據顯著。通過檢驗的結果，作者還觀察到市場已在年度報告前預測到包含在會計收益數據中的大部分信息。事實上，預測之所以如此的精確，以至于在會計收益數據公布月的異常報酬指數沒有太大的變動，主要是因為市場不僅早在年度報告前的12月就開始預測未預期收益，而且全年市場都在不斷地預測。
該文作者認為年度收益報告雖然能提供新信息，但不能及時傳遞信息，因為其大部分內容(大約85％至90％)能夠從更及時的信息來源(包括中期報告和非會計信息，年度會計報告僅僅是投資者所能得到的諸多信息資源中的一種)中獲取。作者還發現
APIM存在向年度報告公布月后持續漂移的趨向，其中收入預測誤差信號和股票回報殘差之間的關系可能在年度報告公布月后持續了2個月。經過分析，認為可能是交易成本的存在而造成的，剔除交易成本的影響，市場對數據的反應應當是趨向于無偏。
(六)研究的嚴謹性 考慮到在回歸估計中違背了最小二乘法的假定條件，作者根據其他學者的研究結果估計行業效應可能僅僅影響某個公司收益率變化的10％，而且行業效應對回歸系數的影響不顯著。作者認為回歸分析在技術上是可行的，這些不會影響最后的統計結果。另外，雖然作者選擇的樣本沒有包含那些已經失敗的公司、財務年度沒有結束于12月31日的公司、在股票價格研究中心CRSP的資料庫中沒有記錄的公司和華爾街日報描述的年輕公司，這可能會降低結果的一般性，但作者認為文獻檢驗所選擇的261家公司還是有相當的代表性，而且用相同的方法對其他樣本進行研究得到了非常一致的結論。
(七)研究的方向性 雖然該文獻的研究方法具有相當嚴密的邏輯性以及研究結論具有較高的一致性，但在文獻的最后作者還是指出了研究中的一些局限性，如沒有考慮月末發生交易時股票價格同時變化、數據中存在誤差、股價的離散性、“預計誤差”模型的無效性、收益預期誤差的系統偏差等。除了作者指出的局限性外，還指出了需要進一步研究的問題，如市場如何預測凈收益的變化、中報或股利宣告的作用、中報與年報的成本以及未預期收益變化程度(不僅僅是符號)和相關股票價格調整程度的定量關系等。
四、《評價》對西方會計科學理論研究的主要貢獻
(一)對早期會計科學理論研究方法的變革會計原則委員會(APB)之所以在1959年取代會計程序委員會(CAP)，其中一個重要原因是在CAP內部對收益和留存收益的列報等領域的處理引起了嚴重的分歧，這些分歧不僅暴露了CAP在縮小公認會計方法范圍的作用上的差距，而且還揭示了在資產計價和收入確定的恰當方法上的本質差異。這種分歧、差異存在的主要原因是在早期的財務會計研究中，會計研究人員僅僅對從現有實務中提取理論原則感興趣，而經濟學家則對從“真實收益”中得出計量方法感興趣。這些分歧促使會計學家認識到必須要有～個前后一致的統一的會計理論框架。
鮑爾和布朗并沒有沿著上述研究思路和研究方法進行研究，而是在分析了當時理論研究的不足后，從爭論的焦點――會計收益數據的有用性出發，運用經驗研究的方法對這一問題進行分析。《評價》一文僅是使用了收益和每股盈余等少數術語，其余內容與當時的會計理論研究并沒有聯系，這也導致這篇經典文獻在當時曾一度被認為是沒有研究會計問題的論文，因而曾被美國會計學會會刊《會計評論》退稿。該文公開發表后，因其對會計研究方法和研究視角的獨特性逐漸被會計研究人員所接受，因而后來第一個獲得美國會計學會頒發的對會計研究有開創性和重要影響獎，由此可見，該文對早期會計科學理論研究方法的變革具有里程碑似的意義。
(二)對會計科學理論發展的影響 《評價》一文首次提供了可靠的證據證明了證券價格會對公告的盈余有反應。隨后人們開始對證券市場反應的其他領域進行了大量的研究，自此決策有用性的信息觀一直在財務會計理論和研究中占統治地位的方法，直到近來才開始讓位于計量觀。該文采用的事項研究方法是采用事項法進行會計研究的先鋒，這一研究方法后來被用來研究大量的會計和財務問題，如股利公告、盈利公告、兼并收購、投資支出、增發新股等事件都是這一領域研究的問題。繼該文之后，大量的學者不僅用更短的估計窗和事件窗、用累計非正常報酬、用非美國數據進行類似的研究，而且還使用類似的方法對其他領域進行研究。
《評價》一文開創了會計與資本市場結合研究的先河，在隨后的30年中有大量的相關文獻發表在頂級的會計和財務期刊上。受其影響的會計與資本市場研究主要體現在盈余反應系數(簡稱ERC)、分析師的預測工具、基礎分析與定價研究和資本市場有效性檢驗、會計選擇和會計管制等領域。
五、《評價》對我國會計科學理論研究的啟示
(一)豐富和發展了我國會計理論研究的成果從1997年開始，我國的會計學者開始將該文獻的研究方法引入到我國的資本市場研究中。張水泉和韓德宗(1997)運用事項法研究了上海股票市場上市公司派息、送股及配股事件對其股價的影響，發現市場對派息的反應最強。陳曉、陳小悅和倪凡(1998)也采用事項法對我國上市公司首次股利信號傳遞效應進行了相關研究。陳曉(1999)還借鑒該方法專門研究了我國股票市場的有效性。運用事項法研究我國資本市場的會計問題的文獻相當多，限于篇幅此處并不一一列舉。《評價》一文對我國會計與資本市場的研究起到了巨大的引導和借鑒作用，豐富和發展了我國的會計理論。
(二)對我國會計科學理論研究未來的引導作用盡管國內引入和借鑒鮑爾和布朗在《評價》一文中所應用的研究方法比較晚，但卻在短時間內取得了可喜的成績。未來我國會計理論研究要繼續吸收和借鑒本文獻的精華，以推動我國實證會計理論研究的進程。不過，要提醒研究人員注意的是，在以后的學習和借鑒該文獻的過程中必須注意以下問題。
論文關鍵詞：外包，人力資源，內容劃分
一 引言
目前人力資源外包的研究已經非常的普遍和廣泛，但是專注于人力資源外包內容這一領域的研究還比較少。人力資源外包內容的劃分是企業進行人力資源外包的第一步，也是最重要的一步。企業要外包那些內容，外包什么，不應該外包什么？這需要一些針對性的劃分方法。
二 人力資源外包內容劃分的主要方法
（一）基于價值和獨特性的劃分方法
這種方法建立在兩個標準上面：價值標準和獨特性標準。所謂的價值標準是將企業的人力資源活動界定在高價值和低價值這一范圍內，高價值是指對企業的戰略目標具有較大的影響。低價值是指一般的事務性的操作，對組織的影響也比較小。獨特性標準是按照人力資源活動在企業中的特殊性界定的。高獨特性指的是非常特殊的活動，在市場上難以獲得，低獨特性指的是普通的日常活動。根據這兩個標準將人力資源活動劃分為4個象限如圖---1：關于這四類的名稱，李頎稱為核心活動，傳統性活動人力資源管理論文，核外活動，特殊性活動（李頎，2009），顧海、雷婷稱之為核心類活動，外圍類活動，傳統類活動，獨特類活動（顧海、雷婷，2004）。
在第一象限中，這些活動屬于高戰略價值并具有高獨特性，這樣的活動對企業帶來核心競爭力影響較大，所以企業不會外包出去，而是交由企業內部的人力資源處理。
在第二象限中，這些人力資源活動對企業的戰略影響較大，但是可以通過外部的標準服務來解決，比如招聘活動。找到合適的人員能保證戰略的有效實施，反之則對組織產生不利的影響，而市場上有很多專業的人才中介可以做到這些活動，因此這些活動適合外包期刊網。
在第三象限中，這些活動屬于低價值，低獨特性，既不會對組織的戰略產生較大影響，市場上也很普遍，比如薪資發放人力資源管理論文，退休金管理等活動，最適宜外包
在第四象限中，這些活動不能為企業帶來巨大收益，但是外部的資源也很難解決，比如說員工糾紛等事物。這些活動留有內部解決更有效率。
另外基于同樣的原理Alan speaker則把獨特性的分析細化，將其變為可交易性活動和關聯性活動，但是得出的記過是基本相同的。如圖----2：。
基于價值和獨特性的劃分方法只能在理念層次上給企業的外包內容劃分一個直覺上的認識，它很難做到細分，也沒有考慮到成本和收益的影響。由于它是在人力資源外包的初期階段提出的，由于當時的人力資源外包機構的數量，質量，和規模都比較有限，所以個別的時候不太適合今日的市場現況。
（二）基于專業化和收益/成本的劃分方法
這種方法將外包活動是否能提高企業人力資源管理的專業化及外包的收益/成本比值來進行考慮的（呂佳，2008）。亞當斯密認為專業可增加熟練程度，節約勞動時間，提高勞動效率。而科斯的交易費用理論則認為當組織費用大于市場的交易費用時就可以將此項活動外包出去。基于這兩個標準，將人力資源活動又劃分為四個象限，如圖---3：
在第一象限，進行外包技能提升人力資源管理的專業化程度，而且成本收益也比較高，是最為適合外包的。比如企業的培訓活動
在第二象限和第四象限，則是只能獲得提升專業化和較合理的收益/成本比值的一個方面。這主要取決與公司的實際情況而定。在第二象限主要是由于目前的市場成熟度不高，外包市場競爭不激烈早成的人力資源管理論文，企業可以等待市場成熟之后外包。而第四象限則是純粹的業務關系。這個時候企業要注意考慮外包后外包商的道德風險。
在第三象限是外包之后既不能提高人力資源管理專業程度，收益和成本的比值也不高。這樣的活動就不適合外包，比如企業的員工糾紛，家庭矛盾等等。
基于專業化和收益/成本的劃分方法在一定程度上考慮到了外包的成本和收益問題，在簡單的成本和收益方面也可以做出計算，能為企業的外包提供一定意識上的理性分析，具有定性分析到定量分析的過度性質。它的不足就是太過于籠統，在細節實施方面還不足。一般只適用于大企業。它還沒有考慮到企業的地域性和企業的特性對外包內容選擇的影響。
（三）基于企業生命周期的劃分方法
企業在不同的階段對人力資源外包的需求也是不同的（李沐天，2007），企業的生命周期一般分為四個階段，創業期，成長期，成熟期，衰退期。如圖---4
在創業期的時候，企業規模小，財力有限，人力資源部門處于初步階段。人力資源部門的各崗位職責還不清楚，缺乏有效的績效考評，薪酬制度，這一階段企業最適合人力資源的規劃，咨詢外包。而其他的人力資源的管理任務相對較少，不適合外包期刊網。
企業在成長期的時候，人力資源逐步買入正規人力資源管理論文，這個時候企業繼續大量的員工，因此適合招聘外包。在薪酬方面需要外包公司根據市場的調查，給出合理的薪酬依據，也可以全部外包。這個時候企業的培訓也胡相應增多，適合外包。
企業在成熟期的階段，各方面已基本完善，并形成了較濃厚的氛圍。員工基本穩定，能力已基本定型，因此在招聘和培訓方面已沒有外包的必要。這個時候薪資、福利、待遇的計算和發放等成了一項事物性的工作，一般可以采取外包。
企業在衰退期的時候，企業要面臨合理的裁員。如何合理的裁員，不留下后遺癥，需要人力資源法律方面的專家來幫助解決。這個時候勞資關系式最適合外包。
基于生命周期的劃分方法考慮到了企業在發展過程中的不同特點，開始將考慮的因素向活動外圍伸展，在一定方面也體現了企業的規模與人力資源外包的需求的關系，但是還沒有考慮到企業的性質及地理位置的關系，即沒有考慮到外包的可行性。
（四） 基于地域和企業特性的人力資源外包內容劃分方法
由于我國的中小企業眾多，分布也不均勻，有的離城市比較近一些有的離城市比較遠一些，而人力資源外包機構的發展還只限制于較為繁華的城市，在鄉鎮以下則很少有人力資源外包機構。而企業的特性比如生產性的企業和銷售性的企業對人力資源管理的重點是不一樣的，因此外包的需求也是要分開對待的，針對這一點人力資源管理論文，我們也將其分為四個象限，如圖---5，
在第一象限中是城市型的銷售性的企業。這樣的企業由于對人才的要求比較高，所以招聘外包方面做的比較謹慎。一般是將招聘廣告外包給網站，經過內部的選擇來實現的。在培訓方面，大型的企業有自己的培訓機構，但是有的時候也通過外包的方式對員工進行培訓。在薪資方面，城市型的銷售企業都是制度性的，保密的，一般都是外包的。
第二象限內是鄉鎮型的銷售性企業。這樣的企業一般比較小，人數也相對較小，可以歸納為“微型企業”一類。這樣的企業的員工素質一般比鄉鎮生產性的企業高，但是文化偏低。所以這樣的企業培訓的時候比較多，最適合將培訓外包。而在招聘方面大部分是靠熟人介紹等方式獲得人才的。在薪資方面由于人數少，計算簡單，一般不適宜外包
第三象限是鄉鎮型的生產性企業。鄉鎮企業一般距離大城市比較遠，而且規模也相對較小。但是依靠農村充足的剩余勞動力，所以在招聘上一般不用外包。在培訓方面由于鄉鎮企業缺少專業的人才，所以一般是通過外包的方式進行培訓的期刊網。由于鄉鎮型的企業的員工比較穩定，而且經常有遲發的現象，所以在薪資方面主要是內部計算，內部發放而不外包的
在第四象限中是靠近城市的生產性企業。這樣的企業一般在城市規劃的開發區內。由于生產性的企業需要大量的生產操作工人，而且由于工業的密集中高層的人員也容易跳槽人力資源管理論文，所以適合將招聘外包給專業的中介或獵頭公司。在培訓方面由于城市中的企業規模比較大，有計較成熟的傳幫帶制度，所以生產性的培訓一般不用外包。在培訓方面主要是引進新技術的時候，對第一批工人的培訓。在薪資方面，一般都是采取內部計算工資，而發放是外報給銀行的。
基于企業性質和地理位置的劃分方法既考慮到了不同性質企業的外包需要，也考慮企業的地域性及與外包商合作的可能性，這樣的方法在實際中運用廣泛，指導性比較大。但是沒有將外包商加以區分，沒有考慮到不同外包商的優點和缺點，長項與弱項，這是下步研究的方向。
三 總結和展望
結合以上幾種劃分方法，我們可以總結出兩點：首先人力資源外包內容劃分的考慮范圍在擴大。從較早的分析人力資源活動本身擴展到企業生命周期再延伸到企業的性質和地理位置。可見劃分人力資源外包內容時所考慮因素更加更加全面，以后的研究方向可能會進一步的外延即要考慮外包商的差別能力分析，市場的成熟度與外包內容的關系等等。第二是目前的劃分方法都是以定性分析為主的，缺少定量分析的方法。如何用定量的方法來劃分人力資源外包內容？這也是今后研究的方向另一個區域。
參考文獻：
[1]李頎，淺析人力資源外包的判別模式和內容，現代經濟[J]，2009.4,89-113
[2]顧海、雷婷，企業人力資源外包探析，企業論壇[J]，2004.8,19-21
[3]張曄林、陳萬明，人力資源外包探討，南京農業大學學報（社會科學版）[J],2004.1，29-30
[4]呂佳，中小企業人力資源外包決策模型研究，黑龍江對外經貿[J]，2008.7，90-91
[5]Gilley,Human resource outsourcing andorgnizational performance in manufacturing firms,
JouralofBusinessResearch,57(2004),232-240
論文關鍵詞：博弈論，合作，間接互惠
一、合作概述
（一）合作的定義和作用
根據黃少安（2000）的定義，合作是“相對于競爭而言的一種人類基本的經濟行為，是兩個或兩個以上的主體之間從各自的利益出發而自愿進行的協作性和互利性的關系。”一般而言，合作的性質可以總結為以下的四個方面：
1.自發性，各參與主體自發地參與合作，履行合作義務。
2.相關性，各參與主體的收益不僅取決于自己的行為，而且受到其他人的行為的影響。
3.協調性，合作策略的決定和執行需要各方協調完成，而無法由其中的某個參與主體單方面實現。
4.互惠性，合作各方的福利均比不合作的情況下來得高博弈論，即對參與主體而言，合作的結果應是帕累托改進。
合作在人類發展過程中所起的作用無疑是巨大的。具體而言，合作的作用體現在以下兩個方面：
1. 合作行為可以在生產過程中實現收益的創造。
斯密把人類社會進步歸結為分工和專業化帶來的勞動生產力的增進。人類社會最大的優勢就是由分工和合作所產生的收益創造機制，從而產生“合作剩余[1]”。
2. 合作行為可以在分配過程中實現效用的提高。
戈森（H.H. Gossen）認為經濟交換可以使物品對其消費者的心理效用實現最大化。由于同一物品對不同的人具有不同的效用，因此交換就成為增加物品的心理效用總量的絕佳辦法：每個人都可以用對自己效用較小的物品向他人換取對自己效用較大的物品，從而提高自己的效用水平。
（二）自然界和人類社會中的合作現象
自然界中存在大量的合作現象，即沒有血緣關系的生物個體相互提供幫助的行為。例如，一只剛剛飽餐一頓的吸血蝙蝠往往會把自己吸食的血液吐出一些來反哺那些瀕臨餓死的同伴。寄居蟹和海葵的“共生”現象也是合作的典范：寄居蟹依靠海葵保護自己，海葵則可以附在寄居蟹的殼上“搭便車”以解決自身移動困難的問題。自然界中生物之間的合作行為著實令人贊嘆不已論文的格式。
然而，正如經濟學家恩斯特·費爾所說，“人類社會的合作的機制和水平在動物界是無與匹敵的”。合作不僅是人類的基本存在方式，也是經濟發展和社會進步的一個重要條件。很難想象如果沒有大規模的合作行為，人類怎能創造出如此豐富的物質和精神財富。在這個社會分工高度專業化的世界中，合作對于我們是如此的重要，以至于如果沒有別人的合作，我們將寸步難行。
二、博弈與合作
（一）單次博弈與合作
合作行動能夠提高合作整體的福利水平。然而合作同時又表現出一定的利益分配格局，這就形成了合作雙方的對抗誘因。在這兩種因素的作用之下，許多合作行動都潛在地具有“囚徒困境”博弈的邏輯結構[2]。下面我們通過一個虛擬的例子描述這個情景。
博弈方各有兩種選擇，合作或是不合作。選擇合作的一方必須付出c的成本（為合作所花的時間、精力等），如果雙方合作，那么他們每人可以得到b的收益[3]。當然更狡猾的做法是讓對方選擇合作而自己選擇不合作（例如在集體狩獵時出工不出力，卻可以分享別人的獵物），這樣既可以“搭對方的便車”又避免了自己合作的成本。當然這個時候選擇合作的人就成了冤大頭了博弈論，因為他付出了成本c，卻什么都沒有得到。雙方不同選擇的收益矩陣如表2所示：
表1：一個囚徒困境博弈的收益矩陣
合作
不合作
合作
（b-c,b-c）
（-c,b）
不合作
摘要：論文以西部礦業為例，結合資源型企業特點，嵌入生態影響因素，重新構建與客觀區位環境相適應的企業績效評價體系。選取企業2011―2014年度數據為訓練樣本，運用灰色關聯度分析法對各項指標的優劣進行評價得出，論文構建的資源型企業績效評價指標體系與企業績效評價結果關聯度較高。以企業2015年度數據為檢驗樣本，發現企業在盈利能力、償債能力、發展能力、污染控制能力及環保力度等方面存在不足，提出了針對性的績效管控對策。
關鍵詞：灰色關聯度分析法 資源型企業 績效評價 管理控制
根據全國的主體功能區規劃，青海屬保障國家生態安全的“兩屏三帶”生態地區，生態地位特殊。資源型企業是一種特殊類型的企業，其社會責任具有明顯異于其他類型企業的特征，但目前資源型企業的社會責任缺失問題較為突出，由此引發的生態問題也給社會造成了負面影響。論文基于企業可持續發展的視角，以西部礦業為例，嵌入環境因素來重新構建生態脆弱地區資源型企業績效評價指標體系，引導企業綜合考慮企業發展的環境影響和經濟影響，自覺維護生態秩序，保護利益相關者的利益，形成資源型企業與生態環境和諧發展長效機制。
一、理論基礎
（一）生態經濟理論
傳統經濟學注重資源所能創造的價值而忽視了資源過度開發使用帶來的外部經濟性，對自然資源肆意消耗的成本費用由環境“買單”的后果是造成各種環境污染、生態破壞，而企業自愿買單的結果就是污染治理支出，被動埋單的結果則是受到有關環保監管部門的處罰，最終導致企業經濟利益流失的同時名譽受損。自黨的十將生態文明建設并入中國特色社會主義建設中以來，“五位一體”的總布局實為深入貫徹科學發展觀的新部署。生態文明時代下，協調生態環境保護與經濟發展的矛盾顯得尤為迫切。事實證明，經濟發展與環境保護的相互協調可以保證經濟的良性發展。生態經濟理論旨在協調生態、經濟兩者間的相互關系，主張堅持走生態發展的道路，明確樹立可持續發展觀念對企業乃至整個社會發展的重大意義。
（二）利益相關者理論
利益相關者理論的鼻祖Freeman給利益相關者下了一個日后成為經典的定義：“一個組織里的利益相關者是可以影響到組織目標的實現或受其實現影響的群體或個人”。可見Freeman是從廣義的角度來定義利益相關者的概念。
當代企業具有經濟、生態、社會三重屬性，因此績效評價的價值導向應當是包含企業三重屬性的廣義利益相關者價值取向，這里廣義利益相關者是包含了企業的直接利益相關者、后代利益相關者、社會利益相關者、生態利益相關者等，而對于后代、間接利益相關者，企業生態價值和社會價值的創造直接影響著他們以及企業自身生存發展的持續性和穩定性。
二、資源型企業績效評價指標體系構建――以西部礦業為例
（一）資源型企業概念界定
資源是物力、財力、人力等各種物質要素的總稱，有社會資源和自然資源之分，狹義的資源僅指自然資源。資源型企業是通過占有自然資源，以自然資源開發為主或以自然資源為主要投入，輔以后續加工，盡可能利用區域內存在的自然條件，依靠資源的消耗實現成長，最終以盈利為目的，具有法人資格，實行自主經營、獨立核算的盈利性經濟實體。
（二）西部礦業簡介
西部礦業股份有限公司（以下簡稱西部礦業）是青海省一家以礦產資源綜合開發為主業的大型礦業上市公司。主要從事銅、鉛、鋅、鋁、鐵等基本金屬、黑色金屬和非金屬磷礦的采選、冶煉、貿易等業務。經過近幾年的發展，公司逐漸形成了以資源開發為基礎，以技術進步為動力，以發展民族經濟為己任的資源型大型礦業集團公司。
（三）資源型企業績效評價體系構建
現有績效評價體系沒有考慮資源型企業對環境的影響因素，不能有效激勵企業建立可持續發展的戰略目標，因此，本文以西部礦業為例，根據企業獨特環境特點及企業性質，嵌入環境因素，引入生態收益有關指標，結合財務指標和非財務指標，重新構建資源型企業績效評價指標體系，以全面考核企業的經營績效。具體指標體系設計如表1所示。
三、灰色關聯度分析法在西部礦業績效評價中的應用
本文選取青海省資源型上市公司――西部礦業為樣本，運用灰色關聯度分析法，通過計算各指標與企業績效評價結果之間的關聯度，進行資源型企業績效評價指標優劣的評價。
（一）灰色關聯度分析法介紹
灰色系統理論是我國學者鄧聚龍教授于20世紀80年代提出的。利用灰色關聯度分析法分析企業績效評價指標的優劣水平，即對各績效評價指標進行排序，分析各評價指標與理想指標的接近程度，評價指標與理想指標越接近，其關聯度就越大。其中關聯度最大的評價指標為最優。
（二）灰色關聯度分析法在西部礦業績效評價中的應用
1.數據選取。本文選取西部礦業2011―2014年度的財務與非財務數據，財務信息來源于和訊網披露的年度報告，非財務信息主要依靠實地調研和閱讀企業年度社會責任報告、環境報告取得（見下頁表2）。
2.對數據進行無量綱化處理（見下頁表3）。
3.計算絕對差值OX0（k）-Xi（k）O。結果見下頁表4。
min minOX0（k）-Xi（k）O=min（0.0700，0.0300，0.3445，0.0400，14.8700，17.6400，0.0055，0.0375，0.4800，0.7500，0.3598，0.2856，6.2300，0.2356，0.4966，0.2441）=0.0055為兩級最小差；
max maxOX0（k）-Xi（k）O=max（0.9300，0.9700，0.8900，0.9600，15.2361，18.2666，0.1235，0.2000，0.8111，1.1100，0.3774，0.7300，7.3614，0.8200，1.0004，0.9819）=18.2666為兩級最大差。
4.計算關聯系數。利用公式ξ0i（k）=[min minOX0（k）-Xi（k）O+ρ max maxOX0（k）-Xi（k）O]/ [OX0（k）-Xi（k）O+ρ max maxOX0（k）-Xi（k）O]，ρ取0.5，求得共計4×16個關聯系數ξ0i（k）。
5.計算關聯系數均值。
利用公式roi=（1/n）ξ0i（k）計算每個指標的關聯系數均值，結果見表6。
6.結果評價。由上述分析結果可知，除A21（存貨周轉率）、A22（應收賬款周轉率）兩個指標與企業績效的關聯度小于0.5外，其余指標與績效評價結果的關聯程度均大于0.5，指標關聯度大于0.5的比重為87.5%（14/16=0.875），說明構建的指標體系能有效地評價企業的績效。
16項指標按其與企業績效評價結果的關聯程度由高到低依次為：A23>A31>A14>A34>A12>A11>A43>A41>B21>A13>A32>B11>A33>A42>A21。其中，指標A23（總資產周轉率）與企業績效評價結果的關聯程度最高（0.9942），A31（現金比率）次之（0.9888），A14（銷售生態收益率）排名第三（0.9645），指標A22（應收賬款周轉率）與企業績效評價結果的關聯程度最低（0.3365）。
突破傳統的企業績效財務指標評價體系，本文構建的4個財務指標――凈資產生態收益率（A11）、總資產生態收益率（A12）、銷售生態收益率（A14）、生態收益增長率（A42），2個非財務指標――排污成本率（B11）、環保投資率（B21）與績效評價結果的關聯度分別為0.9565、0.9597、0.9645、0.56661、09234、0.9487，均大于0.5，且除了生態收益增長率外，其余指標與績效評價結果的關聯度均高于0.9，因此，本文在傳統的企業績效財務指標評價體系基礎之上，根據西部礦業所處環境的特點，構建的6項績效評價指標與資源型企業績效評價結果的關聯程度較高，這6項指標的引入對于提高資源型企業績效評價有很強的效果性。
由表7可以看出，與企業績效評價結果的關聯程度最高的指標A23（總資產周轉率）高于參考值，說明西部礦業在2015年度總資產管理能力提升。除反映企業資產管理能力的三項指標：A21（存貨周轉率）、A23（總資產周轉率）、A22（應收賬款周轉率）外，其余各項財務指標比率均小于參考值，西部礦業應在日后的經營管理中在盈利能力、償債能力、發展能力、污染治理能力及環保力度等方面進一步加強。企業在績效考評方面除了對財務指標進行考量外，也應注重污染控制、環境保護等方面的指標考量。
四、西部礦業績效管控對策
本文在傳統財務指標體系之上，嵌入環境影響因素，引入生態收益有關指標，重新構建資源型企業績效評價指標體系。發現構建的4個財務指標（凈資產生態收益率、總資產生態收益率、銷售生態收益率、生態收益增長率）和2個非財務指標（排污成本率和環保投資率）在企業2015年度的比率均低于參考值，故針對西部礦業績效管控提出以下幾點對策建議：
（一）強化環保力度
環保投資力度體現的是企業的社會責任和環保意識，與企業績效成果緊密相關，因此，對于容易對環境造成破壞的資源型企業而言，強有力的環保舉措不僅能為周圍環境的良好勢態做貢獻，而且也能為企業贏得正面的社會形象，這部分不可量化的收益作為一筆無形財富帶來企業績效的提升。
（二）減少污染物排放量
排污費是企業為污染排放量買單的結果，且污染控制能力與資源型企業績效高度相關，因此，企業首先應嚴格遵守國家環境保護法律、法規、標準等，全面履行環境保護職責，通過加強基礎管理，強化責任落實，嚴格監督管理，全面督進節能減排工作，深化隱患排查與治理，有效控制事故風險。其次，企業內部可以建立《環境保護獎懲制度》《環境保護責任制管理制度》《環境保護管理制度》等一系列的制度來督促企業履行環保責任和義務。再次，企業可廣泛開展環境保護宣傳教育工作，組織員工參加環保設施管理知識培訓、環境監測知識培訓、總量控制排污監督管理及污染控制新技術培訓等，以提高環保崗位工作人員的專業技能、管理水平及環保意識。最后，應鼓勵重度污染型企業持續推進污染治理工作，如企業可通過引進先進的清潔生產技術和設備、建立重點污染防治工程、持續加大環境治理投入等措施來減少污染排放。
（三）重視生態收益指標
在對資源型企業進行績效評價的過程中，財務指標仍然占據主導地位，將財務指標中的傳統會計收益指標替換為更為符合循環經濟發展理念的生態收益指標，可以更加全面地反映資源型企業的經營成果，準確分析資源型企業的財務風險，全面考核經營管理者的業績。在損益表中計算經營成果時，只有將企業對環境影響的耗費作為收入的減項反映，才能客觀反映企業的經營成果；只有在負債總額中加上企業因對環境造成危害而形成的環保負債額，才能得出真實可靠的資產負債率，準確分析資源型企業的財務風險。利用生態收益指標及時揭示企業履行環境責任的信息，從社會的角度而不是僅僅從企業的角度來全面考核經營管理者的業績。
五、結語
本文以西部礦業為例，以生態經濟理論、利益相關者理論為基礎，通過嵌入環境影響因素，在傳統財務指標的基礎上重新構建與客觀區位環境相適應的財務與非財務指標相結合的企業績效評價體系。以西部礦業2011―2014年度數據為訓練樣本，2015年度數據為檢驗樣本，運用灰色關聯度分析法進行分析后發現，論文構建的4個財務指標和2個非財務指標與企業績效評價結果關聯度較高。在分析企業2015年度財務比率時發現，企業在盈利能力、償債能力、發展能力、污染控制能力及環保力度等方面存在不足，故針對企業出現的情況提出相應的績效管控對策。
論文在構建資源型企業績效評價指標體系時，在修繕傳統的財務評價指標的基礎上只引入了兩個非財務指標，因此指標尚不夠全面，存在局限性，有待進一步補充完善。由于信息收集存在一定的難度，論文以西部礦業2011―2014年度數據為訓練樣本，2015年度數據為檢驗樣本，樣本數據量過小，以期在之后進一步的研究中通過實地調研獲取更多企業信息。且論文選擇灰色關聯度分析法來衡量企業績效評價指標的優劣，在方法選擇上過于主觀，需進一步考證方法的科學性。X
參考文獻：
[1]Freeman，R.E.Strategic management：A stakeholder approach[M].Boston：Pitman，1984.
[2]遲春潔，蔣景楠.循環經濟評價指標體系的研究內容和構建思路[J].技術經濟，2006，（02）：5-7.
論文關鍵詞：聯動效應，協整檢驗，向量誤差修正模型
一、引言
1、研究背景
在信息技術的革新和金融創新的共同推動下，全球金融市場經歷了一個快速發展的階段，隨著國際間資本管制的放松，金融一體化程度不斷加深。股票市場作為金融市場最重要的組成部分之一，其發展過程中也表現出日益明顯的跨國股市間的聯動效應金融論文，即不同國家或地區股票市場指數的共同運動趨勢。中國股票市場近些年開放程度不斷提高，特別是QFII和QDII制度的實施，使中國股市與其他市場股票價格的聯系更加緊密。香港作為國際化金融中心，其成熟的股票市場體制吸引了大批內地優質企業到香港上市站。截至2009年2月底，在香港證交所主板上市的H股和紅籌股市值總額已經占到香港主板總市值的54.18%，成交量所占比重更是高達68.64%；同時150家H股公司中已有57家也在內地交易所發行A股，實現“A+H”雙重上市。因此境外股市對內地市場的影響，可以通過同股同權的香港H股比價傳遞到內地股市。美國經濟在世界經濟格局中發揮著舉足輕重的作用和影響，作為最直接反映美國經濟發展狀況的美國股市，是最能影響全球股市運行的市場之一。本文選擇中國內地、香港和美國股票市場進行協整關系研究金融論文，以此來研究不同市場之間的關系。
2、文獻回顧
全球股票市場的聯動效應早期的研究主要集中于發達國家的股票市場之間。Hilliard（1979）研究了十個主要國家股票市場每日收盤價的同期相關性和滯后相關性。Eun和Shim（1989）采用向量自回歸（VAR）模型，通過分析1980-1985年間九個成熟股票市場的日收益情況來研究股市波動的國際傳導機制。Kasa（1992）第一次運用多元協整方法考察了世界五個主要股票市場，證實了五個市場之間存在長期相關性站。Karolyi和Stulz（1996）研究了美國和日本股票市場的聯動性以及影響跨國股市收益相關性的基本因素。大量研究表明，發達國家股票市場的聯動性有增強的趨勢，特別是在股市波動比較大的時期，股市的聯動效應會更加明顯，也即所謂的市場傳染（King & Wadhwani，1990）。
亞洲金融危機爆發之后，許多學者就金融危機對亞洲新興市場以及全球股市間聯動性的影響展開了深入的研究。研究表明，亞洲金融危機之前金融論文，新興股票市場與成熟股票市場間不存在顯著的依存關系，如Masih等（1999）對1992-1997年美國、日本、英國、德國、新加坡、馬來西亞、香港、泰國股市間長期相關性的研究。Leong和Felmingham（2003）利用協整分析、誤差修正模型以及Granger因果檢驗對1990年1月8日~2000年7月6日新加坡、韓國、日本、臺灣和香港股市的日股指進行研究，發現亞洲金融危機后日本與韓國、新加坡與韓國、新加坡與中國香港以及中國香港與中國臺灣之間股票指數存在較強的相關性。
國內學者的相關研究有：俞世典等（2001）根據1998-2000年的數據，運用Granger因果檢驗和協整檢驗方法，考察了道瓊斯指數、恒生指數、納斯達克指數、日經指數與上證指數，得出這四個世界主要股票市場對中國股市影響甚微的結論。陳守東等（2003）應用協整分析，并構建了誤差修正模型，對滬、深兩市指數和世界主要股市指數之間的關系進行了實證分析，發現各指數的收益率序列具有相異的短期波動，而國內市場與國際市場不存在長期共同趨勢。韓非、肖輝（2005）對中美股市的聯動性分析表明金融論文，兩者的相關性很弱，中國股市收盤對美國股市的開盤有影響，但美國股市收盤對中國股市的開盤幾乎沒有影響站。
3、研究內容及方法
由Engle和Granger提出的協整理論（Cointegration）揭示了變量之間一種長期穩定的均衡關系，因此被廣泛應用于跨國股市間長期共同趨勢的研究。1980年，Sims在改進了聯立方程組模型缺陷的基礎上提出了向量自回歸（VAR）模型，為研究多個股市之間的相關性提供了新的分析方法。而此后Johansen將協整檢驗運用于VAR模型中，不僅豐富了協整理論，也建立了VAR模型的發展形式——向量誤差修正模型（VECM），該模型能夠同時反映系統內變量間的長期均衡關系和短期動態特征。
本文選取滬深300指數、恒生指數和標準普爾500指數分別代表我國內地、香港和美國股票市場，截取2005年4月8日—2009年3月13日各指數的日收盤數據金融論文，通過對指數序列處理后得到收益率序列，結合協整分析方法檢驗三者是否存在長期的共同趨勢。2007年4月2日，美國新世紀金融申請破產保護，被視為次貸危機的肇始。因此本文將指數序列分為兩個時間段：2005年4月8日-2007年3月30日為第一階段，2007年4月2日-2009年3月15日為第二階段，對不同時間段進行三地股市協整關系的具體研究。
二、股市間長期協整關系研究
1、樣本選取與數據處理
本文選取2005年4月8日—2009年3月13日的滬深300指數（HS300）、恒生指數（HSI）和標準普爾500指數（SP500）分別代表我國內地、香港和美國股票市場，數據來源于雅虎財經證券市場網站（biz.cn.yahoo.com/stock.html）。三地股市的交易時間和所在時區不同，我國內地市場交易時間為9:30~15:00，香港股市交易開始時間比內地晚半個小時，結束于16:00金融論文，兩個市場的交易時間基本重合；而美國紐約股市交易時間是在美國東部時間的9:30~16:00，即中國當天晚上22:30到第二天凌晨5:00，故美國股市的開放時間在北京時間深夜，美國股市閉市四個半小時后我國內地股市開市，兩者沒有重疊的交易時間站。在同一天內，我國內地股市首先開放，其次是香港股市，美國股市在香港股市閉市后六個半小時開放。
由于三地股市有不同的節假日，因此將三者不重合的交易日的股票指數去掉后共得到900個原始數據，為了消除異方差性金融論文，將這些原始數據取對數轉化為對數指數序列，分別記為：lnHS300、lnHSI、lnSP500，其收益率序列定義為對數指數序列的一階差分形式，即：rt=lnPt- ln Pt-1，其中Pt代表各股票指數的日收盤價。
2、單位根檢驗
在檢驗三地股指序列是否存在協整關系之前，首先需要檢驗三個對數指數序列的非平穩性，采用ADF方法，結果如表1所示，三個對數指數序列都不平穩，而將其轉化成一階差分形式后的收益率序列滿足平穩性要求金融論文，因此三個對數指數序列都為I(1)過程。
表1 單位根ADF檢驗結果
變量
檢驗形式
ADF統計量
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
檢驗結果
lnHS300
(0,0,4)
0.790041
-2.567669
-1.941194
-1.616450
不平穩
(c,0,4)
-1.048756
-3.437774
-2.864707
-2.568510
(c,t,4)
-0.006735
-3.968820
-3.415080
-3.129732
lnHS300
(0,0,3)
-13.32430
-2.567669
-1.941194
-1.616450
平穩
(c,0,3)
-13.35034
-3.437774
-2.864707
-2.568510
(c,t,3)
-13.43464
-3.968820
-3.415080
-3.129732
lnHSI
(0,0,10)
0.655774
-2.569076
-1.941387
-1.616321
不平穩
(c,0,10)
-0.589287
-3.441736
-2.866455
-2.569447
(c,t,10)
-0.008722
-3.974439
-3.417821
-3.131355
lnHSI
(0,0,9)
-9.815097
-2.569076
-1.941387
-1.616321
平穩
(c,0,9)
-9.800947
-3.441736
-2.866455
-2.569447
(c,t,9)
-9.950599
-3.974439
-3.417821
-3.131355
lnSP500
(0,0,16)
-0.340660
-2.570032
-1.941518
-1.616234
不平穩
(c,0,16)
0.133100
-3.444436
-2.867645
-2.570085
(c,t,16)
0.308199
-3.978266
-3.419686
-3.132458
lnSP500
(0,0,15)
-5.344227
-2.570032
-1.941518
-1.616234
平穩
(c,0,15)
-5.322417
-3.444436
-2.867645
-2.570085
(c,t,15)
-5.570883
-3.978266
論文關鍵詞：事件研究法現金股利收益超常
論文摘要：本文采用事件分析法分析了我國上市公司A股現金股利的市場反應，樣本分成股利增加、股利減少、股利不變和首次發放股利四組。研究發現，相對于股利不變樣本組，股利增加樣本公司可以獲得顯著為正的平均累計超常收益率，而股利減小樣本公司獲得了顯著為負的平均累計超常收益率。同時還發現，首次發放股利公司實現了最大的超常收益。研究結論支持了現金股利信號傳遞假設。
上市公司的股利政策是財務金融學中的重要研究論題，在股利分配對公司價值的影響這一問題上存在不同觀點。傳統理論認為公司價值等于公司未來凈現金流入現值之和，公司支付的紅利(包括現金股利和其他股利)越多，公司的價值越大而Miller&Modiglia(1961)(以下簡稱MM)在其經典文獻中率先將經濟學研究方法引入股利政策研究，在一系列嚴格的假設下得出，公司股利政策與其市場價值無關。我國股市作為特征鮮明的新興資本市場，股市的股利政策是否向投資者傳遞了某種信息，股利公告是否具有信息含量目前的研究集中在2001年以前的資本市場，且實證研究大多集中于研究股票股利與現金股利市場反應的差異，研究普遍認為股票股利能增加公司價值，而現金股利則不能增加公司價值。那么，現金股利的市場反應如何，本文就此進行了探討。
一、文獻回顧及分析
對于股利是否具有信息含量，國外學者進行了廣泛研究。Bhattacharya(1979)率先在股利研究中建立了股利顯示信號模型，此后各種競爭性信號傳遞模型紛紛涌現。Miller&Rock(1985)以及John&Williams(1985)等，分別提出了研究公司紅利分配政策的基礎模型。這些模型都假定管理者擁有外部投資者更多的有關企業價值的私有信息，股利政策有助于降低這種信息不對稱程度，但在股利政策的信息內涵、信號傳遞方式及其成本上還有不同定義。這些模型成為以后紅利實證研究的基礎。Asquith&Mullins(1983)在控制了其他同時公告的信息下，檢驗了美國市場首次發放股利的市場反應，發現首次發放股利產生了正的超常回報。Benartzi，Michaely&Thal(1997)驗證了美國市場上紅利增加和減少事件，發現股票價格的超常收益率介于-2．53％和+0．81％之間，再次驗證了紅利公告效應。我國學者對股利政策市場反應進行了大量研究大多數學者認為，現金股利沒有信號效應。回顧我國股利政策研究文獻可以發現，以往研究文獻大多采用事件研究法。正如何濤等(2002)所認為的，在這類研究中非常重要的工作就是保證事件的“清潔性”。對于事件日的選取，大多學者都選擇了股利分配預案公告日作為事件日。何濤(2002)在控制了盈余信息等其他因素的情況下，選擇了股利預案公告日作為事件日，并得到了“純”現金股利信息不能顯著提高企業市場價值的結論。為避開事件日的同時公告，喬俞等(2001)選擇了股利分配決案公告日作為事件日，研究認為，由于我國上市公司在股利分配預案公告日，公司的股利分配政策還是未知的，市場對股價的反應包含了公司盈余信息和其他同時公告的信息，而不純粹是對股利政策的反應。本文擬采用股利分配決案公告日作為事件日，來考察公司現金股利的市場反應。
二、研究設計
(一)研究方法本文采用事件研究法(Event—studyMethodology)作為研究方法，采用累計超常收益法(CAR)來計算市場對現金股利事件的反應程度。由于難以在事前確認市場對現金股利真正有反應的期間，本文將股利決案公告日前后各10天(-10，+10)作為市場有可能發生超常收益的窗口期間。對于正常收益率的估算，本文用事件日前40天到前11天的股票價格數據，分別采用均值調整模型和市場調整模型來估算。最后用個股日收益率減去個股日正常收益率計算出可能發生超常收益期間內的個股日超常收益率。本文采用以上t檢驗進行假設檢驗，采用SPSS11．5對個股正常收益率的估計、假設的t檢驗進行計算，采用EXCEL2003計算個股日超常收益率。
(二)樣本選擇本文選擇2002-2004年期問深圳市場和上海市場所有上市公司(不包括B股市場)，發放“純”現金股利的事件為研究樣本。選擇股利分配決案公告日作為事件日，采用以下標準篩選現金股利數據：選取CSMAR數據庫中股利決案公告日介于2002年1月1日到2004年12月31日期間所有現金股利(不含配股、送股和混合股利)個股，排除股利分配預案公告日與股利分配決案公告日之間不少于50個交易日(目的是盡可能排除上次公告對股價波動的影響)，且分配決案公告日與除息日相隔至少7天(令交易日)的個股；在CSMAR數據庫中與事件日相隔(一40，+10)期間有連續交易數據(法定節假日放假除外)；股利決案公告日的當天同一公司不能有其他事件公告；為考察股利決案公告當天的股價波動，要求股利決案公告日當天有交易數據。為了驗證公司股利是否向市場傳遞某種信息以及市場對此做出了怎樣的反應，本文將所有樣本分為四個子樣本，再對每個子樣本中數據采取±3叮界限限制，以剔除個別極端數據，一共得到696個有效樣本。本文以股利不變樣本公司為參照組，考察其余三組的平均累計超常收益率，以檢驗現金股利是否具有信號傳遞效應。
(三)研究假設如果假設公司股利確實具有某種信息含量，那么在股利公告日及其以后的一段時間(事件窗口期間)投資者就會對此做出反應，并體現在股價的波動上。由于我國資本市場還缺乏分析師對預期股利的預測數據，加上資本市場發展時間比較短，上市公司缺乏穩定的股利政策，難以利用時間序列來預測預期股利，因此本文假設股利的支付符合隨機游走模型(即naive模型)，即假定上年支付的現金股利就是本年的期望值(如果上年未發放現金股利且該公司并非首次發放現金股利，則本年的期望值為0)。
(四)研究模型考察基于均值調整模型和市場調整模型，計算得到的公告日當天個股日超常收益率(AR0)和(-1，0)，(一1，+1)，(一2，+2)，(一5，+5)和(-10，+10)五個事件窗口的累積超常收益率(CAR‘)的總體分布狀況，非參數單樣本K-S檢驗結果如(表所示。從(表1)中看到，市場模型計算得到的股利公告日異常收益率和五個事件窗口的累計超常收益率(CAR‘)都符合正態分布；
而由均值調整模型計算得到的日異常收益率和5個事件窗口的累計異常收益率(CAR‘)大部分偏離正態分布。這在一定程度上與陳漢文等(2002)的研究結論不一致。這說明在計算個股的正常收益率時選擇不同的模型對計算結果有一定的影響，以下的假設檢驗將采用市場模型。三、實證結果與分析
(一)股利增加時市場反應對股利增加子樣本進行分析發現，在254支股利增加股票公告日的當天，公司股票價格平均超常收益率最高的達到4．25％，出現正超常收益率的公司數量最多，占全部子樣本的59．4％。本文進一步以股利不變子樣本為參照組，將股利增加組和參照組進行兩獨立樣本T檢驗，檢驗結果如(表2)所示。從(表2)中可知，在股利增加公告日的當天，與股利保持不變的參照組相比，股利增加樣本公司的股東平均可以實現1．12％的超常收益，且在1％水平統計上顯著，同時在事件窗口(-1，0)、(一1，+1)、(一2，+2)和(一5，+5)期間，有1．098％，1．19％，0．86％和0．88％的累計超常收益率，且在統計上都顯著，這就表明股利公告確實向市場傳遞了某種信息，股利增加公告受到了市場關注。同時從(表2)中還可以看出，這種市場反應還持續了一段時間。這與(1997)研究的結論相似，即股利的增加引起股價上漲。
(二)股利減少時市場反應由于公司本年發放的股利在上一年股利的基礎上有所減少，如果股利具有信息含量，股利減少公告應該是“壞”消息，市場將對此做出負面反應。筆者對股利減少子樣本進行分析發現，在194支股利減少股票公告日的當天，公司股票價格平均超常收益率最高的為1．24％，最低的為-3，375％，出現負超常收益率的公司數量占全部子樣本的58．2．％。進一步非參數檢驗發現，股利公告日超常收益率以及五個事件窗口的累計超常收益率同樣符合正態分布，以股利不變子樣本為參照組，將股利增加組和參照組進行兩獨立樣本1’檢驗，檢驗結果如(表3)所示。從(表3)中可以發現，股利公告當日，股利減少公司股東獲得的平均超常收益率少于股利不變公司的平均超常收益率，兩者之差為1．21％，且統計上顯著。同時，在事件窗口(-1，0)、(-1，+1)、(-2，+2)和(-5，+5)期間，分別有-1．26％，-1．16％，一0．92％和-0．79％的平均累計超常收益率，且在統計上都顯著。這一研究發現進一步支持了股利信號傳遞假設，即市場將公司縮減股利視為“壞”消息，相對于股利不變公司而言，減小股利將摧毀股東價值。
(三)首次發放股利時市場反應分析首次發放股利的子樣本，發現公告日最高超常收益率高達5,07％，在四組樣本中最高，出現正超常收益的公司數占子樣本的62．5％，也是四組樣本中最高的。進一步分析發現，與參照組相比，首次發放股利公司在公告日超常收益率均值達到3．13％，窗口(-1，0)、(一1，1)和(-2，+2)期間的平均累計超常收益分別達到3．1％、2．85％和1．59％，且統計上都顯著，檢驗結果如(表4)所示。分析以上結果筆者認為，這主要是因為首次發放股利由于缺乏預期股利的比較，市場對于該類公司的未預期股
利難以評估，再加上這類樣本公司大多是新上市的公司，市場對其發展前景看好，因此，市場愿意為此付出更多的溢價。為檢驗實證結果，筆者們同時對個股正常收益率采用均值調整模型計算，并對均值調整模型得到的平均異常收益率和累計超常收益率按照以上方法進行檢驗，結果與上述采用市場模型時的基本一致。
論文關鍵詞：風險規避，風險中性，供應商，零售商，供應鏈
在供應鏈的管理與協調中，既要考慮整個供應鏈的資源配置，實現供應鏈效益的最大化，又要考慮使各成員企業獲得自己滿意的收益。如何在保證供應鏈利益最大化的前提下，使其所獲收益在成員企業之間得到合理分配，成為保證供應鏈健康發展的重要前提條件。
一.供應鏈的信息不對稱和利益分配問題
（一） 供應鏈中存在的信息不對稱現象
信息不對稱是指在對策中,各局中人所掌握的信息存在不對稱,即某些局中人擁有另外一些局中人所不擁有的信息。供應鏈中的企業之間也會存在信息不對稱的現象，雖然這些成員企業都以最終用戶的滿意為目標,協同組織生產,但是供應鏈上的企業都是獨立的法人實體,都以自己的利潤最大化為目標，為了在供應鏈的談判中獲得優勢,通常會保留某些私有信息,如原料或產品的成本、產品質量、營銷費用的情況等，這就會產生供應鏈企業間的信息不對稱的情況。[1] 供應鏈企業間的供應商和零售商因占有的信息不對稱,也必然導致委托-問題的產生。
（二） 供應鏈企業收益分配
企業通過供應鏈戰略合作實現雙贏以后,就存在著一個成員企業利益分配的問題,合理的利益分配機制是供應鏈管理成功的關鍵。一個供應鏈能否協調運作,取決于供應鏈中所有企業是否能夠從供應鏈中獲得令自己滿意的利益。為此,在供應鏈聯盟中設計一個合理的、令各方滿意的利潤分配機制變得尤為重要。
當前對供應鏈利益分配機制的研究一般假定成員均為風險中性。然而在供應鏈實踐中,市場環境的不確定性往往使合作企業的收益具有風險性,這就使供應鏈成員企業對待風險的態度并不都是中性的，很多時候都是風險規避型的。所以在研究供應鏈利益分配的時候考慮成員企業不同的風險偏好是非常必要的。更為重要的是通過這種供應鏈利益的合理分配可以實現供應鏈各成員企業資源的有效配置，提高供應鏈資源的利用效率，為用戶提供高質量的服務。
本文主要在信息非對稱條件下，研究當供應鏈成員企業具有不同的風險偏好的時候，應該怎么樣合理設計供應鏈成員企業的利益分配機制使之即達到供應鏈利益的最大化同時又使供應鏈的利益在供應鏈企業之間得到合理的分配。
二．供應鏈收益分配模型的構建
為了更好的說明在成員企業信息對稱和信息不對稱的條件下供應商，供應鏈成員不同的風險偏好是如何影響供應鏈收入的，本文利用委托-理論的相關方法建立的這個數學模型，由于所有的經濟數學模型都是建立在一定的假設條件上的。而且考慮到委托--理論只涉及到委托方和方，而且由于要考慮到每個成員不同的風險偏好，考慮到計算量比較大，為了方便計算，該數學模型主要做以下的假設。
（一） 假設條件
1． 假設由1個供應商和1個零售商組成的二層供應鏈中零售商銷售的產品A具有隨機市場需求，產品A的供應商S作為市場的主導者設計有效的激勵契約，激勵零售商產生協作愿望，零售商R作為市場的追隨者，只有選擇接受契約或者離開。
2．在供應鏈的合作過程中，供應商根據零售商的努力和銷售結果支付給零售商相應的報酬。根據其業績提供合約報酬=[4]。n為零售商得到固定收入，為供應商決定零售商的提成比例, 供應商決定零售商的固定收入n與提成比例β，零售商決定其工作的努力程度a 。
3． 零售商的銷售結果為，每個零售商的銷售結果除了與其努力相關外，還受到隨機因素的影響(如氣候變化、恐怖襲擊等)，而且對雙方來說，隨機變量的值服從先驗分布 。表示市場隨機因素對零售商產出的影響系數。則零售商的銷售結果[①] 。其中k為單位努力程度的產出系數。
4．零售商的努力成本C與努力程度a（0≤a≤100%）有關，并且C′(a)>0,C'（a）>0。即C(x）是a的嚴格增函數，并且隨著零售商努力程度a的增加，其努力程度增加更快。該函數可以寫成C(a)=[②] ,其中c為常數。
（二） 供應鏈企業的不同風險偏好
人們通過大量的研究，通常將供應鏈企業對于風險的態度分為三類:風險愛好、風險厭惡和風險中性。
在現實中,一般供應鏈中的每個環節,都有著獨立的企業,他們總是在考慮著盡量減少自己的投入成本以期獲得自己利潤的最大化。所以企業常常是風險中性或風險規避的,因而本文不考慮參與人風險愛好這一特殊情況。[8]所以本論文將研究重點放在如表1 所示的常見情況上論文格式。在二層供應鏈中，考慮參與企業的風險態度組合下表所示：
表1 供應鏈企業的風險態度組合表
供 零 售 商
應 商
零售商風險偏好
風險中性
風險規避
供應商風險
態度
風險中性
√
√
風險規避
論文關鍵詞：
股票價格指數是表示多種股票平均價格水平及其變動的指標。用股票價格指標來衡量整個股票市場或者特定行業、特定范圍的總體價格變化，能夠比較正確地反映股票行情的變化和發展趨勢，是投資者對該股票市場整體情況判斷的一個重要參照。本文選取上證指數從2002 年7月1日至2008年7月8日之間的日收盤價為研究對象，這一區間排除了2002年6月24日前后由于國有股減持造成的股指大幅波動現象。由于第一家被批準的QFII 建倉A 股市場的首日是2003 年7 月9 日, 因此我們將這一天作為我國正式向QFII 的開放日。定義上證指數的日收益率為，其中為上證指數第t日的日收盤指數。縱觀5年來QFII在我國證券市場的投資表現，大致經歷了三個階段：第一階段，從2003年7月到2005年第三季度，QFII介入我國市場的步伐一直比較緩慢；第二階段，從2005年第四季度到2007年12月，由于股權分置改革和政策面的放寬，QFII積極看好我國股改行情，開始加速建倉和重倉我國A股市場。數據顯示, 2005 年第四季度相比第三季度的持股數增加了74.29%, 所持股份流通總市值也提高了54%；第三階段，從2007年12月到2008年7月，QFII投資額度從100億美元增加至300億美元。為此, 需要在所研究的樣本區間內分三個階段：2003年7月至2005 年第三季度、2005年第4季度到2007年12月和2007年12月到2008年7月。數據來源于巨靈金融終端，包含1113個數據。
一、上證指數日收益走勢分析與模型選擇
全樣本期上證綜合指數每個工作日的收益走勢圖見圖1，從圖1可看出，QFII進入后我國證券市場上證綜合指數的收益波動率總體上呈上升趨勢。第一階段與第二階段相比，第二階段的上證綜合指數收益波動率略低于第一階段。但第三階段的上證綜合指數收益波動率較前兩個階段有所增加。
圖1 上證綜合指數收益圖
對于上證綜合指數收益率序列, 其變化規律由模型來描述, 其中是的條件均值，是隨機誤差項，服從分布。的條件均值方程由ARMA 模型所描述,而條件方差方程由GARCH 族模型來擬合, 這里僅考慮GARCH 和EGARCH 模型。
本文采用GARCH(1,1)模型來估計上述兩個階段以及全樣本期間的波動性變化情況。
GARCH(1,1)模型為：
（1）
~（2） （3）
其中， >0，和均0。
由于GARCH模型隱含了這樣一個假設：同等程度（即絕對值相等）的正沖擊和負沖擊所引起的波動（條件方差）是相同的，即條件方差對正、負沖擊的反應是對稱的。但是，Black(1976)注意到正面信息（如實際收益率大于預期收益率）和負面信息（如實際收益率低于預期收益率）對于股價波動性的影響明顯不同，即存在杠桿效應（Leverage Effect）。當杠桿效應存在時，股價的波動性會因負面信息的出現而增加，并隨正面信息的出現而減少。Christic(1982)對于這種現象提出的經濟解釋是，負面信息的沖擊不僅增加了持有股票的風險，而且減少了相對于債務的股東權益比率，增加了公司的杠桿比率從而提高了持有股票的風險，因此可能導致股價波動性的增大；而正面信息的沖擊增加波動風險的同時減少了公司的杠桿比率。很顯然，GARCH模型是無法刻畫這種非對稱效果的，而Nelson(1991)提出的EGARCH模型則可以較好地模型這種非對稱性。
（4）
（5）
~ （6）
（7）
其中，衡量波動的持續性 ，意味著前期正的股價變動會導致當期進一步的正股價變動，負的股價變動與下一步負的股價變動相關。是一個代表證券市場向QFII開放的虛擬變量, 在2003 年7 月9 日以前取0, 以后都取1。代表引入QFII的第二階段虛擬變量，在2005年第三季度以前取0，以后都取1。 代表引入QFII的第三階段虛擬變量，在2007年12月前取0，以后取1。
二、實證檢驗分析
（一）基本統計量
將上證綜合指數收益率按年和全樣本期、QFII進入前、QFII進入后分別計算基本統計量情況。結果見表1。
表1上證綜合指數收益率基本統計量分析
均值
標準誤差
偏度
峰度
Jarque-Bera
Q(36)
ADF
2002
-0.035
0.669453
1.060321
7.524519
1065.3
76.9
-36.9
2003
0.018
0.493537
0.856939
2.704522
320.5
40.6
-29.6
2004
-0.030
0.569492
0.445716
0.465189
225.9
59.6
-32.8
2005
-0.016
0.594084
1.050424
4.641095
456.3
63.7
-31.6
2006
0.025
0.5169
0.9865
3.6235
532.6
89.6
-36.9
2007
0.039
0.5236
0.5693
5.8632
460.3
62.5
-30.5
2008
-0.023
0.6942
1.0126
8.6123
986.3
85.3
-33.4
QFII進入前
-0.035
0.669453
1.060321
7.524519
106.3
76.9
-36.9
QFII進入后
0.002
0.5653
0.82024
4.3183
496.98
66.783
-32.4
全樣本期
-0.003
0.5801
0.8545
4.7679
503.028
