短期投资和长期投资篇1
关键词：经济增长；消费；投资；协整；Granger检验；误差修正模型
中图分类号：F224
文献标识码：a
文章编号：1003－7217(2006)06－0117－05
一、数据选取与处理
本文选用湖南的国内生产总值作为经济增长的代表变量，选取居民消费作为消费的代表变量，选取资本形成总额(支出法下的国内生产总值中的资本形成总额)作为投资需求的代表变量，选取净出口(其中净出口：出口一进口)作为出口需求的代表变量。
研究的数据区间是1978～2004年，均为年度数据。各类指标名义量、指数的数据选取均来自各期《湖南统计年鉴》。为剔除物价因素的影响，分别用以1978年为基年的零售价格指数将国内生产总值、居民消费的各期数据调整为以1978年价格表示的实际数据；使用资本形成总额指数(环比指数)将各期资本形成总额数据换算为以1978年价格表示的实际数据；对于出口和进口额，先将各年的数据以当年人民币对美元汇率换算为人民币表示的价格，然后用1978年为基年的零售价格指数进行调整。
将经济增长、消费、投资与净出口的实际量分别用Y、C、i和ne表示，为了减少数据的异方差和波动性，分别对各实际量取自然对数，用LY、LC、Li、Lne表示。
二、协整分析过程与结果
(一)时间序列平稳性的单位根检验
如果非平稳时间序列在经过d次差分后变为平稳时间序列，则称这样的序列是d阶单整，记作i(d)。进行协整分析之前必须检验序列是否为i(i)。本文运用aDF方法对各个变量的单整性进行单位根检验，对LY、LC、Li、Lne等变量单位根的检验结果见表1。
检验结果显示，所有变量原序列的统计量的aDF绝对值均低于5％临界值水平，这说明原序列在5％的显著性水平均接受零假设H0=0，因此，所有的原序列都是不平稳的。四个变量系列在经过一阶差分后，其中LY、LC、Li的aDF统计量在5％水平显著，而ZXLne的统计量则在1％的水平显著，这说明四个序列的一阶差分序列是平稳的，因此可以得出的结论是，LY、LC、Li、Lne都是一阶单整序列，即i(1)。
(二)协整关系检验
运用Johnsen(1988)和Juselius(1990)所提出的Johnsen检验对本文的多变量系统进行检验。根据aiC信息准则，VaR模型中的自回归滞后阶数应取为1，但是协整检验却表明无协整关系，或者协整关系中的回归系数不符合经济意义，故取自回归滞后阶数2。另外，由于各个变量具有明显的确定性趋势，因此将协整方程设定为含截距项。
采用Johnsen检验的最大特征值法，协整检验结果见表2。
表2结果表明在显著性1％和5％水平，最大特征值显示在四个变量之间存在一个协整关系。该协整关系可以表示为：
(三)基于水平VaR的因果关系检验
选取自回归滞后阶数分别为1和2，对各变量的因果关系检验结果见表3。
由以上的长期因果检验结果可以看出，滞后1期的检验结果证明存在从GDp到消费的因果关系，投资和GDp之间在1％的显著性水平上存在双向因果关系，即投资水平的提高可以从Granger原因上导致GDp水平的提高，GDp水平的提高也从Granger原因上导致投资水平的提高；净出口和GDp之间不存在因果关系；投资不是消费的Granger原因，而消费则是投资的Granger原因，即消费水平的提高可以从Granger原因上导致投资水平的提高。在净出口和消费之间、净出口和投资之间不存在Granger因果关系。这说明湖南的净出口水平还相对较低，对于经济的影响力度还十分有限。变量之间的长期因果关系如图所示(略去净出口的影响)。
从以上的因果分析中可以得出的结论是：(1)从消费到GDp的因果关系不显著，原因可能是由于消费品生产领域对GDp的拉动作用主要反映在消费品原产地，而湖南却缺少全国性的知名品牌，消费对于GDp的拉动作用主要来源于商业利润。(2)尽管不存在从消费到GDp的直接因果关系，但是由于消费是投资的因，而投资又是GDp的直接因，因此消费成为GDp的间接因。这说明湖南消费水平的提高首先是导致投资水平的提高，通过投资水平的提高间接导致了湖南GDp水平的提高。(3)经济增长是消费扩大的直接因，这说明消费水平的提高来自经济水平的提高。
(四)误差修正模型的建立
建立向量误差修正模型的过程是，先估计由LY、LC、Li、Lne这四个i(0)过程组成的向量自回归模型，然后将前文估计出的协整关系以误差修正项的形式引入到模型中来。四个变量之间的协整关系可以误差修正项形式表示为：
按照前述的向量误差修正模型形式，将向量误差修正模型设定为协整方程中含截距项，VaR中不含截距项的形式，将自回归滞后阶数设定为2。模型设定如下：
模型反映了变量之间的复杂联系，对这种关系进行考察分析有助于宏观经济政策的制定。下面对此展开分析。
1．关于各变量影响经济增长的方程。首先，滞后1期的非均衡误差项对现期经济增长有正向调节作用。当产生正的非均衡误差时，将使得短期GDp往上调节；反之，则使GDp向下调节。所有的变量通过滞后1期的非均衡误差项作用于短期经济增长。
就消费对经济增长的影响而言，滞后1期的消费增长率具有正系数，这说明短期内消费增长会导致经济增长，消费增长对经济增长的弹性系数为0．141，即消费每提高1％，GDp随之提高0．141％。
就投资对经济增长的作用来看，在短期内，滞后1期和滞后2期的投资增长率的系数都为正值，这说明短期内投资的增加能有效提高短期GDp水平，刺激经济增长。短期投资增长对经济增长的弹性为0．222，即投资每增长1％，使得经济增长0．222％。
就净出口对于经济增长的作用而言，在短期内，净出口增长率的系数为正，说明净出口增长对短期经济增长有正面的刺激作用，但是由于弹性系数较低，仅为0．013，因此净出口增长对经济增长的拉动作用很弱。
就经济增长自身的作用而言，短期内，滞后2期的经济增长对短期经济增长的弹性为－0．678，这说明经济增长率在短期内有一种回归正常水平的
趋势。
2．关于各变量影响消费水平的方程。滞后1期的非均衡误差项对现期消费增长有正向调节作用。当产生正的非均衡误差时，将使得短期消费往上调节；反之，则使消费向下调节。所有变量都通过误差修正项对现期消费产生影响。
就经济增长对消费水平的影响而言，在短期内，滞后1期的经济增长率的系数为负，而且t检验值不显著，这说明消费并不受短期收入变化的影响，这预示着消费的持久收入理论假说是和湖南的现实相符合的。
就消费增长的自身作用而言，滞后2期的消费增长率的系数为0．336，这说明短期的消费增长对现期的消费增长有正面的作用，居民的消费习惯在短期内存在惯性的作用。这一点和杜森贝里在消费的相对收入理论中提出的消费行为的不可逆性相符合。
投资对消费的作用为0．212，但是这种作用同样不显著。
3．关于各变量影响投资水平的方程。误差修正机制对于短期投资增长的影响不显著，这说明GDp、消费、投资水平对长期均衡的偏离不能在短期内对投资水平形成显著的影响。
在短期内，就经济增长对投资的影响而言，短期经济增长率的系数为2．485，这说明短期GDp每增加1％，能够使投资提高2．485％。而就消费对投资的影响来说，滞后1期的消费每提高1％，则会使投资增长0．6％，这说明短期内消费的增长能对投资增长起着拉动作用。短期内投资增长自身的变动对当期的投资没有显著影响，净出口的增长变动也不对短期投资形成显著影响。但要说明的是，收入和消费对投资系数的t检验值均不太显著，这说明收入和消费短期内对投资能产生积极作用，但是这种作用可能不太明显。
以上结论综合说明：一方面，改善投资环境、提高消费水平、保持经济持续增长对于投资水平的提高有积极的作用；另一方面，投资对于短期宏观经济因素还不太敏感，这可能是由于多年以来所形成的僵化的投资体制造成的。
4．关于各变量影响净出口的方程。四个变量偏离长期均衡关系的波动，通过滞后1期的误差修正项对短期净出口发生作用，但是由于t检验统计量较小，使得这种作用并不显著。
短期内所有变量的增长率波动都不能对净出口形成显著的影响，这说明湖南的净出口水平还很低，尤其是和其他变量的相关性不强，这也表明在投资、消费、净出口和经济增长所组成的四变量系统中，净出口还具有较强的自发性和外生性。
(五)基于eCm的Granger因果关系检验
基于eCm的Granger因果关系检验可以揭示变量之间的短期因果关系。各变量对短期经济增长率的因果关系，可以就相应的参数作约束检验。假设相应的变量系数为零，如果假设被接受，则可以认为该变量对经济增长没有短期Granger因果关系。否则，接受该变量对经济增长存在短期Granger因果关系。
限于篇幅，这里仅列出经济增长的误差修正模型表达式：
从检验结果可以看出，尽管消费在长期内作为经济增长的直接原因并不显著，但是在短期内，消费成为经济增长的直接因。投资在短期内依然是湖南GDp增长的直接因，和前面水平VaR的检验结论结合起来，说明投资对于湖南经济增长具有重要的拉动作用。变量之间的短期因果关系如图4所示(略去净出口的影响)。
GDp、投资和净出口在短期内都不能形成湖南消费增长的直接因，这说明消费的变动对短期因素的影响不太敏感，消费在短期内相对比较稳定。
GDp、消费和净出口在短期内都不能形成湖南投资增长的直接因，而水平VaR的分析结论从长期来看，GDp、消费是长期投资增长的因。这说明短期内，湖南的投资对经济环境因素的敏感度不高，而长期的良好的经济环境会导致高的投资水平。
各变量对净出口的短期变动不能形成显著的因果关系，这说明湖南的净出口水平还很低，而且具有自发性，对短期或长期经济因素都还不太敏感。这一结论也是和前面的分析相符合的。
三、结论及政策启示
1．湖南的经济增长与消费、投资和净出口之间存在稳定的长期关系，消费水平对湖南经济增长的长期弹性为0．574，投资对湖南经济增长的长期弹性为0．465，净出口的作用还比较弱，为0．062。这种长期稳定关系对湖南经济增长有正的促进作用。因此，从政策上保持宏观经济的稳定、避免经济的大幅度波动有利于湖南经济的持续健康发展。
2．在短期内，投资增长对湖南的经济具有更加明显的作用，其短期弹性为0．222，而消费对经济增长的弹性为0．141，投资和消费均是经济增长的直接因。在长期内，投资是经济增长的直接因，消费作为GDp的直接因不显著，它通过对投资的作用形成GDp的间接因。因此，以扩大消费来拉动经济增长的政策可能不会有明显的作用，湖南的经济主要是由投资来驱动的，从政策上加大对投资的鼓励力度，对于湖南经济的短期繁荣和长期增长是重要的政策选择。
3．在短期内，投资对经济环境的敏感度还不高，这也说明原有的投资体制在一定程度上约束了投资主体的投资积极性，因此，扩大投资必须要进一步深化投资体制的改革，落实企业的投资自，放开民营资本的投资领域，积极引进外商投资，提高短期投资对宏观经济环境的敏感度。
短期投资和长期投资篇2
(1)采用单项比较法计提跌价准备时,短期投资向长期投资的划转
例1:假设甲企业采用单项比较法计提跌价准备,1999年6月30日因股票C市价明显下跌,为避免变现损失而划转为长期持有。
股票的有关资料如下:
成本890000元
市价890000元
跌价准备40000元
账面价值850000元
在划转时,甲企业应做如下会计凭证:
借:长期股权投资——股票C 850000
短期投资跌价准备——股票C 40000
贷:短期投资——股票C 890000
上例中,划转日恰在资产负债表日(6月30日为中期报告日),此时股票c的市价正好等于其账面价值。但是,若股票C于7月26日划转为长期股权投资,而当日的股票市价为840000元,则甲企业应首先按成本与市价孰低法补提跌价准备10000元。甲企业应做会计处理如下:
补提跌价准备:
借:投资收益——短期投资跌价准备 10000
贷:短期投资跌价准备——股票C 10000
划转时:
借:长期股权投资——股票C 840000
短期投资跌价准备——股票C 50000
贷:短期投资——股票C 890000
如果7月26日划转时股票C市价上涨至860000元,则应做会计处理如下:
借:长期股权投资——股票C 860000
短期投资跌价准备——股票C 40000
贷:短期投资——股票C 890000
投资收益——短期投资跌价准备 10000(2)采用类别比较法或总体比较法,计提跌价准备时,短期投资向长期投资的划转
如果企业采用类别比较法或总体比较法计提跌价准备时,企业只能确定某类或全部短期投资的账面价值,而某一项短期投资的账面价值是无法确定的。因此,在这种情况下,短期投资向长期投资划转就只能从总体上冲减短期投资跌价准备。
例2:接上例,假定7月26日股票C的市价为840000元,则无论采用类别比较法还是总体比较法,甲企业的划转分录为:
借:长期股权投资——股票C 840000
短期投资跌价准备——股票C 50000
贷:短期投资——股票C 890000
如果7月26日股票C的市价为870000元,则划转分录为:
借:长期股权投资——股票C 870000
短期投资跌价准备——股票C 20000
贷:短期投资——股票C 890000
如果7月26日股票C的市价涨至895000元,则依据成本与市价孰低原则。应按成本890000元增加“长期股权投资”科目。划转分录如下:
借:长期股权投资——股票C 890000
短期投资和长期投资篇3
关键词：管理者短视偏差；企业投资行为；盈利能力；业绩水平；财务困境
中图分类号：F830.9文献标识码：a文章编号：
一、引言
所谓企业投资行为，一般指企业为了获取未来价值增值和预期报酬而预先垫付一定量资金用于增加或维持资本存量的经济行为。作为企业决策的重要内容，企业投资行为研究一直是理论界和实务界关注的热点问题之一。传统金融理论基于“理性经济人”假设对企业投资行为进行研究，认为投资者和管理者都是追求效用最大化、能获取决策所需全部信息进行无偏估计并实现最优决策的理性决策者，揭示了问题和信息不对称是导致企业非效率投资的主要原因。然而，由于现实生活中人们的实际决策行为明显与“理性经济人”假设不符，因而这一假设受到严重质疑，于是行为金融理论便顺势兴起，对企业投资行为的研究逐渐深入到心理层次。行为金融理论指出，行为主体存在各类认知偏差，在进行跨期选择时，容易出现短视偏差，令行为主体的时间偏好率发生改变，相对于长期投资更偏好于短期投资；或者令行为主体预期收益率不再是某一常数，短期收益率明显高于长期收益率。管理者在企业管理和决策中的控制权，使其心理过程对企业投资行为的影响更直接、迅速和强烈，若管理者存在短视认知偏差，则企业投资行为也会受到相应的显著影响。
目前，对管理者短视偏差形成原因的研究已较为成熟，认为除了管理者自身原因和企业内部原因外，企业外部原因也会引起管理者短视偏差。从中国证券市场的实际来看，无论是在股改前流通股本规模较小，可流通转让的社会公众个人股所占比例较低的情况下，还是股改后全流通得以实现的情况下，大部分投资者入市不是看重企业真实的投资价值，也不愿意长期持股来参与或监督企业的生产、经营和管理，而是偏向于进行中短期操作，以便在短期内获得股票买卖价差而盈利。即便有部分投资者进入股市是为了获得企业的现金股利收益，也因为企业现金股利派发几率小以及股利支付率远低于其预期而有所失望。因此，执行“购买并持有”战略的投资者较少，进行短线投资或投机的更多。企业的短期盈利增加能够令其股票价格在短期内迅速提升，大部分个人投资者、股权投资基金以及风险投资基金等以短期内买卖股票获取利润为目的的股东青睐于管理者以短期利润提升为目的的投资行为，催生的股东短期利益压力迫使管理者迎合股东需求，导致管理者短视偏差，影响企业投资行为。
鉴于此，本文考虑中国证券市场的实际，基于股东短期利益压力的视角，以2003～09年间沪深市场非金融类a股上市公司为对象，检验管理者迎合短期股东需求所引起的管理者短视偏差对企业投资行为的影响，并考察短视管理者的投资行为对企业未来盈利能力和业绩水平、企业风险及陷入财务困境可能性的影响。
二、相关研究综述
根据经典投资理论，最佳投资决策是指在一定的投入资本限制下，使企业价值最大化，有助于企业长期发展的决策。在管理者短视偏差的影响下，企业不遵循最佳投资决策，反而因为追求短期效益而延迟甚至放弃使企业价值最大化的投资项目，往往表现为以牺牲长期价值为代价提高短期利润以提升股票价格[1～3]。从长远来看，这不仅会侵害股东的利益，而且会影响企业的经营和发展，正如Gracia的研究所示，存在管理者短视偏差的企业往往会出现高的财务杠杆（尤其是短期借款）、不正常的利润增长以及较低的客户和员工满意度[4]。
一些学者对引起管理者短视偏差的原因进行了研究。Bushee[5]，murphy[6]以及Liu[7]等认为，机构投资者的短期交易、证券分析的短期集中性、股票价格对长期项目信息的鲜少反映、近期攀升的股票报酬、风险厌恶、流动性限制等是管理者短视偏差产生的原因。Bebchuk和Stole（1993）[1]以及nyman[8]等从理论的角度进行了分析与推导，认为股东基于对短期信息的关注设计出一系列的制度，以保障管理者与其利益相一致，因此诱导管理者做出迎合短期信息需求的投资决策，而使企业对长期项目投资不足。Kaplan和minton认为，造成管理者短视偏差的潜在原因是管理者的职业考虑，即企业所有者与管理者之间的委托关系造成两者间信息不对称，管理者具有一定信息优势，其为了提高自身职业声誉和报酬水平，就有动机追求短期效益，制定违背企业价值最大化的决策[9]。Graham，Harvey和Rajgopal[10]，Bhojraj和Libby[11]以及Cheng，Subramanyam和Zhang[12]的研究发现，为达到分析师季度盈利预测，管理者容易产生短视偏差。Cadman和Sunder以ipo公司为样本进行研究，发现拥有风险资本的公司提供的是短视激励，而受短视激励的管理者对股票长期收益率要求较低，导致企业投资短期趋利倾向[13]。李秉祥和薛思珊则认为，管理者具有管理防御行为的动机，从而导致企业投资短视行为[14]。
在此基础上，一些学者对缓解管理者短视偏差，减少企业短视投资行为的措施进行了研究。在公司机制设计方面，早期文献提出通过合理制定管理者薪酬来缓和管理者短视偏差，并鼓励管理者选择长期项目进行投资[15，16]。meulbroek等认为，企业引入的诸如“金色降落伞”计划等反恶意收购条款能起到契约机制的作用，能使管理者降低短视倾向，从而使企业长期投资明显增加[17]。Dikoli，Kulp和Sedatole发现，企业制定具有前瞻性的信息合同可以有助于减轻管理者短视[18]。thevaranjan，Joseph和Srinivasan利用理论模型进行研究，发现基于财务指标的激励（总利润）并不经常引起管理者短视，而基于非财务指标的激励（客户满意度）并不总是能缓解管理者短视[19]。Holden和Lundstrum以公司引入长期期权为事件点，通过事件研究法进行实证研究，认为公司实施管理者的股权激励计划后，管理者短视偏差得到缓解，公司长期投资（包括研发支出和固定资产投资）显著增加[20]。在外部治理压力方面，wahal和mcConnell以1988～94年间2500余家美国公司为样本展开研究，发现财产、厂房和设备支出与研发支出随着机构投资者持股的增加而增加[21]；而Samuel认为，研发支出与机构投资者持股负相关[22]。Johnson，Ryan和tian认为，执行“购买并持有”战略的投资者所持有的股权有助于减轻管理者在进行投资决策时的短视偏差[23]。edmans认为，大股东的增加有利于减少企业的短视投资行为[24]。Duruigbo认为，投资者的频繁交易行为引起管理者的短视偏差，有价证券交易税、资本利得税和固定股息有助于控制股东短视，进而有利于管理者抵抗股东短期利益压力，缓解管理者短视偏差[25]。在管理者本身特征方面，Lundstrum以管理者年龄作为管理者老练程度的变量，发现管理者老练程度与企业长期投资存在一定关系，说明为减少企业投资决策过程中的短视行为，需重视管理者选择[26]。
综上所述，已有文献集中于研究管理者短视偏差的产生原因、管理者短视偏差对资本支出和研发支出的影响以及缓解管理者短视偏差的措施等。对管理者短视偏差影响企业投资后产生的经济结果，比如企业未来盈利能力和业绩水平改变、企业风险与财务困境产生的可能性等鲜少涉及。并且由于管理者短视偏差的度量存在困难，实证分析远远滞后于理论研究。考虑到中国资本市场上短期投资者较多，本文基于股东短期利益压力的视角，实证研究投资者频繁交易引起的管理者短视偏差对企业投资行为的影响，着重探讨投资行为改变后企业未来盈利能力和业绩水平以及陷入财务困境可能性的改变。
三、理论分析与研究假设
股东以盈利为目的持有企业股票。按照盈利方式的不同可以将股东分为两类：一类股东期望通过企业长期价值的创造带来其自身财富的增值，以持有股份较高的股东以及执行“购买并持有”战略的投资者为代表；另一类股东寄希望于短期内股票价格的上升，通过短线投资或投机获得盈利，中国证券市场中的大部分个人投资者、股权投资基金和风险投资基金都属于这类股东。企业中后一类股东的存在易于对管理者产生短期利益压力，令其产生短视偏差，倾向于迎合股东短期利益的需求，忽视企业长期价值最大化，不遵循最佳投资决策，在投资决策中忽略或延迟实施创造企业长期价值的长期投资，转而更加注重以短期利润增加为目的，但不会提升企业核心竞争力的投资项目，通常表现为企业大幅减少研发支出和包括所有权、厂房、设备等的固定资产投资，而增加短期投资。因此，本文提出假设：
假设1：管理者短视偏差的企业在短期投资水平上高于其他企业，且管理者短视偏差程度越大，短期投资水平越高。
企业通常最关心利润和价值的创造，而忽略可能面临的风险。但是，企业风险伴随着企业活动产生，仅重视企业利润而忽略风险，很可能令企业陷入财务困境，甚至破产的境地。管理者短视偏差影响企业投资行为，产生相应经济结果，不仅表现在企业盈利能力和业绩水平的变化上，同样也表现在企业陷入财务困境可能性的改变上。
企业盈利能力通常是指企业在一定时期内获取利润的能力，无论是企业的管理者、债权人还是股东都十分关心盈利能力。持续稳定的经营和发展是获取利润的基础，而最大限度的获取利润又是企业持续稳定发展的目标和保证。企业业绩水平是企业通过对有限资源高效率和高效果的利用所达到的组织目的。为提高企业的资金利用率，有效增加企业收益，提高企业业绩水平，除了将企业资源投入到主营业务中，管理者还热衷于将闲置资金进行短期投资。在一定程度上，这种金融投资决策是理性、科学的，有助于增强企业短期利润。但是，管理者短视偏差存在时，管理者不考虑闲置资金充裕与否，一味大幅减少企业长期投资而增加短期投资的行为，并不是基于企业财务考虑需要而进行的理性投资。这样，一方面容易分散企业有限资源，占用正常经营资金，减少主业投资，降低竞争力，导致盈利能力和业绩水平的降低；另一方面令企业收益受股票指数波动影响，当股价下跌带来的损失吞噬企业利润时，进一步加剧盈利能力的降低，不利于企业长期稳定发展。
所谓财务困境，通常指企业现金流量不足以补偿现有债务的状况。对于管理者短视偏差的企业来说，其投资行为很可能是在不考虑自身及市场实际情况下的非效率投资，据上述分析，这种非效率投资会降低企业未来盈利能力、破坏长期竞争力。同时，在股东短期利益压力下产生短视偏差的管理者在企业投资过程中过于注重短期利润，往往会忽视风险控制。因此，在未来盈利能力和长期竞争力下降、风险控制忽略的双重作用下，企业面临的风险加大，企业陷入财务困境的可能性增加。
基于上述分析，本文提出假设：
假设2：管理者短视偏差企业进行的短期投资降低企业未来盈利能力和业绩水平。
假设3：管理者短视偏差企业进行的短期投资增大企业风险，加大企业陷入财务困境的可能性。
四、实证研究设计
（一）研究样本选择与数据来源
本文的研究样本为沪深两市非金融类a股公司。因为研究所需的股权集中度和两权分离度数据在证券市场披露的时间较晚，直到2003年才开始在国泰安数据库得到提供；并且本文需要滞后一期的数据以考察企业未来盈利能力和业绩水平，而大部分公司至今仍未披露2011年年报。所以考虑到实证研究相关数据的可得性，选取的样本观察期为2003年至2009年。对样本进行处理，剔除2002年12月31日以后上市的公司以排除公司首次公开发行（ipo）的影响，剔除样本观察期内被特别处理（St）、特别转让（pt）的公司及缺失严重的样本以保证研究结果的有效性，最终得到5586个观测值，为本文研究的总样本。相关数据取自“CSmaR交易数据库”和“锐思数据库”。数据处理软件为eviews6.0。
（二）变量设定
1.管理者短视偏差（myopiat）的度量
作为管理者非理性的表现形式之一，管理者短视偏差难以量化，这也一直是一个研究难点。由于本文从股东短期利益压力的视角出发，考察管理者迎合短期股东需求所引起的管理者短视偏差对企业投资行为的影响及其经济结果，因此参照刘端和陈收的研究，采用反映股东交易频繁程度的换手率指标表示股东短视程度，以间接度量管理者短视偏差[27]。
股票换手率的计算公式如下：
2.企业短期投资行为（Sinvestt）的度量
为消除规模因素影响，采用当期短期投资与期初总资产的比例衡量企业短期投资行为。关于短期投资的度量，2007年之前采用“短期投资净额”，而之后（实施新会计准则后）采用“交易性金融资产”、“可供出售金融资产净额”和“持有至到期投资净额”三个科目之和。
3.企业未来盈利能力和业绩水平的度量
企业未来盈利能力和业绩水平主要采用下期每股收益（epst+1）和下期托宾Q值（tobin'Qt+1）这两个指标来衡量。（1）每股收益为企业净利润与总股数的比率，是综合反映企业经营结果和获利能力，衡量企业盈利能力，预测企业成长潜力的重要财务指标之一。（2）托宾Q值经常被用来作为衡量企业业绩水平的重要指标，检验管理者短视偏差与托宾Q值的关系可得到管理者短视偏差对企业业绩水平的影响。托宾Q值采用企业市场价值与资产重置成本的比例来计算。其中，市场价值是企业所有财产所有权的市值（包括股票市值和债券市值），比较难确定的非流通股股权市值采用流通股股价代替计算；而资产重置成本则用资产总额来近似代替。也即本文中，托宾Q=[每年最后一日收盘价×（a股流通股股数+非流通股数）+净债务市值]/期末总资产。
4.企业财务困境（Riskt）的度量
采用altman构建的5变量Z-score模型计算企业的综合风险值（Z值），可以系统反映和评价企业的资产规模、财务结构、折现能力、获利能力、偿债能力以及资产使用效率与效益，分析和判别企业运行状况和财务困境，诊断和预测2年内企业破产的可能性。已有研究表明该模型的预测准确率高达72～80%，在国际学术界得到广泛的应用。但是针对不同性质的企业（公开上市交易的制造业企业和服务性企业或者非上市企业），Z-score模型系数需做相应调整。本文参照姜付秀等的研究，通过以下公式计算Z值作为财务困境度量指标[28]：
计算得到的Z值越高，说明企业财务状况越好，越不容易陷入财务困境；反之，Z值越低，则企业的风险越大，越可能面临破产。学者们对众多国家的企业进行分析，发现判断企业发生财务困境的Z值在各国间存在差异，但是各国“财务困境组”的Z值平均都低于临界值1.8。因此，本文以1.8为临界值来判断企业财务困境状况并设置虚拟变量Risk，若Z值大于1.8，则Risk取1，否则Risk取0。
5.控制变量设定
由于企业投资行为、未来盈利能力和业绩水平以及企业风险会受到其它因素的影响，因此根据相关理论及文献，本文还设置了一些控制变量，具体见表1。
（三）实证模型
为考察管理者短视偏差对企业投资行为的影响，验证假设1，本文以短期投资Sinvestt为被解释变量，管理者短视偏差myopiat为解释变量，构建如下多元回归模型：
为考察管理者短视偏差企业进行的短期投资对企业未来盈利能力和业绩水平的影响，验证假设2，本文分别以下期每股收益epst+1和下期托宾Q值tobin'Qt+1作为被解释变量，以管理者短视偏差myopiat、企业短期投资Sinvestt和两者的交叉项作为解释变量，构建如下多元回归模型：
本文的假设3涉及三个变量：企业财务困境、企业投资行为与管理者短视偏差，且变量间可能存在相互影响。例如，短视管理者的投资行为会影响企业陷入财务困境的可能性，而企业财务困境又可能影响到企业投资行为。鉴此，为考察管理者短视偏差企业进行的短期投资对企业陷入财务困境可能性的影响，验证假设3，本文构建联立方程模型如下：
其中，式（6）为风险方程，被解释变量为企业财务困境风险，用虚拟变量Riskt表示。解释变量包括管理者短视偏差myopiat、企业短期投资Sinvestt和两者的交叉项，用以考察企业短期投资对企业风险的影响及管理者短视偏差对企业短期投资与企业风险关系的影响。式（7）为企业短期投资方程，被解释变量为企业短期投资Sinvestt。解释变量为管理者短视偏差myopiat和上期风险Riskt-1，用以考察管理者短视偏差和企业上期风险对企业短期投资的影响。
五、实证研究与结果分析
（一）管理者短视偏差影响企业投资行为的回归结果
表2是多元回归方程（3）的估计结果。由表2可知，不管是截面数据还是考虑了时间趋势的面板数据，管理者短视偏差指标的系数都显著为正。由此可见，股东短期利益压力引起的管理者短视偏差影响企业投资行为。相比于其它企业，管理者短视偏差的企业在短期投资水平上较高，并且短视偏差程度越大，短期投资水平越高。上述结论支持假设1。
此外，从其它控制变量的回归结果来看，国有控股企业更容易从国有银行取得贷款，有更多的资金可以进行短期投资。国有股比例越大，企业除了拥有更广泛的资金来源外，还存在更多的优惠政策和投资机会及更广的投资空间，因此更可能将资金用于长期投资，在一定程度上减少短期投资；资产负债率越低，企业持续融资能力越强，可以相应的增加短期投资；董事会规模越大，对管理者与股东间利益冲突的协调越有效，对管理者非理的监督力度越大，短期投资得到适当控制。
（二）管理者短视偏差企业的短期投资影响未来盈利能力和业绩水平的回归结果
利用截面数据对多元回归方程（4）进行参数估计及显著性检验，结果见表3。
由结果可见，在不同衡量企业盈利能力和业绩水平的指标下，企业短期投资的系数都为负，而且显著，说明短期投资越大，企业未来盈利能力越弱，业绩水平越低。以下期每股收益为度量指标时，管理者短视偏差与企业短期投资的交叉项显著为负；而以下期托宾Q值为度量指标时，该交叉项系数为负，但不显著，这在一定程度上说明管理者短视偏差越大，企业短期投资对企业未来盈利能力和业绩水平的削弱作用越强，意味着管理者短视偏差企业进行的短期投资降低了企业未来盈利能力和业绩水平，支持假设2。
由控制变量的回归结果可知，非国有控股企业员工积极性较高，竞争性较强，未来盈利能力和业绩水平越好。企业规模越大，会计业绩越小，市场业绩越大。账面市值比越小，企业成长性越强，未来盈利能力和业绩水平越高。企业自由现金流越充裕，企业未来盈利能力和业绩水平越高。股权越分散，股东与管理者之间的问题越严重，股东对管理者决策的控制权越小，对企业未来盈利能力和业绩水平存在负面影响。
（三）管理者短视偏差企业的短期投资影响陷入财务困境可能性的回归结果
利用截面数据对联立方程模型（5）和（6）进行回归，结果见表4。从风险方程来看，企业短期投资的回归系数显著为正，在一定程度上说明其它因素不变时，管理者非短视偏差企业的短期投资能降低企业陷入财务困境的可能性，因为理性科学的短期投资有助于增强企业短期利润。管理者短视偏差与企业短期投资的交叉项显著为负，说明管理者短视偏差对企业短期投资与企业风险关系有负向的作用，即管理者短视偏差的存在削弱了企业短期投资减少企业当期陷入财务困境可能性的作用，增大了企业风险。总体来说，myopiat*Sinvestt和Sinvestt的系数之和“α2+α3”为正，表明管理者短视偏差企业进行的短期投资不会加大企业当期陷入财务困境的可能性，因为企业短期投资能够令企业在短期内获得利润，使得企业暂时有充足的资金支付债务。这一结果在一定程度上验证了假设3。
从控制变量的回归结果来看，资产负债率越低，企业持续融资能力越强；流动比率越高，资产变现能力越强，企业经营面临的流动性风险越低；账面市值比越小，企业成长能力越强；自由现金流越多；两权分离度越高，董事会监督职能越能有效发挥；股权集中度越大，股东与管理者间问题越小；每股收益越大，企业盈利能力越强，遭受财务风险的可能性越低；资产收益率越大，企业资产利用效果越好，则企业陷入财务困境可能性越小。
从投资方程来看，管理者短视偏差的系数显著为正，与前文结果一致，表明控制了内生性后，结论仍保持稳定，再一次证明了研究结果的稳健性。上期财务困境的系数显著为正，表明上期风险对企业短期投资存在影响，上期风险越大，当期短期投资越小，说明企业以前风险较大时，即使是短期管理者也会谨慎进行短期投资。
六、结论
本文从股东短期利益压力的视角出发，采用沪深两市2003年至2009年间的a股上市公司数据，实证研究了管理者短视偏差对企业投资行为的影响，具体从企业短期投资及其经济结果两方面进行了分析。研究发现：
（1）股东短期利益压力引起的管理者短视偏差显著影响企业投资行为。管理者短视偏差的企业在短期投资水平上高于其它企业，并且短视偏差程度越大，短期投资水平越高。
（2）管理者短视偏差越大，企业短期投资对企业未来盈利能力和业绩水平的削弱作用越强，表明管理者短视偏差企业进行的短期投资降低了企业未来盈利能力和业绩水平。
（3）管理者短视偏差越大，企业短期投资对企业当期陷入财务困境可能性的削弱作用越弱，意味着企业面临的风险增大。但是由于企业短期投资能够在短期内获得利润，使得企业短时间内有充足的资金支付债务，所以管理者短视偏差企业进行的短期投资并不会加大企业当期陷入财务困境的可能性。
本文的研究结论不仅拓展和丰富了行为金融领域的研究，而且突破理论和信息不对称理论对企业产生非效率投资行为的传统解释，为加强企业监管，保持企业持续竞争力，实现企业良性发展提供了新的参考证据。
参考文献：
[1]BebchukLa，StoleLa.Doshort-termobjectivesleadtounder-orover-investmentinlongtermprojects[J].JournalofFinance，1993，48（2）：719-729
[2]LavertyKJ.managerialmyopiaorsystemicshort-termism？：theimportanceofmanagerialsystemsinvaluingthelongterm[J].managementDecision，2004，42（8）：949-962
[3]askerJ，Farre-mensaJ，Ljungqvista.Doesthestockmarketharminvestmentincentives？[R].workingpaper，newYorkUniversity，2010
[4]Graciae.Corporateshort-termthinkingandthewinner-take-allmarket[R].workingpaper，UniversityofBarcelona，2003
[5]BusheeBJ.theinfluenceofinstitutionalinvestorsonmyopicR&Dinvestmentbehavior[J].theaccountingReview，1998，73（3）：305-333.
[6]murphyK.Stock-basedpayinneweconomyfirms[J].Journalofaccountingandeconomics，2003，34（1-3）：129-147
[7]LiuY.Doesinstitutionalinvestorcompositioninfluencemanagerialmyopia？thecaseofaccountingrestatements[D].thesis（ph.D.），Universityoforegon，2006
[8]nymani.Stockmarketspeculationandmanagerialmyopia[J].ReviewofFinancialeconomics，2005，14（1）：61-79
[9]KaplanS，mintonB，HowhasCeoturnoverchanged？increasinglyperformancesensitiveboardsandincreasinglyuneasyCeos[R].workingpaper，UniversityofChicago，2006
[10]GrahamJ，HarveyCR，RajgopalS.theeconomicimplicationsofcorporatefinancialreporting[J].Journalofaccountingandeconomics，2005，40（1-3）：3-73
[11]BhojrajS，LibbyR.Capitalmarketpressure，disclosurefrequency-inducedearnings/cashflowconflict，andmanagerialmyopia[J].theaccountingReview，2005，80（1）：1-20
[12]Chengm，SubramanyamKR，ZhangY.earningsguidanceandmanagerialmyopia[R].SSRnworkingpaper，2005
[13]CadmanBD，SunderJ.investormyopiaandCeohorizonincentives[R].SSRnworkingpaper，2009
[14]李秉祥，薛思珊.基于经理人管理防御的企业短视投资行为分析[J].系统工程理论与实践，2008，（11）：55-60
[15]JensenmC，murphyKJ.performancepayandtop-managementincentives[J].Journalofpoliticaleconomy，1990，98（2）：225-264
[16]Dechowp，SloanR.executiveincentivesandtheHorizonproblem：anempiricalinvestigation[J].Journalofaccountingandeconomics，1991，14（1）：51-89
[17]meulbroekLK，mitchellmL，mulherinJH，netterJm，poulsenaB.Sharkrepellentsandmanagerialmyopia：anempiricaltest.Journalofpoliticaleconomy，1990，98（5）：1108-1117
[18]DikolliSS，KulpSL，SedatoleKL.theuseofshort-termcontractingtolengthentheCeohorizon：Doshareholderinfluencesandboardeffictivebessmatter？[R].workingpaper，Universityoftexasataustin，2006
[19]thevaranjana，JosephK，SrinivasanD.managerialmyopiaandnon-financialmeasures：thecaseofcustomersatisfactionmitigatinghard-selling[R].SSRnworkingpaper，2008
[20]HoldenCw，LundstrumLL.Costlytrade，managerialmyopia，andlong-terminvestment[J].JournalofempiricalFinance，2009，16（1）：126-135
[21]waha1S，mcConnellJJ.Doinstitutionalinvestorsexacerbatemanagerialmyopia？[J].JournalofCorporateFinance，2000，6（3）：307-329.
[22]SamuelC.Doesshareholdermyopialeadtomanagerialmyopia？afirstlook[J].appliedFinancialeconomics，2000，10（5）：493-505
[23]JohnsonShane，RyanH，tianY.managerialincentivesandcorporatefraud：thesourceofincentivesmatter[J].ReviewofFinance，2009，13（1）：115-145
[24]edmansa.Blockholdertrading，marketefficiency，andmanagerialmyopia[J].JournalofFinance，2009，64（6）：2481-2513
[25]Duruigboe.tacklingshareholdershort-termismandmanagerialmyopia[R].SSRnworkingpaper，2011
[26]LundstrumLL.Corporateinvestmentmyopia：aHorseraceofthetheories[J].JournalofCorporateFinance，2002，8（4）：353-371.
短期投资和长期投资篇4
关键词：噪音交易；有限套利；短期套利基金；长期套利基金；基金经理
基金项目：国家自然科学基金资助项目（70972101）。
作者简介：陆江川（1983-）,男，陕西西安人，西安交通大学管理学院博士研究生，主要从事证券投资与资本市场研究；陈军（1963-），女，安徽五河人，西安交通大学管理学院副教授，博士,主要从事证券投资与资本市场研究。
中图分类号：F830.91文献标识码：a文章编号：1006-1096（2012）03-0162-05收稿日期：2011-07-20
投资基金是一种投资的模式，在市场有效假说（efficientmarkethypothesis,emH）下，这种制度安排确实可以起到规模效应和专家理财的好处，从而为基金投资者带来更高收益和更低风险；对于市场而言，由于基金经理具有信息优势和专业优势，噪音交易造成的价格偏离都会立刻得到矫正，从而使市场更有效。因此，投资基金不失为一个有效的制度安排。
但现实中投资基金并未完全矫正市场价格的背离。如DeBondt等（1985）发现，长期（3~5年）的股票收益存在着过度反应现象，即过去输家的未来收益显著高于过去赢家的未来收益。Black（1986）认为，噪音交易者对市场的冲击可以累积，并不会立即由于套利者的存在而消失。随后，DeLong等（1990）认为，噪音交易者预期均值和方差的偏差对资产价格有系统性影响。在封闭式基金市场（Lee，1991）、ipo市场（Ritter,1991）等均发现了非理性市场异象。
市场非有效说明有两种可能：①基金经理本身非完全理性；②基金经理套利能力的有限性。如果这两种可能同时存在，则意味着投资基金的投资模式失效。本文假设基金经理完全理性，但存在套利的有限性。因此，我们的问题是，既然市场确实存在着非理性波动，而完全理性的基金经理消除这一波动的能力又存在限制，那么，作为市场中高度专业化和高度理性的基金经理，能给基金投资者带来怎样的回报？噪音交易和有限套利对基金经理的投资行为和投资业绩有怎样的影响？作为基金投资者，应该怎样选择投资基金（及背后的基金经理）？本文基于Shleifer等（1997）三期模型框架，在噪音交易和有限套利两大约束条件下，考察所有市场参与者，包括个人投资者（噪音交易者和基金投资者）和基金经理（长、短期套利基金）的投资行为，以回答上述问题。
一、文献综述
基金经理作为套利者，通过结合其自身的专业知识和基金投资者的资金，可以分散投资风险并带来高额回报。但是，市场并非完全有效，套利行为也并非毫无成本和毫无风险。基金经理进行套利存在一定的限制。Shleifer等（1990）利用三期模型框架，对噪音交易条件下不同预期时间跨度的套利成本进行了比较分析，发现长期资产（即不确定因素消失时间较长）的套利成本较高，因此其较短期资产具有更高的折价率（即更高的未来期望收益）。其后，Shleifer等（1997）利用三期模型框架分析了噪音交易存在套利者的市场行为，他们认为，套利并不像之前认为的不需要资本投入和承担风险，实际上，套利行为是一种具有成本和风险的行为。pontiff（2006）对套利成本和异质风险的关系进行了分析，他认为异质风险对套利者的套利成本具有重要作用。
由于封闭式基金本身的特点，其资产净值（netassetvalue，naV）可以看做资产的内在价值，因此，封闭式基金的折扣率可以对市场中的套利行为做出阐释。pontiff（1996）利用封闭式基金的naV作为其内在价值，对其套利成本进行了识别。通过实证研究，pontiff认为四个因素影响资产的套利获利性：(1)与其他证券风险无关的基础风险；(2)资产的红利发放；(3)交易费用；(4)市场利率。Gemmill等（2002）对158个封闭式基金进行研究，发现投资者情绪是封闭式基金折扣率波动的原因，封闭式基金折扣率越大，套利难度也越大。
还有文献对基金经理的实际业绩表现进行了考察和研究。Bollen等（2005）基于股票与市场时机选择标准模型，利用共同基金的日和季度收益实证研究发现，基金短期的优异业绩只是一种暂时现象，该现象会在基金经理每年被考评的时候出现几次。Khorana（1996）对基金经理过去业绩与基金经理被替换之间的关系进行了研究，实证结果发现基金经理被替换的概率与其过去业绩之间存在负相关。Brown等（1996）认为基金行业的竞争结构会对基金经理产生负向激励，使其行为不追求长期目标而更着眼于短期目标。Lakonishok等（1991）研究发现，基金经理为了使得其短期业绩更能吸引基金发起人，会在每个季度末（特别是第四季度末）对基金持有组合业绩进行粉饰，其粉饰行为主要是为了短期业绩更具吸引力而非为追求长期业绩。另外，Chevalier等（1997）也得出了类似的结论。
综上所述，现有文献表明，基金经理的套利交易存在诸多限制条件，会面临较高的风险与成本；从基金业绩角度看，基金经理的投资行为并不像基金投资者期望的那样长期化，由于基金经理的更替、排名、竞争等，导致基金经理更倾向追求短期业绩。但现有文献没有从有限套利的角度，对长、短期基金经理的投资行为和投资业绩进行分析。本文的贡献在于，从噪音交易和有限套利角度出发，利用3期模型框架，对市场中的噪音交易者、基金投资者、短期套利基金和长期套利基金的投资行为进行理论分析，并对长、短期套利基金的投资业绩进行分析和比较，从而为市场监管当局和基金投资者提供参考。
二、不同类型基金行为的投资行为分析
（一）噪音交易和有限套利条件下不同类型套利基金资产需求分析
本文假设市场有4种类型参与者：噪音交易者、长期套利基金、短期套利基金、基金投资者。长、短期套利基金对未来市场收益分布具有完全理性的预期；噪音交易者对未来市场收益分布的预期则存在系统性偏差，存在乐观或悲观情绪；基金投资者则将其资金全部投资于套利基金，并依据套利基金历史业绩进行选择。
为考察噪音交易风险对基金行为的影响，将市场分3期。假设资产的实际价值为V，长、短期套利基金知道资产的实际价值，但噪音交易者只有第3期才知道资产的实际价值，而基金投资者不知道资产的实际价值，因此第3期资产的价格确定等于V。
笔者基于Shleifer等（1997）的三期模型框架构建不同类型套利基金的投资行为模型。不失一般性，假定市场无风险利率为0。假定对于第1期和第2期，即t=1,2，资产价格为pt。具体来说，本文仅考虑悲观的噪音交易者，对于t=1,2，噪音交易者的悲观情绪的悲观情绪扰动为St。长、短期套利基金在第1期知道S1，但是不知道S2。
对于噪音交易者而言，其在第t期对资产的总需求为
Qt(noise)=V－Stpt（1）
对于套利基金而言，假定其在第t期管理的资产总额（即从基金投资者借入资金的规模）为Ft，则其在第t期对资产的总需求为
Qt(arbitrage)=Ftpt(2)
由于资产是单位供给的，即Qt(arbitrage)+Qt(noise)=1，则有
pt=V－St+Ft(3)
（二）不同类型套利基金的投资行为模型
由于不同市场参与者基于各自的特质进行投资，各自有着不同的投资策略。本文对不同类型投资者的投资策略分析如下。
1.噪音交易者的投资行为分析
噪音交易者不基于任何信息做出投资决策，其投资行为受到非理性市场情绪的影响。但是，DeLong等和waldmann（1990）认为，在非理性市场中，噪音交易者可以长期存在，并可以获得正的收益。
2.基金投资者的投资行为模型
由于基金投资者与基金经理之间是委托关系，存在着信息不对称，因此基金投资者无法识别基金经理的投资策略。这主要有以下3个原因：第一，对于众多基金投资者而言，其自身并不能理解基金经理的投资行为；第二，基金经理为防止其投资策略被复制，会对其投资策略保密；第三，基金经理一般每季度才会报告基金业绩，基金投资者也无法即时获得基金经理投资行为包含的信息。
因此，基金投资者仅能依据基金经理过去的业绩来评价其能力，将基金经理过去的收益作为其未来的期望收益。如基金经理过去具有较好业绩，则基金投资者倾向于进入该基金；反之，则赎回该基金。
综上，本文假定基金投资者都基于基金经理过去业绩来判断基金经理的能力，将基金过去收益作为其投资的期望收益。
本文为描述基金投资者的投资行为，根据Shleifer等（1997）的三期框架，将基金投资者基于过去业绩的未来投资行为定义为函数G。但与之不同，本文不限定函数G为线性函数。因此，在第2期有
F2=F1gG(D1F1gp2p1+F1-D1F1)(4)
其中，G(1)=1，G′≥1，且G″≤0。
特别地，当第1期套利基金经理将所有管理资金F1全部购买资产时，有
F2=F1gG(p2p1)（5）
3.短期套利基金的投资行为模型
短期套利基金不追求其管理的资金在第3期收益的最大化，而是将三期投资分割成两个短期投资，即在第1期，短期套利基金仅追求资产收益在第2期的最大化；在第2期，仅追求其在第3期资金收益的最大化。因此，其投资策略如下：
第1期，由于短期套利基金不知道第2期噪音交易者的悲观扰动S2，所以短期套利基金无法确定资产在第2期的市场价值p2。但是，短期套利基金知道该项交易无长期基础风险，所以可以确定第1期投资在第2期的期望收益，为
e(R~12)=Vp1＞0（6）
其中，R~12代表第1期至第2期收益，为随机变量。
可以知道，当第1期该短期套利基金将其所管理的全部资产F1全部投资时，期望收益最大，为e(R~12)。所以，第1期，以价格p1将F1全部购买资产，共买入F1p1股。这种行为会导致第1期的风险增大，Brown等（1996）认为由于基金行业存在着竞争结构，基金经理为追求短期更高的相对业绩，会主动增加基金的风险。
第2期，由于噪音交易者的悲观扰动S2，因此第2期的投资没有基础风险，所以第2期短期套利基金应将其在第2期新获得的基金投资者投入的资金全部买入，假定第2期短期套利基金管理的资产规模为Fs2，则第2期短期套利基金买入的资金规模（即第2期新获得基金投资者的投资规模）为Fs2-F1。因此，第2期，短期套利基金以价格p2将Fs2-F1全部购买资产，共买入Fs2-F1p2股。
第3期，以价格p3=V将所有资产卖出。
4.长期套利基金的投资行为模型
在三期模型下，长期套利基金追求其管理的资金在第3期收益最大化。因此，对于长期套利基金而言，可以通过跨期统筹安排资金进行投资，达到第3期收益最大化的目的。具体来说，在第1期，由于长期套利基金无法预测第2期噪音交易者的情绪，而悲观情绪在第2期存在着进一步恶化的可能性，所以，虽然第1期至第2期的市场期望收益为正，但是长期套利基金的最优选择是将其第1期的初始资产F1的一部分D1购买资产，剩余部分F1-D1可以在第2期如果悲观情绪进一步恶化时追加投入。所以，第1期，以价格p1将F1的一部分D1购买资产，共买入D1p1单位资产。
第2期，由于噪音交易者的悲观扰动S2，因此第2期的投资没有基础风险，所以第2期长期套利基金应将其在第2期新获得的基金投资者的投入资金以及第1期未使用的资金全部买入，假定第2期长期套利基金管理的资产规模为Fl2，则第2期长期套利基金买入的资金规模为Fl2-D1。因此，第2期，短期套利基金以价格p2将Fl2-D1全部购买资产，共买入Fl2-D1p2股。
第3期，以价格p3=V将所有资产卖出。
（三）不同类型套利基金的投资业绩分析
在悲观噪音交易情绪下，即St＞0，市场共存在两种可能情绪，即p1＜p2＜V（S1＞S2）和p2＜p1＜V（S2＞S1）。在p1＜p2＜V下，第2期悲观噪音交易者的悲观情绪有所缓和；而在p2＜p1＜V下，第2期悲观噪音交易者的悲观情绪更加严重。现分别对这两种情况下的不同类型套利基金的投资业绩进行分析。
1.在p1＜p2＜V（S1＞S2）情形下
第2期短期套利基金的资产管理规模为
Fs2=F1gG(p2p1)(7)
第2期长期套利基金的资产管理规模为
Fl2=F1gG(D1F1p2p1+F1-D1F1)(8)
由于G(1)=1，G′≥0，G″≤0，故可知Fs2≥Fl2。
因此，第2期资产价格高于第1期资产价格的情况下，短期套利基金的融资能力强于长期套利基金。
第2期短期套利基金的融资规模为
Fs2-F1=F1g［G(p2p1)-1］(9)
长期套利基金的融资规模为
Fl2－F1=F1g［G(D1F1p2p1+F1-D1F1)-1］（10）
故可以得到：
Fs2－F1＞Fl2－F1(11)
即短期套利基金比长期套利基金融资规模更大。
此时，短期套利基金第2期的购买价格为
ps2=V－S2+Fs2(12)
长期套利基金第2期的购买价格为
pl2=V－S2+Fl2(13)
因此，可以得到
ps2＞pl2(14)
在此情形下，短期套利基金通过在第1期承担更大风险的投资行为，取得更好的业绩，从而在第2期融入更多资金，但是，融入的资金却购买了价格更高的资产，并在第3期出售，因此损害了投资者的利益。
2.在p2＜p1＜V（S2＞S1）情形下
第2期短期套利基金的资产管理规模为
Fs2=F1gG(p2p1)(15)
第2期长期套利基金的资产管理规模为
Fl2=F1gG(D1F1p2p1+F1－D1F1)(16)
故有Fs2＜Fl2。
由于G(p2p1)＜1，即在此情况下，基金投资者对其资产进行了赎回，赎回规模分别为
短期套利基金
F1－Fs2=F1g［1－G(p2p1)］(17)
长期套利基金
F1－Fl2=F1g［1－G(D1F1p2p1+F1－D1F1)］(18)
故可以得到
F1－Fs2＞F1－Fl2(19)
即在价格下跌情形下，短期套利基金管理的基金此时赎回规模更大。此时，短期套利基金第2期的购买价格为
ps2=V－S2+Fs2(20)
长期套利基金第2期的购买价格为
pl2=V－S2+Fl2(21)
所以有
ps2＜pl2(22)
由于在第2期至第3期，已经不存在基本风险，因此若此时能以更低价格买入资产将会获得更高的期望收益。但是，由于短期套利基金存在着赎回压力，因此，此时必须以更低的价格ps2将资产卖出，将其资产规模从F1降低至Fs2，因此损害了投资者的利益。
三、结论
本文基于Shleifer等（1997）的三期模型框架，构建了个人投资者和基金经理的投资行为模型，在此基础上，分别对长、短期套利基金的投资业绩进行了分析。由于基金投资者仅能知道基金过去业绩，短期套利基金不会追求长期收益最大化，他们会在第1期至第2期的投资中通过承担噪音交易风险提高短期投资收益，其后如果第2期悲观情绪有所减缓，他们会将前期高收益吸引来的大量资金继续投入，但实际第2期至第3期的期望收益并不高；如果第2期悲观情绪进一步加重，即使第2期至第3期的期望收益较高，也迫使短期套利基金在较低价格卖出股票，以满足基金投资者的赎回要求。因此，短期基金的投资行为对基金投资者是有害的；而长期基金的投资行为则是有益的。并且，基金经理第1期的投资行为可作为识别长短期基金的信息：仓位越轻说明预期时间跨度越长。
参考文献：
BLaCKF.1986.noise［J］.theJournalofFinance,41(3):529-543.
BoLLennpB,BUSSeJa.2005.Short-termpersistenceinmutualfundperformance［J］.theReviewofFinancialStudies,18(2):569-597.
BRownKC,HaRLowwV.1996.oftournamentsandtemptations:ananalysisofmanagerialincentivesinthemutualfundindustry［J］.theJournalofFinance,51(1):85-110.
CHeVaLieRJ,eLLiSonG.1997.Risktakingbymutualfundsasaresponsetoincentives［J］.theJournalofpoliticaleconomy,105(6):1167-1200.
DeBonDtwFm,tHaLeRR.1985.Doesthestockmarketoverreact?［J］.theJournalofFinance,40(3):793-805.
DeBonDtwFm,tHaLeRRH.1987.Furtherevidenceoninvestoroverreactionandstockmarketseasonality［J］.theJournalofFinance,42(3):557-581.
DeLonGJB,SHLeiFeRa.1990.noisetraderriskinfinancialmarkets［J］.theJournalofpoliticaleconomy,98(4):703-738.
GemmiLLG,tHomaSDC.2002.noisetrading,costlyarbitrage,andassetprices:evidencefromclosed-endfunds［J］.theJournalofFinance,57(6):2571-2594.
KHoRanaa.1996.topmanagementturnoveranempiricalinvestigationofmutualfundmanagers［J］.JournalofFinancialeconomics,40:403-427.
LaKoniSHoKJ,SHLeiFeRa.1991.windowdressingbypensionfundmanagers［J］.theamericaneconomicReview,81(2):227-231.
LeeCmC,SHLeiFeRa.1991.investorsentimentandtheclosed-endpuzzle［J］.theJournalofFinance,46(1):75-109.
pontiFFJ.1996.Costlyarbitrage:evidencefromclosed-endfunds［J］.theQuarterlyJournalofeconomics,111(1):1135-1151.
pontiFFJ.2006.Costlyarbitrageandthemythofidiosyncraticrisk［J］.Journalofaccountingandeconomics,42:35-52.
RitteRJR.1991.theLong-runperformanceofinitialpublicofferings［J］.theJournalofFinance,46(1):3-27.
SHLeiFeRa,ViSHnYRw.1990.equilibriumshorthorizonsofinvestorsandfirms［J］.theamericaneconomicReview,80(2):148-153.
SHLeiFeRa,ViSHnYRw.1997.thelimitsofarbitrage［J］.theJournalofFinance,52(1):35-55.(编辑：少卿)
ananalysisonBehaviorofFundmanagerunderthreeperiodsmodelBasedonnoisetrade
andLimitedarbitrage
LUJiang-chuan,CHenJun
(Schoolofmanagement,XianJiaotongUniversity,Xian710049,China)
短期投资和长期投资篇5
关键词：债务期限结构；成长性；过度投资；预算软约束
1结合公司成长性分析债务期限如何抑制过度投资
在公司治理的诸多因素中，公司成长性被国外不少学者独立出来进行了深入研究（aivazianetal.2005；mcConnell&Servaes，1995；Langetal.1996），原因在于一个公司的成长性是其投资需求的内在驱动力，公司成长机会好意味着公司的投资需求就越旺盛，其投资行为出现扭曲的可能性也会更大（陆正飞、韩霞，常琦，2006）。另外，由于长短期债务具有正负两方面的公司治理效应，因此要使得债务期限结构发挥有效抑制公司过度投资的作用，公司在选择债务期限时就不得不将成长性纳入考虑范围。
为方便研究，本文按照公司所拥有的现金流和成长机会多寡来划分公司的成长性。将拥有较多成长机会，但现金流较少的公司定义为是高成长公司。反之即为低成长公司。
1.1短期债务对高成长公司过度投资的抑制作用
在高成长公司中，普遍存在着股东—债权人的利益冲突，投资机会的旺盛使得股东有机会利用债权人的外援融资实施资产替代行为，也即股东的过度投资。国外的相关研究已表明，即短期债务对股东的非效率投资行为具有硬性约束的作用。myers（1977）、Barnea、Haugen&Senbet（1980）分析了短期债务在抑制资产替代上的作用，指出短期债务相对于长期债务而言，使得债务人要蒙骗债权人变得更加不容易，由于短期债务的经常性到期，债权人便可以不断地监督与约束债务人（Diamond，1991，1993）。短期债务所发挥的作用，与其特征密不可分。短期债务的特点是偿还期限较短，流动性较强，借款人在短期内需要面临再融资的压力。在这种情况下，股东若利用债务资金进行损害债权人利益的过度投资，在短期内无法清偿债务，则将面临承担巨大的破产成本。于是，股东需要在进行资产替代获得高额收益与可能无法偿债承担破产成本之间进行权衡，因此短期债务可以在很大程度上减少股东的过度投资行为。
1.2长期债务对低成长公司过度投资的抑制作用
低成长公司存在较严重的股东—经营者利益冲突。作为人的经营者而言，通过将现金投于扩大企业经营规模比之对股东发放股利对其存在更大的好处，因此，经营者普遍存在利用企业现金流进行过度投资的机会主义行为。之前，很多学者研究了如何限制经营者利用自由现金流进行过度投资。例如esterbrook（1984）认为可以通过回购股票或发放股利的形式减少企业自由现金流，nohel&tarhan（1998）以242家企业为研究样本，考察它们在1978-1991年间回购股票的结果，发现公司回购股票后，其业绩显著提高。然而，由于经营者对未来的自由现金流是拥有控制权的，他们可以决定到底要不要回购股票或发放股利。发放股利或回购股票不能对经营者起到任何的约束作用，与此相反，企业通过借债方式却可以起到硬性约束的功能。长期债务和短期债务相比，其在抑制经营者过度投资行为上发挥积极的作用，其原因在于：长期债务能够通过抵押现有资产收益来防止经营者依靠现有资产收益为无效投资进行融资的行为，从而有效抑制企业的无效率扩张。
2进一步结合预算软约束的分析
在分析债务期限抑制过度投资行为时，仅分析公司成长性是不够的。相比发达国家有明晰的产权制度、高度的市场化运行机制和完善的法律保护，我国企业的投资决策和银行贷款决策都深受政府行为的影响（辛清泉、林斌，2006）。研究表明，当企业具有国有性质时，其所拥有的“政治关系”在获取长期借款方面更加便利。如果将国有企业按股东性质划分的话，我们将上市公司分为国有相对控股公司和国有绝对控股公司。在国有相对控股公司里，高成长性企业获取的债务融资中仍以短期债务居多，然而短期债务在此并不能有效发挥其抑制高成长性公司股东的过度投资问题，原因是在存在预算软约束的情况下，很多上市公司将短期债务长期化使用的比比皆是，很多上市公司即使无法到期偿还借款，也仍然可以获得银行借款的展期或允许延长其还款期限，当然更不会有破产的威胁，因此股东仍旧可以将短期借款用于投资高风险项目损害债权人的利益。低成长公司则能够获取更多的长期债务。而在国有绝对控股的上市公司里，由于其强有力的“政治担保”，在向银行借贷时享有更多优惠性政策，无论是在短期借款还是长期借款的获取上都更加便利，因此，对于高成长的国有绝对控股企业，其能够获得更多的长期借款，而长期借款的存在则会进一步加重国有企业的过度投资问题，短期债务则进一步被长期化使用，所以，总体而言，债务期限结构在国有绝对控股公司中难以发挥抑制过度投资作用，甚至促进了进一步的投资过度。
3结论及政策
通过理论分析，笔者认为债务期限结构赖以发挥抑制过度投资作用的影响因素，除了公司内部特征以外，更与公司成长性，以及公司的性质密切相关。随着“政治关系”在国有上市公司中的强化，预算软约束的问题更加严重，这是导致我国债务期限结构失去抑制过度投资行为作用的根源。
目前，解决我国企业债务期限结构失衡以及投资过度问题，笔者认为应从企业、政府和银行三者同时入手，三管齐下，共同打造一个良好的融资环境，形成一个良性循环的融资、投资、发展生态圈。对企业而言，进一步完善公司治理结构，一个完善的公司治理结构在反作用于融资结构时会表现出使得公司的融资更加合理，公司对投资的决策更加谨慎而有效率，从而为债务期限结构发挥作用以提升公司治理效率提供良好的环境。对银行而言，深化体制改革、提高其管理效率势在必行，而对于政府而言，减少行政干预，构建市场型的融资制度才是重中之重。
在后续的研究者，笔者将进一步结合相关数据进行实证分析，试图探究理论分析的正确性。
参考文献
［1］陆正飞，韩霞，常琦.公司长期负债与投资行为关系研究—基于中国上市公司的实证分析［J］.管理世界，2006，（1）：120128.
［2］田利辉.国有产权、预算软约束和中国上市公司杠杆治理［J］.管理世界，2005，（7）：123128.
［3］辛清泉，林斌.债务杠杆与企业投资：双重预算软约束视角［J］.财经研究，2006，（7）:4550.
［4］aiVaZianVa，GeY，QiUJ.DebtmaturituryStructureandFirminvestment［J］.Financialmanagement，2005，（11）：107119.
短期投资和长期投资篇6
关键词：造价；施工
1工期与经济效益的关系
按目前我国生产性基本建设规模估计，如果在建生产性项目的建设工程缩短1a,则国民经济可增加收益50亿元，同时还可消化吸收更多的劳动力就业。非生产性项目建设工期的缩短，同样能给国民经济带来直接和间接的经济效益。对于某些具有紧迫性、时效性的工程项目来说，缩短建设工期、赢得建设时间往往成为建设单位头等关心的问题，缩短建设工期不仅能提高项目本身的经济效益，还有利于提高项目的社会效益。
2工期与自然损耗和无形损耗的关系
设备和建筑物不论是否使用，都会因风吹、日晒、雨淋等原因产生自然损耗。例如：一些大型设备或精密仪表会因工期拖长，不能及时安装就位导致性能的降低，一些钢铁部件也会因工期拖长发生锈蚀影响其性能，这些都会影响建筑安装工程造价的变动和投产后的使用效果。
此外，设备的无形损耗问题也越来越突出。在设计和制造时是先进的设备，由于施工工期毫无价值的延长，在交付使用时却变成落后的设备；在项目筹建时计划生产的是短线产品和新产品，由于建设工期的延长，项目投产后产品却沦为落后或滞销产品。所以，缩短建设工期可使先进的工艺设备提前进入生产，有利于发挥新产品的优势，创造良好的经济效益。
3工期与固定成本的关系
缩短施工工期可以降低施工企业经常性的实际支出，从而降低建筑安装工程费用。例如职工的基本工资、按时间提成的固定资产折旧、与施工工期有关的间接费等，都会因工期的缩短而大幅度降低。据估计，我国在建项目施工工期如能平均缩短1a，则施工企业经常性支出就可以减少50亿元。
但是，工期也并非越短越好，它应在满足计划或合同规定的前提下，以最大限度地降低工程费用为标准。工程建设总费用由直接费用和间接费用两部分构成，直接费一般在合理组织和正常施工条件下费用最低，如在此基础上加快施工进度则直接费会上升。间接费则与直接费相反，一般是随着工期的缩短而减少。建设周期的长短对建设费用有很大影响，在安排施工工期时，要正确处理工期与工程造价的辩证关系，力求均衡和有节奏地施工，以实现建设工期和工程造价的优化组合，提高投资的综合经济效益。
4工期与投资成本的关系
随着经济体制的改革，我国的投资格局发生了许多变化，投资来源由预算内资金为主向预算外为发展，投资方式由过去的拨款方式改为贷款、自筹、集资等新的投资方式，国家预算内的基本建设投资比重逐年下降，自筹资金与银行贷款在投资总额中所占的比重逐年增多。
根据资料统计，2000年银行贷款在投资额中所占的比重比1979年增长了近40倍，工程造价中的利息支付量相应地大幅度增加。因此，缩短工程施工工期，不仅有利于提前还请贷款，还可以减少工程贷款的利息支出，减低工程项目的投资成本。此外因价格制的存在，工程工期的延长造成工程材料价格的波动，进而给工程造价带来极大的副作用。
5工期与在建规模的关系
在建投资规模是指一定年份在建项目全部建成使用实际需要的总投资。确定在建投资规模的合理控制额度，需要在已知的合理年度投资规模的基础上进行，可用下公式表示：适度在建投资规模=适度年度投资规模*合理建设周期（1）
合理建设周期又可由下式求出：
t=1/ni=1pi/ti(2)
pi=Ki/ni=1Ki(3)
式中：t―建设周期
n―在建项目按工期分组的组数；
Ki―各组项目全部建成所需总投资；
ti―各组项目的建设工期；
短期投资和长期投资篇7
市场总是丰富多彩、超乎人们预期的。去年8月前,市场在乐观的情绪中不断上扬,8月4日最高探至3478点,然后下挫,围绕3000点箱体震荡,在2800点到3300点之间已经徘徊半年有余。震荡中,投资股票的中小散户发现市场的情况是:投资热点变化快,赚钱越来越困难。
在指数上下震荡中,同期主动型基金情况如何呢?根据银河证券截至3月5日的统计,在过去的半年里,同期主动管理的股票型基金整体获得了正收益,其中148只可比标准股票型基金中有146只获得正收益,平均收益率高达10.09%;37只股票上限95%的偏股型基金全部获得正收益,平均收益率达10.88%;35只股票上限80%的偏股型基金有34只获得了正收益,平均收益率也达到了7.81%。
投资有句话,“现在”总是最难决策的时刻。可以反思过去,可以谋划未来,只有现在,始终让投资者把握不定。投资基金,实际上是个伴随一生的长期计划,不能过分看重当前短期的收益。在投资基金时,面对净值的大幅波动,要以良好的心态把握住以下几点:
第一,基金应当长期持有而不盲目赎回。踏空和套牢都是投资者不愿意碰到的。短期净值反弹,有些前期亏损的投资者看到有所获利,就抱着落袋为安的心态,急急忙忙赎回基金。这种急切的行为,实际上和市场稍有反弹就急忙介入是一样的,都过分看重了短线效应,而没有关注基金净值增长的持续性。树立长期投资信心,既不要被短期收益诱惑,也不要被一时风险吓倒。
第二,投资基金要有目标、有计划。投资者投资基金产品,一定要制定一个长远的目标和计划,例如是为了配置自己的资产,还是为了自己养老准备、子女教育。这些长远的目标都需要一个详细的投资计划来实现,比如配置多少股票基金、多少债券基金。基金公司都能提供这方面的建议和规划,一旦计划确定了,就不要受短期波动影响,使投资目标和计划中断。
短期投资和长期投资篇8
一、美国对权益性证券投资的会计处理
美国会计准则规定公司在进行证券投资时按照下列程序进行决策,以确定投资所使用的核算方法(假定甲公司购入乙公司的股票):第一,甲公司购入乙公司证券是否为了对其实施重大影响?如果是,则采用权益法核算;如果否,则考虑此证券是否有容易确定的公允价值吗?第二,如果没有确定的公允价值,则采用成本法核算;如果有确定的公允价值,则考虑购入的证券是否可以划分为可供销售的证券和交易性证券?第三,如果能够划分,则采用公允价值法;如果不能划分,则需要对证券重新分类后采用公允价值核算。以举例的形式阐述上述投资决策中所使用的核算方法:
例:甲公司2002年1月5日以现金50万元购入乙公司10万股普通股,每股5元,占乙公司总股份的20%.乙公司2002年初的净资产200万元,乙公司2002年净收益40万元,2002年12月31日支付现金股利60万元(每股1.2元)。2002年——2003年累计净收益150万元。
1、公允价值法
(1)若甲公司将购入乙公司股票划分为交易性证券,则使用公允价值法。一般说来,证券划分为交易性证券的前提是有容易确定的公允价值,因而假定2002年12月31日、2003年12月31日乙公司股票市价分别是每股8元、6元。2004年1月20日出售此证券,收到现金60万元。则账务处理如下:
①2002年1月5日,取得投资时,借记:普通股票投资—乙公司500000,贷记:现金500000.
②2002年12月31日,收到股利时,借记:现金120000,贷记:股利收入120000.
③2002年12月31日,记录公允价值变化,公允价值的变化额为100000×(8-5)=300000元。账务处理为:借记:普通股票投资—乙公司300000,贷记:未实现的持有利得300000.
④2002年12月31日记录公允价值变化,公允价值的变化额为100000×(8-6)=200000元。借记:未实现的持有损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.
每期末未实现的持有利得或损失账户是虚账户,其余额反映在损益表中。
⑤2004年1月20日出售证券时:借记:现金600000,贷记:普通股票投资—乙公司500000,贷记:证券销售已实现利得100000.
(2)若甲公司将购入乙公司股票划分为可供销售的证券,则甲公司使用公允价值法
取得投资时会计分录同①2002年12月31日,取得股利时会计分录同②。
⑥2002年12月31日记录公允价值变化,借记:普通股票投资—乙公司300000,贷记:未实现的持有利得/损失300000.
⑦2003年12月31日记录公允价值变化,借记:未实现的持有损失/损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.
每期末未实现的持有利得/损失,在资产负债表股东权益的累计其他综合收益中反映。
⑧2003年1月20日出售证券时,借记:现金600000,借记:未实现持有利得/损失100000,贷记:普通股票投资—乙公司借记:普通股票投资—乙公司300000,贷记:未实现的持有利得/损失300000.
⑦2003年12月31日记录公允价值变化,借记:未实现的持有损失/损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.
每期末未实现的持有利得/损失,在资产负债表股东权益的累计其他综合收益中反映。
⑧2003年1月20日出售证券时,借记:现金600000,借记:未实现持有利得/损失100000,贷记:普通股票投资—乙公司500000,贷记:证券销售已实现利得200000.
(3)若美国公司购买证券后未进行分类,SFaSno.115规定每期末需对投资证券重新分类。若交易行证券转为可供销售的证券,则损益表中已确认的未实现持有利得/损失不再调整,只是变更年度证券的公允价值变化时变换账户名称。
⑨记录变更当年公允价值变化时,借记:未实现的持有损失/损失200000,贷记:普通股票投资—乙公司200000.
⑩若可供销售证券划为交易性证券,则在变更年度应将已记录在其他综合收益中的未实现持有利得/损失通过下列分录转记到损益表中,并记录公允价值变化。借记:未实现的持有损失/损失300000,贷记:重新划分权益性证券已实现利得300000.
2、若美国公司运用成本法,则对投资的核算如下:
2002年1月5日,取得投资时会计分录同①
2002年12月31日,取得股利时,因为2001年度乙公司的净收益400000元小于支付得股利600000元,所以甲公司应确认的股利收入为400000×20%=80000元,借记:现金120000,贷记:股利收入80000,贷记:普通股票投资—乙公司40000.
2003年乙公司未分配股利,甲公司不做帐务处理。
3、若美国公司选用权益法,则进行如下的投资核算:
2002年1月5日取得投资时会计分录同①
2002年12月31日实现投资收益,借记:普通股票投资—乙公司80000,贷记:投资收益80000.
2002年12月31日取得股利时,借记:现金20000,贷记:普通股票投资—乙公司120000.
期末,由于取得投资的成本高于在乙公司净资产中所占份额,应将此差额(50万-200万×20%=10万)分配给资产及商誉。假定8万分配给未记录商誉,摊销期限20年;2万元分配给低估的固定资产,摊销期限5年,会计分录为:借记:投资收益8000,贷记:普通股票投资—乙公司8000.
2003年12月31日应确认投资收益为(1500000-400000)×20%=220000,账务处理为
借记:普通股票投资—乙公司220000,贷记:投资收益220000.
二、中国上市公司对权益性证券投资的会计处理
我国上市公司对购入的权益性证券,按照下列投资决策选择投资核算方法:第一,投资权益性证券是否作为剩余资金存放形式,不以控制被投资单位为目的?如果是,则按短期投资核算,取得时按成本计价,期末按成本与市价孰低法计价;如果否,则考虑投资是否是为了对被投资单位实施控制、共同控制或有重大影响?第二,如果是为了实施控制、共同控制或重大影响,则采用权益法;如果不是为了实施控制、共同控制或重大影响,则采用成本法核算。
1、购入的证券作为短期投资时,初始价值按成本计价,每期末对短期投资按成本与市价孰低法计价。
①2002年1月5日取得投资时,借记:短期投资500000,贷记:现金500000.
②2001年12月31日收到股利时,借记:现金120000,贷记:短期投资120000.2002年12月31日成本(每股5元)低于市价(每股8元),不计提短期投资跌价准备。
2003年12月31日成本(每股5元)低于市价(每股6元),不计提短期投资跌价准备。
③2004年处置此投资时借记:现金600000,贷记:短期投资380000,贷记:投资收益220000.
2、若选用成本法,则进行下列核算:
2002年1月5日取得投资时,借:长期股权投资—乙公司500000,贷记:现金500000.
2002年12月31日,因为2002年度乙公司的净收益400000元小于支付得股利600000元,所以甲公司应确认的投资收益为400000×20%=80000元,收到的股利小于确认的投资收益的差额(120000-80000=40000)冲减甲公司的初始投资成本。账务处理为:借记:现金120000,贷记:投资收益80000,贷记:长期股权投资—乙公司40000.
3、若选用权益法,则长期股权投资的会计处理如下:
①2002年1月5日取得投资时借记:长期股权投资—乙公司(投资成本)500000,贷记:现金500000.
②2002年1月5日记录股权投资差额时,借记:长期股权投资—乙公司(股权投资差额)100000,贷记:长期股权投资—乙公司(投资成本)100000.
③2002年12月31日确认实现的投资收益,借记:长期股权投资—乙公司(损益调整)80000贷记:投资收益80000.
④2002年12月31日,股权投资差额按10年摊销,每年摊销100000/10=10000元,借记:投资收益—股权投资差额摊销10000,贷记:长期股权投资—乙公司(股权投资差额)10000.
⑤2003年12月31日应确认投资收益为(1500000-400000)×20%=220000,账务处理为:借记:长期股权投资—乙公司220000,贷记:投资收益220000.
三、中美对权益性证券会计处理的异同
从以上实例分析中可得出:除了所使用的账户名称不同外,美国和中国运用成本法和权益法对于现金方式取得的投资的会计处理相同,并且成本法和权益法之间相互转换的会计处理也相同。下面比较两国对权益性证券投资的差异:
1、美国和中国对权益性投资的分类不同。我国将普通股投资分为短期投资和长期股权投资。短期投资取得时按成本计价,期末采用成本与市价孰低法。若对被投资单位存在控制、共同控制或有重大影响,长期股权投资采用权益法核算;若不存在对被投资单位控制、共同控制和重大影响,长期股权投资采用成本法核算。美国未进行长短期投资分类,而将权益证券分为交易性证券和可供销售的证券。若对被投资单位存在重大影响,采用权益法;若不存在重大影响且购入证券的公允价值很难确定,采用成本法;若不存在重大影响且公允价值容易确定,采用公允价值法。
2、权益性投资在会计报表上的列示不同。我国将短期投资列示于资产负债表的流动资产中,短期投资跌价损失列入利润表中;长期股权投资在长期投资中列示。美国将交易性证券列入资产负债表的流动资产,未实现的持有利得或损失在损益表中列示;若可供销售的证券期望在一年或超过一年的一个营业期内变现,则将其列入流动资产,否则列入非流动资产,可供销售证券未实现的持有利得/损失在资产负债表的股东权益中列示。
3、长期投资与短期投资之间相互转换的会计处理不同。对长期股权投资变更为短期投资或短期投资变更为长期股权投资,我国会计制度没有规定。而美国SFaSno.115要求在每期末对投资进行重新分类,可供销售的证券可变更为交易性证券或相反,并规定了相应会计处理。
4、股权投资差额的摊销不同。在使用权益法核算长期股权投资时,我国对低估被投资单位资产或未计的商以及高估被投资单位资产所产生的股权投资差额,采用统一的摊销期限摊销于每期的投资收益账户。而美国将股权投资差额分配于资产和商誉或都分配商誉中。
5、非现金方式取得权益性投资,其初始成本确定不同。我国对以非现金资产抵债或以应收账款换入长期股权投资以及以非货币易换入长期股权投资,长期股权投资的投资成本是以账面价值作为计价基础。而美国对非现金补偿方式取得投资,投资成本的计量基础是公允价值。
短期投资和长期投资篇9
关键词：投资准则；比较分析；改进完善
1 投资成本的确定
采用权益法核算长期股权投资时，投资成本与享有被投资单位所有权份额的差额，我国准则将之视为股权投资差额，在一定期限内予以分期摊销，计入损益，并作为长期股权投资的明细科目列示。而美国准则将差额分给具体资产，或单独作为一项商誉列示。
商誉是能为企业未来带来超额盈利能力的资源，它是企业在长期的经营活动中形成的。人们很难将它和某项资产挂钩，只有在企业整体拍卖时商誉才可能以货币计量反映。但是，如果某一投资者只持有部分股份就发生了商誉，无疑表示商誉是能够独立变现的资产，这不符合商誉的定义和特性。况且，投资成本大于净资产的份额，并不完全代表企业未来的创新能力，因而，将以上差额作为股权投资差额处理更为合理。
2 权益法的运用
21 适用条件
我国准则对权益法采用了实质控制与控股比例两种标准，并将长期股权投资分为控制、共同控制和无控制、无共同控制且无重大影响四种情况。准则指出：“当投资企业对被投资单位具有控制，共同控制或重大影响时，长期股权投资应采用权益法核算”。其中，控制除了绝对控制（50%以上）标准，还包括协议控股，协议控制财务和经营政策，在被投资单位决策机构享有多数投票权或多数成员等情况。共同控制是指按合同约定对某项经济活动所共同的控制。重大影响除了直接拥有被投资单位20%至50%的表决权资本的情况外，还包括数量标准虽未达到20%，但可向被投资单位派出权力机构代表或管理人员，参与政策制定及存在技术依赖等其他情况。另外，当控制或重大影响的能力受限时，即使以达到控制或重大影响的数量标准，也可以认为不具有实质控制能力。在美国的apB（会计原则委员会）意见第18号中指出：如果一个投资者拥有被投资单位的20%或更多的有表决权的股票，则其投资会计处理适合权益法。其理由是：投资者能够对被投资单位的经营或财务政策施加“重大影响”。
在控制或重大影响的数量标准上（20%以上），两国准则是一致的。但美国准则更强调20%的数量标准，而我国准则更强调对实质性控制权的职业判断，这与我国当前上市公司的股权结构有着密切关系。我国上市公司大都由原国有企业改制而成，在企业股权结构中，国有股、法人股不流通，个人股的份额又受到严格限制，使得份额低于20%就具有重大影响的情况很多。所以我们在运用权益法时，要充分注重“实质重于形式”，予以合理的职业判断。
22 权益法的中止和恢复使用
我国准则对权益法中止的条件界定为“投资企业因减少投资等原因对被投资企业不再具有控制、共同控制或重大影响时，应中止权益法”，并同时指出在权益法下，被投资企业发生净亏损时，投资企业的长期股权投资账面价值最多减少至零，当被投资企业开始盈利时，首先要按规定可享有的投资收益减去以前未确认的投资损失份额，然后才可恢复长期股权投资的账面价值。美国apB意见第18号指出：“投资者承担被投资者损失的份额可以等于或超过权益法确定的投资账面数额加上投资者的预付款，当投资减少为零时，投资者一般应中止权益法核算，而且不应承担追加的损失，除非投资者自愿承担被投资者的债务或许诺对被投资者提供一定的财政支持。如果被投资者后来又报告了净收益，投资者只有在它享有该收益的份额等于在权益法中止应用期间末确认的净损失的份额之后，才能恢复使用权益法”。
可见，我国准则虽然没有明确提出权益法的中止和恢复使用，但也表达了相同的意思，只是美国准则的阐述更加明确。
3 投资账面价值的调整
投资账面价值的调整包括投资收益的确认和期末计价。这部分的差异具体体现在以下三个方面：
31 投资损益确认的基数
我国准则指出：投资企业按应享有的份额确认被投资单位实现的净利润时，不包括法规或公司章程规定不属于投资企业的净利润，如外资企业可以从实现的净利润中提取一定比例的职工奖励和福利基金，这部分从净利润中提取的奖励及福利基金，投资企业不能享有。美国apB第18号指出投资者确认的损益基数是：用被投资者的报告净损益，减去全部的公司间内部利润以及累计的优先股股利。该意见同时详细指出：“就像子公司，公司合资经营或被投资公司被合并时的处理一样，投资者或被投资者未实现的公司间内部利润或亏损应予以抵消”。对于未实现的公司间内部利润或亏损的处理取决于投资者与被投资者之间的交易是否被认为是“正常”交易。正常交易是指能在独立的买方与卖方之间进行的交易，判断的标准是看双方交易的标的物价格是否公允，如该价格公允，则视之为正常交易，反之为非正常交易。当被投资者与投资者双方的交易被证实为正常交易时，按未实现利润或亏损的一定比例予以抵消；当双方之间的交易被认为是“非正常”交易时，则任何未实现的利润或亏损要百分之百地抵消。
从以上可看出，在同一情况下按我国准则计算的公司投资收益要大于基于美国准则的基数，因为用美国准则确认的投资收益少了未实现利润这一块。如果投资公司为母公司，由于合并报表的“投资收益”最终抵消，两国编制的合并会计报表相同；如果投资公司仅是参股公司，则依据我国准则编制的投资公司利润表就被粉饰了，因为投资收益被不合理地夸大。反观我国，由于大量关联方交易的存在，使得一些上市公司的利润被人为地夸大了，从而逃避其被暂停或终止上市的厄运，这不利于我国证券市场的发展。因此，我们应在借鉴美国准则的基础上，修订我国《关联方关系及其披露》准则，规范关联交易中的定价政策，并对关联方交易的比例予以一定的限制，从源头上制止人为地操纵利润。
32 投资账面价值减损的确认
首先，我国准则规定短期投资的期末计价采用成本与市价孰低法，在具体计提短期投资跌价准备时，可根据企业的具体情况分别按投资总体、投资类别或单项计提，如果某项短期投资比重较大（如占整个短期投资10%及以上），则应按单项投资为基础计提。美国准则根据经营者的意图将上市证券分为流动与非流动两类，在处理流动有价证券的暂时性下跌时，要通过对比总成本和总市价来确定它对有价证券价值总额的影响。相比而言，单项比较法比总额比较法更稳健，因此我国准则要求更高，也更合理。
其次，对于短期投资持有收益，我国准则规定，投资企业应于收到时直接冲减短期投资的账面价值，但美国准则将短期持有收益列作投资收益并在损益表中予以反映。笔者认为，短期投资的目的不在于持有而在于处置以获得价差，因此，持有损益的反映并不是企业管理的重点，于收到时作为投资成本的收回而冲减短期投资的账面价值体现了企业进行短期投资的目的和管理的特点；同时短期投资持有时间短，市价波动大，将现金股利或利息收入的收取视为投资的收回，从而使得短期投资保持较低的账面价值，这与短期投资期末计价采用成本与市价孰低法的结果是一样的，充分体现了谨慎性原则。对于目前一些上市公司报表盈利较高这一现象来说，我国准则的相关规定有利于纠正上市公司报表收益不够稳健的现状，促进上市公司向理性化方向发展。因此，我们认为我国准则对短期投资持有收益的处理更合理一些。
33 投资的划转与出售
我国准则将投资的划转分为两类。短期投资划转为长期投资时，应按成本与市价孰低结转，两者差额冲减短期投资跌价准备；长期投资转为短期投资时，也按成本与市价孰低结转，两者差额确认为当期损失。美国准则在处理流动性与非流动性有价证券之间的划转时，不分类别，只要转换是在市价低于成本时进行的，就要确定新的成本基础，并且将两者差额视为已实现损失冲减本期收益。显然，我国准则更合理，因为对于随时准备变现的短期投资证券而言，只有证券变卖后的收益才是真实的收益。
在处理有关投资的出售时，我国准则对短期投资的处理和美国相似，即按所收到的处置收入与短期投资账面价值的差额确认为当期投资收益，对已计提的短期投资跌价准备的结转是否同时进行，则视具体情况而定。而在处理长期投资时，我国准则略有不同，即除了将收入与账面价值和已确认但尚未收到的应收股利的差额确认为当期投资收益外，还要同时结转已计提的减值准备。美国准则中计价准备账户的调整是在资产负债表日以调整分录的形式进行的。
[参考文献]
[1] 财政部制定企业会计准则2001经济科学出版社，2001
[2] Cpa指导用书会计中国财政经济出版社，2002
短期投资和长期投资篇10
1结合公司成长性分析债务期限如何抑制过度投资在公司治理的诸多因素中，公司成长性被国外不少学者独立出来进行了深入研究（aivazianetal．2005；mcCon－nell＆Servaes，1995；Langetal．1996），原因在于一个公司的成长性是其投资需求的内在驱动力，公司成长机会好意味着公司的投资需求就越旺盛，其投资行为出现扭曲的可能性也会更大（陆正飞、韩霞，常琦，2006）。另外，由于长短期债务具有正负两方面的公司治理效应，因此要使得债务期限结构发挥有效抑制公司过度投资的作用，公司在选择债务期限时就不得不将成长性纳入考虑范围。为方便研究，本文按照公司所拥有的现金流和成长机会多寡来划分公司的成长性。将拥有较多成长机会，但现金流较少的公司定义为是高成长公司。反之即为低成长公司。1．1短期债务对高成长公司过度投资的抑制作用在高成长公司中，普遍存在着股东—债权人的利益冲突，投资机会的旺盛使得股东有机会利用债权人的外援融资实施资产替代行为，也即股东的过度投资。国外的相关研究已表明，即短期债务对股东的非效率投资行为具有硬性约束的作用。myers（1977）、Barnea、Haugen＆Senbet（1980）分析了短期债务在抑制资产替代上的作用，指出短期债务相对于长期债务而言，使得债务人要蒙骗债权人变得更加不容易，由于短期债务的经常性到期，债权人便可以不断地监督与约束债务人（Diamond，1991，1993）。短期债务所发挥的作用，与其特征密不可分。短期债务的特点是偿还期限较短，流动性较强，借款人在短期内需要面临再融资的压力。在这种情况下，股东若利用债务资金进行损害债权人利益的过度投资，在短期内无法清偿债务，则将面临承担巨大的破产成本。于是，股东需要在进行资产替代获得高额收益与可能无法偿债承担破产成本之间进行权衡，因此短期债务可以在很大程度上减少股东的过度投资行为。1．2长期债务对低成长公司过度投资的抑制作用低成长公司存在较严重的股东—经营者利益冲突。作为人的经营者而言，通过将现金投于扩大企业经营规模比之对股东发放股利对其存在更大的好处，因此，经营者普遍存在利用企业现金流进行过度投资的机会主义行为。之前，很多学者研究了如何限制经营者利用自由现金流进行过度投资。例如esterbrook（1984）认为可以通过回购股票或发放股利的形式减少企业自由现金流，nohel＆tar－han（1998）以242家企业为研究样本，考察它们在1978－1991年间回购股票的结果，发现公司回购股票后，其业绩显著提高。然而，由于经营者对未来的自由现金流是拥有控制权的，他们可以决定到底要不要回购股票或发放股利。发放股利或回购股票不能对经营者起到任何的约束作用，与此相反，企业通过借债方式却可以起到硬性约束的功能。长期债务和短期债务相比，其在抑制经营者过度投资行为上发挥积极的作用，其原因在于：长期债务能够通过抵押现有资产收益来防止经营者依靠现有资产收益为无效投资进行融资的行为，从而有效抑制企业的无效率扩张。2进一步结合预算软约束的分析在分析债务期限抑制过度投资行为时，仅分析公司成长性是不够的。相比发达国家有明晰的产权制度、高度的市场化运行机制和完善的法律保护，我国企业的投资决策和银行贷款决策都深受政府行为的影响（辛清泉、林斌，2006）。研究表明，当企业具有国有性质时，其所拥有的“政治关系”在获取长期借款方面更加便利。如果将国有企业按股东性质划分的话，我们将上市公司分为国有相对控股公司和国有绝对控股公司。在国有相对控股公司里，高成长性企业获取的债务融资中仍以短期债务居多，然而短期债务在此并不能有效发挥其抑制高成长性公司股东的过度投资问题，原因是在存在预算软约束的情况下，很多上市公司将短期债务长期化使用的比比皆是，很多上市公司即使无法到期偿还借款，也仍然可以获得银行借款的展期或允许延长其还款期限，当然更不会有破产的威胁，因此股东仍旧可以将短期借款用于投资高风险项目损害债权人的利益。低成长公司则能够获取更多的长期债务。而在国有绝对控股的上市公司里，由于其强有力的“政治担保”，在向银行借贷时享有更多优惠性政策，无论是在短期借款还是长期借款的获取上都更加便利，因此，对于高成长的国有绝对控股企业，其能够获得更多的长期借款，而长期借款的存在则会进一步加重国有企业的过度投资问题，短期债务则进一步被长期化使用，所以，总体而言，债务期限结构在国有绝对控股公司中难以发挥抑制过度投资作用，甚至促进了进一步的投资过度。3结论及政策通过理论分析，笔者认为债务期限结构赖以发挥抑制过度投资作用的影响因素，除了公司内部特征以外，更与公司成长性，以及公司的性质密切相关。随着“政治关系”在国有上市公司中的强化，预算软约束的问题更加严重，这是导致我国债务期限结构失去抑制过度投资行为作用的根源。目前，解决我国企业债务期限结构失衡以及投资过度问题，笔者认为应从企业、政府和银行三者同时入手，三管齐下，共同打造一个良好的融资环境，形成一个良性循环的融资、投资、发展生态圈。对企业而言，进一步完善公司治理结构，一个完善的公司治理结构在反作用于融资结构时会表现出使得公司的融资更加合理，公司对投资的决策更加谨慎而有效率，从而为债务期限结构发挥作用以提升公司治理效率提供良好的环境。对银行而言，深化体制改革、提高其管理效率势在必行，而对于政府而言，减少行政干预，构建市场型的融资制度才是重中之重。在后续的研究者，笔者将进一步结合相关数据进行实证分析，试图探究理论分析的正确性。