长期投资与短期投资范文

长期投资与短期投资范文第1篇

[关键词]教育投资；地区生产总值；长期均衡；短期波动

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 17. 020

[中图分类号] F127；F222 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2013）17- 0041- 02

根据内蒙古统计年鉴，2010年内蒙古财政性教育经费投入3 584 765万元，地区生产总值11 672.00亿元，与前一年相比分别增长33.01%和17.01%，财政性教育经费投入由1990年的424 876万元，增加到2010年的3 584 765万元，地区生产总值由1990年的319.31亿元增加到2010年的11 672.00亿元。可以看出，随着经济的高速发展，教育受到各级政府的高度重视，教育投入持续稳定增长，而教育投资是支撑国家长远发展的基础性、战略性投资，是经济发展的一个重要动力，教育与经济发展是多因素相互作用的过程。因此，研究内蒙古自治区教育投资与经济增长的关系，对于促进自治区经济的可持续发展具有重要的实际意义。本文选取1990-2010年内蒙古教育投资与经济增长的相关数据，分别从长期和短期探讨自治区教育投资与经济增长的相互关系。

1 长期均衡关系分析

1.1 数据来源及处理

我国及各省市自治区教育投入是多渠道、多方面的，主要包括国家财政性教育经费、民办学校经费、社会捐赠经费、事业收入及其他教育经费。其中国家财政性教育经费是教育经费的主要组成部分。本文选取1990-2010年地区生产总值（GDP）作为经济增长变量，国家财政性教育经费（Edu）作为教育投入变量，数据来源于历年的《内蒙古统计年鉴》和《中国教育统计年鉴》。由于数据取对数不改变变量之间的协整关系，而且可以消除异方差，因此，对变量做对数处理，记为LnGDP和LnEdu。

1.2 单位根和协整检验

选用时间序列数据进行计量经济学建模时，如果时间序列是平稳的，其统计规律不会随时间的推移而发生变化，其均值和方差在时间过程上保持是常数，并且在任何两时期之间的协方差在时间上仅依赖于该两时期之间的距离或滞后，而不依赖于计算协方差的实际时间。如果时间序列是非平稳的，回归分析的传统检验统计量可能出现偏差，会造成虚假回归。因此，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，要检验时间序列的平稳性。平稳性检验的方法是单位根检验。

用Eviews 5.0对LnGDP和LnEdu进行单位根检验，结果见表1。

从表1的检验结果来看，LnGDP序列和LnEdu序列存在单位根是非平稳序列，但一阶差分以后，ΔLnGDP序列和ΔLnEdu序列在5%的显著性水平下检验统计量在绝对值上均大于临界值，表明不再有单位根，故序列是平稳的。说明两个序列都是一阶单整，存在协整关系。

从协整的定义可以看出协整的经济意义在于：两个经济变量，虽然它们各自具有长期波动规律，但是如果它们是同阶单整的，则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系。所以进行协整检验。

首先，对LnGDP和LnEdu建立回归方程，得到

LnGDP=0.13546+0.2038LnEdu+et

R2=0.815 6 D.W=2.073 4 SE=0.021 05

从回归分析的结果来看，模型在1%的显著性水平下，R2拟合程度达到0.815 6，说明LnGDP与 LnEdu相关程度很高，D.W自相关检验值为2.073 4，说明模型不存在序列相关，模型拟合较为理想。但是根据计量经济学理论，协整关系存在的一个重要条件就是协整回归方程的残差序列是平稳的，所以必须对et序列的平稳性进行检验，结果见表2。

表2结果显示，e的单位根检验中ADF值在绝对水平上均大于1%、5%和10%的临界值，残差序列不存在单位根，即残差序列是平稳的。因此，内蒙古教育投资与经济增长之间存在长期的协整关系，即两者之间存在长期的均衡关系。

1.3 格兰杰检验

传统的计量经济思想是首先根据理论或实践经验确定变量，然后建立模型，进行回归分析，通过假设检验判断所选解释变量是否对被解释变量有显著影响。虽然也测定了两个变量间的相关系数，但高度相关的两个变量，并不意味着它们之间就一定存在着因果关系。内蒙古教育投资与经济增长之间存在长期均衡关系，但对于1990-2010年内蒙古教育投资与经济增长之间是否构成因果关系，还需进行格兰杰成因关系检验。检验结果见表3。

由检验结果可知，经过滞后9期，F检验统计量的结果在5%的显著性水平下拒绝Edu不是GDP的格兰杰原因原假设，不拒绝GDP不是Edu的格兰杰原因原假设，表明内蒙古教育投资是经济增长的格兰杰原因，而经济增长不是教育投资的格兰杰原因。

2 短期动态关系分析

误差修正模型是由Engle和Granger于1987年提出的，是一种具有特定形式的计量经济模型，其理论认为，若变量间存在协整关系，则表明这些变量间存在着长期均衡关系，而这种长期均衡关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的，因为，传统的经济模型通常所表述的是变量之间的长期均衡关系，而实际经济数据却是由非均衡过程生成的。协整模型度量序列的长期均衡关系，而误差修正模型则解释序列的短期波动关系，因此，要引入误差修正模型，它能够削弱原模型的多重共线性和扰动项的序列相关性，GDP的变化决定于Edu的变化以及前一时期的非均衡程度，同时也弥补了简单差分模型的不足，因为，长期均衡模型含有Edu、GDP水平值表示的前期非均衡程度。为了增加模型的精度，把协整回归中的残差项作为均衡误差，利用这个误差把长期变化与短期行为联系起来，所以，通过建立误差修正模型阐述地区生产总值与教育投资之间的短期波动规律。

将地区生产总值与教育投资的回归方程的残差作为均衡误差项把两序列的长期、短期行为联系起来，建立误差修正模型。

ΔLnGDP=0.039011+0.62571ΔLnEdu-1.80081et-1

R2=0.861 0 D.W=1.882 1 SE=0.013 23

3 结 论

通过以上关于内蒙古自治区教育投资与经济增长的长期均衡与短期波动分析，可以看出，在1990-2010年内蒙古教育投资与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，教育投资对经济增长的长期弹性为0.203 8，即教育投资增长1%，地区生产总值平均增长0.2038%；并且在短期内表现出一定的变化规律，当短期波动偏离长期均衡时，将以0.625 7的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态，另外，教育投资与经济增长之间存在单向的因果关系，即教育投资是经济增长的原因，而经济增长不是教育投资的原因。这说明内蒙古教育投资对经济增长有较强的促进作用，教育投资的持续增加使内蒙古教育事业获得了稳定的发展动力，而教育的发展必然推动经济的快速增长。要发挥教育对经济增长的促进作用，自治区政府应该做好以下工作：（1）加大对教育的投资，对各级各类学校的教育投入要持续稳定增长，并且要保证财政性教育经费占地区生产总值的比例保持在4%以上。（2）加强各级各类学校的基础设施建设，保证教学水平、教学质量的不断提高。（3）优化教育投资结构，建立多元的教育投资格局，内蒙古自治区教育投入以政府投入为主，财政预算内教育经费拨款占教育投资总量的比例由1999年的61%，增长到2008年的80%，非政府渠道教育投资偏低，尤其是社会捐赠经费近几年增长缓慢，有些年份甚至负增长。因此，多渠道筹措教育经费，鼓励社会资金投入教育，通过非政府渠道增加教育投入。（4）建立科学的经费管理机制，加强对教育投资的监督，防止教育资金、资源的浪费现象。

主要参考文献

长期投资与短期投资范文第2篇

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。

长期投资与短期投资范文第3篇

关键词：不完全契约；投资期限；增值服务；控制权

引言

创业投资作为一种对新兴的、快速成长的企业进行投资的方式，极大地促进创业企业的快速发展。但是，由于创业企业成立时间短、投资家与企业家存在高度的信息不对称，使得双方不能签订一份完全契约，当出现合约中未规定的事项时，就出现控制权配置问题。

由于投入资金、提供增值服务的不同，以及与企业家签订契约的条款和期限不同，投资家可以分为短期与长期投资家，短期投资家积极参与到创业企业中，提供高质量的增值服务，但是由于受到资金的约束，会选择较早的退出企业，如独立的创业投资机构（IVC）；而长期投资家没有资金约束的压力，可以一直向企业提供资金，但是提供的增值服务质量较低，如附属公司的投资机构（CVC）或附属银行的投资机构（Captive VC）。由于两类投资家存在差异，导致两类投资家与企业家合作时在公司治理、契约设计方面存在很大的差异，进而对企业控制权配置产生很大的影响。因此，从投资家投入资金、提供的增值服务等方面研究创业企业控制权如何配置，对于完善企业控制权配置、促进创业投资的成功与发展意义重大。

1文献回顾

目前，学者主要从投资家投入资金、提供增值服务等方面研究投资家的这些特征如何影响企业控制权配置。（1）在投资家投入资金方面。学者主要研究投资额的大小会对投资家是否拥有控制权与拥有多少控制权产生影响。有学者认为投资额越多，投资家拥有的控制权越多[1]- [3]。而另有一些学者认为随着投资额的增加，企业的均衡控制权安排分别是企业家控制、相机控制和投资家控制[4]- [5]。（2）在投资家提供的增值服务方面。有学者认为投资家提供的增值服务可以提升企业绩效[6]- [7]。另一些学者发现投资家提供的增值服务影响到企业决策权，控制权和现金流权的分配[8]- [10]。

学者在研究创业投资机构特征时，发现由于投入资金、提供增值服务的不同，投资机构存在不同的类型，独立的投资机构与附属公司或银行的投资机构向企业提供的资金、增值服务以及在契约设计、公司治理等方面存在很大的差异，较多学者认为独立的投资机构能够向企业提供更高的增值服务。Julia等[11]发现，独立的投资机构相比附属公司的投资机构使用更多的契约设计机制，能够积极的参与，拥有更多的投票权。Chemmanur等[12]发现附属公司的投资机构在培育企业创新方面与独立的投资机构存在差异。Giacinta [13]发现附属公司的投资机构比独立的投资机构分配更少的控制权。

综合国内外研究发现：首先，虽有研究投资家提供的资金和增值服务对于企业控制权配置的影响，但是很少有学者研究不同类型的投资家在投资金额、提供的增值服务质量方面存在的差异如何影响控制权配置。其次，已有研究很多是在一次性融资架构下研究控制权配置，而对阶段化投资下控制权的最优配置缺乏研究。再次，创业企业具有高度的人力资本依赖性，而现有研究往往忽略企业家的人力资本因素，忽略对企业家进行事前激励。最后，已有研究忽视了创业投资的专用性特点，忽略了投资家由于对企业进行管理和监督而产生的成本，以及投资家提供的管理监督服务对于企业家努力水平的影响，进而产生对企业控制权配置的影响。

针对已有研究的不足，本文以不完全契约理论为基础，在金融契约和控制权配置理论的框架内，应用博弈、公司治理等理论与思想，基于两类投资家在投资金额、增值服务等存在的差异，引入企业家努力水平、投资家投资额和管理监督成本、项目清算价值等变量，构建控制权动态配置模型，分析投资家控制与企业家控制下投资契约参数，在此基础上确定创业企业最优控制权配置。

2模型构建

2.1模型描述

假定企业家拥有一个市场前景良好的项目，由于缺乏资金，需要向投资家筹集资金。项目存在4个时刻， 。在时刻0，企业家计划向投资家融资；项目需要两个阶段的投资，在 需要资金I1，在 需要资金I2，投资家通过投资获得企业股份。市场上存在两类投资家，一类是长期投资家，用下标L表示，能够提供项目初始阶段和中期阶段所需资金。另一类是短期投资家，用下标S表示，只提供初始阶段所需资金，在项目中期阶段退出企业。假定企业家与投资家都是风险中性。

在 时刻，企业家与投资家签订契约，投资家投入资金，企业家付出事前努力水平（ ）（ ），投资家付出管理监督成本（ ）。企业家凭借良好的项目拥有完全的讨价还价能力[14]，向投资家提供契约。

在 时刻，投资家与企业家根据观察到的关于企业状态的信号，有两种选择：（i）清算项目，清算价值为L，双方根据契约分配各自获得的清算收益，投资家获得的收益为 （ ，是长期投资家获得的清算收益， ，是短期投资家获得的清算收益），企业家获得的收益为 。（ii）继续经营项目，长期投资家会继续向企业投入资金I2。而短期投资家将其持有的股份出售给外部投资家，外部投资家以 的价格购买股份（ ），并投入中期阶段企业所需资金。

如果项目继续经营，在 时刻企业可以成功IPO，获得收益R，成功的概率取决于企业在中期阶段的自然状态（ ）。企业存在两种自然状态， 。如果企业状态好，产生收益R的概率为1，如果企业状态差，以 的概率获得收益R，否则以 的概率获得等于0的收益。企业状态由企业家付出的努力水平和企业盈利能力 共同影响[15]。因此，企业状态好的概率是 ，状态差的概率是 。由于企业家付出努力，将会产生努力成本 ， 是单位边际努力成本。

2.2模型假设

根据对学者的研究发现，两类投资家向企业提供的增值服务质量存在显著的差异，而两类投资家提供的增值服务又会对企业家投入的努力成本产生影响。用 和 分别表示企业家与长期和短期投资家合作时付出的单位努力成本。由于短期投资家提供的增值服务质量更高，其对企业的贡献使得企业家可以在经营过程中投入较低的努力成本[11]，即 。同时，短期投资家比长期投资家付出更高的管理监督成本，即 。

假设：企业状态好时，项目继续经营收益大于清算收益，即 ，应选择继续经营；企业状态差时，继续经营收益小于清算收益，即 ，应选择清算项目。一旦项目清算，投资家收不回投资成本，即 。投资家的激励约束是 ，即项目收益要大于投资家付出的资金和管理监督成本。

2.3确定企业家最优努力水平

首先，计算出企业家与投资家在博弈过程中达到均衡时的项目净现值，即企业收益减去初始投资、企业家努力成本和投资家管理监督成本。

接下来对比分析在企业家控制或投资家控制下的投资契约参数，确定可能的最优控制权配置。

3投资家控制权配置分析

假定投资家拥有控制权，当其认为项目不成功时有权决定清算。分别比较企业家与长期和短期投资家合作时的契约参数，选择能给企业家带来较高收益的契约，确定哪类投资家拥有控制权可以实现相对较优配置。

3.3两种契约比较分析

如果短期投资家拥有控制权，其会选择出售项目而不是清算，这会产生无效的结果，即不成功的项目未被清算，反而获得额外资金。但是，短期投资家提供的增值服务对于企业的成功十分重要，这也促使企业家投入更高的努力水平来增加企业成功的可能性。

接下来比较两类投资家拥有控制权对项目净现值的影响。通过比较两种契约下的净现值，帮助企业家选择更适合的投资家。

命题3如果下面条件成立，长期投资家拥有控制权时契约的净现值高于短期投资家拥有控制权时契约的净现值。

如果短期投资家拥有控制权，其会采取无效的经营决策；如果长期投资家拥有控制权，其会采取最佳的经营决策，但是此时企业家的努力成本较高，投资家增值服务质量较低。因此长期投资家拥有控制权时企业的经营收益应足够补偿投资家提供的增值服务质量的不足。如果上述条件满足，长期投资家拥有控制权对企业家更具有吸引力。

4企业家控制权配置分析

如果企业家拥有控制权，比较企业家与两类投资家签订的契约参数，选择能给企业家带来较高收益的契约，确定与哪类投资家合作时，企业家拥有控制权可以实现相对较优配置。

4.1选择长期投资家时企业家控制权配置分析

如果选择的是长期投资家，对于前面讨论的结果（长期投资家拥有控制权）不会产生影响。在 时刻如果企业状态好，双方会同意继续经营项目；如果企业状态差，企业家会由于不能获得中期阶段资金而被迫选择清算项目。

4.2选择短期投资家时企业家控制权配置分析

短期投资家由于受到资金的约束，在中期阶段退出企业。如果企业家选择继续经营项目，短期投资家会出售持有的股份。如果企业家清算项目，清算价值根据契约在企业家与短期投资家之间分配。

企业家根据企业状态、不同决策下的期望收益，决定是继续经营或是清算。企业状态好时，企业家选择继续经营。企业状态差时企业家会选择不同的策略。

这种情况下，短期投资家与外部投资家的参与约束条件、企业家目标函数与短期投资家拥有控制权时是一样的。约束条件产生的结果与短期投资家拥有控制权时也是相同的。

命题4当企业家拥有控制权，与短期投资家合作时，如果企业家选择不清算项目，契约参数与短期投资家拥有控制权时是一样的。

此时，企业家拥有控制权与短期投资家拥有控制权产生相同的结果，应该被清算的项目被继续经营，这支持了很多学者所发现的，企业家总是倾向于选择继续经营项目。

随着投资家投资额和管理监督成本的增大、企业盈利能力的下降、项目清算价值的增加，企业家努力水平随之减少。该契约下，企业家总是采取最佳的经营决策。然而，由于投资家必须向企业家分配一部分清算收益，该契约也不能获得最优的均衡结果。

4.3两种契约比较分析

文章显示不论企业家或投资家谁拥有控制权，企业家与长期投资家合作可以产生相同的契约参数和决策行为，实现控制权相对较优配置。在企业状态好时继续经营，在企业状态差时清算。

而与短期投资家合作，会产生两种契约，一种是企业家选择继续经营项目。这与短期投资家拥有控制权时一样，产生了无效的经营结果：不好的项目被继续经营而没被清算。然而，还存在第二种契约，可以剔除无效结果。企业家选择在企业状态差时清算项目。此时，企业家需要从清算项目中获得更多的收益，如果项目清算收益低于继续经营收益，企业家不会选择清算。总之，在企业状态差时分配控制权给企业家比由短期投资家拥有控制权更好。

5结论

文章以不完全契约为基础，考虑了对企业家进行事前激励，并引入企业家努力水平、投资家投资额和管理监督成本、项目清算价值等变量，在阶段化投资的条件下，构建了控制权配置模型，研究如何根据两类投资家在投资金额、增值服务等方面的差异设计创业投资契约，在此基础上研究在各变量的影响下，哪种控制权配置可以实现相对较优。

通过模型分析发现：（1）如果企业家选择的是长期投资家，投资家会采取最佳的经营决策，即在企业状态差时清算项目；在企业状态好时，继续经营项目。在这种情况下，不论企业家或投资家谁拥有控制权，均可实现控制权相对较优配置；然而，由于长期投资家没有像短期投资家一样提供高质量的增值服务，不能实现控制权的最优配置。（2）如果企业家选择的是短期投资家，当企业状态差时，短期投资家不愿清算不好的项目，而是将其出售给外部投资家，这产生了无效的结果，不好的项目被继续经营。在这种情况下由企业家拥有控制权可以实现控制权相对较优配置。

由于企业家和投资家的有限理性，而演化博弈的有限理性基础允许参与者拥有有限的认知能力，因此，采用演化博弈的方法研究创业企业控制权的最优配置可能是后续研究需要解决的问题。

参考文献：

[1] 王培宏，刘卓军. 多阶段创业投资过程中控制权转移范围研究[J].中国管理科学，2008，16（ 6）：29-32.

[2] 王雷，党兴华，王修来. 基于不完全契约的创业企业控制权配置影响因素研究[J].科研管理，2010，31（4）：59-66.

[3] 王声凑，曾勇.阶段融资、再谈判与风险投资企业控制权的配置[J].系统工程学报，2011，26（3）：291-297.

[4] 燕志雄，费方域.企业融资中的控制权安排与企业家的激励[J].经济研究，2007，（02）：111-123.

[5] D. Cumming，S. Johan.Preplanned Exit Strategies in Venture Capital[J].European Economic Review，2008，52（7）： 1209-1241.

[6] 鲁银梭，郝云宏. 创业企业控制权初始配置影响企业成长的机理研究[J].华东经济管理，2013，27（1）：113-117.

[7] Xuan Tian. The causes and consequences of venture capital stage financing [J].Journal of Financial Economics， 2011，101：132-159.

[8] 王雷. 两类控制方式下创业企业剩余控制权、特定控制权配置机理――以金融工具为载体的创业投资两阶段投资分析[J].科研管理，2014，35（5）：107-117.

[9] Yunfei Li， Zongfang Zhou. Research on the allocation of cash flow rights and control rights in venture capital financing contract[J]. Modern Economy，2012，3（1）：54-60.

[10] Bengtsson O，Sensoy. Investor abilities and financial contracting： Evidence from venture capital[J]. Journal of Financial Intermediation，2011，20（4）：477-502.

[11] Julia Hirsch，Uwe Walz.Why do contracts differ between venture capital types[J]. Small Business Economics，2013，40（3）：511-525.

[12] Thomas J. Chemmanur， Elena Loutskina， Xuan Tian .Corporate Venture Capital， Value Creation， and Innovation[EB/OL]. SSRN： http：///abstract=1364213， 2013-11-05.

[13] Giacinta Cestone. Venture Capital Meets Contract Theory： Risky Claims or Formal Control？ [J]. Review of Finance， 2014，18（3）：1097-1137.

长期投资与短期投资范文第4篇

    (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

长期投资与短期投资范文第5篇

关键词：会计核算；短期投资；长期债权投资；长期股权投资

企业会计制度中，投资的定义为：企业为通过分配来增加财富，或为谋求其他利益，而将资产让渡给其他单位所获得的另一项资产。投资是企业常有的经济行为，按其可变现性及目的不同，企业对外投资可分为短期投资和长期投资两类：

①短期投资：指能够随时变现且持有时间不准备超过一年的投资。这种投资在很大程度上是为了暂时存放剩余资金，并通过这种投资取得高于银行存款利率的利息收入或差价收入，待需要使用现金时即可兑换成现金，如企业购买的可上市交易的股票和债券。

②长期投资：指短期投资以外的投资。其投资目的在很大程度上是为了积累整笔资金，以供特定用途之需，或为了达到控制其他单位或对其他单位实施重大影响，或出于其他长期性质的目的而进行的投资。长期投资以划分为“长期股权投资”与“长期债权投资”。

长、短期投资投资目的不同，其会计核算亦有区别。

一、账户设置、账面余额与账面价值的比较

投资企业核算短期投资应设置“短期投资”、“应收利息”、“应收股利”、“短期投资跌价准备”四个总账账户。

核算长期债权投资应设置“长期债权投资”（该账户对债券投资核算时一般设置：债券面值、债券折价、债券溢价、债券费用、应计利息等三级账）、“应收利息”、“长期投资减值准备”四个总账账户。

核算长期股权投资应设置“长期股权投资”（在权益法下该账户设置：投资成本、股权投资准备、损益调整、股权投资差额等三级明细账；成本法下不设置三级账）、“应收股利”、“长期投资减值准备”三个总账账户。

上述总账账户一般按投资项目或被投资单位设置二级明细账。

投资账面价值是指某项投资的账面余额减去相关的备抵项目后的净值，如短期投资账面价值是“短期投资”总分类账户余额减去“短期投资跌价准备”后的差额。投资账面余额是指某项投资在某特定日期的金额，如短期投资账面余额指“短期投资”账户的初期、期末余额。

二、初始投资成本与新投资成本的比较

初始投资成本是指取得投资或追加投资时，应计入投资账户的金额，即取得时计入“短期投资”、“长期债权投资”、“长期股权投资”总账及相应明细账的金额。它们共同的地方是：以取得投资时实际支付的全部价款（包括税金、佣金等购置税费）减去已宣告尚未发放的现金股利、或已到付息期尚未领取的利息确定。不同的是长期债券投资，还应减去收益化的购置税费、以及实际支付价款中包含的分次付息到期还本的未到付息期的应计利息。

例：甲公司2004年2月2日购入A公司去年1月1日发行的三年期债券，面值20万元、年利息率6%、支付价款22.5万元、其中购置税费0.4万元。

若：①该债券到期还本付息、购置税费资本化的初始成本为22.5万元。②到期还本付息、购置税费收益化的投资初始成本为22.1万元。③按年付息到期还本且上年利息未付、购置税费资本化，则已到付息期的应收利息1.2万元(20万*6%/12*1)，未到付息期的应计利息0.1万元，初始成本为21.2万元(22.5-1.2-0.1)。

新投资成本是指在某特定日期，该项投资的初始成本经核算调整后的余额。

①短期投资新成本以初始成本减去投资期间分得的利息或现金股利（不含购价中已计入应收项目的金额，下同）确定；它表现为短期投资的账面余额。

②长期债权投资新成本以初始成本调整以下内容确定：提取的到期还本付息的应计利息、摊销的折溢价、摊销的资本化购置税费；这表现为长期债权投资的账面余额。

③长期股权投资成本法的新成本以初始成本调整投资期间的清算股利而得；它表现为长期股权投资的账面余额。

④长期股权投资权益法的新成本以初始成本调整股权投资差额（在初始投资、追加投资、持股比例变动、被投资单位因会计变更和会计差错引起投资前所有者权益总额变动时均应调整）而得；但它仅表现为“长期股权投资—投资成本”明细账的余额；且在投资时：初始投资成本=新投资成本+股权投资差额。

三、取得投资时购置税费会计处理的比较

长期债权投资按重要性原则处理购置税费：金额较大的应资本化计入投资账户的“债券费用”三级明细账内、分期摊销；金额较小的应收益化列入当期损益。短期投资、长期股权投资的购置税费均应资本化为初始成本计入投资账户内。

四、投资账面余额变动的比较

以下经济业务均会引起各类投资账面余额变动：投资、追加投资、出售、收回。

以下经济业务、会计事项会引起某类投资账面余额变动：

①投资期间收到的利息或现金股利使“短期投资”减少；变动特点：除投资外，不可能增加。

②摊销折溢价、摊销资本化的购置税费、计提到期还本付息的应收利息会使“长期债权投资”账面余额增减；

③成本法下的清算股利会使“长期股权投资”账面余额增减；变动特点：除投资外，账面余额不可能增至初始成本以上。

④权益法下“长期股权投资”账面余额增减的情况有：

损益调整、调整股权投资准备、被投资单位宣告分派利润或现金股利、摊销股权投资差额、被投资单位因会计变更和会计差错影响其所有者权益总额变动而进行的调整；另外，调整股权投资差额时，仅引起“长期股权投资”明细账的此增彼减，不影响总额变动。

权益法下“长期股权投资”变动的特点有：

账面余额随被投资方所有者权益总额而变动；且其账面余额剔除未摊销的股权投资差额之后，应与被投资单位的所有者权益总额乘以投资企业持股比例之积相等（严格意义上讲，应是：“有表决权的被投资单位所有者权益总额”、“有表决权的投资企业持股比例”），即：投资成本明细账余额+股权投资准备明细账余额+损益调整明细账余额=被投资单位所有者权益总额*投资企业持股比例

五、应收利息、应收股利核算的比较

长期债权投资设“应收利息”核算分次付息到期还本的债权投资的已到付息期的应收利息、没到付息期的应计利息（包括购置时的）。至于到期还本付息的债权投资利息应计入“长期债权投资（应计利息）”账户内，不计入“应收利息”账户。

长期股权投资设“应收股利”核算购置时实际支付价款中包含的尚未发放的现金股利、投资期间宣告发放的现金股利（不论成本法还是权益法均在宣告时计入该账户）、以及其后收到上述股利。

短期投资只在投资时实际支付的价款中、包含已宣告未发放的现金股利、或已到付息期尚未领取的利息时，以及其后收到上述股利或利息时，才使用上述两个账户。

六、投资跌价准备与减值准备的比较

短期投资按“成本与市价孰低法”，计提“短期投资跌价准备”；计提时先计算投资成本与市价之差，然后与“短期投资跌价准备”原有余额比较，在将两者之差确定为提取或恢复额（恢复额限定在“短期投资跌价准备”原有余额之内）；计提时用的市价不考虑相关税费，且可按投资单项、类别或总体进行比较计提。处置时可立即转销、也可于期末对“跌价准备”的余额进行调整。

长期（包括债权、股权）投资按“账面价值与可收回金额孰低”计提“长期投资减值准备”；计提时直接用账面价值与可收回金额之差确定提取或恢复额（恢复额限定在“长期投资减值准备”原有余额之内）；计提时的可收回金额是当时的出售净价（市价减相应费用）与预计该投资未来现金流量现值孰高者，且只能单项计提。处置时必须立即结转相应的“减值准备”。

七、投资收益核算的比较

各类投资计入“投资收益”账户的共同经济业务或会计事项：处置净收入与账面价值之差、期末调整跌价（或减值）准备（含提取或恢复）额。

计入“投资收益”账户的不同会计事项：

①短期投资划转为长期投资时，其账面价值与“成本与市价孰低”的差额计入投资收益；

②长期债权投资计入投资收益的有：摊销购置时的折溢价、按期计提的利息；

③长期股权投资成本法下，将宣告分派现金股利按规定计算的金额（实际应收股利减清算股利之差）计入投资收益；

④长期股权投资权益法下计入投资收益的：损益调整（实现利润或发生亏损时，不是宣告分派时），摊销股权投资差额。

长期投资与短期投资范文第6篇

【关键词】 债务期限结构;股东―债权人冲突;股东―管理者冲突;投资行为

关于负债融资对企业投资行为影响的研究已非常丰富,但学者们大都从负债总量上探索两者的关系,忽略了不同债务的异质性。其实不同期限的债务利息成本不同,对企业财务风险的影响不同,对投资决策的作用机制也有差异。本文立足于成本理论,对债务期限结构与投资行为关系的研究进行了梳理,以求为今后的研究提供借鉴。

一、西方学者的理论研究

Jensen和Meckling(1976)认为,由于所有权和控制权分离,企业存在两种利益冲突,即股票融资引起的股东―管理者冲突和负债融资引起的股东―债权人冲突。围绕这两类冲突,经济学界认为,与长期债务相比,短期债务成本更低,可缓解股东―债权人冲突引发的资产替代和投资不足问题,并通过控制自由现金流调节股东―管理者冲突来减少过度投资行为。

(一)缩短债务期限能抑制投资不足问题

企业的融资结构由债务和权益组成,因此盈利项目的投资收益将由债权人和股东分享。Myers(1977)指出若债权人享有投资项目的大部分收益,而股东不能获得最低回报,则即使该项目的净现值为正,股东也会拒绝,这就是投资不足问题。企业未来的投资机会可被看成增长期权,越是高成长性企业,股东和债权人在执行期权时引发的投资不足问题越严重。这可靠缩短债务期限来解决。因为若债务期限在增长期权到期前结束,则原有债权人无法分享新项目的收益,股东的投资动机就不受影响,所以拥有较多成长机会的企业应更多地使用短期债务,即缩短债务期限能控制投资不足问题。

(二)缩短债务期限能抑制资产替代问题

Jensen和Meckling(1976)指出,在债权人的固定求偿机制和股东有限责任机制作用下,股东往往偏好投资于高风险、高收益的项目而放弃低风险、低收益的项目,这就是资产替代行为。Barnea、Haugen和Senbet(1980)指出,在信息不对称情况下,关于公司质量的信息在债务到期前披露,将减少财富从股东向债权人转移,即缩短债务期限可降低成本。由于短期债务的价值对企业资产风险变动较不敏感,且需定期还本付息,这将迫使股东放弃高风险的投资项目,即缩短债务期限能控制资产替代行为。

(三)缩短债务期限能抑制过度投资问题

Jenson(1986)指出,自由现金流较多时,经理为寻求与投资规模相关的个人私利,会偏离股东利益最大化的目标,将资金投资于非盈利项目,这就是过度投资。而发行短期债务可抑制过度投资动机,因为短期负债偿还频率高,能经常削减自由现金流,增加企业的破产风险,使经理面临更多监管,进而激励其从企业长远发展出发,作出投资决策,缓和其与股东的利益冲突。Hart和Moore(1995)将债务分为“软”债务和“硬”债务,经理对可延迟支付的“软”债务的使用有很大处置权,但却不能随意使用不可延迟支付的“硬”债务,因此自由现金流充裕的企业应发行更多短期债务,即缩短债务期限能抑制过度投资行为。

二、西方学者的实证研究

国外学者对债务期限结构与企业投资行为关系的理论假说进行了经验研究,并从企业成长性的角度进一步分析了影响投资行为的机制,鉴于杠杆比率和债务期限结构对投资的影响不是外生的,因此对内生性问题的不同考量就会得出不同的结论。

(一)未考虑内生性问题的研究

Mitchell(1993)、Barclay和Smith(1995)发现,成长机会多的企业更多采用短期债务融资。Guedes和Opler(1996)检验了美国企业信用等级对债务期限的影响,同样发现债务期限和成长机会负相关。Parrino和Weisbach(1999)发现,债务期限越长,股东―债权人冲突越严重,成本越高;短期负债多、长期负债比例低的企业,基本没有股东―债权人冲突引起的成本。Ozkan(2000)用广义矩估计法考察了英国非金融行业企业的债务期限结构,发现成长机会多的企业更依赖短期债务,有力支持了债务期限结构与投资机会负相关的假说。

(二)考虑到内生性问题的研究

在资本结构决策中,债务期限和杠杆率决策往往同时进行,两者相互影响。鉴于此,一些学者将债务杠杆决策也纳入企业债务期限问题的研究中来,实证结论莫衷一是。

⒈债务期限与投资机会负相关。Goyal、Lehn和Racic(2002)检验了成长机会变化对公司债务的影响,发现随成长机会下降,公司将提高负债水平、延长债务期限。Johnson (2003)得出了类似的结论,发现企业在缩短债务期限、减少投资不足问题的同时,将降低财务杠杆比率来避免流动性风险。Iannariello、Morsy和Terada-Hagiwara(2007)以泰国非金融类上市公司为样本,专门针对固定资产投资研究,发现固定资产留存率随短期债务增加而降低,同样证实了债务期限与投资负相关。

还有学者区分不同成长性的企业进行研究:Aivazian(2005)发现,债务期限结构对投资决策有显著影响,控制整体负债水平后,高成长性公司的长期债务和投资显著负相关,低成长性公司债务期限和投资的关系不显著。首次解释了债务期限对不同成长性企业投资的影响;Billett、King和Mauer(2007)发现短期债务能减轻股东―债权人冲突,并且这种机制在面临较严重的股东―债权人冲突的高成长性公司中更重要,拥有更多成长机会的公司应发行更多短期负债。

⒉债务期限与投资机会并非负相关。Stohs和Mauer(1996)发现,债务期限与公司成长机会的负相关关系不显著,增长型期权多的企业,因杠杆率低,未靠调节债务期限结构来减少行使期权引发的利益冲突。Antoniou、Gnney和Paudyal(2002)在考察英、法、德三国企业债务期限结构的决定因素时,也得到了相似的结论。其中英国企业债务期限结构与投资机会显著正相关,而法国和德国企业两者间的关系不显著。Scherr和Hulsurt(2001)也没有发现增长型期权显著影响债务期限结构证据。Elyasiani、Lin和Liang(2002)对公司债务期限结构的单一方程估计结果支持投资不足假说,但在联立方程模型中,债务期限结构与成长机会间的负相关关系消失。Cai、Fairchild和Guney(2008)研究了中国上市公司债务期限的决定因素,控制内生性问题后发现成长机会对债务期限的选择有重要影响,增长机会多的公司,为避免盈利项目被清算的风险而青睐于长期债务。Highfield(2008)检验了高成长性的企业,如具有高市盈率和高投资回报率的高科技企业使用短期债务来控制问题的理论,发现债务期限和投资回报率仅有微弱的正相关关系,而与市盈率不相关。Deesomsak、Paudyal和Pescetto (2009)发现,成长机会与债务期限结构无关,债务期限并未用来削减投资不足问题。此外Childs、Mauer和Ott(2005)认为,短期负债由于对公司价值变化更不敏感并能经常对债务重新定价,所以既能减少投资不足动机,也能减少过度投资动机,即债务期限与投资机会可能负相关,也可能正相关。

三、国内研究现状

近几年,国内学者也开始关注债务期限结构的研究,但仍处于起步阶段,理论方面基本是借鉴西方已有理论,仅有少数学者对成本假说进行了实证检验。

(一)债务期限结构与投资不足问题的实证检验

肖作平(2005)、胡爱军、熊正德和谢赤(2006)发现,成长机会与债务期限显著负相关,选择短期债务可避免投资不足问题,但是他们都未考虑内生性问题。而肖作平(2007)、杨胜刚和何靖(2007)在杠杆率和债务期限内生的前提下,发现成长机会与债务期限负相关,支持了减少长期债务抑制投资不足问题的预测。

以上研究为缩短债务期限能减轻投资不足问题的观点提供了证据,但也有研究不支持此论断。韩德宗、向凯(2003)考察了我国医药、生物制品行业上市公司的债务期限结构,发现投资机会多的公司并未更多地利用短期负债,我国上市公司在解决投资不足问题上,并未利用债务期限工具。袁卫秋(2005, 2006)发现,我国上市公司尽管债务期限偏短,但动机并非是为克服投资不足行为。童盼(2005)发现,短期负债与投资规模显著负相关,股东与长、短期负债债权人都有利益冲突,短期负债并未减少资产替代和投资不足问题。

(二)债务期限结构与过度投资问题的实证检验

王艳辉和杨帆(2007)在对东北上市公司的研究中发现,长期负债对过度投资有强烈的约束效果,短期负债的约束效果不明显。陆正飞、韩霞和常琦(2006)发现,新增长期负债与新增投资正相关,企业当期新增长期负债越多,综合财务风险越大,但没有足够的证据证明在财务危机条件下,企业通过过度投资将风险转嫁给长期债权人。而王治和周宏琦(2007)发现,短期负债并未减轻投资不足问题,但能抑制过度投资问题,并且抑制非国有控股企业过度投资的作用要大于国有控股企业。

(三)区分成长性不同企业的分组检验

杨兴全(2007)在控制内生性因素后,发现短期债务和成长性与债务融资比例显著负相关,但没有证据显示高成长性企业通过选择短期债务缓解其问题。朱磊(2008)发现,长、短期负债均与投资规模显著负相关,分组后发现,长、短期负债均加剧了高投资增长机会、低内部现金流企业的投资不足行为;短期负债并不能抑制低投资增长机会、高内部现金流企业的过度投资行为。刘新(2008)同样发现,长、短期负债均与投资规模显著负相关,结论支持投资不足的成本由长期债务引起的假设,但不支持短期债务减轻投资不足的假设。排除内生性因素后,短期债务在高、低成长性公司都与投资负相关,随短期负债增加,投资不足问题并未解决。朱优红(2007)发现,短期负债在高成长企业可降低资产替代动机,在低成长企业能控制投资不足问题。郭蓉蓉(2006)发现,短期负债与投资支出显著负关,长期负债与投资支出显著正相关。在分组检验中,高成长性企业短期负债对投资支出有抑制作用,长期负债表现了支持作用;低成长性企业长期负债与投资决策无关,而短期负债约束过度投资。李蓉蓉(2006)发现,债务期限结构与投资显著负相关;控制总体杠杆水平后,低成长性企业债务期限越长,投资越少,高成长性企业债务期限与投资关系不显著。

四、结论与启示

西方学者研究表明:短期债务可减少股东―债权人冲突引起的投资不足和资产替代问题,也可控制股东―管理者冲突引起的过度投资问题。债务期限结构与投资究竟是负相关还是正相关,取决于哪种作用居主导地位。对此,学者们的研究尚未得出一致结论,因为变量的选取、指标的定义、模型的选择、样本的采集以及各国资本市场的差异都会对结论产生影响。单就对债务期限结构的度量而言就有多种方法:Barclay和Smith(1995)用的是三年以上的长期债务占总债务的比例;Ozkan(2000)用的是一年以上的债务占总债务的比例;Guedes和Opler(1996)用的是新发行债务的期限;Stohs和Mauer(1996)则用的是企业各种债务期限的加权平均值。从国内研究现状看,许多研究结果与西方的理论假说相悖,认为短期负债并未抑制投资不足或过度投资问题。这可能是我国正处于转轨经济体制中,企业所处的特殊制度环境造成的。我国企业普遍存在短期负债被长期占用的情况,长、短期负债并无实质差别,短期负债给企业带来的流动性压力并不大,同时银行预算软约束现象的存在,使短期负债给企业带来的再融资压力也较小。短期负债的成本并不显著低于长期负债,致使其治理机制失灵。西方的成本理论,能否解释我国企业债务期限结构的选择,有待结合我国企业特殊的外部环境来研究。

笔者认为,今后在该领域的研究可从以下方面展开:(1)在分析框架上,将委托关系和外部环境整合起来。目前的研究忽略了所得税、利率、通货膨胀率、经济周期波动等的影响,这些因素结合具体的金融环境分析,将使结论更有实用价值。(2)在研究视角上,深入地从公司治理的视角展开。目前研究大多以股权分散为背景,其实股权集中与大股东控制普遍存在,基于此的研究有待丰富,并可考虑从静态研究转向动态分析,现有研究假定股权结构、董事会结构保持不变,而它们的改变将引起成本的变化,在二者发生变化的情况下,研究更贴近实际。(3)在样本选择上,将发展中国家纳入到研究视角中来。现有研究多以发达国家成熟的资本市场为背景,而发展中国家资本市场还不完善,公司治理结构、金融体系和法律制度也与发达国家存在差别,这使问题的严重性、信息不对称程度、破产程序也不尽相同,将研究视角扩展到发展中国家,将使结论更具普遍性。(4)在研究方法上,除了统计方法外,可尝试案例分析和实地调研,这些方法有助于了解管理者的具体决策动因。

【参考文献】

[1] Billett, M. T., King, T. H. D., Mauer, D. C. Growth opportunities and the choice of leverage, debt maturity, and covenants[J].Journal of Finance,2007,62(2):697-730.

[2] Scherr, F. C., Hulburt, H. M. The Debt Maturity Structure of Small Firms[J]. Financial Management, 2001,30(1):85-111.

[3] Cai, K. L., Fairchild, R., Guney, Y. Debt maturity structure of Chinese companies[J]. Pacific-Basin Finance Journal, 2008,16(3):268-297.

[4] Highfield, M. J. On the Maturity of Incremental Corporate Debt Issues[J]. Quarterly Journal of Finance and Accounting, 2008,47(2):45-67.

[5] Childs, P. D., Mauer, D. C., Ott, S. H. Interactions of corporate financing and investment decisions: The effects of agency conflicts[J].Journal of Financial Economics,2005, 76(3):667-690.

[6] 童盼.负债期限结构与企业投资规模――来自中国A股上市公司的经验研究[J].经济科学,2005(5):93-101.

长期投资与短期投资范文第7篇

例1：甲企业一年前以46000元的价格购入面值40000元，票面利率为10%，期限为3年，到期一次还本付息公司债券。溢价6000元按直线法摊销。购买时作为长期投资核算，现拟划转为短期投资。

对于此项投资，投资成本是46000元，现账面价值是48000元（46000+4000-6000／3）。因投资成本低于账面价值，应按投资成本划转，差额计入投资损失。甲企业会计处理如下：

借：短期投资 46000

投资收益——长期债权投资划转损失 2000

贷：长期债权投资——债券投资（面值） 40000

——债券投资（应计利息） 4000

——债券投资（溢价） 4000

如果上述长期债权投资曾计提长期投资减值准备1500元，则其账面价值为46500元（48000-1500），仍按成本划转。甲企业会计处理如下：

借：短期投资 46000

长期投资减值准备 1500

投资收益——长期债权投资划转损失 500

贷：长期债权投资——债券投资（面值） 40000

——债券投资（应计利息） 4000

——债券投资（溢价） 4000

如果计提的长期投资减值准备是2500元，则其账面价值是45500元（48000-2500），此时则应按账面价值划转，以45500元作为短期投资的入账金额。

甲企业会计处理如下：

借：短期投资 45500

长期投资减值准备 2500

贷：长期债权投资——债券投资（面值） 40000

——债券投资（应计利息） 4000

——债券投资（溢价） 4000

如果企业购入的债券是分期付息债券，且是溢价购入，平时收到利息时并没有增加应计利息，随着溢价的摊销，债券投资的账面价值会越来越低。因此，无论何时将长期债权投资划转为短期投资，其账面价值肯定会低于投资成本，直接按账面价值划转即可，也不会产生划转损失；如果企业是折价购入的分期付息债券，债券账面价值会随着折价的摊销而逐渐增加。因此，无论何时划转，其账面价值都会大于投资成本，这就应当按投资成本划转，同时就会产生划转损失。

例2：甲企业在一年前购入分期付息债券一批，现拟转为短期投资。当时的购买价格是46000元，面值40000元，期限3年，票面利率10%，溢价按直线法摊销。

现在该债券的账面价值为44000元（46000-6000／3），低于投资成本，则应按账面价值划转。

借：短期投资 44000

贷：长期债权投资——债券投资（面值） 40000

长期投资与短期投资范文第8篇

例1：甲企业一年前以46000元的价格购入面值40000元，票面利率为10%，期限为3年，到期一次还本付息公司债券。溢价6000元按直线法摊销。购买时作为长期投资核算，现拟划转为短期投资。

对于此项投资，投资成本是46000元，现账面价值是48000元（46000+4000-6000／3）。因投资成本低于账面价值，应按投资成本划转，差额计入投资损失。甲企业会计处理如下：

借：短期投资46000

投资收益——长期债权投资划转损失2000

贷：长期债权投资——债券投资（面值）40000

——债券投资（应计利息）4000

——债券投资（溢价）4000

如果上述长期债权投资曾计提长期投资减值准备1500元，则其账面价值为46500元（48000-1500），仍按成本划转。甲企业会计处理如下：

借：短期投资46000

长期投资减值准备1500

投资收益——长期债权投资划转损失500

贷：长期债权投资——债券投资（面值）40000

——债券投资（应计利息）4000

——债券投资（溢价）4000

如果计提的长期投资减值准备是2500元，则其账面价值是45500元（48000-2500），此时则应按账面价值划转，以45500元作为短期投资的入账金额。

甲企业会计处理如下：

借：短期投资45500

长期投资减值准备2500

贷：长期债权投资——债券投资（面值）40000

——债券投资（应计利息）4000

——债券投资（溢价）4000

如果企业购入的债券是分期付息债券，且是溢价购入，平时收到利息时并没有增加应计利息，随着溢价的摊销，债券投资的账面价值会越来越低。因此，无论何时将长期债权投资划转为短期投资，其账面价值肯定会低于投资成本，直接按账面价值划转即可，也不会产生划转损失；如果企业是折价购入的分期付息债券，债券账面价值会随着折价的摊销而逐渐增加。因此，无论何时划转，其账面价值都会大于投资成本，这就应当按投资成本划转，同时就会产生划转损失。

例2：甲企业在一年前购入分期付息债券一批，现拟转为短期投资。当时的购买价格是46000元，面值40000元，期限3年，票面利率10%，溢价按直线法摊销。

现在该债券的账面价值为44000元（46000-6000／3），低于投资成本，则应按账面价值划转。

借：短期投资44000

贷：长期债权投资——债券投资（面值）40000

长期投资与短期投资范文第9篇

企业应当在期末分析各项应收款项的可收回性，并预计可能产生的坏账损失。对预计可能发生的坏账损失，计提坏账准备。企业应当制定计提坏账准备的政策，明确计提坏账准备的范围，提取方法，账龄的划分的提取比例，按照管理权限，经股东大会或董事会或经理（厂长）会议或类似机构批准，按照法律，行政法规的规定报有关各方备案，坏账准备计提方法一经确定不得随意变更。如要变更，应当按上述程序经批准，并报送有关各方备案，按照会计政策，会计估计变更的程序和方法进行处理关在会计报表的附注中说明对于坏账的核算。

计提坏账准备的应收款项包括应收账款及其他应收款，企业的预付账款如有确凿证据表明其不符合预付账款的性质，应当将其转入其他应收款，并计提坏账准备。企业持有到期收不回的应收票据，应转作应收账款，并计提坏账准备，对于未到期的应收票据如有确凿证据表明不能收回或收回的可能性不大时，也应将其转入应收账款并计提相应的坏账准备。

有四种情形不能全额计提坏账准备：“当年发生的应收款项”，“计划重组的应收款项”，“关联方之间的应收款项”，“无确凿证据不能收回的应收款项”。

企业与关联方之间发生的应收款项与企业的其他应收款项一样，也应当在期末时分析其可收回性，并预计可能发生的坏账损失，计提相应的坏账准备，企业与关联方之间发生的应收款项一般不能全额计提。

但是，如果有确凿的证据表明关联方（债务单位）已撤销、破产、资不抵债、现金流量严重不足以及不准备对应收款项进行重组或无其他收回方式的，则对预计无法收回的应收款项也可以全额计提坏账准备。坏账准备的计提方法有账龄分析法、应收账款余额百分比法,销售百分比法和个别认定法企业可以根据实际情况自定坏账准备计提方法，自定坏账准备计提比例计提坏账准备时，借记“管理费用”科目，贷记“坏账准备”科目；实际发生坏账时，借记“坏账准备”科目，贷记“应收账款”科目。如果发生的坏账又收回，应借记“应收账款”科目，贷记“坏账准备”科目；同时借记“银行存款”科目，贷记“应收账款”科目，在企业中，坏账准备的计提方法可能会发生改变。

2存货跌价准备的会计处理

企业应当在期末根据成本与可变现净值孰低原则计价期末存货，其中，成本是指存货取得时的实际成本，可变现净值是指在正常生产经营过程中，以存货的估计售价减去到完工估计将要好发生的成本,估计的销售费用以及相关税金后的金额。

确定可变现净值时，重点是确定存货的估计售价。企业在确定存货的估计售价时，应当以资产负债表日为基准，按照以下原则确定存货的估计售价：

为执行销售合同或者劳务合同而持有的存货，通常应当以产成品或商品的合同价格作为其可变现净利值的计量基础。

企业持有存货的数量超过销售合同订购数量时，超出部分的存货的可变现净值以一般销售价格作为计量基础。

在期末对存货进行计价时，如果存货中一部分是有合同价格约定的，另一部分不存在合同价格，企业应区分有合同价格约定的和没有合同价格约定的两个部分，分别确定其期末可变现净值，并与其相对应的成本进行比较，分别确定是否需要计提存货跌价准备。由此计提的存货跌价准备不得相互抵销。

企业应当对存货按单项或分类对存货价值进行确定。如果期末存货成本低于可变现净值，不需要进行账务处理，资产负债表中的存货仍按期末账面价值列示；如果期末存货可变现净值低于成本，则必须在当期确认存货跌价损失，计提存货跌价准备。会计期末，比较存货的成本与可变现净值，计算出应计提的跌价准备，如果应提数大于存货跌价准备的已提数，应予补提；反之，应冲销部分已提数。提取和补提存货跌价准备时，借记“管理费用-计提的存货跌价准备”科目，贷记“存货跌价准备”科目；冲回或转销存货跌价损失时，作相反的会计分录。但是，当已计提跌价准备的存货的价值以后得以恢复，其冲减的跌价准备金额，应以“存货跌价准备”科目的余额减记至零为限。

3短期投资跌价准备的会计处理

企业应当在期末对短期投资（包括短期股票投资和短期债券投资）进行检查，如果短期投资发生减值，应计提短期投资跌价准备。在计提时，可以按单项投资计提，也可以按投资类别或者投资总体计提。计提短期投资跌价准备时企业可以根据自身的情况，分别采用按投资总体、投资类别或单项投资并确定计提的跌价准备。如果某项投资比较重大（例如，占整个短期投资10%及以上），则应按单项投资为基础计算并确定跌价准备，计入当期损益。每期期末，企业应将股票、基金、债券等短期投资的市价与成本进行比较。市价低于成本的，应当按其差额确认投资损失并计提短期投资跌价准备。当期应提取的短期投资跌价准备=当期市价低于成本的金额-“短期投资跌价准备”科目的贷方余额，如果当期短期投资市价低于成本的金额大于“短期投资跌价准备”科目的代方余额，应按其差额提取跌价损失准备；如果当期短期投资市价低于成本的金额小于“短期投资跌价准备”科目的贷方余额，应按其差额冲减已计提的跌价准备；在采用成本与市价孰低计价时，其成本应按原取得时的投资成本为基础比较。如果短期投资持有期间获得现金股利或利息而冲减投资成本的，则应以冲减后的新成本为作为比较的基础。已计提跌价准备的短期投资的价值又得以恢复时，应在原已计提的跌价准备的范围内转回。

处置投资时，其成本根据以下不同情况结转：短期投资的损益通常随着短期投资的处置而实现。全部处置某项短期投资时，其成本为投资的账面余额。

4长期投资减值准备的会计处理

企业应当在期末对长期投资（包括长期股权投资和长期债权投资）按照单个项目进行检查企业应对长期投资的账面价值定期或者至少每年年度终了时逐项进行检查。由于市价持续下跌或被投资单位经营业状况变化等原因导致其可收回金额低于投资的账面价值的，应当按其差额计提长期投资减值准备。

对于长期投资而言，可收回金额是指资产的出售净价与预计从该资产的持有和投资到期处置中形成的预计未来现金流量的现值两面者之中的较高者。其中，出售净价是指资产的出售价格减去处置资产所发生的相关税费后的余额。长期投资发生减值时，应当按照个别项目确定的减值金额，计提长期投资减值准备，并计入当期损益。

长期投资与短期投资范文第10篇

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Eviews 6.0。

（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] Bebchuk L A， Stole L A. Do short-term objectives lead to under- or over-investment in long term projects[J]. Journal of Finance， 1993， 48（2）： 719-729

[2] Laverty K J. Managerial myopia or systemic short-termism？： The importance of managerial systems in valuing the long term[J]. Management Decision， 2004， 42（8）： 949-962

[3] Asker J， Farre-Mensa J， Ljungqvist A. Does the stock market harm investment incentives？[R]. Working Paper， New York University， 2010

[4] Gracia E. Corporate short-term thinking and the winner-take-all market[R]. Working paper， University of Barcelona， 2003

[5] Bushee B J. The influence of institutional investors on myopic R&D investment behavior[J]. The Accounting Review， 1998， 73（3）： 305-333.

[6] Murphy K. Stock-based pay in new economy firms[J]. Journal of Accounting and Economics， 2003， 34（1-3）： 129-147

[7] Liu Y. Does institutional investor composition influence managerial myopia？ The case of accounting restatements[D]. Thesis （Ph. D.）， University of Oregon， 2006

[8] Nyman I. Stock market speculation and managerial myopia[J]. Review of Financial Economics， 2005， 14（1）： 61-79

[9] Kaplan S， Minton B， How has CEO turnover changed？ Increasingly performance sensitive boards and increasingly uneasy CEOs[R]. Working paper， University of Chicago， 2006

[10]Graham J， Harvey C R， Rajgopal S. The economic implications of corporate financial reporting[J]. Journal of Accounting and Economics， 2005， 40（1-3）： 3-73

[11]Bhojraj S， Libby R. Capital market pressure， disclosure frequency-induced earnings/cash flow conflict， and managerial myopia[J]. The Accounting Review， 2005， 80（1）： 1-20

[12]Cheng M， Subramanyam K R， Zhang Y. Earnings guidance and managerial myopia[R]. SSRN working paper， 2005

[13]Cadman B D， Sunder J. Investor myopia and CEO horizon incentives[R]. SSRN working paper， 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]Jensen M C， Murphy K J. Performance pay and top-management incentives[J]. Journal of Political Economy， 1990， 98（2）： 225-264

[16]Dechow P， Sloan R. Executive Incentives and the Horizon Problem： An empirical Investigation[J]. Journal of Accounting and Economics， 1991， 14（1）： 51-89

[17]Meulbroek L K， Mitchell M L， Mulherin J H， Netter J M， Poulsen A B. Shark repellents and managerial myopia： an empirical test. Journal of Political Economy， 1990， 98（5）： 1108-1117

[18]Dikolli S S， Kulp S L， Sedatole K L. The use of short-term contracting to lengthen the CEO horizon： Do shareholder influences and board effictivebess matter？[R]. Working paper， University of Texas at Austin， 2006

[19]Thevaranjan A， Joseph K， Srinivasan D. Managerial myopia and non-financial measures： the case of customer satisfaction mitigating hard-selling[R]. SSRN working paper， 2008

[20]Holden C W， Lundstrum L L. Costly trade， managerial myopia， and long-term investment[J]. Journal of Empirical Finance， 2009， 16（1）： 126-135

[21]Waha1 S， McConnell J J. Do Institutional Investors Exacerbate Managerial Myopia？[J]. Journal of Corporate Finance， 2000， 6（3）： 307-329.

[22]Samuel C. Does shareholder myopia lead to managerial myopia？ A first look[J]. Applied Financial Economics， 2000， 10（5）： 493-505

[23]Johnson Shane， Ryan H， Tian Y. Managerial incentives and corporate fraud： The source of incentives matter[J]. Review of Finance， 2009， 13（1）： 115-145

[24]Edmans A. Blockholder Trading， Market Efficiency， and Managerial Myopia[J]. Journal of Finance， 2009， 64（6）： 2481-2513

[25]Duruigbo E. Tackling shareholder short-termism and managerial myopia[R]. SSRN working paper， 2011

[26]Lundstrum L L. Corporate Investment Myopia： A Horserace of the Theories[J]. Journal of Corporate Finance， 2002， 8（4）： 353-371.

长期投资与短期投资范文第11篇

摘要：本文从2011-2013年深交所A股上市公司中随机选取1132家公司作为研究对象，针对长期机构投资者的持股比例对上市公司年报信息披露时间的影响进行实证研究，研究结果表明：长期机构投资者的持股量越高，上市公司年报披露越及时。

关键词：长期机构投资者；年报披露；及时性

一、引言

机构投资者已然成为发达国家资本市场上的主要投资主体，同时也是各国证券市场上的主要参与者。机构投资者在证券市场上扮演着越来越重要的角色，机构投资者凭借其量持股及其双重治理属性，在决策、管理能力等方面相对于普通的公众投资者有显著优势，有利于市场资源配置（柯剑，2014）。学者方兴（2012）经研究表明，由于机构投资者的收益性需求、对风险严格的控制以及规模激励效应等动机，机构投资者将直接或间接的影响上市公司信息披露。因此，研究机构投资者持股与信息披露的关系具有重要意义。

机构投资者对上市公司年报披露行为的影响一直是学者探讨的热门话题。王震（2014）认为，机构投资者持股与会计稳健性成正相关，机构投资者持股有助于改善公司的信息不对称性问题，从根本改善上市公司信息披露问题。随着机构投资者持股量的增大，其参与程度与公司治理结构的改善息息相关，在提高绩效的同时加快公司内部信息的披露程度和及时性（车湘辉，2014）。本文在2011-2013年深交所A股上市公司中随机选取1132家公司作为研究对象，验证长期机构投资者的持股量对上市公司年报及时披露行为的影响，为中国上市公司机构投资者治理及会计反应研究提供经验证据。

二、文献回顾

（一）国外文献

国外针对机构投资者对上市公司的信息披露及时性的作用和影响的实证研究较多。国外学者的研究集中于机构投资者具有信息优势，从而影响上市公司信息披露的及时性.Ajinkya（2005）研究发现机构投资者持股比例越高，管理层的监督作用得以更好发挥，越倾向于及时预测信息。Najah等（2012）通过研究机构投资者持股与投资―现金流敏感性，认为机构投资者持股时间的长短与参与公司治理的意图正相关，有力印证其持股比例显著改善上市公司信息披露质量。

（二）国内文献

国内对年报会计信息披露及时性的研究绝大部分是2000年以后才开始的，在国内的文献研究中，普遍认为机构投资者持股影响上市公司年报信息披露及时性。刘奕均、牛盼强（2010）认为，不同上市公司的机构投资者持股量越高，公司年报披露越及时，但对同一家上市公司而言，机构数量的增多抑制管理层职责的行使，反而会造成信息披露的延迟。赵灵珊（2014）以创业板上市公司为研究对象，认为机构投资者持股量对上市公司信息透明度成正比，对上市公司及时进行信息披露产生积极作用。

我国机构投资者的发展不过10来年，持股期限普遍较短，研究样本大多选择2005-2007年数据，较为陈旧，造成结论的偏颇。本文在研究机构投资者持股比例的基础上，考虑了机构投资者持股期间的长、短的因素，并采用2011-2013年深交所A股上市公司的数据，进一步研究机构投资者持股与上市公司年报信息公告趋势的相关性。

三、理论分析与研究假设

机构投资者拥有庞大资金规模，在投资决策运作、上市公司研究方面雇佣专人进行管理，机构投资者在市场上的活跃性，可以对投资企业施加重大影响。Lin（2012）研究发现，短期机构投资者持有多种类和高换手率的股票与更易操纵应计利润，机构投资者的短期目标会刺激公司管理层实施盈余管理动机，进而导致信息披露质量下降。因此，机构投资者持股的时间长短与公司的信息披露质量正相关。

Cheng等（2006）以持股比例和持股时间作为划分机构类型的依据，研究持股比例高、投资时间长且独立的机构投资者对公司管理层体现出积极的监督作用。柯剑，谢易颖（2014）认为长期机构投资者持股对信息披露的质量有促进作用，短期机构投资者持股比例高不利于上市公司信息披露的行为。由于机构投资者对年报信息的偏好，机构投资者持股时间越长、持股数量越大，对上市公司年报信息需求越强烈，并迫使公司及时披露年报。为此，作出假设：

H1：长期机构投资者持股量与年报信息披露及时性正相关，即长期机构投资者。

持股量越高，上市公司年报披露越及时。

H2：短期机构投资者持股量与年报信息披露及时性负相关，机构投资者的短期持股行为不利于上市公司年报信息的及时披露。

四、研究设计

（一）变量定义与模型构建

1.变量设计

上市公司年报披露及时性的度量。使用年报报告时滞（RLAG）作为因变量，报告时滞是指上市公司年报实际披露日距离上一会计年度末（12月31日）的日历天数。

长、短期机构投资者持股量（Ins_long和Ins_short）。用自变量Ins_long和Ins_short分别用于表示各自的持股比例。本文针2011-2013年深交所A股上市公司中随机选取的1132个研究对象，找出每家上市公司的机构投资者在此3年的连续持股时间，得到各个机构投资者平均持股时间为11.6个月。将1年作为长期机构投资者与短期机构投资者间的划分标准，持股时间大于1年的为长期机构投资者。

2.模型构建

为检验长、短期机构投资者对上市公司年报披露及时性的影响，在选定相关控制变量后，回归分析模型表述如下：

RLAG=β0+β1 Ins_long+β2 Ins_short+β3 OPIN+β4 TOPT+β5 EPS+β6 ROE+β7 CEO+β8 LNASSET+ε

有关变量的具体定义如表1：

表1变量定义

变量类型变量符号变量说明

被解释变量年报时滞RLAG年报实际披露日距上年会计期末（12月31日）间的日历天数表示

解释变量

长期机构投资者持股比例Ins_long长期机构持股数量/总股数

短期机构投资者持股比例Ins_short短期机构持股数量/总股数

控制变量

审计意见OPIN标准无保留意见，1；其他，0

股权集中度TOPT前十大股东持股比例之和

每股收益EPS净利润/年末总股本

净资产收益率ROE税后利润/净资产

两职分离情况CEO董事会成员与总经理两职分离时取值为1，其他情况为0

公司规模LNASSET上市公司年末总资产的自然对数

（二）样本选择及数据来源

本文选取2011-2013年深交所A股上市公司为初始样本，在研究过程中按照如下

步骤对样本进行处理：（1）选取非金融行业上市公司的观测值，因为金融行业审计收费具有行业特殊性；（2）遵循惯例，剔除退市的样本观测值；（3）剔除模型所需数据存在缺失值的观测样本；（4）在剩余的上市公司中随机选取1132家作为研究对象。经过上述程序，最后获得3396个样本。模型所需的数据来于国泰安数据库以及RESSET数据库，使用SPSS19.0对所有数据进行实证分析。

五、实证结果与分析

（一）描述性统计结果

1.各个变量的描述性统计结果

对表中解释变量进行统计分析时发现，在最大值、均值和中位数方面，长期机构投资者持股量的最大值高于短期机构投资者，但是均值以及中位数却远远低于短期，这一现象在2013年度得到明显改观。这也印证了学者柯剑，谢易颖（2013）的研究，我国资本市场的机构投资者有短期持股向长期持股转变的趋势。

（二）回归结果分析

本文采用普通最小二乘法（OLS）进行回归，在控制了影响上市公司年报披露及时性的其他因素后，实证结果如表5所示。

根据表3回归结果，本文发现：（1）模型的R2为11.35%，调整后的R2为12.17%，模型的解释能力较弱，但根据相关同类研究R2取值在10%左右，属于可接受范围。（2）Ins_long与RLAR在5%的水平上显著负相关，即与信息披露及时性正相关，表明在控制了影响年度报告时滞性的其他因素后，长期机构投资者持股比例有利于促进上市公司年报的及时披露，假说H1得到验证，我国长期机构投资者的持股量在提高上市公司信息披露质量的同时，也有助于促进年度报告信息披露的及时性。（3）从回归结果来看，Ins_short与RLAG呈正相关相关，即与信息披露及时性负相关，基本验证了H2的假设。但是，在我们的总体样本中，Ins_short的Sig.值并不显著，短期机构投资者的持股比例对上市公司年报披露及时性的影响并不是很明确。国外学者认为基于短期信息交易的短期机构投资者会对高质量的披露迅速作出反应，持有更多的公司股票，相比于长期机构投资者，对年报信息披露的及时性并不敏感，甚至会加剧恶化信息披露的时滞性。从本文实质结果分析得知：制定加强机构投资者治理的相关法规，形成对上市公司有效的外部监督，有利于缓解我国机构投资者短期交易行为严重，提高年报信息披露的及时性。

六、研究结论

本文以2011-2013年我国深交所A股上市公司中随机选取的1132家公司作为样本，考虑机构投资者持股时间等因素，系统研究了长期机构投资者持股量与上市公司年报信息披露及时性之间的关系。研究结果表明，长期机构投资者持股比例与报告披露及时性正相关，机构投资者长期持股有助于提高信息披露的质量和及时性；短期机构投资者对股票市场信号有迅速的反应能力，但对信息披露的时效不敏感，可能会加剧上市公司年报披露的滞后性。本文得出的结论进一步深化了机构投资者持股量对上市公司年报信息披露时效性的研究探索，为稳步推进强化我国上市公司机构投资者治理的内部控制规范体系提供了经验证据。

本文的研究也存在一定的局限性：研究数据仅局限在2011-2013年，研究样本时间跨度较短，这是由于我国自2000年以后才开始对年报会计信息披露及时性进行研究，此外，我国机构投资者的发展不过10来年，持股期限普遍较短，有待以后进一步验证。结合研究发现，本文提出建议：长期持有增长型股票的收益更高，持有期越长，监管公司的积极性越大。因此，应当继续支持长期机构投资者发展，采用公开建议、相关行业组织监督、组成长期机构投资者联盟等外部途径优化投资者内部结构，深化加强机构投资者内部治理的同时促进我国资本市场健康稳定发展。（作者单位：天津财经大学研究生院）

参考文献：

[1]柯剑；谢易颖.机构投资者持股对上市公司信息披露质量的影响.北京工商大学学报，2014，3月：70-76

[2]王震.机构投资者持股与会计稳健性.证券市场导报，2014，5月：14-18

[3]车湘辉.机构投资者参与我国上市公司治理的实证研究.财会通讯，2014，10期：32-36

[4]赵灵珊.机构投资者对创业板上市公司信息透明度的影响研究.商业会计，2014，5月：39-41

[5]杨海燕；韦德洪.机构投资者持股能提高上市公司会计信息质量吗？――兼论不同类型机构投资者的差异.会计研究，2012，第26期：16～23.

[6]方兴.构投资者对我国上市公司信息披露影响的研究：[硕士学位论文].华南理工大学，2012.

[7]张晖.机构投资者持股对信息披露质量相关性研究：[硕士学位论文].湖南大学，2009.

[8]刘建勇；朱学义.机构投资者影响信息披露及时性吗？――来自2005～2007年中国上市公司的经验证据.云南财经大学学报，2009，第3期：78～83.

[9]罗栋梁.我国机构投资者与上市公司治理的实证研究：[博士学位论文].西南财经大学，2007.

[10]陈晓丽；宋晓宁.机构投资者影响上市公司信息披露的因素分析.企业经济，2007，第8期：13～15.

[11]Givoly，D，and Palmon，D，Timeliness of Annual Earnings Announcements：Some Empirical Evidence，The Accounting Review，1982，57

长期投资与短期投资范文第12篇

【关键词】 机构投资者； 企业社会责任； 投资期限

【中图分类号】 F830.59 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2016）20-0074-06

一、引言

随着许多社会问题的产生，企业社会责任受到了学术界的广泛关注，但是从股权结构角度解释企业承担社会责任的研究并不多[1]。机构投资者是指通过筹集公众手中的分散资金或直接利用自有资金来进行有价证券投资活动的法人机构，它们相较于个人投资者，能够更好地收集企业承担社会责任的信息，并根据其履行情况来确定持股计划；相对于家族拥有所有权或国有资本控股的投资者，它们由于控制权获利较低、政治考虑因素较少，会更关注公司的发展前景，积极督促企业承担社会责任，反对主要股东或管理层的机会主义行为。但是，另外一些机构投资者由于分散的股权和频繁的交易，使得他们可能通过“用脚投票”消极应对治理问题，不主张企业积极承担社会责任，更注重获取短期利益[2]。机构投资者具有不同的公司治理效应，这就启发我们区分机构投资者的类型，研究不同持股特征的机构投资者对企业社会责任的影响。

国外关于机构投资者与企业社会责任的研究起步较早，Graves and Waddock[3]认为投资具有一定的长期绩效，而企业积极承担社会责任会带来长期价值的增长，所以具有社会责任组织的企业更容易获得机构投资者的青睐。Petersen and Vredenburg[4]研究了机构投资者进行投资决策是否受企业承担社会责任的影响，发现具有社会责任性质的具体实践活动会影响到机构投资者的投资决策，并让其决定是否继续持有或出售股份。可见，企业社会责任表现会对机构投资者的持股决策与偏好产生长远影响。那么，机构投资者对企业社会责任的履行有何种影响，Neubaum and Zahra[5]研究发现长期机构所有权与企业社会责任呈正相关，而且长期机构持股活动越强、协调力度越大，越有利于企业积极履行社会责任。Cox et al.[6]也发现社会责任信息披露情况更为长期机构投资者所关注，且其投资额增加会优化企业社会责任表现，并指出企业社会责任与机构投资者间的关系会受到企业规模、行业特征等因素的影响，其中机构投资期限对两者间的影响特别显著。由于不同投资期限的机构投资者有着不同的偏好与投资视野，所以研究机构投资期限对企业社会责任的影响意义重大。

我国目前探讨机构投资期限与企业社会责任的文献较少，杨海燕[7]认为实证成果主要集中在机构投资者与公司治理之间的研究。李争光等[8]研究发现机构投资者能显著提高企业绩效，尤其是稳定型机构投资者发挥了积极监督作用。夏冬林和李刚[9]经过实证分析，发现机构投资者有助于改善盈余质量，还能够缓解大股东对会计盈余信息含量的恶化，起到一定的制衡作用。丁方飞和范丽[10]研究认为我国机构投资者持股、持股规模和参与持股家数与信息披露质量正相关，表明我国机构投资者能促进资本市场信息质量提升。大量实证研究说明机构投资者能够发挥积极治理作用，然而考察机构持股能否促进企业履行社会责任的研究还比较少。梁勇和干胜道[11]认为机构投资者是企业社会责任承担的重要主体，但由于它们在结构、规模、性质以及投资期限等方面存在显著差异，可能会主张企业承担不同程度的社会责任。随着我国超常规发展机构投资者，其类型和数量都在不断增加，仅从机构投资者整体角度来研究其对企业履行社会责任的影响，所得结论可能有失公允，所以对机构投资期限进行划分，考察不同期限的机构投资者对企业社会责任的影响是非常必要的。

本文的研究可能具有以下贡献：第一，本文从机构投资期限入手，检验了长短期投资者对企业社会责任承担的作用，不同于其他学者着重机构投资比例的视角。同时，经过研究发现，相对于短期机构投资者，长期机构投资者更加重视企业履行社会责任，从而为公司治理领域中机构投资者的角色定位做了进一步的深化研究。第二，本文的研究结论有助于为政府和监管部门如何引导上市公司改善股权结构，促进企业承担社会责任，进而维护资本市场稳定提供启示。

二、理论与研究假设

随着机构投资者的发展，其在资本市场中开始发挥越来越重要的作用，对社会责任的履行情况也不可避免地产生了影响，理论界将机构投资者产生的治理作用归纳为两个理论假说：短视投资者假说和超级投资者假说。

短视投资者假说认为机构投资者会面临内外两种压力，使他们相对于其他投资者而言表现得更为短视、对公司治理的重视程度更低。内部压力体现在确定持股策略时要确保投资组合的多样性，这样才能保证在一定的预期收益下，投资风险被控制在可接受的低水平，但是过度重视企业社会责任，会因投资组合多样化的减弱而使投资风险加大。外部压力体现在制定持股策略时要基于短期目标，以满足短期绩效考核的要求，但注重社会责任的投资往往倾向于长期。因此短期机构投资者相对于长期机构投资者来说，需要经常平衡其投资组合，选择短期盈利较好的企业来保持和增加它们的投资业绩，而且没有强烈的动机去关注企业将来的发展情况、督促企业积极履行社会责任。为此，本文提出假设1。

H1：在其他条件不变的情况下，短期机构持股与企业履行社会责任负相关。

超级投资者假说认为机构投资者有条件和动机去积极参与公司治理[12]。首先，在进行投资考察时，机构投资者所具有的规模和专业化使其在信息获取上更有优势，能够获得更多企业社会责任表现的信息，来制定最优的持股决策。其次，机构投资者拥有的股份一般较大，且较为集中，当机构投资者“用脚投票”来对待出现问题的投资公司时，会因为流动性损失、股价大幅度下跌而比小投资者亏损更多，使其不得不向关注社会责任的长期投资者转变。最后，由于积极承担社会责任有利于风险的降低、长期价值的提升，那么投资重视社会责任的公司在一定程度上可以降低潜在风险。因此长期机构投资者较集中的投资组合和高昂的退出成本等，使其更加关注公司的长期发展能力，注重企业拥有良好的社会责任。为此，本文提出假设2。

H2：在其他条件不变的情况下，长期机构持股与企业承担社会责任正相关。

三、研究设计

（一）数据来源及样本选择

为考察机构投资期限对企业承担社会责任的作用，本文选取2008―2014年沪深上市公司作为初始样本，对其数据进行检验，为了保证数据的合理性，按以下原则对样本进行筛选：（1）剔除金融类公司，因为该行业的股权制度和运营特征与一般公司差异较大；（2）剔除ST类公司，因为该类公司面临退市风险，履行社会责任的动机较弱，可能会对本文研究结果产生影响；（3）剔除重要数据缺失和数据异常的上市公司。经筛选后，共获得7 278个观察数据，样本来源于CSMAR数据库，使用SPSS 17.0统计软件进行实证分析。

（二）变量定义

1.被解释变量

本文的被解释变量为企业社会责任，理论界对其所涵盖内容还没有达成一致意见，借鉴沈洪涛等[13]的度量经验使用每股社会贡献值对其进行衡量，该指标由上交所2008年5月的《关于加强上市公司社会责任承担工作的通知》中定义，其计算公式为：每股社会贡献值=（净利润+本期应付职工薪酬+支付给职工以及为职工支付的现金+营业税金及附加+所得税费用+捐赠+财务费用-上期应付职工薪酬-排污费及清理费）/期初和期末总股数的平均值。

2.解释变量

本文的解释变量为机构投资期限，借鉴Gaspara et al.[14]的研究方法对机构投资者投资期限进行划分，依据机构投资者过去四个半年度的交易情况计算其股票换手率，低的换手率表示长期投资期限，高的换手率表示短期投资期限。

对机构投资者的平均换手率AVG_CRk，t的大小进行排序后分为三组，其中长期投资者为平均换手率较小的一组，短期投资者为平均换手率较大的一组。最后，计算每只股票中的长（短）期机构投资者持股比例，其中长期机构投资者持股比例为每期的长期投资者持有股票总和除以当期流通股总数量的比例，同理，短期机构投资者持股比例用每期的短期投资者持有股票总和除以当期流通股总数量的比例表示。

加权平均换手率指标数值越大，表明该股票的机构投资者投资期限越短。式中Mj，t表示在t期持有上市公司j股份的机构投资者数量，Wk，j，t表示机构投资者k在t期持有上市公司j的股权比例。

3.控制变量

公司规模（Size）为公司年末总资产的自然对数，当公司规模较大时往往具有相对完善的治理结构，会倾向于积极履行社会责任，而规模较小的公司为了寻求快速发展，可能会忽视履行社会责任，预期符号为正。公司成长性（Growth）为主营业务收入增长率，高成长企业为了赢得较好的社会声誉，实现快速稳定发展，会注意履行社会责任，但同时他们也需要大量资金来开拓市场或增加投资，可能会忽视社会责任；而对于成长能力较差的公司，其投资机会较少，每年可能会留存较多利润，有能力履行更多社会责任，但其发展趋势不容乐观，需要资金开拓新业务，从而影响到社会责任的履行，预期符号不确定。净资产收益率（ROE）能反映股东投入资金的获利能力，净资产利用效率越高的企业可能盈利水平越好，更有能力履行社会责任，预期符号为正。资产负债率（Lev）能够衡量企业的负债水平，当企业承担的偿债压力较小时，其履行社会责任的可能性会更大，预期符号为负。

（三）研究模型

四、实证结果及分析

（一）样本描述性统计

本文以沪深上市公司作为企业承担社会责任的研究样本，表2报告了样本各指标变量的描述性统计分析结果。

由表2可知，企业社会责任的最小值为-2.671，最大值为7.855，相差较大，其标准差为0.779，说明上市公司在承担社会责任方面分布不够均匀，差异较大。其余变量标准差除公司规模大于1外均小于1，说明各指标效果在上市公司的分布较为均匀。其中机构投资者期限均值为0.021，说明机构投资者在上市公司的换手率还是相对低的；机构投资者持股均值为0.071，反映出我国机构投资者开始占有一定的数量；长、短期机构投资者持股均值分别为0.022、0.043，可见机构投资者中短期机构投资者比例更高；公司规模均值为21.796，标准差为1.192，说明上市公司间的规模差异较大；净资产收益率均值为0.069，说明我国上市公司总体获利能力一般；公司成长性、资产负债率均值分别为0.118、0.385，表明我国上市公司成长能力总体较好、财务风险被控制在适宜水平。

（二）相关性分析

为了研究企业社会责任与机构投资期限的相关性，本文对上市公司七年间的数据进行了Pearson相关性分析，结果整理如表3所示。

由表3可以看出，机构投资者期限、短期机构投资者持股、资产负债率与企业社会责任为显著负相关，机构投资者持股、长期机构投资者持股、公司规模、公司成长性、净资产收益率与企业社会责任为显著正相关，与预期假设一致，说明长期机构投资者会督促企业承担社会责任；相反，短期机构投资者可能会抑制企业履行社会责任，并且企业换手率较高时会降低其履行社会责任的积极性。当企业规模越大、成长性越好、获利能力越强时，企业社会责任表现越好，当企业面临较大偿债压力时可能会忽视履行社会责任；对于其他变量间的关系，有的相关性会达到0.6，变量之间可能存在线性关系，所以进行了多重共线性检验，结果显示VIF值均小于5，所以回归模型所设定的各变量之间不存在显著的多重共线问题。

长期投资与短期投资范文第13篇

例1：甲企业一年前以46000元的价格购入面值40000元，票面利率为10%，期限为3年，到期一次还本付息公司债券。溢价6000元按直线法摊销。购买时作为长期投资核算，现拟划转为短期投资。

对于此项投资，投资成本是46000元，现账面价值是48000元（46000+4000-6000／3）。因投资成本低于账面价值，应按投资成本划转，差额计入投资损失。甲企业会计处理如下：

借：短期投资                              46000

投资收益——长期债权投资划转损失       2000

贷：长期债权投资——债券投资（面值）            40000

——债券投资（应计利息）         4000

——债券投资（溢价）             4000

如果上述长期债权投资曾计提长期投资减值准备1500元，则其账面价值为46500元（48000-1500），仍按成本划转。甲企业会计处理如下：

借：短期投资                           46000

长期投资减值准备                    1500

投资收益——长期债权投资划转损失     500

贷：长期债权投资——债券投资（面值）         40000

——债券投资（应计利息）      4000

——债券投资（溢价）          4000

如果计提的长期投资减值准备是2500元，则其账面价值是45500元（48000-2500），此时则应按账面价值划转，以45500元作为短期投资的入账金额。

甲企业会计处理如下：

借：短期投资                              45500

长期投资减值准备                       2500

贷：长期债权投资——债券投资（面值）            40000

——债券投资（应计利息）         4000

——债券投资（溢价）             4000

如果企业购入的债券是分期付息债券，且是溢价购入，平时收到利息时并没有增加应计利息，随着溢价的摊销，债券投资的账面价值会越来越低。因此，无论何时将长期债权投资划转为短期投资，其账面价值肯定会低于投资成本，直接按账面价值划转即可，也不会产生划转损失；如果企业是折价购入的分期付息债券，债券账面价值会随着折价的摊销而逐渐增加。因此，无论何时划转，其账面价值都会大于投资成本，这就应当按投资成本划转，同时就会产生划转损失。

例2：甲企业在一年前购入分期付息债券一批，现拟转为短期投资。当时的购买价格是46000元，面值40000元，期限3年，票面利率10%，溢价按直线法摊销。

现在该债券的账面价值为44000元（46000-6000／3），低于投资成本，则应按账面价值划转。

借：短期投资                              44000

贷：长期债权投资——债券投资（面值）            40000

长期投资与短期投资范文第14篇

一、引言 关于负债对企业投资行为的影响的研究也成为众多学者研究的热点，但学者们大多从负债总量上研究他们两者之间的关系，忽略了不同债务的异质性。不同的债务期限对公司的投资行为有很大的影响，由于历史的原因，我国制度的特殊性，短期负债一直在公司中处于主导地位，长期负债占负债总额的比重很小，以往的研究表明短期负债对公司的投资行为有约束作用，这样成本相对较小，股东———债权人冲突引起的投资扭曲越少；而长期负债对公司的投资行为约束作用较弱，容易导致公司进行过度投资和投资不足。本文基于此，来实证检验不同的债务期限结构对投资行为是否有不同的影响。 二、文献回顾和研究假设 债务期限之所以重要，在于债权人与债务人之间的利益冲突对不同期限的债务履约成本具有不同的影响：贷款期限越长，债权人对债务人违约行为的观测成本越大，从而债务人违约的可能性越大，因此，较长期的债务契约对外部履约机制的依赖性更强（Diamond,1991,1993;Rajan,1992）。 西方诸多文献表明，负债期限结构会影响负债成本，短期负债可以减少股东———债权人冲突引起的过度投资、投资不足问题，故此认为，短期负债的成本显著小于长期负债的成本，有些学者甚至认为短期负债的成本是微不足道的。国外的文献主要从负债的治理方面来讲的，主要文献如下：Myers（1977）较早地阐述了债务融资及债务期限结构对投资行为的影响。负债可以降低股东———经理之间的成本，从而减少股东———经理冲突带来的过度投资（Jensen，1986；Stulz，1990；John，Senbet，1988；Heinkel，Zechner，1990；Titman，1984），则负债比例与投资之间是负相关关系。Jensen（1986）认为，债务融资有助于减少企业的自由现金流，并约束企业的过度且无效的投资。但是Stulz（1990）年声称，债务融资能够抑制过度投资，但也可能导致投资不足。而后有学者从债务的期限结构来研究，短期负债的治理效应较好，HO和Singe（r1982）认为，由于短期负债总是比长期负债早到期，并获得偿付，所以，即使短期负债和长期负债在企业破产时具有相同的优先权，短期负债在企业正常经营下仍比长期负债具有更有效的优先权，因此，短期负债能够控制投资不足的问题。国外诸多研究表明，由于股东、债权人之间的利益不一致，股东会通过歪曲投资来损害债权人利益。就我国上市公司进行的有关实证研究同样验证了这一点（童盼和陆正飞，2004）。 国内的现有文献主要认为短期负债能约束公司投资，而长期负债对公司的投资有一定的支持作用。韩德宗、向凯（2003）以医药、生物制品行业为例，考察了我国上市公司的负债期限结构，实证结果却表明，有较多投资机会的公司并没有较多地利用短期债务，即我国上市公司在解决投资不足问题上并未利用债务期限工具，与国外研究结果相左。我国学者童盼（2005）利用1999年A股上市公司的截面数据对拥有不同风险项目的企业的债务期限结构和投资规模关系进行了研究。她的结论是：短期债务与投资规模显著负相关，长期债务的影响不显著。但是，使用截面数据来研究投资变化往往会引起较大误差，这是她实证研究的不足之处。接下来有学者从长短期负债发挥作用的角度研究，陆正飞，韩霞和常琦（2006）年发现，长期负债对公司投资具有一定的资金支持功能。油晓峰（2006年）则观察到，债务融资能够抑制过度投资行为，并优化公司的投资效率。从以上文献可以看出，短期负债能够约束过度投资，而长期负债对公司投资有一定的资金支持功能。从现有文献可以看出，短期负债，由于企业面临着还本付息的压力，能约束公司进行有效投资，而长期负债公司可以掌控公司的现金流，能进行长期投资。基于此，本文提出以下假设：假设1：在相同条件下，短期负债与投资活动的现金净支出负相关。假设2：在相同条件下，长期负债与投资活动的现金净支出正相关。 三、研究设计：模型和变量 本文使用了2008年制造业上市公司的截面数据，因为制造业的投资行为占的比重较大，具有一定的代表性。全部样本820个，实证检验债务期限对投资行为的影响，并要分析短期负债和长期负债对投资影响的差异。根据公司债务期限结构主要由短期负债和长期负债组成，主要考虑短期负债和长期负债的比率的高低对投资的影响，因此选用短期负债率和长期负债率作为解释变量，同时控制公司的规模和筹资活动产生的现金流，来重点分析负债期限结构对投资的影响。本文的投资行为用投资活动产生的净现金流量来表示，基于此，本文的模型为：Spending=β0+β1short-term+β2long-term+β3size+β4cash+ε变量说明如表1。 四、实证分析及描述 （一）样本及描述性统计 本文选取2008年全部上市A股制造业公司，剔除ST、PT及财务数据有异常值的公司，总样本为820个。从中可以看出短期负债率显著高于长期负债率，短期负债率平均是41.2%，长期负债率平均是5.3%。 （二）变量间的相关系数 从中可以看出变量间具有显著的相关度，在1%水平上显著。 （三）回归结果及启示 为了验证债务期限结构对投资行为的影响，对模型进行了三次回归，分别检验短期负债率和长期负债率对投资的影响，最后总的回归，回归结果如表4：从以上的回归结果可以看出，在控制了筹资现金流和公司规模的基础上，短期负债与投资活动的现金净支出负相关，在1%水平上。与假设1相符。长期负债与投资活动的现金净支出显著正相关，在1%水平上。同时控制变量筹资活动的现金净流量和公司规模也都通过了显著性检验。 五、研究结论与建议 我们以上市公司为研究样本，对我国2008年的制造业的上市公司的债务期限结构对投资的影响进行了实证检验，研究结果表明：（1）在相同条件下，短期负债率与投资活动的现金净支出显著负相关。（2）在相同的条件下，长期负债率与投资活动的现金净支出显著正相关。说明了长期负债给公司提供了资金支持，有利于公司的长期投资行为。（3）控制变量筹资活动的现金净流量和公司规模也都通过了显著性检验，说明了筹资产生的现金流和公司规模对公司的投资行为也有影响。以上的实证检验结果显示，债务期限结构对公司投资行为的影响确实存在着差异。但这种差异是有利还是有弊需要进一步的实证检验。由实证结果可以看出，短期负债融资在我国上市公司中得到广泛使用，已有的大部分国内研究缺乏对我国上市公司债务期限结构的制度背景分析。#p#分页标题#e# 由于历史和体制等原因，西方关于公司债务期限结构的理论和实证结果在我国可能并不适用，即使能够适用，也得按我国的特殊国情做一定修改。目前国内学者在进行公司债务期限结构问题研究时，真正结合我国实际情况进行分析的少之又少。从整个国民经济可持续增长的角度来说，当前应积极发展长期债务市场，这既包括银行长期借款市场，也包括企业债券市场；努力降低上市公司进行长期债务融资的成本，从而使上市公司有更多的长期资金用于长期资产的投资。 本文基于股东———债权人理论，因此公司应缩短债务期限，减少股东———债权人的成本，这样股东面临着还本付息的压力，可通过经常性的减少自由现金流来防止公司进行非效率的投资，约束股东经理们的风险投资偏好，这样公司进行的有效率的投资实现企业价值最大化，同时短期债务发挥了债务约束机制。我国上市公司的融资结构有着鲜明的特色，一方面，有别于西方的优序融资理论，我国上市公司偏好股权融资；另一方面，由于我国债券市场不发达，我国上市公司负债主要来源于银行贷款，而且负债期限结构表现为短期负债占大部分，甚至有部分上市公司几乎没有长期负债。与此同时，我国上市公司的投资行为又呈现出一些耐人寻味的现象，如频繁变更募集资金投向、投资效率和效益低下等。在目前的条件下，债务的期限结构对公司的投资行为的影响的差异确实存在，但到底是利还是弊，需要进一步的研究，为以后的研究提供了研究思路。

长期投资与短期投资范文第15篇

《准则-投资》（简称《投资准则》）规定，短期投资持有期间所获得的现金股利或利息，除取得投资时已计入应收项目的现金股利或利息外，以实际收到时作为初始投资成本的收回，冲减短期投资的账面价值。

例1：甲企业于2000年1月8日从证券市场上购入A公司发行的普通股股票10000股，价格为10元／股，另支付相关税费280元，款项均用银行存款付讫，准备短期持有。A公司于2000年4月20日公告分配方案，每股派发现金股利0.20元（不含税费），并于当年5月6日如数发放。

甲企业会计处理如下：

①2000年1月8日，购入A公司股票时。

借：短期投资 100280

贷：银行存款 100280

②2000年4月20日A公司公告分派现金股利时，不做会计处理。

③2000年5月6日收到现金股利时。

借：银行存款 2000

贷：短期投资 2000

以上处理看似符合《投资准则》中的有关规定，但仔细，笔者认为其中有不妥之处，对于短期投资在持有期间所获得的现金股利或利息，应于被投资单位公告分派现金股利或已到债券付息日（但尚未领取）时确认为应收项目，同时作为初始投资成本的收回，冲减短期投资的账面价值。理由是：

①这样处理与事实相符，符合客观性原则和权责发生制原则。

②短期投资确认应收项目应与长期投资处理相符。不能因为投资企业的投资项目和期限不同，短期投资在持有期间收取现金股利或利息时就不应确认为应收项目。

③这种处理能客观核算短期投资的业务。如果投资企业在现金股利公告日或债券付息日与现金股利或利息实际收到日之间出售短期投资，那么按《投资准则》处理，则因在现金股利公告日或债券付息日没有确认其为应收项目，便会导致处置短期投资核算与客观事实不符。下面，进一步举例来说明。

例2：接例1，甲企业因经营急需资金，于2000年4月28日将持有A公司普通股股票10000股全部出售，实得款项99000元存入银行。

按照《投资准则》有关规定，甲企业会计处理如下：

借：银行存款 99000

投资收益

1280

贷：短期投资 100280

从这一会计处理中，看不出投资企业对在出售股票前所获得的股票投资的现金股利2000元进行了核算，显然这与事实不相符，违背了客观性原则。如若加以补充核算（即贷应收股利2000元），既不能正确核算处置短期投资（股票投资）的损益，又由于没有确认应收股利（即借应收股利2000元）而与账目不符。

因此，笔者认为，例1的会计处理应为：

①2000年1月8日，甲企业购入A公司股票时。

借：短期投资 100280

贷：银行存款 100280

②2000年4月20日A公司公告派发现金股利时。

借：应收股利 2000

贷：短期投资 2000

③2000年5月6日实收现金股利时。

借：银行存款 2000

贷：应收股利 2000

例2的会计处理应为：

借：银行存款 99000

投资收益 1280

贷：短期投资 98280

应收股利 2000

二、长期股权投资权益法核算在被投资单位公告分派利润或现金股利时，投资企业按持股比例减少投资的账面价值（“损益调整”明细科目）是否存在一个调整限额

《投资准则》规定，长期股权投资采用权益法时，投资企业应在取得股权投资后，按应享有的或分担的被投资单位当年实现的净利润或发生的净亏损的份额（法规或公司章程规定不属于投资企业的净利润除外）调整投资的账面价值，并确认为当期投资损益。投资企业按被投资单位公告分派的利润或现金股利计算应分得的部分，相应减少投资的账面价值。投资企业确认被投资单位发生的净亏损，以投资账面价值减记至零为限。但《投资准则》对投资企业按被投资单位公告分派的利润或现金股利计算所分得的部分冲减长期股权投资账面价值时，未能说明“损益调整”是否存在一个调整限额的。笔者认为，这一“损益调整”应有一个限额。

例3：A企业于2000年1月1日以银行存款3100万元购入甲公司60％发行在外的股份。1999年12月31日甲公司的所有者权益总额为5000万元。甲公司2000年实现净利润400万元，2001年4月8日甲公司公告分派现金股利500万元；2001年实现净利润300万元，2002年4月10日公告分派现金股利100万元。股权投资差额按10年摊销。

A企业会计处理如下：

①2000年1月1日。

借：长期股权投资-甲公司（投资成本） 3100

贷：银行存款

3100

借：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 100

贷：长期股权投资-甲公司（投资成本） 100

②2000年12月31日。

借：长期股权投资-甲公司（损益调整） 240

贷：投资收益

240

借：投资收益

10

贷：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 10

③2001年4月8日。

借：应收股利

300

贷：长期股权投资-甲公司（损益调整） 300

④2001年12月31日。

借：长期股权投资—甲公司（损益调整） 180

贷：投资收益

180

借：投资收益

10

贷：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 10

⑤2002年4月10日。

借：应收股利

60

贷：长期股权投资-甲公司（损益调整） 60

以上会计处理，看似符合《投资准则》有关权益法的规定，但仔细分析，笔者认为其中仍有不妥之处。2001年4月8日甲公司公告分派现金股利500万元，A企业不应按持股比例计算全部冲减长期股权投资账面价值（“损益调整”明细科目），而应以取得甲公司股权后实现的净利润400万元为限额，即只能冲减长期股权投资账面价值（“损益调整”明细科目）240万元。而属于取得甲公司股权前实现的净利润100万元的分配额，A企业应按持股比例计算冲减长期股权投资账面价值（“投资成本”明细科目）60万元。以后年度，若甲公司实现净利润，A企业应在按持股比例计算的收益分享额中首先转回累计已冲减的长期股权投资账面价值（“投资成本”明细科目）部分，然后将多余的部分调整增加长期股权投资账面价值（“损益调整”明细科目）。

因此，笔者认为例3的会计处理应为：

①2000年1月1日。

借：长期股权投资-甲公司（投资成本） 3100

贷：银行存款

3100

借：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 100

贷：长期股权投资-甲公司（投资成本） 100

②2000年12月31日。

借：长期股权投资-甲公司（损益调整） 240

贷：投资收益

240

借：投资收益

10

贷：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 10

③2001年4月8日。

借：应收股利

300

贷：长期股权投资-甲公司（损益调整） 240

长期股权投资-甲公司（投资成本） 60

④2001年12月31日。

借：长期股权投资-甲公司（投资成本） 60

长期股权投资-甲公司（损益调整） 120

贷：投资收益

180

借：投资收益

10

贷：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 10

⑤2002年4月10日。

借：应收股利

60

贷：长期股权投资-甲公司（损益调整） 60

三、长期股权投资采用权益法核算，在投资追加投资后，股权投资差额的摊销额应如何确定

例4：接例3，甲公司2002年实现净利润500万元。2003年1月1日，A企业再以银行存款600万元购入甲公司发行在外的股份数的10％。至此，A企业持有甲公司发行在外股份比例达到70％。甲公司2003年实现净利润600万元。

A企业处理如下：

①2002年12月31日。

借：长期股权投资-甲公司（损益调整） 300

贷：投资收益

300

借：投资收益

10

贷：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 10

②2003年1月1日。

借：长期股权投资-甲公司（投资成本） 600

贷：银行存款

600

借：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 40

贷：长期股权投资-甲公司（投资成本） 40［600－（5000＋400－500＋300－100＋500）×10％］

③2003年12月31日。

借：长期股权投资-甲公司（损益调整） 420

贷：投资收益

420

至于A企业2003年股权投资差额的摊销额如何，《投资准则》和《企业会计制度》都没有明确规定。会计实务中有以下三种处理：

第一种方法：每追加投资一次，将追加投资前剩余的股权投资差额与追加投资新产生的股权投资差额合并，重新按制度规定的股权投资差额的摊销期限计算摊销额。按这种思路，2003年A企业股权投资差额的摊销额为11万元［（100－10－10－10＋40）÷10］。则2003年12月31日的会计分录为：

借：投资收益

11

贷：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 11

第二种方法：每追加投资一次，将追加投资前剩余的股权投资差额与追加投资新产生的股权投资差额合并，按有关制度规定的追加投资前剩余的股权投资差额摊销期限计算摊销额。则2003年A企业股权投资差额的摊销额15.71万元［（100－10－10－10＋40）÷7］。2003年12月31日的会计分录为：

借：投资收益

15.71

贷：长期股权投资-甲公司（股权投资差额） 15.71

第三种方法：每追加投资一次，计算一次股权投资差额及其摊销额，即追加投资前的股权投资差额按各自制度规定的剩余摊销期限计算摊销额；追加投资新产生的股权投资差额重新按制度规定的股权投资差额的摊销期限计算摊销额；然后前后相加得出总的股权投资差额摊销额。按这种思路，2003年A企业股权投资差额的摊销额为14万元［（100－10－10－10）÷7＋40÷10］。则2003年12月31日的会计分录为：

借：投资收益

14