短期投资和长期投资的区别范文

短期投资和长期投资的区别篇1

关键词:中国上市公司;投融资;资本结构;期限结构波动

企业投融资是公司金融领域的核心内容，最具有代表性的就是发展已经相当成熟的公司资本结构研究。资本结构是按照资金性质将企业融资分为股权融资和债权融资，考察债权融资占企业融资或企业资产的比例关系。国外学者利用1926－2008年国外上市公司数据，发现资本结构并不稳定，公司资本结构是不断调整的进而呈现波动状态。这与传统的资本结构稳定论［2－4］相悖，进而掀起了一场关于资本结构是否稳定的争论。目前鲜有文献从期限结构的角度考察企业投融资波动情况，仅有的关于投融资期限结构的文献也主要是关注于企业债务的融资期限结构［5，6］，或者将两者结合起来基于细化的财务指标研究投融资期限错配问题［7，8］。但是不同类型的企业在不同阶段对不同期限的资金需求不一，从期限结构角度考察企业投融资却具有十分重要的意义。比如，企业在成长时期往往需要进行大量长期投资，离不开长期资金的支持;企业陷入危机时，更需要短期资金缓解现金流紧张的问题;一直以来困扰中小企业“融资难、融资贵”的问题主要也是指长期融资难、长期融资贵，比如2019年7月的中共中央政治局会议就提出“引导金融机构增加对制造业、民营企业的中长期融资”。因此，对于企业来说，比起资金性质，资金的期限结构往往更具有现实的意义。那么，中国上市公司投融资期限结构是稳定的还是波动呢?图1是1998－2018年中国上市公司投融资期限结构图，即按照期限结构(长短期)对公司资产端和融资端进行划分，分别得到长期资金来源项、短期资金来源项、长期资产项和短期资产项等四项指标，然后在年度层面分别取中位数。可以看到，中国上市公司四项指标的波动范围相对较大，其中融资端的波动范围接近20%，而资产端的波动范围在10%左右。由此，可以得到一个直观的结论:中国上市公司投融资期限结构波动相对较大，而且中国上市公司融资期限结构波动大于投资端。文章将通过详细的统计性描述论证中国上市公司投融资波动情况。现有文献主要是从资金性质研究企业融资，而文章首次从期限结构角度考察企业投融资，为企业投融资研究提供了全新的分析视角。

一、中国投融资期限结构分析

(一)数据说明

文章样本时间区间为1998－2018年，以A股上市公司为样本。样本进行如下处理:①剔除营业(总)收入为负的公司;②剔除［总负债+所有者权益－总资产］的绝对值大于总资产的0．01%的公司;③剔除创业板公司、剔除金融类和煤电气水供应公司。经过上述步骤的筛选，得到共计2，677家公司，32，385条观测值。所有连续变量在1%的水平上进行winsorize处理。中国A股上市公司财务数据均来自CS-MAR数据库。

(二)投融资期限结构比较

中国上市公司投融资期限结构研究，PanelA中共包含波动范围、波动标准差两个公司层面的指标，然后再分别取中位数。其中，波动范围即为每个公司在样本区间内长(短)期资金来源占比在整个样本区间内的极差，波动标准差即为企业长(短)期资金来源占比在整个样本区间内的标准差。波动范围能够反映企业的波动幅度，而标准差则体现了企业在波动区间内是否充分波动。PanelB中则详细列示了每个公司在全部时间区间内的波动范围。从表1中可以看到，PanelA中国上市公司投融资期限结构波动较大，中国上市公司融资端的波动范围为0．369，标准差中位数为0．109，略高于投资端。PanelB列出了每个波动范围区间对应的公司数目占比，比如71．16%的中国上市公司融资波动范围大于30%，11．24%的中国上市公司融资端波动范围大于60%，类似地，中国上市公司融资端波动情况也相对大于投资端。文章将基于此事实深入挖掘中国上市公司投融资端波动背后的原因及其可能地经济后果。

二、总结

文章以1998－2018年中国A股上市公司为样本，基于详细的统计性描述结果发现了中国上市公司投融资端波动较大的事实，比如有71．16%的上市公司融资端波动范围大于30%，有52．04%的上市公司投资端波动范围大于30%。综合来看，上市公司融资端的波动相对大于投资端。文章从期限结构角度考察企业融资，与已有的资金性质角度完全不同。此外，无论是理论发展还是实证分析，基于资金性质的资本结构研究发展已相当成熟，从期限结构研究企业投融资的文献则寥寥无几。文章创新性地从期限结构角度考察企业投融资，为企业投融资研究提供了全新的研究视角。文章的局限之处在于仅提出了企业投融资结构不稳定的事实，后续可深入研究企业投融资研究的影响因素及其可能的经济后果。

短期投资和长期投资的区别篇2

 

根据2011年6月《水利发展规划(2011—2015)》，全国一半以上的耕地缺少基本灌排条件，40%的大型灌区骨干工程与50%～60%的中小型灌区存在设施不配套、老化、失修等问题，大型灌排泵站的设备完好率不足60%，农田灌溉“最后一公里”问题凸显。水利设施的缺乏、老化或者失修必然会给农业生产带来负面的影响，从而阻碍农业经济的增长。所以近年来我国不断增加水利建设投入规模，根据水利部规划，“十二五”期间我国水利投资规模将达到8万亿，相比“十一五”期间实际投资规模增长156%，年均复合增长20.7%。而我国如此大规模的水利投资是否促进了农业经济的增长，农业经济的增长又能否反过来提高水利投资水平?反思这些问题，有利于提高我国水利投资效率，加强我国农田水利基础设施建设，提高各地区抗灾能力和粮食生产能力，对保障我国粮食安全、提高水利对经济社会发展的支撑能力等具有重大的现实意义。

 

关于水利投资与农业经济增长的关系，学者们进行了诸多探索。有学者基于水利社会核算矩阵的分析发现，水利投资对国民经济尤其是农业部门能产生较大的拉动效应，但是不同水利部门的投资增加对国民经济的具体拉动效应存在较大的差别[1]。也有学者基于C-D生产函数的研究发现，增加水利投资对提高粮食产出有促进作用[2]。基于水利投资和经济发展历史数据，深入分析水利投资对农业、第二、第三产业的促进作用，发现水利投资极大促进了经济的发展[3]。有学者通过构建生产函数模型讨论基础设施投资和人力资本积累与农业经济增长之间的关系，结果表明，基础设施投资阻碍了农业经济的增长[4]。周世香运用DEA和Malmquist指数分析了全国各个省份的农业水利投资效率，研究发现“十一五”期间中部和西部大多数省份的农业水利投资效率都相对低下[5]。

 

在省(市)层面，有学者基于四川省的实证分析认为，四川省财政支农支出、农业固定资产投资和第一产业从业人数对农业经济增长均具有积极作用[6];基于四川省的研究发现，农田水利基建投资与农业经济增长并未形成双向因果关系，农田水利基建投资增长会推动农业经济增长，而农业经济增长并未显著带动农田水利基建投资的增加[7]。有学者研究了重庆市农村基础设施对农业经济增长的影响，结果表明，重庆市农村经济基础设施资本存量与农业经济增长间存在着长期均衡关系[8]。

 

从已有的成果来看，农田水利投资能够促进农业经济增长基本已经得到了绝大多数学者的认可，但是农业经济增长对农田水利投资的影响却成果寥寥;对于两者之间的双向关系，不同的学者得到了不同的结论，但仍缺乏基于全国层面的双向机制的研究。相关成果和分析思路都为本研究奠定了基础。本研究基于全国29个省(市)1990—2012年的面板数据，借助面板向量自回归(VAR)模型，并采用单位根检验、协整检验、因果检验和面板VAR方法，对农田水利投资与农业经济增长之间的双向影响机制进行分析，并在此基础上就近期我国政府的水利投资方向和渠道提出相关的政策建议。

 

1 材料与方法

 

1.1 研究方法

 

采用面板VAR模型分析农田水利投资和农业经济增长的关系，构建了以下模型：

 

1.2 数据来源及预处理

 

建国以来，水利投资的统计口径经过多次调整，其中水利基建投资数据较为完整，并且在水利投资中占据主导地位[2]。因此，选取农田水利基建投资完成额(irr)作为农田水利投资的分析指标，以农林牧渔业总产值(agr)作为农业经济增长的衡量指标[9]，数据分别来源于《中国水利年鉴》和国家统计局网站。为了保持统计口径的一致，将重庆市归入四川省;由于西藏地区存在大量数据的缺失，因此不纳入讨论范围;时间跨度为1990—2012年。考虑到全国各个地区经济发展水平、农业发展状况和自然资源禀赋的差异，本研究将全国分为东、中、西部3个地区分别进行分析[东部地区包括：辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南共11个省(市、自治区);中部地区包括吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省(自治区)，西部地区包括内蒙古、陕西、青海、宁夏、新疆、甘肃、四川、贵州、云南、广西10个省(市、自治区)]。为了剔除价格波动带来的不同年份数据不具备可比性的问题，用固定资产投资价格指数(1990年=100)对农田水利投资数据进行可比价格调整(个别省份存在少量数据缺失的问题，以有数据年为基期进行调整)，用农林牧渔业总产值指数(1990年=100)对农林牧渔业总产值数据进行可比价格调整。同时，为避免异方差和数据的强烈波动影响，对所有数据进行了对数处理，并分别用lirr、lagr来表示取自然对数后的农田水利投资、农林牧渔业总产值。本研究构建了涵盖全国除港澳台之外的3个地区、29个省(市)23年的面板数据，共有667组观测值。

 

本研究基于调整价格影响后的可比价数据绘制了农田水利投资与农业经济增长的发展趋势图(图1)。可以看出，1990—2012年间全国农田水利投资与农林牧渔业总产值都呈现出明显的增长趋势，并且二者之间存在很大的相关性，相关系数为0.759 4。但是，农田水利投资占农林牧渔业总产值的比例在2002年以后却呈下降的趋势，表明农业经济增长对农田水利投资的带动效应并不明显，或者是现有规模的水利投资已经满足需要，而造成农业产出增幅高于水利投资增幅。那么，农田水利投资的效率如何?农田水利投资与农业经济增长之间的动态关系如何?由于水利项目的投资存在滞后性，其效益可能需要在下一年或更长时间后才会产生影响。因此，有必要进一步从动态层面来衡量农田水利投资与农业经济增长之间的关系。

 

2 结果与分析

 

2.1 面板单位根检验

 

由于做VAR模型要求系统中的变量具有平稳性特征[10]，因此有必要对农林牧渔业总产值(lagr)、水利投资完成额(lirr)的平稳性进行检验，以避免采用非平稳数据拟合模型而造成“伪回归”。STATA12.0软件为面板数据提供了5种单位根检验方法，分别为LLC检验、HT检验、Breitung检验、IPS检验和Fisher检验，为保证结果的稳健性，本研究利用上述5种检验法得到了表1的检验结果。可以看出，当检验3个地区2个变量的一阶差分序列时，均显著地拒绝了原假设，而原值序列不能完全拒绝“存在单位根”的原假设，因此这2个变量的一阶差分值为平稳序列，即两者均为一阶单整序列。

 

2.2 面板协整检验

 

为了检验2个变量之间是否具有长期均衡的关系，在单位根检验基础上对数据序列进行协整检验。Westerlund构造了4个统计量，2个组统计量Gt、Ga，2个面板统计量Pt、Pa[11]。组统计量说明在允许面板异质性的条件下存在协整关系，面板统计量是在考虑面板同质性的条件下检验是否存在协整关系，2组统计量的原假设均为不存在协整关系。由表2可知，2组面板统计量的检验结果基本是一致的，均显著地拒绝了原假设。因此，东、中、西3个地区的农田水利投资和农业经济增长之间存在长期协整关系。也就是说，农田水利投资对农业经济增长从长期看来存在促进作用，并且可以通过误差修正机制，保持两者之间长期稳定“均衡”的关系。

 

2.3 面板误差修正模型

 

为了检验农田水利投入与农业经济增长之间长期、短期的因果关系，本研究建立了面板数据误差修正模型。做误差修正模型之前还应该正确确定滞后期k，如果滞后期太少，误差项的自相关会很严重，并导致参数的非一致性估计。在模型中适当加大k值(增加滞后变量个数)，可以消除误差项中存在的自相关。但是k值又不宜过大，因为过大会导致自由度减小，直接影响模型参数估计量的有效性[12]。本研究主要采用当前较为常用的3种确定滞后约束的检验方法：似然比(loglikelihood ratio，LR)统计量、赤池信息准则(Akaike information criterion，AIC)和施瓦茨信息准则(Schwartz criterion，SC)。由表3可知，根据选择最优k值的原则，即在增加k值的过程中使AIC、SC值达到最小，确定滞后期数为2期。

 

由表4可以看出，东部地区的误差修正项ECM(-1)在模型(2)、模型(3)中均达到5%的显著性水平，这说明长期看来，农田水利投入是农业经济增长的原因，反之亦成立，即东部地区存在从农田水利投入到农业经济增长的双向因果关系。短期内，东部地区仅存在从农田水利投入到农业经济增长的单向因果关系。对于中部地区而言，长期内，两者之间存在双向因果关系，但是短期内只存在从农田水利投入对农业经济增长的单向因果关系;无论是长期还是短期，西部地区都只存在从农田水利投入对农业经济增长的单向因果关系。

 

2.4 面板VAR模型

 

2.4.1 面板矩估计 为了说明变量之间的回归关系，首先进行面板矩估计(generalized method of moments，GMM)，采用均值差分法消除时间效应，前向差分法消除固定效应。由表5的结果可以看出，对于全国3个地区而言，无论是滞后1期还是2期，农田水利投资都显著地表现出对农业经济增长的正向促进作用，这也说明了农田水利投资的效益存在滞后性，在较长的时间内才能更好地发挥对农业经济增长的促进作用。在滞后期数相同的情况下，西部地区农田水利投资对农业经济增长的正向促进作用大于中部、东部地区，更多的可能是因为自然资源禀赋的差异，导致西部地区农田水利投资的增加可以获得更多的边际效益。

 

农业经济增长对农田水利投资的作用在不同地区表现不同。滞后2期的情况下，东部地区的农业经济增长表现出对农田水利投资的负向显著，而在滞后1期时不显著。可能是因为东部地区具有优越的地理环境和资源禀赋，以及良好的经济基础，其政策重心更多地倾向于农业产业结构的调整或者农业新品种和新技术的开发，从而挤出了农田水利的投资。中部地区农业经济增长对农田水利投资存在显著的促进作用，而西部地区农业经济增长对于农田水利投资的作用不显著。

 

2.4.2 面板方差分解 为了更好地分析农田水利投资与农业经济增长之间相互影响的程度，利用面板方差分解来进行进一步的说明。表6为第10个、第20个预测期的方差分解结果。由结果可知，第10个预测期与第20个预测期的结果比较接近，说明系统在第10个预测期已基本趋于稳定，农业经济增长与农田水利投资之间的动态关系已达到均衡;系统内2个变量受自身冲击的影响均大于受对方冲击的影响，对自身波动的贡献率均在60%以上;农业经济增长对农田水利投资的影响在18%～30%之间，其中西部最高，东部最低。西部地区经济相对落后，而且水资源极度匮乏，因此需要不断补充和完善水利基础设施，提高水资源利用率，从而保证农业的进一步发展;农田水利投资对农业经济增长的影响在 13%～30% 之间，其中中部高于西部，西部高于东部。对于东部地区来说，良好的经济基础和优越的地理位置极大地促进了该地区农业的发展，在各类型水利设施基本配套的情况下，单位水利投资的效益到达拐点，农业经济的进一步增长需要依赖技术的进步和产业结构的优化调整。

 

3 结论与讨论

 

本研究基于全国29个省(市)1990—2012年的面板数据，总结了我国近年来农业经济增长和农田水利投资的情况。通过构建面板VAR模型，探析了我国东、中、西部3个地区农田水利投资和农业经济增长之间的相互关系，主要结论如下。

 

第一，对全国而言，农田水利投资与农业经济增长之间存在长期的协整关系。农田水利投资对农业经济增长表现出显著的正向影响。也就是说，无论是东部，还是中部、西部，从长远看来，农田水利投资对农业经济增长均存在正向的推动作用。农业经济增长对农田水利投资的影响却因地而异。

 

第二，农田水利投资与农业经济增长之间的关系存在较强的区域差异。短期内，东部地区仅存在从农田水利投入到农业经济增长的单向因果关系，而长期内二者之间存在双向因果关系;对于中部地区而言，长期内两者之间存在双向因果关系，但是短期内只存在从农田水利投入对农业经济增长的单向因果关系;无论是长期还是短期，西部地区都只存在从农田水利投入对农业经济增长的单向因果关系。

 

第三，方差分解的结果证明农业经济增长对农田水利投资影响最大的是西部，农田水利投资对农业经济增长影响最小的地区为东部，可能的原因在于各地区资源禀赋和经济条件的差异。

 

综上所述，本研究认为1990年以来全国农田水利投资的整体效应是积极的。为了进一步提高农田水利投资的社会效应和经济效应，节约水资源，促进农业经济的可持续增长，应从以下几个方面进行调整和改善：第一，应继续加大农田水利投资力度，特别是小型农田水利设施末端渠系的工程建设，以解决农田水利工程中“最后一公里”问题;第二，应大力推广节水灌溉技术，配套节水灌溉工程，从而避免水资源的过度消耗，提高有效灌溉，保障农业综合效益;第三，从水利事业和农业经济长远良性发展来看，需要加大农业产业结构调整以及水利工程管理体制改革的力度，制定合理的水资源管理政策，提高农户节水、管水、投入农田水利建设的积极性，发挥农田水利投资对农业经济增长的短期、长期效应，从而实现经济、社会和生态的稳步、健康发展。

 

短期投资和长期投资的区别篇3

关键词：江苏房地产投资经济增长granger因果检验

一、引言

迄今为止，国内已有许多学者就房地产投资与经济增长的关系进行过研究。皮舜等（2004）通过基于panel数据的granger因果检验模型，发现1994到2002年间我国区域房地产市场的发展与经济增长之间存在着双向因果关系；杨朝军等（2006）则从国际角度阐释了房地产业与国民经济协调发展。王先柱（2007）在向量自回归的分析框架下，利用格兰杰因果检验、脉冲响应函数和方差分解考察我国房地产投资和经济增长的关系，认为房地产投资与产出之间存在长期的同向互动关系。此外，也有一些针对各省市房地产投资对经济增长影响的分析。

二、数据的选取

本文考察江苏省房地产开发投资对经济增长的贡献，选取衡量商品和劳务总量的gdp作为经济增长的代表指标，选取房地产开发投资作为房地产投资的主要参考指标，用rei表示。房地产投资额和江苏的地区生产总值的时间序列跨度为1990—2009年。使用的原始数据来源于历年的《江苏统计年鉴》。gdp和rei两个变量呈指数上升的趋势，对这两个变量序列同时取自然对数后不会影响变量间长期稳定关系和短期调整效应，同时还可消除异方差的影响。所以，本文采用对变量取自然对数形式，江苏gdp与房地产开发投资额对数序列分别记为lngdp和lnrei（见表1）。d（lngdp）和d（lnrei）分别为两变量的一阶差分。所有的数据分析结果都是在计量经济软件eviews6.0环境下得到的。

三、实证分析

（一）变量的平稳性检验（adf检验）

为了避免时间序列数据之间产生“伪回归”或“虚假回归”的现象，必须对原序列进行平稳性检验。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，可以采用adf检验和pp检验等，本文采用adf检验法对lngdp、lnrei序列进行单位根检验。检验结果如表2所示。

由检验结果可知，序列lngdp和lnrei经过一价差分后，在10％的显著性水平下t检验统计量值大于相应临界值，从而拒绝原假设，表明序列不存在单位根，lngdp和lnrei为平稳序列，两者为一阶单整，记为lngdp~ i（1），lnrei~ i（1）。由于有着相同的单整阶数，可以对其进行协整分析。

（二）序列的协整检验

协整就是分析序列之间是否存在长期均衡的关系。研究时以gdp作为因变量，rei作为变量，采用engle—granger两步法进行协整检验。首先用ols法构建回归模型，接着对回归方程残差的平稳性进行检验，如果平稳，则说明序列是平稳的，存在协整关系。

第一步：对lngdp和lnrei进行回归分析，得到的回归拟合方程为：

lngdp＝5.63604948951＋

0.571419220429＊lnrei （1）

其中r2＝0.979625

dw＝0.807161

第二步：对回归方程的残差进行单位根检验。令e为回归方程的残差序列，则

e＝lngdp－5.63604948951－

0.571419220429＊lnrei （2）

检验结果如图1。

从检验结果看出，t统计量的值为-3.336351，小于1%显著水平下的临界值-2.708094，表明至少可以在99%置信水平下拒绝原假设，表明残差不存在单位根，为平稳序列。通过协整检验，说明江苏的地区生产总值与房地产投资这两个时间序列之间存在某种长期均衡的关系。

（三）误差修正模型

误差修正模型（ecm）是一种短期模型，反映了因变量短期波动是如何被决定的。建立误差修正模型，最一般的方法是自回归分布滞后模型，模型形式如下：

（3）

移项整理可得：

（4）其中λ＝β2-1，是误差修正项，记为ecm。

方程式3解释了因变量y的短期波动是如何被决定的。一方面它受到本期自变量短期波动x的影响，另一方面，取决于ecm。ecm反映了变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度，称为均衡误差。

由于江苏房地产投资与经济增长存在协整关系，我们可以以平稳的残差序列作为误差修正项目建立ecm模型，考察变量短期波动情况，该误差修正模型为：

d（lngdpt）＝0.0993975043942

＋0.221441217467*d（lnreit）

－0.292047555732*ecmt-1 （5）

（7.218258）（6.619348）（-3.892808）

其中r2＝0.756843

dw＝1.633560

ecmt-1＝-5.63604948952－

0.57141922043*lnreit-1

＋1*lngdp t-1 （6）

式（5）和式（6）的结果表明，在短期内自变量房地产投资每增长1%，将引起因变量江苏省地区生产总值增长0.221%。误差修正项的系数为-0.292，说明当lngdp在上期偏离长期均衡值时，lnrei将会在下期做出方向相反的修正，将以-29.2%的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态，调整方向符合误差修正机制。

（四）granger因果关系检验

granger检验是通过受约束的f检验来完成的，根据计算出的f值是否大于或小于给定显著水平下的临界值来决定拒绝或接受原假设h0。上面的研究分析只是说明了江苏的地区生产总值与房地产投资这两个时间序列之间存在某种长期均衡的关系，两者之间是否存在因果关系，房地产投资是否有助于预测（解释）地区经济增长，尚不明确。因此要对这两个时间序列变量作granger因果关系检验。在eviews6.0中取两阶滞后，给出的估计结果如图2。

从检验的结果可以看出，相伴概率0.0096和0.0014都小于0.01，两个虚拟假设的f检验统计量大于给定显著水平下的临界值，所以拒绝原假设。表明至少在99%的置信水平下，可以认为江苏的房地产投资是地区经济增长的格兰杰原因，江苏的地区生产总值也是房地产投资的格兰杰原因。

四、结论

结果显示，江苏房地产投资对经济增长的贡献较为显著，房地产投资每增长1%就会带动江苏国内生产总值0.221%的增长。从过去20年的历史数据看，除个别年份外，江苏的房地产投资的增速都高于20%，在应对全球金融危机的关键之年2009年，江苏省房地产投资量、销售量双居中国首位。2010年上半年，全省房地产开发投资完成额继续位居全国第一，完成房地产开发投资1866.41亿元，同比增长29%。江苏房地产业确实成为带动江苏经济增长的重要动力。这仅仅是房地产投资对地区经济的直接贡献，如果考虑其间接贡献，房地产投资对经济增长的贡献度会更大。

参考文献：

①江苏统计年鉴[k]．北京：中国统计出版社，1991—2010

②刘瑞．上海市房地产投资与经济增长关系的实证分析[j]．经济研究导刊，2009（21）：131—132

③陈琳．江苏房地产投资与经济增长关系实证研究[d]．镇江：江苏大学硕士学位论文，2007

④王先柱．var模型框架下房地产业与经济增长关系的实证检验[j]． 经济问题，2007（7）：31—34

短期投资和长期投资的区别篇4

Abstract: Based on data for the year 1991-2008 in Guangxi, studying the relationship of Guangxi investment in fixed assets and economic growth, which use cointegration test, error correction model and granger causality test in econometrics. The results show that the relationship of investment in fixed assets and economic growth in Guangxi stayslong-term stability. Taking the time lag period of 1,3 years, Guangxi investment in fixed assets is Granger causes of economic growth, taking the time lag of 2 years, Guangxi investment in fixed assets and economic growth, which affect each other, existing two-way causal relationship.

关键词:广西;固定资产投资;经济增长;协整检验;格兰杰因果检验

Key words: Guangxi;investment in fixed assets;economic growth;cointegration test;Granger causality test

中图分类号:F283 文献标识码:A文章编号:1006-4311(2010)20-0032-02

1问题的提出

在国民经济统计中,按支出法统计,国内生产总值(GDP)由最终消费(含居民消费和政府消费)、投资(含固定资本形成和存货增加)及净出口(货物和服务净出口)三大需求组成,GDP的增长也是由三大需求的增长组合决定的。在一定时期内,固定资产投资是社会经济发展的一个重要推动力。根据经济增长理论,固定资产投资的增长会带动经济的增长,投资乘数理论表明,投资增加可以引致国内生产总值的成倍增加。固定资产投资对经济增长不仅具有直接的拉动作用,而且,扩大投资会拉动对原材料、生产设备、劳动力等的需求,从而拉动与投资活动相关行业的产出和消费需求的增长。

关于固定资产投资与区域经济增长的关系,国内外学者作了很多的研究,形成了丰富的研究文献,特别是国内学者在全国范围和省市区域作了大量的实证研究,认为固定资产投资与区域经济增长有长期稳定的关系,固定资产投资对区域经济增长有一定的促进作用。由于我国区域经济发展很不平衡,同一个问题在不同的区域有不同的反映不尽相同。笔者以广西作为研究对象,在协整分析的基础上,通过误差修正模型的建立和格兰杰因果检验,探讨广西固定资产投资与区域经济增长的均衡关系。

由于历史原因,广西经济在上世纪九十年代后才步入真正的快速增长期。特别是进入二十一世纪以来,经过大规模的投资建设,广西国民经济产业体系和布局已基本形成,经济实力显著增强,但与发达省份相比还存在很大的差距。广西正处于工业化和城市化加快发展的阶段,积累和资本形成对经济增长具有重要影响,投资拉动对经济增长的重要作用需要保持投资较快增长。近几年,广西固定资产投资一直保持较高的增长率。2008年广西全社会固定资产投资总额为3,778亿元,比2007年增长27%。2009年广西全社会固定资产投资完成5706.7亿元,增长50.8%。广西区政府提出2010年全社会固定资产投资增长30%,投资总量力争达到8000亿元目标。这些投资对促进广西的经济增长有很重要的促进作用。同时投资和消费具有跷跷板效应,投资率的升高势必会导致消费率的降低,因此过分依靠投资拉动经济增长是不能持续的。为了使广西经济又好又快地持续发展,研究广西的固定资产投资与经济增长的关系,并且用相关模型和数据对广西的固定资产投资与经济增长的关系进行实证分析检验,分析固定资产投资和经济增长的均衡关系,以及这两个经济变量的变化如何影响,如何通过投资的变动预测经济增长变化的问题。寻求可以使有限的社会资源得到高效配置的固定资产投资规模和结构,具有很好的理论和现实意义。

2广西固定资产投资与经济增长关系的实证分析

2.1 广西固定资产投资与经济增长关系的协整分析1987年Engle和Granger提出的协整理论认为,虽然一些经济变量本身是不稳定的,但它们之间的线性组合却可能是平稳的,这种平稳的线性组合被称为协整方程并且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。在协整分析基础上建立的误差修正模型可以解释经济变量之间的短期波动是如何被决定的,比普通的单变量方程更能反映变量的长期和短期的关系。

2.1.1 样本选取和数据处理笔者选取广西国内生产总值(GDP)作为衡量经济增长的指标,广西全社会固定资产投资总额(FAI)作为衡量投资的指标,所用的数据样本区间为1991-2008年。数据来自《广西统计年鉴2009》。为了消除时间序列回归后产生的异方差性和多重共线性而又不改变原来的协整关系,对两个变量同时取自然对数并分别用LGDP和LFAI表示(限于篇幅,数据不予详列)。由于自然对数的单调性,这样做并不影响研究结论。

2.1.2 单位根检验本文用Eviews6.0软件对序列LGDP和LFAI,一阶差分数列LGDP和LFAI以及二阶差分数列进行ADF检验,检验类型(c,t,k)中c,t分别表示带有常数项和趋势项,常数k表示滞后阶数,滞后阶数由SIC准则给出。检验结果见表1。

2.1.3 协整关系检验由表1可知道,两时间序列都是二阶单整序列,因此两者之间存在某种平稳的线性组合。设回归方程LGDPt=α+βLFAIt+εt,其中α和β为回归系数。若εt～I(0),即残差序列是平稳的,则两变量存在协整关系。利用相关数据进行回归分析,得到如下方程:

LGDPt=-3.759587+1.34583LFAIt

(-11.75836) (32.30537)

R2=0.984900,R2=0.983957,DW=1.095467,F=1043.637

残差序列εt=LGDPt+3.759587-1.345853LFAIt

对该残差进行单位根检验,发现残差序列{εt}为平稳时间序列。由此可以判断LGDP与LFAI之间存在协整关系。

2.1.4 误差修正模型误差修正模型(ECM:Error Correction Model)反映了变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度。该模型揭示了因变量的短期波动一方面受自变量短期波动的影响,另一方面,取决于误差修正项ecm,ecm反映了变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度。根据上面分析,LFAI和LGDP是协整的,故可建立误差修正模型,这里采用一阶滞后的形式:

LGDP=α0+α1LFAIt+α2LFAIt-1+α3ecm+εt

估计参数并剔除不显著变量后,得到的误差修正模型为:

LGDPt=0.037855 + 0.377017LFAIt - 0.045401ecm

(0.72820)(1.74501) (-0.10107)

R2=0.839489,R2=0.750316,F=9.414154

该模型表明,LFAI的短期波动对LGDP有显著的正影响,模型中误差修正系数为-0.045401,小于0,符合反修正机制,且表明LGDP的实际值与长期或均衡值的偏差有4.5401%得到纠正或消除。

2.2 格兰杰(Granger)因果检验目前对因果关系检验的方法主要是格兰杰因果关系检验法。格兰杰因果检验说的是,如果两个经济变量X、Y在包含过去信息条件下对Y的预测效果要好于只单独用Y的过去信息对Y的预测,即变量X有助于变量Y预测精度的改善,则称X对Y存在格兰杰因果关系。本文通过Eviews对变量进行格兰杰因果关系检验,进一步确定其经济关系。检验结果见表2。

由表2可知,在5%的显著水平下,取滞后期为1、3年时,广西固定资产投资是广西经济增长的格兰杰原因,说明固定资产投资对经济增长有单向的影响。取滞后期为2年时,广西固定资产投资与广西经济增长存在双向的因果关系,两者互相影响。

3结论与政策建议

3.1 通过以上协整关系分析可知广西固定资产投资与GDP之间存在着一种长期稳定的均衡关系,尽管有时会偏离这种均衡关系,但这种偏离是短暂的。广西固定资产投资对GDP有明显的正影响,弹性系数为1.345853,这表明广西固定资产投资的良好运行可以对宏观经济产生较大的影响。投资的不断加大,推动了国民经济的增长,反之,投资的力度不足,将制约经济的增长。固定资产投资对经济增长的作用可以通过以下两个途径,一是投资可直接转化形成建筑业及相关产业的增加值,成为当期GDP的一部分,直接推动国民经济的发展;二是投资增加使生产能力及社会有效需求相应增加,促进相关行业的发展,奠定国民经济持续增长的基础。

3.2 由误差修正模型可知,广西固定资产投资增长率每变化1个百分点,可以拉动GDP增长率变化0.377017个百分点,而由误差修正系数的反修正机制可知,本期的固定资产投资对GDP的长期均衡关系的偏离会在下一期得到纠正,调整的力度由误差修正系数来体现,本文为0.045401。

3.3 格兰杰因果检验表明:当显著性水平为5%时,滞后1、3年内,广西固定资产投资是GDP增长的格兰杰原因。而当滞后期取2年时,广西固定资产投资与广西经济增长存在双向的因果关系,两者互相影响,即投资增长可以促进经济的增长,投资的波动也会使经济增长产生波动,反过来经济的增长可以促进固定资产投资的增长,同时也会影响投资。

3.4 我们也应意识到固定资产投资拉动经济增长的作用是有条件和限度的,同时,广西经济增长与固定资产投资依然存在诸多亟需改善的方面:首先,为保证广西的经济增长不过于依赖投资的拉动,应大力提高消费需求。经济规律表明:一个国家(地区)不可能长时期依靠投资来拉动经济,如果长时期依靠投资来拉动经济,经济发展是难以持续的,要实现经济持续和健康的增长,投资形成的产品和服务就必须被最终需求消费和出口所吸收,否则,再高的投资增长也会因为产品和服务滞销而延缓甚至被迫停止,引起经济增长的大起大落。只有成功地扩大消费需求,才能扩大投资需求和提高投资效率。因此,一要采取措施大力刺激消费需求,提高消费率,形成以消费增长带动投资,以投资结构优化提升消费水平的良性互动增长机制。二要在考虑社会资源的承受力,避免追求投资规模盲动扩张的同时,保持足够适度的投资力度。其次,在强调固定资产投资对经济增长的拉动作用、改善投资结构的同时,必须重视技术进步和产业结构调整优化,以保证广西经济的可持续发展。

参考文献:

[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模――EVIEWS应用及实例[M].清华大学出版社,2006.

[2]邓爱珍,李金昌.浙江省固定资产投资与经济增长关系的实证分析[J].武汉理工大学学报・信息与管理工程版.2008,(02).

短期投资和长期投资的区别篇5

2008年，A股市场结构将发生较大变化，市场的均衡性、多元化和国际化特征会日趋显现。目前，A股市场的主力资金包括基金、保险、券商等境内机构资金和具有国际投资背景和跨市场运作的跨境流动资金。本文将从资金面特别是跨境资本流动的角度，对A股市场资金面进行分析。我们把跨境运作资金分为以QFII、QDII为代表的“正规军”和以短期流动资金即俗称“热钱”的“游击队”。

“正规军”光环渐退

截至目前，具备QFII资格的共有 52家投资公司，共计使用了99.95亿美元的QFII额度。目前其额度已经增加到300亿美元。2006年QFII的表现强劲，连续多月超越境内基金的业绩，一直是热门话题，其获批额度也在2007年初猛增至95.45亿美元，距离100亿美元的封顶不远。但是在2007年，QFII总体的表现并不抢眼，业绩也不再比境内基金领先很多，甚至很多时候落后于境内基金。虽然QFII的总额度已达到300亿美元，但使用额度仍然维持在99.95亿美元的水平上，在几次大盘深度调整时，甚至出现了大规模赎回。由此可以看出，2007年QFII并没有大幅提升投资规模，反而是在估值水平偏高的情况下，主动减持A股，其对市场的影响已经远远不如境内基金。

QFII的投资风格也发生了较大变化。进入中国以来，QFII一直提倡价值投资理念，强调他们是在看好中国经济增长的前提下进行中长期投资，随着业绩的突出表现，在中国A股市场掀起了一阵“价值投资理念”的热潮。但随着A股市场的震荡加剧，QFII的投资风格也发生了变化，短线投资增多，换手率上升，似乎也不再坚持长线投资策略，而转为了中线甚至短线操作。长期投资理念大旗已经由部分国内基金接过。

QDII方面，目前，具备QDII资格的共有 65家投资公司，共计455.88亿美元的额度。QDII作为境内资金投资海外市场的产品，对于中国A股市场的影响并不大。当A股市场的估值水平已经较高时，海外市场在2007年吸引了市场大量目光。随着银行系QDII在2006年出海，证券基金类QDII产品也在2007年得到了出生证。由于境内资本市场的流动性充裕，以及境内基金产品的优异业绩，使得投资者对于QDII基金给予了相当高的热情，申购十分踊跃。但在美国爆发次贷危机后，美国及全球股市大幅下挫，QDII产品的净值出现了巨幅缩水。截至目前，基金类QDII平均损失已在20%以上，部分基金净值已经跌到0.8元以下，而稍早发行的银行类QDII产品也已大面积跌破面值。由于美国次贷危机的余波未了，以及对2008年世界经济发展的担忧，QDII类产品未来走势仍不明朗，近期仍将以震荡为主。

约有2万亿热钱流入股市

热钱，又称游资，即国际资本流动，以在国际金融市场上快速流动进行投机获利为重要特征，主要来源于跨国公司手中掌握的流动资金及一些暂时闲置或过剩资金。带有短期逐利性质、随时可能改变方向的资本流动，都归入热钱的估算范围。

基于热钱的高度流动性与保密性，即便是可获得准确数据的、资本可自由流动的西方发达国家，都难以精确计算热钱流动的具体规模。对于存在资本管制，统计数据不完备或者误差较大的发展中国家而言，测算就更为困难。尽管存在着很多难题，但基于现有数据，可以通过研究各数据相互间逻辑关系对短期资本的流动进行估算。

我们根据直接测量法，认为热钱是隐蔽的资本流动和“游资”构成的。综合大量数据测算后，中国短期资本流动规模如下表所示。2003～2007年，每年大约有近1000亿美元“热钱”流入境内，累计高达5000亿美元，即4万亿元人民币，即使只有一半资金流入股市，也高达2万亿元人民币，大约相当于目前A股流通市值的1/4。

利差

是热钱涌入的动力之源

大量短期资本在人民币升值预期下进入中国，不仅加剧我国在国际经贸和政治领域的压力，而且对境内的通胀和货币政策的独立性都产生了很大影响。极端情况下，会引起金融市场大动荡。

首先，热钱的目的是逐利，特别是在不同国家和地区之间存在利差的情况下，短期资本会由低利率国向高利率国流动。当一国和地区中央银行为抑制通货膨胀而提高利率时，热钱会大量涌入，如果该国汇率机制不能对热钱流动进行迅速反应，将迫使该国大量被动增加货币投放，抵消掉相关紧缩货币政策的效应。而当国内经济形势低迷或恶化，中央银行采取放松银根、降低利率的政策，热钱又会转换成外币迅速撤离，使增加货币供应量的政策操作效应减弱。与此同时，本币面临更大贬值压力，资本市场的资产价格进一步下跌，降低公众对经济前景的预期。

其次，热钱的隐蔽性使中央银行难以区分所结售外汇的性质，加大了央行运用货币政策工具进行调控的难度。当中央银行的调控措施经过一段时滞产生效果时，具有高度流动性和不稳定性的热钱，很可能因国际金融环境变化突然掉转方向，使货币政策失效甚至适得其反。

在对经常项目与资本项目都实施严格管制和实施固定汇率制的国家，利率与汇率之间的联系可以被割断，即使国内外利差较大，利率政策与汇率稳定政策也可以相对独立地实施，彼此没有冲突。我国现阶段利率的市场化程度较低，无法通过市场供求及时进行调整，境内外容易形成较大的利差，同时，政府对汇率的隐性和显性担保，使人民币汇率保持较强的稳定性，汇率风险小，以套利为目的的国际热钱出入我国需要承担的汇率风险不大，必然想方设法绕过或突破资本管制，从而引起利率政策与汇率政策的冲突。

短期资本吹起

境内资产价格泡沫

短期资本流动的特点是短期性和逐利性，大规模短期资本流入会引起境内资产价格泡沫。热钱通过隐藏在经常项目下或通过其他渠道流入国内，形成的外汇占款所带来的货币供给与真实贸易结汇所造成的货币供给不同，热钱带来的货币供给往往直接流向股市、房地产或外汇市场，形成投机需求，最终造成资本市场泡沫。同时，央行为控制总量会通过发行央票、提高存款准备金率等手段控制外汇占款的影响，这些措施减少了实际经济部门货币供给的投入，使企业生产资金不足，从而形成虚拟经济泡沫和实体经济紧缩共存的畸形经济结构。

大量短期资本流动在某一特定条件下，如果形成对某一事件共同的预期，在短时间内的突然转向会引起金融市场的大动荡。例如1997～1998年亚洲金融风暴，热钱从东南亚等国家和地区大量快速流出，造成这些国家和地区货币大幅度贬值，股市大跌，金融市场崩溃，经济大幅度倒退。

跨境资本流动的主要影响因素包括人民币汇率等。如果具体分析人民币利率走势，我们可以发现，人民币汇率与美国宏观政策，特别是货币政策成为影响我国股票市场的重要因素。长期来看，人民币汇率也受到美国货币政策的影响，特别是两个经济体之间的强弱对比和政治角力的制约。因此，分析美国经济发展趋势特别是美元汇率和利率走势，已成为判断大势的关键点。

分析2008年乃至今后的A股市场，不仅必须密切关注相关期货市场走势，关注美国股市、美国经济、香港股市等相关市场，还应密切关注中国人民币汇率政策包括汇率形成机制、外汇储备、资本管制等相关领域政策的调整，这些都将在很大程度上影响市场运行的方向。

樊 锐张智勇 李 媛中国民族证券

短期投资和长期投资的区别篇6

关键词：投资率消费率因素分析

一、研究合理投资率的意义

（一）避免投资膨胀对国民经济的危害

1.投资膨胀会严重影响消费，这既不利于劳动者积极性的调动，也不利于劳动者素质的提高。在国民收入一定的情况下，积累与消费是此多彼少的关系，过大的投资规模与过高的积累率会严重影响人民的消费，致使劳动者科学文化素质和身体素质不能提高，劳动者的积极性和创造性受到压抑，结果是我国劳动力素质低下。

2.投资膨胀降低了投资效益，反而影响了经济增长速度。我国50多年的经济发展经验表明，要提高投资效益，必须保持投资规模适度。投资规模过大，超过了社会经济的承受能力，一般都会降低投资效益，并对社会经济发产生不利影响，从而减缓经济增长速度。

3.投资膨胀会引发通货膨胀，结国民经济发展带来危害。从我国近20年来的情况看，投资规模大小与总供求平衡有很密切的联系，投资规模膨胀一般都会引起总需求大于总供给，从而使物价水平出现较大幅度的上涨。

（二）避免投资不足对国民经济的危害

1.从短期看，投资不足会加重社会商品供大于求的矛盾，会对当前经济增长、就业等方面产生不利影响。投资不足在很大的程度上会影响社会总量，是我国当前社会需求不足的一个重要原因。就业和经济增长是一对孪生兄弟，在一般情况下两者是同增同减的关系。投资不足引起的社会不足和经济增长速度下降，必然使我国的就业形势更加严峻，失业、待业和下岗人员会进一步增加，并由此对社会稳定带来不良影响。

2.从长期看，投资不足会使我国投资资源不能充分利用，这会影响我国今后的社会经济发展。如果投资不足，投资规模过小，投资品大量积压，就意味着社会上有一部分投资资源没有得到充分利用，不利于综合国力的增强和经济的长远发展。

3.投资不足尤其是企业技术改造投资不足会阻碍我国的技术进步和产业结构的调整。

4.投资不足会使企业经济效益下滑，经营更加困难。投资膨胀与投资不足都不利于经济的发展，为此，必须确定合理的投资率。

二、确定合理投资率的原则

1.合理的投资率应与我国的国力相适应。一方面，我国综合国力在改革开放的今天已明显提高。21世纪的中国已经告别了“短缺经济”，由温饱型向全面建设小康社会迈进。人民对消费有了更高的需求，对改善城市基础设施建设的要求更加迫切，需要扩大投资、增加投资品和新型消费品的生产与供应，才能满足居民日益增长的住房、交通和耐用消费品的需求。所以，我国经济的发展必须有一定的投资规模，即必须保证一定的投资率。

2.合理的投资率要与较高的经济增长率相适应。经济增长是我国经济政策目标之一，合理的投资率必须服务于经济增长的目标。“发展是硬道理”，当今中国诸多问题，只有在发展中才能得到有效解决，保持合理的投资率是经济增长的起码条件。在现代经济中，投资是促进增长的一个主要因素，由于投资所形成的固定资产的数量和质量，在一定程度上决定了经济的发展速度和水平。因此，要有计划地加速经济发展速度或要达到某一经济发展目标时，就要保持一定的投资率。

3.投资率与消费率要保持产业投资的协调，不可相互占用。从最终使用结果看，国民收入无非用于积累和消费两个基本方面，这两者是此多彼少的关系。积累本质上是为了扩大未来的消费。但是积累比重过大，必然损害现期消费，从而挫伤劳动者的生产积极性。另一方面，为了扩大未来消费，就必须增加投入，即使当今世界上高度发达的欧美及日本等国家新增投资规模也越来越大。所在，一味强调现期消费需求，势必影响生产的发展。在发展中国家，适度抑制消费扩张，提倡节俭和扩大积累，是完全必要的，但任何一个方面都有一个限度，不能走极端。若投资率过高，势力影响消费，这已被我国发展的实践所证实。若投资率过低，又不能促进经济的发展。所以，投资率与消费率要保持协调。

4.合理的投资率要有利于保持较低的失业率。当前我国面临巨大的就业压力，要实现我国经济政策目标中的充分就业，合理的投资率应能够创造更多的就业机构，从而降低失业率。

5.合理的投资率不应引起经济过热，以避免通货膨胀。

三、合理投资率的确定

（一）有利于我国保持较高投资率的因素分析

1.西方发达国家和亚洲一些较发达国家及地区经济发展的实践表明，经济的腾飞必然要经历一个高投资阶段。日本在经济高速增长的20世纪60～70年代，固定资产投资率一直很高，1961-1971年间为32.6%，1971-1980年间达33.2%；韩国在这一阶段投资率高出一般年份7个百分点左右；新加坡从70年代开始，投资率明显提高，由60年代的28%以下，提高到70年代的40%以上，80年代仍高达35%左右。而且，韩国、新加坡这样的新兴工业化国家，2000年的投资率仍然高达31%，作为发达国家的日本的投资率仍然处在26%的较高水平上。这些国家特别是与我国投资率较为接近的新加坡、韩国的发展经验告诉我们，高积累是经济高速发展的重要条件之一。由于高积累、高投资，新加坡、韩国迅速进入发达国家的行业。同样，我国要实现赶超战略，必须维持较高的投资率。

2.我国工业化的历史任务尚未完成，正处于工业结构的高加工度化和资本技术密集型工业加速发展的工业化中期阶段。与大多数发展中国家和世界平均水平相比，我国第二产业在GDP中的比重较重，而第三产业的比重则较低。第二产业特别是制造业的生产过程较为复杂，需要大规模投资；而第三产业的生产过程相对简单，需要投资量较少。考虑到现阶段我国工业化比重高而服务业比重低的结构性特点，以及完成工业化任务的客观需要，在一定时期内保持适当高的投资率可能是难以避免的。

3.我国的国土调整任务尚未完成，东部地区要继续发展，西部地区要进行大开发，同时东北老工业基地要进行调整和改造，这些都要求有大量的资金投入。首先，东部发达地区已处于产业结构更新和换代时期，产业结构更新换代以及由粗放型向集约型经营改变必须投入大量的资金，因此，东部地区在今后一段时期内投资将继续保持较快增长。其次，资金短缺已成为制约西部地区经济和社会发展的一个非常重要的因素，要加快西部地区的发展，也必须在改善基础设施等“硬”环境方面下功夫。要实现这个目标，需要今后几年西部在改善基础设施等方面投入大量的资金。第三，党的十六大报告明确提出：“支持东北地区老工业基地调整和改造”。随着工业科技水平的日新月异，东北企业技术落后、设备陈旧的问题日益突出，但东北不可能淘汰和转移所有的老工业部门，这就使东北面临更艰巨的技术设备更新改造。因此，增加更新改造投资将是一段时期内东北地区经济持续、高速发展的需要。

4.我国目前正处于改革时期，各种社会保障体系和经济运行机制正在从过去计划经济的有序状态向新的社会保障体系过渡。转轨需要一个过程，这个过程的无序性使很多消费者对未来收入持悲观态度，从而使边际消费倾向处于相当低的水平，降低了投资乘数，并且这一状况很难在短期内有所改观。因此，未来几年消费对经济的贡献将是有限的，所以，目前刺激经济仍主要依赖扩大投资。

根据发达国家经济腾飞阶段的投资率及我国的实际情况，我国的投资率还会在一段时期内保持在较高的水平上。

（二）有利于我国消费率上升的因素分析

1.与目前同样经济发展水平的国家及各国普遍情况相比，我国投资率偏高而最终消费率偏低，其中居民消费率偏低尤为突出，这种差距表明我国调整投资和消费关系有很大的余地。到2020年，我国居民最终消费率可能由2000年48%逐步提高到60%左右，即介于2000年的中下等收入国家平均水平（56%）和世界平均水平（62%）之间；我国投资率则相应地可能降低为30%左右，这仍然高于2000年中下等收入国家的25%的平均水平，但同其中的东亚和太平洋地区31%的平均水平大体相当。

2.自1952年以来，我国投资和消费的关系大都表现为投资过度和消费不足，而且只有在国民经济比例严重失调而被迫压缩投资的情况下，消费才得到应有的重视，这给我国的国民经济造成了严重的影响。但1996年以来作为对前期过度投资的调整期已基本结束，我国投资率进入了一个新的提升期。因此，从保证经济长期持续快速增长的角度看，需要抑制投资率的过度提升，防范再次出现过度投资现象，避免对长期经济增长产生不良影响。故此，违背客观规律的人为因素对经济增长的干扰可能越来越少，而投资和消费的关系则可能会遵循经济内在的要求和发展趋势进行变化。这样，投资率就有下降之势，而消费率有上升之势。

3.消费率过低延缓小康进程。党的十六大报告指出，全面建设惠及十几亿人口的更高水平的小康社会，使人民生活更加殷实，是本世纪头20年的奋斗目标；不断提高人民生活水平和质量，是经济建设和改革的主要任务之一。改革开放20多年来，我国城乡居民收入水平迅速提高，消费结构发生重大变化，逐渐从温饱型农产品消费向小康型工业品消费过渡，并且部分已向比较富裕型的服务类消费迈进。但近些年来，城乡居民的恩格尔系数呈现加速下降趋势，分别由1978年的57.5%和67.7%下降到2000年的39.2%和49.1%，这表明居民消费结构升级的步伐在加快。而居民消费水平的提高和消费结构的升级，在客观上要求最终消费率适当上升和投资率相应下降。如果投资率长期偏高而消费率长期偏低，特别是在许多产品生产能力闲置、浪费的情况下消费率持续偏低，使大量的社会产品价值得不到实现，使投资形成的大量生产能力得不到充分利用，并且影响企业经济效益。这非常不利于提高城乡居民生活水平，不利于调动和发挥人民群众生产建设积极性，从而延缓小康进程，不利于发挥最终消费对经济增长的拉动作用。我国居民消费增长的潜力还很大，需要进一步拓展居民消费的空间，因此消费率有上升之势。

4.逐步缩小工农差别、城乡差别和地区差别是全面建设小康社会的目标之一。但城乡之间、工农之间的差距不断扩大已成为小康路上的障碍。要缩小工农差别，就必须增加农民的收入；要提高农民的生活水平，就必须提高消费率。

以上的分析表明：我国消费率上升的潜力和空间很大。

（三）综合分析

合理投资率应保持经济稳定、协调增长的投资率。根据有利于消费率上升的因素和有利于保持较高投资率因素的分析，我们可以得出如下结论：我国的投资率还会在一段时期内保持在较高的水平上，考虑到我国消费率上升趋势明显且上升的空间和潜力很大，我国的投资率有下降之势，但投资率不可能在较短的时间达到理想的状态：25%～30%，借鉴日本在经济高速增长的20世纪50年代后期至70年代，其平均投资率保持在30%左右的实际，我国的投资率也应保持在30%左右，这比较符合我国的实际情况。

参考文献：

1.张合金主编。投资规模调节论。中国财政经济出版社，2000

2.孙焱林。合理投资率的实证分析。统计研究，2000（8）

短期投资和长期投资的区别篇7

关键词：企业会计准则；交易性金融资产；短期投资

中图分类号：F230 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）03-0066-02

中国财政部在2006年颁发了《企业会计准则第22号——金融工具确认和计量》，对金融资产会计处理进行了规范，对2003年颁发的《企业会计准则——投资》投资的内容作了较大的改动。新准则指出，交易性金融资产是指企业为了近期内出售而持有的金融资产。旧准则制度下，短期投资是指能够随时变现且持有时间不准备超过一年（含一年）的有价证券以及回收期不超过一年的其他投资，包括股票、债券、基金等。

新准则中的交易性金融资产的概念更注重流动性和变现能力，并力求与国际会计准则的分类保持一致。旧准则中短期投资则是根据企业本身，即管理当局的持有意图和准备持有的期限划分出来并进行定义的。本文将从以下几方面来分析新制度下的交易性金融资产与旧制度下的短期投资的不同之处。

一、两者确认条件的不同

1.短期投资的确认条件。在旧会计准则下，短期投资应该满足以下两个条件：一是能够在公开市场交易并有明确的市价，否则，无法维持其“易变现”的特点。二是持有投资作为剩余资金的存放形式，并保持短期投资的流动性和获利性。

2.交易性金融资产的确认条件。在新会计准则的规定下，交易性金融资金产的确认条件为：一是取得该金融资产的目的，主要是为了近期内出售。二是属于进行集中管理的可辨认金融工具组合的一部分，且有客观证据表明企业近期采用短期获利方式对该组合进行管理。三是属于衍生工具。主要指期权和期货。满足以上条件之一的金融资产，应当划分为交易性金融资产。

如果一项金融资产被划作交易性金融资产必须满足以下三个方面的条件： （1）企业取得该金融资产的目的主要是为了近期内出售，获取差价，而且企业初次确认时即确定其持有该项金融资产的目的是短期获利。所以，旧准则下的仅仅是为了出售获利而进行的短期投资，应当属于交易性金融资产。（2）该项金融资产必须存在活跃的交易市场，在市场上有报价，从而其公允价值能够通过活跃市场取得或者说其公允价值能够可靠计量，该项资产还可以随时变现。（3）该项金融资产可以是股票、债券、基金单位，也可以是以股票或其他金融工具为标的的衍生金融工具，但其必须是以公允价值计量并将其变动计入当期损益。

二、取得时初始成本的确认与计量之间的区别

1.短期投资的取得成本的确认与计量。企业的短期投资应在取得时按投资成本入账。投资成本是指企业取得和各种股票、债券、基金时实际支付的的价款或者是放弃非现金资产的账面价值以及企业在购入各种债券、股票、基金时所支付的税金、手续费、经纪人佣金等一起购成短期投资成本。账务处理如下：

借：短期投资（买价+税金及手续费等投资成本）

贷：银行存款或其他货币资金——存出投资款

2.交易性金融资产取得成本的确认与计量。企业取得交易性金融资产按取得时的公允价值为初始成本，其发生的相关交易费用，就是指直接归属于购买、发行或者处置金融工具新增的外部费用，应当在发生时计入投资收益，不作为交易性金融资产初始成本入账。账务处理如下：

借：交易性金融资产——成本（公允价值）

投资收益（发生的相关交易费用）

贷：银行存款或其他货币资金——存出投资款

3.分析二者的不同。新准则规定，交易性金融资产按其取得公允价值计量，相关交易费用应该直接计入当期损益即“投资收益”账户。旧准则规定，将交易成本计入短期投资的初始成本中。因此，旧的准则并不能真实地反映短期投资公允价值的变动对企业当期损益的影响，新准则加强了对公允价值的考核。

三、账户的设置不同

1.新准则规定，交易性金融资产设置“交易性金融资产”账户，并且设置“成本”与“公允价值变动”两个明细科目账户，用于反映交易性金融资产的初始投资成本和其公允价值变动的情况。还要设置“公允价值变动损益”，其“公允价值变动损益”用于反映其公允价值变动的收益或损失。

2.旧准则规定，短期投资的会计处理需要设置“短期投资”账户，用于反映短期投资的投资成本。

四、持有期间获得现金股利和利息的确认与计量的不同

（一） 交易性金融资产持有期间获得的现金股利和利息的确认和计量

股票投资的持有期间应在被投资企业宣告发放现金股利应确认为投资收益；其在资产负债表日分期付息一次还本的债券投资在已到付息期时确认投资收益，而不是冲减初始投资成本。一次性还本付息的债券投资应遵循重要性原则，为简化核算期间，可以不确认持有期间的投资收益。其基本账务处理如下所示：

1.宣告发放的现金股利或者发放债券利息时：

借：应收股利（被投资单位宣告发放的现金股利*持股比例）

应收利息（资产负债表日按票面利率计算其应收利息）

贷：投资收益

2.收到现金股票或者利息时：

借：银行存款

贷：应收股利（被投资单位宣告发放的现金股利*持股比例）

应收利息（资产负债表日按票面利率计算其应收利息）

（二）短期投资持有期间获得现金股利和利息的确认和计量

短期投资持有期间获得的现金股利或者利息应在实际收到时作为投资成本的收回，冲减短期投资的价值（但原初始计入“应收股利”或者“应收利息”的现金股利或者利息的除外，应该冲减“应收股种”或者“应收利息”，即对于被投资单位宣告发放现金股利或开始计息时，投资单位不做处理，持实际收到的现金股利或者利息时才进行账务处理并且作为投资成本的收回，而不确认投资收益。

借：银行存款

贷：应收股利（初始取得时已计入应收项目的已宣告发放但尚未领取的现金股利）

应收利息（初始取得时已计入应收项目的已到付息期但尚未领取的债券利息）

短期投资（实际收到现金股利或者债券利息）

五、期末计价方法的不同

1.交易性金融资产的期末计价。新企业会计准则规定，在资产负债表日，企业对其持有的交易性金融资产应按照公允价值计量，而不是按成本与市价孰低法。若账面余额与期末公允价值的不符，则应调整该资产的价值，同时将其差额计入当期损益即公允价值变动损益。若公允价值高于账面余额，则应按其差额：

借：交易性金融资产——公允价值变动

贷：公允价值变动损益

若其公允价值低于账面余额，做相反会计分录，则处理为

借：公允价值变动损益

贷：交易性金融资产——公允价值变动

2.短期投资的期末计价。为了体现谨慎性原则，旧企业会计准则的规定，企业持有的短期投资，应在期末或者至少在年度终了时以成本与市价孰低法计量。企业根据具体情况，可以分别采用按投资总体、投资类别或单项投资计提短期投资跌价准备。若市价低于成本，按其差额计提短期投资跌价准备。

借：投资收益——计提的短期投资跌价准备

贷：短期投资跌价准备

当已计提跌价准备的短期投资的市价又得以恢复时，则应价按恢复的金额冲销已计提的跌价准备。若已计提跌价准备的短期投资市价高于成本，则应将已计提的跌价准备全部冲回，作相反的会计分录。

借：短期投资跌价准备

贷：投资收益——计提的短期投资跌价准备

3.二者之间的区别。新准则规定交易性金融资产期末按照公允价值计量，因公允价值变动引起公允价与账面余额的差额计入当期损益。旧准则中，短期投资期末按成本与市价孰低计量，市价低于成本的应计提短期投资跌价准备，计入当期的损益。

六、处置时的会计账务处理的不同

1.交易性金融资产出售时的会计处理。新企业会计准则规定，企业在处置交易性金融资产时，会发生交易费用，将出售交易性金融资产实际收到的金额（即出售价格减去交易费用的出售净收入）

借：银行存款

贷：交易性金融资产——成本（原账面余额）

借或贷：交易性金融资产——公允价值变动损益

借或贷：投资收益（差额）

同时将原计入该金融资产的“公允价值变动损益”反向转入“投资收益”账户，其基本账务处理为：

借：公允价值变动损益

贷：投资收益

或者是借：投资收益

贷：公允价值变动损益

2.短期投资处置时的会计处理。旧企业会计准则规定，处置短期投资时应将已计提的短期投资跌价准备冲销，将获得的处置收入与短期投资账面价值（短期投资的账面余额减去已计提的跌价准备的差额确认为投资损益。其处理为：

借：银行存款（实际收到的处置收入）

短期投资跌价准备（已计提的跌价准备）

贷：短期投资（余额）

借或贷：投资收益（差额）

当有价证券的市价低于成本时，按其差额借记“投资收益”账户，贷记“短期投资跌价准备”账户；若已提跌价准备的短期投资的市价以后又回升，按回升增加的数额借记“短期投资跌价准备”账户，贷记“投资收益”账户。

参考文献：

[1] 交易性金融资产的核算解析[J].商业会计，2007，（14）.

[2] 孙玉芹.分析新旧准则下交易性金融资产与短期投资会计处理的区别[J].教育学院报，2007，（4）.

[3] 杨有红，林纲.短期投资概念及相关账务处理[J].北京工商大学，2000，（2）.

[4] 财政部会计资格评价中心.交易性金融资产的概念及处置[M].北京：经济科学出版社，2010：1.

[5] 刘冬荣.旧会计制度下的短期投资相关处理[M].长沙：中南大学出版社，2005：3.

短期投资和长期投资的区别篇8

关键词:多渠道融资;金融创新;银行经营

中图分类号:F832.7 文献标识码:B 文章编号:100-4392（2008）11-0014-04

一、滨海新区企业多渠道融资情况

(一)信贷融资

一直以来，向金融机构申请贷款是滨海新区企业融资的主要方式。截至2007年末，滨海新区人民币各项贷款余额为1426.97亿元，较2005年的869.68亿元，增长了557.29亿元;各项贷款中短期贷款余额639.89亿元，比2005年增长了191.46亿元，中长期贷款余额768.44亿元，比2005年增长了366.53亿元。2005年以来，滨海新区信贷融资的特点是:各项贷款增长速度快，中长期贷款增速远超短期贷款，信贷投向不断优化，资产质量继续提高。

(二)股票融资

到2007年末，按照注册地划分，滨海新区有14家上市公司，上市公司数量占天津市的一半，分别为天津港、滨海能源、津滨发展、海油工程、中金黄金、 SST天海、S*ST磁卡、中海油服、远洋控股、广宇发展、天津宏峰、泰达股份、*ST天保、普林电路，涉及交通运输仓储、电力煤气石油、有色金属等行业，滨海新区上市公司在石油服务、交通运输和综合类行业中具有优势地位，各项成长性指标处于较高水平，盈利能力较优异。2007年末，天津市上市公司中市值最高的三只股票依次为远洋控股、中海油服和海油工程，都在滨海新区;自1991年到2007年滨海新区14家上市公司累计募集资金262.45亿元，占天津市的61.33%; 2007年，新区有3家上市公司进行了首发融资，分别为普林电路发行3.9亿元，中海油服发行65.99亿元，远洋控股发行148.8亿元。

(三)债券融资

近年，滨海新区企业积极申请发行企业债券。在2005年泰达控股成功发行15亿元企业债券的基础上，2006年，人民银行又批准滨海新区发行34亿元企业短期债券，其中泰达股份发行6亿元，天津港发行10亿元，泰达控股发行18亿元。鉴于短期融资券备案手续相对简单、发行周期较短及成本较低的特点，2007年在滨海新区的需求与发行量增大，包括为中海油服发行了10亿元、批准泰达控股发行50亿元。同时滨海新区企业也积极申报发行企业长期债券，2007年经批准为泰达控股发行6亿元、为保税区财政投资公司发行12亿元长期债券。

(四)产业基金

我国第一只契约型产业投资基金――渤海产业投资基金在2005年底正式设立，总规模为200亿元，首期募集60.8亿元已全部到位，基金以封闭方式运作，对企业进行股权类投资。渤海产业投资基金主要围绕实现国务院对天津滨海新区功能定位进行投资，同时也将支持天津滨海新区以外的环渤海区域经济发展。投资重点是具有自主创新能力的现代制造业，具有自主知识产权的高新技术企业，交通、能源基础设施项目，以及其他符合国家产业政策的项目。2007年11月2日，渤海产业基金斥资15亿元，从天津钢管投资控股有限公司购得部分天津钢管集团股份有限公司股权，完成了基金设立以来的投资首选项目。

(五)利用外资

滨海新区建设十余年以来，坚持走以开放促发展的开发模式，逐步形成了全方位、宽领域、高水平的对外开放格局，对外开放的层次和水平不断提高，主要表现在利用外资势头良好、利用外资项目质量明显提高、外资企业增资踊跃、外贸出口大幅增长等方面。2007年以来，新区利用外资又呈现出以增资为增长点、以新型服务业为热点、以重大项目为投资支撑点、以总部经济配套项目为投资聚焦点的特点。2007年，滨海新区直接利用外资项目398个，同比减少20.4%;直接利用外资项目合同金额76.68亿美元，同比增长24.1%;实际直接利用外资金额达39.24亿美元，同比增长17.3%;全年实现出口245.27亿美元，同比增长8.4%。特别是2003年以来，实际直接利用外资金额实现连续大幅增长，年平均增长率高于同期地区生产总值的增长。

综上，滨海新区企业多渠道融资表现出以下特点:

第一、以信贷融资形式为主。

第二、企业多渠道融资需求增长较快。

第三、融资渠道不断拓宽。

第四、企业多渠道融资金额持续增长。

第五、与其它区域相比，利用外资数额较大。

第六、发行债券企业较为集中。

第七、股票融资占天津市比重较大。

第八、高市值股票的上市公司聚集滨海新区。

第九、拥有国家批准成立的内地第一只产业投资基金――渤海产业投资基金。

第十、商业银行能够客观、积极地应对企业多渠道融资对自身经营产生的影响。

二、企业多渠道融资对商业银行经营的影响

多渠道融资，丰富了企业的资金来源，一定程度上满足了滨海新区企业不断增长的资金需求，同时对新区商业银行的经营也产生了一些影响。企业多渠道融资可以说是一把“双刃剑”，一方面企业融资渠道的丰富，减少了对贷款的需求，给商业银行的资产业务带来压力;另一方面，企业融资渠道的多元化符合世界经济发展的规律，有助于商业银行尽快改变单纯依赖利差收入的经营模式，走上与国际接轨的道路。

(一)正面影响

1.有利于中间业务发展。鉴于传统以利差收入为主的盈利模式难以适应金融改革的发展，新区各商业银行普遍对中间业务的发展给予广泛重视。2007年，在新区银行业机构全部营业收入中，利息收入为79.09亿元，占70.72%，这个比率呈现下降趋势，而手续费、汇兑收益达到4.84亿元，同比增长了52.2%，高于营业收入增速22.3个百分点，表明新区中间业务收入增速提高。另外，企业债券市场的发展，特别是短期融资券的推出给商业银行发展中间业务提供了一个大好机会。2004年，中国人民银行正式批准铁路债券进入银行间债券市场交易，标志着企业债券向商业银行的开放，商业银行可以通过参与企业债券的发行和利用其网络优势企业债券的买卖来增加中间业务收入。以短期融资券为例，按照目前承销手续费0.3%-0.5%的行业标准，商业银行通过开展短期融资券承销业务可以获取较为可观的佣金收入，这对于丰富中间业务收入来源具有积极作用。

2.有利于缓解中小企业融资困难。长期来看，商业银行大型优质企业客户贷款的萎缩是大势所趋，企业融资渠道的拓展，使商业银行经营者更清醒地认识到这一点，滨海新区贷款十大户所占份额已由2006年的33.78%下降到2007年的32.98%，降低了0.8个百分点。在欧美一些发达国家，信用良好的大企业，利用其资信优势，通过发行股票和企业债券解决了大部分资金需求，中小型企业则依靠银行贷款。我国目前的情况则处于相反状态，商业银行竞相以优惠利率追逐大型国有企业，对小企业的态度极为谨慎，但从长远来看，越来越多的大型企业将通过直接融资渠道获得资金，迫使商业银行不得不去发现和培养一些高成长性的中小企业，这将从根本上解决中小企业融资难的问题。

3.有利于商业银行资产业务的多元化发展。资产结构单一、信贷资产占比偏高一直是我国商业银行中存在的问题，特别是滨海新区开发开放政策实施以来，外资银行陆续进驻新区，银行业竞争加剧，经营模式的转变成为各家银行面临的首要问题。企业融资渠道的丰富，能够有效促进商业银行提高经营管理水平，更加重视资产流动性和安全性，加快了新区商业银行资产业务多元化发展的步伐。商业银行将贷款业务转化为证券市场的投资活动，分散了信贷风险，改变资产与负债匹配不合理的现状，能够有效解决“短存长贷”的期限错配现象。

4.有利于分散金融风险。理论上讲，企业融资渠道的丰富，可以避免企业融资过度依赖银行，避免金融风险在银行体系内的大量集聚，增强了银行体系的稳定性。企业直接融资增加后，企业的资金来源多元化，从而增强了对企业运行的社会监督，另外股票融资还有助于降低企业的资产负债率，提高企业的偿债能力，这在我国企业资产负债率过高和银行对企业监督不力的现有情况下，无疑会起到降低风险的作用。

5.有利于宏观调控政策的贯彻落实。2007年国家为了控制信贷投放过快增长、紧缩过剩的流动性，颁布了多项宏观调控政策，为了防止经济增长由偏快转为过热，防止价格由结构性上涨演变为明显的通货膨胀，2008年开始执行从紧的货币政策。在当前仍以利差收益为主的经营模式下，商业银行为了追求利润最大化，存在尽可能多发放贷款的冲动，与国家宏观调控政策存在矛盾，可能会弱化宏观政策的调控效果。企业多渠道融资为商业银行提供了更多的盈利渠道，特别是短期融资券的推出，丰富了银行间债券市场的投资品种，也开辟了企业债券市场发展的新途径，有效加速商业银行转型，一定程度上有利于国家控制信贷规模的宏观调控政策的贯彻落实。

(二)负面影响

1.优质客户流失，利息收入下降。随着我国金融市场的不断完善，企业融资渠道不断丰富，直接融资比重有所提高，特别是今年以来贷款利率不断上调，增加了企业的融资成本，直接融资的优势更加凸显。以最近日益受到企业青睐的短期融资券为例，其利率明显低于同期的贷款基准利率。同时，融资渠道较为丰富的多是一些大型优质企业，而这些优质企业原本是商业银行争相抢夺的“黄金客户”。融资渠道的多元化使得大企业摆脱了对商业银行信贷资金的过度依赖，对银行贷款产生替代效应，势必减少商业银行的利息收入。短期内，商业银行无法改变现有以利差收入为主的经营模式，利息收入的减少对商业银行经营所产生的影响必然是重大的。

2.同业竞争加剧，可能引发违规操作。对商业银行而言，企业融资渠道的多元化必然会分流一部分优质客户，这一方面导致银行对现存优质客户的争抢，另一方面在优质客户分流影响利息收入的情况下，优质的中小企业也将成为各行竞争的对象。同时，自2005年5月《短期融资券管理办法》出台以来，短期融资券市场不断扩容，各商业银行在流失部分优质客户的同时，对短期融资券承销业务的竞争也更为激烈。同业竞争的不断加剧，使得各行可能在利益驱使下，放宽对企业的审核，甚至采取利率下浮等优惠手段来吸引客户，潜在违规风险加大，不利于整个银行业稳健发展。

3.资金运用困难，潜在风险增加。企业直接融资的增加，减少了优质企业的贷款需求，在商业银行资金来源不变的情况下，实际上减少了银行低风险的获利机会，银行不得不将更多的资金投放到风险更大的企业中去，或者选用其他的资金运用方法。在传统“存款立行”经营观念的长期影响下，我国银行业存差数额较大，当前国家宏观调控力度不断加大，对贷款规模的控制更加严格，商业银行的资金运用渠道又极为有限，除贷款外资金主要投向国债和政策性金融债，由于投资国债和金融债收益较低，实际上造成一种资源配置效率低下，银行盈利能力受到很大影响。尽管近年来我国债券市场取得很大发展，特别是短期融资券的推出，给商业银行资金运用提供了新的渠道，同时由于其融资成本较低且没有抵押担保要求，对企业有着较强的吸引力，市场必然会进入扩容阶段。优质企业数量有限，资源会被逐渐耗尽，个别劣质企业进入市场可能会带来不稳定因素，一旦出现现金流难以偿付的情况，将增大银行的风险。

三、建议

(一)严格贯彻从紧货币政策，及时反馈政策效果

基于经济发展形势的变化，国家对宏观调控政策做出重大调整，实施了十年之久的“稳健”货币政策被“从紧”的货币政策取而代之。根据中央经济工作会议精神，今年要严格控制货币信贷总量和投放节奏，更好地调节社会总需求和改善国际收支平衡状况，维护金融稳定和安全。滨海新区金融机构首先要充分认识实施从紧货币政策的重要性和紧迫性;其次要正确理解从紧的货币政策，坚持有保有压、区别对待的原则，不断优化信贷结构;三是要密切观察研究本地区经济发展的特点和趋势，坚持一切从滨海新区的实际发展出发，正确处理好执行从紧的货币政策和促进滨海新区开发开放的关系。

(二)力促滨海新区资本市场建设，拓宽企业融资渠道

滨海新区自纳入国家“十一五”发展规划以来，经济金融都出现了较快增长，但资本市场的总体发展速度缓慢，未能发挥资本市场筹集社会资金、优化资源配置和转换企业经营机制等功能，与滨海新区金融改革先行先试的优势地位难以匹配，一定程度上影响了整个新区金融创新改革的发展速度。今后，要把资本市场的培育放在整个金融创新改革的重要位置上，以满足企业日益增加的融资需求，促进新区经济更好更快发展。第一，政府职能部门可以通过举办推介会、座谈会等多种形式搭建平台，帮助企业认识资本市场的运作方法，了解相关的政策，鼓励和支持符合条件的各类企业上市，同时有针对性地扶持地区优势行业具备条件的企业，积极推进后备上市企业的培育。第二，积极开展证券期货、风险投资、信托保险等市场的发展，尽快在新区设立具有独立法人资格的证券公司和基金管理公司，培育多元化市场主体，培育一批上规模、运作规范、竞争实力强的现代金融企业，同时积极推进滨海新区开展混业经营试点工作。第三，国务院已经批准在滨海新区设立柜台交易市场(OTC)，为暂时未达到上市条件的企业提供股权交易平台，新区要以此为契机，不断完善区域投资环境，方便企业资本的筹措与流动。第四，大力发展债券市场，鼓励符合条件的企业通过发行公司债来融资，特别是央行推出的短期融资券业务，应给予滨海新区企业一定政策倾斜。

(三)加快商业银行经营模式转型，重视中间业务发展

发达国家的商业银行发展同样经历了由利差收入为主要收入来源。到利差收入占比减少而非利差收入占比增加的业务转型过程，随着金融改革的不断深化，新区商业银行逐渐加大了对发展中间业务的重视程度，企业多渠道融资在某种程度上会减少商业银行的信贷业务收入，充分调动商业银行发展中间业务的积极性，加快经营模式转型。第一，转变观念，将中间业务作为商业银行新的利润增长点，从商业银行发展战略的高度重新定位中间业务，处理好中间业务与传统资产负债业务的关系。第二，根据客户需求，积极拓展中间业务，摒弃以往各行业务同质化严重的弊端，挖掘自身业务亮点，从金融产品和服务上进行高层次的创新，增强竞争力和抗风险能力，抢占市场分额。第三，积极开展短期融资券承销业务，积累承销经验，为将来全面进入企业债券市场的投资与承销以及混业经营作好准备。第四，加快高素质人才的培养和引进，造就一支符合未来金融市场发展需求的专业员工队伍，同时完善用人机制和薪酬制度，为将来的发展建立人才资源储备。

(四)强化商业银行风险管理，提升利率定价能力

随着企业融资渠道的多元化，大客户的议价能力逐步增强，同时高成长性的中小企业受到更多的关注，而中小企业的贷款风险相对较大，这些都需要银行具备科学、准确的风险识别能力和利率定价能力。第一，进一步发挥基层央行的引导作用，增强商业银行完善利率定价机制的意识。第二，完善内部信用评级制度，特别是研究开发适用于中小企业的贷款风险识别和评估系统，逐步积累风险计量所需基本历史数据，提高对利率风险的认识和管理水平。第三，建立定期的缺口分析和利率敏感性分析制度，加强对利率走势的预测和分析，加强对远期利率协议、利率期权等避险金融工具的研究。第四，借鉴国外先进的利率风险管理经验和方法，根据自身实际完善利率定价管理办法。

课题主持人:魏金生