中介变量（通用7篇）
中介变量 篇1
1 引 言
在我国,货币政策的中介变量和目标变量具有可测性、可控性、相关性。中央银行可以通过汇总统计金融行业的各种报表对M1和M2进行及时的测量,可以运用货币政策调整货币的供应量,达到货币供求平衡。所谓货币政策是指中央银行通过银行体系变动货币供给量来实现其特定经济目标的总称。货币政策包括工具变量、中介变量、目标变量。中央银行利用这三种变量之间的相关性,以货币政策中介变量作为媒介,直接控制工具变量,从而间接影响目标变量。1996年,央行将M1和M2作为货币政策的调控目标,使货币供应量中介变量正式成为中国货币政策体系的一部分。因此,通过对货币政策中介变量和目标变量关系的研究,在中介变量和目标变量可测性、可控性的基础上,可以使央行更好地执行货币政策,从而实现稳定币值和促进国民经济增长的目标 ( 见下图) 。
2 文献综述
何启志、何启粱通过对我国1995年到2012年GDP、M1、M2的年度数据做分析,得出我国的货币供应量与GDP有很强的相关性。董青马、雷洪光、胡正运用VAR模型,研究了我国1978—2009年度货币供应量、价格水平和产出之间的动态关系,从而证明了M2适合做中介目标,而M1则更适合做中央银行的观测目标。而货币主义理论者提出持续的通货膨胀只是单纯的货币现象的观点。
结合我国中央银行货币政策发展执行情况,本文将从货币政策中介变量与目标变量线性相关程度的角度,进一步研究中介变量与目标变量的关系,并提出运用与之相关的货币政策建议。
3 中介变量与目标变量的选择
货币政策中介目标作为一种金融中介变量,是短期经济变化和金融趋势的晴雨表。一国的经济金融条件和货币政策操作能否对经济活动产生最终的影响是选择货币中介目标的重要依据。此外,中央银行选择货币政策中介目标的还应满足如下三个标准: 一是相关性。即作为中介目标的金融指标的变动要与中央银行的货币政策密切相关,能对经济金融的变化发展产生影响。二是可控性。即作为操作指标和中介指标必须是中央银行能够应用货币政策工具对其进行有效控制的金融指标。三是可测性。即中央银行能够迅速获取这些指标的准确数据并进行观察、分析和检测。
按相互间的关系分析,可以分为中介变量、工具变量和目标变量。其中目标变量是指能够实现币值稳定、经济增长、充分就业、国际收支平衡和金融稳定的变量指标;中介变量是指货币政策中介目标的变量指标,主要有利率和货币供应量 ( 包括M0、M1、M2) 等。反映币值稳定状况的目标变量指标是物价指数,可以选择消费者物价指数( CPI) 代替; 体现一国经济增长状况的目标变量指标是真实国内生产总值,可以用国内生产总值 ( GDP) 来代替。可供选择的中介目标主要有贷款量、货币供应量和利率,其中贷款量跟货币供应量具有可替代性,因此,使用比较广泛的、具有典型性的中介变量是货币供应量 ( M0、M1、M2) 和利率 ( R) 。
从实现币值稳定来看,货币供应量M对消费者物价指数的传导,仅通过消费一个变量,并且货币供应量对消费的影响确实很大; 而中介变量利率R对目标变量消费者物价指数的传导,则要经过货币需求的利率弹性和收入弹性,分别对储蓄和投资产生影响,进而传递到物价水平。与利率水平相比,货币供应量对物价水平的传递更直接、弹性力度更强。从实现经济增长来看,货币供应量对国内生产总值的传导仅通过投资一个变量,而利率对投资的传导要由货币供给和货币需求两个方面,进而通过投资实现国内生产总值的增长。可见,货币供应量对国内生产总值变量的传导要比利率对国内生产总值的传导直接得多。
从货币供应量的不同层次来看,主要是如何选择M0、M1、M2的问题。由于与M1、M2相比,M0目前占国内生产总值和货币总量 ( M2) 的比重很小,一般只在11% ~6% ,并且随着信用制度的发展和金融的深化,现金交易的份额将越来越小,所以M0在经济生活中的作用将越来越弱,从而使之独立充当货币政策中介目标的可能性也越来越小。
综上所述,本文选取了货币供应量M1、M2作为中介变量,国内生产总值GDP、消费者物价指数CPI作为目标变量,来研究中介变量与目标变量的关系。
4 目标变量与中介变量相关性分析
本文选取我国1990年至2013年M1、M2、CPI、GDP的年度数据,如表1所示。来分析我国不同层次的货币供应量M1、M2与居民物价消费价格指数、国内生产总值变动关系的密切程度。
数据来源: 中国统计年鉴 ( 2014) 。
分别建立CPI和M1、M2以及GDP和M1、M2的线性回归模型。可以使用双对数模型缩小解释变量与被解释变量变量值之间的差距,运用OLS法估计出参数及模型( 如表2所示) 。
由表2的计量模型分析,我们可以看出所建立的回归模型均通过了t检验,变量系数符合经济意义,模型的拟合优度也很高,解释变量对被解释变量有显著影响,说明目标变量与中介变量之间高度相关。同时我们也可以得出如下两个方面的推论。
第一,由相关性检验指标R2分析,M1 和M2这两个解释变量对消费物价和国内生产总值这两个目标变量都具有很高的显著水平。就M1和M2的相关性显著水平而言,对于消费物价,前者略强于后者; 对于国内生产总值前者与后者接近。这就证明: 就总体而言,M1和M2与目标变量之间都确实存在明显的幂函数相关关系,只是在密切程度上有些微差异。第二,由弹性系数分析,就消费物价和国内生产总值而言,M1每增长1% ,国内生产 总值增长0. 86% 、消费物 价上涨0. 39% ,说明M1的弹性较大; M2对两个变量的弹性要比M1的弱,基本上低将近0. 07和0. 08个百分点。这就意味着相关性检验已达到了较高的显著水平,仅表明M1和M2均基本具备了对目标变量传递的直接性这一作为中介变量的充分条件; 而弹性大小的比较,则更进一步证实了M1对目标变量的传导更直接、效率更高。或者说,尽管M2也基本满足传递的直接性要求,但与M1相比,其对目标变量的弹性要小一些,调控的效果就相对要弱一些。
由此可见,就综合而言,货币供应量M1、M2均具备货币政策中介目标的基本要求,但相比较可以看出,M1的条件更充分一些。因此,在我国社会主义市场经济中,将货币供应量作为货币政策中介变量对于抵御经济波动、维持国民经济的稳定增长是合理有效的。
5 完善我国货币政策中介变量的建议
第一,疏通传导渠道、减少货币供应量调整的阻碍。就中国目前的经济金融发展现状来说,要减少货币政策的时滞效应,疏通从央行到商业银行、企业到居民的传导渠道。第二,积极研究寻找有实质影响和相关关系的新的中介变量,不断完善货币中介变量体系。随着经济全球化的发展,我国金融改革体系的深化,未来利率变动因素对我国货币政策的影响将会加大,因此需要考虑将新的因素引入到货币政策变量中。
摘要：本文运用计量经济学的方法,对我国1990—2013年M1、M2、CPI、GDP的年度数据进行实证分析,并进行相关检验,结果证明M1、M2作为中介变量与目标变量CPI、GDP之间是高度相关的。同时通过理论分析M1、M2的可测性、可控性,进一步说明货币政策中介变量与目标变量的关系,并提出相应的货币政策建议。
关键词：货币政策,中介变量,目标变量,相关性
参考文献
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中介变量 篇2
集聚效应是指各集聚企业通过共享资源、技术、信息等要素,获得的效益增加或成本降低[1]。通过集聚效应可以带动企业发展,形成可持续发展能力; 可以促进地区经济发展,改善居民生活水平; 可以促进区域技术进步,增强区域差异化优势与产业竞争力,带来区域经济增长和产业结构升级[2,3]。因此,各地政府都将培育产业集聚,增强集聚效应作为推动地方经济增长的重要手段。产业集聚度无疑是影响集聚效应的关键变量之一,学术界对于产业集聚与集聚效应之间关系的研究遵循着从古典区位论到新经济地理理论的演进脉络,虽然视角不同,但都得出产业集聚可以促进效率提升的结论。然而,实证研究却得出3 种不同的结果:( 1) 集聚度高则生产率高,两者正相关[4,5,6,7]。如范建勇( 2006) 研究发现大陆地区非农产业劳动生产率对非农就业密度的弹性系数为8. 8% 左右,指出现阶段中国非农产业在某一地区的集中,将显著提高该地区的劳动生产率。 ( 2) 集聚度与利润、效率无显著相关性。Beeson ( 1987) 使用美国制造业州一级数据进行检验,结果发现产业集聚和生产率之间并没有明显的相关性[8]。Bode ( 2004) 使用德国数据也得出相同的研究结论。 ( 3) 集聚度与生产率存在倒U型关系[9,10,11]。研究结果说明:存在其他变量影响着产业集聚对集聚效应的促进作用,对这一问题仍有待深入探讨和研究。
1 理论模型构建与研究假设
1. 1 理论模型构建
产业的集聚有助于企业间生产信息的交换和专业人才的流动,进而引发知识溢出效应,知识溢出效应则是产业集聚外部性产生的一个主要原因[12]。知识溢出过程具有链锁效应、模仿效应、交流效应、竞争效应、带动效应和激励效应[13],会提升产业的集聚效应。因此,知识溢出起到重要的中介作用。
在分析我国产业集聚效应的时候,不得不考虑地方政府设置的行政性退出壁垒。为了维持社会稳定和秩序,政府不愿让落后产能关闭或破产,许多地方政府不惜长期给 “僵尸企业” 输血来换取比较高的就业或低失业率[14]。行政性退出壁垒会阻碍市场机制的自发调节,触发集聚企业的恶性竞争、制约产业发展升级,极大地削弱产业的集聚效应。
本文综合以上研究成果,以知识溢出为中介变量、行政性退出壁垒为调节变量,构建产业集聚度与集聚效应间相互关系的模型如图1 所示。
1. 2 研究假设
1. 2. 1 产业集聚度与集聚效应
集聚效应表现为集聚企业效益的增加或成本的降低。集聚度提高,集聚规模扩大,会引致辅助性行业成长,从整体上降低集聚企业原材料、设备的采购与运输成本; 集聚度提高会带动本地劳动力市场的形成,为企业节约劳动力搜寻、培训成本,为企业的生产和发展提供有力保障; 集聚度提高有利于专业市场的形成,集聚区企业通过共享规模巨大的交易平台和销售网络,确立产品的低交易费用优势。根据上述分析,提出如下假设:
假设1: 产业集聚度正向影响集聚效应。
1. 2. 2 知识溢出的中介作用
集聚区内企业的生产效率实际上取决于知识存量,既包括企业自身的知识存量,也包括集聚区内的公共知识[15]。在产业集聚区内,知识的累积又取决于企业数量的多少。一方面,集聚度提高有利于知识溢出。地理邻近性是影响隐性知识流动的重要因素之一。集聚规模的扩大,特别是外来企业的入驻,既可以享受其它企业溢出的外部知识,又能够带来新的知识,进而增加集聚区内的知识存量。集聚区内企业越密集,企业间面对面交流与合作的机会越多,越有利于隐性知识的传播与合作创新,知识溢出的机会越多。同时,集聚度提高会吸引供应商的集聚,通常情况下,本地采购率越高,采购产品的技术含量越高,本地的配套体系越多,产业链条越长,知识溢出效应越明显[16]。另一方面,知识溢出对集聚效应有正向影响。知识溢出促进了创新网络的发展和经济的增长,是创新产出和生产率提高的源泉。通过知识溢出,集聚企业员工容易获得关于如何改进产品、提高效率之类的隐性知识。当企业员工将这些新知识应用于相关业务活动中,就能实现整个产业集聚区效率的提升。根据上述分析,提出如下假设:
假设2: 知识溢出在产业集聚度影响集聚效应的过程中起到中介作用,知识溢出越强,集聚度对集聚效应的作用越显著。
1. 2. 3 行政性退出壁垒的调节作用
行政性退出壁垒是指地方政府为了维持社会稳定和社会秩序给予当地企业种种优惠政策以维持其生存,使得企业在长期低于正常利润的情况下未能缩小规模或者退出市场。产业集聚度提高所带来的正效应很大程度上由行政性退出壁垒来决定。行政性退出壁垒的存在,使得本应在市场竞争中被淘汰的企业依然生存,“过度竞争”使集聚企业丧失了进行技术创新的投入能力; 政府补贴又使其丧失了技术创新的动力。行政性退出壁垒的存在使得城市资源和环境相对不足的压力得不到有效缓解,土地租金、运输费用、工资和原材料价格的上涨都会造成集聚企业经营成本的上升,降低集聚区的利润水平。同时,经营成本上升易引发集聚企业在生产过程中偷工减料,使得集群产品质量和竞争力急剧下降,集群效应大幅减弱。根据上述分析,提出如下假设:
假设3: 行政性退出壁垒调节集聚度与集聚效应的关系,即行政性退出壁垒越强,集聚度与集聚效应的正向关系越弱。
2 变量选取与数据来源
2. 1 变量选取
集聚度( AD) : 本文采用规上企业密度代表产业集聚度。知识溢出( NS) : 以发明专利授权量反映知识溢出水平的大小。行政性退出壁垒( EB) :用国有企业亏损率与规上企业亏损率比值表示。国有企业亏损率与规上企业亏损率比值大于1,表示存在行政性退出壁垒。集聚效应( AE) : 采用规上企业利润率衡量集聚效应,即规上企业利润率下降,集聚效应减弱; 规上企业利润率提高,集聚效应增强。
2. 2 数据来源
本文以北京、上海、天津、重庆工业产业集聚为研究对象,相关指标数据来源于国家统计局数据库,本文使用2004 ~ 2013 年数据进行统计分析。变量取对数后的统计性描述见表2。
3 研究方法与结果分析
3. 1 研究方法
本文使用EVIEWS6. 0 作为分析工具,采用依次检验的方法来检测集聚度与集聚效应的关系[17,18]。分析步骤为: 第一步,做集聚效应对产业集聚度、行政性退出壁垒、集群度和行政性退出壁垒乘积变量的回归,用于检测行政性退出壁垒的调节效应; 第二步,做知识溢出对集聚度、行政性退出壁垒、集聚度和行政性退出壁垒乘积变量的回归,目的是检测行政性退出壁垒通过知识溢出对集聚效应产生的影响; 第三步,做集聚效应对集聚度、知识溢出、行政性退出壁垒、集聚度和行政性退出壁垒乘积变量的回归,主要用于检测中介效应。
假设检验模型的具体分析方程如下:
3. 2 结果分析
为了减少检验模型误差项之间存在的异方差性,我们对解释变量取自然对数,根据Eviews 6. 0分析软件,得到如表3 计量结果。
从表3 可以看出,假设1 通过检验。产业集聚度正向影响集聚效应,其影响主要是直接效应,效应系数为0. 00045,通过检验( t = 3. 17704) 。
假设2 部分通过检验。集聚度对知识溢出的影响系数为正,但不显著。这可能是由本模型的指标选取造成的,如国外学者使用专利引用数据度量知识溢出,但我国没有这方面的统计资料; 也可能是我国产业集聚的知识溢出作用不明显,至于具体属于何种情况,需要作进一步的研究。知识溢出对集聚效应有正向影响,效应系数为0. 0009,通过检验( t = 2. 36635) 。
假设3 通过检验。集聚度和行政性退出壁垒乘积变量的系数为- 0. 00038, 通过检验( t =- 3. 21977) 。进一步地,由
可知,行政性退出壁垒越强,集聚度与集聚效应的正向关系越弱。当行政性退出壁垒大于1. 1842 时,集聚度对集聚效应的影响变成了负效应。
4 政策建议
根据前文得出的结论,为有效提升产业集群的集聚效应,促进集群的可持续发展,可以从以下几个方面加以改进。
4. 1 适当控制集聚度,避免规模盲目扩张
集聚效应受到资源禀赋、市场供求关系等多种因素的影响,与集群规模之间并非简单的线性关系。集聚度过高,集聚区产品供大于求,就易引发内部企业的恶性竞争。同时,集聚规模超过城市资源与环境承载力后,工业用地价格暴涨、基础生产资料供应紧张等情况就会随之出现,将严重干扰集聚企业的正常生产,集聚效应反而会减少。为此,地方政府要根据城市现有的资源和环境禀赋,科学制定发展规划,避免集聚规模的盲目扩大,保证地方经济的发展活力。
4. 2 制定相关政策进一步促进和扩大集聚企业的知识溢出
积极引进高层次人才; 鼓励通过逆向工程实现示范效应; 加强内资与外资企业的合作,密切合作关系,实现上下游的关联效应等。同时,为企业、高等院校、科研院所营造有利于创新的政策环境,引导创新要素集聚,促进集聚区的可持续发展。
4. 3 降低或消除落后产能的退出壁垒
行政性退出壁垒的存在使得城市资源和环境相对不足的压力得不到有效缓解,又使得长期低于正常利润的企业无法退出,最终导致集聚企业僵化。因此,地方政府应降低或消除行政性退出壁垒,充分发挥市场配置资源的基础性作用,综合利用经济、行政和法律手段,压缩集聚区内落后产能的市场空间,努力营造有利于落后产能退出的市场环境。积极引入先进企业,不断增强产业竞争力。使集聚区处于既能保持各企业适度竞争,又能获得规模效益的状态。
4. 4 探索推进竞争类国企混合所有制改革
《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》指出, “要积极发展国有资本、集体企业、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济。”国企改革中引入混合所有制,实现国有资本与民营资本等非国有资本交叉持股、相互融合,可以将国有资本的资本优势与民营资本的灵活市场机制优势合二为一,从而产生 “1 + 1 > 2”的治理效果[19]。这将有利于扭转国有企业 “四不分离”困境,激发国有企业活力,提升区域集聚效应。
中介变量 篇3
(一) 高管团队异质性对公司绩效的影响
焦长勇和项保华 (2003) 指出高层管理团队成员的年龄结构应保持合理性和高效性, 才能提高团队效能。对于处于不同成长阶段的企业, 团队成员的年龄结构也应不尽相同, 对于成长性企业应选择年轻高层主管占较高比例的团队结构, 保持高层管理团队整体旺盛精力和冒险精神;对于成熟稳定型企业则可能保持年长者居多;衰退企业中团队应增加中年高层主管。
不同学历的成员在受教育的经历、思考问题的方式等方面会有所不同, 可能影响成员之间的沟通。孙海法、姚振华、严茂胜 (2006) 认为高管团队的平均教育水平与公司的长期绩效正相关。因为平均教育程度高的团队拥有更高的知识和技能, 更能采用管理创新和技术创新, 从而提升公司长期绩效。
由不同任期的经理们组成的高层管理团队, 可以以社会经验和组织经验为基础形成多样化观点, 这将有利于形成正确的决策。但当公司面临的环境非常复杂, 这种复杂的环境超过一定程度时, 任期异质性高的高管团队由于成员的背景、经验的差异太大, 容易激发冲突, 可能降低团队的工作效率与企业利润。因此, 本文作如下假设。
H1a:高管团队成员年龄异质性与公司绩效正相关
H1b:高管团队成员教育背景异质性与公司绩效正相关
H1c:高管团队成员在本公司的任期异质性与公司绩效负相关
H1d:高管团队成员在本工作的任期异质性与公司绩效负相关
(二) 认知冲突对公司绩效的影响
由于异质性的原因, 团队成员意见不一致是肯定存在的, 冲突也是在所难免的。当团队成员产生不同观点是聚焦于任务问题时, 就会改善团队绩效, 这些冲突就是认知性冲突。任务导向的认知性冲突是建设性的, 因为这些冲突能够集聚于问题的讨论。认知性冲突使高层管理团队作出了更高质量的决策, 并取得了更佳的业绩。欧阳慧、李树丞和陈佳 (2004) 认为一些认知冲突有助于决策质量的提高。因此, 认知冲突对公司绩效有促进作用。因此, 本文作如下假设。
H2:高管团队成员间的认知性冲突与公司绩效正相关
二、研究方法与实证分析
(一) 样本的选择与数据的来源
本次调查的对象是高管团队的成员, 高管团队包括处于公司中高层职位, 有机会参与公司重大问题决策, 并能分享公司经济性收益的所有成员。共发放问卷200份, 回收165份, 剔除无效问卷得到153份有效问卷, 平均回收率和有效回收率分别为82.5%和92.7%。本次调查的样本覆盖北京、广东、浙江、安徽、山东、山西、江西等省市, 包括国有公司、民营公司、合资/合作公司和外商独资公司等。
(二) 变量的测量
1. 自变量的测量。
本文的解释变量一共有五个, 主要包括年龄异质性、教育背景异质性、在本公司的任期异质性和在本工作的任期异质性。年龄划分为六个等级:21岁以下、21—30岁、31—40岁、41—50岁、51—60岁、61岁及以上。教育背景被划分为五个等级:小学/初中、高中/中专、大专、大学本科、硕士及硕士以上。在本公司的任期异质性和在本工作的任期异质性也划分为六个等级:t1≤1, 1
2. 因变量的测量。
本研究采用主观评价方法, 即让企业家自填绩效评价。虽然这种测量方法不太精确, 但是这种方法固定为一种客观界定绩效规则, 内容是有效的。本研究设计了3个问项来衡量公司绩效:同行业竞争对手相比, 公司的销售增长率令您满意?与同行业竞争对手相比, 公司的利润增长率令您满意?近年来, 公司的市场竞争实力在不断增强?
(三) 实证分析
利用所收集的数据, 首先求出各样本公司的绩效的均值、各异质性的H指标值, 然后利用SPSS13.0软件对问卷数据指标值进行相关性分析, 计算公司的绩效与异质性的皮尔逊 (Pearson) 相关系数。先直接对高管团队的异质性与企业绩效进行相关性分析 (如表1) 。
从表1中可以看出年龄和教育背景对公司绩效存在正相关关系, 而本公司的任期异质性和本工作的任期异质性对公司绩效存在负的相关性。表2中认知性冲突与公司绩效的相关系数为0.054, 说明认知性冲突对公司绩效有正的促进作用。
以认知性冲突为控制变量, 进行高管团队成员异质性与公司绩效的相关性分析, 其结果如表3所示。
比较表1和表3相关系数。可以发现在认知性冲突的影响下, 除年龄异质性与公司绩效的相关系数外, 其他系数均发生了不同程度的改变。说明高管团队异质性对公司绩效的影响过程中, 认知性冲突起中介作用。
通过以上的分析可以得出如下结论。第一, 高管团队成员年龄异质性对公司绩效的作用过程中, 认知性冲突并不发生作用。高管团队年龄异质性对认知性冲突虽然起负向的影响作用, 但是介于数值很小, 可以认为年龄异质性与认知性冲突是不相关的。第二, 高管团队教育背景异质性对公司绩效的作用过程中, 认知性冲突起到促进作用。比较表1和表3, 可发现相关系数由0.014增加到0.06。可见, 认知性冲突从中起到积极作用。第三, 任期的异质性与公司绩效为负相关关系。从表1中可看出相关系数的绝对值都变大了, 说明认知性冲突加强了这种负的相关性。
综上所述, 认知性冲突加强了高管团队教育背景异质性对公司绩效的正面影响, 同时加强了高管团队任期异质性对公司绩效的负面影响, 而适度的认知冲突可以提高公司绩效。但研究的结果中相关系数均比较低, 原因可能是样本数量比较少, 覆盖范围小。认知性冲突所起的作用也很微弱, 可能原因是异质性对公司绩效的影响受到其他中介变量的作用, 如情感性冲突、团队归属感、团队凝聚力、团队企业家精神等等。在后续的研究中将扩大样本量, 以及样本所覆盖的范围, 并探讨其他中介变量所起的作用。
摘要：高管团队成员作为公司最重要的资源一直备受研究者们的关注。团队异质性的高低会对团队决策效率和效果产生影响。近年来的研究发现高管团队异质性对公司绩效的影响有可能受到一些中间变量的调节。因此, 需要关注高管团队特征影响绩效的内在机制问题, 以认知性冲突为中介变量来探讨高管团队异质性对公司绩效的影响关系。
关键词：高管团队,异质性,冲突,公司绩效
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中介变量 篇4
情绪智力又称为情感智力, 情感智慧或情绪智能, 情绪智力 (emotionalintelligence) 的概念是由美国耶鲁大学的萨洛维 (Salove) 和新罕布什尔大学的玛依尔 (Mayer) 于1990年提出的, 是指“个体监控自己及他人的情绪和情感, 并识别、利用这些信息指导自己的思想和行为的能力”。情绪智力对工作绩效的作用不仅仅是简单的直接影响关系, 还会受到很多中介变量的影响。本文研究组织公平感在情绪智力和工作绩效关系中扮演何种角色?本文在理论研究与文献分析的基础上, 从员工的角度出发引入组织信任感作为情绪智力对工作绩效发生影响的中介变量, 构建了情绪智力、组织公平感和工作绩效概念模型。通过结构方程模型检验来验证变量之间的相关关系, 进而对组织公平感如何影情绪智力与工作绩效的关系进行深入研究。
2. 文献回顾与研究假设
2.1 情绪智力与工作绩效
童佳瑾、王垒和解雪认为在控制了人口统计学变量和工作任务的情绪劳动水平之后, “情绪理解”、“情绪功能”对员工的工作绩效有显著影响。岳红和张剑认为情绪智力会促进组织中不同水平的工作绩效, 不同认知智力、情绪劳动水平等因素对情绪智力与工作绩效的关系有着一定的调节作用。杨慧芳, 顾建平等研究表明情绪智力与工作绩效有着密切的关系, 更高水平的情绪智力与更高水平的工作绩效相关。Lopes, Salovey研究显示在控制一般心理能力和人格变量之后, 情绪智力对于工作绩效仍然具有预测能力 (递增预测效度) 。王仙雅等研究发现员工情绪智力对工作绩效有正向预测作用, 指出在竞争激烈的现实情境下, 员工会面临极大的工作压力, 具备一定的情绪感知、评价、控制和利用能力不仅能缓解工作中的压力, 调节紧张的工作气氛, 而且能促进组织和谐, 为工作成功提供必要的前提保证。基于以上研究, 本文提出假设:
假设1:情绪智力与工作绩效呈现正相关关系
2.2 情绪智力与组织公平感
组织公平是组织的核心价值之一, 是组织权衡利益分配的工具。组织公平 (Organizational Justice) 的研究始于Adams的公平理论 (Equity Theory) 。该理论涉及如何分配产出、如何做出分配决定的程序以及人们之间如相互对待等问题。组织公平包括分配公平、程序公平、互动公平 (包含人际关系公平和信息公平) 、信息公平四个维度。王叶飞和蔡太生等研究发现情绪智力与组织公平感的程序公平、信息公、分配公平及人际公平之间显著正相关。Alexander和Ruderman (1987) 的研究显示:程序公正会影响员工对管理者的信任, 且解释力高于分配公平。Salovey和Mayer的情绪智力能力理论模型研究发现拥有良好的情绪智力能力的个体, 在组织中具备更好更有效的自我管理能力, 能与组织中的其他同事和管理者进行良好的沟通与交流, 进而能更好的控制不公平感, 也可以理解为能够理性的尽心自我情绪控制使得组织有序运转。反之, 情绪智力相对较低的个体, 则较难控制自己的不公平感, 不仅影响自身的情绪和工作绩效, 也会对整个组织产生一定程度负面影响。基于以上研究, 本文提出第二个假设:
假设2:情绪智力与组织公平感呈现正相关关系。
2.3 组织公平感与工作绩效
王文君研究认为知识员工分配公平虽然与关系绩效显著相关, 但对关系绩效并没有预测作用, 普通员工更加重视分配公平与任务绩效, 这与重视领导公平、关系绩效的知识员工完全不同。这一研究结论可以帮助我们更加有效地管理知识员工。马娜和黄国泉通过对组织公平感各维度对工作绩效的直接影响的研究表明, 组织承诺、组织支持和领导成员交换关系扮演着部分中介作用。研究发现组织公平感在对工作绩效的影响中起着的重要心理因素, 营造组织公平的氛围, 提高员工的组织公平感是提高员工的工作绩效的重要方面。乔文和李武分析了组织公平感各个纬度对工作绩效的影响, 认为组织公平感的各个纬度对工作绩效具有显著的正相影响。基于以上研究, 本文提出第三个假设:
假设三:组织公平感与工作绩效呈现正相关关系。
2.4 组织公平感的中介作用
综合以上研究理论, 情绪智力一方面对工作绩效产生积极的影响, 说明情绪智力能直接作用于工作绩效, 情绪智力对工作绩效产生直接影响;另一方面, 情绪智力对组织公平感产生积极影响, 而组织公平感又对工作绩效产生积极的影响。情绪智力通过组织公平感可以提高其存量和积累, 有利于提高工作绩效, 说明情绪智力可能通过组织公平感间接作用对工作绩效产生积极影响, 组织公平感在情绪智力和工作绩效关系中起中介作用。基于此, 提出本文第四个研究假设:
假设四:组织公平感在情绪智力促进工作绩效的关系之间起中介作用。
3. 研究设计
3.1 样本数据采集
本次调查数据来自于山东12个地市, 调查企业的行业范围较广, 包括传统制造业、服务行业、科研机构, 调查人员主要以中普通员工为主。初始调查问卷采用半开放式, 测量题项均采用已有的研究成果。抽取通信企业的客户经理10名和技术人员10名, 对问卷进行了预测。根据测试结果分析测量题项与本研究的关联程度, 进行增删选题优化, 形成最终调查问卷。共计进行了48个企业的问卷调查, 发放问卷247份, 回收219份, 回答不符合设计要求的27份, 共收到有效问卷192份, 回收有效率为77.73%
3.2 变量测量
组织公平感量表主要是在参考尼霍夫等1993年编制测量量表, 测量分配公平、程序公平和互动公平三个维度。分配公平下5个题目, 测量员工的分配结果公平感。程序公平下5个题目, 主要用来测量工作政策制定和员工发言权等方面的公平感知, 互动公平下9个题目, 重点测量员工对领导关心和尊重的感受程度。经检验, 分配公平量表cronbach’a系数为0.83, 程序公平量表cronbach’a系数为0.87, 互动公平量表cronbach’a系数为0.89。整体组织公平量表cronbach’a系数为0.88。总量表与分量表的信度均大于0.7的, 表明量表具有较好的信度。组织公平量表验证性因子分析拟合度指标为:x2 (df=36) =72.51, P<0.05;IFI=0.918;T LI=0.922;CFI=0.953;RM SEA=0.068, 拟合度指标表明组织公平量表有较好的结构效度。
情绪智力采用香港中文大学的Wong (黄炽森) 和Law (罗胜强) 两位教授基于我国文化背景编制的WLEIS量表, 包括四个维度:自我情绪评估 (SEA) , 他人情绪评估 (OEA) , 情绪管理 (ROE) 和情绪利用 (UOE) 。自我情绪评估测量个体了解自己深层情绪的能力, 他人情绪评估测量个体对周围人情绪的感知能力, 情绪管理测量个体在压抑的心理状态下, 调节和控制自己情绪的能力。情绪利用测量个体利用积极情绪解决问题的能力, 每个维度下4个题目, 共16题目。经检验, 4个维度分量表的Cronbach's值分别为0.85、0.76和0.81, 情绪智力总量表的Cronbach's值为0.81, 总量表和分量表的信度系数均高于0.7的临界值, 具有较好的信度。利用结构方程验证性因子分析情绪智力量表各项拟合度指标分别为:x2 (df=36) =79.51, P<0.05;IFI=0.961;T LI=0.953;CFI=0.919;RM SEA=0.075, 拟合度指标表明情绪智力量表有较好的结构效度。
工作绩效参考Motowidlo和Vane Scotter开发的工作绩效量表, 包括任务绩效和情境绩效两个维度, 进行适当的修订, 对任务绩效、人际促进和工作奉献三个构面进行测量。任务绩效量表含有5道题目, 用来测量员工按照要求完成角色内工作的情况。人际促进指标含有5道题目, 用来测量员工积极促进与同事关系的情况。工作奉献量表含有4道题, 用来测量员工工作的主动性程度等。任务绩效专指个体完成工作任务的行为, 情境绩效是指与工作任务不直接相关的, 但是对任务的完成和组织的发展至关重要的行为, 从中选取具有代表性的3个题目形成量表, 每个维度下4个题目。经检验, 2个维度分量表的Cronbach's值分别为0.83、0.79, 工作绩效总量表的Cronbach's值为0.81, 总量表和分量表的信度系数均高于0.7的临界值, 表明具有较好的信度。利用结构方程验证性因子分析工作绩效量表各项拟合度指标分别为:x2 (df=36) =73.52, P<0.05;IFI=0.923;T LI=0.907;CFI=0.913;RM SEA=0.077, 表明工作绩效量表有较好的结构效度。
4. 相关分析和中介校验
运用AMOS结构方程分析软件对情绪智力、组织公平和工作绩效进行相关分析, 结果表明, 假设1获得支持, 情绪智力与工作绩效路径系数为0.58呈现正相关关系;假设2获得支持, 情绪智力与组织公平感路径系数为0.67呈现正相关关系;假设3获得支持, 组织公平感与工作绩效路径系数为0.75呈现正相关关系;假设4获得支持, 组织公平感在情绪智力促进工作绩效的关系之间起中介作用。
5. 研究结论
本文的研究结论支持了国内外众多学者关于情绪智力与工作绩效呈正相关关系的观点。研究表明:情绪智力能够对工作绩效产生积极的影响;组织公平感对工作绩效能够产生积极的影响;情绪智力能够对组织公平感产生积极的影响;情绪智力可以通过组织公平感为中介变量对工作绩效产生积极的影响。以上研究结论意味着, 情绪智力能够促进工作绩效的提升, 并且可以通过组织公平感中介路径来实现。有效的提升员工情绪智力又可以提升员工组织公平感, 有效的提升员工组织公平感又可以提升工作绩效, 提高企业的劳动生产率, 从而促进企业的发展。
摘要：本文在理论研究和文献分析得基础上, 从员工的角度出发引入组织公平感作为情绪智力对工作绩效发生影响的中介变量, 构建了情绪智力、组织公平感和工作绩效概念模型。通过因子分析和结构方程模型检验来验证变量之间的关系, 进而对组织公平感如何影情绪智力与工作绩效的关系进行深入分析。
中介变量 篇5
企业对外部的知识、技术等创新资源进行组织学习, 可能通过动态能力的作用, 将其内化为自身创新成果。组织学习并非完全直接性的, 而是通过其他机制或过程, 间接地对企业内向型的开放式创新发挥着影响作用。针对组织学习的不同维度、组织学习对企业内向型开放式创新的影响机制如何, 动态能力在组织学习与内向型开放式创新关系中扮演何种角色等问题, 本研究将进一步深入研究组织学习、动态能力与内向型开放式创新之间的关系。
理论基础与研究假设
1.组织学习与内向型开放式创新
Argyris和Schon (1978) 认为, 组织学习是一个发现错误并不断改正错误的过程。本研究综合学界观点, 从知识的视角, 认为组织学习是组织在动荡的环境下为实现其战略目标, 在组织内外不断获取、吸收和创造知识并运用于组织的过程。同样从知识的视角出发, 有学者将组织学习分为知识积累、知识转换、知识创造三个维度。[7]本研究基于知识的角度, 将组织学习分为知识获取、知识整合两个维度。
开放式创新, 是指在企业整个创新过程中, 从内外部进行系统地知识开发、利用与保留。[2]开放式创新类型可分为两类:内向型开放式创新、外向型开放式创新。[4]内向型开放式创新, 是指企业利用外部知识源, 将企业外部有价值的创意、知识和技术整合到企业内部, 以实现创新和商业化的过程。[4]许多学者以知识为基础, 探讨了知识在开放式创新过程的作用。[8]企业通过组织学习开发外部知识并在内部吸收消化形成新知识, [4,9]知识的这种来源方式决定了企业开放式创新转变的关键在于组织学习。Liehtenthaler和Ernst (2007) 认为, 内向型开放式创新下的组织学习, 可以通过知识获取、知识整合来实现。[10]内向型开放式创新强调获取外部知识与技术的重要性, 同时也重视整合内部知识。基于此, 本研究提出假设一:
H1:组织学习正向影响内向型开放式创新。
H1a:知识获取正向影响内向型开放式创新。
H1b:知识整合正向影响内向型开放式创新。
2.组织学习与动态能力
Teece (1997) 提出, 动态能力, 是指企业整合、构建与重组企业内外部资源和能力, 以塑造与适应复杂环境的高阶能力。[11]从组织学习视角看, 动态能力, 是企业通过组织学习获得的相对稳定和持久的组织结构, 调整企业内部业务流程以获得更高的生产效率。[3]本研究综合国内外学者分类标准, 将动态能力分为:市场感知能力[12,11]、吸收能力[5,13]、柔性能力[13]三个维度。
目前, 关于组织学习与动态能力的关系, 国内外不少学者通过理论与实证研究一致认为, 组织学习的本质是以不断变化的知识活动为基础的学习机制, 能促进动态能力的形成。[7,14]这表明组织学习是外生于动态能力。因此, 组织学习在动态能力的形成过程中发挥着重要作用。基于此, 本研究提出假设二:
H2:组织学习正向影响动态能力。
H2a:知识获取正向影响动态能力。
H2b:知识整合正向影响动态能力。
3.组织学习、动态能力与内向型开放式创新
组织学习与动态能力都是影响企业内向型开放式创新的重要因素, 而对于这三者之间的关系, 以及动态能力在组织学习对内向型开放式创新的影响过程中是否发挥作用、发挥何种作用的问题, 目前, 学界还没有较清晰和统一的认识。笔者认为, 组织学习对企业内向型开放式创新的影响可能并不是完全直接的, 而是通过其他机制或过程间接地发挥作用。
本研究将动态能力作为影响组织学习和内向型开放式创新关系的“黑箱”因素之一, 认为动态能力对于两者的关系起到了中介作用。因此, 提出假设三:
H3:动态能力在组织学习与内向型开放式创新的关系中起到中介作用。
H3a:动态能力的市场感知能力维度, 在组织学习与内向型开放式创新的关系中起到中介作用。
H3b:动态能力的吸收能力维度, 在组织学习与内向型开放式创新的关系中起到中介作用。
H3c:动态能力的柔性能力维度, 在组织学习与内向型开放式创新的关系中起到中介作用。
研究设计
1.概念模型与变量测量
基于前文理论综述及研究假设, 本研究以动态能力作为中介变量, 探究组织学习、动态能力及与内向型开放式创新之间的关系。构建的概念模型如下图所示。
本研究将组织学习分为知识获取、知识整合两个维度。知识获取维度的测量主要借鉴佘彩云 (2010) 等的研究[7], 修订后有5个题项;知识整合维度的测度主要借鉴陈国权和马荫 (2000) 等的研究[15], 修订后共5个题项;借鉴Sisodiya (2013) 等的研究[16], 共5个题项以测量内向型开放式创新。动态能力是本研究中的中介变量, 笔者将其分为市场感知能力、吸收能力、柔性能力三个维度。对市场感知能力维度的测量, 借鉴Teece (2007) 、沈锭荣 (2012) 的研究[5,13], 修订后共3个题项;对市场吸收能力维度的测量, 借鉴Nelsen (2006) 等的研究[17], 修订后共3个题项;对柔性能力维度的测量, 借鉴沈锭荣 (2012) 的研究[13], 修订后共7个题项。笔者采用李克特5级量表对各变量题项进行度量。
2.样本分析与信度、效度检验
本研究对象为浙江省五金制造业的中小企业, 共发放问卷248份, 回收问卷146份, 剔除无效问卷后共得到有效问卷117份, 回收率为47.18%, 有效回收率为80.14%。
七个指标的Cronbachα值分别为0.780、0.755、0.863、0.850、0.705、0.817、0.783, 均达到0.60的可接受水平, 说明本量表的信度良好。在效度检验方面, 本研究首先通过对组织学习、动态能力和内向型开放式创新各变量的KMO统计量和Barlett球形检验, 确认适合作因子分析。然后, 采用因子分析法, 对三个变量进行结构效度分析, 结果显示均符合结构效度要求。
数据分析与结果
1.相关性分析
笔者利用Pearson相关系数, 对各变量的相关性进行衡量。根据测量结果, 组织学习的两个维度知识获取 (r=0.406, p<0.01) 、知识整合 (r=0.353, p<0.01) , 均与内向型开放式创新正相关, 且知识获取、知识整合、动态能力的三个维度市场感知能力 (r=0.246, p<0.01;r=0.074, p<0.05) 、吸收能力 (r=0.396, p<0.01;r=0.351, p<0.01) 、柔性能力 (r=0.389, p<0.01;r=0.682, p<0.01) 也均呈正相关关系。这些结果与本研究提出的假设方向是一致的。
2.假设检验分析
(注:***p<0.001, **p<0.01, *p<0.05)
从上表的结果可知:
(1) 组织学习的两个维度, 知识获取 (M4, β1=0.330, p<0.01) 、知识整合 (M4, β2=0.226, p<0.01) , 都对内向型开放式创新具有显著的正向影响作用, 支持了假设H1a、H1b、H1。
(2) 知识获取和知识整合对动态能力的三个维度, 市场感知能力、 (M1, β1=0.242, β2=0.357, p<0.05) 、吸收能力 (M2, β1=0.302, β2=0.247, p<0.01) 、柔性能力 (M3, β1=0.150, β2=0.637, p<0.05) , 均有显著的正向影响作用, 支持了假设H2a, H2b、H2。
(3) 动态能力的三个维度, 市场感知能力 (M5, β1=0.214, p<0.01) 、吸收能力 (M5, β2=0.231, p<0.01) 、柔性能力 (M5, β3=0.138, p<0.01) , 对内向型开放式创新均有显著正向影响作用。
(4) 在将动态能力的市场感知能力与柔性能力维度分别作为中介变量引入模型后, 组织学习各维度对内向型开放式创新的影响均不再显著, 而市场感知能力与柔性能力仍然具有显著地正向影响 (M6, β=0.172, p<0.01;M8, β=0.058, p<0.01) 。说明市场感知能力与柔性能力, 在知识获取及知识整合与内向型开放式创新的关系中起到了完全中介作用。而在将动态能力的吸收能力维度作为中介变量引入模型后, 组织学习各维度对内向型开放式创新的影响仍旧显著, 但与模型4相比, 其显著性降低且回归系数减小 (M7, β1=0.278, β2=0.124, p<0.05) 。说明吸收能力在知识获取及知识整合与内向型开放式创新的关系中起到了部分中介作用。由此, 假设H3a、H3b、H3c、H3均得到验证。
研究结论与启示
1.结论
(1) 组织学习的知识获取与知识整合维度, 均能正向促进内向型开放式创新。
(2) 动态能力在组织学习与内向型开放式创新的关系中起到中介作用。具体说, 动态能力的市场感知能力维度与柔性能力维度, 在组织学习与内向型开放式创新的关系中起部分中介作用, 而吸收能力维度, 在组织学习与内向型开放式创新中起到完全中介作用。
2.启示
在日益开放且不确定的外部环境中, 企业不仅应重视组织学习, 还应注重培养和提高与动态环境相适应的动态能力。在知识溢出的过程中, 组织学习的效率依赖于其对市场感知能力、吸收能力、柔性能力的强弱。动态能力是一种与环境相适应的高阶能力, 通过它的中介作用, 企业能更好地将组织学习获得的知识内化为创新成果, 促进内向型开放式创新的实施。
中介变量 篇6
自Modigliani和Miller教授于1958年提出MM理论之后, 学者们才着手研究企业的资本结构问题。在国外, Brander和Lewis (1986) [1]首次将产品市场竞争与资本结构联系在一起, 在只考虑有限责任效应的条件下得出资本结构与产品市场竞争正相关。Williamson (1985) [2]在交易成本经济学视角下的公司融资理论中提出如何选择治理结构主要依靠公司的资产专用性。
在国内, 有部分学者研究某一行业企业内部产品市场竞争力与资本结构关系。洪锡熙、沈艺峰 (2000) [3]分析影响中国工业类上市公司企业产品市场竞争力的衡量指标企业规模和盈利能力显著影响企业的资本结构;李青原、王永海 (2006) [4]得出制造业上市公司的资产负债率与专用型资产的投入负相关, 衡量企业产品市场竞争力的指标盈利能力与资本结构负相关。朱顺泉 (2005) [5]对信息产业资本结构的影响因素进行了研究, 但未考虑专用型资产。
信息产业是战略型产业且近年来该行业的年收入占中国国民收入的比重一直处于上升趋势, 所以本文以信息产业为研究对象, 首先研究产品市场竞争力对资本结构的影响, 其次检验专用型资产在资本结构与产品市场竞争力之间是否起到中介作用。
一、样本的选取、变量描述
(一) 数据来源
本文以沪深交易所信息产业A股上市公司为研究对象, 搜集了2003—2012年的数据。为了保证数据的有效性, 本文对原始数据进行了筛选和剔除最终得到数据997个。
(二) 变量的选取
1. 资本结构。
企业资本结构反映的是企业债务资本和权益资本的比例关系, 它在很大程度上决定着企业的偿债和再融资能力和未来的盈利能力。
总资产负债率=总负债/总资产×100%
2. 资产专用性。
资产专用性是指资产能够被重新配置于其他备选用途并由其他使用者重新配置而损失其生产价值的程度。专用性资产是指重置价值很低的资产。
资产专用性= (无形资产+固定资产) /总资产×100%
3. 产品市场竞争力。
在竞争环境下, 企业当前的融资方式会影响企业的产品市场竞争力和企业业绩。产品市场竞争力主要表现在:产品的销售情况和市场地位。本文采用以下指标作为产品市场竞争力的替代指标。
(1) 市场占有率:指一个企业的销售额占整个行业的总销售额的比重, 表明企业在产品市场上所处的地位, 是衡量产品市场竞争力的最直接的指标。市场占有率=企业的销售额/整个行业的总销售额×100%。 (2) 盈利能力:指企业的资金或资本增值能力, 通常表现为一定时期内企业收益数额的多少。主营业务利润率=净利润/主营业务收入×100%。 (3) 企业规模:是对企业生产、经营等范围的划型, 表示企业的劳动力、生产资料和产品在企业中的集中程度。企业规模它可以从资源占用和生产要素的层面上反映企业规模。企业规模=LN (总资产) 。
二、实证研究
(一) 相关性分析
各个变量之间的相关性 (如下页表1所示) 。由表可知, 除盈利能力与市场占有率不显著, 企业规模与资产专用性、盈利能力不显著以外, 其他变量之间都在0.01的水平上显著相关。
注:***表明在0.01的水平上 (双侧) 显著相关。
(二) 回归分析
构造多元线性回归模型的回归方程为:
其中:αi为回归系数;i=1、2、3;δ为残差项。
将所有数据带入回归方程中, 得出回归结果 (见表2) , 根据Ad.R2为0.218, F值为92.315, 说明模型的拟合度较好且在0.01的水平上显著。MS、PRO与LEV显著负相关。MS是衡量产品市场竞争力最直接的指标, 因此说明产品市场竞争力与资产负债率显著负相关。
注: () 为t统计量, **表明在0.05的水平上 (双侧) 显著相关, ***表示在0.01的水平上 (双侧) 显著相关。
(三) 中介效应检验
采用温忠麟、张雷 (2004) [6]的中介效应检验方法进行中介效应检验。检验方程如下:
其中:Y表示LEV;X表示产品市场竞争力;M表示AS;c、a、c′、b都为方程的系数;ei表示残差项, i=1、2、3。按照温忠麟的检验程序, 首先将各变量数据合并取均值后再中心化, 最终得到中心化的X、M、Y。其次, 将中心化的数据带入各个方程对相关的系数依次进行检验。中心化的数据进行分析之后得出c=0.161, 显著性为p=0.000, 所以c显著;接着对a进行检验, 得出a=0.095, 显著性p=0.000, 所以a显著;然后检验b, 得出b=0.183, 显著性p=0.000, 所以b也显著。由于a和b都显著, 接下来通过检验c′, 分析结果得出c′=0.043, 且p=0.000, 表明c′显著, 所以可以得出资产专用性起到了部分中介效应。
结论
通过对信息产业2003—2012年A股上市公司的数据进行后得出产品市场竞争力与资产负债率负相关, 说明在信息产业中若企业的市场占有率越高, 企业越会采取较低的负债水平;企业的市场占有率越低, 企业越会采取较高的负债水平。之后将资产专用性作为中介变量, 得出资产专用性在产品市场竞争力与资本结构之间起到了部分中介作用。
摘要：以信息产业2003—2012年A股上市公司的数据为基础, 研究企业产品市场竞争力对资本结构的影响, 并检验资产专用性在产品市场竞争力与资本结构之间的中介作用。结果表明, 产品市场竞争力与资产负债率显著负相关;资产专用性在产品市场竞争力与资本结构之间起到了部分中介作用。
关键词：产品市场竞争力,资本结构,资产专用性,中介变量
参考文献
[1]Brander James A, Tracy R Lewis.Oligopoly and Financial Structure:the Limited Liability Effect[J].American Economic Review, 1986 (76) :956-970.
[2]Williamson, O, E.The Economic Institutions of Capitalism[M].New York:Free Press, 1985:47-56.
[3]洪锡熙, 沈艺峰.中国上市公司资本结构影响因素的实证分析[J].厦门大学学报 (哲学社会科学版) , 2000, (3) :114-120.
[4]李青原, 王永海.资产专用性与公司资本结构——来自中国制造业股份有限公司的经验证据[J].会计研究, 2006, (7) :66-71.
[5]朱顺泉.中国信息产业类上市公司资本结构的实证分析[J].科技管理研究, 2005, (4) :10-12.
中介变量 篇7
根据每年中央1号文件、国家相关部委土地改革的文件以及土地管理法律的规定,我国土地流转政策从1984年起大致经历了四个阶段:土地流转不禁止———承认土地流转———鼓励土地流转———严格规范土地流转 。土地流转与城镇化之间的关系,杨群(2013)认为土地流转促进土地规模化,进而推动农民非农化;城镇化加速农民非农化,进而拉动土地流转[1]。目前较多文献将土地流转放在城镇化背景中研究,观点主要有:应完善从土地的单一保障功能到保障功能与流转功能并举的土地流转政策(王恒,2015)[2],优化土地流转制度,土地流转机制要体现公平与效率相结合、充分发挥市场机制的作用、农民分享土地流转的增值收益(刘剑雄,2014;阮骋、陈梦鑫,2014;舒全峰等人,2014)[3,5]。在私有制国家,土地通过市场的自由交易流转,国外学者主要从农村土地产权制度、社会经济环境以及交易费用这三方面研究土地流转的影响因素及其作用[6]。
部分文献直接将土地流转与城镇化两个变量相结合研究,其中,杨群(2013)认为土地流转在实现城镇化与农业现代化协调发展的过程中具有桥梁作用[7];张平(2014)认为城镇化与土地流转能否协调,关键在于改革户籍制度、构建土地流转市场机制、建立城乡之间人地联动机制、完善土地流转的中介组织等,消除影响要素合理流动的制度及运行机制[8]。
基于上述分析,土地流转政策对城镇化具有较强的影响,而城镇化的核心是农民“人的城镇化”, 农民城镇化过程受其意识支配,但文献中鲜有专门研究土地流转政策与农民城镇化意愿之间的关系。为此,本研究在文献分析和理论回顾的基础上建立理论模型和研究假设,通过实证分析进行模型检验,以期探讨二者之间的关系。
二、理论研究与假设模型
(一)土地流转政策与农民城镇化意愿
土地政策是影响农民城镇意愿的重要因素, 关键是需要对农民建立社会保障体系,才能提高农民对土地流转(或者被征地)的满意度(何国俊、 徐冲,2007;康岚,2009)[9,10]。农民在总体上也倾向于城镇化,其中有过半数农民赞成土地流转,但对进城生活有一定顾虑(张如林、丁元,2012)[11]。在居住地点选择方面,农村居民有改善居住条件的愿望,但并不太愿意远离土地,更多农民愿意到新农村综合体居住而不是到县城或者集镇居住 (刘后平等人,2015)[12]。基于上述分析,本文提出假设如下:
H1:土地流转政策对农民的城镇化意愿有显著的正向影响。
(二)土地流转中农民利益保障与农民城镇化意愿
土地发展权认为土地所有权人或土地使用权人有改变土地现有用途或者提高土地利用程度的权利(戴伟娟,2011)[13],是对土地在利用上进行再开发的权利(高波,2010)[14]。该制度最早在英国20世纪四五十年代产生, 并相继在美国和法国建立, 我国宪法和环境保护法等法律中也有体现。当前需要制定一个相对平衡的城镇化政策体系,考虑农民的经济利益和社会保障,应更规范确权、确利和确股流转土地方式(严瑞河、刘春成,2014)[15];需要在城中村改造(何元斌、林泉,2012)、集体建设用地流转(冯长春等,2014)、农户宅基地有偿退出 (吕军书、李茂,2014)、土地征收与补偿(张鹏、高波,2015)等领域都应赋予土地发展权,增加农民在土地流转中的利益保障[16,19]。基于上述分析,本文提出假设如下:
H2:农民土地流转中的利益保障对农民的城镇化意愿有显著的正向影响。
(三)土地流转政策与土地流转中农民利益保障
如果土地无序、非理性的大量集中,会导致以土地为生的农民失去生活来源,引发社会不稳定, 因此土地流转制度首先要考虑农民保障利益 (李少丽,2011)[20]。其中,土地流转政策中的土地征收制度改革,樊继达(2014)认为是建立健全城镇化进程中保障农民土地权益治理体系的关键[21]。为此,要明确土地承包经营权的物权属性,土地从农民手中流转环节要建立在市场定价基础上,这是提高农民土地流转补偿标准的核心 (郝丽丽等, 2015;江敏超等,2015)[22,23]。基于上述分析,本文提出假设如下:
H3:土地流转政策对农民土地流转中的利益保障有显著的正向影响。
H4:农民土地流转中的利益保障在土地流转政策与农民的城镇化意愿的正向关系中起中介作用。
(四)假设模型
在现有研究成果基础上,本研究提出以土地流转中农民利益保障为中介变量,建立农村土地流转与农民城镇化意愿的关系模型并提出假设, 进一步探讨因素之间的因果关系。研究假设模型如图1。
三、研究设计
(一)问卷设计
在对相关文献评述的基础上设计调查问卷。 为提高问卷的内容效度,采用德尔菲法(Delphi Method)修正问卷,邀请相关专家3名、政府主管业务部门领导3名和企业家3名对调查问卷进行审查,经过反复5次,直至取得一致的意见,最终形成正式问卷。问卷各题项的衡量均以Likert五点尺度衡量,其中,“1”表示“非常不同意”,“2”表示“不同意”,“3”表示“无意见”,“4”表示“同意”,“5”表示 “非常同意”。
(二)研究样本
本研究问卷调查地域范围是广西壮族自治区的首府城市南宁市。南宁市是广西全区统筹城乡综合配套改革试点城市,自从“十二·五”规划以来城镇化建设全面提速提质,从2010年城镇化率的52.64%逐年增加到2014年的58.39%,但在西部7个省会城市中(西藏拉萨除外)排名最低;户籍人口2010年700.37万人,其中非农业人口191.98万人,占比27%;2014年729.65万人,其中非农业人口279.92万人,占比38%。由此可见,2014年的户籍人口城镇化率远低于常住人口城镇化率,差距是20.39个百分点[24]。此外,南宁市在推进城镇化过程中,还面临50.27万人贫困人口的压力[25],存在耕地减少过多过快,新城新区、开发区和工业园区占地较多,但建成区人口密度偏低,吸引农村居民向城镇聚集的政策力度不够等问题。这些现象在欠发达地区城镇化过程中较为普遍存在,为此, 以南宁市为样本研究欠发达地区城镇化具有一定的代表性。
(三)问卷抽样
问卷抽样调查对象主要包括:农民、政府职能部门工作人员、事业单位主要负责人、企业主要负责人。结合我国当前主要是“政府主导型”的土地流转,因此,问卷调查对象可进一步缩小范围,界定为:政府职能部门工作人员、事业单位主要负责人、企业主要负责人。问卷发放共计300份,回收288份,其中有效问卷220份,有效率73.33%。本研究采用方便抽样。
四、数据分析
(一)问卷分析
问卷回收后,将问卷进行了编码,并使用Excel录入数据。数据录入完毕,采用IBM SPSS19.0软件进行分析。分析步骤主要包括:首先通过项目分析,删除t检验结果未达显著性的题项;第二,进行问卷效度分析,使用主成分分析法,其中:KMO值为.668,Bartlett's球形检验的值为475.997(自由度为66)达显著,代表母群体的相关矩阵间有共同因素存在,也表示适合进行因素分析;第三,通过信度分析用来评估整份量表的可靠程度,其中,α 系数分别是0.681、0.694、0.591,总量表的 α 系数是0.600,α 系数都在0.5<α≤0.7信度可信区间,可看出本研究所设计的量表信度较佳。
(二)实证分析结果
数据整合后各研究变量的均值、标准差以及Pearson相关系数见表3,其中,只有土地流转中的农民利益保护与农民城镇化意愿之间相关性显著为正(相关系数.237,P< 0.01)。
为验证本研究假设,进一步用SPSS19.0统计软件对数据进行回归分析,其中模型1的自变量是土地流转政策,因变量是土地流转中的农民利益保障;模型2的自变量包括土地流转政策和土地流转中的农民利益保障,因变量是农民的城镇化意愿。回归分析结果如表4。
根据回归分析,只有土地流转中的农民利益保障对农民的城镇化意愿的影响系数显著为正 (Beta=.241,P<0.01),由此,本研究假设只有H2获得支持,而H1、H3、H4均为未获得支持。其中,在模型1中,土地流转政策对土地流转中的农民利益保障影响为负但不显著(Beta=-.062,P>0.01);在模型2中,土地政策对农民的城镇化意愿影响为正但不显著(Beta=.061,P>0.01)。由此可见,对农民城镇化意愿影响最大的是土地流转中的利益保障;在土地流转政策中基本上没有体现保障农民利益,这可能由于欠发达地区的地方政府过度依靠“土地财政”所致。
五、研究结论与建议
本研究认为:要充分发挥农村土地的保障功能和流转功能,在土地从农民手中流转到市场环节开始就要体现土地的市场交易价值规律,为农民土地流转后提供基本的就业保障和生活保障,以通过土地交易促成土地资源的优化配置,从而使农民的劳动力从农村土地的生存依附关系中分离开以推进城镇化建设。结合本研究的上述实证研究,具体建议如下:
(一)农民进程生活但保留其土地流转收益
农民进城生活具有相对农村较高的成本,保留其在农村的土地流转收益,有利于拓展农民的收入来源,并为城镇生活提供保障。为此,需要在坚持土地集体所有的前提下,实现所有权、承包权、 经营权三权分置,形成土地经营权流转的格局。确定农民在土地流转中的主体地位,农民的土地可以是部分流转也可以是全部流转,流转方式可以采用转让、出租、入股、抵押等。农民和土地承包方都应该有权按照依法、自愿、有偿的交易原则,自主决定土地承包经营权的流转时间、流转方式及流转费用等。因此,需要积极探讨如何保障农民对土地流转的收益权。
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(二)增加农民对农村建设用地增值收益的分配比例
在当前城市发展以及工业发展都面临建设用地指标紧张问题,将农村建设用地进行置换以缓解城镇建设和工业发展建设用地指标,具有可行性而且可操作性也较强。土地流转是一种在价值规律作用下,土地供求双方实现土地使用价值和价值转移的过程。同时,农民对于土地具有发展权。这就需要在农村建设用地流转过程中体现其原本的价值,建立农民市民化过程中土地权利分享机制。为此,一是需要营造良好的农地流转制度环境,这是增加农民对农村建设用地增值收益的分配比例的保障;二是需要建立一个透明公平的定价机制,切实保障农民的土地增值收益分配比例。
(三)为农民进城生活提供就业技能培训并完善就业政策
保障农民有持续性的生活来源,是解决农民进城生活从而与农村土地耕种相剥离的根本措施,该生活来源就是对农民就业培训使之具有一技之能。首先,将农民工培训纳入国民培训教育体系,形成政府、企业、劳动者和培训机构共同推进的教育培训机制。其次,加大对农村剩余劳动力的职业培训,实现培训就业一体化。再次,强化企业培训责任,发展企业培训开发、公共职业培训,确保农民工提高就业技能,为农民工市民化奠定基础。
(四)为农民城镇化提供住房保障