生态收益率（共7篇）
生态收益率 篇1
随着生态问题的日趋严峻, 生态系统的重要地位日益凸显。经营主体进行生态经营 (保护) 的生态成果将逐渐得到承认, 并通过生态效益补偿和生态服务市场交易的形式取得生态收益。本文将建立在生态效益外部性内在化理论和核算方法之上, 对生态收益的会计确认问题给予专门探讨。
一、生态收益的确认范围
生态效益外部性的内在化途径包括政府财政补偿和市场产权交易, 因而生态收益也包括政府财政生态效益补偿收入和生态服务市场交易收入。
(一) 生态效益补偿收入
按照生态效益补偿收入的来源, 可将生态效益补偿收入进一步划分为中央财政生态效益补偿收入和地方财政生态效益补偿收入, 地方财政生态效益补偿收入又分为省级、市级、县级生态效益补偿收入。我国生态效益补偿基金制度在明确中央财政补偿作为生态效益补偿的重要来源基础上, 同时要求各级政府也要建立生态效益补偿基金。2004年以来, 各省、直辖市、自治区相继对未纳入国家重点公益林的本地区生态公益林进行了区划界定, 对省级生态公益林建立了省级财政生态效益补偿基金, 各市、县也按照事权建立和正在筹划建立生态效益补偿基金。如《江苏省生态公益林条例》第28条规定:县级以上地方人民政府应当设立森林生态效益补偿基金, 建立、完善森林生态效益补偿制度。《江苏省省级森林生态效益补偿基金管理办法》第2条规定:省财政安排专项资金建立省级森林生态效益补偿基金, 省级补偿基金主要用于省级以上 (含国家级) 重点公益林的营造、抚育、保护和管理等方面的补助。市、县级财政应当参照本办法, 建立森林生态效益补偿基金, 用于对地方公益林的营造、抚育、保护和管理的补助以及省级以上重点公益林补助的配套。对于森林生态效益补偿标准, 该办法还做了明确规定, 省级补偿基金补助标准根据省级财政的财力, 由当年预算确定, 原则上不低于上年的补助标准。中央财政安排的国家级重点公益林补偿标准低于省级补偿标准的, 不足部分由省级财政补足。江苏省淮安市淮阴区森林生态效益补偿基金管理办法规定, 补偿基金范围是经国家和省公布的我区重点公益林林地中的有林地, 以及水土流失严重地区的疏林地、灌木林地。省级补偿基金平均标准为每年每亩补助8元, 其中国家级公益林由中央财政补助5元, 省级财政补助3元。补偿基金中7.2元用于补偿性支出, 0.8元用于公共管护支出。
(二) 生态服务市场交易收入
生态服务市场交易收入指生态经营 (保护) 单位向其他市场主体提供生态服务而取得的收益, 它是生态效益外部性的市场化内在化的结果。目前, 以流域管理、森林碳汇和生物多样性保护为主要内容的国际生态服务市场发展迅猛, 为生态效益的价值化和生态效益外部性问题解决的市场化提供了良好条件。我国也正在研究建立政府主导, 企业、公众积极参与的生态服务市场, 谋求通过市场手段实现生态效益外部性的部分内在化。以下为几项主要的生态服务市场交易收入。
1.涵养水源收入。
我国的流域服务交易案例遍及全国, 主要有4种类型:国家作为购买者、地方政府作为购买者、地方政府之间的交易、私有部门的投资 (侯元兆, 2008) 。中央及省、市、县等各级地方政府出资兴办一些生态工程, 或对生态经营者进行补偿, 是当前涵养水源服务市场的主要形式及主体涵养水源收入的主要来源。不同级别的政府所参与的项目市场化程度不同, 已经出现了“水权交易”、“异地开发”和“共建共享”等多种交易模式。2000年11月24日, 浙江省东阳市和义乌市签订了有偿转让用水权的协议, 主要内容是义乌市拿出2亿元向毗邻的东阳市购买横锦水库5千万立方米水资源的永久使用权, 东阳的森林涵养水源效益可每年从义乌获得500万元的水源涵养收入。
2.固碳收入。
生态系统仅靠其本身的存在就能防止碳素扩散到大气中, 另外通过合理的管理, 生态系统还能主动吸收更多的碳并把其固定在生物量中。碳汇市场实际上起到了两方面的作用, 即对排污企业的负外部性进行纠正, 使其排污行为成为企业的内部成本;对生态效益正外部性进行补偿, 提高林农植树造林应获得的收益 (梁建忠, 2007) 。随着国内外碳汇项目的加速开展和固碳自由交易加速发展, 固碳效益正引起众多企业兴趣, 固碳收入将成为生态效益收益的重要内容。
3.生态游憩收入。
生态游憩服务市场化在各种生态服务中是最成熟的, 生态游憩收入的主要形式是销售门票, 还包括与此相关的其他生态游憩活动带来的市场收入。主体生态游憩收入的取得主要通过建立风景名胜区、森林公园、自然保护区等形式。目前, 游憩业正向生态旅游方向发展, 生态游憩以其对生态资源的复合型利用, 正由传统的掠夺性开发向可持续利用发展方向转变, 将游客从传统的“走马观花式”的游览向轻松愉快的“游憩”方向发展, 而成为生态旅游的理想模式 (廖嵘, 2003) 。生态游憩将成为旅游业中增长最快的新增长点, 可以预见生态游憩业将成为最能综合、持续利用生态资源潜在价值的林业开发项目, 并逐渐成为未来林业开发的重点。
资料来源;S. J. Scherr, A. White, and A. Khare, Current status and future potential of markets for ecosystem services in tropical forests: an overview (Washington, DC: Forest Trends, 2003) .
4.生物多样性服务收入。
生物多样性在具有内在价值的同时, 还提供具体的生态服务收入 (见表1) , 如药材、植物副产品以及其它非木质产品都构成了林区居民的生计之本。生物多样性是新药生物勘察的基础。农业系统是靠自然形成的生物多样性来完成授粉和再生, 生物多样性在土壤形成和养分循环等方面的作用也是无所不及。此外生物多样性的社会价值, 包括娱乐、精神、文化等, 也越来越被认识到是人类健康的基础。
生态效益服务市场收入取得的市场机制可分为3类 (Ian Powell, 2002) : (1) 自发组织的私人交易, 如自发认证和生态标签体系、直接购买土地及其开发权、以及生态服务的异地受益者与负责这些服务的土地所有者之间的直接偿付体系; (2) 开放式的贸易体系, 如国际碳汇市场; (3) 公共支付体系。生态效益服务市场收入获得的机理可用图1表示。
二、生态收益的确认条件
(一) 生态效益补偿收入的确认条件
我国现行生态效益补偿采用逐年申报审批制。《中央财政森林生态效益补偿基金管理办法》规定:“省级财政部门和林业主管部门应于每年3月31日之前, 联合向财政部和国家林业局报送中央财政补偿基金申请报告、森林防火计划、当年林区道路维护计划、上年度中央财政补偿基金使用情况、重点公益林管护情况总结, 以及上年度批准的征占用重点公益林林地情况。中央财政补偿基金年度预算确定后, 财政部根据各省、 自治区、直辖市、计划单列市重点公益林面积和平均标准, 按照财政国库管理制度有关规定拨付。”各省 (市、县) 级森林生态效益补偿也采取相应的资金拨付办法, 如《江苏省省级森林生态效益补偿基金管理办法》规定, 县级财政部门和林业主管部门应于每年2月15日之前提出当年省级补偿基金申请报告, 并经市级财政部门和林业主管部门汇总审核后, 联合行文上报省财政厅和省林业局。省级财政、林业主管部门根据核定的省级以上重点公益林面积及当年补助标准, 将省级补偿基金的管护支出下达市、县。省控支出实行项目管理, 由省级林业主管部门根据重点公益林建设管理需要提出项目安排方案, 报经省财政厅审定后安排。同时, 林业主管部门应与承担管护任务的国有林业单位和集体签订重点公益林管护合同, 国有林业单位应与管护人员、集体应与个人签订管护合同。林业主管部门要与所在行政区域内的国有林场、自然保护区、村集体和集体林场以及其他行业和个人等签定重点公益林管护合同。管护单位要与林农或承包人签订重点公益林管护合同。
从上述相关规定不难看出, 我国目前的生态效益补偿办法既有生态效益的政府买单性质, 又有政府与生态系统管护单位 (或个人) 就生态系统管护签订劳务合同的性质。因此生态效益补偿收入确认可按照劳务收入的确认标准进行, 即按照劳务的完工百分比法予以确认。具体的确认标准为: (1) 收入的金额能够可靠地计量。提供劳务收入的总额能合理地估计, 主体按照与各级林业主管部门已收或应收的合同或协议价款确定生态补偿收入总额。目前在我国生态效益补偿资金是采取按面积补偿的方法, 实行生态效益补偿的生态经营组织有经过林业部门核定的生态公益林面积, 所以完全可以合理预计政府的生态效益补偿收入金额。 (2) 相关的经济利益很可能流入主体。这里有政府的信誉担保, 因此此款条件一般可以满足。 (3) 交易的完工程度能够可靠地估计。劳务的完工程度一般有3种测度方法, 即已完工作量的测量、已经提供的劳务占应提供劳务总量的比例、已经发生的成本占估计总成本的比例。 (4) 交易中已发生或将发生的成本能可靠地计量。《江苏省省级森林生态效益补偿基金管理办法》第13条规定, 管护单位和个人都应按照合同规定履行管护义务, 承担管护责任。合同执行一年期满后, 县级林业主管部门和财政部门组织对重点公益林管护情况进行检查验收, 并将获得劳务费或管护费的人员名单、金额及管护任务的完成情况张榜公布, 由所在单位或集体考核, 群众评议, 对符合合同要求, 完成管护任务的人员, 全额兑现劳务费或管护费, 并续签合同。对因故意或重大过失而未按照合同规定履行管护义务的, 不予支付其劳务费或管护费, 并终止合同。这种规定体现了生态效益补偿收入可按照提供劳务收入的确认标准来操作。
(二) 生态服务市场交易收入的确认条件
生态服务市场交易收入主要以两种形式为表现, 一是施体与施体间的直接交易, 另一种是全球化或区域化的生态服务贸易。前者如法国瓶装水公司对水源区农民保护水质的活动进行资金补偿就是典型的这类交易, 另外还有保护组织与商业机构达成共识或采用市场方式对生态系统所有者保护生物多样性活动支付报酬的例子等。我国浙江东阳与义乌之间就涵养水源所达成的供水协议也属于这种情形。私人交易通常限定在一定的范围和透明度内, 主要得益于明晰的产权和可操作的合同, 当然明晰的权属和实施机制并非必不可少的条件。后者如澳大利亚新南威尔士州政府正在试验的控制盆地盐度的盐分信贷交易。另外的例子包括美国城市地区开发权交易、恢复湿地信贷交易以及最近在美国的一些州出现的养分交易体系。还包括最著名的国家或国际碳贸易。我国的南水北调工程也属于区域性的开放贸易形式。这种途径只有当政府明确环境服务为可交易的商品或制定了引起需求的规则时才会被使用。
生态服务市场交易收入一般以施体与受体 (或受体的代表者) 签订协议的形式, 且合同周期一般较长。在确认生态服务市场交易收入时, 应把握好权责发生制假设和配比原则, 合理地确认各期的生态服务市场收入。 (1) 按产品 (服务) 销售收入确认条件处理。适用的生态服务类型为生态游憩服务收入和生物多样性服务收入中的销售收入部分。生态游憩收入主要包括门票收入。门票收入可以区分两种情况进行确认:对于散户, 在销售门票取得款项后确认收入;对于团体票款, 在取得款项或签单时确认收入。生物多样性服务中的野生动植物贸易收入和生物多样性利用收入也可按照销售收入的确认条件予以确认。 (2) 按提供劳务收入确认条件处理。主要适用于生物多样性的维护收入、涵养水源效益的维护收入等。一般表现形式为生态效益的受体或受体代表为维持生态系统的某项 (些) 生态效益, 对生态经营 (保护) 单位或个人在维护过程中的劳务成本的支付或经济补偿。如国家、国际机构、 政府组织为保护生物多样性的努力, 对维护特定珍惜动植物栖息地的费用的筹资和投入。区域内 (间) 为维持供水需要, 对流域上游水源涵养林的保护成本的投入。 (3) 按合同收入确认条件处理。主要针对固碳释氧效益市场收入和涵养水源收益的水利工程建设投入方面。目前, 固碳效益市场收入的取得主要是通过实施《京都协议书》框架下的造林再造林计划, 其实质是通过该框架将以项目为基础的碳信用交易和排放许可证交易2种市场机制结合起来。企业通过造林再造林项目来购买森林碳汇, 造林技术与自然条件关系密切, 周期较长。生态经营 (保护) 单位则可视为进行一项接受他方投资的造林和再造林项目。另外, 涵养水源效益的有效实现, 往往需要相关的水利工程相配合, 如水库的建设, 受体为取得森林涵养水源的效应, 可通过支持施体单位修建水库来实现。生态经营 (保护) 单位取得的上述涵养水源收益就可按照建设施工合同收入的确认标准予以确认。
三、生态收益的会计归属
目前的文献只对生态收益中的生态效益补偿收入的会计归属做过探讨。对生态效益补偿收入的会计确认问题, 主要有3种主流观点和做法。第一种做法认为, 生态效益补偿收入的核算适用《国有林场与苗圃会计制度 (暂行) 》, 按照事业单位会计制度进行。在该框架下, 生态效益补偿收入被视为上级财政部门对本单位的事业经费款项拨付。其基本做法有两种 (谢标, 2008;王汉忠, 2007) 。 (1) 收到补偿基金时, 在“专项应付款”中核算;支出时在“营林成本”中核算;年终, 将收入转入“林木资本”, 将支出转入“林木资产”。 (2) 收到补偿基金时, 在“专项应付款”中设置“森林生态效益补偿基金”明细科目进行核算;重点公益林发生的营林费用按照“制造成本法”在“营林成本”中设置与收入相对应的明细科目进行归集;年终, 实行林木资产核算的林场, 将收入转入“林木资本”, 将支出转入“林木资产”;未实行林木资产核算的林场, 将上述两个明细科目进行对冲, 借记“专项应付款”科目, 贷记“营林成本”科目。第二种做法建议在调整有关科目核算内容和方法的同时, 增加一个资产类科目“森林生态效益补偿”, 专门核算森林生态效益补偿基金, 该科目的年末借方余额为累计收到的森林生态效益补偿资金 (王汉忠, 2007) 。具体会计处理方法如下:收到中央森林生态效益补偿基金时, 借:银行存款, 贷:专项应付款——中央森林生态效益补偿基金;同时, 借:森林生态效益补偿, 贷:实收资本。支出时, 借:营林成本——中央森林生态效益补偿基金, 贷:银行存款。年终, 将上述两个明细科目进行对冲, 借:专项应付款——中央森林生态效益补偿基金, 贷:营林成本——中央森林生态效益补偿基金。第三种做法认为森林生态效益补偿的实质是政府补助, 应按照政府补助准则核算 (刘梅娟, 2007) 。
上述第一种做法将生态收益视同政府的投入, 其财务结果是导致主体的一项资产增加 (林木资产) 和一项权益增加 (林木资本) 。该做法的主要问题在于, 没有将用于森林林木经营的资金和用于森林生态经营的资金相区别, 与政府财政对森林生态效益补偿的本意不相吻合。第二种做法增加一项“森林生态效益补偿”资产类账户, 其财务结果是导致主体的实收资本增加, 因而将森林生态效益补偿视为政府对主体的资本性投资。其局限性是对政府财政补偿采取资本法的处理方式, 这样的做法与政府的其他形式资本性投入未予区别对待。第三种做法将森林生态效益补偿视为政府补助, 并按照收益法核算, 该做法主要借鉴IAS20和我国企业会计准则中的政府补助准则。但政府补助不属于主体的主要收入来源, 其会计归属应为营业外收入。该做法未能考虑到生态经营是生态经营单位经营活动的重要组成部分的现实, 未能将生态产品 (服务) 的产出看作与林木等产品产出同等重要, 甚至在某些主体中比林木等产品产出更重要。
我们借鉴上述做法中的有益成分, 一是赞同采用收益法核算生态收益, 二是将生态效益补偿视同政府对生态产品 (服务) 的购买。从外在形式看, 生态效益补偿基金是国家投入生态经营 (保护) 单位用于生态公益林营造、抚育、保护和管理的专项资金, 但其实质是对主体所管护的生态公益林向社会提供生态效益的补偿, 是政府为社会无偿使用生态效益买单, 是主体通过培育、管护生态公益林生产的特殊商品——生态效益提供给社会获得的经济利益流入。第一, 从国际上有关政府补助的会计准则趋同趋势看, IASB与FASB开展短期与长期趋同项目, 短期趋同的主要目标是政府补助会计准则逐渐向《国际会计准则第41号——农业》 (IAS41) 靠拢, 长期趋同的主要目标是将政府补助会计纳入收入准则中去, 最终目标是取消政府补助会计准则 (贺志东, 2007) 。第二, 应该看到生态服务市场的发展现状和趋势, 生态效益外部性的解决最终是要主要依靠市场手段的, 应该将生态效益补偿收入和生态服务市场收入看作一个整体, 而不应将其割裂开来。对于生态公益林经营 (保护) 单位来说, 生态收益 (当前主要为生态效益补偿) 构成了目前其生态效益实现的主要收入来源。
本文认为, 对于生态收益的会计核算, 应增设“生态收入”账户, 在该账户下设“生态效益补偿收入”和“生态服务市场收入”两个明细账户, 用以核算生态收益的两个方面来源。“生态收入”应作为主体营业收入的构成部分, 在利润表中单独列示。同时, 来自生态收益的经济资源反映在资产负债表的相应资产和所有者权益之中。来自生态收益的现金流反映在现金流量表的经营活动产生的现金流量中。
摘要：生态收益的实质是生态系统生态效益外部性的内在化, 依照生态效益外部性内在化的途径, 可将生态收益分为生态效益补偿收入和生态服务市场交易收入。生态效益补偿收入确认可按照劳务收入的确认标准进行, 即按照劳务的完工百分比法予以确认;生态服务市场交易收入可根据交易类型分别按产品 (服务) 销售收入、提供劳务收入及合同收入确认条件予以确认。同时, 应增设“生态收入”账户 (按生态收益类别分设明细账) , 以核算主体的生态经营 (保护) 业绩和生态效益外部性的内在化状况。
关键词：生态收益,会计确认,生态效益外部性
参考文献
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生态收益率 篇2
潮汐能作为一种储量丰富的海洋可再生能源,应用技术日趋完善、经济前景日益广阔,同时与滨海旅游相结合,佐以辅助系统,可成为独具特色的海岸带旅游景点,为促进区域旅游资源的开发提供机会和有利条件。生态旅游作为潮汐能多元化开发的重要手段之一,其收益甚至可能扭转潮汐电站运营亏损,有效降低电站造价和运行成本,提高电站综合利用的经济效益。以法国朗斯潮汐电站为例,其充分利用综合开发优势,大力发展旅游业,每年接待约500批旅游者,参观人数达30万~40万人,每年的旅游收益已超过发电收益[1]。目前我国也开始重视开发潮汐电站旅游资源,2012年浙江江厦潮汐试验电站成为国内首个潮汐能旅游示范基地,在丰富当地旅游产品体系的同时增加潮汐电站的经济效益[2]。
生态旅游收益作为潮汐电站社会经济效益的构成部分之一,国内学者有分散性探讨,如陈亚飞[3]、吕朝阳[4]、刁利等[5]提出潮汐电站的经济收益应包括旅游收益,郭成涛[6]、张发华[7]、张晓君等[8]概括介绍潮汐电站兴建后对发展旅游业的促进作用,目前国内外对潮汐电站旅游收益的相关评估方法和实例鲜有系统和实证研究。本文依据乳山口4万千瓦级潮汐电站预可研项目,应用环境资源价值评估中的意愿调查法,预测评估乳山口潮汐电站的生态旅游收益,既可为判断可再生能源项目的投资可行性和成本收益分析提供科学依据,亦可为当地旅游业的规划与发展提供建议和参考。
2 区域概况与研究方法
2.1 区域概况
乳山市位于山东半岛东南端,地处青岛、烟台、威海3市中间地带,总面积1 668km2,与日本、韩国隔海相望,区位优势突出,已融入青、烟、威“一小时经济圈”,海陆空交通便捷。2015年乳山市总人口达55.83万,生产总值为477.18亿元,三次产业比例为8.3%、47.5%、44.2%。乳山市海岸线西起乳山口、东至浪暖口,全长185.6km,滨海旅游资源丰富,主要旅游景点有国家AAAA级旅游区银滩旅游度假区、大乳山滨海旅游度假区、岠嵎山风景区等,2015年共接待国内外游客900万人次、实现旅游综合收入54.2亿元。
乳山湾蕴含丰富的潮汐能资源,20世纪70年代在此建立全国第二大潮汐发电站———白沙口潮汐电站。2010年11月国家首批“海洋可再生能源专项资金项目”正式启动,其中乳山口4万千瓦级潮汐电站站址勘查及预可研项目进入实施阶段。目前规划中的乳山口潮汐电站取址于乳山口海湾湾口、琵琶岛附近,距烟台和青岛分别为196km和167.4km。乳山湾面积109.9km2、最大水深17m,海湾呈“V”字形,分东西两部分,其中西边部分面积略小、湾口宽度不足800m;海湾内高潮位时海面面积约50km2,平均潮差约2.5m。预计乳山口潮汐电站建设总投资约8亿元,电站装机规模为40 MW,装机单位投资约为2万元/kW,年发电量约1.03亿kW·h;建设和运营年限为35年,其中建设期为3年、运营期为32年(相关数据源自乳山口4万千瓦级潮汐电站预可研项目经济评价报告)。
2.2 研究方法
意愿调查法(contingent valuation method,CVM)由Davis于1963年首次应用于研究评估美国缅因州一林地的游憩价值[9],此后不断被应用于估算环境资源的游憩和美学价值。CVM利用效用最大化原理,通过构建假想市场向被调查者询问对于环境物品或服务改善时的支付意愿(willingness to pay,WTP),或询问对于环境物品或服务恶化时的接受补偿意愿(willingness to accept,WTA),从而推断出环境物品或服务的经济价值,尤其适用于评估缺乏实际市场和替代市场商品的环境服务价值。
应用CVM进行价值评估的程序一般为:(1)设计问卷,建立假想市场;(2)运用WTP的引导技术来获取标价,引导技术分为连续型条件价值评估和离散型条件价值评估,其中连续型条件价值评估可分为重复投标博弈、开放式问题格式和支付卡格式等3类;(3)计算平均支付意愿或平均接受补偿意愿;(4)估计标价曲线,目的是了解支付意愿或接受补偿意愿的决定因素;(5)数据加总,并对CVM的总结果及其有效性进行判断,得出环境物品或服务的经济价值[10]。CVM具有方法灵活、应用范围广、数据来源充足等优点,但因其依托假想市场容易产生偏差,且获取数据所需成本很大。
依托乳山口4万千瓦级潮汐电站站址勘查及预可研项目,课题组在乳山市城区进行生态旅游收益评估的问卷调查。调查人员是来自中国海洋大学经济学院区域经济专业的研究生并进行先期培训,问卷当场发放、当场回收,问卷作答时间控制在20min左右,从而保证回收问卷的有效性。本次调查共发放问卷292份,对回收问卷进行检查统计,剔除漏填、乱填、信息前后不一致的无效问卷21份,得到有效问卷271份,问卷有效率为92.81%。
3 结果及分析
本调查问卷的主要内容共包括3个部分:第一部分为受访者的基本社会经济特征,包括年龄、性别、受教育程度、收入等,目的在于采集基本信息;第二部分为受访者对潮汐电站和乳山口潮汐电站建设工程项目的认识与态度,逐步引发受访者对于问卷核心内容的兴趣;第三部分为受访者对潮汐电站生态旅游的支付意愿(WTP)调查。
3.1 受访者的社会经济特征及认知态度
受访者的基本社会经济特征及认知态度的赋值和相关计算如表1所示。具体情况为:(1)男性受访者比例较高为59.44%,而女性受访者支付率略高于男性为81.03%;(2)受访者年龄集中于18~50岁、年龄结构层次较为合理,其中30岁以下受访者支付率较高,除51~60岁年龄层外各年龄层的平均支付意愿均达到100元以上;(3)在教育程度上,高中及以上受访者比例达到89.31%,其中大学学历的受访者支付率最高为85.23%,而高中学历受访者的平均支付意愿最高;(4)各类型职业均有受访者,除农民及离退休人员支付率略低外,其余各类职业受访者的支付率均在70%以上;(5)94.24%的受访者月收入低于4 000元,月收入在4 000~5 000元受访者的支付率和平均支付意愿最高。
在对乳山口40 MW级潮汐电站建设工程项目的态度上,19.72%的受访者表示“强烈支持”,53.17%的受访者表示“支持”,持反对意见的受访者仅占2.91%,即大多数乳山市民支持潮汐电站的建设;多数受访者了解潮汐能是清洁能源,而乳山市以发展生态城市为目标,开发清洁能源有助于提升城市形象。
在进一步询问对潮汐电站生态旅游的认知程度时,尽管大多数受访者对乳山口潮汐电站的具体规划和应用情况并不十分了解,但有近2/3(64.94%)的受访者表示“了解”或“一般了解”未来的潮汐电站生态旅游,另外有35.06%的受访者表示不了解,即多数公众对潮汐电站生态旅游已具备初步认识。
3.2 平均支付意愿
受访者对潮汐电站生态旅游的支付意愿是CVM调查的关键问题。课题组首先向受访者说明乳山口4万千瓦级潮汐电站建设工程项目的状况和可能的旅游前景,然后询问其最大支付意愿。
本次调查问卷对支付意愿采用支付卡式的设计,对不大于500元的范围设置15个梯级选项供受访者选择,500元以上的由受访者写下具体金额,在有效问卷中没有出现支付意愿大于1 000元的情况。使用SPSS对样本的支付意愿进行分析(表2),可计算得出支付意愿的算数均值为97.58元、累计频度中位值为33.99元。研究表明,用累计相对频度中位值作为平均支付意愿比用绝对中位数更能反映大多数样本的支付意愿[11],因此乳山口潮汐电站生态旅游的平均支付意愿选用累计频度中位值,即E(WTP)=33.99元/人。
3.3 旅游收益
可根据本次问卷调查所得平均支付意愿,计算该电站运营期间的旅游收益。
运营期第i年时的旅游收益为:
总旅游收益为:
式中:(1)i表示运营期第i年,i=1,2,3,…,32;pi表示运营期第i年的平均支付意愿,假设pi保持不变,pi=P=E(WTP)=33.99元/人。
(2)vi是运营期第i年该景点接待游客数量,V为乳山市基期游客数量,在此取乳山市统计年鉴2010年旅游人数为419.8万人作为计算标准。
(3)k是所有游客中参观该景点的比例。根据支付意愿调查,对该景点最大支付意愿为0的调查对象共计47人、占17.34%,则k=82.66%,即所有到乳山市旅游的游客中有82.66%的人选择参观该景点。
(4)u为根据历史资料推导出的运营期游客量的平均增长趋势。2010—2015年乳山市旅游人数增长率大约为u=16.5%。
(5)r为社会折现率。根据国家发展与改革委员会、建设部发布的《建设项目经济评价方法与参数(第三版)》中供各类建设项目评价时统一采用的标准,将社会折现率r定为8%。
因此总旅游收益T为:
即该电站建成后在运营期内将带来的总旅游收益为166.42亿元,根据预可研报告的32年运营期的设定标准,则平均每年生态旅游收益可达到5.20亿元。
3.4 生态旅游收益的有效性评价
3.4.1 支付意愿相关性
支付意愿是决定生态旅游收益大小的决定因素。由于CVM是在一定地理区域进行的试验与调查,地理区位、居民社会经济特征、居民对调查对象的认知态度等因素都将影响支付意愿的具体数值。因此,将支付意愿与受访者的社会经济特征等变量进行相关性分析,可以验证结果的有效性,同时是获得相关消费者个体需求信息的重要手段,能够为科学准确地评价潮汐电站生态旅游收益的经济合理性提供依据。根据组间支付意愿均值和中值的差异,可以猜测和推断各影响因素的大致影响方向和相关关系[12]。根据统计结果选取性别、年龄、文化程度、职业、月收入、认知程度、支持程度作为主要影响因素进行进一步分析。
对影响因素进行赋值后,运用SPSS软件对受访者的支付意愿与各可能影响因素依次进行相关分析,其Pearson相关系数和显著性如表3所示。分析结果可得:受访者对潮汐电站项目的支持程度是支付意愿的唯一显著性影响因素;受访者的月收入与支付意愿仅有极弱正相关,而性别、年龄、文化程度、认知程度均与支付意愿有极弱相关,可以认为其相关性不显著。
3.4.2 支付意愿敏感性
通过对支付意愿和零支付意愿概率的影响因素进行敏感性分析,可以进一步了解受访者选择支付或拒绝支付的决定性因素,有利于开展未来潮汐电站旅游营销活动。首先,采用二元logistic回归,将WTP>0的样本赋值为1、将WTP=0的样本赋值为0,依次取性别、年龄、文化程度等影响因素为变量,在α=0.1的显著性水平下,月收入、年龄、支持程度等3种影响因素的sig值均小于0.1,即认为这3项为显著性变量;然后进行多项logistic回归分析,选择月收入(I)、年龄(A)、支持程度(S)为变量,支付与否(Y)为因变量,模型的拟合优度较好(表4)。
样本回归方程为:logistic(Y)=107.58+114.64I+114.53A+120.20S
样本受访者有支付意愿的概率为:
由概率公式可知,支持程度(S)的显著性最强,估计系数为正值且较大,表明本调查中支持程度(S)这一项支付意愿的敏感性最高,支持程度对支付意愿具有极其显著的正向影响,即在其他条件不变的情况下,受访者对潮汐电站项目的支持程度越高,其对潮汐电站生态旅游的支付意愿越大。
4 结论与展望
本文用意愿调查法评估潮汐电站的生态旅游收益,得到乳山口潮汐电站生态旅游收益的平均支付意愿为33.99元/人,电站建成后在运营期内总的旅游收益为166.42亿元。以2010年乳山市旅游综合收入为22.07亿元为基数,据此估算每年潮汐电站生态旅游收益将占当地旅游业总产值的20%左右。该结论表明,潮汐电站生态旅游收益潜力巨大,可在有效降低电站造价和运行成本的同时,为区域旅游业提供新的收益增长点。
特别指出的是,因为受访者对潮汐能了解有限产生的信息偏差,加上警惕心理导致的隐瞒真实支付意愿,会使受访者拒绝支付或给出极低的支付值,可能导致本研究所得旅游收益评估值偏低。对受访者支付意愿与可能的影响因素进行敏感性分析后发现,受访者对潮汐电站项目的支持程度是显著性影响因素,其他社会经济特征影响则相对不太明显。
受样本数据、相关统计资料和研究方法的限制,本研究存在许多需要进一步改进之处,主要包括:(1)因乳山市旅游统计资料有限,无法准确地建立一个模型以预测乳山口潮汐电站建成后游客量的发展,只能初步推导出游客量的平均增长趋势,未来研究可在此基础上进行深化;(2)尽管已经采取增加相关信息、培训调查人员、严格剔除无效数据等手段,减少CVM评估中大多数偏差的可能影响,但仍无法完全消除信息偏差、假想偏差、策略性偏差、社会心理偏差等误差;(3)因CVM本身在应用方面存在一些局限性,加上调查样本数量有限,本研究只能得出乳山口潮汐电站生态旅游收益的一个粗略的近似值,其准确性有待进一步验证。综上所述,在以后的评估中可以加深对CVM的研究,如采用不同的引导评估技术(如二分法)加以对照,同时要更加合理化问卷设计、规范化调查实施、严格化数据处理和全面化偏差分析。
目前我国可再生能源发电项目的社会经济评价体系仍不完善,潮汐能发电的生态旅游效益研究仍是空白,本研究针对潮汐发电项目的生态旅游收益评估进行初步探索,以期为潮汐能的综合开发利用、CVM在生态旅游收益评估领域应用的扩大以及可再生能源利用项目经济评价体系的完善提供有效数据参考。
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企业年金投资收益率分析 篇3
(一) 风险与收益之间的制衡关系及衡量方法
风险与收益之间的制衡关系是指预期回报高的资产其风险也高, 反之亦然。风险的衡量是由投资回报的波动性开始的, 当人们运用资产配置技巧建立投资组合时, 还需考虑资产间的相互作用以及风险分散效应, 其量化的衡量方法就是现代证券组合理论的主题。投资回报率被定义为投资时段中所赚的钱占所投入资金的百分比, 多期回报通常以算术平均值或几何平均值来衡量。几何平均值在衡量长期回报时较算术平均值精确。由于通货膨胀对货币价值的影响, 投资回报率多为去除通货膨胀效应之后的比例, 确切称为真实投资回报率。为了量化风险, 人们运用统计学的概率分布的概念对可能的投资收益结果进行估算。收益结果分布中的中值μ (或称平均值) 为预期投资回报, 方差δ用来衡量风险, 表示对预期投资回报的不确定性。按常规, 短期3个月政府债券回报率被视为无风险的收益, 因为回报基本可保证确收无误, 任何高于此无风险回报率的部分即为风险溢价。投资回报率的历史数据是用以估计风险溢价和方差的重要渠道。
(二) 风险分散化
本财务管理理论为基础的, 即投资应分散于不同的发行公司和金融工具中, 以减少风险。与经济环境相关的系统性风险很难被分散掉, 但是与公司状况相连的风险可通过分散投资消除。图1是以纽约股票市场的1000家公司的股票数据绘成, 显示了投资组合的风险分散效应, 投资愈分散风险愈低。如图1所示, 含20种股票以上的投资组合风险被明显减低到单一股票风险的40%, 在成熟资本市场中, 投资不仅分散于单一股票和债券之间, 还在不同投资类型中进行分散化。投资类型分类方式很多, 如可分为按揭债券、银行和保险公司股票等, 但主要体现在两个方面。一是从长远看, 投资分散到不同类型中去的组合比局限于单一投资类型的组合收益要好。二是在每一种投资类型中, 将投资充分分散于不同股票或债券中也是同样重要的, 其能帮助避免单一股票大跌的冲击。
(三) 如何进行资产配置
要寻得最佳资产配置, 必须先衡量资产间的相互作用关系。统计学的相关性用以衡量资产间的相互作用, 显示两种资产间共同低落的倾向, 运用中值μ、方差δ和资产间的相关性ρ, 可计算出最佳资产配置比重, 以实现风险最小化和投资高回报。图2和图3显示了投资组合资产分配于股票、债券、国内市场和国外市场时可能的投资结果, 可以看出通过有效、合理的资产配置, 股票投资和海外投资并不像看上去那么危险, 在债券组合中加入风险较高些的股票成分, 能切实降低整个投资组合的风险, 而不是增加其风险。在股票和债券投资的最优组合时, 风险最低而收益较高, 最佳组合的预期回报率为11%, 风险 (方差) 仅为10.8%;而完全债券组合的预期回报率仅为10%, 风险 (方差) 却达12%;另外同为12%的风险, 吸收了股票投资的组合回报可达到13%, 而完全债券组合只有10%。海外的投资也有相同情况, 原因在于股票和债券的收益的升降方向通常相反, 各国也有各国持有的情况, 世界各国经济不可能完全同方向、同幅度地移动, 适当混合国外和美国国内债券、降低了风险又提高了回报。资产配置包括了一系列不同风险程度的资产, 从无风险到高风险, 如现金、现金等价物、国内债券、国内股票、国际债券、国际股票以及房地产, 以实现最佳资产配置和风险分散。运用量化的投资技术分析, 人们可以设计出包含不同风险层次的有效组合。
二、我国企业年金投资渠道选择
(一) 我国企业年金投资渠道选择
企业年金进入资本市场需要合适的投资渠道和科学的管理机制, 使这些资金能够被有效配置, 保证在较低风险下实现收益最大化。因此也就需要市场为年金提供合适的投资产品。从国外经验看, 产品设计主要有两条路径:一种是选择市场上已有的集合投资产品, 如各种类型的证券投资基金、投资性保险产品等, 另外一种就是独立账户管理, 由投资管理人设计专门针对企业年金的产品, 在一个独立账户中运作资金。
随着产品创新的加速, 企业年金的投资选择也相应扩大, 几乎涉及所有的投资工具。但在目前情况下, 国内企业年金更需要的是低风险产品。国内企业年金为缴费确定 (DC) 计划, 而管理上却采用待遇确定 (DB) 计划式的集中管理模式, 基本是企业代替职工进行投资选择, 年金管理者实际难以承担较多的投资风险, 低风险产品是近期年金投资的主要方向, 如银行存款、国债、高信用等级的企业债券等。在金融市场成熟阶段时, 可以考虑发展到多元化投资, 构建多样性的投资组合, 兼顾收益性和安全性。而另一方面, 对于规模较大的年金基金, 则可以采用独立账户管理模式, “量身定做”企业年金产品。产品设计的前提是年金的需求, 设计年金产品需要充分考虑两方面的因素, 一方面是内部因素, 如年金方案、运行模式、基金收支预测等;另一方面是外部因素, 如投资对象特性、市场情况、投资策略等;在风格特点上, 年金产品应该能满足中长期投资需要, 风险介于存款 (国债) 和股票之间;预期收益高于存款 (国债) ;同时还要选取合适的基准, 确立业绩目标。
(1) 国债及银行储蓄。我国目前的企业年金基金投资渠道主要是投资于国债或存入银行, 虽然在安全性上有充分保障, 但无法获得较高的投资收益。国外企业年金投资运营的实践表明, 股票或其他权益证券的增值能力显然高于国债或银行存款。随着我国资本市场的迅速发展, 机构投资者数量的不断增加, 新的投资工具也在不断推出, 为企业年金进入资本市场创造了条件。因此, 只要合理运用各种投资工具, 就能有效规避企业年金进入资本市场的投资风险, 达到企业年金保值增值的目的。
(2) 开放式基金的投资。在西方成熟金融市场上, 开放式基金是企业年金的主要投资渠道, 各种形式的企业年金占开放式基金资产的60～70%。国外养老金之所以热衷于开放式基金, 主要是因为证券投资基金的收益普遍高于市场平均水平, 且风险介于债券投资和股票投资之间;另外, 开放式基金还具有可随时赎回、进出自由、透明度高、规模不受限制等特点, 因此, 其非常符合企业年金基金对流动性、安全性的要求, 成为企业年金基金进行投资运营的理想选择。企业年金在选择开放式基金的品种类型时, 应根据各自的风险收益特征, 选择相应类型的开放式基金产品。开放式基金主要有三种类型:第一类是追求长期资本增值的成长型基金;第二类是追求当期高收入的收入型基金;第三类是兼顾长期资本增值和当期收入的平衡型基金。三类基金的风险、收益和投资工具状况如表1所示。目前国内投资基金基本属于平衡型基金, 随着新产品开发创新力度的加快, 企业年金基金可以根据既定的投资目标, 灵活选择不同类型基金的投资比例。所设定的投资目标不同, 基金获取收益的方式也不同。收入型基金会有较高的当期收入, 平衡型基金在分配到利息和股利的同时也能够实现一定的资本利得, 成长型基金注重长期的资本利得, 对当期的股利和利息收入并不注重。
(3) 股票和企业债的投资。我国资本市场的发展和完善, 将使股票投资收益呈现出逐步提高的趋势。随着上市公司经营业绩的逐步提高, 企业年金基金也可以考虑参与股票的投资, 增强基金的盈利能力。
无论是就安全性还是收益性而言, 当前国债和企业债的投资, 显然要优于同期银行存款利率, 尤其债券基金的出现, 也为企业年金基金提供了重要的投资渠道。
(二) 企业年金投资管理模式
和基金管理公司有关的企业年金的投资管理模式, 主要包括直接购买基金管理公司的基金产品或委托基金管理公司进行投资管理。其比较如表2所示。
(三) 基金管理公司产品开发策略
适应企业年金投资管理的特点, 基金管理公司将根据市场需要, 推出各种不同类型的基金产品, 形成基金超市, 充分满足不同风险收益特征、不同管理模式的企业年金的投资需求。在基金超市中, 有成长型、价值型、收入型、指数型、债券型等基金产品, 还可推出稳健型的保本基金产品 (应当有法律政策的允许) 。另外, 可以设立伞型系列基金, 以便投资者建立基金的投资组合及满足投资变换的需要。
(四) 基金管理公司受托管理企业年金策略
基金管理公司如果作为企业年金投资管理的受托人, 将以委托资产管理协议的形式, 确定企业年金的管理规模、管理期限和管理费用。对于基金管理公司来说, 与管理封闭式基金和开放式基金一样, 必须始终坚持“勤勉尽责、为投资人服务”的宗旨。
基金管理公司在受托管理企业年金的过程中, 主要参与以下投资管理工作: (1) 制定经营计划书。按照受托人应尽的义务和履行这些义务的标准, 参照所适用的法律、投资监管规定以及企业委托年金管理的要求, 形成完整的经营计划书, 主要包括年金委托的管理架构、资金筹集、投资运作、会计政策和投资基准等。 (2) 负责投资运作。根据双方确认的经营计划书的有关要求, 实施年金基金的投资运作。 (3) 回顾投资运作情况。定期或不定期地向委托人汇报基金的运作和绩效情况, 包括年金管理相对于投资基准的表现、相对于投资决策的表现等。
参考文献
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市政项目基准收益率的确定 篇4
一、项目经济分析中基准收益率的影响因素
1. 资金成本
资金成本 (Cost of Capital) 即使用资金进行投资活动的代价。通常所说的资金成本指单位资金成本, 用百分数表示。资金成本主要包括借贷资金成本、权益资本成本。
2. 投资风险
不同投资项目的风险大小是不同的。一般来说, 资金密集型项目的风险高于劳动密集型项目的风险;资产专用性强的项目风险要高于资产通用性强的项目风险;以降低生产成本为目的的项目风险要低于以扩大产量、扩大市场份额或开辟新市场为目的的项目风险。
3. 通货膨胀
如果在项目期间, 出现持续的通货膨胀或通货紧缩, 必然影响项目的现金流。因此, 对于较长期间的项目应考虑通货膨胀 (紧缩) 率。
二、基准收益率的确定
2006年, 国家发展改革委和建设部共同发布的《建设项目经济评价方法与参数》中明确提出财务基准收益率的测定可采用资本资产定价模型法 (CAPM) 、加权平均资金成本法 (WACC) 、德菲尔 (Delphi) 专家调查法、典型项目模拟法等方法, 在财务评价参数的测算过程中, 无论采用上述何种方法, 都要注意在测算分析的基础上进行必要的调整, 最终的取值是综合权衡的结果, 而不是简单计算的结果。在市政工程项目 (如城市公用事业项目、公路、桥粱、机场、港口等) 经济评价中, 使用较为广泛的是加权平均资金成本法 (WACC) 。
加权平均资金成本法里, 基准收益率被理解为项目资金的机会成本, 简称资金成本, 投资人会因为使用不同来源的资金而付出不同的资金成本。所谓加权平均资金成本法是对不同来源的资金用其所占总资金的比例作为权数乘以其相应的资金成本求和而得。项目的资金包括项目资本金和负债筹资, 即由权益资金和债务资金两部分构成, 二者应具有合理的比例。
在建设项目财务评价中, 衡量项目投资回报高低指标有两类:静态指标:投资利润率、投资利税率、资本金净利润率等;动态指标:投资内部收益率。
在财务评价时, 当项目的投资内部收益率>=基准收益率, 就可以判断该项目在财务上就是可行的。投资内部收益率有两个:在项目投资现金流量表中的项目内部收益率, 亦即融资前全投资内部收益率, 这个收益率是把全部投资视作自有资金的内部收益率, 是项目建议书必备的项目财务判据。在项目融资后的全部现金流量表中的内部收益率, 这个收益率是投资中含有一定比例贷款的项目全部投资内部收益率, 这是可研报告必备的项目财务判据, 是测算的更贴近项目实际的收益率。一般在实际工作中都是选取动态指标作为评判项目财务是否可行的依据, 并且取项目全部现金流量表中的项目内部收益率作为是否接受项目的依据, 当项目全部现金流量表中的项目内部收益率>=基准收益率则判断项目可行融资方案可以接受。
基准收益率确定原则如下:
(1) 假如投资主体以国家投入为主, 资金来源主要来自政府财政资金或政府预算资金的项目, 建设项目以满足整个国民经济发展需求, 社会效益十分显著的大型能源交通、基础设施、社会公益项目, 由于项目不发生融资成本, 所以可以不考虑项目的融资成本, 直接把项目的行业平均财务基准收益率作为项目的财务基准收益率的确定依据。对于不以国家投入为主, 而以其它形式投资的公益项目则应在融资成本基础上加一定的风险系数确定, 建议风险系数取1至2个百分点。
(2) 为市场提供产品的一般项目, 在确定财务基准收益率时, 三个因素都要包括。风险因素和最低期望值用百分点表示, 建议:风险因素取1至2个百分点, 最低效益期望值取2至5个百分点。
(3) 假如项目的技术含量高, 产品竞争能力强、产品生命周期比较短的高科技产品项目在一般产品项目基础上要提高效益期望值, 取5至10个百分点。
(4) 假如是特殊项目而且产品特殊或在社会经济有特殊地位的项目, 则应视具体项目情况研究确定。
三、实例分析
以加权平均资金成本计算式, 推算广州某地一垃圾焚烧厂的基准收益率。项目总投资255296.51万元, 其中:建安工程费为192643.69万元, 工程建设其他费为22834.28万元, 工程预备费为17238.24万元, 项目静态投资为232716.20万元, 建设期利息为20904.26万元, 铺底流动资金为1676.05万元。
根据本项目的行业性质归垃圾处理项目, 则本项目行业财务基准收益率 (融资前税前) 取5%, 经计算得出项目垃圾处理服务单价为98元/吨。本项目融资方案有两个:
方案一:股权资金46543.24 (占项目静态投资20%) , 债务融资银行贷款资金186172.96万元 (占项目静态投资80%) , 贷款利率为银行基准利率6.5%上浮20%, 股权资金投资人要求的投资回报率为8%, 因为上边投资比例是用静态投资比例计算, 当计算资金成本时各部分资金比例应按扣除铺底流动资金后占总投资的比例计算, 所以调整后的股权投资占总投资比例为18.35%、债务资金投资占总投资比例为81.65%, 则项目资金成本率I c=18.35%*8%+81.65%*7.8%=7.8367%, 当基准收益率取7.8367%时, 项目垃圾处理服务单价为138元/吨。
方案二:股权资金69814.86 (占项目静态投资30%) , 债务融资银行贷款资金162901.34万元 (占项目静态投资70%) , 贷款利率为银行基准利率6.5%上浮10%, 股权资金投资人要求的投资回报率为15%, 则项目资金成本率Ic=27.53%*15%+64.23%*7.15%=8.7219%, 当基准收益率取8.7219%时, 项目垃圾处理服务单价为148元/吨。
一般以融资前税前或融资前税后基准收益率为主测算项目的产出价格。此基准收益率作为测算政府投资项目产出价格的上限。随着我国投资领域的改革不断深化, 市政公用设施的投资模式也从以前的由政府主导向由社会资金主导过度, 并且推行谁投资谁决策、风险谁承担收益谁享受。但由于市政公用服务价格关系公共资源及公共利益, 不可能让投资人的收益无限大, 在考虑公平和社会公共承受能力基础上, 实际工作中一般取项目行业基准收益率作为项目基准收益率算出产出价格下限, 项目资金成本率作为项目基准收益率算出产出价格上限, 按照上面计算可以确定, 这项目的PPP招投标的限价上限为148元/吨, 下限是98元/吨。
四、结语
教育收益率的长期变化趋势 篇5
纵览已有的研究文献, 可以发现国内经济学界对教育收益率的的研究是比较深入的, 无论是理论层面还是实证方面都已经达到一个较高的水准, 这为继续探讨和研究这一主题奠定了很好的基础。下面就国内的相关研究进行梳理和总结。
对于教育收益率的研究始于2 0世纪8 0年代末, 大部分文献的观点认为收益率在逐步上升。基于“中国家庭收入调查 (C H I P) ”的数据, 李实、丁赛 (2 0 0 3) 测算出的教育回报率从1 9 9 5年的4.8 1%逐步上升到1 9 9 9年的8.1%。张俊森等 (Zhangetal, 2005) 利用全国1988—2001年的数据发现收益率连续三年平稳上升, 从1988年起每年基本是以2个百分点的速度增长, 到2001年收益率已增长至为10.2%。虽然方法不同, 数据有别, 但很多学者都不同程度的验证了回报率呈现上升的趋势 (李春玲, 2003;岳昌君, 2009) 。
随着市场化的加深, 也有一些学者得出了不同的观点。中国经济改革正处于从农业占主导地位的经济向工业和服务业的转型过程, 这一过程所导致的劳动力市场的变化以及城乡二元结构的变革等其因素都会显著影响教育收益率, 正是基于这一理论分析, 邓峰、丁小浩 (2012) 采用中国健康与营养调查1989-2009年城乡的混合样本数据, 使用多层线性交互分类模型估计发现21世纪以来全国教育收益率逐渐趋于平稳。陈纯瑾 (2013) 利用1988-2007年中国家庭收入项目 (CHIP) 四次大规模抽样调查数据估计发现:1988-2002年期间我国城镇居民教育收益率呈现出随经济改革推进而快速上升的态势, 其后的五年间逐渐趋于平稳。
本研究的可能贡献在于通过有效的工具变量估算出近年的教育收益率, 同时利用时间效应比较模型分析了新世纪教育收益率的总趋势, 并侧重解释了由于改革、市场化加深等带来的与以往估算结果差别较大的部门以及城乡收益率的变化趋势。
二、研究设计
(一) 样本选择与数据来源
本文使用的数据来自于中综合社会调查项目 (CGSS) , 样本包括2003、2005、2008年的调查问卷数据。同时在时间效应比较模型中我们借用了刘精明 (2006) 文章中1996年的部分数据。
1、模型设计
本文构建的模型为经典的Mince收入模型, 自变量依次为教育、党员、工龄和工龄平方、性别、户口、地区、所在企业的所有制形式, 形式如下:
式中, α、β、φ、γ、χ、、κ、ω、ξ为参数, ε为随机扰动项。
2、时间效应比较模型
Hauser and Xie (2005) 的时间效应比较模型可以用来对比时间维度上不同变量的长期变化趋势。形式如下:
X表示上述自变量所组成的向量矩阵, τ表示对应的回归系数矩阵。为了检验各因素对收入影响的差异, 我们就2008相对于1996、2008相对于2003、2003相对于1996的三个变化做了比较。根据这一方程, 时点比较的OLS模型可以表述如下:
其中, j (=1, 2, 3) 分别表示2003年对1 9 9 6年、2008年对2003年、2008年对1996年的三次比较, Tt=2003=1, for j=1;Tt=2008=1, for j=2 or 3。是基准年期的效应系数矩阵 (两个对比年的基准年分别是1996、2003) , Tj Xj是对比年虚拟变量与向量矩阵X′的交互效应, 则表示对比年相对于基准年的效应变化矩阵。
3、主要变量的含义及其衡量
人力资本的指标可以是多层次的, 包括教育、训练、经验等等。本文中, 收入变量取年收入的对数值, 教育按问卷中的排列由低到高分为13级, 个体特征包括党员 (党员=1) 、性别 (男性=1) 、城乡 (城镇=1) , 均为二值 (1和0) 虚拟变量, 三大地区依次为西部、中部、东部 (值依次为0、1、2) , 单位性质分为国企、事业单位、私企、外资企业4类 (值依次为1到4) 。
三、实证研究结果与分析
(一) 教育收益率估算
实证过程采用Stata 12.0。对最新数据 (2008年) 的回归结果 (如下模型) 表明, 在不控制省份和城乡差别时, 教育的收益率是6.08% (e0.059=1.0608) , 并且是显著的。模型1对个人收入有16.84%的解释力。模型2在模型1的基础上引人了城乡虚拟变量, 对个人收入的解释力则提高了17%, 教育的收益率下降到3.82% (e0.037=1.0382) 。模型3和模型4分别引入了区域和单位因素, 教育收益率比模型2略有下降, 分别3.22%和3.09%。该结论与徐福娇 (2010) 所得出的结果相近。因此, 我们可以得出如下结论, 近年来教育收益率是逐渐趋于平稳且略有下降的状态。而大学生就业难、公务员考试热的现象正是这一结论的反映 (邓峰、丁小浩, 2012) 。从模型2、3和4中可以看到教育收益率下降了, 由此我们可以推测正规的教育可能通过职业的选择影响个人收入。同时不同地区的收益率也有差异, 这在一定程度上解释了因区域差异导致收入不平等的现实状况, 也在一定程度上反映了劳动力市场分割的现实。它可以解释人们更愿意去经济发达地区、报酬和职业前景更好的企业, 印证了李实和丁赛 (2004) 的结论。
对照组分别为私营企业和西部, 在10%的显著水平下 (同以下模型) , 不显著的变量仅有模型4中的Wkunit2。
(二) 稳健性和内生性检验
我们采用父母政治身份以及父母受教育程度作为工具变量考察了可能存在的内生性问题。在2SLS的估计结果中, 一阶段回归的F统计量为70.7155, 是远远高于10的经验切割点, 表明拒绝上述两个变量为Educ的弱工具变量的原假设。由于工具变量个数大于内生解释变量的个数, 因此我们进行了过度识别检验, 结果显示:Sargan (score) chi2 (1) =0.387553 (p=0.5336) Basmann chi2 (1) =0.386419 (p=0.5342) , 均接受原假设:两个工具变量都是外生的。通过工具变量调整了Educ的内生性之后, 变量Educ的估计系数较之OLS估计结果由0.0589上升到0.1330。这与王云多 (2010) 使用相同方法所得出的结论一致。由此可见父母是否为党员以及父母受教育程度越高使得子女收入越高。这可以理解中国作为“关系”型社会的独有特点, 也是导致“富者更富”的一个原因之一。
两阶段最小二乘回归结果:
此处, 2SLS中不显著的变量为Wkunit2、Wkunit3。
(三) 新世纪教育收益率长期变化趋势探讨
1. 总体变化趋势
为了更清楚的反映新世纪我国教育收益率的变化趋势, 我们引用刘精明 (2006) 的部分数据并使用了Hauser and Xie (2005) 的时间效应比较模型, 结果如下。与1996年相比, 2003年增加幅度较大, 2003年至2008年趋于稳定。这可能在一定程度上表明90年代中后期企业改制以及1998年机构改革对教育收益率起了实质性作用。进入2003年后, 高校毕业生扩招导致劳动力供求结构发生变化, 就业难的社会问题更加严峻。而“刘易斯拐点”的逼近也可能是2003-2008年间教育收益率增长进一步放缓的原因。虽然自2006年开始, 教育部提出要将每年的扩招速度控制在个位数以内, 但由于人才培养的周期性, 在2008年及以前入学的高校毕业生此时仍在大量进入劳动力市场。
时间比较效应分析结果:
2. 子样本变化趋势
(1) 部门差异:三资企业教育收益率高, 紧接着是市场化程度低的国企、事业单位
由上可以看到教育收益率由高到低依次为:三资企业、国有企业、事业单位、私有企业。且从这一研究结果与刘精明 (2006) 、陈纯瑾 (2013) 有较大差异:教育收益率居于首位的并不是市场化程度较高的私有经济部门, 而是市场化程度最低的国有企业。这表明私有经济部门的教育收益率是否明显高于其他所有制部门确实值得怀疑 (Demurger, et al., 2009) 。因此我们必须考虑, 随着我国经济体制改革的不断深入, 劳动力市场中因部门分割而导致的教育回报差异将呈现出一种复杂的趋势, 而我们的政策该应做到如何有效应对。
(2) 城乡差距:城市比农村收益率低, 且差异在扩大。
研究结果表明城市教育收益率均低于比农村, 且差距不断扩大。这说明二元结构的副作用依然很明显, “民工荒”使得农村收益率升高。
(3) 其他差异:为了将各种因素综合起来形成统一的分析框架, 我们根据结果简单分析了地区、性别、城乡之间的差异。东部比中部、西部教育收益率低, 中、东部差异减小。大致与张俊森等 (2005) 所得的结论一致。原因可能在于经济繁荣地区的高学历的劳动力相对供给过剩, 收益率反而变得更低。女性高于男性, 差异趋于稳定:进行时间效应对比后差异值在减小且基本趋于稳定 (对比结果依次为2.74%、2.83%、1.51%) 。这也支持了Zhang et al (2005) 、陈纯瑾 (2013) 、王美艳与蔡防 (2008) 的观点。排除性别在人力资本中禀赋有别之后, 大多数学者认为女性受益率高于男性的原因在于性别歧视, 而性别差异的不断缩小则源于我国的经济转型, 这一结论正是教育的经济价值在收入分配机制中的充分体现。当然我们也要考虑教育的深化反过来会促进性别平等, 因此它们之间的内生性也是我们不能忽略的 (刘泽云、赵佳音, 2014) 。
四、研究结论
基于调查问卷的数据表明, 近年来教育收益率的长期变化趋于平稳下降的态势, 研究中我们采用扩展的明瑟收入模型和时间效应比较模型, 估算了中国城镇教育回报率的长期变动趋势。同时为了避免内生性问题, 我们以父母受教育程度、父母政治面貌作为工具变量作了进一步的分析发现运用工具变量大大提高了教育收益率的估计值。
同时为理解其中的机制我们进一步简要分析了子样本的变化趋势。由此, 为了缩小不断扩大的收入差距, 我们要继续实施建设人力资源强国的战略, 首先需要高度重视教育等人力资本在资源配置中发挥的激励作用, 对农村贫困地区、中西部地区加大教育投资, 积极实行义务教育, 增大人才的区域流动性;其次, 深化改革, 尤其是加大国有企业以及垄断企业的改革力度;再次要健全和完善劳动力市场制度建设, 提高女性的受教育水平和全民素质。毕竟教育发展在缓解经济发展不平衡或收入差距中有重要的意义 (王小鲁和樊纲, 2005) 。
摘要：基于综合性视角, 将中国城镇教育收益率分解为地区、行业、性别等来研究教育在收入分配中的重要意义。本文以全国综合社会微观调查 (CGSS2008) 的数据为对象, 采用扩展的明瑟收入模型和时间效应比较模型, 对教育收益率长期变化的总体趋势进行研究。同时为了避免内生性问题, 我们使用工具变量法作了进一步的分析, 研究发现: (1) 近年来教育收益率的变化并没有延续以往显著上升的走势, 而是逐渐趋于平稳下降的状态; (2) 运用工具变量得出的教育收益率估计值大大提高。
关键词：教育收益率,明瑟收入模型,时间效应比较模型
参考文献
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[7]陈纯瑾, 胡咏梅:中国城镇居民教育收益率的变动趋势[A]北京师范大学学报社会科学版, 2013年第5期总第239期
如何学习差额投资内部收益率法 篇6
关于这种方法需要注意三个问题:
(1) 适用范围:该法适用于两个原始投资不相同, 但项目计算期相同的多方案比较决策。
(2) 决策指标计算:差额内部收益率的计算与内部收益率指标的计算方法是一样的, 只不过所依据的是差量净现金流量。
(3) 决策原则:当差额内部收益率指标大于或等于行业基准收益率或设定折现率时, 原始投资额大的方案较优;反之, 则投资少的方案为优。
例:为提高生产效率, 某企业拟对一套尚可使用5年的设备进行更新改造。新旧设备的替换将在当年内完成 (即更新设备的建设期为0) , 不涉及增加流动资金投资, 采用直线法计提设备折旧。适用相关资料如下:
资料一:已知旧设备当前的帐面价值为189000元, 对外转让已获变价收入130000元, 预计发生清理费用1000元 (用现金支付) 。如果继续使用该设备, 到第五年末的预计净残值为10000元 (与税法规定相同) 。
资料二:该更新改造项目资料如下:购置一套价值329000元的A设备替换旧设备, 该设备预计到第五年末的回收的净残值50000元 (与税法规定相同) 。使用A设备可使企业每年增加息税前利润50000元 (不包括因旧固定资产提前报废发生的净损失) 。
新
折旧额= (329000-50000) /5=55800
旧
折旧额= (129000-10000) /5=23800
△NCF0=新-旧=-329000- (-129000) =-200000
-200000+84500 (P/F, i, 1) +69500 (P/A, i, 3) (P/F, i, 1) +109500 (P/F, i, 5) 用i=10%时, NPV=-200000+84500*0.9091+69500*2.4869*0.9091+109500*0.6209=-200000+76818.95+157128.43+67988.55=101935.93大于0, 说明选的小了, 要选大一点。用24%与28%进行比较
用i=24%时, NPV=-200000+84500 (P/F, i, 1) +69500 (P/A, i, 3) (P/F, i, 1) +109500 (P/F, i, 5) =-200000+84500*0.8065+69500*1.9813*0.8065+109500*0.3411=-2 00000+68149.25+111055.33+37350.45=16555.03
用i=28%时, NPV=-200000+84500 (P/F, i, 1) +69500 (P/A,
投资报酬率为12%
27.85%大于12%, 所以用的新的好。
总结:用差额内部收益率法对固定资产进行更新改造时, 步骤是:
(1) 计算新旧设备各年的现金流量
(2) 用新的NCF减去旧的NCF=△NCF
(3) 令NPV=0时, 计算出△IRR
(4) 当IRR>设定Ii, 用新的
当IRR=设定Ii, 新旧一样好
当IRR﹤设定Ii, 用旧的好。
摘要：通过举例学习差额投资内部收益率法的原理, 运用该方法进行方案投资决策。
关键词：学习,差额投资内部收益率法
参考文献
上证综指收益率的影响因素分析 篇7
关键词：上证综合指数,宏观影响因素,时间序列,多元回归
一、导论
股票市场对于中国经济的发展具有重要作用。然而,中国股市暴涨暴跌的表现使投资者无法准确预估市场动态,给其造成了重大损失,同时,这也不利于中国股票市场自身的发展,以及宏观经济的稳定发展。
上证综合指数(以下简称上证综指)是证券市场指数最重要的一种,它可以度量和测定股票市场整体平均股价变动程度和股市总体状况,反映投资风险。研究上证综指及其收益率的影响因素,有利于投资者把握证券市场走势和市场投资风险,从而进行证券投资,进行风险管理。
国内外学者对影响股价和股指因素的研究仍然存在着很多问题,有待我们研究解决。如何衡量中国的宏观调控政策对股市的影响,选取相应的指标,以及这些指标是否会有确定的影响,都有待进一步研究,并且需要不断的调整来适应现实股票市场的发展。
本文主要通过讨论上证综指的主要影响因素,确定其影响方向和程度,通过分析上证综指的收益率,来获得投资沪市股票的收益分析。
二、研究设计
(一)因变量、自变量选取
分析上证综指的收益率则需要分析影响上证综指走势的因素,而上证综指主要反映股价变动,所以本文主要从影响股价的变动角度出发,综合前人研究,选取了能够影响股票市场和上证综指的指标,分析影响上证综指变动的因素,从而选取了上证综指收益率的影响因素。据前人的理论和数据可得性,影响因素选取GDP、金融机构人民币存款余额、CPI、RPI、财政支出、M2、利率、税收、汇率、上海证券交易所成交量、上海证券交易所股票市价总值、道格琼斯工业指数以及消费者信心指数等十三个指标。
(二)样本选择及变量设计
本文样本数据是从2005年1月至2015年9月的月度数据,样本长度为129个月,以上证综合指数收益率DLNSZ为因变量,以GDP、金融机构人民币存款余额、CPI、RPI、财政支出、M2、利率、税收、汇率、上海证券交易所成交量、上海证券交易所股票市价总值、道格琼斯工业指数以及消费者信心指数等十三个指标为自变量。
运用Eviews对各种因素影响上证综指收益率的方向和程度进行实证研究。数据来源于同花顺数据库。本文的指标体系如表2-1所示。由于本文所选取的自变量月度数据,既包括相对数据变量,也包括绝对数据变量。其中,对于数值较小的变量,以原变量形式进入模型;而对于其它较大数额变量,为了消除异方差,以对数形式进入模型。
三、实证分析
(一)平稳性检验
由于我们采用的样本数据属于时间序列变量,所以我们对变量进行平稳性检验。这里我们采用的是ADF单位根检验方法,分别检验因变量和自变量的平稳情况。经检验,发现在5%的置信水平下,因变量DLNSZ平稳,自变量中有三个序列平稳,其他为不平稳。对不平稳序列进行一阶差分,得到新数列,经检验,新数列均为平稳数列。
(二)多元回归模型
为防止多元线性回归模型中的解释变量之间由于存在精确相关或高度相关关系而使模型估计失真或难以估计准确,对消除不平稳性后的时间序列进行多重共线性检验,得到相关系数矩阵,发现指标DLNCPI和DLNRPI之间存在多重共线性,二者相关系数高达0.95,造成这一点的原因可能是经济变量相关的共同趋势。
又因为DLNRPI比DNCPI和DLNSZ的相关系数更高,所以删除DNCPI的指标,进行多元回归,得到表3-1:
由此我们得到了自变量和因变量的回归方程为:
通过回归方程可以得到利率、汇率和上证综指收益率存在负相关关系,上海证券交易所的股票成交量,股票市值与上证综指收益率存在正相关关系,验证了假设。而其他自变量如GDP、金融机构人民币存款余额等对上证综指收益率的影响不显著,这些宏观经济指标对上证综指收益率的影响并没有模型中显现出来,是否有影响也有待进一步研究。
(三)协整检验
由于原多个时间序列中存在不平稳数列,为验证其是否存在长期均衡关系,需要对其进行协整检验,具体采用EG(Engle-Granger)两步法进行协整检验。
1.协整回归。建立未差分前的原序列的回归模型,用OLS法进行估计。
2.检验et的单整性。据回归模型可以得出残差序列et,记为Resid01,并对残差序列进行ADF检验,得到检验结果如下:在1%的显著性水平下,可以拒绝序列et存在单位根的原假设,即这个残差序列是一个平稳的随机过程。所以,我们可以说,上证综指和GDP、金融机构人民币存款余额、RPI、财政支出、M2、利率、税收、汇率等指标之间存在长期稳定的均衡关系。
(四)误差修正模型
即使在变量之间有长期均衡关系,但在短期内也会出现失衡。此时,我们可以用ECM来对这种短期失衡加以纠正。
我们利用差分序列DLNSZ来表示上证综合指数的收益率,LNGDP、DLNCK等平稳数列和前期误差序列R esid01进行OLS回归,构建如下ECM模型,如表3-2:
模型的拟合优度为0.89,得到回归方程:
误差修正模型显示:利率、汇率、上海证券交易所的股票成交量,股票市值与上证综指收益率的相关系数经修正后发生变化。上期误差对当期上证综指收益率的影响显著,当上证综指收益率偏离长期均衡状态时,误差修正项-0.2491的系数将其拉回到长期均衡线。
四、结论
本文以2005~2015年的上证综合指数收益率以及宏观经济因素指标为研究样本,通过多元回归分析,得到以下研究结论:
(一)利率与上证综指的收益率负相关
利率系数为-0.0058,与上证综指收益率负相关,利率每变动1单位,上证综指收益率反向变动0.0058单位。
利率对股市的影响应该说是直接的,它的变动影响了股票投资的机会成本,也会增加或减少上市公司的经营成本,进而影响公司的财务费用等,导致股票市场的波动,表现在上证综指的波动上。如果利率下调,则降低货币的持有成本,储蓄将向投资转化,导致流通中的现金流和企业的贴现率增加,引起股价上升,那么上证综指也会上升,进而获得收益。
(二)汇率与上证综指的收益率负相关
汇率系数为-0.0185,与上证综指收益率负相关,汇率每变动1单位,上证综指收益率反向变动0.0185单位。
一般来说,国家的经济的开放程度和证券市场的国际化程度越高,证券市场受汇率的影响越大;反之则小。影响变动的原因有以下三点:第一,汇率下降,本币升值,使得大量资金流入资本市场和房地产市场,使得资产价格高涨,随之股价上升,上证综指随之上升,投资者获得收益。第二,汇率下降时,进口成本降低,有利于进口厂商,其股价随之上升;而出口厂商则因售价降低而减少企业收益,致使股价下降。第三,如果我国货币将升值,外国投资者会增加对我国股票的购买,股价就会上升;如果我国货币将贬值,外国投资者就会减少持有股票,从而使股价下降。因此,上证综指的收益率也会随汇率反向变动。
(三)上海证券交易所的成交量与上证综指的收益率正相关
成交量系数为0.0194,与上证综指收益率正相关,成交量每变动1单位,上证综指收益率正向变动0.0194单位。
当成交量增大,会吸引更多投资者介入,导致股价上升。等到成交量放大到一定程度,又会导致人心趋散,股价会下跌使投资者进行抛盘,待到股价继续下跌,成交量萎缩,投资者不愿进入市场,供大于求,股价又持续走低,则收益率降低。
(四)上海证券交易所股票市价总值与上证综指收益率正相关
市值系数为0.8744,与上证综指收益率正相关,市值每变动1单位,上证综指收益率正向变动0.8744单位。
上证综指衡量的是上海证券交易所的上市公司股价,从经济学角度看,股价主要由股市本身的供求关系决定的,即由股票的总量和股市资金总量决定。
如果把上海证券交易所的上市股票整体看做一个上市公司的股票,那么上证综指则衡量的是该上市公司的股票价格波动,上市公司的资产价值增加,则会带动股价的上升,那么上证综指的收益率也会上升,则视为进入上海证券市场的投资者获益。或者视为上海证券交易所的上市股票增多,促进股票市场的繁荣,带动股价上升,进而使收益率上升。
综上所述,上海证券交易所股票市价总值对上证综指收益率的影响最大,说明上市公司及股票市场的发展使投资者受益。而如同利率,汇率等宏观经济因素对上证综指收益率的影响程度有限,更多的宏观经济变量对其影响也并不显著。所以在后续研究中,我们应考虑其它宏观经济政策对股市的影响,使用更恰当的数学模型与计算方法。
参考文献
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