使用偏好（精选9篇）
使用偏好 篇1
一、引言
近些年来,互联网的普及与发展速度大大超出了人们的想象,即使在相对偏远的农村地区,互联网的发展速度也展现出强劲的活力。据中国互联网络信息中心(CNNIC)的统计结果,截至2013年底,我国共有网民6.18亿,农村网民数超过1.56亿,互联网普及率达到45.8%。[1]与此同时,一方面,网民的发展呈现出低龄化的趋势,10—19岁的青少年网民逐渐成为中国网民的最大用户群体之一。[2]另一方面,青少年由于“网络成瘾”或“网络依赖”等网络过度使用行为所导致的学业成绩下降、适应不良等现象屡见不鲜,严重影响着青少年的生理、心理健康和早期道德观的培养,更为严重者,网络成瘾甚至成为青少年违法犯罪现象的直接诱因。因此,对青少年网络使用态度与行为的相关研究成为家长、社会和学校共同关注的焦点议题。
同伴依恋是指与同伴建立起来的、双方互有的亲密感受以及相互给予温暖支持的关系。[3]随着年龄的增长,同伴关系逐渐超越父母关系而在青少年的学习和生活中占据着越来越重要的地位,是青少年获取安全感、支持感的重要来源。在青少年的人格和行为发展以及社会适应方面发挥着关键作用,也是青少年心理健康的重要指标,直接影响其生活幸福感。[4,5]已有研究表明,同伴依恋是影响青少年互联网使用的重要保护性因子,同伴信任和同伴沟通对网络游戏偏好具有显著的正向影响,而同伴疏离对青少年的病理性互联网使用具有显著的预测作用。[3]伍亚娜的研究发现同伴沟通对青少年的互联网社交、娱乐和信息服务使用偏好均具有积极作用,同伴疏离对互联网社交服务使用偏好同样具有正向的影响。[6]尽管以往学者较少将同伴依恋视为调节变量进行研究,但在对同学关系的相关研究中却发现,同学关系在自尊和病理性互联网使用的关系中具有调节作用。[7]鉴于同学关系和同伴依恋都反映了个体与周围他人的关系质量,具有某种程度的相似性,因此,研究者推测同伴依恋可能会对人格特质影响互联网使用偏好的关系产生影响,进而表现出一定的调节效应。
综上,本研究在分析青少年人格特质影响互联网使用偏好的基础上,进一步检验该关系是否具有一定的边际效应,具体表现在对同伴依恋调节作用的检验。
二、研究方法
1.研究对象
采用方便取样的方法,以河南省郑州、开封和信阳等地的2所初中和1所高中学生为调查对象,共发放调查问卷400分,收回385份,有效问卷374份,有效回收率为93.5%。有效调查问卷中,男生183人(48.9%),女生191人(51.1%);家庭所在地为农村的283人(75.7%),城市的91人(24.3%);独生子女27人(7.2%),非独生子女347人(92.8%);初中生223人(其中初一75人,初二91人,初三57人),高中生151人(高一63人,高二88人);年龄介于12—20岁之间,平均年龄为15.03±1.62岁。考虑到高三的升学压力较大可能会影响其对互联网的使用,故本研究未将其列入调查对象。
2.研究工具
(1)青少年人格特质问卷。采用周晖等根据“大五”人格结构编制的更适合我国中学生的五因素人格结构问卷[8],分别命名为外向性、宜人性、谨慎性、开放性和情绪性5个维度。后经邹泓等人修订为包含50个题项的中学生五因素人格结构问卷。[9]相对于“大五”人格,此问卷被称为“小五人格”问卷,维度构成与原始问卷一致,研究证明修订后的问卷在中学生群体施测过程中具有良好的信效度。问卷采用Likert五点计分,1代表一点也不像,5代表非常像。本研究中开放性、外向性、宜人性、谨慎性和情绪性的Cronbach'sα系数分别为0.815,0.817,0.837,0.792和0.764,总量表的Cronbach'sα系数为0.882。
(2)同伴依恋量表。采用Armsden和Greenberg编制的父母同伴依恋量表InventoryofParentandPeerAttachment(IPPA)中的同伴依恋分量表[10],共25个题项,分别从同伴沟通、同伴信任和同伴疏离三个方面来评估个体与同伴的关系。计算总分时同伴疏离做反向计分处理,采用Likert五点计分,1代表完全不符合,5代表完全符合,总分越高表明个体与同伴间的关系质量越好,该量表已被证明具有理想的信效度。[11]本研究删除因子载荷较低的第9题,最终用24个题项来评估中学生的同伴依恋水平,该量表的Cronbach'sα系数为0.869。
(3)互联网使用偏好问卷。雷雳、柳铭心等[12]根据中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的第14次《中国互联网络发展状况统计报告》编制的青少年互联网使用偏好问卷,该问卷包含互联网社交服务使用偏好、信息使用偏好、娱乐使用偏好和交易使用偏好四个方面,考虑到中学生较少使用互联网的交易功能,本研究仅对社交、信息和娱乐功能使用偏好进行研究。研究者在前期访谈的基础上对题项做了进一步的修订,使题意表达更符合青少年的习惯,最终形成了包含15个题目3个维度的青少年互联网使用偏好问卷,采用Likert五点计分,1代表很不喜欢,5代表非常喜欢,本研究中三个维度 对应的Cronbach'sα系数分别为0.630,0.661和0.732,总量表的Cronbach'sα系数为0.840。
3.数据处理
采用验证性因素分析、独立样本T检验、单因素方差分析、相关分析和层级回归分析等方法对数据进行处理,使用的统计工具为Lisrel8.70和SPSS19.0。
由于本研究采用自评式的调查问卷收集数据,不可避免会受到参与者情绪、反应偏好、测量环境以及项目本身等因素的影响,进而产生共同方法偏差[13],对研究结果造成污染。因此,研究者对存在的共同方法偏差进行检验,将调查中的所有题项(人口学等客观变量除外)进行探索性因素分析,未旋转的因素分析结果显示:共抽取23个特征根大于1的共同因子,其中第一公因子的可解释方差变异的14.9%,远低于40%的经验标准。[14]此外,验证性因素分析的结果表明χ2=16844.8,df=3827,χ2/df=4.40,CFI=0.83,IFI=0.83,NNFI=0.82,GFI=0.50,抽取单一共同方法因子模型与数据拟合很差,这也说明本研究不存在严重的共同方法偏差。
三、研究结果
1.互联网使用偏好在人口学变量上的差异分析
以互联网服务使用偏好总分及各分量表得分为因变量,以性别、家庭所在地和是否独生子女为自变量进行独立样本T检验,以年级为自变量进行F检验,结果如表1所示。在互联网使用偏好总分的相关比较中,男生显著高于女生,城镇显著高于农村,高一显著高于初一和初二;互联网社交服务使用偏好方面,城镇中学生显著高于农村中学生;互联网信息服务使用偏好方面,男生高于女生,高一大于初一和初二、高二大于初一;互联网娱乐服务使用偏好方面:男生大于女生,城镇大于农村,高一大于初一;在同伴依恋的得分方面,性别、家庭所在地、是否为独生子女以及年级等均不存在显著差异。
注:*表示 P<0.05,**表示 P<0.01,***表示 P<0.001,下同。其中1代表初一,2代表初二,4代表高一,5代表高二。
2.青少年人格特质、同伴依恋及互联网使用偏好的描述性统计和相关分析
变量间的描述性统计和相关分析如表2所示,在变量间的相关关系中,互联网使用偏好总分与外向性、宜人性、开放性、谨慎性和情绪性均呈显著正相关;互联网信息使用偏好与外向性、宜人性、谨慎性、开放性和谨慎性呈显著正相关,而与情绪性的相关不显著;互联网社交服务使用偏好与外向性、宜人性、开放性和情绪性呈显著正相关,而与谨慎性的相关不显著;互联网娱乐使用偏好与外向性、宜人性、开放性和情绪性均呈显著正相关,而与谨慎性的相关不显著;在同伴依恋与各变量的相关关系中,同伴依恋与外向性、宜人性、开放性、谨慎性呈显著正相关,而与情绪性呈显著负相关,与互联网使用偏好总分及各个纬度均呈显著的相关关系,但相关性并不强,这也满足了温忠麟等提出的在检验调节效应时调节变量应与因变量相对独立的理想前提。[15]
注:1外向性,2宜人性,3谨慎性,4开放性,5情绪性,6同伴依恋,7信息偏好,8社交偏好,9娱乐偏好,10互联网使用偏好。
3.青少年人格特质和同伴依恋对互联网使用偏好的影响
本研究采用层级回归分析的方法检验五种人格特质对互联网使用偏好的影响及同伴依恋在五种人格特质和互联网使用偏好间所起的调节效应,检验结果如表3所示。考虑到表1中的结果,部分人口学变量可能会对变量间的关系产生影响,进而影响到结果的准确性,因此,研究者对涉及的人口学变量进行了统计学控制。人口学变量中性别对互联网使用偏好具有显著的负向影响,即男生具有更高的互联网使用偏好,年级和年龄均对互联网使用偏好具有显著的正向影响,即年级越高、年龄越大,互联网使用偏好越强(如M1)。为了控制自变量间的共变关系所造成的影响,将五种人格特质同时纳入回归方程,同时检验其对互联网使用偏好的影响。结果显示:外向性、开放性和情绪性人格特质对互联网使用偏好具有显著的正向预测作用,而宜人性和谨慎性对互联网使用偏好的预测作用不显著(如M2)。在对同伴依恋的调节作用进行检验时,为降低交互项与自变量和调节变量之间存在的共线性,首先对自变量和调节变量进行标准化处理,并以此来构造交互项,并将交互项逐步纳入回归方程,在控制人格特质和同伴依恋的基础上分别检验交互项对互联网使用偏好的影响。结果显示:宜人性和同伴依恋的交互项对互联网使用偏好的预测作用显著,而其他交互项均不显著。因此可以说明,同伴依恋在宜人性和互联网使用偏好间具有显著的调节效应,而在其他人格特质与互联网使用偏好间的调节效应不显著(如M3—M7)。为了更直观地显示同伴依恋在宜人性和互联网使用偏好间的调节作用,研究者根据刘军的建议[16],绘制调节作用示意图(如图1)所示:高同伴依恋时,宜人性对互联网使用偏好具有正向的影响作用,而在低同伴依恋时,宜人性对互联网使用偏好的影响方向为负,同伴依恋通过改变宜人性和互联网使用偏好间关系的方向而发挥调节作用。
四、讨论
1.青少年互联网使用偏好在人口学变量上存在的差异
研究结果显示,总体而言青少年互联网使用偏好存在着显著的性别、家庭所在地和年级差异。具体而言:男生在互联网使用偏好总分以及互联网信息和互联网娱乐使用偏好上显著高于女生,这与以往的研究结果基本一致。[17]男生的信息获取能力高于女生,对经互联网传播的热点和敏感问题更为关注,因此,具有较高的信息使用偏好。此外,由于男生具有较强的冒险偏好,对网络游戏等娱乐方式也有特殊的偏爱,这启示家长和教师要尤其注意对男生使用互联网时的监督和引导,避免其使用过度而导致病理性的互联网使用。城镇中学生在互联网使用偏好总分及社交、娱乐使用偏好上的得分均显著高于农村中学生,这是因为受环境影响,城镇的互联网普及率更高,城镇学生接触互联网的机会和时间都远远高于农村,对互联网的了解和使用情况相比农村中学生具有明显的优势,因此,城镇中学生表现出更高的互联网使用偏好。但在互联网信息服务使用偏好上不存在明显的差异,可能的原因是中学生的自我控制能力较差,对互联网的使用多数是为了娱乐和休闲,而较少为了获取对自己有用的信息而使用互联网,这也与现实情况相符合。这也启示家长和教师要尤其注意对城镇中学生相对简单的上网行为进行正确引导,防止其对互联网的过度使用。在年级差异方面,总体的趋势表现为高中生比初中生有更高的互联网使用偏好,以往的研究也发现随着年龄的增长青少年使用互联网的时间呈明显增加的趋势。[18]事后检验的结果表明高中生的互联网使用偏好优势主要体现在高一年级,与其他年级相比,高一具有较高的互联网使用偏好及互联网信息和娱乐偏好。造成这种情况的原因可能来源于两方面:第一,高中阶段的学习和生活与初中阶段明显不同,学业任务和外界期望也明显高于初中阶段,压力普遍较大,处于适应阶段的高一新生更倾向于通过互联网娱乐的方式来应对困境。第二,从初中升入高中,青少年接触互联网的时间和机会大大增加,再加上父母和教师对青少年的互联网使用缺乏有效的监管,直接导致其对互联网使用的卷入程度显著提高,并最终导致其对互联网较高的使用偏好。但需要注意的是高中生同时也表现出较高的互联网信息使用偏好,这说明随着年龄的增长,高中生逐渐意识到通过互联网可以获得大量有用的信息,也逐渐倾向于通过网络来获取信息的方式,因此该阶段的高中生表现出更高的信息使用偏好。本研究并没有发现同伴依恋在性别、家庭所在地、是否独生子女和年级间的差异,可能的原因是处于青春期的中学生对同伴关系有着强烈的渴望,同伴关系常常成为学校适应的重要影响因素,同伴依恋均处于较高的水平,因此不存在较为明显的差异。
2.青少年人格特质对互联网使用偏好的影响
研究发现中学生人格特质中的外向性、开放性和情绪性对互联网使用偏好具有显著的正向影响。雷雳等的研究表明青少年的外向性和神经质(情绪性)人格能够对互联网社交服务使用偏好产生积极的预测作用。[12]张洋洋则在此基础上进一步发现开放性人格对青少年的互联网社交服务同样具有正向影响。[19]本研究对上述研究做了一定的补充,证实了外向性、开放性和情绪性人格对青少年总体的互联网使用偏好均具有积极的促进作用。这既是对以往研究结论的检验,也是对相关研究结论的进一步扩展。一般认为,外向性和善于交际的个体比内向性个体更需要与他人建立良好的人际关系,更需要维持并进一步增强与同学、朋友间的关系。当现实中的交往不足以满足其需要时,外向性个体会较多地借助于互联网的途径来进一步扩大自身的交往圈。本研究结论支持了互联网使用中“富者越富”模型[20],即外向性个体能够从互联网使用中得到更多的益处,同时也更愿意通过互联网的媒介作用与他人进行交流,通过交流获得更多的社会支持,并且利用这种支持来进一步巩固与他人的联系。因此,高外向性个体具有较高的互联网使用偏好。高开放性个体具有思想开放、思维敏捷、好奇心强、富有创造性以及兴趣广泛等特点,这些特点使个体对互联网的使用持开放态度,并不会过分夸大互联网使用中的负面影响,从而倾向于使用互联网提供的各种服务。此外在互联网使用过程中也可以为个体带来更多的信息和娱乐体验,也会间接地强化具有开放性人格的青少年对互联网的使用偏好。情绪性高的个体具有易情绪化、易冲动、易焦虑和自我感觉差等特点,难以与同伴建立高质量的友谊,在现实生活中更容易产生强烈的孤独感,替代性的活动较少。在现实生活中,情绪性高的个体通常需要面临较为严重的适应性问题,而互联网能够提供一个完全不同于现实世界的虚拟空间。在这个特定的空间里,个体通过与他人的交往或者网络游戏中的虚拟角色扮演,体验到完全不同的人格和他人的足够认同,从而对自身性格所带来的消极影响进行适当的补偿。因此,情绪性越高的青少年,互联网使用偏好越强。
3.同伴依恋在宜人性和互联网使用偏好间的调节效应
本研究发现同伴依恋在宜人性影响青少年互联网使用偏好的关系中具有显著的调节作用,调节作用具体表现为对自变量和因变量关系方向的改变上。具体来讲,对于高同伴依恋的青少年(大于均值加上一个标准差),宜人性能够显著正向影响互联网使用偏好(β=0.214,P<0.05),而对于低同伴依恋的青少年来说(小于均值减去一个标准差),宜人性对互联网服务使用偏好的影响为负(β=-0.089,P>0.05)。其原因表现在,宜人性较高的个体往往具有礼貌、灵活、信任、支持、和蔼和谦让等品质,在学校及日常生活中往往更受欢迎[21],具有良好的同伴关系。尽管同伴关系可以对青少年的互联网使用偏好产生替代效应,但过高的同伴依恋也可能给青少年带来不良的同伴压力。为了维持较高的同伴依恋水平,个体除了需要在现实中与同伴多交流,还需要通过互联网等线上行为来进一步增强与同伴的关系质量,例如较多地通过发送电子邮件、QQ聊天以及在线娱乐和游戏等方式来维持与增强同伴依恋水平。因此,对于同伴依恋水平较高的青少年,宜人性的人格特质促进了青少年的互联网使用偏好。而对于同伴依恋水平较低的个体来说,由于同伴关系处在一个相对较低的水平,因此带来的压力相对较低,不必通过借助于互联网的方式来建立同伴关系,反而可以更多地使用面对面的交流与沟通方式来提升同伴依恋水平,因此对低同伴依恋的中学生来说,宜人性人格对互联网使用偏好的影响不显著。此外,本研究还发现,尽管同伴依恋对宜人性和互联网使用偏好间的关系具有调节效应,但宜人性的主效应并不显著,产生这种结果的原因可能是对不同同伴依恋水平的个体来说,宜人性对互联网使用偏好的影响效果存在差异。综合的效果可能就产生了在具有调节效应的前提下,主效应并不显著,虽然这并不影响对调节效应的检验,但是后续研究仍需对这种推测进行检验。
五、结论
本研究发现:不同性别、家庭所在地和年级的青少年在互联网使用偏好上存在显著差异。具体来说,男生更偏好于互联网的信息和娱乐功能,城镇青少年比农村青少年具有更高的互联网娱乐和社交使用偏好,高中生比初中生具有更高的互联网使用偏好;青少年人格特质中的外向性、开放性和情绪性对互联网使用偏好具有显著的正向预测作用;同伴依恋在青少年宜人性人格影响互联网使用偏好的关系中具有调节作用。
使用偏好 篇2
整体偏好次序下个体偏好次序的变化研究
研究整体偏好次序和个体偏好次序的`关系发现,当整体中的个体具有学习能力和理性时.个体为了自身的稳定存在和发展,其偏好次序会自发地向整体偏好次序趋同.
作 者：李明 LI Ming 作者单位：长沙理工大学管理学院,湖南长沙410067 刊 名：财经理论与实践 PKU CSSCI英文刊名：THE THEORY AND PRACTICE OF FINANCE AND ECONOMICS 年，卷(期)： 28(4) 分类号：C93-03 关键词：整体偏好次序 个体偏好次序 企业市场行为使用偏好 篇3
一、方法
(一)被试。
对独立学院大学生进行调查分析,除去没有按照要求对问卷完成的人数,进一步获得被试人数为207人,其中男生有123人,女生有84人。
(二)测量工具。
1. 网络使用相关的调查问卷。
它属于自编问卷的一种,可以将其在一定程度上分为两个内容:第一,一般情况下,在网络使用清理情况调查表,这不仅包含被试上网时间,同时也包含上网的具体位置;第二,网络使用偏好问卷,按照相关的研究成果,对大学生访谈资料进行编制,并且使用五点尺度进行计分,如果存在的得分越高,表示偏好越为强烈,所以内部一致性系数表示为0.847。
2. 中文网络成瘾量表。
在对其编制的过程中,里面共有二十六道题,其中成瘾因子有五个,所有被问到的题都是使用四点尺度进行计分,如果得分高,就表示具有较高的网络成瘾倾向。
3. NEO各项问卷中文修订本。
由杨坚和龚耀先翻译,一共有240道题目,不仅包括神经质、同时也包括经验开放性以及严谨性等,对于该问卷来说,在调查的过程中具有着相对来说比较好的信度。
二、结果分析
(一)人格特质和网络成瘾倾向关系分析。
主要从两个方面对其存在的关系进行探讨:一方面,人格特质的相关维度以及网络成瘾总分、成瘾各个因子得分有着一定关联,结果可见表1所示;另一方面,把中文网络成瘾量表按照总分由低向高进行排列,并且取得上下各百分之二十七,只有这样才能将其进一步作为高分组以及低分组,这两者在个人维度上比较结果如表2所示。
注:*P<0.05,**P<0.01;下同。
(二)网络使用偏好和网络成瘾倾向之间存在关系分析。
该研究中,球形检验的相关检验值为1110.787,相对来说比较显著,并且KMO值为0.814,这进一步说明样本数据在一定程度上适合用在因素分析上。对五个公共因子进行分析,结合贡献率的大小对其进行依次命名:娱乐、学习、信息以及交际、技术等。其中娱乐占15.4555%,学习占10.941%,交际占10.633%,技术占有9.370%。所以通过分析及T检验对网络使用偏好和网络成瘾倾向关系进行研究。
(三)人格以及网络使用偏好对网络成瘾倾向的预测分析。
进行回归方程,多元相关系数为零点五九七,其中联合解释变异量是零点三五六。
三、结语
通过上述研究可知,对于网络成瘾高的独立院校大学生具有个性不良的特征,同时神经质特质的人比较容易出现焦虑的现象,由于自身所具有的强迫特征导致独立院校大学生戒网难以实现。
通过研究发现,娱乐上的网动机产生成瘾倾向的比较大,网络是当代大学生生活和学习中不可缺少的娱乐方式,娱乐类动机进行回归方程,充分表明该类动机对网络成瘾倾向具有着比较明显的预测作用。
通过研究结果可知,信息上网和网络成瘾倾向有着一定关系,将信息类动机进入到回归方程,进一步说明可以利用网络获得性知识或者是浏览新闻等,这样就会大致出现成瘾倾向,并且具有相对来说较为明显的预测作用。
本研究结果还表明交际上网和网络成瘾倾向有着必然联系。网络的人际功能对求新求异以及求奇心理的大学生给予满足,所以,大学生比较喜欢在网络上交友,和网友进行情感方面的交流和沟通,这样就会出现网恋现象。
参考文献
[1]何泓彦.独立学院大学生人格特质、网络使用偏好与网络成瘾倾向的关系研究[D].湖南师范大学,2013,12(4):123~125
保险偏好调查报告 篇4
在经过改革开放30多年的洗礼之后，我国国民的保险意识得到了明显的提升，保险产品已经走入千万百姓家庭之中，而保险行业也发展成为金融行业的支柱之
一。然而，由于历史、文化等多方面的原因，我国国民的保险意识就整体而言仍然比较欠缺，这与我国正在建立的社会主义市场经济体制还不相适应，而这也意味着，提升国民的保险意识仍将是未来我国保险业发展的一项长期任务。本人在今年7月6日至8月22日有幸为一个在平安保险公司的好朋友帮忙，也大概了解了保险行业在中国国内的市场与前景，以及居民对购买保险的意识与偏好。我在从中主要大部分时间是电话约访客户以及去周边向客户发邀请函等。具体报告如下
一、大多数居民对于商业保险的认知度还不够
考虑到我国的保险市场主体正在不断走向成熟，以及政府职能转变已经成为当前我国经济体制改革的内在要求和必然趋势，在新的发展阶段，保险监管机构在提升国民保险意识的过程中需要更加主动。事实上，从我国保险监管机构的工作来看，由于我国保险市场的不成熟，在过去很长一段时间里，监管机构不得不将主要精力放在了对保险市场行为和偿付能力的监管上，而对保险市场的基础设施和公共服务建设无暇顾及太多。虽然近年来监管机构加强了保险知识的宣传教育和普及工作等，但总的来说离消费者的需求尚有距离，保险行业的社会形象仍然有待改善。
展望未来，我国的保险监管机构可以考虑从以下两方面进一步提升国民的保险意识：
（一）构建和完善保险市场的基础设施建设，为保险市场的运行提供更好的公共服务
比如监管机构应该进一步加强对全社会的风险教育和现代保险保障教育，建立和完善保险信用等级评价制度，加强对各类保险组织经营状况和财务信息的披露，加强对消费者消费意愿和购买决策的了解，并为其购买保险尽可能提供便捷和可靠的服务等等。
(二)开展政策性保险业务
对于一些具有较强外部性的保险业务，比如责任保险、农业保险、巨灾保险，政府可以考虑适度推行强制保险，也要求满足特定条件的人们必须购买保险，而政府对购买保险的人们给予一定的激励。政策性保险业务的开展能够使更多的消费者切身感受到保险的作用，有效地改变他们对保险的认知。
二、商业保险逐渐会成为居民一种必不可少的购买趋势
每个家庭根据自己的实际情况，对资产都有一定的配置方法，徐敦谟表示，家庭资产配置中存在“4321理财法则”，即收入的40%用于供房及其他方面的投资，30%用于家庭生活开支，20%用于银行存款以备应急之需，10%购买保险。徐敦谟强调，在实际运转中，优先顺序应该是“1234”，即首先要为家庭购买充足的保险，留有足够应急的现金，最后才是投资。而占家庭资产40%的投资，也包含事业投资，对自我的投资，如提升自己、充电再学习等。
徐敦谟建议，一个家庭拥有的保险金额应为其家庭年收入的10倍左右。在所有寿险产品中，意外险和人身险是保障程度较高的两个险种，保费相对较为低廉。理财类保险主要包括分红险、投连险、万能险等，一般来说，这些产品时间越长投资收益越高。
保险能帮企业主解决什么问题？
（一）它能帮助您建立家庭的风险保障体系
（二）合法避税，保全资产，以最低成本完成财富的顺利交接
（三）规避债务的工具
（四）合理分配投资渠道，分散投资风险
（五）身价的体现（自我价值的肯定）
（六）帮助您“节流”
三、对于给自己的孩子上保险也逐渐成为现金社会人士的一种趋势，投资及分红型保险也很受青睐
这几年，选择用压岁钱给孩子买份保单的家长越来越多了。很多孩子的压岁钱少则几千元，多则上万元，而且基本上每年的“收入”都很稳定，加上这笔“收入”的时间又很固定，非常适合投保。
孩子的出生，对于一个家庭来说，甚至可以称为“划时代”的变化。此时，对于下一代的抚养和教育将成为整个家庭最重要的事情。同时，这一阶段父母的事业均达到高峰，任何一方发生意外，对整个家庭以及孩子人生的影响都是很大的。所以这个阶段，也是父母人生责任最重、保险需求最高的时候。为了保证孩子的健康成长，首先，作为父母要有相应的保障，因为在孩子人生的最初阶段，父母是最好的安全屏障。家庭中的主要经济收入者应考虑到如果遭遇意外或疾病，如何保障自己和家庭的生活，缓解由此带来的家庭生活危机。建议购买含重大疾病的保障型保险，并附加较高比例的意外险和健康医疗险。其次，可以选择为孩子投保。每个孩子都是父母心中的宝贝，为子女规划万无一失的人生，更是身为父母者的天职。随着教育费用的不断上涨，应当为孩子的教育基金早做规划，另外还可以购买保障较高的重大疾病保险。由于目前多数家庭都是独生子女，孩子生性爱动，而且孩子的活动空间也扩大了，因此还需考虑意外伤害保险。孩子的保险规划，着重在健康和教育两方面，还有创业金和婚嫁金。而且小孩买保险，在很多方面都有优势，因为保险主要是靠时间积累的，投保人的年龄越小，保费就越低。2009年，根据居民存款和银行业务显示，居民开始购买分红型保险的比较多。近几年居民的理财意识逐渐形成，他们开始意识到保险可以让自己未雨绸缪，更好地规划自己未来的生活。
四、城市居民家庭的风险意识、对于保险的认同、保险的购买意识、保险的偏好、保险的购买、保险的满意度等方面都发生了明显的变化
（一）风险意识明显增强
（二）关注保险购买信息
（三）要我买变为我要买
（四）既买保险又要挣钱
（五）低收入也要买保险
（六）感觉不满意就退保
五、倡导全民风险意识
瑞士是世界上保险业最发达的国家之一。它的保险密度是５６６０美元，排在世界第一位。究其原因，一是树立全民保险意识；二是推行法定保险。在瑞士，不仅养老保险、医疗保险、失业保险属于法定保险，就连火灾保险也被列入法定保险范畴。将法定保险作为每个公民的基本义务，每个具有劳动能力的人，必须购买这些保险。长此以往，就慢慢形成了一种深入人心的、自觉遵守的保险消费习惯。
《2009-2010中国居民人身保险市场调研城市总报告》调查结果显示，当前城市居民对人身保险的认知水平还有比较大的提升空间，在全部受访者中，有一半以上表示不清楚应该购买什么样保险产品；有超过六成表示不清楚各个保险公司的保险产品有什么区别；有六成不知道分红险、万能险和投连险产品有什么区别等等。
《2009-2010中国居民人身保险市场调研城市总报告》调查结果显示，当前城市居民对人身保险的认知水平还有比较大的提升空间，在全部受访者中，有一半以上表示不清楚应该购买什么样保险产品；有超过六成表示不清楚各个保险公司的保险产品有什么区别；有半数不清楚保险产品与其他金融理财产品的区别；有六成不知道分红险、万能险和投连险产品有什么区别；有近六成不知道中资保险公司和外资保险公司存在差异；还有超过三分之一不清楚该去哪里购买保险。
仅从当前城市居民持有商业人身险保单数量的总体情况来看，仅持有一份保单的占到41%，持有两份的不足三成，持有三份保单的占22%，已经持有四份更多保单的人数比例合计不到一成。
从不同特征人群持有商业人身险保单的情况来看，女性持有保单的数量总体上多于男性；年龄在36岁到45岁之间的人群持有三份以上保单的比例更大；较高学历的人群持有保单的数量相对对于较低学历的人群；相对于其他职业人群，“教师、律师、会计师、医生等专业人员”、“私营业主”和“企事业单位中高层管理人员”持有保单的数量总体较多；收入水平在3,000元到5,000元之间的人群持有保单的数量相对多于其他更高收入或更低收入的人群；“已婚有子女”的被访者持有保单的数量多于“已婚无子女”和“单身状态的人群”；“与家庭同住”的被访者持有保单的数量相对多于“单独居住”状态的人群；储蓄比例占总收入35%到50%之间的人群持有保单的数量总体多于其他储蓄比例的人群。
再者从当前城市居民持有商业人身险保单的险种结构来看，寿险产品占比超过三分之一，养老险、健康险和意外险产品分别各占两成多一点；分红险产品占据六成以上，万能险产品占22%，投资连结险产品占15%。
最后从不同特征人群持有商业人身险保单的险种结构来看，男性持有投资连结险保单的比重明显大于女性投保人；年龄在40岁以下，特别是30岁以下的人群持有万能险产品保单的比重相对较大；随着收入水平提高，持有寿险的人数比重增大，同时持有投资连结险保单的比重也相对增加；“单位统一参保社会保险的人群持有意外险保险的比重相对较大，同时持有投资连结险保单的比重也大于“个人单独参保”和“没有参保”的人群；储蓄比例在15%到25%之间的受访者持有投资连结险保单的比重最小。
总之，在全部接受访问的城市居民中，对“我不太清楚应该购买什么样的保险产品”表示非常同意或者比较同意的占到53%，同时也有20%表示不太同意或非常不同意，这说明当前中国城市居民对人身保险的险种及产品功能差异有一定的认知，但仍有很大的提升空间
只有风险意识增强了，与风险意识相联系的保险意识才能树立起来。风险意识、保险意识是中国潜在保险需求向现实保险需求转化的前提条件。推进保险业的发展，首先要提高风险意识。
使用偏好 篇5
随着社会经济的发展和个人收入水平的逐渐提高, 居民的家庭理财意识不断增强, 但各地区的理财文化及消费者偏好均存在较大不同。国内外关于银行理财产品的研究文献颇为丰富, 多数研究讨论市场、风险、销售等总体概况分析领域 (张辉, 2008;谷秀娟, 门彦顺, 2009;李志强, 赖劲宇, 2010) , 但关注客户个体理财行为的研究较少, 尤其是对于客户的理财产品选择行为的关注不多。随着经济体制改革的不断深化, 大陆居民收入持续稳步增加, 理财产品的种类也日益丰富和完善, 以满足日渐多元化的客户需求。受年龄增长、退休等因素的影响, 居民的收入会相应减少, 其对理财产品的偏好及选择也会随之变化, 如可能更偏好同时配送现金和股息的股票型理财产品 (John&Alok, 2006) 。可见, 当收入发生变化, 加之受个人因素、外部市场等内外部因素影响时, 银行理财客户对理财产品的选择必然会有不同的结果。
陈彤和王积田 (2010) 对中国大陆理财客户的研究发现, 他们大多不具备冒险精神, 理财产品的选择以保守型的储蓄、房产及保险为主。而在经济快速发展的印度尼西亚, 其民众理财心理需求偏好因两种特质而有不同的选择, 一类为具有较强的投资风险承受度者, 能经常投资及接受高风险产品, 勇于尝试及学习各式的理财经验;另一类为安全的投资者, 只能投资低风险的产品并且较少交易, 理财偏好停留在保守商品, 理财经验有限 (Endang, 2011) 。此两种极端特质的产生, 可能源于对现有财产的悲观或乐观发展趋势判断, 悲观者理财选择倾向以『保值、保障』为主, 反之, 乐观者则相信经济环境会持续好转, 故理财选择以把握时机的『投机』为多, 倾向追求最大利润为原则。另外, 从历史理财观来看, 中国大陆的理财客户普遍倾向勤俭节约的保守型为主, 但由于传统的计划经济渐趋开放, 私人也可能为社会财富的占有者或支配者之一 (华金秋, 2002) 。又随着整体经济成长, 使高资产客户 (HNWI, High Net Worth Individual) 也呈正相关成长, 大陆高资产客户大致区分三种理财类型, 保守型、稳健型和积极型。其资产构成以房地产、股票、基金、另类投资和债劵及现金存款为主, 并大都喜欢持有房地产、股票及现金存款, 对离岸资产的关注程度也较高 (王小平, 2011) 。
本文基于上述四类心理特质, 衍生出四种默认假设模式———投机型、偏投机但混合保守、偏保守但混合投机及保守型, 以湖南地区客户对理财产品的选择偏好为研究对象, 在分析当地理财客户群体属性及理财选择偏好因素的基础上, 探讨经济快速发展地区的客户理财行为发展模式。首先, 采用叙述偏好法进行问卷设计, 以各理财产品综合特质及其可能产生的概率为规划方向, 结合消费者偏好分析领域中常运用的多项罗吉特 (MNL) 及巢式罗吉特计量模块 (NL) 来分析湖南地区理财客户的偏好情况。此分析方式与以往的研究的差异, 在于以叙述性偏好法搭配计量统计方式, 按照属性的显著水平判断区域特质或偏好, 更为精准。
二、研究方法与假设
采用个体需求分析模式, 基于叙述性偏好法设计调查问卷, 并运用多项罗吉特 (MNL) 及巢式罗吉特 (NL) 进行理财客户群体的偏好研究, 对比不同模式下各属性 (即变量) 的显着反应水平状态, 估计湖南地区客户理财偏好的共通特质。
(一) 多项罗吉特 (multinomial logit model)
罗吉特模型的基本假设包括: (1) 随机效用理论; (2) 效用最大化原则, 即假定消费者为理性决策者, 当其面对备选方案时, 会选择偏好效用最大的理财产品; (3) 效用函数之随机项ε为独立且一致的Gumble分配, 即选择概率假设εiq为相同与独立服从Gumbel分配, 即基金、股票、外币、保险、定存等方案各自独立于相同出发点的分配。
假设所有的方案属于Cq, i≠j表示全部方案不可能重复, Cq为消费者q所有可选择的理财产品集合。该式代表消费者q对于i方案的偏好高于其他备选方案时, 会选择i的方案。数学表达式为
当消费者实际选择的理财产品与其衡量的效用不一致时, 效用函数可能存在不可衡量部分。因此可将效用函数区分为可衡量部分V与不可衡量ε部分, 公式表示为:
其中, εiq为效用不可衡量部分, 称为效用的随机项, 假定β为待估计参数向量, 上式可进行如下改写:
依据多项罗吉特 (MNL) 选择概率, 并以最大概似法 (Maximum Likeilhood Method) 做为模型参数估计的方法, 如 (4) 式所示:
其中, Piq为消费者q选择方案的概率。
(二) 巢式罗吉特 (nested logit model)
巢式罗吉特模型假设消费者在选择理财商品时, 会基于所欲购买商品的金额、期限、报酬率及获利概率等因素, 依个人的偏好确定理财选择。一般而言, 理财客户可选择的理财产品主要可划分为五类:基金、股票、外币、保险、定存, 但在正式决策时通常只分类为三种, 取决于巢式罗吉特模型之选择模型可利用条件概率的方式加以呈现, 如下 (5) 式:
其中, Vi表示于第一巢层选择理财类型i的效用;Pi/m表示巢层m所选择状况i之理财条件概率;Pm是巢层m之理财边际概率;Nm为在巢层里所有变量包括i及q;μm为巢层里的所有包容值 (或称关联系数) ;μ为包容值系数, 且其合理范围为0<μ<1;Γm指下巢层内方案里之所有变量。选择概率即为消费者在进行决策的巢状结构下概率, 可用 (6) 式与 (7) 式表示:
(8) 式的最大概似法之公式是对所有选择集合中的元素对组合, 将每种组合是为替选方案, 找出对数概似函数值极大之参数值。在对最大概似法估计出的所有参数进行检验时, 需预先确定参数的正负符号是否符合过去的先验知识, 并以t检验观察在某一置信水平下参数值是否达显着水平, 以此判断构建的模型效果是否显着。
LL为个体样本的概似函数;Q为观测的总样本数;fiq为观测指标值, 该值为1, 表明消费者q选择理财方案i;若为0, 表示选择其他方案。
(三) 研究假设
一般而言, 消费者对于五种商品的风险等级选择高低依序为:①股票→②基金→③外币→④保险→⑤存款。本文藉由个体问卷搜集, 搭配多项罗吉特及巢式罗吉特分析, 使产品在假定的选择情境下, 比较多项罗吉特时, 所有理财商品的选择属于同质类, 没有层次分类, 即每个选择都假定是平等独立的。但实际上, 消费者很可能已针对可能的选项内容默认分类, 故再利用巢式罗吉特模式, 即可由方案、变量及属性所分析出来有显着结果之属性, 归纳出受访者的特质及偏好, 故可能较多项罗吉特更进一步贴近受访者的真实偏好。
根据问卷特质及理财客群可能假设, 以及各产品的风险特征, 仿真四种理财商品选择偏好模式如下图1。
其中, 模拟状态分别假定为:I表示风险追高的逐利者, 偏好以获得最大收益及最大收益以外产品的投资者偏好选择;II表示保守及投机兼顾的混合偏投机理财者, 偏好风险最高及最低者 (极端) 以外的偏好选择归类;III表示保守及投机兼顾的混合偏保守理财者, 偏好货币及货币以外的理财投资偏好选择;IV表示极端保守型, 以财产保障为第一优先, 偏好不会赔钱及有可能投资损失的产品以外的选择。
三、基于叙述性偏好法的调查问卷设计
(一) 问卷结构
本研究问卷分为三大部分, 第一部分为个人投资理财行为调查, 主要是了解受访者现行的理财状况;第二部份为假设性的投资产品选择意愿调查, 通过不同行业的小众受访者进行理财访谈机制 (pre-test问卷调查) , 利用SPSS直交法设计排列, 随机产出16种组合, 挑选其中最适宜的4种模拟情境设计, 以此可了解受访者心中真实的理财想法;第三部份为受访者的基本数据, 包括受访者的背景等。经过pre-test调查后筛选, 最终得到五个方案 (基金、股票、外币、保险、定存) 及四个变量 (报酬率、获利概率、投入金额、投入期间) 的叙述性偏好组合情境设计。
(二) 基于叙述偏好法的问卷设计
(1) 叙述方案设计。由于本文研究消费者对于银行理财商品的偏好, 故方案设计为直接考虑的目前大陆常见的银行理财商品, 包括基金、股票、外币、保险与存款等。其中存款为民众理财的基本需求, 因此以其作为其他方案的比较基准。
(2) 属性与水平值。根据产品特征及预期设计的理财方案, 选择报酬率、获利概率、投入金额与投入期限等变量作为理财产品的属性。各属性的水平值通过小规模访谈的方式确定, 针对不同年龄及职业具有理财资格的客户开展开放式问卷的调查, 结合预期的产品属性类别, 将其属性与水平值在每题中皆固定, 其中存款因是比较基准, 仅考虑1种包装方式。具体设计结构如表1:
(3) 情境组合与实验设计。依据表1的理财方案, 以实验设计方式, 发展适宜的直交表, 用以排列组合问卷每题各方案应考虑的方案, 再将其平均分配于4个不同种类的问卷 (A、B、C、D) 。因此每份问卷内容编排了4个叙述偏好问题提供予受访者选择其心目中的最佳方案, 如表2所示。
(4) 理财行为与基本情况。除了叙述偏好问项设计之外, 研究内容也将受访者的理财行为与基本数据等特质纳入问卷分析, 后续可用以提高模式的解释能力及增加地区客群及客群偏好对理财行为的分析。理财行为的问题包括投资经验、投资态度、投资期限、投资目的、主要往来银行、理财信息来源、理财分配比例与交易次数等。基本情况则包括性别、年龄、教育程度、职业、收入与婚姻等问题。
(三) 调查过程及样本特性分析
本文以湖南长沙地区年龄介于30-45岁间, 学历较高, 经济状况良好的优质人士为主要问卷对象, 探讨其对理财商品 (基金/股票/外币/保险/定存) 的偏好特征。调查期间为2011年12月-2012年1月, 随机发放四种不同的问卷, 其商品包装的主要差异在于包装商品的报酬率、获利概率、投入金额与投入期间, 最后获取有效分析问卷数179份, 整体有效问卷数在90%以上。根据回收问卷分析受访者叙述方案选择与样本数据特征如表3所示:
从表3可看出, 受访者男性数量多于女性1.5倍, 年龄多为30-39岁, 家庭年收入以50-200万元人民币为主。受访者不论何种性别、教育及行业都偏好股票。在受访者对于产品损失的态度方面, 股票的损失是最让人感到焦虑的, 尤其损失达投资时的10-20%, 最让人焦虑。当基金的损失达20%以上时, 焦虑感会明显浮现。保险、定存与投资损失的关联较小, 不易产生焦虑感。
四、偏好模式分析
(一) 数据描述
为了解受访客户对不同理财产品包装属性的感受, 搜集了179份完整问卷, 每份问卷设计了4项叙述偏好题, 可得716笔分析资料, 据此构建多项 (MNL) 及巢式罗吉特 (NL) 模型, 以分析客户理财偏好及营销特征, 结果如表4所示。
根据表4模型结果, 多项罗吉特考虑了25个解释变量, 而巢式罗吉特则考虑了26个解释变量, 整体模型解释绩效ρ2各为0.349及0.351, 透过本模型利用巢式罗吉特的特质进行分析, 为锁定特定客群, 并进一步归纳客群可能的行为模式, 客群理财偏好模式的精准度可提升到35.1%;下面根据问卷变量与模型的关系, 对包装方案、包装属性、社会经济及人口统计特性与理财状况等变量分别说明。
(1) 包装方案。本文探讨的理财商品包括基金、股票、外币、保险与定存等五大产品, 据此作为模型设定的方案常数, 经客户行为分析后, 湖南理财者偏好将财富运用的产品包装归类区分为三大类型, 第一类为定存、第二类为外币、第三类则为基金/股票/保险 (货币以外的理财选择) 。
(2) 包装属性。大陆的理财者对于“赔”的强烈感受大于“赚”的。“赔”的系数的呈现负值, 并且t值反应大于“赚”的状况, 即表示当投资损失达某一程度时, 投资人负面情绪反应程度会被更加放大。
(3) 社会经济及人口统计特性。双薪家庭的理财行为偏好买基金, 在一般民营机构上班的, 则不偏好外币商品。依职业来看, 企业主及制造业偏好基金, 而军人、公务员、教师等职业则偏好存款。教育程度越低者越能接受保险, 年龄越长者越偏好存款。
(4) 理财状况。关于理财特质分析, 消费者会因为行员服务态度良好而选择某间银行为主要理财往来银行时, 则此类消费者会偏好存款商品, 也就是说, 如果消费者与行员关系良好有初步的信赖度时, 存款是很容易的入门款商品。当投资占个人收入比重越高时, 则会越加偏好股票商品。但每月理财交易次数越少者, 则越喜欢股票商品, 据此推论消费者投资股票交易时, 投资金额较其他产品交易大。
如果理财者为家庭中主要理财具一定经验的人, 会偏好股票交易。喜欢听家人/朋友推荐理财信息者, 也会偏好股票投资。投资目的若为确保资产安全性, 获得固定收益者, 就不会选择股票当作投资标的。家庭收入用于金融投资 (存款除外) 的比例越低, 越会偏好选择保险。当理财者的过往投资经验为仅有存款或债劵时, 他们对于保险也会产生喜好, 但若过往曾在股票基金外汇等理财产品有投资经验时, 他们对于基金的偏好较高。
(二) 模式构建与分析
根据巢式罗吉特所产出的参数、t值及相似性系数, 发现消费者的理财选择模式中将基金、股票及保险归纳为同一种类, 其他商品为另一类, 产出最贴近客群的显着性选择模式, 故湖南地区的理财客户群体偏好为货币及货币以外的理财选择模式, 如图2所示:
(1) 风险种类
根据多项罗吉特与巢式罗吉特的模式推论, 其相似性系数之结果与默认模式的象限III较为吻合。结合理财商品的风险状态和客户的理财心理, 产生四种预设的模拟状态, 发现最接近湖南地区的理财客群所呈现之风险类型属于投机与保守混合, 但偏向保守。据此, 可对湖南当地可能的客群属性进行推断, 进而根据其理财行为及偏好模式, 衍生规划最适当的理财商品营销包装、银行管理或主管机构监理模式。
(2) 理财偏好商品包装
上文研究显示, 湖南地区的理财客户群体属于混合偏保守型, 结合表3的关联分析及上表4偏好特征, 将理财行为及选择偏好等信息综合归纳, 如表5所示:
注:○指表偏好模式明显值;X指表偏好模式不偏好明显值。
首先, 购买理财产品的经验越丰富, 其对基金的偏好度就越降低;双薪家庭 (即稳定收入结构者) 更偏好基金, 可以考虑将基金包装成投资理财入门款商品, 并针对双薪家庭族群提供营销上诱因, 以激励其投资。同时, 银行人员的服务态度和质量有助于吸引理财客户选择定存类产品。因此, 如能针对上述两类消费者, 打造客户需求导向的整合性商品及服务 (Tuli, 2007;Sheng, 2007) , 如在客户同时投资基金和定存时, 提供手续费折扣优惠, 针对双薪家庭收入者 (即基金商品的目标潜力客户) , 提供适当的营销宣传及建议, 以更好地贴近目标客户需求, 节省银行的营销成本。
其次, 股票偏好度会随着理财投资金额占个人收入比重的提高而增大, 尤其当购买客户是家庭中主要理财交易决策者时状况更为明显, 故建议可提供金融顾问或专家建议的行态模式, 触动 (trigger) 交易决策者的投资脚步。但金融机构除了积极触动客户的理财交易行为外, 也应及时地进行风险告知义务并分析其投资的安全线, 既提升活络安全交易数量, 也能有效降低客户申诉风险。
再次, 保险的偏好者以过往投资经验不多、教育程度不高或家庭收入投资比例低者 (存款除外) 的客户为主。历史投资经验的多寡会影响客户理财行为, 缺少投资经验的客户在面临理财商品选择时, 会产生矛盾、犹豫的心态 (Kida, 2010) 。因此, 银行可提供理财套餐类商品, 搭配有利的诱因, 以影响客户对商品需求的判断, 逐步让经验缺乏的客户不断获取经验 (Sheng, 2007) 。
在理财行为的风险方面, 年家庭收入越高者越偏好风险度较高的股票、基金等产品。投资经验和风险承受度高的客户对于股票、外币偏好度明显更高, 而风险承受度较低的客户对保险、定存有相对更高的偏好程度。投资经历超过两年以上的客户对股票的偏好程度持续增加, 并将所持有的理财产品逐渐由保险及定存移转至股票, 同时, 对于基金偏好会逐渐降低。此外, 风险承受度低的客户数量为风险承受度高的客户数量的两倍, 可见绝大部分客户都属于保守型。
湖南地区之消费者理财行为属于保守及投机兼顾的混合偏保守类型 (货币及货币以外的理财投资偏好选择) , 银行可针对此类客户群体的需求, 提供以人民币存款、外币存款、保险等风险性较低的产品营销包装模式 (bundle product) , 积极有效地引导客户树立理财理念, 积累理财经验。
五、结论与建议
本文研究显示, 湖南地区的理财客户群体属于投机与保守混合型 (偏保守型) , 其理财产品的选择主要偏好于“货币以外的理财选择”与“货币的选择”, 对于高风险的理财产品需求偏低。因此, 建议该地区银行理财产品中, 将保守型的理财产品比重维持在较大比例, 可配合目前保守型人数约占三分之二, 设定六、七成为保守型产品, 以利理财产品的监督管理及鼓励创新并行, 达到安全活跃的交易市场状态。
基金持股偏好研究 篇6
我国证券基金投资业于上世纪90年代中后期起步, 首先出现的是封闭式基金, 然后才出现了开放式基金。1998年3月27日, “基金开元”和“基金开泰”两只封闭式基金的发布, 拉开了我国证券投资基金发展的序幕;2000年10月《开放式证券投资基金试点办法》颁布;2001年9月, 我国第一只开放式基金——“华安创新”诞生, 标志着我国证券投资基金进入了一个全新的发展阶段;2002年8月, 第一只以债券投资为主的开放式基金——南方宝元债券基金成立;2003年3月, 系列基金诞生, 随后的避险保本型基金和准货币型基金也都相继问世。随着ETF基金的出现, 国内投资市场对基金的关注也达到了空前的地步。
如何在证券市场成千上万的投资品种中挑选投资对象是所有投资者都必须面对的问题, 也是投资成败的关键。而无论是机构投资者还是个人投资者都具有不同的投资偏好, 这种投资偏好必然反映在股票的某种属性上, 因此我们便可以从投资者所持有的股票特性来考察其投资偏好。因为封闭式基金不具备广泛的市场意义, 所以本文以中国开放式基金为重点研究对象, 主要分析开放式基金在投资方面的偏好。通过整理相关文献, 找出与基金持股有关的因素, 然后通过回归的方法验证这些因素在基金持股过程中是否起到了重要作用。
其中本文主要研究的因素包括:单个股票的月度市场风险溢价、市盈率、市净率、股票总市值、每股净资产以及上市时间长度 (以月为单位) 。开放式基金持股票好的研究, 一方面有利于找出现有开放式基金持股是否存在着规律性, 其操作分割上是否具备一致性;从而为单个投资人或者券商提供一个相关参考依据。另一方面, 有利于对基金持股的合理性和正确性作出一个公平的判断;验证基金的投资是否遵循了市场的规律。
2 数据来源与参数说明
现有文献关于基金持股偏好多集中于对开放式基金的研究。其主要研究因素主要集中于对上市公司的毛利率、每股经营性现金流和换手率。并且尤其倾向于持有毛利率、每股经营性现金流和换手率都相对较高的上市公司。
有关文献资料认为, 偏股型基金之间表现出较大的同质性。从回归结果看, 在实际运作中无论是成长型基金、价值型基金还是混合型基金, 都重点考察了流通盘和每股收益两个指标, 并且都偏好大流通盘和高每股收益的股票。反映出目前我国尽管基金名称林林总总, 招募说明书中声称投资风格各异, 但实际上操作风格、持股偏好都非常相似。其次开放式基金更注重股票的流动性。开放式基金随时面临赎回的压力, 因此必然更加关注股票的流动性风险。最后, 从操作风格上看, 开放式基金更趋谨慎。开放式基金注重对上市公司质地的考察, 重点关注了毛利率和经营性现金流。从财务角度看, 毛利率体现了公司产品的深加工程度, 反映了公司对产品售价下降和原材料成本上升的承受能力;而每股经营性现金流则体现了公司每股收益的“含金量”。对这两个指标的重视, 反映出开放式基金在选择股票时更注重对基本面的研究, 并且倾向于选择经营风险和财务风险相对较小的上市公司。
本文选取2002年一季度到2005年四季度的所有开放式基金重仓股作为文章的研究立足点。重仓股数据主要来自于和讯基金网站所公布的每季度各基金公报。选取其中所报道的持股数目前10位股票作为重仓股。然后按季度对这个重仓股进行汇总, 并将其所占流通市值的比例作为因变量。通过研究发现, 所有重仓股汇总后, 所占其流通市值的比例大约为2%-5%, 符合重仓股的要求。单个股票的月度市场风险溢价数据, 来自于对市场月回报率数据和单个股票月回报率数据的回归得到。市场月回报率数据主要通过对每月上证指数的回报率来求得。上证指数数据来源于大智慧股票行情软件。月回报率计算方法如下:
undefined
以月度市场回报率作为自变量, 以月度股票回报率作为因变量进行回归, 相应的回归系数就是单个股票的月度市场风险溢价。具体计算公式如下:
Ri=α+βRm+ε
其中, Ri为月度股票i的回报率, Rm为月度市场回报率, β为单个股票的月度
贝塔值。除此之外, 关于2002年一季度到2005年第4季度所有重仓股的每股收益率、
市净率、股票总市值、每股净资产数据, 均来自于大智慧股票行情软件。
3 数据选择与模型检验
3.1 自变量的确定
本文将基金所持重仓股占该股流通市值比例作为自变量, 该变量代表着在对应的季度, 样本基金重仓股所占该对应股票流通股的比重。
本文用Ki代表该观测变量, 具体计算公式如下:
其中M代表中国股票市场中开放式基金总数。可以得到如下数据:
从上面表格可以看出:
(1) 重仓股的数量是在逐年递增。
这一方是由于开放式基金数量的不断增加, 投资类型更加丰富所造成的, 另一方面, 也是因为中国股市本身的发展所推动的。股票市场的成熟, 使得更多的具有投资潜力的股票被发现。
(2) 重仓股占该股票的流通股比例偏小。
最大平均值为2005年的0.12753。说明基金作为一个特殊的投资实体。其投资和控股的能力, 不足以操纵整个市场。市场本身的走向是居多复杂力量的综合结果。
(3) 重仓股占该股票的流通股比例逐年递增。
这说明, 机构投资者占股票市场行为主体的比重越来越大, 股票市场行为进一步趋于规范化。
3.2 因变量的选择
证券投资基金的投资都是由研究驱动的, 也即基金经理在对宏观经济、行业和公司进行深入分析的基础上作出投资决策。在微观层面上, 基金经理十分重视股票基本面的分析, 他们分析的主要公司指标有:每股收益、每股净资产、净资产收益率、主营业务收入增长率、每股现金流量、每股股息、流通股本、流通股比例和股利收益等。这些指标完全由公司自身状况决定, 与股票的市场表现无关, 因此被称之为公司特征变量。除了股票的公司特征变量外, 基金经理在制订投资决策时还考虑以下变量, 它们是市盈率、市净率、股票季度收益、股价、流通市值、换手率、β值、标准差、上市年龄等, 这些变量与股票的市场表现有直接或间接的关系, 因此被称为市场特征变量。通常, 基金经理在做投资决策时要综合考虑股票的公司特征和市场特征, 为了全面分析这些特征变量对基金投资决策的影响。
3.3 分析方法
本文在考虑共线性问题的基础上采用线性回归的方法构建模型, 所选取的因变量包括:包括单个股票的月度贝塔值、每股收益、市净率、股票总市值、每股净资产以及上市时间长度 (以月为单位) 。本文主要采用因子分析方法, 分析以上自变量是否确实在开放式基金持股票偏好中期到重要作用, 同时通过回归所得到的结果和对各因素的显著程度以及回归参数的分析。
3.4 模型建立以及回归结果
针对本文所选取的因变量和自变量, 建立如下模型;
undefined
其中, 其中y代表重仓股被所有基金所持有的数量。β代表单个股票的月度贝塔值, EPS代表该支重仓股的每股收益, P/B代表重仓股的市净盈率, NAP代表该支重仓股的股票总市值、P代表重仓股的每股净资产, 最后M代表上市时间长度 (以月为单位) , 代表回归残差。
利用E-viewa5分析工具, 通过回归分析, 可以得到如下回归结果:
Y=0.02314-0.007β+0.064EPS+0.0027P/B+0.0005135P-0.00012M+ε
(0.01017 0.003457 0.006008 0.001517 0.001277 4.17E-05)
R2=0.09715
从回归结果可以看出, 拟合优度R2=0.09715<0.4, 说明整个回归线性回归过程并不能完全反映数据之间的真实情况。所选取的自变量, 不能完全反映因变量的变化。从方差分析的角度来看, 在F检验值为29.94279的条件下, 而统计F值数据为1.07E-32, 远远小于32.14817。这说明回归过程十分显著, 不存在异方差现象。
参考文献
风险偏好实验研究综述 篇7
风险偏好问题的相关论述，最早可以追溯到著名的预期效用模型(Expected Utility Model)。该模型是由Von Neumann和Morgenstern在对圣彼得堡悖论解答的基础上，进行相关的公理化阐述而形成。预期效用模型建立了VN-M预期效用函数，该函数的内涵是：在不确定性条件下，经济人的效用水平是通过对预期效用函数可能出现的损益结果期望加权得到的[1]。预期效用理论的优越性在于把效用函数引入到偏好模型中，证明了效用函数在最终损益空间上的存在性和期望值的大小与排序的一致性。此后，Savage在预期效用理论的基础上提出了主观预期效用理论，用主观概率代替预期效用函数中的客观概率，该模型更能体现出决策者的个体差异。
预期效用模型是现代决策理论的基础，在风险偏好领域影响巨大，几乎扩展到经济理论的每个分支。然而，由于该模型的假设过于严格且脱离实际，在此后实验经济学的兴起中，预期效用模型及其内含的个体偏好思想受到越来越多的挑战，具体可分为对公理性假设和对偏好存在假设的质疑。
2 经典理论中公理性假设的质疑及理论修正
2.1 同结果效应
实验经济学在风险偏好领域所进行的实验研究广泛采取的是彩票选择实验，这方面最早的实验是由Allais提出的。该实验创造了著名的“阿莱斯悖论”，由于阿莱斯悖论所反映的是相同结果的不一致偏好情形，因此也被称为“同结果效应”(Common Consequence Effect)，它违背了预期效用理论所谓的独立性公理，首次对预期效用理论形成了挑战。阿莱斯悖论假设决策者面临以下两对选择。
第一对为：
第二对为：
实验结果表明，人们在第一对选择中偏好X1，在第二对选择中偏好Y2。这表明，决策者并没有忽视共同的结果[2]，现实中的人们面临风险时并不总是追求效用最大化，选择行为也不完全是依据概率行事，因此也就无法遵从期望效用理论关于偏好独立性、替代性等一系列公理性假定。
2.2 同比率效应
作为行为金融学(风险决策领域)的奠基人，Kahneman和Tversky在Allais彩票选择实验的基础上重新设计试验条件，通过对大学学生和大学教师进行调查和实验研究，发现如果对一组彩票中受益概率进行相同比率的变换，被试者也会产生不一致的选择，也就是“确定效应”，这违背了预期效用理论中的替代性公理，该现象被称为“同比率效应”(Common Ratio Effect)。在其实验中，假设决策者面临以下两对选择。
第一对为：
第二对为：
实验结果表明：第一对选择中被试者偏好X1，在第二对选择中被试者偏好Y2。这表明决策者的决策并没有服从预期理论的替代性公理，违背了预期效用函数的线性特征，是预期效用理论无法解释的。
与同结果效应不同，同比率效应并不总那样显著。Mac Crimmon和Larsson发现在不同的参数下，同结果效应非常稳健，在极端的支付和概率条件下尤其如此，而同比率效应相比之下没有那么稳健。
2.3 贝叶斯规则悖论
同结果效应和同比率效应的提出主要是针对VN-M预期效用模型，而针对Savage的主观预期效用，实验学家们也通过实验等方式也提出了异议。
在此方面的一系列悖论主要是针对主观预期效用函数中贝叶斯规则而提出的。贝叶斯规则是预期效用理论中的重要内容，它假定了个体理性在不确定条件下的动态特征，即强调持续调整与学习过程。但贝叶斯统计学是建立在行为规范的理论之上，因此行为表现是否一致对贝叶斯规则在预期效用中使用的合理性有着重要意义。
事实上，人们的表现行为是很难有一致性的。Ellsberg通过以经济学家和统计学家为对象的实验发现，人们往往偏好具体清晰的事件而对模糊事件不关心，因此常常出现概率之和小于1的现象，由此提出著名的“埃尔斯伯格悖论”，和主观预期效用中的确凿性原则相悖，对贝叶斯规则中概率可加性假设提出了挑战。
2.4 理论修正
由于预期效用理论无法合理的解释以上现象，人们需要对风险条件下的偏好形式寻找更为准确的描述方式。在20世纪的最后20年，排序的预期效用理论、加权效用函数、前景期望效用模型等的相继出现，为预期效用理论提供了多角度的理论修正和补充。
预期效用模型的修正可分为两类，一类是在预期效用理论的基础上，保留了“最大化”的内核，发展了一般化的预期效用理论，也被称为传统改进模式;另一类则是完全摒弃了预期效用的理论框架，从实证的角度，通过实验解释人的行为，发展了非期望效用理论。
在一般化的预期效用理论中，主要是放松了预期效用函数的线性特征，或对独立性、无差异性公理进行重新表述，其中最为出色的2个模型是Quiggin的期待效用理论和Machina的扩展效用理论。Quiggin在期待效用中提出了等级依赖预期效用函数，通过用反“S”形概率权重函数代替客观概率，从而把结果的排序加到决策权重中，该模型在实验研究中得到了广泛的支持。同样，Machina也对预期效用模型进行了修正，提出了Machina三角形，将原先用概率三角形表示、体现预期效用函数线性特征的无差异曲线，扩展成体现局部线性近似的扇形，并在之后的研究中解释了同结果效应和同比率效应[3]。
在非期望效用理论中，主要分为主观权重效用模型和非可加性效用模型。主观权重效用模型的概念最早是由Karmark提出的，该模型用决策权重替代线性概率，解释了同结果效应和同比率效应。与此对应的非可加性效用模型主要针对“埃尔斯伯格悖论”，如Yarri的模糊规避理论中提出的双重模型[4]和Schmeidler基于事项及其结果好坏排序而提出的CEU模型[5]。
3 经典理论中偏好存在假设的质疑
3.1 偏好反转
除了以上公理性假设的悖论，实验经济学家还在一系列的实验中发现了否定存在稳定偏好的现象，偏好反转是其中影响力较大的现象之一。偏好反转(Preference Reversal)现象是由心理学家Lichtenstein and Slovic最先发现的一种风险决策中奇怪而普遍的现象：在期望值大体相等的一对博弈中，人们往往选择概率高而损益值小的博弈，却对概率低而损益值大的博弈定高价，也就是说人们在选择与定价中表现出偏好的不一致现象[6]。
此后众多学者的实验也证实了偏好反转的存在。Mowen以新产品开发为背景考察偏好反转，并比较了个体团体决策，实验观察到了很强的偏好反转现象，而且团体比个体决策更倾向于偏好反转[7];Reilly的实验采取了更加严格的控制，包括分小组实验、被试者可以随时发问、现金奖金等摆在被试桌前等，以保证被试理解实验任务，尽管如此，实验结果仍然表明偏好反转是一种普遍的行为现象[8]。
偏好反转产生的影响非常广泛，它几乎违背了经济学中关于偏好的所有原则。目前对于偏好反转现象有两种解释，其一是直接选择与估价是两种不同的思维过程，因此不能用单一的偏好排序解释;另一种解释是，如果偏好存在的话，那么偏好的传递性假设是错误的，而该假设却是理性偏好的一个根本性质。两种解释都说明，偏好反转现象对稳定偏好的存在提出了挑战。
3.2 框架效应
在偏好反转发现后，学者们着手研究影响风险偏好变化的因素，他们在实验中发现，个体会因情景或信息的不同表征而对同一组选项表现出不同的偏好序列，从而做出不同的选择。Kahneman和Tversky将这种由于受信息表征的影响而产生的决策偏见称为“框架效应”(Framing Effect)。
框架效应最著名的例子是Kahneman and Tversky提出的“亚洲瘟疫”问题。假定美国正在为亚洲即将爆发的一场疾病做准备，这场疾病预计会引起600人死亡。对付这种疾病有两种可以相互替代的方案A和B。
X：(采用A,200人得救;采用B,1/3概率所有人得救，2/3概率所有人都不得救)
Y：(采用A,400人死亡;采用B,1/3概率没有人死亡，2/3概率没有人得救)
实验结果显示在X中72%的人偏好A，但在Y中仅有22%偏好A[9]。这表明面对同样预期效用的确定性收益与非确定性收益时，如果行为方案强调的是收益的保证性，行为人会选择确定性收益，如果方案倾向于损失是不可避免的，行为人会选择非确定性损失，呈现一种风险追求。
证实框架效应存在的例子有很多，王重鸣在风险决策动态框架效应的研究中发现，框架效应的动态特性受任务性质、任务内容和所处情景的共同影响。庄锦英通过探讨情绪、边框对决策认知过程的影响发现，框架与情绪对认知决策的影响是独立的，这与Kahneman和Tversky的说法并不一致。总之，框架效应对人们是否具有一个定义完好且不依赖问题陈述方式的偏好，是一个有力的质疑。
4 经典理论中偏好存在假设的理论替代与修正
4.1 前景理论
为了解释偏好反转等以上现象，许多学者另辟蹊径，希望脱离预期效用理论的约束，寻找新的合适的风险偏好理论。其中影响力最大的理论是Kahneman和Tversky提出的前景理论(Prospect Theory)，这套理论可以用来解释彩票选择以及偏好反转试验中出现的大量异象，具有很强的说服力。Kahneman and Tversky认为，人们的决策过程是一个心理过程，人们的偏好只是决策过程的反映，随着问题的改变而改变，由更高的价值所构建，并不存在一个明确的偏好关系。
前景理论给出了一个重要的个体风险决策模型，
即。在该模型中，期望的价值V是由价值函数V(X)与权重函数W(P)共同决定。
此外，从价值函数的创立来看，人们关心的财富是相对于中性参照点值的变化而取得的收益和损失，而不是期末的财富，而且函数的“S”型图形表明人们对于损失比收益更敏感。从权重函数的创立来看，权重函数的次确定性、次可加性等特征这说明当事人在不确定结果和确定结果之间更偏好后者。
4.2 后悔理论
对于框架效应中情景变化使得风险偏好改变的问题，众多学者也提出了相应的理论，其中最为著名是后悔理论(Regret Theory)。后悔理论是由Loomes和Sudgen首先提出的，他们把情感和动机的因素合并到期望效用的结构中，认为人们在注重可能的结果以及结果发生的可能性时还要考虑情感因素。他们的实验结果显示，选择风险并且失败而产生的失望是选择确定收益同时失去成功机会而产生失望的两倍多[10]。因此后悔理论认为人们将选择确定收益而不会轻易去冒险，因为后者遗憾的可能性会更大，也就是说人们是后悔厌恶(Regret Aversion)的。
在后悔理论下，一个行动的效用受到另外一个行动的影响，这和传统方式下为每一个行动确定一个独立数字的方法有着本质不同，因为这时人们的无差异曲线可能会相交，导致违反传递性假设，证明独立的偏好不存在。
4.3 决策规则选择理论
Payne,Bettman和Johnson认为，人们有许多不同的决策规则，例如期望效用最大化、满意规则和字典式选择规则等。人们在面对一个问题的时候要先来决策采用哪个规则，这个选择是在决策结果的合意性和进行决策所需要的认识上的代价间做一个平衡，它不仅涉及到对信息理解的思维成本、认知协调成本，还涉及到与感情、信仰、偏好、价值观相关的心理成本[11]。这和Conlisk认为的“有限理性是对经济学理性的延伸而不是偏离”是一致的。而考虑到这种心智成本在内的利益最大化行为，就不是实质意义上的理性行为，一个稳定的、持续存在的偏好难以存在
4.4 成长偏好假说
还有一些经济学家试图在保留偏好存在假设的基础上解释偏好逆转等现象。Plott的成长偏好假说通过考虑个体偏好的形成过程，将人们的理性选择分为3个不同的阶段，通过这些阶段的反馈和学习，人们最终能意识到他人的选择会对自己产生影响。根据成长偏好假说，现有的关于个体选择的悖论可以用学习效应来解释，并通过多次实验来克服。
成长偏好假说实际上是在偏好存在假设的基础上加入了人们感受到的信息这一约束条件，它是偏好存在理论发展的新阶段。在实验方面，成长偏好假说也得到了支持，在验证在市场条件下是否会产生偏好反转现象的实验中，发现在所有的环境下最初都存在偏好反转，但随着重复和刺激因素的作用偏好反转现象逐渐消失[12]。
虽然风险偏好实验研究已经日益成熟，本文认为在以下3个方面仍有着研究空间。(1)实验结论的客观条件和适用范围。由于条件限制，目前大多数实验研究的被试背景单一，虽有些实验采用MBA学员或学生与工作人员对比，而这远不及真实环境中决策主体特征的复杂程度。探讨不同个体间年龄、教育程度、收入水平和地域文化等差异对风险偏好产生影响，将有助于开展对风险偏好影响因素的研究。判断哪些是主要因素及其重要性排序如何，对研究人们为何会出现诸多决策偏差，以及如何更好地避免这些偏差等有着重要意义。(2)多目标条件下风险偏好及群体风险偏好。以往实验多集中于个体风险偏好的研究，并且对风险的描述局限于实验收益的不确定性。而真实环境中普遍存在着群体决策行为，人们的决策目标也是多元化的。这方面实验的拓展将提供大量的研究机会。(3)统计学方法的应用。目前风险偏好领域的实验多集中在心理学和经济学领域，关于实验结论的信度和效度如何目前还没有相关论述，对统计学方法的融合与应用还有很大发展空间。
摘要：随着实验经济学的兴起,实验方法在风险偏好领域成果丰硕,并给传统理论带来强烈冲击,因此梳理风险偏好实验研究对把握该领域的现状和发展方向有重要意义。风险偏好实验方法从经典理论的公理性假设与偏好存在假设两个角度出发,分别对经典理论提出了质疑、理论替代与理论修正,实验方法在该领域有着广阔的研究空间。
关键词：风险偏好,实验经济学,公理性假设,偏好存在假设
参考文献
[1]VON NEUMANN J,MORGENSTERN O.The theory of gamesand economic behavior[M].Princeton:Princeton UniversityPress,1947.
[2]ALLAIS M.Le comportement de I’homme rationnel devant lerisque:critique des postulates et axioms de I’ecole americain[J].Economedtrica,1953(10):503-546.
[3]MACHINA M J.Expected utility subjective probability analysiswithout the sure-thing principle or probabilitistic sophistication[J].Economic Theory,2005(6):1-62.
[4]YARRI M.The dual theory of choice on the risk[J].Economedtrica,1987,55:95-115.
[5]SCHMEIDLER D.Subjective probability and expected utilitywithout additivity[J].Economedtrica,1989(5):571-587.
[6]LICHTENCTEIN S,SLVIOC P.Reversals of preferencebetween bids and choice in gambling decisions[J].Journal ofExperimental Psychology,1971(7):46-55.
[7]MOWEN J C,GENTRY J W.Investigation of the preference-reversal phenomenon in a new product introductory task[J].Journal of Applied Psychology,1980(12):715-722.
[8]REILLY R J.Preference reversal:further evidence and somesuggested modifications in experimental design[J].TheAmerican Economic Review,1982(6):576-584.
[9]TVERSKY A,KAHNEMAN D.The framing of decisions andpsychology of choices[J].Science,1981(1):455-458.
[10]LOOMES G,SUGDEM R.Regret theory:an alternative theoryof rational choice under uncertainty[J].Economic Journal,1982(12):805-824.
[11]PAYNE J W,BETTMAN J R,JONHNSON E J.The adaptivedecision maker[M].Cambridge:Cambridge University Press,1993.
风险投资偏好研究 篇8
风险投资(Venture Capital,VC)是指由专业人士投入到新兴的迅速发展的、具有巨大竞争潜力企业中的一种权益资本,也可称为创业投资。中国风险投资始于20世纪80年代中叶,至今已有近三十年的历史,在这期间主要经历了酝酿产生期、兴起阶段、大发展和调整期四个阶段,我国已成为美国之后的全球第二大风险投资国家。回顾我国1993~2013年的风险投资事件可以发现,在2005年之后,我国风险投资步入了大发展阶段,其中,2011年较2005年几乎翻了20倍,然而2012年我国风险投资行业呈现低迷态势,投资金额与投资次数大幅下滑,随后进入调整期并在2013年有所回升。根据CVSource投中数据终端统计,2013年全年国内市场共披露风险投资事件683起,总投资金额47.34亿美元,同比分别增加了12.3%和11%。风险投资是连接科技创新和金融资本的桥梁和纽带,是促进经济结构调整和企业成长的重要推动力。在投资决策过程中,风险投资机构通常会遵循一定的策略或标准来筛选创业企业,从而在单独(联合)投资、行业、地区等方面体现出一定的投资偏好。风险投资的偏好性研究对投资机构的自我评价与自身策略调整、创业企业融资渠道选择及自身发展规划、政府合理引导风险投资方向以及完善投资环境都具有重要的现实意义。本文选取1993~2013年我国风险投资事件为样本,构建投资偏好指标,深入分析风险投资在单独(联合)投资、行业、地区等方面的偏好性,同时为了探究风险投资存在投资偏好的原因和机理,本文选取领投机构的资金来源、存续时间、声誉以及地区竞争度四个属性对投资偏好作进一步分析。
二、风险投资偏好的类型
风险投资对创业企业或投资项目通常会呈现出一定的偏好性,这种偏好性体现在其提前制定的投资策略中,但从事后观察可以更客观地评价风险投资的偏好性。因此,本文所指的投资偏好是基于投资事件层面,相对于中国风险投资行业的平均水平而言,个别投资事件所显示出的风险投资存在以下三个方面的偏好:
(一)单独(联合)投资偏好
单独(联合)投资偏好是指VC投资时,在选择单独投资还是联合投资所表现出来的偏好性,其中单独投资是指在投资事件发生时,涉及一家投资机构的情况,联合投资是指投资事件所涉及的投资机构大于一家的情况,此时通常有一个机构担任领投角色。VC进行联合投资的原因主要来自于风险分摊、项目源考虑以及企业战略考虑等方面(Hopp,2009)。而在联合投资成员选择上,杨敏利、党兴华(2012)认为若联合投资由高声誉的风险投资机构发起,那么联合投资中其他成员也多是同等声誉水平的,而这种影响在后期的投资中会逐渐减弱。
(二)行业偏好
风险投资的行业偏好是指VC投资时对融资企业的行业类别所表现出来的偏好性。VC是技术创新和金融创新良性互动的产物,对此,普遍认可的一点是VC更多地投资高新技术企业。不过,近几年VC却表现出对传统行业的热情,对科技型中小企业的支持力度不足。
(三)地区偏好
风险投资的地区偏好是指VC投资时对融资企业所在省区所表现出来的偏好性。VC作为一个高风险、高回报的行业,在世界范围都有一个共同的特点,那就是区域聚集,在我国VC已经初步形成了在北京、上海、深圳三地聚集的现象(李志萍,2012)。大学密度、科技成果密度、R&D人员、高新技术企业密度、网络距离、政府政策、联合投资等因素对区域聚集均发挥影响作用。
本文数据来源于投资中国数据库所披露的1993~2013年度的VC/PE性质的投资事件,并对领投机构总部位于中国、领、投机构性质为VC、PE、VC/PE的投资事件进行筛选,最终获得6145次投资事件作为研究样本,用以分析VC的单独(联合)投资偏好、行业偏好和地区偏好。
三、风险投资的单独(联合)投资偏好
(一)单独(联合)投资金额与次数分析
本文样本中每次投资事件涉及投资机构个数为1-13个不等,为方便量化分析建立单独(联合)投资系数作为基础指标,当只有一个投资机构时,投资系数为1,当有两个投资机构参投时投资系数为2,以此类推取值为1-13不等。
根据图1,从整体趋势可以看出,单独投资(即系数为1时)在投资金额、投资次数两项中均占有绝对优势,投资金额占比61.99%、投资次数占比72.81%,比其他12类单独(联合)投资系数所对应投资金额以及投资次数总额还要大,这也显示出我国风险投资行业对于单独投资的偏好性。
图2反应在不同系数类别下每个投资机构平均每次投资金额情况,可以看出金额随投资机构个数的增加在逐渐减少,单独投资时,投资机构出资最多,达到16832万元的平均水平,在投资机构个数为12时平均每个机构出资额最少,只有2113万元。这是由于在单独投资的情况下融资企业的融资需求只能由一个投资机构满足,而在联合投资的情况下会由参投机构共同提供资金以满足需求。由此可以看出,单独投资时投资机构会面临更大的资金压力与投资风险。
图3表明,年加权平均系数分布在[1,3.50)区间内,较之于单独(联合)投资系数1-13的取值范围,该分布是以系数为2上下波动,这是由于样本集中单独投资的投资次数与投资金额占比大,受此影响,整体平均水平偏向于1。
(二)单独投资偏好指标(SIB)
综合考虑投资金额及投资次数,我国风险投资在单独投资方面偏好明显,因此本文重点选取单独投资作进一步分析。本文对每次投资事件建立单独投资偏好指标(SIB),以衡量我国风险投资对于单独投资的偏好性:
SIB=(该年加权平均单独(联合)投资系数-该次单独(联合)投系资数)/该年加权平均单独(联合)投资系数
SIB取值范围为(-12,1),其值等于0时,与行业水平持平;大于0时,对于单独投资的偏好高于行业水平,且SIB越大表现出对单独投资的偏好越强;小于0时,对于单独投资的偏好低于行业水平,且SIB越小则越倾向于联合投资。图4和表1是对样本6145个投资事件的SIB统计分析。样本的SIB中位数、众数、平均值均大于零,且0.25-0.75区间内频数高达4462,占有绝对比重,说明此部分投资在行业平均基础上表现出对单独投资强烈的偏好性,小于0的部分占比较少,这也验证了上文描述性统计分析得出的行业对单独投资的普遍偏好的结论,因此,中国VC表现出了对单独投资的明显偏好。
注:本表平均SIB数列在1%的水平下通过与0的差异的显著性检验(t值为4.79)。
(三)单独投资偏好指标与领投机构属性的相关性分析
为了初步揭示单独投资偏好的影响因素,本文选取每个投资事件领投机构的资金来源、存续时间、声誉和地区竞争度四个属性(资金来源,即是否有外资背景,中资记为0,外资或合资记为1;存续时间,即时间=投资年份-领投VC创立年份+1;声誉,即领投VC至本次投资时累计领投次数;地区竞争度,即领投VC所在地区当年累计投资金额),检验SIB与领投机构属性的相关性。表2显示,SIB与资金来源在1%的水平显著负相关,即外资背景VC的单独投资偏好更低,这可能主要源自外资VC具有丰富的联合投资经验;单独投资偏好与VC存续时间显著负相关,这表明学习与经验积累对于VC开展联合投资具有重要影响;单独投资偏好与VC地区竞争度显著负相关,表明风险投资行业竞争越激烈,VC间越可能进行联合投资;但SIB与声誉的相关性不显著。
注:***表示的1%显著性水平。
四、风险投资的行业偏好
(一)投资行业金额与次数分析
根据国民经济行业分类(GB/T 4754-2011),我国VC的投资行业主要有以下18大类(括号内为投资金额占比):采矿业(11.86%);电力、热力、燃气及水生产和供应业(4.22%);房地产业(5.61%);建筑业(3.04%);交通运输、仓储和邮政业(1.6%);教育(0.63%);金融业(16.97%);居民服务、修理和其他服务业(0.06%);科学研究和技术服务业(0.35%);农、林、牧、渔业(1.55%);批发和零售业(5.29%);水利、环境和公共设施管理业(0.18%);卫生和社会工作(0.26%);文化、体育和娱乐业(0.98%);信息传输、软件和信息技术服务业(6.56%);制造业;住宿和餐饮业(0.55%);租赁和商务服务业(9.16%)。从我国1993~2013年度的投资事件金额分布来看,制造业的投资金额高达38352788万元,占比31.57%,是风险投资的第一大投资行业;其次是金融业,投资金额为20612724万元,占比16.97%;此外,采矿业占比11.86%、租赁和商务服务业占比9.16%、信息业占比6.56%。以上行业共占比76.12%,接近VC总投资额的4/5。图5展示了各个行业的投资次数及其占比,制造业仍稳居第一,紧跟其后的是信息业,而在投资金额上位居第二的金融业,在投资次数的排名后退几位。
(二)热门行业偏好指标(HIB)
前文分析表明中国VC对于制造业、信息业、金融业在投资金额及投资次数方面具有偏好性,因此本文将这三个行业作为热门行业,进行偏好指标分析。分别对样本中每次投资事件建立热门行业偏好指标(HIB),以衡量中国风险投资对于热门行业的投资偏好性:
HIB=(该次投资于热门行业的金额自然对数-该年每次投资金额自然对数的代数和平均值)/该年每次投资金额自然对数的代数和平均值
HIB取值范围为[-1,+∞),其值等于0时与行业水平持平;大于0时,对于热门行业的偏好高于行业水平,且HIB越大表现出对热门行业的偏好越强;小于0时,对于热门行业的偏好低于行业水平,且HIB越小则对热门行业的倾向性越小;等于-1时是不投资于热门行业的投资事件。图6和表3是对样本中6145个投资事件的HIB的统计分析。HIB的中位数与平均数均在1附近,大于0的共4498次,占样本的73%,其中在1到1.5的范围内包含1880次投资事件,占30%。本文认为中国VC表现出了对热门行业的明显偏好。
注:本表平均HIB数列在1%的水平下通过与0的差异的显著性检验(t值为6.10)。
(三)热门行业偏好指标(HIB)与领投机构属性的相关性分析
表4显示,HIB与VC存续时间和VC地区竞争度在1%的水平显著正相关,而与VC资金来源和VC声誉的相关性并不显著。热门行业偏好与VC存续时间显著正相关,表明VC成立时间越长,对于制造业、信息业以及金融业的投资偏好性越强,这可能源自竞争力的积累与培育。热门行业偏好与VC地区竞争度显著正相关,即VC竞争越激烈,越偏好于投资热门行业。一方面是因为在VC竞争大的地区,热门行业也比较发达,尤其是在VC聚集的北京、上海、广东三地;另一方面是因为地区竞争度大的VC可以从同行渠道获得更多融资企业的行业信息,同时也不排除地区竞争度大的VC在投资时会受到同地区VC影响,存在跟风投资的状况。
注:***表示显著性水平为1%。
五、风险投资的地区偏好
(一)投资地区金额与次数分析
将融资企业总部所在地划分为北京、上海、广东、江苏、浙江、山东、香港、四川、湖南、湖北、福建、河南、安徽、重庆、陕西、天津、辽宁、江西、河北、新疆、云南、黑龙江、广西、内蒙古、海南、吉林、山西、台湾、甘肃、贵州、青海、宁夏、西藏、海外等共34个地区。据笔者统计,从各地区的金额分布情况来看,除去海外市场,位列前六的依次是北京(融资33291268万元,占比27.40%)、上海(融资18443773万元,占比15.18%)、广东(融资9949155万元,占比8.19%)、香港(融资8261086万元,占比6.80%)、江苏(融资5272583万元,占比4.34%)、浙江(融资4558535万元,占比3.75%),前六地区的融资额之和占比65.57%。从投资次数角度来看(见图7),地区排名基本没有很大变化,前六依然是北京、上海、广东、江苏、浙江、香港。
(二)热门地区偏好指标(HPB)
上述分析表明中国VC的投资事件集中在北京、上海、广东、江苏、浙江、香港等六个地区,因此本文定义这六个地区为热门地区,进行偏好性分析。分别对样本中每次投资事件建立热门地区偏好指标(HPB),以衡量中国VC对于热门地区的投资偏好性,每次投资事件的HPB为:
HPB=(该次投资于热门地区的金额自然对数-该年每次投资金额自然对数的代数和平均值)/该年每次投资金额自然对数的代数和平均值
HPB取值范围为[-1,+∞),其值等于0时表示对热门地区的偏好与风投行业水平持平;大于0时,对于热门地区的偏好高于风投行业水平,且HPB越大表现出对热门地区的偏好越强;小于0时,对于热门地区的偏好低于风投行业水平,且HPB越小则对热门地区的偏好性越小;等于-1时是不投资于热门地区的投资事件。图8和表5是对样本中6145个投资事件的HPB的统计分析。HPB的中位数与平均数均在1附近,大于0的共4264次,占样本的69%,其中在1到2的范围内包含1915次投资事件,占样本的31%。这说明中国VC表现出了对热门地区的明显偏好。
注:本表平均HPB数列在1%的水平下通过与0的差异的显著性检验(t值为6.96)。
(三)热门地区偏好指标(HPB)与领投机构属性的相关性分析
表6显示,HPB与VC资金来源、VC存续时间、VC声誉和VC地区竞争度均在1%的水平显著正相关。这表明无论VC属性如何,均显示出对热门地区的偏好性,也展示了VC投资活动在我国经济较发达地区的集聚性。
注:***、**分别表示显著性水平为1%、5%。
六、结论与建议
(一)结论
本文以1993~2013年间的6145次投资事件为样本,分析我国VC在单独(联合)投资、行业、地区等方面的投资偏好,结果发现:(1)相比于联合投资,中国VC更偏好单独投资,单独投资偏好指标与VC资金来源、VC存续时间和VC地区竞争度在1%的水平显著负相关,而与VC声誉的相关性并不显著。(2)相比于其他行业,中国VC更偏好投资于制造业、信息传输、软件和信息技术服务业以及金融业等热门行业,热门行业偏好指标与VC存续时间和VC地区竞争度在1%的水平显著正相关,而与VC资金来源和VC声誉的相关性并不显著。(3)相比于其他地区,中国VC更偏好投资于热门地区,包括北京、上海、广东、江苏、浙江、香港,热门地区偏好指标与VC资金来源、VC存续时间、VC声誉和VC地区竞争度均在1%的水平显著正相关。
(二)建议
我国VC在投资时存在一定偏好性,而这些投资偏好会对风险投资机构、创业企业及地区经济运作产生影响。针对上述研究结论,笔者提出如下建议:首先,对于风险投资机构而言,鉴于中国风险投资的普遍投资偏好,首先要注意合理权衡单独投资与联合投资利弊,分散投资风险,兼顾短期与长期利益,同时留意风投行业对于投资行业与地区的显著偏好,尤其是经验丰富的VC可以在控制风险的同时考虑调整投资策略,开拓新的市场,减少竞争度,在带动非热门地区、行业企业发展的同时创造更多价值。其次,对于创业企业而言,风险投资是企业初创阶段融资的重要来源,把握投资机构的投资偏好、了解什么样的企业会更容易获得VC的青睐,对于创业企业匹配到合适的VC至关重要。而且,随着风险投资行业的发展与竞争加剧,应更加关注VC的投后管理与提供增值服务的能力。最后,对于政府而言,应客观对待VC的投资偏好,在私募投资领域通过加强监管营造公平、宽容的创新创业环境,逐步减少和取消行政干预;在产业政策方面,VC表现出一定的“迎合”行为,热门行业的投资偏好性对整体经济来说并不一定是有益的现象,在调结构的转型时期,政府的产业政策应具有长期性和引导性;热门地区的投资偏好性更多源自我国地区经济发展的不平衡性,在当前我国产业转移时期,政府可以从改革红利的视角吸引VC投资转移至欠发达地区。
参考文献
[1]杨敏利、党兴华:《主风险投资机构声誉、投资阶段与联合投资辛迪加构成》,《预测》2012年第6期。
[2]李志萍:《我国风险资本的地理分布及其对机构投资业绩的影响》,《商业时代》2012年第33期。
上市公司筹资偏好分析 篇9
上市公司融资分为内源融资和外源融资两种。内源融资主要是通过留存收益;而外源融资又可以分为股权融资和债务融资, 债务融资即通过银行或者发行企业债券从投资者那里筹措资金。全球融资结构不尽相同, 但是有着一定程度的相似性。
(一) 发达国家上市公司融资结构
比如美国上市公司融资特征十分鲜明, 绝大多数依赖于内部融资 (64.1%) , 然后是发行债券 (19.3%) 、银行贷款 (12.2%) , 发行股票的份额非常少, 只有0.8%。而日本属于内部融资和间接融资 (银行贷款) 并行的融资结构, 银行贷款 (40.7%) 与内部融资 (35.3%) 两分天下, 发行股票占的份额也非常少, 只有3%。
虽然以美国、日本为代表的发达国家上市公司融资结构不尽相同, 有些偏向内部融资, 有些偏向银行贷款, 但是股权融资占比都不大。
(二) 发展中国家融资结构
内部融资仍是发展中国家上市公司资金的重要来源, 但其在资金来源中重要性低于发达国家;发展中国家对外部资金依赖程度大, 但主要是银行贷款的形式。发行股票这种融资方式在发展中国家也没有占到主导地位。
二、中国上市公司筹资方式现状
(一) 资产负债率偏低
我国上市公司资产负债率与世界相比一直处于比较低的状态。从1999-2008年, 虽然整体上逐年提升, 但即使在资产负债率最高的年度 (2006年, 51.34%) 也没有超过1991年发达国家资产负债率的平均水平。
资产负债率体现了企业长期偿债能力的同时, 还反映了企业对负债的利用水平。负债经营是现代企业的基本特征之一, 其基本原理就是在保证公司财务稳健的前提下充分发挥财务杠杆的作用, 为股东谋求收益最大化。但是上面的分析反映出一直以来我国上市公司相对忽视了债务融资。
(二) 股权筹资偏好
根据我国上市公司的财务数据, 对我国上市公司资本结构的情况进行分析, 可以发现我国上市公司资本结构存在明显不同于其他国家上市公司的特征, 而偏好于股权融资。
图1是我国近年来采取增发或者配股方式融资的上市公司家数 (不包括首次上市发行) 。可以看到, 上市公司对配股和增发融资的偏爱呈上升趋势。
资料来源:根据国泰安研究服务中心数据库中的数据整理而成。
图2表明了近年来我国上市公司各种融资来源的资金在长期资金中的占比。近年来, 我国上市公司融资结构中内部筹资所占比例相当少, 有时候甚至为负值, 外部筹资比重占绝对优势, 其中股权融资在外部筹资额中占比较大。其他年份都是股权融资占比最大, 但2003年情况不同, 债务融资成为占比最多的方式。这是由于2003年证券监管部门加强了对上市公司股权再融资的监管, 并且再融资受到投资者的普遍厌恶, 因此股权再融资在长期资金来源中的比重出现了下降, 长期负债在长期资金来源中的比重达到历年中的最大值。2004-2009年中, 股权融资比例依旧保持高位, 所不同的是债务融资比例上升, 留存收益比例下降。
资料来源:根据国泰安研究服务中心数据库中的数据整理而成。
由上述分析可见, 从上市公司长期资金的来源构成看, 我国上市公司普遍偏好股权融资。我国低资产负债率以及对股权筹资的偏好与现在大多数国家以及发展中国家的上市公司背道而驰, 与现代融资结构理论所得出的债务融资优先的结论也存在着背离。下文主要分析产生这种情况的原因。
三、中国上市公司偏好股权筹资的原因
(一) 融资方式自身原因
股权融资的直接成本低于债权筹资。在西方发达国家成熟的资本市场环境下, 相对于股权融资, 债务融资的成本通常较低。但在我国资本市场上, 股权融资成本却低于债务融资成本。原因主要有以下两个方面:一是各种税收优惠弱化了负债的财务杠杆效应, 使得负债的节税能力变得不明显;二是我国股市二级市场的股价长期被高估, 市场上投机行为过度, 市盈率过高, 致使股息率很低。
以1998-2004年所有中国上市公司为样本, 计算出的股权融资成本、债务融资成本的比较见图3。股权融资成本远低于债务融资成本。
(二) 上市公司内部原因
1. 上市公司的现金净流量不足。
有利润无现金是我国上市公司的普遍现象, 但即使一个盈利的公司, 净现金流入不足会增加企业的经营风险, 因此, 能够减少现金流出的融资方式必然受到公司经营者的青睐。对于债务融资来说, 其成本为利息, 这个现金流出是无法改变的。但是股权融资, 无论是配股还是增发新股, 其成本均为股利回报。而我国上市公司的股利分配政策主要由董事会制定, 他们往往会少支付现金股利或者改为发放股票股利来减少公司的现金流出。股权融资成本 (现金流出) 的弹性使得这种融资方式受到欢迎。
2. 国有企业管理层自身利益驱使。
我国很多企业都是国有控股, 企业的实际所有者是国家, 国企的总经理也都是委派的。没有上市的国有企业管理层薪酬相对来说比较低, 但是他们没有办法改变自己的薪酬水平。这时, 如果企业能够上市, 他们就能够争取获得一定比例的股票期权, 那么随着资本市场的膨胀, 股票期权的价值会越来越大, 对于管理层是一笔非常巨大的收入, 因此, 管理层很有动机提出并实施企业上市的方案。
(三) 外部市场原因
1. 市场对于上市公司业绩考核指标不合理。
我国上市公司的会计核算体系是以净资产、净利润为中心的, 经营者试图最大化净资产、净利润。上文提到, 如果利用债务融资会产生节税收益, 由于利息的税前抵扣会带来企业利润的降低, 而利润的降低是经营者不愿意看到的, 因此, 我国上市公司的经营者不愿选择债务融资。
2. 政策导向, 盲目圈钱。
回顾历史, 我国建立证券市场的根本目的是降低国有企业的高负债率, 使它们扭亏为盈。而国有企业到证券市场圈钱恰恰能够满足扩大所有者权益, 降低负债率的要求。因为政策导向以及企业再融资门槛的降低, 引发了新一轮股权融资的热潮, 进一步演变成上市公司争相圈钱。无论上市公司是否需要资金, 都贪婪地扩股融资。
3. 金融危机对我国上市公司筹资偏好的影响。
2008年, 伴随着雷曼兄弟的倒闭, 全球金融危机正式拉开序幕。金融危机对于上市公司的负面影响是不言而喻的, 随着央行货币政策的收紧, 商业银行贷款利率会提高, 对于借款公司的资信审查也会更加严格, 因此上市公司会难以通过债务融资筹措到资金;而股市情况也并不乐观, 上市公司增发、配股的资格会因为要求高而变得困难。在金融危机的背景下, 上市公司的债务融资和股权融资从大环境上来说都会变得困难起来, 而具体的融资偏好也会受政策环境的影响。
摘要：本文主要探讨了上市公司融资偏好, 特别针对中国的特殊情况加以分析。文章首先回顾了企业融资的方式, 之后比较了以美国、日本为例的发达国家、亚洲主要发展中国家和中国融资结构的区别, 发现中国上市公司偏好股权融资。最后, 本文试图说明中国上市公司偏好股权融资的原因, 归结起来可分为三类:融资方式自身原因、上市公司内部原因以及外部市场原因。
关键词：融资方式,股权融资,内部融资,债务融资
参考文献
[1]陈曦.我国上市公司资产负债率及其变动趋势分析—基于1999-2008年我国上市公司的数据[J], 中国外资, 2010 (1) .
[2]程艳芬.中国上市公司股权融资偏好分析[D], 中国人民大学, 2004 (5) .
[3]国泰安研究服务中心网站.http://www.gtarsc.com/Login.aspx.
[4]何潇.股权融资偏好的行为公司金融理论解释[D], 中国人民大学, 2005 (5) .
[5]黄少安, 张岗.中国上市公司股权融资偏好分析[J], 经济研究, 2001 (2) .
[6]于雷.中国上市公司资本结构和融资行为研究[D], 中国人大学, 2004 (4) .