短期投资论文篇1
对于此项投资，投资成本是46000元，现账面价值是48000元（46000+4000-6000／3）。因投资成本低于账面价值，应按投资成本划转，差额计入投资损失。甲企业会计处理如下：
借：短期投资46000
投资收益——长期债权投资划转损失2000
贷：长期债权投资——债券投资（面值）40000
——债券投资（应计利息）4000
——债券投资（溢价）4000
如果上述长期债权投资曾计提长期投资减值准备1500元，则其账面价值为46500元（48000-1500），仍按成本划转。甲企业会计处理如下：
借：短期投资46000
长期投资减值准备1500
投资收益——长期债权投资划转损失500
贷：长期债权投资——债券投资（面值）40000
——债券投资（应计利息）4000
——债券投资（溢价）4000
如果计提的长期投资减值准备是2500元，则其账面价值是45500元（48000-2500），此时则应按账面价值划转，以45500元作为短期投资的入账金额。
甲企业会计处理如下：
借：短期投资45500
长期投资减值准备2500
贷：长期债权投资——债券投资（面值）40000
——债券投资（应计利息）4000
——债券投资（溢价）4000
如果企业购入的债券是分期付息债券，且是溢价购入，平时收到利息时并没有增加应计利息，随着溢价的摊销，债券投资的账面价值会越来越低。因此，无论何时将长期债权投资划转为短期投资，其账面价值肯定会低于投资成本，直接按账面价值划转即可，也不会产生划转损失；如果企业是折价购入的分期付息债券，债券账面价值会随着折价的摊销而逐渐增加。因此，无论何时划转，其账面价值都会大于投资成本，这就应当按投资成本划转，同时就会产生划转损失。
例2：甲企业在一年前购入分期付息债券一批，现拟转为短期投资。当时的购买价格是46000元，面值40000元，期限3年，票面利率10%，溢价按直线法摊销。
现在该债券的账面价值为44000元（46000-6000／3），低于投资成本，则应按账面价值划转。
借：短期投资44000
短期投资论文篇2
一、引言
所谓企业投资行为，一般指企业为了获取未来价值增值和预期报酬而预先垫付一定量资金用于增加或维持资本存量的经济行为。作为企业决策的重要内容，企业投资行为研究一直是理论界和实务界关注的热点问题之一。传统金融理论基于“理性经济人”假设对企业投资行为进行研究，认为投资者和管理者都是追求效用最大化、能获取决策所需全部信息进行无偏估计并实现最优决策的理性决策者，揭示了问题和信息不对称是导致企业非效率投资的主要原因。然而，由于现实生活中人们的实际决策行为明显与“理性经济人”假设不符，因而这一假设受到严重质疑，于是行为金融理论便顺势兴起，对企业投资行为的研究逐渐深入到心理层次。行为金融理论指出，行为主体存在各类认知偏差，在进行跨期选择 时，容易出现短视偏差，令行为主体的时间偏好率 发生改变，相对于长期投资更偏好于短期投资；或者令行为主体预期收益率不再是某一常数，短期收益率明显高于长期收益率。管理者在企业管理和决策中的控制权，使其心理过程对企业投资行为的影响更直接、迅速和强烈，若管理者存在短视认知偏差，则企业投资行为也会受到相应的显著影响。
目前，对管理者短视偏差形成原因的研究已较为成熟，认为除了管理者自身原因和企业内部原因外，企业外部原因也会引起管理者短视偏差。从中国证券市场的实际来看，无论是在股改前流通股本规模较小，可流通转让的社会公众个人股所占比例较低的情况下，还是股改后全流通得以实现的情况下，大部分投资者入市不是看重企业真实的投资价值，也不愿意长期持股来参与或监督企业的生产、经营和管理，而是偏向于进行中短期操作，以便在短期内获得股票买卖价差而盈利。即便有部分投资者进入股市是为了获得企业的现金股利收益，也因为企业现金股利派发几率小以及股利支付率远低于其预期而有所失望。因此，执行“购买并持有”战略的投资者较少，进行短线投资或投机的更多。企业的短期盈利增加能够令其股票价格在短期内迅速提升，大部分个人投资者、股权投资基金以及风险投资基金等以短期内买卖股票获取利润为目的的股东青睐于管理者以短期利润提升为目的的投资行为，催生的股东短期利益压力迫使管理者迎合股东需求，导致管理者短视偏差，影响企业投资行为。
鉴于此，本文考虑中国证券市场的实际，基于股东短期利益压力的视角，以2003～09年间沪深市场非金融类A股上市公司为对象，检验管理者迎合短期股东需求所引起的管理者短视偏差对企业投资行为的影响，并考察短视管理者的投资行为对企业未来盈利能力和业绩水平、企业风险及陷入财务困境可能性的影响。
二、相关研究综述
根据经典投资理论，最佳投资决策是指在一定的投入资本限制下，使企业价值最大化，有助于企业长期发展的决策。在管理者短视偏差的影响下，企业不遵循最佳投资决策，反而因为追求短期效益而延迟甚至放弃使企业价值最大化的投资项目，往往表现为以牺牲长期价值为代价提高短期利润以提升股票价格[1～3]。从长远来看，这不仅会侵害股东的利益，而且会影响企业的经营和发展，正如Gracia的研究所示，存在管理者短视偏差的企业往往会出现高的财务杠杆（尤其是短期借款）、不正常的利润增长以及较低的客户和员工满意度[4]。
一些学者对引起管理者短视偏差的原因进行了研究。Bushee[5]，Murphy[6]以及Liu[7]等认为，机构投资者的短期交易、证券分析的短期集中性、股票价格对长期项目信息的鲜少反映、近期攀升的股票报酬、风险厌恶、流动性限制等是管理者短视偏差产生的原因。Bebchuk和Stole（1993）[1]以及Nyman[8]等从理论的角度进行了分析与推导，认为股东基于对短期信息的关注设计出一系列的制度，以保障管理者与其利益相一致，因此诱导管理者做出迎合短期信息需求的投资决策，而使企业对长期项目投资不足。Kaplan和Minton认为，造成管理者短视偏差的潜在原因是管理者的职业考虑，即企业所有者与管理者之间的委托关系造成两者间信息不对称，管理者具有一定信息优势，其为了提高自身职业声誉和报酬水平，就有动机追求短期效益，制定违背企业价值最大化的决策[9]。Graham， Harvey和Rajgopal[10]，Bhojraj和Libby[11]以及Cheng， Subramanyam和Zhang[12]的研究发现，为达到分析师季度盈利预测，管理者容易产生短视偏差。Cadman和Sunder以IPO公司为样本进行研究，发现拥有风险资本的公司提供的是短视激励，而受短视激励的管理者对股票长期收益率要求较低，导致企业投资短期趋利倾向[13]。李秉祥和薛思珊则认为，管理者具有管理防御行为的动机，从而导致企业投资短视行为[14]。
在此基础上，一些学者对缓解管理者短视偏差，减少企业短视投资行为的措施进行了研究。在公司机制设计方面，早期文献提出通过合理制定管理者薪酬来缓和管理者短视偏差，并鼓励管理者选择长期项目进行投资[15， 16]。Meulbroek等认为，企业引入的诸如“金色降落伞”计划 等反恶意收购条款能起到契约机制的作用，能使管理者降低短视倾向，从而使企业长期投资明显增加[17]。Dikoli， Kulp和Sedatole发现，企业制定具有前瞻性的信息合同可以有助于减轻管理者短视[18]。Thevaranjan， Joseph和Srinivasan利用理论模型进行研究，发现基于财务指标的激励（总利润）并不经常引起管理者短视，而基于非财务指标的激励（客户满意度）并不总是能缓解管理者短视[19]。Holden和Lundstrum以公司引入长期期权为事件点，通过事件研究法进行实证研究，认为公司实施管理者的股权激励计划后，管理者短视偏差得到缓解，公司长期投资（包括研发支出和固定资产投资）显著增加[20]。在外部治理压力方面，Wahal和McConnell以1988～94年间2500余家美国公司为样本展开研究，发现财产、厂房和设备支出与研发支出随着机构投资者持股的增加而增加[21]；而Samuel认为，研发支出与机构投资者持股负相关[22]。Johnson， Ryan和Tian认为，执行“购买并持有”战略的投资者所持有的股权有助于减轻管理者在进行投资决策时的短视偏差[23]。Edmans认为，大股东的增加有利于减少企业的短视投资行为[24]。Duruigbo认为，投资者的频繁交易行为引起管理者的短视偏差，有价证券交易税、资本利得税和固定股息有助于控制股东短视，进而有利于管理者抵抗股东短期利益压力，缓解管理者短视偏差[25]。在管理者本身特征方面，Lundstrum以管理者年龄作为管理者老练程度的变量，发现管理者老练程度与企业长期投资存在一定关系，说明为减少企业投资决策过程中的短视行为，需重视管理者选择[26]。
综上所述，已有文献集中于研究管理者短视偏差的产生原因、管理者短视偏差对资本支出和研发支出的影响以及缓解管理者短视偏差的措施等。对管理者短视偏差影响企业投资后产生的经济结果，比如企业未来盈利能力和业绩水平改变、企业风险与财务困境产生的可能性等鲜少涉及。并且由于管理者短视偏差的度量存在困难，实证分析远远滞后于理论研究。考虑到中国资本市场上短期投资者较多，本文基于股东短期利益压力的视角，实证研究投资者频繁交易引起的管理者短视偏差对企业投资行为的影响，着重探讨投资行为改变后企业未来盈利能力和业绩水平以及陷入财务困境可能性的改变。
三、理论分析与研究假设
股东以盈利为目的持有企业股票。按照盈利方式的不同可以将股东分为两类：一类股东期望通过企业长期价值的创造带来其自身财富的增值，以持有股份较高的股东以及执行“购买并持有”战略的投资者为代表；另一类股东寄希望于短期内股票价格的上升，通过短线投资或投机获得盈利，中国证券市场中的大部分个人投资者、股权投资基金和风险投资基金都属于这类股东。企业中后一类股东的存在易于对管理者产生短期利益压力，令其产生短视偏差，倾向于迎合股东短期利益的需求，忽视企业长期价值最大化，不遵循最佳投资决策，在投资决策中忽略或延迟实施创造企业长期价值的长期投资，转而更加注重以短期利润增加为目的，但不会提升企业核心竞争力的投资项目，通常表现为企业大幅减少研发支出和包括所有权、厂房、设备等的固定资产投资，而增加短期投资。因此，本文提出假设：
假设1：管理者短视偏差的企业在短期投资水平上高于其他企业，且管理者短视偏差程度越大，短期投资水平越高。
企业通常最关心利润和价值的创造，而忽略可能面临的风险。但是，企业风险伴随着企业活动产生，仅重视企业利润而忽略风险，很可能令企业陷入财务困境，甚至破产的境地。管理者短视偏差影响企业投资行为，产生相应经济结果，不仅表现在企业盈利能力和业绩水平的变化上，同样也表现在企业陷入财务困境可能性的改变上。
企业盈利能力通常是指企业在一定时期内获取利润的能力，无论是企业的管理者、债权人还是股东都十分关心盈利能力。持续稳定的经营和发展是获取利润的基础，而最大限度的获取利润又是企业持续稳定发展的目标和保证。企业业绩水平是企业通过对有限资源高效率和高效果的利用所达到的组织目的。为提高企业的资金利用率，有效增加企业收益，提高企业业绩水平，除了将企业资源投入到主营业务中，管理者还热衷于将闲置资金进行短期投资。在一定程度上，这种金融投资决策是理性、科学的，有助于增强企业短期利润。但是，管理者短视偏差存在时，管理者不考虑闲置资金充裕与否，一味大幅减少企业长期投资而增加短期投资的行为，并不是基于企业财务考虑需要而进行的理性投资。这样，一方面容易分散企业有限资源，占用正常经营资金，减少主业投资，降低竞争力，导致盈利能力和业绩水平的降低；另一方面令企业收益受股票指数波动影响，当股价下跌带来的损失吞噬企业利润时，进一步加剧盈利能力的降低，不利于企业长期稳定发展。
所谓财务困境，通常指企业现金流量不足以补偿现有债务的状况。对于管理者短视偏差的企业来说，其投资行为很可能是在不考虑自身及市场实际情况下的非效率投资，据上述分析，这种非效率投资会降低企业未来盈利能力、破坏长期竞争力。同时，在股东短期利益压力下产生短视偏差的管理者在企业投资过程中过于注重短期利润，往往会忽视风险控制。因此，在未来盈利能力和长期竞争力下降、风险控制忽略的双重作用下，企业面临的风险加大，企业陷入财务困境的可能性增加。
基于上述分析，本文提出假设：
假设2：管理者短视偏差企业进行的短期投资降低企业未来盈利能力和业绩水平。
假设3：管理者短视偏差企业进行的短期投资增大企业风险，加大企业陷入财务困境的可能性。
四、实证研究设计
（一） 研究样本选择与数据来源
本文的研究样本为沪深两市非金融类A股公司。因为研究所需的股权集中度和两权分离度数据在证券市场披露的时间较晚，直到2003年才开始在国泰安数据库得到提供；并且本文需要滞后一期的数据以考察企业未来盈利能力和业绩水平，而大部分公司至今仍未披露2011年年报。所以考虑到实证研究相关数据的可得性，选取的样本观察期为2003年至2009年。对样本进行处理，剔除2002年12月31日以后上市的公司以排除公司首次公开发行（IPO）的影响，剔除样本观察期内被特别处理（ST）、特别转让（PT）的公司及缺失严重的样本以保证研究结果的有效性，最终得到5586个观测值，为本文研究的总样本。相关数据取自“CSMAR交易数据库”和“锐思数据库”。数据处理软件为Eviews 6.0。
（二） 变量设定
1. 管理者短视偏差（Myopiat）的度量
作为管理者非理性的表现形式之一，管理者短视偏差难以量化，这也一直是一个研究难点。由于本文从股东短期利益压力的视角出发，考察管理者迎合短期股东需求所引起的管理者短视偏差对企业投资行为的影响及其经济结果，因此参照刘端和陈收的研究，采用反映股东交易频繁程度的换手率指标表示股东短视程度，以间接度量管理者短视偏差[27]。
股票换手率的计算公式如下：
2. 企业短期投资行为（SInvestt）的度量
为消除规模因素影响，采用当期短期投资与期初总资产的比例衡量企业短期投资行为。关于短期投资的度量，2007年之前采用“短期投资净额”，而之后（实施新会计准则后）采用“交易性金融资产”、“可供出售金融资产净额”和“持有至到期投资净额”三个科目之和。
3. 企业未来盈利能力和业绩水平的度量
企业未来盈利能力和业绩水平主要采用下期每股收益（Epst+1）和下期托宾Q值（Tobin'Qt+1）这两个指标来衡量。（1） 每股收益为企业净利润与总股数的比率，是综合反映企业经营结果和获利能力，衡量企业盈利能力，预测企业成长潜力的重要财务指标之一。（2） 托宾Q值经常被用来作为衡量企业业绩水平的重要指标，检验管理者短视偏差与托宾Q值的关系可得到管理者短视偏差对企业业绩水平的影响。托宾Q值采用企业市场价值与资产重置成本的比例来计算。其中，市场价值是企业所有财产所有权的市值（包括股票市值和债券市值），比较难确定的非流通股股权市值采用流通股股价代替计算；而资产重置成本则用资产总额来近似代替。也即本文中，托宾Q=[每年最后一日收盘价×（A股流通股股数+非流通股数） +净债务市值]/期末总资产。
4. 企业财务困境（Riskt）的度量
采用Altman构建的5变量Z-score模型计算企业的综合风险值（Z值），可以系统反映和评价企业的资产规模、财务结构、折现能力、获利能力、偿债能力以及资产使用效率与效益，分析和判别企业运行状况和财务困境，诊断和预测2年内企业破产的可能性。已有研究表明该模型的预测准确率高达72～80%，在国际学术界得到广泛的应用。但是针对不同性质的企业（公开上市交易的制造业企业和服务性企业或者非上市企业），Z-score模型系数需做相应调整。本文参照姜付秀等的研究，通过以下公式计算Z值作为财务困境度量指标[28]：
计算得到的Z值越高，说明企业财务状况越好，越不容易陷入财务困境；反之，Z值越低，则企业的风险越大，越可能面临破产。学者们对众多国家的企业进行分析，发现判断企业发生财务困境的Z值在各国间存在差异，但是各国“财务困境组”的Z值平均都低于临界值1.8。因此，本文以1.8为临界值来判断企业财务困境状况并设置虚拟变量Risk，若Z值大于1.8，则Risk取1，否则Risk取0。
5. 控制变量设定
由于企业投资行为、未来盈利能力和业绩水平以及企业风险会受到其它因素的影响，因此根据相关理论及文献，本文还设置了一些控制变量，具体见表1。
（三） 实证模型
为考察管理者短视偏差对企业投资行为的影响，验证假设1，本文以短期投资SInvestt为被解释变量，管理者短视偏差Myopiat为解释变量，构建如下多元回归模型：
为考察管理者短视偏差企业进行的短期投资对企业未来盈利能力和业绩水平的影响，验证假设2，本文分别以下期每股收益Epst+1和下期托宾Q值Tobin'Qt+1作为被解释变量，以管理者短视偏差Myopiat、企业短期投资SInvestt和两者的交叉项 作为解释变量，构建如下多元回归模型 ：
本文的假设3涉及三个变量：企业财务困境、企业投资行为与管理者短视偏差，且变量间可能存在相互影响。例如，短视管理者的投资行为会影响企业陷入财务困境的可能性，而企业财务困境又可能影响到企业投资行为。鉴此，为考察管理者短视偏差企业进行的短期投资对企业陷入财务困境可能性的影响，验证假设3，本文构建联立方程模型如下：
其中，式（6）为风险方程，被解释变量为企业财务困境风险，用虚拟变量Riskt表示。解释变量包括管理者短视偏差Myopiat、企业短期投资SInvestt和两者的交叉项 ，用以考察企业短期投资对企业风险的影响及管理者短视偏差对企业短期投资与企业风险关系的影响。式（7）为企业短期投资方程，被解释变量为企业短期投资SInvestt。解释变量为管理者短视偏差Myopiat和上期风险Riskt-1，用以考察管理者短视偏差和企业上期风险对企业短期投资的影响。
五、实证研究与结果分析
（一） 管理者短视偏差影响企业投资行为的回归结果
表2是多元回归方程（3）的估计结果。由表2可知，不管是截面数据还是考虑了时间趋势的面板数据，管理者短视偏差指标的系数都显著为正。由此可见，股东短期利益压力引起的管理者短视偏差影响企业投资行为。相比于其它企业，管理者短视偏差的企业在短期投资水平上较高，并且短视偏差程度越大，短期投资水平越高。上述结论支持假设1。
此外，从其它控制变量的回归结果来看，国有控股企业更容易从国有银行取得贷款，有更多的资金可以进行短期投资。国有股比例越大，企业除了拥有更广泛的资金来源外，还存在更多的优惠政策和投资机会及更广的投资空间，因此更可能将资金用于长期投资，在一定程度上减少短期投资；资产负债率越低，企业持续融资能力越强，可以相应的增加短期投资；董事会规模越大，对管理者与股东间利益冲突的协调越有效，对管理者非理的监督力度越大，短期投资得到适当控制。
（二） 管理者短视偏差企业的短期投资影响未来盈利能力和业绩水平的回归结果
利用截面数据对多元回归方程（4）进行参数估计及显著性检验，结果见表3。
由结果可见，在不同衡量企业盈利能力和业绩水平的指标下，企业短期投资的系数都为负，而且显著，说明短期投资越大，企业未来盈利能力越弱，业绩水平越低。以下期每股收益为度量指标时，管理者短视偏差与企业短期投资的交叉项显著为负；而以下期托宾Q值为度量指标时，该交叉项系数为负，但不显著，这在一定程度上说明管理者短视偏差越大，企业短期投资对企业未来盈利能力和业绩水平的削弱作用越强，意味着管理者短视偏差企业进行的短期投资降低了企业未来盈利能力和业绩水平，支持假设2。
由控制变量的回归结果可知，非国有控股企业员工积极性较高，竞争性较强，未来盈利能力和业绩水平越好。企业规模越大，会计业绩越小，市场业绩越大。账面市值比越小，企业成长性越强，未来盈利能力和业绩水平越高。企业自由现金流越充裕，企业未来盈利能力和业绩水平越高。股权越分散，股东与管理者之间的问题越严重，股东对管理者决策的控制权越小，对企业未来盈利能力和业绩水平存在负面影响。
（三） 管理者短视偏差企业的短期投资影响陷入财务困境可能性的回归结果
利用截面数据对联立方程模型（5）和（6）进行回归，结果见表4。从风险方程来看，企业短期投资的回归系数显著为正，在一定程度上说明其它因素不变时，管理者非短视偏差企业的短期投资能降低企业陷入财务困境的可能性，因为理性科学的短期投资有助于增强企业短期利润。管理者短视偏差与企业短期投资的交叉项显著为负，说明管理者短视偏差对企业短期投资与企业风险关系有负向的作用，即管理者短视偏差的存在削弱了企业短期投资减少企业当期陷入财务困境可能性的作用，增大了企业风险。总体来说，Myopiat*SInvestt和SInvestt的系数之和“α2+α3”为正，表明管理者短视偏差企业进行的短期投资不会加大企业当期陷入财务困境的可能性，因为企业短期投资能够令企业在短期内获得利润，使得企业暂时有充足的资金支付债务。这一结果在一定程度上验证了假设3。
从控制变量的回归结果来看，资产负债率越低，企业持续融资能力越强；流动比率越高，资产变现能力越强，企业经营面临的流动性风险越低；账面市值比越小，企业成长能力越强；自由现金流越多；两权分离度越高，董事会监督职能越能有效发挥；股权集中度越大，股东与管理者间问题越小；每股收益越大，企业盈利能力越强，遭受财务风险的可能性越低；资产收益率越大，企业资产利用效果越好，则企业陷入财务困境可能性越小。
从投资方程来看，管理者短视偏差的系数显著为正，与前文结果一致，表明控制了内生性后，结论仍保持稳定，再一次证明了研究结果的稳健性。上期财务困境的系数显著为正，表明上期风险对企业短期投资存在影响，上期风险越大，当期短期投资越小，说明企业以前风险较大时，即使是短期管理者也会谨慎进行短期投资。
六、结论
本文从股东短期利益压力的视角出发，采用沪深两市2003年至2009年间的A股上市公司数据，实证研究了管理者短视偏差对企业投资行为的影响，具体从企业短期投资及其经济结果两方面进行了分析。研究发现：
（1） 股东短期利益压力引起的管理者短视偏差显著影响企业投资行为。管理者短视偏差的企业在短期投资水平上高于其它企业，并且短视偏差程度越大，短期投资水平越高。
（2） 管理者短视偏差越大，企业短期投资对企业未来盈利能力和业绩水平的削弱作用越强，表明管理者短视偏差企业进行的短期投资降低了企业未来盈利能力和业绩水平。
（3） 管理者短视偏差越大，企业短期投资对企业当期陷入财务困境可能性的削弱作用越弱，意味着企业面临的风险增大。但是由于企业短期投资能够在短期内获得利润，使得企业短时间内有充足的资金支付债务，所以管理者短视偏差企业进行的短期投资并不会加大企业当期陷入财务困境的可能性。
本文的研究结论不仅拓展和丰富了行为金融领域的研究，而且突破理论和信息不对称理论对企业产生非效率投资行为的传统解释，为加强企业监管，保持企业持续竞争力，实现企业良性发展提供了新的参考证据。
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短期投资论文篇3
短期投资是指企业购入能够随时变现，并且持有时间不超过一年（含一年）的有价证券以及不超过一年（含一年）的其他投资，包括各种股票、债券、基金等。下面将短期投资取得的股利和利息等分析汇报如下。
1 短期投资取得的核算
短期投资在取得时应以初始投资成本计价，即按取得投资的实际成本计价。
短期股票投资的实际成本由买价、佣金和印花税等组成；短期债券投资的实际成本由买价和佣金组成。企业为进行投资而将款项存入证券公司时，借记“其他货币资金”账户；贷记“银行存款”账户。企业进行短期投资时，借记“短期投资”账户；贷记“其他货币资金”账户。
（1）如短期股票投资所支付的款项中，包含已宣告而尚未发放的现金股利，应从成本中予以扣除，将其作为应收股利处理。为此，购入的股票应以买价减去应收股利，再加上购买股票时所发生的佣金和印花税人账。
例1华嘉化工国际贸易公司6月15日购入东风公司股票8000股，每股面值1元。购入市价每股为6.50元，价款52000元。另以交易金额的2‰支付佣金，2‰支付印花税，款项一并以证券公司存款付讫。东风公司已于6月10日公布分派现金股利，每股0.20元，定于6月20日起按6月19日的股东名册支付，作分录如下：
借：短期投资一股票投资50608
借：应收股利—— 东风公司1600
贷：其他货币资金—— 存出投资款52 208
俟收到东风公司分派现金股利时，再借记“其他货币资金”账户；贷记“应收股利”账户。
“短期投资”是资产类账户，用以核算企业购入时能随时变现并准备在短期内变现的有价证券。它包括各种股票和债券等。在取得各种有价证券时记入借方；处置各种有价证券时，记入贷方；余额在借方，表示企业可随时变现的各种有价证券的实有数额。
2 短期投资股利和利息的核算
短期股票投资在收到被投资公司分派的现金股利时，应作为投资成本的收回，届时借记“其他货币资金”账户；贷记“短期投资”账户。
例1华嘉化工国际贸易公司持有新亚公司股票10000股，4月2日收到新亚公司发放的现金股利，每股现金股利0.15元。作分录如下：
借：其他货币资金—— 存出投资款1500
贷：短期投资—— 股票投资1500
被投资公司宣告分派股票股利时，投资企业不需作账务处理。俟被投资公司分派股票股利时，投资企业应做好备查记录，增加被投资公司股票的股数。
短期债券投资收到利息时，除了转销取得时已记入“应收利息”账户的数额外，其余部分应作为投资成本的收回，冲减“短期投资”账户。
3 短期投资的期末计价
短期投资的期末计价是指期末短期投资在资产负债表上反映的金额。
由短期投资而取得的股票和债券在取得时是按实际成本计价的，然而在证券交易市场上股票和债券的价格会不断地发生变化，企业在期末应对短期投资进行全面检查，并根据谨慎性原则的要求采用成本与市价孰低法进行计价，合理地预计各项短期投资可能发生的损失。
成本与市价孰低法是指在期末将短期投资的成本与市价进行比较，选择低者作为短期投资的计价标准。市价是指在证券市场上挂牌的交易价格。在具体计算时，应按期末证券市场上的收盘价作为市价。
采用成本与市价孰低法计价时，通常按单项投资计算，即采取按每一短期投资的成本与市价孰低计算提取跌价准备的方法。
倘若当期短期投资市价低于成本的金额大于“短期投资跌价准备”账户的贷方余额，应按其差额提取跌价准备；倘若当期短期投资市价低于成本的金额小于“短期投资跌价准备”账户的贷方余额，应按其差额冲减已计提的跌价准备；倘若当期短期投资市价高于成本，应在已计提的跌价准备的范围内冲回。
【例】开端服装进出口公司“短期投资跌价准备”账户余额为零，现持有飞龙公司股票15000股，太阳神公司股票10000股，每股账面价值分别为5.60元和6元。
（1）2003年6月30日，飞龙公司股票每股市价为5.50元，太阳神公司股票每股市价为5.80元，计提短期投资跌价准备，作分录如下：
借：投资收益—— 股权投资收益3500
贷：短期投资跌价准备3500
（2）2003年9月30日，飞龙公司股票市价为5.65元，太阳神公司股票市价为5.75元，本公司持有的股票数量不变，冲减已计提的跌价准备。作分录如下：
借：短期投资跌价准备1000
贷：投资收益—— 股权投资收益1000
“短期投资跌价准备”是资产类账户，它是“短期投资”的抵减账户，用以核算企业提取的短期投资跌价准备。提取时，记入贷方；短期投资市价回升或出售时，记入借方；余额在贷方，表示短期投资跌价准备的实有数额。
4 短期投资处置的核算
当股票和债券市价上扬时，企业为获得收益，或因现金不足，可以通过出售短期投资收回现金。出售时，可能因市价上涨而获利，也可能因市价下跌而遭受损失。企业出售股票时，也要按一定比例支付佣金和印花税，出售债券时要按一定比例支付佣金，从而发生出售费用。出售股票、债券的价格减去其出售费用是出售股票、债券的净收入。若出售股票、债券的净收入大于股票、债券的账面价值即为投资收益；反之，若出售股票、债券的净收入小于股票、债券的账面价值，则为投资损失。无论是投资收益，还是投资损失，均通过“投资收益”账户核算。
已提取短期投资跌价准备的股票和债券，在出售时，按取得的出售净收入借记“其他货币资金”账户；按已提取的跌价准备借记“短期投资跌价准备”账户；按其成本贷记“短期投资”账户；将短期投资出售净收入和计提的跌价准备之和与短期投资成本的差额记入“投资收益”账户。
“投资收益”是损益类账户，用以核算企业对外投资取得的收入或发生的损失。企业取得投资收益或将投资净损失结转“本年利润”账户时，记入贷方；发生投资损失或将投资净收益结转“本年利润”账户时，记入借方。
5 结论
外贸企业在经营过程中，经常会出现暂时的闲置现金，为了充分发挥现金的运用效率，可以在证券交易市场上购买其他企业发行的股票、债券进行短期投资，以得到高于银行存款利息的股利收入、利息收入或价差收入。由于股票、债券的流动性强，一旦企业需要使用现金时，可以随时将这些股票、债券在证券交易市场上出售，收回现金。
因此短期投资具有投资收回快，风险小，变现能力强，机动而灵活的特点。
短期投资论文篇4
一、西方学者的理论研究
Jensen和Meckling(1976)认为,由于所有权和控制权分离,企业存在两种利益冲突,即股票融资引起的股东―管理者冲突和负债融资引起的股东―债权人冲突。围绕这两类冲突,经济学界认为,与长期债务相比,短期债务成本更低,可缓解股东―债权人冲突引发的资产替代和投资不足问题,并通过控制自由现金流调节股东―管理者冲突来减少过度投资行为。
(一)缩短债务期限能抑制投资不足问题
企业的融资结构由债务和权益组成,因此盈利项目的投资收益将由债权人和股东分享。Myers(1977)指出若债权人享有投资项目的大部分收益,而股东不能获得最低回报,则即使该项目的净现值为正,股东也会拒绝,这就是投资不足问题。企业未来的投资机会可被看成增长期权,越是高成长性企业,股东和债权人在执行期权时引发的投资不足问题越严重。这可靠缩短债务期限来解决。因为若债务期限在增长期权到期前结束,则原有债权人无法分享新项目的收益,股东的投资动机就不受影响,所以拥有较多成长机会的企业应更多地使用短期债务,即缩短债务期限能控制投资不足问题。
(二)缩短债务期限能抑制资产替代问题
Jensen和Meckling(1976)指出,在债权人的固定求偿机制和股东有限责任机制作用下,股东往往偏好投资于高风险、高收益的项目而放弃低风险、低收益的项目,这就是资产替代行为。Barnea、Haugen和Senbet(1980)指出,在信息不对称情况下,关于公司质量的信息在债务到期前披露,将减少财富从股东向债权人转移,即缩短债务期限可降低成本。由于短期债务的价值对企业资产风险变动较不敏感,且需定期还本付息,这将迫使股东放弃高风险的投资项目,即缩短债务期限能控制资产替代行为。
(三)缩短债务期限能抑制过度投资问题
Jenson(1986)指出,自由现金流较多时,经理为寻求与投资规模相关的个人私利,会偏离股东利益最大化的目标,将资金投资于非盈利项目,这就是过度投资。而发行短期债务可抑制过度投资动机,因为短期负债偿还频率高,能经常削减自由现金流,增加企业的破产风险,使经理面临更多监管,进而激励其从企业长远发展出发,作出投资决策,缓和其与股东的利益冲突。Hart和Moore(1995)将债务分为“软”债务和“硬”债务,经理对可延迟支付的“软”债务的使用有很大处置权,但却不能随意使用不可延迟支付的“硬”债务,因此自由现金流充裕的企业应发行更多短期债务,即缩短债务期限能抑制过度投资行为。
二、西方学者的实证研究
国外学者对债务期限结构与企业投资行为关系的理论假说进行了经验研究,并从企业成长性的角度进一步分析了影响投资行为的机制,鉴于杠杆比率和债务期限结构对投资的影响不是外生的,因此对内生性问题的不同考量就会得出不同的结论。
(一)未考虑内生性问题的研究
Mitchell(1993)、Barclay和Smith(1995)发现,成长机会多的企业更多采用短期债务融资。Guedes和Opler(1996)检验了美国企业信用等级对债务期限的影响,同样发现债务期限和成长机会负相关。Parrino和Weisbach(1999)发现,债务期限越长,股东―债权人冲突越严重,成本越高;短期负债多、长期负债比例低的企业,基本没有股东―债权人冲突引起的成本。Ozkan(2000)用广义矩估计法考察了英国非金融行业企业的债务期限结构,发现成长机会多的企业更依赖短期债务,有力支持了债务期限结构与投资机会负相关的假说。
(二)考虑到内生性问题的研究
在资本结构决策中,债务期限和杠杆率决策往往同时进行,两者相互影响。鉴于此,一些学者将债务杠杆决策也纳入企业债务期限问题的研究中来,实证结论莫衷一是。
⒈债务期限与投资机会负相关。Goyal、Lehn和Racic(2002)检验了成长机会变化对公司债务的影响,发现随成长机会下降,公司将提高负债水平、延长债务期限。Johnson (2003)得出了类似的结论,发现企业在缩短债务期限、减少投资不足问题的同时,将降低财务杠杆比率来避免流动性风险。Iannariello、Morsy和Terada-Hagiwara(2007)以泰国非金融类上市公司为样本,专门针对固定资产投资研究,发现固定资产留存率随短期债务增加而降低,同样证实了债务期限与投资负相关。
还有学者区分不同成长性的企业进行研究:Aivazian(2005)发现,债务期限结构对投资决策有显著影响,控制整体负债水平后,高成长性公司的长期债务和投资显著负相关,低成长性公司债务期限和投资的关系不显著。首次解释了债务期限对不同成长性企业投资的影响;Billett、King和Mauer(2007)发现短期债务能减轻股东―债权人冲突,并且这种机制在面临较严重的股东―债权人冲突的高成长性公司中更重要,拥有更多成长机会的公司应发行更多短期负债。
⒉债务期限与投资机会并非负相关。Stohs和Mauer(1996)发现,债务期限与公司成长机会的负相关关系不显著,增长型期权多的企业,因杠杆率低,未靠调节债务期限结构来减少行使期权引发的利益冲突。Antoniou、Gnney和Paudyal(2002)在考察英、法、德三国企业债务期限结构的决定因素时,也得到了相似的结论。其中英国企业债务期限结构与投资机会显著正相关,而法国和德国企业两者间的关系不显著。Scherr和Hulsurt(2001)也没有发现增长型期权显著影响债务期限结构证据。Elyasiani、Lin和Liang(2002)对公司债务期限结构的单一方程估计结果支持投资不足假说,但在联立方程模型中,债务期限结构与成长机会间的负相关关系消失。Cai、Fairchild和Guney(2008)研究了中国上市公司债务期限的决定因素,控制内生性问题后发现成长机会对债务期限的选择有重要影响,增长机会多的公司,为避免盈利项目被清算的风险而青睐于长期债务。Highfield(2008)检验了高成长性的企业,如具有高市盈率和高投资回报率的高科技企业使用短期债务来控制问题的理论,发现债务期限和投资回报率仅有微弱的正相关关系,而与市盈率不相关。Deesomsak、Paudyal和Pescetto (2009)发现,成长机会与债务期限结构无关,债务期限并未用来削减投资不足问题。此外Childs、Mauer和Ott(2005)认为,短期负债由于对公司价值变化更不敏感并能经常对债务重新定价,所以既能减少投资不足动机,也能减少过度投资动机,即债务期限与投资机会可能负相关,也可能正相关。
三、国内研究现状
近几年,国内学者也开始关注债务期限结构的研究,但仍处于起步阶段,理论方面基本是借鉴西方已有理论,仅有少数学者对成本假说进行了实证检验。
(一)债务期限结构与投资不足问题的实证检验
肖作平(2005)、胡爱军、熊正德和谢赤(2006)发现,成长机会与债务期限显著负相关,选择短期债务可避免投资不足问题,但是他们都未考虑内生性问题。而肖作平(2007)、杨胜刚和何靖(2007)在杠杆率和债务期限内生的前提下,发现成长机会与债务期限负相关,支持了减少长期债务抑制投资不足问题的预测。
以上研究为缩短债务期限能减轻投资不足问题的观点提供了证据,但也有研究不支持此论断。韩德宗、向凯(2003)考察了我国医药、生物制品行业上市公司的债务期限结构,发现投资机会多的公司并未更多地利用短期负债,我国上市公司在解决投资不足问题上,并未利用债务期限工具。袁卫秋(2005, 2006)发现,我国上市公司尽管债务期限偏短,但动机并非是为克服投资不足行为。童盼(2005)发现,短期负债与投资规模显著负相关,股东与长、短期负债债权人都有利益冲突,短期负债并未减少资产替代和投资不足问题。
(二)债务期限结构与过度投资问题的实证检验
王艳辉和杨帆(2007)在对东北上市公司的研究中发现,长期负债对过度投资有强烈的约束效果,短期负债的约束效果不明显。陆正飞、韩霞和常琦(2006)发现,新增长期负债与新增投资正相关,企业当期新增长期负债越多,综合财务风险越大,但没有足够的证据证明在财务危机条件下,企业通过过度投资将风险转嫁给长期债权人。而王治和周宏琦(2007)发现,短期负债并未减轻投资不足问题,但能抑制过度投资问题,并且抑制非国有控股企业过度投资的作用要大于国有控股企业。
(三)区分成长性不同企业的分组检验
杨兴全(2007)在控制内生性因素后,发现短期债务和成长性与债务融资比例显著负相关,但没有证据显示高成长性企业通过选择短期债务缓解其问题。朱磊(2008)发现,长、短期负债均与投资规模显著负相关,分组后发现,长、短期负债均加剧了高投资增长机会、低内部现金流企业的投资不足行为;短期负债并不能抑制低投资增长机会、高内部现金流企业的过度投资行为。刘新(2008)同样发现,长、短期负债均与投资规模显著负相关,结论支持投资不足的成本由长期债务引起的假设,但不支持短期债务减轻投资不足的假设。排除内生性因素后,短期债务在高、低成长性公司都与投资负相关,随短期负债增加,投资不足问题并未解决。朱优红(2007)发现,短期负债在高成长企业可降低资产替代动机,在低成长企业能控制投资不足问题。郭蓉蓉(2006)发现,短期负债与投资支出显著负关,长期负债与投资支出显著正相关。在分组检验中,高成长性企业短期负债对投资支出有抑制作用,长期负债表现了支持作用;低成长性企业长期负债与投资决策无关,而短期负债约束过度投资。李蓉蓉(2006)发现,债务期限结构与投资显著负相关;控制总体杠杆水平后,低成长性企业债务期限越长,投资越少,高成长性企业债务期限与投资关系不显著。
四、结论与启示
西方学者研究表明:短期债务可减少股东―债权人冲突引起的投资不足和资产替代问题,也可控制股东―管理者冲突引起的过度投资问题。债务期限结构与投资究竟是负相关还是正相关,取决于哪种作用居主导地位。对此,学者们的研究尚未得出一致结论,因为变量的选取、指标的定义、模型的选择、样本的采集以及各国资本市场的差异都会对结论产生影响。单就对债务期限结构的度量而言就有多种方法:Barclay和Smith(1995)用的是三年以上的长期债务占总债务的比例;Ozkan(2000)用的是一年以上的债务占总债务的比例;Guedes和Opler(1996)用的是新发行债务的期限;Stohs和Mauer(1996)则用的是企业各种债务期限的加权平均值。从国内研究现状看,许多研究结果与西方的理论假说相悖,认为短期负债并未抑制投资不足或过度投资问题。这可能是我国正处于转轨经济体制中,企业所处的特殊制度环境造成的。我国企业普遍存在短期负债被长期占用的情况,长、短期负债并无实质差别,短期负债给企业带来的流动性压力并不大,同时银行预算软约束现象的存在,使短期负债给企业带来的再融资压力也较小。短期负债的成本并不显著低于长期负债,致使其治理机制失灵。西方的成本理论,能否解释我国企业债务期限结构的选择,有待结合我国企业特殊的外部环境来研究。
笔者认为,今后在该领域的研究可从以下方面展开:(1)在分析框架上,将委托关系和外部环境整合起来。目前的研究忽略了所得税、利率、通货膨胀率、经济周期波动等的影响,这些因素结合具体的金融环境分析,将使结论更有实用价值。(2)在研究视角上,深入地从公司治理的视角展开。目前研究大多以股权分散为背景,其实股权集中与大股东控制普遍存在,基于此的研究有待丰富,并可考虑从静态研究转向动态分析,现有研究假定股权结构、董事会结构保持不变,而它们的改变将引起成本的变化,在二者发生变化的情况下,研究更贴近实际。(3)在样本选择上,将发展中国家纳入到研究视角中来。现有研究多以发达国家成熟的资本市场为背景,而发展中国家资本市场还不完善,公司治理结构、金融体系和法律制度也与发达国家存在差别,这使问题的严重性、信息不对称程度、破产程序也不尽相同,将研究视角扩展到发展中国家,将使结论更具普遍性。(4)在研究方法上,除了统计方法外,可尝试案例分析和实地调研,这些方法有助于了解管理者的具体决策动因。
【参考文献】
[1] Billett, M. T., King, T. H. D., Mauer, D. C. Growth opportunities and the choice of leverage, debt maturity, and covenants[J].Journal of Finance,2007,62(2):697-730.
[2] Scherr, F. C., Hulburt, H. M. The Debt Maturity Structure of Small Firms[J]. Financial Management, 2001,30(1):85-111.
[3] Cai, K. L., Fairchild, R., Guney, Y. Debt maturity structure of Chinese companies[J]. Pacific-Basin Finance Journal, 2008,16(3):268-297.
[4] Highfield, M. J. On the Maturity of Incremental Corporate Debt Issues[J]. Quarterly Journal of Finance and Accounting, 2008,47(2):45-67.
[5] Childs, P. D., Mauer, D. C., Ott, S. H. Interactions of corporate financing and investment decisions: The effects of agency conflicts[J].Journal of Financial Economics,2005, 76(3):667-690.
短期投资论文篇5
股价同步性是指资本市场上各股价格“同涨共跌”的现象。高的股价同步性削弱了资本市场中上市公司的股票价格对公司价值信号的传递作用，使得价格的信号机制失灵，从而降低资本市场通过价格配置资源的效率。另一方面，机构投资者在我国经过了二十几年的发展，已经逐步在资本市场中发挥着越来越重要的作用。由于机构投资者“信息交易者”和“监管者”的角色，使得其投资行为可以向市场传递有效的价值信号，并可以有效限制管理层攫取私人利益进而减少这一过程中对公司特质信息的消耗，促使公司股价包含更多公司层面的特质信息，从而降低上市公司的股价同步性。本文选择研究机构投资者对我国股价同步性的影响具有一定的理论意义。
二、文献综述和理论分析
（一）机构投资者与股价同步性关系的相关理论
针对机构投资者对股价同步性的影响，国内已有相关研究，但并未在理论上达成共识。余相翰（2013）发现机构投资者的交易行为对中国的股价同步性有显著的负影响。王立文（2011）研究发现上市公司的现金股利政策会直接影响着机构投资者是选择长期的价值投资行为还是进行短期频繁的投机炒作，进而对机构投资者稳定市场的作用造成影响。
关于机构投资者对我国股价同步性的影响，部分研究认为机构投资者可以降低股价的同步性。例如，金鑫、雷光勇和王文（2011）对国际化经营与机构投资者和股价同步性的关系进行了研究，发现国际化经营程度与股价同步性负相关。但也有部分研究结论并不支持机构投资者可以降低股价同步性的这一理论。许年行、于上尧和伊志宏（2013）发现机构投资者的羊群行为会提高上市公司股价的同步性，并且QFII的存在会加剧两者的正向关系。
（二）机构投资者对股价同步性的影响机理
（1）基于信息交易者的视角。机构投资者通常被视为信息交易者。机构投资者的长期投资行为说明公司本身质量高，而这类经营业绩良好的公司往往受到外界的关注较多，所以股价中包含的自身特质信息越多，因此，股价同步性越低；而机构投资者的短期投资行为，一方面频繁的市场互动可以增加股价中公司层面特质信息的含量，一方面又可能由于自身的投机行为等对市场造成误导，所以，从信息交易者的角度，短期投资行为的影响不明确。
（2）基于监管者的视角。长期机构投资者提供稳定的持股份额，因此有更强的动机来了解和监管他们投资组合中的公司。强有力的监管限制了管理层攫取自身利益，也就降低了管理层攫取私人利益时对公司特质信息的消耗。相反地，短期机构投资者，由于他们持股份额低以及自身短期投资的投资风格导致其监管动机薄弱，使得管理层攫取私人利益成为可能，也就使得在攫取过程中消耗了更多的公司特质信息。
因此，综合机构投资者“信息交易者”和“监管者”两种角色对股价同步性的影响，本文提出以下假设：
假设1：机构投资者的长期投资行为与股价同步性负相关；
假设2：机构投资者的短期投资行为与股价同步性正相关。
三、研究设计
（一）样本选择及数据来源
本文研究样本为2011-2014年在上海证券交易所A股上市公司，为保证数据的连续性，本文剔除了样本期内财务数据不完整的样本，经筛选后得到有效样本得到569家公司为样本，前后4年共计2276个样本点的面板数据。本文实证过程中用到的数据均来自国泰安金融数据库。数据处理主要借Excel2010和Stata13等工具。
（二）变量说明
（1）被解释变量。本文以某个时点单只股票股价与整个资本市场股价的联动程度来衡量股价同步性。首先从回归方程中来计算个股（上市公司i，t年）的R2。
ri，w=αi+βi・rm，w+εi，w （公式1）
是指上市公司i在w周的考虑现金红利再投资的周回报率数据，是考虑现金红利再投资的周市场回报率的数据。由于R2的取值在（0，1）之间，不符合最小二乘法的规定，所以本文对其进行了对数变换，以得到一个正态分布的变量SYNCH。
（2）解释变量。本文用年末所有机构投资者持有的个股股份比例之和加总来计算总的机构投资者的持股比例，以此作为机构投资者长期投资行为的一个衡量指标。将交易活跃度高的投资行为看作短期投资行为，并用机构投资者活跃度SIi，t这一指标来衡量，即上市公司i在t年的机构投资者持股数变化量的绝对值与年个股交易量的比值。
（3）控制变量。本文选取净资产收益率，账面市值比，公司规模，资产负债率以及股权集中度等可能影响股价同步性的因素作为本文实证分析的控制变量。具体度量方法见下表。
表1 变量说明
（三）模型构建
为了检验本文所提出的研究假设，构建以下多元回归模型：
模型①②分别代表机构投资者长期投资行为、短期投资行为的影响。则分别代表年份和公司的固定效应。
四、实证检验
（一）描述性统计分析
通过对2011-2014年我国上证A股市场中569家公司共计2276个样本点的描述性统计分析，得到表2。从表中可以看出，股价同步性R2的均值为0.3634，极大值为0.84。通过对数变换后的股价同步性指标SYNCH，其均值为-0.6732，标准差为0.89595。机构投资者持股比例LI的均值为0.1549，机构投资者交易活跃程度SI的均值为0.0247。
表2 样本变量的描述性统计
（二）实证结果
表3显示了机构投资者长期投资行为与上证A股股价同步性的关系进行实证检验的结果。从回归结果中可见，解释变量LI的系数为-0.487，且在5%的显著性水平下显著，说明机构投资者持股比例与股价同步性负相关，即机构投资者持股比例越高的股票，其股价同步性越低。而5个控制变量均显著，其中有2个在1%的显著性水平下显著，有1个在5%的显著性水平下显著，有2个在10%的显著性水平下显著。整体而言，模型检验调整后的R2为0.3112，说明模型整体的解释能力较高，结论可信度较高。
表3 机构投资者长期投资行为的实证结果
注：***代表在1%的显著性水平下显著；**代表在5%的显著性水平下显著；*代表在10%的显著性水平下显著。
表4显示了机构投资者短期投资行为与上证A股股价同步性的关系进行实证检验的结果。从回归结果中可见，解释变量SI的系数为-0.055，系数的绝对值较小，对股价同步性的影响很小，且不显著。这说明机构投资者活跃度与我国上证A股股价同步性存在不显著的负相关关系。而5个控制变量均显著，其中有2个在1%的显著性水平下显著，有1个在5%的显著性水平下显著，有2个在10%的显著性水平下显著。整体而言，模型检验调整后的R2为0.3094，说明模型整体的解释能力较高，结论可信度较高。
表4 机构投资者短期投资行为的实证结果
注：***代表在1%的显著性水平下显著；**代表在5%的显著性水平下显著；*代表在10%的显著性水平下显著。
五、结论
本文通过分析和检验发现机构投资者长期投资行为可以显著降低我国上证A股市场中股票价格的同步性，而其短期投资行为对股价同步性的影响却不显著。机构投资者短期投资行为的这种不显著相关主要是由于机构投资者短期投资行为对股价同步性具有两面性的影响：第一，机构投资者作为“信息交易者”通过频繁的短期交易，向市场传达了自身特质信息，使得公司股价中包含了一定的公司层面的特质信息，从而使得股价同步性有所降低。第二，机构投资者作为“监管者”，其短期投资行为时监管动机减弱，从而使得管理层攫取私人利益成为可能，在攫取利益过程中消耗了一定的特质信息，股价质信息含量降低，股价同步性增加。
本文结论表明，机构投资者确实能够起到降低股价同步性的作用，不过这主要是基于其长期价值投资行为。因此，从降低我国股价同步性，提高我国资本市场效率的角度来讲，我国在大力发展机构投资者的同时，要着力引导其从事长期价值投资。同时，本文的实证结果也说明我国机构投资者目前主要是“信息交易者”角色，而“监管者”角色并不明显。因此，要促使机构投资者对我国资本市场有益作用的充分发挥，需要鼓励和引导其积极发挥“监管者”角色的作用，积极参与到公司治理当中。
参考文献：
[1]余相翰. 机构投资者对中国股价同步性的影响[D]. 上海交通大学金融， 2013.
短期投资论文篇6
自从Modigliani and Miller（1958）提出无关性定理以来，很多研究从不同角度研究投融资关系。Jensen and Meckling（1976）and Myers（1977）研究表明股东和债权人在公司投资利益上的冲突产生投资不足和过度投资，因此投融资决策相互影响。近来主要围绕融资政策对投资的影响，McConnell and Servaes （1995）、Lang et al. （1996）、Johnson（2003）、Billett et al. （2007）。国内投融资方面的研究主要集中于三个方面：资本结构对企业投资行为影响，潘敏、金岩（2003），全林、姜秀珍、陈俊芳（2004），魏锋、刘星（2004）；资本结构和债务期限结构相互关系，袁卫秋（2005），肖作平（2005）；债务期限结构对企业投资行为影响，陆正飞、韩霞、常琦（2006），童盼（2005）。虽然已有的研究对投融资决策提供了有益的视角，但是在一个动态的分析框架下投融资政策如何相互影响呢？本文试图从动态角度对财务杠杆、债务期限结构和投资的关系进行分析。
二、研究设计
（一）理论分析Myers（1977）构造委托模型研究成长机会、财务杠杆和债务期限结构的关系，表明由于未偿债务成本的存在，拥有较多成长机会公司的股东和管理者可能错过净现值为正的项目，造成投资不足问题。如果公司认为将来有好的成长机会，当前将会减少负债或缩短债务期限缓和投资不足问题。成长机会、财务杠杆和债务期限结构之间的关系受到以下因素的影响：财务杠杆和短期债务的替代效应；同短期债务相联系的流动性风险。如果财务杠杆和短期债务作为替代战略，使用短期债务解决投资不足问题的公司很少有动机减少负债，成长机会对财务杠杆的负向影响因为短期债务的选择而减弱（Johnson， 2003）。此外，来自权衡理论的观点，短期债务可以减少同投资不足动机相联系的成本，能够使公司使用更多负债，因此债务期限和财务杠杆之间具有间接的负向关系。另外， Diamond（1991，1993）形成的流动性风险假设可以解释成长机会、财务杠杆和债务期限之间的相互关系。流动性风险对公司融资决策形成约束，限制公司使用短期债务。由于投资项目的信息不对称，当投资项目净现值为负时使用短期债务的公司不放弃未偿债务合同（Diamond，1991），太多短期债务引起大量的流动性风险，由此产生破产成本和约束性借债能力（Childs et al.， 2005）。成长机会和债务期限之间的经济关系由短期债务减少的成本和增加的破产成本权衡决定。流动性风险理论具有双重性。公司具有明显的流动性风险时，使用低负债而不是短期债务解决投资不足问题。同时，流动性风险假设表明财务杠杆和债务期限结构具有直接正相关性，持有短期债务的公司将面临较高的流动性风险并且有动机降低负债。因为控制问题的情形下债务期限和财务杠杆作为替代战略具有负相关关系，债务期限和财务杠杆之间的这种关系由减少的投资不足问题和增加的流动性风险之间的净影响来决定。
（二）研究假设 Myers（1977）投资不足假设对财务杠杆、债务期限结构和投资的关系提供了实证检验，表明减少负债或缩短债务期限如何缓解风险性过度负债引起的投资不足问题，如果成长性预期较高的公司能够完全解决投资不足问题，将会拥有更多好的成长机会。虽然前期财务杠杆和债务期限结构不能对当期投资产生直接影响，但前期低负债或短债务期限会有更多成长机会，从而带来更多投资。前期降低负债或缩短债务期限预计将会扩大成长机会对于投资的正向影响。 这种预期依赖于前期成长机会已经完全认识到并且投资不足动机可以通过财务杠杆和债务期限的共同选择来完全控制（Aivazian et al.， 2005a）。当成长机会认识较晚且不充分的情形下，很少有机会减少投资不足动机（Aivazian et al.省略）。使用Stata10.0和Excel数据分析软件进行处理分析。
（四）变量定义和模型建立为了检验前面部分提到的理论框架，构造一个分别包括财务杠杆、债务期限和投资联立方程模型。财务杠杆模型使用财务杠杆的动态部分调整模型（例如Ozkan，2001；Flannery and Rangan，2006）。相关变量定义见（表1）。
（1）财务杠杆方程：LEVit = α0+?啄LEVLEVi，t-1+α1MATit+α2GTHit+α3GTH
*MATit+xitLEV?茁LEV+uit
（2）债务期限结构方程：MATit=?酌0+?啄MATMATi，t-1+?酌1LEVit+?酌1GTHit+?酌1
GTH*MATit+xitMAT?茁MAT+vit
（3）投资方程： INVit=?渍0+?啄INVINVi，t-1+?渍1LEVi，t-1+?渍2MATi，t-1+?渍3GTHi，t-1+?渍4GTH*LEVi，t-1+?渍5GTH*MATi，t-1+?渍6CFi，t-1+wit
xitLEV代表财务杠杆的决定因素向量，xitMAT代表债务期限结构的决定因素向量。?茁代表系数向量，uit、Vit、Wit为误差项，i表示公司，t表示年份。
（五）研究方法由于联立方程具有有偏性，使用OLS方法单独估计每个方程将会得到有偏、不一致估计。为了解决这个问题，本文采用单一方程方法、两阶段估计和工具变量的回归分析。三个方程中外生变量的数量大于内生变量的数量，满足识别条件。财务杠杆方程中，由于实际利率、收益波动性和公司质量与财务杠杆可能相关（如Harris and Raviv，1991; Frank and Goyal，2003），只有资产期限结构和利率期限结构作为债务期限结构的工具变量。债务期限结构方程中，财务杠杆采用非债务税盾、资产担保价值、收益性作为工具变量，这些变量理论上同债务期限结构不相关。投资方程中，前期财务杠杆和债务期限结构的工具变量与前面两个方程中相同。
三、实证结果分析
（一）相关性分析相关分析表明，财务杠杆与成长机会、非债务税盾、债务期限结构与成长机会的交互作用项之间存在显著负相关关系；与债务期限结构和公司规模之间存在显著正相关关系。债务期限结构和成长机会、财务杠杆之间存在显著正相关关系，与公司质量之间存在显著负相关关系。投资和前期成长机会存在显著正相关关系，与前期财务杠杆之间存在显著负相关关系。
（二）回归分析本文对财务杠杆、债务期限和投资联立方程模型进行回归分析。
（1）财务杠杆方程回归结果分析。（表2）所示，在两阶段最小二乘法回归结果中，前期财务杠杆在1％的水平下显著，支持财务杠杆模型动态调整选择。系数0.6左右表明公司调整速度较慢。在两阶段最小二乘法回归结果中，债务期限的系数在5％的水平下显著为正，这个结论和Johnson （2003）相一致，支持流动风险假设―债务期限结构和财务杠杆之间正相关 （Childs et al.，2005）。具有短期债务的公司可以通过低负债来减轻流动性风险，具有长期债务的公司流动性风险较低，能够使用更多负债。这表明财务杠杆和债务期限结构在减轻投资不足动机方面不具有战略替代性，是一种减轻流动风险的补充。（Elyasiani et al.，2002）。债务期限结构和成长机会之间相互作用的系数不一致。在两阶段最小二乘法回归结果（Ⅴ）中，系数为负但不显著，在（Ⅶ）中，自变量不包括同债务期限结构具有相关性的成长机会变量，结果表明债务期限结构和成长机会交互作用项系数在5％水平下显著为负，债务期限结构对财务杠杆的净影响是债务期限结构系数的直接影响和交互作用项系数间接影响之和。交互作用显著为负且拥有高成长机会的公司，债务期限结构和财务杠杆之间的正向关系将减弱甚至变负。债务期限结构和财务杠杆之间的关系由流动风险问题和投资不足问题权衡决定。公司使用长期债务虽然面临较低流动性风险且有增加负债的动机，但具有高成长机会时愿意以低利率增加负债，使高成长机会公司面临投资不足问题。而公司具有低成长机会很少面临投资不足问题而是流动风险问题，表明财务杠杆和债务期限结构之间具有显著正相关关系。结果表明债务期限结构系数比相互作用系数更重要。在两阶段最小二乘法所有结果中，债务期限结构的系数最大（最小）是0.31（0.27），而相互作用系数为－0.045（－0.039 ）。因此债务期限结构对财务杠杆的总影响为正，表明即使拥有较多成长机会，财务杠杆与债务期限结构的系数总是正的。表明流动风险成本比投资不足问题重要，所以流动风险问题在公司财务政策中具有重要作用。在（Ⅴ）和（Ⅵ）中， 结果表明成长机会在5％水平下对财务杠杆具有显著影响。这个结论在（Ⅱ）、（Ⅲ） （Ⅳ）中同样得到验证。这个结论支持投资不足假设（Myers，1977），减少负债可以减轻导致投资不足的未偿风险债务的成本。在（Ⅴ）中，成长机会和债务期限结构交互作用系数为负且不显著，表明债务期限结构没有影响成长机会和财务杠杆之间的经济关系，成长机会对于财务杠杆的影响主要体现在成长机会的系数，表明不论前期债务期限如何选择，公司总是使用低负债战略控制投资不足问题。
（2）债务期限结构方程回归分析。债务期限结构方程回归结果见（表3）。在两阶段最小二乘法回归结果中，控制变量中公司规模和实际税率在1％和5％的水平下显著。公司质量在1％的水平下显著为正。前期债务期限结构系数在0.7左右且在1％的水平下显著为正，表明公司调整靠近目标债务期限结构。结果表明财务杠杆和债务期限正相关。财务杠杆系数显著，结论和财务杠杆方程一致，表明结果稳健。该结论进一步验证了流动风险假设：高负债政策导致高流动风险可以通过长期债务缓和（Diamond，1991，1993），为了避免清算风险，长（短）债务期限和高（低）负债能够作为补充战略选择。债务期限结构和财务杠杆之间的正向关系和Stohs and Mauer（1996）的研究一致，正向关系之间的验证表明本文的模型是恰当的。在回归结果（Ⅳ）、（Ⅴ）、（Ⅵ）中，成长机会和财务杠杆相互作用系数不显著，表明债务期限结构对财务杠杆的总影响不受成长机会的影响。不论高成长机会导致的投资不足问题是否存在，债务期限随着财务杠杆增加而增加。成长机会的系数在10％的水平下显著为正。结合前面的结论表明不论财务杠杆如何选择，成长机会和债务期限结构之间没有经济关系。为了减轻投资不足问题，公司减少负债但不缩短债务期限。成长机会和债务期限结构之间无经济联系可以解释前面的结论。因为公司只使用财务杠杆而不是债务期限减轻投资不足动机，债务期限选择没有影响财务杠杆和成长机会之间的关系。债务期限和财务杠杆减轻清算成本可以相互替代但是控制投资不足问题既不能补充也不可替代。证明为什么成长机会和债务期限在财务杠杆方程中不显著，进一步证实债务期限对财务杠杆和成长机会之间的关系没有起到缓和作用。这也支持了债务期限方程中债务期限结构和财务杠杆正相关但与财务杠杆和成长机会交互作用不相关的结论。可能的解释是成长机会没有影响债务期限，因此财务杠杆和债务期限之间的正向关系由流动风险决定而不受成长机会的影响。
（3）投资方程回归分析。投资方程回归结果见（表4）。在投资方程两阶段最小二乘法回归结果中，前期投资系数在1％的水平下显著，表明有加速效应，本期投资部分由过去投资决定。结果也表明前期成长机会对本期投资在5％的水平下显著为正，该结果支持前期拥有较多成长机会的公司本期将进行更多投资。前期现金流变量系数不一致，大部分不显著。这个结论与Aivazian et al.（2005a，2005b）的研究结论不一致。在（Ⅲ）、（Ⅳ）、（Ⅴ）、（Ⅵ）回归结果中，表明前期财务杠杆系数在1％水平下显著为负。该发现和先前的实证研究一致（Lang et al.，1996; Aivazia et al.，2005a，2005b）且支持成本理论――前期财务杠杆和本期投资负相关。由于资本调整成本高，当投资不足动机没有充分减轻或者前期成长机会没有充分认识的情况下，前期高负债增加投资不足问题成本，减少了本期投资。前期财务杠杆与成长机会交互作用系数不显著，结论不支持前期低负债政策扩大成长机会和本期投资正向关系的假设。如果低负债战略是控制投资不足问题的有效工具，相互影响系数应该显著为负。前期债务期限系数不显著，不支持债务期限结构和投资之间的直接关系，同Aivazian et al. （2005b）的结论不一致。然而前期债务期限与成长机会交互作用系数在5％的水平下显著为负。成长机会对于投资的总影响是成长机会和成长机会与债务期限交互作用的结合，表明长期债务期限减轻了前期成长机会和本期投资的正向关系。总之，研究表明公司为了控制投资不足动机没有采用短期债务，而长期债务增加了投资不足成本，阻止公司寻找更多的投资机会进行投资。
四、结论
本文得出以下结论：不论债务期限如何选择，公司均用低负债战略控制投资不足；财务杠杆与债务期限结构正相关；公司前期有较多成长机会本期将会更多投资；前期财务杠杆和本期投资负相关；不支持前期低负债政策扩大成长机会和本期投资正向关系。
参考文献：
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［3］陆正飞、韩霞、常琦：《公司长期负债与投资行为关系研究――基于中国上市公司的实证》，《管理世界》2006年第1期。
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［5］Diamond D.W.. Seniority and Maturity of Debt Contracts. Journal of Financial Economics， 1993.
短期投资论文篇7
Key words： debt maturity structure；non-efficiency investment；excessive investment；investment shortage
中图分类号：F832.48 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2016）19-0052-03
0 引言
1958 年，Modigliani 和 Mille发表了《资本成本、公司财务和投资理论》。随后，学者们对企业的投融资进行了不断深入地研究。债务期限结构是公司融资决策的重要内容，作为主要的融资方式之一，债务期限结构关系着公司的资金成本和债务偿还方式，还对由于股东、债权人、管理者三者之间的利益冲突引发的非效率投资行为有很大的影响。
根据西方学者的理论，债务期限结构主要从以下几个方面影响企业的投资行为。首先，短期负债可减少股东-债权人冲突引起的投资不足问题；其次，相对于长期负债来说，短期负债增加由于股东-债权人冲突引起的资产替代动机的作用更小一些；最后，短期负债与长期负债相比，更能够抑制由于股东-管理者冲突引起的过度投资行为。债务这三方面作用程度的变化，会使得债务期限和投资支出关系呈现不同的相关关系。
虽然国外对这一问题已进行了比较详尽的分析，但我国对于债务期限结构的理论研究很少，实证检验结果也不一致，有的甚至与国外的理论假说相悖。其中的原因是复杂的，但主要是由于我国的社会制度和经济环境与国外有较大的差异。那么，西方关于债务期限结构对公司投资行为影响的理论对于我国的上市公司是否适用，应该怎样辩证的应用，有待于结合我国上市公司的特点和特殊的社会环境做进一步的研究。
1 债务期限结构与上市公司投资行为的实证分析
本文以2012～2015年我国A股民营上市公司为对象进行债务期限结构对上市公司投资行为影响的实证研究。选择我国A股民营上市公司作为样本是因为国有上市公司的银行借款硬约束作用很弱，负债的相机治理作用不能很好的体现。本文使用的数据处理软件是SPSS19.0。
1.1 变量设计
①因变量设计（表1所示）。本文选取投资效率为因变量，并且使用Richardson残差模型对投资效率进行度量。Richardson（2006）构建了一个以新增投资支出为因变量，以成长性、经营活动现金流、杠杆率、盈利能力等为自变量以及公司规模、公司年龄等为控制变量的回归模型。该模型将企业的预期投资支出作为估算值，模型的残差就是企业的非预期投资支出。若残差符号为正，表明实际投资值大于理想值，属于投资过度；若残差符号为负数，表明实际投资值小于理想值，则为投资不足。
本文根据需要将修正的Richardson残差模型定义为：
（I/K）t=？茁+？茁1TQt-1+？茁2Casht-1+？茁3Levt-1+？茁4Sizet+？茁5（I/K）t-1+？茁6Aget+？着（模型一）
②自变量的选取。本研究的自变量为债务期限结构，沿用Ozkan（2000）的做法，用一年以上全部债务的比例衡量长期债务，一年以下的债务比例衡量短期债务。
③控制变量的选取。根据国内外学者的研究，成长性不同的公司在投资上也会有不同的特征。公司的成长性越高，其进行投资的需求更强。因此，本文在进行研究时将成长性作为控制变量，以排除由于投资机会不同所导致的研究差异（表2所示）。
此外，自由现金流量是管理层能够自由进行投资决策的资金基础，因而管理层的投资行为会因为自由现金流的减少而受到约束。所以，现金流量是另一控制变量。
而营业收入能在一定程度上反映出企业未来的增长机会以及公司规模。营业收入越高，企业未来一定时期内产生的现金流量越高，因而亦能促进公司投资行为的发生。
经理人和股东利益不一致会导致企业发生投资过度或投资不足，因此本文设置委托冲突变量来控制其对非效率投资的影响。黄乾富、沈洪波（2009）研究认为我国上市公司的股权集中度能更好的反映公司的委托冲突，其越分散，委托矛盾越小。所以本文用第一大股东持股比例衡量委托冲突。
1.2 构建回归模型
在上文分析的基础上，本文构建以下回归模型如下：
UINt（OINt）=？茁0+？茁1SDt-1+？茁2LDt-1+？茁3TQt-1+？茁4（CF/K）t-1+？茁5（S/K）t-1+？茁6FSPt-1+？着（模型二）
1.3 实证检验和分析
①非效率投资检验。利用模型一对我国民营上市公司的非效率投资的检验结果如下：
由Richardson回归结果可以看到，公司的成长性、现金流量以及上一年的投资水平都与当期的投资水平显著正相关，而公司的规模和上市年数与当期的投资水平显著负相关，与之前学者的研究结果一致。这说明本文中Richardson残差模型的变量选择具有一定的合理性，并且用模型一度量上市公司的非效率投资行为是可靠的。
表4是模型一回归残差的描述性统计结果。连续3年的样本数据中有1263条样本表现为投资不足，543条样本表现为投资过度，仅有75条样本表现为投资适度。可以发现，我国民营上市公司的非效率投资情况严重，而且主要表现为投资不足。
②债务期限结构与投资不足行为的实证分析。通过残差模型的回归分析，本文发现我国的非效率投资行为主要表现为投资不足，所以接下来本文主要研究债务期限结构与投资不足的关系。
表5看到，投资不足组中，长期负债的均值为0.076，短期负债的均值为0.403，是长期负债的5倍左右，说明我国制造业上市公司在进行债务融资时，以短期负债为主。这与我国的融资现状相符合。
本文用SPSS19.0对自变量和控制变量进行相关性检验后，得到表6。
在进行Pearson多重共线性检验后，可以看出，各变量的相关系数均小于0.8，所以本文初步认为回归模型中的各变量之间不存在多重共线性，可以进行多元回归分析。
债务期限结构与投资不足的回归结果如表7。
在投资不足组中，短期负债与民营上市公司的投资支出显著负相关，长期负债与民营上市公司的投资支出显著正相关。这说明短期负债没能发挥减轻投资不足的相机治理功能，没有验证Jenson提出的由于短期负债较短的偿债时间的优势，可以减少公司投资不足行为的产生。而长期负债能在一定程度上约束投资不足行为。另外，托宾Q值、现金流量、主营业务收入以及第一大股东持股比例均与民营上市公司的投资行为正相关，这与前文的分析一致。
2 研究结论与对策
通过上文的研究发现，我国非效率投资行为主要表现为投资不足，而且债务期限结构对民营上市公司投资行为的相机治理功能还不够理想。虽然我国企业普遍倾向用短期负债进行融资，但又存在短期负债长期占用的情况。同时，我国信用制度的不够完善，使得短期负债无法较好的抑制投资不足行为。长期负债作为资金的另一主要来源，与民营上市公司的投资支出显著正相关，可以在一定程度上缓解投资不足。本文认为应该从以下几个方面解决企业的非效率投资问题：
2.1 尽量减少短期负债的长期使用行为，增强负债与资产期限的匹配
由上文的回归检验可以看出，就我国民营上市公司而言，虽然短期负债率高于长期负债率，但短期负债对于公司投资的扩张的抑制作用并不奏效。这主要是由于短期负债被长期占用导致的。因而本文认为公司需要优化设计债务期限结构，将短期负债限制在可承受的风险范围以内，减少短期负债长期占用的现象，以促进公司治理结构的优化。
2.2 推进银行产权结构的改革，强化负债的预算硬约束
根据本文的研究结果，短期负债的相机治理功能并没有发挥出来，另一方面是由于预算软约束现象的存在。我国应该加快推进国有商业银行的公司体制改革，减少甚至是避免政府对银行业务的干预，使银行的各项业务市场化。并且，应该完善适用于债务收回的法律体系和有效程序，充分的发挥银行作为市场参与人以及债权人对公司经营活动的监督功能。
2.3 加快发展企业债券市场，拓展企业的融资渠道
企业拓展其他的融资渠道可以避免由于银行预算软约束导致的非效率投资行为，比如债券融资。从长远看，债券市场的注册制顺应了市场扩容的需要，有利于债券市场的深化，有利于提升直接融资比例，优化资源配置，提高融资效率，利好实体经济的发展。到2020年，我国债券市场的体量有望达到90万亿元左右。债券市场的发展也将推动评级业的快速发展，并有利于打破国际信用评级业过于垄断的格局。但就目前来看，国内债券市场的发展进度依然不及国际市场，发行条件较为严格且流动性较低。相关部门可以通过扩大债券发行人的范围，放宽发行债券的审批条件，培养债券市场参与者的等措施促进我国债券市场的发展。
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[9]洪爱梅.债务期限、债权治理和公司绩效的实证分析――基于我国电子类上市公司的经验证据[J].财会通讯，2011（09）.
短期投资论文篇8
一、引言 关于负债对企业投资行为的影响的研究也成为众多学者研究的热点，但学者们大多从负债总量上研究他们两者之间的关系，忽略了不同债务的异质性。不同的债务期限对公司的投资行为有很大的影响，由于历史的原因，我国制度的特殊性，短期负债一直在公司中处于主导地位，长期负债占负债总额的比重很小，以往的研究表明短期负债对公司的投资行为有约束作用，这样成本相对较小，股东———债权人冲突引起的投资扭曲越少；而长期负债对公司的投资行为约束作用较弱，容易导致公司进行过度投资和投资不足。本文基于此，来实证检验不同的债务期限结构对投资行为是否有不同的影响。 二、文献回顾和研究假设 债务期限之所以重要，在于债权人与债务人之间的利益冲突对不同期限的债务履约成本具有不同的影响：贷款期限越长，债权人对债务人违约行为的观测成本越大，从而债务人违约的可能性越大，因此，较长期的债务契约对外部履约机制的依赖性更强（Diamond,1991,1993;Rajan,1992）。 西方诸多文献表明，负债期限结构会影响负债成本，短期负债可以减少股东———债权人冲突引起的过度投资、投资不足问题，故此认为，短期负债的成本显著小于长期负债的成本，有些学者甚至认为短期负债的成本是微不足道的。国外的文献主要从负债的治理方面来讲的，主要文献如下：Myers（1977）较早地阐述了债务融资及债务期限结构对投资行为的影响。负债可以降低股东———经理之间的成本，从而减少股东———经理冲突带来的过度投资（Jensen，1986；Stulz，1990；John，Senbet，1988；Heinkel，Zechner，1990；Titman，1984），则负债比例与投资之间是负相关关系。Jensen（1986）认为，债务融资有助于减少企业的自由现金流，并约束企业的过度且无效的投资。但是Stulz（1990）年声称，债务融资能够抑制过度投资，但也可能导致投资不足。而后有学者从债务的期限结构来研究，短期负债的治理效应较好，HO和Singe（r1982）认为，由于短期负债总是比长期负债早到期，并获得偿付，所以，即使短期负债和长期负债在企业破产时具有相同的优先权，短期负债在企业正常经营下仍比长期负债具有更有效的优先权，因此，短期负债能够控制投资不足的问题。国外诸多研究表明，由于股东、债权人之间的利益不一致，股东会通过歪曲投资来损害债权人利益。就我国上市公司进行的有关实证研究同样验证了这一点（童盼和陆正飞，2004）。 国内的现有文献主要认为短期负债能约束公司投资，而长期负债对公司的投资有一定的支持作用。韩德宗、向凯（2003）以医药、生物制品行业为例，考察了我国上市公司的负债期限结构，实证结果却表明，有较多投资机会的公司并没有较多地利用短期债务，即我国上市公司在解决投资不足问题上并未利用债务期限工具，与国外研究结果相左。我国学者童盼（2005）利用1999年A股上市公司的截面数据对拥有不同风险项目的企业的债务期限结构和投资规模关系进行了研究。她的结论是：短期债务与投资规模显著负相关，长期债务的影响不显著。但是，使用截面数据来研究投资变化往往会引起较大误差，这是她实证研究的不足之处。接下来有学者从长短期负债发挥作用的角度研究，陆正飞，韩霞和常琦（2006）年发现，长期负债对公司投资具有一定的资金支持功能。油晓峰（2006年）则观察到，债务融资能够抑制过度投资行为，并优化公司的投资效率。从以上文献可以看出，短期负债能够约束过度投资，而长期负债对公司投资有一定的资金支持功能。从现有文献可以看出，短期负债，由于企业面临着还本付息的压力，能约束公司进行有效投资，而长期负债公司可以掌控公司的现金流，能进行长期投资。基于此，本文提出以下假设：假设1：在相同条件下，短期负债与投资活动的现金净支出负相关。假设2：在相同条件下，长期负债与投资活动的现金净支出正相关。 三、研究设计：模型和变量 本文使用了2008年制造业上市公司的截面数据，因为制造业的投资行为占的比重较大，具有一定的代表性。全部样本820个，实证检验债务期限对投资行为的影响，并要分析短期负债和长期负债对投资影响的差异。根据公司债务期限结构主要由短期负债和长期负债组成，主要考虑短期负债和长期负债的比率的高低对投资的影响，因此选用短期负债率和长期负债率作为解释变量，同时控制公司的规模和筹资活动产生的现金流，来重点分析负债期限结构对投资的影响。本文的投资行为用投资活动产生的净现金流量来表示，基于此，本文的模型为：Spending=β0+β1short-term+β2long-term+β3size+β4cash+ε变量说明如表1。 四、实证分析及描述 （一）样本及描述性统计 本文选取2008年全部上市A股制造业公司，剔除ST、PT及财务数据有异常值的公司，总样本为820个。从中可以看出短期负债率显著高于长期负债率，短期负债率平均是41.2%，长期负债率平均是5.3%。 （二）变量间的相关系数 从中可以看出变量间具有显著的相关度，在1%水平上显著。 （三）回归结果及启示 为了验证债务期限结构对投资行为的影响，对模型进行了三次回归，分别检验短期负债率和长期负债率对投资的影响，最后总的回归，回归结果如表4：从以上的回归结果可以看出，在控制了筹资现金流和公司规模的基础上，短期负债与投资活动的现金净支出负相关，在1%水平上。与假设1相符。长期负债与投资活动的现金净支出显著正相关，在1%水平上。同时控制变量筹资活动的现金净流量和公司规模也都通过了显著性检验。 五、研究结论与建议 我们以上市公司为研究样本，对我国2008年的制造业的上市公司的债务期限结构对投资的影响进行了实证检验，研究结果表明：（1）在相同条件下，短期负债率与投资活动的现金净支出显著负相关。（2）在相同的条件下，长期负债率与投资活动的现金净支出显著正相关。说明了长期负债给公司提供了资金支持，有利于公司的长期投资行为。（3）控制变量筹资活动的现金净流量和公司规模也都通过了显著性检验，说明了筹资产生的现金流和公司规模对公司的投资行为也有影响。以上的实证检验结果显示，债务期限结构对公司投资行为的影响确实存在着差异。但这种差异是有利还是有弊需要进一步的实证检验。由实证结果可以看出，短期负债融资在我国上市公司中得到广泛使用，已有的大部分国内研究缺乏对我国上市公司债务期限结构的制度背景分析。#p#分页标题#e# 由于历史和体制等原因，西方关于公司债务期限结构的理论和实证结果在我国可能并不适用，即使能够适用，也得按我国的特殊国情做一定修改。目前国内学者在进行公司债务期限结构问题研究时，真正结合我国实际情况进行分析的少之又少。从整个国民经济可持续增长的角度来说，当前应积极发展长期债务市场，这既包括银行长期借款市场，也包括企业债券市场；努力降低上市公司进行长期债务融资的成本，从而使上市公司有更多的长期资金用于长期资产的投资。 本文基于股东———债权人理论，因此公司应缩短债务期限，减少股东———债权人的成本，这样股东面临着还本付息的压力，可通过经常性的减少自由现金流来防止公司进行非效率的投资，约束股东经理们的风险投资偏好，这样公司进行的有效率的投资实现企业价值最大化，同时短期债务发挥了债务约束机制。我国上市公司的融资结构有着鲜明的特色，一方面，有别于西方的优序融资理论，我国上市公司偏好股权融资；另一方面，由于我国债券市场不发达，我国上市公司负债主要来源于银行贷款，而且负债期限结构表现为短期负债占大部分，甚至有部分上市公司几乎没有长期负债。与此同时，我国上市公司的投资行为又呈现出一些耐人寻味的现象，如频繁变更募集资金投向、投资效率和效益低下等。在目前的条件下，债务的期限结构对公司的投资行为的影响的差异确实存在，但到底是利还是弊，需要进一步的研究，为以后的研究提供了研究思路。
短期投资论文篇9
0 引言
1958 年，Modigliani 和 Mille发表了《资本成本、公司财务和投资理论》。随后，学者们对企业的投融资进行了不断深入地研究。债务期限结构是公司融资决策的重要内容，作为主要的融资方式之一，债务期限结构关系着公司的资金成本和债务偿还方式，还对由于股东、债权人、管理者三者之间的利益冲突引发的非效率投资行为有很大的影响。
根据西方学者的理论，债务期限结构主要从以下几个方面影响企业的投资行为。首先，短期负债可减少股东-债权人冲突引起的投资不足问题；其次，相对于长期负债来说，短期负债增加由于股东-债权人冲突引起的资产替代动机的作用更小一些；最后，短期负债与长期负债相比，更能够抑制由于股东-管理者冲突引起的过度投资行为。债务这三方面作用程度的变化，会使得债务期限和投资支出关系呈现不同的相关关系。
虽然国外对这一问题已进行了比较详尽的分析，但我国对于债务期限结构的理论研究很少，实证检验结果也不一致，有的甚至与国外的理论假说相悖。其中的原因是复杂的，但主要是由于我国的社会制度和经济环境与国外有较大的差异。那么，西方关于债务期限结构对公司投资行为影响的理论对于我国的上市公司是否适用，应该怎样辩证的应用，有待于结合我国上市公司的特点和特殊的社会环境做进一步的研究。
1 债务期限结构与上市公司投资行为的实证分析
本文以2012～2015年我国A股民营上市公司为对象进行债务期限结构对上市公司投资行为影响的实证研究。选择我国A股民营上市公司作为样本是因为国有上市公司的银行借款硬约束作用很弱，负债的相机治理作用不能很好的体现。本文使用的数据处理软件是SPSS19.0。
1.1 变量设计
①因变量设计（表1所示）。本文选取投资效率为因变量，并且使用Richardson残差模型对投资效率进行度量。Richardson（2006）构建了一个以新增投资支出为因变量，以成长性、经营活动现金流、杠杆率、盈利能力等为自变量以及公司规模、公司年龄等为控制变量的回归模型。该模型将企业的预期投资支出作为估算值，模型的残差就是企业的非预期投资支出。若残差符号为正，表明实际投资值大于理想值，属于投资过度；若残差符号为负数，表明实际投资值小于理想值，则为投资不足。
本文根据需要将修正的Richardson残差模型定义为：
（I/K）t=？茁+？茁1TQt-1+？茁2Casht-1+？茁3Levt-1+？茁4Sizet+？茁5（I/K）t-1+？茁6Aget+？着（模型一）
②自变量的选取。本研究的自变量为债务期限结构，沿用Ozkan（2000）的做法，用一年以上全部债务的比例衡量长期债务，一年以下的债务比例衡量短期债务。
③控制变量的选取。根据国内外学者的研究，成长性不同的公司在投资上也会有不同的特征。公司的成长性越高，其进行投资的需求更强。因此，本文在进行研究时将成长性作为控制变量，以排除由于投资机会不同所导致的研究差异（表2所示）。
此外，自由现金流量是管理层能够自由进行投资决策的资金基础，因而管理层的投资行为会因为自由现金流的减少而受到约束。所以，现金流量是另一控制变量。
而营业收入能在一定程度上反映出企业未来的增长机会以及公司规模。营业收入越高，企业未来一定时期内产生的现金流量越高，因而亦能促进公司投资行为的发生。
经理人和股东利益不一致会导致企业发生投资过度或投资不足，因此本文设置委托冲突变量来控制其对非效率投资的影响。黄乾富、沈洪波（2009）研究认为我国上市公司的股权集中度能更好的反映公司的委托冲突，其越分散，委托矛盾越小。所以本文用第一大股东持股比例衡量委托冲突。
1.2 构建回归模型
在上文分析的基础上，本文构建以下回归模型如下：
UINt（OINt）=？茁0+？茁1SDt-1+？茁2LDt-1+？茁3TQt-1+？茁4（CF/K）t-1+？茁5（S/K）t-1+？茁6FSPt-1+？着（模型二）
1.3 实证检验和分析
①非效率投资检验。利用模型一对我国民营上市公司的非效率投资的检验结果如下：
由Richardson回归结果可以看到，公司的成长性、现金流量以及上一年的投资水平都与当期的投资水平显著正相关，而公司的规模和上市年数与当期的投资水平显著负相关，与之前学者的研究结果一致。这说明本文中Richardson残差模型的变量选择具有一定的合理性，并且用模型一度量上市公司的非效率投资行为是可靠的。
表4是模型一回归残差的描述性统计结果。连续3年的样本数据中有1263条样本表现为投资不足，543条样本表现为投资过度，仅有75条样本表现为投资适度。可以发现，我国民营上市公司的非效率投资情况严重，而且主要表现为投资不足。
②债务期限结构与投资不足行为的实证分析。通过残差模型的回归分析，本文发现我国的非效率投资行为主要表现为投资不足，所以接下来本文主要研究债务期限结构与投资不足的关系。
表5看到，投资不足组中，长期负债的均值为0.076，短期负债的均值为0.403，是长期负债的5倍左右，说明我国制造业上市公司在进行债务融资时，以短期负债为主。这与我国的融资现状相符合。
本文用SPSS19.0对自变量和控制变量进行相关性检验后，得到表6。
在进行Pearson多重共线性检验后，可以看出，各变量的相关系数均小于0.8，所以本文初步认为回归模型中的各变量之间不存在多重共线性，可以进行多元回归分析。
债务期限结构与投资不足的回归结果如表7。
在投资不足组中，短期负债与民营上市公司的投资支出显著负相关，长期负债与民营上市公司的投资支出显著正相关。这说明短期负债没能发挥减轻投资不足的相机治理功能，没有验证Jenson提出的由于短期负债较短的偿债时间的优势，可以减少公司投资不足行为的产生。而长期负债能在一定程度上约束投资不足行为。另外，托宾Q值、现金流量、主营业务收入以及第一大股东持股比例均与民营上市公司的投资行为正相关，这与前文的分析一致。
2 研究结论与对策
通过上文的研究发现，我国非效率投资行为主要表现为投资不足，而且债务期限结构对民营上市公司投资行为的相机治理功能还不够理想。虽然我国企业普遍倾向?用短期负债进行融资，但又存在短期负债长期占用的情况。同时，我国信用制度的不够完善，使得短期负债无法较好的抑制投资不足行为。长期负债作为资金的另一主要来源，与民营上市公司的投资支出显著正相关，可以在一定程度上缓解投资不足。本文认为应该从以下几个方面解决企业的非效率投资问题：
2.1 尽量减少短期负债的长期使用行为，增强负债与资产期限的匹配
由上文的回归检验可以看出，就我国民营上市公司而言，虽然短期负债率高于长期负债率，但短期负债对于公司投资的扩张的抑制作用并不奏效。这主要是由于短期负债被长期占用导致的。因而本文认为公司需要优化设计债务期限结构，将短期负债限制在可承受的风险范围以内，减少短期负债长期占用的现象，以促进公司治理结构的优化。
2.2 推进银行产权结构的改革，强化负债的预算硬约束
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金融投资行为理论悄然兴起于上世纪80年代.其在博弈论和实验经济学被主流经济学接纳之际，对人类个体和群体行为研究的日益重视，促成了传统的力学研究方式向以生命为中心的非线性复杂范式的转换，使得我们看到了金融理论与实际的沟壑有了弥合的可能。金融投资行为理论以期望理论、行为组合理论和行为资产定价模型为其理论基础，并将人类心理与行为纳入金融的研究框架，具体体现为以下几个模型：
首先，BSV模型。BSV模型认为，人们进行投资决策时存在两种错误范式：其一是选择性偏差，即投资者过分重视近期数据的变化模式，而对产生这些数据的总体特征重视不够，这种偏差导致股价对收益变化的反映不足。另一种是保守性偏差，投资者不能及时根据变化了的情况修正自己的预测模型，导致股价过度反应。
其次，DHS模型。该模型将投资者分为有信息和无信息两类。无信息的投资者不存在判断偏差，有信息的投资者存在着过度自信和有偏的自我归因。过度自信导致投资者夸大自己对股票价值判断的准确性；有偏的自我归因则使他们低估关于股票价值的公开信号。随着公共信息最终战胜行为偏差，对个人信息的过度反应和对公共信息的反应不足，就会导致股票回报的短期连续性和长期反转。
再次，统一理论模型。统一理论模型区别于BSV和DHS模型之处在于：它把研究重点放在不同作用者的作用机制上，而不是作用者的认知偏差方面。该模型把作用者分为“观察消息者”和“动量交易者”两类。观察消息者根据获得的关于未来价值的信息进行预测，其局限是完全不依赖于当前或过去的价格；“动量交易者”则完全依赖于过去的价格变化，其局限是他们的预测必须是过去价格历史的简单函数。
最后，羊群效应模型。该模型认为投资者羊群行为是符合最大效用准则的，是“群体压力”等情绪下贯彻的非理，有序列型和非序列型两种模型。在序列型模型中，投资者通过典型的贝叶斯过程从市场噪声，以及其他个体的决策中依次获取决策信息，这类决策的最大特征是其决策的序列性。非序列型则论证无论仿效倾向强或弱，都不会得到现代金融理论中关于股票的零点对称、单一模态的厚尾特征。
二、对金融投资者的个人行为分析
1.多为投机心理，短期行为严重
我国很多证券投资者入市并不是看重上市公司真实的投资价值，而是企图从中获取超额回报。绝大多数的投资者入市的主要原因是为通过股票的买卖价差而获利，这类人群多是为赚钱买卖差价进行短线操作;只有少数投资者进入股市是为了获得公司分红收益;38%的投资者因有闲置资金而，把股市看成是一个长期投资场所。高比例的企图赚取短期收益群体的存在是一个十分危险的信号。博取短线利润群体的过大是我国证券市场行情波动幅度.惊人的重要原因，这也是造成证券市场不稳定的主要原因之一。从投资者入市动机上分析，就已经预示着我国证券市场投资者短期行为比较明显。
我国个人投资者更多的是短线投资、投机，而没有把股票作为长期的投资。另一方面，股票价格的剧烈波动诱发了一部分人的心理，盲目追求短期利益。由于证券投资者容易产生羊群效应，使这种市场短期行为具有很强的蔓延性，从而极大地加重了投资者孤注一掷的心理，一旦认为找到了机会，就会过高地估计自己的能力，置自己的风险承受能力不顾，冒险参与高风险的证券投资活动。在我国证券市场中，我国投资者的短期行为特征表现为比较明显的冒险心理和投机短期行为。
2.投资承受能力差
调查显示，我国个人投资者以中等收入的工薪阶层为主，家庭主要经济来源为工资收入，参与证券市场的时间普遍较短，证券投资意识很强，但投资经验相对缺乏，股市投入占家庭金融资产比例较大，这充分说明我国个人投资者的抗风险能力很弱，投资者对投资股市的“情感依托”强烈。
3.对股票专业知识了解不足
绝大多数个人投资者的股票投资知识来自于非正规教育，主要通过朋好友的介绍、股评专家的讲解以及报刊、杂志的文章等获得;在做投资决策时，投资者大多依据“股评推荐”、“亲友引荐”，以及“小道消息”;在投资决策的方法上，两成以上的个人投资者决策几乎不做什么分析，而是凭自己的感觉随意或盲目地进行投资。投资者进行投资决策时过于看重自己知道的或容易得到的信息，而忽视对其他信息的关注和深度挖掘。大多数投资者在评价投资失误时，往往将失误归咎于外界因素，如国家政策变化、上市公司造假，以及庄家操纵股价等，而只有少数个人投资者认为是自己的投资经验或投资知识不足;大部分投资者对新出现的金融品种如开放式投资基金的认知程度有限。
三、结语
总体来说，我国的股票市场中对于股票价格的影响因素过多，政策因素、大户操作因素，这说明中国股市不符合经典金融理论对于市场是有效的基本假设;同时，投资者所表现出来的特点也不符合经典金融理论中，投资者对于风险总是厌恶的基本假定:在收益时，股民表现出对已有收益的贪婪，以及心理，而在被“套牢”时，又宁愿苦苦等待，以待反弹机会.这些特点都说明中国股民的投资心理符合金融投资行为理论的期望理论。
参考文献:
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金融投资行为理论悄然兴起于上世纪80年代.其在博弈论和实验经济学被主流经济学接纳之际，对人类个体和群体行为研究的日益重视，促成了传统的力学研究方式向以生命为中心的非线性复杂范式的转换，使得我们看到了金融理论与实际的沟壑有了弥合的可能。金融投资行为理论以期望理论、行为组合理论和行为资产定价模型为其理论基础，并将人类心理与行为纳入金融的研究框架，具体体现为以下几个模型：
首先，BSV模型。BSV模型认为，人们进行投资决策时存在两种错误范式：其1是选择性偏差，即投资者过分重视近期数据的变化模式，而对产生这些数据的总体特征重视不够，这种偏差导致股价对收益变化的反映不足。另1种是保守性偏差，投资者不能及时根据变化了的情况修正自己的预测模型，导致股价过度反应。
其次，DHS模型。该模型将投资者分为有信息和无信息两类。无信息的投资者不存在判断偏差，有信息的投资者存在着过度自信和有偏的自我归因。过度自信导致投资者夸大自己对股票价值判断的准确性；有偏的自我归因则使他们低估关于股票价值的公开信号。随着公共信息最终战胜行为偏差，对个人信息的过度反应和对公共信息的反应不足，就会导致股票回报的短期连续性和长期反转。
再次，统1理论模型。统1理论模型区别于BSV和DHS模型之处在于：它把研究重点放在不同作用者的作用机制上，而不是作用者的认知偏差方面。该模型把作用者分为“观察消息者”和“动量交易者”两类。观察消息者根据获得的关于未来价值的信息进行预测，其局限是完全不依赖于当前或过去的价格；“动量交易者”则完全依赖于过去的价格变化，其局限是他们的预测必须是过去价格历史的简单函数。
最后，羊群效应模型。该模型认为投资者羊群行为是符合最大效用准则的，是“群体压力”等情绪下贯彻的非理，有序列型和非序列型两种模型。在序列型模型中，投资者通过典型的贝叶斯过程从市场噪声，以及其他个体的决策中依次获取决策信息，这类决策的最大特征是其决策的序列性。非序列型则论证无论仿效倾向强或弱，都不会得到现代金融理论中关于股票的零点对称、单1模态的厚尾特征。
2、对金融投资者的个人行为分析
1.多为投机心理，短期行为严重
我国很多证券投资者入市并不是看重上市公司真实的投资价值，而是企图从中获取超额回报。绝大多数的投资者入市的主要原因是为通过股票的买卖价差而获利，这类人群多是为赚钱买卖差价进行短线操作;只有少数投资者进入股市是为了获得公司分红收益;38%的投资者因有闲置资金而，把股市看成是1个长期投资场所。高比例的企图赚取短期收益群体的存在是1个十分危险的信号。博取短线利润群体的过大是我国证券市场行情波动幅度.惊人的重要原因，这也是造成证券市场不稳定的主要原因之1。从投资者入市动机上分析，就已经预示着我国证券市场投资者短期行为比较明显。
我国个人投资者更多的是短线投资、投机，而没有把股票作为长期的投资。另1方面，股票价格的剧烈波动诱发了1部分人的心理，盲目追求短期利益。由于证券投资者容易产生羊群效应，使这种市场短期行为具有很强的蔓延性，从而极大地加重了投资者孤注1掷的心理，1旦认为找到了机会，就会过高地估计自己的能力，置自己的风险承受能力不顾，冒险参与高风险的证券投资活动。在我国证券市场中，我国投资者的短期行为特征表现为比较明显的冒险心理和投机短期行为。
2.投资承受能力差
调查显示，我国个人投资者以中等收入的工薪阶层为主，家庭主要经济来源为工资收入，参与证券市场的时间普遍较短，证券投资意识很强，但投资经验相对缺乏，股市投入占家庭金融资产比例较大，这充分说明我国个人投资者的抗风险能力很弱，投资者对投资股市的“情感依托”强烈。
3.对股票专业知识了解不足
绝大多数个人投资者的股票投资知识来自于非正规教育，主要通过朋好友的介绍、股评专家的讲解以及报刊、杂志的文章等获得;在做投资决策时，投资者大多依据“股评推荐”、“亲友引荐”，以及“小道消息”;在投资决策的方法上，两成以上的个人投资者决策几乎不做什么分析，而是凭自己的感觉随意或盲目地进行投资。投资者进行投资决策时过于看重自己知道的或容易得到的信息，而忽视对其他信息的关注和深度挖掘。大多数投资者在评价投资失误时，往往将失误归咎于外界因素，如国家政策变化、上市公司造假，以及庄家操纵股价等，而只有少数个人投资者认为是自己的投资经验或投资知识不足;大部分投资者对新出现的金融品种如开放式投资基金的认知程度有限。
3、结语
总体来说，我国的股票市场中对于股票价格的影响因素过多，政策因素、大户操作因素，这说明中国股市不符合经典金融理论对于市场是有效的基本假设;同时，投资者所表现出来的特点也不符合经典金融理论中，投资者对于风险总是厌恶的基本假定:在收益时，股民表现出对已有收益的贪婪，以及心理，而在被“套牢”时，又宁愿苦苦等待，以待反弹机会.这些特点都说明中国股民的投资心理符合金融投资行为理论的期望理论。
参考文献:
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Empirical Analysis of China’s Foreign Debt Scale and Its Influencing Factors
LI Yan-ni, RAN Mao-sheng
(College of Economics & Business Administration, Chongqin University, Chongqin 400030, China)
Abstract:The modest size of foreign debt on a country’s economy is significant, then what factors affect the scale of China’s foreign debt? This paper summarizes correlative factors through the three types of channel which the operation of external debt are involved in. The methods of cointegration tests and Granger tests are used to analyze the factors to act on the long-term and the short-term external debts. The conclusions are drawn: the fiscal surplus Granger cause the long-term foreign debt; the state budget investment in fixed assets, the total urban & rural savings and hot money cause the short-term debt to change. At same time the short-term debt will also work back on foreign exchange reserves and fiscal revenue; external debt promotes the increase of the GDP.
Key words:external debt scale; cointegration test; Granger test
1 引言
一个国家的外债，对这个国家来说是一种外在的资本资源，它可以补充国内资金来源不足，有助于提高国内资本形成的速度， 提高投资率，尤其是在这个国家经济起飞阶段，这一力量的作用往往是巨大的。从这个角度讲，外债是一国经济发展中的一种外推力量。而当其规模相对偏小时，则这种外推力量不足，不能满足经济发展要求，对国民经济发展来说也是一种隐性风险。而过多则存在偿付危机，最终有可能导致一国的经济危机，1997年的东南亚金融危机、俄罗斯债务危机以及最近的希腊债务危机等就是这样的例子。
我国外债自1985年开始不断增长，随着GDP不断增加，外债的增长率在不断下降，到2000年首次出现负增长率。随后几年又出现稳定态势。在美国次贷危机后，各国经济都受到不同程度的影响，2008年我国外债相对2007年增长率仅为0.2%，而2007年这一数值为15%，随着各国对经济出台的刺激计划，经济不断回暖，2009年外债增长率上升至9.9%。在我国外债总额中，短期外债占比从2001年不断上升，截止2009年底已经达到60%。而这几年外债增长率的变化也主要是由于短期外债规模的变化而引起的。我国这几年流动性相对过剩，人民币不断升值的预期下，许多热钱也涌入国内。在我国资本账户严格管制的情况下，政府严格把关热钱的流入与流出。短期外债成为热钱流入我国的一个主要载体。外债规模多少算合适，哪些因素影响我国外债规模，外债又对经济中那些指标产生作用？本文就是要说明上述问题，为我国外债规模的管理提供科学的理论依据。
2 影响我国外债规模因素的理论分析
早在1948年， 英国经济学家哈罗德在阐述经济增长模式时，就曾经指出当国内储蓄不足以支持理想的经济增长率时，应当利用国外储蓄（即引进外贸）来提高储蓄率。1960年罗斯托在论述其“起飞理论”时，也提出过利用引进外资的方法来增加不发达国家的投资，使其净投资率达到10%以上。不过，在研究利用外资必要规模方面，迄今为止比较系统而又影响较大的还是由钱纳利和斯特劳斯在1996年提出的“双缺口”模型。该理论认为，一国经济发展主要受两大约束：一是投资约束，二是外汇约束。一国为使经济增长（GDP）达到一定的目标，就必须保证有较高的投资率水平。如果未来国内所能提供的潜在储蓄能力不足以弥补为使GNP按预定的增长目标所需的投资，即存在投资―储蓄缺口，此时应该利用外资，使外资流入弥补这一缺口。另外，如果未来的出口不足以抵偿为使按预定目标增长所需的进口，则该国存在着外汇缺口。一国经济要均衡增长，必须保持储蓄缺口等于外汇缺口。当国内出现储蓄缺口即资金短缺时，必须利用外汇缺口来平衡，当两个缺口本身不具备互补能力以保持自动均衡时，应该采取从国外引进资金的办法来使两个缺口在促进经济增长率提高的前提下实现均衡。Barro和Lucas & Stockey的税收平滑假说认为，赤字是政府在取得既定收入时为了最小化税收对经济造成的扭曲而采取的最优政策措施的结果［1,2］。对于财政赤字的弥补，政府可以考虑增发外债弥补赤字。同时赤字规模在一定程度上影响着举借外债的规模。可见一国的外债规模与经济增长、投资、国际收支以及储蓄、财政赤字有直接的因果关系和结构关系。
结合上述理论综述，作者援引自姚长辉的观点，界定我国外债是通过三个渠道对宏观经济产生作用,这三个渠道分别为：投资渠道、国际收支渠道和财政收支渠道［3］。那么这三个渠道涉及的因素是如何对外债产生影响与作用的。下面给出具体的理论分析。
首先,经济的发展依靠社会的投资，投资带动GDP的增长。根据钱纳利的“双缺口”理论中的投资约束，当出现投资―储蓄缺口时，经济的发展通过利用外资来满足社会总投资。利用外资主要包括吸引外商直接投资和利用外债。在我国年度社会总投资中包括四个部分：财政预算内投资、银行贷款投资、自筹投资、外资投资。通过上述分析，可以看出由于GDP增长的需要以及国内储蓄的情况，从而确定需要利用的外资数量，再通过外商直接投资可获得所需外债的规模数量。这里还涉及国家预算内的投资额度以及利用外资的投资额度。这些都对外债规模有着密切的联系。
其次,外债既是国际收支资本项目的重要内容,又是影响经常项目的重要因素。外债的大小,直接影响我国进口总额,原因是进口中有相当大的部分是与外债有关的。例如,买方信贷的取得就直接增加进口, 商业贷款一般是通过国际招标投标使用的, 如果外方中标, 进口就不可避免, 政府信贷一般也是以进口债权国货物为条件的。外债既影响国际收支中的资本项目,又影响经常项目,因此,外债对国际平衡项目―国际储备产生重要影响。一般情况是,借入外债后,资本项目会出现顺差,而经常项目因为进口增加会出现逆差,如果二个差额可以相互弥补,国际储备水平保持不变,但更多的情况是,二个差额不能相互弥补,那么,国际储备就将发生变化。另外受美国次级债危机的影响，欧美发达国家的经济增速趋于下滑，在目前全球流动性依然过剩的情况下，国际热钱很可能撤离欧美市场， 涌入高速增长的中国经济内地。中国目前在资本账户管制的情况下，也加大了对投机性热钱流入的监管力度。热钱规模的大小一般情况下主要通过国际收支平衡表中净误差与遗漏项目反映出来，且热钱也主要通过外债这个载体进入中国。因此通过上述分析得出影响外债的因素主要有进出口差额、外汇储备、热钱以及外汇收入。
最后,外债的借入与偿还分别纳人财政收入和支出,从而影响财政收支的平衡。同时政府财政收支的差额还表明政府为平衡总体财政平衡而需举债的数额。政府对外债的借入与偿还都将对财政平衡产生影响。因此政府的财政收入与支出以及盈余或赤字都对外债有影响。
国内关于分析外债规模的文章，按时间顺序主要有:杨大楷利用灰色关联分析得出对外债影响最大的是以下5项因素，其排序情况为：国民生产总值的影响>居民储蓄额的影响>进口额的影响>外债余额的影响>还本付息的影响［4］。魏朗对1985至2002年的政府外债与GDP的关系进行了Granger因果分析及协整分析，得出政府外债与GDP之间存在协整关系，外债是GDP变化的Granger原因
［5］。金雪军采用因子分析法对数据序列进行分析得出外债规模主要取决于经济发展水平和自身还本付息状况［6］。
本文将针对上述理论分析中外债涉及三个渠道所包含的因素指标，利用时间序列中协整以及因果检验实证方法确认影响长期外债与短期外债规模的主要因素。最后根据实证结果给出相应的政策建议，并就本文研究的内容给出后续可研究的一些方向。
3 影响我国外债规模因素的实证分析
图1描述了我国外债规模以及长期外债与短期外债规模的时间序列。从图上可以看出短期外债在2001年突然上升，这种上升趋势一直延续到2007年，2008年有所下降，2009年又有所回升。而长期外债规模从2001年总量上有所下降，而后缓慢增长，这与短期外债的增长区别较大。因此对于外债规模的分析，本文将对短期和长期外债规模单独分析，以区别二者之间的差异以及影响二者的不同因素。
3.1 指标的选取和数据的说明
通过对文章第二部分对外债涉及三个渠道的分析，我们选取影响外债规模的自变量因素包括：投资渠道下总储蓄（s）、外商直接投资(fdi)、国内生产总值(GDP)、国家预算内固定资产投资(gtys)以及利用外资的固定资产投资指标(gtyz)；国际收支渠道下外汇收入(whsr)、外汇储备(whcb)、进出口差额(jcc)和热钱(rq)指标；财政收支渠道下财政收入(czsr)、财政支出(czzc)与财政盈余(czcz)指标。因变量外债则分为短期外债(ys)、长期外债(yl)以及外债余额(y)。由于数据的可得性，数据指标时间段选取1985~2009年跨度。数据来源：我国外债规模、外汇收入、外汇储备、热钱（用国际收支平衡表中净误差与遗漏项目表示）、实际GDP、进出口差额以及财政收入、财政支出和财政盈余来自中经数据库。汇率（人民币兑美元的汇率）来自国家统计局网站，外商直接投资、国家预算内固定资产投资以及利用外资的固定资产投资来自wind数据库。
3.2 序列平稳性检验
本文实证分析使用Eviews 6.0，采用ADF方法来确定变量的平稳性，最优滞后期用SC最小值确定，临界值显著水平取10%。各变量的平稳性检验分析结果如下：外债余额y、长期外债yl、热钱rq、财政盈余czcz以及外商直接投资(fdi)为一阶平稳序列I（1），短期外债ys、实际GDP，总储蓄s、国家预算内固定资产投资gtys、财政支出czzc为二阶平稳序列I(2),外汇储备whcb与财政收入czsr为二阶非平稳序列，但外汇储备的增量Dwhcb以及财政收入的增量Dczsr为二阶平稳序列I(2)。
3.3 各变量与外债规模的协整检验
只有在平稳变量之间或存在协整关系的非平稳变量之间才能进行Granger检验［7］。因此对于短期和长期外债这两个非平稳变量，需要检验各个因素与他们之间是否存在协整关系后，再确定各个因素与外债规模是否存在Granger因果关系。
在3.2中检验出长期外债为I(1)，短期外债为I(2),根据各个因素的平稳阶数以及只有同阶且具有协整关系的变量之间才能进行Granger检验这样的条件，我们选择可能对长期外债有影响的同阶因素有：财政盈余czcz，热钱rq，外商直接投资fdi，对短期外债有影响的同阶的因素有：GDP,储蓄s以及国家预算内固定资产投资gtys，外汇储备增量Dwhcb以及财政收入增量Dczsr。对于热钱对短期外债的影响，可以通过设定短期外债的增量Dys来验证其与热钱之间是否存在长期稳定的关系。
变量之间是否存在协整关系主要通过两种方法检验，一种是基于回归残差的EG（Engle & Granger)两步法协整检验；另一种Johansen和Juselius提出的在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量间Johansen协整检验。这里利用EG两步法检验各解释变量与被解释变量值之间是否存在长期均衡关系。分别建立解释变量与被解释变量之间的回归模型，然后对回归方程的残差进行单位根检验。如果残差单位根检验通过，则表明序列变量之间存在协整关系。残差序列的平稳性检验中不能含有漂移项和时间趋势项。滞后阶数则依据AIC准则进行选择。残差稳定性检验的临界值的显著水平取10%。检验的解释变量与被解释变量组包括：(ys,gtys)、(ys,Dwhcb)、(ys,s)、（ys，Dczsr）、（ys,czzc）、（ys，GDP）、（Dys，rq）、（yl，czcz）、（yl，rq）、（yl，DGDP）、（y，DGDP）、（y，fdi）。
协整验证的结果表明ys与GDP、yl与rq以及y与fdi这三组变量存在非协整关系。其余每组两个变量之间都存在协整关系。下面就上述存在协整关系的变量进行Granger非因果检验。
3.4 格兰杰因果关系检验
通过长短期外债以及外债总量与各个因素之间的协整关系检验，在具有协整关系的基础上进一步进行解释变量与被解释变量之间Granger非因果检验。由于Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，为了获得最佳的滞后阶数，这里仍然以AIC和SC信息准则为标准。检验结果的原假设概率值的显著水平为10%。检验结果显示财政盈余与长期外债互为Granger因果关系。gtys、s、czzc是短期外债的Granger原因。短期外债是外汇储备增量的原因，同时热钱会引起短期外债增量的变化。外债总额是引起GDP增量变化的原因。下面对上述实证结果做细致的分析。
结果可以看出成为影响长期外债的因素为财政盈余czcz，从3.3节中的财政盈余与长期外债规模的协整检验中，可以得到二者之间为负相关关系，即财政盈余越小，则长期外债规模越大。按照前述Barro 和Lucas & Stockey的税收平滑假说的理论，对于财政赤字的弥补，政府可以考虑增发外债弥补赤字［1,2］。赤字较高时，如果经济的增长较快以及还款实力较强，可以增加外债规模。对于中国改革开放的这30多年中，经济一直保持较高增长速度。因此财政赤字的规模会影响长期外债的规模，且二者呈现正相关关系。从实证结果可以看出长期外债也是财政赤字的Granger原因，每年长期外债的还本付息都会影响财政赤字的额度。
影响短期外债的因素有财政支出czzc、国家预算内固定资产投资gtys以及城乡储蓄总额s，且这些因素与短期外债都成正相关关系。财政支出越多，需要的投资缺口也将越多，这将刺激政府对外更多的负债。对于国家预算内固定资产投资，其数额越多，则意味着财政支出越大，则需要外债也相应越多。总储蓄额引起短期外债的同方向变化，可从我国现实情况出发说明。我国90年代开始的国企破产改革，职工下岗分流，住房实行市场化后，各项保障制度不健全的情况下，居民存款的预防性动机增强，导致储蓄不断上升。居民的消费倾向不高，储蓄主要用来高额的教育费用，大额的购房需求，或者医疗支出。在国内资本市场不完善，股市投机性较强，民间投资渠道不畅的情况下，居民收入的投资倾向也较低，导致了我国总储蓄引起的与外债的同向关系。
从3.3节的协整检验中就已经得出热钱rq与长期外债yl之间不存在长期稳定关系，这样就更谈不上存在因果关系。而3.4节中的Granger因果关系检验却可以得出热钱rq可以引起短期外债的增量Dys变化，这也与实际相符合。我国短期外债在 2001年突然增长，占外债总余额的比例从 2001年的35%增长到了 2009年的 60％，远远高于国际公认的40%的警戒线。 短期外债较大规模的增加有很多因素影响，其中最重要的一个因素就是人民币汇率的变化。在人民币中长期升值的背景下，一方面企业更倾向于借用外债。另一方面，外贸企业更希望进口延期付款和出口预收货款，这些都造成短期外债上升。另外短期外债中的一部分是外资以游资的形式流入中国，这也是在人民币不断升值的预期以及中国每年较高的GDP增长速度下，导致了热钱不断涌入中国以期获得较高的回报率。并且，近几年房地产市场的价格迅速高涨，以及股票市场大幅的动荡也都与外资游资有关 。因此热钱的涌入导致了短期外债规模的增加。
而短期外债ys也会反作用于外汇储备的增量Dwhcb、且二者之间的关系是正相关的。由于我国外汇管理的银行结售汇制度，那么短期外债的增加会导致外汇储备的增加（因外汇储备是存量概念，因此这里仅指它的流量概念，即外汇储备增量）。
短期外债与GDP无协整关系，长期外债与GDP增量虽有协整关系，但他们之间却无Granger因果关系。而外债总量与GDP增量之间有协整关系，且检验出外债总量是GDP增量的Granger原因。这从总体上肯定了外债对经济的促进作用。对于外债总额与fdi在3.3节中已经验证二者无协整关系，那么他们之间也不存在Granger因果关系。
4 政策建议和未来研究方向
对于实证结果中财政盈余或赤字是引起长期外债变动的原因这一结论，可以推出一国若想不发生债务危机，应注意保证财政有盈余可以偿付所借的长期外债。在满足经济增长的前提下，适度负债，且保证偿债率不超过警戒线，政府则具有偿付债务的能力。如果过度负债，而政府又连续出现较大的财政赤字，无力偿还债务本息，那么必将危害本国经济。这就要求政府有足够的实力偿还债务，这就进一步要求政府所借债务的投资要有效，以防投资失误，造成过多浪费，造成还款压力。
对于实证得到的结果短期外债则受财政支出、国家预算内固定资产投资、城乡储蓄总额以及热钱的影响。可以根据3.3的协整检验，得出财政支出以及总储蓄对短期外债的影响较小，对其影响最大的是热钱的流动。1997年东南亚金融危机就是外债风险的典型例子，大量短期外债出逃给债务国经济带来巨大损失。随着这几年我国短期外债所占总外债的比例不断上升，已经大大超过了国际警戒线，因此应加强短期外债规模的调控，防止短期外债规模增长较快。同时加强配套措施的管理，有关部门要继续加强和改进外汇管理，采取有效措施控制外债风险，如建立外债风险控制的指标体系和外债预警系统等。同时密切关注境外资金流入，强化对短期资本的监控，高度重视短期投机资金通过贸易、个人外汇和投资等渠道流入流出我国。
实证得出的另一结果是外债总量是GDP增量的Granger原因。我国经济持续的快速发展需要更多的资金投入，包括国外资金。基于此，提高GDP增长与外债投资规模的比率系数，是提高外债资金使用效率的关键所在。因此我们应优化外债的投资结构，加快我国产业结构的升级，合理安排好外债投向，坚持“效益为先、质量第一、以我为主、为我所用”的原则，以外债为平台，来推动技术创新，提高产品的开发能力和国际竞争力，实现我国经济由数量规模型增长向质量效益型增长的根本转变。
基于本文所阐述的内容，后续仍应着重关注热钱与短期外债数量和结构之间的关系，以便保证我国在不发生短期偿付危机的情况下，合理有效地控制好热钱对我国短期外债的不良影响。对于总储蓄与短期外债规模之间存在协整关系的实证结果，本文提出了二者之间存在这种因果关系的一种机理性理论假设。这个假设内容是否与现实相符，还需进一步实证检验。另外对于影响外债规模的因素重要性的排序本文也未作进一步分析。以上这些都有待于以后继续进一步研究。
参 考 文 献：
［1］Barro R J. On the determination of the public debt［J］. The Journal of Political Economy, 1979, 87(5): 940-971.
［2］Lucas R E, Stokey N L. Optimal fiscal and monetary policy in an economy without capital［J］. Journal of Monetary Economics, 1983, 12: 55-93.
［3］姚长辉.外债对经济增长作用的实证分析［J］.金融研究,1994,(3)：10-17.
［4］杨大楷,杨刚.中国外债规模的实证分析［J］.金融教学与研究,1999,(4)：7-10.
［5］魏朗.政府外债与GDP的协整关系研究［J］.南京财经大学学报,2004,( 2):13-16.
短期投资论文篇13
1 关于跨境短期资本流动的动因解释
1.1 朴素的“利益驱动说”
短期资本的跨境流动现象早在重商主义时期就已经出现。在早期的金本位和金汇兑本位货币体系下，汇率波动非常有限，因此学者们对短期资本流动的成因解释，大多放在对利率问题的关注上。例如Bagehot(1880)、Wicksell (1905)和Marshall(1983)均先后分析了利率变动对国际资本流动的影响。但是随着金本位制度的瓦解，在二战爆发前的十余年中，资本主义世界的货币金融陷入混乱之中，各国以邻为壑的货币战和竞争性贬值带来了频繁的、大幅的汇率波动。在两次世界大战的间隔时期，大规模的游资流动成为了国际经济生活中引人注目的事件。针对这一阶段的现实情况，Keynes(1923)最早对资本流动与汇率、利率三者之间的互动关系进行了比较系统性的阐述，Ohlin(1928)也认为，影响短期国际资本流动的因素不仅有银行利息率，汇率也是一个重要因素。
二战结束后，以固定汇率制度为突出特点的布雷顿森林体系得以在世界范围内建立起来。在此背景之下，利率对于国际资本流动的影响作用再次被放到最为突出的位置，继而形成了对资本跨境流动进行解释的“流量理论”，其中以Meade(1951)、Mundell(1960)和Fleming(1962)为代表。他们认为在影响国际资金流动的众多因素中，利率水平高低是最主要的因素，一国一次性提高利率，将带来持续的资金流入，利率水平的调整对于引导资本跨境流动、调节国际收支平衡，具有决定性作用。应该看到，“流量理论”在解释资本跨境流动现象时，仅仅关注了投资活动中收益驱动的情况，而忽视了对现实存在着的相关约束因素的考虑，这无疑是有其片面性的。
1.2 “利益驱动”+“约束因素”二元论
从上世纪50年代开始，由Harry M.Markowitz所倡导的资产组合理论经过多次发展，在60年代后被Branson(1968)用于国际资金流动分析，形成了所谓“存量理论”。Markowitz(1952)和Tobin(1952)系统地研究了投资者在预期收益与风险之间进行权衡、并理性地进行存量资产组合配置的行为，认为之所以形成资本跨境流动，原因在于投资者以降低投资风险、增加投资收益为行动的出发点。Bran- son(1968)在资产组合理论基础上分析国际资本流动，他认为短期资本流动由进出口、利率和汇率决定，而长期资本流动由国内收入、利率和国外利率决定，然后把这些因素引入马克威茨－托宾模型中，得出国外资产F占给定财富W的比率是国内利率i、国外利率i*、风险R和财富存量W的函数，亦即：F／W＝f(i,i*,R,W)。在该模型下，投资者根据收益与风险的权衡来配置国内国外各类资产的比例。所以根据存量理论的解释，主要地是风险以及资产总量等存量因素在决定着国际资金的流动，而风险因素尤其是汇率风险的存在，使得资金流动易于出现不稳定状况，在短期内形成对经济的冲击。
从20世纪80年代后期开始，随着金融自由化和经济全球化浪潮的推进，国际短期资本流动也开始呈现证券化、衍生化和全球化趋势，既有理论对新型跨境资本流动局面解释上的局限性也愈益明显。对此，Kim(1999)提出了一个交易成本模型，主张应该把交易成本也放进资本跨境流动现象的解释因素队列之中，该模型的表达式为：dYt／dI*一r(1－c)+r*(1－c*)，其中，Yt表示国内外投资收益的总和，I*表示国外投资额，而dYt／dI*则表示国外投资的边际收益率，所以正是国内外交易成本C和C*、以及国内外实际利率水平r和r*的不同组合对比状况，决定了国外投资的边际收益率dYt／dI*的大小，进而也决定了资本跨境流动的规模和具体状态。
所以总结而言，“利益驱动”+“约束因素”二元论最大的发展就在于：将风险以及成本约束因素引入到了资本跨境流动问题的研究之中，也就是说，短期资本的跨境流动应该是驱动因素和摩擦制约因素两方面共同作用的后果，这对于前述朴素的“利益驱动说”，无疑是一个重要的补充和完善。
1.3 “制度环境说”
在看到跨境短期资本流动在亚洲金融危机中巨大的破坏性冲击作用之后，Krugman(1998)和Dooley(2000)分别建立了在新兴市场国家引发金融危机的道德风险模型，他们反思认为，正是由于这些国家政府监管部门和资本使用方的道德风险问题，国内机构可以享受政府提供的免费保险，能够非常便利地从国际市场借入资金，从而引发短期资本大规模的涌入。而根据IMF(1998)的研究，上个世纪90年代以来，跨境短期资本大规模地流出和流入新兴市场国家并形成风潮，主要原因在于一些发展中国家资本项目自由化的时机和节奏把握不好、对发展中国家信用评级过高以及90年代中期发达国家名义利率普遍下降等。此外，世界范围内机构投资者规模膨胀迅速、机构投资者中间普遍存在的道德风险以及羊群效应也是重要的推动因素。Ro- drik和Velasco(1999)在分析短期资本在总的资本流动中结构比例问题时，将其与一国国内企业的自和经济市场化程度联系在一起，认为一般而言，国内企业自越大的国家，短期资本流动比例越高，市场化程度越高的国家，短期资本流动的比例也越高。
2 跨境短期资本流动的影响效应
Kaminsky＆Reinhart(1998)对短期资本流动和金融危机之间的联系进行了严肃的讨论，他们提出，尽管过去有很多事实证明金融危机常常发生于宏观经济基础比较薄弱的国家，然而更多的事实却表明，恰恰是那些非宏观经济基本面的随机因素，如短期国际资本流动的随机扰动，是引起金融危机爆发的更一般性原因；Ahluwalia(2000)也认为，从过去20多年的经验看，资本流入的突然消失或者反转常常带来严重的金融危机甚至经济危机。
而Dasgupta和Ratha(2000)研究则发现，短期资本流动对经济的冲击是顺周期的(pro-cyclical)，短期资本流动并非有助于熨平经济周期，而经常是在经济繁荣时使其更加繁荣，制造大量泡沫，在经济崩溃时使其加速崩溃，雪上加霜。所以，那些认为资本项目自由化有助于平滑消费和
投资的观点是很值得商榷的。
3 跨境短期资本流动问题的应对策略
面对跨境短期资本流动的冲击，在如何合理应对以确保流入国货币政策的自主性方面，相关的研究文献非常丰富。针对跨境短期资本逆转性流出，即所谓“热钱”外逃的问题，米德(2001)在1953年就提出有三种对策可供选择：第一，实行外汇管制以阻止资本外逃；第二，使用外汇储备来抑制投机；第三，让货币的价格机制发挥调节作用。在这里，所谓价格机制的调节是指允许资本外流，由此造成的该国汇率下降将会产生贸易盈余，从而抵消资本外流的影响。一旦人们预期该国汇率已过分低估，资本便会流入。
托宾则从增加汇率投机成本的角度，提出应该按照外汇交易的次数，对即期外汇交易征收各国认可的统一税，以减少跨境短期资本流动对国内货币政策独立性的威胁，降低发生投机性冲击的可能性，同时还可以使投资者更加重视长期的投资而不是短期的投机。这就是著名的“托宾税”(托宾，1980；Eichengreen、Tobin and Wypbsz，1995)。然而针对以托宾税为代表的对短期资本流动征税的管制政策的可操作性和有效性，部分学者提出了质疑，如D，Mathieson and L.Rojas－Suares(1993)、P.B.Spahn(1995)，以及P. Gaber and Taylor(1995)，其中代表性的观点是：第一，很难区分金融市场上正常的交易和噪声交易以有效地对后者征税，而且即便征税的话，税率也应该以富有弹性为更佳；第二，仅对即期交易征税而忽略远期、互换、期货、期权等其他形式的外汇交易，无法有效抑制外汇投机；第三，对外汇交易征税可能会使得外汇市场和其他金融市场失去流动性；第四，税收形成的利益分配上很难做到公平合理。另外，以 D.Folkerts-Landau为首的国际货币基金组织研究小组(1996)的结论却认为，如果资本流入是暂时的，则这类对短期资本流动征税的政策是有效的。但是，若资本流入持续的时间较长，或者这类限制性政策实施时间越长，那么这类政策不但无效，而且对国内金融体系也将起越来越大的破坏作用。
在20世纪90年代初期，为应对投机冲击，智利政府对跨境短期资本流动实施了要求其交纳无息储备的管制措施，Quirk and Evans(1995)、Dooley(1996)和Edwards(1998)对此进行了研究。结论认为，这种管制措施只能暂时地使国内资本收益率和国际资本收益率分离，但投资者总会找到新的办法摆脱这种限制，管制最终还是无效的。而McKinnon(1993)则认为，对于资本管制的有效性问题并不能简单地一概否定；只有在宏观经济平衡和审慎的银行监管与调控在内的所有其他因素都是安全的情况下，资本项目管制才能完全放开。
