资本结构论文范文第1篇
【摘要】 文章以1995年至2009年国内房地产行业全部上市公司为研究对象，从行业角度对资本结构与业绩关系进行实证研究。以每年的资产负债率和净资产收益率分别作为资本结构与绩效的衡量指标，形成时间序列数据，进行协整检验后，建立误差修正模型分析它们之间长期和短期的关系。实证研究结果表明：资产负债率和净资产收益率存在长期稳定关系和显著的短期均衡关系，并且短期影响有一定的滞后性。这表明企业实现绩效最优化，不仅需要考虑当年资本结构的影响，而且还要考虑历年的资本结构情况。
【关键词】 资本结构；绩效；协整检验；误差修正模型
一、引言
资本结构理论是现代公司财务学理论的重要领域，也是企业进行融资决策面临的重要实际问题。它的目标是，实现公司价值最大化或者绩效最优化。因此，研究资本结构对绩效的影响，分析是否存在资本结构最优显得非常重要。一个企业的绩效总会受到前一年或者前几年的某些因素的影响，当然也会受到上一年或者前几年的资本结构的影响。从这个角度来看，纵向和横向相结合研究它们之间的关系具有一定的价值。因此，本文采用时间序列数据分析法中的协整关系分析和误差修正模型，研究长期和短期资本结构与绩效之间的关系。
由于每个公司都是追求公司价值最大化或绩效最优化者，因此就某一个行业来说，也如此。以行业整体作为研究对象也更具有普遍性，不会由于个别公司的某些特殊因素影响结果，这将对整个行业都具有普遍的借鉴意义。因此，本文将从行业角度研究资本结构与绩效之间的关系。
二、相关文献回顾
在纷繁复杂的资本结构理论流派中，学者们关于资本结构与绩效的关系研究主要有五大主流观点。第一种观点认为，资本结构与绩效之间存在着负相关关系。鲁靖文、朱淑芳（2008）以我国234家上市公司为研究对象，对上市公司资本结构与公司绩效的关系进行了实证分析，研究发现：上市公司资本结构与公司绩效呈负相关。李嘉隽（2010）对中国11家航天类上市公司的资本结构与绩效进行实证性分析，结果是中国航天类上市公司的资本结构与公司绩效之间的关系也呈现较显著的负相关性。国外学者Jesen，Solberg and Zorn （1992）对管理者和负债的关系进行分析，结果表明企业绩效与负债比率呈负相关关系。第二种观点认为：资本结构与绩效之间存在着正相关关系。宋力、张兵兵（2010）对持续经营的辽宁省国有控股公司进行分析，得出企业的绩效与资本结构呈正相关关系。王娟、杨凤林（1998）以沪市461家上市公司为研究对象，对其资本结构状况进行实证研究，研究表明资本结构与绩效呈正相关。为研究资本结构和公司绩效的关系，龙莹、张佳林（2003）以我国电力行业的上市公司为研究对象，对其进行了实证研究，结果也表明了两者呈正相关关系。国外学者Masulis（1983）分析了资本结构与企业绩效的关系，得出了企业绩效与其负债水平呈正相关关系的结论。第三种观点认为：资本结构与绩效之间互不影响。杜利文、姜勇（2009）选取深沪上市公司为研究对象，结果表明资本结构与公司绩效之间存在着不显著的负相关关系。程大友（2004）也做了相关的研究，结果表明资本结构与公司绩效间关系不显著，提高或降低资产负债率对公司的绩效影响不大。第四种观点认为：资本结构与绩效之间呈现二次线性相关。鲁靖文、朱淑芳（2008）以我国上市公司为研究对象，选择234家上市公司从2003年到2006年数据，对上市公司资本结构与绩效的关系进行了实证分析，结果发现上市公司资本结构与公司绩效除了呈负相关，还存在二次线性相关。第五种观点认为：资本结构和绩效二者间的关系表现在图形上呈倒“U”型。即达到临界点以前二者是正相关关系，过了临界点二者是负相关关系。龙莹、张世银（2009）以安徽省39家上市公司为样本，建立面板数据模型来研究资本结构和公司绩效间的关系，结果得出了资本结构和绩效二者间的关系表现在图形上呈倒“U”型。朱海艳（2010）以2008年山东省A股公司作为样本对二者关系进行实证分析，结果发现，山东省上市公司的资本结构和公司绩效呈倒“U”关系。
综上所述，关于资本结构与绩效之间的研究，国内外的结论众说纷纭。它们之间的关系也没有统一的定论。由于社会环境和时间的影响，在不同时期、不同背景和不同地域下，选择不同的研究方法和指标，对绩效和资本结构之间的关系研究会存在较大的差异。但上述文献，多数是通过截面数据进行研究的，以某个年度的数据进行研究，即是从横向的角度出发，探讨资本结构与绩效之间的关系，这主要是体现静态方面的关系。这种统计方法使结论时效性受影响，目前还很少学者从纵向来研究资本结构与绩效之间的关系，也即是它们之间的长期关系，把过去时期的变量本身的影响也考虑进来。一般来说，当期的资本结构会受到前一期资本结构的影响，或者是绩效也受到前一期资本结构的影响。与此同时，资本结构与绩效的因果关系不一定同时发生，在这个过程中，可能有时间的滞后。因此，研究绩效和资本结构之间的长期关系就显得尤为重要。
三、研究设计
（一）指标选择
资本结构指的是企业资金来源中债务资本与股权资本的比例关系，考虑到由于股权资本市场价值的波动性，以市值计算的资本结构指标不稳定，所以本文选用在实证研究中通常采用的账面资产负债率（D/A）作为自变量。反映绩效的指标有营业利润率、净资产收益率、总资产收益率、每股收益等，但是这些指标在一定程度上有等效作用。要是把这些指标都选用，可能会导致指标作用的重复性，将会导致变量的自相关，影响实证结果。因此，本文选取体现公司股权价值的净资产收益率（ROE）作为因变量，因为它可以反映企业自有资金的投资收益水平。一般认为，净资产收益率越高，企业自有资本获取收益的能力就越强，运营效益也就越好，对企业投资人、债权人的保证程度越高。同时它也是一个适应范围广、通用性强、不受行业限制、在国际企业综合评价中使用率非常高的指标。
（二）样本数据以及处理过程
基于国内以往的实证研究在数据处理时，删除了赢利为负数的企业或者是账面资产为负数的企业，一般将ST和PT公司进行了删除。这样处理，就使资本结构的实证研究结果发生了生存偏差，使得企业资本结构整体偏低。考虑到行业因素带来的影响，本文采用了1995年到2009年中国房地产业全部上市公司的相应数据，使用EViews6.0软件进行相应处理。
由于本文研究的是行业绩效和资本结构之间的长期关系，因此需要算出每年的相应指标的数据。这里的资产负债率和净资产收益率是房地产业的每年资产负债率和净资产收益率。由于不同公司的资产负债率及净资产收益率在行业的权重不一样，简单地将所有公司的资产负债率及净资产收益率加总之后平均得到的行业资产负债率及净资产收益率会有所偏差，因此本文用以下方法计算：
行业资产负债率（DA）=该行业负债总额/该行业资产总额
行业净资产收益率（ROE）=该行业净利润总额/该行业平均净资产总额
其中，每年行业资产负债率记为DA，每年行业净资产收益率记为ROE，算出来的两个指标的数据如表1。
该行业净资产收益率的时间序列图如图1所示。
四、实证分析
（一）平稳性检验及其协整关系检验
从图1可以看出，净资产收益率的时间序列数据非平稳，因此不能对其贸然进行 OLS回归，否则会导致伪回归。因此需要进行平稳性检验。本文采用扩展的迪克—福勒检验（ADF，Augmented Dickey-Fuller Test）。
运用软件EViews6.0进行分析，得到各序列检验结果如表2所示。
首先对变量序列进行平稳性检验，ADF检验结果表明，ROE和DA序列都不是平稳序列，而它们的一阶差分均是平稳的序列，说明它们是一阶单整序列。因此根据协整理论，ROE和DA的阶数相同，可以进行协整分析。使用AIC，SC信息准则作为选择最优滞后阶数的检验标准，结果表明，滞后阶数为1的模型各方程拟合优度很好，模型的滞后期是一阶差分变量的滞后期，因此，协整检验的滞后期确定为1。
从检验结果可以得到， ROE和DA的协整关系如表3和（1）式所示。
ROEt=-0.131775+0.372518DAt （1）
t=（-1.552423）（2.476279）
R2=0.320509 DW=0.752078 F=6.131958
其中，从相应的检验数据也看出，在显著性为5%的条件下，模型拟合度较高，通过了相应的检验。为检验两变量ROE和DA是否协整，根据Engle和Granger在1987年提出的EG检验：如果两变量是平稳的，直接可以采用标准回归技术处理；如果两变量是非平稳的，求出两变量的单整的阶，若单整的阶相同，则可进入协整检验。由于以上的ADF检验已经证明ROE和DA的一阶差分序列是平稳的，同时它们是一阶单整，因此可以进行协整检验。这里主要是对该式计算的残差序列et进行迪克—福勒检验（DF，Dickey-Fuller Test）即DF检验，得到的结果如表4所示。
DF值是-1.971230，小于5%的显著水平下的DF值-1.968430，在该显著水平下拒绝存在单位根的假设，表明参差项是平稳的。因此，房地产业的净资产收益率和资产负债率存在一阶协整关系，说明了两变量之间存在长期稳定的均衡关系。同时由（1）式可以得出，长期内，房地产业资本结构对绩效有显著影响。
（二）误差修正模型分析
以上分析表明房地产业资本结构与绩效之间存在长期均衡关系，为了反映变量之间的短期动态关系，误差修正模型（Error Correction Model）是一种具有特殊形式的计量经济模型，成为协整分析的一个延伸。若变量之间存在协整关系，即表明这些变量之间存在长期稳定的关系，而这种稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持的。如果由于某种原因短期出现了偏离均衡的现象，必然会通过对误差的修正使变量重返均衡状态，误差修正模型将短期的波动和长期均衡结合在一个模型中。ECM整合了短期动态和长期均衡，并且没有损失长期信息，也可以避免非平稳时间序列数据导致的问题，特别适用于小样本数据模型，避免因样本数少而出现估计的回归系数有偏的缺陷。
其中，误差修正模型为：
Δyt=α1 Δxt-λ·ECMt-1+ut （2）
其中，ECMt-1=yt-1-b0-b1xt-1
λ是修正参数，α1是短期参数，b1是长期参数。
由于其残差序列et是平稳序列，以它作为误差修正项，经过多次试算（去掉不合理模型），得到如下误差修正模型：
ΔROEt=0.123427△DAt+1.064244△DAt-1-0.344535△ROEt-1
-0.680078et-1（3）
t=（0.304974）（3.806865） （-1.913597） （2.986009）
R2=0.745342 DW=1.249817 SE=0.017927
该模型拟合度较高，方程通过了F检验，△DAt-1，△ROEt-1，et-1通过了t检验，其变量的符号与长期均衡关系的符号一致，误差修正系数为负，符合反向修正机制。然而在该模型中，当年的资产负债率对净资产收益率的作用并不明显，可见，行业绩效还受到其他因素的影响，比如规模、成长能力等其他变量的影响。但总体上来说，方程的显著效果良好。由短期动态关系分析结果来看，房地产业的资产负债率的短期变动对净资产收益率存在正向影响，也就是房地产业资本结构对其绩效有正面的影响。从（1）式和（3）式来看，当年的平均资产负债率对净资产收益率的短期影响系数为0.123427，长期影响为0.372518，而上一年的资产负债率对本年的净资产收益率影响系数为1.064244。同时，上一年的净资产收益率对本年的绩效也存在着影响，影响系数为-0.344535，是负效应。
从（3）式进一步分析，资产负债率与净资产收益率的长期均衡效应对短期动态的修正幅度为68.0078%，如果上一年的净资产收益率长期均衡误差et-1为负，则通过资产负债率的变动带动本年的净资产收益率往高的方向变动，也就是提高了绩效；反之如果净资产收益率过快增长则可通过资产负债率使净资产收益率增长变慢，即资产负债率对净资产收益率的变化起到调控作用。
五、结论
本文以1995年至2009年房地产行业为研究对象，通过研究行业资本结构与绩效的长期关系，以行业资产负债率和净资产收益率为衡量指标并形成时间序列数据，进行协整关系探讨，并在此基础上建立误差修正模型，从纵向和横向分析行业资本结构与绩效的关系，得出以下结论：
1.在长期内，行业资产负债率和净资产收益率也就是资本结构与绩效之间存在着长期均衡关系，资产负债率增加会促进净资产收益率增加。这将会使行业绩效提升，也即资本获利能力增强。这是由于资产负债率增加意味着企业利用债权人提供资金进行经营活动的能力提高了，这为利润总额的上升提供了良好的平台，因此会促使公司的获利能力增强。
2.短期动态分析结果表明，资产负债率与净资产收益率短期均衡关系显著。从误差修正模型可以得出，资产负债率与净资产收益率的关系存在着一个由短期向长期均衡调整的机制。当年的平均资产负债率对净资产收益率有短期影响，但方程的参数显著性不高，说明方程的拟合效果不是很好。可见，当年的净资产收益率除受资产负债率影响之外，还受模型以外其他变量的影响以及公司治理结构、资本市场等方面的影响。然而，上一年的资产负债率对本年的净资产收益率有显著影响，而且是正效应。说明资本结构对绩效存在一定的滞后性的效应。因为上一年的资产负债率越高，意味着留到下一年的债权性资金越多，企业进行经营性活动的能力也就越强，将会导致本年绩效提升。
本文的研究方法与结果对资本结构理论研究具有一定的意义，同时对企业在实践工作中如何决定资本结构有一定的借鉴价值。本文证实了资本结构与绩效具有短期与长期均衡的正相关关系，并且资本结构对绩效有滞后性的影响。因此，一个企业要提升获利能力，实现公司价值最大化，不仅需要考虑当年资本结构的影响，而且还需要考虑历年的资本结构情况。
【参考文献】
［1］ 鲁靖文，朱淑芳.上市公司资本结构与公司绩效的实证研究［J］.财会通讯，2008（11）.
［2］ 宋力，张兵兵.国有控股公司资本结构与公司绩效研究［J］.财会通讯，2010（3）.
［3］ 李嘉隽.中国航天类上市公司的资本结构与公司绩效实证研究［J］.工业技术经济，2010（3）.
［4］ 孙敬水.中级计量经济学［M］.上海财经大学出版社，2009.
［5］ 张荔.人民币实际汇率波动与货币替代的实证研究［J］.金融研究，2010（2）.
［6］ 杜利文，姜勇.上市公司资本结构与公司绩效关联性实证研究［J］.财会通讯，2009（9）.
资本结构论文范文第2篇
【摘要】 本文用实证的研究方法剖析了新疆上市公司融资行为的现状，通过数据的比较，分析了新疆上市公司融资行为偏好的原因，并提出了优化新疆上市公司融资结构的措施。
【关键词】 新疆上市公司；融资行为；措施
一、新疆上市公司融资行为的现状
（一）资料准备
采用描述性统计方法，来分析新疆上市公司资金来源的总体情况和融资方式的选择。
1. 样本选择及数据资料来源：2001-2006年在上海、深圳证券交易所上市的新疆公司，为了保证结论的科学性，剔除了ST公司的数据。融资方式的具体构成见下表：
其中：新疆上市公司债权融资主要源于银行贷款，而债券融资所占比例很少，因此我们将债权融资忽略，将银行贷款视为债权融资。
2. 分析程序：统计出各年各融资方式融资总额，通过计算各融资方式所占资金来源总额的比率来分析样本上市公司融资方式趋势和融资顺序。
（二）新疆上市公司总体融资行为的实证分析
新疆上市公司的融资行为具有以下几大特征：
1．强外源融资，弱内源融资
新疆上市公司的内部融资比率一直在10％以下，保持在一个相当低的水平。新疆上市公司表现出强外源融资，弱内源融资的特征，这与梅耶斯和马伊卢夫（Myers & Majluf）的优序融资理论（Pecking Order Theory）不一致，梅耶斯和马伊卢夫认为企业融资的顺序应该先是内部融资，然后才是外源融资。（资料来源：根据新疆上市公司年报整理）
见表1：新疆上市公司融资结构。
2．股权融资高于债权融资
从表1可以看到2001年至2006年，新疆上市公司股权融资的比例一直维持在较高的水平，每年的股权融资的比重一直保持在50％以上；而新疆上市公司债权融资的比重始终保持在30％－40％之间。股权融资长期高于债权融资，表现出强烈的股权融资偏好。
3．债务融资比例不合理（资料来源：根据新疆上市公司年报整理）
见表2：新疆上市公司短期负债占总负债的比率（％）。
公司的债务融资包括长期负债和短期负债，从长远考虑公司多会采用长期负债。从表2可以看出，新疆上市公司的短期负债率很高，从2001年至2006年，短期负债率一直保持在70％以上（2002年除外），这样的负债结构会对上市公司造成极大的流动性压力，不利于企业正常的经营。
综上所述，新疆上市公司融资行为特征，不仅与发达国家的融资实践不同，而且也不符合梅耶斯和马伊卢夫（Myers & Majluf）的优序融资理论。
二、新疆上市公司融资行为偏好的原因
（一）股权结构不合理使公司大股东偏好股权融资
由于历史原因，目前，新疆上市公司的股票分为流通股与非流通股两部分，其中非流通股不能在市场上自由转让，由此形成了“同股不同价，同股不同权、同股不同利”的市场制度与结构，表现出股权分置的特征。（资料来源：根据新疆上市公司报表整理）
从表3可以看出，截止2004年12月31日，新疆上市公司流通股占总股本的比重为38.88％，而非流通股则占到了61.12%，非流通股中国家股和国有法人股的比重接近50％。
（二）资本市场存在缺陷使债券融资停滞不前
相对于股票市场的蓬勃发展，我国企业债券市场的发展还不发达，依然存在着规模偏小、品种单一、利率不灵活等情况，这也使企业融资渠道狭窄，影响上市公司融资的选择，进一步影响了债权融资的公司治理效果。由于种种原因，新疆上市公司鲜有发行企业债券，“股热债冷”的现象非常突出。造成这种现状主要有两方面的原因：一是债券发行条件和程序的繁琐以及政府干预使上市公司缺乏发行债券的动力；二是由于我国企业债券的安全性差、收益性低以及流动性较弱等原因，投资者对企业债券的市场评价价值较低，对债券投资的需求较弱，纷纷避而远之。
（三）公司治理结构不完善使管理层逆向选择
上市公司的股东对优化上市公司融资行为至关重要，但新疆的实际情况却不尽如人意。由于上市公司所有者缺位的原因，在上市公司股权结构中占主导地位的国有股东并不真正关心企业价值最大化，明显缺乏监督公司的激励机制；同时缺乏股东对公司的监控，导致对上市公司经理人员的约束机制很不健全，使“内部人控制”成为上市公司权力分配的突出特征。
三、优化新疆上市公司融资结构的措施
（一）建立和完善经理人员的选聘和内部激励机制
目前，新疆许多上市公司仍然采用经理人员行政任命制，但为了公司的长远发展，应该逐步摆脱传统的行政任命制，积极培育经理人员市场。现阶段，新疆上市公司经理人员的薪酬以现金激励为主，整体薪酬不高，在短期内无法实现经理人员现金收入的大幅度提高。为了更好的反映经理人员的贡献，调动他们工作的积极性，必须尽快建立动态、长期的激励机制。一方面适当降低现金报酬中固定收入的数额，相应的引入风险收入，与企业当期经营业绩挂钩，增加经理人员的紧迫感和危机感；另一方面积极推行经理人员持股的激励机制，激励他们更好的努力工作，使企业得到长足发展。
（二）完善上市公司的退市和破产制度
发挥证券市场优化配置资源的关键是要充分发挥优胜劣汰的市场机制。上市公司不仅要有进，更要有退，通过不断的吐故纳新来优化上市公司的结构，从而发挥其资源配置的作用，同时发挥市场对企业经营者外部约束的作用，使其改善经营管理，减少代理成本。
（三）加强企业债券市场的发展
为了大力发展企业债券市场，国家应通过改革企业债券发行的审核方式、放松行政管制、逐步实现债券定价市场化等措施，有步骤地推进企业债券发行和流通市场的发展，为充分利用发行企业债券方式来筹集资金提供有利条件，从而提高企业利用企业债券融资的积极性。
（四）必须从观念上重视内源融资
内源融资的资金来源于企业内部，既不需要支付利息或者股息，又不会减少企业的现金流量，其成本远低于外源融资，因此，它应是企业首选的一种融资方式。由于新疆上市公司内源融资比例不到10％，自我生存和发展的能力很低。为了改变这种不合理的状况，新疆上市公司管理层必须要从根本上改变融资理念，充分认识内源融资的重要性，只有充分利用内源融资才能增强新疆上市公司的活力，拓展企业发展的空间。
（五）增强企业的经济效益是内源融资的资金保证
企业内源融资的源泉是企业不断创造利润。目前新疆上市公司虽然陷入一定的困境，但是，新疆上市公司面临良好的发展机遇，只要充分利用国家西部大开发的优惠政策、依托新疆的资源优势、凭借新疆上市公司良好的质地，抢抓机遇，加速发展，努力提高企业经营效益，变“被动输血”为“主动造血”，从而为内源融资提供资金上的保证。●
【参考文献】
[1] 卢福财. 企业融资效率分析. 北京:经济管理出版社，2001.
[2] 万解秋. 企业融资结构研究. 复旦大学出版社，2001，（8）.
[3] 吴晓求. 中国上市公司：资本结构与公司治理. 中国人民大学出版社，2003.
资本结构论文范文第3篇
摘要：中国人力资本、物质资本供给的联合内生结构表现为，人力资本积累对物质资本积累有正的外部性，但物质资本积累当期对人力资本积累的外部性为负，这制约了人力资本积累增长。在此基础上对产出增长过程的分析表明，物质资本积累对中国经济增长的推动作用远大于人力资本，而中国物质资本积累过度扩张引致的人力资本、物质资本积累非均衡是导致这一结果的根本原因。因此，优化物质资本、人力资本积累结构是今后实现中国经济持续、稳定增长的重要途径。
关键词：人力资本；物质资本；经济增长
资本结构论文范文第4篇
摘要：2013年下半年以来，国内创新资本工具不断涌现，最具代表性的当属可续期债券、永续中票和优先股。本文在介绍了三种创新资本工具基本概念与特点的基础上，探讨了三者的财税处理问题及适用的发行人，最后就市场对三种创新资本工具的投资需求进行了详细分析。
关键词：创新资本工具 权益工具 债务工具 可续期债券 永续中票 优先股
随着中国金融市场的不断开放与成熟，金融创新日趋深化，国内创新资本工具不断涌现。2013年10月，武汉地铁集团成功发行了“13武汉地铁可续期债”，标志着酝酿已久的中国版永续债正式诞生；12月，国电电力在银行间交易商协会成功注册并发行了永续中票。与此同时，2013年11月，国务院出台了《关于开展优先股试点的指导意见》（国发〔2013〕46号），以期进一步丰富企业融资工具和拓宽融资渠道。今年4月以来，广汇能源、浦发银行等上市公司先后公布了优先股发行预案。
本文拟对上述三种最典型的创新资本工具——可续期债券、永续中票与优先股的特点、财税处理及适用的发行人等问题进行介绍和探讨，并就市场对三种创新资本工具的投资需求进行详细分析。
概念与特点
（一）可续期债券与永续中票
可续期债券，是指在传统企业债券基础上嵌入续期选择权，并设定若干年为一个周期，发行人可无条件选择在某一周期末将债券续期的债券。理论上，发行人可无限续期以使该债券永久存续，这与国外的永续债券类似。
永续中票，是指无明确到期期限，并在某一年或几年末赋予发行人赎回选择权，若发行人不行使赎回权，将永久存续的中期票据。
可续期债券及永续中票都可以看作是中国版的永续债，主要有三个特点：一是无固定到期期限，即在发行人赎回之前，债券将持续存在；二是可续期债券可以补充项目资本金；三是通过特定条款设计，可续期债券、永续中票可以分类为权益工具或金融负债。
（二）优先股
优先股，是指依照公司法，在一般规定的普通种类股份之外，另行规定的其他种类股份。其股份持有人优先于普通股股东分配公司利润和剩余财产，但参与公司决策管理等权利受到限制。
优先股具有三个特点：一是优先分配利润，即优先股股东先于普通股股东获得股息；二是优先清偿财产，即优先股股东的清偿顺序先于普通股股东，而次于债权人；三是权利受到限制，即优先股股东一般没有公司经营管理决策权，而仅在个别情况下享有投票表决权。
会计处理与税务处理问题
（一）会计处理
根据《金融负债与权益工具的区分及相关会计处理规定》和《企业会计准则第22号——金融工具确认与计量》，创新资本工具会计处理的核心问题是，发起人将其初始确认为金融负债还是权益工具，同时投资者的会计处理通常应与发行人的权益或负债属性分类保持一致。
1.发行人对创新资本工具的会计处理
创新资本工具的会计分类，核心是判断其发行条款中的一些约定是否使发行人承担交付现金、其他金融资产或在潜在不利条件下交换金融资产或金融负债的义务，若有该义务，则金融工具分类为负债，否则分类为权益。
（1）权益类创新资本工具的会计处理
如果发行人不承担支付义务，则应将其分类为权益工具。在账务处理时，根据实际收到的金额借记“银行存款”、“存放中央银行款项”等科目，贷记“其他权益工具——永续债、优先股”科目。同时，在存续期间分派的股利或支付的利息，作为利润分配处理。
（2）债务类创新资本工具的会计处理
如果发行人承担支付义务，则应将其分类为债务工具。在账务处理时，按其面值贷记“应付债券——永续债、优先股（面值）”，面值与实际收到价款的差额计入“应付债券——优先股、永续债（利息调整）”。在存续期间，按照摊余成本对债务工具进行后续计量；对于当期支付的利息或分派的股利，作为借款费用处理，即资本化的部分计入相关资产成本，费用化的部分计入当期损益。
根据《优先股试点管理办法》，对于公开发行的优先股，要求强制分红，按照相关规定应将其分类为金融负债。同时，对于具有强制付息条款的可续期债券和永续中票，发行人承担了支付现金的义务，也应当分类为金融负债。
2.投资者对创新资本工具的会计处理
投资者在考虑持有的创新资本工具是权益工具还是债务工具时，通常应与发行人的权益或负债属性分类保持一致。
具体来说，对于发行人分类为权益工具的可续期债券、永续中票或优先股，投资者应将其作为权益工具投资进行会计处理，按照《企业会计准则第22号—金融工具确认与计量》的规定，划分为交易性金融资产或可供出售金融资产，按公允价值进行后续计量。若发行人将可续期债券、永续中票或优先股作为债务工具，则投资者应将其作为债务工具投资进行会计处理，划分为交易性金融资产或可供出售金融资产（由于期限不确定，一般不划为持有到期金融资产），以公允价值或摊余成本进行后续计量。
（二）税务处理
现阶段，有关部门还未针对创新资本工具的税务处理问题出台具体的规定。2013年7月国家税务总局公布的《关于企业混合性投资业务企业所得税处理问题的公告》，对混合工具的企业所得税问题进行了规定。该公告规定，符合一定条件（如固定利息、有明确的投资期限或特定的投资条件、不具有选举与被选举权等）的混合金融工具，发行人支付的利息，应该在应付利息日确认利息支出，并按所得税法的相关规定进行税前扣除。
根据上述规定，在具体的实务操作中，可续期债券、永续中票可将应付的利息金额作为利息支出，进行税前扣除。目前，优先股的税务处理办法尚未明确。
适用的发行人
（一）可续期债券、永续中票适用的发行人
正如前文所述，与普通企业债券相比较，可续期债券、永续中票的特点包括无固定到期期限、可用于项目资本金及通过特定条款设计可以分类为权益工具等。
鉴于可续期债券、永续中票的基本特点，其符合三类发行人的需求：一是处于重大基础设施建设领域的发行人。投资规模大、运营周期长、资金回流慢是重大基础设施建设企业（如地铁、城市轨道交通建设企业）的主要特征，而可续期债券、永续中票的无固定到期期限正好符合该行业的经营特征。二是项目资本金不到位或到位不足的企业。根据国家发展改革委对武汉地铁可续期债券的批复，可续期债券募集资金可以用于项目资本金，所以一些资本金不到位或者到位不足的重大基础设施项目，可以通过发行可续期债券来补充资本金。三是资产负债率较高的企业。通过特定条款设计，发行人可以将可续期债券、永续中票分类为权益工具，所以拥有降低资产负债率需求的企业（如某些国有企业有通过资产负债率考核标准的需求）也是潜在需求主体。
（二）优先股适用的发行人
企业发行优先股，旨在改善财务结构和拓宽融资渠道；同时，优先股的特点和政策特征，又在很大程度上影响着企业对优先股的发行需求。根据《优先股试点管理办法》，上市公司公开发行优先股的，除商业银行补充资金之外，要求固定股息率、强制分红、股息可积累且不能转换为普通股；而对于非公开发行优先股，《优先股试点管理办法》仅强调优先股不能转为普通股，除此之外没有其他具体规定。
根据优先股的发行规定，并结合财政部对优先股会计处理的规定，只有商业银行用于补充资本金而发行的优先股，可以不强制分红和股息不累积，并分类为权益工具，而其他公司公开发行的优先股，应当分类为金融负债。鉴于此，四类企业更适合发行优先股：一是商业银行。商业银行尤其是资本充足率较低的商业银行，出于满足资本监管要求的需要，对发行优先股具有较大的需求。二是现金流充裕但资产负债率较高的企业。如电力热力、土木建筑、石油石化等企业具有良好现金流，但资产负债率较高，其可以非公开发行固定股息率的优先股，在吸纳更多资本的同时，能够降低企业的资产负债率。三是资金不充裕且具有并购重组需求的企业。其可以根据并购双方的需求灵活设计，解决企业并购重组的实际困难，支持企业兼并重组活动。四是发债额度用满的企业。其可以通过发行优先股进行融资。
投资需求分析
目前，债券市场上的投资者主要为商业银行、保险公司、证券公司、基金公司及财务公司等金融机构。鉴于各监管部门的监管要求不同，各类投资机构对创新资本工具的投资需求也存在一定差异。
（一）商业银行对创新资本工具的投资需求
《商业银行资本管理办法（试行）》（银监会令2012年第1号）规定，商业银行对一般企业债权的风险权重为100%，而对工商企业股权投资的风险权重为400%～1250%（见表1）。由此可见，现行资本监管办法对商业银行投资权益资产有较大限制，而对投资债权资产的限制相对较小。因此，对于分类为金融负债的创新资本工具，商业银行出于风险权重的考虑，或将具有更大的投资需求。
表1 商业银行资产风险权重表
投资资产 风险权重
1.对一般企业的债权 100%
2.对符合标准的微型和小型企业的债权 75%
3.股权
3.1 被动持有的对工商企业的股权投资 400%
3.2 因政策性原因并经国务院特别批准的对工商企业的股权投资 400%
3.3 对工商企业的其他股权投资 1250%
但同时笔者认为，投资者购买优先股与普通股所承担的风险有较大区别，建议监管部门制定更为明确、细致的风险权重标准，以区分评价投资者对于普通股和优先股的投资行为。
（二）保险公司对创新资本工具的投资需求
保险公司对创新资本工具的投资需求，主要取决于保监会对保险资金运用比例、保险偿付能力指标的限制。
1.保险资金运用比例的限制
根据《关于加强和改进保险资金运用比例监管的通知》，保险资金投资于权益类资产的账面余额，合计不高于本公司上季末总资产的30%，且重大股权投资的账面余额，不高于本公司上季末净资产；投资于固定收益类资产的账面余额，不受投资比例的限制。同时，投资单一固定收益类资产、权益类资产的账面余额，均不得高于本公司上季末总资产的5%。因此，从资金运营比例限制的角度看，保险公司投资分类为债务工具的创新资本工具受到的限制相对较小。
2.保险偿付能力充足率的限制
保险公司投资不同会计属性的资产，会对其偿付能力充足率产生不同的影响。根据《保险公司偿付能力管理规定》（保监会令〔2008〕1号），保险公司偿付能力充足率即资本充足率，是指实际资本与最低资本的比率，其中实际资本为认可资产与认可负债的差额，最低资本根据保监会《关于实施<保险公司偿付能力管理规定>有关事项的通知》来确定。公式如下：
其中：
《保险公司偿付能力报告编报规则第2号：投资资产》及《保险公司偿付能力报告编报规则第6号：认可负债》对保险公司投资资产及负债的认可标准进行了规定，具体见表2。
表2 保险公司投资资产及负债的认可标准
项目 分类 认可标准
认可资产 金融债券 政策性银行、国有独资商业银行和资本充足率不低于8%的非国有独资商业银行金融债 100%
资本充足率低于8%的非国有独资商业银行金融债 90%
AA级以上（含AA级）非银行金融机构发行的金融债券 100%
AA级以下非银行金融机构发行的金融债券 90%
企业债券（含可转债） AA级以上（含AA级）企业发行的企业债券 100%
AA级以下企业发行的企业债券 90%
资产证券化产品 AAA级的资产证券化产品 100%
AAA级以下的资产证券化产品 90%
权益投资 未被证券交易所实施特别处理的上市股票 95%
证券投资基金
其他权益工具 0%（另有规定的除外）
认可负债 一般负债 100%
对外担保/保证形成的或有负债 50%
次级债 剩余年限在1年以内的 80%
剩余年限在1年以上（含1年）2年以内的 60%
剩余年限在2年以上（含2年）3年以内的 40%
剩余年限在3年以上（含3年）4年以内的 20%
剩余年限在4年以上（含4年）的 0%
根据表2，保险公司投资创新资本工具时，其会计分类直接影响着保险公司认可资产的计算，从而影响偿付能力充足率，即保险公司投资分类为债务工具的创新资本工具，对其偿付能力充足率的影响较小；而投资于分类为权益工具的创新资本工具，可能会减少认可资产，从而降低偿付能力充足率。
根据保监会《保险资金投资股权暂行办法》、《关于保险资金投资股权和不动产有关问题的通知》及《保险资金投资债券暂行办法》的有关规定，保险公司的偿付能力充足率对其投资行为有较大影响。具体来说，如果保险公司上一会计年度末或投资时上季度末的偿付能力充足率低于150%，则不得投资股权；如果保险公司上季度末偿付能力充足率低于120%，则不得投资无担保非金融企业（公司）债券，已经持有上述债券的，不得继续增持并适时减持；如果保险公司上季度末偿付能力处于120%和150%之间，应当及时调整投资策略，严格控制投资无担保非金融企业（公司）债券的品种和比例。
（三）证券公司对创新资本工具的投资需求
证券公司投资创新资本工具，受到证监会《关于调整证券公司净资本计算标准的规定（2012年修订）》的约束。
根据表3，在计算净资本时，证券公司投资企业债券扣减的比例明显小于投资股权时应扣减的比例。基于此，与投资权益工具相比较，证券公司投资债务工具受净资本的约束更小。但是，划分为权益工具的创新资本工具并不属于股票的范畴，现行的证券公司净资本计算办法没有就其扣减比例进行明确规定。
表3 证券公司计算净资本扣减比例
项目 扣减比例
1.股票
1.1 上海180指数、深圳100指数、沪深300指数成分股 10%
1.2 一般上市股票 15%
1.3 未上市流通的股票 20%
1.4 限制流通的股票 20%
1.5 持有一种股票的市值与该股票市值的比例超过5%的 40%
1.6 ST股票 50%
1.7 *ST股票 60%
1.8 已退市且在代办股份转让系统挂牌的股票 80%
1.9 已退市且未在代办股份转让系统挂牌的股票 100%
2.企业债券（包括公司债券）
2.1 有担保 5%
2.2 没有担保 10%
（四）基金公司对创新资本工具的投资需求
与商业银行、保险公司相比较，监管部门对基金公司投资行为的限制相对较少。根据证监会《证券投资基金运作管理办法（2012年修订）》，60%以上的基金资产投资于股票的，为股票基金；80%以上的基金资产投资于债券的，为债券基金；仅投资于货币市场工具的，为货币市场基金。因此，股票基金倾向于分类为权益工具的创新资本工具，而债券基金倾向于分类为债务工具的创新资本工具。
（五）社保基金对创新资本工具的投资需求
社保基金是证券市场的重要投资者。根据全国社会保障基金投资管理暂行办法》（财政部、劳动和社会保障部第12号，以下简称《暂行办法》），理事会直接运作的社保基金投资范围限于银行存款、在一级市场购买国债，其他投资需委托社保基金投资管理人管理和运作并委托社保基金托管人托管。
对于投资管理人管理的社保基金，《暂行办法》对其投资行为进行了限定（见表4）。表4显示，《暂行办法》对社保基金投资企业债限定了较小的比重，而对投资股票限定的比重较大。基于此，社保基金或许对流动性更好、收益率也相对稳定、股性更强的优先股具有更大的投资动力，而对可续期债券、永续中票的投资需求相对较小。
表4 社保基金投资资产及投资比重
投资资产 投资比重
1.银行存款和国债 ≥50%
1.1银行存款 ≥10%
2.企业债、金融债 ≤10%
3.证券投资基金、股票 ≤40%
4.单个投资管理人管理的社保基金资产投资于一家企业所发行的证券或单只证券投资基金，不得超过该企业所发行证券或该基金份额的5%；按成本计算，不得超过其管理的社保基金资产总值的10%
商业银行、保险公司、证券公司及基金公司在投资创新资本工具时，其投资需求在很大程度上取决于该工具的会计分类属性。其中，商业银行受到的限制最大，出于资本管理的考虑，应更倾向于投资分类为债务工具的创新资本工具；保险公司、证券公司投资分类为权益工具的创新资本工具时受到一定的资本约束，但影响不大；基金公司及社保资金受到的约束最小。
综上，可续期债券、永续中票与优先股等创新资本工具的出现，不仅丰富了国内资本市场的融资品种，可以更好地满足发行人的融资需求，支持实体经济发展，而且还为市场投资者提供了新的投资标的。随着创新产品监管政策的逐步完善、市场配套措施的不断落实，可续期债券、永续中票与优先股等创新资本工具一定会在我国资本市场中发挥更重要的作用。
作者单位：海通证券股份有限公司债券融资部
责任编辑：罗邦敏 刘颖
资本结构论文范文第5篇
摘要：合理的结构设计不仅可以发挥其最大的使用价值，满足人们对居住的需求，也为房地产开发商赢得良好的口碑，从而增加其经济效益。在结构设计中任何的疏忽都有可能造成整个设计的失败和整个工程的质量问题，为建筑工程安全埋下了的隐患。
关键词：建筑 结构设计
一、结构设计中常见的问题
（一）在框架结构设计中，只注意了横向框架的设计而忽视了纵向框架。现行建筑抗震设计规范要求水平地震作用应按两个主轴方向分别计算，各方面的地震作用应由该方向的抗侧力构件来承担。就是说，在框架结构设计中，纵向框架与横向框架有同等的重要性。一些结构设计者对于非抗震设计，而纵向地按普通的连续梁进行设计，梁柱的节点和框架中的纵筋、箍筋的配置不合框架的构造要求。由于没有考虑地震的纵向作用,在实际设计中经常出现梁的支座负筋，跨中纵筋及箍筋的配筋置均不足的现象。
（二）在当前结构设计中，构造柱经常被作为承重柱使用，构造柱作为承重柱使用后，使得构造柱提前受力，有可能会降低构造柱对砌体的拉结和约束作用，而且结构一旦遭遇地震作用时，在构造柱位置必然形成应力集中，首先破坏。这样构造柱不但起不到其应有的作用，反而成为房屋 结构中的一个薄弱的部位。另外构造柱一般生根于地圈梁中，没有另设基础，构造柱兼作承重柱使用后，柱底基础的抗冲切、以及局部承压强度必然不能满足要求。柱底基础一旦发生冲切或局部承压被出现裂缝。
（三）承重柱截面高度设计过小。一些结构设计得误认为六度设防就是不设防，不图受力分析方便，他们故意把柱子的截面高度设计得过小，使梁柱的线刚度比加大（因一些结构设计手册中规定：当梁柱的线刚度比大于4时，计算简图中梁柱节点可简化为铰支）。把梁简化为铰支梁，柱按轴心受压计算。这种情况多发生于六度抗震设防区。这种做法虽然易于进行结构受力分析，但却给房屋结构埋下了隐患。因为这样做往往会忽略了梁柱间的刚结作用，加之以柱截面的配筋都较小，结构一旦受力后，柱顶抗弯强度必然不足，从而柱子而梁底附近将会出现一条或多条水平裂缝，形成塑性饺。严重的是，这样的结构一旦遭遇地震作用，即会倒塌。
（四）楼板设计常见问题。
楼板刚度不足：设计按多跨连续板进行配筋计算，侧重于满足结构安全，较少考虑混凝土收缩特性和温度变形等多种因素。楼板高度比仅为L/33～L/35。其刚度较小对裂缝控制很不利。楼板构造配筋设计不周：设计在支座处按常规配设负筋，在中部板面不配钢筋。当板面出现温度变形或混凝土收缩，因无构造钢筋约束，板面即出现裂缝。楼板内布线欠合理：由于水电施工图由各专业设计。实际施工中出现水电管交叉叠放，或由于设计考虑管内容线面积，部分预埋管径≥25mm，且设计管线位置在楼板跨中。即在单层双向配筋处，楼板有效截面受到很大程度削弱，成为楼板最易开裂的部位。当楼板收缩应力大于混凝土极限拉强时，即出现沿管线表面呈直线状的裂缝。
二、结构设计的内容和方法
1、建筑结构的平面设计
在绘制平面布局图的时候，首先要做的就是对建筑物所在地的地质构造、抗震烈度，以及建筑物周围的环境、建筑设施等进行调查。其中在对抗震设防烈度进行评估的过程中，如果建筑物所在地的抗震设法烈度，是六度区时，这时就不用对建筑物进行界面抗震演算了，但是一定要符合建筑抗震设计的规范和相关的抗震措施的要求。如果时间比较宽松，设计师就可以对砌体结构直接设计，不用在电脑软件中建模了；但是要处理好构件的受压情况。必要的时候，设计师要到实地进行考察以确保准确性，如果时间比较有限，最好的方法就是直接在电脑软件里输入建模进行计算。如果抗震设防烈度在七度区时或是更高的情况，最好就是利用电脑进行建模运算，然后利用软件的图层功能，直接冻结相关的层，在建立新的柱层、梁层、板钢筋层等等在内的图层结构，这样不但能够提高绘制的效率，方便不同结构间的平面图修改、复制，也提高了准确度。
2、屋顶的结构图设计
因为不同的建筑所处的地理环境、气候、用途等的不同，所以对于屋顶的设计也不同，比如在南方的多雨气候中，屋顶面的设计多是坡型的，北方地区房屋面大部分是平整的。对于坡型屋面的结构设计一般采用的就是梁板式和折板式这两种方式。折板式使用于建筑平面比较规整，版跨度不大，屋面的坡度和屋脊线转折的复杂度较小的坡型屋面，反之就适用于梁板式。在梁板筋的构造中，其中的某些部分的板负筋要拉通以便抵抗拉力。板厚一般是不小于120厚。
3、建筑结构设计的大样详图
在整个建筑详图保证准确的前提下，大样详图的设计可以在此基础上直接进行绘制，在设计中要遵循的原则是保证结构受力的合理性和施工过程中的快捷方便，在一定的标高和外形尺寸上要注意的就是和整体的建筑协调一致。此外建筑的实际标高和结构标高之间是存在一定差距的，设计人员要处理好这个差距在大样详图上的显示。
4、建筑机构设计中的楼梯的设计
每一个高层的建筑都会有楼梯，楼梯在设计中是比较难控制的，因为它的结构是镂空的，楼梯的受力情况、梯板、梁等都是十分关键的设计。梁的设计要注意的是梁下的净高要满足建筑的要求，梁的作用就是要保证上下楼层的位置、高度、结构等的统一，对于不对称的部位可以适当的采用折板楼梯构造，折板楼梯在设计中要特别注意的是把钢板在楼梯的折角处断开，然后进行各自的固定，这主要是怕由于局部的受力较大出现断裂的情况。在对楼梯的设计过程中，要注意梯的宽度，不宜过窄，这样会增加楼板的受力，容易出现断裂，所以梯板的设计要和整个楼梯的设计相一致。
三、加强结构设计中的技术优化
建筑结构设计追求适用、安全、经济、美观和便于施工五种效果，而建筑设计优化设计技术方法的应用不但满足了建筑美观、造型优美的要求又能使房屋结构安全、经济、合理，成为实际意义上的\"经济适用\"房。
（一）从建筑上分析结构设计优化方法可分为房屋工程分部结构的优化设计和房屋工程结构总体的优化设计量两个方面。
房屋工程分部结构优化设计包括：基础结构方案的优化设计、屋盖系统方案的优化设计、围护结构方案的优化设计和结构细部设计的优化设计。对以上几个方面的优化设计还包括选型、布置、受力分析、造价分析等内容，在实施过程中，还应该按照一切从实际出发的原则，结合具体工程的实际情况，围绕房屋建筑的综合经济效益的目标进行结构优化设计。进行结构设计时，应在满足设计意图后，尽量使平面布置规则，缩小刚度和质量中心的差异，这样水平荷载就不会使建筑物有太大的扭转作用。竖直方向上应避开使用转换层，减少应力集中现象。
（二）通过结构优化设计模型。结构总体的优化建立模型的大致步骤如下：一是设计变量的合理选择。通常的设计变量选择对设计要求影响较大的参数，将所涉及的参数按照各自的重要性区分，将对变化影响不大的参数定为预定参数，通过这种方法可减少很多计算编程的工作量。二、目标函数的确定。使用函数找出满足既定条件的最优解。最后，约束条件的确定。房屋结构可靠度优化设计的约束条件，包括了应力约束、裂缝宽度约束、结构强度约束、尺寸约束、从正常时的极限状态下弹性约束到终极状态的弹塑性约束、从可靠指标约束到确定性约束条件等。设计中，要保证各约束条件必须符合现行规范的要求。
四、结语
结构设计是一项系统、全面的工作，房地产开发商应加强选择优秀的设计人才。优秀的设计师不仅要有扎实的理论基础，在遵循设计规范的条件下，对结构设计方案进行有效地创新和完善。
参考文献：
谭国荣. 浅谈建筑结构设计内容及注意事项【J】中国房地产.2012.6
资本结构论文范文第6篇
[摘 要]文章分析了人口年龄结构、人力资本及两者的交互作用影响出口技术复杂度的机理并以此提出了理论假设。在此基础上通过测算中国31个省级行政区的出口技术复杂度，采用两种方法對理论假设进行了实证分析。研究结果表明，人口年龄结构（抚养比）以及交互项对出口技术复杂度具有显著的负向影响，人力资本对其具有显著的正向影响，等同的变动比例下人力资本对出口技术复杂度的作用力度大于人口年龄结构以及交互项的作用力度之和，理论假设通过了逻辑一致性检验。据此，提升人力资本能有效抵御人口结构变动对出口技术复杂度的不利影响。
[关键词]抚养比；出口技术复杂度；国际分工
一、引 言
出口技术复杂度的研究始于Hausmann et al.（2005），他在Michaely（1984）提出的贸易专业化指数的基础上用修正权重之后的加权人均收入来衡量出口商品中技术含量的高低。研究出口技术复杂度有其重要的现实意义，随着国际专业化分工的发展深化，各国的生产优势更多地体现在产品生产链上某个特定的环节，技术水平高低决定了各国在产品的国际化生产中的分工地位。Hausmann et al.（2007）、Weldemicael（2012）等人的研究表明，出口技术复杂度更高的国家，可以凭其占据附加值高端而获取更多的贸易利益，对经济增长起到显著的促进作用。改革开放30多年来，中国紧紧抓住了国际分工调整与产业梯度转移的历史性机遇，通过“低端嵌入”方式在全球竞争中走出一条“血拼”式竞争道路（金碚，2012），实现了对外贸易举世瞩目的增长业绩。但是，“低端嵌入”的竞争方式代价高昂且不可持续，一方面中国已进入生产要素价格集中上升期，另一方面金融危机过后全球经济不稳定因素增加，贸易保护盛行，时至今日，这种在特定时期合理和必然的粗放式增长方式弊端凸显。近年来，樊纲等（2006）、杜修立等（2010）、戴翔等（2014）等一批学者通过研究出口技术复杂度来研究中国对外贸易发展方式的转型升级问题。
出口技术复杂度的影响因素是较为复杂的，Lall et al.（2006）指出，出口技术复杂度度量中关于出口国的收入水平越高则出口技术复杂度越高的假设只存在于没有贸易干预与摩擦的理想化基础上，而现实情况中则受各种因素的制约。这些因素有经济增长（Hausmann et al.，2007）、创新能力 （Hale et al.，2006）、加工贸易（Xu et al.，2009）、外商直接投资（Harding，2009）、制度质量（戴翔等，2014）等。除此之外，已有研究还显示，劳动力成本也能显著作用于制造业的出口技术复杂度（张先锋等，2014），而依据供求关系理论，人口年龄结构变动影响劳动力的供给，与劳动力价格也有着密切的联系。由此，不难将人口年龄结构与出口技术复杂度联系起来提出，人口年龄结构是否也是作用于出口技术复杂度的重要因素？
显然，该问题在当今中国的语境下具有十分重要的现实意义：根据国家统计局公布的数据显示，2012 年中国劳动年龄人口数量首次出现了绝对下降，这说明了人口红利消失的拐点已经出现，标志着中国人口结构变化新趋势的开端。上述问题的回答不仅对于理解人口红利优势逐渐散失下的外贸发展转型有重要意义，而且也有助于从新的视角寻求提升出口技术复杂度的途径。已有文献没有对人口年龄结构变动与出口技术复杂度的关系进行过直接研究，但前人的研究基础对于本文的探索无疑具有重要的参考价值。
二、理论分析与假设
人口年龄结构的变动将引起劳动力供给数量的变化，导致要素禀赋的改变，影响企业生产要素的投入比例，从而影响该国的生产结构。贸易结构是生产结构的衍生，因此人口年龄结构的变动作用于生产结构也必将作用于与之耦合的贸易结构，作用于与贸易结构相辅相成的出口技术水平。本文沿用任志成（2014）两部门理论模型，通过分析人口年龄结构变动与生产结构的关系来阐述人口年龄结构对贸易结构的作用，进而说明对出口技术复杂度的影响。首先对模型做如下假设：
第一，只存在两种产品，高技术产品和低技术产品，高技术产品为资本密集型，低技术产品为劳动密集型；第二，只存在两种生产要素，资本和劳动，资本对应更高的技术水平①，要素可以在不同部门间自由流动；第三，均衡条件下，消费者效用最大化，厂商利润最大化。
a.消费者
假设消费者效用函数为CES函数：
U=[θ（Ch）（ε-1）/ε+（1-θ）（Cl）（ε-1）/ε]ε/（ε-1），ε>1 （1）
U为消费者效用，C为消费量，θ为两种产品的消费比例，ε为替代弹性；下标h表示高技术产品，下标l表示低技术产品，下同。令P为产品的价格，根据等边际法则，消费品的边际效应之比应该等同于它们的价格之比，有如下等式成立：
Ph/Pl=（1-θ）/θ·（Ch/Cl）-1/ε （2）
b.生产者
假设生产函数服从C-D 形式，希克斯中性技术进步，生产规模报酬不变，则生产者函数具体形式如下：
Yh=AhKhαLh1-α （3）
Yl=AlKlβLl1-β （4）
Y表示产品的产量；K、L分别表示资本及劳动的投入量，Kh/Lh>Kl/Ll；A为全要素生产率；α、β表示资本所得份额，0<α<1 、0<β<1，且由前文假设条件可知，α>β。
根据约翰·贝茨·克拉克的边际生产力分配理论，要素报酬等于要素生产的边际价值。若生产具有竞争性，则要素价格可以表示为边际产出与产品价格之积：
wh=（1-α）AhKhαLh-αPh
wl=（1-β）AlKlβLl-βPl
rh=αAhKhα-1Lh1-αPh
rl=βAlKlβ-1Ll1-βPl （5）
其中，wh、wl分别为高技术产品部门与低技术产品部门的劳动力工资，rh、rl分别为高技术部门与低技术部门的资本利息率。当生产要素在部门间能够自由流动，均衡时相同要素的价格均等，即wh=wl，rh=rl，由（5）可得：
Ph/Pl=（1-β）AlKlβLl-β/[（1-α）AhKhαLh-α] （6）
（1-α）βKhLl=α（1-β）KlLh （7）
在不考虑贸易的情况下有：
Yh=Ch，Yl=Cl （8）
由（2）（3）（4）（6）（8）可得：
Khα-αεLh1-α+αεKlβε-βLlβ-βε-1=（）ε·（）ε·
（）ε-1 （9）
要素禀赋约束设定如下：
Kh+Kl=K，Lh+Ll=L （10）
由（9）（10）得：
=（）ε·
（）ε·（）ε-1·[α（1-β）]1+βε-β[β（1-α）]α-εα-1（11）
对式（11）采用隐函数微分可得：
?K/?L<0，?Kh/?L<0 （12）
据式（12）可知，如果人口年龄结构的变动引起劳动投入减少，则相应的代表更高技术的总资本投入增加，用于高技术产品的资本投入也将增加。且由此可推断，高技术产品部门将扩张，而低技术产品部门会萎缩（任志成，2014），但无论是产品中要素投入比例变动还是高技术部门扩张抑或低技术部门萎缩，其结果都是该国产出的技术水平将整体提升。由此，基于出口技术复杂度、出口贸易结构与产出结构的联系本文提出第一个理论假设：人口年龄结构的变动对于一国的出口技术复杂度有重要影响。
上述分析中的资本能代表更高的技术吗？如果把人力资本提高看作是资本投入的结果，那么Aiyar et al.（2002）针对全球86个国家的研究结果表明，资本对技术进步确实具有显著的促进作用。人力资本提高有利于技术进步（黄茹等，2014），必将也作用于出口技术复杂度。事实上，王永进等（2010）利用跨国数据实证出口技术复杂度的影响因素时已发现，人力资本是显著促进出口技术复杂度的因素之一，与此相仿，Wang et al.（2010）采用中国的数据分析后其结论也显示人力资本与出口技术复杂度显著相关。为综合分析人口因素对出口技术复杂度的影响，本文亦据此提出第二个理论假设：人力资本与出口技术复杂度之间存在正相关性。
根据Leff（1969）等学者的研究结论，人口结构变动显著作用于一国的储蓄和消费。那么，与之关联的教育投入乃至人力资本积累也可能受到影响。因此，本文认为人口年龄结构变动还可能通过影响人力资本对出口技术复杂度发生作用。鉴于此，本文提出理论假设三，即人口年龄结构与人力资本的交互项对一国的出口技术复杂度有重要影响。
三、变量、模型及数据
（一）变量选取及模型设定
1.被解释变量
本文被解释变量为地区出口技术复杂度（记为ES），来源于地区出口产品技术复杂度的加权平均值。已有文献普遍采用加权人均GDP来衡量出口产品技术复杂度（Hausmann，2007；Lall et al.， 2006；樊纲等，2006；杜修立等，2010；戴翔和金碚，2014），而确定合适的权重以及确定参与计算的地区范围是计算产品技术复杂度的基本要点。在权重的计算上，Lall et al.（2006）等以一国产品出口额与该种产品全球出口总额的简单占比作为权重，Hausmann（2007）、樊纲等（2006）则以显示比较优势作为计算权重的基础以考虑各国出口规模不同所带来的影响。但是杜修立等（2007）、郑昭阳等（2009）认为，计算显示比较优势的权重方法使较小穷国的主要产品出口技術复杂度偏低，因此采用出口额的简单占比更加合适。在参与计算产品的地区范围上，已有文献普遍立足全球，采用各国（地区）的加权人均GDP来衡量产品的复杂度，但是许斌（2008）指出，用中国的人均生产总值计算出口复杂程度时不能忽视其地域经济发展中存在的不平衡。印梅等（2012）经分析后认为，以国际范围计算的产品复杂度会削弱中国地区间出口技术复杂度的差距，使发达地区主要出口产品的复杂度被低估，欠发达地区主要出口产品的复杂度被高估，各地区的出口技术复杂度呈趋同现象。基于上述理解，本文采用印梅等（2012）的做法，立足于中国31个省及自治区（不包括港澳台），采用出口额的简单占比作为权重来计算出口产品的技术复杂度，计算公式如下所示：
PSjt=[（Xijt/Xijt）·Yit] （13）
PS为产品复杂度，Y为人均地区生产总值，X为地区出口额。下标t表示时间，j表示产品种类，j=1……m；i代表地区，j=1……n。相应地，地区出口技术复杂度ES表示为：
ESit=[（Xijt/Xijt）·PSjt] （14）
2.主要解释变量
人口年龄结构与人力资本是本文主要的解释变量。借鉴已有文献通常采用的抚养比（记为DR）来表示人口年龄结构，计算指标为0～14岁人口及65岁以上人口与15～64岁人口的比值；目前，人力资本（记为HC）的代理变量一般有公共教育投入（戴翔等，2014）、人口中大学入学比例（Wang et al.，2010）、平均受教育年限（任志成，2014）等，本文采用平均受教育年限作为人力资本的代理变量，将教育程度分为未上过学、小学、初中、高中以及大专以上共5级，每级教育年限分别设定为0年、6年、9年、12年和16年，然后以教育年限作为权重计算6岁以上人口受教育年限的加权平均值。
3.控制变量
综合Hausmann et al.（2007）、戴翔等（2014）等人关于出口技术复杂度影响因素的研究，考虑到检验结果的稳健性，本文还选取了如下控制变量（记为Z）：对外开放度（记为OD）、创新能力变量（记为IA）、人均地区生产总值（记为PGDP）。本文认为，微观主体能够在对外开放中学习、引入、吸收国外先进的技术、管理经验以及引进先进的设备等来提升技术水平，提高出口技术复杂度；创新通过促进技术进步来提高出口技术复杂度；人均地区生产总值是出口技术复杂度的计算基础，人均地区生产总值的增加无疑能够提高出口技术复杂度。因此，对外开放度、创新能力和人均地区生产总值均是出口技术复杂度的影响因素。其中，对外开放度采用进出口总额及FDI的总和与地区生产总值的比值来表示，创新能力采用各地区专利授权量来表示。
据上，本文构建了如下面板数据模型：
ESi=γ0i+γ1iDRi+γ2iHCi+γ3iDRi·HCi+γ4iZi+εi（15）
（二）数据来源及描述
受地区出口中产品分类数据获得性所限，本文计算了2002～2008年间中国大陆31个省级行政区的出口技术复杂度指数，使用的贸易数据以及人均地区生产总值数据均来源于国研网统计数据库；各地进出口总额、FDI、地区生产总值、各地区专利授权量数据也来源于国研网统计数据库；各地劳动年龄人口等人口相关数据均来自于历年《中国人口和就业统计年鉴》；各地6岁以上人口受教育情况数据来源于历年《中国统计年鉴》。
考虑到被估参数的意义以及不同变量间水平值的差异，在实际估计过程中，本文对各变量取自然对数，各变量的描述性统计如表1所示。
四、实证结果与分析
本文仅对样本的效应进行研究，宜采用固定效应计量模型。虽然面板数据模型不易遇到多重共线性问题，但考虑到尽可能地减少多重共线性的概率，故借鉴邓明（2014）的做法，逐步引入对外开放度、创新能力以及人均地区生产总值等变量，模型回归结果如表2所示。
表2中（1）、（2）和（3）列是仅有主要解释变量的回归所得，其结果显示，无论是单变量回归还是增添人力资本变量以及交互项，抚养比的回归系数均能通过5%的显著性检验，同样人力资本变量以及交互项的系数也通过了5%的显著性检验，说明人口年龄结构、人力资本以及两者的交互项与出口技术复杂度均存在显著的关系，前文的理论假设成立。具体而言，在不考虑其他变量的作用下，抚养比提高将对一国出口技术复杂度产生不利影响，而人力资本提高将有助于提高出口技术复杂度，同样的变动比例下人力资本对出口技术复杂度的作用力度要强于抚养比的作用力度，也强于抚养比和交互项的作用之和。
可见，提升人力资本在抵御人口年龄结构的不利影响方面是有效的。田雪原等（1990）赴日考察日本人口老龄化与经济技术进步关系时发现，实践中日本经济技术进步没有受到人口老龄化的不利影响，他认为这与日本政府加强教育，提高劳动者技术水平十分相关。中国的人口结构变动不仅体现在人口年龄结构的变动上，伴随而至的还有中国人力资本水平的不断上升。对相关数据梳理发现，中国文盲人口占15岁及以上人口比重逐步减少，自1999年以来，小学入学率已基本稳定在99%以上，2002年高等教育毛入学率已经达到了15%的临界值，进入了高等教育大众化阶段，各类非学历教育培训也蓬勃发展，结业生从2000年的252.12万人次已上升至2014年的736.66万人次。②由此推定，中国人力资本水平的上升对中国出口技术复杂度的逐步提升贡献巨大。
就交互项的实证结果来看，抚养比与人力资本在交互作用下对地区出口技术复杂度产生负面影响。江瑞平（1984）在研究老龄化问题时曾从交互角度指出，人口高龄化势必导致劳动力质量、效率的相对降低，从而在劳动力供给质量的方面对技术进步产生不利影响，其观点与本文结论相仿。
逐步引入控制变量，进一步考察人口抚养比和人力资本对出口技术复杂度作用的稳健性，结果列于（4）、（5）和（6）列中。不难看出，无论引入哪个控制变量，均不影响关键解释变量估计结果的符号及其显著性水平，从而验证了抚养比和人力资本对出口技术复杂度作用的稳健性。从控制变量的估计结果来看，对外开放度、创新能力以及人均地区生产总值的估计结果为正且在5%的水平上显著，说明提高对外开放度、创新能力以及人均地区生产总值能够有效地提高出口技术复杂度，这个结论与已有研究中对外开放度等变量与出口技术复杂度的关系是一致的，也符合本文最初的设想。
戴翔等（2014）认为，出口技术复杂度变化有如企业的出口那般，往往具有持续性特征。为此，本文将出口技术复杂度的一阶滞后项作为解释变量纳入计量模型（15）形成动态面板数据模型进行进一步分析。本文采用一步系统GMM对动态模型进行估③，使用sargan检验来验证工具变量的有效性，通过Arellano-Bond检验来验证残差是否存在序列相关。表3报告了系统GMM的估计结果。
从动态面板模型的sargan检验结果来看，接受工具变量过度识别的原假设，说明工具变量的选择是合适的；从Arellano-Bond检验结果来看，在5%的显著性水平上，扰动项的一阶几乎都存在自相关，二阶均不存在自相关，符合系统GMM“不存二阶及更高阶自相关”的一致性要求。表2与表3中解释变量估计值的符号一致，显著性基本一致，结果较为稳健。与表2类似，表3中（1）、（2）和（3）列是仅考虑主要解释变量的回归结果，（4）、（5）和（6）列是引入控制变量后的回归结果。根据表3显示结果可得如下结论：第一，出口技术复杂度存在显著的持续性特征，前期的出口技术复杂度对后期产生正向作用。第二，再次验证了出口技术复杂度、抚养比与人力资本等变量之间的关系，前文的实证结果可接受。
五、主要结论及政策启示
本文从理论及实证上对人口年龄结构与出口技术复杂度的关系进行了研究。理论研究结论认为，劳动投入减少，代表更高技术的资本投入将增加，出口技术复杂度最终得以改善。随后的实证分析结果表明，抚养比、人力资本因素及两者的交互项对出口技术复杂度均存在显著影响，抚养比、抚养比与人力资本交互項的影响方向均为负，人力资本的影响方向为正。在相同变动比例下，人力资本对出口技术复杂度的作用力度明显要大于抚养比的作用力度与交互项的作用力度之和。此外，实证结果还显示，出口技术复杂度还带有持续性特征，对外开放度、创新能力以及人均地区生产总值对出口技术复杂度也具有显著的正向影响。
本文的研究结论对于我国人口结构转变趋势下加快提升中国出口技术复杂度、谋求更高的国际分工地位、获取更多贸易利益无疑有着重要的政策意义：从本文的研究结论来看，中国人口年龄结构中抚养比上升不利于出口技术复杂度的改善，而提高劳动者素质，增加人力资本积累则能有效抵御人口年龄结构变动的不利影响。虽然自改革开放以来，中国在人力资本积累方面取得了显著成就和进步，但是不可否认的是，我们在国民教育投入、劳工技能培训的全面性与力度等方面仍然面临着一系列需要改革和完善的地方。况且，中国幅员辽阔，地区经济发展不平衡使各地区教育状况具有明显的差异，因而进一步促进地区间教育均衡发展，普及劳动者技能培训方面仍存在巨大的空间。这些措施将有助于提升各地区出口技术复杂度，使整体对外竞争优势由“竞次”向“竞优”转变。