关键词：电力企业；资本运营；横向并购；战略
一、研究现状及存在问题
企业在资本运营中，以资本价值最大化为目的，将所拥有的各种资本，包括各种资源和生产要素，通过收购、兼并、重组、租赁等途径，实现企业战略愿景和价值提升。
处于发展期的我国各电力企业，扩大装机容量实现规模效应，横向并购成为其采用的重要举措，但研究电力企业规模经济的甚少，更少从规模经济角度研究其横向并购。这使得电力企业在横向并购决策中缺乏理论指导，无法准确认识规模经济目标，甚至合理规模的横向并购发生后，既缺少提升规模效应的有效途径，也缺乏测算并购绩效的科学方法。目前情况使我国电力企业在横向并购中可能无法做出合理决策，或无法实现经营目标，将导致不能实现既定的战略目标。因此，研究电力企业面临的上述问题对企业运营有实际指导作用。
由电力企业资本运营战略来看，若增强市场竞争力，须先通过横向并购，提升规模层次。其一，企业可通过区域市场选择，新建大量发电项目；其二，企业可采取并购等措施，整合既有发电资源，实现区域发电量大幅增长，并体现资本效率和集约化的经营效率。但是怎样确立合理经济指标，制定科学发展战略，挖掘横向并购决策中主要因素，评价横向并购绩效等，是电力企业急待解决的难题。
下面从较大的电力企业装机容量和企业营业收入的关系入手，分析横向并购在企业发展过程中的相关问题。
二、装机容量与营业收入的双变量相关分析
数据来源于2014～2015年中国各大电力集团经营报表，数据表中有九个变量，分别为装机容量、资产总额、资产分布、营业收入、主营业务收入、上网电价、售电量、利润和发电量，这里我们截取部分数据如表1所示。选取装机容量与营业收入两列数据，分析这两个变量之间的相关关系。
当营业收入发生变化时，电力企业需要了解装机容量、上网电价、资产分布、发电量和售电量等因素对营业收入变化的影响，装机容量体现了一个电力企业主营业务的经营规模；资产分布可以表现出该企业业务分布情况，某些地区生产经营的零突破，往往对该电力企业具有重要意义；上网电价则比较直观的反映了各电力企业的发电成本；发电量的大小一方面与装机容量有关，一方面与发电效率有关；售电量多少主要受该企业在某区域所占的发电市场份额、机组规模、售电配额等相关因素影响，实际中更多时候当地政府及当地电网公司针对该地区制定的有关政策会影响售电量较多。当营业收入发生变化时，电力企业资本运营及规划发展部门应该总观全局，既要关注自身发展，也要对比其他各企业的发展经营状况，做整体把握，协调好各要素间关系，如题中仅考虑装机容量和营业收入的关系可能不太全面，不一定与电力产业总体相一致。通过双变量分析可得如下结果：
（一）结果表2是对参与相关分析的各变量基本统计信息的汇总
（二）结果表3是对参与相关分析的各变量相关分析结果的汇总
如表2所示，Pearson简单相关系数为0.927，这说明装机容量与营业收入之间有极强的正相关关系，也就是营业收入受到装机容量规模影响很大；相关系数的显著性检验P值（Sig.）等于0.003，说明相关系数是显著不为0的，说明装机容量和营业收入的相关性水平是显著相关的。我国电力市场发展分布明显，45%的发电量由五大电力企业承担。由供给曲线，实际点高于供需平衡点时引起价格下跌，激烈竞争。随资本存量增加，资金和技术密集的电力企业同样受收益递减的制约，企业正经历着由传统的生产型、生产经营型、资本运营型三阶段的转变。其一，优化结构合理配置资源，强化企业内部资本运营；其二，打开市场入口，吸收民间资本，重组并购等方式扩大外部资本运营，使资本有效扩张。企业为获得垄断利润及竞争优势常采用将资本集中于同一行业和部门内，形成某种形式垄断。垄断利润大多得益于，垄断形势下的大规模低成本生产，以使其市场份额不断增长。通过大型国际集团公司发展基本规律反观我国电力企业，其部分战略决策大多符合规模横向扩张。
三、装机容量与营业收入的一元线性回归分析
分析使用数据与双变量分析相同，分析装机容量与营业收入俩个变量之间的一元线性回归关系。在绘制选项卡中选择生成直方图与正态概率图，得到输出结果。
表4表示回归模型的拟合度，复相关系数R=0.927，R2=0.860，通过观察数据可知，模型的拟合情况是很好的。
从表5方差分析表可知，Sig.为0.003，根据“小概率事件实际上不可能发生的原理”，当假设随机误差导致差异时，如果计算所得概率小于显著性水平（sig），那么可以认为原假设不成立，即差异不是随机造成，存在本质差异；反之。
表6回归分析结果表给出了拟合非标准化和标准化之后的回归系数值（含常数项），并通过t检验方法对拟合结果进行了检验。t检验的Sig.值为0.007和0.003，说明具有显著地统计学意义。根据t检验理论，可得出装机容量和营业收入间的经验公式：营业收入=257.97+0.059*装机容量（公式1）。图1表示此经验公式与样本值的拟合图像。
若某一实验点的标准化残差落在区间（-2，2）以外，95%置信度将其判为异常实验点，不参与回归直线拟合。通过观察图2所示的标准化残差直方图可知，残差具有正态分布的趋势，因此回归模型是恰当的。
由模型的拟合结果和经验公式（公式1）可知，在合理范围内，装机容量和营业收入现正相关，随装机容量增加营业收入也会增加，反之。若装机规模超出市场需求太多则会造成供过于求情况严重，利润降低，营业收入减少；且随着装机规模扩大，生产运营、检修、维护及相关三产服务的物资费用、技术费用以及人员费用都会随之增长，运营成本增加；横向并购中所并购资产的可使用率、单台发电机组规模、随带的生产及管理人员的业务素质都会对后期的运营产生重要影响。电力企业在规划自身发展战略及横向并购决策时应有全局观，应理性。
企业面临新的市场压力及竞争环境，提升经营规模，成为企业战略决策中的重要举措。全球经济化的大潮中，各大型电力企业开始将目光投向世界市场，纷纷同他国展开合作，也为企业扩大规模效益，注入新鲜活力。而企业的各种重大发展战略的实际收效，还应通过正确合理的绩效评价，因此对电力企业横向并购战略研究具有理论意义和现实意义。
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关键词：市场开发；体育赛事；第五届全国城市运动会
中图分类号：G812―20文献标识码：A文章编号：1007―3612(2006)04―0454―03
自从1984年洛杉矶成功地运用商业手段举办了第23届奥运会以来，体育赛事的商业化运作已成为了一种趋势。我国大型体育赛事市场开发起步较晚，萌芽于20世纪80年代初，以1983年在上海举行的第五届全国运动会上初步进行商业化尝试，并获得11．36万元人民币赞广告收入为代表。目前，随着政府对体育赛事投入资金的减少，市场开发的成功与否日渐成为决定赛事是否能顺利举行的关键。现已有不少学者对体育赛事市场开发的相关方面进行了研究，如体育赞助、体育营销等方面较为常见，但以我国市场开发成功的大型赛事为案例进行深入分析的并不多见，仅有学者分析过第九届全国运动会电视报道权的有偿转让案例等。为此，本文采用实地调查法方法获取资料和数据，对第五届全国城市运动会(以下简称：五城会)指定筹资公司――湘体产业发展有限责任公司(以下简称湘体公司)的档案、文件、会议记录和有关资料数据进行统计分析，以期为今后我国体育赛事商业化运作提供有益参考。
1政府主导下的体育赛事市场开发
政府主导下的体育赛事市场开发是指，合理地利用政府资源，发挥政府的主导作用，在政府的主导下充分挖掘体育赛事的无形资产，进行资源整合及评估，并通过开发多种营销渠道，获取大型体育赛事最大的经济效益和社会效益。
目前，我国还处在经济体制转轨的混沌时期，市场经济体制还没有完全确立，纯粹的市场经济运作条件还不成熟，以及具有中国特色社会主义性质的国情，决定了还处在起步阶段的我国大型体育赛事的市场开发离不开政府的大力支持。应充分发挥政府规划、统筹和管理等主导作用，给予必要的扶持政策，从而为体育赛事市场开发提供有利的市场环境。五城会的赛事市场开发实质上是政府主导下的市场开发。具体的做法是：1)成立由政府官员担任要职的专门筹资公司，五城会成立了湘体公司，公司作为专门的筹资公司，邀请了副省长担任公司名誉董事长，省市各相关厅局的负责人在公司中担任职务。2)由政府出台相关的政策，如税收优惠政策、各类相关征收政策等。例如五城会筹资过程中，由政府颁布的税收优惠政策就有较多，这里就不一一例举；各类相关征收政策体现在政策性集资，主要包括对各类汽车每台每年100元赞助费征收、新购汽车与摩托车每台购价2％的附加费征收、全省电视、报刊每项广告费2％的广告集资费征收等等。3)由政府官员出面召开相关研讨会议，如赞助合同签约新闻会、赞助表彰大会等。通过以上3种形式进行赛事市场开发。
以政府主导下的体育赛事市场开发，要分析评估市场，拓展营销渠道，健全资金回收机制。
1．1分析评估赛事市场对大型体育赛事的市场分析与评估主要是指体育赛事可利用的市场经济资源的分析与评估。为此，首先需要对五城会的赛事经济资源状况的可利用、可获取程度进行全面的了解和评估。这需要在赛事组委会的调查的基础上对已确定或尚未明确需要争取的资源进行整合分类，并结合市场及体育赛事的规模、层次，对赛事全部资源的含金量进行评估。大型体育赛事一般可供开发经营的相关资源包括：体育赛事专有权的经营、广告经营、传媒的广告经营、旅游接待的经营、进出口贸易及招商的经营、筹资性文体活动的经营、社会捐赠及筹资减免税收的有关政策等。五城会筹委会通过对上述资源的全面调查后，整合评估，将资源划分条块，分门别类，整合出主要营销项目有：合作伙伴、开幕式主赞助商、闭幕式主赞助商、火炬接力冠名赞助商、场馆冠名赞助商、青年志愿者团冠名赞助商、23个比赛项目冠名赞助商、指定赞助商、推荐赞助商、特殊标志开发商、广告赞助商、大型活动赞助商。评估各项目资源价值共计1．6―1．7亿人民币。
权销售主要采取广告置换的方式
1．2开发多种营销渠道依据赛事市场的评估方案进行分渠道营销。营销首先应根据国情、省情及举办地经济实力，立足于省内，同时面向全国以及海外企业，分别列出整合项目的目标赞助商，然后再进行分渠道营销。五城会营销渠道包括：1)销售体育赛事专有权，其专有权形式见表1.2)销售体育赛事广告权，其广告权形式见表2.3)销售体育赛事电视转播权。4)销售体育赛事门票。5)筹集体育赛事社会捐赠。6)策划与体育赛事相关的商业性活动。7)旅游接待经营。通过以上7种渠道的经营开发，原整合的招商项目除两个场馆资源没营销出去外，其它都成功销售，共筹集资金和物资计1．45534亿人民币。各渠道收入情况见表3。
1．3健全体育赛事市场开发履行资金合同机制健全体育赛事市场开发资金回收的目标是：资金全额回笼，即指所有合同中的赞助资金和赞助物质全额到帐，不能有一厘一物的拖欠。
目前，因合同条款中赞助权益回报项目的需要逐步落实，所以赞助商多采用分期付款的方式。但这种分期赞助很容易出现一些赞助商因各种原因中途撤出，不支付尾款的现象。因此，确保资金回笼，已成为市场开发重要环节。五城会主要通过落实履行合同、维护赛事和商家双赢、撰写赞助效益评估报告，召开政府表彰大会的方式来实现所有企业没有拖欠尾款，确保了所有赞助资金的回笼。资金回笼情况见表4。
1．3．1落实合同的履行落实合同的履行首先要维护合同条款的完整和法律的延续性。可通过合同上明确付款日期，明确尾款最多不超过赞助全额的多少(一般为10％)，滞纳金的多少(一般为3％)等严格的条款规定，促使赞助商如期付款。其次要落实赞助权益的回报。市场运作要求合作双方平等互利，赞助商投入资金赞助体育赛事很大程度上是追求一种广告宣传效应，其当然希望得到相应的回报。回报工作关系到体育赛事组委会的形象和声誉，以及赞助尾款的顺利收回，应把它当成与筹集资金同样重要的工作对待。五城会筹委会与各赞助商签订合同后，组织人力专门负责落实合同的回报条件，使赞助企业得到极好的宣传。例如为确保五城会开幕式“2008之星”评选活动赞助商三一重工股份有限公司的回报条件之一――开幕式上中央电视台、湖南卫视直播盛况，筹委会专门派人在湖南卫视直播车内落实给三一重工特写镜头，使三一重工被全国乃至全球人民所熟知。再如，为确保惟一指定公务轿车赞助商北京现代获得的赞助权益，在开幕式上筹委会精心策划了邀请著名歌星宋祖英站在北京现代
车上演唱，使北京现代车在电视上的曝光时间至少达10s，在亿万观众面前留下了深刻的印象，使品牌形象得到延伸，实现了赞助商的权益。据统计，五城会筹委会共完成了1600多块广告牌的设计、制作和安装，设置了汽球空飘1460个，汽球拱门138个，确保了开幕式和各比赛场馆广告工作及时完成，落实了对赞助企业的合同回报。
1．3．2通过举办活动来使企业品牌与体育赛事资源有机结合，维护赛事和商家双赢实现赛事和商家双赢是所有赛事组织者和赞助商共同追求的目标，也是体育赛事市场开发的成功体现，可通过举办活动来使企业品牌与赛事资源有机结合产生深远影响来实现。五城会筹委会精心策划了五大活动，极大地宣传了五城会和赞助企业形象，使五城会获得高额的经济收入(赞助资金)和社会效益，赞助企业扩大了品牌形象，从而获得了赞助的最大利益，真正做到了赛事和商家双赢。这五大活动分别是：“鹤舞城运・我心飞翔”活动、“芙蓉王”火炬传递活动、“芙蓉王”体育知识竞猜活动、好新闻评选活动、“三一重工・2008之星”评选活动。例如筹委会创造性地将吉祥物与白沙集团的品牌象征鹤结合，使白沙集团成为五城会合作伙伴，赞助五城会2500万，成为湖南体育史上最大的一笔赞助金额。与此同时，筹委会将白沙集团提倡的“吉祥如意、健康长寿”的企业文化与城运会特点相结合，开展了“鹤舞城运・我心飞翔”手折纸鹤活动，使“鹤舞城运”的体育精神与“我心飞翔”的白沙企业理念完美结合。历经4个月，共收到社会各界寄送的删多万只手折纸鹤。活动极大地激发了社会各界关心、支持五城会的热情，也使白沙晶牌进一步声名远扬、深入人心，使企业感到与体育局合作获益非浅，真正实现了“双赢”。
1．3．3撰写赞助效益评估报告，召开政府表彰大会这一环节是确保尾款收回的关键之一，也是与企业建立长久合作关系的桥梁。一方面，通过赞助效益评估可以检验原定各项赞助目标是否正确，实现的程度如何；各项赞助措施是否得当，实际效果如何等，对赛事筹委会和企业来说，都具有很好的参考价值，将影响筹委会是否能收回尾款。另一方面，通过召开有政府官员出席的表彰大会，依据赞助级别由政府官员分别给赞助商颁发表匾、赞助商画册、专门新闻资料粘贴集、光盘等，感谢他们对赛事的大力支持，从而为今后的再次合作打下基础。
2体育赛事市场开发中应注意的几个问题
2．1明确统一的筹资机构及其权利在大型体育赛事市场开发过程中，应明确统一的筹资机构及其经营权利，确保其权利不受侵害，对其它部门或机构的侵权行为予以严厉处罚。相反，如果筹资机构及其经营权没有明确的条文规定，以及侵权的处罚规定加以约束，将会阻碍筹资工作的顺利进行，甚至引起不必要的纠纷。例如，五城会筹委会制定的《五城会筹资管理办法》等规范性文件就一再明确了五城会广告等有关专利权专属于湘体公司。但是有的竞委会为自身的利益争抢资源，以相当低廉的价格出让专有权，有的竞委会还侵权授权企业使用五城会的特殊标志，有的竞委会还把好广告位都用于回报他们招商的企业等，给湘体公司的筹资工作造成了不良影响。再如，据第十届全国运动会(以下简称：十运会)湖南体育代表团无形资产开发的湖南省体育产业中心负责人了解到，十运会筹委会虽已授权十运会商务公司为惟一指定筹资公司，但由于授予公司的经营权没有加以明确，存在漏洞等原因，致使商务公司在签署了浏阳花炮为开幕式惟一指定花炮后，十运会大型活动部却不予承认，坚决要用韩国花炮，进而引起了赞助商、商及筹资机构之间的争执，赞助商手持赞助合同宣称要打维权官司。所以明确统一的筹资机构及其权利应引起赛事筹委会的重视。
2．2明确佣金和回扣比例在进行体育赛事市场开发中，必然需要体育经纪人和广告商的介入，那么一定要明确佣金和回扣的比例及相关要求，以避免不必要经济纠纷。五城会在筹资策划方案中，明确规定了广告专利经营和社会捐赠活动中的中介、提成比例，分别见表5、表6，并且提出了五项具体要求，分别是：一，提成比例均是按到账后金额的比例提成。二，以物资和服务形式予以赞助的、中介费提成比例，均按市场价计算后，按比例提成相应的物资。三，纯政府组织、无中介机构参与的赞助不得提取中介费用。四，个人所得税由五城会湘体公司财务部按国家有关法律规定统一代扣。五，中介机构、广告公司提取的中介费用或费用应按国家有关规定开具标准发票。通过上述方案的明确规定，使五城会筹资过程没有出现一起与中介纠纷，并且最终通过与5家广告公司签订广告合同，他们成功了指定公务轿车、矿泉水、指定红酒、推荐成长乳酸菌奶、推荐购物商场5个项目。
2．3严格实行同步审计筹资使用过程中，如果没有适当的监管，很容易出现滥用或挪用等违法现象，导致部分资金去向不明。以前历届全运会中就出现过上千万的赞助款要么没有收回，要么不知去向的现象。从第九届全国运动会筹资公司广东奥兴有限公司主要负责人被“”事件就是证明。为使此类违法现象得到有效避免，同步审计应运而生。同步审计可以理解为筹集的资金及其使用情况，接受审计部门同步跟踪审计，并向社会公开。五城会筹资过程中，成立了专门的审计小组，由省审计厅处长负责，带领审计小组人员进行了财务监管、同步跟踪审计，并在媒体上向社会公布，做到了业务、账目清楚。与此同时，筹委会还任命湖南省审计厅处长、长沙市地税局局长担任湘体公司监事会监事，行使下例职权：稽查公司财务；对董事、经理执行公司职务时违反法律、法规或者公司章程的行为进行监督；当董事和经理的行为损害公司的利益时，要求董事和经理予以纠正；提议召开临时股东会等。从而有效的避免了资金黑洞现象，确保了赞助款项合理开支。
3结论
关键词：ST公司壳资源财务特征壳价值
一、引言
自我国证券市场成立以来，许多公司相继上市，通过资本市场获得了巨大的发展，但也有相当数量的公司上市后由于经营管理和产业定位等方面的原因，长期处于亏损状态，往往失去配股资格，不能通过证券市场融资，因而失去其在资本市场的意义。从1998年开始，连续亏损的公司被实行特别处理（ST）和特别转让（PT），从此“特别”的公司受到投资者的特别关注。在我国直接上市（IPO）成本很高且审查是十分严格的，许多企业进入证券市场面临困难；与此同时，为了兼顾中小股民利益，允许其他企业通过买壳或借壳上市的方式来挽救那些将会被退市的上市公司的上市资格。ST退市机制的初衷是减少市场投机成分，然而在我国这种独特的制度背景下存在着特殊的交易安排，制度的安排改变了投资者对壳公司的投资预期，不论是公司高管层的变更，还是公司资产重组的题材，ST公司的各类事件都会改变投资者的获利预期，从而影响ST公司的市场股票的价格，其股票价格的波动往往十分剧烈。ST类上市公司显然已经成为投资者格外青睐并且相互争夺的资源。ST公司股票的市场表现过度活跃，其中蕴含的风险是无可争议的。在观察证券市场长期的运行中，可以发现壳公司的股价由于并购、重组和违规操作等消息而产生异常波动，股票价格严重背离自身价值，使投资者面临极大地风险，也不利于证券市场的健康运行。因此，研究壳公司的价值有利于投资者的投资决策；有利于加强股市的监管工作；有利于督促壳公司改善自身经营情况；有利于债权人等利益相关者的决策，确定ST上市公司的壳价值对重新评判其偿债能力具有重要意义。壳公司能够在市场上交易，就意味着有特定的价值，价值的确定是壳公司交易中最重要的环节。我国特殊的制度背景使壳公司成为炙手可热的资源，已经严重偏离其自身价值。已有文献大多是对ST公司为避免退市所采用手段的有效性及财务危机的预警进行具体的研究，较少研究壳公司的价值，对壳价值及影响壳价值的财务因素缺乏实证性分析。鉴于此，文章以ST上市公司为研究对象，对这类公司的财务特征进行深入的分析，在此基础上，分析财务风险对壳公司价值产生的影响，并运用实证分析，得出从财务因素角度确定壳公司价值的回归方程，使壳资源的定价趋于合理化。
二、理论分析与研究设计
（一）ST公司的财务特征上市公司的财务报告是公司经营业绩和财务状况总体反映，也是经过注册会计师审计的，是分析研究较为可信的资料，所以利用会计报表项目研究困境公司能够较为直观地揭示企业的财务特征。下文将选取不同行业的8家2011年首次被ST的上市公司，通过对比其被ST前后财务报表的重要会计科目的变化，进而分析研究ST公司财务特征。（1）资产负债表项目。资产负债表是企业最基本的会计报表之一，表（1）和表（2）选取了最重要的11个会计科目进行研究。通过对比可以得出以下结论：首先，对资产项目进行分析，从整体来说公司被ST之后的流动资产均值大于未被ST时；其中预付账款远远超过未被ST时，这种现象较有可能是企业信誉变差造成的。存货和应收账款也大于被ST之前，可见通常被ST类上市公司在销售方面存在比较突出的问题。固定资产在公司被ST后略有下降，但相差数额较小。其次，从负债方面分析，ST公司明显存在高负债的特征，其中流动负债更是远远高于被ST之前，可见ST公司存在较为严重的资金短缺现象。应付账款及长期负债也明显增加，负债过高已经成为ST公司在最为明显的财务特征。过高的负债大大增加了ST公司的财务风险。最后，所有者权益方面，最值得关注的就是企业的未分配利润，由于企业在经营过程中出现了亏损，所以ST公司未分配利润大大降低甚至为负，这也是ST公司最主要的财务特征之一。（2）利润表项目。利润表项目是反映企业损益的重要项目，它主要包括包括收入、费用和利润。表（3）和表（4）选取了主要的利润表项目，通过对ST前后的对比可以看出，公司被ST后在主营业务收入及主营业务成本方面仅有一些微小的变化，其净利润均为负的原因是主要是各项费用过高，其中财务费用更是远远超过被ST之前，由此也可以看出ST公司高负债的财务特征。总的来说，财务费用高，净利润为负是ST类公司利润表反映出的主要特征。（3）现金流量表项目。从表（5）和表（6）可以看出，被ST以后企业的投资活动产生的现金流量净额和筹资活动产生的现金净流量均明显减少，这也从侧面反映了前面分析的ST公司存在资金短缺的问题。现金净流入量减少ST公司现金流量表项目反映出的财务特征。总体说来，资金短缺是ST公司最主要的财务特征。具体的表现有长短期负债、应付账款高，现金净流量少，财务费用高也从侧面反映出负债高、资金短缺的问题。由于信誉差及销售难的问题，其预付账款和应收账款也存在过高的特征。主营业务利润不高，各项费用尤其是财务费用过高最终导致企业的净利润为负。
（二）壳资源价值虽然我国相继出台《公司法》、《证券法》以及《亏损上市公司暂停上市和终止上市实施办法》，对上市公司暂停上市和终止上市作了较明确的规定，但这些规定的实际操作性不强，这导致我国股票退市机制缺位。通过控股“壳公司”买壳上市、借壳上市就成为许多寻求上市捷径的最佳途径。对这些沦为“壳公司”的企业来说，也希望有实力的企业的收购从而改变自身的价值，所以壳交易可以发生。上市公司的壳本身就是一种资源，这种资源是上市公司独有的，是以上市资格为形式、以股权资本为内涵的具有融资特性的特殊经济资源。上市资格是上市公司独有的入市权力，可视为一种特殊的市场产权，赋予上市公司从资本市场融资与交易的权力。上市公司的融资途径有两种：一是入市融资，在资本市场募集资本，通过运行资本赚取资本溢价；二是入市交易，赚取股权交易的价差收入。简单来讲就是壳资源具有收益性，其收益是通过对壳资源的利用来实现的，获得上市公司的壳可以使企业实现从证券市场直接融得资金，同时还可获得巨大的新闻和宣传效应、政策优势或经营特权、合理避税等方面的巨大收益。上市可以将实体经济和虚拟经济有效的进行对接，从而实现股权资本和金融资本的有机结合。通过上市的渠道，企业可以实现“资本-项目-资本”的资本增值循环过程，因此在该循环过程中形成了企业壳资源的价值。但由于中国证券市场的特殊性，公司所有的股本并非全流通，因此公司的价值应从两方面进行定价，流通股和非流通股的价值总和即为壳资源的价值。
（三）公司财务风险对壳价值的影响在实际交易中，壳公司实际交易价格与其理论价值通常相背离，这主要是ST公司负债过多，面临较大财务风险导致的。企业生存的威胁来自两个方面；一是企业经营和管理能力不足，导致企业长期亏损，失去继续经营的动力；二是企业缺乏偿债能力，到期不能偿还债务直接导致企业破产清算。企业偿债能力影响继续借款的可能性，更影响企业的信誉，从而间接影响企业的生产经营，最终影响到企业的盈利能力及营运能力。为了能使ST公司注重规避财务风险，能够长期稳定地运营，也为了能正确估计其壳资源的价值，需要对ST公司的偿债能力进行分析。我国上市公司偏好增股融资，但ST公司往往不具有配股权，失去在资本市场直接融资的资格，只有通过银行等金融机构获取所需资金。由于这些企业在过去的贷款中与银行建立了良好的合作关系，也由于银行存在信息不对称的原因，业绩较差的ST公司仍有可能获得大量贷款。所以，在我国上市公司中，存在许多企业大规模负债以满足企业盲目扩张的资金需求，这样的的高负债企业往往会造成公司资产不足以偿还债务，企业所有者权益为负的现象。ST公司被收购之后其负债通常会被剥离，过高的负债必将大大的降低壳公司的价值。下面通过财务杠杆公式来分析财务风险对ST公司价值的影响：财务杠杆系数（DFL）=■=■=■。
其中，DFL为财务杠杆系数；EPS0为每股收益；EBIT0为期初息税前利润率、；I为利息率；T为所得税税率；DP为优先股股利。财务杠杆系数是指普通股每股每股税后利润变动率相当于息税前利润变动的倍数，用来反映财务杠杆大小和作用程度以及企业财务风险的大小。通过公式中可以看出，息税前利润率越大，财务杠杆系数越小，利息率越大，财务杠杆系数越大。因此，息税前利润率越低，负债利息率越大的情况下，财务风险就是越高的。负债比率是企业可以控制的，通过合理安排资本结构，适度负债，可以用增加的财务杠杆利益来抵消风险增大带来的不利影响。对于有配股资格的上市公司来说，运用财务杠杆有助于企业价值的提升，在配发新股的同时也增加负债融资的数量，从而保持甚至扩大财务杠杆效力，这种财务决策可以最大限度地利用财务杠杆来增加股东利益，显然比单一通过配发新股来筹集资金的方式更好。相反，对于无配股资格的ST上市公司而言，若其收益能力小于其负债的平均利率，一味地增加负债，将使股东收益大大折扣，最终导致壳资源的价值较低。综上所述，积极关注和研究财务因素及其对壳价值的影响，有助于壳价值的提升。对负债加以科学利用，规避不利的财务风险，积极提高企业的盈利能力。
（四）指标体系和模型建立上市公司的财务报告是公司经营业绩和财务状况的总体反映，也预示着企业的发展前景，它帮助投资者了解公司状况，合理进行投资行为，也是进行分析研究的可靠资料。通常来说，企业财务状况的判定不论是在理论分析中还是实务中，涉及公司运营管理能力的常用财务指标大致可分为3类，偿债能力指标、盈利能力指标和营运指标。本文也将借鉴该种衡量方法并建立指标体系，如表（7）所示。并建立如下回归模型：Y=？茁1X1+…？茁iXi+ε
其中：Y为壳公司价值指标；？茁1为第i个主解释变量对壳价值的估计参数；ε为估计残差项。
（五）样本选取和数据来源本文选取了截止2012年4月30日53家已公布年报的两个交易所的ST上市公司。由于交易所中存在A股和B股，但是A股和B股遵照不同的会计标准，为了防止不同会计准则对计算产生误差，因此选取样本时剔除了B股的ST公司；同时为了保证数据的连续性，剔除了数据不全、极端值的样本，最终得到有效样本公司46家。
三、实证检验分析
（一）相关性分析为了避免存在多重共线性问题，本文将首先选取指标进行相关性分析。通过Eviews得出的相关系数矩阵如表（8）所示。从表初步判断两个赢利性指标每股收益与总资产净利润率存在显著相关性。为了进一步检验并解决多重共线性的问题，下面采用逐步回归的方法，分别作Y对X1、X2、X3、X4、X5、X6的一元回归，结果如表（9）所示。采用普通最小二乘法（逐步回归），将R2按大小排序为：X1、X5、X3、X4、X6、X2，以X1为基础，顺次加入其他变量依次回归，结果为：
（二）异方差检验通过逐步回归分析方法，排除了多重共线性的干扰，选取了5个指标作为解释变量对被解释变量壳价值进行回归拟合，但是解释变量的显著性及回归结果均不是十分显著，通过观察解释变量与被解释变量之间的散点图，推测模型可能存在异方差现象。首先绘制X对残差平方e2的散点图，如图（1）至图（5）所示。由以上各图可以看出：残差平方e2与解释变量的散点图主要分布在下三角部分，有个别的值出现较大程度的偏离，因此，模型极有可能存在异方差。根据这种情况，本文采取White检验对回归模型进行进一步检验，通过对e2进行辅助回归，得到R2与样本容量的乘积nR2=23.0694，由怀特检验知，在的α=0.05时，x20.05（5）=16.75（方程中含有5个解释变量，自由度为5），nR2>x20.05，故拒绝原假设，表明模型存在异方差。
（三）回归分析在White检验的基础上，本文选用加权最小二乘法对模型进行修正，分别选用权数？棕1=1/X2，？棕2=1/X22，？棕3=1/■，经过估计检验发现，无论使用哪个权重，解释变量X1每股收益均不具有显著的相关性，且方程回归结果不显著，删除变量X1后用1/X22的估计效果最佳，回归结果如表（10）所示。相应的估计结果为：Y=231285.4938*X3-14688.40015*X4+182795.7301*X5+960.7777512*X6。
从表（10）中可以看出回归方程的R2=0.96，表明回归方程的整体拟合度较好，回归结果显著。DW统计量的值为2.15，相邻残差之间无明显相关性。流动比率、资产负债率、存货周转率以及应收账款周转率这四个解释变量回归参数具有显著性。资产负债率对壳价值呈负相关，与上文分析的财务杠杆对壳价值影响结果是一致的，ST企业过多负债会降低壳资源的价值。流动比率反映了企业的短期偿债能力，导致企业终止的直接原因就是缺乏偿还到期债务的能力，流动比率越高，企业的短期偿债能力就越强，壳资源的价值自然就会提高。存货周转率、应收账款周转率是公司营运能力的关键，周转能力的提高也有助于公司壳价值的提升。实际交易中，对壳价值影响较大的盈利能力指标在本文进行回归分析时回归参数均不显著，且对回归结果产生不利影响。这种现象发生的原因可能有以下几点：一是ST类上市公司的财务指标存在异常，本该亏损的公司为了急于“摘帽”，采用诸如操纵资产减值准备等手段来调节利润，使本该为负的净利润在年报披露时变为正值。通过本文的回归分析恰能表明中国证券市场上的ST类上市公司极有可能存在违规操作行为的存在。二是ST类上市公司作为作为亏损的上市公司，其本身的价值波动就比较大，又由于这类公司是证券市场的特殊群体，备受投资者的关注，公司的股价往往会由于并购、重组等消息或财务状况的改变而产生异常波动，有个股股价甚至高达42.16元，远远偏离其自身价值的。这对估计壳公司价值产生了不利的影响，异常的壳价值导致本文进行回归分析时本该与其密切相关的指标出现偏离现象。
四、结论与建议
本文选取了截止2012年4月30日53家已公布年报的深沪市A股ST上市公司为样本，实证分析了ST类上市公司的财务特征和壳资源价值。结果发现，ST企业过多负债会降低壳资源的价值；短期偿债能力和周转能力的提高有助于公司壳价值的提升；然而，盈利能力对壳资源价值影响不显著。（1）提升盈利能力。虽然在本文的研究中未能在回归方程中体现盈利能力对壳价值的影响，但是企业无论是以股东权益最大化还是以盈利能力最大化为管理目标，都必须盈利为前提。盈利能力体现了企业在资本市场和商品市场的竞争力强弱，也体现了企业资本增值能力的高低。对壳公司而言，注重优秀业务的发展，提高壳公司的盈利能力，一定可以达到提升壳价值的目的。如果ST公司能够在注重短期业绩的基础上，进一步关注长期盈利能力，在ST持续期内有正的累计收益，将增加ST公司被“摘帽”的可能，使其摆脱特别处理，恢复正常经营。（2）适度负债，避免沦为空壳。在中国证券市场，ST公司通常是不存在配股资格的，这类公司往往只能通过银行等金融机构来筹集资金。过高的负债使企业需要承担较重的财务负担，而且相对于ST公司而言，通常收益能力小于其负债的平均利率，负债越多亏损也就越大。事实证明，大量的上市公司在募集资金后，缺乏良好的投资项目，盲目投资，最终导致资不抵债，沦为空壳公司。（3）加强市场监管，提高审计意见的可信度。我国证券市场管理制度不完善，投资者自身又缺乏专业的财务知识，上市公司信息披露的真实性也就极其重要。特别是对于ST上市公司，审计报告数据的与壳价值大小高度相关，再加上壳公司本身经营业绩较差，会加大不真实审计的风险。因此，证券监管机构应密切关注ST上市公司的审计报告，及时发现异常现象，同时应当监督注册会计师对ST公司的审计态度需更慎重严厉，提高审计意见的可信度。
参考文献：
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[8]杨磊：《亏损上市公司面对摘牌厄运的思考》，《天津商学院学报》2006年第4期。
【关键词】购绩效多因素模型事件研究法
一、研究背景
据普华永道和中国股权投资基金协会联合的2016《全球并购市场研究报告》显示，2016年上半年，中国大陆企业海外并购实现交易量增长140%，交易金额达到1340亿美元，较2015年下半年增长161%。在这大量的并购行为中，企业的初衷是通过资本市场整合资源，获取优质资产，或者是解决生产中的外部性，通过合并的协同效应使自己获益，但结果却不得而知，因此合理的绩效评价能更好的反应企业并购效果。传统评价方法只考虑了市场因素，很不完善，本文将基于事件研究法和Fama-French五因素模型，在对企业并购绩效进行评价，不仅考虑市场因素，还将分析公司的规模、资产质量、运营能力因子在并购绩效评价中的影响。
二、理论分析
事件研究法是通过确定一个以并宣告日为中心的“事件期”，然后采用累计超常收益（CARs）方法来检验企业并购事件宣告对股票价格的影响，进而通过累计超常收益来确认企业股东财富变化，反映并购绩效。CARs=R-E（R），R为测试期间股票实际收益，E（R）为通过预测得到的在无并购事项时的股票正常收益。最终用累计超常收益计算股东财富变化值（ΔF），ΔF=Σ（CARs×Pt-1×AS），其中Pt-1为前一交易日收盘价，AS为企业的普通股股数。而五因素模型是法玛和弗伦奇在对美国市场的多因素模型实证分析中构建的。他们发现这五因素模型对股票组合的收益变化有显著的解释能力。模型如下：
其中：SMB―与规模相关的收益风险因素；HML―与净值市价比相关的收益风险因素；（RM―Rf）―与整体市场组合相关的收益风险因素；RMW―与营业利润率有关的收益风险因素；CMA―与投资水平有关的收益风险因素。
三、案例分析
本文中选择大杨创世收购圆通快递案例进行分析。查阅公开资料发行，大杨创世自2015年12月31日停牌以来，与2016年1月16日对外公开其收购对象；3月23日披露重大资产重组草案，拟作价175亿购买圆通快递100%股权，该草案与4月13日获公司股东大会通过后股票复牌；7月28日获中国证监会审议通过。分析知收购公告对资本市场产生影响的日期，即事件期中心日为2016年4月11日。因7月28日获得通过，故本文选取了2016年4月11日至2016年8月31日为检测区间，此区间干扰事件相对较少。查阅大杨创世公告知公司上述交易事项完成后，大杨创世总股本为28.21亿股，反映了并购后的企业总股本。本文将通过单支股票数据，结合五因子日数据，得到单只股票的回归方程，并用得到的回归方程预测企业无并购事件的正常收益，得到超常收益，进而得出股东财富超常变化，更全面的阐释各因子在并购绩效评价的作用。
首先将大杨创世历史数据做多元回归，得出多因素方程，历史数据来源于国泰君安数据库和行情软件，样本期为2011年10月11日至2015年12月31日，共计1020个交易日，计算过程由SPSS18.0和Eviews8.0实现，结果如下：
由回归结果分析知（RM-RF）、SMB、HML、RMW、CMA之间无明显高度相关性，故认为不存在明显多重共线性。回归方程为：
下方括号内数值为t统计量，拟合度方面，总体R=0.717，R2=0.514，调整拟合度为0.510。F值为214.335>F0.05（3，1016）≈1.61，对应P值=0.000
运用上述得到的回归方程对E（Ri）进行预测，预测期为2016年4月11日至2016年8月31日，进而计算每日超常收益Ri―E（Ri），通过计算最终得到并购公告宣告后的股东财富超常收益。结果如下表所示：
而如果只考虑市场收益、SMB和HML三个因子，通过传统三因素模型计算得到的股东财富收益为179.5亿，因此在考虑了公司规模和公司资产质量后，已经很好的评价了并购绩效。
四、结论与不足
本文通过将事件研究法与五因素模型结合起来对企业并购绩效进行评价，发现除市场收益外，企业规模和净值市价比对并购绩效评价有显著影响，而企业盈利能力和投资水平影响不明显。本文在进行案例分析时预测期较短，可能存在一定误差。在数据分析方面，本文只做出了简单的多元线性回归方程，在对多重共线性进行分析时过于简单。
参考文献
[1]黄娟，李青原.基于产业生态周期的上市公司并购绩效分析[J].生态经济.2007（05）.
经济学的效率观和管理学的效率观有重大的区别。经济学把管理效率称为技术效率，它的评价指标是投入产出比，投入一定时产出最大；产出一定时投入最大。经济学的效率是分配效率，认为只有配置合理才能提高效率。在市场经济条件下，评价配置效率的指标有两个，一个是利润最大化，企业追求最大利润，由于自由竞争而使大家的利润趋向平均化，利润率低的部门资源向利润率高的部门转移，最终在利润平均化的情况下实现合理配置。但是，自由竞争是理想，现实世界是竞争不自由，市场机制调控失灵。因为存在公共产品，有的产品有外部效应，有的地方垄断，有的地方信息不对称如此等等。于是，有了一个终极的配置效率指标，就是效用最大，满意度最大，社会福利最大，帕累托最优。
帕累托是瑞典大经济学家。效用最大，满意度最大，社会福利最大这个效率评价指标就是他用数学公式证明的。
帕累托最优是指经济中的资源配置已经达到了这样一种状态，即在这种状态下，资源配置的改变不会在任何一个人效用水平至少不下降的情况下使其他人的效用水平有所提高。处于这种状态的资源配置就实现了帕累托最优，或经济效率。反之，如果经济上可以在不减少某个人效用的情况下，通过资源的重新配置而提高其他人的效用，则这种资源配置状态可称为“帕累托无效率”（ParetoInefficiency）。这时候，改变资源的配置会提高效率，这种改变称为帕累托改进（ParetoImprovement）。
传统的市场经济学认为，市场机制是实现帕累托最优的最好办法。然而，现代市场经济学逐渐认识到，市场机制实现帕累托最优的分析仅仅是理论上的。在实际上，由于种种原因，市场机制并不能自发地引导经济达到帕累托最优，出现市场失灵现象。卫生服务的市场环境经常大量的出现市场失灵现象，不可能指望依靠市场机制纠正资源配置无效率状态，实现帕累托最优。政府通过经济政策和卫生经济政策可以纠正市场失灵现象。通过卫生经济政策来实现经济效率就是重要的卫生政策目标。
如果我们把“效用”改为满意程度，把“效用”改为社会福利程度，那么，前面这段文字就比较好理解了。效用就是使用价值，使用价值就是物品满足人们某种需要的属性。这就是说，一个物品的使用价值是用它满足人们需要的程度来评价的。大量现象可以证明，边际效用递减。边际效用递减规律如果推导到极限，就是富人富到极富，穷人穷到极穷。在这个情况下，把富人的财富的一部分重新转移配置给穷人可以提高他们的效用，同时对富人的效用并没有什么减少。这种改变符合帕累托改进（ParetoImprovement）的原则。既提高资源的配置效率，又增强了社会的公平性。这种改进必须依靠政府权力。
多一点“雪中送炭”，少一点“锦上添花”
我说了这么多的话，应该回到我们大家关心的主题：健康的公平性和卫生资源配置的效率。中国的卫生政策是否应该多一点“雪中送炭”，少一点“锦上添花”，从财政支出中把原来拨付给城市政府大医院的经费收回，转移支付给农村解决特困人口医疗救助的经费。城市人口不会因为少了100亿元的政府拨款而减少多少效用。而农村特困人口却可以得到很大的实惠，所增加的满意度不仅是直接受益农民，没有直接受益的农民也会为此高呼“共产党万岁！”。我曾经经历过这种场面。表达农民对卫生部结核病免费治疗项目的拥护心情。什么是健康的公平性？这就是健康的公平性。虽然不是水平公平性，但确实是垂直的公平性。什么是卫生资源配置的效率？这就是卫生资源配置的效率。因为它可以大大提高资源配置的边际效用，提高卫生资源配置的满意度。实现卫生资源的优化配置。什么是区域卫生规划和资源优化配置？这就是区域卫生规划和资源优化配置。只要能够跳出卫生部门的狭隘视野，不难得出共同的结论。我们可以在大家讨论公平和效率对立和冲突背后，看到了它的一致性和统一性。
城市医院可能会因为减少拨款而暂时困难，但是，却可能加速这些医院体制改革的步伐。断了后路的城市医院将会勇往直前的走上“独立经营、自负盈亏、自力更生、自我发展”的康壮大道。告别政府母亲的奶水，去接纳市场的五谷杂粮。
健康筹资的公平性
世界卫生组织在2000年对191个成员国进行健康筹资绩效的衡量。衡量的结果在191个成员国中，中国的位次排在188位，属于健康筹资最不公平的国家之列。从事这项研究的专家组就使用了经济学边际效用评价方法分析健康筹资的公平性。运用了经济学关于垂直公平的概念。他们对居民家庭贡献给健康事业的资金数量和他们的可支配收系起来分析。认为随着家庭可支配收入的增加，家庭对健康的资金贡献应该是累进的。通俗的讲，收入低的家庭对健康事业的贡献可以少些，甚至可以不贡献。但是，收入多的家庭对健康的贡献应该多些。收入越多，贡献率应该越大，这才符合经济效率的原则。这个原则叫做累进性原则或垂直公平性原则。因为穷人对健康贡献1元钱所减少的满意度（边际效用）大；富人对健康贡献1元钱所减少的满意度小。甚至因为贡献了1元钱在心理上得到很大的满意度。台湾的王永庆出资办医院不要回报，那是因为做慈善性的投入能够给他的灵魂带来极大的满意度。
中国健康筹资不公平表现在贫困家庭的健康筹资贡献率（家庭对健康贡献的金额/家庭可支配收入）甚至比富裕家庭的健康筹资贡献率高。我国大部分比较富裕的家庭几乎都享受免费医疗，而大部分贫困家庭几乎都是自费医疗。所以，我国健康筹资贡献率是累退的，不是累进的。和垂直公平原则背道而驰。
解决这个问题的办法如下：第一，必须进行经济学垂直公平性原则的宣传教育，进行资源如何才能优化配置的宣传教育，进行福利经济学的启蒙教育；第二，大力开展低保人口的医疗救治，积极推进农村合作医疗制度建设；第三，把替高工资阶层服务的锦上添花公立医院改造为对低保人口弱势人口服务雪中送炭的平民公立医院。第四，征收健康筹资的累进所得税和累进工资税。社会医疗保险的投保费用占工资的比重也应该是累进的，工资高的群体应该实行高累进费率。
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[关键词]制度变迁；市场化；经济增长；旅游经济
[中图分类号]F59
[文献标识码]A
[文章编号]1002-5006（2013）07-0013-09
1、引言
中国自1978年以来的改革过程也是经济运行体制的市场化程度不断深化的过程，改革就是制度变迁，其实质也是经济市场化，中国30余年的经济高速增长主要是市场化制度变革的结果，改革是中国最大的“红利”。新经济增长理论认为，物质资本、人力资本和技术进步投入是经济增长的直接原因，但制度决定论认为，制度才是经济增长的根本原因，以科斯（coase）和诺斯（North）为代表的新制度经济学派尤其关注制度对经济增长的重要作用，其理论清晰且合理地解释了正处于激烈体制转轨期中国的诸多问题，在我国产生了广泛的影响，得到国内学者的普遍认同，认为面向市场化的经济体制改革对我国经济增长具有决定性影响。同样，处于经济体制转轨期及对宏观环境敏感的中国旅游业，其自改革开放以来的快速增长明显地与制度变迁相联系，旅游管理体制的产生、发展、改革、创新是伴随着市场化制度变迁而逐步演变，制度变迁释放的能量是推进中国旅游业持续快速发展的重要动力，是增强区域旅游发展水平和产生区域差异的重要因素。
已有的研究主要从经济基础、资源禀赋、客源市场、地理区位和政府政策等视角探讨中国旅游经济增长及其影响机制，随着市场化体制改革的推进和旅游产业的发展，制度及其变迁与旅游经济增长的关系研究日趋扩展和深化。国外学者从不同层面探讨了制度对旅游业的影响，并以前苏联、塞浦路斯和中国等政治经济体制转轨典型的国家为例，开展了制度变迁对旅游发展的实证研究。国内学者更关注我国宏观制度变迁与旅游发展、区域旅游管理体制变迁与地方旅游发展以及制度对旅游企业、遗产保护等领域的影响研究，分析显示，我国旅游产业属性和地位的变化在很大程度上是各种政策法规发生变化而诱致，并不断与市场化改革过程相适应的结果，形成了一种明显的“权利下放、企业激活、市场强化”的制度演变与旅游产业成长的模式。然而，制度意义的宽泛且其作用往往交织和内化于其他增长因素中，致使制度的表征形态和衡量指标体系存在争议，因而目前国内外关于制度对旅游经济增长绩效的研究成果存在多理论、少定量，多规范、少实证，零散研究多而系统研究不足等问题，表现如下：将制度作为影响旅游发展的宏观环境背景和外在变量进行探讨，间接探讨制度与旅游发展的关系；虽然认识到制度因素是影响旅游经济增长的重要内生变量，但由于制度变量难以衡量，在构建旅游经济增长或旅游全要素生产率（totalfactorproductivity，TFP）的影响模型中，仍然忽略制度指标；也有部分学者用非国有经济比重等变量表征制度变迁，将其与旅游经济增长进行简单的相关或回归分析，测度制度变迁的旅游经济绩效，但这类指标无法涵盖制度变迁的全貌，且研究很少将制度因素全面纳入内生经济增长模型中，系统分析制度变量对旅游经济增长影响的内在机制，从而难以定量揭示制度对于旅游TFP和旅游经济增长的贡献度。
基于目前的研究成果，本文利用中国经济改革研究基金会国民经济研究所编制的中国分省市场化进程指数（以下简称市场化指数），以及各省市区的旅游企业面板数据，在传统柯布一道格拉斯生产函数（Cobb-Douglasproductionfunction，C-D生产函数）的基础上，构建旅游经济增长模型，从时间与空间两个角度剖析以市场化指数表征的制度变迁与旅游经济增长的关系，考量制度变迁对旅游经济增长的贡献。
2、研究思路、方法与数据
2.1研究思路
经济增长研究表明，国家经济增长的差异在很大程度上源于全要素生产率的差异，企业生产技术的进步和资源配置的改善带来的效率提高是生产率提高的两个最主要来源，抛开企业技术水平的差异，1992年以来，中国以建立社会主义市场经济体制为目标模式，开始了系统的制度创新，所产生的新体制因素对经济增长发挥着日益重要的作用。从旅游产业发展历程看，旅游产业的市场化进程是在整个国家的社会经济体制转轨与改革的背景下进行的，并随着市场经济体制的建立与健全，市场机制在旅游产业中作为资源配置的基础性作用得到了重视和强化，在旅游经济增长中发挥着日益重要的作用。然而在考察体制改革与旅游经济增长关系的实证分析中，关键是如何定量测度体制改革的变迁过程，传统的资本、劳动等投入要素具有较好的可测性，且可以通过规范的统计资料查询，制度本身就难以衡量，而旅游产业综合性、交叉性的特点更使得旅游业的制度变迁内化于整个国民经济体系之中，涉及社会经济活动的几乎所有领域，难以全面辨析和有效剥离。因而，基于中国仍然从计划经济向市场经济转轨的体制背景，制度变迁的实质也是经济体制的市场化，市场化进程也体现了我国制度变迁的动态历程和本质内涵。虽然使用市场化进程表征制度变迁具有一定的片面性和不完整性，部分学者也质疑其合理性，然而，考虑到我国体制改革的历程、旅游产业的发展背景与旅游经济特点，在没有其他更好替代参数的情况下，市场化指数将不失为全面衡量制度变迁并分析其对旅游经济增长作用的一个变量，可以较为合理剖析制度变迁与旅游经济增长的关系。
樊纲课题组借鉴了国际上的经济自由度指数，结合我国国情构造并计算了中国市场化指数，也是目前使用较为权威且得到学术界普遍认可的市场化指数，反映和衡量中国正处在由传统的计划经济向市场经济转型的历史性转变过程中，而不是表示体制变迁的具体数值，这个指数使用基本相同的指标体系进行了持续测度，因为其具有横向和纵向可比性，可以从较长的时间跨度考察制度变迁对经济增长的贡献和省际差异的影响。
2.2研究方法
本文仍然采用了在经济增长实证文献中，经典而广泛应用的C-D生产函数，即：
式（1）中，Yit表示第i省第t年的产出；Ait表示TFP，它是扣除资本和劳动投入对经济增长贡献之后的其他因素；Kit、Lit分别表示各省份的资本和劳动投入；α、β分别表示资本和劳动产出的弹性系数。TFP主要来源于技术进步和微观效率提高，由于旅游企业主要是劳动密集型服务企业，本文主要揭示制度变量对旅游经济增长的贡献，因而不考虑企业生产技术的进步，此外，基础设施的改善更能有效发挥市场化改革对经济增长的积极作用，因此参考樊纲和王小鲁等学者的研究成果，本文将全要素生产率定义为：
式（2）中，INit表示第i省第t年的市场化指数，TRit表示各省份的基础设施水平，用标准道路里程与人口的比率来衡量。λi表示各省份的固定效应，表示不随时间变化影响生产率的因素，εit表示随机干扰项。将式（2）代入式（1），由于该模型包含参数非线性，对等式两边取自然对数，得到如下计量回归模型：
2.3数据来源与变量描述
基于数据的可得性和可比较性，并参考已有学者的研究成果，本文选取中国及各省纳入全面统计报表的旅游企业作为研究对象。旅游企业营业收入作为产出衡量指标，旅游企业固定资产投资原值和从业人员分别作为资本与劳动投入，市场化指数作为制度变迁衡量指标。由于到目前为止，市场化指数的时间跨度只涵盖了从1997年到2009年共13年，为了匹配这个时间序列，其他变量数据也仅选择1997～2009年的数据。由于市场化指数数据的不完整，以及其旅游发展的特殊性，研究对象是中国内地除之外的30个省市区。我国30个省份的旅游企业总收入从1997年的1305.35亿元增加到2009年的4520，82亿元，年均增长10.91%；旅游企业总固定资产从2140.42亿元增加到8275.89亿元，年均增长11.93%；旅游企业总从业人员从135.54万人增加到273.83万人，年均增长6.04%；平均市场化指数从4.01提高到7.57，年均提升5.45%。此外，基础设施涉及种类较多，部分类别缺乏数据以及类别之间难以直接加总，为使其数据具有可比性，以14，7的换算系数将铁路里程与各省份的高等级公路里程合并为标准道路里程，然后计算了其与人口的比率，13年间全国每万人的标准道路里程平均从19.2千米增加到37.99千米，年均增长5.85%。旅游企业数据全部取自《中国旅游统计年鉴（正副本）》（1998～2010），公路里程、铁路里程和人口数据全部来源于《中国统计年鉴》（1998～2010）。
3、研究结果与分析
3.1制度变迁与旅游经济增长的动态关系
利用计量经济学的方法，根据1997～2009年中国市场化指数和旅游企业收入的时间序列数据，探析制度变迁与旅游经济增长的关系。图1显示，1997～2009年间，伴随着我国市场经济体制改革的持续推进，各省市区的旅游产业也取得了相应的发展，且旅游企业收入增长与市场化指数之间存在较明显的正向关系，说明了市场化制度变革可能是旅游产业持续高速增长的重要原因。不同省份之间的区域差异仍然比较明显，其中，13年间平均市场化指数最高和最低的分别是浙江（8.748）和青海（2.658），市场化进程最快和最慢的分别是宁夏（11.04%）和河北（3.2%）；平均旅游企业收入最多和最少的分别是广东（517.656亿元）和青海（4.306亿元）。为避免由于数据的非平稳性所致的伪回归现象，需进行相关检验，其实证检验主要包括3个步骤，检验均运用Eviews6.0计量软件进行分析。
（1）时间序列的稳定性检验。在时间序列分析中，数据的平稳性是决定回归是否可靠的重要指标，而本文使用的时间序列数据受到有效样本的制约，首先进行数据的平稳性检验。检验数据是旅游企业收入（Y）和市场化指数（IN），其中，收入变量取自然对数。选择增广的迪基-富勒（AugmentedDickey-Fuller，ADF）单位根检验法，采用赤池信息量准则（Akaikeinformationcriterion，AIC）确定滞后阶数，检验结果显示（表1）变量1nY和IN在1%的显著水平上均不平稳，经过一阶差分后，序列分别在5%和10%的显著性水平上平稳，两个变量都是一阶单整序列，即I（1）序列。据此初步推断变量lnY和IN间可进行数据协整检验和格兰杰因果分析。
（2）E-G协整检验。根据E-G两步法做协整检验，首先建立回归方程：1nYt=β0+β1INt+μt。因为变量1nYt和INt都是同阶平稳的，利用普通最小二乘法（ordinaryleastsquare，OLS）对方程的回归系数进行估计，结果如下：
然后对方程的回归残差序列做ADF单位根检验。结果显示，残差的ADF统计值是-3.083，并通过了10%的显著性水平检验，残差是平稳的，且方程拟合度较高，解释力较强，回归方程的设立比较合理，旅游企业收入与市场化程度之间存在协整关系，模型不存在谬误回归，进而理论上存在Granger因果关系。回归方程系数是市场化指数与旅游企业收入间的弹性，即当市场化指数（IN）每增加1%，旅游企业收入（1nY）将提高0.318%，反映了制度变迁对旅游经济增长的贡献也是明显的。
（3）Granger因果关系检验。上述分析反映了市场化和旅游收入增长存在稳定的均衡关系，但这种关系是否为因果关系，还需要进一步进行Granger因果验证。按照AIC和施瓦兹（Schwarzcriterion，sc）最小准则，通过计量软件中的向量自回归模型（vectorautoregression，VAR），确定市场化指数与旅游收入两个变量之间的最佳滞后期为3，检验结果显示，在5%显著性水平下，市场化指数是旅游企业收入增长的Granger原因，而旅游收入增长不是市场化进程的Granger原因，说明制度变迁对旅游经济增长存在单向的格兰杰因果作用关系。
3.2制度变迁对旅游经济增长的贡献
利用Eviews6.0软件对式（3）进行回归检验，由于本文的面板数据截面数远大于时期数，因此模型估计采用截面固定效应模型，表2是回归结果。由表2第1列的估计系数可知，资本、劳动和市场化的产出弹性分别为0.547、0.17和0.089，说明了1997～2009年期间，固定资产投入对旅游收入增长的贡献最大，劳动投入次之，在保持资本和劳动投入不变的情况下，市场化每提高1个百分点，旅游收入将会增长8.91%。为了比较不同时期制度变迁对旅游经济增长贡献的差异，将研究期间分为1997～2002年和2003～2009年两个较平均的时间段，第3列和第4列是两个时期的回归结果，显示资本的正面效应较大幅度减弱，而劳动和市场化的正面效应显著增强，其中，市场化的弹性系数由0.025提升到0.182，且在第一个阶段，劳动和市场化的弹性系数没有通过显著性检验，作用并不明显。此外，基础设施的贡献度也较大幅度增强。通过对两个时段的市场化指数的统计分析，1997～2002年的市场化进程较为缓慢，6年间市场化指数年均提高0.23，而2003～2009年7年间，市场化进程明显加快，年均提升0.32。这表明，随着市场化进程的加速推进，市场化对旅游经济增长的效应并没有减弱，反而还在加强。由于1997年和1998年的市场化指数与之后年份的市场化指数相比，缺少部分分项指标，而1999年之后的各分项指标一致，又对1999～2009年进行了回归检验，由第2列结果可知，市场化对旅游经济增长的弹性系数为0.089，与第1列相比，变化微弱。
根据1997～2009年的固定效应回归结果，用增长核算的方法对省际旅游经济增长因素进行分解。表3分解结果显示，资本、劳动和TFP对旅游经济增长的贡献分别为6.53、1.02和3.36个百分点，固定资产投资贡献度达59.83%，说明资本对旅游经济增长仍然起到最重要的作用，这个时期旅游收入的增长主要是依赖资产投资拉动，这与学者对我国国民经济增长贡献因素的分析结论较为一致，相比而言，劳动投入的贡献度较小，为9.39%。在决定TFP的因素中，市场化、基础设施和不可观察因素对旅游经济增长的贡献分别为0.49、0.09和2.78个百分点，其中，市场化分别贡献了TFP和旅游经济增长的14.47%和4.45%，市场化对旅游经济增长的贡献显著。需要说明的是，不可观察因素的贡献度达25.48%，说明还存在技术进步、人力资本的溢出效应等因素对TFP和旅游经济增长的贡献。
3.3制度变迁对旅游经济增长贡献的区域差异
在制度变迁对旅游经济增长贡献分析的基础上，进一步对各省份的市场化指数与旅游企业收入进行回归，分析制度变迁与旅游经济增长的空间关系，并将回归系数与各省年均市场化指数、年均旅游企业收入、市场化变迁强度进行比较，表4是比较结果。
从传统三大地域和省域来看，虽然4个指标之间呈现较大的区域差异，但市场化进程对不同区域旅游收入的增长都具有显著的正效应，且表现为市场化水平与旅游企业收入之间、市场化变迁强度与回归系数之间呈现正方向变化，而市场化水平与回归系数呈现反方向变化，具体而言：市场化水平最高的东部地区（7.227），其旅游企业收入也最高（177.864亿元），市场化水平最低的西部地区（4.398），其收入也最低（35.506亿元），中部地区介于两者之间，说明市场化水平越高的地区，其旅游经济越发达；然而，市场化的边际贡献效应却与此不一致，即西部地区市场化水平最低，但市场化变迁程度最强（6.54%），回归系数也最高（0.642），东部地区市场化水平最高，但变迁程度最弱（5.13%），回归系数也最低（0.338），说明制度变迁程度越强，其对旅游经济增长的边际贡献度越高。位于三大地域的不同省份与所在地域的变化规律基本类似，浙江的市场化水平最高（8.748），旅游收入也仅次于广东、北京，青海的市场化水平最低（2.658），收入也最低；反之，市场化变迁程度越强，刺激效应越强，虽然青海的市场化水平最低，但其市场化变迁强度（8%）在所有省份中仅次于宁夏，回归系数达到1.039，位居第一。但个别省份也呈现特殊的情况，如平均旅游收入水平不高的海南省（38.81亿元），市场化水平也不高（5.382），市场化变迁强度也处于最后（2.79%），但其弹性系数较高（0.605），这可能与海南省的地理环境、特区背景以及旅游发展政策有较大关系，相比较于其他省份，虽然市场化进程较慢，但其市场体制的每次变迁对旅游经济的刺激效应更强，旅游经济效果也更明显，这也注解了国家批准建设“海南国际旅游岛”战略的合理性。
不同地域和省份市场化水平、市场化变迁强度及其贡献度的区域差异，一方面反映了相对于东部沿海地区，大部分中西部尤其是西部省份的体制更处于激烈的转轨期，其体制的改进与完善对于旅游经济的增长效应更加明显，解读了中央提出的“东部转型”、“西部大开发”、“东北振兴”及“中部崛起”等战略的合理性，以望通过制度变迁，改善地区经济发展的制度环境，引导区域发展，缩小区域差距。但同时也说明了，虽然东部沿海发达省份旅游经济的发展初步获取并验证了改革的“红利”，但已有的体制改革对于旅游经济增长的边际贡献效应日趋减弱，我国目前远未完成从计划经济体制向市场经济体制的改革，仍然有相当多的制度使经济增长和社会发展的交易成本居高不下，必须加强各方面的包括旅游业在内的体制改革，进一步释放制度变迁的红利，这也是我国尤其是中西部相对落后省份旅游经济发展的后发优势和潜力，制度变迁对旅游经济发展的潜力仍然很大。
4、结论与讨论
面向市场化的制度安排和制度结构的持续变迁是推动中国旅游经济发展的重要力量。从1997年到2009年，中国制度变迁与旅游经济增长存在稳定的协整关系，市场化是旅游收入增长的Granger原因，表明以市场化改革为导向的制度变迁对旅游经济增长的作用较为显著；进一步利用面板数据分析显示，市场化对旅游经济增长的贡献达到年均0.49个百分点，市场化进程的推进促进了产权的多元化，改善了旅游资源配置效率，提高了旅游企业绩效水平，这一时期TFP增长的14.47%和旅游经济增长的4.45%是由市场化改革贡献的；市场化进程对不同区域旅游经济的增长都具有显著的正效应，但市场化水平及其变迁强度在不同区域存在显著差异，对区域旅游经济增长的贡献程度也存在不同，表现在市场化水平越高的地区，旅游经济越发达，区域的市场化变迁程度越强，边际贡献度也越大。
