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篇1

由此可見，中國經濟增長并沒有大幅度下滑，所謂硬著陸和滯脹的可能根本不存在。如果去年的中國經濟仍然屬于快跑，今年以來，中國經濟的增長則完全告別了危機時期的刺激效應，正在恢復到正常的增長和平穩的狀態，而并不是衰退和滑坡。筆者完全認同國家統計局對于中國經濟增長的內生動力依然強勁的判斷和結論。

但這并不意味著中國經濟沒有擔憂之處，其中最大的風險有兩個：一是通脹的未來走勢，二是房價為代表的資產價格泡沫。

上半年，盡管貨幣政策一再收緊，但依然沒有改變負利率的狀況，價格上漲的動力依舊十足，居民價格消費指數仍在高位運行。國家統計局的數據顯示，上半年的物價指數平均為5.4%，特別是6月份，豬肉價格的暴漲使得CPI一舉達到6.4%這一三年來的最高點。這意味著，年內完成4%的調控目標基本上沒有可能。

篇2

二、金融功能的四個層次 

金融功能的各個功能之間并非雜亂無章，可分為四個層次：基礎功能、核心功能、擴展功能及衍生功能。 

（一）基礎功能 

金融自誕生以來，在很長一段時間內，所發揮的基礎功能是中介功能和服務功能。中介功能主要是指金融機構作為社會上的中介機構，在資金的供求者之間搭起一座橋梁，實現資金的順利融通。服務功能則是指金融機構利用自身的優勢，為其客戶提供各種金融服務，主要包括各種業務、信息咨詢服務、融資活動、財務管理及信托等業務。 

（二）核心功能 

隨著市場和金融領域實現進一步自由化，金融在整體經濟發展中發揮著越來越重要的作用，金融資源的配置效率決定著一國經濟發展的質量。所以說，金融的核心功能是資源配置。 

要實現金融資源的有效配置，就要求放松管制。政府應逐步放棄對金融市場和金融體系的過度干預，逐步放松對利率和匯率的嚴格管制，促進儲蓄和投資的相互轉化，促進經濟的發展。 

（三）擴展功能 

金融的擴展功能是伴隨金融的資源配置功能產生的，主要表現為對經濟的調節作用。具體表現在以下幾點： 

1.金融機構根據經濟發展狀況，調節貨幣資金供應量，進而影響整個社會經濟發展的規模和速度。 

2.通過調節市場上貨幣資金的流動情況和配置，影響經濟結構和資源配置布局。 

3.借助利率手段、匯率手段以及金融資產的價格變動等來促進社會經濟整體效益的提高。 

4.各種貨幣政策、財政政策、匯率政策、產業政策等通過金融體系的傳導，會影響經濟的發展進程，實現調節經濟的目的。 

（四）衍生功能 

金融的衍生功能體現在金融的信息化上。信息化是金融未來的方向。隨著時代的發展，貨幣將越來越電子化，未來貨幣作為價值尺度的判斷工具，也將越來越信用化。究其原因，貨幣本身沒有價值，只是價值的傳遞工具，既然本身沒有價值，就可以用信息化來替代其價值傳遞工具的職能，去掉其本身的物質形態。信息化貨幣后，可以加快貨幣的流轉速度，減少貨幣損耗等。 

三、金融功能的演進過程 

金融功能的演進是伴隨著金融體系由萌芽到成型最后再到復雜化的過程而發展，隨著商品經濟以及市場經濟的發展而不斷完善的。 

（一）金融體系的萌芽：基礎功能的顯現 

隨著社會生產力水平的提高，出現了交換的需要，為使交換順利進行，對一般等價物的需求越來越迫切，于是便產生了貨幣。之后，金融的交易媒介、價值尺度等基本的服務功能就主要由貨幣來實現。隨著社會經濟水平的不斷提高，金融的簡單中介功能也逐漸發展起來。 

（二）金融體系的成型：主導功能的顯現 

工業革命后，生產力水平有了很大提高，人類向工業經濟社會邁進。這時，進行擴大再生產的需要、投資與融資的需要，促使金融的簡單服務與中介功能向資源配置功能轉變。科學技術的進步與發展降低了交易成本；人們的收入水平有了明顯的提高；人們的交易需求越來越旺盛；交易范圍不斷擴大等等。在這些因素的共同作用下，金融的資源配置功能逐漸的發展和完善。 

（三）金融體系的復雜化：衍生功能的顯現 

原來的世界，每個人是一個經濟實體，未來的世界，每個人都將會變成一個金融實體。金融主體的變遷對于金融業的影響是深遠的。對于傳統銀行業而言，影響猶大，會使得表內業務萎縮；對于投資而言，會使得投資分散化；對于監管者而言，將會大大增加監管的難度，需要以新的思路來監管金融業。 

四、金融功能未來展望 

隨著數字時代互聯網的發展，金融也展現出新的特點，并不斷豐富充實金融功能，具體表現在如下幾點。 

（一）普眾性 

由于技術局限性，傳統金融忽略了數量眾多、規模更加龐大的小經濟個體。以貸款為例，傳統銀行的貸款對象主要是大公司大企業的中長期大數額貸款，而面向中小微企業和個人的貸款則比較少。現代互聯網金融的開放性、分享性使得向中小微企業和個人提供貸款成為可能，貸款更加靈活快捷。以支付寶、余額寶為例的各種新興互聯網金融正在不斷深化金融功能，使其能更加深入社會生活的各方面。 

（二）實時性 

當今世界正在向數字時代邁進。金融領域也進行著深刻的數字化變革，主要表現為金融工具數字化和金融介質數字化。實時性是數字化的重要特征，可以極大的方便資本流動，應對日趨變化迅速的市場。近期，比特幣的火暴正在喚醒人們對電子貨幣的重新思考。數字時代的實時性是應對風云變幻的市場的必然趨勢。 

在數字時代互聯網的支持下，金融功能將繼續發生深刻變革，以應對更加變幻莫測的市場經濟。現代經濟有待于現代金融的支持，只有不斷深化發展現代金融，才能引領現代經濟發展。 

參考文獻 

[1]白欽先，白煒.金融功能研究的回顧與總結[J].財經理論與實踐，2009，30（5）：2-4.

[2]胡月曉.金融功能的全球化發展與銀行業國際化[J].新金融，2009，（10）：24-27. 

篇3

會計信息對債權人具有重要意義，Leftwich（1983）指出會計信息影響債權人的決策和產權保護。債務契約確定了企業與債權人之間的債權債務關系，債權人為了保護其資金的安全，通常在債務契約發生前對企業的會計指標做出硬性要求，同時會在契約中記入一些限制性條款，如要求債務人維持一定標準的利息保障倍數、負債資本比率及所有者權益等。債務人一旦達不到報表要求或違反了限制性條款，債權人就會依據債務契約對其進行懲罰。因此，管理層通常會通過各種手段來達到報表指標同時避免違反債務契約，由此產生了盈余管理。Watts和Zimmerman（1986）提出了著名的債務契約假設，認為如果其他條件不變，企業偏離債務條款的程度越大，管理者通過會計政策的選擇將未來盈余調節到當期的動機就越強。已有研究表明企業會通過盈余管理達到負債融資的目的，葉志鋒，胡玉明和納超洪（2008）以1998―2006年中國上市公司為樣本，研究發現上市公司基于銀行借款融資動機而進行了避免虧損的盈余管理。

這一問題之所以重要，還在于企業的負債融資容易受到宏觀經濟政策尤其是貨幣政策的影響（Campelloetal，2011；陸正飛等，2011；饒品貴，2013），“從緊的貨幣政策”會顯著限制企業的外部融資能力，甚至使企業陷入流動性困境（祝繼高等，2009）。政府制定貨幣政策的價值目標會隨著實際經濟情況不斷調整、有所側重，導致貨幣政策修改頻繁且存在較大的不確定性（陳棟等，2012）。對于微觀主體而言，貨幣政策的變更是企業無法改變的外生性事件，研究貨幣政策變更對盈余管理與負債融資的影響，可能會克服以往研究中的內生性問題。另外，由于頻繁的貨幣政策波動使得公司面R著巨大的融資風險和不確定性，如果公司出現短期的持續經營能力危機，將會嚴重影響包括供應商、客戶在內的利益相關主體對公司的相關預期，進而使得公司陷入預防未來的流動性風險還是繼續執行預定的投資戰略的兩難困境中。因此，在貨幣政策不斷變更的現實背景下研究盈余管理與負債融資的問題無疑具有更加突出的現實意義。

本文研究銀行借款作為負債融資的替代，利用修正的瓊斯模型反映企業應計盈余管理情況，利用Roychowdhury模型反映真實盈余管理的情況，研究在不同貨幣政策下，企業的債務契約動機與資本市場動機，以及企業選擇盈余管理的傾向性。

本文可能貢獻：一是已有研究發現貨幣政策會影響企業的負債融資，但是大多限定企業僅僅作為政策的被動接受者，忽略了企業而對外部宏觀經濟形勢變更所能采取的主動行為、途徑及其對貨幣政策微觀傳導效應的影響（陳棟等，2012）本文從貨幣政策變更的視角研究盈余管理在企業負債融資中的作用，豐富了宏觀經濟政策對微觀企業行為影響方面的文獻；二是本文試圖解答在不同貨幣政策下，企業盈余管理方式選擇的傾向性以及貨幣政策對負債融資影響的傳導機制。另外，本文的研究結論，也為實務界和監管機構制定有關債務契約條款和盈余管理方式選擇提供一個有益的視角。

1文獻綜述與研究假設

11負債融資與盈余管理

負債融資對企業的盈余管理有一定的影響是國內外研究普遍認可的結論。目前關于債務融資對盈余管理影響的實證研究，大多是檢驗債務杠桿增加對盈余管理產生的影響，而得到的研究結論并不一致。一方面研究發現，債務融資可以減少盈余管理行為。例如雷強（2010）也在研究銀行對借款人盈余管理的監督中發現，貸款規模與借款人盈余管理存在顯著的負相關關系，即貸款規模越大，借款人盈余管理的程度就越小。而另一方面，也有研究發現，當企業為了避免違反債務契約條款或想提高其在債務談判中的議價能力時，債務融資與盈余管理存在正相關的關系。李增福，曾慶意和魏下海（2011）在考察債務契約與控制人性質對公司盈余管理影響的研究中發現，公司的債務水平越高，其盈余管理程度越高。針對研究結論的不一致，也有學者考慮了債務融資與盈余管理的非單調關系，Ghosh & Moon（2010）研究了債務融資和盈余質量的關系。以應計質量作為盈余質量的變量，在兩者間發現了非單調關系：質量隨債務增加先上升后下降，拐點在41%附近。國內學者萬紅波，阮銘華和王蓓蓓（2010）選擇1998―2008年間中國上市公司為樣本，使用應計質量作為盈余質量的替代變量，研究負債融資與盈余信息質量之間的關系，研究發現二者的關系是非單調的。

為了進一步研究負債融資與盈余信息質量之間的關系，有些學者從盈余動機方面入手進行研究。與債務融資相關性較高的盈余管理動機是資本市場動機和債務契約動機。（李晗，2015）

盈余管理的資本市場動機是指企業的盈余管理主要出于借款融資的目的。目前，已經有一定數量的實證研究表明上市公司存在基于資本市場動機的盈余管理。Urcan和Kieschnick（2006）發現在發行可轉換債券前，特別是發行公開債務的公司，有增加盈利的操縱性應計項目產生。Roychowdhury（2006）和Mamedova（2008）研究發現企業存在借款動機的時候更傾向于進行真實活動的盈余管理。葉志鋒、胡玉明和納超洪（2008）以1998―2006年中國上市公司為樣本，研究發現上市公司基于銀行借款融資動機而進行了避免虧損的盈余管理。Liu， Ning和Davidson III（2010）以發行非可轉換債券的美國公司為樣本，研究發現在發行年度前樣本公司有向上調整盈利的行為。Sercu， Bauwhede和Willekens（2006）研究發現管理者利用他們的操縱權改變盈利來獲得更合適的債務融資項目。

盈余管理的債務契約動機指的是企業的盈余管理出于避免違反契約條款的目的。研究發現那些潛在的或者已經違反債務契約的公司會通過調增報告盈余來逃避或減輕債務契約的限制。Dechow， Sloan和 Sweeney（1996）以美國證監會披露的92家盈余操縱公司為樣本，研究發現該類公司存在降低外部融資成本和逃避債務契約限制的盈余管理動機。Sweeney C（1994）同樣以出現債務違約的130家企業為樣本，討論了債務違約與盈余管理的關系。研究發現樣本公司在違約年份會顯著的調增盈余，同時會計變更的頻率明顯高于對照樣本和其他年份。Eldenburg， Gunny 和 Hee 等（2011）發現為減少債務資本和減輕債權人疑慮，非盈利醫院會適時地處置資產和調整費用開支。

企業在實際的經營活動中會面對融資的需求以及避免違反契約的需求，這兩種需求并沒有不可并存的特點。因此，本文提出如下假設。

H1：上市公司同時存在基于債務動機和資本市場動機的盈余管理。

各種因素通過影響盈余管理的資本市場動機以及債務動機從而對企業的盈余管理水平產生影響。因為銀行批準貸款的依據是企業的財務狀況和抵押資產（Fraser等，2001 ； Mishkin 和 Eakins， 2003），因此企業的自身負債水平是否達到銀行的要求，會在較大程度上影響企業是否觸發了本身的資本市場動機，從而使企業產生盈余管理行為。Roychowdhury （2006）研究結果表明與無負債的企業相比，在盈余管理方式選擇上，有負債的企業更傾向于使用真實盈余管理。陳駿（2010）研究了銀行債務契約對盈余管理的影響。結果發現，在上期存在正向盈余管理的企業中，債務融資規模越大，企業向下進行盈余管理的概率越大，且盈余管理的程度越低。說明，銀行債務契約的監督作用會抑制企業盈余管理行為。李增福、曾慶意和魏下海（2011）通過實證研究，得出公司負債規模越大，應計盈余管理和真實盈余管理程度都會提高的結論。

當企業處于不同的短期負債水平與長期負債水平，會面對不同的實際問題，通過觸發資本市場動機以及債務動機，從而使企業產生盈余管理的行為，并且影響盈余管理行為的程度。因此，筆者提出如下假設。

H2：盈余管理水平受到企業自身負債期限的影響。

12貨幣政策對企業負債融資的影響

貨幣政策利用貨幣供應量和利率等中介目標對微觀主體行為進行調整，最終實現對國民經濟發展和社會民生質量的有效調控。微觀主體在貨幣政策波動下如何調整戰略決策已成為研究者的熱點議題。相關研究從企業投資、融資、現金管理以及勞動力成本等視角展開分析（饒品貴和姜國華，2011；陳棟和陳運森，2012；靳慶魯等，2013）。

信貸渠道是貨幣政策對經濟實體發生作用的重要傳導渠道之一。由于資本市場的不完善，實際經濟運行中普遍存在信息不對稱、合約成本等問題，銀行在減輕信貸市場信息不對稱、分散風險、降低交易成本方面發揮不可替代的特殊作用，貨幣政策通過影響銀行信貸可得性，進而引起信貸市場的系統性變化，從而影響實體經濟的投資變動最終影響產出。基于我國的資本市場，饒品貴和姜國華（2013）通過宏觀經濟政策與微觀企業行為的互動作用研究，證明我國存在貨幣政策信貸傳導機制。在貨幣政策的信貸傳導機制下，企業的負債在貨幣政策由松轉緊的過程中將出現顯著變化。

貨幣政策緊縮會通過信貸傳導機制，最終影響企業的融資。與國外的融資環境不同，我國金融體系不發達，企業融資渠道較少，銀行貸款是企業外部融資的主要來源（Allen等，2005），這就造成我國企業在貨幣政策緊縮環境下的流動性問題尤為突出。緊縮的貨幣政策減少了銀行可供貸款的資金，增加企業獲得貸款的難度，進而影響企業投資（Kashyap 等，1993；葉康濤等，2009），而且貸款利率上升，提高企業資本成本（Mojon 等，2002）。這是因為當貨幣政策趨于緊縮時，可貸資金減少，銀行會提高債務契約的標準（祝繼高等，2009）。因此，我們可以預期，當企業無法達到銀行的債務契約標準，企業就有了進行盈余管理的動機。為了更好地通過銀行在貨幣緊縮時期更加嚴苛的債務契約標準的審計，企業會通過提高盈余管理水平來達到負債融資的目的，企業更傾向于真實盈余管理。反之，在貨幣政策寬松時期，企業為了節約財務費用，會更加傾向于應計盈余管理。

H3：在貨幣政策緊縮時期，企業傾向于真實盈余管理。

H4：在貨幣政策寬松時期，企業傾向于應計盈余管理。

2研究設計

21盈余管理的模型選擇

211應計盈余管理的模型――修正的Jones模型

其中：NDAi，t――i公司第t年的不可操縱性應計利潤；Ai，t-1――i公司第t-1年末的總資產；ΔREVi，t――i公司t年的主營業務收入與t-1年的主營業務的差；ΔRECi，t――i公司t年應收賬款與t-1年應收賬款的差；PPEi，t――i公司t年的固定資產價值。

212真實活動盈余管理模型――Roychowdhury模型

該模型主要通過計算企業的異常經營現金流量、異常生產成本和異常可操控費用來計量企業利用銷售操控、費用操控和生產操控等手段操控盈余的水平。具體模型的構建過程如下。

首先，假設預期的經營現金流CFOi，t是N售收入和當期銷售收入變動的線性函數，根據式（2）對樣本分年度和行業進行截面回歸。

其中，ΔREVi，t=REVi，t-REVi，t-1，即t期與t-1期的銷售收入變動。公司i在t期的異常經營現金流R_CFOi，t為實際經營現金流減去預期經營現金流。預期經營現金流為式（2）中行業年度模型的系數與自身銷售收入和銷售收入變動估計而得。

其次，定義公司i在t期的生產成本PRODi，t為銷售產品成本COGSi，t和存貨變動ΔINVi，t之和。其中，假設銷售產品成本COGSi，t是銷售收入的線性函數；存貨變動ΔINVi，t是當期及上期的銷售收入變動的線性函數。即：

因此，根據式（3）和式（4），可以假設預期的生產成本就是銷售收入和當期及上期的銷售收入變動的線性函數，根據式（5）對樣本年度和行I進行截面回歸。

公司i在t期的異常生產成本R_PRODi，t為實際的生產成本與與其生產成本之差。預期生產成本為式（5）中行業―年度模型的系數與自身銷售收入、當期和之后的銷售收入變動估計而得。

最后，假設預期的可操控費用是上期銷售收入的線性函數，根據式（6）對樣本分年度和行業進行截面回歸。

其中DEXPi，t為公司i在t期的可操控費用，包括研發費用、廣告費用以及銷售與管理費用之和。公司i在t期的異常可操控費用R_PRODi，t，為實際的可操控費用與預期可操控費用之差。預期可操控費用為式（6）中行業―年度模型的系數與自身銷售收入和滯后的銷售收入變動估計而得。

因此，Roychowdhury模型最終可以獲得R_CFOi，t、R_PRODi，t和R_DEXPi，t三個個體指標來衡量真實盈余管理水平。R_PRODi，t數值越大代表企業通過真實活動向上調整盈利的可能性越大；數值越小，則向下調整盈利的可能性越小。R_CFOi，t和R_DEXPi，t本身的符號和盈余管理的方向恰好相反。

22變量定義與模型設計

DA為本文的主要被解釋變量，采用修正的瓊斯模型求出，取應計盈余管理的絕對值。RM為真實盈余管理，采用Royshowhury（2006）的模型求出，同時考慮到不同真實盈余管理活動之間可能存在一定的抵銷（Cohen 等，2008），因此將三種真實盈余管理手段進行合并，以綜合考察真實盈余管理程度。見表1。

關于貨幣政策的衡量指標。而對于貨幣政策中介目標的最優度量指標，國內學界并沒有達成一致的看法。史永東（1999）、蔣瑛琨、劉艷武和趙振全（2005）以及耿中元、惠曉峰（2009）等認為中國應該以M1作為貨幣政策的中介指標；而一些其他的學者卻以M2作為中介目標的主要指標（董承章，1999；劉明志，2006）。盛松成、吳培新（2008）則認為我國存在信貸規模和M2這兩個貨幣政策指標。近年來，部分學者也以利率和通貨膨脹率作為研究的中介指標。考慮到從我國當前的經濟金融發展情況來看，選擇利率或通貨膨脹目標還缺乏可行性，并且隨著我國從計劃經濟向市場經濟轉軌，貨幣政策中介目標也從信貸規模轉向貨幣供應量。因此，本文借鑒李志軍、王善平（2011）的方法，以名義GDP增長率與M2發行量增長率之差作為貨幣政策的衡量指標。名義GDP增長率在一般意義上衡量經濟發展所需要的貨幣，M2增長率則反映了貨幣的供應水平，如果差額為正，則表明當期貨幣政策為缺口，定義為緊縮性貨幣政策，此時MP=1；如果差值為負，則說明當期貨幣供應較為充足，處于寬松性貨幣政策，此時MP=0。經過計算，本文確定2008年、2011年和2012年為銀根緊縮時期，其余為銀根寬松或適度時期。

DEBT為本文企業負債融資的衡量指標，并將其劃分為長期償債能力和短期償債能力。本文選取公司規模，資產收益率，成長性、流動性等作為控制變量，同時對不同年份與行業進行控制。

3樣本、數據與實證結果

31樣本的選擇及數據處理

本文的上市公司數據來自CSMAR數據庫，樣本篩選采用Visual FoxPro 90進行，數據的處理采用Excel和Eviews 80軟件。由于盈余管理度量模型需要選用連續3年的現金流數據，所以樣本選取的時間范圍定為2007―2016年連續公布年報的上市公司。依照慣例剔除了金融類公司、數據不全和極端值的公司。最后，共得到1578家上市公司連續10年的財務數據，構成8年的時序量，共計12624個觀測值。

32描述性統計

根據本文對變量的描述進行數據的收集，得到樣本公司進行實證研究的具體數據，描述性統計見表2，由于存在數據殘缺，整合面板過程中進行了數據剔除，盈余管理計量模型描述性統計見表2，提供了2008―2015年1372家樣本公司共計10972個觀察值。上市公司負債率均值為0203997，極大值為844E+00，極小值為00000，說明負債融資是中國上市公司的主要融資渠道之一。采用模型得出的應計盈余管理均值為0076115，極大值為1199291，極小值為731E-6；真實活動盈余管理均值為-000732，極大值為563，極小值為-402，說明公司盈余管理差異很大，這有助于更好地觀測在不同貨幣政策下，不同盈余管理與負債融資的關系。其他統計數據見表2。

33相關性檢驗

表3是Correlation相關系數的實驗結果。從表中可以看出，上述兩個模型所涉及到的變量之間相關系數絕對值最大不超過04。（萬紅波等，2010）因此，上述模型各變量之間呈現一種弱相關關系，可以認為，上述模型不會產生嚴重的多重共線性問題，可以放入同一模型進行回歸分析。

34固定效應多元回歸分析與穩健性檢驗

341盈余管理的債務契約動機檢驗

模型（7a）的Prob（F-Statistic）為0719595、R-squared為0150756，證明模型整體不是特別顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，上一期的償債能力與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（-1）回歸系數為-0236281，其t-Statistic為-1711253，表現為比較顯著（Prob為01）。說明由于債務契約動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（7b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214624，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，上一期償債能力與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（-1）回歸系數為-0072659，其t-Statistic為-2720471，表現為十分顯著（Prob為00065）。說明由于債務契約動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

由表4可以看出，企業存在基于債務契約動機的應計盈余管理和真實盈余管理。

342盈余管理的資本市場動機檢驗

模型（8a）的Prob（F-Statistic）為0014071、R-squared為0167481，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，下一年度的償債能力與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為DEBT（1）回歸系數為0185794，其t-Statistic為1312280，表現為比較顯著（Prob為01895）。說明由于資本市場動機的存在，當企業負債融資水平較高時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（8b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214401，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，下一年度的償債能力與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（1）回歸系數為-0078517，其t-Statistic-2739551，表現為顯著（Prob為00062）。說明由于資本市場動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

根據對表5數據結果的分析，可以看出實驗面板數據可以驗證出上市公司存在基于資本市場動機的應計盈余管理和真實盈余管理。

343債務期限對盈余管理的影響

模型（9a）的Prob（F-Statistic）為0712397、R-squared為0150957，證明模型整體不是特別顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，長期負債融資與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為L_DEBT（-1）回歸系數為-0040120，其t-Statistic為-0200494，表現為不顯著（Prob為08411）；短期負債融資與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（-1）回歸系數為-0565838，其t-Statistic為-2082409，在5%的水平下表現為顯著（Prob為00373）。說明企業為短期債務融資進行真實盈余管理的債務契約動機更顯著。

模型（9b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214823，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為L_DEBT（-1）回歸系數為-0027540，其t-Statistic為-0677429，表現為不是特別顯著（Prob為04982）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（-1）回歸系數為-0117513，其t-Statistic為-2900240，表現為顯著（Prob為00037）。說明由于債務契約動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（9c）的Prob（F-Statistic）為0014772、R-squared為0167481，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為L_DEBT（1）回歸系數為0181891，其t-Statistic為0917757，表現為不是特別顯著（Prob為03588）；短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為S_DEBT（1）回歸系數為0191606，其t-Statistic為0765368，表現為不是特別顯著（Prob為04441）。說明企業為長期債務融資而進行真實盈余管理活動的資本市場動機不顯著。

模型（9d）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0216916，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為L_DEBT（1）回歸系數為0072203，其t-Statistic為1780722，表現為不是特別顯著（Prob為00750）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（1）回歸系數為-0287990，其t-Statistic為-5862915，表現為顯著（Prob為00000）。說明由于資本市場動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

綜合對表6數據的分析，發現短期債務融資的盈余管理動機更顯著，企業為了在資本市場獲得短期債務融資同時規避由于違反短期債務契約而支付的高額賠償金，企業更傾向于進行盈余管理；相反，長期債務融資的盈余管理動機不顯著。原因可能是長期債務融資的償還更多地取決于公司的經營狀況和長期盈利能力而非短期流動性，銀行在對企業進行長期貸款時，對財務指標的審查和要求會更加嚴格，一旦發現企業的盈余管理行為，則會從利率等方面對企業進行懲罰，因此上市公司在長期債務融資方面的盈余管理行為得到抑制；而短期債務融資往往是由于企業暫時資金周轉帶來的流動性不足，銀行在對企業進行短期資金融通時，更傾向于以該企業以往的信譽為依據，對財務數據的審核和要求會相對寬松，同時由于對資金的需求比較緊急，企業則往往會采取盈余管理手段來達到基本的借貸財務指標，因此，短期債務融資的盈余管理動機更顯著。

344貨幣政策對盈余管理的影響

若考慮貨幣政策的影響，將數據分為兩組，為了保證面板數據時間上的連續性，貨幣政策緊縮時選用2010年和2011年兩年的數據組成一個短面板，貨幣政策寬松時選用2012-2015四年的數據組成的一個面板，表7和表8是回歸結果。

當考慮貨幣政策時，在貨幣政策緊縮的條件下，對于資本市場動機下應計盈余管理與負債融資和真實盈余管理與負債融資兩個模型進行優化，通過固定效應模型的回歸結果可以看出，在資本市場動機下，負債融資與應計盈余管理程度之間的關系均不顯著。在債務契約動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為：L_DEBT（-1）回歸系數為-0213245，其t-Statistic為-2138275，絕對值大于2，且統計上顯著（Prob為00002）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為：S_DEBT（-1）回歸系數為-0054924，其t-Statistic為-1656941，表現為顯著（Prob為00978）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于債務契約動機的存在，當企業無論是短期負債融資水平還是長期負債融資水平，在其較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

真實盈余管理程度也會受到貨幣政策的影響，在資本市場動機下，短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（1）回歸系數為0792962，其t-Statistic為4141564，表現為非常顯著（Prob為00000）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于資本市場動機的存在，企業為了獲得短期債務融資，會進行真實活動盈余管理。在債務契約動機下，統計上變現為不顯著。詳見表9和表10。

同樣，在貨幣政策寬松的條件下，對于資本市場動機下應計盈余管理與負債融資和真實盈余管理與負債融資兩個模型進行優化，通過固定效應模型的回歸結果可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：L_DEBT（1）回歸系數為-0324511，其t-Statistic為-1312593，表現為特別顯著（Prob為00000）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（1）回歸系數為0135912，其t-Statistic為2974858，表現為特別顯著（Prob為00030）。說明在貨幣政策寬松條件下，由于資本市場動機的存在，企業傾向于進行應計盈余管理。在債務契約動機下，短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（-1）回歸系數為-0633462，其t-Statistic為-3731490，表現為特別顯著（Prob為0 0002）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于債務契約動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本；企業長期負債融資水平與真實盈余管理的相關性不大。

進一步分析，當貨幣政策緊縮時，無論是真實盈余管理還是應計盈余管理的資本市場動機都不顯著，債務契約動機顯著，同時通過回歸系數可以看出，企業更傾向于真實盈余管理。當貨幣政策寬松時，真實盈余管理的資本市場動機顯著，操縱性應計盈余管理的資本市場動機和債務契約動機均顯著，同時通過回歸系數可以看出，當貨幣政策寬松時企業更傾向于操縱性應計。

綜合表7、表8、表9和表10的數據，可以看出來研究發現企業存在基于債務契約動機和資本市場動機的應計盈余管理，真實盈余管理程度受貨幣政策影響較大。當貨幣政策緊縮時，債務契約動機顯著，企業傾向于真實盈余管理；當貨幣政策寬松時，由于真實盈余管理帶給企業的不良影響較大，對于企業來講成本過高，所以企業不傾向于通過真實盈余管理來達到避免違反債務契約和資本市場融資的目的。

結合上述分析可以得出，當貨幣政策緊縮時，企業傾向于真實盈余管理；當貨幣政策寬松時，企業傾向于應計盈余管理。

345模型穩健性分析

為了檢驗本研究結論的可靠性，避免因會計信息為基礎的債務契約限制條款的替代變量選取的不同對結論造成的影響，我們改變了負債融資的度量方法，以利息保障倍數作為其替代變量，用多元回歸模型做了進一步檢驗。回歸結果表明，不論如何度量企業負債融資，本文得出的盈余信息質量與負債融資之間的關系都保持不變，控制變量的符號和顯著程度也保持不變，表明實證研究結果具有較高的穩健性。

4研究結論

本文以2008―2015年的1578家上市公司12624個觀測值為研究對象，以銀行借款為企業負債融資的替代量，通過修正的瓊斯模型和Roychowdhury模型對公司的盈余管理進行刻畫，并將企業微觀的盈余管理決策與宏觀經濟政策相結合，對上市公司在不同貨幣政策下，盈余管理與負債融資的關系進行了實證分析。研究表明：存在基于負債契約動機和資本市場動機的應計盈余管理。盈余管理的負債契約動機和資本市場動機受到多種因素的影響，其中以債務期限影響最為顯著。當企業的短期債務……同時，上市公司的盈余管理受到貨幣政策較大的影響，當貨幣政策緊縮時，銀行對于企業的融資約束大，企業不惜采用成本更高的真實盈余管理，改變企業的盈余信息，從而獲得貸款。貨幣政策比較寬松，y行會放松監管要求，考慮到成本效益原則企業更傾向于操控性應計盈余管理。貨幣政策作為政府調控經濟的手段，影響著企業負債融資的難易，當貨幣政策寬松時，銀行有充足的資金用以放貸，對企業報表信息的要求相對降低，企業更容易進行負債融資；相反，當貨幣政策緊縮時，可用資金池緊張，企業若想達到負債融資的目的則需要付出更高的代價。

但是貨幣政策對負債融資的影響并非簡單的直接影響，在宏觀經濟政策與微觀的企業結果之間還存在著某種傳導機制，本研究表明貨幣政策與負債融資之間的傳導機制之一即為企業的盈余管理。上一期的負債比率與本期宏觀的貨幣政策兩者共同影響了企業的盈余管理動機與程度，而盈余管理程度體現在報表數字上，又直接影響銀行本期對企業放貸的金額，即影響本期的負債融資。

參考文獻：

[1]雷強 銀行監督與上市公司盈余管理關系的實證研究――來自中國證券市場的經驗證據[J]. 審計與經濟研究，2010（6）：91-98

[2]李增福，曾慶意，魏下海 債務契約，控制人性質與盈余管理[J]. 經濟評論，2011（6）：88-96

[3]Ghosh A A，Moon D Corporate Debt Financing and Earnings Quality[J]. Journal of Business Finance & Accounting，2010，37（5-6）：538-559

[4]萬紅波，阮銘華，王蓓蓓 負債融資，債務契約與盈余信息質量關系研究――基于中國上市公司面板數據的實證分析[J]. 首都經濟貿易大學學報，2010（5）：53-60

[5]李晗 財務困境上市公司盈余管理分析[D].濟南：山東財經大學，2015

[6]Urcan O，Kieschnick R L Earnings Management and Convertible Bond Arbitrage[J].Ssrn Electronic Journal，2006

[7]Roychowdhury SEarnings Management through Real Activities Manipulation[J].Journal of Accounting and Economics，2006，42（3）：335-370

[8]Zagers-Mamedova I The Effect of Leverage Increases on Real Earnings Management[M].Erasmus MC∶University Medical Center Rotterdam，2009

[9]葉志鋒，胡玉明，納超洪 基于銀行借款融資動機的盈余管理研究――來自中國證券市場的經驗證據[J]. 山西財經大學學報，2008（1）：118-124

[10]Liu Y，Ning Y，Davidson III W N Earnings Management Surrounding New Debt Issues[J]. Financial Review，2010，45（3）：659-681

[11]Sercu P，Vander Bauwhede H，Willekens M Earnings Management and Debt[J]. Access & Download Statistics，2006，36（6）：1-25

[12]Dechow P M，Sloan R G，Sweeney A P Causes and Consequences of Earnings Manipulation：An Analysis of Firms Subject to Enforcement Actions by the SEC[J]. Contemporary Accounting Research，1996，13（1）：1-36

[13]Sweeney A P Debt-covenant Violations and Managers Accounting Responses[J]. Journal of Accounting and Economics，1994，17（3）：281-308

[14]Eldenburg L G，Gunny K A，Hee K W，et al Earnings Management Using Real Activities：Evidence from Nonprofit Hospitals[J]. The Accounting Review，2011，86（5）：1605-1630

[15]Ahn S，Choi W The Role of Bank Monitoring in Corporate Governance：Evidence from Borrowers Earnings Management Behavior[J]. Journal of banking & finance，2009，33（2）：425-434

[16]Roychowdhury S Earnings Managementthrough Real Activities Manipulation[J]. Journal of Accounting and Economics，2006，42（3）：335-370

[17]駿 基于債務契約的銀行監督有效嗎？――來自盈余管理視角的經驗證據[J]. 中央財經大學學報，2010（12）：84-90

[18]李增福，曾慶意，魏下海 債務契約，控制人性質與盈余管理[J]. 經濟評論，2011（6）：88-96

[19]饒品貴，姜國華 貨幣政策波動，銀行信貸與會計穩健性[J]. 金融研究，2011（3）：51-71

[20]陳棟，陳運森 銀行股權關聯，貨幣政策變更與上市公司現金管理[J]. 金融研究，2012（12）：122-136

[21]靳慶魯，孔祥，侯青川貨幣政策，民營企業投資效率與公司期權價值[J].經濟研究，2012（5）：96-106

[22]Hubbard R G，Kashyap A K，Whited T M Internal finance and firm investment[R]. National Bureau of Economic Research，1993

[23]葉康濤，祝繼高 銀根緊縮與信貸資源配置[J]. 管理世界，2009（1）：22-28

篇4

本文研究銀行借款作為負債融資的替代，利用修正的瓊斯模型反映企業應計盈余管理情況，利用Roychowdhury模型反映真實盈余管理的情況，研究在不同貨幣政策下，企業的債務契約動機與資本市場動機，以及企業選擇盈余管理的傾向性。

本文可能貢獻：一是已有研究發現貨幣政策會影響企業的負債融資，但是大多限定企業僅僅作為政策的被動接受者，忽略了企業而對外部宏觀經濟形勢變更所能采取的主動行為、途徑及其對貨幣政策微觀傳導效應的影響（陳棟等，2012）本文從貨幣政策變更的視角研究盈余管理在企業負債融資中的作用，豐富了宏觀經濟政策對微觀企業行為影響方面的文獻；二是本文試圖解答在不同貨幣政策下，企業盈余管理方式選擇的傾向性以及貨幣政策對負債融資影響的傳導機制。另外，本文的研究結論，也為實務界和監管機構制定有關債務契約條款和盈余管理方式選擇提供一個有益的視角。

1文獻綜述與研究假設

11負債融資與盈余管理

負債融資對企業的盈余管理有一定的影響是國內外研究普遍認可的結論。目前關于債務融資對盈余管理影響的實證研究，大多是檢驗債務杠桿增加對盈余管理產生的影響，而得到的研究結論并不一致。一方面研究發現，債務融資可以減少盈余管理行為。例如雷強（2010）也在研究銀行對借款人盈余管理的監督中發現，貸款規模與借款人盈余管理存在顯著的負相關關系，即貸款規模越大，借款人盈余管理的程度就越小。而另一方面，也有研究發現，當企業為了避免違反債務契約條款或想提高其在債務談判中的議價能力時，債務融資與盈余管理存在正相關的關系。李增福，曾慶意和魏下海（2011）在考察債務契約與控制人性質對公司盈余管理影響的研究中發現，公司的債務水平越高，其盈余管理程度越高。針對研究結論的不一致，也有學者考慮了債務融資與盈余管理的非單調關系，Ghosh & Moon（2010）研究了債務融資和盈余質量的關系。以應計質量作為盈余質量的變量，在兩者間發現了非單調關系：質量隨債務增加先上升后下降，拐點在41%附近。國內學者萬紅波，阮銘華和王蓓蓓（2010）選擇1998―2008年間中國上市公司為樣本，使用應計質量作為盈余質量的替代變量，研究負債融資與盈余信息質量之間的關系，研究發現二者的關系是非單調的。

為了進一步研究負債融資與盈余信息質量之間的關系，有些學者從盈余動機方面入手進行研究。與債務融資相關性較高的盈余管理動機是資本市場動機和債務契約動機。（李晗，2015）

盈余管理的資本市場動機是指企業的盈余管理主要出于借款融資的目的。目前，已經有一定數量的實證研究表明上市公司存在基于資本市場動機的盈余管理。Urcan和Kieschnick（2006）發現在發行可轉換債券前，特別是發行公開債務的公司，有增加盈利的操縱性應計項目產生。Roychowdhury（2006）和Mamedova（2008）研究發現企業存在借款動機的時候更傾向于進行真實活動的盈余管理。葉志鋒、胡玉明和納超洪（2008）以1998―2006年中國上市公司為樣本，研究發現上市公司基于銀行借款融資動機而進行了避免虧損的盈余管理。Liu， Ning和Davidson III（2010）以發行非可轉換債券的美國公司為樣本，研究發現在發行年度前樣本公司有向上調整盈利的行為。Sercu， Bauwhede和Willekens（2006）研究發現管理者利用他們的操縱權改變盈利來獲得更合適的債務融資項目。

盈余管理的債務契約動機指的是企業的盈余管理出于避免違反契約條款的目的。研究發現那些潛在的或者已經違反債務契約的公司會通過調增報告盈余來逃避或減輕債務契約的限制。Dechow， Sloan和 Sweeney（1996）以美國證監會披露的92家盈余操縱公司為樣本，研究發現該類公司存在降低外部融資成本和逃避債務契約限制的盈余管理動機。Sweeney C（1994）同樣以出現債務違約的130家企業為樣本，討論了債務違約與盈余管理的關系。研究發現樣本公司在違約年份會顯著的調增盈余，同時會計變更的頻率明顯高于對照樣本和其他年份。Eldenburg， Gunny 和 Hee 等（2011）發現為減少債務資本和減輕債權人疑慮，非盈利醫院會適時地處置資產和調整費用開支。

企業在實際的經營活動中會面對融資的需求以及避免違反契約的需求，這兩種需求并沒有不可并存的特點。因此，本文提出如下假設。

H1：上市公司同時存在基于債務動機和資本市場動機的盈余管理。

各種因素通過影響盈余管理的資本市場動機以及債務動機從而對企業的盈余管理水平產生影響。因為銀行批準貸款的依據是企業的財務狀況和抵押資產（Fraser等，2001 ； Mishkin 和 Eakins， 2003），因此企業的自身負債水平是否達到銀行的要求，會在較大程度上影響企業是否觸發了本身的資本市場動機，從而使企業產生盈余管理行為。Roychowdhury （2006）研究結果表明與無負債的企業相比，在盈余管理方式選擇上，有負債的企業更傾向于使用真實盈余管理。陳駿（2010）研究了銀行債務契約對盈余管理的影響。結果發現，在上期存在正向盈余管理的企業中，債務融資規模越大，企業向下進行盈余管理的概率越大，且盈余管理的程度越低。說明，銀行債務契約的監督作用會抑制企業盈余管理行為。李增福、曾慶意和魏下海（2011）通過實證研究，得出公司負債規模越大，應計盈余管理和真實盈余管理程度都會提高的結論。

當企業處于不同的短期負債水平與長期負債水平，會面對不同的實際問題，通過觸發資本市場動機以及債務動機，從而使企業產生盈余管理的行為，并且影響盈余管理行為的程度。因此，筆者提出如下假設。

H2：盈余管理水平受到企業自身負債期限的影響。

12貨幣政策對企業負債融資的影響

貨幣政策利用貨幣供應量和利率等中介目標對微觀主體行為進行調整，最終實現對國民經濟發展和社會民生質量的有效調控。微觀主體在貨幣政策波動下如何調整戰略決策已成為研究者的熱點議題。相關研究從企業投資、融資、現金管理以及勞動力成本等視角展開分析（饒品貴和姜國華，2011；陳棟和陳運森，2012；靳慶魯等，2013）。

信貸渠道是貨幣政策對經濟實體發生作用的重要傳導渠道之一。由于資本市場的不完善，實際經濟運行中普遍存在信息不對稱、合約成本等問題，銀行在減輕信貸市場信息不對稱、分散風險、降低交易成本方面發揮不可替代的特殊作用，貨幣政策通過影響銀行信貸可得性，進而引起信貸市場的系統性變化，從而影響實體經濟的投資變動最終影響產出。基于我國的資本市場，饒品貴和姜國華（2013）通過宏觀經濟政策與微觀企業行為的互動作用研究，證明我國存在貨幣政策信貸傳導機制。在貨幣政策的信貸傳導機制下，企業的負債在貨幣政策由松轉緊的過程中將出現顯著變化。

貨幣政策緊縮會通過信貸傳導機制，最終影響企業的融資。與國外的融資環境不同，我國金融體系不發達，企業融資渠道較少，銀行貸款是企業外部融資的主要來源（Allen等，2005），這就造成我國企業在貨幣政策緊縮環境下的流動性問題尤為突出。緊縮的貨幣政策減少了銀行可供貸款的資金，增加企業獲得貸款的難度，進而影響企業投資（Kashyap 等，1993；葉康濤等，2009），而且貸款利率上升，提高企業資本成本（Mojon 等，2002）。這是因為當貨幣政策趨于緊縮時，可貸資金減少，銀行會提高債務契約的標準（祝繼高等，2009）。因此，我們可以預期，當企業無法達到銀行的債務契約標準，企業就有了進行盈余管理的動機。為了更好地通過銀行在貨幣緊縮時期更加嚴苛的債務契約標準的審計，企業會通過提高盈余管理水平來達到負債融資的目的，企業更傾向于真實盈余管理。反之，在貨幣政策寬松時期，企業為了節約財務費用，會更加傾向于應計盈余管理。

H3：在貨幣政策緊縮時期，企業傾向于真實盈余管理。

H4：在貨幣政策寬松時期，企業傾向于應計盈余管理。

2研究設計

21盈余管理的模型選擇

211應計盈余管理的模型――修正的Jones模型

其中：NDAi，t――i公司第t年的不可操縱性應計利潤；Ai，t-1――i公司第t-1年末的總資產；ΔREVi，t――i公司t年的主營業務收入與t-1年的主營業務的差；ΔRECi，t――i公司t年應收賬款與t-1年應收賬款的差；PPEi，t――i公司t年的固定資產價值。

212真實活動盈余管理模型――Roychowdhury模型

該模型主要通過計算企業的異常經營現金流量、異常生產成本和異常可操控費用來計量企業利用銷售操控、費用操控和生產操控等手段操控盈余的水平。具體模型的構建過程如下。

首先，假設預期的經營現金流CFOi，t是?N售收入和當期銷售收入變動的線性函數，根據式（2）對樣本分年度和行業進行截面回歸。

其中，ΔREVi，t=REVi，t-REVi，t-1，即t期與t-1期的銷售收入變動。公司i在t期的異常經營現金流R_CFOi，t為實際經營現金流減去預期經營現金流。預期經營現金流為式（2）中行業年度模型的系數與自身銷售收入和銷售收入變動估計而得。

其次，定義公司i在t期的生產成本PRODi，t為銷售產品成本COGSi，t和存貨變動ΔINVi，t之和。其中，假設銷售產品成本COGSi，t是銷售收入的線性函數；存貨變動ΔINVi，t是當期及上期的銷售收入變動的線性函數。即：

因此，根據式（3）和式（4），可以假設預期的生產成本就是銷售收入和當期及上期的銷售收入變動的線性函數，根據式（5）對樣本年度和行?I進行截面回歸。

公司i在t期的異常生產成本R_PRODi，t為實際的生產成本與與其生產成本之差。預期生產成本為式（5）中行業―年度模型的系數與自身銷售收入、當期和之后的銷售收入變動估計而得。

最后，假設預期的可操控費用是上期銷售收入的線性函數，根據式（6）對樣本分年度和行業進行截面回歸。

其中DEXPi，t為公司i在t期的可操控費用，包括研發費用、廣告費用以及銷售與管理費用之和。公司i在t期的異常可操控費用R_PRODi，t，為實際的可操控費用與預期可操控費用之差。預期可操控費用為式（6）中行業―年度模型的系數與自身銷售收入和滯后的銷售收入變動估計而得。

因此，Roychowdhury模型最終可以獲得R_CFOi，t、R_PRODi，t和R_DEXPi，t三個個體指標來衡量真實盈余管理水平。R_PRODi，t數值越大代表企業通過真實活動向上調整盈利的可能性越大；數值越小，則向下調整盈利的可能性越小。R_CFOi，t和R_DEXPi，t本身的符號和盈余管理的方向恰好相反。

22變量定義與模型設計

DA為本文的主要被解釋變量，采用修正的瓊斯模型求出，取應計盈余管理的絕對值。RM為真實盈余管理，采用Royshowhury（2006）的模型求出，同時考慮到不同真實盈余管理活動之間可能存在一定的抵銷（Cohen 等，2008），因此將三種真實盈余管理手段進行合并，以綜合考察真實盈余管理程度。見表1。

關于貨幣政策的衡量指標。而對于貨幣政策中介目標的最優度量指標，國內學界并沒有達成一致的看法。史永東（1999）、蔣瑛琨、劉艷武和趙振全（2005）以及耿中元、惠曉峰（2009）等認為中國應該以M1作為貨幣政策的中介指標；而一些其他的學者卻以M2作為中介目標的主要指標（董承章，1999；劉明志，2006）。盛松成、吳培新（2008）則認為我國存在信貸規模和M2這兩個貨幣政策指標。近年來，部分學者也以利率和通貨膨脹率作為研究的中介指標。考慮到從我國當前的經濟金融發展情況來看，選擇利率或通貨膨脹目標還缺乏可行性，并且隨著我國從計劃經濟向市場經濟轉軌，貨幣政策中介目標也從信貸規模轉向貨幣供應量。因此，本文借鑒李志軍、王善平（2011）的方法，以名義GDP增長率與M2發行量增長率之差作為貨幣政策的衡量指標。名義GDP增長率在一般意義上衡量經濟發展所需要的貨幣，M2增長率則反映了貨幣的供應水平，如果差額為正，則表明當期貨幣政策為缺口，定義為緊縮性貨幣政策，此時MP=1；如果差值為負，則說明當期貨幣供應較為充足，處于寬松性貨幣政策，此時MP=0。經過計算，本文確定2008年、2011年和2012年為銀根緊縮時期，其余為銀根寬松或適度時期。

DEBT為本文企業負債融資的衡量指標，并將其劃分為長期償債能力和短期償債能力。本文選取公司規模，資產收益率，成長性、流動性等作為控制變量，同時對不同年份與行業進行控制。

3樣本、數據與實證結果

31樣本的選擇及數據處理

本文的上市公司數據來自CSMAR數據庫，樣本篩選采用Visual FoxPro 90進行，數據的處理采用Excel和Eviews 80軟件。由于盈余管理度量模型需要選用連續3年的現金流數據，所以樣本選取的時間范圍定為2007―2016年連續公布年報的上市公司。依照慣例剔除了金融類公司、數據不全和極端值的公司。最后，共得到1578家上市公司連續10年的財務數據，構成8年的時序量，共計12624個觀測值。

32描述性統計

根據本文對變量的描述進行數據的收集，得到樣本公司進行實證研究的具體數據，描述性統計見表2，由于存在數據殘缺，整合面板過程中進行了數據剔除，盈余管理計量模型描述性統計見表2，提供了2008―2015年1372家樣本公司共計10972個觀察值。上市公司負債率均值為0203997，極大值為844E+00，極小值為00000，說明負債融資是中國上市公司的主要融資渠道之一。采用模型得出的應計盈余管理均值為0076115，極大值為1199291，極小值為731E-6；真實活動盈余管理均值為-000732，極大值為563，極小值為-402，說明公司盈余管理差異很大，這有助于更好地觀測在不同貨幣政策下，不同盈余管理與負債融資的關系。其他統計數據見表2。

33相關性檢驗

表3是Correlation相關系數的實驗結果。從表中可以看出，上述兩個模型所涉及到的變量之間相關系數絕對值最大不超過04。（萬紅波等，2010）因此，上述模型各變量之間呈現一種弱相關關系，可以認為，上述模型不會產生嚴重的多重共線性問題，可以放入同一模型進行回歸分析。

34固定效應多元回歸分析與穩健性檢驗

341盈余管理的債務契約動機檢驗

模型（7a）的Prob（F-Statistic）為0719595、R-squared為0150756，證明模型整體不是特別顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，上一期的償債能力與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（-1）回歸系數為-0236281，其t-Statistic為-1711253，表現為比較顯著（Prob為01）。說明由于債務契約動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（7b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214624，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，上一期償債能力與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（-1）回歸系數為-0072659，其t-Statistic為-2720471，表現為十分顯著（Prob為00065）。說明由于債務契約動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

由表4可以看出，企業存在基于債務契約動機的應計盈余管理和真實盈余管理。

342盈余管理的資本市場動機檢驗

模型（8a）的Prob（F-Statistic）為0014071、R-squared為0167481，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，下一年度的償債能力與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為DEBT（1）回歸系數為0185794，其t-Statistic為1312280，表現為比較顯著（Prob為01895）。說明由于資本市場動機的存在，當企業負債融資水平較高時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（8b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214401，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，下一年度的償債能力與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為DEBT（1）回歸系數為-0078517，其t-Statistic??-2739551，表現為顯著（Prob為00062）。說明由于資本市場動機的存在，當企業負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

根據對表5數據結果的分析，可以看出實驗面板數據可以驗證出上市公司存在基于資本市場動機的應計盈余管理和真實盈余管理。

343債務期限對盈余管理的影響

模型（9a）的Prob（F-Statistic）為0712397、R-squared為0150957，證明模型整體不是特別顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，長期負債融資與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為L_DEBT（-1）回歸系數為-0040120，其t-Statistic為-0200494，表現為不顯著（Prob為08411）；短期負債融資與真實盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（-1）回歸系數為-0565838，其t-Statistic為-2082409，在5%的水平下表現為顯著（Prob為00373）。說明企業為短期債務融資進行真實盈余管理的債務契約動機更顯著。

模型（9b）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0214823，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在債務契約動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為L_DEBT（-1）回歸系數為-0027540，其t-Statistic為-0677429，表現為不是特別顯著（Prob為04982）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（-1）回歸系數為-0117513，其t-Statistic為-2900240，表現為顯著（Prob為00037）。說明由于債務契約動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

模型（9c）的Prob（F-Statistic）為0014772、R-squared為0167481，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為L_DEBT（1）回歸系數為0181891，其t-Statistic為0917757，表現為不是特別顯著（Prob為03588）；短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為S_DEBT（1）回歸系數為0191606，其t-Statistic為0765368，表現為不是特別顯著（Prob為04441）。說明企業為長期債務融資而進行真實盈余管理活動的資本市場動機不顯著。

模型（9d）的Prob（F-Statistic）為0000000、R-squared為0216916，證明模型整體顯著，在實際情況下擬合度較好，且不存在明顯自相關性。由模型可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為L_DEBT（1）回歸系數為0072203，其t-Statistic為1780722，表現為不是特別顯著（Prob為00750）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為S_DEBT（1）回歸系數為-0287990，其t-Statistic為-5862915，表現為顯著（Prob為00000）。說明由于資本市場動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

綜合對表6數據的分析，發現短期債務融資的盈余管理動機更顯著，企業為了在資本市場獲得短期債務融資同時規避由于違反短期債務契約而支付的高額賠償金，企業更傾向于進行盈余管理；相反，長期債務融資的盈余管理動機不顯著。原因可能是長期債務融資的償還更多地取決于公司的經營狀況和長期盈利能力而非短期流動性，銀行在對企業進行長期貸款時，對財務指標的審查和要求會更加嚴格，一旦發現企業的盈余管理行為，則會從利率等方面對企業進行懲罰，因此上市公司在長期債務融資方面的盈余管理行為得到抑制；而短期債務融資往往是由于企業暫時資金周轉帶來的流動性不足，銀行在對企業進行短期資金融通時，更傾向于以該企業以往的信譽為依據，對財務數據的審核和要求會相對寬松，同時由于對資金的需求比較緊急，企業則往往會采取盈余管理手段來達到基本的借貸財務指標，因此，短期債務融資的盈余管理動機更顯著。

344貨幣政策對盈余管理的影響

若考慮貨幣政策的影響，將數據分為兩組，為了保證面板數據時間上的連續性，貨幣政策緊縮時選用2010年和2011年兩年的數據組成一個短面板，貨幣政策寬松時選用2012-2015四年的數據組成的一個面板，表7和表8是回歸結果。

當考慮貨幣政策時，在貨幣政策緊縮的條件下，對于資本市場動機下應計盈余管理與負債融資和真實盈余管理與負債融資兩個模型進行優化，通過固定效應模型的回歸結果可以看出，在資本市場動機下，負債融資與應計盈余管理程度之間的關系均不顯著。在債務契約動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為：L_DEBT（-1）回歸系數為-0213245，其t-Statistic為-2138275，絕對值大于2，且統計上顯著（Prob為00002）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是負相關，具體表現為：S_DEBT（-1）回歸系數為-0054924，其t-Statistic為-1656941，表現為顯著（Prob為00978）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于債務契約動機的存在，當企業無論是短期負債融資水平還是長期負債融資水平，在其較低時，管理層希望通過使用應計盈余管理的方式以降低融資成本。

真實盈余管理程度也會受到貨幣政策的影響，在資本市場動機下，短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（1）回歸系數為0792962，其t-Statistic為4141564，表現為非常顯著（Prob為00000）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于資本市場動機的存在，企業為了獲得短期債務融資，會進行真實活動盈余管理。在債務契約動機下，統計上變現為不顯著。詳見表9和表10。

同樣，在貨幣政策寬松的條件下，對于資本市場動機下應計盈余管理與負債融資和真實盈余管理與負債融資兩個模型進行優化，通過固定效應模型的回歸結果可以看出，在資本市場動機下，長期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：L_DEBT（1）回歸系數為-0324511，其t-Statistic為-1312593，表現為特別顯著（Prob為00000）；短期負債融資與應計盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（1）回歸系數為0135912，其t-Statistic為2974858，表現為特別顯著（Prob為00030）。說明在貨幣政策寬松條件下，由于資本市場動機的存在，企業傾向于進行應計盈余管理。在債務契約動機下，短期負債融資與真實盈余管理程度之間是正相關，具體表現為：S_DEBT（-1）回歸系數為-0633462，其t-Statistic為-3731490，表現為特別顯著（Prob為0 0002）。說明在貨幣政策緊縮條件下，由于債務契約動機的存在，當企業短期負債融資水平較低時，管理層希望通過使用真實盈余管理的方式以降低融資成本；企業長期負債融資水平與真實盈余管理的相關性不大。

進一步分析，當貨幣政策緊縮時，無論是真實盈余管理還是應計盈余管理的資本市場動機都不顯著，債務契約動機顯著，同時通過回歸系數可以看出，企業更傾向于真實盈余管理。當貨幣政策寬松時，真實盈余管理的資本市場動機顯著，操縱性應計盈余管理的資本市場動機和債務契約動機均顯著，同時通過回歸系數可以看出，當貨幣政策寬松時企業更傾向于操縱性應計。

綜合表7、表8、表9和表10的數據，可以看出來研究發現企業存在基于債務契約動機和資本市場動機的應計盈余管理，真實盈余管理程度受貨幣政策影響較大。當貨幣政策緊縮時，債務契約動機顯著，企業傾向于真實盈余管理；當貨幣政策寬松時，由于真實盈余管理帶給企業的不良影響較大，對于企業來講成本過高，所以企業不傾向于通過真實盈余管理來達到避免違反債務契約和資本市場融資的目的。

結合上述分析可以得出，當貨幣政策緊縮時，企業傾向于真實盈余管理；當貨幣政策寬松時，企業傾向于應計盈余管理。

345模型穩健性分析

為了檢驗本研究結論的可靠性，避免因會計信息為基礎的債務契約限制條款的替代變量選取的不同對結論造成的影響，我們改變了負債融資的度量方法，以利息保障倍數作為其替代變量，用多元回歸模型做了進一步檢驗。回歸結果表明，不論如何度量企業負債融資，本文得出的盈余信息質量與負債融資之間的關系都保持不變，控制變量的符號和顯著程度也保持不變，表明實證研究結果具有較高的穩健性。

篇5

0前言

在科學技術水平迅猛發展，人們消費水平不斷提高的當下，電腦、手機等媒介已逐漸發展成人們生活、生產中一項必不可少的部分。一些新媒體如網絡視頻、手機電視以及數字電視等，其在逐步滲入人們生活的過程中，同時也對傳媒產業帶來了巨大且不可忽視的影響。

1新媒體概述

對于新媒體這一概念，現今還沒有一個統一的定義。美國《連線》雜志對新媒體所下的定義為“所有人對所有人的傳播”。熊澄宇指出，新媒體就是一種運用網絡技術、數字技術，且利用各種途徑（如衛星、寬帶局域網、互聯網以及無線通訊網等）與終端（如數字電視、電腦以及手機等），提供各種娛樂服務與信息給受眾的傳播方式。Gillmor對新媒體的理解為：“基于網絡的、以博客為趨勢的共用媒體亦或者是自媒體。”Manovich指出：新媒體并非是一個具備特殊含義的媒體，僅僅只是一個和傳統媒體形式毫無相關的數字信息，但是，該信息能夠依據需要，通過相對應的媒體形式展示出來。

與傳統媒體相比，新媒體是一種新興的媒體形式，主要包括數字電視、互聯網等，依據傳播媒介能將其分成三大類，即其一，以互聯網為基礎的各種媒介，典型的有博客、電子雜志、電子書、群組、網絡視頻等；其二，以數字廣播網絡為基礎的媒介，例如公交電視、車載電視、手機電視以及數字電視等等；其三，以跨網絡為基礎的IPIV。新媒體在傳媒產業中具有一定的優越性，具體表現為廣泛性、先進性以及互動性等，其中廣泛性表現為其傳播面的寬廣；先進性表現為先進的技術推動新媒體產業的出現與進一步發展；而互動性表現為由純粹的信息服務方提供拓展，進而滿足用戶參與的需要。

2新媒體對我國傳媒產業所帶來的影響

在新媒體快速發展的背景下，我國的傳媒產業在一些方面發生了一定的變化，其具體表現在兩個方面，即傳媒產業規模與產業結構，以下筆者將就這兩個方面進行簡要概述。

2.1新媒體對傳媒產業規模的影響

在我國國民經濟飛速發展，人們生活觀念改變的當下，我國傳媒產業的發展規模也隨之發生了一定的改變。以2004年至2006年我國傳媒產業核心層產值數據來看，2004年核心層產值是3000億元，2005年核心層產值為3205億元，2006年核心層產值為4236億元，由此可見，從宏觀角度而言，我國傳媒產業的核心層產值正呈現一個逐年增長的趨勢。再從具體結構分布而言，在現今眾多媒體當中，新媒體的發展是最為明顯、最為突出的，其主要表現在兩個方面，即網絡媒體、移動媒體等。眾所周知，手機電視、手機游戲以及短信等，均屬于新媒體的范疇，而近些年來，我國在這一方面獲得了令人矚目的進步。另外，一些傳統的媒體同樣也有所進步，例如電視收費、電視廣告、圖書出版以及期刊廣告等等。伴隨著新媒體的迅猛前進，早期的傳媒產業也不斷發展，其原本穩定的規模也隨之改變。我國傳媒產業規模的改變，在某種層面上說明我國的社會正在不斷的前進與發展，廣大群眾的思想觀念正在不斷的進步。

2.2新媒體對傳媒產業結構的影響

伴隨著我國傳媒產業規模的改變，傳媒產業的結構也隨之發生變化。以圖書出版為例，在2005年，圖書出版在傳媒產業中所占的比重是最大的，達到了36%左右，其次才是電視廣告所占比重為12.3%、手機短信所占比重為9.5%等；到下一年度，傳媒產業中所占比重最大的依舊是圖書出版，但是相對于上一年度而言，其比重就有所下降，僅為27.8%，而其二、三位分別是移動傳媒所占比重為21%、電視廣告所占比重為10.6%。由此可見，傳統傳媒產業所占的比重正開始逐步變小，而新媒體則呈現異軍突起的態勢。近幾年，僅有有線電視的收入還能夠保持穩定，而其它的傳媒媒體的收入均開始呈現下滑的態勢。這種情況的出現，與新媒體的出現有著極大的關系，即新媒體的出現與大力發展，在某種層面上分散了用戶群體。而在這種情況下，新媒體在我國傳媒產業中所占的比重越來越大，且呈現“爆發式”的增長，并且已在我國產業結構當中占有極為關鍵的地位。

在我國，新媒體的出現與發展，對傳媒產業帶來了極大的影響，尤其是在產業規模與結構兩個方面。雖然從某種角度上而言，新媒體對傳統傳媒產業的發展帶來了一定的沖擊，與此同時，新媒體也給傳統傳媒產業的發展注入了全新的力量，對加速我國傳媒產業的發展與變革，進而實現傳媒產業可持續發展，極為有利。

3結束語

綜上，新媒體作為傳媒產業中的一個重要構成部分，正以極為迅猛的速度繼續發展。而新媒體的發展必然會對我國的傳媒產業帶來一定的影響，且促使傳媒產業的結構與規模發生一定的改變。因此，人們應當緊緊抓住新媒體發展的機會，以此推動我國傳媒產業獲得更好、更健康的發展。

參考文獻

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數字技術高度發展的今天，利用網絡、手機、短信等方式進行情感出軌被稱為“電子背叛”。隨著數字化、網絡化、知識經濟的到來，科技既讓你更輕松，也可能把你的婚姻推向懸崖。虛擬世界給人們提供了更多的幻想空間，也為出軌的人帶來了便利，即使雙方遠隔千里，敲一下發送鍵就一切搞定，出軌的人們一旦沉醉其中，就容易在不知不覺中忽視了現實中的家庭和親人。沉迷于數字化婚外情的男女，一定要認清這種電子背叛的危害，同時，現實中的夫妻一定要積極交流，加強相互溝通，以營造和諧的婚姻。

知識焦慮癥

又叫信息焦慮綜合癥，是一種由知識和信息引發焦慮的癥狀。在信息爆炸時代，人們對信息的吸收呈平方數增長，但面對如此大的信息量，人類的思維模式遠沒有達到接收自如的階段。由此造成一系列的自我強迫和緊張，嚴重的還會突發性地出現惡心、嘔吐、焦躁、神經衰弱、精神疲憊等癥狀，女性還會并發閉經和痛經等婦科疾病。這種知識焦慮癥流行于每天都要面對高度壓力與挑戰性的工作環境或職業中，如外企等淘汰率高的企業，而記者、廣告從業人員、信息員、網站管理員、IT從業人員等都可能是該癥狀的高發人群。

年關恐懼癥

篇7

1 關于天然氣計量

在我國，天然氣計量的法定單位是立方米/秒（m3/s）。由于天然氣體積會隨著壓力、溫度的變化而變化，所以為了方便計量，必須要將某種狀態規定為標準狀態。我國的天然氣計量標準狀態是，溫度：293.15開爾文（K為熱力學溫度標準，國際制溫度單位），絕對壓力：0.101325 兆帕斯卡（MPa），在未特殊指定狀態的情況下，都是上述標準下的天然氣計量。對于天然氣計量，方法有多種，使用的計量儀表也多種多樣。根據儀表工作原理，可將天然氣計量劃分為差壓式計量、容積式計量、速度式計量。

2 天然氣自動計量系統的組成原理

3 天然氣自動計量系統的常見故障及其維護措施

由于天然氣自動計量系統的運作是連續不間斷的，所以在運作過程中常會出現故障，造成計量失準，或者中斷系統運作。正確、及時地排除故障，恢復自動計量系統的政策運行是系統維護工作的重要內容。由于自動計量系統本身結構復雜，加之運行的長期性，加大了系統出現故障的幾率，自動計量系統的故障問題主要包括了硬件系統和軟件系統兩個大方面的故障。

3.1 硬件系統—— 直流電源故障

故障的具體表現是組態軟件（人機界面）界面顯示的數據不變，或者沒有流量、差壓、壓力、溫度等顯示。

針對這一故障，首先要查看流量變送器的顯示狀況，無顯示表明無正常供電，此時要先查看變送器的電源插頭有無松動，若插頭無松動，就要使用萬用表測試直流電源和電壓，若表頭電源插頭無電壓，說明供電線路發生了斷路，查找斷點并進行連接修復；若電源和電壓都正常，則說明是變送器出現故障。其次，若直流電源無輸出，就要檢查交流電源。若輸入電流不正常，就要檢查電源開關的閉合情況、電源正常與否；若輸入電流正常，就要檢查直流保險，若保險損壞，更換保險即可修復，若保險正常就說明電源損壞。

3.2 硬件系統—— 交流電源故障

一種故障表現是天然氣自動計量系統整體都不工作，其他供電正常；另一種故障表現是除控制計算機不工作外，顯示器和其他供電都正常。

針對第一種故障，首先要檢查插頭有無松動、開關是否閉合，若正常就測量插座或開關處的電源，若電壓為220 V就查看UPS電源是否正常供電，若正常就查看保險情況，若保險正常就檢查UPS輸出電壓，在電壓不正常就說明是UPS故障。針對第二種故障，首先要查看電源開關，若閉合開關后仍無供電，就要檢查計算機電源插頭有無接觸不良或松動、主機保險有無損壞。

3.3 硬件系統—— 變送器及管理器故障

3.3.1 故障表現：計算機顯示值和表頭差壓值不相等

該種故障出現的原因是回零操作不當，使差壓值在變送器的單向受壓下超出了差壓值允許范圍，對于這樣的差壓值計算機會判定為異常數據，從而保持原值顯示，而表頭則顯示疊加后的差壓值。針對這一故障，要先停止計量點，幾分鐘以后再啟用計量點，在差壓值回零后，再開啟現場儀表。為避免出現該類故障，操作人員一定要防止回零、排污操作中的單向受壓。

3.3.2 故障表現：雷雨天氣后，常常無法上傳計量數據

這一故障的產生原理是由于傳輸線路的周圍會在雷雨天氣產生強烈的沖擊電壓，若系統接地不良、或沒有避雷裝置，就很容易使計算機、儀表受損。該故障是因為雷雨天氣產生的重啟電壓損壞了儀表的通訊模塊，因此更換新的通訊模塊就可修復故障。

3.4 軟件故障—— 人機界面無顯示

故障的具體表現是人機界面沒有數據顯示，但現場儀表正常運作。針對這一故障，首先要查看計算機驅動程序的工作情況（有無實時更新和計量數據），若有數據更新，一般都可能組態軟件出現故障，重啟軟件即可恢復，該故障不影響計量數據的正確性；若驅動程序無數據更新，則說明驅動程序出現了故障，將其重新啟動即可恢復數據更新，該類故障會對計量數據產生一定影響，所以排除故障后還要修正流量。

3.5 軟件故障—— 不對小流量進行計算

故障的具體表現是在有小流量的天然氣流經管道，流量數值無變化。該故障產生的原因是系統中的小信號截斷值設置過大。由于管道中即使無氣流經過也會存在低信號，通過小信號截斷就可以避免在該種情況下造成錯誤計量，但是若管道中的流量較大、壓力較高，很小的差壓下也可得出較大的流量值，所以不可設置過大的小信號截斷值。針對這一故障，依據實際情況，適當將小信號截斷值調小即可避免這種計量誤差。

4 結語

由于天然氣自動計量系統涉及的專業知識眾多，如程序設計、傳感器技術、通訊技術、計算機技術等，而且組成原理復雜，所以其維護工作相對困難。對于系統維護人員來說，必須掌握相關專業知識，如系統的組成原理、流量計算方法、系統結構等等，才能準確判定系統運行中的各類故障，及時排除故障，保障系統的平穩運行。

參考文獻

[1] 常帥，邢棟，朱彥偉，等.天然氣自動計量系統的運行和維護[J].企業技術開發（下半月），2010，29（9）：100.

篇8

Key words: financial crisis；E-commerce；opportunities

中圖分類號：TP3文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2011）24-0171-02

1金融危機的影響

07年曾發起于美國的那場次貸金融危機，已經波及到了整個世界，它對美國經濟乃至全球經濟都無疑是一次巨大的打擊，國際金融體系面臨著前所未有的沖擊和考驗，它從根本上改變了世界經濟的發展方向，使得世界經濟迅速下滑。許多大型企業甚至面臨倒閉，最著名的有08年華爾街第四大投資銀行雷曼兄弟控股公司申請破產保護的事例。

2008年10月7日道瓊斯指數四年來首度跌破萬點，2009年6月美國通用汽車公司破產，中國數以萬計的中小企業倒閉，回顧比較2010年希臘與愛爾蘭引發的兩輪歐債危機，目前歐元區內部結構性問題仍未解決，一方面是成員國之間經濟實力差距較大，二是歐元區財政與貨幣政策結構不平衡。2011年歐債危機走向面臨較大考驗，風險遠未消除。

2011年達沃斯世界經濟論壇將主題鎖定為“新現實下的共同規則”，這表明糾結于復蘇與平衡的全球經濟，隨著“后危機”時代的到來正越來越凸顯出其復雜性。盡管發達國家主導的全球經濟金融格局還將在很長時期內持續，但長期積累的全球經濟失衡和全球經濟復蘇中利益分配不均等化的實質，已經使幾十年來這種相對穩定的態勢在“多元化”格局中孕育著變革。舊的矛盾沒有解決，新的挑戰又將到來。不可否認的是，無論世界經濟還將面臨怎樣的成長性考驗，世界經濟格局都在發生著人們意想不到的改變。

在金融危機的影響下，傳統的經營和銷售模式已經很難再適應當今的經濟發展了，而此時，最令人不可思議的是，電子商務開始變得日益適應當今的社會發展需求，它的優勢逐漸凸顯出來，成為了經濟浪潮中的一支強有力的生力軍。

2電子商務的優勢

電子商務是因特網發展的直接產物，是網絡技術應用未來的發展方向。因特網本身所具有的開放性、全球性、低成本、高效率的特點，也成為電子商務的內在特征，并使得電子商務大大超越了作為一種新的貿易形式所具有的價值，它不僅會改變企業本身的生產、經營、管理等活動，而且將影響到整個社會的經濟運行與結構。以互聯網為依托的“電子”技術平臺為傳統商務活動提供了一個無比寬闊的發展空間，基于以上優點我們總結一下電子商務在金融危機背景下所表現出的優勢：

2.1 電子商務將傳統的商務流程電子化、數字化，一方面以電子流代替了實物流，可以大量減少人力、物力，從而大幅度的降低了企業成本；另一方面突破了時間和空間的限制，使得交易活動可以在任何時間、任何地點進行，從而大大提高了效率。其具體表現在以下幾個方面：第一，通過因特網進行信息傳遞的成本遠遠低于電話、傳真機等傳統的信息傳遞方式，距離越遠，優勢越加明顯。第二，通過EDI（電子數據交換）等技術可以實現無紙貿易，實現一定程度上的無紙辦公，大大節約了勞動力，從而減輕了員工的工作強度，并且在一定程度上避免了人工錄入數據所產生的錯誤。第三，通過外聯網將企業與企業、企業與客戶之間聯系在一起，從而實現即時溝通，信息共享，使得企業無庫存銷售成為可能，大大降低了企業的運作成本。

2.2 電子商務所具有的開放性和全球性的特點，為企業創造了更多的貿易合作機會。利用互聯網的優勢，電子商務可以實現跨國之間的貿易，使得“天下沒有難做的生意”，從而為企業提供了更多的賺錢機會。

2.3 電子商務使企業可以以相近的成本進入全球電子化市場，使得中小型企業的進入市場的壁壘降低，同時也降低了企業的經營成本。對于規模不同的企業來說，在電子商務網站上注冊一個屬于自己的“商鋪”的成本基本上是一樣的，這便使得通過網絡實現貿易活動的大、中、小企業所花費的成本的總和大體相同，從而提升了中小企業競爭能力。

2.4 電子商務重新定義了傳統的流通模式，減少了中間環節，使得生產商和消費者的直接交易成為可能，互聯網拉近了人與人之間的距離，這同時也為電子商務的發展與推廣提供了方便，企業之間通過在互聯網上進行貿易活動，這樣可以使得生產商與消費者直接進行交流，談判，簽合同，訂貨者也可以把自己的反饋建議反映到企業或商家的網站，而企業或者商家則要根據消費者的反饋及時調查產品種類及服務品質，形成良好的互動，使得生產商能更好的為消費者服務，從而在一定程度上改變了整個社會經濟運行的方式。

2.5 電子商務還可以留住老客戶，其具體表現在以下幾個方面：第一，電子商務可以為每個人提供專門定制的服務，服務領域相當廣泛，能更好的滿足客戶的各種需求，顧客容易對它產生良好的印象。第二，根據客戶的具體要求制定出來的產品和服務，必將更加符合客戶的口味，增加客戶的滿意度。下次更愿意通過電子商務的方式購買產品。第三，在購買產品的過程中，商家為了留住顧客，往往會采取一些銷售手段，例如提供一些免費的產品給顧客，讓他更愿意購買自己的產品，這些良性的競爭手段無不更加促進經濟的迅速恢復與發展。因此，電子商務也是我們現在所鼓勵和推崇的。

3電子商務在金融危機背景下繼續發展原因

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我國建筑行業發展速度呈現出持續增長的效果，建筑施工企業在施工技術、施工管理等方面取得了一定的進步。但是，依然有很多施工企業頻發安全事故，這也表明了建筑施工安全投入水平較低，施工現場的安全措施不到位，其安全效益的滯后性、間接性、隱蔽性等特點使得建筑施工安全效益不能夠有效的量化，造成安全措施成為了建筑工程成本投入的一部分，施工企業一味的注重成本控制，使得安全投入的力度不夠，這是造成安全事故頻發的根本的原因。

一、安全經濟效益的概念及分類

隨著生產技術的發展和事故及危害嚴重性的增長，安全對于生產經濟的作用日益明顯，其概念也得到普遍接受。安全的經濟效益是安全效益的重要組成部分，安全經濟效益是指通過安全投資實現的安全條件，在生產和生活過程中保障技術、環境以及員工的能力和功能，并提高其內在潛能，為社會經濟發展所帶來的利益。

安全經濟效益從安全投資的物質結果方面可以分為直接經濟效益和間接經濟效益。直接經濟效益是企業、社會單位采取安全措施所獲得的經濟效益，降低事故對經濟效益造成的損失；間接經濟效益是通過安全投資，提高生產技術能力，從而使經濟效益穩定持續的增長。

二、安全經濟效益的界定與量化

安全經濟效益表現在很多方面，其中有些是用量的關系來反映具體的結果的，也有些很難用數量表示的，或者能用數字表示也不一定能用貨幣量來表示，，例如，勞動條件的改善、勞動強度的降低、操作者安全意識的提高等。從某種意義上說，這些軟指標和量化指標綜合在一起才能夠更加全面的反映安全經濟效益的本質屬性。其定型描述可以用一些指標進行對比評估，這種評估能夠在很大程度上反映企業安全經濟效益的狀況。

安全經濟效益的計量可以通過安全產出與安全投入來加以量化。安全效益量化的絕對值為：安全效益=安全產出量―安全投入量，我們可以根據安全效益的數值變動的情況來了解安全投入是否具有一定的效益。安全經濟效益的絕對值為：安全效益率=安全產出量/安全投入量*100%，當安全效益率大于或小于100%時，就能夠反映安全投入是否有效益。

三、建筑施工安全經濟效益中存在的問題

（一）忽視資金的時間價值。

建筑施工過程中投入的資金在時間上具有一定的價值取向，對于建筑資金的投入和利用，在時間上都是體現其價值的具體表現。但是，在我國建筑施工中，對安全投入、事故經濟損失以及安全效益進行投資時，都忽視了資金的時間價值。而是根據施工的具體情況，需要時就增加資金投入，不需要時就按照正常情況來進行，這種不合理的方式，并不能有效的反映出建筑施工安全經濟效益和實際效益的具體情況，導致其結果不具有可比性。

（二）缺乏有效的調查。

建筑施工安全經濟效益需要通過具體的調查，這項工作也是建筑施工安全經濟效益具體內容。我國建筑施工安全經濟效益的實際調查情況嚴重缺乏，這也導致大量的實際調查數據帶來的研究結果少之又少，間接的導致施工安全措施得不到保障，造成各類安全事故頻繁發生，這也使得安全經濟效益得不到有效的核算，給建筑安全管理工作帶來一定難度。

四、研究與發展

建筑施工安全經濟效益是一項涉及較為廣泛的研究領域，需要結合較多的理論知識和學科知識。鑒于我國現階段建筑安全經濟效益的研究還處于初級階段，進行深入的研究和發展是實現未來建筑施工安全經濟效益有效保障。要從實際的調查中分析建筑施工安全經濟效益的成果，就需要對企業在發展過程中的經濟增值產出情況的界定與分析，建筑工程安全措施資金投入的多少決定了建筑工程的安全質量問題和施工企業生產效率是否能夠得到保障的主要因素，其對建筑生產效率和資源利用率的提高起到了推動作用。安全產出所反映出來的效果不僅能夠體現事故損失的減少，更能體現企業經濟增值的具體情況。因此，建筑施工安全經濟效益的界定和量化分析需要借助經濟增值產出的計算結果，從而有效的反映各項安全投入、安全損失、安全產出等實時信息。

五、結語

建筑施工資金投入的具體信息并只是反映了建筑工程的資金使用量，其安全投入能夠帶來相應的建筑施工安全進行經濟效益。建筑施工安全經濟產出的具體表現是事故減損和經濟增值產出，其中安全投入的經濟效益體現在經濟增值產出上。綜合上述的分析，量化建筑施工安全經濟效益，使主觀判斷變成有理有據的客觀決策，使建筑施工安全管理工作更加經濟、安全。

（作者單位：中城建第二工程局集團有限公司）

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第二，“過度”讓實體經濟呈現虛假繁榮

實體經濟是以人為出發點和歸宿進行的生產活動，然而從實際情況來看，許多行業往往追求過度生產，忽略了人本身的需求。比如教育過度、醫療過度的問題。不管是中國的教育還是大家推崇的西方精英教育，都存在著教育過度的問題。事實上，過度教育的概念都是由美國人理查德?弗里曼首次提出的，西方教育過度的表現是接受高教育的人拿不到高薪水、事業期望不能實現，同時技能高于所在崗位的要求。而我們的教育則是應試成分太濃，從幼兒園到本科、碩士、博士，接受了幾十年的教育，在實際工作中不僅技能不足，甚至連基本的做人準則也有問題。而本應以人的健康為本的醫療，則出現了屢見不鮮的過度治療，人不是病死的，而是被治死的。

第三，實業的范疇需要重新界定，尤其是將精神文化產品生產行業錯誤地定義為虛擬經濟

長久以來我們存在一個錯誤的觀念，那就是物質生產是實，文化生產是虛。事實真的是這樣嗎？在周廣文博士看來，精神比物質更重要，數字、體育、影視、游戲等產業不應該是虛擬經濟的范疇，而是屬于實業范疇。

第四，以人為本的實體經濟，更應強調人與自然的整體和諧，否則，以人為本就沒有了意義

我們在發展實業的同時，一定不能以破壞生態為代價，要懂得克制，眼光要長遠，格局要大。不僅要用生態和諧的觀念建設實業，還要把生態建設和保護工作當作實業的一部分，正是新實業的題中之義。

新實業的“新”有哪些內涵？

新實業的新是在“實”的框架下，從需求、滿足需求的實現方式以及組織形式三個層面來表現的。

第一，在互聯網時代，人們的衣、食、住、行、教育、醫療、娛樂、環境需求呈現出新的方式，具體表現為如下：

（1）衣：個性化、批量定制化、柔性定制化、社群部落化、時尚趨勢的多元和小眾化、材料科技化、創意化。

（2）食：關注食品來源、營養成分比例、綠色無公害、食物搭配、色香味俱全、飲食環境、飲食文化。

（3）住：注重安全性、品質感、私密性與社交性并存、多功能體驗等，存在生態住宅、綠色建筑、能源+住宅、低耗能住宅、可持續住宅等多種需求。

（4）行：方便快捷、降低成本、節約能源、提高能效、減少污染、有益健康。

（5）教育：學校成為學習共同體、學習時間彈性化、教師的來源和角色多樣化、學習機構一體化、學習內容定制化、個性化、家校合作共育、課程指向生命和真善美。

（6）醫療：養老產業、分級診療、精準醫療、基因工程、3D打印器官、機器人手術。

（7）精神：內容多樣化、渠道國際化、網絡服務、數字出版、網絡游戲、新興媒體。

（8）環境：治理緊迫、環保標準提高、人與自然和諧相處。

第二，滿足新需求需要新的生產方式，這些新生產方式包括P2P（對等網絡傳輸）、社會化定制、大數據、人工智能、云計算、工業4.0、智能制造、3D打印、C器人，等等。

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之所以說要靠發展新的經濟動能來紓解，一方面，新經濟可以為傳統產業插上“翅膀”，用新動能帶動傳統動能轉型升級、煥發生機。近年來，不少新經濟、新業態的出現，讓傳統產業的生產、流通和經營模式都發生了變化，更大的市場被創造出來，新的就業機會隨之產生。對很多身處傳統產業的勞動者而言，他們可以通過提升自身就業技能在新崗位獲得工作，他們不必到陌生的產業領域尋找出路。另一方面，新經濟在蓬勃發展的過程中，創造出大量新的就業機會。阿里巴巴、滴滴、京東、小米、百度、騰訊等新經濟的代表，都顯現出創造就業機會的能量。滴滴的最新年度報告顯示，2016年滴滴出行平臺為全社會創造了1750.9萬就業和收入機會，其中，238.4萬來自去產能行業。新經濟幫助來自傳統產業的勞動者獲得新的工作機會，有力抵消了淘汰過剩產能所減少的就業機會。

另有數據表明，在互聯網行業中，每1個崗位消失，就會新創造出2.6個新崗位；每部署1個機器人，就會創造出3.6個新崗位。這意味著，新經濟的發展帶來了新需求和新產業鏈，更多的就業領域被激活。因此，在信息化時代、在數字經濟時代，只要立足創新驅動，并為之創造便利條件，新動能的蓬勃發展和傳統動能的煥發生機才會實現，每一個為夢想而努力的勞動者也才會得到屬于自己的就業機會。更為重要的是，今后一個時期，“平臺化、數據化、普惠化”是數字經濟2.0的核心特征。20年后，中國總勞動力的50%將通過網絡實現自我雇傭和自由就業，即八小時固定工作制將被打破。

2017年1月7日，由阿里研究院主辦的“遠見2046――第二屆新經濟智庫大會”在北京舉行，波士頓咨詢現場了題為《邁向2035：4億數字經濟就業未來》的報告。阿里研究院院長高紅冰在場詳細解讀了數字經濟特征。他認為，根據這份報告，隨著技術的發展，經濟進入數字經濟時代。2035年，中國整體數字經濟規模近16萬億，總就業容量4.15億。其中，以阿里巴巴為代表的中國數字經濟規模將達到近16萬億美元，就業容量將達到4.15億，包括新零售板塊以及服務、物流、云計算等在內的整個阿里新經濟生態體系將創造超1億的就業。

數字技術在帶動新商業模式中激活就業

BCG合伙人兼董事總經理阮芳表示：“在數字經濟下，數字技術深入改變了傳統行業的商業邏輯和運行方式，使新的組織內外協作模式順暢運行。同時，數字技術對人類勞動的可替代性越來越強，‘數字原住民’們還擁有新的底質貝工作價值觀。”在這樣一種趨勢下，數字經濟對就業生態施加了“新增、強化”及“弱化、消失”的二元影響。

其具體表現是，在就業人群上，掌握特定的專業技能 （尤其是應用數字技術），以及具備機器智能尚無法大規模取代人類的人際交互、創造性等素質成為重要就業壁壘。機器智能化及平臺就業使就業者的身體素質、所處地域不再構成制約，帶來全球化的廣泛協同和對勞動者的一視同仁。在就業領域上，數字化基礎服務以及傳統產業數字化的跨界機會大量產生；數字技術還帶動新商業模式，從而激活新領域就業。被數字技術改變商業邏輯的部分行業及職能領域就業機會面臨轉型、銳減、甚至消失；部分標準化、程序化的非腦力工作也將被技術低成本所取代。在就業方式上，產生平臺型就業和創業的新途徑――自由人相互聯合、“按需聚散”、履行契約，擁有多份零工的斜杠青年亦能展現價值。而“數字原住民”一代成為就業主力軍，他們的新就業文化和價值觀也對傳統組織雇員關系構成挑戰。

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具體表現是，近年來，英國多的是大學畢業生，比如2011年英國25%的大學應屆畢業生找不到工作，但同期很多產業缺少技術工人。這被視為是國家性的教育錯位。

這種教育錯位的主要原因是，上世紀70年代，英國的很多工廠倒閉，從而不再資助職業培訓。到了八九十年代，具有職業教育功能的技術專科學校有機會升格為大學，于是“一哄而起”，大部分變成了大學。截至上世紀90年代，英國政府把所有的理工大學都升級為綜合性大學，這些新大學開辦學術類專業并把實際操作類課程擠出了課堂。在這三種情況發生后，英國的教育系統并未及時填補職業教育方面的相應空白，對該國制造業具有特殊技能畢業生的迫切需要也未給予應有的重視。

對于英國很多年輕人來說，上大學就意味著走學術路線，最終的結果是缺乏實際技能，畢業即失業。而這樣的教育顯然不能適應英國當下經濟社會發展的需要。

英國的這種現象于我們而言有著似曾相識的感覺。其一，我國高校畢業生的就業壓力逐年加大。近年來畢業生規模平均每年以20萬人的速度遞增，2011年達到660萬人，2012年達到680萬人，2013年達到699萬人。為增強實踐操作能力，高校畢業生到職業學校“回爐”的新聞也屢見報端。其二，職業院校升格的行為與論爭從未停止。本世紀初，我國有一批“老中專”學校或單獨或聯合升格為高職學校。此后，以專科類學校為主，有部分高職高專院校也升格為本科學校。目前，在此類學校升格的主體愿望和政策限制之間仍存在極大的矛盾。

我國正在致力于工業化、信息化、城鎮化、農業現代化這“新四化”建設。從工業化的角度來看，缺少技術工人的英國其實已經處于后工業社會，而我國尚在工業化中期的后半階段。無論是推動第二產業發展，還是重視技術技能人才培養，在我國都是情理之中的事。近30年我國一直強調大力發展職業教育，并在2012年明確要將600余所本科院校轉型舉辦應用性教育，此舉乃應時應需。

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一、離散主義的提出

離散概念的提出主要源于數學，而離散顧名思義就是不連續。離散數學是一種傳統的邏輯學，更是一門具有綜合性質的學科。隨著科技水平的不斷提高，離散數學的重要性更加彰顯，各個行業在大數據時代下需要對信息數據進行有效管理，也需要對離散化的信息資源進行有效整合、分析和提取價值。

離散主義方法論具有多方面的內容，具體表現在：首先，在離散的視角下，進行客觀世界的表達和解釋，是對經濟社會的一種解構。其次，經濟社會解構之后的信息需要實現有效的獲取與傳遞，包括利用高科技手段更好的反映客觀世界。再次，將經濟社會與價值相關聯的要素進行解讀和重組，以有效提取更加有效的價值，如：數字化處理、大數據重構等。最后，離散主義的研究對象、研究手段、研究方法都具有一定的離散性，在相關人員進行研究過程中，需要與連續性的思維模式或函數建模方式相結合，進而能夠提高研究的有效性。

二、新經濟的增長理論及其建構

（一）新經濟增長理論的建構

隨著經濟的快速發展，現代經濟已經不再是傳統的注重物質階段，而是注重精神的階段。此外，社會資源的稀缺性重心也發生了較大的轉變，由傳統物質資料稀缺轉變為生命時間的稀缺。在經濟方式發生轉變之際，產生了許多交織的矛盾，然而在矛盾雙方的相互作用下，更加要求人們對經濟增長理論有重新的認識和分析。不可否認，傳統經濟學存在著一定的局限性，因而進行新經濟增長理論的建構具有重要的意義。不管是人類的社會生產，還是人類的高級需要，都是經歷由自然需求向精神需求、由低級向高級轉變的過程，也就是說，人類的高級需求可以進行離散化表達、離散化重組與滿足，從而也為現代經濟的增長理論提出了新發展模式、供求關系、現象。

（二）新古典經濟增長理論

世界經濟理論經歷了由古典經濟增長理論向新古典經濟增長理論的過渡，然而在新古典經濟增長理論中，盡管引入較多的因素以促進世界各國經濟增長的現實需要，但是始終不能有力解釋經濟長期增長的現實問題，也無法解釋窮者越窮，富者越富的兩極嚴重分化問題。通過對新古典經濟增長理論存在缺陷問題的分析可知，之所以致使新古典經濟增長理論不能更好的解決更多現實問題，那是因為人們沒有對制度進行充分的肯定，也沒有重視社會的有機化程度對經濟的影響問題。首先，先進的制度對資本的性質和質量有較大的影響，而社會的有機化程度對勞動力和科技水平有較大的影響。其次，各國經濟的快速發展，需要依靠進步的制度，也就是有機化程度的提高，進而可以為國家發展增加競爭力量。

三、經濟的解構與重構

現代經濟的經濟要素既需要通過數字信息等技術進行離散化解構和表達，又需要通過利益關聯進行全息化重構，這是人類提出后古典經濟學的最為重要的現實基礎。第一，表達離散化，經濟社會的表達模式發生著變化，由實體轉變為離散化表達模式以及虛擬化表達模式。第二，重組全息化，對經濟信息進行有效的整合，充分挖掘關聯價值，并以此而重組。第三，行為概率化，數字技術的離散化表達和廣泛傳播，必然會提供更多可能性的交流，因此在寬泛的、不確定的大多數之間會產生概率化。第四，發展兩極化，現代經濟社會的發展呈現兩極化趨勢，例如：企業如果信息不對稱被打破，則會導致所獲利潤下降，反之，企業信息不對稱的設立，則會促進行業的利潤上升。第五，擴張無界化，現代經濟觸及世界的各個角落，實現了跨界化。第六，公權私有化，社會經濟經過離散化之后，私人企業可以獲取更為廣泛的數據信息，而企業交易成本的離散和數據成本得以被平臺所控制，進而可以使企業更好調節交易成本。

四、基于離散主義的經濟學

（一）網絡經濟學

隨著信息網絡技術的飛速發展，網絡技術逐漸成為現代經濟發展的基礎，這種新的經濟形態被稱之為網絡經濟。網絡經濟學的出現，為現代經濟的離散化解構提供了重要的前提條件，既是現代經濟學的理論前提，又是后古典經濟學的一個重要部分。

（二）數據經濟學

數據經濟學是將社會離散化之后的數據進行有效表達和分析研究，進而形成的一門學科理論。對與價值相關聯的數據信息進行有效處理，可以較好的控制企業成本，也可以對企業的發展具有重要的調節功能，更可以促進現代經濟的快速發展。

（三）平臺經濟學

社會經濟經過離散化解構之后進行重構，并且通過平臺對數據信息進行有效處理，進而促進社會經濟的更好發展。平臺是一個虛擬的空間，而將相關聯的、有價值的數據信息與平臺相聯結可以較好的促進多方通過平臺進行交易。隨著現代經濟的不斷發展，平臺競爭日益激烈，而發展平臺經濟學有利于促進社會經濟發展的進步。

總而言之，離散主義不僅是后古典經濟學方法論的基礎，而且也是具體的技術手段。目前，世界的經濟發展格局在不斷轉變，由區域化和模塊化向離散化和虛擬化轉變，而社會生產也更加注重由物質向精神生產的轉變。離散主義與后古典經濟學的發展轉變，促進了世界經濟的更好更快發展，同時也為經濟的迅速平穩增長提供了有利的條件。

參考文獻：