首先，國際組織本身可以要求國家提供關于它們遵守協(xié)議的信息，國際組織內部的其他成員也能獲得這種信息。這種信息能夠減少對其他國家承諾的可靠性的懷疑，也有助于增進國家對合作成果的期望。

其次，國際機制還可以為消極的國家提供增進合作的動力。

在契約制度主義者看來，國際機制鼓勵合作的第三種方法是保證國家間的互動持續(xù)下去。只要國家相信它們可以繼續(xù)從組織內部的合作中獲益，它們短期內就不會退出、蒙混或違反協(xié)議。換句話說，美好的遠景和對繼續(xù)互動的確信將增進合作的可能性。絕大多數(shù)的組織成立時并沒有明確的終點或期限，成立這些組織是希望合作能永久持續(xù)下去，除非極端的情況迫使某國退出。這種對長期互動的確信增大了騙取短期利益的成本，因為其他國家會不愿與其合作，因而剝奪了違規(guī)者的長期利益。

最后，一種機制可以促進合作是因為它提供了一個場所，讓國家在此提高其作為合作者的聲譽，當一個國家從某特定組織內部的合作中不能獲益或獲益很少時，更是如此。

在20世紀80年代末和90年代的大部分時間里，契約制度主義理論主要關注的問題是機制“是否”有用。這項研究對主流現(xiàn)實主義關于機制是大國工具這一觀念提出挑戰(zhàn)。然而，到20世紀90年代末，契約制度主義開始將其關注點從證明機制“是否”有用轉到“怎樣”發(fā)揮作用。一種研究方法關注的是國內行為體如何利用機制來為其國內政治議程服務。

換個角度來看，國內行為體能夠意識到，通過讓渡部分國內政治權力給國際組織，他們可以降低政客的短期行為對公共政策的影響。例如，將貨幣政策讓渡給歐洲貨幣聯(lián)盟，使得一些國家的政客更難以使用短期通貨膨脹性開支政策。恰恰相反，重要的決策權掌握在支持低通脹政策的國際組織的手中。有些人相信加入WTO后，中國的改革者可以宣稱國際環(huán)境要求中國推進以市場為主的改革，從而使反對國企改革失去合法性。有證據表明，新生弱小的民主國家的領導人愿意加入某幾種國際組織來加強他們在國內的權力和信譽。他們將努力加入那些能夠為更民主、更開放和更透明國家提供合法性及發(fā)展援助的機制。例如，東歐那些希望加入歐洲有關機制的、新生的民主化國家就是這樣。

1農業(yè)科技介紹

改革開放以來，我國政府堅持重點發(fā)展農業(yè)科技，我國也是目前世界上少數(shù)農業(yè)研發(fā)投資占農業(yè)總產值比重持續(xù)上升的國家之一。政策的制定者和學術界都已經充分的認識到農業(yè)技術作為生產力對農業(yè)生產的巨大貢獻。當前我國農業(yè)正處于由傳統(tǒng)農業(yè)向現(xiàn)代農業(yè)，從粗放型農業(yè)向集約型農業(yè)轉變的關鍵時期。

雖然很多新技術在農業(yè)中已經被農民廣泛使用，并取得了巨大的經濟效益和社會效益，但是不得不承認還存在大量農業(yè)技術創(chuàng)新成果未能得到有效的推廣應用，從而阻礙了農業(yè)生產方式的轉變和生產結構的調整。

本文在閱讀大量文獻資料的基礎上，對現(xiàn)有的研究成果做一個系統(tǒng)的回顧。分析農戶技術采用行為及其影響因素可以準確把握農戶對于新技術的態(tài)度，找出原有推廣模式的不足、原有政策的偏差，為新的社會經濟條件下技術的推廣和采用提供有力的依據。

2影響農戶技術采用行為的因素分析

影響農戶技術采用行為的因素很多。在這里從宏觀和微觀兩個大的方面進行分析。

［摘要］加強學校行為文化建設是改進教師行為的重要路徑。目前國內的相關研究雖然在領導者行為文化、教師個體行為文化、模范群體行為文化三個方面取得了初步進展，但與學校行為文化、教師行為等概念的豐富內容，以及教師發(fā)展實踐的復雜性和迫切性相比仍顯局限。今后還需充分重視學校行為文化研究的重要作用，重新思辨相關概念，在擴大視野和多學科參與的基礎上，豐富研究內容和方法。

［關鍵詞］學校行為文化；教師行為；研究進展

一、問題的提出

學校文化建設是學校發(fā)展的根本動力，其重要任務之一就是要用科學的教育價值觀和先進的學校管理觀來統(tǒng)領教師的思想和行為，［1］對教師發(fā)展起著決定性影響。［2］但影響的實際成效還需通過教師行為加以判斷。畢竟“教師的外顯行為與其內在素質之間有著不可分割的聯(lián)系”，［3］教師只有接納并積極踐行學校文化，才能說明學校文化真正產生了熏陶、約束和教化的作用?！爱斍半m然有大量的教師行為研究，但多浮于教師行為表面，沒有深入到表層之后，分析為什么教師行為如此。”［4］而“學校文化”和“教師行為”的內涵都極為豐富，前者包含了學校的物質文化、制度文化、精神文化和行為文化等諸多方面，后者則是教師的教育思維、認知結構、人格特征及相關行為方式的總和。［5］所以，尋找到一條有效的分析路徑就成為了教師行為研究的關鍵。學校行為文化建設為我們提供了這條關鍵路徑，因為“文化的核心意義是價值取向和方法論。人們用做什么，不做什么表明自己的價值取向；是這樣做，還是那樣做表明自己的方法論，”［6］而且在實踐中“學校所有的文化都是由人和人的行為來建構的?！保?］從管理學的角度看，社會組織內成員的“思維方式和行為方式都是基于組織文化而形成的，這種文化的基礎決定了組織成員對于一件事情會做出什么樣的判斷，進而做出什么樣的行為?！保?］從社會學的角度看，“從根本上來說，學校對教師而言是規(guī)范性組織。①對于以自重、自尊、自律為言行重要特征的教師的最有效的控制手段是精神的監(jiān)督手段?！保?］所以，我們應該重點關注學校組織的“精神監(jiān)督”手段（如規(guī)范、道德、良心、理想追求）對教師行為方式的影響，但目前來看國內的相關研究較少。

二、學校行為文化對教師行為影響的研究進展

為了便于梳理，本文參照組織行為文化的一般結構，②將學校行為文化按照主體的不同分為領導者的行為文化、教師個體的行為文化、模范群體的行為文化三類。（一）領導者的行為文化。一是校長的引領與示范。教師心中的校長權威主要來自校長的理念、學識、能力、人格魅力、公正、無私、示范等。校長在創(chuàng)設發(fā)展型組織愿景、積極推進合作文化創(chuàng)新、形成廣泛參與中會對教師發(fā)展產生重要影響。［10］二是校長與教師的交換行為。校長與教師之間的高水平資源交換（如思想、情感等）能促使教師產生更多的主動行為。比如校長通過對教師的贊揚、寄托和引領，使教師有更強的成就感、滿足感、事業(yè)心，教師則反過來更加認同校長的辦學思想、理念和指令，并自覺自愿地予以貫徹執(zhí)行。［11］三是領導與教師的行為沖突。優(yōu)秀教師崇尚知識、追求真理、尋求解放，［12］但學校領導者往往傾向于發(fā)展“教師無須參與的課程”，通過組織完備的計劃、大綱、教科書、教學參考等降低教師對課程的詮釋性與創(chuàng)造性參與。［13］（二）教師個體的行為文化。一是教師的敬業(yè)度。教師敬業(yè)度是教師對工作、教學團隊和學校認同、承諾并全身心投入的程度，具體表現(xiàn)為熱愛學校、教學負責、勇于創(chuàng)新、學習進步、樂于奉獻和關心學生。同事、上級、組織和社會的支持，良好人際關系，有效參與決策和組織內溝通，從員工利益出發(fā)的績效考核，讓教師持續(xù)地獲得小成功等都是積極影響因素。［14］二是教師的工作疏離感。工作疏離感是指因工作情境不能滿足員工的需要或與員工期望、興趣、理想、價值觀不符，所導致的員工與工作分隔的心理狀態(tài)，［15］且主要體現(xiàn)在社會和自我疏離感、無規(guī)范感、無力感和無意義感四個維度上。整體而言，教師的工作疏離感受其組織政治認知的影響顯著。具體來說，社會與自我疏離感主要受同事關系、自利行為的影響，無規(guī)范感、無力感與無意義感還受薪酬與晉升制度是否公平合理的影響。［16］三是教師的職業(yè)認同感與組織認同感。我國高校教師的職業(yè)認同受職業(yè)形象和工作自主性的正向影響較大，組織認同受工作自主性和組織環(huán)境的正向影響較大，且職業(yè)認同對組織認同有顯著的正向影響。組織成員間相似的態(tài)度、價值和信仰，員工感知到的組織對待成員的態(tài)度，良好的溝通氛圍和人際關系，以及“團隊合作”“員工感知道德”等都會對組織認同產生影響。［17］四是教師的知識共享行為。隱性知識共享是增進高校教師專業(yè)能力、提升高校核心競爭力的一種重要組織行為，其影響因素有態(tài)度層面的人際信任、心理所有權和知識感知價值；主觀規(guī)范層面的領導支持感和創(chuàng)新型校園文化；知覺行為控制層面的自我效能感和條件便利性感知等。［18］五是教師的組織公民行為。教師組織公民行為是指教師在非基本工作要求條件下，自發(fā)地表現(xiàn)出的一種超越角色標準以外的主動、積極、正面、盡職、利他的行為，包含學校認同、利他行為、責任意識、人際和諧、資源保護五個維度。［19］組織公平感是影響教師組織公民行為的關鍵因素，包括分配公平、程序公平（或參與公平）、互動公平（包含人際公平和信息公平）等方面。［20］（三）模范群體的行為文化。一是合作型群體的行為文化。團結協(xié)作的行為文化有利于成員之間疏通感情、密切交往，能夠消除不良競爭的負面影響，使群體保持強大的凝聚力，提高科學研究的水平和績效?？赏ㄟ^大型項目或以團隊形式加強協(xié)作、激發(fā)熱情、挑戰(zhàn)權威、形成爭鳴氣氛。［21］二是關懷型群體的行為文化。即以情感導向形成的組織氛圍，通過創(chuàng)設彼此尊重的氛圍、建立關心的關系、發(fā)展教師自治組織、開展心理輔導等方式，提升教師的自覺性、忠誠度、工作動力和奉獻精神。［22］三是學習共同體的行為文化。學習共同體通過集體探究、共同協(xié)作、持續(xù)發(fā)展、行動導向和結果導向等行為文化，促成教師的相互支持和共同領導、共享價值觀和愿景、集體學習與實踐、分享實踐經驗等行為。［23］

[摘要]本文以中國在滬深兩市上市的359家制造業(yè)公司2001年至2004年的數(shù)據為樣本，研究上市公司股權制衡度對資本投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)：股權制衡度與投資之間不存在顯著的相關關系，但是隨著股權制衡度的增加，容易出現(xiàn)投資扭曲行為，對比國有上市公司，非國有上市公司扭曲程度更加嚴重。

[關鍵詞]上市公司股權制衡度投資行為

國內外許多學者對中國的股權改革持有不同的意見，呼聲最高的就是國有股的減持，但是學術界和實務界也有不同的觀點，認為不能一味的要求減持國有股，而要看企業(yè)所處的具體環(huán)境。而學者們對股權制衡度對資本投資的影響也是存在不一樣的觀點。那么針對中國上市公司的具體情況，股權制衡度與投資之間存在什么關系，我們應該采取何種措施來應對股權改革，本文將以實證分析的方式探討這兩個問題。

一、研究假設

當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例增加，股權制衡度越來越低，不存在其它控股股東對控制權的分享時，上市公司傾向于對增加公司價值的項目進行投資。但是隨著股權的集中，存在其他股東對第一大股東進行制衡時，就會出現(xiàn)投資扭曲行為，因為如果其他股東持股比例與第一大股東相差不大時，他們對投資項目的選擇都有很大的影響，而且出于利己的目的，投資目標可能出現(xiàn)分歧，因此對控制權的爭奪導致投資項目的選擇就不一定符合公司價值最大化的準則。另一方面，股權制衡度的提高對于減輕“大股東控制”和其掏空行為是有利的。從這方面來說，股權制衡度提高又會對投資科學化產生正面影響。因此我們暫且提出：

假設：在其他條件相同的情況下，隨著股權制衡度的提高，上市公司投資容易出現(xiàn)扭曲行為。

一、引言

農村金融是目前我國金融體系中的薄弱環(huán)節(jié)，城鄉(xiāng)金融發(fā)展不均衡性日益加劇，農村金融網點少和農戶貸款難，是農村金融服務中尚未解決的一個較突出問題。這都抑制了農村經濟發(fā)展，甚至出現(xiàn)農村地區(qū)融資難與農戶誠用度高并存、農村資金匱乏與農村資金外流并存的怪象。要利用金融手段支持農民，首要要摸清農民的金融需求特征，并建立與之適用的金融支持手段。因此，深入調查農戶金融需求和行為特征，實證分析其信貸需求和信貸行為的影響因素，具有重要的現(xiàn)實意義。從學界研究現(xiàn)狀來看，在對小額信貸的需求研究方面，近期的很多國內外研究都是通過依靠微觀的農戶家庭數(shù)據的觀察，來研究小額信貸對貧困或收入的影響，以探討小額信貸的作用和影響(如Khandker2005，Imaietal．2010)。周天蕓等(2005)采用概率單位推測農戶與正規(guī)金融、非正規(guī)金融的借貸關系及其原因，發(fā)現(xiàn):農戶家庭的兼業(yè)、鄉(xiāng)村干部身份和教育對農戶借貸行為具有明顯影響。Shasha(2008)通過對湖南省常德市的81戶農戶的調查和統(tǒng)計分析，研究了農戶借款的動機和行為。其結論認為農戶主要向非正規(guī)金融機構借款，同時沒有清晰的期限。只有少數(shù)從事非農業(yè)生產的農戶具有較大的資金需求，仍然需要向正規(guī)金融機構借款。農戶的經濟和社會地位對其借貸行為有很大的影響。Tang(2009)和Tangetal．(2010)采用農戶調查數(shù)據，采用二元選擇Probit模型和多項式Probit模型來分析農戶信貸選擇的決定因素和信貸約束因素。該研究認為，農戶信貸需求被農戶的生產能力(以家庭規(guī)模大小、擁有土地面積、戶主教育水平為支撐)顯著地正向影響，能夠提高其需求的可能性。但是，這些影響因素對正規(guī)小額信貸和非正規(guī)小額信貸的影響并不相同。同時，家庭規(guī)模中擁有較多小孩的農戶具有更多的信貸需求;從事非農業(yè)生產的農戶也顯著地很少借款，特別是向正規(guī)信貸機構。特別地，該研究分析了作為村級干部的經濟和社會地位對其農戶借貸沒有任何影響。通過借鑒上述研究方法，本文將首先進行調查問卷的設計和進行農戶調查，然后設計模型，重點分析農戶對正規(guī)小額信貸的需求情況及影響因素，旨在構建有效的信貸體系提供必要的經驗證據。

二、信貸需求行為決策模型研究

McFadden(1973)在經典微觀經濟學的基礎上提出了隨機效用理論。該理論被很多學者用于分析借款人在有限種可能選項里面的行為選擇，如孫冰和劉洪玉(2005)，Weng(2009)。本節(jié)首先參照Weng(2009)的基于隨機效用模型，建立了農戶產生信貸需求和獲得供給的理論框架模型。假如農戶正式貸款具有帶來高于預期的收益的效用，那么一個農戶借款人會選擇向正規(guī)金融機構申請貸款。然而，他的申請是否得到批準是依賴于正式貸款人的邊際成本和該筆正式貸款的收入。為了討論農戶借款人的決策，本文基于Greene(1997)隨機效用模型框架構建了借款人決策方程。當需要融資的時候，一個農戶既可以選擇向一個貸款人借款，也可以自籌資金。借款人會選擇能夠帶來更大收益的融資選項。假定離散變量D，其定義如下:Di=1，假如個體i有信貸需求;否則為{}0農戶借款決策決策過程可以用下面的公式表示:Di=f(U0i(R)，U*i(B))Di=1，假如U*i(B)＞U0i(R)Di=0，假如U*i(B)＜U0i(R)式中，U0i(R)表示借款農戶個體i的保留效用(不申請貸款也有)，U*i(B)是農戶申請貸款帶來的效用。每個農戶都有一個保留效用，簡單地，可以作為正規(guī)貸款的最佳替代品。這個最佳替代品，可以是自籌資金，或者非正式的貸款。最佳替代品的效用越好，則農戶個體越不會使用一個正式的貸款。申請一筆正規(guī)貸款帶來的效用，可以表示如下(Weng，2009):U*i(B)=prob(L，W，X)•Ui(L，P，W，X)－Ui(T)+(1－prob(L，W，X))•U0i(R)式中prob(L，W，X)是農戶個體I獲得貸款可能性的自我評估;L是關于貸款條款的一組變量，包括期限、利率和個人的抵押、擔保承諾;W是一組財產相關的變量;X是一組人口統(tǒng)計變量;Ui(L，P，W，X)代表假設收到正規(guī)貸款的效用;P是關于生產力水平的一組變量;Ui(T)是交易成本的負效用。因此，對于一個申請貸款的農戶個體來說，其效用是獲得貸款的效用和他們自身的保留效用的加權平均數(shù)。農戶貸款一般是為了滿足消費或生產的需要。前者可能包括購買消費性家電，孩子的學費，醫(yī)療費用，建房，籌辦婚禮、葬禮等紅白喜事。后者包括購買種子，牲畜，化肥，農業(yè)機械等。根據Ghatak(2001)的觀點，對于消費貸款，農村低收入家庭(農戶中的弱勢群體)更可能獲得較高的效用。相反，對于生產貸款，具有較高的農業(yè)生產水平或其他生產經營能力的農戶，可能從貸款中獲得更大的效用，因為貸款帶來的投資回報更高。Weng(2009)認為獲得貸款的可能性由貸款條款、財產水平和家庭特征決定。其中，貸款條款包括期限、利率和個人的抵押、擔保承諾。其他條件不變的情況下，農民會覺得或者強烈期望自己能夠得到正規(guī)貸款，尤其是在貸款額度小、貸款是用于生產目的的情況下。此外，貧窮的農戶個體會認為，與富裕的農戶相比，他們自己在其他相同條件下申請貸款將處于劣勢。農戶個體的保留效用因不同個體而不同。農戶個體從貸款獲得的效用(收益)，受獲得貸款的不確定性和獲得貸款的交易成本的影響。假如農戶申請的貸款能夠帶來的凈效用超過其保留效用，那么農戶會渴望獲得貸款，即產生貸款的需求，作出申請正規(guī)貸款的決策。

三、數(shù)據來源及樣本統(tǒng)計分析

本文調查的樣本縣域(含縣級市)具有明顯的農村特征，包括福建沿海的福清市、南安市、霞浦縣、云霄縣，山區(qū)的明溪縣、沙縣、德化縣、浦城縣等8個縣市。在每個縣市中隨機選擇三個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)隨機選擇三個村，每個村調研8個農戶(其中被選擇的農戶戶主的年齡應在18歲以上)，共發(fā)放調查問卷576份，收回問卷523份，其中有效問卷502份。調查樣本分布見表1。

關鍵詞：行為金融學；投資策略；股票投資策略

1文獻綜述

一般認為，行為金融學的產生以1951年Burrel教授發(fā)表《投資戰(zhàn)略的實驗方法的可能性研究》一文為標志，該文首次將行為心理學結合在經濟學中來解釋金融現(xiàn)象。1972年，Slovic教授和Bauman教授合寫了《人類決策的心理學研究》，為行為金融學理論作出了開創(chuàng)性的貢獻。1979年DanielKahneman教授和AmosTversky教授發(fā)表了《預期理論：風險決策分析》，正是提出了行為金融學中的預期理論。

中南大學的饒育蕾和劉達鋒著的《行為金融學》是我國第一本系統(tǒng)闡述行為金融學理論的著作。吳世農、俞喬、王慶石和劉穎等早在中國證券市場初建時就對中國股市調查并進行取樣分析，得出中國市場為非有效市場，其主要論文有：吳世農、韋紹永的《上海股市投資組合規(guī)模和風險關系的實證研究》，陳旭、劉勇的《對我國股票市場有效性的實證分析及隊策建議》。國內對這一理論的研究相對不足，對投資策略的涉足更是有限。

本文主要是借鑒了兩位美國學者的思路進行論證。美國學者彼得L•伯恩斯坦和阿斯瓦斯達摩達蘭著的《投資管理》總結了美國比較有影響力的觀點，對行為金融學理論在投資領域的應用進行了發(fā)展，對投資行為進行了全面剖析，其對投資策略的研究更具有獨到之處，這種在行為金融學下投資策略的研究對我國證券業(yè)的發(fā)展將有十分重要的借鑒意義。羅伯特•泰戈特著《投資管理-保證有效投資的25歌法則》以其簡單而明了的筆法描繪了行為金融學下投資方法的選擇應具備的條件和原則，指導我們的實踐。BrighamEhrharot著的《財務管理理論與實務》中也不乏對行為金融學的應用，比如：選擇權的應用等。

2行為金融學概述

一、研究區(qū)域及樣本狀況

1．研究區(qū)域概況。內蒙古自治區(qū)位于中國北部邊疆，以溫帶大陸性氣候為主，全區(qū)共有人口2489．85萬人，城鎮(zhèn)人口1437．64萬人，鄉(xiāng)村人口1052．21萬人。自然資源豐富，其中，森林資源、礦產資源儲量均位于全國前列。內蒙古自治區(qū)國有林區(qū)是全國開發(fā)最早的國有林區(qū)，內蒙古大興安嶺林業(yè)區(qū)是內蒙古國有林區(qū)的重要組成部分。內蒙古大興安嶺林業(yè)區(qū)總面積達到28萬平方千米，經歷了50余年的發(fā)展，現(xiàn)在已經形成了以營林、木材生產、林產工業(yè)等多種經營模式為一體的復合型發(fā)展模式。內蒙古國有林區(qū)人口較少，且人口分布分散，現(xiàn)在全區(qū)共有人口21．9萬人，有超過6萬戶家庭，由5．8萬林業(yè)人口和16．1萬非林業(yè)人口構成。林業(yè)職工總數(shù)24107人，包括20066名在職職工和4041名離退休職工。林區(qū)居民收入普遍偏低，人民生活困難，職工平均年收入不足5000元。考察內蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民消費現(xiàn)狀，不論當前居民的消費模式還是傳統(tǒng)的消費模式，不講究消費與環(huán)境之間的良性循環(huán)。另一方面，國有林區(qū)居民由于經濟貧困、社會文化相對滯后，還繼續(xù)著掠奪式的開發(fā)方式，結果使環(huán)境受到破壞。當?shù)鼐用衩鎸χ司杖氲汀⑾M結果不合理、消費環(huán)境差、教育支出占家庭收入比重小等問題。

2．調查問卷設計。在問卷的設計過程中，參考了發(fā)達國家的相關文獻，也綜合了國內研究低碳經濟和消費者行為方面的研究成果，問卷設計的前期準備工作較為充分。在問卷設計過程中，先設計出問卷的初稿，對城鎮(zhèn)居民進行預調查，并通過面對面詢問他們認為哪些因素對居民的低碳消費行為影響較大。在對城市居民進行兩次預調查，并對預調查結果進行科學分析后，總結了專家和被調查居民的意見，對一些不滿足問卷設計目的的題目和不恰當語句進行修正，最終確定了問卷。正式的調查問卷由三部分組成。第一部分是基本資料，包括被調查者的性別、年齡、學歷、家庭人口數(shù)、家庭月收入等人口統(tǒng)計因素。第二部分是低碳消費行為調查，共計10題。包括低碳購買行為4題，低碳使用行為6題。選項設置為“從不、偶爾、約半、經常、每次”。第三部分是低碳消費行為影響因素調查，共計20題，涉及個人特征因素6題、生活方式因素5題、產品因素4題、社會環(huán)境因素5題，所有題目都采用李克特五星級量表制，選項設置為“非常同意、同意、不確定、同意、非常不同意”。在判斷內蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民在購買、家庭使用、公共場所使用、交通使用等方面的行為是否低碳時，采用正向指標正向打分、負向指標負向打分的方法，然后對其分數(shù)加和求總，判斷其消費行為是否低碳。

3．數(shù)據采集及樣本狀況。本次調查選取內蒙古大興安嶺重點國有林區(qū)的阿爾山林業(yè)局、伊圖里河林業(yè)局、根河林業(yè)局、莫爾道嘎林業(yè)局的居民展開問卷調查。調查地點選擇在各林業(yè)局人口較集中地區(qū)，如企事業(yè)單位、購物場所、中小學、公眾場所等，在各個調查地點隨機選取150名受訪者，合計發(fā)放問卷600份，實際收回600份問卷，經過檢查排除24份不完整問卷，得到有效調查問卷576份，有效問卷回收率為96%。樣本基本數(shù)據見，從對樣本數(shù)據的分析情況看，被調查者的性別、年齡、學歷、家庭人口數(shù)和家庭收入數(shù)據結構符合當?shù)氐娜丝跇嫵杀壤瑪?shù)據具有代表性和科學性。

二、內蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民低碳消費行為分析

問卷調查的第二部分共設計問題12個，對內蒙古自治區(qū)國有林區(qū)居民的低碳消費的購買和使用行為開展調查研究，并進一步從家庭使用、公共場所使用、交通工具選擇三方面入手，判斷內蒙古自治區(qū)居民使用行為是否低碳。

隨著社會的進步，農村居民的醫(yī)療保障問題變得日益突出和緊迫。新鄉(xiāng)市作為河南省經濟快速發(fā)展的重要城市之一，在解決農民醫(yī)療保障問題上也領先于全省其他城市，2004年“新型農村合作醫(yī)療”新鄉(xiāng)模式成為其他城市學習的典范。然而，從整體上看，農村居民的醫(yī)療保險仍然較為單一和薄弱，無法真正分散農民看病難、看病貴的風險。本文以新鄉(xiāng)市農民為主要研究對象，通過問卷調查，分析農民醫(yī)療風險的承擔能力以及農民醫(yī)療保險的有效性，并歸納總結農民醫(yī)療保險需求的影響因素，從而為制定和完善農村醫(yī)療保險體制提供一定的依據。

1新鄉(xiāng)市農民醫(yī)療保險參與現(xiàn)狀

1.1研究對象與方法

為了能夠更準確地反映農村居民使用醫(yī)療保險的情況以及選擇醫(yī)療保險時所考慮的因素，本文采用訪談和問卷調查兩種方法，對在新鄉(xiāng)市中心醫(yī)院以及新鄉(xiāng)醫(yī)學院第一、第二、第三附屬醫(yī)院就診的農民進行抽樣調查分析。調查問卷共800份，每個醫(yī)院抽調200名農民患者，其中門診就診人數(shù)100名，住院就診人數(shù)100名，收回有效問卷785份，并通過Excel進行數(shù)據的錄入與統(tǒng)計分析。

1.2調查結果概況

通過對調查問卷進行簡單的數(shù)據統(tǒng)計后顯示，在醫(yī)院就診的785人有效問卷中，從年齡結構看，13歲以下、14~18歲、19~30歲、31~45歲、46~65歲、65歲以上的人數(shù)比例分別為14.3%、10.8%、7.3%、17.5%、20.1%、30%，這一比例結構基本符合人體生命周期的變化規(guī)律。從受教育程度看，農村人口的受教育程度明顯不高，以初中教育程度居多，共507人，占人口總數(shù)的64.6%。從人均年收入看，1000~3000元的人數(shù)占6%，3000~5000元的人數(shù)占66%，5000元以上的人數(shù)占26%。從參加醫(yī)療保險的情況看，所調查的農民中，98%的人都參加了新農村合作醫(yī)療保險，新農村合作醫(yī)療保險與商業(yè)醫(yī)療保險均參加的人員占4%，這部分人認為商業(yè)醫(yī)療保險比新農合有更多的選擇空間，他們購買的商業(yè)醫(yī)療保險多以住院醫(yī)療保險為主。另外有2%的人選擇其他（表1）。從調查的直觀結果可以清晰看到，新鄉(xiāng)市農民參與醫(yī)療保險的險種比較單一，由政府主導的新農合所占比例大，而商業(yè)醫(yī)療保險所占比例過小，報銷比例整體不高，不能有效解決“看病難、看病貴”的問題。

文獻綜述

關于商品價格波動的影響因素、形成機理及與企業(yè)計稅行為相關性的研究，國內外的學者都進行過大量的研究與分析。（一）國外企業(yè)計稅行為影響商品價格波動的研究文獻綜述TadahisaKoga（2004）[1]以71個國家的面板數(shù)據為樣本，研究結果表明以調整自身稅負為目的的企業(yè)計稅行為會對國內商品價格的波動產生傳遞效應。Auerbach（2005）[2]分析布什減稅政策對企業(yè)計稅行為的影響，這個分析出現(xiàn)了有趣的“副產品”———減稅的動態(tài)績效即可估計到的企業(yè)計稅行為變化對商品價格的影響。在動態(tài)績效的減稅過程中，政府可以預測大約有多少稅收損失可以被商品價格的波動所補償。WorldBank(2006)[3]用VECM模型進行的計量研究顯示,在基礎資源性商品的定價上,企業(yè)的計稅行為對商品價格波動的影響較為有限。MarcoRossi（2006）[4]研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)計稅行為對商品價格波動所產生的傳遞效應會持續(xù)一年甚至更久，且企業(yè)計稅行為對生產者物價指數(shù)的影響要大于對消費者價格指數(shù)的影響。Guellec＆VanPottelsberghe（2007）[5]建立了一個研究稅收變動對經濟影響的一般均衡模型。模型研究結果表明：政府稅制改革，給經濟帶來的影響，會通過企業(yè)計稅行為變化對商品價格的擾動表現(xiàn)出來。Edward(2007)[6]選取了1996年至2006年間的美國主要商品期貨的價格指數(shù)CRB，對企業(yè)計稅行為與商品價格之間的關系進行了深入的研究，結果發(fā)現(xiàn)兩者呈現(xiàn)出顯著的正相關關系。OECD（2008）[7]認為，企業(yè)的計稅行為對現(xiàn)貨商品價格影響的經驗證據是混合或模糊的，實際上在一定程度上否定了企業(yè)計稅行為放大了商品價格波動的觀點。Newbery(2008)[8]進行實證研究發(fā)現(xiàn)，隨著國際貿易自由化的逐步發(fā)展，傳統(tǒng)用以影響商品定價的貿易政策的運用受到了很大的約束，而稅收政策的影響則逐步增強。稅收政策對企業(yè)計稅行為的影響會很快傳導到商品的定價上來，并通過商品價格的波動表現(xiàn)出來。Gerltry＆Hubbard（2008）[9]從實證角度出發(fā)分析了企業(yè)稅收負擔和物價水平的相關性。Ripple（2009）[10]用EGARCH模型進行的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的計稅行為與商品價格的波動具有密切的相關性。Culen＆Gordon(2009)[11]構建了一個基本的經濟模型。模型研究了企業(yè)計稅行為變化所誘發(fā)的稅源變動對商品價格波動的影響。（二）國內企業(yè)計稅行為影響商品價格波動的研究文獻綜述馬栓友（2006）建立了商品價格波動經濟運行模型,對我國商品價格的波動形態(tài)與宏觀經濟的長期運動趨勢、政府經濟政策的效應進行了分析,得出商品價格變動、經濟運行、財稅政策三者之間存在一種特定的規(guī)律，并伴隨時間的推移而變化。任壽根(2007)通過建立一個半開放經濟模型,分析了稅收政策的變動對商品價格的影響以及影響的動態(tài)機制。認為,就長期而言，稅收政策的變動會對消費者價格水平和生產者價格水平都產生顯著的影響，而其中生產者物價指數(shù)的彈性要大于消費者物價指數(shù)的彈性；而從短期來看，稅收政策的變化雖然對生產者物價指數(shù)和消費者物價指數(shù)都會產生影響,但影響程度各有不同,并且會在相當程度上受到企業(yè)計稅行為的干擾。中國人民大學課題組（2008）圍繞商品價格和企業(yè)投資、產出、稅收等經濟變量進行了一系列的計量分析，得出了企業(yè)投資增長是企業(yè)產出增加的根本原因，但并不是商品價格波動的主要因素，而稅收政策變化所引發(fā)的企業(yè)計稅行為的變動則會導致商品價格波動的結論。夏杰長（2008）經統(tǒng)計檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的計稅行為與商品價格的波動之間并不存在顯著的相關性，社會總供給和總需求的對比變化才是導致商品價格波動的基本因素。吳曉暉（2009）研究得到CPI與PPI之間具有線性相關關系，并且PPI變動一定會影響CPI的變動。李麗青（2009）運用ECM模型研究了企業(yè)稅收負擔與商品價格之間的關系，研究表明企業(yè)稅收負擔的增長是商品價格上升的重要原因，即企業(yè)以調整自身稅收負擔為目的的計稅行為就必然會擾動商品價格。國家稅務總局稅收科學研究所課題組（2009）回顧了中國企業(yè)稅收負擔的變化過程，分析了中國現(xiàn)行稅制稅負水平、稅收結構、主體稅種存在的主要問題以及對經濟增長和物價平穩(wěn)的影響。樊麗明（2010）運用VEC模型研究了企業(yè)計稅行為對商品價格的干擾效應，認為企業(yè)的計稅行為對商品價格波動的影響是非隨機性的，并且存在時滯。吳秀波（2010）通過對物價波動的研究得到從長期來看，商品價格水平的波動與國內企業(yè)稅收負擔的變化趨勢是基本吻合的，具有較高的相關性。付伯穎（2010）研究認為企業(yè)稅收負擔變動與CPI的變化是非顯性的弱相關。

研究方法和模型

商品價格的波動通常是用商品價格的方差或標準差（Standarddeviation，以SD表示）來表示的。因為標準差可以反映商品價格變化的離散程度，標準差越大，就表示商品價格波動的幅度越大；反之，標準差越小，就表示商品價格波動的幅度越小。本文選擇生產者物價指數(shù)（Producerpriceindex，簡稱PPI），即PPI指數(shù)作為研究對象。因為從理論上來說，生產過程中所面臨的物價波動將反映至最終產品的價格上，因此研究PPI的變動情況將有助于判斷、分析商品價格的波動情況。本文依據經濟學中的價值規(guī)律理論，通過對影響商品價格波動(Fluctuationsincommodityprices，以FICP表示)的因素因子進行分解，構建企業(yè)計稅行為影響商品價格波動的理論分析框架，并在此框架下建立實證計量模型，從信息不確定的視角研究商品價格波動與企業(yè)計稅行為的相關性。假設商品價格波動的模型為:FICPc=ξ0+ξ1FAc1+ξ2FAc2+…+ξnFAcn+γc（1）其中，F(xiàn)ICPc表示商品價格波動的整體特征(Overallcharacteristics，以c表示)；ξ為商品價格的敏感性系數(shù)；FAcu(u=1，2，…，n)表示對商品價格波動產生影響的各項因素（Factor，以FA表示）；而γc則是隨機干擾項，表示純隨機因素對商品價格波動產生的擾動。這樣，PPI指數(shù)的標準差就可以用SDc來表示。根據傳統(tǒng)的價值規(guī)律理論，商品的價格基本上準確地反映了商品內在價值有用的所有相關信息，因此商品價格的波動體現(xiàn)了市場基本面的相關信息。來自市場基本面的信息不確定性會引起商品價格的波動，而非基本面的因素也能推動商品價格的波動，如政府的政策、企業(yè)的行為和市場的慣性，這三個方面因素會直接導致商品價格的波動，特別是非隨機性波動。這些所引發(fā)的商品價格非隨機性波動（Non-randomfluctuationsincommodityprices，以NFICP表示）對于真實經濟也會產生顯著的反饋影響。有鑒于此，在本文的理論模型中，我們將上述三個因素效應作為解釋變量，其中，政府的政策效應，我們主要考察的是稅收政策(Taxpolicy,以TP表示)，因為稅收是商品價格的組成部分，稅收政策的變化會直接引起商品價格的非隨機性波動。我們選取了稅率(Taxrate，以TR表示)和實際征收率(Theactuallevyrate，以ALR表示)作為替代指標；企業(yè)的行為效應，我們主要考察的是企業(yè)計稅行為(Taxact，以TA表示)，由于企業(yè)計稅行為屬于定性指標，無法觀測，所以我們選取了可量化的替代指標———企業(yè)納稅額(Theamountoftax，以AT表示)和經營成交率(Businessturnoverrate，以BTR表示)。因為企業(yè)的納稅額大、經營成交率高，就意味著企業(yè)的生產經營活躍，也就說明企業(yè)對商品價格的認同，反之，則意味著企業(yè)的生產經營平淡，也就說明企業(yè)對商品價格的否定；市場的慣性效應，我們主要考察的是市場中由當前商品價格波動與滯后商品價格波動的相關性所導致的波動集群(Volatilityclustering，以VC表示)，即市場上商品價格波動存在著的漣漪效應，價格波動后面緊跟著的波動。我們選取了在商品價格波動模型中引入波動率的滯后變量，即標準差SDc的滯后一期至三期的值作為解釋變量，以體現(xiàn)商品價格波動的漣漪特性。通過以上分析，我們可將假設的商品價格波動模型（1）簡化為商品價格非隨機性波動模型：NFICPc=ξ0+ξ1TPc+ξ2TAc+ξ3VCc+γc（2）其中，NFICPc表示商品價格非隨機性波動的整體特征；ξ為商品價格的敏感性系數(shù)；TPc表示稅收政策效應，可以用TPc和ALRc代表；TAc表示企業(yè)計稅行為效應，可以用ATc和BTRc代表；VCc表示市場慣性效應，可以用SDc-1、SDc-2和SDc-3代表。另外，考慮到稅收政策的不確定性對企業(yè)計稅行為的影響，本文設定了以下虛擬變量（Dummyvariables，以DV表示）：DV1為政府自2004年1月1日起實施《國務院關于改革現(xiàn)行出口退稅機制的決定》(國發(fā)【2003】24號)，對出口退稅率進行了結構性調整，適當降低了出口退稅率約3個百分點左右。調整后的出口退稅率為17%、13%、11%、8%和5%五檔，對企業(yè)計稅行為產生的影響；DV2為政府自2008年1月1日起實施《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》，將企業(yè)所得稅的稅率由原來的33%降低為25%，對企業(yè)計稅行為產生的影響；DV3為政府自2009年1月1日起實施《關于增值稅轉型改革若干問題的通知》（財稅【2008】170號），允許增值稅一般納稅人購進或自制固定資產發(fā)生的進項稅額從銷項稅額中抵扣，對企業(yè)計稅行為產生的影響。

實證研究

（一）樣本選擇、數(shù)據收集及變量測量說明本文選取了2001年～2010年的PPI指數(shù)作為研究對象，研究從行業(yè)層面出發(fā)，選擇PPI指數(shù)的調查產品所覆蓋的全部39個工業(yè)行業(yè)大類。每個行業(yè)隨機抽取100家企業(yè)作為分析樣本。鑒于數(shù)據的可獲得性以及規(guī)避數(shù)據自身波動性的要求,本文所采集的數(shù)據均來自于全國稅收征管系統(tǒng)的SDMS數(shù)據庫,并對其產生的相關變量進行了對數(shù)化處理和單位根檢驗。其結果如表1所示。由表1不難發(fā)現(xiàn)，lnSDc、lnALRc、lnATc和lnBTRc均為零階單整變量。lnSDc、lnATc和lnBTRc的顯著性均達到了1%；lnTRc在經過一階差分后顯著性也達到了1%，對lnTRc作一階差分處理，以DlnTRc表示；而lnALRc則在10%的顯著性水平上通過了檢驗。于是，商品價格非隨機性波動模型就可以建立在消除了數(shù)據本身波動性的平穩(wěn)時間序列的基礎上，進行回歸分析了。（二）商品價格非隨機性波動效應因子的分解分析1.稅收政策因素效應分析以商品價格非隨機性波動標準差lnSDc為因變量；以DlnTRc和lnALRc為解釋變量，進行回歸分析。由表2不難看出，在商品價格的非隨機性波動中，稅收政策的影響效應約為38.81%，其中，實際征收率在1%的水平下對商品價格非隨機性波動的影響具有顯性正效應；而稅率對商品價格非隨機性波動的影響則具有非顯性正效應。這就意味著，政府的稅收政策對商品價格的非隨機性波動具有明顯且有效的影響，但稅收政策并不是以平緩商品價格的非隨機性波動為目的，因此，稅收政策對于商品價格非隨機性波動的反應較為零碎和被動。而表2中的D.W值為0.3401遠小于2的狀況，則告訴我們，在商品價格的非隨機性波動中，稅收政策效應的殘差序列中的序列自相關情況不僅存在而且深重，還有可供提取的有用信息。2.企業(yè)計稅行為因素效應分析將lnATc、lnBTRc和虛擬變量DV1、DV2、DV3加入到模型的解釋變量中，進行回歸分析。由表3可以發(fā)現(xiàn)，將lnATc、lnBTRc和虛擬變量DV1、DV2、DV3加入到模型的解釋變量中后，在商品價格的非隨機性波動中，稅收政策因素加上企業(yè)計稅行為因素的影響效應合計為54.99%，也就是說，在稅收政策的影響效應約為38.81%的前提下，企業(yè)計稅行為因素的影響效應約為16.18%。其中，在1%的顯著性水平下進行的檢驗，lnALRc、lnATc、lnBTRc和DV1、DV2、DV3的系數(shù)均獲得通過的狀況則告訴我們，實際征收率和企業(yè)計稅行為因素效應對商品價格的非隨機性波動具有較強的影響。作為企業(yè)計稅行為可量化的替代指標———企業(yè)納稅額指標lnATc和經營成交率指標lnBTRc，對商品價格的非隨機性波動具有同向顯性影響效應，就是說，企業(yè)納稅額的增長和經營成交率的提高，會推動商品價格非隨機性波動的增強；反之，則會抑制商品價格的非隨機性波動，使之趨緩。而在稅收政策的不確定性對企業(yè)計稅行為的影響方面，企業(yè)對政府自2004年1月1日起實施《國務院關于改革現(xiàn)行出口退稅機制的決定》(國發(fā)【2003】24號)，調整出口退稅率的計稅行為反應，表現(xiàn)在商品價格的非隨機性波動方面為正效應；企業(yè)對政府自2008年1月1日起實施《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》，降低企業(yè)所得稅稅率的計稅行為反應，表現(xiàn)在商品價格的非隨機性波動方面為顯性負效應，即對商品價格的波動產生了較為明顯地抑制效應；企業(yè)對政府自2009年1月1日起實施《關于增值稅轉型改革若干問題的通知》（財稅【2008】170號），允許增值稅一般納稅人購進或自制固定資產發(fā)生的進項稅額從銷項稅額中抵扣的計稅行為反應表現(xiàn)在商品價格的非隨機性波動方面為顯性正效應，即推動了商品價格的波動。同樣，表3中的D.W值為0.4489遠小于2的狀況，則說明，在殘差序列中的序列自相關情況依然存在，還有有用信息需要提取。3.市場慣性因素效應分析將lnSDc－1、lnSDc－2和lnSDc－3加入到模型的解釋變量中，進行回歸分析。由表4研究得出，將lnSDc－1、lnSDc－2和lnSDc－3加入到模型的解釋變量中后，在商品價格的非隨機性波動中，稅收政策因素加上企業(yè)計稅行為因素和市場慣性因素的影響效應合計為83.17%，也就是說，在稅收政策的影響效應約為38.81%；企業(yè)計稅行為因素的影響效應約為16.18%的前提下，市場慣性因素的影響效應約為28.18%。其中，在1%的顯著性水平下進行的檢驗，lnATc、DV3和lnSDc－1、lnSDc－2的系數(shù)均獲得通過以及l(fā)nBTRc的系數(shù)在5%的顯著性水平下通過檢驗的狀況則告訴我們，市場慣性因素效應和企業(yè)計稅行為因素效應對商品價格的非隨機性波動具有較強的影響，而其中對商品價格的非隨機性波動具有同向顯性影響效應的企業(yè)計稅行為因素效應，與商品價格的非隨機性波動的關聯(lián)尤為密切，具有極強的促發(fā)效應；至于市場慣性因素效應，其可量化的替代指標———lnSDc－1、lnSDc－2和lnSDc-3，不僅顯示出了明顯的商品價格非隨機性波動的漣漪效應，還表現(xiàn)出了市場慣性效應逐步減弱的特征。表4中的D.W值為1.9701，與2的差值較小，也就意味著殘差序列基本上達到了平穩(wěn)時間序列的要求。殘差中已基本上不再存在具有解釋效用的信息，因此，模型也就不再存在自相關性。（三）模型可靠性檢驗對稅收政策因素效應加上企業(yè)計稅行為因素效應和市場慣性因素效應回歸分析結果的殘差序列進行單位根檢驗，其結果如表5所示。表5中ADF檢驗統(tǒng)計數(shù)據遠低于1%顯著性水平下臨界值的狀況顯示模型回歸方程的殘差序列的檢驗結果是平穩(wěn)的，即模型回歸方程的殘差序列已達到平穩(wěn)時間序列的要求，殘差中不再包含商品價格非隨機性波動的其他影響因素，因此，模型是可靠的。

1引言

我國新會計準則是在2006年頒布和全面推進的。新會計準則的頒布和全面推進不僅促進我國企業(yè)財務報告與國際財務報告接軌，還為我國經濟的發(fā)展提供了強有力的支撐[1]。不僅如此，新會計準則的全面推進對我國企業(yè)的理念和行為也產生了很大的影響。因此，本研究從多個角度研究了會計準則變革對企業(yè)理念和企業(yè)行為的影響。

2會計準則相關理論概述

會計準則作為會計人員從事會計工作的重要規(guī)則和指南，其主要作用在于規(guī)范市場運作，以保障市場的合理有序推進，進而確保市場的穩(wěn)定發(fā)展。會計準則的限定對象主要是會計人員[2]。我國企業(yè)會計準則自2006年開始逐步完善，2006年了具體的企業(yè)會計準則為38項，2014年了3項，共計41項。會計準則是規(guī)范會計賬目核算、報告的文件，最主要的目的就是將會計處理建立在合理公允的基礎上，以促使不同時期以及主體之間在會計結果的比較方面具有可比性[3]。會計準則變革主要是通過會計觀念的變革來影響會計人員在企業(yè)中的具體行為，進而影響企業(yè)理念的。

3會計準則變革對企業(yè)理念的影響

3.1對企業(yè)決策者的影響。會計準則變革對企業(yè)決策者的決策有重要的影響。這主要是由于在新的會計準則下，對會計手段以及責任等進行了新的規(guī)定，進而粗疏企業(yè)應更加明確自身的責任。同時，會計準則的變革也會對企業(yè)的會計制度造成影響，因而企業(yè)必須對企業(yè)的會計制度進行調整和完善。另外，新的會計準則中也明確了企業(yè)會計的規(guī)范，并進行了詳細的說明，這為企業(yè)決策者提供了充足的會計信息，這在一定程度上促使企業(yè)決策者更加重視企業(yè)的資金流量以及未來的發(fā)展。總之，會計準則變革對于企業(yè)決策者的決策有重要的幫助。3.2對企業(yè)經營理念的影響。新的會計準則變革中，對會計公允價值給予了明確的規(guī)范。會計公允價值對于企業(yè)資產保值和增值會給予定期的公布，進而能夠反映企業(yè)資產的負債情況和實際經濟價值。因此，企業(yè)管理者會對未來的現(xiàn)金流量和未來的發(fā)展狀況給予高度的重視。也就是說，會計準則的變革能夠進一步深化企業(yè)資產保值和增值的經營理念。另外，在會計準則變革的背景下，會計信息必將更加注重實用性，進而起到促進企業(yè)發(fā)展的作用。在這種情況下，必然會逐漸走向決策有用化的方向發(fā)展。決策有用化主要是會計信息全面化和多元化，進而為決策提供數(shù)據支持。因此，企業(yè)在經營理念方面也就會形成決策有用化理念。這一理念的形成的優(yōu)勢在于企業(yè)能夠通過會計信息的實時更新，提高會計信息的使用性，進而促使企業(yè)能夠做出正確的判斷。同時，還能夠根據會計信息的變化規(guī)律，了解企業(yè)的運營情況，并做出風險評估，從而促進企業(yè)的發(fā)展。3.3對企業(yè)管理制度的影響。會計準則變革對于管理制度也具有重要的影響。從企業(yè)激勵制度這一角度來說，企業(yè)的績效激勵制度以及績效計算方式均獲得了很大的改進，因而更起到能夠激勵性的作用。從約束機制這一角度來說，新會計準則在一定程度上弱化了配比原則，凈化了資產負債表信息，因而提升了會計信息的含量，對企業(yè)追求短期利潤的理念有一定的約束。同時，新會計準則對企業(yè)的盈余操作也有一定的影響。在新會計準則下，降低了人為調節(jié)的可能性，因而提升了會計信息的使用價值，增強了企業(yè)盈余質量。在新會計準則下，企業(yè)的管理制度，尤其是激勵機制和約束機制均受到了影響。3.4對企業(yè)發(fā)展理念的影響。會計準則變革對企業(yè)的發(fā)展理念也有重要的影響，具體來說，主要體現(xiàn)在發(fā)展目標和發(fā)展模式方面。從發(fā)展目標角度來說，會計準則變革能夠引導企業(yè)從收入費用觀轉變?yōu)橘Y產負債表觀。在這種轉變下，企業(yè)能夠通過分析經營狀況、財務成果等，進一步明確企業(yè)的發(fā)展目標。其中，凈資產的保值和增值是重要的參考目標。從發(fā)展模式角度來說，新會計準則為企業(yè)擴大資本經營提供了很大的便利，同時也為企業(yè)獲取利潤提供了途徑，如資源優(yōu)化配置以及對外投資等等。