研究所年度总结范文第1篇

“研究生教育系统是由相互关联的各种亚结构组成的复杂结构系统”［1］，研究生教育结构是研究生教育系统的内部构成形态，“是组成研究生教育总体的各个部分的比例关系及其组合方式”［2］。研究生教育结构包括学历层次结构、学位类型结构、学科专业结构、学习方式结构等亚结构，各个亚结构共同组成了研究生教育整体结构。在我国，关于研究生教育结构的研究是普遍的，但由于研究方法的限制，目前对研究生教育结构的研究主要还是对各个亚结构“分而论之”，且停留在定性描述阶段，缺乏从整体上综合考量研究生教育结构的探索。基于此，本文尝试将指数方法引入研究生教育结构研究，提出研究生教育结构偏离指数（GraduateEd-ucationStructureDeviationIndex，缩写为GESDI）的概念，建立研究生教育结构偏离指数的测算模型，并利用该模型对湖南省9所高校的研究生教育进行实证研究。

二、研究生教育结构偏离指数的概念界定及测算模型

1.概念界定研究生教育结构偏离指数是指反映不同时间或空间条件下研究生教育结构偏离标准值（理想值）的相对数，是通过将测量值与标准值进行指数化处理而得到的。利用研究生教育结构偏离指数，可以判定研究生教育结构的不合理程度（失衡程度），也可以对多个高校的研究生教育结构的合理程度进行排序和预警。根据研究对象的范围不同，研究生教育结构偏离指数可以分为个体偏离指数和总偏离指数。

2.测算模型（1）个体偏离指数模型研究生教育结构个体偏离指数是指反映研究生教育各个亚结构偏离标准值的相对数，包括学历层次结构偏离指数、学位类型结构偏离指数、学习方式结构偏离指数。（2）总偏离指数模型由于研究生教育结构是由多个要素组成的，因此研究生教育结构偏离指数由构成要素的个体偏离指数组成，表现为综合指数的形式，可以由个体偏离指数的加权平均模型得到。式中GESDI为研究生教育结构偏离总指数；Gi为研究生教育结构的各个亚结构的个体偏离指数；Wi为Gi的权重。本文认为各组成部分对研究生教育整体结构的影响程度是一致的，因此各个亚结构的权重相等。

三、实证分析

1.样本选取及数据来源说明本文选取中南大学、湖南大学、湖南师范大学、湘潭大学、湖南农业大学、湖南中医药大学、中南林业科技大学、长沙理工大学和南华大学9所湖南省重点高等学校为研究对象。所有原始数据均来自于2009年~2013年的《湖南省学位与研究生教育基本情况（内部资料）》，限于篇幅，没有在文中列出。

2.计算演示由于是要测定研究生教育结构偏离标准值的程度，因此首先需要确定研究生教育结构的标准值。在参考美国等研究生教育比较发达和合理的国家的情况下，结合我国学者的研究，本文将三个部分的基期数据②分别规定为：硕士学位研究生与博士学位研究生之比为101［7］，专业学位研究生与科学学位研究生之比为11［8］，非全日制研究生与全日制研究生之比为11［9-10］。以湖南师范大学2009年研究生教育原始数据为例，计算该高校2009年的研究生教育结构偏离指数。2009年湖南师范大学全日制学硕在校研究生为5492人，全日制专硕在校研究生为158人，非全日制硕士在校生为1710人（不包含同等学力），全日制在校博士研究生为629人，专业博士人数为0。根据个体偏离指数模型，可以分别计算出学历层次结构偏离指数（G1）、学位类型结构偏离指数（G2）和学习方式结构偏离指数（G3）。

3.实证结果（1）2009年~2013年研究生教育结构个体偏离指数利用研究生教育结构个体偏离指数模型，根据2009年~2013年原始数据，计算得到2009年~2013年湖南省9所重点高校的研究生教育三个亚结构的偏离指数（见表1）。由表1可知，2009年~2013年湖南省9所样本高校的研究生教育在学历层次、学位类型和学习方式三个亚结构中，学历层次结构呈现出了两极分化的现象。湖南大学、湖南师范大学、湖南农业大学、湖南中医药大学和中南林业科技大学5所高校的学历层次偏离指数值较低，全部在40%以下，说明这5所高校的研究生教育硕博比相对接近101的标准值，学历层次结构相对合理，其别是湖南师范大学的学历层次结构最为合理，5年来其偏离指数均低于15%，最低年份甚至达到2.7%；中南大学、湘潭大学、长沙理工大学和南华大学4所高校的学历层次结构偏离指数值相对较高，全部在60%以上，说明这4所高校的研究生教育学历层次结构相对不合理，特别是长沙理工大学和南华大学，偏离指数均高于150%，最高达到了335.1%，因此这两所高校有必要对其学历层次结构进行调整，避免出现结构性失衡。9所高校的学位类型结构偏离指数整体得分较为平均，数值相对较小，说明9所样本高校的学位类型结构较为一致，并且比较合理，其中，湖南大学的学位类型结构偏离指数5年来最高为32%，最低为6.4%，由此可知，湖南大学的专业学位研究生教育与科学学位研究生教育之比5年来都接近11的标准值，学位类型结构稳定并且合理。学习方式结构偏离指数5年来所有高校相差并不大，但总体得分较高，说明9所样本高校的非全日制研究生教育占总体研究生教育的比重距离标准值还有较大差距，非全日制研究生教育发展水平不高。（2）2009年~2013年研究生教育结构总偏离指数根据亚结构个体偏离指数，利用研究生教育结构偏离指数模型，计算出2009年~2013年湖南省9所高等学校的研究生教育结构偏离指数，具体得分及排名情况见表2。由表2可知，研究生教育结构较为合理的高校（即研究生教育结构偏离指数值较低的高校）排名前3的为湖南大学、湖南农业大学和中南林业科技大学（2009年除外），这3所高校的研究生教育结构偏离指数均低于45%，其中湖南大学2009年以后的研究生教育结构偏离指数值在30%左右浮动，而湖南农业大学和中南林业科技大学的结构偏离指数则呈现出越来越小的趋势：2013年湖南农业大学的研究生教育结构偏离指数下降到了28.1%，中南林业科技大学则为22.2%（是2009~2013年以来所有高校的历史最低值），说明2013年中南林业科技大学的研究生教育结构是最为合理的。9所高校中，研究生教育结构相对不合理的高校为湘潭大学、长沙理工大学和南华大学，5年来湘潭大学的研究生教育结构偏离指数均高于64%，长沙理工大学的研究生教育结构偏离指数均高于74%，而南华大学的研究生教育结构偏离指数均高于87%。其中，长沙理工大学2009年的研究生教育结构偏离指数为149.8%，为所有高校5年来历史最高，说明2009年长沙理工大学的研究生教育结构是最不合理的。虽然这3所高校的研究生教育结构相对不合理，但是2009年~2013年3所高校的研究生教育结构偏离指数也呈现出了明显的减小趋势，说明这3所高校的研究生教育结构5年来实现了不同程度的优化。

4.实证结果分析（1）稳定性是湖南省各高校研究生教育结构的重要特性各高校5年来研究生教育结构偏离指数值除了中南林业科技大学和长沙理工大学在2009年、2010年的偏离指数出现较大波动外，其余各年份各高校的研究生教育结构偏离指数波动幅度都在20%之内，波动幅度较小，说明各高校的研究生教育结构都不易接近或远离正常范围；同时，分析各高校研究生教育结构偏离指数的排名情况发现：湖南大学、湖南农业大学和中南林业科技大学（2009年除外）稳定在前三名，研究生教育结构相对合理；中南大学、湖南师范大学和湖南中医药大学排名长期居中，研究生教育结构相对较为合理；而湘潭大学、长沙理工大学和南华大学则一直处于后三名，研究生教育结构相对不合理。总体来说，各高校研究生教育结构偏离指数波动幅度小，排名相对稳定，说明了研究生教育结构具有明显的稳定性。（2）合理化是湖南省重点高校研究生教育结构的基本走势从表2可以看出，2009年~2013年9所样本高校研究生教育结构偏离指数最低（即排名第1）为39.7%、32.8%、28.7%、25.7%和22.2%，研究生教育结构偏离指数最高（即排名第9）为149.8%、127.3%、105.9%、87.4%和94.8%，总体上研究生教育结构最优和最劣高校的偏离指数值呈现减小趋势；而排名居中的高校尽管整体排名上5年来没有大幅提高，但是其研究生教育结构偏离指数也呈现较为明显的下降趋势。因此，高校间的整体差距在缩小的同时，大部分高校的研究生教育结构偏离指数也在下降，研究生教育结构均向合理的方向发展。另外，从整体来看，根据湖南省重点高校研究生教育结构偏离指数（见表3）情况发现，2009~2013年湖南省重点高校学历层次结构和学习方式偏离指数基本保持不变，但学位类型结构偏离指数值从2009年的51.0%下降到了2013年的6.6%，减小趋势非常明显，说明5年来学位类型结构得到了很大程度的优化。同时湖南省重点高校研究生教育结构总体偏离指数5年来也呈现明显的减小趋势，从2009年的52.1%下降到了2013年的36.4%。因此，上述分析综合说明了2009年~2013年湖南省重点高校研究生教育结构得到了相对明显的优化，研究生教育结构变得越发合理。（3）各高校研究生教育结构变化的基础和态势不尽相同尽管湖南省9所高校研究生教育结构整体上呈现一种良好的发展态势，但是具体对于各高校而言，又有不同的发展状态。通过分析各高校的研究生教育结构偏离指数变化趋势，可以将9所高校的研究生教育结构发展大致分为三个类别，即结构恶化型、结构固化型和结构优化型。其中，湖南中医药大学研究生教育结构在2012年有一个明显上升的过程，其偏离指数上涨了17.2%，研究生教育结构恶化，属于研究生教育结构恶化型高校。通过分析发现，主要原因在于2012年湖南中医药大学的在职硕士在校研究生锐减至24人，2013年下降为0，严重影响了该高校的研究生教育结构。湖南大学、湖南师范大学两所高校的研究生教育结构基础较好，但是5年来却出现了“固化”的现象，其研究生教育结构偏离指数只有小幅下降，说明其研究生教育结构没有得到更进一步的优化，主要原因是非全日制研究生教育水平不高限制了这两所高校研究生教育结构的合理化。中南大学、湘潭大学、湖南农业大学、中南林业科技大学、长沙理工大学和南华大学属于结构优化型高校，5年来这6所高校的研究生教育结构偏离指数下降趋势明显，研究生教育结构得到了不同程度的优化。特别是中南林业科技大学，2009年的研究生教育结构在样本高校中还处于中等水平，但得益于全日制专业硕士在校生和在职硕士在校生的大幅提高，2013年其研究生教育结构偏离指数就下降到历史最低的22.2%，研究生教育结构在9所高校中最为合理。

四、小结与对策建议

研究生教育结构偏离指数模型的建立，创新了一种研究生教育结构评价概念，从各个亚结构是否满足标准值（理想值）的角度来统一评估研究生教育整体结构，改变以往对研究生教育结构大而化之的定性描述，为定量地、综合地分析研究生教育结构提供了一定的视角和方法。根据前述实证结果及分析，优化湖南省重点高校研究生教育结构，可以从如下方面进行：

1.稳定硕士研究生教育发展速度，停止扩大博士研究生教育规模，调整学历层次结构由表3可知，影响湖南省重点高校研究生教育结构优化的主要问题是学历层次结构和学习方式结构出现了“固化”，其中学历层次结构偏离指数5年来均在35%左右徘徊。要优化湖南省重点高校研究生教育学历层次结构，使硕博比接近10：1，降低学历层次结构偏离指数值，就需要对硕士学位研究生教育和博士学位研究生教育进行动态调整。根据《湖南省建设教育强省规划纲要（2010~2020年）》［11］规定，到2020年湖南省在校研究生规模应达到10万人，按硕博比101的理想值计算，2020年湖南省在校博士研究生约为9090人，在校硕士研究生约为90909人，而2013年9所样本高校在校博士研究生为10558人，已然到达2020年湖南全省的目标。故优化湖南省重点高校研究生教育学历层次结构，首先应该停止扩大博士研究生招生规模；同时，2013年样本高校在校硕士研究生为69103人，而2010年~2013年其在校硕士研究生年平均增长速度为5.6%，按此速度发展，2020年9所样本高校在校硕士研究生规模将达到101191人，与在校博士研究生之比基本达到101。因此，优化湖南省重点高校研究生教育学历层次结构，应该停止扩大博士研究生规模，稳定现行硕士研究生教育发展速度。

2.减缓专业学位研究生教育发展速度，适度发展科学学位研究生教育，稳定学位类型结构2009年~2013年湖南省重点高校研究生教育学历层次结构经历了一个良性发展时期，得到了很大程度的优化，2013年样本高校的学历层次结构偏离指数仅有6.6%，专业学位和科学学位研究生教育基本达到11，主要原因是专业学位研究生教育得到了很大程度的发展：在校研究生从2009年的21172人扩大到了2013年的38466人，年平均增长率为16.2%。与此同时，科学学位研究生教育发展速度则明显放缓，2009年为43181人，2013年为41195人，出现了负增长。根据《湖南省建设教育强省规划纲要（2010~2020年）》规定，按照11的理想模型，2020年专业学位和科学学位在校研究生应该分别达到5万人左右，这是作为湖南省研究生教育主体的湖南省重点高校研究生教育发展的上限。因此，稳定现有学位类型结构，应该酌情减缓专业学位研究生教育发展速度，适度发展科学学位研究生教育，避免出现“顾此失彼”“、矫枉过正”的现象。

研究所年度总结范文第2篇

关键词：心理应激反应；压力源；心理危机诱发因素

作者简介：刘平（1972-），男，江西南昌人，九江学院副教授，研究方向为大学生思想政治教育；吴燕（1977-），女，陕西西安人，九江学院心理健康咨询中心主任，副教授，研究方向为心理咨询与应用。

基金项目：江西省教育科学规划课题“隐性干预在大学生心理危机辅导中的创新研究”（编号：13YB140），主持人：刘平。

中图分类号：G715 文献标识码：A 文章编号：1001-7518（2017）08-0019-04

近年来高校的扩招以及高等教育收费的改革，大学生面临的学习就业、成长困惑、人际竞争、经济和情感等方面的压力越来越大。面对这些压力，一些心理相对脆弱的大学生容易陷入心理危机，出现过激行为，导致不良后果。因此，加强大学生心理危机相关研究是必然趋势。从我国学者关于大学生心理危机研究的内容来看，集中于大学生心理危机的状况调查及危机管理研究；从研究的方法和研究模式来看，大多采用文献研究法，思辩型的研究占主体，实证研究偏少。总体而言，我国大学生心理危机干预无论是理论还是实践都处于探索阶段。基于此，本文采取样本调查分析的实证研究方式，分别针对大学生心理应激反应、压力源与应激反应的关系以及心理危机诱发因素等各项指标进行调查分析，以便为建立大学生心理危机预警指标模型提供实证综合数据。

一、心理应激反应因素研究

（一）研究目的

通过编制心理危机应激反应问卷，确定大学生心理危机干预预警体系中的应激反应指标。

（二）研究工具

根据笔者高校心理危机干预工作经验、心理学专家建议、专业精神卫生机构临床资料，探寻心理危机反应的高频表现，参照本研究预设构建，在此基础上编制心理危机应激反应预测问卷。问卷包括个体资料和问卷主体两部分。问卷主体共40个项目，每个项目含应激反应自评严重程度和持续时间两个指标，采取5评分，其中“没有”记1分，“轻度”记2分，“中度”记3分，“较重”记4分，“严重”记5分；持续时间“3天以内”记1分，“3天至一周”记2分，“1-2周”记3分，“2-4周”记4分，“4周以上”记5分。在预测问卷调查结果的基础上进行探索性因素分析，筛选调整项目，形成二次问卷。通过二次施测，最终形成大学生心理危机应激反应问卷，共32个项目，记分方法如上所述。

（三）研究对象

1.预测对象：基于人力、物力、财力考虑，预测阶段采取随机抽样法选取笔者所在城市大专院校1200名大学生作为被试，收回有效问卷828份。

2.二次施测对象：为保证样本准确反映大学生整体特征，二次施测采取随机抽样原则，选取九江3所、南昌3所、西安2所、广州1所本科及高职院校1350名大学生作为被试，共收回有效问卷1266份。

（四）统计工具

采用SPSS 13.0统计软件包进行统计分析。

（五）结果分析

1.区分度分析。区分度是衡量项目质量的主要指标之一，是在编制测验时筛选题目的重要依据。本研究采取相关系数法对预测问卷进行区分度分析，D值均在0.32-0.77之间，所有项目T值均达到显著性水平，表明项目区分度较好。

2.因子分析。本研究通过探索性因子分析方法（EFA），筛选出预测问卷的相关且具有同质性的项目，减少意义重复项目，以使问卷结构更加合理，进一步增强问卷结构效度。本研究统计结果显示，KMO系数为0.749，球形检验卡方系数为1467.33（P值

在探索性因子分析中，根据筛除项目标准：（1）项目负荷值小于0.4；（2）共同度小于0.2；（3）每个项目最大的两个“概括”负荷之差小于0.25，筛除9个项目，最终确定二次问卷的项目组成，研究结果如表1所示。

研究还根据每个因子所含项目的负荷值对大学生心理应激反应因素进行命名，即情绪反应因素、躯体反应因素和认知评价因素。

3.信度检验。本研究采取同质性α信度系数法对大学生心理应激反应问卷的三个因素进行检验，结果如表3所示。

分析结果显示，大学生心理应激反应问卷各个因素同质性信度系数在0.735-0.821之间，总问卷为0.922，说明本问卷具有较好的信度。

4.效度检验。本研究对大学生心理应激反应问卷三个因素分别从结构效度和内容效度两方面进行分析检验，结构效度检验结果如表4所示。

研究数据表明，大学生心理应激反应问卷各因子间及各因子与总分的相关系数在0.633-0.911之间，呈显著性相关。这说明大学生心理应激反应问卷结构效度良好。

本研究邀请相关专家、心理学教师、心理学研究生及部分在校大学生对大学生心理应激反应因素进行探讨，对本问卷内容效度进行分析，最终确定正式问卷含情绪反应、躯体反应、认知评价3个因素和31个项目。

二、压力源指标与应激反应研究

（一）研究目的

调查研究引起大学生心理危机应激反应的压力因素，在此基础上对压力源与心理应激反应引发心理危机做回归分析。

（二）研究工具

本研究采用Holme和Rahe编制的“青少年生活事件量表”进行调查，该量表由27项可能给青少年带来心理反应的负性生活事件构成。适用于青少年生活事件发生频率和应激强度的评定。对每个事件的回答方式应先确定该事件在限定时间内发生与否，若未发生过仅在未发生栏划“√”，若发生过则根据事件发生时的心理感受分5级评定，即无影响（1）、轻度（2）、中度（3）、重度（4）或极重度（5）。分人际关系压力、学习压力、受惩罚、丧失、健康适应压力、其他压力6个因子进行统计。

（三）研究对象

二次施测全体对象。

（四）结果分析

本研究以心理危机压力源中人际关系压力、学习压力、受惩罚、丧失、健康适应压力、其他压力6个因子以及应激反应中情绪反应、躯体反应、认知评价3个应激反应为自变量，以心理危机为因变量，做回归分析，选取具备统计学意义的自变量作为大学生心理危机预警模型的主要指标。

（五）心理危机压力源预测力研究

通过Beta系数统计分析，心理危机压力源各项因子对于心理危机发生的预测力大小依次为：人际关系压力、学习压力、受惩罚、健康适应压力、丧失、其他压力。其中人际关系压力、学习压力、受惩罚、健康适应压力4个因子在0.05水平上呈显著预测力；通过逐步回归分析法，人际关系压力、学习压力、受惩罚3个压力源因子进入大学生心理危机预警模型的回归方程（预警模型）。3个因子的多元相关系数为0.798，对心理危机的综合解释率为50.12%。其中人际关系压力因子最具预测力，单独解释率为47.45%；心理应激反应各项因子具有显著预测力，全部进入大学生心理危机预警模型的回归方程（预警模型），对于心理危机发生的预测力大小依次为：躯体反应、认知评价、情绪反应。3个因子的多元相关系数为0.823，对心理危机的综合解释率为59.76%。其中躯体反应因子最具预测力，单独解释率为50.91%。以上两个回归方程（预警模型）在0.05水平上拟合度较高。

因此，本研究中人际关系压力、学习压力、受惩罚被列入大学生心理危机预警模型的压力源指标，其中一种或多种因素可能引发大学生心理危机；躯体反应、认知评价、情绪反应被列入大学生心理危机预警模型的心理应激反应指标，其中一种或多种因素可能引发大学生心理危机。

三、心理危机诱发因素指标的确定

（一）研究目的

通过显著性差异分析，从大学生心理应激反应问卷个人资料中筛选出差异显著的个人因素指标，进入大学生心理危机预警模型。

（二）研究对象

二次施测全体对象。

（三）研究工具

大学生心理危机应激反应正式问卷，此问卷中个体资料包括7项，分别为性别、民族、所在年级、专业类型、家庭经济状况、家庭成员关系、躯体疾病。

（四）研究结果

1.男性大学生（N=609）心理危机应激反应总分为47.72±48.658，女性大学生（N=657）心理危机应激反应总分为44.78±49.195，在0.05水平上无显著性差异。但在情绪反应指标上，女性大学生得分高于男性大学生。

2.汉族大学生（N=1194）心理危机应激反应总分为45.38±47.336，少数民族大学生（N=72）心理危机应激反应总分为53.19±65.87，在0.05水平上无显著性差异。

3.大一学生（N=387）心理危机应激反应总分为41.32士45.33，大二学生（N=312）心理危机应激反应总分为56.95士55.637，大三学生（N=303）心理危机应激反应总分为43.87士46.29，大四学生（N=264）心理危机应激反应总分为53.56士57.125，在0.05水平上呈显著性差异，并且随着年级增加心理应激反应呈“N”型分布。在认知评价和躯体反应指标上大二、大三学生高于大一、大四学生；在情绪反应指标上大四学生得分最高。

4.文科类大学生（N=510）心理危机应激反应总分为44.46±47.246，理工科大学生（N=567）心理危机应激反应总分为46.64±48.878，体艺类大学生（N=189）心理危机应激反应总分为57.16±70.078，在0.05水平上无显著性差异。

5.低收入家庭（家庭年收入低于3万元）大学生（N=286）心理危机应激反应总分为43.42士53.179，中等收入家庭（家庭年收入3-10万元）大学生（N=673）心理危机应激反应总分为44.34士44.283，高收入家庭（家庭年收入高于10万元）大学生（N=307）心理危机应激反应总分为69.60士69.621，在0.05水平上呈显著性差异。中等收入家庭大学生在各个指标及总分得分上明显高于其他两类家庭大学生。

6.家庭关系和谐大学生（N=633）心理危机应激反应总分为43.48士48.330，家庭关系一般的大学生（N=372）心理危机应激反应总分为51.00士46.526，家庭关系不和谐（父母离异、分居等）的大学生（N=261）心理危机应激反应总分为52.30±56.207，在0.05水平上呈显著性差异。家庭关系不和谐的大学生在各个指标和总分得分上明显高于其他两类大学生。

7.身体健康大学生（N=1113）心理危机应激反应总分为44.34士46.701，患有生理疾病大学生（N=153）心理危机应激反应总分为77.73士75.536，在0.05水平上呈显著性差异。患有生理疾病的大学生得分明显高于身体健康的大学生。

根据上述结果，所在年级、家庭经济状况、家庭成员关系、躯体疾病由于差异显著，被选取为心理危机预警模型中危机诱发因素指标。

（五）其他危机诱发因素指标的确定

本研究利用文献分析法，通过九江学院图书馆CNKI学术期刊库检索，并结合笔者前期相关研究（《高职高专学生心理危机预警指标研究》，2011）得知，自我效能感、危机处理方式、社会支持亦是心理危机应激反应的中介因素，在此基础上将以上因素列入心理危机预警模型中危机诱发因素指标。

综合上述调查结果，本研究将大学生心理危机预警模型综合指标体系理解为：心理危机的外在表现通常体现在情绪反应、躯体反应、认知评价三方面；形成心理危机的压力源主要包括个体人际关系压力、学习压力、受惩罚三种因素；心理危机诱发因素主要源于个体所在年级、家庭经济状况、家庭成员关系、躯体疾病、自我效能感、危机处理方式和社会支持等因素。

参考文献：

[1]杨稣，武成莉.大学生心理危机干预体系构建[J].宁夏大学学报（人文社会科学版），2011（1）：190-192.

[2]蔡智勇.大学生心理危机干预体系构建[J].南京航空航天大学学报（人文社会科学版），2007（9）：92-96.

研究所年度总结范文第3篇

近年来，随着我国资本市场的不断发展以及审计市场竞争的加剧，审计费用问题已成为审计理论界、实务界以及政府相关监管部门关注的热点。尤其是 2001年以来，证监会相继和修订了《公开发行证券的公司信息披露规范问答第 6号---支付会计师事务所报酬及其披露》和 《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第. 号――年度报告的内容与格式》，对支付会计师事务所报酬的内容和形式作出了具体的规定，并要求上市公司除披露报告年度支付给会计师事务所的报酬之外，还需要披露会计师事务所已为公司提供审计服务的年限。

二、国外审计费用研究文献综述

Taylo 和Baker（1981）以英国证券市场为研究对象，选取英国上市公司的数据为样本，从被审计单位的规模和业务的难度出发进行研究，表明这两变量在置信区间为0.01的水平上显著，对审计费用的影响程度为大。

Francis （1984）对Simunic经典范式做出有效的改进，以澳大利亚的上市公司数据为研究样本进行实证分析，结论表明被审计单位单位的期末资产总额、纳入合并报表的子公司数目、会计师事务所的品牌是审计费用的显著影响因素，同时法相事务所的规模对审计费用有显著的影响。

Firth（1985） 是以新西兰证券市场为研究范围，选取其上市公司的相关数据为研究样本，其结论认为审计费用的显著影响因素包括：被审计单位规模、总资产中应收账款的比重、非系统风险；而会计师事务所的规模品牌优势对审计费用的影响并不明显.

Low和Tan等（1990）选取新加坡证券市场中的上市公司为研究对象，设定了上市公司历史因素，如前三年的审计意见类型等为自变量，做出了创新；同时结论表明审计费用影响因素在不同行业间存在差。

Ezzamel和Chen（1993） 以英国证券市场上市公司数据为研究样本，建立多元回归模型，结论表明股权分散与否、以报告日和报表日间隔衡量的审计耗用时间、会计师事务所注册地、会计师事务所品牌规模与审计费用显著相关。

Anderson和Zeghal（1994） 以加拿大上市公司中选取1980、1981、1982年三年的数据，发现审计收费与被审计单位规模和复杂程度相关，内部审计费用与外部审计收费显著正相关。

三、国内审计费用研究文献综述

国内对审计费用影响因素的经验研究从王振林 始，研究了我国审计市场中审计费用具体影响因素，以及相关因素的契合度。

王振林（2002）沿用了Simunic经典模型范式，对具有证券（期货）从业资格会计师事务所进行问卷调查，结论表明被审计单位资产总额、子公司数目、应收账款和存货在总资产中的比重、会计师事务所品牌、审计任期、是否发生会计师事务所更替、流通股比重、国有股比重和年度逻辑变量是审计费用的显著影响因子。但是他所使用的审计收费数据来源于中国证监会进行上市公司调查问卷而得来的数据，并非公开披露的数据，不太具有可信度和可比性。

罗栋梁（2002）以2001年284家在年报中明确披露审计收费的A股上市公司为样本，从客户规模、客户的复杂程度和审计风险三方面为自变量，建立多元回归方程进行实证研究。结论表明，被审计单位规模、公司所投资的控股子公司个数对上市公司的审计费用有着显著的影响。

朱红军、章立军（2003）选取2001年在上海证券交易所上市的639家上市公司的年报数据为样本，在对上市公司审计费用情况的整体性分析的基础上， 着重分析了审计费用的影响因素，剥离出会计师事务所的品牌、被审计单位从事的行业类型、净资产收益率、股权性质与审计费用显著相关。

刘斌、叶建中、堂毅（2003）选取了我国证券市场2001年上市公司中的590家公司数据为研究样本，建立多元回归模型，回归分析的结论表明：上市公司规模、经济业务复杂程度和会计师事务所注册地是审计费用的正相关因素；总资产中存货的比例、是否出具非标准意见、是否发生亏损、会计师事务所品牌规模、长期负债与总资产的比率对审计费用的影响不显著。

四、总结

研究所年度总结范文第4篇

审计费用是指被审计单位为会计师事务所对其所提供的专业审计服务支付的报酬，是会计师事务所与被审计单位之间审计服务供需关系的价值表现。

在对审计服务的研究中，人们一般会关注审计质量审计意见等领域，随着研究的不断深入，审计费用本身作为审计服务工作的价格，它的高低不仅关系着审计服务供给方的生存发展状况，也直接反映了证券市场或公众对于审计服务工作的需求及依赖程度，因而审计费用本身也逐渐成为研究的对象。随着2001年12月24日中国证券监督管理委员会的《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号――支付给会计师事务所报酬及披露》，上市公司必须在年报中对支付给会计师事务所的报酬进行披露，为我国审计费用研究提供了数据前提，使得基于上市公司审计费用影响因素的研究成为可能。本文的目的在于，利用中国证券市场中上海证券交易所A股上市公司2011年年报及其他相关资料，以实证分析的方法，对年度审计费用的影响因素进行研究，检验其是否符合现有审计理论的成果，并对原因进行分析。通过此研究，为投资者正确解读审计费用信息提供帮助，也为证券监管部门制定相关监管措施提供理论依据。

二、文献综述

国外关于审计费用影响因素的研究始于1980年Simunic的研究。Simunic（1980）首次构建了审计收费定价模型，对1977年美国397家上市公司的数据进行分析，发现影响会计师事务所审计收费的因素包括上市公司资产规模、控股子公司个数、行业类型、资产负债率、前两年的盈余状况、年度审计意见类型以及上市公司的内部审计成本，而会计收益率、审计任期和事务所的规模这三个因素对审计费用的影响并不显著。而Anderson和Zeghal（1994）对Simunic的研究模型进行了修正，以加拿大的审计市场为样本，研究发现审计收费与被审计单位的资产规模和业务的复杂程度显著相关，并且与内部审计成本成正相关的关系，这一结论与Simunic（1980）的研究结论相反。

针对事务所的规模，Franesi（1987）对澳大利亚审计市场进行回归分析得出，上市公司的资产规模、子公司个数与审计收费显著相关，对于规模小的上市公司，事务所的规模与审计收费呈正相关关系，而对于规模大的上市公司，事务所规模对审计收费不具有重要影响。

针对公司治理结构，O’sullivan（1999）以英国伦敦国际证券交易所1995年184家上市公司为研究样本，得出CEO与董事长兼职、非执行董事的任期、审计委员会中是否有执行董事以及审计委员会人数对审计费用不存在显著影响。Abbott等（2003）以公司规模、业务复杂性和审计意见相关因素为控制变量，研究审计委员会特征对审计费用的影响，结果表明独立董事比例、审计委员会至少有一位财务专家与审计费用显著正相关，而一年内审计委员会会议次数对审计费用影响不显著。

由此可见，在西方学者的研究中较为一致的结论是，上市公司规模和业务复杂程度会对审计收费造成重大影响。

我国在2001年之前对审计收费影响因素的研究主要是规范研究，主要侧重从理论上分析解释审计费用，解决审计收费是什么的问题。2001年证监会要求上市公司公开披露审计费用后才开始进行尝试性的实证研究。

王善平（2004）以2002年我国深市上市公司为研究对象，发现上市公司的规模、子公司个数、事务所规模与上市公司所在地是影响我国上市公司审计收费的主要因素，而存货与资产总额之比、应收款项与资产总额之比、资产负债率、净资产收益率、审计任期、审计意见类型及审计任期与审计意见类型的交互效应对审计收费的影响不显著。而李轶琳（2005）以深交所上市公司公布的2003年数据为研究对象，发现存货和应收账款占总资产比率、流动比率、资产负债率、审计意见、事务所任期、事务所是否属于四大以及地区差异与审计费用不显著相关。

可以看出，基于不同的环境背景，各因素可能带来不同的影响效果。本文以上海证券交易所A股885家上市公司为样本，进行理论研究与实证分析，为投资者正确解读审计费用信息，也为证券监管部门制定相关监管措施提供理论依据。

三、研究假设

（一）与审计成本相关的变量

假设一：上市公司资产总额越大，审计收费越高。

被审公司的规模越大，其经济业务和会计事项就越多，面临的审计调整事项也就越多。而且其固有风险和控制风险的水平也相对较高，注册会计师需要相应地投入更多的时间和精力，扩大审计测试的范围，收集更多的审计证据，以保证审计质量和控制审计风险。由于不同规模的公司其资产总额的规模不一样，并且总额不在一个数量级上，因此本文采用公司的年末总资产的自然对数作为代表公司规模，假设这一变量与审计收费正相关。

假设二：上市公司应收账款占总资产的比例越高，审计收费越高。

应收账款项目是上市公司进行盈余管理的一个重要项目，而且是最有可能被公司用来操纵利润的项目。应收账款账户的审计较其他账户复杂，审计这类科目所需的时间较审计其他科目多，相应的审计费用也就更高。作为资产负债表中的“风险”项目，注册会计师针对其特殊性制定并实施了包括取证和判断在内的具体的审计过程（如函证、对未来事项的预测和查证等）。相对于被审公司自身的规模，这些项目的比重越大，审计费用就会提高。本文采用应收款项占年末总资产的比例代表这一影响，假设它与审计收费也呈正向关系。

假设三：上市公司现存资产占总资产的比例越高，审计费用越低。

对于现存资产总资产比例较大的公司来说，财富在所有者、债权人和经营者之间转移比较困难，所以成本就比较低，各利益相关方对高质量审计服务的需求并不强烈，从而支付给会计师事务所的年度审计费用就较低。本文以固定资产和存货之和占总资产的比例为变量，假设它与审计收费负相关。

（二）与审计风险相关的变量

假设四：上市公司资产负债率越高，审计收费越高。

一家公司的财务状况包括其流动性、资本结构、获利能力等，能够反映出公司的持续经营能力以及破产风险。公司的财务状况越差，需要的审计证据越多，审计测试的范围越大。另外，财务状况较差的委托人更可能粉饰财务报表，提供虚假的会计信息，这会加大审计的难度。因为财务上的困境可能导致公司的破产，事务所可能承担连带责任，投资者及利益相关人会通过申请诉讼赔偿来弥补自己的损失。如果没有相应的风险溢价收入，事务所是不会贸然尝试的。上市公司的资产负债率在一定程度上反映了上市公司的经营风险，本文以资产负债率来衡量风险因素，并假设它与审计收费正相关。

（三）与审计质量相关的变量

假设五：事务所的规模越大，审计收费越高。

事务所的规模越大、名誉越佳、资历越深，其审计质量相对越高。因为这样的事务所面临的竞争压力较小，失去某一客户对其生存威胁较小，因而它不易被客户的不合理要求所威胁，可保持其独立性。同时大事务所一旦遭受诉讼，其财产损失和名誉损失的潜在成本是不可限量的。因此，大的事务所会充分考虑审计风险、关注审计质量，相应的会制定较高的定价策略。本文将会计师事务所以“四大”和“非四大”进行区分，设置虚拟变量“0”和“1”，并假设“四大”较之于“非四大”会计师事务所的审计收费更高。

（四）其他影响因素

假设六：上市公司拥有的独立董事人数越多，审计费用越高。

上市公司的独立董事人数越多，独立董事在董事会中就越有发言权，独立董事为了减轻自身责任，在上市公司与会计师事务所签订业务约定书时，独立董事就会要求会计师事务所提供高质量的审计服务，从而年度审计费用也提高。本文直接选取上市公司独立董事的人数作为变量，假定该变量与审计收费正相关。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以上海证券交易所A股上市公司为研究样本，上市公司2011年年度报告各项财务与非财务指标来源于国泰安CSMAR中国上市公司财务报表数据库，中国上市公司财务报告审计意见数据库，中国上市公司治理结构研究数据库。在研究中，对923家上市公司剔除了部分无效数据：（1）未按要求在年报中披露年度审计费用的公司，（2）不存在应收款项的公司，共得到885个有效样本。数据分析处理主要是通过eviews7完成。

（二）模型及变量定义

为了验证上述假设一至假设六，本文的实证研究采用的是国外运用最为普遍的审计费用模型：

Y=C+β1TZC+β2YSB+β3ZCFZ+β4XCB+β5DIDS+β6SD+ε

模型中所使用的各变量定义如表1：

五、实证分析与结果

（一）多元线性回归分析

多元回归下回归方程的F值为305.5277，P值为0.000000，说明该模型的拟合还是比较满意的，审计收费模型在整体上是高度显著的，且模型具有较强的解释力，R-squared达到0.676653，Adjusted R-squared为0.674439。其他各变量的分析结果如表3所示。

从表2中对各系数多元回归的结果可以看到，本文中的假设一、三、四、六均得到了验证。针对假设一，上市公司资产规模越大，审计收费越高。表中客户资产对年度审计收费的t统计量为17.64591，P值为0.0000，上市公司的规模对审计收费有显著性影响。资产规模越大，审计的工作量越大，反映了审计所花的成本也相应越大。统计结果和我国会计师事务所实际上以各地财政部门和物件部门制定的审计收费标准中多以客户资产为依据一致。针对假设三，现存资产比例与审计费用显著负相关。针对假设四，资产负债率与审计费用显著正相关，根据“深口袋”理论，公司财务上的困难会导致公司破产，会计师事务所可能因此承担连带责任，投资者及相关利益人会申请诉讼赔偿来弥补损失。针对假设六，是否是“四大”会计师事务所与审计收费也是显著相关。可以预想更大规模，更高品牌的事务所更容易吸引审计人才。“四大”要保持其声誉、品牌与公众信任度，更具有保持其高审计质量的内在经济需求。一方面，“四大”会计事务所收取高审计收费并出具高质量的审计报告；另一方面，上市公司尤其是大公司也愿意为高品牌事务所支付高费用。

而对假设二的检验结果是，P值为0.3460大于5%，接受了β为零的原假设，故上市公司应收账款占总资产的比例对审计收费的影响是不显著的，与预期的假设不相符，说明审计师在进行审计收费时，并没有将这一指标考虑进去，或者说是审计师在执行业务时对应收账款的审计重视不够，而这恰恰应该是审计的重点。

同样对假设五的检验也发现独立董事的人数对审计费用没有显著影响，更不是显著的正相关。这应该是由于我国董事会制度尚不完善，独立董事不能很好的履行自己的职责，对公司治理的影响不明显。

研究所年度总结范文第5篇

关键词：上市公司 资本结构 宏观经济

一、引言

企业资本结构理论是现代企业理论和公司金融理论的一个重要组成部分，学术界对资本结构的研究主要分为三个阶段：始于1952年，以杜兰特（David Durand）为代表的包括净收益理论、净营业收益理论和传统折中理论的传统资本结构理论；始于1958年，以MM定理为核心的现代资本结构理论；20世纪70年代以后，以权衡理论和不对称信息理论为代表的新资本结构理论。

随着企业资本结构理论研究的深入，关于企业资本结构影响因素的研究也逐步展开。巴克特和卡格（1970）研究发现，规模大的企业倾向于债务融资，而负债率高的企业选择债务融资的可能性较小。其他研究表明，企业的盈利能力（Timan & Wessels,1988）、税收（Mackie-Mason,1990）、企业成长性（Jensen,1986）、经营风险（Hsia,1981）、股权结构（Berger、Ofek、Yermack，1997）等企业自身特征因素对企业资本结构都具有显著的影响。

除了企业自身特征因素外，宏观经济因素也是影响企业资本结构的重要因素。本文以我国沪深交易所上市公司财务数据为样本进行实证研究，研究结果表明，宏观经济变量对我国上市公司资本结构存在比较显著的影响。此外，实证研究表明，不同的宏观经济变量对上市公司资本结构的影响存在较大差异。

二、理论分析与研究假设

相比于从企业自身因素角度对资本结构影响的研究，理论界从宏观经济因素角度对资本结构影响的研究相对较晚。从20世纪80年代开始，国内外学者开始意识到政府制度安排、经济发展状况等宏观经济因素对企业资本结构的影响。

Kim and Wu(1988)的研究表明，通货膨胀会增加负债水平。通货膨胀往往导致更多的负债：一方面，通货膨胀降低了负债的真实成本，在通货膨胀期间对公司债券的需求上升；另一方面，随着通货膨胀率的下降，短期内公司债券收益高于股票收益，从而使得公司债券需求上升（DeAngelo & Masulis,1980）。实际贷款利率的变动对企业融资结构的选择具有显著影响，利息率和通货膨胀率的变动扭曲了税收利益和破产成本，因此影响目标资本结构（Fisher et al,1989）。基于Probit模型的实证研究表明，利率期限结构影响公司的资本结构（Nejadmalayerz,2002）。

GDP增长率的波动在一定程度上反映了经济周期波动的情况，经济增长率较高时，企业有较好的盈利预期，倾向于债券融资，财务杠杆较大。实践中M1增长速度的快慢反映了国家货币政策的取向，M1增长较快则说明国家货币政策较为宽松，企业获得贷款相对容易；M1增速放缓，说明国家紧缩银根，企业贷款难度加大（蔡楠、李梅菠，2003）。Booth et al（2001）通过对发展中国家与发达国家的混合数据研究发现，GDP实际增长率与企业财务杠杆正相关。股票市场越发达，企业具有更多的融资权，股价高涨使得股权融资优势更明显，股票市场价值/GDP与财务杠杆负相关。

此外，财政支出的增长带来市场流动性的增强和商业银行贷款利率的降低，从而使得企业贷款成本和债务融资成本的降低，使得企业偏好债务融资。原毅军、孙晓华（2006）对我国沪深上市公司实证研究发现，财政支出与企业目标财务杠杆正相关。陈耿（2004）的研究表明，银行贷款与债权不仅具有替代性，而且具有相当的互补性。商业银行贷款的增长往往伴随着贷款利率和债务融资利率的下降，使得企业债务融资成本降低。

基于以上分析，本文在实证研究过程中选取了通货膨胀率（Inflation）、实际贷款利率（R-Rate）、国内生产总值增长率（GDP）、M1-M0增长率（DM）、沪深股市总市值增长率（M-Value）、财政支出增长速度（Pub-Expenditure）、上市公司市盈率增长率（P/E）、商业银行贷款增长率（Loan）等八个解释变量对企业资本结构的影响进行分析。本文对实证研究结果做出如下假设：

假设一：通货膨胀率与企业资产负债率正相关。

假设二：实际贷款利率与企业资产负债率负相关。

假设三：国内生产总值实际增长率与企业资产负债率正相关。假设四：M1-M0增长率与企业资产负债率正相关。

假设五：沪深股市总市值增长率、市盈率增长率与企业资产负债率负相关。

假设六：财政支出增长速度与企业资产负债率正相关。

假设七：商业银行贷款增长率与企业资产负债率正相关。

三、被解释变量的选取与实证模型的构建

（一）被解释变量的选取

广义的企业资本结构就是企业全部资金来源构成及其比例关系，不仅包括权益资本、长期债务资金，还包括短期债务资金。已有的研究多从账面价值入手考察企业的杠杆率，由于账面价值不能很恰当的反应当前市场状况下企业真实的资产负债状况，因此，本文选择综合考虑企业债务的账面价值和权益的市场价值，以使得实证结果更加合理。在被解释变量的选择方面，本文将长期债务和短期债务分别考察，共选取如下三个被解释变量：

总市值资产负债率（MTR）=企业总负债/(企业总负债+企业股票市值)；

长期市值资产负债率（MLR）=企业长期负债/（企业长期负债+企业股票市值）；

短期市值资产负债率（MSR）=企业短期负债/（企业短期负债+企业股票市值）。

（二）实证模型的构建

在已有的资本结构影响因素的实证研究中，大多是采用横截面数据进行分析研究，但是由于宏观经济环境的变动，某一个年度的数据常常受到偶然因素的影响。为了克服横截面回归的不足，本文采用面板数据模型对跨年度数据进行回归分析。本文采用的面板数据回归的基本计量模型为：

Ri=αi+βkFk+εi； i=1,2,3；k=1,2,…,8。

其中Ri为资本结构向量（在本文中代表MTR、MLR、MSR）；i代表不同的被解释变量；αi为常数项；Fk为解释变量；βk为解释变量系数；εi为模型的扰动项。

四、实证数据选取与实证结果分析

（一）解释变量数据来源及统计描述

1、通货膨胀率：本文所用我国通货膨胀率数据来自国际货币基金组织数据库和国研网数据中心，是通过消费者价格指数计算得出，采用其年度平均变化百分比。

2、实际贷款利率：采用的是商业银行3至5年期贷款利率与当年通货膨胀率的差值，其中3至5年期贷款利率来自万得数据库和中国人民银行数据库。

3、其余六项解释变量：国内生产总值、沪深股市总市值、上市公司市盈率数据均来自万得数据库库，狭义货币M1-M0和商业银行贷款额均来自国家统计局和中国人民银行数据库，各年的财政支出额来自于国家财政部和国家统计局。

（二）被解释变量来源及统计描述

本文在实证研究过程中选取了上海证券交易所和深圳证券交易所上市的58家具有代表性的企业进行研究，企业基本资料来自于上海证券交易所、深圳证券交易所及巨潮资讯网。通过参考各企业2000年至2008年9年的年度财务报表，本文对 58家企业各年度负债总额、长期负债总额及短期负债总额的账面价值进行了统计汇总。同时，根据锐思数据库公布的数据，统计各企业在各年度资产负债表日企业总市值，然后分别计算企业总市值资产负债率、长期市值资产负债率和短期市值资产负债率。

（三）实证结果与研究模型的修正

本节首先将被解释变量对2000年至2008年所有宏观经济因素变量进行了回归，回归结果显示，几乎所有的宏观经济因素的系数都不显著，存在明显的多重共线性。为了进一步探究解释变量之间多重共线性的严重程度，本文对所有的8个解释变量进行了共线性检验，如表4-1所示：

从表4-1可以发现，通货膨胀率与实际利率之间、市盈率增长率与国内生产总值增长率之间、市盈率增长率与沪深股市总市值增长率之间都存在明显的共线性。

为补救多重共线性问题，本文首先是进行了模型的重新设定，将原来的线性回归模型转变为对数形式：Ri=αi+βklnFk+εi i=1,2,3；k=1,2,…,8；

回归模型采用对数形式后，根据回归结果，多重共线性依然存在。本文采取了删除部分变量的方法，综合考虑表4-1列示的自变量共线性状况，本文删除了实际利率、市盈率增长率和沪深股市总市值增长率三个变量。对总市值资产负债率的回归结果如表4-2所示：

观察表4-2可以发现，所有解释变量的系数都不显著，删除三个解释变量并没有使回归结果变得更好。造成这种状况的原因可能是某些解释变量对企业资本结构的影响具有滞后性，比如国内生产总值体现的是整个年度的总产值，其对以后年度企业资本结构的影响大于对本年度企业资本结构的影响。综合考虑剩余五个解释变量自身的特性，本文对国内生产总值增长率、M1-M0、实际贷款利率和财政支出增长率分别进行了滞后处理，通过不断改变各变量的滞后期数，最终得到相对比较显著的回归结果如表4-3所示：

观察表4-3，采取滞后期数处理后的回归基本达到了解释变量系数显著的目标。但解释变量系数显著并不代表回归效果理想，因为在这个过程中有三个解释变量被删除，模型的拟合度R2也降低了，在某些特定的情况下，可能拟合度降低带来的后果比解释变量系数不显著更严重。

在对部分解释变量进行了定量回归后，接下来要对之前的七个假设进行验证，也就是对八个解释变量对MTR影响的方向进行定性检验。结果如下：

从表4-4可以看出，解释变量中GDP增长率、通货膨胀率和实际利率三个因素与MTR、MLR、MSR之间都有显著的相关性，而沪深股市总市值增长率和市盈率增长率两个因素与MTR、MLR、MSR之间相关性均不显著。总体来看，仅有GDP增长率与实际贷款利率对企业资产负债率的影响与前文的理论预期完全一致。观察因素M1-MO增长率、商业银行贷款增长率和财政支出增长率可以发现，同一因素对企业不同的资产负债率指标影响的方向相同，但是影响显著程度存在差异。

五、研究结论及后续研究展望

本文选取我国上市公司2000年以来的财务数据及宏观经济变动数据进行研究，通过实证分析，得出如下结论：

（1）公司资本结构不仅受企业自身特征因素的影响，还受到宏观经济因素变动的影响；

（2）宏观经济因素对企业资本结构的影响具有滞后性，部分宏观经济因素的变动对企业当年的资本结构产生的影响小于对其后几年企业资本结构的影响；

（3）国内生产总值增长率、通货膨胀率和实际贷款利率对企业资本结构具有显著的影响，而沪深股市总市值增长率和市盈率增长率对企业资本结构影响不显著，部分宏观经济因素对企业不同的资本结构指标影响程度存在差异。

上市公司在经营运作过程中，可以通过宏观经济因素的变动预测我国市场企业整体资本结构的变动方向，从而对自身的融资、经营策略作出相应调整，特别是在经济危机前期，企业融资、经营策略的调整对于企业顺利渡过经济危机具有重要作用。

本文在研究过程中是将上市公司作为一个整体来分析宏观经济因素变动对企业资本结构产生的影响，没有对企业资本结构的行业差异展开具体分析，也没有分析上市公司所在地域的不同给上市公司资本结构带来的影响。因此，后续研究可以将行业因素和地域差异对企业资本结构的影响进行实证分析，探究不同行业、不同地域下企业融资方式和资本结构的选择。

参考文献：

[1]蔡楠、李梅菠. 宏观经济因素对上市公司资本结构的影响[J]. 财经科学，2003.

[2]陈耿. 上市公司融资结构：理论与实证研究[D]. 西南财经大学，2004.

[3]原毅军、孙晓华. 宏观经济要素与企业资本结构的动态优化[J]. 经济与管理研究，2006.

[4]Hovakimian, A.“The Role of Target Leverage in Security Issues and Repurchases.” Journal of Business, 2004, pp. 1041-1071.

[5]Fischer,E.,Heinkel,R.,Zechner,J. Dynamic Capital Structure Choice: Theory and Tests[J]. Journal of Finance, 1989.