无形资产统计实证分析

第二节　无形资产统计实证分析

无形资产统计实证分析是运用科学的统计方法和统计指标对国民经济运行中的实际资料进行分析研究，揭示无形资产的现实状况、未来发展趋势和与其他经济变量的关系等以指导无形资产形成和发展，为无形资产决策提供坚实的理论基础。这种分析包括比率分析、因素分析、方差分析、回归分析等。

一、比率分析

比率分析指通过计算无形资产与总资产、所有者权益等相关指标的比重或比例，分析无形资产与其他指标的关系和地位作用。本章的实证分析利用我国1993年统计年鉴上的无形资产资料。

1.工业各行业无形资产占总资产、所有者权益的比重分析

表6.3显示，我国独立核算工业企业的无形资产的行业分布差异较大。在全部独立核算工业企业无形资产占总资产的比重中，最高的是石油加工及炼焦业为4.8%，最低的是烟草加工业仅为0.32%，主要集中在2%—3%的区域内；超过3%的有6家，它们是石油加工及炼焦业、家具制造业、饮料制造业、电子及通讯设备制造业、仪器仪表文化办公用机械和纺织业，这些都是竞争性产业；而在低于1%的4个行业是烟草加工业、木材及竹材采运业、煤气生产和供应业及黑色金属冶炼压延加工业，分别属于垄断和原材料产业。这说明无形资产的大小取决于行业的特点，即垄断竞争和产品特性，越是竞争激烈的行业其无形资产越大，而垄断越强则企业无形资产越少。

表6.3　1993年工业各行业无形资产占总资产、所有者权益的比重

续　表

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资料来源：根据1994年《中国统计年鉴》有关资料计算。

注：无形资产占总资产的比重＝（无形资产总值÷总资产）×100%；

无形资产占所有者权益的比重＝（无形资产总值÷所有者权益）×100%。

国有独立核算工业企业无形资产占总资产的比重分布是：低于1%的有5个（多了个黑色金属采选业），大于3%的有13个（多了非金属矿物采选业、食品制造业、造纸及纸制品业、化学原料及制品制造业、化学纤维制造业、橡胶制造业、塑料制品业、非金属矿物制品业和电器机械器材制造业），这更证实上述结论，而且国有企业无形资产比重总体大于全部独立核算工业企业，国有企业几十年来形成的无形资产是一笔巨大的财富。这从国有企业无形资产占其所有者权益比重总体远远大于全部独立核算工业企业可以得到佐证。

2.各地区工业无形资产占总资产、所有者权益的比重分析

表6.4显示，国有独立核算工业企业无形资产占总资产的比重平均值为2.43%，大于全部独立核算工业企业的2.32%。就全部独立核算工业企业无形资产占总资产的地区分布来看，地区之间的差异很大，如最高的海南省为5.54%，依次是河南、黑龙江、天津、江西、陕西和山东；最低西藏为0.01%，依次是内蒙古、新疆、浙江、上海、江苏和安徽；而东、中、西部的比重中中部高于东部；在珠江三角洲、长江三角洲和环渤海地区的对比中，环渤海地区第一、珠江三角洲第二、长江三角洲第三。

表6.4　1993年各地区工业无形资产占总资产、所有者权益的比重

续　表

资料来源：据1994年《中国统计年鉴》有关资料计算。

国有独立核算工业企业无形资产占总资产比重的地区分布的差异也较大，但比全部独立核算工业企业要小，其最高仍是海南省的5.11%，其依次为黑龙江、陕西、江西、山东和天津；最低仍是西藏的0.01%，依次为浙江、上海、新疆、江苏和湖南；其他则变化不大。

上述情况反映了无形资产不单纯取决于历史地理状况和投资，其地区分布还取决于各地区的民营化过程。在我国的经济体制改革中各地区的民营化过程是不同的，如上海、浙江、江苏和广东的民营化速度快，而中部、西部和沿海地区的北方则相对较慢，这导致民营化较快地区其无形资产占总资产比重要低于较慢地区；而民营化较快的海南、广东和浙江、上海其无形资产占总资产的比重也不相同，如海南、广东的无形资产占总资产比重全部独立核算工业企业大于国有企业，而浙江、上海则正好相反。这种差异表现为政府诱导、产业选择、投资规模和技术进步的不同，上海、浙江属于自发、内生、逐渐扩散的经济增长模式，广东、海南属于政府诱导、嵌入、引进的经济增长模式，因而对无形资产的认识与重视程度后者要好于前者。而反过来这种无形资产的差异对以后这两种类型的经济增长有很大影响。表6.4中无形资产占所有者权益比重资料也证实了上述分析。

二、回归分析

回归分析是指以无形资产为因变量和其他经济指标为自变量建立回归方程，用最小二乘法或其他方法估计出方程的参数，计算方程的拟合优度R²、参数的标准误差（或t统计量）和DW值（这些值有现成的统计软件，不用手工计算），若方程R²在0.5以上且参数标准误差值约等于参数值的1/2，DW值约等于2，则方程可以用来进行分析。回归分析的要点是看参数值的符号及大小。符号为正说明该项指标与无形资产变化方向一致，即该指标越大表明无形资产会增加；符号为负，说明该指标增加无形资产会减少。参数值越大，说明无形资产与该指标越紧密；反之则关系不大。回归分析根据自变量的个数包括一元回归分析和多元回归分析。

由于我国尚未把无形资产纳入国民核算之中，无形资产的许多资料不易取得，特别是缺乏长期历史数据。所以我们只能根据地区和行业的截面资料进行计量经济分析，并且主要集中在工业部门。资料采用《1994年中国统计年鉴》发布的1993年工业地区和行业的截面资料，因为这是中国统计年鉴上发布的唯一的无形资产资料，其数据包括递延资产。

通常所说的经济指标有很多，我们这里主要对与无形资产有关的宏观经济杠杆——财政、金融、价格和利润进行一元回归分析，方程形式如Y＝aX＋b。这里Y为无形资产，X为其他经济指标，a、b为参数。

财政对于无形资产的形成有两个方面的影响：一是财政收入中的税利，即通过减免税收增加企业利润留成进而增加企业无形资产和通过增加税收减少企业利润留成使企业无形资产减少；二是通过财政支出如直接投资、贴息贷款等的增减影响企业无形资产的形成。

金融主要是通过利率进而通过贷款量影响无形资产的形成，即贷款量越大无形资产形成增加，反之则无形资产形成下降。

1.财政金融等对行业无形资产形成的影响

（1）国有独立核算工业企业。

从表6.5可以看出，产品销售税、1992年的投资和自筹投资均通过了各项检验，唯有国内贷款的系数未能通过标准误差检验，而且拟合优度太低，这说明我国国有企业的贷款没有用于无形资产的形成。

表6.5　国有独立核算工业企业无形资产对税利投资等的回归结果

续　表

注：LNX为非线性形式，X为线性形式，括号内数字为标准误差检验。

产品销售税的系数值符号为正，说明销售税增加无形资产也增加，两者为同方向变化。这与我们的认识正好相反，可能与1993年销售税包括产品税和营业税有关。从系数值的大小来看，它与无形资产的关系是比较密切的，其每增长1%无形资产便会增长0.7152%。

1992年的投资实际上是滞后一期值，其虽然与无形资产同方向变化，但系数值不是很大，说明它对无形资产的影响不大。值得注意的是自筹投资，它不仅与无形资产同方向变化，而且其系数值达到了0.5352，由于自筹投资的绝对数额很大和相对比重达50%以上，所以对无形资产的影响还是较大的。需要说明的是，反映财政直接投资效果的预算内投资由于其数额很小和比重仅为1%，我们没有列入。

从利润角度观察，销售利润的常数项未能通过标准误差检验，而利润的两个参数估计值虽然通过了标准误差检验，但其拟合优度太低，说明利润对无形资产形成的解释力很低。倒是销售收入不仅各项指标通过了各种检验，而且其拟合优度达到了0.7295，对无形资产形成有很强的解释力。其系数值的符号为正，说明它与无形资产形成同方向变化。销售收入的系数值为0.9595，证明它与无形资产形成有很密切的关系，即销售收入每增长1%无形资产形成增长0.9595%，几乎是同步增长。

（2）全部独立核算工业企业。

表6.6显示，全部独立核算工业企业产品销售税的常数项未能通过标准误差检验，与国有独立核算工业企业有明显的不同，这说明政府对待国有与非国有企业的不同。销售利润的常数项仍未能通过标准误差检验，与国有独立核算工业企业相同。利润的参数估计值标准误差检验均获通过，拟合优度比国有独立核算工业企业高了0.12左右，系数值高了0.14左右，说明非国有企业的利润要好于国有企业，其经济行为也是比较规范的。全部独立核算工业企业的销售收入通过了各项检验，而且各项数值均有所提高。特别是拟合优度达0.8370和系数值为1.0084，说明销售收入很强的解释力和对无形资产形成有很大的影响。

表6.6　全部独立核算工业企业无形资产对税利等的回归结果

注：括号内数字为标准误差检验，LNX为非线性形式，X为线性形式。

2.财政金融等对地区无形资产的影响

（1）国有独立核算工业企业。

从表6.7中可以看出，产品销售税的各项检验均获通过，它的拟合优度和系数值大大高于行业的数值，而它的系数值1.0523说明销售税增长1%无形资产增长超过1%。销售利润0.7877的拟合优度和1.1923的系数值，不仅超过了行业值，与产品销售税不相上下。利润比行业数值稍有提高，仍居末席。销售收入的拟合优度比销售税略低，但系数值略高，说明产品销售税在地区无形资产中的作用超过了利润和销售收入。1992年投资和国内贷款常数项未能通过标准误差检验，拟合优度也很低，对形成无形资产没有多大作用。自筹投资虽然通过了各项检验，但拟合优度仅为0.3540，对无形资产的形成有一定的作用。

表6.7　各地区国有独立核算工业企业无形资产对税利等的回归结果

注：括号内数字为标准误差检验，LNX为非线性形式，X为线性形式。

（2）各地区全部独立核算工业企业。

表6.8中变量都通过了各项检验，拟合优度和变量系数值比行业有很大提高，比国有独立核算工业企业稍有增加。产品销售税拟合优度最高为0.8546，销售收入次之为0.8451，销售利润第三为0.8257，利税总额第四为0.7530，利润仍为最后。系数值最大的为销售利润1.1037，其次销售收入1.0981，第三为销售税1.0483，利税总额第四为1.0426，利润最后为0.5611。除了利润以外，它们对无形资产的影响都超过了1%，这说明企业对无形资产是比较重视的。

表6.8　各地区全部独立核算工业企业无形资产对税利等的回归结果

注：括号内数字为标准误差检验，LNX为非线性形式，X为线性形式。

3.结论和政策建议

（1）无形资产形成的地区效应大于行业效应。从回归的结果看，无论是国有独立核算工业企业还是全部独立核算工业企业的数值地区都大于行业。我们要发挥地区优势，运用无形资产搞好兼并和联合，扩张企业规模。

（2）全部独立核算工业企业的回归结果好于国有独立核算工业企业。这说明国有企业在体制和制度上缺乏对无形资产的培育保护和利用，必须建立创新机制，重视科技成果的转化工作。

（3）财政对无形资产的形成有很大的促进作用，金融的作用则不甚明显。我们应积极利用财政的这种作用，同时把金融的作用发掘出来。

（4）财政杠杆中税收特别是间接税的作用很大，直接投资的作用在降低。但是政府预算内投资不能收缩太快，要注意无形资产的培育。

（5）销售收入和销售利润的作用大，利润对无形资产形成的影响很小。我们必须采取措施增加销售收入、减少各种税费，增大利润以利于形成无形资产。

三、土地使用权统计分析

我国自1994年开始公布国有土地使用权出让和划拨情况，1987年开始公布房地产开发经营情况。其具体资料如表6.9和表6.10所示。

表6.9　我国国有土地使用权出让和划拨情况

表6.10　全国土地转让收入

资料来源：《中国统计年鉴》1997年，第187页。

我国土地使用权中出让总收入分别为1994年564.734亿元、1995年321.122亿元、1996年331.6783亿元，处于不稳定的态势中。其中：征地费所占比例分别为29.48%、25.34%和18.87%，呈下降趋势；开发费所占比例分别为13.11%、15.18%和13.63%，基本持平；出让金所占比例分别为22.18%、57.19%和51.86%，增幅很大，说明我国土地使用权交易趋于合理；其他所占比例则分别为35.21%、2.27%和15.63%，波动很大。出让地块数量增加，但面积反而减少；每公顷总费用分别为98.49万元、74.52万元和97.41万元，变化不大；每块土地总费用分别为134.2万元、30.44万元和31.91万元，大幅度下降。但是，土地划拨的宗数和面积大于转让的数量，我国土地使用权交易有待于改善。

土地转让收入增加很快，从1988年的78573万元增加到1996年的1203328万元，年均增幅40.65%，说明我国土地转让日趋活跃。