中国寓言故事范文
时间：2023-04-10 18:26:27
导语：如何才能写好一篇中国寓言故事，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。
篇1
1、说曹操曹操就到汉献帝在李催与郭汜火拼时曾一度脱离险境，然而李郭二人合兵后继续追拿汉献帝，有人献计推荐曹操，说他平剿青州黄巾军有功、可以救驾，然而信使未出时联军以杀到，眼看走投无路之际夏侯敦奉曹操之命率军“保驾”成功，后将李郭联军击溃，曹操被加封官爵。故有“说曹操，曹操到”之说。
2、吃力勿讨好，阿旺炒年糕宁波谚语。喻卖力干活 ，但得不到赞赏。宁波的男子名字中多“旺”，凡名字中有“旺”者，小名就被叫作“阿旺”。传统的宁波习俗中，保持着“男主外，女主内”的习惯，即男子不做家务。炒年糕须用慢火，心急而又不善于家务的男子不懂炒年糕的窍门，会以旺火炒年糕，年糕肯定会炒焦。他出了力气不但得不到表扬，还会遭到妻子的臭骂。由于“火旺”和“阿旺”谐音，于是原“火旺炒年糕”就讲作“阿旺炒年糕”。
3、孟母三迁孟子三岁丧父，由其母亲抚养成人。小时候住山东邹县城北二十五里的马鞍山下，村名叫范村，村不远有一片墓地，出殡的人群常从孟子家门口经过，於是孟子就模仿送殡的人，孟母看见了，认为「此非所以居吾子也，就把家搬到城国北部的庙户营。可是这裏街上相当繁华，东部住一个杀猪屠户，孟子就学屠户的样子，整天嬉戏。孟母感到这裏也不宜培养孩子，便又移居於「学宫之院，即县城南门外子思书院旁。从此，孟子被琅琅的读书声所吸引，孟母甚喜，就把孟子送进了这所学宫读书，他勤奋读书，终成大儒。
篇2
关键词：创业板;股权结构;股权集中度;股权制衡度
一、引言
2009年10月23日创业板开板仪式在深圳举行，同月30日首批28家公司在创业板集体上市，市价总值接近1400亿元。开板5年间我国创业板发展迅猛，截至2014年10月30日已有上市公司397家，市价总值突破22700亿元。基于为中小企业特别是中小型高科技企业提供融资渠道的设立目的，我国创业板上市规则较主板相对宽松。本文通过对创业板上市公司股权集中度和股权制衡度的研究分析，揭示了其股权结构的现状及变动趋势，并在此基础上就构建有利于企业可持续发展的股权结构进行了探讨。
二、文献综述
股权结构对企业的治理结构和利益分配具有至关重要的影响。现代公司制企业存在两类典型的股权结构，一类是高度分散型股权结构，以美国、英国为代表;另一类是相对集中型股权结构，以德国和日本为代表。国内外学者就二者的优劣进行了持续而多角度的研究，对此形成了不同的观点。
“集中型股权结构更优”这一观点得到了来自Berle和Means（1932）有关股权集中度对公司业绩影响的研究的支持，两位学者在其The Modern Corporation and Private Property一书中提出股权分散将导致监督激励缺失，而相对集中的股权有利于公司业绩提升。谢芳（2011）对我国中小板上市公司进行了实证研究，研究结果表明股权集中度和股权制衡度的提高对公司绩效有积极影响。
“分散型股权结构更优”同样获得了一定的支持。Burkart和Panunzi（2001）在Agency Conflicts， Ownership Concentration， and Legal Shareholder Protection一文中认为公司管理者的积极性会由于过于集中的股权而降低，公司价值因而受损。施东晖（2000）研究了1999年沪市主板上市公司，发现公司绩效在股权适当分散、大股东之间相互制衡的情况下可以得到改善。
三、研究样本与关键指标
1.研究样本
本文以截至2013年年底在深圳证券交易所创业板挂牌上市的355家上市公司作为研究样本，其行业分布详见表1。
表1 2013年创业板上市公司行业分布
数据来源：深圳证券交易所网站（）。
由表可知我国创业板上市公司主要分布在制造业、信息技术两大行业，二者合计310家，占总数的87.32%，体现了创业板为高科技企业提供融资渠道的设立目的。
2.关键指标
（1）股权集中度
股权集中度是指全部股东因持股比例的不同而表现出来的股权集中还是股权分散的数量化指标。股权集中度是衡量公司股权分布状态的主要指标，也是衡量公司稳定性强弱的重要指标。
本文选用第一大股东持股比例CR1、前三大股东持股比例之和CR3、前十大持股比例之和CR10对研究样本的股权集中度进行度量。
（2）股权制衡度
股权制衡是指控制权由几个大股东掌握，通过内部牵制，使得任何一个大股东都无法单独控制决策，达到大股东之间相互监督的股权安排模式，既能保留股权相对集中的优势，又能有效抑制大股东对上市公司利益的侵害。
本文选用第一大股东与第二大股东持股比例的比值Z指数、第二至第十大股东持股比例S指数对研究样本的股权制衡度进行度量。
四、数据统计与分析
本文基于对创业板上市公司2009年-2013年股权结构数据的描述性统计，分析了创业板上市公司股权集中度和股权制衡度的变动趋势。
1.股权集中度分析
表2 2009年-2013年股权集中度描述性统计
数据来源：CSMAR数据库。
由表2可知，2009年-2013年第一大股东持股比例CR1均值超过30%，前三大股东持股比例之和CR3均值超过50%，表明创业板上市公司股权比较集中且股权集中度呈平稳增长态势。在此情况下，创业板上市公司大股东现有的控制权很可能得到进一步加强。
2.股权制衡度分析
由表3可知，2009年-2013年第一大股东与第二大股东持股比例的比值Z指数平均值持续增长，从2.74增长至4.92，增幅80%，表明创业板上市公司第一大股东的股权优势显著扩大。同时，第二至第十大股东持股比例S指数的连续下降也从另一角度证明了创业板上市公司其他股东对第一大股东股权制衡水平的降低。
五、研究结论
本文通过对2009年-2013年中国创业板上市公司股权结构数据的统计分析，发现创业板开板以来上市公司股权集中度较高且呈进一步集中趋势、其他股东对第一大股东的股权制衡不断削弱。创业板上市公司大股东在股权集中、制衡缺位的情况下，有可能实施隧道行为损害公司及其他股东利益。因此，为了促进创业板的健康发展和保护中小股东利益，有关部门应当推动创业板上市公司股权结构优化，通过增加中小股东持股比例等方式适当分散股权、加强对大股东的制衡。
参考文献：
[1]吴格.创业板上市公司股权结构特征及其与公司绩效关系[J].财会通讯，2012（7）：72-75.
[2]孙永祥，黄祖辉.上市公司的股权结构与绩效[J].经济研究，1999 （12）：23-30.
[3]陈德萍，陈永圣.股权集中度、股权制衡度与公司绩效关系研究――2007-2009年中小企业板块的实证检验[J].会计研究，2011（1）：38-43.
[4]陈珩，贡文竹.股权结构与公司绩效的实证研究――基于沪市制造业上市公司的数据[J].财会通讯，2010（8）：40-42.
篇3
贵有恒何必三更起五更睡；最无益只怕一日曝十日寒。
与其临渊羡鱼，不如退而结网。
我死国生，我死犹荣，身虽死精神长生，成功成仁，实现大同。
篇4
摘 要：
本文对中国城市旅游的研究动态进行了回顾与反思后认为,中国城市旅游研究虽然成果数量多并呈现稳定递增态势,但同时存在着动态研究不足、系统性缺失、研究深度不够以及方法落后等问题。本文从发展目的、形态、生产模式和空间结构四方面对城市旅游进行了重新认识,并探讨了对城市旅游与城市发展以及与城市其他产业的融合和嵌入发展等问题。
关键词：
城市旅游; 融合; 嵌入
1 引言
以美国学者丹尼尔?贝尔(1976)为代表的学者提出,当人均GDP突破5000美元时,社会开始步入以信息化、知识化为主要特征的后工业化时期,经济结构从以制造业为主转向以服务业为主。贝尔认为,后工业社会是服务的社会,因此,在后工业化时代,城市的发展模式不再依据传统的零售服务供给、制造业等活动,而是依据城市在全球化信息经济中的地位,来促进服务业系统性发展(Daniel Bell,1976)。由于服务业涵盖生产、生活、公共服务等众多方面,因此随着后工业时代的到来,城市的综合性特征日益彰显。不断完善的基础和配套设施,日渐优化的环境和多样化的服务功能,使城市不仅成为区域的经济、政治和文化中心,也成为旅游活动的中心。城市旅游在西方发达国家已具有相当规模并走上规范发展的道路,比较而言,中国城市旅游起步较晚。自1995年起,在全国范围内开展的创建“中国优秀旅游城市”活动,带来了城市旅游的迅速和持续繁荣。根据国家旅游局2010年5月公布的《中国优秀旅游城市名录》,截至2010年,全国先后有339个城市被命名为中国优秀旅游城市,占城市总数的51%①。实践表明,城市旅游推动了中国国民经济的发展和社会的进步,奠定了中国旅游业的发展基础,已成为中国现代旅游业发展新的增长点,在整个旅游产业中地位突出。
产业的发展与繁荣必然引起研究的关注。在国外,自Stansfield(1964)阐述了城市旅游的概念后,学者们逐渐认识到城市旅游的重要性,到20世纪80、90年代,西方城市旅游研究迅速发展,基本形成多学科综合研究的局面,其研究领域涉及城市旅游的需求与供给、城市旅游的影响、城市旅游的开发规划与管理等方面。随着城市旅游的兴起,国内学者开始关注城市旅游研究,并涌现出了大量的研究成果。由于城市是由经济、社会、文化、环境等形成的多层次多主体的复杂系统,造就了城市旅游研究的复杂性和多样性。为了尽可能全面地评价国内城市旅游的研究成果和现状,本文以中国知网为检索源,对检索到的相关文献做了简要分析,发现,国内的城市旅游无论是在实践层面还是在学术研究层面都面临着转型问题,急需重新认识,廓清本质。
2 中国城市旅游研究的回顾
2.1 研究的兴起
城市旅游研究在西方国家发轫较早。Stansfield(1964)在其著作《美国旅游研究中的城乡不平衡》(An note on the urban-nonurban imbalance in American recreational research)中首次提出了旅游业中一个不可忽视的领域:城市旅游的研究。在20世纪70年代至80年代初期,世界范围内,旅游学都忽视基础理论研究,未能形成普遍认同的旅游研究的概念、理论乃至范式,导致研究陷于分散、凌乱的局面,城市旅游研究也不例外(古诗韵,保继刚,1999)。因此,尽管当时西方学者已经认识到城市旅游研究的重要性,但绝大部分研究只是停留在对现象的描述上;直至20世纪80年代末,城市旅游研究才真正开展起来,Ashworth(1989,1992)、Ashworth and Tunbridge(1990)等都做了开创性研究。
与国外相比,我国城市旅游研究起步较晚,尽管在20世纪80年代末90年代初出现了极少量的城市旅游方面的文献(以“城市旅游”或者“都市旅游”为关键词,选取中国学术期刊网络出版总库、中国博士学位论文全文数据库、中国硕士论文全文数据库和中国重要会议论文全文数据库为检索源进行标准检索,截至1994年底,共检索到19篇文献),并且基本停留在简单介绍、描述层面。直到1995年后,随着城市旅游业的快速和全面发展,理论研究才得以兴起并不断跟进,陈传康(1996)、李蕾蕾(1995,1998)、宋家增(1996)等学者分别对城市旅游开发与规划、城市旅游形象以及都市旅游的发展进行了相关探讨,为城市旅游的后续研究奠定了一定基础。之后,随着我国旅游业的快速发展,旅游空间和范围的日益拓展,旅游形式和内容的日益更新,旅游活动和现象的日益复杂,城市旅游研究变得异常活跃,研究领域和范围不断扩大,研究成果也日渐增多(秦学,2001)。
2.2 研究成果的统计与分析
1995年以后,国内越来越多的学者投入到城市旅游的研究中。在中国知网学术文献总库中选取中国学术期刊网络出版总库、中国博士学位论文全文数据库、中国硕士论文全文数据库和中国重要会议论文全文数据库,以关键词 “城市旅游”或者“都市旅游”为检索式进行高级检索,截至2011年底,我国有关城市旅游研究的相关文献共2139篇,除2011年外,研究成果呈现逐年递增的趋势(见表1)。从文献的年度分布来看,与旅游学科中的其他研究相比,城市旅游研究的一个显著特点就是稳定性,这也与城市旅游在旅游业中的稳定地位相吻合。
篇5
从全球证券市场看，蓝筹股是成熟市场的标志之一。蓝筹股在国外证券市场上已经不仅仅是市场炒作的概念，同时更是推动市场的根本所在。考察成熟股票市场上典型蓝筹股的形成过程，我们进一步发现，一家公司必须随着市场的变化不断推出新的产品，有领先的技术，当公司发展到一定阶段时公司通过收购和兼并迅速扩大规模，牢固占领市场才能成长为一只蓝筹股。
由于蓝筹股在股市上表现独特，国外市场上投资基金将大量的投资目标锁定在蓝筹股上。蓝筹股出色的市场表现，赢得投资者的青睐，也带动了相关创新品种产生和发展，蓝筹股基金、股指期货、指数基金、储蓄投资基金、养老基金和保险基金等金融创新产品不断推出，它们多数投资于蓝筹股或基于蓝筹股的衍生产品如蓝筹股指数，以其投资风险相对较小，市场形象好，吸引了大量投资者。但是，在我们这样一个只有短短十年的证券市场上，投资者对蓝筹股的认识还相当有限，甚至市场还缺乏真正意义上的蓝筹股。
在本中，将集中探讨在我们这样一个不太成熟的股票市场上，有没有蓝筹股存在？能否构建一套合理的定量指标体系来筛选市场的蓝筹股？对所筛选出的蓝筹股能否通过市场实证检验来判断其波动性、收益性的状况？如果中国市场的蓝筹股缺乏或过少，我们又怎样来培育之？以及如何开发中国市场的蓝筹股指数类产品，包括中国蓝筹股指数、蓝筹股指数基金以及其他的蓝筹股指数衍生产品等？开展对这些的研究探讨，对于改善我国证券市场结构、培育正确的投资理念和投资行为以及提高证券市场效率具有十分重要的意义。
本报告重点研究以下内容：
一、筛选蓝筹股的基本、步骤。我们采用逐步淘汰法来筛选蓝筹股。首先，根据上市日期，选出符合条件的股票（为保证有足够的观察时间，本研究确定 1997年12月31日以前已经在上海和深圳两个交易所发行A股和B股并挂牌交易的上市公司股票作为备选对象，研究结束期为1999年12月31日，即至少有24个月的上市交易记录）。然后，根据不同的指标条件，逐步选出符合条件的股票。最后，选出符合所有条件的股票，将所有符合条件的股票作为样本蓝筹股。并通过放松各指标和约束条件，选出不同标准的样本蓝筹股，进行综合比较。
二、中国蓝筹股的筛选指标体系构建。在综合考虑既有蓝筹股基本概念和研究成果的基础上，首先我们提出了一套反映蓝筹股特征的指标体系，包括：总股本、每股收益、净资产收益率、主营利润比重、净利润增长率。其次，确定蓝筹股的具体选择标准：以1997-1999年整个市场均值的三年移动平均值为基准，即总股本2.8亿股，每股收益0.24元，净资产收益率9.14%，主营利润比重354.14%，净利润增长率9.82%，并根据证券市场的实际状况有条件地放松和约束部分指标，作为选择蓝筹股的依据。最后，我们确定三种不同标准来分别选取不同的样本蓝筹股，以便进行比较分析。其中，样本蓝筹股的标准I为：仅以1999年度值为参照，总股本5.6亿股；每股收益0.36元；净资产收益率10%；主营利润比70%；净利润增长率10%.根据我们设定的条件，只有8只股票完全符合标准，由此组成样本蓝筹股I.样本蓝筹股标准II为：以1997-1999年各上市公司三年均值为参照，按照每股收益高于市场25%，即0.30元；净资产收益率维持配股条件，即≧10%；主营利润比重70%；净利润增长率超过市场平均水平的50%，即14%；总股本超过市场平均的 100%，即5.6亿股。备选股票以上蓝筹股指标的三年均值，利用EXCEL软件的数据排序功能，采取逐步筛选的办法，选出符合所有条件的股票10 只，组成样本蓝筹股II.样本蓝筹股标准III为：仍以1997-1999年各上市公司的三年均值为选择依据，但按照每股收益0.36元；净资产收益率 10%；主营利润比重70%；净利润增长率略为超过市场平均水平，即10%；总股本略微超市场均值的50%，即4亿股的标准。采取与样本蓝筹股II同样的筛选方法，选出符合所有条件的股票21只，组成样本蓝筹股III.
三、样本蓝筹股的实证分析。样本蓝筹股的实证分析主要包括对各样本蓝筹股与整个市场的流动性、波动性及风险性的市场检验。我们以所筛选出的蓝筹股为样本，构造蓝筹股基本数据的时间序列，并通过定量分析手段探讨蓝筹股与我国股市之间的关系。实证结果表明，1998年整个市场的流动性平均为0.075，而三种标准的样本蓝筹股平均流动性分别为0.082（标准I）、0.057（标准II）、0.072（标准III），即：BL1>ML> BL3>BL2.因此，整个市场的流动性强于标准II和标准III的样本蓝筹股的流动性，而比标准I的样本蓝筹股流动性要小。在1998年，样本蓝筹股流动性指标和市场流动性指标之间存在着正相关（如，标准II的样本蓝筹股流动性指标与市场流动性指标的相关系数为0.546981，表明两者存在中等程度的正线性相关），两者的变化态势基本相同。
从上来说，蓝筹股应该有较好的稳定市场作用，蓝筹股的波动性要比整个市场的波动性小很多。但从实证结果来看，标准I的样本蓝筹股波动性指标比市场的波动性指标波动幅度还要大。不过，标准II和标准III的样本蓝筹股在上海股市非急速波动的一段时期（1998年1月-1999年6月，如图3-4），其波动幅度要略小于整个市场的波动幅度，表现出一定的市场稳定作用。
计量结果显示，标准I、标准II和标准III的样本蓝筹股 值分别为1.15、1.03和0.87，即 （1）> （2）> （3）。因此，三种标准的样本蓝筹股风险水平与市场风险的平均水平相差不大，标准I、II样本蓝筹股的风险水平略高于市场的平均风险水平，标准III的样本蓝筹股风险水平略低于市场的平均风险水平。这同时也表明，市场上样本蓝筹股还不能较好地规避风险。
四、证券市场蓝筹股的培育。以上选取的样本蓝筹股市场表现不佳，这在较大程度上表明目前我国证券市场上还缺乏真正意义上的蓝筹股，因此必须加快对蓝筹股的培育。
结合我国证券市场的具体情况和蓝筹股发展的各种环境，我们提出了以下的蓝筹股培育措施：（1）提高上市公司业绩，培育公司的持续发展能力。业绩是评价好坏与否的重要砝码，也是作为蓝筹股公司最基本的条件；（2）改革和完善上市公司的经营管理制度，完全按照企业制度来构建和运作企业；（3）大力发展主营业务，培育上市公司的综合竞争力；（4）积极稳妥地推进上市公司的国有股减持计划，通过适当降低国有股比例促使其投资主体的多元化，最终达到完善上市公司股本结构和治理结构之目的；（5）我国各级政府和管理部门应积极推出各种切实可行的优惠政策，并加强市场监管力度，严厉打击各种市场违规行为，尽快实施上市公司退市机制，把真正优秀的企业留给证券市场，为我国蓝筹股的培育和发展营造一个良好的市场环境；（6）通过对投资者进行宣传，倡导正确的投资理念，使投资者逐步改变炒题材、炒概念的投机习惯，树立中长期的价值型投资理念和理性投资行为。
五、我国蓝筹股指数类产品的初步设计。根据实际需要，我们对中国蓝筹股指数、蓝筹股指数期货和蓝筹股指数基金等品种进行了初步设计，其中中国蓝筹股指数的设计是重点。
在蓝筹股指数设计方面，我们采取类似于上证综合指数的编制来编制南方证券的中国蓝筹股指数，但为了准确反映蓝筹股的变化趋势，我们采用了蓝筹股的流通市值和流通股本。我们将在每年年报结束日止（4月30日）定期对市场所有的股票进行重新筛选，确定新的蓝筹股样本，并采取“除数修正法”来对相应的蓝筹股指数进行修正。以前面所选取的蓝筹股为样本，以1998-1999年每周的样本蓝筹股交易数据为基础，出期间（1998.01.09- 2000.01.07）蓝筹股指数I、II、III的每周交易数据，得到相关的指数模拟运行结果。为选取合适的样本蓝筹股来构造中国蓝筹股指数，我们以蓝筹股指数的长期收益率r和波动性β两个参数作为指数选取的标准，并定义收益-波动比率k=r/β来反映蓝筹股指数合理性，即通常该比率越大（即波动性越小而成长性越高），则表明以该标准选取的样本蓝筹股指数越好。通过构建模型，计算出各样本蓝筹股指数的r、β和k值，得到k（III）>k（II）>k（I）的实证结果，表明样本蓝筹股指数III具有更好的收益-波动性。因此，标准III选取的样本蓝筹股最适合用于编制中国蓝筹股指数。
篇6
摘要：“研究型”教师培养是国内外教师教育研究的热点，文章从“研究型”教师的内涵、国内发展现状、培养模式三方面进行文献综述，概括出国内中学“研究型”教师专业发展过程中存在的主要问题。
关键词 ：“研究型”教师；专业发展；回顾与展望
中图分类号：G635.1 文献标识码：A 文章编号：1671-0568（2014）18-0016-02
进入21世纪，社会和教育的变革导致人才标准的提高，从而要求提高教师标准。特别是在教师专业发展和基础教育课程改革的背景下，基础教育整体水平的提高和突破需要一大批在教学实践中有所研究、有所创新的教师，经验型、技术型的教师已难以适应时代的要求，教书匠向“研究型”教师转变已成为现代教育的要求。
一、“研究型”教师的内涵
20世纪60年代，斯腾豪斯首次提出了“教师即研究者”概念，要求把教师的教学和研究结合起来，力图改变教师在课程、教学和学习中的原有定位。本世纪初，我国在新一轮的基础教育改革中也明确提出教师要做“研究型教师”的要求。国内研究者对“研究型”教师形成了一些共识，主要包括四点：具有现代教育观念和较高理论素养；具有较强的科研意识与科研能力；具有较强的创新意识与创新能力；具有较强的反思意识与反思能力。
二、我国中学“研究型”教师的发展现状
20 世纪 80 年代中后期，随着“教师研究”运动的深入，教师作为课堂教学研究的主体，已被世界各国广泛认可，并在各级教师培训计划中得到推行。 然而，目前我国中学英语教师的素质普遍不高，尤其是作为教学研究者的素质存在严重不足。
对于职前教师发展现状，教育课程体系中缺乏对职前教师研究者素质培养类的课程，梁庆认为师范院校教师教育的师范性不突出，职前教师资格培训质量不保证；姚玉环也指出，职前教师教育由于在培养目标、课程设置、教学方式及科研体验等方面的缺失，造成了与研究型教师目标的不适应。对于在职教师发展现状，培训目标和内容体系中缺乏对研究者的定位，致使目前我国中学英语教师的研究者意识比较缺乏，教学研究能力较低，很难承担起教学研究者的任务；刘润清提出要把注重师资培养研究看作是今后五年外语教育发展的一个重要趋势，并把它作为研究的重点课题；温勇、宋广文则认为，教师科研素养、教师培训和学校评价等诸多因素阻碍着“研究型”教师的成长与发展；钱晓霞联系目前我国中学英语教学研究的现状，指出身处一线的教师由于缺少学科理论上的指导和研究手段上的训练而无法成为教学研究的主体。
三、我国中学“研究型”教师的培养模式
为实现国内教师的专业发展，针对职前教师教研素质的培养，张虹和姚玉环等学者建议要重视职前教师研究者意识的培养，注重其科研能力的培养；优化课程结构，增加科研类课程设置；提供机会让职前教师接触教育实际，观摩课堂教学实践的机会；组织职前教师参与课题研究；改变教学模式，突出以问题研究为中心的参与、反思和实践基础上多样化的培养路径；改革评价模式，构建一个多元、开放的评价体系。
针对在职教师科研能力的培养，温勇、蒋芸、钱建芬等学者提出：在职教师科研能力的培养模式可总结为校本培训，依托教师所在学校的现有资源，建立教师科研团队，把学校建设成“学习型组织”；开展教师行动研究，以“课题研究”带动，研究中小学教育教学中的实际问题，在行动研究中培养教师的科研意识和研究能力。
四、我国中学“研究型”教师研究的现存不足
由于我国教师专业化的历程较短，加之学界对教师自身发展的关注不够，使得有关“研究型”教师的系统研究明显不足。从已有文献看，该研究领域存在着以下三大问题：
1.研究内容缺乏深层分析。通过阅读相关文献发现，已有“研究型”教师研究大多浅尝辄止，缺乏深层挖掘。第一，在阐释“研究型”教师的内涵和特征上，以蒋芸、温勇、宋广文等为代表的学者，虽从各自的研究视角阐述了“研究型”教师应具备的特征，但缺乏对其进行系统的分析与论证；第二，在探讨“研究型”教师的素质上，研究者虽从不同视角指出“研究型”教师的素质应包含哪些构成要素，但未阐明这些构成要素之间的内在逻辑结构；第三，在探究“研究型”教师的成长上，研究者虽指明了“研究型”教师的成长途径，但缺乏充分阐释和解析。
2.研究范式缺乏多元综合。就教育研究范式而言，有质性研究范式与量性研究范式两大类，当下，两大教育研究范式在“研究型”教师问题的研究中明显分离。其中，质性研究范式多通过参与观察、深度访谈等途径收集资料，运用文字描述的分析方法来反思问题；量化研究范式则多通过量表问卷或结构观察等途径收集资料，运用统计分析的方法考察变量之间的相关性或因果联系。尽管各自取得了一些有价值的研究成果，但由于研究过程中“质”“量”分离与问题肢解，造成现实中“研究型”教师问题的研究思路、研究方法、研究内容均较为偏狭，从而使得相关研究在理论层面缺乏深度，在实践层面缺乏力度。
3.研究成果缺乏操作策略。审视已有相关研究，可知其成果的操作性明显不足，一方面，已有研究重描述轻操作：①已有研究尚未关注“研究型”教师的操作性定义；②有关“研究型”教师素质与特征的研究鲜有操作性成果。另一方面，已有研究重思辨轻策略：①学者们在肯定“研究型”教师的时代价值时，大多从思辨角度阐释其价值何在，鲜有彰显其价值的策略说明，使得“研究型”教师的价值没有受到应有的关注；②学者们在探讨“研究型”教师的成长问题时，通常局限于阐释成长的路径与障碍，鲜有履行相应路径与克服相应障碍的具体策略探索，使得“研究型”教师的培养与培训在实践中缺乏实用的操作指南。
五、我国中学“研究型”教师研究的未来趋势
在新课程改革、教师教育改革与教师专业化发展等背景下，“研究型”教师研究的重要性与迫切性日益凸显。研究什么与怎样研究，应该成为“研究型”教师研究的未来方向与指南。
1.深化理论探讨。由于我国“研究型”教师研究相对较晚，使得相关理论积淀缺乏，基础理论贫乏。正如前述，“研究型”教师的价值、内涵、特征、素质与培养等探讨大多处于应然状态，缺乏系统、深入的研究与反思。为丰富“研究型”教师的理论研究成果，探寻有效的“研究型”教师培养之路，应当深化“研究型”教师的理论研究，尤其是基础理论研究。目前研究的重点主要是：深入挖掘“研究型”教师的价值，揭示“研究型”教师的内涵，继续探讨“研究型”教师的特征，进一步探究“研究型”教师的素质，探寻“研究型”教师的成长规律。
2.拓展研究视野。为了提高研究成效，应当综合运用多种研究方法。已有“研究型”教师研究在研究范式上的“质”与“量”分离，造成相应研究成果在理论层面缺乏深度，在实践层面缺乏力度。为此，在“研究型”教师问题的研究中，要拓展研究视野，做到“质”“量”结合，既注重立足于直觉归纳与哲学思辨之上的细致、深刻的质性研究，也注重立足于理性逻辑与实验观察之上的客观、公正的定量研究，更注重将二者有机统一起来的综合研究。
3.提出可行策略。当下，培养“研究型”教师已是教师专业化改革的目标与追求，但由于缺乏培养“研究型”教师的相应操作策略，导致实践过程中“研究型”教师的培养举步维艰。那么，到底应该怎样研制培养“研究型”教师的相应操作策略呢？在对有关“研究型”教师的本质内涵、素质结构与行为特征等的认识还不甚透彻的当下，切实可行的做法是：以教育学、心理学、社会学、文化人类学以及行为科学等学科的相关理论为指导，首先，从操作层面挖掘“研究型”教师的本质内涵；其次，系统探讨“研究型”教师应具备的素质结构与行为特征；最后，从操作层面探寻“研究型”教师的成长路径和培养模式。
近年来，教师的成长问题日益成为教育理论工作者、教育政策制定者和广大教师共同关注的焦点。教师的职业特征决定了教师应是一个研究者；教师教育改革要求教师成为研究型教师；教师专业发展要求教师进行研究。笔者认为，中学教师的研究内容应主要集中于中学课堂教育教学中的现实问题，以实践问题研究为主。课堂教学是教师最基本的专业活动形式，教师在学校中最大量、最重要的工作是教学，如何充分利用好课堂这块阵地，加强对课堂教学的研究，应该成为每个力图成为“研究型”教师的自觉追求。总之，探索培养“研究型”教师不仅可以丰富教师教育的理论，而且也能为教师成长指出一种有效的成长路径。
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篇7
关键词：股票价格收益率 波动率 GARCH模型
中图分类号：F830.91 文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2015）08-097-04
一、引言
波动率是股票收益率不确定性的一种度量，是衡量金融风险的重要指标，被广泛使用于整个金融理论研究与投资实务中，例如资产定价、投资组合优化、风险管理等。研究表明，波动率具有明显的集聚性和持续性，具有很强的自相关特性，因此，对于市场波动率的历史研究能够帮助人们更好地预测它的变化趋势、管控投资风险、提高收益率。现实需求与理论需求，催生了大量的波动率预测模型研究，典型例子如指数加权移动平均（EWMA）模型、自回归条件异方差（ARCH）模型、广义自回归条件异方差（GARCH）模型，等等。就GARCH模型来说，使用最为普遍的当属GARCH（1，1）模型。研究人员使用这些模型对金融市场做了许多研究，包括汇率市场、期货市场、股票市场、金融衍生产品市场等。
中国经济在2010年成为世界第二大经济体，国内投资者投资需求急剧扩大，但受限于国内金融市场的不发达，大量的国内投资者仅限于房地产、国债、基金、股票等少数产品，期货、期权等衍生品投资只是少数人的投资领域。在国内房地产价格持续多年爆发性上涨之后，许多个人投资者把目光投向了股票市场。分析预测股票市场收益率的未来趋势，可以为个人投资者提供一定的参考。本文选取了国内11个板块的代表性个股作为研究对象，使用GARCH（1，1）模型分析各板块收益率的波动率、预测未来股票收益率的范围。
二、数据选取和分析
本文选取沪深300成份股中的代表11个不同板块的11只股票作为研究对象，涵盖2011年首个交易日的收盘价至2014 年最后一个交易日共969个数据。为了方便分析，防止休市日数据空缺，将数据向前推移，形成连续的时间序列。其来源是大智慧软件的历史数据。无论是对投资者还是分析人员来说，收盘价都是很重要的，更能反映上市股票的股份走势，从而具有引导投资者或者分析人员的作用。日市场收益率，是反映日价格波动变化程度的指标，收益率的标准差或方差可以体现市场的波动特征和风险特征，因此选择日市场收益率来研究既是市场需求也是研究惯例。
通过对选取的11只股票股价进行统计分析，通过使用大智慧软件下载，得到各股的日收盘价格，表1列出各股的统计期间的首个收盘价和最后收盘价，以及除去各股停牌日的数据得到总的数据个数。最少为928个，最多为969个，基本在940个左右。
（一）收益率描述性统计
先描述建立模型和统计检验所使用的基本数据，将股票市场日收益率rt定义为股价比值的对数，即股价对数值的一阶差分。
rt=ln=lnst-lnst-1
其中st，st-1表示时刻t，t-1的股票收盘价格。选取对数收益率在统计计算时更容易处理：
lnst-lnst-k=lnss=lnss・ss…ss
=lnss+lnss+…lnss
=rt+rt-1+…rt-k
这样连续复合多期的收益率只需要把它写成单周期的收益率的加总。
下面就国金证券做详细介绍。求出国金证券股票的日收益率，并结合时间变化得到收益率的时间序列图：
通过对国金证券收益序列的线性图可以看出，国金证券股票收益率表现出持续性和波动集聚性，即大的波动后面常常伴随着较大的波动，较小的波动后面的波动也较小。
对于国金证券进行分析，经检验统计得到国金证券对数收益率序列均值（Mean）为0.1056%，标准差（Std.Dev.）为0.030495，偏度（Skewness）为0.350899大于0，说明序列分布有长的右拖尾，即样本期间内收益率大于于平均值的交易日较多。峰度（Kurtosis）为4.625334，高于标准正态分布的峰度3，说明收益率序列具有尖峰的特征。Jarque-Bera统计量为38.80067远大于标准正态分布的临界值9.21，说明存在“厚尾”的特征，P值为0.00000，拒绝该对数收益率序列服从正态分布的假设。
对于其它10只股票的统计描述重复以上操作。得到收益率时间序列与图1类似，所以就不一一绘出，都具有相似特征。而其它10只股票的描述性统计量经过整理与国金证券的数据整合后得到表2，从表2中可以了解到国金证券的平均收益率最高，北大荒的最低。偏度都不为0，峰度值都大于3，J-B值也都非常大。所以其它10只股票的收益率序列也拒绝服从正态分布假设。
（二）序列的平稳性检验
在对收益率分析之前，首先遇到数据的平稳性问题，因为GARCH模型对样本数据的要求是序列必须保持平稳。本文运用ADF（Augmented Dickey―Fuller test）方法检验方法进行序列平稳性检验，对收益率序列进行检验，得到的ADF结果如表3。
ADF检验结果显示：对于国金证券的t统计量的值-29.92496小于显著性水平为1%的临界值，同时对应P值为0，则股票收益率序列在1%的显著性水平下拒绝原假设，即接受不存在单位根的结论，因此收益率序列是具有平稳性，说明利用ARCH类模型进行模拟是有效的，同样检验其他10只股票，得到的ADF检验结果显示也具有平稳性，从而利用ARCH类模型进行模拟也是有效的。
（三）序列残差ARCH效应检验
序列的平稳性得到检验，再对序列的相关性进行检验，如果序列不具有自相关性则只需要考虑GARCH模型，否则需要嵌入ARMA模型来消除序列的相关性，再次，对数据进行异方差ARCH效应检验。
对于序列自相关性的检验，调用Eviews中的view-correlogram检验得到其序列的自相关函数分析图2。
AC是自相关系数ξk，即构成时间序列的每个序列值rt，rt-1，…rt-k之间的简单相关关系。图1中右边的序列数字1，2…12表示滞后阶数，ξk表示时间序列中相隔k期的观测值之间的相关程度。ξk的取值范围是-1～1，并且越接近1，自相关程度越高。PAC是偏相关系数？渍kk，是指对于时间序列rt，在给定rt-1，rt-2…rt-k+1的条件下，rt与rt-k之间的条件相关关系。其值的范围为-1～1，AC下对应的数值表示对应滞后阶数k下的自相关系数大小，可以观察到序列的自相关程度很低。且Q统计量对应的P值均大于置信度0.05，所以序列在5%的显著性水平上不存在显著的相关性。其它10只股票经同样检验发现其它收益序列也不具有显著自相关性。
由于序列不存在显著的相关性，即rt与rt-1之间无关系是由于受到白噪声干扰。将白噪声定义为εt。
设立模型：rt=πt+εt
将去序列去均值化，得到et=rt-rt，国金证券取均值后为et=rt-0.001056
通常检验一个模型的残差是否含有ARCH效应的检测方法包括：ARCH―LM检验和残差平方相关图检验。本文运用残差平方相关图方法来检验国金证券的收益率序列。对残差的平方相关图检验首先建立zt=e2t，再对zt用软件取view-correlogram，得到zt的自相关函数分析图如下：
由图3可以观察自相关系数AC，PAC对应的值很小，且Q统计量对应的伴随概率p都基本为0。所以残差平方序列存在自相关，即序列具有ARCH效应。
重复以上操作得到其它10只股票的残差平方序列自相关函数分析图，整理数据后得到表4（见下页），除了宝新能源的伴随概率随着滞后阶数增大而趋于0以外，其它各股对应伴随概率都趋近于0这里就没有一一列出。由表4可知宝新能源在高阶滞后下也具有ARCH效应，其它10只股票的ARCH效应显著，所以这里只需用GARCH模型对各股收益率下一列进行建模。
三、GARCH（p，q）模型
在描述收益率序列rt的GARCH（p，q）模型由两部分组成。第一部分是均值过程：
Rt=a+θiRt-i+εi+ηjεt-j
第二部分为条件异方差：
h2t=β+φiε2t-i+ψjh2t-j;β>0，φi>0，ψj>0;
即随机扰动项满足上式则序列服从GARCH（p，q）过程。
实际应用中，模型中的q值较小，所以一般地GARCH（1，1）模型就能够描述大量的金融时间序列数据。
（一）GARCH（1，1）一般模型
GARCH（1，1）模型的公式为
σ2t=γVL+αr2t-1+βσ2t-1 （1）
其中，σt为t天后的某个市场变量的波动率，σ2t为第t天的方差率，VL为长期平均收益率方差，γ为VL的权数，α为r2t-1的权数，β为σ2t-1的权数。因为权数之和为1，有
γ+α+β=1
GARCH（1，1）模型中的“（1，1）”表示σ2t是基于r2的最近观测值和方差率的最近估计值。
设ω=γVL，则GARCH（1，1）模型可以重新写为
σ2t=ω+αr2t-1+βσ2t-1 （2）
估计参数的时候，常用模型（2）的形式，一旦得到ω，α以及β的估计值，则γ等于1-α-β。长期平均方差率VL可以计算成ω/γ。为了得到稳定的GARCH（1，1）过程，需要满足α+β<1，不然长期方差率的权数将是负值。
（二）GARCH（1，1）模型中的参数估计
σ2t=ω+αr2t-1+βσ2t-1
通过EViews软件估计各股票模型参数结果如表5所示：
通过表示了计算GARCH（1，1）模型参数的过程，经过计算的到的参数值分别为ω=3.02e-05，a=0.053084，β=0.915674，
得到：σ2t=3.02e-05+0.05308r2t-1+0.915674σ2t-1
并且本例中长期方差率VL为：0.0009666784长期波动率为=0.03109，即日波动率0.03109，而年波动率σ=0.03109=0.492356即49.2356%，由于股票波动率典型处于15%～60%之间，通过实际波动率的值49.2356%对GARCH（1，1）模型预测准确度做一个预估计。
四、波动率预测
股票波动率可以定义为股票收益率的年标准差。对于股票未来波动率对于投资者或证券研究人员非常重要，所以会尝试估计出未来波动率，这里主要利用GARCH（1，1）模型来估计。
（一）波动率的极大似然估计
首先定义第i天的方差估计值vi=σ2i。我们假设ri关于方差的条件概率分布为正态分布。那么，最佳的参数应该最大化表达式（3）的值：
exp （3）
取对数得到右式中的-lnvi-最大化，即-mln（v）-最大化，我们只需要使得最大化即，将该等式关于v求导，并令它等于零，我们得到的v的极大似然估计为r2i。即可以定义第3天的波动率v3=r22=1.8971e-06，从而对于未来某天的波动率可以基于已知波动率求出。
（二）未来股票波动率的估计
第t天的波差率可以从第t-1天结束之时估计得出。当使用GARCH（1，1）模型的时候，该值为
σ2t=（1-α-β）VL+αr2t-1+βσ2t-1即
σ2t-VL=α（r2t-1-VL）+β（σ2t-1-VL） （4）
在未来的第t+n天，有σ2t-n-VL=α（r2t+n-1-VL）+β（σ2t+n-1-VL）r2n+t-1的期望值为σ2n+t-1。因此E[σ2t+n-VL]=（α+β）E[σ2t+n-1-VL]，其中E表示期望值。反复利用该等式，可以得到E[σt+n-VL]=（α+β）n（σ2t-VL）即E[σ2t+n]=VL+（α+β）n（σ2t-VL），该公式利用了第t-1天结束之时存在的信息，预测了第t+n天的波动率。
例如已知2011年1月6日国金证券股价波动率为1.8769e-06，可以求出2014年12月31日的股价波动率期望为E[σ2946]=VL+（α+β）943（σ23-VL）=0.000966647。这样我们利用这个模型可以估计未来股票收益率的波动率，在为股票投资者提供一种参考。
五、收益率预测
由于股票市场的股票收益率的分布不符合正态分布而是接近稳态分布，所以对于股票收益率的预测比较难控制，而本篇论文结合传统B-S期权定价模型假设股票价格在短时间内变化服从正态分布，根据正太分布的可加性可以假设股票价格收益率服从正态分布。以此估计股票未来收益率。
由伊藤定理推导出lns遵循的过程满足的股价行为模型：
ln（sT/s0）～渍μ-T，σ
μ为股票年预期收益率，σ为股票价格的年波动率。
现在定义μ为0时刻与T时刻之间的连续复利年收益，那么：
sT=s0eμT，因此μ=ln
其中s0=7.3，st=19.79，T=4，σ=0.4924
得μ=0.2493，则3个月后的股票收益率满足式（4）：
ln（s0.25/s1）～渍0.2493-0.4924/2×0.25，0.4924
（4）
s0.25为2015年3月底的股价，s1=19.79。
由于一个正态分布变量值位于均值两边1.96倍标准准差范围内的概率为95%。因此，95%的置信度下3月底收益率范围为
0.032-1.96×0.2462
即实际收益率落在-0.45～0.515之间的概率为95%。通过大智慧软件取得数据2015年3月31日的股票收盘价格为25.51，当天收益率为0.254为正好落在这一区间内。同样估计出其它股票的波动率期望以及2015年3月31日的收益率，验证收益率是否落在预测的3月低股票收益率范围内，结果如表6。
由表6可以看出11只股票的实际收益率落在预测范围内的有7只，而有4只股票的实际收益率超出估计范围上限。由于2011到2014年股票市整体缓慢上升，这里利用历史数据预测2015年股票收益率。而近几年在新一轮经济改革下，国家相继出台经济政策，例如2015年1号文件关于农业改革，“一带一路”的不断发展，“国企改革”等等一系列举措在刺激国内需求，再结合国内股市受国家政策影响较大的特点。所以2014年下半年和2015年一季度的股市涨幅普遍较大，所以政策相关股的收益率基本超出预期收益率上限范围。同时对股票未来的某天的的波动率的平方提供期望值，能对于股票后期风险波动提供一定参考，所以此模型具有一定实用性。结合实证结果最后运用此模型估计6月初的各股收益率，可以提供投资者和研究员提供参考。
六、主要结论与启示
本文结合GARCH（1，1）模型估计股票未来波动率和收益率。这样投资者和研究人员在分析股票的时候结合估计结果可以做一定的参考分析。这里11只股票涉及11个不同板块领域，以及结合“一带一路”和“国企改革”等大的经济政策方针，结合中国股票市场和宏观经济的关系，不难看出钢铁、铁路的板块股票涨幅明显较大，适合投资，对于厌恶风险的投资者可以选择银行、钢铁和通信行业，因为它们的年波动率相对较小，而对于风险爱好者可以推荐证券行业，它的年波动率较大且收益率范围最大，适合风险爱好者投资。结合此模型可以对其它股票做同样研究预测为投资分析作参考。以上的结论意见由本文实证研究所得，仅供参考。
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篇8
关键词：审美需求 价值需求 趣味性需求 新颖性需求
1.绪论
影视产业，是文化产业的重要组成，对全世界数十亿的观众都具有特殊的吸引力。由于影视产品不但可以满足人们精神生活内容、传递着国家、地区文化、价值观，而且还可以创造巨大的社会经济效益，所以影视产品也是一种特殊的文化商品。随着世界影视产业的发展，在全球影视市场由美国的影视产品主导的为情况下，中国的影视产业，也得到蓬勃发展，逐渐扩大在世界上的影响力。
目前中国拥有影视产品的制作机构，大约1160家左右；其中专业电影产品制作机构有100多家，专业的电视剧产品制作机构有127家，电影制片厂有30多个。但由于中国影视行业的各机构“独立经营”，这导致中国影视产品不但质量难以突破性提高，而且拍摄成本较高，从而影响到了营销量的提高 。
中国自从2003年，开始文化体制改革的以来，中国影视产业发展比较迅速。中国的影视产品的出口，也呈现出迅速增长的趋势。2004年中国影视产品出口，金额为13.98亿元，2010年出口，金额超过40亿元，平均增长12%以上。
虽然中国影视产品数量逐年增加，但是中国影视产品出口额，占世界影视产品出口总额的比重还是很小，例如，在2010年，中国电影出口额为35.17亿元，而美国电影出口就达到212亿美元，是中国电影出口额的40倍以上。在2010年中国电影票房收入的15亿美元，其中的44%是来自于美国的影视产品 。这表明，中国影视产品还有很多不足，需要进行总结。中国影视产品，不但创造经济效益，也传递着中国文化，只有形成一个良性的循环，这样才能促进中国影视产品的发展。
2.文献概览
“审美需求、价值需求、新颖性需求、趣味性需求”与“中国影视产品市场营销量”之间的关系。
本研究报告根据工作实践经验和中国影视行业的特点，主要从“审美需求、价值需求、新颖性需求、趣味性需求”方面对影响“中国影视产品市场营销量”的研究文献进行重点回顾和概览。
魏婷和夏宝莲（2008）认为，目前中国的影视产品，尚不具备国际竞争力；在国际影视产品营销市场上，不具有价值竞争优势。他们分析认为：根本的原因就是，在过去大部分时间内，中国影视产品多数是被作为意识形态宣传的工具，这导致中国影视产品所表现的价值选择、比较单一，不能够充分发挥作为特殊商业产品的中国影视产品的属性 。李怀亮（2011）针对中国影视产品的市场营销特点分析指出：虽然中国电影出口的地域范围不断扩大，但是除了部分合拍片外，中国产的电影在欧美地区，放映范围还是比较窄的 。他分析指出，造成上述的根本原因，还是中国影视产品在内容与表演形式方面，与欧美地区的文化背景、价值观取向不一致。这使得“文化折扣”比较严重，无法充分满足欧美观众对于影视产品的价值需求。周冠男（2008）指出中国影视产品作为文化产品的内容组成部分，其必然来自于中国文化，所以中国文化对于中国人民、熟悉中国文化的人群，比较具有吸引力 。他同时引用霍斯金斯和米卢斯（1988）的论述就此指出：同样道理，由于文化差异、文化认知不同，形成“文化折扣”现象，这同样导致中国影视产品对于其它文化人群的吸引力就大大下降。由于中国文化具有悠久的传统，以及文化折扣现象的存在，导致其它国家的消费者不能完全接受，很多富含中国传统文化精髓的文化产品。另外，由于中国影视产品对于民族性的东西过于强调，更是加剧了“文化折扣”的程度，这让其它国家的观众，认同中国影视的难度增加，以致造成中国影视产品国际竞争力的下降、市场营销量的减少。
李大敏（2008）指出，随着影视产品制作科技的进步，及国际影视市场竞争激烈程度的加剧，国产影视产品在国内的市场，占有率呈现下降态势。他指出：中国目前的影视产品存在“票房极差”，但是“国际口碑极好”；相反，一些“票房很好”的影视产品，却表现为“口碑极差”。他举例指出，《我们俩》曾经获得二十五届金鸡奖多项提名，虽然具有良好的“国际口碑”，但是这部影视产品的市场营销量就很惨淡。他认为，造成这种现象的主要原因，就是电影界受经济利益的驱使，电影制作人都表现出浮躁情绪，纷纷出奇招来炒作，希望在奖项、运气、知名度方面突出自己。他们没有认真对待影视产品，缺乏足够的耐心。他们对于影视产品创造本身的规律给予了忽视，这样使得国产影视产品表现为，题材内容单一化、审美角度片面化、故事情节幼稚化的特点。最终导致观众评价《英雄》的故事情节内容单薄，《无极》情节内容虚幻，《夜宴》审美水平庸俗。这同时也表明了，中国电影编剧想象力的整体匮乏，最终因为严重脱离了，中国广大群众的审美需求，导致了市场营销量的不佳。
李怀亮（2011）分析指出，动画片以其形象生动的艺术表现形式，成为雅俗共享、老少皆宜的影视产品，比较充分的满足了海内外顾客趣味性的需求。作为中国影视产品的电视剧，以其故事内容跌宕起伏、富含中国文化底蕴的特点，满足了海内外观众，对于中国文化内在趣味性的需求。目前中国影视产品中的电视节目的出口，主要是动画片和电视剧。魏婷和夏宝莲（2008）指出，中国出口的电影电视剧主要是，以古装历史片（剧）、武打动作片（剧）为主。这主要归因于：西方人对于东方国家的文化、历史不甚是了解，普遍怀有神秘色彩，他们普遍对中国历史文化抱有趣味性的需求。他们希望通过中国影视产品，可以让他们对于中国文化、历史了解更多。
周冠男（2008）指出，中国影视产品的出口对象，主要集中在香港和美国，不但过于集中、且类型单调，这导致中国影视产品的，国际竞争力很弱 。他分析认为，主要原因就是，影视产品被中国政府干预过多。中国影视产品只是根据自己的文化理念，创作影视作品，对于国际市场的需求重视不够，主要依靠国内市场需求，这致使中国影视产品的艺术性、娱乐性不高，无法更好的满足顾客多样化、新颖性需求。李怀亮（2011）分析中国影视产品在市场营销方面，表现出来的特点时指出，以成龙、李连杰为主演的功夫片，赢得部分北美观众。故此，中国的动作片，也成为最受美国主流市场观众认可的中国影片产品。在2010年，中国电影海外票房前十名中，有八部影片是功夫片。这些影片的销售额，占中国电影出口额的80%以上 。这主要得益于，中国功夫的表演形式比较充分的满足了，美国观众对于中国影视产品新颖性的需求。
综合上述研究文献的概览结果，可以得出：“审美需求、价值需求、新颖性需求、趣味性需求”与“中国影视产品市场营销量”之间存在影响关系。本论文结合现实的工作实践经验，构建研究假设，同时，对研究假设进行定量研究和验证。
研究假设关系如下：
假设H-A：顾客审美需求与中国影视产品市场营销量之间存在显著性关联。
假设H-B：顾客价值需求与中国影视产品市场营销量之间存在显著性关联。
假设H-C：顾客趣味性需求与中国影视产品市场营销量之间存在显著性关联。
假设H-D：顾客新颖性需求与中国影视产品市场营销量之间存在显著性关联。
3.研究方法与设计
本研究报告采用定量研究为主、定性研究为辅，两者相互结合的研究方法；同时采用演绎逻辑推理的方式得出研究结论。本研究报告把中国影视产品的广大观众作为研究对象的总体，通过随机发放调查问卷的方式，获得第一手的研究资料，同时把第一手的研究资料作为本研究报告的研究数据的来源。作为本研究报告定量研究工具的调查问卷是参照里克特测量量表形式而编制的，共发送调查问卷300份，有效回收296份，有效回收率98.7%，误差率仅为1.3%。本研究报告同时把第二手数据作为参考资料的来源。本研究报告还随机抽取在中国具有代表性的五家不同的影视公司发行负责人作为定性研究的采访对象，通过电话访谈的形式，记录并整理他们的不同观点。对于他们的观点，采用SWOT分析方法进行分析。本论文无论在调查问卷发放的过程中，还是在电话访谈的过程中，都随时遵守商业伦理道德，随时注意保护被研究人员和访谈对象的个人隐私，随时保护他们不会因此而受到任何的伤害或干扰。
4.研究成果
4.1定性访谈
访谈对象都是在中国具有知名度和代表性的五家中国影视产品的发行结构，A公司负责人W结合《英雄》、《卧虎藏龙》等影视产品，阐述了他对目前中国影视产品营销方面的观点和认识；B公司负责人K结合《让子弹飞》、《十面埋伏》等影视产品，阐述了他对目前中国影视产品营销方面的观点和认识；C公司负责人X结合《花样年华》、《疯狂的石头》等影视产品，阐述了他对目前中国影视产品营销方面的观点和认识；D公司负责人Q结合《还珠格格》、《功夫》、《无极》等影视产品，阐述了他对目前中国影视产品营销方面的观点和认识；E公司负责人R结合《建国大业》、《月光宝盒》、《精忠岳飞》等影视产品，阐述了他对目前中国影视产品营销方面的观点和认识。
4.2定量研究对象
在有效的296名调查对象中有54.1%（160人）为女性，45.9%（136人）为男性；年龄为18岁或以下的10.1%（30人），年龄在19岁～29岁的为31.4%（93人），年龄在30岁～39岁的为14.2%（42人），年龄在40岁～49岁的为13.5%（40人），年龄在50岁～59岁的为12.5%（37人），年龄在60岁或以上的为18.2%（54人）；团员为（57人）19.3%，党员为（70人）23.6%，民主人士为（22人）7.4%，无党派人士为（147人）49.7%；未婚为（106人）35.8%，已婚为（190人）64.2%；中学或以下为（69人）23.3%，大学专科为（105人）35.5%，大学本科为（77人）26.0%，硕士或以上为（45人）15.2%；月均总收入3000元或以下为（67人）22.6%，3001元～4000元的（83人）28.0%，40001元～5000元为（42人）14.2%，5001元～6000元为（40人）13.5%，6001元～7000元（36人）12.2%，7000元或以上（28人）9.5%；参加工作时间1年或以下为（79人）26.7%，2年～5年为（107人）36.1%，6年～10年为（66人）22.3%，11年或以上为（44人）14.9%；居住地在华东地区为（62人）20.9%，华南地区为（35人）11.8%，华中地区为（36人）11.2%，华北地区为（83人）28.0%，西北地区（16人）5.4%，西南地区（24人）8.1%，东北地区（22人）7.4%，台港澳地区（18人）6.1%。
4.3定量数据信度分析
“审美需求、价值需求、新颖性需求、趣味性需求、中国影视产品市场营销量”的Cronbachα系数值结果分别是：0.725、0.737、0.817、0.781、0.806，上述研究变量的信度数值都大于数值0.6，这表明关于上述研究变量的属性具有很好的稳定性、等价性和内部一致性，即调查问卷关于上述研究变量的设计问题都能够很好的在不同时刻和不同环境下，对上述研究变量进行稳定的测量。总之，可以得出，关于上述研究变量的调查问卷设计完全符合研究要求，说明调查问卷的研究数据可以采用。
4.4定量数据效度分析
“审美需求、价值需求、新颖性需求、趣味性需求、中国影视产品市场营销量”的KMO值分别为0.708、0.768、0.775、0.773、0.795，根据KMO值大于0.7表明上述研究变量都适合进行因子分析。通过对研究变量的结构效度进行主成分分析法得出的因子载荷值。审美需求的辅合效度数值分别为：0.554、0.512、0.586、0.539；价值需求的辅合效度数值分别为：0.562、0.544、0.567、0.564；新颖性需求的辅合效度数值分别为：0.597、0.677、0.547、0.594；趣味性需求的辅合效度数值分别为：0.704、0.607、0.667、0.608；中国影视产品市场营销量的辅合效度数值分别为：0.613、0.614、0.661、0.640；都超过0.5，这表明调查问卷中各个题目与其相应研究变量之间都存在较大的相关性，调查问卷的结构效度中辅合效度符合论文设计要求。通过运用最大方差法的方式对研究变量的研究数据进行旋转，获得旋转成份矩阵，此旋转矩阵把本论文的研究变量分为五个成份，基本验证了本论文测量量表的各题目之间具有相对独立性，调查问卷的结构效度中判别效度符合设计要求。
4.5定量数据回归分析
通过对自变量“审美需求、价值需求、趣味性需求、新颖性需求”和因变量“中国影视产品市场营销量”之间进行回归分析。得出，回归方程的R2=0.646，容差值为0.761～0.841，均大于0.10，说明四个自变量之间均不存在多重共线性问题。多元回归方程式为：中国影视产品市场营销量=0.210审美需求+0.419价值需求+0.276趣味性需求+0.228新颖性需求，这表明对于中国影视产品市场营销量的影响作用权重程度最大的自变量为价值需求。
4.6定量数据二元相关（皮尔逊）分析
在显著性水平为0.01（双侧）时，“审美需求、价值需求、趣味性需求、新颖性需求”和“中国影视产品市场营销量”之间的皮尔逊相关系数为0.507、0.644、0.526、0.550，都大于0.40，这说明这四个自变量和因变量之间，存在正的中等强度以上相关性；各个自变量相互之间的相关系数，均小于0.4的相关性。这说明，四个自变量的变化对于因变量都具有正的影响作用，其中“价值需求”对于“中国影视产品市场营销量”的影响作用的相关性最强。换言之，当观众的“审美需求、价值需求、趣味性需求、新颖性需求”增强的时候，相应的“中国影视产品的市场营销量”就会随着上涨，反之，则下降。
5.研究结果讨论
5.1定性研究SWOT分析
5.1.1优势分析
A、基于顾客审美需求的市场营销模式，可以给观众提供及时的审美体验，可以在短时间内较迅速的提高影视产品的市场营销量。
B、基于顾客价值需求的市场营销模式，可以让观众感受不同的价值体验，可以增加文化差异的吸引力，可以较长时间的获得持续稳定的影视产品市场营销量。
C、基于顾客趣味性需求的市场营销模式，可以通过影视产品趣味性的元素让观众得到临时的放松，可以在较短时间内迅速增加影视产品市场营销量。
D、基于顾客新颖性需求的市场营销模式，通过全新的影视产品的视觉和声音的冲击让观众得到全新的体验，可以在较短时间内迅速增加影视产品市场营销量。
5.1.2弱势分析
A、基于顾客审美需求的市场营销模式，由于影视产品的审美内容具有历史局限性，所以依靠主演演员的个人魅力以及流行的拍摄手法，容易导致影视产品过早的被淘汰，影视产品市场营销量持续性较差。
B、基于顾客价值需求的市场营销模式，由于文化意识形态的差异和价值选择的局限性，容易导致影视产品被相异文化排斥，从而限制了影视产品营销的地域范围，从而也就相应了限制了市场营销量的提高。
C、基于顾客趣味性需求的市场营销模式，由于趣味性的偶然性和临时性以及文化的差异，容易导致趣味性元素的迅速过时，以致影视产品的市场营销量的稳定性差和下降速度较快。
D、基于顾客新颖性需求的市场营销模式，由于影视产品的新颖性具有暂时性特点，这容易导致影视产品极易被淘汰，影视产品的生命周期较短，以致影视产品的市场营销量短期性强、长期性差。
5.1.3机遇分析
A、基于顾客审美需求的市场营销模式，可以充分利用影视产品包含的艺术性审美元素，让影视产品保持较长的生命周期，从而最大限度的提高影视产品的营销量。
B、基于顾客价值需求的市场营销模式，可以充分利用影视产品所体现的价值意义，让影视产品具有意识形态的宣传功能，从而可以结合公共部门的力量保持较长的生命周期，从而提高影视产品的营销量。
C、基于顾客趣味性需求的市场营销模式，可以充分利用影视产品所包含的趣味性元素，实现跨地域和跨文化的影视产品的营销，从而实现影视产品营销量的提高。
D、基于顾客新颖性需求的市场营销模式，可以充分结合影视产品内容新颖性的特征，让影视产品在较短时间内具有垄断地位，从而以最大速度和规模提高影视产品营销量。
5.1.4威胁分析
A、基于顾客审美需求的市场营销模式，在信息化和“好酒也怕巷子深”的背景下，影视产品的审美艺术性再高，也容易因为信息宣传的不到位，导致影视产品市场营销量难以提高。
B、基于顾客价值需求的市场营销模式，由于价值观的历史局限性，随着时代的变迁导致一些价值观鲜明的影视产品被公共权力部门淘汰，例如《小花》、《烈火中永生》等。
C、基于顾客趣味性需求的市场营销模式，由于趣味性元素的偶然性和文化差异性，一般随着时代变化趣味性也发生明显改变，这导致趣味性元素随时都会被新的趣味性元素所取代。
D、基于顾客新颖性需求的市场营销模式，由于新颖性的临时性和短暂性，影视产品的新颖性元素在呈现出新颖的感受之后就会马上过时，短暂的生命周期往往意味着一次性体验，这也就容易导致影视产品的成为一次性消费产品，基本没有可持续性。
5.2定量研究数据总结
统计结果显示：审美需求的集中趋势数值为4.2399，离散趋势则为0.68485；价值需求的集中趋势数值为4.2070，离散趋势则为0.68389；趣味性需求的集中趋势数值为3.9071，离散趋势则为0.71969；新颖性需求的集中趋势数值为4.4333，离散趋势则为0.59817。
由上述统计结果可知，大多数被调查对象认为，基于不同顾客需求的营销模式对于中国影视产品的市场营销量都具有明显的影响作用，其中新颖性需求最为明显；大多数被调查对象的回答已经比较集中、分歧较小，其中对于新颖性需求的回答分歧最小。
6.结论
本文采用定量研究为主、定性研究为辅的相结合的方法，通过对随机抽取的研究对象发放调查问卷的方式得出研究数据，并对研究数据进行了相关的检验和分析；同时还选择五家不同的中国影视公司发行负责人进行电话访谈，并对访谈内容进行了记录和分析；最后综合上述定量研究和定性研究结果，得出基于顾客需求的审美需求、价值需求、趣味性需求和新颖性需求都对中国影视产品的市场营销量具有影响作用。根据定量研究数据的回归方程式可知：其中基于顾客需求的价值需求对于中国影视产品的市场营销量影响比重最大；其次是，新颖性需求；再次是，趣味性需求；最后是，审美需求。根据电话访谈的定性研究结果的SWOT分析，也表明基于顾客需求的市场营销战略模式中的各种要素，对于中国影视产品的营销量都具有不同程度的影响作用。这就需要在基于顾客需求的市场营销过程中，根据不同的顾客需求，而制定灵活多样的影视产品的营销方案，从而保证最大限度提高市场营销量。
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[8]李怀亮（2011）.中国影视文化产品走出去的问题与对策[J].现代传播.总184期.
篇9
[关键词] 上市公司 国有控股 非国有控股 重大资产重组
近年来国内一些学者使用不同的方法来检验中国上市公司的并购、重组绩效，主要有基于股价变动的超额收益法的研究，如张新(2003)，李善民、陈玉罡(2002)等；以及基于财务指标方法的研究，如冯根福、吴林江(2001)，姚禄仕、李胜南(2007)等。这些研究所得到的结果往往并不一致，资产重组的绩效还是一个有着多种答案的谜。
目前还没有文献将不同所有制上市公司重组绩效进行对比研究。本文研究了中国A股市场2002年～2004年度发生的重大资产重组事件对公司绩效的影响，并且按国有控股上市公司与非国有控股上市公司两种所有制结构对资产重组的绩效进行了比较研究，填补了国内按所有制研究的空白，并得出了重要结论，具有极大的现实意义。
为了能够研究上市公司资产重组绩效的主要特征，本文集中考察“重大资产重组”的绩效表现，本文的“重大资产重组”是指“交易的成交金额(包括承担的债务和费用)占上市公司最近一个会计年度经审计的合并财务会计报告净资产额的比例达到50%以上，且超过5000万元人民币”（中国证监会，1999）。
本文认为超额收益法在国内企业并购重组业绩检验中的适用性受到一定的制约。我国股市发育时间不长，信息的完整性、分布均匀性和时效性与发达国家还存在着较大差距，股价容易受人为因素操纵（吴世农，1996），上市公司股价的波动难以准确测量上市公司业绩的变化。鉴于上述原因，本文采用财务分析法来检验上市公司重组前后业绩的变化。
一、样本、指标选取以及模型的构建
1.样本的选择。按照前述“重大资产重组”的定义，我们选取了发生在2002年～2004年度的205起重大资产重组事件作为样本，共计涉及170家一般上市公司。其中属于国有控股上市公司发生的重大资产重组事件有128起；属于非国有控股上市公司发生的重组事件有77起，非国有控股上市公司是指排除国有控股上市公司之外的所有其他上市公司。本文样本公司的财务指标数据来自北京大学中国经济研究中心（CCER）色诺芬数据库。
2.财务指标的设定。本文参考工商类竞争性企业(一般性上市公司)绩效评价指标体系，分别从企业的盈利能力(每股收益，净资产收益率)、偿债能力(流动比率，股东权益比率）、资产管理能力(资产周转率，存货周转率)和成长能力(总资产增长率，税后利润增长率，营业利润增长率)四个方面，选择最具解释力的9个基本指标。
3.财务数据的预处理。为了使上市公司的原始财务数据在客观上具有可比性，需进行如下处理:(1)数据的标准化、奇异值（极端值）与缺损值的处理。本文的财务指标都是比率性质，无须标准化处理；对有奇异值（极端值）与缺损值的样本予以排除。(2)适度指标的正向处理。在指标体系中，体现偿债能力的流动比率和股东权益比率是适度指标，这两项指标并非越大越好。为了消除适度指标对整个指标体系的影响，作如下的正向化处理:，其中是第i个公司的第j个指标，k表示该项指标的样本平均值，是正向化后的指标。
4.综合得分模型的构建。本文运用主成分分析法，构建一个将9个财务指标压缩成一个综合得分的综合得分函数，以评价重组前后上市公司的绩效。具体做法如下:对样本公司9个指标按重组前后各年分别进行六次主成分分析；然后萃取出各年的主成分，并求出各主成分的得分；再用每个因子的方差贡献率作为权数求因子的得分的相乘和，得出六个综合得分函数，即重大资产重组前后各年的绩效综合得分。绩效得分计算公式具体如下：
为第t年某样本的第j个主成分的方差贡献率；是第t年第i个样本的第j个主成分的得分；是第t年第i个样本的综合绩效得分；为第t年样本整体上的绩效综合得分。
二、实证研究结果及其分析
1.总体样本实证分析。(1)总体样本绩效综合指标的分析。利用SPSS 13.0 对总体样本重组前后各年9项财务指标按年度分别进行主成分分析，萃取全部主成分，得到六个综合得分函数，据此计算出各样本公司 在重大资产重组前后各年的综合绩效得分;再以各样本公司 综合得分的均值表示总体样本当年的绩效得分：。根据得分，我们可以绘制出图1。由图1可以看出：总体上，重大重组事件对公司的经营绩效有长期贡献；重组当年及第二年公司绩效没有得到改善，甚至出现较大滑坡。由于资源的整合、经营的调整，甚至人员的调整等重大重组事件的后续行为会给公司的绩效带来短期的负面影响，表现在重组后两年内绩效持续下滑。
(2)总体样本绩效按指标类型分析。我们从旋转因子矩阵中分离出各因子的经济意义， 通过计算得到总体样本各年各类财务指标的评价分数，可绘制成图2。由图2，对各类绩效指标可分析如下：盈利能力在重组当年有所下降，在第二年继续下滑，在第三年有较大幅度上升，并且超过重组前的绩效水平，与样本综合绩效表现相吻合。对于成长能力、偿债能力在重组后的表现类似于盈利能力，所不同的是，公司的成长能力在重组后不及重组前的水平，这也许是因为在重大重组的整合期利润增长率、资产增长率受到制约，整合期牺牲了一定的成长性。
2.国有控股上市公司样本实证研究。按照总体样本的处理方法，得到国有控股上市公司的六个综合得分函数，计算出各国有控股样本公司t在重大资产重组前后各年的综合绩效得分；再求得国有控股上市公司样本当年的绩效得分。根据计算的得分，我们绘制出下图3。由图3可以看出，对国有控股上市公司而言，重大重组事件当年公司业绩上升，第二年业绩有所下降，但第三年又有所上升，且重组后的业绩都高于重组基期水平。总体来看，国有控股上市公司的重大重组事件对公司的业绩有正面的影响。
此外，按照与总体样本类似的计算，得到国有控股样本各年各类财务指标的评价分数，得到图4。由图4可以看出，国有控股样本公司的盈利能力、成长能力在重组当年有所上升，但资产管理能力有所下降，偿债能力基本持平，这或许是由于国有控股上市公司重大重组的资产质量比较好，或产品（业）链能相互促进，重组当年就带来业绩改善。重组第二年只有偿债能力有所改善，其余指标都成下降态势，共同造成综合绩效的下降。值得关注的是，重组后的第三年只有成长能力得到较大提升，其余指标下降或基本持平，但成长能力的上升带动了综合绩效的整体提升；盈利能力虽继续下降，但仍高于重组基期水平；偿债能力有大幅下滑。
3.非国有控股上市公司样本实证研究。类似可得到非国有控股上市公司的六个综合得分函数，据此计算出各国有控股样本公司 在重大资产重组前后各年的综合绩效得分；再求得非国有控股上市公司样本当年的绩效得分。根据计算的得分，我们可以绘制出图5。由图5可以看出，非国有控股上市公司在重大重组事件当年业绩下降，重组第二年业绩有所改善，但重组第三年业绩又有所下滑，且重组后三年的绩效总体上均差于重组基期的绩效。此外，重大重组前二年业绩下降，但重组前一年业绩有较大幅度上升。这说明，非国有控股上市公司为了重组成功，重组前一年有做大绩效的嫌疑（如转移利润等），所以重组后绩效总体上是下滑的，虽在第二年有所改善，但仍然小于重组前的绩效。同样，通过类似计算，我们可得到非国有控股样本各年各类财务指标的评价分数，绘制成图6。由图6可以看出，在重组前后，非国有控股样本公司的盈利能力、成长能力、偿债能力与综合绩效指标的走势大体一致。资产管理能力在重组第二年继续大幅下滑，这在一定程度上反映出资产重组后公司的资产质量或运用效率恶化，经过两年的消化、调整，重组后第三年资产管理能力得到显著提升，但由于其他方面绩效恶化，致使综合绩效是下滑的。这说明，总体上来看，非国有控股样本公司并没有因重大资产重组带来持续的业绩改善。
三、结论与启示
根据以上实证分析的结果，我们可以得出以下结论：
1.我国A股市场2002年～2004年间发生的重大重组事件总体上来看，短期内重组后公司的绩效持续下滑，但长期看，重组给公司的绩效有正面影响，为公司创造了价值。企业需要综合、全面地协调好各方面资源，争取尽快发挥重组的协同效应。
2.该期间国有控股公司的重大重组事件对公司业绩有持续的正面影响，且其绩效表现整体上要好于总体样本的绩效表现，国有控股公司的重大重组给企业注入了长期发展的动力。该实证结果反映了以国有控股上市公司的重大重组为基础的国有企业改革增强了企业的长期绩效水平，驳斥了那些所谓“内部控制人”在借助重大资产重组致使国有资产“流失”的言论，这也表明所谓的“所有者缺位”影响公司的经营业绩的论断是值得商榷和再考察的。
3.该期间非国有控股上市公司的重大重组行为在总体上没有提升公司的经营业绩，相反，公司的业绩呈下降趋势。研究表明非国有控股上市公司（主要是民营控股企业）的重大重组事件中，资源的整合、重组协同效应的发挥没有发挥预期的作用，且公司有在重组前故意做大业绩、在重组中为相关利益者谋取利益而损害上市公司经营绩效的嫌疑。
参考文献:
[1]冯根福吴林江:我国上市公司并购绩效的实证研究[J]. 经济研究，2001～01
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[3]吴世农:中国证券市场的效率分析[J].经济研究，1996～04
[4]张新:并购重组是否创造价值[J].经济研究，2003～06
篇10
摘 要 本文从上市公司的一般公司治理理论入手,结合商业银行的特殊性,采取理论与实证分析相结合的方法,从公司治理的角度来分析股权结构对经营绩效的影响,以寻求优化上市银行股权结构的基本途径。本文将选取我国境内上市的14家商业银行,将股权结构细化为股权集中度和股本性质两个内容,进一步就它们在股权结构方面的不同安排与其绩效做实证分析。
关键词 上市银行 股权集中度 股本性质 绩效
从1991年深圳发展银行上市,到2007年北京银行上市,总计有14家商业银行在A股市场挂牌。商业银行通过引进国外战略投资者,股权结构多元化体制改革成为了国内商业银行改革的一大趋势;同时也引起了全社会各界的广泛关注。在我国,伴随着银行改革的不断深入,银行公司治理问题也备受关注,并已成为我国银行业改革的重要内容。而公司治理与股权结构有着紧密的内在联系,不同的股权结构会产生不同的治理结构,并进而影响到银行的绩效,所以研究银行公司治理的改革应该从股权结构的研究入手。因此,本文将上市银行作为研究对象,从股权集中度与股权流通性两方面分析股权结构对银行绩效的影响,并提出了股权结构优化的对策建议,这对于我国银行业股权结构的改革是具有理论价值和现实意义的。
一、文献综述
国外正式对股权结构与公司绩效关系的研究始于Jensen和Meckling(1976)《企业理论:管理行为、成本与所有权结构》。通过对内部人持股与公司绩效的分析,他们认为随着管理者持股比重的减少,勇于进行管理创新的动力就会减少,其结果会导致公司价值的下降。反过来,当管理者持股比重增加时,他们采取背离公司价值最大化行为的同时,也会使自身股权的价值受到影响,因此,公司价值随内部人持股比重的增加而增加。国内不少文献从不同角度分析了股权结构与商业银行绩效的关系问题。李维安、曹廷求(2004)对山东、河南两省城市商业银行的股权结构、治理机制与银行绩效进行实证研究,发现集中的股权结构对银行绩效有着积极的作用。郎咸平、苏伟文(2005)分析了78个国家958家上市银行的股权结构和经营利润,发现两者之间并无显著关系。魏华、刘金岩(2005)的研究表明银行控股股东的国有性质对银行效率产生正面影响。杨德勇、曹永霞(2007)就我国境内5家上市银行在股权结构方面的不同安排与其绩效做了实证分析。吴栋、周建平(2007)采用SFA方法考察了商业银行股权结构与银行效率的关系。李艳红(2008)从国际比较的角度探讨股权结构模式对商业银行绩效的影响,并运用我国银行业的数据进行实证检验结果显示股权结构对我国商业银行绩效具有显著的影响。李耕(2008)发现我国垄断型股权结构的商业银行在2002-2005年期间都经历了一个绩效由坏变好的过程,而这一过程的变量就是股份制改造,因此可以得出结论,股份制改造是有利于商业银行提高其自身绩效的。由于研究角度或研究对象不同,股权结构对银行绩效的影响作用并未取得一致性的实证支持。
二、模型设计与理论研究假设
(一)定性分析与研究假设
1.关于股权集中度
对于股权集中度而言,我们选用CR指数①和Herfindahl指数②,本文将采取前10大股东持股比例的平方和。针对银行业这一特殊行业来说:如果存在一个绝对控股的股东,虽然大股东的存在有可能减少所有者与管理者之间的委托问题,但是大股东在银行借贷政策的制定方面有发言权,而且可能存在为自己的或者有关联的公司获取利益的机会主义行为。这可能会因为低于市场利率而侵害小股东和政府的利益。据此,我们认为第一大股东持股比例的提高所带来的监督效果很可能会被其所带来的弊端所抵消。据此,我们假设第一大股东的持股比例与银行绩效负相关。
如果银行的股权集中在少数独立的股东而非一个股东手里,从而形成一种股权制衡,将会改善只存在一个绝对控股股东所带来的弊端。然而当这些股东所占比重不足够大时,其自身利益与银行利益未必会趋同。银行绩效与股权集中度间应该存在一个倒U型关系,股权集中度理论上应存在一最佳的区间。据此我们假设公司前5大股东的持股比例的平方和与银行绩效正相关,公司前10大股东的持股比例和与银行绩效正相关,公司前10大股东的持股比例的平方和与上市银行绩效呈倒U型关系。
2.关于股权性质
从股权性质角度划分,包括国有股比例,法人股比例和流通股比例等变量。本研究采用了国有股比例和流通股比例作为衡量股权性质的变量。对国有股而言,各级政府和主管部门是产权主体。虽然处于控制地位的政府行政机关对经营者拥有人事上的任免权,在一定程度上减轻了内部人控制的程度,但这种权利的行使既不是通过法人治理结构这种内部治理机制来实现,又不是基于市场竞争规则来进行,而仅仅是一种控制权的行政配置。而且,国家作为一个特殊的股东主体,其所关心的往往不仅是银行自身经营的好坏,更多的是宏观经济目标的实现、对国有经济发展的支持等等,所以势必对股份制商业银行的发展产生影响。作为国家股“人”的国有资产管理机构,在公司治理中并不是积极的监督者,难以对经营管理者做出正确的评价和奖惩。另外由于股份制商业银行国家股的存在,政府对银行的干预就比较明显。因此,国有股比例的提高最终对银行经营业绩产生负面影响。
在近年来“大小非”解禁的过程中,上市银行原本不可流通的法人股陆续被解禁,成为流通股。因此,之前对于股权性质的三种划分,即国有股、法人股和流通股已经不适用于目前的市场,法人股也应该划归流通股之列。流通股是国家股、法人股、流通股三种股票中唯一可以在公开股票市场上交易的股票,持有者纯粹从谋利角度出发进行投资。由于流通股股东资金有限,承担风险的能力较低,他们容易由投资转化为投机,企图从股价波动中获取资本增值的机会,因为他们是最有动机关注投资对象经营业绩的股东。据此,我们推测上市银行业绩与流通股比例应正相关。由于现阶段法人股和流通股难以区分,我们将这两类性质的股票统一归类为非国家股。基于以上的定性分析,我们做出以下假设:
Hl:第一大股东的持股比例与银行绩效负相关;
H2:公司前5名大股东的持股比例的平方和与银行绩效正相关;
H3:公司前10名大股东的持股比例和与银行绩效正相关;
H4:公司前10名大股东持股比例的平方和与上市银行绩效呈倒U型关系;
H5:国家股比例之和与上市银行绩效负相关;
H6:非国家股比例之和与上市银行绩效正相关。
(二)变量的选择与定义
1.被解释变量S
参考国内学者的研究成果,我们发现这些文献中绩效变量一般选用Tobin’Q比率、市净率指标(MBR)、净资产收益率指标(ROE)、总资产收益率指标(ROA)以及主营业务收益率(CROA)。基于银行资本的特殊性,本文拟采用净资产收益率(S)这一指标来代表银行绩效参数。
2.解释变量
Fl:第一大股东的持股比例
F2:前5名大股东的持股比例之和
F10:前10名大股东的持股比例之和
HERF10:公司前10名大股东的持股比例的平方和,表示公司大股东持股的集中度和公司前10名大股东持股的分散程度
FGJ:非国家股比例
GJ:国家股比例
三、上市商业银行绩效与股权结构的实证结果
(一)研究样本
考虑到数据的完整性和可得性,本文的研究样本来自于所有上市银行2008年③至2009年的年报,研究对象为14家境内上市的银行,样本个数为28个。样本数据均来自各家银行2008和2009年年报。
从样本数据上看各家银行的股权结构,中国上市银行的股权结构表现出以下特点:第一,从股权结构上来看,第一大股东、前五大股东以及前十大股东所占比例在横向比较中表现出极大的差异性,其中中行的第一大股东占比最高,中信银行紧随其后,工商银行、中国银行等第一大股东占比也很高。在前五大股东和前十大股东占比上,传统的“国有银行”变现除了较高的比例,股权结构相对集中。第二,在股本性质上来看,在完成上市之后,各家银行的国有股都在原有基础上有所稀释,然而近年来为稳定股市,国家曾多次在二级市场增持部分银行股,这也使得建行等“国有银行④”国家股比例有所上升。而积极引进战略投资者的“股份制银行”则基本消除了国有股,新近上市的城市商业银行中国有股的比例也不高,都在20%以下的水平。
(二)多元回归分析
为了检验前面所作的假设,我们以银行绩效的指标S作为被解释变量,以股权结构指标作为解释变量,建立回归模型。模型:
从上表可以看出,在5%的置信水平下,F1和HERF10通过了T检验,其他解释变量均未能通过检验。因此,此模型只能验证假设一和假设四。从F1、HERF10系数上看,第一大股东的持股比例与银行绩效正相关,随着第一大股东持股比例提高,银行绩效有所改善。HERF10系数则反应银行的股权结构与绩效之间存在倒U形的关系,在股权结构上升到一定程度之前,股权集中度的提高有利于银行绩效的改善,而超过该零界值,银行绩效会下降。前五大和前十大股东持股比例对银行绩效没有显著影响。由于反应股本结构的解释变量均未能通过T检验,在此模型中,股权的性质对银行绩效没有显著的影响。
四、结论与建议
本文通过定性的分析和实证研究中国上市银行的股权结构,得出以下结论:
第一,商业银行第一大股东持股比例与银行绩效正相关。当前适度提高部分银行的第一大股东持股比例有助于提升银行业绩。
第二,通过我们对数据的处理,我们分析股权集中度应存在一个最佳区间,是与上市银行绩效成二次函数关系。理论上来说一个合理的股权结构可以在其它条件都不变的情况下,最大化企业价值。这为今后的研究提供了方向。
第三,虽然实证部分的结果不能说明前五大股东和前十大股东持股比例与银行绩效的关系,但是从理论上看股权分散可以防止“一股独大”,完善银行的法人治理结构。
第四,由于上市银行大多数国有法人股都完成了“大小非”解禁,原本有限售条件的股票可以自由流通,国有股权的逐步退出再加上银行内部治理结构的完善,股权的性质对于银行绩效的影响正在弱化。
综上所述,由于我国的银行业状况比较特殊,利率仍是政府管制的,同时该行业的市场化程度也很低,信息披露很不完整,甚至有时披露的是虚假信息,所以很多内在的股权结构与银行绩效之间的关系,不可能全部由年报数据和资本市场的表现反映出来,但我们仍可以从中总结出一些经验,为刚刚上市或即将上市的银行提供一些有益的参考。
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