实证分析范文

导语：如何才能写好一篇实证分析，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

[关键词] 季报 年报 信息含量 实证研究

一、文献回顾

在会计理论框架和会计准则制定中,会计报表的目的居于十分重要的地位,即能否向投资者提供与其决策有用的信息,直接影响着会计确认、计量和报告原则,决定着会计的生存发展。盈利预测是会计信息含量的基础。近几十年来,学术界有大量文献采用多种方法多角度地验证会计盈余数字的有效性。从总体上看,这一领域主要形成了两类研究。一类是交易量反应研究,主要研究盈余公告期间股票交易量是否发生了显著的变动,从而验证盈余公告的信息含量;一类是股票价格反应研究,主要研究股票价格对盈余数字的反应,从而验证投资者在进行股票买卖的投资决策中,是否应用了会计信息,股票价格反应研究通常又有股票价格波动性研究、平均累计超额报酬率研究和回归分析等方法。这方面的最早研究由Ball and Brown (1968) 完成。他们最重要的发现是:第一,股票价格对收益的反应是一致的,即收益上升的股票价格相对市场整体是上升的,而收益下降的股票价格是下降的。第二,由于对非财务公告信息的了解,市场对收益变化的反应是提前的。第三,由于市场不能完全预见到公司财务的准确情况,信息公告当日的市场反应显著。第四,市场对公告信息的反应是有效的,公告信息对股票价格的影响在公告当日完全释放,投资者不能在公告后获得超常投资回报。

为强化上市公司信息披露的及时性和真实性,进一步提高上市公司信息披露水平,2001年中国证监会发表了《公开发行证券的公司信息披露编报规则第13号:季度报告内容与格式特别规定》。根据要求,从2002年第一季度起,在所有上市公司实行季度报告的披露制度。

目前关于上市公司定期报告披露的研究多侧重于这些报告所披露的信息是否向投资者传递了新的信息。Haw et al.(1999)、赵宇龙(1998)、陈晓(1999)皆检验了年度会计盈余的信息含量,Haw et al.(2002)还进一步验证了中报会计盈余的有用性,Kross和Schroeder(1984)季度报告公布时间与极度信息的类型之间的关系以及季度盈余公布的时间与股票报酬之间的关系进行了研究,得出结论:早公布的季度盈余报告包含了较好的信息;与晚公布的季度报告相比,早公布的季度报告伴随着较高的超额报酬。

但是,许多学者在研究中发现盈余对股价变动的解释力度都非常低,一般在2%～5%,最高也不超过10%。对此,许多学者进行了分析,认为可能是由于其他变量所引起的。

就季度盈余报告公布之后,年度盈余的信息含量是否会有影响,Mcnichols和Manegold(1983)通过比较34家样本公司开始公布季度盈余报告之前和之后的平均相对方差发现,第-4日、+1日、+2日的相对方差量在季度报告实施后明显地变低了(p=0.05),若比较从-5日至+2的平均相对方差,季度报告实施后的相对方差就更加小了(p=0.01)。这些证据均说明,引进季度报告之后年度盈余公布的相对信息含量下降了。

因此,本文试图弥补上述学者研究方法的不足,在回归分析中加入对其他因素的考虑,试用回归分析研究季度盈余信息的有用性。本文共分五部分:第二部分是研究假设;第三部分是研究设计;第四部分是对上市公司季度盈余信息有用性的实证分析;第五部分是结论。

二、研究假设

从最初的年报、中报到目前季报的强制性披露,缩短定期报告的间隔目的在于使投资者更及时地了解上市公司经营状况与财务状况,进而使资本市场的资源配置更加合理。但这一机制起作用的前提是投资者会利用季报这类更及时的信息来源。根据“信息有效论”,市场对经济利润的追求使得影响股票定价的信息一旦公开,就能及时、无偏见地反映在股价中(Fama, 1970)。因此,我们提出本文的研究假设是:季度报告的披露会影响投资者对年报信息的有效利用。这个假设隐含两层含义:一是季度报告包含的信息含量对投资者是有用的;二是季度报告的披露使年报的相对信息含量下降了。

三、研究设计

1.方法设计

为了研究季度报告的会计信息披露在证券市场上的影响,本文选择了在深圳证交所上市的59家公司,考察了这些公司2003年第三季度的季度报告和2003年报公布的会计盈余情况以及季报、年报公布前后交易价格的变动情况。

本文以未预期盈余UE作为季度报告中会计信息的表征变量,以未预期报酬率AR作为市场反应的表征变量,主要考察未预期报酬率和未预期盈余之间的相关关系。1.如果季报披露期间,证券价格有明显的波动,可以说明季报具有一定的信息含量,并在证券市场上产生了明显的反应如果没有明显的价格波动,则说明季报并没有给投资者带来新的信息。2.如果季报披露之后,当年年报披露期间,证券价格的波动明显小于以往没有披露季报的年份,则说明季报的披露使得当年年报具有的信息含量下降了,如果证券价格的波动相较以往没有太大差别,则说明季度报告的披露对年报没有影响。

2.样本选取及数据来源

(1)样本选取

为了保证能较为准确地估计股票的风险系数(β值),消除上市公司价格波动的不稳定因素,样本的选取遵循以下条件:①必须是上市4年以上发行A股的上市公司;②在观测期内(季报公布前4个交易日至公布后5个交易日)公司没有公告进行兼并重组或行业转变;③在近期内(季报公布前45周)没有进行过股票分割;④不是ST(特别处理)或PT(暂停交易)股票;⑤考虑到要计算未预期盈余,因此必须选择同时具有2002年和2003年第三季度季度报告的上市公司;⑥2003年三季度报告日当天为非交易日的除外。经过筛选后最终用于分析的样本有59家公司。

(2)数据来源

每股收益、股价数据、股指数据和季度报告披露时间均来自于巨灵软件;

3.计算与模型

计算中涉及的主要变量:一是未预期报酬率(AR),表示个别股票与市场波动不一致,可能给持有者带来非正常报酬,用来衡量股票价格的波动程度;二是风险系数(β)用来表示个股波动和市场波动之间的相关性;三是未预期盈余(UE),表示该公司预期会计盈余与实际盈余之差,用来衡量季报中的信息含量。

(1)估计风险系数

要估算某只股票的系统风险系数,需要考察一个比较长的时间周期。这里采用了所有样本公司股票2003年6月23日至2003年9月30日共100个交易日的收盘价和对应的深圳综合A股指数100个交易日的收盘指数。然后利用资本资产定价模型的市场模型来估计股票的系统风险系数(β):

Ri,w=αi+βiRm,w+εi

这里Ri,w是某只股票在w日实际报酬率,Ri,w=(Pi,w-Pi,w-1)/Pi,w-1,其中Pi,w是第w日的收盘价。Rm,w=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是深证综合A股指数在第w天的收盘指数。

(2)计算预期报酬率(ER)

这里采用风险调整法来计算预期报酬率,根据估计系数αi和βi,利用市场模型计算出期间t股票的预期报酬率:ERi,t=αi+βiRm,t,计算范围是季报公布前4天至公布后5天,加上公布日当天共10天。以公布日为第0天,相对日期为-4日和5日。

(3)计算未预期报酬率(AR)

未预期盈余等于实际报酬率减去预期报酬率ARi,t=Ri,t-ERi,t,实际报酬率的计算方法为Ri,t=(Pi,t-Pi,t-1)/Pi,t-1,其中Pt为股票第t日的收盘价。

(4)未预期季度盈余(UEi)

股票的未预期盈余采用随机游走模型进行估计。公司i在第t年的未预期季度盈余可表达为本年度季度盈余与上年度季度盈余之差。考虑到交易量是对盈余信息意外性程度的反应,再对结果取绝对值,由此得到计算未预期季度盈余的模型为:UEi=|Yi,t-Yi,t-1|

(5)累计未预期季度报酬率(CARi)

四、季度盈余信息含量检验

1.建立模型

为了检验未预期盈余(UE)和未预期报酬率(AR)之间是否具有统计意义上的相关性,构造了以下模型来进行回归分析:

CARi,t=a+bUEi+cLOSSi+ε

其中,t表示相对日期,UEi表示未预期季度盈余;CARi,t表示i种股票在t年度的季度盈余披露日前第4个交易日到季度盈余披露日后第5个交易日的平均累计未预期报酬率;季报是否报亏,以虚拟变量LOSS表示;a为常数;b为未预期盈余系数;c为LOSS变量系数;ε是回归模型的残差项。

2.实证结果及分析

回归分析结果如下所示:

本文选取深市2003年59家样本(剔除未预期盈余为0的样本)的第三季度报告进行回归分析,结果为a=3.814,b=0.035,c=10.919。其中未预期盈余变量系数的t检验值为0.363,方程未通过检验;而LOSS变量与累计平均未预期报酬率之间的相关系数为0.337,显著大于0,说明季报是否报亏与累计平均未预期报酬率有着显著相关性,LOSS反应系数t大于2,通过检验。但模型中自变量对因变量的影响力度Adj-R为0.081,R较低,可能原因是影响每股盈余的因素很多,诸如公司规模,会计核算制度等其他因素,在进行盈余系数分析时未引入其他的变量。因此认为可能是由于其他变量所引起的。

本文还单独分析了报告日前后窗口期(-4,5)内每一天未预期报酬率同未预期盈余变量之间的相关性,对它们分别做了回归分析,但是未预期盈余反应系数t都不超过2,从检验来看,市场反应并不明显,均不能通过方程的显著性检验。

五、结论

研究表明,与国内同类研究中证券市场对年度报告的反应相比,季度报告引起的市场反应不够明显,季度报告包含的信息含量不足,这也说明了在我国证券市场上,季度报告还没有引起足够的重视。同西方发达国家的证券市场相比,我国证券市场还不够成熟,证券市场理性投资的投资理念还没有被完全接受和应用。具体表现为两点:一是市场对未预期盈余的反应不够明显,未预期盈余和未预期报酬率没有明显的相关性;二是在研究中发现,季度报告的披露确实降低了年报的信息含量,因此,考虑市场对上市公司的盈余信息的反应一般取决于非理性因素,如季度报告披露的性质、公司规模等等,多是心理因素的影响。

研究说明了在深圳证券市场,季度报告的未预期会计盈余与股票超额回报率之间不存在统计意义上的显著相关性,结果不支持季度报告盈余数据的披露具有信息含量的假设。因此,季度盈余数字不具有有用性。

参考文献:

[1]罗斯・瓦茨 杰罗尔德・齐默尔曼 陈少华等译:实证会计理论[M].东北财经大学出版社,2006年9月,p24～34

[2]陈潇阳 李豫湘:我国上市公司会计报表信息含量实证研究综述[J].经济论坛,2005.5

篇2

关键词：财政支农；回归分析；预测

中图分类号：F812.8文献标志码：A文章编号：1673-291X(2009)08-0135－02

长期以来，农业综合生产能力不高大大制约了我国经济的发展。作为农业资本投入的主体，财政性农业投资发挥着其他投入主体所无法替代的功能。财政性农业投资通过投资于农业生产、基础设施建设等领域，能够有效地促进当地农业的发展和农业产值的提高；同时，财政性农业投资通过积极的“示范效应”，能够吸引其他投资主体进行农业投资，从而更加有力地推动农村经济增长。

财政性农业投资主要包括四部分：财政支出中用于农业的支农支出、农业基本建设支出、农业科技三项费用、农业救济费，而四者之中，财政支出中用于农业的支农支出占据了绝大部分份额。

从上图1可以看出，国家财政中用于农业的支出在逐年的增加，特别是财政支出中用于农业的支农支出，其增长的数量与速度更是大大超过了其他三项。我们再来看看随着财政中支农支出的变化，第一产业产值的变化情况，如图2。

根据以上资料可以看出，随着代表财政支出中用于支农支出增长率曲线的上升或下降，第一产业的产值增长率曲线也在发生相似的变化。虽然影响第一产业产值的因素很多，但作为财政性农业投资中份额较大的一部分，支农支出对农业产值的影响是不容忽视的。

本模型将研究近些年来我国财政中用于农业的支出项目与农业产出之间的定量关系。

1.确定模型所包含的变量

模型被解释变量是我国农业的历年总产值；解释变量是财政支出中用于农业的支农支出。

2.确定模型

通过将解释变量与被解释变量作散点图观察，第一产业总产值Y与解释变量支农支出X（经对数调整后）呈线性关系，因此，我们建立如下理论模型：

Y=β+βlnX+μ

模型中β（i=1）的经济意义是解释变量的影响系数，所以0

为了简化模型，我们令lnX=M，则原模型变为：

Y=β+βM+μ

本模型使用的是时间序列数据，数据均来源于《中国统计年鉴》，具体的原始数据及对数变换处理数据见表1：

用EVIEWS3.1对变换后的数据进行OLS回归分析，得出回归方程：

Y=-59652.5933+12764.31759*M

-15.8377120.64289

R=0.959380 F=426.1288 D-W=0.506761

1.经济意义的检验

从回归方程可以看出，解释变量的系数为正值，即随着国家财政中用于支农的支出越多，第一产业的产值也越大，符合现实中的经济情况。

2.统计检验

调整后的可决系数R=0.959380，这说明模型的拟合优度比较好，解释变量的t统计量的值为20.64289，很显然，变量的显著性比较强，F=426.1288>F0.05（1，17）=4.45，方程的显著性也比较强，这说明模型的整体效果比较好。

3.计量经济学检验

由于模型采用的是时间序列数据，且只包含一个解释变量，所以，无需进行异方差和多重共线性检验。我们用杜宾―沃森检验法对模型进行序列相关性检验。

在显著性水平为0.01的情况下，通过查表我们得出：dl=0.93，du=1.13，可以看出，DW=0.506761

Y-ρY=β（1-ρ）+β（M-ρM）+ε

根据估计结果，经过系数调整之后最终模型的形式如下：

Y=-67243.4+13893.06lnX

-7.340928 9.904012

R=0.859759 F=98.08945 D-W=1.187056

DW=1.187056>du=1.16，模型已经消除了序列相关性。并且相关的t统计量与F统计量的值也非常显著，调整后的可决系数R=0.859759>0.8，方程的显著性水平也比较好。

查得2005年的数据，农业总产值为39 450.89亿元，而利用方程模拟得出的结果是农业总产值为36 833.833亿元，模型预测的相对误差比为0.066337，预测误差在容许范围之内，故认为估计模型是可以应用的。

从图2中可以看出，与第一产业产值的增长速度相比，财政性农业投资的增长显得特别缓慢。而由上面的分析我们得出，财政性农业投资特别是直接的支农支出对农业的发展有显著的正相关性，这就要求政府进一步加大财政性农业投资，特别是支农支出的投资力度，充分发挥它对农业发展的拉动作用。

参考文献：

[1]李子奈．计量经济学[M]．北京：高等教育出版社，2004．

[2]易丹辉．数据分析与EVIEWS应用[M]．北京：中国统计出版社，2002．

篇3

关键词：货币需求；修正的莱德勒-帕金模型；哈奇模型

一、引言

我国对货币层次的划分可以分成以下几个层次：M0=通货（流通中的现金）；M1（狭义货币）=M0+活期存款；M2（广义货币）=M1+定期存款；另外还有M3=M2+金融债券+商业票据+大额可转让定期存单等。其中，M2减M1是准货币，M3是根据金融工具的不断创新而设置的。

M1反映着经济中的现实购买力；M2不仅反映现实的购买力，还反映潜在的购买力。若M1增速较快，则消费和终端市场活跃；若M2增速较快，则投资和中间市场活跃。中央银行和各商业银行可以据此判定货币政策。M2过高而M1过低，表明投资过热、需求不旺，有危机风险；M1过高M2过低，表明需求强劲、投资不足，有涨价风险。

由于不同国家在经济制度、金融发展水平、文化和社会背景以及所处经济发展阶段的不同，影响货币需求的因素也会有所差别。现阶段影响我国货币需求的因素主要有：

1、收入（GDP）。在市场经济中，各微观经济主体的收入最初都是以货币形式获得的，其支出也都要以货币支付。一般来说，收入提高，说明社会财富增多，支出也会相应扩大，因而需要更多的货币量来满足商品交易。所以，收入与货币需求呈同方向变动关系。近年来，随着人们收入水平的不断上升，以及经济货币程度的提高，货币在经济生活中的作用领域不断扩大，使得我国的货币需求不断增加。

2、价格（P）。从本质上看，货币需求是在一定价格水平上人们从事经济活动所需要的货币量。在商品和劳务量既定的条件下，价格越高，用于商品和劳务交易的货币需求也必然增多。因此，价格和货币需求，尤其是交易性货币需求之间，是同方向变动关系。在现实生活中，由商品价值或供求关系引起的正常物价变动对货币需求的影响是相对稳定的。而由通货膨胀造成的非正常物价变动对货币需求的影响则极不稳定。建国后我国几次通货膨胀期间都曾不同程度地出现了提款抢购、持币待购的行为，造成了这些时期货币需求的超常增长。可见，价格因素对我国货币需求的影响是很大的。

3、利率（R）。由于利率的高低决定了人们持币机会成本的大小，利率越高，持币成本越大，人们就不愿持有货币而愿意购买生息资产以获得高额利息收益，因而人们的货币需求会减少；利率越低，持币成本越小，人们则愿意手持货币而减少了购买生息资产的欲望，货币需求就会增加。利率的变动与货币需求量的变动是反方向的。

二、模型介绍

（一）莱德勒-帕金模型（适应性期望模型）

莱德勒-帕金模型的表达式如下：

其中M为货币需求量，本文我们对M1做实证分析；Y为收入，也就是GDP；R为利率。该模型存在一个缺点，模型中忽视了价格水平，所以存在一个莱德勒-帕金模型的修正模型，表达式如下：

模型中加入了价格水平，做了修正，其中MP是修正后的货币需求，YP是修正后的收入，R是利率水平。

（二）哈奇模型（存量调整模型）

哈奇模型的表达式如下：

其中MP是修正后的货币需求，Y是收入，R是利率水平。哈奇模型对变量做了取对数的处理，处理后的模型中各个变量对应的系数变成了弹性系数，也就是变量变动百分之一所引起的我国货币需求量变动的百分比。

三、实证分析

（一）数据

本文是针对1978年到2015年的货币需求进行的实证分析，分析的货币需求是M1的需求量。M1、GDP来自国家统计局官方网站，R来自中国人民银行官方网站，价格水平P是通过CPI和PPI的加权平均计算得到。

（二）单位根检验

为了防止存在伪回归（虚假回归）问题，首先需要对每个变量做单位根检验，即ADF检验，检验各序列的平稳性。检验结果如下：GDP_P是二阶非平稳序列，M1_P是一阶非平稳序列，R是一阶非平稳序列。需要说明的是，GDP_P和M1_P都是价格水平修正后的变量，用于修正变量的价格水平是以1978年为基期的价格水平。所以，在回归过程中需要加入一阶和二阶自回归过程。

（三）回归分析

1、修正的莱德勒-帕金模型回归分析

运用eviews软件，建立修正的莱德勒-帕金模型，得到的最小二乘回归结果如下表：

根据回归的结果可以看出我国的货币需求量与国民收入、利率水平成正比，随着两个变量的增加而增加；与前一期的利率水平、前一期的货币需求量成反比，随着二者的增加而减少。这一变化趋势也符合我们学到的理论知识和我国的实际情况。表格中SER01变量是设置的虚拟变量，以1992年为分界点，1992年以前虚拟变量为0，1992年至以后虚拟变量为1。

将回归的结果带入模型得到回归方程如下：

但是根据t统计量的检验我们可以看到国民收入、一阶自回归，二阶自回归的系数对应的概率小于0.05，说明对应的系数是显著的，也就是说三者对货币的需求量的影响是显著的。而利率水平、前一期的利率水平、前一期的货币需求量的系数显著性都大于0.05，也就是说在95%的置信水平下，上述三个变量对货币的需求量的影响是不显著的。所以综合分析最终的模型方程可以写成：

上式即为最终的修正的莱德勒-帕金模型回归得到的方程。根据eviews的结果看到R2=0.996129，拟合的效果比较好；DW值等于2.129007，比较接近2，回归不存在异方差，结果是有效的，可信的。

2、哈奇模型回归分析

利用eviews建立哈奇模型，对数据做回归，得到的最小二乘回归结果如下表：

根据哈奇模型可以看出我国的货币需求量与国民收入、前一期货币需求量成正比，与利率水平成反比，符合所学的理论知识和实际情况。根据t统计量的概率水平分析可以看出国民收入水平和利率对我国的货币需求量的影响是显著的，置信水平为95%。SER01依旧是虚拟变量，分界点为1992年，AR（1）为一阶自回归，AR（2）为二阶自回归。而前一期的货币需求量对现期的货币需求量的影响是不显著的。所以我们可以得到最终的回归方程为：

回归的拟合值R2=0.998815，拟合效果较好，DW值为2.075525，在2左右说明不存在异方差，回归的结果是有效的。

四、结论

对1978年到2015年的数据做回归，进行实证分析可以得到如下结论：

1、根据修正的莱特勒―帕金模型的回归结果可以看出国民收入、利率等变量对我国的货币需求量的影响都是符合我们已经掌握的理论知识的，但是利率水平对我国的货币需求量的影响不显著，国民收入水平对我国货币需求量的影响比较显著。所以我们在利用修正的莱德勒-帕金模型分析我国的货币需求量时主要考虑国民收入水平的影响，不过多分析利率对货币需求的影响。我国的国民收入变动一个单位，会引起0.725291单位的货币需求量的同方向变动。

2、根据哈奇模型的回归结果可以看出国民收入、利率等变量对我国的货币需求量的影响都是符合我们已经掌握的理论知识，而且两个变量的影响都是显著的，所以在基于哈奇模型分析我国的货币需求量时两个变量都要详细分析。货币需求收入弹性系数为0.698576，即收入水平变动1%会引起货币需求量的0.698576%的同方向变动；货币需求利率弹性系数为-0.156829，即利率水平变动1%会引起货币需求量的0.156829%的反方向变动。

由于中国利率是管制利率，利率的调整一般落后于物价的变动，不能反映资金的供给和需求，甚至在某些时候实际利率会出现负数，所以我国货币需求的利率弹性很小。因此人们的存款的主要目的处于预防动机，利率的变化对人们的储蓄存款变化的影响很小，对货币需求的影响也并不大。

（作者单位：首都经济贸易大学经济学院）

参考文献：

[1] 刘哲.莱德勒 - 帕金模型改进及其对我国货币需求的实证分析[J].商品与质量，2011，（06）

[2] 戴安春.我国货币需求的实证研究[D].南京农业大学，2009

[3] 蒋瑛琨.中国货币需求函数的实证分析 - 基于两阶段的动态检验[J].中国软科学，2005，（02）

[4] 陈涤非.基于金融创新因素的中国货币需求模型验证[J].上海金融，2006，（03）

[5] 杰格迪什？汉达：《货币经济学》[M]，北京，中国人民大学出版社，2005；

[6] 米什金：《货币金融学》[M]，北京，中国人民大学出版社，1998；

篇4

【关键词】跨期羊群行为；LSV模型；公募基金

一、引言

随着我国资本市场的不断深化，我国证券投资基金得到了快速的发展。但是我国开放式基金业仍存在一些问题和不足，尤其是从其投资行为上看，仍然不够规范和理性，很多研究表明其存在一定的羊群行为。但是目前关于我国机构投资者投资行为的研究多集中于“期内”的研究，对于基金“跨期”投资行为的研究并不全面。本文从“期内”和“跨期”两个视角研究我国开放式公募基金是否存在羊群行为，对我国资本市场的健康发展和保护广大基民的利益具有重要的现实意义。

二、跨期羊群行为的市场影响

基金机构投资者的跨期羊群行为给国内开放式基金市场造成的影响主要表现为正效益和负效应两方面，不同的学者持有不同的观点。在此，本研究认为跨期羊群行为对市场的正效益作用高于负效应作用。以下是列出的两点跨期羊群行为对市场的正效益：

1.指引正确的投资方向

投资基金的最终目的是获得收益，而跨期羊群行为的出现表明了基金的公认价值，有利于基金机构投资者获得有利的市场信息，从而选择正确的投资方向。同时，基金市场的判断价值体系逐渐形成，对开放式基金市场的发展起到促进作用。

2.抑制股票价格的波动，稳定基金市场

如果基金的投资策略是中长期的，那么跨期羊群行为的出现能够抑制股票价格的波动，稳定基金市场。基金机构投资者不会随着股票的波动而追涨杀跌，他们对投资基金的选择能够对缺乏经验的个体投资者起到一定的影响作用，使他们做出正确的决策，同时稳定了基金市场。

三、跨期羊群行为验证分析

由于我国股票市场和基金行业的发展历史较短，数据量不足，市场的缺陷也较多，因此，应用LSV方法计算基金的羊群行为，可能并不能完全反映实际情况，但仍然可以作为很好的参考数据。本文通过LSV统计模型，对数据进行统计和计算，得出结论：我国开放式公募基金自2008-2011年间，无论是同一公司不同基金还是不同公司不同基金，其HM值均靠近0.1，即我国开放式公募基金存在显著的羊群行为，而且通过时间与股票交易量的相关系数的计算，得出结论：部分股票存在跨期性羊群行为。

四、跨期羊群行为的产生原因

我国开放式基金跨期羊群行为产生的原因，主要有外因和内因两点。

1.外部原因

我国开放式基金市场的信息披露制度不完善，投资环境恶劣。基金个体投资者通过四处收集相关信息的方式以获取更多有效的开放式公募基金信息，而且部分上市公司通过采取盲目圈钱等方式达到其盈利的目的导致其披露信息的不准确，却没有明文的法律法规进行约束。又由于人们之间的沟通交流，使得部分人已知的信息得到扩散，从而大多数基金机构投资者获得了似度很高的开放式公募基金的信息，继而在他们的投资行为上表现出较高的相似性，进一步造成了国内开放式基金跨期羊群行为的产生。

2.内部原因

人们都有从众心理，当大部分基金机构投资者选择相同基金时，少数持有不同意见的基金机构投资者则选择了保持沉默并追随大多数人。同时，基金机构投资者比较注重名誉和声望，同大多数基金机构投资者选择相同的基金风险较小，若是盈利则获得了散户投资者的信赖，声望会随之提高；若是投资失败，大多数基金机构投资者的投资行为相同，则会归咎于系统信息的不完善导致他们做出错误的决策，而不会归咎到个人因素上去。因此，跨期羊群行为同期内羊群行为一样，普遍存在基金投资行为中。

五、对策建议

1.加大监管和信息披露力度

信息的可获得性与准确性，是开放式公募基金市场信息有效性的重要前提。由于我国投资市场处于初级阶段，一些信息的和传播不够及时，所以有关部门要加大监管信息的准确性与时效性的力度。基金机构投资者只有在获得准确而又及时的市场信息时才能做出正确的决策，从而拒绝参与羊群行为。

2.提高上市公司的质量

通过研究发现，基金机构投资者的行为相似度很高，而且资金只集中在少数股票的投资中，这不只表现为基金机构投资者的行为存在跨期羊群行为，而且反映出我国上市公司的质量普遍偏低，基金机构投资者的选择范围较小。所以，应该严格检验新上市公司的质量，只有真正具有潜力的公司才能上市，并且加大监管已上市公司力度，提高市场中上市公司总体质量，使得基金市场中优质股票数量增加，从而扩大基金机构投资者的选择范围，减少羊群行为的发生。

3.完善基金评价体系

基金机构投资者出于对自己名誉和报酬的考虑，选择模范其他投资者的行为时羊群行为产生的重要原因。这从根本上来讲是我国的基金评价体系不够完善，仅仅靠简单的基金业绩或净值排名来衡量一名基金机构投资者的水平高低及所获得报酬的多少，而且考虑的多为短期业绩，基金机构投资者不得不考虑短期投资收益，从而放弃自己的投资理念。所以，我国应进一步发展基金评价体系，通过长期投资和短期投资的综合业绩来衡量一名基金机构投资者的真实水平，促进基金机构投资者运用自己的专业知识和经验做出决策，从而降低羊群行为发生的概率。

致谢：本文从选题到最后定稿时近一年。在此期间，北京工业大学经济与管理学院李玫老师在研究选题、思路及方法等方面给予了本文很多指导，对研究期间遇到的问题和困难更是给予了热情又细心的帮助，在此对李玫老师致以衷心的感谢。

参考文献：

[1]苏艳丽，庄新田.中国证券投资基金羊群行为和正反馈行为研究[J].东北大学学报（自然科学版），2008（3）.

[2]吕恩泉，刘江涛.机构投资者羊群行为对市场的影响分析[J].经济研究导刊，2010（10）.

[3]孙靖北.我国基金羊群行为对股价波动影响研究[D].西北大学硕士学位论文，2010-06-01.

[4]伍旭川，何鹏.中国开放式基金羊群行为分析[J].金融研究，2005（5）.

[5]宋军，吴冲锋.金融市场中羊群行为的成因及控制对策研究[J].上海交通大学学报（社科版），2001（4）.

[6]杨栋锐.证券投资基金投资行为的实证研究[D].重庆大学硕士学位论文，2005-05-01.

[7]杜莉，王锋.证券投资基金羊群行为及其市场影响分析[J].吉林大学社会科学学报，2005（3）.

[8]天天基金网及以上所研究基金公司的网站.

本课题为北京工业大学星火基金资助课题（项目编号：XH-2012-11-01）；星火基金《我国开放式公募基金跨期羊群行为研究》研究成果。指导教师：李玫。

作者简介：

杜婷婷（1992—），女，大学本科，现就读于北京工业大学经济与管理学院统计学专业。

陈媛媛（1992—），女，大学本科，现就读于北京工业大学经济与管理学院统计学专业。

篇5

(一)所有保险合同必须是同一个投保人和同一被保险人根据保险合同的解释原则中的文字解释原则可知，重复保险的定义已经隐含了这样一个事实:构成重复保险必须要求所有保险合同必须为同一投保人，否则就不能构成重复保险。当然在投保人相同的情况下还必须要求所有保险合同中的被保险人也必须为同一个人，否则也不能形成重复保险。比如夫妻双方分别以投保人的身份以夫妻共有财产—私家车为保险标的向两个不同的保险公司购买了机动车辆损失险，指定的被保险人为夫妻对方，这样的两份保险就不能构成重复保险。

(二)所有保险合同必须是同一保险标的上的同一保险利益投保人与数家保险公司签订的保险合同必须是基于同一保险标的上的同一保险利益才能构成重复保险，反之不行。比如夫妻双方就夫妻共有财产—各自驾驶的两辆私家车为保险标的各自分别向两家保险公司投保或者债务人房屋贷款者和债权人贷款银行均以贷款房屋为保险标的进行投保，这两种情况均不能构成重复保险。

(三)所有保险合同承保的必须是同一保险标的的同一保险事故形成重复保险要求投保人就同一保险标的同一风险事故进行投保，比如房屋所有者就同一房屋向两家保险公司分别投保了房屋盗窃险、火险，这是无法形成重复保险的。

(四)数个保险合同的保险期限必须有交集

这里的交集是指保险合同生效期间的交集而非订立时间存在交集，合同生效期间的重合既可以是完全重合也可以是部分重合。

(五)保险金额的总和必须超过保险标的的保险价值分摊原则就是因重复保险的保险金额总和超过了保险价值，为防止投保人进行恶意的重复投保而获得超过实际损失额的赔偿而产生的，分摊原则的制定有效防止了道德风险的发生，维护了保险当事人的合法权益。

二、分摊方式

为了防止投保人利用重复保险获得额外收益，各国均对重复保险的保险人的保险责任的划分做出了明确的规定，在我国，保险法律或保险合同均对重复保险的分摊方法做出详细的规定，目前主要有以下三种分摊方式:保险金额比例责任制、赔偿限额比例责任制及顺序责任制，前两种方法均是按实际损失的一定比例来进行赔偿的，只是确定赔偿比例的方法不一样，第一种方法是按各保险公司承保金额占所有保险合同总保险金额的百分比来确定赔偿责任比例的;第二种方法是假设在没有进行重复保险的情况下各保险公司应该承担的赔偿金额占各保险公司应赔偿金额总和的百分比来确定分摊比例的;第三种方法就是根据各保险公司订立保险合同的先后顺序来确定分摊顺序的，我国《保险法》规定，重复保险的赔偿责任分摊方法主要是使用第一种方法，除保险合同另有约定。

三、实证分析

篇6

【关键词】寿险需求；影响因素；因子分析；主成分回归

随着我国寿险市场的发展，针对寿险需求的研究也越来越丰富。如卓智从国内生产总值、赡养率、社会保险、预期通货膨胀、国民教育水平和银行利率的角度对我国寿险需求进行了实证研究。指出我国经济快速增长、较高的少儿赡养率是影响人寿保险消费的显著性因素，而人口的较低教育水平会阻碍寿险的发展；预期通货膨胀率和名义利率对寿险需求的影响不确定。夏益国运用计量经济方法对寿险需求进行分析，认为经济增长、实际利率和不断下降的少儿赡养率对寿险需求影响显著，而预期通货膨胀率和教育水平的提高对于寿险影响不显著。国外对保险需求因素的研究较多，但大多是建立在工业化发达国家基础上。Browne J，Kim K.从被抚养人的角度研究了寿险需求问题，他认为购买保险在满足投保人需求的同时，也满足了其被抚养人(如子女、妻子)获得保障的需求，不仅仅是投保人，投保人家庭成员的风险偏好也会对保险需求产生影响。

在寿险需求影响因素的研究中，由于变量及模型的不同，出现许多不同甚至相反的结论。有些因素在某些实证研究中与寿险需求具有显著的正相关关系，而在另一些研究中这种相关关系并不显著，甚至在有的研究中具有显著的负相关关系。变量的选择上也存在着一些问题，如把教育水平作为影响寿险需求的自变量缺乏理论根据，而且教育水平与一国经济发展水平密切相关，易与GDP变量产生多重共线性。针对以前学者的研究，本文的创新之处在于首先利用因子分析对影响因素进行整合，将因素进行分类分析，然后利用主成分回归消除变量之间的多重共线性，再从小的方面来看各个影响因素对寿险需求的影响。

一、影响我国寿险需求因素的理论分析

在对寿险需求进行实证研究时，首先需要确定影响因素。一般而言，影响寿险需求的量化因素表现在两个方面：一是内生因素，包括保费收入和保险产品价值；二是外生因素，包括：社会环境、经济的结构、质量及发展水平，国民收入水平和消费结构的变化。本文主要侧重从经济和社会的角度对影响寿险需求的因素进行结构分析，同时为了能够更好的找到数据，使得结论更加具有代表性，还要考虑社会环境因素的影响。对我国寿险需求进行实证研究时，结合一般的方法论和我国的实际，另外也由于文章研究方法的选取从而确定选择以下变量尝试性地探讨我国寿险需求的显著性因素。

1．人均国内生产总值。收入增速决定着人身险需求的增速。收入对人身险需求的影响是分阶段的。由于人身险不属于人们的最低消费范畴，所以，在收入水平较低时，尽管边际消费倾向较大，但人身险的需求却较弱，当收入达到一定水平后，人身险需求会快速增长。中国人均GDP在2003年首次超过1000美元，国际经验表明，在人均GDP处于1000～3000美元的特定时期，人们的消费将超越基本生活需求，并向长期消费品转移，同时，将有一部分家庭开始负债消费。在资产负债结构发生重大变化的条件下，中国居民户的收入和支出将越来越多地暴露在风险之下，保险的作用将会日益突出。寿险产品也是一种金融资产。假定各种金融资产之间存在着递减的边际替代率，那么随着个人收入的增长，他们对各种类型金融资产的需求都会增长。所以，人均国内生产总值增长是导致寿险产品需求总量增长的一个重要因素。

2．通货膨胀率。理性预期假说告诉我们，通货膨胀率与失业率之间的两难选择，会影响经济产出和经济福利。在其他条件一定时，是否存在通货膨胀将直接影响到家庭的有效需求能力。人寿保险一般都具有长期性，未来的通货膨胀将侵蚀保单的价值，使人寿保险的吸引力下降。从不同方面来讲，价格效应上，寿险保费交纳前于保险金给付，通货膨胀能对二者产生不同的贬值影响。收入效应上，通货膨胀引起人们对其他商品的支出增加，而人们收入实际增长速度又慢于名义增长速度，甚至出现负增长，这都会对寿险产品的需求减少。替代效应方面，通货膨胀导致股票、债券等其他金融产品收益率高于寿险产品的收益率，人们就会对寿险特别是传统固定给付型寿险产品的需求减小；考查新型寿险产品，由于其投资性能抵御通货膨胀带来的资金贬值，人们更容易接受，通货膨胀压力下的退保和抵押情况也会减少。

因此，通货膨胀是我国人寿保险需求的一个重要因素。

3．死亡率。死亡率反映了死亡概率的高低，较低的死亡率预示着较长的寿命预期，从理论上我们可以想到死亡率与纯保障型的定期保险保费收入正相关；然而，较长的寿命预期也增加了对老年生活保障的要求，储蓄型寿险产品的需求会增加。

4．城乡居民人民币储蓄存款。储蓄对寿险保费的影响可以从两个角度分析。一方面，人们收入增加，储蓄势必增加，而寿险保费收入也会增加，即单纯的分析储蓄与寿险保费收入之间存在着一定的正相关性；另一方面，城乡居民人民币储蓄存款的增加也说明了我国居民可支配收入的增加，人均收入水平越高，说明人们可以用于其他较高层次的消费支出越多，寿险消费属于较高消费层次，人们在满足基本消费需求的基础上，才具有购买保险消费品的需求。居民人均收入水平的提高使保险保障安全的潜在需求成为有效的现实需求具备了经济基础，因此在这里我们预期人均收入水平会对保险需求产生显著影响。

5．恩格尔系数。恩格尔系数可以说明一国居民生活水平状况，我们在此也采用恩格尔系数来代表居民消费水平。恩格尔系数越低，说明人们消费支出中用于食品支出的比例越小，用于其他较高层次的消费支出越多，寿险消费属于较高消费层次。近年来，我国城乡居民的恩格尔系数呈不断下降趋势，这表明我国居民的保费支付能力不断增强，人身险潜在需求不断扩大。在这里，我选择城镇居民的恩格尔系数，虽然人寿保险已经向农村渗透，但是大部分的消费者还是集中在城镇，因此，选取城镇居民的恩格尔系数更具有代表性。

6．城市化水平。城市化是一个国家现代化水平、经济发展和社会进步的重要标志。城市人口在收入水平、消费观念、受教育程度和科技素质等许多方面高于农村人口，其保险意识和保险接受程度及购买能力强于农村。因而，城市化速度的加快和程度的提高有利于促进人身保险发展。城市化水平这一因素可以从收入水平、消费观念、受教育程度、保险意识、保险接受程度等方面反映，因此这一指标更具有一定的代表性。

二、影响我国寿险需求因素的实证分析

（一）数据收集与指标选取

保费收入代表了在一定时期内(通常是一年)经济主体有效的保险需求，即投保人在既定的保险价格和既定的支付能力下所愿意购买的实际保险产品的数量，因此本文选取人寿保险收入作为被解释变量（y）。另外，通过前面分析，选取人均国内生产总值(X1)、通货膨胀率(X2)、死亡率(X3)、城乡居民人民币储蓄存款(X4)、恩格尔系数(X5)、城市化水平(X6)以其作为自变量。选取1985～2010年间各指标的数据作为样本数据，数据源于《我国统计年鉴》(1986～2011年)。

（二）因子分析

为了全面系统的反应保险业的影响因素，前文收集的变量较多，且变量之间容易出现较强相关关系的情况，也为了避免数据的过大波动，先对各个变量取自然对数，考虑到通货膨胀率可能为负值，不予其取对数。另外也为了能够充分有效的利用数据，先从大的角度来分析影响我国寿险需求的主要因素，本文采用因子分析法，利用SPSS软件得如下结果

有三个因子被提取，其公因子累计方差贡献率为97.913％，说明6个显著性变量的信息几乎能够被提取的3个公共因子全部解释。经过旋转因子变量的含义相对清晰，每个因子只对部分指标有较高载荷，根据表1，第一公共因子高载荷指标包括人均GDP(X1)、城乡居民人民币储蓄存款(X4)、恩格尔系数(X5)、城市化水平(X6)，可以命名为经济因子；第二个公共因子高载荷指标为通货膨胀率(X2)，可命名为购买力因子；第三公共因子为死亡率(X3)，可以命名为社会因子。

（三）因子分析结论

基于上面的因子分析可以概括出影响我国保险需求的因素主要体现在三个方面：

1．经济因子。众多学者已经证明经济增长是一国保险市场发展的原因，同样是保险需求的主要影响因素。一国的经济发展水平，尤其是经济的持续增长会带来居民收入水平的提高，即储蓄存款余额的增多和购买力增强。经研究发现，高收入家庭的寿险需求弹性较低，中等收入家庭弹性最大，低收入家庭对寿险需求并不敏感，可想而知，寿险产品作为一种奢侈品，只有人们创造了足够的收入满足了人们生活必需后才会考虑购买。伴随着经济的增长，我国的国民生产总值不断上涨，随之人均国民生产总值增高，城乡居民人民币储蓄存款也不断上涨，当人们存款增多的时候一方面会增加对寿险的购买力，另一方面也会想对货币有一个增值的过程，现在寿险业包括储蓄型的险种。这也解释了上述设定的影响因素中的国民生产总值、城乡居民人民币存款与保费收入的显著线性关系。

2．购买力因子。国民的购买力对人身险需求也构成重要影响。我国自1982年恢复人身险业务以来，1985～1995年的十年间，由于未计划、重复的投资，膨胀的消费，成本的增加以及经济结构的不平衡等一些复杂和综合的原因，使我国遭遇了较高的通货膨胀。八十年代末的后两年我国的通货膨胀率平均高达18％，一时曾出现了社会抢购风和对银行的挤兑。而1990～1995年通货膨胀平均率仍维持16％左右。先后3次较大的通货膨胀和1998～1999年的通货紧缩，人身险业务也随之发生波动。由于通货膨胀的不稳定性，使得对寿险需求的影响和其它影响因素有明显的不同。从其他学者的研究来看，通货膨胀腐蚀人寿保险的值，并使得人寿保险成为较低需求的产品。因此，通货膨胀率对保险有一定的影响作用。

3．社会因子。社会发展包括人口、文化、教育等各个方面，对保险需求影响比较明显的是老龄化现象。我国进入老龄化社会时，人均国民生产总值约为1000美元，呈现出“未富先老”，老龄化的出现对我国的寿险需求有明显的影响，而对非寿险需求无明显的影响。

（四）多元回归分析

为了更好的了解各指标对寿险需求的影响， 选择X1、X2、X3、X4、X5、X6作为解释变量，对保费收入(y)进行多元回归分析，由于各变量之间相关性较强，因此本文采取主成分回归法以便消除多重共线性，由SPSS得以下两个主成分：

Y1=0.464lnX1-0.30lX2-0.216lnX3+0.465lnX4-0.46lnX5+0.469lnX6

Y2=0.022lnX1-0.413X2+0.894lnX3-0.059lnX4-0.117lnX5+0.112lnX6

其贡献率达87.4％， 在SPSS中可以计算得出Y1和Y2的值，然后用Y1、Y2对y进行回归，得出回归方程为：Y=-5.178+1.472Y1-1.058Y2 ，其中R2=0.978、F=120.545，可以看出回归效果显著。将Y1和Y2的值代入上式，可得各指标与y的回归方程为：

Y=-5.178+0.706lnX1-0.006X2-1.264lnX3+0.747lnX4-0.553lnX5+

0.572lnX6

由此模型得如下结论：（1）以上分析结果验证了本文所选

取的六个指标从总体上与保费收入存在着显著的线性相关关系，除恩格尔系数、通货膨胀率、死亡率(自变量系数为负)与保费收入呈负相关外，其余指标都与保费收入呈正相关。（2）以上分析可以看出死亡率、城乡居民人民币储蓄存款、人均GDP对寿险保费收入的影响比较显著，而通货膨胀率、城市化水平、恩格尔系数等因素对寿险需求影响相对较弱。（3）由于本文所使用模型均对序列取自然对数，故回归后的系数可解释为弹性，即解释变量变动一个百分比所引起被解释变量变动的百分比。其中死亡率的弹性为-1.264，即死亡率变动1％，寿险需求变动-1.264％，说明死亡率变动对寿险需求的影响较大。紧接着是城乡居民人民币储蓄存款和人均GDP，居民金融资产总量与我国保险业需求呈现显著的正相关关系，验证了储蓄等金融资产需求对保险业需求的替代效应基本不存在。（4）在模型中，通货膨胀率的系数仅为-0.006，说明通货膨胀率不是影响人们寿险需求的主要因素。可能是由于人们还未形成明确的通货膨胀预期，也可能是对通货膨胀预期不敏感。

参考文献

[1]卓志．我国人寿保险需求的实证分析[J]．保险研究．2001（5）

[2]夏益国．我国寿险需求影响因素的实证分析[J]．技术经济．2007（6）

[3]陈之楚，刘晓敬．中国寿险需求决定因素分析[J]．保险研究．2004（6）

[4]阎波．收入对寿险需求的影响[J]．保险研究．2006（10）

[5]阎建军，王治超．转轨时期我国寿险需求的实证分析[J]．保险研究．2002

[6]薛伟贤，张韫．影响我国保险业的需求分析[J]．区域金融研究．2009（10）

[7]庞浩．计量经济学[J]．北京：科学出版社，2007（1）

篇7

【摘要】本文实证研究了机构投资者持股与上市公司经营业绩之间的关系，认为我国机构投资者已经开始对我国上市公司治理产生影响，并且起到了改善我国上市公司治理状况，提高公司绩效的作用，但是作用并不明显。

【关键词】机构投资者；上市公司；经营业绩

一、文献综述

一般认为，大股东在公司治理中起着举足轻重的作用。GrossmanandHart（1980）指出，由于公司股权高度分散，在公司的监督管理上可能存在“搭便车”问题，不利于股东对管理者实施有效的监督。ShleiferandVishny（1986）进一步指出，控股股东不仅可以减轻股权分散引起的“搭便车”行为对公司治理的损害，还有利于公司并购活动的顺利进行，从而增加公司价值。机构投资者是公司管理层监管的理想委托人。作为企业的监督者，机构投资者可以对企业实施积极的影响。由于机构投资者规模巨大，可能成为大投资者，使企业克服较高的监督成本，对公司进行积极的监督，并从监管中获得大量利益，从而避免公司治理中的“免费乘车”问题。McConnellandServaes（1990）运用Tobin’sQ代表公司业绩，研究表明机构投资者持股与Tobin’sQ存在正相关关系，证实了机构投资者参与治理的有效作用。Nesbitt（1994）研究了公司业绩与全体机构持股、积极行动的机构投资者股权间的关系，结果发现在成为机构投资者的目标公司后，公司有显著高于市场的业绩表现。Bushee（1999）根据公司所有机构持股总和与R&D投资间的关系，HartzellandStarks（2000）通过机构投资者所有权与执行费用间的关系，均认为机构投资者在监督管理层方面发挥了监管作用。Michae.lP.Smith（1996）分析了1987-1993年间51家公司因CAIPERS（美国最大的公共年金基金）的积极主义对公司治理结构的影响。研究表明，股东积极主义在改变治理结构方面是很成功的，而这进一步导致了股东财富的增加。CALPERS1987-1993年从股东积极主义中获得的增加价值为1900万元，而成本大约是350万元。从CALPERS的情况看，公司股价表现与成为目标公司的可能性之间反向相关，而在成为目标公司后，公司经营业绩通常都会增长。arunKhanna和KrishnaPalepu（1999）通过对印度市场的统计分析发现，企业的经营绩效同外国机构投资者的持股比例呈显著的正相关关系。Ryan（2002）研究了美国的机构投资者，发现机构投资者的干预和活动水平对公司的业绩有显著的影响。例如，机构投资者愿意购买那些具有股票拆分前各种特征的股票，以便于在拆分后获得短期和长期收入，这就对公司的业绩产生了间接的影响。这些研究都支持机构持股规模能够影响公司绩效的观点。

但也有相当部分的学者持不同看法，Keyes（1997）研究表明，由于不同的所有者利益间存在着及其复杂的相互关系网，加上信息评估方面的问题，机构投资者对绩效的影响并不明显。Elkins（1990）、Daily等（1995）进一步指出，机构投资者仅仅持股以及仅做出参与者的姿态对公司绩效没有任何意义，每年公布的股东建议书数目与公司绩效没有相关关系。Holderness（2001）发现，机构投资者持股集中度与企业经营业绩之间并无显著的相关性存在。Karpoff等（1996）更认为，由股东发起、提出的治理建议不能导致增加公司价值的决策产生，没有任何证据表明这些建议能增加公司价值，提高公司绩效和改变公司的政策。SukMa-khija和Spiro（2000）研究了988家刚刚完成私有化的捷克企业，发现基金持股比例与公司股票价值没有显著相关性。这些研究都对机构参与主义的效率提出了质疑。

国内关于机构投资者持股与公司业绩的研究尚很少。胡旭阳、吴秋瑾（2004）研究了1999-2002年间我国证券市场基金持股与上市公司股利政策之间的关系，研究表明基金持股对上市公司盈利政策具有显著的正相关性，但作者认为这是由于基金公司对上市公司股利政策的关注，并以此作为选择股票投资组合的依据，而不是积极参与公司治理的结果。娄伟（2002）对1998-2000年连续三年的证券投资基金在上市公司中的持股比例与上市公司业绩表现之间的关系进行了回归分析。研究表明，证券投资基金持股比例与上市公司业绩分别呈明显的正相关性。邵颖红、朱哲晗、陈爱军（2003）通过实证研究发现，基金持股比例与上市公司业绩之间具有统计上的正相关关系，因此认为我国机构投资者对上市公司治理具有积极的影响。

二、样本与数据

（一）样本选择及数据来源

本部分所有的数据均来自于Sinofin的CCER中国上市公司数据库。由于深沪股市具有高度的“同质性”，本文以在上海证券交易所上市的公司为研究总体，用随机抽样的方法从中抽出100家为研究样本，研究期间为2001-2005年。为了保证数据的有效性，本文根据以下选择标准对原始样本进行筛选。1.剔除财务数据和公司治理结构数据不完整、Tobin’sQ异常（小于0或者大于5）的样本；2.所有样本不包括金融保险行业的上市公司。

（二）绩效指标的选取

笔者选择了净资产收益率（ROE）和托宾Q值（Tobin’sQ）两种指标，分别从财务和市场两个角度来衡量上市公司的绩效。其计算公式分别如下：

ROE=（NP/Equity）×100

Tobin’sQ=（P×N+DEBT）/REASSETS

其中NP为净利润；Equity为年末股东权益总额，P为年平均股价，N为年末股本总数，DEBT为年末公司负债，REASSETS为年末公司资产的重置价值，这里计算Tobin’sQ时用年末公司总资产近似估计公司资产的重置价值。之所以选取以上两个绩效指标主要基于以下考虑：1.净资产收益率是反映资本收益能力的国际通用指标，综合能力强，但易被人为操纵；2.Tobin’sQ反映了公司的市场价值和市场对公司基本面的认同程度，中国股市的高投机性和不稳定性是这类指标的缺陷。因此，分别从财务和市场两个指标来衡量上市公司绩效是比较合理的。

（三）机构投资者作用的衡量指标

笔者选择机构投资者在上市公司中的持股比例（PercentageofInstitutionalInvestorsownership，PIIO）为指标来反映机构投资者影响公司治理的能力。本文采用上市公司前十大股东中的机构投资者持股情况来代替该上市公司中机构投资者持股的整体情况。这是因为进入前十大股东则表明机构投资者已持有相当数量的股份，此时机构投资者才有能力和动力去监督和影响管理层，因而没有进入前十大股东的机构投资者力量可以忽略不计。同时，由于数据采集的困难，这里采用的是狭义的机构投资者界定，选取其中的证券投资基金、证券公司和社保基金的持股额作为机构投资者持股额。

三、机构投资者持股与公司业绩的实证检验且DW值符合要求，因此模型具有一定的解释力。PIIO的系数为正，这说明机构投资者持股与我国上市公司经营业绩存在显的正相关关系。但是调整后的R2都偏离数值1，表明模型的拟合效果一般。说明机构投资者持股对我国上市公司经营业绩的影响有限。目前我国机构投资者的力量仍然有限，虽然已经开始发挥作用，但是由于我国特殊情况的限制和自身发展的欠缺，对公司治理的影响还不够大，治理活动还没有全面的开展。

四、结论

篇8

【关键词】MM理论；权衡理论；资本弱化；公平交易法；安全港规则

当下，中国企业税制的改革已然进入较之先前更为深一层的领域中去，其中改革的核心任务在于实现税收中性，契合公平原则。为此一些应运新形势下的所得税规则，比如受控外国公司法，公平交易原则，反资本弱化规则等呼之欲出。

资本弱化是指企业资本结构中债务资本大于权益资本的资本结构现象，即通过超额贷款来"隐藏资本"。现有的税收制度允许企业将借贷支付的利息作为财务费用税前扣除，而为股权资本支付的股息则不能税前扣除，这种不对称的融资税收待遇增加了企业对债务融资的依赖，也是企业产生资本弱化现象的一个基本诱因。

资本弱化扭曲了正常的融资结构，侵蚀了国家的税收利益。为此，财政部、国家税务总局先后出台了《关于企业关联方利息支出的税前扣除标准有关税收政策问题的通知》及《特别纳税调整实施办法》，确立了反资本弱化税制从而对资本弱化行为进行矫正。

两号档在具体的调整方法的适用上存在着分歧，前者采用安全港规则，而后者则采用公平交易原则。为正本清源，本文拟从反资本弱化税制的经济理论渊源，论证我国反资本弱化税制假设前提的正当性，从而有助于我们正确理解，执行反资本弱化税制，并提出完善现行税制的有益建言。

一、研究方法

在研究方法上，本文采用模型分析法、实证法两种方法进行论证。

就模型分析法而言，文章拟由MM模型、权衡理论来论证反资本弱化、税制应然的调整目标，从而推导出实现该目标所采纳的调整方法之制定所应依据的原理、准则，及其注意事项。

就实证法而言，文章拟对五大代表性行业的两百三十三家上市公司的现金流产生的偿债能力、固定资产和对外投资指针资料的分析、评估，从而对金融企业与非金融企业的融资能力差异假设及非金融企业间融资能力一致的假设进行有效论证。

二、文献综述

（一）MM 理论

Modigliani 和 Miller 在《资本结构、公司财务与资本》（1958）一文认为，在没有税收、交易成本和市场摩擦的有效市场中，企业不存在最佳资本结构，企业选择债券融资还是股权融资都不会影响企业的市场价值。

而后，二者又共同发表了《公司所得税和资本成本：一种修正》（1963）， 修正了之前的理论假设，认为在考虑公司所得税的情况下，由于负债的利息是免税支出，可以降低综合资本成本，增加企业的价值。也即，该论文提出了资本弱化的动因，具有里程碑的意义。

随后MM理论又发展成为税差学派（主要研究各类税收差异对于企业资本结构的影响）和破产成本主义学派（认为尽管增加负债可以带给企业税收收益，但是破产风险也随之增加，破产成本制约了企业的借贷能力）。

（二）权衡理论

所谓权衡理论（trade-off theory），就是强调在平衡债务利息的抵税收益与财务危机成本的基础上，实现企业价值最大化时的最佳资本结构。此时所确定的债务比率是债务抵税收益的边际价值等于增加的财务危机成本的现值。二十世纪七十年代权衡理论的代表人物包括罗比切克（Robichek，1967）、梅耶斯（Mayers，1984）、斯科特（Scott，1976）等人综合税差学派和破产成本学派的观点先后提出权衡理论。权衡理论认为，企业可以利用税收屏蔽的作用，通过增加债务来增加企业价值。但随着债务的上升，企业陷入财务困境的可能性也增加，甚至可能导致破产，如果企业破产，不可避免地会发生破产成本。即使不破产，但只要存在破产的可能，或者说，只要企业陷入财务困境的概率上升，就会给企业带来额外的成本，这是制约企业增加借贷的一个重要因素，因此，企业在决定资本结构时，必须要权衡负债的避税效应和破产成本。

权衡理论以后又发展为后权衡理论，后权衡理论的代表人物是迪安吉罗（Diamond，1984）、梅耶斯（Mayers，1984）等人，他们将负债的成本从破产成本进一步扩展到了成本、财务危机成本和非负债税收利益损失等方面，同时，又将税收利益从原来所讨论的负债收益引申到非负债税收收益方面，实际上是扩大了成本和利益所包括的内容，把企业融资看成是在税收收益和各类负债成本之间的权衡。这再次从理论上验证了税收因素影响了企业的资本结构，进一步深化了资本弱化的理论基础。

（三）国内外学者的实证研究

目前在资本弱化实证研究方面，国内比较有影响力的是杨宝臣（1999）在一定假设条件下通过数理推导论证了企业可以利用财务杠杆效应实现公司市场价值最大化，企业最优资本结构是存在的。王静、王玉婷、孙月萍（2006）以2000、2004年公布年报的1393家上市公司的资料为研究对象，筛选出796家符合条件的五大类上市公司，通对其最近五年负债权益的变化状况进行分析和实证，证明了随着中国税收法制和资本市场的完善，企业所得税将成为企业选择筹资方式的强有力决定因素。

国外许多学者通过实际数据验证了税收是资本弱化存在的重要原因。根据英国、新西兰和澳大利亚等国的税收制度，M.Long 和 I.Malitz（1985）， Ashton（1991），Lally（1992，2001）和 Monkhouse（1994）研究了税收对公司选择财务政策的影响。他们认为，在公司所得税上，由于税收的非中性，使利息相对于股利更加优惠，税收套利机会的存在影响了投资者的决策，直接导致了企业资本结构的变动。

Booth（2001）根据发展中国家和发达国家的混合资料，通过对其进行横截面回归分析后认为，在负债融资税收优势较高的国家里，企业也会利用更多的负债来规避税收，税收项目与财务杠杆正相关。Graham 和 Harvey（2001）对美国392位CFO进行的一项调查显示约有 45%的被调查者认为利息抵税收益是影响负债融资决策的一个重要 因素。

三、符合税收中性的资本结构

税收中性指的是税制设置应当不干预市场经济运行，应当避免对市场 经济行为的扭曲，从而使市场充分发挥资源分配作用。所以，税收中性原则反映的是亚当斯密关于国家不干预经济，让"看不见的手"发挥唯一作用的观点。资本结构是指权益资本与债务资本之间的比例关系，最佳资本结构是公司利益最大化的资本结构，它是企业财务状况的一项重要指标。符合税收中性的资本结构最早起源于MM理论。

（一）无税下的资本结构

MM理论最初被称作资本结构无关论，它建立在完善的资本市场中，但是现实中不存在理想的资本市场，尤其是公司税对各个公司而言有很大影响。因此，在1963年这两位经济学家修正了MM理论，在此前的研究模型上考虑了税收的影响，分析了在公司税条件下的资本结构和企业价值的关系。

（二）税收因素对最优资本结构的影响

有公司税情况下债务会增加企业的价值。原因是债权性筹资的利息可税前扣除，抵减应纳所得税。因此高负债可以大幅度减少企业税收负担。在这种情况下，负债企业的价值等于无负债企业的价值加杠杆的利得，这就说明企业只要通过财务杠杆利益的不断增加，不断降低其资本成本，负债越多，杠杆作用越明显，公司价值越大。当债务资本在资本结构中趋近100%时，才是最佳的资本结构，此时企业价值达到最大。

修正后的MM理论从税收的角度出发，论证了包含税收这一经济变量时对企业资本结构的影响，为资本弱化现象提供了更为直接的理论基础。但是它过于片面强调举债经营带来的税收利益和企业价值的提升，忽略了高负债可能会让企业偿债压力加剧，财务风险上升，破产风险加大，使未来的正常运营存在不稳定性，因此理想状态下的最佳资本结构100%负债无法在实际的经济活动中得以运用。我们将在下文中用模型详细论述MM理论，均衡理论与反资本弱化的关系。

四、资本弱化与反资本弱化

我们已知在无税情况下，有债务融资公司价值等于无债务融资的公司价值，公司价值与企业资本结构无关。该模型仅在于一个无摩擦的资本市场，且对债务融资要求的条件较为苛刻，债务融资不会带来财务危机成本和增加企业的成本，即债务融资不会企业价值带来抵减时成立。

实际上，企业所得税在各国税法中是具有广泛存在性。因此要对模型进行修正，使得具有实际意义，有必要在模型中引进所得税。分析公司的财务结构及其与所得税的关联时，基于国际通用的企业所得税法，税基部分不允许扣除权益部分的资本支出，只允许扣除利息支出。因此在模型中，只考虑企业采用债务融资和权益融资两种筹资方式，且不考虑两种方式的产生的风险差异和公司结构的差异。此时，公司的税收支出只收债务和权益之间比例的影响。

当假设部分与上述的部分相同，且只存在企业所得税时，公司的利息支出会产生税盾效应，使得企业所得税的税负减少。

企业在资本结构中使用债务融资可以产生税盾效应，减免企业的所得税税负，从而实现对企业价值的增益。且当企业处于MM理论Ⅰ的假设下（债务融资不会带来财务危机成本和增加企业的成本）时，理论上企业可以采用100%债务资本取代权益资本，通过最大化税盾效应最小化企业所得税税负，使企业价值最大化。

（一）权衡理论与最优资本结构

由于在现实中的资本市场并不会处于完全无摩擦状态，且由于交易成本（债务成本与权益成本）不会长期为0，而是随着企业资本的结构的改变而相应改变。资本结构中债务融资为0%（尤其是短期债务）或者100%进行债务融资，都是不存在的，这是由于债权融资对企业价值的影响具有两面性，一方面债权融资有促进企业价值增加的一面，同时债权融资也有使企业价值减少的一面。因此，在考虑现实中企业的最优资本结构问题时，需要充分考虑企业所得税、成本、财务危机成本分别或共同存在情况下，资本结构如何影响企业市场价值。

当企业偏向于保持过高的债务融资比例时，债务产生的利息给企业造成的偿债压力，一般财务学上用利息支出与利润的比值作为衡量偿债压力的指标，过高的偿债压力会给企业带来另一项隐性成本：财务危机成本。因此，企业在决定资本结构时，必须要权衡负债的避税效应和破产成本。在充分考虑这两项成本的递减与税盾效应带来的的企业价值增益时，使得投资人（债权与股权投资人）低估企业经营能力，从而减少企业价值。以及当企业负债比例过大时，通常会导致债权人处于对其资金安全的考虑。

当一个企业处于债务资本与权益资本的最优比率时，企业既可以获得税盾效应带来的税收收益，也可以避免过量的利息支出与财务危机成本。

（二）反资本弱化的实质

在均衡理论阐述了企业债务融资与财务危机成本、成本之间的关系与得出的结论的同时，我们仍将考虑以下情形：假设一个企业，拥有的总资金量为S，其债权融资和权益融资比率为1。

假定该企业只有少量的投资者，且在权益投资者拥有充足资金的情况下，会继续投资这家企业，由于税法对债务和权益投资人的身份并没有做出明确限制时，权益投资者会选择通过内部债务融资的方式进行投资，即既成为企业的股东，同时又是企业的债权人。但当所有的投资者都将多余的资金变成债务融资时，他们既是企业的股东，同时又是企业债权人的双重身份，企业债务融资产生的利息将会支付给投资人，作为免于缴纳企业所得税的额外利润，使企业投资者可以通过内部债务与关联企业间的债务融资，来规避偿债压力和成本对企业的影响。

我们将上述以规避企业所得税为目的，通过内部债务、关联债务进行资本隐藏，使企业债务融资与破产风险不相等称为资本弱化。资本弱化现象破坏了企业融资关系中税收中性的要求，侵蚀了国家的税收利益。

由于税务部门无法对企业的债务筹资来源进行审查和限制，也不能给所有的债务融资制定一个对应的财务危机系数。税务机关可通过审查关联方的贷款条件是否与非关联方的贷款相同来进行反资本弱化的规制；如果贷款条件不同，则关联方的贷款可能被视为隐蔽的募股，要按资本弱化法规处理对利息的征税。但该规则在现实中的实行会受税务部门与企业信息不对称的制约。因此，最简单有效的反资本弱化规则，是针对企业的税盾，即税前扣除的利息额进行限制，制约企业的资本弱化行为。根据MM理论Ⅰ，税盾来源于企业的债务融资价值。我们假设税法当对资本结构的债务融资比率限制为11，超额利息将不允许在税前扣除。且假定权益投资者仍通过内部债务融资的方式进行投资。此时，企业不管如何变更资本结构比例，其企业所得税的有效税盾是都固定值。

五、中国反资本弱化税制假设的实证分析

（一）现行反资本弱化税制

我国的反资本弱化税制，由《关于企业关联方利息支出的税前扣除标准有关税收政策问题的通知》（下称《通知》）和《特别纳税调整实施办法》中的资本弱化管理两部分组成。

《通知》中规定，在计算应纳税所得额时，企业实际支付给关联方的利息支出，不超过规定比例的部分，准予扣除，超过的部分不得在发生当期和以后年度扣除。

而这个规定的"比例"，实质上就是安全港规则，企业主体不同，关联方债权性投资与其权益性投资比例亦有所不同，也即金融企业，为51；其他企业，为21。

当然，《通知》并没有排除其他调整方法的适用，它同时规定，"企业如果能够按照税法及其实施条例的有关规定提供相关资料，并证明相关交易活动符合独立交易原则的……"也即，如果可比数据可靠的话，资本弱化的定价调整允许以公平交易原则作为调整方法。或者说，有可靠可比数据的情况下，反资本弱化税制并不适用安全港规则。但是，遗憾的是，《通知》并没有规定符合条件的可比性资料有哪些。

《特别纳税调整实施办法》的规范性内容相较于《通知》，《特别纳税调整实施办法》相对严谨了许多。它首先定义了资本弱化管理的概念，也即，资本弱化管理是指税务机关按照税法的规定，对企业接受关联方债权性投资与企业接受的权益性投资的比例是否符合规定比例或独立交易原则进行审核评估和调查调整等工作的总称。对反资本弱化对应的利息，《特别纳税调整实施办法》制定了其计算方法即：

不得扣除利息支出=年度实际支付的全部关联方利息×（1-标准比例/关联债资比例）

公式中的标准比例指的是《通知》所规定的安全港比例。也就是，《特别纳税调整实施办法》并没有超越《通知》所设定的安全港比例规则，甚至，也没有具体界定什么内容属于可比数据。

（二）安全港规则的实质

OECD关于公平交易原则的定义为：同一人直接或者间接参与一方企业和另一方企业的管理、管制或资本，在上述任何一种情况下，两个企业之间的商业或财务关系不同于独立企业之间的关系，那么，本应由其中一个企业取得，但由于这种情况而没有取得的利润，可以计入该企业的利润，并据以征税。

也即，在OECD协议范本中，认为如果两个关联企业之间发生了或被施加了特定条件，那么可以按照独立企业之间所进行的正常的公开市场交易价格来确定其中的业务关系，这样的转让价格调整方法就是公平交易原则。我们也可以认为，公平交易实际上就是一种客观判断法则，这种客观判断法则，需要有充足的可比数据予以保障。反观安全港规则，我们则可认为是一种主观判断法则，这种调整方法，建立在立法者对企业间融资能力判断的前提基础上，受立法者理性思维的影响。这股立法者理性思维之风，影响着世界上许多国家，我们可以从下表得以印证；同时，我们亦可从下表得以另一种观点， 也即是各国立法者的主观判断均不相同。

具体到我国的安全港规则，即"金融企业51，其他企业21"实际上反映了立法者的两种主观假设，第一，金融企业与非金融企业融资能力存在差异；第二，非金融企业之间融资能力一致。

（三）金融企业与非金融企业融资能力差异假设

我国设定金融企业债券/权益比例为51，非金融企业为21，这一比例，其实际是基于金融企业与非金融企业融资能力存在区别的假设。为验证此假设的正确性，我们选取了中国A股上市的233家公司进行分析，这233家公司分别来自于非金融企业（包括房地产、计算机、医药、有色金属）和金融行业。所有财务数据均来来自于2010年报。

在现实中，我们不难发现一些总资产权益比（asset/equity ratio）很低，且缺乏资产规模的企业，因为缺乏足够的资产担保水平而难以获得投资。由此，我们在下面的统计中将这一变量加入考虑范围。我们假定投资人（包括债务和权益投资人），会拒绝给一个需求资金大，而资产规模不足的企业投资，且当一旦企业资金链出现危机时，债权投资人的优先求偿权会先得到满足。企业的固定资产比（fix-assets rate）和企业的经营现金流产生偿债能力，在现金流量表中，和应付款项不相关的项目有支付给职工以及为职工支付的现金和购买商品、接受劳务支付的现金，由此偿债能力的指数计算公式为：

企业经营活动现金流入=支付给职工以及为职工支付的现金-购买商品、接受劳务支付的现金

我们还需要额外考虑2个因素：固定资产和对外投资（交易性金融资产、可供出售金融资产、持有至到期投资、长期股权投资、其他投资）。这个因素往往作为抵押贷款的抵押物，会影响到企业的借款，尤其是银行贷款会以此作为是否放贷的标准。所以我们主要考虑（现金流产生的偿债能力+固定资产+对外投资）/总资产的比例，以此来判断不同行业间的企业能够进行债权性筹资的能力。

（四）非金融企业间融资能力一致假设

在上文里，我们选取并统计了我国房地产行业、计算机行业、医药行业及有色金属冶炼业四个行业的企业的债务融资能力系数。这说明了在面对相同的企业所得税率和反资本弱化规则时，企业所面对的有效税率会受到自身（行业）的特点（资产负债率，净资产比率等）影响。在我国目前的金融贷款体系中，尤其是2008年金融危机的影响，各国有银行倾向于缩紧贷款规模，导致了资产比重大的行业，在取得债务融资时比其他行业有优势。在贷款额度有限的情况下，行业资产比重大的企业可以通过该优势保持企业债务水平，而行业资产比重小的企业不能保持合理的负债率。其结果是两个行业的企业面对的有效税率不同，税收的公平性在实际执行过程中被一个一刀切的反资本弱化规则破坏。

现行我国资本弱化规则对其他企业使用单一的21安全港比率，并没考虑各行业企业的债务融资能力的差异带来的税负差异。因此，在制定反资本弱化法时，我国应充分考虑上述情形，在确定安全港比率时，应充分考虑企业行业特性不同导致资产负债比率的差异，细化安全港规则。

六、结论

反资本弱化税制对借鉴关系的调整其目的要恢复到权衡理论下税盾效应与破产成本之间的均衡博弈关系。

篇9

[关键词]人民币升值房地产价格动态分析

人民币升值以来，我国房地产市场泡沫的产生，特别是进入2008年后房地产市场陷入低迷，前几年聚集起来的房地产泡沫进入破灭期。本文将立足人民币升值和房地产市场现状采用2005年7月～2008年9月的最新数据实证分析人民币升值预期对房地产泡沫的影响。

在中国走向对外开放的背景下，投资者将有一个全球的投资组合视野，使国内资产价格产生相对于汇率变动的贴水和升水，一国货币的汇率变动将成为其国内资产价格变动的重要影响因素。本文认为房地产泡沫的产生受人民币汇率变动和热钱因素的影响，若以ER、HP、HM分别表示人民币实际有效汇率、房屋销售价格指数和热钱（用外汇储备代替）。人民币升值预期和房地产泡沫之间的VAR关系模型可以表示为：

αi为方程的系数，μ是白噪声误差项，t表示时间，i表示滞后阶数。

作ADF平稳性单位根检验可知，变量本身并不是平稳的，在经过一阶差分以后变成平稳时间序列。变量同阶平稳通过ADF单位根检验，说明变量之间存在着协整关系，可以进行协整检验。根据AIC和SC值进行判断决定用滞后一阶，即选用VAR（1）模型。本文基于VAR方法的协整系统检验，检验结果如表1：

注：*表示在5%的水平上拒绝原假设。

协整检验结果表明，实际有效汇率、房屋价格指数和外汇储备之间存在着长期的均衡关系，协整方程为：

㏑HP=-0.048339㏑ER+0.003009㏑HM+4.803418+μ

（-1.661745）（2.742939）(46.86884)

则白噪声误差项μ=㏑HP+0.048339㏑ER-0.003009㏑HM-4.803418

对白噪声误差项μ进行根检验，则

说明残差本身是平稳的，所以存在协整，远期是均衡的。建立VAR动态模型：

㏑HP=5.30207-0.000286㏑ER(t-1)+0.856916㏑HP(t-1)-

0.001546㏑HM(t-1)

实际有效汇率、热钱对房地产价格有一个负的影响，即实际有效汇率的增长会导致房地产价格的下降，这似乎与人们的直觉相悖，然而由于人们对人民币升值空间存在一个理性区间，当人民币升值到一定程度时，人们对人民币升值预期减少，中国房地产预期收益度相应上升，人们开始抛售，房地产价格应声下跌。以上分析是一种长期均衡，更加深入的分析需要通过误差修正模型来进行。在VAR系统的基础上，相应的误差修正模型（VEC）为：

㏑HP=-0.022919ECMt-1-0.139649ECMt-2+0.341095㏑HPt-1+0.02837㏑HMt-1+0.027381㏑ERt-1-0.001003

误差修正模型系数项为负，说明房地产价格对长期趋势的偏离不能在短期内得到纠正，另上一期的房地产价格对当期房地产价格在短期内的影响也很显著。

根据房地产价格对人民币实际有效汇率和外汇储备的冲击的响应，在第一期给人民币实际有效汇率一个正冲击后，房地产价格先上升后下降，在第五期达到低点后上升，在第九期达到最高点，总体而言人民币升值对房地产价格的增长是正的影响。第一期给外汇储备一个正的冲击后，房地产价格随即开始逐渐增加，在第四期达到最高后回落。这表明房地产价格受到热钱冲击后随即产生影响，而且这个影响有逐渐上升的趋势。

泡沫对一国金融安全的威胁来源于泡沫膨胀期间不断积累的金融风险，泡沫破裂后金融危机的爆发不过是已有风险的释放。本文在此背景下得到如下结论:

1.在泡沫和金融不安全传递过程中，制度变迁提供了制度环境，宏观经济政策的变化起着助推作用，预期发挥着动力作用，而经济主体的行为变异则最终促成泡沫经济和金融不安全相互传递的实现。

2.保持外汇储备的适当规模，保证储备资产的多元化以减少在本币升值过程中对冲美元贬值的损失；对在利益驱使下通过各种渠道渗入我国进行套利、套汇的国际游资进行防范与控制，完善国际游资投机目标市场的监管，减少投机获利区间，利用税收措施抑制国际游资的大进大出。

3提高宏观调控预期性和有效性，真正提高宏观调控的质量。从根本上转变宏观调控方式和宏观调控指导思想。对宏观调控措施更多地采用适时适度微调，灵活多次“点刹”，把握好调控节奏和力度，提高宏观调控的技巧性以有效解决经济运行中的矛盾和问题。

4.从全球视野的角度，全面调整中国宏观经济调控政策的战略定位和工具选择；强化货币政策的国际协调，防止单边调整带来的巨大宏观经济风险，积极通过双边和多边体系进行汇率协调和资本监管协调；在金融交易展开相应的国际价格形成机制的干预。

参考文献：

篇10

本文利用深证成指收盘价的日数据，利用具有非对称效应的TARCH模型分析深证成指收盘价的波动变化规律。实证结果显示，深证成指的条件异方差效应较为明显，而TARCH模型能构较好的消除条件异方差。对于深证成指的冲击，利空消息不同于利好消息，总体上要大一些，杠杆效应的存在较为明显。

【关键词】

TARCH模型；波动性；杠杆效应

国内许多学者开始运用ARCH类模型对中国股市波动进行实证研究。股指的变动能够很好地反映股市的变化以及发展情况。股指的变化范围以及变化程度在不同的时间范围内有很大的差异性。所以在建立TARCH模型时，必须对应股市的不同阶段，从而对股市不同发展阶段波动的变化情况都有相应的研究。因为非对称性的波动会常会在股市上体现，因此本文将研究重点放在股票市场波动的非对称效应上。本文首先对深圳成指收益率序列进行处理，修正其自相关，然后运用TARCH模型来研究，该模型含有高阶非对称效应，最后得出深圳成分指数的波动情况。

1 TARCH模型

2 实证分析

2.1收益率rt 的ADF检验

在对收益率序列进行分析之前，首先应该对该序列做ADF检验，如果收益率序列是非平稳的序列，要考虑将时间序列作平稳化处理。对收益率时间序列的单位根检验的结果可知：指数期货的日收益率时间序列的ADF的检验t统计量为-29.05368小于1%的临界值-3.437976。因此，在99%的置信水平下，拒绝原假设，即序列是平稳的，不存在单位根。

2

3 结论

本文研究表明非对称效应的TARCH模型较好的模拟深证成指收益率序列的波动变化并得到以下结论：

（1）深证成指收益不服从正态分布，样本方差大，存在尖峰厚尾效应正态分布难以拟合尖峰厚尾效应。因此，传统的基于正态分布的模型例如CAPM模型、APT模型等在预测股价走势时，其精度将会很低。

（2）深证成指收益率序列的自回归模型的残差存在较强的ARCH效应，而TARCH模型能较好地消除自回归模型的中ARCH效应。同时，深证成指收益率序列的条件方差受到的冲击是持久的，外部冲击对深证成指未来收益率的预测有着十分重要影响。

（3）深证成指收益率的条件方差波动具有非对称效应。非对称效应的波动的结果使得深证成指收益率序列的条件方差波动加大，进而使得深证成指日收益率序列的波动呈现出较为明显的杠杆效应。相对于好消息而言，不利消息对深证成指日收益率的冲击要大。

【参考文献】

[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模 [M].北京：清华大学出版社，2009

[2] 万蔚，江孝感. 我国沪、深股市的波动性研究――基于 GARCH 族模型 [J].价值工程，2007（10）

[3] 蔡晓春，叶发强.基于TARCH模型深证综指收益率波动的实证分析[J].财经论坛，2009（23）