實證分析范文

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實證分析

篇1

[關鍵詞] 季報 年報 信息含量 實證研究

一、文獻回顧

在會計理論框架和會計準則制定中,會計報表的目的居于十分重要的地位,即能否向投資者提供與其決策有用的信息,直接影響著會計確認、計量和報告原則,決定著會計的生存發展。盈利預測是會計信息含量的基礎。近幾十年來,學術界有大量文獻采用多種方法多角度地驗證會計盈余數字的有效性。從總體上看,這一領域主要形成了兩類研究。一類是交易量反應研究,主要研究盈余公告期間股票交易量是否發生了顯著的變動,從而驗證盈余公告的信息含量;一類是股票價格反應研究,主要研究股票價格對盈余數字的反應,從而驗證投資者在進行股票買賣的投資決策中,是否應用了會計信息,股票價格反應研究通常又有股票價格波動性研究、平均累計超額報酬率研究和回歸分析等方法。這方面的最早研究由Ball and Brown (1968) 完成。他們最重要的發現是:第一,股票價格對收益的反應是一致的,即收益上升的股票價格相對市場整體是上升的,而收益下降的股票價格是下降的。第二,由于對非財務公告信息的了解,市場對收益變化的反應是提前的。第三,由于市場不能完全預見到公司財務的準確情況,信息公告當日的市場反應顯著。第四,市場對公告信息的反應是有效的,公告信息對股票價格的影響在公告當日完全釋放,投資者不能在公告后獲得超常投資回報。

為強化上市公司信息披露的及時性和真實性,進一步提高上市公司信息披露水平,2001年中國證監會發表了《公開發行證券的公司信息披露編報規則第13號:季度報告內容與格式特別規定》。根據要求,從2002年第一季度起,在所有上市公司實行季度報告的披露制度。

目前關于上市公司定期報告披露的研究多側重于這些報告所披露的信息是否向投資者傳遞了新的信息。Haw et al.(1999)、趙宇龍(1998)、陳曉(1999)皆檢驗了年度會計盈余的信息含量,Haw et al.(2002)還進一步驗證了中報會計盈余的有用性,Kross和Schroeder(1984)季度報告公布時間與極度信息的類型之間的關系以及季度盈余公布的時間與股票報酬之間的關系進行了研究,得出結論:早公布的季度盈余報告包含了較好的信息;與晚公布的季度報告相比,早公布的季度報告伴隨著較高的超額報酬。

但是,許多學者在研究中發現盈余對股價變動的解釋力度都非常低,一般在2%~5%,最高也不超過10%。對此,許多學者進行了分析,認為可能是由于其他變量所引起的。

就季度盈余報告公布之后,年度盈余的信息含量是否會有影響,Mcnichols和Manegold(1983)通過比較34家樣本公司開始公布季度盈余報告之前和之后的平均相對方差發現,第-4日、+1日、+2日的相對方差量在季度報告實施后明顯地變低了(p=0.05),若比較從-5日至+2的平均相對方差,季度報告實施后的相對方差就更加小了(p=0.01)。這些證據均說明,引進季度報告之后年度盈余公布的相對信息含量下降了。

因此,本文試圖彌補上述學者研究方法的不足,在回歸分析中加入對其他因素的考慮,試用回歸分析研究季度盈余信息的有用性。本文共分五部分:第二部分是研究假設;第三部分是研究設計;第四部分是對上市公司季度盈余信息有用性的實證分析;第五部分是結論。

二、研究假設

從最初的年報、中報到目前季報的強制性披露,縮短定期報告的間隔目的在于使投資者更及時地了解上市公司經營狀況與財務狀況,進而使資本市場的資源配置更加合理。但這一機制起作用的前提是投資者會利用季報這類更及時的信息來源。根據“信息有效論”,市場對經濟利潤的追求使得影響股票定價的信息一旦公開,就能及時、無偏見地反映在股價中(Fama, 1970)。因此,我們提出本文的研究假設是:季度報告的披露會影響投資者對年報信息的有效利用。這個假設隱含兩層含義:一是季度報告包含的信息含量對投資者是有用的;二是季度報告的披露使年報的相對信息含量下降了。

三、研究設計

1.方法設計

為了研究季度報告的會計信息披露在證券市場上的影響,本文選擇了在深圳證交所上市的59家公司,考察了這些公司2003年第三季度的季度報告和2003年報公布的會計盈余情況以及季報、年報公布前后交易價格的變動情況。

本文以未預期盈余UE作為季度報告中會計信息的表征變量,以未預期報酬率AR作為市場反應的表征變量,主要考察未預期報酬率和未預期盈余之間的相關關系。1.如果季報披露期間,證券價格有明顯的波動,可以說明季報具有一定的信息含量,并在證券市場上產生了明顯的反應如果沒有明顯的價格波動,則說明季報并沒有給投資者帶來新的信息。2.如果季報披露之后,當年年報披露期間,證券價格的波動明顯小于以往沒有披露季報的年份,則說明季報的披露使得當年年報具有的信息含量下降了,如果證券價格的波動相較以往沒有太大差別,則說明季度報告的披露對年報沒有影響。

2.樣本選取及數據來源

(1)樣本選取

為了保證能較為準確地估計股票的風險系數(β值),消除上市公司價格波動的不穩定因素,樣本的選取遵循以下條件:①必須是上市4年以上發行A股的上市公司;②在觀測期內(季報公布前4個交易日至公布后5個交易日)公司沒有公告進行兼并重組或行業轉變;③在近期內(季報公布前45周)沒有進行過股票分割;④不是ST(特別處理)或PT(暫停交易)股票;⑤考慮到要計算未預期盈余,因此必須選擇同時具有2002年和2003年第三季度季度報告的上市公司;⑥2003年三季度報告日當天為非交易日的除外。經過篩選后最終用于分析的樣本有59家公司。

(2)數據來源

每股收益、股價數據、股指數據和季度報告披露時間均來自于巨靈軟件;

3.計算與模型

計算中涉及的主要變量:一是未預期報酬率(AR),表示個別股票與市場波動不一致,可能給持有者帶來非正常報酬,用來衡量股票價格的波動程度;二是風險系數(β)用來表示個股波動和市場波動之間的相關性;三是未預期盈余(UE),表示該公司預期會計盈余與實際盈余之差,用來衡量季報中的信息含量。

(1)估計風險系數

要估算某只股票的系統風險系數,需要考察一個比較長的時間周期。這里采用了所有樣本公司股票2003年6月23日至2003年9月30日共100個交易日的收盤價和對應的深圳綜合A股指數100個交易日的收盤指數。然后利用資本資產定價模型的市場模型來估計股票的系統風險系數(β):

Ri,w=αi+βiRm,w+εi

這里Ri,w是某只股票在w日實際報酬率,Ri,w=(Pi,w-Pi,w-1)/Pi,w-1,其中Pi,w是第w日的收盤價。Rm,w=(Iw-Iw-1)/Iw-1,其中Iw是深證綜合A股指數在第w天的收盤指數。

(2)計算預期報酬率(ER)

這里采用風險調整法來計算預期報酬率,根據估計系數αi和βi,利用市場模型計算出期間t股票的預期報酬率:ERi,t=αi+βiRm,t,計算范圍是季報公布前4天至公布后5天,加上公布日當天共10天。以公布日為第0天,相對日期為-4日和5日。

(3)計算未預期報酬率(AR)

未預期盈余等于實際報酬率減去預期報酬率ARi,t=Ri,t-ERi,t,實際報酬率的計算方法為Ri,t=(Pi,t-Pi,t-1)/Pi,t-1,其中Pt為股票第t日的收盤價。

(4)未預期季度盈余(UEi)

股票的未預期盈余采用隨機游走模型進行估計。公司i在第t年的未預期季度盈余可表達為本年度季度盈余與上年度季度盈余之差??紤]到交易量是對盈余信息意外性程度的反應,再對結果取絕對值,由此得到計算未預期季度盈余的模型為:UEi=|Yi,t-Yi,t-1|

(5)累計未預期季度報酬率(CARi)

四、季度盈余信息含量檢驗

1.建立模型

為了檢驗未預期盈余(UE)和未預期報酬率(AR)之間是否具有統計意義上的相關性,構造了以下模型來進行回歸分析:

CARi,t=a+bUEi+cLOSSi+ε

其中,t表示相對日期,UEi表示未預期季度盈余;CARi,t表示i種股票在t年度的季度盈余披露日前第4個交易日到季度盈余披露日后第5個交易日的平均累計未預期報酬率;季報是否報虧,以虛擬變量LOSS表示;a為常數;b為未預期盈余系數;c為LOSS變量系數;ε是回歸模型的殘差項。

2.實證結果及分析

回歸分析結果如下所示:

本文選取深市2003年59家樣本(剔除未預期盈余為0的樣本)的第三季度報告進行回歸分析,結果為a=3.814,b=0.035,c=10.919。其中未預期盈余變量系數的t檢驗值為0.363,方程未通過檢驗;而LOSS變量與累計平均未預期報酬率之間的相關系數為0.337,顯著大于0,說明季報是否報虧與累計平均未預期報酬率有著顯著相關性,LOSS反應系數t大于2,通過檢驗。但模型中自變量對因變量的影響力度Adj-R為0.081,R較低,可能原因是影響每股盈余的因素很多,諸如公司規模,會計核算制度等其他因素,在進行盈余系數分析時未引入其他的變量。因此認為可能是由于其他變量所引起的。

本文還單獨分析了報告日前后窗口期(-4,5)內每一天未預期報酬率同未預期盈余變量之間的相關性,對它們分別做了回歸分析,但是未預期盈余反應系數t都不超過2,從檢驗來看,市場反應并不明顯,均不能通過方程的顯著性檢驗。

五、結論

研究表明,與國內同類研究中證券市場對年度報告的反應相比,季度報告引起的市場反應不夠明顯,季度報告包含的信息含量不足,這也說明了在我國證券市場上,季度報告還沒有引起足夠的重視。同西方發達國家的證券市場相比,我國證券市場還不夠成熟,證券市場理性投資的投資理念還沒有被完全接受和應用。具體表現為兩點:一是市場對未預期盈余的反應不夠明顯,未預期盈余和未預期報酬率沒有明顯的相關性;二是在研究中發現,季度報告的披露確實降低了年報的信息含量,因此,考慮市場對上市公司的盈余信息的反應一般取決于非理性因素,如季度報告披露的性質、公司規模等等,多是心理因素的影響。

研究說明了在深圳證券市場,季度報告的未預期會計盈余與股票超額回報率之間不存在統計意義上的顯著相關性,結果不支持季度報告盈余數據的披露具有信息含量的假設。因此,季度盈余數字不具有有用性。

參考文獻:

[1]羅斯?瓦茨 杰羅爾德?齊默爾曼 陳少華等譯:實證會計理論[M].東北財經大學出版社,2006年9月,p24~34

[2]陳瀟陽 李豫湘:我國上市公司會計報表信息含量實證研究綜述[J].經濟論壇,2005.5

篇2

關鍵詞:財政支農;回歸分析;預測

中圖分類號:F812.8文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2009)08-0135-02

長期以來,農業綜合生產能力不高大大制約了我國經濟的發展。作為農業資本投入的主體,財政性農業投資發揮著其他投入主體所無法替代的功能。財政性農業投資通過投資于農業生產、基礎設施建設等領域,能夠有效地促進當地農業的發展和農業產值的提高;同時,財政性農業投資通過積極的“示范效應”,能夠吸引其他投資主體進行農業投資,從而更加有力地推動農村經濟增長。

財政性農業投資主要包括四部分:財政支出中用于農業的支農支出、農業基本建設支出、農業科技三項費用、農業救濟費,而四者之中,財政支出中用于農業的支農支出占據了絕大部分份額。

從上圖1可以看出,國家財政中用于農業的支出在逐年的增加,特別是財政支出中用于農業的支農支出,其增長的數量與速度更是大大超過了其他三項。我們再來看看隨著財政中支農支出的變化,第一產業產值的變化情況,如圖2。

根據以上資料可以看出,隨著代表財政支出中用于支農支出增長率曲線的上升或下降,第一產業的產值增長率曲線也在發生相似的變化。雖然影響第一產業產值的因素很多,但作為財政性農業投資中份額較大的一部分,支農支出對農業產值的影響是不容忽視的。

本模型將研究近些年來我國財政中用于農業的支出項目與農業產出之間的定量關系。

1.確定模型所包含的變量

模型被解釋變量是我國農業的歷年總產值;解釋變量是財政支出中用于農業的支農支出。

2.確定模型

通過將解釋變量與被解釋變量作散點圖觀察,第一產業總產值Y與解釋變量支農支出X(經對數調整后)呈線性關系,因此,我們建立如下理論模型:

Y=β+βlnX+μ

模型中β(i=1)的經濟意義是解釋變量的影響系數,所以0

為了簡化模型,我們令lnX=M,則原模型變為:

Y=β+βM+μ

本模型使用的是時間序列數據,數據均來源于《中國統計年鑒》,具體的原始數據及對數變換處理數據見表1:

用EVIEWS3.1對變換后的數據進行OLS回歸分析,得出回歸方程:

Y=-59652.5933+12764.31759*M

-15.8377120.64289

R=0.959380 F=426.1288 D-W=0.506761

1.經濟意義的檢驗

從回歸方程可以看出,解釋變量的系數為正值,即隨著國家財政中用于支農的支出越多,第一產業的產值也越大,符合現實中的經濟情況。

2.統計檢驗

調整后的可決系數R=0.959380,這說明模型的擬合優度比較好,解釋變量的t統計量的值為20.64289,很顯然,變量的顯著性比較強,F=426.1288>F0.05(1,17)=4.45,方程的顯著性也比較強,這說明模型的整體效果比較好。

3.計量經濟學檢驗

由于模型采用的是時間序列數據,且只包含一個解釋變量,所以,無需進行異方差和多重共線性檢驗。我們用杜賓―沃森檢驗法對模型進行序列相關性檢驗。

在顯著性水平為0.01的情況下,通過查表我們得出:dl=0.93,du=1.13,可以看出,DW=0.506761

Y-ρY=β(1-ρ)+β(M-ρM)+ε

根據估計結果,經過系數調整之后最終模型的形式如下:

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,模型已經消除了序列相關性。并且相關的t統計量與F統計量的值也非常顯著,調整后的可決系數R=0.859759>0.8,方程的顯著性水平也比較好。

查得2005年的數據,農業總產值為39 450.89億元,而利用方程模擬得出的結果是農業總產值為36 833.833億元,模型預測的相對誤差比為0.066337,預測誤差在容許范圍之內,故認為估計模型是可以應用的。

從圖2中可以看出,與第一產業產值的增長速度相比,財政性農業投資的增長顯得特別緩慢。而由上面的分析我們得出,財政性農業投資特別是直接的支農支出對農業的發展有顯著的正相關性,這就要求政府進一步加大財政性農業投資,特別是支農支出的投資力度,充分發揮它對農業發展的拉動作用。

參考文獻:

[1]李子奈.計量經濟學[M].北京:高等教育出版社,2004.

[2]易丹輝.數據分析與EVIEWS應用[M].北京:中國統計出版社,2002.

篇3

關鍵詞:貨幣需求;修正的萊德勒-帕金模型;哈奇模型

一、引言

我國對貨幣層次的劃分可以分成以下幾個層次:M0=通貨(流通中的現金);M1(狹義貨幣)=M0+活期存款;M2(廣義貨幣)=M1+定期存款;另外還有M3=M2+金融債券+商業票據+大額可轉讓定期存單等。其中,M2減M1是準貨幣,M3是根據金融工具的不斷創新而設置的。

M1反映著經濟中的現實購買力;M2不僅反映現實的購買力,還反映潛在的購買力。若M1增速較快,則消費和終端市場活躍;若M2增速較快,則投資和中間市場活躍。中央銀行和各商業銀行可以據此判定貨幣政策。M2過高而M1過低,表明投資過熱、需求不旺,有危機風險;M1過高M2過低,表明需求強勁、投資不足,有漲價風險。

由于不同國家在經濟制度、金融發展水平、文化和社會背景以及所處經濟發展階段的不同,影響貨幣需求的因素也會有所差別?,F階段影響我國貨幣需求的因素主要有:

1、收入(GDP)。在市場經濟中,各微觀經濟主體的收入最初都是以貨幣形式獲得的,其支出也都要以貨幣支付。一般來說,收入提高,說明社會財富增多,支出也會相應擴大,因而需要更多的貨幣量來滿足商品交易。所以,收入與貨幣需求呈同方向變動關系。近年來,隨著人們收入水平的不斷上升,以及經濟貨幣程度的提高,貨幣在經濟生活中的作用領域不斷擴大,使得我國的貨幣需求不斷增加。

2、價格(P)。從本質上看,貨幣需求是在一定價格水平上人們從事經濟活動所需要的貨幣量。在商品和勞務量既定的條件下,價格越高,用于商品和勞務交易的貨幣需求也必然增多。因此,價格和貨幣需求,尤其是交易性貨幣需求之間,是同方向變動關系。在現實生活中,由商品價值或供求關系引起的正常物價變動對貨幣需求的影響是相對穩定的。而由通貨膨脹造成的非正常物價變動對貨幣需求的影響則極不穩定。建國后我國幾次通貨膨脹期間都曾不同程度地出現了提款搶購、持幣待購的行為,造成了這些時期貨幣需求的超常增長。可見,價格因素對我國貨幣需求的影響是很大的。

3、利率(R)。由于利率的高低決定了人們持幣機會成本的大小,利率越高,持幣成本越大,人們就不愿持有貨幣而愿意購買生息資產以獲得高額利息收益,因而人們的貨幣需求會減少;利率越低,持幣成本越小,人們則愿意手持貨幣而減少了購買生息資產的欲望,貨幣需求就會增加。利率的變動與貨幣需求量的變動是反方向的。

二、模型介紹

(一)萊德勒-帕金模型(適應性期望模型)

萊德勒-帕金模型的表達式如下:

其中M為貨幣需求量,本文我們對M1做實證分析;Y為收入,也就是GDP;R為利率。該模型存在一個缺點,模型中忽視了價格水平,所以存在一個萊德勒-帕金模型的修正模型,表達式如下:

模型中加入了價格水平,做了修正,其中MP是修正后的貨幣需求,YP是修正后的收入,R是利率水平。

(二)哈奇模型(存量調整模型)

哈奇模型的表達式如下:

其中MP是修正后的貨幣需求,Y是收入,R是利率水平。哈奇模型對變量做了取對數的處理,處理后的模型中各個變量對應的系數變成了彈性系數,也就是變量變動百分之一所引起的我國貨幣需求量變動的百分比。

三、實證分析

(一)數據

本文是針對1978年到2015年的貨幣需求進行的實證分析,分析的貨幣需求是M1的需求量。M1、GDP來自國家統計局官方網站,R來自中國人民銀行官方網站,價格水平P是通過CPI和PPI的加權平均計算得到。

(二)單位根檢驗

為了防止存在偽回歸(虛假回歸)問題,首先需要對每個變量做單位根檢驗,即ADF檢驗,檢驗各序列的平穩性。檢驗結果如下:GDP_P是二階非平穩序列,M1_P是一階非平穩序列,R是一階非平穩序列。需要說明的是,GDP_P和M1_P都是價格水平修正后的變量,用于修正變量的價格水平是以1978年為基期的價格水平。所以,在回歸過程中需要加入一階和二階自回歸過程。

(三)回歸分析

1、修正的萊德勒-帕金模型回歸分析

運用eviews軟件,建立修正的萊德勒-帕金模型,得到的最小二乘回歸結果如下表:

根據回歸的結果可以看出我國的貨幣需求量與國民收入、利率水平成正比,隨著兩個變量的增加而增加;與前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量成反比,隨著二者的增加而減少。這一變化趨勢也符合我們學到的理論知識和我國的實際情況。表格中SER01變量是設置的虛擬變量,以1992年為分界點,1992年以前虛擬變量為0,1992年至以后虛擬變量為1。

將回歸的結果帶入模型得到回歸方程如下:

但是根據t統計量的檢驗我們可以看到國民收入、一階自回歸,二階自回歸的系數對應的概率小于0.05,說明對應的系數是顯著的,也就是說三者對貨幣的需求量的影響是顯著的。而利率水平、前一期的利率水平、前一期的貨幣需求量的系數顯著性都大于0.05,也就是說在95%的置信水平下,上述三個變量對貨幣的需求量的影響是不顯著的。所以綜合分析最終的模型方程可以寫成:

上式即為最終的修正的萊德勒-帕金模型回歸得到的方程。根據eviews的結果看到R2=0.996129,擬合的效果比較好;DW值等于2.129007,比較接近2,回歸不存在異方差,結果是有效的,可信的。

2、哈奇模型回歸分析

利用eviews建立哈奇模型,對數據做回歸,得到的最小二乘回歸結果如下表:

根據哈奇模型可以看出我國的貨幣需求量與國民收入、前一期貨幣需求量成正比,與利率水平成反比,符合所學的理論知識和實際情況。根據t統計量的概率水平分析可以看出國民收入水平和利率對我國的貨幣需求量的影響是顯著的,置信水平為95%。SER01依舊是虛擬變量,分界點為1992年,AR(1)為一階自回歸,AR(2)為二階自回歸。而前一期的貨幣需求量對現期的貨幣需求量的影響是不顯著的。所以我們可以得到最終的回歸方程為:

回歸的擬合值R2=0.998815,擬合效果較好,DW值為2.075525,在2左右說明不存在異方差,回歸的結果是有效的。

四、結論

對1978年到2015年的數據做回歸,進行實證分析可以得到如下結論:

1、根據修正的萊特勒―帕金模型的回歸結果可以看出國民收入、利率等變量對我國的貨幣需求量的影響都是符合我們已經掌握的理論知識的,但是利率水平對我國的貨幣需求量的影響不顯著,國民收入水平對我國貨幣需求量的影響比較顯著。所以我們在利用修正的萊德勒-帕金模型分析我國的貨幣需求量時主要考慮國民收入水平的影響,不過多分析利率對貨幣需求的影響。我國的國民收入變動一個單位,會引起0.725291單位的貨幣需求量的同方向變動。

2、根據哈奇模型的回歸結果可以看出國民收入、利率等變量對我國的貨幣需求量的影響都是符合我們已經掌握的理論知識,而且兩個變量的影響都是顯著的,所以在基于哈奇模型分析我國的貨幣需求量時兩個變量都要詳細分析。貨幣需求收入彈性系數為0.698576,即收入水平變動1%會引起貨幣需求量的0.698576%的同方向變動;貨幣需求利率彈性系數為-0.156829,即利率水平變動1%會引起貨幣需求量的0.156829%的反方向變動。

由于中國利率是管制利率,利率的調整一般落后于物價的變動,不能反映資金的供給和需求,甚至在某些時候實際利率會出現負數,所以我國貨幣需求的利率彈性很小。因此人們的存款的主要目的處于預防動機,利率的變化對人們的儲蓄存款變化的影響很小,對貨幣需求的影響也并不大。

(作者單位:首都經濟貿易大學經濟學院)

參考文獻:

[1] 劉哲.萊德勒 - 帕金模型改進及其對我國貨幣需求的實證分析[J].商品與質量,2011,(06)

[2] 戴安春.我國貨幣需求的實證研究[D].南京農業大學,2009

[3] 蔣瑛琨.中國貨幣需求函數的實證分析 - 基于兩階段的動態檢驗[J].中國軟科學,2005,(02)

[4] 陳滌非.基于金融創新因素的中國貨幣需求模型驗證[J].上海金融,2006,(03)

[5] 杰格迪什?漢達:《貨幣經濟學》[M],北京,中國人民大學出版社,2005;

[6] 米什金:《貨幣金融學》[M],北京,中國人民大學出版社,1998;

篇4

【關鍵詞】跨期羊群行為;LSV模型;公募基金

一、引言

隨著我國資本市場的不斷深化,我國證券投資基金得到了快速的發展。但是我國開放式基金業仍存在一些問題和不足,尤其是從其投資行為上看,仍然不夠規范和理性,很多研究表明其存在一定的羊群行為。但是目前關于我國機構投資者投資行為的研究多集中于“期內”的研究,對于基金“跨期”投資行為的研究并不全面。本文從“期內”和“跨期”兩個視角研究我國開放式公募基金是否存在羊群行為,對我國資本市場的健康發展和保護廣大基民的利益具有重要的現實意義。

二、跨期羊群行為的市場影響

基金機構投資者的跨期羊群行為給國內開放式基金市場造成的影響主要表現為正效益和負效應兩方面,不同的學者持有不同的觀點。在此,本研究認為跨期羊群行為對市場的正效益作用高于負效應作用。以下是列出的兩點跨期羊群行為對市場的正效益:

1.指引正確的投資方向

投資基金的最終目的是獲得收益,而跨期羊群行為的出現表明了基金的公認價值,有利于基金機構投資者獲得有利的市場信息,從而選擇正確的投資方向。同時,基金市場的判斷價值體系逐漸形成,對開放式基金市場的發展起到促進作用。

2.抑制股票價格的波動,穩定基金市場

如果基金的投資策略是中長期的,那么跨期羊群行為的出現能夠抑制股票價格的波動,穩定基金市場?;饳C構投資者不會隨著股票的波動而追漲殺跌,他們對投資基金的選擇能夠對缺乏經驗的個體投資者起到一定的影響作用,使他們做出正確的決策,同時穩定了基金市場。

三、跨期羊群行為驗證分析

由于我國股票市場和基金行業的發展歷史較短,數據量不足,市場的缺陷也較多,因此,應用LSV方法計算基金的羊群行為,可能并不能完全反映實際情況,但仍然可以作為很好的參考數據。本文通過LSV統計模型,對數據進行統計和計算,得出結論:我國開放式公募基金自2008-2011年間,無論是同一公司不同基金還是不同公司不同基金,其HM值均靠近0.1,即我國開放式公募基金存在顯著的羊群行為,而且通過時間與股票交易量的相關系數的計算,得出結論:部分股票存在跨期性羊群行為。

四、跨期羊群行為的產生原因

我國開放式基金跨期羊群行為產生的原因,主要有外因和內因兩點。

1.外部原因

我國開放式基金市場的信息披露制度不完善,投資環境惡劣?;饌€體投資者通過四處收集相關信息的方式以獲取更多有效的開放式公募基金信息,而且部分上市公司通過采取盲目圈錢等方式達到其盈利的目的導致其披露信息的不準確,卻沒有明文的法律法規進行約束。又由于人們之間的溝通交流,使得部分人已知的信息得到擴散,從而大多數基金機構投資者獲得了似度很高的開放式公募基金的信息,繼而在他們的投資行為上表現出較高的相似性,進一步造成了國內開放式基金跨期羊群行為的產生。

2.內部原因

人們都有從眾心理,當大部分基金機構投資者選擇相同基金時,少數持有不同意見的基金機構投資者則選擇了保持沉默并追隨大多數人。同時,基金機構投資者比較注重名譽和聲望,同大多數基金機構投資者選擇相同的基金風險較小,若是盈利則獲得了散戶投資者的信賴,聲望會隨之提高;若是投資失敗,大多數基金機構投資者的投資行為相同,則會歸咎于系統信息的不完善導致他們做出錯誤的決策,而不會歸咎到個人因素上去。因此,跨期羊群行為同期內羊群行為一樣,普遍存在基金投資行為中。

五、對策建議

1.加大監管和信息披露力度

信息的可獲得性與準確性,是開放式公募基金市場信息有效性的重要前提。由于我國投資市場處于初級階段,一些信息的和傳播不夠及時,所以有關部門要加大監管信息的準確性與時效性的力度。基金機構投資者只有在獲得準確而又及時的市場信息時才能做出正確的決策,從而拒絕參與羊群行為。

2.提高上市公司的質量

通過研究發現,基金機構投資者的行為相似度很高,而且資金只集中在少數股票的投資中,這不只表現為基金機構投資者的行為存在跨期羊群行為,而且反映出我國上市公司的質量普遍偏低,基金機構投資者的選擇范圍較小。所以,應該嚴格檢驗新上市公司的質量,只有真正具有潛力的公司才能上市,并且加大監管已上市公司力度,提高市場中上市公司總體質量,使得基金市場中優質股票數量增加,從而擴大基金機構投資者的選擇范圍,減少羊群行為的發生。

3.完善基金評價體系

基金機構投資者出于對自己名譽和報酬的考慮,選擇模范其他投資者的行為時羊群行為產生的重要原因。這從根本上來講是我國的基金評價體系不夠完善,僅僅靠簡單的基金業績或凈值排名來衡量一名基金機構投資者的水平高低及所獲得報酬的多少,而且考慮的多為短期業績,基金機構投資者不得不考慮短期投資收益,從而放棄自己的投資理念。所以,我國應進一步發展基金評價體系,通過長期投資和短期投資的綜合業績來衡量一名基金機構投資者的真實水平,促進基金機構投資者運用自己的專業知識和經驗做出決策,從而降低羊群行為發生的概率。

致謝:本文從選題到最后定稿時近一年。在此期間,北京工業大學經濟與管理學院李玫老師在研究選題、思路及方法等方面給予了本文很多指導,對研究期間遇到的問題和困難更是給予了熱情又細心的幫助,在此對李玫老師致以衷心的感謝。

參考文獻:

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[2]呂恩泉,劉江濤.機構投資者羊群行為對市場的影響分析[J].經濟研究導刊,2010(10).

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[6]楊棟銳.證券投資基金投資行為的實證研究[D].重慶大學碩士學位論文,2005-05-01.

[7]杜莉,王鋒.證券投資基金羊群行為及其市場影響分析[J].吉林大學社會科學學報,2005(3).

[8]天天基金網及以上所研究基金公司的網站.

本課題為北京工業大學星火基金資助課題(項目編號:XH-2012-11-01);星火基金《我國開放式公募基金跨期羊群行為研究》研究成果。指導教師:李玫。

作者簡介:

杜婷婷(1992—),女,大學本科,現就讀于北京工業大學經濟與管理學院統計學專業。

陳媛媛(1992—),女,大學本科,現就讀于北京工業大學經濟與管理學院統計學專業。

篇5

(一)所有保險合同必須是同一個投保人和同一被保險人根據保險合同的解釋原則中的文字解釋原則可知,重復保險的定義已經隱含了這樣一個事實:構成重復保險必須要求所有保險合同必須為同一投保人,否則就不能構成重復保險。當然在投保人相同的情況下還必須要求所有保險合同中的被保險人也必須為同一個人,否則也不能形成重復保險。比如夫妻雙方分別以投保人的身份以夫妻共有財產—私家車為保險標的向兩個不同的保險公司購買了機動車輛損失險,指定的被保險人為夫妻對方,這樣的兩份保險就不能構成重復保險。

(二)所有保險合同必須是同一保險標的上的同一保險利益投保人與數家保險公司簽訂的保險合同必須是基于同一保險標的上的同一保險利益才能構成重復保險,反之不行。比如夫妻雙方就夫妻共有財產—各自駕駛的兩輛私家車為保險標的各自分別向兩家保險公司投?;蛘邆鶆杖朔课葙J款者和債權人貸款銀行均以貸款房屋為保險標的進行投保,這兩種情況均不能構成重復保險。

(三)所有保險合同承保的必須是同一保險標的的同一保險事故形成重復保險要求投保人就同一保險標的同一風險事故進行投保,比如房屋所有者就同一房屋向兩家保險公司分別投保了房屋盜竊險、火險,這是無法形成重復保險的。

(四)數個保險合同的保險期限必須有交集

這里的交集是指保險合同生效期間的交集而非訂立時間存在交集,合同生效期間的重合既可以是完全重合也可以是部分重合。

(五)保險金額的總和必須超過保險標的的保險價值分攤原則就是因重復保險的保險金額總和超過了保險價值,為防止投保人進行惡意的重復投保而獲得超過實際損失額的賠償而產生的,分攤原則的制定有效防止了道德風險的發生,維護了保險當事人的合法權益。

二、分攤方式

為了防止投保人利用重復保險獲得額外收益,各國均對重復保險的保險人的保險責任的劃分做出了明確的規定,在我國,保險法律或保險合同均對重復保險的分攤方法做出詳細的規定,目前主要有以下三種分攤方式:保險金額比例責任制、賠償限額比例責任制及順序責任制,前兩種方法均是按實際損失的一定比例來進行賠償的,只是確定賠償比例的方法不一樣,第一種方法是按各保險公司承保金額占所有保險合同總保險金額的百分比來確定賠償責任比例的;第二種方法是假設在沒有進行重復保險的情況下各保險公司應該承擔的賠償金額占各保險公司應賠償金額總和的百分比來確定分攤比例的;第三種方法就是根據各保險公司訂立保險合同的先后順序來確定分攤順序的,我國《保險法》規定,重復保險的賠償責任分攤方法主要是使用第一種方法,除保險合同另有約定。

三、實證分析

篇6

【關鍵詞】壽險需求;影響因素;因子分析;主成分回歸

隨著我國壽險市場的發展,針對壽險需求的研究也越來越豐富。如卓智從國內生產總值、贍養率、社會保險、預期通貨膨脹、國民教育水平和銀行利率的角度對我國壽險需求進行了實證研究。指出我國經濟快速增長、較高的少兒贍養率是影響人壽保險消費的顯著性因素,而人口的較低教育水平會阻礙壽險的發展;預期通貨膨脹率和名義利率對壽險需求的影響不確定。夏益國運用計量經濟方法對壽險需求進行分析,認為經濟增長、實際利率和不斷下降的少兒贍養率對壽險需求影響顯著,而預期通貨膨脹率和教育水平的提高對于壽險影響不顯著。國外對保險需求因素的研究較多,但大多是建立在工業化發達國家基礎上。Browne J,Kim K.從被撫養人的角度研究了壽險需求問題,他認為購買保險在滿足投保人需求的同時,也滿足了其被撫養人(如子女、妻子)獲得保障的需求,不僅僅是投保人,投保人家庭成員的風險偏好也會對保險需求產生影響。

在壽險需求影響因素的研究中,由于變量及模型的不同,出現許多不同甚至相反的結論。有些因素在某些實證研究中與壽險需求具有顯著的正相關關系,而在另一些研究中這種相關關系并不顯著,甚至在有的研究中具有顯著的負相關關系。變量的選擇上也存在著一些問題,如把教育水平作為影響壽險需求的自變量缺乏理論根據,而且教育水平與一國經濟發展水平密切相關,易與GDP變量產生多重共線性。針對以前學者的研究,本文的創新之處在于首先利用因子分析對影響因素進行整合,將因素進行分類分析,然后利用主成分回歸消除變量之間的多重共線性,再從小的方面來看各個影響因素對壽險需求的影響。

一、影響我國壽險需求因素的理論分析

在對壽險需求進行實證研究時,首先需要確定影響因素。一般而言,影響壽險需求的量化因素表現在兩個方面:一是內生因素,包括保費收入和保險產品價值;二是外生因素,包括:社會環境、經濟的結構、質量及發展水平,國民收入水平和消費結構的變化。本文主要側重從經濟和社會的角度對影響壽險需求的因素進行結構分析,同時為了能夠更好的找到數據,使得結論更加具有代表性,還要考慮社會環境因素的影響。對我國壽險需求進行實證研究時,結合一般的方法論和我國的實際,另外也由于文章研究方法的選取從而確定選擇以下變量嘗試性地探討我國壽險需求的顯著性因素。

1.人均國內生產總值。收入增速決定著人身險需求的增速。收入對人身險需求的影響是分階段的。由于人身險不屬于人們的最低消費范疇,所以,在收入水平較低時,盡管邊際消費傾向較大,但人身險的需求卻較弱,當收入達到一定水平后,人身險需求會快速增長。中國人均GDP在2003年首次超過1000美元,國際經驗表明,在人均GDP處于1000~3000美元的特定時期,人們的消費將超越基本生活需求,并向長期消費品轉移,同時,將有一部分家庭開始負債消費。在資產負債結構發生重大變化的條件下,中國居民戶的收入和支出將越來越多地暴露在風險之下,保險的作用將會日益突出。壽險產品也是一種金融資產。假定各種金融資產之間存在著遞減的邊際替代率,那么隨著個人收入的增長,他們對各種類型金融資產的需求都會增長。所以,人均國內生產總值增長是導致壽險產品需求總量增長的一個重要因素。

2.通貨膨脹率。理性預期假說告訴我們,通貨膨脹率與失業率之間的兩難選擇,會影響經濟產出和經濟福利。在其他條件一定時,是否存在通貨膨脹將直接影響到家庭的有效需求能力。人壽保險一般都具有長期性,未來的通貨膨脹將侵蝕保單的價值,使人壽保險的吸引力下降。從不同方面來講,價格效應上,壽險保費交納前于保險金給付,通貨膨脹能對二者產生不同的貶值影響。收入效應上,通貨膨脹引起人們對其他商品的支出增加,而人們收入實際增長速度又慢于名義增長速度,甚至出現負增長,這都會對壽險產品的需求減少。替代效應方面,通貨膨脹導致股票、債券等其他金融產品收益率高于壽險產品的收益率,人們就會對壽險特別是傳統固定給付型壽險產品的需求減?。豢疾樾滦蛪垭U產品,由于其投資性能抵御通貨膨脹帶來的資金貶值,人們更容易接受,通貨膨脹壓力下的退保和抵押情況也會減少。

因此,通貨膨脹是我國人壽保險需求的一個重要因素。

3.死亡率。死亡率反映了死亡概率的高低,較低的死亡率預示著較長的壽命預期,從理論上我們可以想到死亡率與純保障型的定期保險保費收入正相關;然而,較長的壽命預期也增加了對老年生活保障的要求,儲蓄型壽險產品的需求會增加。

4.城鄉居民人民幣儲蓄存款。儲蓄對壽險保費的影響可以從兩個角度分析。一方面,人們收入增加,儲蓄勢必增加,而壽險保費收入也會增加,即單純的分析儲蓄與壽險保費收入之間存在著一定的正相關性;另一方面,城鄉居民人民幣儲蓄存款的增加也說明了我國居民可支配收入的增加,人均收入水平越高,說明人們可以用于其他較高層次的消費支出越多,壽險消費屬于較高消費層次,人們在滿足基本消費需求的基礎上,才具有購買保險消費品的需求。居民人均收入水平的提高使保險保障安全的潛在需求成為有效的現實需求具備了經濟基礎,因此在這里我們預期人均收入水平會對保險需求產生顯著影響。

5.恩格爾系數。恩格爾系數可以說明一國居民生活水平狀況,我們在此也采用恩格爾系數來代表居民消費水平。恩格爾系數越低,說明人們消費支出中用于食品支出的比例越小,用于其他較高層次的消費支出越多,壽險消費屬于較高消費層次。近年來,我國城鄉居民的恩格爾系數呈不斷下降趨勢,這表明我國居民的保費支付能力不斷增強,人身險潛在需求不斷擴大。在這里,我選擇城鎮居民的恩格爾系數,雖然人壽保險已經向農村滲透,但是大部分的消費者還是集中在城鎮,因此,選取城鎮居民的恩格爾系數更具有代表性。

6.城市化水平。城市化是一個國家現代化水平、經濟發展和社會進步的重要標志。城市人口在收入水平、消費觀念、受教育程度和科技素質等許多方面高于農村人口,其保險意識和保險接受程度及購買能力強于農村。因而,城市化速度的加快和程度的提高有利于促進人身保險發展。城市化水平這一因素可以從收入水平、消費觀念、受教育程度、保險意識、保險接受程度等方面反映,因此這一指標更具有一定的代表性。

二、影響我國壽險需求因素的實證分析

(一)數據收集與指標選取

保費收入代表了在一定時期內(通常是一年)經濟主體有效的保險需求,即投保人在既定的保險價格和既定的支付能力下所愿意購買的實際保險產品的數量,因此本文選取人壽保險收入作為被解釋變量(y)。另外,通過前面分析,選取人均國內生產總值(X1)、通貨膨脹率(X2)、死亡率(X3)、城鄉居民人民幣儲蓄存款(X4)、恩格爾系數(X5)、城市化水平(X6)以其作為自變量。選取1985~2010年間各指標的數據作為樣本數據,數據源于《我國統計年鑒》(1986~2011年)。

(二)因子分析

為了全面系統的反應保險業的影響因素,前文收集的變量較多,且變量之間容易出現較強相關關系的情況,也為了避免數據的過大波動,先對各個變量取自然對數,考慮到通貨膨脹率可能為負值,不予其取對數。另外也為了能夠充分有效的利用數據,先從大的角度來分析影響我國壽險需求的主要因素,本文采用因子分析法,利用SPSS軟件得如下結果

有三個因子被提取,其公因子累計方差貢獻率為97.913%,說明6個顯著性變量的信息幾乎能夠被提取的3個公共因子全部解釋。經過旋轉因子變量的含義相對清晰,每個因子只對部分指標有較高載荷,根據表1,第一公共因子高載荷指標包括人均GDP(X1)、城鄉居民人民幣儲蓄存款(X4)、恩格爾系數(X5)、城市化水平(X6),可以命名為經濟因子;第二個公共因子高載荷指標為通貨膨脹率(X2),可命名為購買力因子;第三公共因子為死亡率(X3),可以命名為社會因子。

(三)因子分析結論

基于上面的因子分析可以概括出影響我國保險需求的因素主要體現在三個方面:

1.經濟因子。眾多學者已經證明經濟增長是一國保險市場發展的原因,同樣是保險需求的主要影響因素。一國的經濟發展水平,尤其是經濟的持續增長會帶來居民收入水平的提高,即儲蓄存款余額的增多和購買力增強。經研究發現,高收入家庭的壽險需求彈性較低,中等收入家庭彈性最大,低收入家庭對壽險需求并不敏感,可想而知,壽險產品作為一種奢侈品,只有人們創造了足夠的收入滿足了人們生活必需后才會考慮購買。伴隨著經濟的增長,我國的國民生產總值不斷上漲,隨之人均國民生產總值增高,城鄉居民人民幣儲蓄存款也不斷上漲,當人們存款增多的時候一方面會增加對壽險的購買力,另一方面也會想對貨幣有一個增值的過程,現在壽險業包括儲蓄型的險種。這也解釋了上述設定的影響因素中的國民生產總值、城鄉居民人民幣存款與保費收入的顯著線性關系。

2.購買力因子。國民的購買力對人身險需求也構成重要影響。我國自1982年恢復人身險業務以來,1985~1995年的十年間,由于未計劃、重復的投資,膨脹的消費,成本的增加以及經濟結構的不平衡等一些復雜和綜合的原因,使我國遭遇了較高的通貨膨脹。八十年代末的后兩年我國的通貨膨脹率平均高達18%,一時曾出現了社會搶購風和對銀行的擠兌。而1990~1995年通貨膨脹平均率仍維持16%左右。先后3次較大的通貨膨脹和1998~1999年的通貨緊縮,人身險業務也隨之發生波動。由于通貨膨脹的不穩定性,使得對壽險需求的影響和其它影響因素有明顯的不同。從其他學者的研究來看,通貨膨脹腐蝕人壽保險的值,并使得人壽保險成為較低需求的產品。因此,通貨膨脹率對保險有一定的影響作用。

3.社會因子。社會發展包括人口、文化、教育等各個方面,對保險需求影響比較明顯的是老齡化現象。我國進入老齡化社會時,人均國民生產總值約為1000美元,呈現出“未富先老”,老齡化的出現對我國的壽險需求有明顯的影響,而對非壽險需求無明顯的影響。

(四)多元回歸分析

為了更好的了解各指標對壽險需求的影響, 選擇X1、X2、X3、X4、X5、X6作為解釋變量,對保費收入(y)進行多元回歸分析,由于各變量之間相關性較強,因此本文采取主成分回歸法以便消除多重共線性,由SPSS得以下兩個主成分:

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

其貢獻率達87.4%, 在SPSS中可以計算得出Y1和Y2的值,然后用Y1、Y2對y進行回歸,得出回歸方程為:Y=-5.178+1.472Y1-1.058Y2 ,其中R2=0.978、F=120.545,可以看出回歸效果顯著。將Y1和Y2的值代入上式,可得各指標與y的回歸方程為:

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

0.572lnX6

由此模型得如下結論:(1)以上分析結果驗證了本文所選

取的六個指標從總體上與保費收入存在著顯著的線性相關關系,除恩格爾系數、通貨膨脹率、死亡率(自變量系數為負)與保費收入呈負相關外,其余指標都與保費收入呈正相關。(2)以上分析可以看出死亡率、城鄉居民人民幣儲蓄存款、人均GDP對壽險保費收入的影響比較顯著,而通貨膨脹率、城市化水平、恩格爾系數等因素對壽險需求影響相對較弱。(3)由于本文所使用模型均對序列取自然對數,故回歸后的系數可解釋為彈性,即解釋變量變動一個百分比所引起被解釋變量變動的百分比。其中死亡率的彈性為-1.264,即死亡率變動1%,壽險需求變動-1.264%,說明死亡率變動對壽險需求的影響較大。緊接著是城鄉居民人民幣儲蓄存款和人均GDP,居民金融資產總量與我國保險業需求呈現顯著的正相關關系,驗證了儲蓄等金融資產需求對保險業需求的替代效應基本不存在。(4)在模型中,通貨膨脹率的系數僅為-0.006,說明通貨膨脹率不是影響人們壽險需求的主要因素??赡苁怯捎谌藗冞€未形成明確的通貨膨脹預期,也可能是對通貨膨脹預期不敏感。

參考文獻

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[7]龐浩.計量經濟學[J].北京:科學出版社,2007(1)

篇7

【摘要】本文實證研究了機構投資者持股與上市公司經營業績之間的關系,認為我國機構投資者已經開始對我國上市公司治理產生影響,并且起到了改善我國上市公司治理狀況,提高公司績效的作用,但是作用并不明顯。

【關鍵詞】機構投資者;上市公司;經營業績

一、文獻綜述

一般認為,大股東在公司治理中起著舉足輕重的作用。GrossmanandHart(1980)指出,由于公司股權高度分散,在公司的監督管理上可能存在“搭便車”問題,不利于股東對管理者實施有效的監督。ShleiferandVishny(1986)進一步指出,控股股東不僅可以減輕股權分散引起的“搭便車”行為對公司治理的損害,還有利于公司并購活動的順利進行,從而增加公司價值。機構投資者是公司管理層監管的理想委托人。作為企業的監督者,機構投資者可以對企業實施積極的影響。由于機構投資者規模巨大,可能成為大投資者,使企業克服較高的監督成本,對公司進行積極的監督,并從監管中獲得大量利益,從而避免公司治理中的“免費乘車”問題。McConnellandServaes(1990)運用Tobin’sQ代表公司業績,研究表明機構投資者持股與Tobin’sQ存在正相關關系,證實了機構投資者參與治理的有效作用。Nesbitt(1994)研究了公司業績與全體機構持股、積極行動的機構投資者股權間的關系,結果發現在成為機構投資者的目標公司后,公司有顯著高于市場的業績表現。Bushee(1999)根據公司所有機構持股總和與R&D投資間的關系,HartzellandStarks(2000)通過機構投資者所有權與執行費用間的關系,均認為機構投資者在監督管理層方面發揮了監管作用。Michae.lP.Smith(1996)分析了1987-1993年間51家公司因CAIPERS(美國最大的公共年金基金)的積極主義對公司治理結構的影響。研究表明,股東積極主義在改變治理結構方面是很成功的,而這進一步導致了股東財富的增加。CALPERS1987-1993年從股東積極主義中獲得的增加價值為1900萬元,而成本大約是350萬元。從CALPERS的情況看,公司股價表現與成為目標公司的可能性之間反向相關,而在成為目標公司后,公司經營業績通常都會增長。arunKhanna和KrishnaPalepu(1999)通過對印度市場的統計分析發現,企業的經營績效同外國機構投資者的持股比例呈顯著的正相關關系。Ryan(2002)研究了美國的機構投資者,發現機構投資者的干預和活動水平對公司的業績有顯著的影響。例如,機構投資者愿意購買那些具有股票拆分前各種特征的股票,以便于在拆分后獲得短期和長期收入,這就對公司的業績產生了間接的影響。這些研究都支持機構持股規模能夠影響公司績效的觀點。

但也有相當部分的學者持不同看法,Keyes(1997)研究表明,由于不同的所有者利益間存在著及其復雜的相互關系網,加上信息評估方面的問題,機構投資者對績效的影響并不明顯。Elkins(1990)、Daily等(1995)進一步指出,機構投資者僅僅持股以及僅做出參與者的姿態對公司績效沒有任何意義,每年公布的股東建議書數目與公司績效沒有相關關系。Holderness(2001)發現,機構投資者持股集中度與企業經營業績之間并無顯著的相關性存在。Karpoff等(1996)更認為,由股東發起、提出的治理建議不能導致增加公司價值的決策產生,沒有任何證據表明這些建議能增加公司價值,提高公司績效和改變公司的政策。SukMa-khija和Spiro(2000)研究了988家剛剛完成私有化的捷克企業,發現基金持股比例與公司股票價值沒有顯著相關性。這些研究都對機構參與主義的效率提出了質疑。

國內關于機構投資者持股與公司業績的研究尚很少。胡旭陽、吳秋瑾(2004)研究了1999-2002年間我國證券市場基金持股與上市公司股利政策之間的關系,研究表明基金持股對上市公司盈利政策具有顯著的正相關性,但作者認為這是由于基金公司對上市公司股利政策的關注,并以此作為選擇股票投資組合的依據,而不是積極參與公司治理的結果。婁偉(2002)對1998-2000年連續三年的證券投資基金在上市公司中的持股比例與上市公司業績表現之間的關系進行了回歸分析。研究表明,證券投資基金持股比例與上市公司業績分別呈明顯的正相關性。邵穎紅、朱哲晗、陳愛軍(2003)通過實證研究發現,基金持股比例與上市公司業績之間具有統計上的正相關關系,因此認為我國機構投資者對上市公司治理具有積極的影響。

二、樣本與數據

(一)樣本選擇及數據來源

本部分所有的數據均來自于Sinofin的CCER中國上市公司數據庫。由于深滬股市具有高度的“同質性”,本文以在上海證券交易所上市的公司為研究總體,用隨機抽樣的方法從中抽出100家為研究樣本,研究期間為2001-2005年。為了保證數據的有效性,本文根據以下選擇標準對原始樣本進行篩選。1.剔除財務數據和公司治理結構數據不完整、Tobin’sQ異常(小于0或者大于5)的樣本;2.所有樣本不包括金融保險行業的上市公司。

(二)績效指標的選取

筆者選擇了凈資產收益率(ROE)和托賓Q值(Tobin’sQ)兩種指標,分別從財務和市場兩個角度來衡量上市公司的績效。其計算公式分別如下:

ROE=(NP/Equity)×100

Tobin’sQ=(P×N+DEBT)/REASSETS

其中NP為凈利潤;Equity為年末股東權益總額,P為年平均股價,N為年末股本總數,DEBT為年末公司負債,REASSETS為年末公司資產的重置價值,這里計算Tobin’sQ時用年末公司總資產近似估計公司資產的重置價值。之所以選取以上兩個績效指標主要基于以下考慮:1.凈資產收益率是反映資本收益能力的國際通用指標,綜合能力強,但易被人為操縱;2.Tobin’sQ反映了公司的市場價值和市場對公司基本面的認同程度,中國股市的高投機性和不穩定性是這類指標的缺陷。因此,分別從財務和市場兩個指標來衡量上市公司績效是比較合理的。

(三)機構投資者作用的衡量指標

筆者選擇機構投資者在上市公司中的持股比例(PercentageofInstitutionalInvestorsownership,PIIO)為指標來反映機構投資者影響公司治理的能力。本文采用上市公司前十大股東中的機構投資者持股情況來代替該上市公司中機構投資者持股的整體情況。這是因為進入前十大股東則表明機構投資者已持有相當數量的股份,此時機構投資者才有能力和動力去監督和影響管理層,因而沒有進入前十大股東的機構投資者力量可以忽略不計。同時,由于數據采集的困難,這里采用的是狹義的機構投資者界定,選取其中的證券投資基金、證券公司和社保基金的持股額作為機構投資者持股額。

三、機構投資者持股與公司業績的實證檢驗且DW值符合要求,因此模型具有一定的解釋力。PIIO的系數為正,這說明機構投資者持股與我國上市公司經營業績存在顯的正相關關系。但是調整后的R2都偏離數值1,表明模型的擬合效果一般。說明機構投資者持股對我國上市公司經營業績的影響有限。目前我國機構投資者的力量仍然有限,雖然已經開始發揮作用,但是由于我國特殊情況的限制和自身發展的欠缺,對公司治理的影響還不夠大,治理活動還沒有全面的開展。

四、結論

篇8

【關鍵詞】MM理論;權衡理論;資本弱化;公平交易法;安全港規則

當下,中國企業稅制的改革已然進入較之先前更為深一層的領域中去,其中改革的核心任務在于實現稅收中性,契合公平原則。為此一些應運新形勢下的所得稅規則,比如受控外國公司法,公平交易原則,反資本弱化規則等呼之欲出。

資本弱化是指企業資本結構中債務資本大于權益資本的資本結構現象,即通過超額貸款來"隱藏資本"?,F有的稅收制度允許企業將借貸支付的利息作為財務費用稅前扣除,而為股權資本支付的股息則不能稅前扣除,這種不對稱的融資稅收待遇增加了企業對債務融資的依賴,也是企業產生資本弱化現象的一個基本誘因。

資本弱化扭曲了正常的融資結構,侵蝕了國家的稅收利益。為此,財政部、國家稅務總局先后出臺了《關于企業關聯方利息支出的稅前扣除標準有關稅收政策問題的通知》及《特別納稅調整實施辦法》,確立了反資本弱化稅制從而對資本弱化行為進行矯正。

兩號檔在具體的調整方法的適用上存在著分歧,前者采用安全港規則,而后者則采用公平交易原則。為正本清源,本文擬從反資本弱化稅制的經濟理論淵源,論證我國反資本弱化稅制假設前提的正當性,從而有助于我們正確理解,執行反資本弱化稅制,并提出完善現行稅制的有益建言。

一、研究方法

在研究方法上,本文采用模型分析法、實證法兩種方法進行論證。

就模型分析法而言,文章擬由MM模型、權衡理論來論證反資本弱化、稅制應然的調整目標,從而推導出實現該目標所采納的調整方法之制定所應依據的原理、準則,及其注意事項。

就實證法而言,文章擬對五大代表性行業的兩百三十三家上市公司的現金流產生的償債能力、固定資產和對外投資指針資料的分析、評估,從而對金融企業與非金融企業的融資能力差異假設及非金融企業間融資能力一致的假設進行有效論證。

二、文獻綜述

(一)MM 理論

Modigliani 和 Miller 在《資本結構、公司財務與資本》(1958)一文認為,在沒有稅收、交易成本和市場摩擦的有效市場中,企業不存在最佳資本結構,企業選擇債券融資還是股權融資都不會影響企業的市場價值。

而后,二者又共同發表了《公司所得稅和資本成本:一種修正》(1963), 修正了之前的理論假設,認為在考慮公司所得稅的情況下,由于負債的利息是免稅支出,可以降低綜合資本成本,增加企業的價值。也即,該論文提出了資本弱化的動因,具有里程碑的意義。

隨后MM理論又發展成為稅差學派(主要研究各類稅收差異對于企業資本結構的影響)和破產成本主義學派(認為盡管增加負債可以帶給企業稅收收益,但是破產風險也隨之增加,破產成本制約了企業的借貸能力)。

(二)權衡理論

所謂權衡理論(trade-off theory),就是強調在平衡債務利息的抵稅收益與財務危機成本的基礎上,實現企業價值最大化時的最佳資本結構。此時所確定的債務比率是債務抵稅收益的邊際價值等于增加的財務危機成本的現值。二十世紀七十年代權衡理論的代表人物包括羅比切克(Robichek,1967)、梅耶斯(Mayers,1984)、斯科特(Scott,1976)等人綜合稅差學派和破產成本學派的觀點先后提出權衡理論。權衡理論認為,企業可以利用稅收屏蔽的作用,通過增加債務來增加企業價值。但隨著債務的上升,企業陷入財務困境的可能性也增加,甚至可能導致破產,如果企業破產,不可避免地會發生破產成本。即使不破產,但只要存在破產的可能,或者說,只要企業陷入財務困境的概率上升,就會給企業帶來額外的成本,這是制約企業增加借貸的一個重要因素,因此,企業在決定資本結構時,必須要權衡負債的避稅效應和破產成本。

權衡理論以后又發展為后權衡理論,后權衡理論的代表人物是迪安吉羅(Diamond,1984)、梅耶斯(Mayers,1984)等人,他們將負債的成本從破產成本進一步擴展到了成本、財務危機成本和非負債稅收利益損失等方面,同時,又將稅收利益從原來所討論的負債收益引申到非負債稅收收益方面,實際上是擴大了成本和利益所包括的內容,把企業融資看成是在稅收收益和各類負債成本之間的權衡。這再次從理論上驗證了稅收因素影響了企業的資本結構,進一步深化了資本弱化的理論基礎。

(三)國內外學者的實證研究

目前在資本弱化實證研究方面,國內比較有影響力的是楊寶臣(1999)在一定假設條件下通過數理推導論證了企業可以利用財務杠桿效應實現公司市場價值最大化,企業最優資本結構是存在的。王靜、王玉婷、孫月萍(2006)以2000、2004年公布年報的1393家上市公司的資料為研究對象,篩選出796家符合條件的五大類上市公司,通對其最近五年負債權益的變化狀況進行分析和實證,證明了隨著中國稅收法制和資本市場的完善,企業所得稅將成為企業選擇籌資方式的強有力決定因素。

國外許多學者通過實際數據驗證了稅收是資本弱化存在的重要原因。根據英國、新西蘭和澳大利亞等國的稅收制度,M.Long 和 I.Malitz(1985), Ashton(1991),Lally(1992,2001)和 Monkhouse(1994)研究了稅收對公司選擇財務政策的影響。他們認為,在公司所得稅上,由于稅收的非中性,使利息相對于股利更加優惠,稅收套利機會的存在影響了投資者的決策,直接導致了企業資本結構的變動。

Booth(2001)根據發展中國家和發達國家的混合資料,通過對其進行橫截面回歸分析后認為,在負債融資稅收優勢較高的國家里,企業也會利用更多的負債來規避稅收,稅收項目與財務杠桿正相關。Graham 和 Harvey(2001)對美國392位CFO進行的一項調查顯示約有 45%的被調查者認為利息抵稅收益是影響負債融資決策的一個重要 因素。

三、符合稅收中性的資本結構

稅收中性指的是稅制設置應當不干預市場經濟運行,應當避免對市場 經濟行為的扭曲,從而使市場充分發揮資源分配作用。所以,稅收中性原則反映的是亞當斯密關于國家不干預經濟,讓"看不見的手"發揮唯一作用的觀點。資本結構是指權益資本與債務資本之間的比例關系,最佳資本結構是公司利益最大化的資本結構,它是企業財務狀況的一項重要指標。符合稅收中性的資本結構最早起源于MM理論。

(一)無稅下的資本結構

MM理論最初被稱作資本結構無關論,它建立在完善的資本市場中,但是現實中不存在理想的資本市場,尤其是公司稅對各個公司而言有很大影響。因此,在1963年這兩位經濟學家修正了MM理論,在此前的研究模型上考慮了稅收的影響,分析了在公司稅條件下的資本結構和企業價值的關系。

(二)稅收因素對最優資本結構的影響

有公司稅情況下債務會增加企業的價值。原因是債權性籌資的利息可稅前扣除,抵減應納所得稅。因此高負債可以大幅度減少企業稅收負擔。在這種情況下,負債企業的價值等于無負債企業的價值加杠桿的利得,這就說明企業只要通過財務杠桿利益的不斷增加,不斷降低其資本成本,負債越多,杠桿作用越明顯,公司價值越大。當債務資本在資本結構中趨近100%時,才是最佳的資本結構,此時企業價值達到最大。

修正后的MM理論從稅收的角度出發,論證了包含稅收這一經濟變量時對企業資本結構的影響,為資本弱化現象提供了更為直接的理論基礎。但是它過于片面強調舉債經營帶來的稅收利益和企業價值的提升,忽略了高負債可能會讓企業償債壓力加劇,財務風險上升,破產風險加大,使未來的正常運營存在不穩定性,因此理想狀態下的最佳資本結構100%負債無法在實際的經濟活動中得以運用。我們將在下文中用模型詳細論述MM理論,均衡理論與反資本弱化的關系。

四、資本弱化與反資本弱化

我們已知在無稅情況下,有債務融資公司價值等于無債務融資的公司價值,公司價值與企業資本結構無關。該模型僅在于一個無摩擦的資本市場,且對債務融資要求的條件較為苛刻,債務融資不會帶來財務危機成本和增加企業的成本,即債務融資不會企業價值帶來抵減時成立。

實際上,企業所得稅在各國稅法中是具有廣泛存在性。因此要對模型進行修正,使得具有實際意義,有必要在模型中引進所得稅。分析公司的財務結構及其與所得稅的關聯時,基于國際通用的企業所得稅法,稅基部分不允許扣除權益部分的資本支出,只允許扣除利息支出。因此在模型中,只考慮企業采用債務融資和權益融資兩種籌資方式,且不考慮兩種方式的產生的風險差異和公司結構的差異。此時,公司的稅收支出只收債務和權益之間比例的影響。

當假設部分與上述的部分相同,且只存在企業所得稅時,公司的利息支出會產生稅盾效應,使得企業所得稅的稅負減少。

企業在資本結構中使用債務融資可以產生稅盾效應,減免企業的所得稅稅負,從而實現對企業價值的增益。且當企業處于MM理論Ⅰ的假設下(債務融資不會帶來財務危機成本和增加企業的成本)時,理論上企業可以采用100%債務資本取代權益資本,通過最大化稅盾效應最小化企業所得稅稅負,使企業價值最大化。

(一)權衡理論與最優資本結構

由于在現實中的資本市場并不會處于完全無摩擦狀態,且由于交易成本(債務成本與權益成本)不會長期為0,而是隨著企業資本的結構的改變而相應改變。資本結構中債務融資為0%(尤其是短期債務)或者100%進行債務融資,都是不存在的,這是由于債權融資對企業價值的影響具有兩面性,一方面債權融資有促進企業價值增加的一面,同時債權融資也有使企業價值減少的一面。因此,在考慮現實中企業的最優資本結構問題時,需要充分考慮企業所得稅、成本、財務危機成本分別或共同存在情況下,資本結構如何影響企業市場價值。

當企業偏向于保持過高的債務融資比例時,債務產生的利息給企業造成的償債壓力,一般財務學上用利息支出與利潤的比值作為衡量償債壓力的指標,過高的償債壓力會給企業帶來另一項隱性成本:財務危機成本。因此,企業在決定資本結構時,必須要權衡負債的避稅效應和破產成本。在充分考慮這兩項成本的遞減與稅盾效應帶來的的企業價值增益時,使得投資人(債權與股權投資人)低估企業經營能力,從而減少企業價值。以及當企業負債比例過大時,通常會導致債權人處于對其資金安全的考慮。

當一個企業處于債務資本與權益資本的最優比率時,企業既可以獲得稅盾效應帶來的稅收收益,也可以避免過量的利息支出與財務危機成本。

(二)反資本弱化的實質

在均衡理論闡述了企業債務融資與財務危機成本、成本之間的關系與得出的結論的同時,我們仍將考慮以下情形:假設一個企業,擁有的總資金量為S,其債權融資和權益融資比率為1。

假定該企業只有少量的投資者,且在權益投資者擁有充足資金的情況下,會繼續投資這家企業,由于稅法對債務和權益投資人的身份并沒有做出明確限制時,權益投資者會選擇通過內部債務融資的方式進行投資,即既成為企業的股東,同時又是企業的債權人。但當所有的投資者都將多余的資金變成債務融資時,他們既是企業的股東,同時又是企業債權人的雙重身份,企業債務融資產生的利息將會支付給投資人,作為免于繳納企業所得稅的額外利潤,使企業投資者可以通過內部債務與關聯企業間的債務融資,來規避償債壓力和成本對企業的影響。

我們將上述以規避企業所得稅為目的,通過內部債務、關聯債務進行資本隱藏,使企業債務融資與破產風險不相等稱為資本弱化。資本弱化現象破壞了企業融資關系中稅收中性的要求,侵蝕了國家的稅收利益。

由于稅務部門無法對企業的債務籌資來源進行審查和限制,也不能給所有的債務融資制定一個對應的財務危機系數。稅務機關可通過審查關聯方的貸款條件是否與非關聯方的貸款相同來進行反資本弱化的規制;如果貸款條件不同,則關聯方的貸款可能被視為隱蔽的募股,要按資本弱化法規處理對利息的征稅。但該規則在現實中的實行會受稅務部門與企業信息不對稱的制約。因此,最簡單有效的反資本弱化規則,是針對企業的稅盾,即稅前扣除的利息額進行限制,制約企業的資本弱化行為。根據MM理論Ⅰ,稅盾來源于企業的債務融資價值。我們假設稅法當對資本結構的債務融資比率限制為11,超額利息將不允許在稅前扣除。且假定權益投資者仍通過內部債務融資的方式進行投資。此時,企業不管如何變更資本結構比例,其企業所得稅的有效稅盾是都固定值。

五、中國反資本弱化稅制假設的實證分析

(一)現行反資本弱化稅制

我國的反資本弱化稅制,由《關于企業關聯方利息支出的稅前扣除標準有關稅收政策問題的通知》(下稱《通知》)和《特別納稅調整實施辦法》中的資本弱化管理兩部分組成。

《通知》中規定,在計算應納稅所得額時,企業實際支付給關聯方的利息支出,不超過規定比例的部分,準予扣除,超過的部分不得在發生當期和以后年度扣除。

而這個規定的"比例",實質上就是安全港規則,企業主體不同,關聯方債權性投資與其權益性投資比例亦有所不同,也即金融企業,為51;其他企業,為21。

當然,《通知》并沒有排除其他調整方法的適用,它同時規定,"企業如果能夠按照稅法及其實施條例的有關規定提供相關資料,并證明相關交易活動符合獨立交易原則的……"也即,如果可比數據可靠的話,資本弱化的定價調整允許以公平交易原則作為調整方法?;蛘哒f,有可靠可比數據的情況下,反資本弱化稅制并不適用安全港規則。但是,遺憾的是,《通知》并沒有規定符合條件的可比性資料有哪些。

《特別納稅調整實施辦法》的規范性內容相較于《通知》,《特別納稅調整實施辦法》相對嚴謹了許多。它首先定義了資本弱化管理的概念,也即,資本弱化管理是指稅務機關按照稅法的規定,對企業接受關聯方債權性投資與企業接受的權益性投資的比例是否符合規定比例或獨立交易原則進行審核評估和調查調整等工作的總稱。對反資本弱化對應的利息,《特別納稅調整實施辦法》制定了其計算方法即:

不得扣除利息支出=年度實際支付的全部關聯方利息×(1-標準比例/關聯債資比例)

公式中的標準比例指的是《通知》所規定的安全港比例。也就是,《特別納稅調整實施辦法》并沒有超越《通知》所設定的安全港比例規則,甚至,也沒有具體界定什么內容屬于可比數據。

(二)安全港規則的實質

OECD關于公平交易原則的定義為:同一人直接或者間接參與一方企業和另一方企業的管理、管制或資本,在上述任何一種情況下,兩個企業之間的商業或財務關系不同于獨立企業之間的關系,那么,本應由其中一個企業取得,但由于這種情況而沒有取得的利潤,可以計入該企業的利潤,并據以征稅。

也即,在OECD協議范本中,認為如果兩個關聯企業之間發生了或被施加了特定條件,那么可以按照獨立企業之間所進行的正常的公開市場交易價格來確定其中的業務關系,這樣的轉讓價格調整方法就是公平交易原則。我們也可以認為,公平交易實際上就是一種客觀判斷法則,這種客觀判斷法則,需要有充足的可比數據予以保障。反觀安全港規則,我們則可認為是一種主觀判斷法則,這種調整方法,建立在立法者對企業間融資能力判斷的前提基礎上,受立法者理性思維的影響。這股立法者理性思維之風,影響著世界上許多國家,我們可以從下表得以印證;同時,我們亦可從下表得以另一種觀點, 也即是各國立法者的主觀判斷均不相同。

具體到我國的安全港規則,即"金融企業51,其他企業21"實際上反映了立法者的兩種主觀假設,第一,金融企業與非金融企業融資能力存在差異;第二,非金融企業之間融資能力一致。

(三)金融企業與非金融企業融資能力差異假設

我國設定金融企業債券/權益比例為51,非金融企業為21,這一比例,其實際是基于金融企業與非金融企業融資能力存在區別的假設。為驗證此假設的正確性,我們選取了中國A股上市的233家公司進行分析,這233家公司分別來自于非金融企業(包括房地產、計算機、醫藥、有色金屬)和金融行業。所有財務數據均來來自于2010年報。

在現實中,我們不難發現一些總資產權益比(asset/equity ratio)很低,且缺乏資產規模的企業,因為缺乏足夠的資產擔保水平而難以獲得投資。由此,我們在下面的統計中將這一變量加入考慮范圍。我們假定投資人(包括債務和權益投資人),會拒絕給一個需求資金大,而資產規模不足的企業投資,且當一旦企業資金鏈出現危機時,債權投資人的優先求償權會先得到滿足。企業的固定資產比(fix-assets rate)和企業的經營現金流產生償債能力,在現金流量表中,和應付款項不相關的項目有支付給職工以及為職工支付的現金和購買商品、接受勞務支付的現金,由此償債能力的指數計算公式為:

企業經營活動現金流入=支付給職工以及為職工支付的現金-購買商品、接受勞務支付的現金

我們還需要額外考慮2個因素:固定資產和對外投資(交易性金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資、長期股權投資、其他投資)。這個因素往往作為抵押貸款的抵押物,會影響到企業的借款,尤其是銀行貸款會以此作為是否放貸的標準。所以我們主要考慮(現金流產生的償債能力+固定資產+對外投資)/總資產的比例,以此來判斷不同行業間的企業能夠進行債權性籌資的能力。

(四)非金融企業間融資能力一致假設

在上文里,我們選取并統計了我國房地產行業、計算機行業、醫藥行業及有色金屬冶煉業四個行業的企業的債務融資能力系數。這說明了在面對相同的企業所得稅率和反資本弱化規則時,企業所面對的有效稅率會受到自身(行業)的特點(資產負債率,凈資產比率等)影響。在我國目前的金融貸款體系中,尤其是2008年金融危機的影響,各國有銀行傾向于縮緊貸款規模,導致了資產比重大的行業,在取得債務融資時比其他行業有優勢。在貸款額度有限的情況下,行業資產比重大的企業可以通過該優勢保持企業債務水平,而行業資產比重小的企業不能保持合理的負債率。其結果是兩個行業的企業面對的有效稅率不同,稅收的公平性在實際執行過程中被一個一刀切的反資本弱化規則破壞。

現行我國資本弱化規則對其他企業使用單一的21安全港比率,并沒考慮各行業企業的債務融資能力的差異帶來的稅負差異。因此,在制定反資本弱化法時,我國應充分考慮上述情形,在確定安全港比率時,應充分考慮企業行業特性不同導致資產負債比率的差異,細化安全港規則。

六、結論

反資本弱化稅制對借鑒關系的調整其目的要恢復到權衡理論下稅盾效應與破產成本之間的均衡博弈關系。

篇9

[關鍵詞]人民幣升值房地產價格動態分析

人民幣升值以來,我國房地產市場泡沫的產生,特別是進入2008年后房地產市場陷入低迷,前幾年聚集起來的房地產泡沫進入破滅期。本文將立足人民幣升值和房地產市場現狀采用2005年7月~2008年9月的最新數據實證分析人民幣升值預期對房地產泡沫的影響。

在中國走向對外開放的背景下,投資者將有一個全球的投資組合視野,使國內資產價格產生相對于匯率變動的貼水和升水,一國貨幣的匯率變動將成為其國內資產價格變動的重要影響因素。本文認為房地產泡沫的產生受人民幣匯率變動和熱錢因素的影響,若以ER、HP、HM分別表示人民幣實際有效匯率、房屋銷售價格指數和熱錢(用外匯儲備代替)。人民幣升值預期和房地產泡沫之間的VAR關系模型可以表示為:

αi為方程的系數,μ是白噪聲誤差項,t表示時間,i表示滯后階數。

作ADF平穩性單位根檢驗可知,變量本身并不是平穩的,在經過一階差分以后變成平穩時間序列。變量同階平穩通過ADF單位根檢驗,說明變量之間存在著協整關系,可以進行協整檢驗。根據AIC和SC值進行判斷決定用滯后一階,即選用VAR(1)模型。本文基于VAR方法的協整系統檢驗,檢驗結果如表1:

注:*表示在5%的水平上拒絕原假設。

協整檢驗結果表明,實際有效匯率、房屋價格指數和外匯儲備之間存在著長期的均衡關系,協整方程為:

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

(-1.661745)(2.742939)(46.86884)

則白噪聲誤差項μ=㏑HP+0.048339㏑ER-0.003009㏑HM-4.803418

對白噪聲誤差項μ進行根檢驗,則

說明殘差本身是平穩的,所以存在協整,遠期是均衡的。建立VAR動態模型:

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

0.001546㏑HM(t-1)

實際有效匯率、熱錢對房地產價格有一個負的影響,即實際有效匯率的增長會導致房地產價格的下降,這似乎與人們的直覺相悖,然而由于人們對人民幣升值空間存在一個理性區間,當人民幣升值到一定程度時,人們對人民幣升值預期減少,中國房地產預期收益度相應上升,人們開始拋售,房地產價格應聲下跌。以上分析是一種長期均衡,更加深入的分析需要通過誤差修正模型來進行。在VAR系統的基礎上,相應的誤差修正模型(VEC)為:

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

誤差修正模型系數項為負,說明房地產價格對長期趨勢的偏離不能在短期內得到糾正,另上一期的房地產價格對當期房地產價格在短期內的影響也很顯著。

根據房地產價格對人民幣實際有效匯率和外匯儲備的沖擊的響應,在第一期給人民幣實際有效匯率一個正沖擊后,房地產價格先上升后下降,在第五期達到低點后上升,在第九期達到最高點,總體而言人民幣升值對房地產價格的增長是正的影響。第一期給外匯儲備一個正的沖擊后,房地產價格隨即開始逐漸增加,在第四期達到最高后回落。這表明房地產價格受到熱錢沖擊后隨即產生影響,而且這個影響有逐漸上升的趨勢。

泡沫對一國金融安全的威脅來源于泡沫膨脹期間不斷積累的金融風險,泡沫破裂后金融危機的爆發不過是已有風險的釋放。本文在此背景下得到如下結論:

1.在泡沫和金融不安全傳遞過程中,制度變遷提供了制度環境,宏觀經濟政策的變化起著助推作用,預期發揮著動力作用,而經濟主體的行為變異則最終促成泡沫經濟和金融不安全相互傳遞的實現。

2.保持外匯儲備的適當規模,保證儲備資產的多元化以減少在本幣升值過程中對沖美元貶值的損失;對在利益驅使下通過各種渠道滲入我國進行套利、套匯的國際游資進行防范與控制,完善國際游資投機目標市場的監管,減少投機獲利區間,利用稅收措施抑制國際游資的大進大出。

3提高宏觀調控預期性和有效性,真正提高宏觀調控的質量。從根本上轉變宏觀調控方式和宏觀調控指導思想。對宏觀調控措施更多地采用適時適度微調,靈活多次“點剎”,把握好調控節奏和力度,提高宏觀調控的技巧性以有效解決經濟運行中的矛盾和問題。

4.從全球視野的角度,全面調整中國宏觀經濟調控政策的戰略定位和工具選擇;強化貨幣政策的國際協調,防止單邊調整帶來的巨大宏觀經濟風險,積極通過雙邊和多邊體系進行匯率協調和資本監管協調;在金融交易展開相應的國際價格形成機制的干預。

參考文獻:

篇10

本文利用深證成指收盤價的日數據,利用具有非對稱效應的TARCH模型分析深證成指收盤價的波動變化規律。實證結果顯示,深證成指的條件異方差效應較為明顯,而TARCH模型能構較好的消除條件異方差。對于深證成指的沖擊,利空消息不同于利好消息,總體上要大一些,杠桿效應的存在較為明顯。

【關鍵詞】

TARCH模型;波動性;杠桿效應

國內許多學者開始運用ARCH類模型對中國股市波動進行實證研究。股指的變動能夠很好地反映股市的變化以及發展情況。股指的變化范圍以及變化程度在不同的時間范圍內有很大的差異性。所以在建立TARCH模型時,必須對應股市的不同階段,從而對股市不同發展階段波動的變化情況都有相應的研究。因為非對稱性的波動會常會在股市上體現,因此本文將研究重點放在股票市場波動的非對稱效應上。本文首先對深圳成指收益率序列進行處理,修正其自相關,然后運用TARCH模型來研究,該模型含有高階非對稱效應,最后得出深圳成分指數的波動情況。

1 TARCH模型

2 實證分析

2.1收益率rt 的ADF檢驗

在對收益率序列進行分析之前,首先應該對該序列做ADF檢驗,如果收益率序列是非平穩的序列,要考慮將時間序列作平穩化處理。對收益率時間序列的單位根檢驗的結果可知:指數期貨的日收益率時間序列的ADF的檢驗t統計量為-29.05368小于1%的臨界值-3.437976。因此,在99%的置信水平下,拒絕原假設,即序列是平穩的,不存在單位根。

2

3 結論

本文研究表明非對稱效應的TARCH模型較好的模擬深證成指收益率序列的波動變化并得到以下結論:

(1)深證成指收益不服從正態分布,樣本方差大,存在尖峰厚尾效應正態分布難以擬合尖峰厚尾效應。因此,傳統的基于正態分布的模型例如CAPM模型、APT模型等在預測股價走勢時,其精度將會很低。

(2)深證成指收益率序列的自回歸模型的殘差存在較強的ARCH效應,而TARCH模型能較好地消除自回歸模型的中ARCH效應。同時,深證成指收益率序列的條件方差受到的沖擊是持久的,外部沖擊對深證成指未來收益率的預測有著十分重要影響。

(3)深證成指收益率的條件方差波動具有非對稱效應。非對稱效應的波動的結果使得深證成指收益率序列的條件方差波動加大,進而使得深證成指日收益率序列的波動呈現出較為明顯的杠桿效應。相對于好消息而言,不利消息對深證成指日收益率的沖擊要大。

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