学历文凭投资收益分析论文范文第1篇
【摘要】应计可靠性是否可被投资者识别一直都是资本市场中各个参与方关注的问题。本文采用沪深两市2001-2007年数据，检验广义上应计项目的可靠性与股票回报之间的关系。研究发现：（1）总的来说，应计项目的可靠性与股票回报负相关；（2）对不同的应计项目之间，其可靠性与股票回报的负相关程度存在差异，应计项目的可靠性越高，负相关程度越高。
【关键词】应计可靠性； 盈余持续性； 套利策略
一、应计可靠性的识别
目前，我国实行的是应计制会计，会计盈余由现金流量和应计项目两部分构成。有研究发现，现金流量和应计项目的可靠性是不一样的（Sloan，1996）。最主要的区别是应计项目包含了更大的主观性，也就是说其可靠性不及现金流量。Sloan（1996）对应计项目的计量仅仅只是考虑了应收、预收账款等往来款项，随着目前全球经济的金融化和一体化，企业投资、融资活动的增加，这种应计定义已经不能全面反映公司会计信息的可靠性。例如，WorldCom公司的会计丑闻就是把十亿美元以上应该费用化的支出进行了资本化。Richardson，Sloan，Soliman and Tuna（2005，简称RSST）提出了对应计项目的广义定义，他们认为应计项目①等于营运资本变化、非流动性经营资本变化与金融性净资产变化之和，即：WACC= ΔWC+ΔNCO+ΔFIN。
在表1中，ΔWC表示营运资本变化，主要包括应收账款、存货和应付账款的变化等。应收账款是否可以收回，取决于对方企业的经营和诚信情况；存货的多少与企业选择的存货的计价和发出方法相关，这样，应收账款和存货各期之间的变化具有很大的随意性，其可靠性较低。而相比于应收账款和存货，应付账款为本公司的债务，其可靠性更高。综合之下，ΔWC具有中等的可靠性。
ΔNCO表示非流动性经营资本变化。主要包括固定资产、无形资产、长期预付账款和递延税款。固定资产和无形资产的投入数量、每期计提折旧多少和摊销方法的选择、减值准备的计提都取决于管理当局的决策，具有较大的不确定性，其可靠性不高。同时，长期预付账款和递延税款具有中等的可靠性。综合考虑之下，ΔNCO具有中等的可靠性。
ΔFIN表示金融性净资产变化。主要包括短期投资、长期投资、短期负债和长期负债等。这些应计项目在以前的研究中都是被忽视的，但在全球经济一体化和金融化的趋势下，企业的金融性资产比重越来越大。这些应计几乎具有和现金一样的可靠性，变现能力较强，具有较高的可靠性。
二、应计可靠性与股票回报间的理论分析
“功能锁定”（functional fixation）概念最早来自Dunker （1945）和Luchins（1942）在心理学领域的研究。他们发现人的注意力有着一定的选择性，即当个人面对大量信息时，通常注意那些最显眼、最容易理解的部分，面对那些不太起眼、难以理解的信息内容则不大注意。
在证券市场研究中，“功能锁定假说”（Functional Fixation Hypothesis，以下简称FFH）是与“有效市场假说”（Efficient Market Hypothesis，以下简称EMH）相竞争的一种假说。EMH 认为证券价格能够充分、及时、无偏地反映一切可以公开获得的相关信息。FFH 认为投资者在决策过程中往往锁定于某种特定的表面信息，不能充分理解和利用有关信息来评估证券价值从而做出正确的投资决策。以会计盈余信息为例，市场对会计盈余信息的功能锁定体现为投资者只注意到名义的盈余数字,而对会计盈余的质量没有应有的关注，对具有相同会计盈余但盈余质量不同的公司的股票不能区别定价。
Hand（1990）提出了“扩展的功能锁定假说”（Extended FFH），他发现那些主要由个人投资者持有的股票在定价上存在“功能锁定”,而由机构投资者持有的股票不存在“功能锁定”问题。Hand（1990）提出两种假说：成熟投资者假说（sophisticated investors hypothesis）和天真投资者假设（na?觙ve investor hypothesis）。成熟投资者假说认为，投资者可以理解应计项目可靠性对盈余持续性的作用，应计可靠性可以在股票价格中得到反映，应计项目的可靠性与股票回报间应该不相关。反之，天真投资者假设（the naive investor hypothesis）认为，投资者不可以理解应计项目可靠性对盈余持续性的作用，应计项目可靠性与股票回报间应该负相关。
我国资本市场上近年来的发展也激发了学术界关于资本市场效率问题的研究兴趣。刘云中（2003）沿用了Sloan（1996）的方法，使用了1998年到2000年的数据进行检验，发现会计应计的持续性低于现金流量。李远鹏、牛建军（2007）研究发现在中国证券市场并不存在应计异象，即不存在对会计应计的过度反应。但是本文发现这并非市场对会计应计进行了正确定价，而是由于亏损公司的“洗大澡”行为造成的，表明检验中国证券市场的有效性，不能仅仅从投资者行为入手，而应充分考虑到公司层面的制度背景。
本文试图回答以下两个问题：（1）从盈余自相关角度看，会计可靠性是否具有更高的盈余持续性；（2）从股票回报角度看，市场是否给予会计可靠性恰当的定价。
三、应计可靠性与股票回报间的实证检验
（一）数据来源与样本选择
研究中财务数据来自《CSMAR2008》，股票收益率数据来自色诺芬（CCER）中的日交易数据，以2001年到2007年7年作为研究期间。
按照如下原则选择样本：有本年度年初、年末和下一年度的财务数据；有下一年度5 月到次年4月完整股票回报率数据；排除当年IPO 的公司；排除金融行业公司。所有变量都进行上下极限1%的winsorized处理，以消除极值对结果的影响，最后得到的样本从2001年到2006年分别为1072、1116、1188、1158、1173和1179，合计为6886个。
（二）研究方法
使用Fama and Macbeth（1973）年的方法进行回归分析。首先，使用横截面的年度数据估计每个参数的系数，然后报告每个系数在时间序列上的均值。回归模型如下：
RETt+1=ρ0+ρ1ROAt+ρ2TACCt+νt+1（1）
ρ1衡量了除应计部分以外的盈余对股票回报的作用，ρ2衡量了盈余中应计部分对股票回报的作用。公司中应计的比例与股票回报负相关，所以预期ρ2<0。
RETt+1表示下一年度经公司规模调整后股票持有收益。股票持有收益是指从会计年度结束后四个月后的十二个月的累计收益②。规模调整是将样本公司按最后一个交易日市场总价值的大小划分为十组，计算某一组其后一年的股票回报率，再将个别公司股票原始回报率减去其所在组的平均回报率。
由WACC=ΔWC+ΔNCO+ΔFIN，可以对公式（1）中的WACC进行转换，分别检验应计的各个组成对股票回报的作用。回归模型如下：
RETt+1=ρ0+ρ1ROAt+ρ2ΔWCt+ρ3ΔNCOt+ρ4ΔFINt+νt+1（2）
（三）应计可靠性与股票回报
表2中的回归1得到的结果与Sloan（1996）和RSST
（2005）的研究相一致，盈余的循环周转系数大约在0.765。在表2的回归2中，是按照公式（1）进行回归，和笔者的预期是一致的，ρ2显著为负。
由表1可知，ΔWC具有中等的可靠性，ΔNCO具有较低或中等的可靠性，ΔFIN具有较高的可靠性，其回归系数的符号可能是正，也可能是负。对可靠性较低ΔWC和ΔNCO，ρ2、ρ3是负值，对可靠性较高ΔFIN，ρ4是正值。表2中的回归3到5按照公式（2）进行单变量检验，检验的结果与预期一致。ΔWC和ΔNCO的系数表现为显著负相关，ΔFIN的系数显著正相关。表2中的回归6是按照公式（2）进行的多变量检验，检验结果与单变量检验基本一致。
其中，ρ1衡量了盈余中现金流量部分对股票回报的作用，ρ2、ρ3和ρ4衡量了ΔWC、ΔNCO和ΔFIN相比于盈余中现金流量部分对股票回报的作用。对公式（2）进行单变量的检验，ρ1衡量了排除ΔWC外的盈余对股票回报的作用，ρ2衡量了ΔWC与排除ΔWC后盈余对股票回报作用的差异。也就说，在单变量检验中，ρ1衡量不仅仅是盈余中现金流量部分对股票回报的作用，而是排除了某一个应计项目后的盈余对股票回报的作用。ρ2的符号可能是正，也可能是负。对可靠性较低的应计项目，ρ2是负值，对可靠性较高的应计项目，ρ2是正值。
四、研究结论与启示
根据RSST （2005）提出的广义应计项目定义。本文采用沪深两市2001—2007年间6886个公司年度数据，检验广义应计项目的可靠性与股票回报之间的关系。研究发现：总应计项目与股票回报负相关，应计各个项目与股票回报的负相关程度会随应计项目的可靠性不同而存在差异。非流动性经营资本、营运资本与金融性净资产的可靠性从低到高，其与股票回报之间负相关程度也逐渐减弱。Hand（1990）提出天真投资者假设在本文得到验证。●
【参考文献】
［1］ 李远鹏，牛建军.退市监管与应计异象［J］.管理世界，2007，（5）.
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［4］ Fama,E.F.,Macbeth,J.D., 1973. Risk, return and equilibriumempirical tests. The Journal of Political Economy 81,607-636.
［5］ Hand,J,1990,A Test of the Extended Functional Fixation Hypothesis. The Accounting Review 65,740-763.
［6］ Sloan,R.G.,1996. Do stock prices fully reflect information in accruals and cash flows about future earnings? The Accounting Review 71,289-315.
［7］ Watts, R.L., 2003. Conservatism in accounting part I: explanations and implications. Accounting Horizons 17,207-221.
［8］ Sccott A.Richardson,Richard G.Sloan,Mark T.Soliman,Irem Tuna,2005,Accrual Reliability,Earning Persistence and Stock Prices, Journal of Accounting and Economics 39,437-485.
［9］ Diver, J.2001,\"a Selective Review of Selective Attention Research from the Past Century.\" British Journal of Psychology, 92:53-78.
注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文
学历文凭投资收益分析论文范文第2篇
摘要：本文研究了我国A股市场2006年6月19日至2007年6月30日之间109只IPO股票抑价、长期表现及其影响因素。结果表明：全流通下A股IPO交易首日有正的初始超额收益，一年、三年均获得负的长期异常收益。初始超额收益受市场波动、事前不确定性、中签率和上市首日换手率的影响显著；一年期收益受市场波动、事前不确定性和初始超额收益影响显著；三年期收益受市场波动、发行价格、事前不确定性和上市首日换手率影响显著，初始超额收益对三年长期收益无显著影响。
关键词：IPO抑价 长期表现 全流通
一、引言
自1990年12月我国设立证券交易所以来，A股市场累计融资49.4万亿元。全流通后我国首次公开发行股票（IPO）公司数目及融资金额增长迅速。IPO抑价，即首次发行股票上市交易首日有正的初始收益。蒋顺才、蒋永明（2005）发现1991年至2004年我国A股平均IPO抑价为145.87%，远高于欧美等成熟市场的10%～20%及新兴市场的50%；2006年至2007年我国平均IPO抑价为91.6%（徐守喜、梁叔翔，2010）。IPO长期收益有正有负。J. Chi and C. Padgett（2005）证明我国1996年至1997年的IPO股票有正的三年长期收益；而王珍（2009）发现我国1999年至2002年IPO股票37个月的购买持有超额收益为-23.4%。我国IPO抑价研究起步晚，大部分是实证研究。全流通前，王晋斌证明我国IPO抑价与股票上市后收益率的标准差、发行规模、中签率及承销方式没有显著相关关系；韩德宗发现IPO抑价与市盈率、上市公司内在价值、收益率的标准差（即事前不确定性）等显著相关；邹建指出影响IPO抑价的因素也影响其长期表现。全流通后，陈有禄研究发现，中签率仍是IPO抑价的重要影响因素；谢金楼（2010）证明二级市场的乐观情绪、新股投机对IPO抑价影响显著。我国IPO抑价研究集中于全流通前，对全流通下IPO抑价现象的研究很少（徐守喜，2010），而且大部分实证研究都依赖特定的财务指标，只关注上市公司的财务和运营表现，对市场及股票自身的风险关注不足。近来有学者开始关注IPO股票长期表现，但仍着眼于全流通之前，对全流通下IPO股票长期表现的研究寥寥无几。本文以全流通下我国A股市场首发上市且交易满三年的股票为样本，对影响IPO抑价、长期异常收益的因素进行实证检验，以期揭示全流通下影响IPO抑价、长期表现的原因。
二、研究设计
（一）研究假设 全流通后我国股票市场依然存在显著的IPO抑价（谢金楼，2010），因此，本文对IPO初始收益假设如下：
假设1：全流通下我国A股市场存在IPO抑价，即有正的IPO初始超额收益
我国IPO长期收益有正有负（J. Chi，C Padgett，2005；王珍，2009），基于我国投资者投机动机明显特征，本研究认为投资者对IPO股票的过度追捧会在上市后消失，市场热度下降将使股价下降，导致抑价逐渐消失，长期出现负的异常收益。本文假设如下：
假设2：全流通下我国A股市场IPO长期表现不佳，即存在负的长期异常收益
全流通下，我国资本市场市场化程度增加，有效性增强。因此在研究IPO初始超额收益影响因素时，除了考虑上市公司的财务和运营表现外，更应关注市场及股票自身风险的影响。本文借鉴Omran M.（2005）的研究，引入事前不确定性和市场波动等市场因素，同时又考虑已有文献研究中证实影响较为显著的上市首日换手率、中签率、市盈率及发行价格等个股因素，构建多元回归模型，对影响IPO抑价的因素进行实证检验，以期发现全流通下IPO抑价的原因。据此本文对IPO抑价影响因素提出以下基本假设：
假设3：IPO抑价与市场波动正相关
IPO抑价可能依赖于市场波动（Jog and Wang，2002），我国市场波动性很高，上市公司通过抑价发行来减少发行失败的可能性。
假设4：IPO抑价与事前不确定性正相关
根据信息不对称理论，刚发行上市公司价值不确定性比知名企业价值不确定性大，因此投资者要求获得较高的投资收益。
假设5：IPO抑价与中签率负相关
中签率指募集资金量与参加认购资金量的比率。中签率低说明认购新股投资者多，投资风险较大，要求更高收益，导致高抑价。
假设6：IPO抑价与上市首日换手率正相关
换手率体现交易的活跃程度，换手率越高，股票对投资者的吸引力越大，投资者期望回报率也越高。
假设7：IPO抑价与发行价格负相关
根据“赢者诅咒”，发行价格越低，投资者风险成本越低，投机机会越大，二级市场交易越活跃，市场交易价格越高，抑价水平越高。
假设8：IPO抑价与发行市盈率负相关
较高的发行市盈率意味着IPO公司有较强的盈利能力，投资者投资风险较小，要求的收益就比较低。
Levis认为IPO抑价可归因于投资者过于乐观，这种预期长期内会逐步调整，使抑价发行的股票长期表现不佳。又根据邹建影响IPO抑价的因素也影响其长期表现的研究结果，本文假设如下：
假设9：IPO抑价与初始超额收益负相关
假设10：影响IPO初始超额收益的解释变量也影响IPO长期超额收益
（二）样本选取和数据来源 本文选取2006年6月19日至2007年6月30日之间我国A股市场首发上市且交易满三年的115只股票，剔除6个异常值（合并、分立或溢价发行），剩余109只作为本文实证研究样本。本文数据来源于清华金融研究数据库和国泰安数据库，并通过东兴证券网上交易软件实时交易行情系统做了必要的修正和补充。本文用计量分析软件SPSS12．0进行实证分析。
（三）变量定义和模型建立 为了检验上述研究假设，准确度量全流通下我国A股IPO抑价、长期表现，并验证其影响因素，进而说明我国股票市场的特点，本文对IPO初始超额收益和长期异常收益的计算、两者影响因素的验证进行如下设计：
（1）初始超额收益和长期异常收益的计算。IPO抑价程度通常以初始收益来衡量，即股票发行到上市首日的价格变化幅度，考虑了交易成本的初始收益表示为：ri=■-■ （1）
其中，ri为初始收益，Pi，t为上市交易首日收盘价，Pi，0为发行价，TCi为每股交易成本。考虑到新股发行到上市期间市场变化对新股价格的影响，应计算调整的初始收益，即初始超额收益。本文选用了我国沪深两市A股指数（CMI）作为公式（1）的调整基准（参考组合），计算初始超额收益（Ar）。关于长期收益的计算方法目前还没有共识。采用市场调整模型，计算累计异常收益（CAR）和购买持有异常收益（BHAR）来表示IPO股票长期异常收益。运用市场调整模型（MAM）计算IPO上市后1年和3年（分别为12和36个交易月份）的累计异常收益（CAR）和购买持有异常收益（BHAR）。
CARi，s，e=■ri，t-rcrp，t （2）
BHARi，T=■（1+ri，t）-1■（1+rcrp，t）-1，T=12，36 （3）
其中，CARi，s，e表示从s月到e月的市场调整累计异常收益，s是上市交易首月，e是上市交易的12或36个月；ri，t和rcrp，t分别是股票i和市场的月收益；BHARi，T表示IPO上市交易首月购买并持有T个月的异常收益，T是上市后第12或第36个交易月；t=1表示上市交易首月。根据Ritter的理论，本文用相对财富（WR）来度量样本IPO公司的平均购买持有收益（BHR）与市场平均BHR的比值，推断IPO股票的长期表现。WR值大于1表示样本IPO公司股票市场表现比市场好，WR值小于1，则反之。WRT=■，T={12，36}（4）
其中，WRT表示经过T个时期的相对财富，AvgBHRT，IPOs和AvgBHRT，CRP分别表示经过T个时期样本IPO公司和市场的购买持有收益。
（2）模型建立。为验证假设中各因素对初始超额收益和长期异常收益的影响，本文建立如下初始超额收益和长期异常收益多元回归模型，以进行多个横截面回归分析：Ari=α+?茁1EXi+?茁2OPi+?茁3MVi+?茁4PERi+?茁5MRi+?茁6TRi+?着i （5）
其中：Ari为IPO股票初始超额收益；EXi为事前不确定性，用IPO股票上市后一年内日收益的标准差表示；OPi为发行价格；MVi为市场波动，用股票i认购结束日前两个月内市场日收益的标准差来计算；PERi为发行市盈率；MRi为股票发行中签率，用可发行额度除以总申购金额表示；TRi为上市首日换手率。
AFTMARKARi，T=α+?茁1Ari++?茁2EXi+?茁3OPi+?茁4MVi+?茁5PERi+?茁6MRi+?茁7TRi+?着i （6）
其中，AFTMARKARi，T为股票i经过T个时期的长期异常收益。
三、实证检验
（一）描述性统计 描述性统计结果如表（1）至表（3）所示。（1）初始超额收益描述统计分析。将基础数据代入公式（1）并减去市场对应的日收益，得到IPO初始超额收益；将购买持有初始超额收益代入公式（4），得到其均值相对财富和中值相对财富。结果如表（1）和表（2）所示。可以发现：第一，我国A股IPO抑价严重。平均初始收益为107.68％，最高达469％，最低也有4.5％；初始超额收益为107.45%，即以发行价购买IPO并在交易首日卖出的投资者能获得高于市场107%的收益；64.2%的IPO（109个中有70个）投资者获得正的初始超额收益。第二，IPO初始收益的标准差比市场也大很多，说明市场变化对IPO初始收益有影响，且IPO初始收益处于巨大波动之中。第三，以初始超额收益参数检验t值（非参数检验z值）结果在1%置信水平下显著，且为正，说明初始超额收益的均值显著大于0。第四，均值相对财富2.1表示投资者以等额资金分别投入IPO股票和市场，投资于IPO股票的收益比市场高110%。由此可见，我国IPO产生经济上、统计上均显著的初始超额收益，与假设1一致。说明全流通下我国IPO抑价没有得到改善，抑价水平仍很高，这与以往研究是一致的（J.Chi，C. Padgett，2005；徐守喜，梁叔翔，2010）。（2）长期异常收益描述统计分析。将基础数据代入公式（2）和（3），得到一年和三年长期异常收益；将购买持有收益代入公式（4）得到一年、三年期长期异常收益的均值相对财富和中指相对财富。表（3）显示了一年和三年期长期异常收益描述统计结果。可以发现：第一，全流通下，我国A股市场IPO股票一年和三年期内均产生负的异常收益。考虑市场风险的情况下，一年期异常收益区间为［-1.00，-0.55］，三年期异常收益区间为［-0.99，-0.27］，平均来看，购买持有异常收益低于累计异常收益。第二，长期异常收益的参数检验在1%置信水平下均显著，且T值为负，说明IPO股票长期异常收益显著小于0，即投资于IPO股票一年、三年的收益低于市场。非参数Wilcoxon 符号秩检验Z值均不显著，说明长期异常收益中值可能为0。第三，均值、中值相对财富均小于1，表明以等额资金分别投资于IPO股票及市场，投资IPO股票的一年、三年收益均低于市场；均值相对财富最高为0.59，意味着投资者等额资金投资于IPO股票获得的收益仅为市场的59%。全流通下我国IPO长期异常收益为负，表现无法令投资者满意，这与假设2一致，也与其他经济体表现一致。
（二）回归分析 为验证假设中各因素对初始超额收益和长期异常收益的影响，本文对其进行了多元回归分析。
（1）初始超额收益实证结果及分析。将事前不确定性（EX）、发行价格（OP）、市场波动（MV）、发行市盈率（PER）、中签率（MR）和上市首日换手率（TR）代入公式（5），进行回归分析，以发现和揭示影响A股IPO抑价的因素，结果如表（4）所示。可以发现：第一，初始超额收益受市场波动、事前不确定性、中签率和上市首日换手率影响显著。初始超额收益与市场波动显著正相关（1%置信水平），与假设3吻合。市场波动的正系数说明，我国投资者在股市震荡剧烈时投资谨慎，在股市运行趋于平稳时投资活跃，投资者该行为特点导致上市公司在市场波动大时倾向于抑价发行股票。第二，初始超额收益与事前不确定性显著正相关（5%置信水平），与假设4相符。公司预期价值的不确定性程度越高，投资者在申购前收集信息花费的精力越大，否则将面临“赢者诅咒”。第三，初始超额收益与中签率显著负相关（5%置信水平），与假设5吻合。我国一级市场上个人投资者寻求暴富的心理使其盲目跟风，不了解新股风险就参与申购，产生低的中签率，投资者对该结果过度反应造成市场狂热，使他们为新股支付过多的溢价，从而提高IPO抑价。这种现象是由我国股票市场个人投资者为主体且其投资理念、投资知识和技能不成熟、投机心理严重的特点决定的。第四，初始超额收益与上市首日换手率正相关，与假设6相符，但不甚显著（10%置信水平）。由于“新股神话”的存在，我国投资者对新股的高额回报深信不疑，导致上市首日的投机氛围异常浓厚，交易换手率高，从而使股票在二级市场定价过高，产生高抑价。第五，公司具体特点（发行市盈率）、发行过程（发行价格）等个股因素对初始超额收益无显著影响，这与假设7和假设8不相符，说明全流通下我国投资者对IPO公司实际价值关注不多。第六，IPO初始超额收益受市场因素影响显著，说明我国投资者在IPO投资决策时，更关注新股是否能够带来短期高额收益，进一步证实了我国股票市场的投资者购买于IPO股票的目的在于投机，而非投资。第七，初始超额收益回归模型对IPO抑价有一定的解释力。初始超额收益回归模型的调整R2值为26.2%，说明初始超额收益回归模型只解释了我国IPO高抑价的一部分。F统计量显著，说明模型设立正确；Dw统计量接近2，说明模型不存在序列自相关现象；以上检验可保证参数t检验有效。初始超额收益模型拟合程度低于国外类似研究的拟合程度，说明全流通下我国市场化程度有一定的提高，但相对于成熟市场经济仍有差距，同时我国在IPO的定价机制、交易制度等方面都有显著不同于其他经济体的特点，因此我国IPO抑价的成因更复杂，国外的理论不完全适应于我国股票市场。
（2）长期表现实证结果及分析。将初始超额收益（Ar）、事前不确定性（EX）、发行价格（OP）、市场波动（MV）、发行市盈率（PER）、中签率（MR）和上市首日换手率（TR）代入公式（5），进行回归，以揭示影响A股IPO长期异常收益的因素。回归结果列示于表（5）。可以发现：第一，全流通下我国IPO一年期异常收益显著受市场波动和事前不确定性影响（1%置信水平下），初始超额收益对其也有影响，但显著性偏弱（如表（5）所示）。且一年期异常收益与初始超额收益呈负相关，与假设9相符。初始超额收益负系数，表明投资者在短期内过于乐观，而随着时间的推移，投资者预期变得消极，导致抑价逐渐消失，出现负的长期异常收益。这是由我国股市投机氛围重、新股换手率高的特殊市场环境决定的。第二，全流通下我国IPO三年期异常收益显著受市场波动、发行价格、事前不确定性、上市首日换手率的影响，这与假设10相符；初始超额收益对三年长期异常收益无显著影响，这与假设9不符。第三，市场波动的正系数说明，市场波动越大时，投资者在长期内有正的异常收益，与（Jog and Wang 2002）的研究结果一致；发行价格的负系数说明，发行价格越高的股票在长期内有负的异常收益，说明 “赢者之咒”理论在我国是成立的；事前不确定性的正系数表明在长期内IPO公司价值的不确定性逐渐减小，发行前不确定性高的公司的真实价值逐渐被发现，投资风险减小，投资日益活跃，从而获得正的长期异常收益，这与Omran M.（2005）的研究结果一致；上市首日换手率的负系数说明，投资者在长期内逐渐变得“不乐观”，使股票在二级市场上定价趋于合理，所以上市首日换手率高的股票在长期内获得负的异常收益，这说明投资者情绪假说理论在我国是成立的。第四，初始超额收益与一年长期异常收益显著负相关，对三年长期异常收益无显著影响。这说明引起我国IPO抑价的信息不确定性在一年以上三年以内被弥补，这是由我国股票市场信息不对称弥补时间较短的特点决定的。值得注意的是，2008年美国次贷危机引致的全球金融危机影响了市场的整体趋势，在此之前大多数IPO在市场上交易不满三年，且多存在于股市的大赢家手中，但在金融危机发生之后经历了巨大的抛售，因此投资者产生了一种“忧虑”，预期急剧消沉，加快了IPO股票抑价的消失。第五，IPO一年期、三年期异常收益回归模型拟合程度有差异。一年期异常收益回归调整的R2在36%到47%的范围内拟合很好，为IPO一年长期异常收益提供了较好的解释。长期异常收益模型三年期的拟合程度低于一年期，一年期调整的R2最高为46.6%，三年期为30.8%，一年期调整的R2最低值为36.3%，三年期为21.4%。但从F统计量的显著性水平看，回归方程的线性关系显著，表明模型设立正确。Dw统计量接近2，说明模型不存在序列自相关现象；以上检验可保证对参数进行的t检验有效。一年、三年长期异常收益模型拟合程度均低于国外类似研究的拟合程度（Omran M. 2005），再次证明国外理论不能完全解释我国股票市场IPO长期表现。综上所述，全流通下我国IPO股票产生负的一年、三年期异常收益；一年期异常收益显著受市场波动、事前不确定性影响和初始超额收益影响；三年期异常收益受市场波动、发行价格、事前不确定性和上市首日换手率影响显著；初始超额收益对一年长期异常收益影响显著，对三年长期异常收益无显著影响。一年、三年期模型拟合程度均不高，证明国外理论不能完全解释我国股票市场IPO长期表现。
四、结论
本文对全流通下我国2006年6月19日至2007年6月30日间109家A股IPO抑价及其长期表现进行了研究，进一步验证影响IPO抑价及其长期表现的因素，主要研究结论如下：全流通下我国IPO股票有正的初始超额收益，即存在IPO抑价，平均水平为107.45%。用CAR和BHAR衡量的一年、三年长期异常收益均为负一年期异常收益区间为［-1.00，-0.55］，三年期异常收益区间为［-0.99，-0.27］。初始超额收益受市场波动、事前不确定性、中签率和上市首日换手率影响显著，而公司具体特点（发行市盈率）、发行过程（发行价格）等个股因素对初始超额收益无显著影响。说明我国股票市场投资者行为对IPO抑价起主要作用，投资者购买IPO股票的目的在于投机，而非投资。IPO一年长期异常收益显著受市场波动、事前不确定性和初始超额收益影响；三年长期异常收益受市场波动、发行价格、事前不确定性和上市首日换手率影响显著。初始超额收益对一年长期异常收益影响显著，说明我国股票市场在IPO一年内是无效率的，但对三年长期异常收益无显著影响，这是由我国股票市场信息不对称的弥补时间短的特点决定的。本研究分析了我国全流通初期IPO抑价及长期收益表现，并验证其影响因素，为以后类似研究提供了最新论据。由于我国全流通时间不长，满足三年期截面特征的样本容量有限。随着时间的推移，可通过面板数据对我国IPO抑价及其长期表现进行跟踪研究，印证上述结论。
参考文献：
［1］蒋顺才、蒋永明：《不同发行制度下我国新股发行首日收益率研究》，《管理世界》2006年第7期。
［2］谢金楼：《全流通背景下A股IPO抑价研究》，《金融与经济》2010年第2期。
［3］徐守喜、梁叔翔：《全流通下我国IPO 抑价的实证分析》，《金融理论与实践》2010年第10期。
［4］J. Chi and C Padgett. The Performance and Long-run characteristics of the Chinese IPO Market. Pacific Economic Review，2005.
［5］Jog and Wang. Aftermarket Volatility and Underpricing of Canadian Initial Public Offerings. Canadian Journal of Administrative Sciences， 2002.
［6］Omran M.. Underpricing and Long-run performance of Share Issue Privatizations in the Egyptian Market. The Journal of Financial Research， 2005.
（编辑 虹 云）
学历文凭投资收益分析论文范文第3篇
基金分红的问题越来越受到证监会的关注，最近，有关媒体报道证监会就证券投资基金收益分配条款向基金公司发布内部审核指引。普通投资者该如何理解基金分红的潜规则？证监会的《指引》又是如何引导基金分红的？
基金分红类似上市公司分红回馈股东，理应受到投资人的追捧，但现实情况是，由于国内基金在分红条款上规定模糊，条款设计不易被投资者理解，加上一些基金公司甘当“铁公鸡”不及时分红，或用大比例分红做诱饵进行持续营销等，引起了持有人的不少诟病。
谨防契约中的“红利”陷阱
《指引》中规定，基金管理公司在设计基金产品时，应当根据基金产品特性拟定相应的收益分配条款，使基金的收益分配行为与基金产品特性相匹配。通常，从分红的频率来看，封闭式基金的分红较开放式基金确定，固定收益类基金较权益类基金确定。
因为封闭式基金处于折价交易的状态下，初始购买者获取可观收益的途径除了持有到期外，中间的分红也是提前兑现收益的一种做法，保护了初始投资者的利益。并且，分红相当于提前封转开，将折价资产按净值分配给投资者，有助于二级市场提高其交易的活跃性。因此，从上述角度，封闭式基金通常在契约中明确规定年度最少实施一次收益分配（在符合有关分红条件的约束下）。而固定收益类基金由于主要持有债券，其利息收入是债券的持续且稳定的收益，这也促使债券基金有较强的分红预期。
当然，在开放式基金是不是该分红的争论没有得到合理的结论下，如果投资者希望关注分红型产品，还是需要从契约中寻找答案，看看契约中是否规定“在满足相关的分红条件下，基金每年至少分红一次”这样的字眼。此外，还要谨防眼睛上当，基金名称中有“红利”二字的并不一定是分红型品种。以华夏红利为例，该基金在符合基金分红条件的前提下每年最多分配4次，契约来看并不能给投资者提供明确的分红预期，且“至多”二字还隐藏着可以不分红的含义。“至多”与“至少”差之毫厘，谬以千里。
因此，内部审核指引中规定的“基金公司在设计带有分红条款的基金产品时，应当在基金合同及招募说明书中约定每年基金收益分配的最多次数和每次收益分配的最低比例”要求中，本质上并没有强制基金一定要分红。
基金的收益分配基准
《指引》对基金的收益分配基准做如下强调：基金的收益分配比例应当以期末可供分配利润为基准计算。期末可供分配利润指期末资产负债表中未分配利润与未分配利润中已实现收益的孰低值。通过这条指引，我们可以揣测出证监会的两个意图：首先，明确了分配基准是什么。其次，对目前契约中约定俗成的“如果基金投资当期出现净亏损，则不进行收益分配”提出质疑。
对于分配基准，即以什么作为分配的基础这一点目前在开放式基金的分红公告中并没有明确交代，投资者并不知道基金分配的是什么时候的红利，但是《指引》中要求基金收益分配方案中至少应该载明基金期末可供分配利润这一点对投资者而言是一个利好。期末可供分配利润是一个时点数据，通常在基金年报中的“主要会计数据和财务指标”中有所列示。以博时主题行业2008年年报为例，该基金在主要会计数据和财务指标报表中展示，2008年期末的可供分配利润是1902904355.92亿元，这一数值为收益分配基准，而该基金3月30日发布的收益分配公告也以这个数值作为年底的收益分配基准。
确立的上述收益分配基准，会与目前基金契约中关于分红的一些条件相抵触，例如大部分基金会在收益分配中规定“如果基金投资当期出现亏损，则不进行收益分配”，这一条款难免有规避分红的嫌疑。特别是2008年当期投资出现亏损、而账面上依然有大量可供分配收益的基金可以轻松选择不分红，这其实是对投资者的一种误导。
简单来说，如果某只基金第一年实现投资收益5亿元，第二年由于市场大幅下跌投资收益亏损3亿元，待到年底分红时，虽然当期收益为负值，但基金年底账面上依然有2亿元的已实现正收益，这说明基金依然是赚钱的，对投资者而言，这部分收益应该纳入收益分配计划中。因此，我们可以将基金分红条件简单列为两条：基金净值超过面值以上、基金的期末可供分配收益为正。这两点收益分配原则可以化繁为简，使投资者从之前艰涩繁缛的规则中走出来，真正实惠于投资者。
红利发放期限
基金公司何时发放红利一直是由基金公司说了算，现实情况是投资者通常要到4月初（年报公布完）才能拿到应得的上年度分红，相比收益分配的基准日期延后了三个月之久，而期间基金公司可以将红利继续进行再投资，并收取相应的管理费。因此，为了保护持有人的利益，证监会在《指引》中强调基金红利发放日距离收益分配日（即期末可供分配利润计算截至日）的时间不得超过15个工作日。强调分红的及时性对持有人无疑一个利好消息。
值得关注的是，《证券投资基金收益分配条款的审核指引》只是证监会对基金公司的内部规范要求，一些指引可能还需要和基金公司进行协商沟通，且《指引》中的条款对目前已经运作的基金是否有约束力尚不能确定。未来除了监管部门进一步规范基金的分红条款，投资者也需要对分红有理性的认识。基金分红一定程度上可以提升基金的吸引力，保护持有人的利益，但也要冷眼旁观基金公司利用大比例分红进行持续营销，实际上是对老持有人利益的伤害。同时，持有人希望市场行情好的时候基金不分红、或分红再投资创造复利收益，而市场不好的时候拿着现金落袋为安，这种理想的状态现实中难以实现，因为基金经理对市场行情的转折点难以判断，且基金实施分红并不代表基金经理对市场进行预测。此外，规模是基金公司赖以生存和发展的基础，在平衡基金规模和保护持有人利益两方面，能够在两者之间找到最佳平衡点的基金公司相信一定会走的更远、更好。如果一味地追求基金规模而变得一毛不拔，投资者最终的回馈可能是远离。基金行业作为金融服务性行业，保护持有人利益是其健康发展的基石。
王蕊Morningstar晨星（中国）研究中心
学历文凭投资收益分析论文范文第4篇
摘要：过度自信与后悔厌恶是投资者普遍存在的两种心理偏差。通过过度自信与后悔厌恶对证券市场收益率分布的影响的定性分析可知：这两种心理偏差会造成证券市场收益率分布左偏。而且与正态分布相比较存在尖峰厚尾现象；特别是随着时间单位的增大，收益率分布的尖峰厚尾呈递减的趋势。利用深圳成分指数和上海综合指数进行的实证研究发现，中国股票市场的收益率分布存在上述现象。
关键词：行为金融；过度自信；后悔厌恶；收益率分布
一、引言
有效市场假说基于三个逐步放寬的假设。首先，投资者被认为是理性的，他们能对证券价值做出合理的评估；其次，就算投资者是非理性，但他们之间的交易是随机进行的，他们的非理性会相互抵消；最后，即使非理性投资者会犯同样的错误，但他们在市场中会遇到理性的套利者，后者会消除前者对价格的影响，市场仍然有效。
行为金融的研究发现，金融市场中的投资者，无论是初涉市场的幼稚个人投资者，还是精明老练的经纪人，或是资深的金融分析师，他们的判断与决策过程会不由自主地受到认知过程、情绪过程、意志过程各种心理因素的影响，形成金融市场中较为普遍的行为偏差。典型的有过度自信与后悔厌恶等。
根据有效市场假说，由于投资者交易的随机性以及完美套利的存在，上述行为偏差不会对市场的有效性产生影响。但是Kahneman和Tversky的研究表明投资者的决策并不是完全随机的，人们常常会朝着同一个方向运作，或具有相同的行为，所以，各种行为偏差不见得会彼此抵消。Shiller在他们的研究上进一步指出：当非理性投资者的行为社会化，或大家都听信相同的谣言时，这个现象会更加的明显。Kahneman与Riepe也指出，当非理性投资者通过“流言”或者跟从他人的决策而决策时，这个现象将更为严重，而且，在成熟的证券市场中，大量的资金本身就由代表个人投资者和公司的共同基金、养老基金的专业管理人员控制，他们既会产生个人投资者可能产生的偏差，还因为他们是管理他人资金的代理人员，存在代理矛盾而带来的更大的偏差。Shleifer和Vishny的研究发现，套利对价格的修正力量受到一些条件的限制，套利实际上是有限的；Mullainathan和Thaler的研究表明，套利本身具有风险，不仅要取决于是否具有完美的替代品存在，还取决于套利期限的长短。所以，根据行为金融学理论，投资者的行为偏差会影响市场的有效性。
在有效市场中，金融产品的价格中已经包含了所有已知信息，今天的价格变化只能是由今天的信息引起，所以，今天的收益率与昨天的收益率无关。把足够多的收益率合到一起，当观测数趋向于无穷时，收益率的分布就变成了正态分布。那么，在投资者行为偏差(如过度自信与后悔厌恶)的影响下，收益率分布会呈现一些什么样的非正态特征呢?
以下将在总结行为金融学关于过度自信与后悔厌恶的研究成果基础上，分析投资者过度自信与后悔厌恶对收益率分布会产生什么样的影响，然后以中国股票市场综合指数为样本进行实证研究。
二、过度自信、后悔厌恶及其引起的行为偏差分析
作为普通人而非理性人的投资者，他们的判断与决策过程会不由自主地受到各种心理因素的影响，形成金融市场中较为普遍的行为偏差。目前的研究表明，过度自信与后悔厌恶是投资者最为普遍的心理偏差，是造成投资者各种行为偏差最主要的心理因素。
(一)过度自信及其引起的行为偏差分析
心理学家通过实验观察和实证研究发现，人们往往过于相信自己的判断能力，高估自己成功的概率，把成功归功于自己的能力，而低估运气、机遇和外部力量在其中的作用，这种认知偏差称为过度自信。而且，由于自我强化的归因偏差，人们通常将好的结果归功于自己的能力，而将差的结果归罪于外部因素，这样，人们无法通过不断的理性学习过程来修正自己的信念，以致形成动态的过度自信。
过度自信对投资者处理信息有很大的影响。一方面，投资者会过分依赖自己的信息而忽视公司基本面的状况或者其它投资者的信息；另一方面，投资者在审视信息时，会注重那些能够增强他们自信心的信息，而忽视那些明显伤害他们自信心的信息。这两种影响会分别导致对信息的反应过度与反应不足。反应过度是指投资者对信息理解和反应上会出现非理性偏差，从而产生对信息权衡过重，行为过激的现象。反应不足是指投资者不愿意改变个人原有信念，因此，当有新的信息到来时，投资者对原有信念的修正往往不足。特别是当新的信息并非显而易见时，投资者就不会给它足够的重视。
(二)后悔厌恶及其引起的行为偏差分析
后悔厌恶是一种非常普遍而且非常容易理解的心理，人们常常为做了错误的决策而自责不已，这种情绪就是后悔。损失会让人很痛苦，而后悔是一种除损失之外，还认为自己必须对此负责的感受，因此后悔比损失更让人痛苦。后悔厌恶是指为了避免决策失误所带来的后悔的痛苦，人们常常会做出一些非理性的行为，如确认性偏差与处置效用。
确认性偏差是指人们一旦形成先验信念，他们就会有意识地去寻找支持或者有利于证实自身信念的各种证据，有时甚至会人为地扭曲新证据。确认性偏差使得投资者坚持错误的信念，直至有非常强有力的证据出现。确认性偏差一旦形成，会导致投资者按照惯性模式去进行投资决策，强化投资者的反应过度或者反应不足。
所谓处置效用，即投资者过长时间地持有损失股，而过早地卖出盈利股。Shefrin和Statman认为，投资者为了避免后悔，而死守赔钱的股票，以拖延面对自己的错误和时间，不愿将损失兑现；而卖出赚钱的股票，是为了避免在股票价格跌落之前如果不卖出的话会感到后悔与痛苦。
三、过度自信、后悔厌恶对收益率分布影响的定性分析
投资者过度自信与后悔厌恶时，会过分依赖自己的信息而对新出现的信息反应不足，导致价格不能对新出现的信息做出足够的反应，与投资者完全理性时相比较，证券价格的变动相对小一些，这会导致收益率分布比正态分布具有更高的峰部。
一旦市场上趋势形成，或者非常强有力的信息出现，投资者就会对以前忽视的信息做出累积反应，并且反应过度，与投资者完全理性时相比较，证券价格的变化相对大一些，这会导致收益率分布与正态分布相比具有更厚的尾部。
随着时间的推移，投资者的反应不足与过度反应都会淹没在时间效用里，所以，随着时间单位的增大，收益率分布的尖峰厚尾有递减的趋势。这样就应该出现如下的现象：日收益率分布的尾部厚于周收益率分布，而周收益率分布的尾部厚于月收益率，月收益率分布的尾部厚于正态分布；日收益率分布
的峰度高于周收益率分布，而周收益率分布的峰度高于月收益率，月收益率分布的峰度高于正态分布。
由于处置效用，投资者面对利空消息进行调整的滞后时间要长于面对利好消息时进行调整的滞后时间。这会导致收益率分布的左尾比右尾具有更厚的尾部，也就是收益率分布左偏。
图1是投资者的过度自信与后悔厌恶对收益率分布的影响，它具有以下四个特征：(1)与正态分布相比较存在尖峰厚尾；(2)随着时间单位的延长，收益率分布的厚尾程度会呈现下降趋势；(3)随着时间单位的延长，收益率分布的峰度也随之下降；(4)收益率分布与正态分布相比较存在左偏。
四、实证研究
对收益率分布尖峰厚尾现象的研究由来已久。例如Sharpe发现美国股票市场的年收益率与正态分布相比较存在厚尾；Turner&Weigel对美国股票市场收益率的全面研究发现，日收益率分布与正态分布相比有明显的厚尾；Sterge对美国长期国库券、短期国库券和欧洲美元合约期货的收益率分布研究发现同样存在厚尾。对其它发达国家证券市场的研究表明，实际收益率分布与正态分布相比较存在尖峰厚尾是一种普遍现象。有关中国证券市场上收益率分布的尖峰厚尾研究也有许多，例如黄德龙和杨晓光、闫冀楠和张维等一系列研究均表明中国证券市场的收益率分布有尖峰厚尾的现象。但是以上的研究都是从寻找收益率分布的更佳分布拟合的角度，对收益率分布厚尾的相对程度缺乏度量。以下将采用更为精确的方法去度量收益率分布厚尾的程度。
实证分为两步：首先，实证所有收益率分布都存在尖峰厚尾；然后实证基于不同时间单位收益率分布之间厚尾的差别，以及左右厚尾的不同。
选取日、周、月收益率分布作为不同时间单位收益率分布的代表，这样，实证基于不同时间单位收益率分布之间厚尾的差别可以分为两部分：一是日收益率分布尾部厚于周收益率分布；二是周收益率分布尾部厚于月收益率分布，由于样本量不够大，月收益率数据不够多，对于月、周收益率分布厚尾的不同，仅采用图示的方法。
(一)实证数据分析
实证的数据以上海证券市场综合指数、深圳证券市场成份指数为样本，时间跨度为1997年1月1日～2005年9月1日，得日收益率2088个，周收益率417个，月收益率104个。对实证数据样本进行计算，得到统计特征如表1。
从表1可以看出，从日收益率分布到月收益率分布，峰度的高度是递减的，这符合前面的定性分析。但峰度高度递减，并不代表尾部的厚度是递减的。判断收益率分布是否厚尾、收益率分布厚尾程度是否隨着不同时间单位的变化而变化还需要专门的研究。
表1还显示，中国股票市场收益率分布的偏度是右偏，与前面的定性推导以及国外成熟证券市场上收益率分布的实证发现相反(Jondeau和Rockingerd的研究发现，成熟证券市场收益率分布都是左偏)。造成这种现象的原因可能是投资者其它心理偏差的影响，如投资者的短视，短视的投资者会过分强调潜在的短期损失，导致收益率分布右偏。
(二)中国股票市场收益率分布厚尾的实证研究
1、实证方法
度量收益率分布厚尾的指标比较多，常用的有描述峰度的四阶矩K与极值分布里度量尾部的指数。用K度量厚尾存在三个问题：一是K对尾部的解释力度不够，不能区分K的数值反应的是峰度问题还是尾部问题；二是K的数值对离群值非常敏感；三是K代表意义不清，有很多分布的，但是尾部与正态分布的尾部有很大的不同。对于指数，由于计算困难，很难从统计意义上比较两个非正态分布的厚尾程度。Hogg在前人工作的基础上，提出一种基于分布序列分位数的厚尾判别方法，即
其中0
对于上式来说，需要慎重考虑两个问题：一是p和q具体数值的确定。选取较小的p和q更能抓住分布的尾部特征，但p和q的值越小，L对于离群值的敏感性就越大。二是p与q的距离问题。当p和q越接近时，L所包含的分布的尾部信息就越少；相反，p和q的差也不能太大，以保证其反映的是分布的尾部信息；进一步地，当p和q的差增大时，L的样本方差也会增大。Hogg建议在测度尾部性状时取p=0.025，q=0.125，即
当然，依据具体情况的不同，p和q的取值也可以在p=0.025、q=0.125左右变动。
Friedrich和Mark(2003)提出了基于正态分布的L值显著性检验方法。利用给定的正态分布产生与实际序列个数相同的随机样本，按照这些样本计算给定(p，q)下的L值，共采用Monte-Carlo模拟10000次，得到10000个Lp、q值，并列出其0.01、O.05、0.1、0.5、0.9、0.95、0.99分位数。根据实际分布序列算出的L值大于上述模拟得出的0.99(0.95，0.9)分位数，则认为实际分布序列在1％(5％，10％)的置信水平比正态分布厚尾。
2．实证结果
分别取声值为0.020、0.0225、0.025、0.0275和0.03，口值为0.119、0.122、0.125、0.128和0.131，在Hogg提出的标准及其左右，通过L值来判断我国证券市场收益率分布的厚尾情况。这样。相对于p为0.025与q为0.125单个数值的判断而言，对于厚尾的判断更具有说服力。表2～5是就样本算出来的结果。
从上面的数据可以看出，不管是日收益率还是周收益率，相对于正态分布而言，都表现出显著的厚尾。
(三)中国股票市场日收益率分布尾部厚于周收益率分布的实证研究
1．图示法
不同时间单位的收益率分布尾部的比较，必须在相同的标度下进行。因此，首先将日、周、月收益率进行标准正态化，使得它们的均值都为0，标准差均为1，然后，比较这三个分布以及标准正态分布之间的尾部特征。用直观的图示法进行比较，结果如图2～5。
从上面的图可以看出，日收益率分布的峰度高于周收益率，周收益率的峰度高于月收益率，月收益率的峰度高于正态分布的峰度(与表1的数据一致)。但对于厚尾的比较，可以明显地看出，月收益率分布的尾部跟正态分布差不多，没有日、周收益率分布的尾部厚；对于日、周收益率分布尾部的差别，图形上表现的不是非常明显，下面将继续采用统计检验方法。
2．实证方法与步骤
为更加准确比较日收益率分布尾部和周收益率分布的尾部，继续使用Friedrich Schmid，MarkTrede提出的基于分布序列分位数的厚尾判别方
法。以周收益率分布作为比较的基准，首先计算出基于周收益率分布的L值表，然后计算出日收益率相对与周收益率分布的L值表。
周收益率不是正态分布，如何构建基于周收益率分布的L值表就是实证的关键所在。构建基于周收益率分布的L值表需要知道周收益率服从什么样的分布，黄德龙、杨晓光的研究发现，用Scaled－t分布来拟合周收益率分布比较理想。所以，用Scaled-t分布来拟合周收益率分布，然后求基于周收益率分布的L值表。步骤如下：
第一步，采用分组取值的方法，对上海股市和深圳股市的周收益率序列按大小进行排序，找出最大值和最小值，再将其均分为30组。用vi表示收益率数据落入上述第i个区间的个数，用y=vi／n×l(其中，n代表样本总量，l代表每个小区间的长度)表示密度函数，(z)值，选取每个小区间的中点作为对应函数的x值。
第二步，将利用上证指数和深成指数周收益率数据计算出的30组(x，y)值分别进行最小二乘拟合，可算出相应的Scaled－t分布的参数如表6。
第三步，根据表6的参数，利用Scaled-t分布产生与实际序列个数相同的随机样本，按照这些样本计算给定(p，q)下的L值，共采用Monte-Carlo模拟10000次，得到10000个值，并列出其0.01、0.05、0.1、0.5、0.9、0.95、0.99分位数，就得出上证指数与深成指数基于周收益率分布L值表。
第四步，分别计算上证指数与深成指数基于日收益率分布L值，如果L值大于上述模拟得出的0.99(0.95，0.9)分位数，则认为日收益率分布序列在1％(5％，10％)的置信水平比周收益率分布厚尾。
(四)实证结果
根据表6中关于上证指数周收益率分布的Scaled-t分布参数，可计算出上证指数基于周收益率分布的L值表(略)，根据L值表，发现上证指数日收益率的L值都大于对应参数下9996分位数的周收益率分布的L值，这说明在1％的置信度下，上证指数日收益率分布的尾部厚于上证指数周收益率分布(见表7)。
根据表6中关于深成指数周收益率分布的Scaled-t分布参数，可计算出深成指数基于周收益率分布的L值表，根据L值表，发现深成指数日收益的L值除Lp=0.03，q=0.119、Lp=0.03，q=0.122以及Lp=0.03，q=0.125以外，其它都大于对应参数下95％分位数的周收益率序列的L值，即使是Lp=0.03，q=0.119、Lp=0.03，q=0.122以及Lp=0.03，q=0.125这三个值也大于对应参数下9096分位数的周收益率序列的L值，这说明在10％的置信度下，深成指數日收益率分布尾部厚于深成指数周收益率分布。
上面表7与表8中的数据清楚地显示：不管是在上海证券市场还是在深圳证券市场上，日收益率分布的尾部都厚于周收益率分布。
五、结论
金融市场上的各种表现是金融市场参与者行为的宏观体现，行为金融学的产生以金融市场参与者的行为为出发点。对金融市场的本质特征进行研究，是金融理论研究的重要发展，不仅解释了实际金融市场存在着的一些标准金融学无法解释的异象，而且也为金融风险管理、金融监管、金融资产定价等提供了更深层次的支撑。
既往的行为金融学研究，更多地是从金融市场上异象出发，去寻找对这些异象的行为学解释。本文从行为金融学的两个基本心理行为——过度自信和后悔厌恶人手，研究这两种心理行为在证券收益率分布上的表现，即可能存在的市场异象，然后去实证考察这些可能的异象是否存在、如何表现。定性分析发现，过度自信和后悔厌恶会导致证券收益率分布左偏，而且尖峰厚尾，并且随着时间单位的增大，尖峰厚尾有递减的趋势。在定性分析的基础上，对中国股票市场进行了实证研究。实证结果表明，深成指数与上证指数的日、周、月收益率分布均存在尖峰厚尾现象，而且日收益分布的尖峰厚尾大于周收益分布的尖峰厚尾，周收益分布的尖峰厚尾大于月收益分布的尖峰厚尾。但是与定性分析的结论相反，深成指数与上证指数的日、周、月收益率分布均出现右偏而非左偏现象。
值得进一步的研究内容还有很多，中国证券市场收益率分布的偏度定性分析及与发达国家相反的行为原因、如何建立起投资者心理行为、投资决策、市场表现的直接关联，根据市场异象而建立针对投资者行为的风险管理技术和金融监管政策等等，都是非常有意义的研究课题。
学历文凭投资收益分析论文范文第5篇
关键词: 光伏电站投资光伏背板杜邦
北极星太阳能光伏网讯:频发的质量问题、高衰减率组件正在中国西部光伏电站蔓延，可能会将过去三年积累的光伏电站成绩打入尘埃。
“部分多晶硅电池组件2-3年功率衰减3.8%-7.0%，非晶硅3年功率衰减达20%。”中科院电工所在对青海省太阳能光伏电站后评估检测后得出令人惊讶的结果。
根据鉴衡认证中心调查，425座太阳能电站中，30%建成的3年以上电站都不同程度出现了问题;由于组件的质量问题，有些建成三年的电站设备衰减率甚至高达68%。如果组件一年衰减超过5%，照此速度，五年后这个电站就报废了。
随着“婴儿期”(运行一年)失效率组件的出现，建设1年的电站成本、收益都出现了较大波动。这样的电站如何保证投资回报率?如何获得银行贷款?如何让投资者、业主放心?
以国内现有的招标交易及竞争环境，单独的太阳能电站组件供应商没有力量挽回这一局面，有些事情，需要电站业主、投资商自己把关。
未经实绩验证的材料损害组件根本
组件是太阳能电站最重要的组成设备，电站的质量、发电量、收益率、价值都与它息息相关。它主要由太阳电池、封装材料、背板、玻璃、边框、接线盒等组成，这些材料都对组件性能、质量产生影响，电池片是核心，外面的封装材料都是为了保护它，其中一个关键的保护材料是处于最外层的背板，一旦背板失效，里面的封装材料、电池片就如失去蔽护的花朵，随环境凋零。
背板是光伏组件背面的一层复合结构材料，将电池片和组件封装材料与大气环境隔离，为组件提供绝缘保护，它需要长期耐受各种环境应力作用，对组件在户外的可靠性、功率衰减和使用寿命都至关重要。
随着国内电站装机的不断攀升，市场上出现了采?不同材料和结构类型的背板，目前比较常见的背板外层保护材料有杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜、PVDF薄膜、FEVE涂料、PET聚酯/耐水解PET、PA聚酰胺。
背板的重要性能需要正确的关键材料组合才能体现，越来越多的组件质量问题，与背板选材有关，比较常见的失效模式有开裂、黄变、风沙磨损、热斑熔化等，这些问题都对组件造成破坏性损害，使电站存在严重的安全隐患。
PET背板在日本使用广泛，其外层保护材料PET聚酯是非氟材料，非氟材料耐候性较差，直接曝露在户外其高分子链段容易被紫外线破坏，出现开裂现象。图一(a)是日本户外应用12年的143W单晶组件，组件剩余功率为77W，下降了46%，PET背板外观黄变严
重，且明显脆化开裂。此类情况并非偶然，PET背板90年代开始被日本厂商用于10年质保的屋顶组件，有些在户外几年内就发生光热老化发黄开裂导致组件功率迅速衰减。市场上一种新型耐水解PET背板在长期综合老化后断裂伸长率下降变脆。
图一.(a)12年日本安装组件PET背板开裂;(b)4年西班牙安装组件PET背板开
裂;(c)14年日本屋顶安装组件PET背板发黄脆化
FEVE涂料背板开裂的情况也比较严重，在美国新泽西州一座3年的电站(图二)，组件中使用了FEVE涂料和基于杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜的两种背板，其中采用FEVE涂料背板的一块组件，背板外面的FEVE涂层从PET基材上剥落，剥落方向沿焊带方向，可能是由于焊带热胀冷缩应力导致FEVE涂层开裂。从该电站组件取这两种背板样品，进行划格试验测试背板外层与PET基材粘结力(图三)，户外使用3年的FEVE涂料背板其外层涂层可从PET基材上剥离，说明FEVE涂层与PET基材粘接力较弱导致户外脱层开裂，杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜则完好粘结在PET基材上。
图二.美国新泽西州安装3年电站组件FEVE涂料背板涂层开裂剥落
图三.美国新泽西州安装3年电站组件(a)组件使用的FEVE涂层背板涂层剥落;(b)对这些户外组件使用的FEVE涂层背板和杜邦™特能®(Tedlar®)PVF背板的划格试验结果
FEVE涂层脆弱受热应力容易开裂，且FEVE分子链为聚氨酯结构，仅有少量含氟链段。除此外，FEVE涂层耐磨性差，受环境的影响大，组件、电站所承受的风险也较高。我国西部地区光照资源充足、土地价格低廉，是大多数大型光伏电站理想建设地。但这些地区干旱少雨、地表沙化严重、风沙活动强烈，随着户外使用时间的延长，风沙磨损会不断减薄背板外表层材料的厚度，所以背板外表层耐磨性能和厚度非常重要。
同样出现问题的还有PVDF薄膜背板，PVDF背板容易发生热斑熔化、受热脆化和应力开裂。在美国亚利桑那州、以色列和西班牙等地面和屋顶电站(图四)，某PVDF单面氟膜背板内层在五年内普遍发生黄变现象(10%-75%电站组件)。单层氟膜背板容易出现内层发黄现象，专家建议在苛刻环境下使用双面氟膜杜邦™特能®(Tedlar®)TPT背板以避免内层紫外老化导致的失效风险。同时PVDF薄膜背板还出现了因热斑问题导致熔化起泡开裂现象，原因是PVDF薄膜熔点大约只有160oC-170oC，对比杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜熔点大约为190oC-200oC。
图四.PVDF背板热斑失效
(a)美国亚利桑那安装2年组件背板因热斑熔化和开裂;(b)以色列电站组件背板热斑熔化起泡;(c)西班牙屋顶组件安装2年内背板热斑老化开裂;(d)为(c)的局部放大图
上述各类新型材料的背板均通过了相关认证，但都没有得到实际长期户外验证，材料本身的性能缺失使其不能应对各种环境应力。现行IEC标准多为单项应力测试，对紫外测试要求也过低，不能很好的模拟背板材料在户外所受综合应力的老化失效。有些背板厂商通
过逆向研发，改进材料通过现有实验室加速老化测试，甚至可以满足两倍、三倍IEC测试要求。但是在实际户外应用中还是出现了开裂、脱层、黄变等失效现象，使电站投资者蒙受巨大损失。
对材料的选择很关键，据了解，目前如果组件供应商在未接到电站投资商对组件的材料要求情况下，从初始成本考虑会优先选择廉价的背板封装组件。而对电站投资商而言，选择经过实绩验证的背板材料才能确保电站最大价值，因此，了解组件材料清单是投资电站的必要功课
从功率衰减看投资回报率
投资电站，回报率是投资者首要考虑的因素，一座光伏电站需能保证长期稳定运行、保持固定发电量，这是收回投资成本的基础。发电量需要优质组件来提供，因此组件年功率衰减和使用年限对电站项目内部收益率和投资收益净现值的影响明显。
以中国西部一类地区20MW光伏电站为例(图五)，假设组件年功率衰减为0.8%，组件使用年限从25年下降为10年，那么光伏项目内部收益率会从11.39%下降为4.89%，投资收益净现值减少3.28元/瓦。再假设组件使用寿命为25年，组件年功率衰减由0.8%上升为5.0%，项目内部收益率将从11.39%下降为2.02%，投资收益净现值将减少4.02元/瓦。
近几年组件功率高衰减成为普遍问题，这与采用未经户外长期验证的新材料有关，组件和电池材料质量对光伏系统投资回报有很大影响，背板作为关键材料首当其冲。
前面提到背板的各种失效模式，如开裂、黄变、老化等都是造成组件功率衰减的诱因，背板一旦老化开裂，保护层下的EVA封装材料衰减和腐蚀加速，组件绝缘性能下降，湿漏电增加，这些都会加速组件功率衰减。
欧盟的联合研究中心(JRC)从上世纪八十年代开始对晶硅组件进行20余年的户外组件实证研究，发现采用玻璃作为背板的组件(双玻组件)功率衰减明显且波动大，最高超过60%，不利于电站长期稳定运营。而采用基于杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜背板(不含铝膜)的组件在户外使用约20年后，功率衰减均低于20%，平均年功率衰减仅为0.3%。
目前市场上唯一经过长期户外实绩验证的是基于杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜背板，国内外早年建设的电站基本都采用该背板。日本、德国、意大利等国研究所通过组件长期户外老化研究也证明使用杜邦™特能®PVF薄膜背板的组件可保护组件20年以上功率衰减的稳定期。国内一些研究单位对国内光伏系统长期功率衰减也进行了相关研究，中山大学沈辉等对海南岛采用杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜背板的177片Solarex多晶硅组件功率衰减研究表明，即使在湿热气候条件下使用了23年，这些组件的平均功率衰减仅为6.1%，且主要原因是由于封装材料EVA发黄透光率下降导致的短路电流下降
小投入高回报，保障行业可持续性发展
近几年中国西部电站大发展，因电站赶工加上成本考量许多组件的质量有待时间检验。采用PVDF薄膜、FEVE涂料、PET聚酯/耐水解饿PET等外层保护材料的背板，不到四年时间问题逐渐暴露出来，导致组件质量问题频发，太阳能电站投资受到质疑。
从投资成本计算，初始投资采用较低成本的背板材料，导致不断的质量问题，实质上增加了长期成本，降低了电站投资回报率，增添了电站运营风险。
以西部一类地区为例来进行比较，一款组件采用经过长期户外实绩验证的材料，使用25年，度电成本为0.76元，可带来0.14元/千瓦时净收益。另一款采用低质且未经长期户外实绩验证的材料，使用年限可能只有10年，度电成本为1.07元，将导致0.17元/千瓦时的净亏损。
价格方面，基于杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜的TPT背板与单面氟膜背板(如单面PVDF背板)价格仅差0.10-0.12元/瓦，只需多发25-29天电就可收回成本差异。而基于杜邦™特能®(Tedlar®)PVF薄膜的TPx背板(如TPE背板)与单面PVDF背板仅差0.01-0.02元/瓦，只需多发1-4天可收回成本差异。优质背板材料带来的投资回报与隐含风险存在质量问题的廉价背板，孰轻孰重，相信充满智慧的投资商算得清。
学历文凭投资收益分析论文范文第6篇
摘要：从总区间(1997.6－2008.6)来看，M0与股票市场收益率之间互为因果，且为正相关关系。对于M1与股票收益率之间的关系，可以发现在2001年6月之前，两者之间没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后。两者互为因果。总体来看，M1是股票收益率的影响因素。对于M2与股票收益率之间的关系，在2001年之前两者没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2变动的原因，虽然影响比较弱。总体来看，股票收益率是M2变动的原因。对于r07与股票收益率之间的关系，总体来看，两者之间互为因果。综合来看，我们可以发现股票市场的冲击对于货币流动性的影响较弱，而货币流动性的变动会导致股票市场收益率较大幅度的变动。
关键词：货币供应量；股票价格；格兰杰因果检验；向量自回归模型
一、以往股票价格与货币供应量关系的相关研究
货币供应量与资产价格的关系问题是自20世纪80年代以来引起了理论界比较大的兴趣。Friedman利用VAR模型检验了货币供应量对股价的作用，得到了肯定的结论。NOZarHashemzadeh利用Granger－Sims方法检验了美国货币供给、利率与股价的关系，指出货币供应量在一定程度上会引起股价波动，而利率与股价之间不存在理论上的关系。国内学者钱小安采用经典静态回归的方法，结论是：货币供应量与股票价格相关性较弱，且不稳定。从货币层次来看，沪指、深指与中国的M0同向变化；与M1无关、与M2反向变化。薛永刚等则认为货币政策变量与股票价格之间存在不完全的双向因果关系：M1不是股价变动的原因，M2在一定程度上是股票价格波动的原因；股票价格波动对Ml具有显著的反馈作用，却不是M2变动的原因。于长秋研究了股票价格与不同层次货币的关系，认为股票价格与不同层次的货币供应量M0、M1、M2之间存在长期均衡的协整关系，而从短期的动态调整因素看，货币供应量的波动也是引起股票价格波动一个重要因素，在格兰杰意义上，货币供应量与股票价格之间存在因果关系，互为影响。除了研究货币供应量对股票的影响外，还有一种重要的思路，就是研究货币供应扰动(money supply surprise)与股票市场的影响。易钢、王召指出，在短期、中短期和中长期，没有预料到的货币供给增加，使股票价格上涨；而在长期，没有预料到的货币供给增加，不影响股票价格，货币中性。因此认为，货币政策对金融资产价格(特别是股票价格)有影响的结论，认为扩张性货币政策的长期结果是股票价格的上涨。万解秋、徐涛研究认为，货币供应扰动对我国股票市场产生一定程度的影响，但影响不大。M1冲击对股市影响更大，但是影响存在一个月的时滞，而M0、M2冲击对股市没有产生明显的影响。
总之，从国内外的研究来看，货币供应量对股票价格的影响似乎存在较大的分歧。正如美联储理事会原副主席罗杰·弗格森(Roger w.Ferguson)所总结的那样“对股票价格来说，除了非常短的时期以外，流动性的增长率与实际股票价格的变化之间只有很弱的关系。当然，缺乏中长期正相关性的证据可能是由于股票价格波动性很大，使我们无法找到确切的相关性。另外，也许需要有更好的流动性衡量方法来找出流动性对股票价格的可能影响。因此，货币增长对实际股票价格的影响绝对不是一个已经明确的问题”。
二、对我国股票价格与货币供应量关系的实证分析
1、分析方法
本文使用时间序列分析方法对我国股票价格与货币供应量之间的关系进行分析。首先，需要选择特定的指标，参考前有的文献，主要对股票收益率及货币供应增长率之间的关系进行分析。第二步，对所获得的指标进行单位根检验(Unit RootTest)，确定变量的平稳性，第三步，对变量进行格兰杰因果检验(Granger Causality Test)，以确定变量之间的因果关系，最后，建立向量自回归模型(Vector Auto－regressionModel)对变量之间的相关关系进行分析，并通过脉冲反应函数来考察变量之间的相互影响。
2、指标和数据选取
货币供应量作为宏观变量，可能对整个股票市场产生影响，因此考虑股票市场的整体收益率，以上证综合指数的月度收益率作为分析对象进行研究，记为rs，时间跨度为1997年6月－2008年6月。为分析不同市场状况下变量之间的关系，还将总体研究区间分为1997年6月－2001年5月、2001年6月－2008年6月两个阶段。
对于货币供应量，选择M0，M1和M2三个级别，计算每个级别货币供应量的月度同比增长率，而不是环比增长率。选择同比增长率的原因，在于货币供应量的变动传导至股票市场有一定的时滞，因此考虑本月货币供应与上年同月货币供应变动(跨度为一年)更能反映股票市场与货币供应之间的关系，分别记为rm0，rm1和rm2。
利率作为资金的价格，在一定程度上也能反映市场上的流动性的松紧程度，因此需要同样对利率与股票市场收益率之间的关系进行分析，所选取的利率指标为银行间债券市场7天回购利率，取其月度均值作为研究对象，记为r07。之所以选择银行间债券市场回购利率，是因为银行间市场的规模较交易所市场要大得多，因此该市场的利率更能反映市场上流动性的松紧。
3、实证分析结果
(1)单位根检验(unit root test)
本文使用ADF方法对rs、rm0、rm1、rm2以及r07共五个指标进行单位根检验，检验结果显示，这五个指标均属平稳序列。
(2)格兰杰因果检验
①总区间(1997.6－2008.6)
利用所获得的货币流动性指标，对其与股票收益率之间的因果关系进行Granger因果检验，考察其对股票收益率的影响。注意，由于格兰杰因果检验的结果对于检验所取滞后阶数比较敏感，而DavidsonNMikinnon建议，为保证检验的结果的可靠性，格兰杰因果检验的阶数应越高越好，本文所取阶数为10阶。
检验结果显示，在1％的显著性水平下，股票收益率可以影响M0和r07，而在10％的显著性水平下，股票收益率可以影响M2。同时，在5％的显著性水平下，r07与M1可以影响股票收益率，在10％的显著性水平下，M0可以影响股票收益率。对于不同货币流动性指标之间的影响关系，可以得出，M0与M2以及M1与r07之间存在一定的关系。
②不同区间内的Granger检验
为考虑不同时期下的股票市场收益率与货币供应量之间的因果关系，将总体区间分为两个阶段，即区间1(1997.6－2001.5)、区间2(2001.6－2008.2)，通过Granger因果关系检验，可以看到在区间1，即1996年1月至2001年5月这一阶段，仅有M0是股票收益率的原因，而在区间2，则货币流动性与股票收益率之间的相关性就比较显著，其中M0对股票收益率
的影响消失，而股票收益率则逐渐成为M0变动的原因。而股票收益率与M1之间互为因果，股票收益率与r07之间同样互为因果，同时股票收益率还可以影响M2。
(3)向量自回归及脉冲反应分析
①总区间(1996.1－2008.6)
接下来建立向量自回归模型对变量之间的关系进行具体分析，模型的滞后阶数的选择采用SIC准则。
首先考虑股票收益率对对M0/M2/r07的影响，股票收益率上升10％之后，其中M0所受影响最大，而且虽然有所波动，但是总体来说，股票收益率的上升可以导致M0同比增增长率的上升。同样，股票收益率对M2也有一定的正面影响，虽然这一影响比较弱。股票收益率上升的初期会使得回购利率下降，但是随着时间的延续则回购利率则有所上升。
下面考虑货币流动性对股票收益率的影响，分析M0与M1两个指标1％的增长以及r07增加0.1％后股票收益率的反应，可以得到，货币供应量M0与M1同股票市场收益率有正向关系，而r07则与股票收益存在负相关关系。而且货币流动性对股票收益率的影响一般只持续5－6个月。
②分区间
运用同样的方法，可以对不同区间的变量进行向量自回归和脉冲反应分析，研究在区间1内M0同比增长率上升1％对股票收益率的影响。而分析股票收益率上升10％之后，对货币流动性的影响，同样可以看出，股票收益率的上升会引致货币供应量的上升，而债券回购利率与股票收益之间的关系也呈现出先负相关后正相关的关系，这与对总区间的分析基本相同。研究区间2内M1(1％的冲击)和r07(0.1％的冲击)对股票收益率的影响可以得出，货币供应量M1与股票市场收益率有正向关系，而r07则与股票收益存在负相关关系。同样的这一效应持续大约5－6个月。
三、结论
根据上述的分析，可以得出下述结论：
(1)从总区间(1997，6－2008，6)来看，M0与股票市场收益率之间互为因果，且为正相关关系。分区间进行分析，可以发现在2001年6月之前，M0是影响股票收益率的因素，而股票收益率对M0则没有影响，到2001年之后，M0对股票收益率的影响逐渐消失，而股票收益率对M0的影响较为显著。
(2)对于M1与股票收益率之间的关系，可以发现在2001年6月之前，两者之间没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后，两者互为因果。总体来看，M1是股票收益率的影响因素。
(3)对于M2与股票收益率之间的关系，在2001年之前两者没有明显的因果关系，但是到2001年6月份之后，股票收益率是M2变动的原因，虽然影响比较弱。总体来看，股票收益率是M2变动的原因。
(4)对于r07与股票收益率之间的关系，在2001年之前两者之间的关系同样不显著，但是到2001年6月份之后，两者互为因果。从影响程度来看，股票收益率的10％的上升只能导致回购利率10BP左右的波动。而回购利率的0.1％的波动则可能引起股票收益率0.3％的下降。总体来看，两者之间互为因果。
综合来看，我们可以发现股票市场的冲击对于货币流动性的影响较弱，而货币流动性的变动会导致股票市场收益率较大幅度的变动。