想必大家在写论文的时候都会遇到烦恼，小编特意整理了一些《股权分置改革实证检验论文(精选3篇)》，供需要的小伙伴们查阅，希望能够帮助到大家。摘要：基于理性投机泡沫理论，采用方差分解法对2005年5月到2012年9月上证综指是否存在泡沫以及泡沫的严重程度进行实证检验，并将检验结果同动态自回归法得到的结果进行比较。研究发现该方法能更有效地检测出我国股市中存在的严重投机性泡沫。
股权分置改革实证检验论文 篇1：
过度自信与企业融资偏好：基于高管性别的纠偏
摘要：以中国沪深两市2010-2015年A股上市公司为研究对象，实证检验管理者过度自信和女性高管对上市公司融资偏好的影响。结果表明：当中国上市公司进行融资时，遵循的融资偏好依次为股权融资、债权融资、内部融资;而当公司内部的管理者过度自信时，容易选择更冒险的融资方式;在加入高管性别作为调节后，发现女性高管能够理性调整融资方式，具体表现为整体降低过度自信管理者的激进程度，使得过度自信产生的融资偏好趋近理性。
关键词：融资优序;过度自信;女性高管;融资风险
一、引言
企业融资策略的选择一直是公司财务决策的重要问题。Myers（1984）在早期资本结构理论中引入信息不对称假设，由此提出的融资优序理论否定了最佳资本结构的存在[1]。其后，FamaandFrench（2002）等学者的实证研究表明，企业融资次序的选择遵循融资优序理论[2]。但该理论的存在依附于理性人假设以及信息不对称假设，忽略了不确定性环境下管理者决策受到心理因素的冲击而产生的认知偏差。Heaton（2002）基于非理性假设，从管理者过度自信角度出发，对融资优序理论提出了新的解释[3]。性别作为管理者异质性的重要表现形式之一，对企业的决策和风险偏好都具有一定程度的影响[4]。因此，研究中国企业融资偏好时，确定过度自信和女性高管的单独及双重作用至关重要。
以2010-2015年国内A股上市公司为样本，首先，本文研究了国内企业管理者通常情况下在外部和内部融资之间以及债权和股权融资之间的偏好，判断是否遵循Myers的融资优序理论。由于国内外文化差异的存在，融资优序理论对国内管理者融资偏好的解释程度存在不确定性。其次，当管理者掌握公司的财务决策时，管理者的特性能够影响公司的融资政策。因此，通过引入管理者过度自信变量来判断融资偏好是否倾向于激进型，亦即过度自信的管理者是否更偏好外部融资，尤其是债权融资。最后，将样本按照高管性别进行分组，实证检验女性高管对非理性融资的纠偏作用，判断女性高管是否能够降低过度自信管理者对外部融资的偏好，使其倾向于成本更低的内源融资，并优化债权和股权的融资结构。
融资优序理论在中国是否完全适用存在一定的争议，尤其是管理者非理性和异质性对融资优序的影响在国内外也不尽相同。在整体考察中国上市公司融资优序理论的适用性方面，本文对融资偏好的分析不单一局限于内部或者外部融资，而是进一步细化资金来源和顺序。通过引入过度自信和高管性别变量，辨别过度自信对融资行为的影响关系，并确定高管性别对融资顺序的调节作用，从而探究高管异质性的纠偏影响，突出过度自信和女性高管对企业融资偏好的双重影响和调节关系。
二、文献综述
以理性假设和信息不对称为前提，融资优序理论认为，当公司拥有充足的内部资金时，管理者更倾向于先利用内部资金，然后才会考虑低信息成本的债务融资，最后选择股权融资[5]。随后，Shyam-SunderandMyers（1999）实证研究也证明了融资顺序和理论相一致[6]。但是，李汇东等（2013）研究发现，无论是内源融资还是外源融资对企业的研发投资都具有促进作用，但相对于内源融资，外源融资的促进作用更大[7]。因此，国内企业的融资顺序是否遵循融资优序理论仍有待验证。
虽然融资优序理论建立在理性假设基础之上，但是行为金融学的兴起为研究公司融资偏好开辟了新的视角，管理者非理性行为对融资优序的影响引起了广泛关注。自Roll（1986）通过过度自信与并购决策之间的关系创立“自以为是”假说之后，越来越多的研究开始关注管理者非理性因素，并从过度自信视角对融资优序进行解释[8]。一方面过度自信的人易出现控制幻觉而高估自身能力，另一方面过度自信的人易导致校准偏差[9]。因此，基于管理者有限理性假说，过度自信的管理者选择的融资偏好会偏离最佳融资结构选择。在国外研究中，MalmendierandTate（2005）发现当公司内部资金充足时，过度自信的管理者更偏好内部融资;当公司有外部融资需求时，过度自信的管理者更倾向于债权融资而非股权融资[10]。Graham等（2013）研究结果表明，过度自信的管理者往往高估自身内在的能力而低估外部环境风险，因此会采取比较激进的融资策略[11]。在国内研究中，叶蓓和袁建国（2008）通过实证检验证明了管理者自信程度影响企业内部现金流的利用程度[12]。刘彦文和郭杰（2012）研究结果表明，管理层过度自信的企业，长期负债融资优于内部融资[13]。同时，研究外部融资偏好激进的文献也较多，且均认为相对于股权融资，过度自信的管理者更倾向于高负债比例和激进的短期负债[14]。
人力资源特质同样会影响决策行为，特别是高管性别对融资偏好的调节。Byrnes等（1999）提出，长期以来，相对于女性，人们对男性的期望更大，认为男性应承担更多的风险[15]。Faccio等（2016）提出，企业间的融资决策差异可以由高管性别进行解释，拥有女性CEO企业的存活率和稳定性比CEO为男性的企业更高[16]。在国内研究中，阎竣（2011）研究发现，女性为主的企业的融资水平比男性为主的企业大致低90%，融资中的性别差异影响十分显著[17]。何瑛和张大伟（2015）认为男性管理者更偏好负债融资，并且管理者性别、教育水平和工作经历可以显著提高负债融资对企业价值的促进作用[18]。
综上所述，现有文献主要研究股权融资和债权融资、长期债权和短期债权之间关系，但是对企业融资优序受到外部冲击后的变化研究并不多。因此，从管理者过度自信的视角，采用融资优序理论模型，实证检验上市公司对于融资策略的选择。在研究管理者财务决策与过度自信之间关系时，通常假設管理者是同质的，忽视了管理者的异质性，从而疏漏了特定管理者对公司决策造成的影响，而将焦点集中在公司特征上。性别作为管理者异质性的重要表现形式而被广泛研究，但是在公司财务领域，尤其是在过度自信对融资决策的影响方面，鲜有文献涉及性别的作用。因此，为了甄别管理层异质性对过度自信和上市公司融资偏好的影响，本文引入性别作为调节变量。但是，女性并不是影响过度自信和融资偏好关系的唯一因素，所以性别会影响过度自信管理者融资的偏好程度，但不会使非理性融资偏好完全理性化。通过识别企业融资优序的影响因素，可以针对性规范企业的激进融资行为，从而防范过激融资行为导致的债务风险。
三、理论分析和研究假设
融资优序理论是解释公司资本结构差异的重要学说。由于内部融资所受限制少且成本低，因而一般是首选的融资方式，其次是低风险债券，再次是高风险的债券，最后才会选择发行股票，所以企业融资大都会遵循先内部、再债务、后权益融资的顺序。
由于中国秉承的文化背景相异于国外，企业的内部治理结构尚需完善。此外，国内管理者普遍认为股权融资成本较低且激励作用较大，对内部融资方式的重视程度与发达国家不同。因此，中国上市公司和外国公司拥有不同的融资偏好顺序。刘星等（2004）研究结果表明，中国上市公司管理者的融资偏好是股权融资、债权融资和内部融资[19]。但是由于监管政策和宏观经济环境的变化，特别是2005年股权分置改革使得国内上市公司拥有强烈的股权融资偏好，同时2008年金融危机造成公司的营业收益减少而无法支持内部融资，需要验证股改和金融危机之后的融资优序是否发生了变化。所以，选取2010—2015年全部上市A股为样本，用以判断企业融资偏好顺序，并提出假设1：
H1：当中国上市公司进行融资时，融资偏好顺序为股权融资、债权融资、内部融资。
由于企业内部治理结构并不完全有效，而且外部监督机制有待完善，因此导致所有者无法全面有效地制约管理者行为，管理者极易产生过度自信的心理偏差。过度自信的管理者往往高估盈利能力而低估风险，倾向于债权融资。由此可见，行为偏差对融资偏好具有影响，非理性的过度自信行为能够调节内外融资的偏好，并改变企业的资本结构。管理者越过度自信，越容易选择更激进的融资方式。基于此，提出假设2：
H2：在融资顺序选择时，与非过度自信管理者相比，过度自信管理者更倾向于使用外部融资，尤其是债权融资。
BertrandandSchoar（2003）指出，不同公司的管理者并不是同质的，管理者的个人特征会影响公司的财务决策[20]。近几年，性别异质性愈发受到重视，女性在现代社会经济中的作用日益突显，而且女性高管受到的关注越来越多。学者们分别从生理学、社会心理学、行为学等角度分析女性性别特征与风险偏好之间的关系，认为相比男性，女性在决策过程中更加谨慎保守，风险的规避性更强[21]。一般情况下，女性高管不易做出相对激进的融资决策，其理性特质能够调节由于过度自信等引起的融资激进和其他非理性行为，从而回归理性融资方式，更倾向于成本较低的内源融资，并且进一步优化外部融资中债权和股权融资结构。因此，将全样本组按照管理者的性别特征进行分组，研究性别对企业融资偏好产生的影响，由此提出假设3：
H3：女性高管能够显著降低过度自信管理者融资偏好的激进程度，与男性高管相比，女性高管较少使用外部融资，尤其是股权融资。
四、研究设计
（一）样本选取与数据来源
根据前述研究需要，选择的样本既要减少过度自信和融资偏好关系之间的误差，还要保证不同性别高管数据的完整性，所以选取2010-2015年沪深上市A股公司作为样本。在样本筛选过程中，剔除了影响检验结果的公司和样本：（1）金融保险类、房地产类公司;（2）ST、ST等异常交易状态的公司;（3）财务数据不完整以及数据异常的上市公司;（4）当年上市的公司样本;（5）为消除极端值的影响，对连续变量进行缩尾处理，最后共得到2349个公司和11931个观测样本，其中5878个女性高管组企业样本，6053个男性高管组企业样本。所有数据来源于CSMAR数据库，并采用stata13.1进行统计和多元回归分析。
（二）变量定义
1.管理者过度自信的衡量。国内外关于管理者过度自信有多种衡量方法，对各种衡量方法的评价各不相同。本文采用国内应用较多的方法来衡量管理者过度自信，即通过采用管理者持股变化衡量管理者过度自信，其中剔除转股和送股的影响。当管理者持有本企业股票增加时，表明其风险程度和非理性程度增加，判断该管理者为过度自信。为减少多重共线性影响，将该变量作虚拟变量处理，若增持股票取反之取0[22]。
2.其他变量测量。模型涉及的因变量之一是内部融资额的变化，用以检验企业内部融资和外部融资的优先顺序。另一个因变量是资产负债率的变化，用来检验企业外部融资中债权融资和股权融资的优先顺序。主要变量的具体定义如表1所示。
五、实证检验和分析
（一）描述性统计
上述变量的统计描述如表2所示。由表2可知，内部融资额的变化均值为0.0239，资产负债率的变化均值比较低。由于资产负债率变化的上四分位（下四分位）小于（大于）内部融资额变化的上四分位（下四分位），资产负债率变化的波动幅度大于内部融资额变化的波动幅度，因此无法判断上市企业管理者的融资偏好。过度自信的均值为0.33，大于饶育蕾和王建新（2010）[25]计算所得的过度自信均值，说明2008年金融危机之后管理者过度自信水平普遍上升。女性管理者占高管团队比例的均值仅为16.7%，高管层的男女比例严重失衡，这种现象在世界各国较为普遍。女性管理者变量的均值为0.49，因此，對性别进行分组能够减少不同组别样本量差异所带来的回归结果差异。
（二）回归分析
1.内部和外部融资顺序检验。表3是内部融资和外部融资顺序检验的回归结果。其中，模型1是不加入调节变量的上市公司内外部融资偏好的回归结果，由结果可知：DEFit的系数α1为0.094，且在1%水平上显著。该结果说明当现金流赤字每增加1单位，内部融资额增加0.094，剩余0.906融资额则需要进行外部融资。该系数趋近于0，说明上市公司在做融资决策时，优先选择外部融资。原因主要是：（1）中国金融服务体系的完善和资本市场的深化，为公司外部融资提供了良好条件;（2）上市企业内部融资受制于自身经营业绩和财务状况，可供使用的内部资金占比较低，因此所需资金大部分来自外部融资。由全样本组模型3的回归结果可知：DEFit的系数为0.072，在1%水平上显著;而CONit×DEFit的系数为-0.023，同样在1%水平上显著。当管理者非过度自信时，现金流赤字对内部融资额的影响为0.072;当管理者过度自信时，现金流赤字对内部融资额的影响为0.049，说明过度自信的管理者会降低内部融资比例，更加倾向于外部融资。
随后将模型3中的全样本按照高管性别进行分组，分为女性高管组和男性高管组，回归结果见表3中的第4、5列。在女性高管样本组中，DEFit的系数为0.073，CONit×DEFit的系数为-0.02两者均在1%水平上显著。在男性高管样本组中，DEFit的系数为0.07CONit×DEFit的系数为-0.026，两者均在1%水平上显著。由此可见，相比男性高管，女性高管降低了过度自信管理者激进的外部融资偏好，提高了公司的内部融资比例，更加偏向内部融资。就控制变量而言，公司规模、盈利能力与公司内部融资额的变化显著正相关，公司规模越大，盈利能力越高，公司现金流就越多，更容易进行內部融资。但企业成长性、无形资产和杠杆与内部融资额的变化显著负相关，说明企业成长性越高，无形资产越多，财务杠杆越高，内部流通的现金流越少，更容易进行外部融资。
2.股权与债权融资顺序检验。表4是股权融资与债权融资顺序检验的回归结果，其中，模型2是上市公司股权、债权融资偏好的回归结果。由回归结果可以看到，DEFit的系数为-0.088，在1%水平上显著，说明当现金流赤字每增加1单位，债权融资几乎不增加，投资支出所需的资金来源并非债权融资所得。由此可见，上市公司在做股权融资还是债权融资的决策时，将优先选择股权融资，该结果与国外融资优序理论不同。由全样本组模型4的回归结果可知，DEFit的系数为-0.129，而CONit×DEFit的系数为0.042，两者均在1%水平上显著。该结果说明当管理者过度自信时，过度自信的管理者会增强债权融资比例。
将模型4中的全样本按照高管性别进行分组，分为女性高管组和男性高管组，回归结果分别如表4中的第4、5列所示。结果说明：相比男性高管，女性高管增强了过度自信管理者的债权融资偏好，提高了公司的债权融资比例。在外部融资的控制变量中，公司规模越大，成长性越高，声誉越高，资产负债率越高，主要原因在于拥有上述特质的企业更容易从外部融到债款。而财务杠杆、盈利能力对公司资产负债率具有显著的负面影响，说明当企业财务杠杆高、债务较多时，内部资金较少，且向外部融资的难度也加大，因此当企业财务杠杆较高时，更倾向于股权融资。
由表3和表4可知，中国上市公司融资偏好顺序为：股权融资、债权融资、内部融资，该结果印证了假设1。当引入过度自信调节变量之后，过度自信管理者倾向更为激进的融资偏好顺序为：债权融资、股权融资、内部融资，该结果印证了假设2。将模型3和模型4全样本按照高管性别进行分组检验发现，女性更加理性，能够显著降低过度自信管理者的非理性程度，同时调整融资偏好顺序为：内部融资、债权融资、股权融资，该结果为假设3提供了经验支持。
3.邹检验。邹检验可以测试两组不同数据的线性回归系数是否相等，从而确定不同组数据间是否具有可比性，因此可以用邹检验检测是否存在结构性变动。本文将女性高管样本组设为男性高管样本组设为0。在研究内部还是外部融资偏好的模型中，在10%水平下拒绝不存在突变的原假设。在检验股权还是债权融资偏好的模型中，在1%水平下拒绝不存在变异的原假设。因此，女性高管和男性高管两组子样本的回归方程在两个融资偏好检验模型中是不同的，即样本在不同组之间存在结构的变动。
（三）稳健性检验
为了验证以上结论的可靠性，主要从以下三方面进行了稳健性检验（由于篇幅所限，未列出稳健性检验结果，备索）：
1.模型的更改。采用固定面板效应模型重新对假设1、假设2和假设3进行检验，进一步减少由于遗漏变量带来的内生性，检验结论保持不变。
2.过度自信衡量方法的改变。在采用管理者持股变化衡量过度自信时，稳健性检验使用管理者薪酬方法作为过度自信的代理变量[26]。基于此，使用高管薪酬作为过度自信的替代变量，仅用该变量检验假设2，剔除缺失值和异常值后，共9975个数据来验证过度自信对上市公司融资偏好的影响，检验结果保持不变。
3.高管性别衡量方法的替换。为了检验假设3结果的稳健性，对女性高管的衡量方法进行替换。将企业董事长、总裁或总经理中有女性赋值为否则为0[27]。剔除缺失值和异常数据后共得11931个数据，其中女性高管样本组数据7066个，男性高管样本组数据4865个，经检验，假设3结论仍保持不变。
六、结论与建议
综上研究可知，上市公司整体倾向于融资成本较高的股权融资而非债权融资，其主要原因在于实践中的“内部人控制”以及公司管理层对资金成本问题不够重视。过度自信的管理者更加偏好外部融资，其风险偏好的特质与非理性行为是一致的。一方面，过度自信致使管理者出现认知偏差，认为自身能力被市场低估，股价无法反映管理绩效，所以整体融资偏好倾向于激进型，即相较于内部融资，过度自信的管理者偏好外部融资。另一方面，过度自信导致管理者容易过度投资，从而造成内部资金不足，需要从外部大量借入资金。在企业融资选择过程中，管理者心理认知偏差易导致激进的融资行为决策，这种非理性决策需要进一步修正。女性高管对过度自信的融资偏好顺序进行了纠偏，遵循国外上市公司普遍的行为路径，和国内上市公司以及国内过度自信管理者的融资偏好不一致。主要原因在于女性高管的异质性使融资偏好趋于理性和谨慎，提高了现金流赤字和内部融资额之间的敏感性，同时显著降低了管理者过度自信程度，使得融资偏好更为理性。
综上提出以下政策建议：股权融资的平均融资成本更高，但上市公司整体倾向于股权融资，因此应尽快改变目前的股权结构并制约上市公司高管的权利，完善公司的治理结构。在中国上市公司中，女性高管的比例偏低，有些公司董监高团队中甚至没有女性高管，因此，为了降低过度自信管理者的非理性融资偏好给公司带来的外部债务风险，公司可以适当增加女性高管的职位和人数。同时，不同特质的影响效果差别很大，管理者过度自信与女性高管对决策的影响正好相反，这说明可以利用管理者的性别特征降低过度自信特质的负面影响，因此，发挥管理者的不同特征作用可以完善公司治理结构。通过识别融资优序问题，根据公司高管人员异质性特征，规避非理性行为偏差和财务决策行为异象，能够有助于规避公司非理性融资行为导致的投资冲动，从而防范融资风险。
注释：
①根据Myers融资优序模型的假定，DEF为正表明公司内部现金流不足，公司需要进行外部融资;DEF为负表明公司内部现金流充实，为了更好地界定企业的内源融资和外部融资动机，将DEF负值设定为0[6]。
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（责任编辑：漆玲琼）
作者：张艾莲 潘梦梦 刘柏
股权分置改革实证检验论文 篇2：
基于方差分解法的中国股市泡沫检验问题研究
摘要：基于理性投机泡沫理论，采用方差分解法对2005年5月到2012年9月上证综指是否存在泡沫以及泡沫的严重程度进行实证检验，并将检验结果同动态自回归法得到的结果进行比较。研究发现该方法能更有效地检测出我国股市中存在的严重投机性泡沫。
关键词：理想投机泡沫；动态自回归；方差分解；预警指标
一、引言
作为国内资本运作的一大渠道，我国股票市场一直备受广大投资者关注，两市总流通金额逐年递增，呈现蓬勃发展之势，但与发展势头截然相反的股价表现却让投资者灰心。自2007年的大牛市之后，中国股市表现开始一落千丈，长期在低位徘徊，到2011年，股价更是一路跌至2000点以下，给投资者造成巨大损失，也影响我国经济的健康发展。股市的大起大落一方面缘于我国资本市场还不够健全，投资者不够理性；但是另一方面，股票市场的价格泡沫也是导致股市发生异常波动的一个重要原因。特别是近年来，为了刺激经济的发展，美国、日本等主要发达国家纷纷推行宽松的货币政策和财政政策，这些政策的实施将会导致全球流动性过剩，由此带来“热钱”大量涌入我国资本市场的后果，成为新一轮泡沫成长的温床。考虑到历史上各种股市泡沫事件对实体经济带来的巨大影响，所以研究检测股市泡沫的方法对我国乃至全球经济的健康发展具有重要意义。
股市泡沫一词最早出现于1780年的英国“南海股票泡沫事件”，自此以后便与资本市场相伴相随。Blanchard和Watson（1979）[3]证明在投资者理性预期下，资产价格方程的解中仍有可能出现泡沫成分，并将其命名为“理性投机泡沫”，自此人们开始对股价泡沫的定量分析，相应的对股价泡沫的检验测度研究也得以发展。Shiller（1979）[4]提出方差边界检验方法，通过计算资产价格和基本价值的方差，比较两者的关系，来判断是否存在资产价格泡沫。West（1984）[5]认为由于理性投机泡沫具有“爆炸性”的特征，所以如果股价存在理性泡沫，在有限次差分后仍会呈现出非平稳的特征，进而提出单位根检验方法，通过检验股价有限次差分后是否平稳来判断泡沫的存在。相似的检验还包括Compell and Shiller（1987）[6]提出的协整检验，他们认为如果理性投机泡沫不存在，实际股价和实际股息之间应可以用一个常数协整向量进行协整，即通过检验股价与基本面变量如股息之间的协整关系来判断泡沫的存在。West（1987）[7]又提出一种相对复杂的泡沫检验的方法，主要通过使用两种方法来预测股价的基本面价值（未来股息折现值）。一种是对存在泡沫和不存在泡沫的模型参数进行连续估计，另一种是对没有泡沫的进行连续估计，对有泡沫的进行不连续估计，将两个估计结果进行比较，如果结果有差异，则说明存在泡沫。Craine（1993）[8]认为如果市盈率存在单位根，就意味着股市存在“非理性繁荣”。除了上述理论检验法外，部分外国学者还根据具体市场环境设计出判断泡沫存在的具体指标，如Sklarz和Miller（2003）[9]发现，股票指数5年变化率（以月度数据为基础）是衡量美国1900—2000年股票市场泡沫的良好预测指标，如果该比率超过200%，则在该时期内存在较为明显泡沫。Siegel（2003）[10]用持有股票30年已实现的收入是否高于30年前预期收入两个标准差来判断是否存在泡沫，进而发现1929年美国股市并不存在泡沫。Scheinkman和Xiong（2003）[11]将证券价格分解成内在价值（未来股利的折现值）和再出售的期权价值（投机泡沫），以此来判断价格中是否存在泡沫及影响泡沫的因素。Nael和Wilfling（2011）[12]使用具有马克维茨转折点的状态空间模型来探测股价中的投机性泡沫，检测出股市中存在比之前学者判断出的更多的投机性泡沫。
我国很多学者也对股市泡沫测度进行了较多研究，如吴世农（2002）[13]通过使用资产定价模型来确定股票的基本价值，然后再根据实际价值与基本价值之差检验泡沫是否存在；毛有碧和周军（2007）[14]采用Monte Carlo模拟法，通过模拟得到股票价格对数的整体分布情况，并按股市泡沫破灭的概率区分泡沫的性质；孟庆斌和周爱民（2008）[15]通过建立马氏域变模型对我国上证指数的泡沫情况进行分析；孟庆斌和靳晓婷（2011）[16]利用非齐次马氏域变模型对股票市场价格泡沫进行度量，并同齐次马氏域变模型的结果相比较；徐浩峰和朱松（2012）[17]应用Bradshaw的研究方法来测算我国股市证券价格泡沫同机构投资者交易的关系。
从以上分析可以看出，虽然国内有关股市投机泡沫检验的讨论比较深入，但是还没有学者提出有关股市泡沫的预警指标。同前人研究相比，本文的创新之处在于综合了Campbell和Kaul的理论，提出通过股票收益的方差分解来检验股市泡沫。同时还根据检验结果提出了一个新的股市泡沫预警指标，有助于投资者提前采取行动，避免泡沫破灭带来损失。本文具体结构如下：第二部分介绍资产价格泡沫检验理论并进行推导，第三部分为实证分析和预警指标的提出，第四部分给出结论和建议。
二、资产价格泡沫检验理论
理性预期下的泡沫理论具有完整的计量理论模型，便于进行实证检验，故本文假定待检验的泡沫为理性投机泡沫，以下我们简单介绍单位根检验法（West 1984）[5]和动态自回归检验法（周爱民1998）[18]，并在Campbell（1990）[1]的理论基础上推导得到方差分解检验法。
（一）单位根检验法
单位根检验是对时间序列平稳性的检验，如果某一时间序列具有单位根，一般都显示出明显的记忆性和波动的持续性，即为非平稳序列。常见的单位根过程为：
我们假设该序列为系数？渍1=1的AR（1）模型，且具有很强的记忆性和无限记忆性，并且满足一阶差分平稳。
（二）动态自回归检验法
对方程求解，可知应同时有一个大于1和一个小于1的根，所以可以通过建立自回归模型Pt=？姿Pt-1+？着t来检验系数λ是否显著为1，如果与1有显著差别，则说明股市存在泡沫。
（三）方差分解检验法
由以上推导结果，我们知道股票的超额收益率vh，t+1可以分解为未来收益的现值部分和未来股利的现值部分。进而根据该等式得出，在无泡沫的情况下，超额收益率的波动应与未来收益现值和未来股利现值的波动相等，即Var（vh，t+1）=Var（？浊d，t+1-？浊h，t+1），所以可以通过检验两者方差比是否为1来判断股票泡沫的存在与否。
对于中国股市而言，由于股利价值占整个股市总价值比重较低，且大部分上市公司均无稳定的股利发放，因此在我国股票市场里，可以检验Var（vh，t+1）和Var（？浊h，t+1）的比值是否显著为1来判断是否存在泡沫。Var（vh，t+1）和Var（？浊h，t+1）的比值可以通过Conrad和Kaul（1988）[2]的理论得到，Conrad和Kaul认为，当股票预期收益服从一阶自回归时，即满足：
故可以通过计算收益率的AR（1）模型来检验Var（vh，t+1）和Var（？浊h，t+1）的比值是否为1，来判断泡沫的存在，我们将在第三部分实证检验该方法的有效性。
三、实证分析
（一）数据选取
本文选取2005年5月—2012年9月上证综指日收盘价作为样本量，将其拆分成2005年5月—2007年12月，2008年1月—2012年9月两段数据。这两段数据分别代表中国股市的特殊时期和一般时期，数据来源于锐思数据库。选择该段上证综指作为样本数据主要原因是，第一，对股市结构和规模产生重要影响的股权分置改革始于2005年4月29日，为了保证样本期内数据的一致性，选择2005年5月作为样本期始点。第二，由图1可知在2005—2007年，上证综指出现大幅起落，短短一年多时间内上涨超过4 000点，是我国股市历史上少有的大牛市，因此将该段时间划为我国股市的特殊时期，除掉特殊时期后，我国股市大部分时间都表现为2008年1月至2012年9月的震荡行情，由于这两种时期的股价走势截然不同，所以在实证分析时必须加以区分，以保证模型的有效性。第三，根据张晓蓉（2004）的研究，上证综指在涨跌幅度和平均价格水平方面明显高于深圳成指，出现泡沫的可能性更大，故本文选择上证综指作为样本数据来源。
（二）方差分解检验法
根据上文的理论模型，本文对2005年5月—2007年12月，2008年1月—2012年9月两段样本数据分别进行分析，为避免周末效应及随机因素的干扰，以周三收盘价作为检验对象（张晓蓉2004），进行对数处理求得日对数收益率，对收益率使用一阶自回归模型，得到系数ψ和R2。原假设H0：Var（？浊h，t+1）/Var（vh，t+1）=1，表1给出了计算结果。
由表1结果可知，2005年5月—2007年12月Var（？浊h，t+1）/Var（vh，t+1）的方差比显著不为1，说明该期间存在泡沫，并且Var（？浊h，t+1）/Var（vh，t+1）的方差比为-0.015 17，远远小于1，说明2005—2007年的泡沫成分较大。
为了能确定2005—2007年泡沫具体存在的时间段，将该期间细分为三段：第一段为2005年5月—2006年9月，期间上证指数一直处于震荡调整状态，由1 130点缓慢升至1 600点；第二段为2006年9月—2007年10月，指数在这仅一年多的时间里呈现出飞跃式上涨，从1 700点一路飙升至最高点6 000点；第三段为2007年10月—12月，上证指数所代表的中国股市神话开始终结，指数出现跳水式下跌，短短两个月从6 000点下降到了5 000点。
我们分别对以上三段样本数据进行方差分析，发现2005年5月—2006年9月的收益率为平稳序列，不能确定是否存在泡沫。2006年9月—2007年10月和2007年10月—12月的方差比比值均显著小于1，认为在这两段时间内存在严重的股市泡沫。因此，本文推断2005年至2007年存在的泡沫现象可能主要发生在2006年9月—2007年10月和2007年10月—12月。另外，由于2007年10月—12月的方差比比值符号为正，同2006年9月—2007年10月及2005年—2007年全部样本期的方差比比值符号不同，推断可能存在于2007年10月—12月的泡沫同其他时期的泡沫相比具有不同结构（比如股票黑子），从而导致该差异的出现。我们也对2008年1月—2012年9月的数据进行检验，发现该段期间的指数收益率为平稳序列，只能说明不存在严重的投机性泡沫，但无法判断该期间是否存在泡沫。
（三）动态自回归检验法
为了验证方差分解法得到的结论是否正确，本文对相同样本期的两段数据再次使用动态自回归法进行检验。对两段样本数据进行30日等长数据段的动态自回归，分别得到619和1 129个λ值，如图2、图3所示，其中横轴表示λ值的自然排列序号，纵轴表示λ值对应1的偏离。
由图2可知，上证综指在2005至2007年的λ序列显著不为1，说明股市存在泡沫。其中，λ在序号200到570之间（对应样本期为2006年3月—2007年9月）同1的偏离度较大，且为正偏离，说明泡沫水平很高，但在随后的序列段（对应期间为2007年10月—12月）出现了对1的较大负偏离，说明可能出现了负泡沫（股价黑子），反映出泡沫破裂后人们过度反应的结果。同图2的上证指数日收盘价相比，发现动态自回归法得到的结论能基本反映股价在样本期间的真实波动。
观察图3的λ序列，发现在序号250后（对应样本期为2009年1月—2012年9月）的λ值基本在1上下波动，且对1的偏离度不高，由于动态自回归检验方法接受检验的结论性较强，即检验出泡沫的地方肯定是有泡沫，而没有检验出泡沫的地方，也不一定没有泡沫（周爱民1998）[18]，所以无法认定该段期间不存在泡沫，而在序号250之前（对应样本期为2008年1月—2009年1月）λ值大都明显小于1，说明负泡沫（股价黑子）仍然存在。
将动态自回归法和方差分解法检验结果进行比较发现，两种方法均判断出2006年3月—2007年9月股市存在严重的投机性泡沫；2007年10月—12月股价可能出现了负泡沫（股价黑子），2008年1月—2012年9月的股价基本不存在严重的投机性泡沫。两种方法所得结论的高吻合度证明方差分解法在实际的泡沫检测中是有效的。
（四）泡沫预警指标的提出
根据上文的分析可以看到，两种方法都能有效地检测到股市中存在的泡沫，特别是动态自回归法，λ的存在使该方法对时间的划分更为细致，对泡沫的敏感度更高，所以我们可以根据参数λ设计出一种新的泡沫预警指标，即以正常状态下的λ值作为衡量指标，来衡量目前的股市状况，使人们能提前对股市泡沫进行判断，避免未来损失。
由于特殊时期和正常时期的股价走势差异很大，相应的预警指标也应有所区分。针对2005到2007年的特殊时期，根据上文的检验结果，可知2005年5月—2006年5月不存在严重的投机性泡沫，同时该时期的股价走势也很平缓，所以认定该段期间对应的参数λ为正常水平下的λ值。
定义该期间内参数λ的均值作为预警指标，若某段时期的系数λ超过该指标，认为存在泡沫。将预警指标λ的均值在样本期内进行模拟，得到图4。可以看到以下区间的λ值均超过预警指标：2005.06.30-2005.08.09，2005.11.14-2006.01.13，2006.03.06-
2006.04.28，2006.05.23-2006.05.31，2006.06.09-2006.06.16，2006.08.02-2007.01.09，2007.01.31-2007.04.16，2007.06.22-2007.09.17。我们认为在这些期间股市存在超正常水平的泡沫，特别是2006年8月—2007年9月三段期间，参数λ超过预警指标的时间不仅长而且程度高，认为这三段时间存在大量的投机性泡沫，而通过观察股价图能发现股价确实在该期间内大幅攀升，从2 000点升至6 000点，表现出明显的泡沫迹象，说明该预警指标对现实有一定的预警能力。
根据上文的检验结论，我们认为2008年1月—2009年1月存在负泡沫，2009年1月—2010年6月主要存在正泡沫，而2010年6月—2012年9月泡沫存在可能性较小，价格逐渐趋于稳定。
下面我们使用2005年5月—2006年5月的均值λ作为预警指标用于2008年1月—2012年9月的样本数据，图5反映了不同时期的λ值与均值λ和收盘价的比较情况。我们发现2008年12月—2009年7月的参数λ显著大于均值λ，认为在该期间存在超过正常水平的泡沫，通过观察股价图，发现在该段时间指数确实增长较快，存在出现泡沫的可能，说明该预警指标在股市的正常时期也同样有效。
四、结论
本文基于理性投机泡沫理论，使用方差分解法对2005到2012年的上证综指进行检验，来考察我国股市在这6年间是否存在泡沫以及泡沫的严重程度，并针对同一样本期使用周爱民（1998）[18]的动态自回归法对检验结果进行验证，验证新方法的有效性，然后根据动态自回归法的检验结果提出一个新的预警指标。我们得到的结论主要有：
1. 我国股票市场在2005年5月到2007年12月存在严重的投机性泡沫，在2008年1月到2012年9月，股市泡沫水平趋于正常值；
2. 本文新提出的方差分解法能准确检测出泡沫水平较高的时间段，对泡沫的敏感度较高，与现实情况的吻合度也很好，是一种较好的检验股市泡沫的工具。同时与动态自回归法相比，方差分解法所需的操作步骤较少，在面对大样本且对结果的精确度要求不高时，方差分解法具有较大优势，可以作为泡沫检验方法的有力补充；
3. 根据动态自回归法提出新的预警指标均值λ，能有效对股市泡沫进行预警。
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责任编辑、校对：关 华
作者：余湄等
股权分置改革实证检验论文 篇3：
股权集中度与上市银行经营绩效相关性分析
摘要：本文以我国16家上市银行的数据为样本，在已有研究的基础上建立模型，运用回归分析的方法分析股权集中度对上市银行经营绩效的影响，并结合委托代理理论，研究发现股权集中度与上市银行的经营绩效呈负相关关系，在此基础上得出改进我国上市银行经营绩效的合理建议。
关键词：股权集中度 上市银行 经营绩效
一、引言
近年来，随着金融体制改革的不断深入，我国银行业得到了较大发展。资料显示，我国有5家大型国有商业银行，12家全国性股份制商业银行，还有100多家城市商业银行和约300多家农村商业银行，此外还有邮政储蓄银行。可以说，整个银行系统相当庞大，各商业银行的业绩存在较大差异。目前，在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的银行为16家。
商业银行作为国家经济基础的中介机构，其发展对于国家的经济发展和推进有着重要作用，如何提高商业银行的经营绩效，是商业银行面临的重要课题和实践问题。通过对我国上市银行股权集中度、董事会特征及其经营绩效的关系分析，不仅有助于发现商业银行在治理结构方面存在的问题，还对提高我国商业银行的治理水平和企业绩效、改善商业银行的经营管理具有一定的现实意义。
二、文献综述
在我国，上市银行股权结构和经营绩效间的关系是金融领域研究的重点内容。金融危机之后，治理结构的改革已成为我国商业银行摆脱困境、提高营业绩效的重要内容，而商业银行股权结构对治理结构的形成起着决定性作用，股权集中度影响绩效的相关理论很多，其中较为常见的是委托代理理论，该理论的观点是在委托代理关系中，由于委托人与代理人的效用函数不一致而存在着利益冲突。一旦缺乏有效的激励监督机制，代理人的行为结果最终很可能损害委托人的利益。因此，上市银行要通过建立有效的激励约束机制，改善治理结构，较好地解决委托代理问题，从而提高自身的经营绩效。同时，也要看到股权集中程度的不同会造成激励约束机制的差异。因此从委托代理理论来看，公司整体治理系统的改善，要从研究相应的股权结构着手。国内外学者针对上市银行股权结构和经营绩效之间进行了种种分析，也得到了不同的观点。
国外对股权结构和绩效的研究起步较早，主要围绕着内外部持股人进行研究。麦康奈尔和瑟维斯（1990）发现股权结构与公司价值之间存在一种倒U型非线性关系。而Classens（2000）以东亚地区部分代表性企业为样本，发现公司股权结构都呈现高度集中性，并且股权集中水平与公司价值之间存在正相关关系。
国内多研究国有股权比例与公司绩效或价值之间的相关关系。孙永祥和黄祖辉（1999）发现股权结构与公司价值之间存在一种倒U型非线性关系，自变量为第一大股东持股比例，倒U型曲线的拐点值为50%。吴淑琨（2002）发现公司股权集中度与公司绩效间呈显著性倒U型相关关系。林斯（2003）通过对世界上18个新兴市场国家的代表性企业进行研究得出了相似结论，控股股东持股比例对公司绩效具有正向影响。
综上所述，商业银行股权集中度与经营绩效之间存在着复杂而不确定的关系。通过构建股权集中度和经营绩效指标，可以实证检验二者之间的关系。我国学者对股权集中度和商业银行经营绩效的研究起步较晚，并且在衡量商业银行绩效的指标选取上并不完善，单独使用资产收益率并不能完全反映出商业银行绩效的水平，因此本文选取我国上市的16家商业银行作为研究对象，加入控制变量，利用2013年年报的相关数据进行多元回归，以此分析股权集中度对我国上市银行经营绩效的影响。
三、实证检验分析
（一）数据来源和变量的选取。考察我国上市银行的股权结构，不难发现，既体现着资本市场转轨时期的特点，又合乎现代上市公司股权结构发展的态势。我国目前有16家银行上市，分别是平安银行、宁波银行、浦发银行、华夏银行、民生银行、招商银行、南京银行、兴业银行、北京银行、农业银行、交通银行、工商银行、光大银行、建设银行、中国银行、中信银行。本文先对上市银行的股权结构进行初步的描述与分析，并就选取的这16家银行2013年财务数据与公司情况进行截面数据的回归性分析，数据来源于Wind数据库和各大上市银行的2013年年报。本文主要选取如下变量：
1.被解释变量：净资产收益率。以往研究中衡量企业经营绩效的指标主要是资产收益率和托宾q值。本文选取净资产收益率ROE作为衡量上市银行绩效的指标。
2.解释变量：股权集中度。本文主要以第一大股东持股比例（CR1）、前五大股东持股比例之和（CR5）和前十大股东持股比例之和（CR10）衡量股权集中度。
（二）研究模型构建。本文在现有研究的基础上进行了一些新的尝试并建立模型。选择资产负债率、资产周转率和资产总额这三个财务指标为控制变量。选择净资产收益率而非总资产收益率来衡量上市银行绩效作为被解释变量，以股权集中度指标即第一大股东持股比例、前五大股东持股比例之和及前十大股东持股比例之和作为解释变量，建立新的回归模型。通过初步分析发现，股权集中度指标之间存在着不同程度的相关性使得多元回归模型说服力降低，因此，为了更充分地说明所要研究的问题，本文分别分析了第一大股东持股比例、前五大股东持股比例之和、前十大股东持股比例之和对我国上市银行绩效的影响，建立如下3个回归模型。
模型1：ROE=aCR1+bDEBTR+cTURNOVER+dASSET+u
模型2：ROE=aCR5+bDEBTR+cTURNOVER+dASSET+u
模型3：ROE=aCR10+bDEBTR+cTURNOVER+dASSET+u
模型中，ROE为净资产收益率，用以衡量上市银行的经营绩效。CR1为第一大股东持股比例，CR5为前五大股东持股比例之和，CR10为前十大股东持股比例之和，这三个变量用来衡量上市银行的股权集中度。DEBTR为资产负债率，TURNOVER为资产周转率，ASSET为资产总额的大小，a、b、c、d为相关系数，u为随机扰动项。
（三）实证检验结果分析。本文借助统计软件Eviews 8.0，采用最小二乘法估计模型，分别对三个模型进行实证检验，可以得到三个模型的股权集中度与上市银行绩效的回归结果，列示如下：
对模型1采用White Test进行异方差检验，F=0.712472，明显小于显著性水平为10%的临界值2.54，不存在异方差性，不用进行异方差修正。用Chow Test进行结构稳定性检验，分界点取为8，F值小于显著性水平为10%的临界值3.11，通过了Chow Test，说明模型结构稳定，没有缺少重要的自变量。由表1的回归结果可知，方程整体通过了显著性水平为10%的F检验，说明方程整体是有效的，自变量能在很大程度上对上市银行的经营绩效进行解释。再看各自变量的t值，CR1、DEBTR和TURNOVER通过了显著性水平为10%的t检验，说明第一大股东持股比例、资产负债率和资产周转率这三个变量能够对上市银行的经营绩效产生显著线性影响。自变量CR1的回归系数为负数，可见股权集中度与上市银行的经营绩效呈负相关关系。
对模型2的回归结果进行异方差检验，可知不存在异方差性；由表2的回归结果可知，方程整体通过了显著性水平为10%的F检验，说明方程整体是有效的，自变量能在很大程度上对上市银行的经营绩效进行解释。各自变量通过了显著性水平为10%的t检验，能够对上市银行的经营绩效产生显著线性影响。自变量CR5的回归系数为负数，可见股权集中度与上市银行的经营绩效呈负相关关系。
同样对模型3的回归结果进行异方差检验，可知不存在异方差性；由下页表3的回归结果可知，方程整体通过了显著性水平为10%的F检验，自变量能在很大程度上对上市银行的经营绩效进行解释。各自变量均通过了显著性水平为10%的t检验，说明能够对上市银行的经营绩效产生显著线性影响。自变量CR10的回归系数为负数，可见股权集中度与上市银行的经营绩效呈负相关关系。
综上，从上述的回归结果我们可以作出如下判断：模型1、模型2和模型3中的各变量回归系数均通过了显著性水平为10%的t检验，这说明第一大股东持股比例、前五和前十大股东持股比例之和都能对被解释变量产生显著影响，即这一自变量能在很大程度上对上市银行的经营绩效进行解释。在其他条件不变的情况下，上市银行的资产负债率、总资产周转率、资产总额与经营绩效呈正相关关系。通过观察回归结果可以发现，各解释变量与净资产收益率都呈负相关关系。
四、研究小结
商业银行股权结构对治理结构的形成起着决定性作用，不同的股权结构会产生相应的内部治理结构和外部治理机制，从而最终影响商业银行的经营绩效。我国上市银行股权集中度与经营绩效呈现负相关关系。这一实证分析结果与已有学者的研究发现具有一定的相似性。同时本文实证分析的结果也在一定程度上表明，股权集中度越高代理问题越严重，上市银行经营的绩效越差。当股权达到一定的水平之后，股权集中度的进一步提高会导致大股东对中小股东利益的侵害，从而影响上市银行价值最大化。积极实施股权分置改革，降低股权集中度，使控股股东与上市银行个人的利益诉求趋于一致，才能提高上市银行的经营绩效。
结合我国的具体情况，银行业主要以国家控股为主，上市银行既要保持一定的股权集中，还应对股权结构进行调整，促使大股东与中小股东都能在公司治理中发挥积极作用。合理的股权集中度有助于降低代理成本，提高管理效率，更有利于上市银行经营业绩的提高。
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作者：李珍珍 史天瑜