上证A股指数范文

上证A股指数范文（精选10篇）

上证A股指数 第1篇

关键词：融资融券,流动性,卖空

一、引言

上海证券交易所对“融资融券交易”的定义为:投资者向具有证券交易所会员资格的证券公司提供担保物, 借入资金买入交易所上市证券或借入交易所上市证券并卖出的行为。相对于西方成熟市场, 中国内地证券市场2010年3月31日才推出了融资融券交易, 也结束了A股市场只能单向“做多”的市场交易制度缺陷。融资融券业务经历了四年多的不断发展与完善, 至2014年7月10日转融券业务试点证券公司由原来的30家增加至73家, 转融券标的证券数量增加1.2倍达到628只, 且在交易中形成了融资业务占主导的状况, 而其对股票市场的影响学术界却仍未得出一致的结论。

二、文献综述

自融资融券推行以来, 专家学者将该交易制度视为新的讨论热点, 纷纷以不同角度进行研究, 得出了不少观点结论, 而在已有的文献中, 涉足融资融券对股市流动性的分析较少, 且结论也不一。

W oolridge和D ickinson (1994) 发现卖空交易的实施能提高市场的流动性。C haroenrook and D aouk (2003) 以全球111个国家的数据, 使用面板回归分析和事件研究法发现:在附有较为严厉卖空约束条件的新兴市场国家中股票市场的流动性水平要明显低于没有卖空约束条件的发达国家市场。廖士光、杨朝军 (2005) 对香港股市中卖空交易的市场影响的分析发现, 卖空交易的推出并未加剧市场波动, 也未能增强市场流动性。G ao et al. (2006) 研究了我国香港股票市场引入卖空机制前后流动性的变化进行了研究, 发现减少卖空机制限制有利于降低市场交易成本, 从而提升市场流动性;顾海峰、孙赞赞 (2013) 使用了沪深股市经验数据, 运用O LS模型和G rnager因果检验等方法, 分析得出不同的股市行情, 融资融券与沪深股市流动性和波动性的长期关系也呈现出不同特点。

三、实证分析

目前, 专家学者对于融资融券分析研究数据一般更新到2013年, 而融资融券业务一直处于不断发展中, 可能在一定程度上对股市产生不同的影响。本文将选取2012年4月5日到2014年3月31日的日数据, 从流动性角度, 以实证检验解释说明两融对股市影响现状。

(一) 理论分析与研究假设

融资交易, 是投资者以缴纳一定保证金 (现金或证券) 为前提, 向证券公司融入资金买入股票的行为。当发现某些股票被低估或超跌状态, 投资者除使用自有资金买入标的股票, 还可通过融资, 这样放大了市场的成交量, 等到融资到期, 卖出所持股归还欠款, 又一次放大了成交量, 可见, 从理论上来说融资交易能过放大市场的交易次数。

假设一:融资交易能够提升市场流动性。

融券交易, 是投资者以保证金为抵押, 向证券公司借证券来出售, 到期返相同种类和数量的证券并支付利息。理论上, 当发现某些股票被高估或超涨状态, 投资者除抛售自身持有的标的股票, 同时还能利用融券交易, 借来标的股票卖出, 这样同样放大了股票市场的成交量, 等到交割日, 投资者再以低价买进相同数量借来的标的股票, 两次交易都放大了证券市场的成交量。

假设二:融券交易能够提升市场流动性。

(二) 变量的选取

本文选取的样本区间为2012年4月5日至2014年3月31日, 共481个日度数据, 属于上海证券市场, 均来源于R ESSET数据库, 来分析融资融券交易对股市的影响, 主要涉及的3个变量:

1. 融资余额 (MP) 。

指投资者每日融资买进与归还借款间的差额。融资交易规模一直远大于融券, 且呈稳步上升的趋势。其走势如图1所示。

2. 融券余额 (SS) 。

指投资者每日融券卖出与买进还券间的差额。日均融券余额最大的时候达到了35亿元, 但趋势波动较大, 走势如图2所示。

3. 换手率 (LIQ) 。

指在一定时间内市场中股票转手买卖的频率。在本文中将其作为股市流动性指标。其计算公式为:

(换手率=成交量/流通总股数×100%

换手率高一般意味着股票流动性好, 相反则流动性差, 标准为3%, 小于该标准的成交额成为“无量”, 其趋势几乎在0.4-1区间内, 如图3所示。

(三) 实证检验

数据在stata软件处理下所得。

1. 描述性统计。

2. 单位根检验—ADF检验。

选取的数据属于时间序列, 建立模型的首要是变量必须平稳, 然后在序列平稳的基础上使用不同的计量方法研究问题。本文选取A D F进行平稳性检验。结果如表2:

结果表明:变量LIQ的A D F值小于1%检验水平的临界值, 因此变量是平稳时间序列, 而变量M P、SS的A D F值都大于10%检验水平的临界值, 属于非平稳序列。但变量经过一阶差分后, A D F值分别为-14.252、-21.944、-28.948, 小于1%水平临界值, 即一阶差分后的变量均是平稳序列, 均为一阶单整序列。

3. VAR模型。

在控制变量不足的情况下, 多元回归模型并不能有效的检验融资融券对股市的影响, 而V A R模型恰好能避免这一缺陷。V A R模型, 即向量自回归模型, 是基于数据的统计性质基础上建立模型的, 所有变量均看作是内生的, 共同组成一个系统, 从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组建成的“向量”自回归模型。

最优滞后期的选择是协整检验的基础, 操作结果如下所示:

根据图5的检验结果可知, 融资融券交易对股市流动性的V A R模型阶数为滞后5期, 即V A R (5) 模型是最佳检验模型。

所有特征值均在单位根之内, 故V A R (6) 系统是稳定的。

4. 协整检验。

序列平稳可直接进行格兰杰因果检验, 在本文中, M P、SS向量属于非平稳序列, 但变量各自一阶差分后可达到平稳, 均是一阶单整, 故可进行协整检验, 以验证变量间的长期平稳性。

可见, 融资融券交易与股市流动性之间也不存在长期稳定的协整关系。

5. 格兰杰因果关系检验。

虽然在5%置信水平上都拒绝存在协整方程的原假设, 但所有变量一阶差分后均为平稳序列, 故要研究融资融券与股市流动性之间的因果关系和因果关系方向, 可以使用G ranger因果关系检验法。本文选取的滞后期数是根据V A R模型确定最优滞后期数来确定。

在5%的置信水平及滞后期为5的情况下, d M P与d SS不是d LIQ的G ranger原因得原假设被拒绝, 但变量d LIQ不是d M P、d SS的G ranger原因被接受, 即融资余额和融券余额是股市流动性的G ranger原因, 但是股市流动性不是融资余额和融券余额的G ranger原因, 表明了融资融券与股市流动性之间存在着单向因果关系。

6. 脉冲响应。

脉冲响应函数方法可用于刻画分析模型一个变量受到冲击后对各变量的动态影响, 间接反映变量之间的作用方向。格兰杰因果关系检验只证明了变量之间的因果引致关系, 而脉冲响应却正好能显示出融资融券这个变量的变化对股市波动性与流动性的作用方向。

由于融资、融券对股市流动性、波动性是单向的因果关系, 做融资融券对流动性的脉冲响应图。

从上图可知, 融资余额差分、融券余额差分有正向冲击时, 无论是对换手率差分还是波动幅度差分均是几乎没有影响的。

四、实证结果分析

通过对481个日数据的处理, 以融资余额、融券余额以及上证A股指数换手率等三个变量进行协整检验、G ranger因果关系检验实证分析, 得出结论如下:

1.通过协整检验发现, 融资融券交易与上证A股市场流动性之间并没有存在长期均衡关系。

2.通过Granger检验得出, 融资融券是上证A股市场流动性的Granger原因, 而市场流动性不是融资融券交易的Granger原因。融资融券交易与股市流动性存在着单向的因果关系。

3.根据脉冲响应图, 融资、融券交易对于股市的影响几乎可以忽略不计。

实证分析所得结果几乎推翻了之前的假设, 究其原因主要有:我国融资融券业务相比国外成熟市场几百年历史, 目前正处于起步阶段, 卖空交易限制较严格, 发展结构存在一定的问题, 融券规模远远小于融资规模, 不能与股市“做空”很好地衔接起来;其次, 境外融资融券交易量占到证券交易总量的比重都达到15%以上的水平, 美国为16%~20%, 日本为15%, 台湾为20%~40%, 据统计我国目前融资融券占A股流通市值的比重仅0.60%, 融资买入成交量占A股成交总额的比重不到5%, 因而对股市影响小也在情理之中;再次, 股指流动性的测量标准、模型选取的不同, 也有可能导致出不同的结论;此外, 股市流动性自有惯性, 且真正的价格发现功能与市场效率的提升仅依靠推行某个交易制度或引入某个金融创新是远远达不到的。

参考文献

[1]李丹磊.融资融券对股市波动性影响的实证研究—以深证为例[J].时代金融, 2013 (7) :28-29.

[2]杨颖, 张同纬.融资融券对我国股票市场波动性的实证研究——基于VAR模型[J].资本市场, 2012 (8) :59-60.

a股熔断都有哪些指数 第2篇

深圳晚报讯 据证券时报报道，根据去年12月4日沪深交易所及中金易所发布指数熔断规则，指数熔断规则从今年元旦开始生效，明日即是A股进入2016年后的第一个交易日，A股正式进入熔断时代。作为A股市场的参与者，无论您是个人投资者，还是机构投资者，指数熔断规则生效后，将带给市场的这些变化、影响您都必须知道，这些操作策略您更需了然。

记者根据三家交易所公布的规则，整理了12个在熔断机制生效后需要注意细节：

1.重复触及熔断点怎么办?

同一幅度的熔断只触发1次。

2.与涨跌停制度有冲突吗?

熔断机制实施后，个股涨跌停板制度仍保留。

3.熔断期间如何下单和撤单?

熔断15时之前结束的，沪深交易所均可以下单和撤单。若持续至15时，上交所只接受撤单，深交所则下单撤单均可。中金所熔断开始起12分钟内不可下单和撤单，第13分钟起可以下单和撤单，但进入集合竞价。指数熔断期间，相关证券复牌的，将延至指数熔断结束后实施。

4.熔断后怎样恢复交易?

熔断15时之前结束的，沪深交易所对已接受的申报进行集合竞价并撮合，随后连续竞价。中金所熔断开始起12分钟内的申报进行集合竞价，第13分钟至15分钟进行撮合，熔断结束后连续竞价。

5.收盘价怎么形成?

熔断至15时收市未恢复交易的，相关证券的收盘价为当日该证券最后一笔交易前一分钟所有交易的成交量加权平均价(含最后一笔交易)，当日无成交的，以前收盘价为当日收盘价。

6.沪港通交易怎么办?

沪港通按上述第3点上交所规定执行，港股通正常。

7.股指期货怎么办?

熔断机制实施后，股指期货交易时间与A股同步。若非交割日，同步熔断，结算价以扣除熔断、集合竞价指令申报和暂停交易时间后向前取满相应时段。但交割日，无论何种情形，13时后，不再熔断。熔断实施后，期指涨跌幅由±10%调整为±7%。

8.基金申赎怎么办?

以各基金公司相关公告为准。

9.新股、配股、网络投票怎么办?

正常进行。

10.大宗交易怎么办?

若14时45分前结束熔断，大宗交易正常进行。若熔断持续至15时，当日不可进行大宗交易。

11.可转债、可交换债怎么办?

同步熔断。

12.转融通证券怎么办?

若15时前结束熔断，出借、匹配、归还等正常进行。若熔断持续至15时，上交所不接受新的出借和借入申报，已接受的继续匹配成交，应归还的顺延至下一交易日;深交所则停止出借和借入，应归还的顺延至下一交易日。

分析称

市场短期影响不大

“熔断机制将加强现货市场对股指期货市场的基准作用。”平安证券认为，随着中国金融创新产品的推出、两融业务的发展和股指期货成交量的上升加大了市场的波动性，有必要采取熔断机制防范极端风险。而从世界范围来看，采取熔断机制也是比较常见的风险措施。因此，A股推出熔断机制势在必行。

平安证券认为，熔断机制对A股的短期作用：

一是A股存在过度反应的现象，股指在触熔断时会回调;

二是当下跌7%时，A股可能会发生波动率溢出现象;

三是熔断机制不会对市场的成交量产生较大的影响。

但从长期作用来看：

一方面，上涨7%触及熔断机制后的半个月内可能会继续上涨，在下跌7%触及熔断机制后的半个月内会有所回调。熔断机制不会改变股指的长期运行趋势;

第二方面是熔断机制对股指长期波动率的作用不明显;

警惕A股指数基金陷阱 第3篇

不过，宣传与事实相距甚远。近六年来，A股指数基金整体上不仅未能给投资者赚钱，反而成了最大的财富杀手之一：2007年至2012年，国内基金公司共发行成立了177只指数基金，截至2013年1月24日，指数基金中自成立以来收益率为负的高达135只，占比超过76%。

在A股市场牛短熊长的宽幅波动中，指数基金的优势难以得到彰显。每一次的阶段性反弹，大多沦为一些基金公司利用指数基金诱捕追涨者的陷阱。在这种不公平的游戏中，基金公司获得了规模与管理费的大幅增长，赚得盆盈钵满；而投资者则长期被套牢于高位，年复一年地向基金公司交纳管理费。

华泰柏瑞：光环下的阴影

目前，华泰柏瑞旗下共有沪深300ETF及其联接基金、红利ETF、上证中小盘ETF及其联接基金共5只指数基金，总规模97亿份，合256亿元，在公司全部公募资产中的占比达66%。其中，华泰柏瑞沪深300ETF及其联接基金的合计规模为236亿元，在公司全部指数基金中的占比达92%，在公司全部公募资产中的占比达61%。

沪深300ETF不仅给华泰柏瑞带来了庞大的规模和巨额的管理费收入，而且为其赢得了各种奖项的光环，如“2012上海金融创新成果奖一等奖”以及《亚洲资产管理杂志》“中国最佳新ETF”等。

“行情来了，指数基金仍是首选。”1月25日，华泰柏瑞在公司网站的显著位置对指数基金进行营销宣传。从2012年12月1日至2013年1月25日，华泰柏瑞上述5只指数基金的涨幅介于16. 55%至20. 88%之间。但截至1月25日，在华泰柏瑞的指数基金中，仅红利ETF和沪深300ETF联接基金的单位净值回升至1元面值以上，其他3只指数基金的单位净值都处于1元面值以下。

华泰柏瑞成立于2004年11月18日。近9年来，该公司先后发行成立了5只主动型A股基金和1只QDII股票基金。长期以来，该公司的基金业绩表现整体较差，累计亏损额超过43亿元。由于股票主动投研水平相对较低，因此，指数基金逐渐成为华泰柏瑞的发展重点。

在指數基金方面，早在2006年11月17日，华泰柏瑞就发行成立了红利ETF。自成立以来，该基金的累计净值增长率接近40%，但历年的统计数据显示，该基金的投资者累计亏损8. 88亿元。这说明在交易红利ETF的过程中，该基金的很多投资者落进了“高买低卖”的陷阱。

2011年1月，在经历2010年的小盘股狂涨之后，华泰柏瑞发行成立了上证中小盘ETF及其联接基金。其后不久，中小盘股一路狂跌，上证中小盘ETF及其联接基金的表现惨淡，成立以来的亏损分别达32. 3%和31. 7%，合计资产规模不足1亿元。

2012年5月，华泰柏瑞发行成立了沪深300ETF及其联接基金。作为国内首只跨市场指数ETF，受沪深两大交易所奋力比拼300ETF首募规模的推动，华泰柏瑞沪深 300ETF的首募规模高达329. 69亿份。自成立以来，该基金急转直下，2012年12月初最低见0. 7946元，虽然近两个月跟随大盘急剧反弹，但其资产规模已降至约235亿元。

鹏华基金：歌声中的凶险

作为“老十家”基金之一，鹏华基金在公司成立后的前十年中一直以主动型基金为主，没有发展指数基金。2008年初，邓召明空降鹏华，担任总经理，此后在贪大求全的经营思路下，指数基金粉墨登场。

自2009年4月以来，鹏华基金先后发行成立了沪深300、中证500、上证民企50ETF、深证民营ETF及其联接基金、中证A股资源产业共6只指数基金。近4年来，这6只指数基金中有5只一直亏损，只有2012年9月27日成立的中证A股资源产业基金例外。

在上述指数基金中，鹏华中证500的亏损最大。从2010年至2012年，鹏华中证500给鹏华基金公司贡献了逾3000万元管理费收入，却造成基民亏损3. 69亿元。截至1月25日，该基金的累计收益率为- 29. 8%。

这是一只在错误的时间发行的错误的基金产品。在发行期间，鹏华基金上下竭力唱高自己，麻痹了投资者对风险的警觉。

2010年下半年，沪深小盘股暴涨，至2011年初，小盘股板块的风险已经很大。然而，鹏华基金作为专业机构投资者，对小盘股的风险视而不见，利用投资者的盲目或不专业，发行跟踪小盘股的中证500指数基金。

“两个伍佰，同样精彩。”如今，鹏华基金还聘请了歌手伍佰作为代言人。邓召明说：“我们当时之所以选择伍佰，首先是我们的产品正好是中证500，跟伍佰在发音上比较相似，这是一个切入点。”

然而，邓召明的这种无厘头的娱乐式营销显然与基金营销的专业性要求背道而驰，尽管对于投资者来说这可能是个美丽的陷阱。

易方达的网络营销

相比之下，易方达早已把营销宣传提升到营造概念的层面。

2012年8月，易方达指数基金网上线，成为国内首家指数基金网站。按照规划，易方达指数基金网将建成一个专门针对指数基金的“资讯中心和数据中心”，为投资者提供“一站式指数基金信息资讯服务”，具体涵盖中国指数基金数据中心、指数类新闻资讯、专业研究与统计数据、基础知识与交易所规则解读、深度指数分析比较工具等领域。

目前，易方达在指数基金上的资产规模位列国内第一，合计达516亿元，这给了该公司率先建立指数基金网站的底气。早在2004年3月、2006年3月，易方达就相继发行成立了上证50、深证100ETF两只指数基金，在2006年至2007年的大牛市中业绩表现突出，从而达到了让投资者和基金公司双赢的效果。不过，在2009年至2011年，易方达集中发行成立的沪深300、深100ETF联接等6只指数基金至今全部亏损，给众多信任该公司的投资者造成了较大损失。

2012年，易方达调整了指数基金的发展策略，先后发行成立了标普消费品、恒生H股及其联接共3只QDII股票基金，以及中债新综合指数债券基金。指数工具的多元化布局，既有效分散了公司经营风险，也为投资者更好地进行资产配置提供了便利。

上证A股指数 第4篇

股票价格和汇率主要是衡量金融市场中不同标的资产的价格, 在资本市场不断完善的背景下, 国家对于股票市场以及外汇市场都会制定一系列制度。在前人研究的基础上可以发现汇率的变化所传递给股票市场会有一定的信息, 这也就说明汇率波动是影响股票价格变化的一个主要市场风险因素之一。而从历史事件中可以发现, 在2007年10月后, 人民币不断地升值, 但是股票市场却是下跌中继。而在2008年金融危机之大背景下, 许多国家的金融市场遭到重创, 由于中国实行的是对人民币汇率进行有管理的浮动的制度, 在2008年10月后人民币对美元汇率基本维持在一定区间内小幅波动, 同时中国股市开始回升。在2010年6月中国进一步加大对汇率的改革, 在2005年汇改基础上, 坚持以市场供求为基础, 参考一篮子货币进行调节。人民币币值开始稳定地小幅攀升, 股票市场也开始有了人气, 汇率与股价的变动关系开始呈现。在对人民币汇率与上证A股指数的相互关系的研究过程中, 探讨汇率与中国股市波动的相关性, 而这也是中国在应对2008年金融危机之时, 对外汇市场以及制度进行改革提供了一定的理论依据。本文基于汇改后2005年至2014年的时间跨度, 研究人民币汇率与上证A股指数的关联性, 发现其存在变化规律, 更好利用其原理来进行一系列的手段, 防范金融风险, 引导股市与汇市的发展, 具有重要的理论与实践意义。

二、股市与汇市的发展

1. 股市发展

上图主要是关于上证A股指数从2005年至2013年3月的收盘价的变化的折线图。从图中我们可以发现2005年中期到2007年10月, 股指始终保持一个良好的上升态势发展的。而在2005年4月29日, 随着《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》的发布, 股权分置改革的序幕正式拉开。而这也促进了股市上升的一个催发剂。

上图中指数由2007年10月开始往下跌, 期间受到了不少自然灾害, 包括雪灾, 汶川大地震, 而且物价也在不断上涨, 在国际环境中次债也带来一定影响。而2008年金融危机, 也使得股市下跌趋势更加迅猛。直达2008年末几个月时跌入谷底。

而在后几年中, 股指则出现了范围的动荡, 从图中可以发现2009年之后, 其大体的趋势还是下降的, 而这其中影响股市最重要的是一个IPO重新启动的大事件, 大利空事件的出现, 投资者失去信心, 使得整体下降。

2. 汇市发展

从上图中我们可以发现, 2005年到2008年中期, 人民币对美元汇率是一个下降趋势, 美元在不断贬值。而在2005年时, 央行正式宣布, 废除原先盯住单一美元的货币政策, 开始实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节的浮动汇率制度。而这是一个导火线。

在2008年中期至2010年6月, 人民币对美元呈基本的一个稳定态势, 基本在7附近.而在那个时间段主要是受到金融危机影响, 人民币汇率开始紧盯美元来应对危机。而在这之后, 人民币对美元汇率开始稳步下跌。而这主要是由于在2010年6月央行开始实行人民浮动汇率制度, 赋予人民币汇率波动弹性。而在之后几年, 人民币的主要趋势还是在升值之中。

3. 汇市与股市之间的奥秘

由上述分析, 我们很容易可以发现在变动中会有几个特殊的时间段。在2005到2007年, 上证指数不断上升的时候, 人民币是一个保持升值的态势。而在2008年人民币汇率保持稳定的时候, 股市开始反弹, 有一定的好转。而在后几年, 人民币还是在升值的阶段, 但是上证A指数其大体趋势主要是以下降来体现。从中我们可以发现汇市与股市之间发生着一种忽远忽近的关系。

三、实证分析

1. 数据说明

本文主要是通过外汇局网站以及同花顺数据检索并整理出人民币对美元的汇率以及上证A股指数每日的收盘价格。所选取的时间为两个市场共同的交易时间, 时间的跨度为2015年1月底至2014年3月底的数据。在对样本数据进行实证分析前, 为了是实证结果更加准确稳定, 需要对两个指标的数据进行对数化处理, 这并不会改变研究的最终结果。对数变化后分别用Y和X表示上证A股指数和汇价变化后的变量代码。

2. 单位根检验

单位根检验是主要是针对一个时间序列, 研究起是否平稳的一种方法, 这也是本文进行协整以及格兰杰检验的基础。本文主要适用ADF方法来判定该序列是否平稳, 通过起软件分析的结果, 来判定该样本数据是否符合平稳性要求:同阶单整。如果该数据的结果符合要求, 则可以进行之后的实证分析, 如若不符合, 则会对结果有很大的影响, 造成研究的不谨慎。ADF检验是进行判定时间序列平稳性的常用方法, 他可以排除本身序列的自相关的矛盾, 分析结果见表1。

从表中我们可以发现原始序列中的X, Y的ADF值分别为-0.357921和1.607809, 其绝对值值都小于其在5%水平下所规定的取值, 说明该序列列是不平稳的。而通过一阶差分之后, 它们的ADF值分别为-47.09402, -50.91574, 其绝对值大于5%水平下的临界值的绝对值, 说明其差分序列是平稳的。而这也为我们可以为接下去的检验做好良好的铺垫。

3. 协整检验

在上一部分针对两个指标的时间序列进行平稳性检验, 而在结果中, 我们可以发现两个序列都是一阶单整的, 所以我们可以在次基础上进对这两个指标的对数化序列进行协整检验, 来揭示其长期的内在关系。

Engle和Granger提出了变量的序列之间的是存在协整关系的。由于不同的经济指标存在相互影响, 通过将假设将某些经济标量联系在一起, 可以发现他们在长期会实现一定的均衡, 这也是本文索要考虑一个基点。在短期内, 由于一些随机的干扰, 例如季节的变换等, 这些都会使得变量偏离均衡值。假设这种偏离是长久的, 那么这些变量见不存在长期均衡关系的;假设这种偏离是短时间的, 那么这些变量会随着时间的变化而调整到均衡状态。而通过协整检验可以判定其变量是否存在长期均衡。如果协整检验的结果显著没那么可以推断出变量之间具有长期均衡关系。Johansen检验是协整检验的常用方法之一, 本文采用此方法, Johansen检验结果如下表所示:

从表中我们可以发现, 在5%的显著性水平下, 其P值小于0.05, 所以可以看出变量间存在一个协整关系。因而我们可以得出人民币对美元的汇率与上证指数的对数化有着长期均衡的关系。而这也为我们后期提出的建议起到了非常重要的理论作用, 为下文的结论有一定的指导作用。

4. 格兰杰因果检验

在经过协整检验之后, 我们可以发现人民币汇率上证指数之间存在长期的均衡关系。而之后我们需要通过格兰杰因果检验来确定二者的关系是否有因果关系。格兰杰因果检验主要是分析某些经济变量之间的因果关系, 主要是基于X变量是否会有助于解释Y变量的变化, 如果有, 则说明, 如果不是, 则认为X不是Y的格兰杰原因。而在分析过程中会包含Y本身变量以及其自身的滞后项的回归。这样做可以提高实证分析的精确度。分析结果如下表所示。

在表3的结果中, 我们能够发现, Y是X的格兰杰原因, 而X是Y的格兰杰原因, 说明两者的因果关系是双向的。我们可以从中归纳出人民币汇率与上证A股指数之间有着相互的因果关系, 其中任意一个变量的变动都会影响另一个变量。

四、相关对策及建议

1. 外汇市场角度

(1) 完善外汇市场

随着全球经济在不断发展的背景下, 而货币流通也更加自由, 要在该种复杂的国际形势下, 中国需要完成减少顺差, 扩大内需拉动经济增长等目标是比较难实现的。这也就是需要通过制定一系列的汇率政策来对解决所存在的困境, 完善外汇有管理的浮动汇率制度, 同时需要对外汇市场加以完善, 通过加大本国的资本市场的开放程度, 加快外汇的流动性, 并朝人民币利率市场化自由化的道路前进。

(2) 增强本国货币汇率的灵活性

首先针对汇率的流动性, 首先需要加强本国货币国内的流动性, 所以需要一个短期的货币和债券市场, 充分地使用可调控的杠杆, 以此来调节银行和金融市场的利率, 通过央行的货币政策, 实现国内货币政策与外汇市场汇率政策相辅相成, 而汇率波动更加地自由化, 减少央行对人民币汇率的干预行为, 增加人民币汇率变动的弹性, 增强本币汇率的灵活性。这也是为完善本国金融市场所踏出的一个重要台阶。

2. 股票市场角度

(1) 发展层面

从长远的角度来讲, 在股市的波动与汇率波动的相互关系中, 股市会比较容易受到汇率的影响, 而较少地会去影响汇率的波动。在有管理的浮动的汇率制度下, 可以加快资本市场的多元化发展, 包括衍生品市场的开发, 可以加强人民币的流动性, 也可以在该层面上影响汇率的调节。而上市公司也可通过衍生品市场进行对所拥有的货币进行套期保值, 在一定程度上减少汇率波动所带来的损失。

(2) 监管层面

从监管层面来讲, 对于每一个金融活动, 必须有一个第三方来介入, 加强市场参与监督, 建立和完善多层次的安全监控系统, 以实现股票市场全方位的监督与管理。不会使得一些投资者在趁汇市与股市反向变动之时, 加大做空力度或者做多力度, 使得股民惊慌, 使得中国股市大动荡。所以做好证券监管活动, 可以将风险进行防范。

3. 投资者角度

对于投资者而言, 应该发现其中股市与汇市之间的长期均衡关系, 这是由数据处理所做出来的。人民币对美元的汇率下降, 也就是本国货币升值, 但国际投资者对该情况已有预期, 所以大量热钱会投入到中国的市场, 包括楼市, 股市等领域, 而这就会利于股指的推高。所以在这个时候, 投资者应该看好这个股市, 对股市有良好的预期。当国际投资者认为人民币升值已到瓶颈之时, 则会对中国市场中的资金进行抽离, 投向其他估值较低的市场, 而这就会使股指下挫。这时投资者应该谨慎投资, 加强风险防范意识。

五、结束语

在文章中主要采用了量化的观点来说明股市与汇市之间出现的微妙的关系。它们之中呈现的是一种长期均衡关系。这篇文章主要的创新点在于用了更多的数据来说明这之间的关系。而加入了近几个月来人民币升值的数据, 来说明其结果的充分性。对于汇市, 它是一个国际金融市场, 对于股市是一个国内市场, 中间的资本流动无疑是其中的牵线桥, 这是本文在这方面没有深入研究而出现的不足, 但其股市与汇市之间的相互关系明晰, 我们应利用其中的信息来采取金融手段, 防范市场所出现的风险。

摘要：自2005年中国的股票市场经历了重大变革, 相继进行了股权分置改革和人民币汇改, 而本文主要是研究在大变革之后的大背景下, 重点研究护绿与中国股市之间的关系。并且2005年之后, 随着金融的不断发展, 股市也一直处于改革过程中, 而在国际动荡中汇市也有着不一样的政策应对, 这里到底有多少微妙的关系存在呢?本文使用了2005年至2014年3月的上证A股指数和人民币对美元汇率的每一个交易日的数据, 对二者之间的关系进行了实证分析, 包括ADF检验, 协整检验, 格兰杰检验, 最后对本文所研究的内容提出一定的建议。

关键词：上证A股指数,人民币汇率,关系

参考文献

[1]张兵, 封思贤, 李心丹, 汪建慧.汇率与股价变动关系:基于汇改后数据的实证研究[J].经济研究, 2008 (9) :70-81.

[2]周虎群, 李育林.国际金融危机下人民币汇率与股价联动关系研究[J].国际金融研究, 2010 (8) :69-76.

上证A股指数 第5篇

对于当前市场情况，《投资者报》记者专访了嘉实基金结构投资部总监杨宇，杨宇为国内首批沪深300ETF的掌舵人，目前管理资产高达411亿元，也是目前规模最大的ETF。

随着市场的攀高，投资者除了直接从A股市场赚钱，对于基金投资者来说，买指数基金的投资者也是赚得最多的。

对于未来的市场，杨宇告诉记者，他非常看好指数化投资的发展趋势。虽然过去几年尽管市场几经起伏，但指数基金的规模始终处于增长之中。特别是2012年，在绝大部分时间除了年底往上收尾的行情之外，指数基金的规模还在增长，市场占比仍稳步提升。

《投资者报》：从去年12月份以来，市场出现了明显的反弹态势，对未来的市场嘉实基金公司的看法是什么？

杨宇：A股市场估值水平横向对比不高，但回报水平偏低；13年流动性环境整体平稳，预计影子银行仍将发展，并延续高无风险收益率的环境。在政治换届之后及城镇化推动背景下，中国经济短周期增长环境较2012年会有改善，经济转向温和复苏甚至不排除出现过热阶段，企业盈利有所恢复。尽管长期依旧面临着潜在经济增速系统性下降和转型的压力，但政策是较大的变数，在政治、经济方面领导人或将继续释放改革信号，同时资本市场制度改革的可能进一步改善投资者预期。

嘉实基金公司投研团队的总体看法是，2013年投资环境比2012年好，市场目前整体估值横向对比依然低位，在周期性因素与结构性因素均改善的情况下，市场估值中枢有望出现提升。寻找穿越周期的高增长行业（超额盈利增速）仍然是长期行业配置主要目标。2012～2013年盈利增长确定性高的行业：白酒、医药、家电、乳品等。

《投资者报》：从2005年开始就管理国内首只沪深300指数基金，到目前管理市场规模最大的ETF产品，对中国指数化投资形成了较为全面的认识，你认为国内指数基金的发展趋势如何？

杨宇：我个人非常看好指数化投资的发展趋势。虽然过去几年尽管市场几经起伏，但指数基金的规模始终处于增长之中。特别是2012年，在绝大部分时间除了年底往上收尾的行情之外，指数基金的规模还在增长，市场占比仍稳步提升。

未来几年，在证监会“放松管制、加强监管”的方针指引下，指数产品的创新将层出不穷。原来的创新集中在股票市场，包括跨市场、跨境ETF，未来将向其他领域拓展，目前首批债券ETF已获批，嘉实也提交了中证金边中期国债ETF（深交所）申请。

《投资者报》：面对市场规模的不断扩大，管制的放松，基金公司纷纷寻求创新突围，对于这些怎么看？

杨宇：我们始终认为，基于需求的创新才是最好的创新。如果仅是为了创新而创新的话，产品很可能不被认可。从海内外经验看来，能够满足投资者需求的创新产品其发展速度也会很快。

ETF有着分散风险、费用低廉、运作简易且透明度高、存在套利机制等优势，为投资者提供了更为多样化的交易工具。自1993年全球首只ETF-SPDR诞生以来便得到越来越多投资者青睐。据BlackRock统计数据显示，ETF规模已从1993年的0.8亿美元增长至2008年的711.4亿美元。尽管2011年全球市场低迷，ETF市场整体年度资金仍实现净流入1180亿美元，连续5年资金净流入超过1000亿美元。国内ETF的发展史也同全球趋势相似，市场占比逐年提升，由2008年的0.34%增长到2012年上半年的4.35%，即使在2008年金融风暴肆虐的背景下，市场份额仍大幅攀升。

《投资者报》：你认为在产品创新上有什么原则吗？

杨宇：我们始终致力于开发满足客户需求的产品。2012年推出的首批跨时代意义的沪深300ETF，为沪深300股指期货提供了最佳的现货标的，首发受到投资者追捧，首募过百亿。此次又首批获中证500ETF开发权，一方面是预期中证500指数将成为第二个股指期货标的，另一方面则是基于中证500抢眼的历史表现。

Wind资讯统计，中证500累计收益可圈可点，高成长性和高弹性特质，使其屡屡成为上涨急先锋。在2006年到2012年的六年时间内累计涨幅高达280.90%，位居各指数之首；而在股指上行的2009年，中证500又一马当先，涨幅达130%。

《投资者报》：跨市场ETF领域群雄逐鹿，你对跨市ETF的发展有何看法？

杨宇：业内指数基金所使用的管理系统绝大部分为恒生银行数年前开发的系统，面对不断变化的市场，恒生的系统已经无法满足现实需求。能持续获得深交所授权，也是对我们公司指数投资及ETF投资经验的认可。我们自主开发出了一套集合投资、风控、交易等诸多功能于一体的指数化投资管理系统。这套管理系统包括投资端、风险管理系统，指数基金的绩效考核系统以及ETF管理系统，为嘉实做出更精细的产品提供了不可复制的优势。

同时在跨市场ETF管理上，嘉实沪深300所采用的“场外实物申赎模式”，解决了两个交易所之间数据传递、清算的问题，为未来做债券ETF、商品ETF、黄金ETF等打通了平台，在这个平台上可以演进出更多产品。

《投资者报》：你管理的新产品将采取怎样的建仓策略？

杨宇：对于嘉实中证50ETF，我们仍会采取平稳建仓方式。从嘉实沪深300ETF的建仓结果看，均衡建仓在风险和收益上能做得比较完美，一定程度弱化了市场震荡风险。

上证A股指数 第6篇

关键词：过度投资,自由现金流,负债

近几年来, 我国企业中存在着一定的过度投资现象, 投资增速过快, 超出合理范围, 引发了能源和原材料紧缺、产能过剩等一系列问题。以此同时, 我国大量企业也具有高负债率的特点, 而两者的关系正是本文要研究的问题。

股东/经理—债权人冲突, 由Fama和Millier提出, 他们认为在企业发行风险债券的情况下, 股东/经理会为了扩大自身利益去投资那些获利丰厚, 但成功希望渺茫的项目, 一旦投资成功, 股东会获得大多数收益, 但若失败, 损失将由债权人承担。经理因此会拒绝那些能够增加企业价值, 但收益大部分属于债权人的投资, 引发过度投资。

股东—经理冲突是由股东与经理的目标不一致以及两者的信息不对称所引起的。这种冲突下, 经理会为了自身利益盲目扩大企业规模, 投资于一些没有价值的项目, 产生过度投资。由于负债的到期固定还本付息的性质能够减少经理控制的自由现金流, 使得企业存在破产威胁, 迫使管理者追求有价值的投资项目, 因而能在一定程度上抑制管理者的过度投资行为。

然而, 无论是我国的证券市场, 还是上市公司的治理结构、历史背景和当前所处的经济环境等都有别于西方企业。上述理论是否能够用来解释我国上市公司的投资行为, 尚有待实证检验。

一、研究假设

(一) 自由现金流与过度投资

由于现代企业的两权分离和信息不对称的存在, 管理层控制着企业的自由现金流, 具有进行非效率投资的能力。当企业存在大量自由现金流时, 发生过度投资的可能性随之增大。同时, 相较于西方国家, 我国的资本市场建立较晚, 市场发育不成熟, 又有大量上市公司由国有企业改制上市, 存在明显的内部人控制、治理机制不完善、缺乏相应有效的监督约束和激励机制等现象, 使企业的管理层更加容易将自由现金流用于过度投资。

基于以上分析, 本文提出假设1。

H1:我国上市公司存在过度投资现象, 并且企业的过度投资程度与自由现金流量正相关。

(二) 负债与过度投资

在企业中, 股东偏好收益不确定性较大的项目, 债权人则相反。在其他条件相同时, 收益不确定性较大的项目使企业整体风险较高, 股票价值较高;而收益不确定性较小的项目对企业的影响则正好相反。因此在较高水平的负债下, 股东为了自身利益最大化, 会在投资决策时选择那些能够增加股权价值但会减少债权人利益的高风险项目, 产生过度投资行为。

又由于股东-经理冲突的存在, 管理者会为了自身利益做出一些盲目的投资决策, 引发过度投资行为。而适当的负债则能够改善企业资本结构, 提高管理层持股比例, 使管理层与股东目标趋近一致。负债的到期固定还本付息形式, 也能够减少企业的自由现金流量, 间接限制管理层对自由现金流的滥用, 防止过度投资。

基于以上分析, 本文提出假设2。

H2a:负债会加剧企业的过度投资行为;H2b:负债能够抑制企业的过度投资行为。

二、研究设计

(一) 样本选择

本文选取2009~2012年的985家上证A股上市公司的数据作为研究样本, 有关数据来自国泰安CSMAR数据库和证监会网站。为保证结果的有效性和准确性, 剔除ST、PT和金融类公司以及控制权发生变更的公司, 得到1575个有效样本。

(二) 变量设计

企业的实际投资支出 (I) 由两部分构成:一是企业的正常投资支出, 二是企业的非效率投资支出Iε, 当Iε>0时, 即为企业的过度投资支出。

同时由企业前一年的营业收入增长率、总资产增长率、净利润增长率及市净率和托宾Q值通过主成分分析构造出的企业成长机会指标Vgo, t-1得出企业的正常投资需求与成长机会的增函数:

其他相关变量见表1。

三、实证结果

(一) 过度投资的计量

利用主成分分析法计算出主成分方差百分比数值, 进行因子提取, 构造出上市公司成长机会得分函数:

对样本公司实际投资支出与成长机会进行回归分析, 回归结果见表2。

从而得出最佳投资需求函数:

其中I*是企业正常的投资支出与期初总资产的比值, Vgo, t-1是企业的成长机会综合值。由此, 可以得到样本公司当期的正常投资支出和过度投资额。

(二) 描述性统计分析

对存在过度投资的453个样本中的各变量进行描述性统计分析, 其结果如表3。其中, 企业过度投资的均值为0.167, 表明我国上证A股上市公司中存在过度投资现象, 初步验证了假设1。自由现金流量均值为-0.057, 表明存在企业有大量的现金净流量净流出, 但453个样本中有288个样本的自由现金流为正, 为企业的过度投资创造了一定条件。企业资产负债率均值为0.49, 说明样本公司的平均资产负债率为49%, 负债融资所占比重较高。

(三) 过度投资与自由现金流量的回归检验

本文通过建立模型1和模型2, 用于验证样本企业的过度投资与自由现金流量之间是否存在显著的相关性。

模型1和模型2的回归结果见表4。从表4中的回归结果可以看出, 模型1中, Fcf的参数估计值为0.046, 回归系数的t值为3.368, 并且通过了1%水平上的显著性检验。回归模型的调整后拟合系数为0.84, F值为11.909。以上数据表明, 企业的过度投资与自由现金流呈现正相关关系。

在模型2的回归检验中, 引入虚拟变量, 进一步验证假设1。回归结果表明, 企业正的自由现金流量与过度投资额呈现出更加明显的正相关关系, Fcf的新参数估计值为0.148, 回归系数的t值通过了1%水平的显著性检验, 优于模型1中的各项参数。以上结果均验证了假设1, 表明我国上市公司中存在一定的过度投资现象, 并且过度投资程度与自由现金流正相关。

(四) 过度投资与负债的回归检验

注:***, **, *分别表示该变量的参数在1%, 5%, 10%水平上显著相关。

对于过度投资与负债的回归检验, 通过模型3检验, 如下所示:

从表5的回归结果中可以发现, 资产负债率的回归系数为-0.019, 系数较小, 初步表明过度投资与负债融资有着微弱的负相关关系。但该回归系数的t值为-1.559, sig=0.12, 表明过度投资与负债的负相关关系并不显著, 说明负债并没有对企业的过度投资有着明显的影响, 从而证明假设2a和假设2b均不成立。

上述实证研究的结果说明:总体上, 负债并没有对我国上市公司的过度投资行为起到明显的影响作用。本文认为原因有如下三点:一是股东/经理—债权人冲突下负债会加剧过度投资行为, 但同时抑制股东—经理冲突, 减少过度投资。两种作用同时存在, 强弱效果交替波动, 使得负债对过度投资的影响效应左右摆动, 无法表现出显著的效果;二是由于中国企业在市场环境、制度背景、融资渠道、股权结构和治理方式等方面有别于西方发达国家, 其过度投资行为背后存在着特有的制度因素, 单纯套用西方财务理论无法解释;三是负债融资可划分为不同类别, 各类负债对过度投资的影响作用均不相同, 不能单纯的以总体负债一概而论。

五、研究结论

我国上市公司中存在着一定的过度投资行为, 并且过度投资程度与自由现金流呈现显著地正相关关系。说明自由现金流充沛的企业, 其管理层所拥有的投资权利较大, 过度投资行为发生的可能性也更大。我国上市公司负债水平与过度投资行为并无显著的相关关系, 负债对过度投资的影响作用不明显。这可能是因为在我国上市公司的制度背景、市场环境、股权结构等有别于西方上市公司的情况下, 两种冲突下负债对过度投资的影响作用相互交织、共同作用, 使得负债对过度投资的影响作用表现不明显。

参考文献

[1]童盼, 陆正飞.负债融资、负债来源与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据[J].经济研究, 2005 (05) .

[2]李鑫.中国上市公司“过度投资”问题的实证研究》[J].金融研究 (实务版) , 2007 (09) .

[3]李鑫.公司治理与企业过度投资——基于中国上市公司的实证研究[A].第三届 (2008) 中国管理学年会论文集[C].2008.

[4]童盼, 支晓强.股东—债权人利益冲突对企业投资行为的影响—基于中国上市公司的模拟研究》[J].管理科学, 2005 (05) .

[5]童盼, 陆正飞.股东—债权人冲突对企业投资决策影响研究述评[J].中国注册会计师, 2006 (06) .

上证A股指数 第7篇

董事会治理自上世纪80年代初为人们所认识, 到如今已经有近40年的发展历程, 其逐步成为公司治理的核心, 对公司绩效有着举足轻重的作用。本文以上证A股公司董事会的构成特征、激励特征和结构特征中重要的因素作为切入点, 对上市公司董事会特征对公司绩效的影响进行实证分析。最后得出的实证结果、结论和建议希望可以为相关公司提供决策依据, 从而进一步提升董事会治理在完善公司治理和提高公司绩效方面的重要性和可行性。

董事会特征对公司绩效产生影响主要有以下三种理论基础:首先是经济学基础, 其中最具代表性的为委托代理理论和资源依赖理论。委托代理理论的主要思想就是委托代理关系, 企业的所有者为了管理的需要委托代理人代其经营, 但由于经理层并非股东或持股比例小, 在经营管理中很容易与所有者之间发生利益冲突。为了防止代理人的“败德行为”和“逆向选择”, 董事会应运而生, 旨在统一经理层和股东的利益, 完善公司治理, 提高公司的绩效。资源依赖理论提出组织的生存发展需要一定的外部环境资源, 因此也需要与之相配合的内部结构。这也就意味着合理的董事会结构可以使公司更好地利用外部资源, 提高绩效, 加快发展。其次是管理学的理论基础, 主要有现代管家理论和经理层强权理论。现代管家理论对委托代理理论的一些观点提出了质疑和挑战, 认为经理层在尊严、信仰和自律的约束下, 与股东的利益是相一致的, 其是会竭尽全力为公司工作。在现代管家理论中非常重要的一点就是“两职合一”的假说, 说明了董事长与总经理是否为同一人, 即董事会的构成特征, 会对公司的绩效产生影响。经理层强权理论将董事会定义为一个“法律虚拟体”, 认为经理层通过增加自身控股比例以及其他一系列的管理手段, 可以实现对公司的绝对控制, 从而使董事会为其所支配。因此也就说明董事会可以通过改变自身特征来改变其与经理层、与公司的关系, 从而影响公司的绩效与未来的发展。最后是社会学研究提供的理论基础, 其中最有影响力的就是阶级霸权理论, 强调了董事会成员社会地位和影响的重要作用, 说明董事会的素质特征对公司绩效的重要性。

本文采用上证A股公司为样本, 选取2010年~2014年度的相关数据进行了实证研究。实证结果发现:以两职设置情况为代表的董事会构成特征对公司绩效具有正向的影响作用, 以董事薪酬为代表的董事会激励特征对公司绩效也具有正向的影响作用, 而以董事会规模和独立董事比例为代表的董事会结构特征与公司绩效没有显著的相关关系。因此, 实行两职合一, 保障董事薪酬等是基于董事会特征来改善董事会治理以及公司治理, 进而提高公司绩效的有效手段和途径。

本文的贡献在于, 首先, 选择上证A股公司作为研究样本, 丰富了国内外对于上市公司董事会特征对公司绩效产生影响的相关研究。其次, 本文使用了最新的数据进行分析, 时效性很强。最后, 本文在定性分析的基础之上, 对董事会特征的各个指标做了描述性统计分析和回归分析, 使得实证结果更为科学合理。

二、文献回顾

国内外关于董事会特征对公司绩效影响的研究主要集中在以下一些方面:首先是两职设置与公司绩效的关系, 两职设置问题是指公司的董事长与总经理是否为同一人的问题。关于两职合一与否对公司绩效的影响, 国内外学者所持观点差异很大。一部分专家认为两者存在很强的相关性, 例如Fama&Tensen (1983) 、Alexanderetal (1993) 、胡铭 (2002) 以及李维安 (2007) 等专家, 其中Alexanderetal (1993) 和李维安 (2007) 对两职合一的影响持有积极态度, 而Fama&Tensen (1983) 和胡铭 (2002) 对此持负态度。另外其他一些学者, 例如Baliga (1996) 和于东智 (2003) 认为两职设置情况与公司绩效没有直接的相关性。其次是董事薪酬与公司绩效之间关系的研究, 有些学者例如Hermalin&Weisbach (1991) 和李维安 (2007) 认为董事会薪酬激励对公司绩效的提高作用明显。但是, Cordeiro从较早时期Hempel&Fay (1994) 的研究中可以看出薪酬与绩效之间的关系并不显著, 国内专家胡铭 (2002) 也持相同的观点。再次是对董事会规模的研究, 国外很多学者例如Lipton&Lorsch (1992) 和Jensen (1993) 认为董事会规模与公司绩效在一定范围内存在正相关关系, 当人数到达一个限值后将存在负相关关系。国内一些学者如曲丽清 (2006) 和张振 (2011) 将这一影响关系阐述为倒U型的曲线关系。还有一些国内外专家例如Yermack (1996) 和孙永祥 (2000) 通过研究证实了两者之间的负相关关系。而国内的专家李斌 (2005) 和宋增基等 (2009) 认为董事会的规模与绩效没有明显的相关关系。最后, 关于独立董事比例与公司绩效的关系, 国内外的专家学者同样没有统一的认识, 持正向影响态度的有Berle&Means (1967) 、潘克勤 (2010) 以及王丹妮 (2010) 等学者。与之相对应的如Agrawal, A&Knoeber, C.R (1996) 、朱海坤 (2010) 等专家通过研究证实两者之间存在负向的关系。还有学者例如Laural Lin (1996) 、赵安川 (2007) 以及常蕊 (2009) 通过统计分析认为独立董事的比例与公司绩效之间不存在显著的相关关系。

三、实证分析

1. 变量设计

(1) 被解释变量的选取

本文采用每股收益EPS来反映公司的绩效管理成果。每股收益反映了上市公司每一股股份当前所具有的获利能力, 是投资者评价公司经营业绩的重要依据。该指标既可用来进行不同公司间的横向比较, 也可用于同一公司在不同时期的纵向比较。横向比较可以评价公司相对的盈利能力, 纵向比较可以对公司在不同时期的经营业绩进行对比, 同时对盈利水平进行预测。每股收益可以表示为净利润与普通股股份总数的比值, 尽管净利润项目的数据会因为公司选用的会计方法不同而发生变化, 但是公司普通股股数是相对比较稳定的、难以操纵的。所以, 每股收益这一指标可以相对准确地反映公司的获利能力。因此, 本文采用每股收益指标作为衡量公司绩效的指标。

本文每股收益=当期净利润/当期发行在外的普通股份加权平均数。

(2) 解释变量的选取

(1) 两职设置情况 (same) :虚拟变量。若董事长与总经理为同一人, 则取值为1, 否则取值为0

(2) 董事薪酬 (lnsumpay) =金额最高的前三名董事薪酬之和的自然对数

(3) 董事会规模 (size) =董事会人数

(4) 独立董事比例 (indd) =独立董事人数占董事会人数的比例

解释变量中两职设置情况描述董事会的构成特征, 董事薪酬描述董事会的激励特征, 董事会规模与独立董事比例描述董事会的结构特征。

(3) 控制变量的选取

为使董事会特征的各个变量与公司绩效的回归系数能够反映两者的关系, 我们尽可能添加了其他可能影响公司绩效的因素, 共选取了五个控制变量:

(1) 公司总资产规模 (lnasset) =总资产规模的自然对数

(2) 第一大股东持股比例 (chiguf) =第一大股东持股数/公司总股数*100%

(3) z指数 (z) =第一大股东持股比例/第二大股东持股比例

(4) 管理层持股 (lnglcchigu) =管理层持股数的自然对数

(5) 公司的成长机会 (deps) =N年的基本每股收益/ (N-1) 年的基本每股收益

2. 实证模型的建立

综合考虑董事会特征对公司绩效的影响, 本文提出三个模型:

在模型1、2、3中, 表示常数项, α1、α2...α7表示回归系数。模型1、2、3分别代表董事会的构成特征 (两职设置情况) 、董事会的激励特征 (董事薪酬) 和董事会的结构特征 (董事会规模和独立董事比例) 对公司绩效的影响。本文采用普通最小二乘回归模型处理数据, 运用Stata软件作为分析工具。

3. 样本选择

本文采用上海证券交易所上市的A股公司为样本, 选取2010年~2014年度的相关数据进行了实证研究。在样本的选取中, 在剔除模型各变量缺失值后, 剩余样本651个。为控制极端值的影响, 本文在实证分析中对各连续变量均进行了1%的winsorize缩尾处理。

4. 描述性统计

本文在进行回归分析之前, 首先对上证A股公司董事会的构成特征、激励特征和结构特征的各因素进行描述性统计, 结果见表1。

首先针对董事会的构成特征———两职设置情况进行研究, 两职分离或合一是一个被长期争论的问题。两职合一可以有效增强公司管理中行动与期望的一致性, 减少董事长与总经理之间的摩擦, 降低公司的成本, 但存在对管理人员监督不到位的问题;两职分离可以增强董事会的独立性, 加大董事会对经理层监督与控制的力度, 但在一定程度上增加了公司的成本。从表1的数据中可以看出在样本公司中, 对于两职设置情况的统计平均值为0.107, 说明绝大部分公司是采取董事长与总经理两职分离的形式, 遵守了我国证监会对于两职分离的建议要求。但两职分离是否对公司绩效有正向的影响, 还有待进一步分析。

其次针对董事会的激励特征——董事薪酬情况进行研究, 关于董事薪酬对公司绩效的影响情况, 国内外研究没有一个一致的结论。董事的高薪酬可以有效提高董事工作的积极性, 但在一定程度上会使公司利润受损;但如果降低董事的薪酬会相应地降低董事会对管理层的监督效率, 对公司业绩也会产生影响。由于我国上市公司董事薪酬处于半公开的状态, 比较难收集, 因此我们选择样本公司中金额最高的前三名董事薪酬之和作为变量来满足研究的需要。根据表1计算可得, 我国上市公司董事薪酬在不同公司之间的差异很大, 有的公司董事薪酬畸高, 将近1100万, 而有的则偏低, 只有9.9万。关于董事薪酬对公司绩效的影响, 本文将在之后的回归分析中进行阐述。

最后针对董事会的结构特征———董事会规模和独立董事比例情况进行研究, 通过表1可知, 在本文研究的上市公司样本中, 董事会人数在5人-17人之间, 符合《公司法》对于股份有限公司董事会人数在5人-19人的规定。业界学者专家对于董事会规模与公司绩效之间的关系持有不同的态度, 也提到董事会规模可能受到公司规模、发展阶段、所处行业以及经营状况等的影响, 不能简单地判定董事会规模与公司绩效之间的关系。而对于独立董事比例, 从表中可以得到样本公司独立董事平均比例为36.9%, 总体达到证监会关于独立董事占董事会成员三分之一的规定, 但比例最小值只有30%, 不符合证监会的规定。但是独立董事比例同样和公司的实际情况相关, 本文将在之后的回归分析中探究两者之间的关系。

5. 回归分析

本部分对样本公司董事会各特征因素对公司绩效的影响进行了实证研究。以董事会各特征因素为自变量, 以EPS为因变量, 以公司总资产规模、第一大股东持股比例等为控制变量进行了实证回归分析, 分析结果如下:

首先进行的是董事会的构成特征———两职设置情况对公司绩效影响 (模型1) 的实证分析, 分析结果见表2。

t-statistics in parentheses***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1

从回归结果中可以看出, “**”代表变量same即公司两职合一的情况与公司绩效之间在95%的情况下存在显著的相关关系, 又因为same的系数为0.0590, 所以说明两职合一的情况与公司绩效之间的关系是正相关关系。综上, 变量same的系数在95%的情况下显著为正, 表明董事长与总经理两职合一的情况对公司业绩有正向的影响, 可促进公司绩效的提升。

其次进行的是董事会的激励特征———董事薪酬对公司绩效影响 (模型2) 的实证分析, 分析结果见表3。

从回归结果中可以看出, “***”代表变量lnsumpay即董事薪酬与公司绩效之间在99%的情况下存在非常显著的相关关系, 又因为lnsumpay的系数为0.0510, 所以说明董事薪酬与公司绩效之间的关系是正相关关系。综上, 变量lnsumpay的系数在99%的情况下显著为正, 表明董事薪酬对公司绩效有正向的影响, 可促进绩效的提升。

t-statistics in parentheses***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1

t-statistics in parentheses***p<0.01, **p<0.05, *p<0.1

最后进行的是董事会的结构特征———董事会规模和独立董事比例对公司绩效影响 (模型3) 的实证分析, 分析结果见表4。

从回归结果中可以看出, 变量size、indd即董事会规模和独立董事比例的T值偏小 (没有“*”) , 代表两个变量都没有通过显著性检验, 所以说明变量size和indd与公司绩效之间不存在显著的相关关系, 因此不能确定董事会规模和独立董事比例对公司绩效的影响。

四、结论与建议

董事会治理作为公司治理的重要组成部分, 对于公司的绩效表现有着巨大的影响作用。在前文中, 通过对我国上证A股样本公司2010年~2014年董事会各特征相关数据的描述统计和各特征对公司绩效影响的实证研究, 得出我国上证A股公司董事会的基本情况, 并就董事会特征对公司绩效的影响有了整体的认识。

分析结果显示, 针对董事会的构成特征, 两职合一对公司绩效有正向的影响;针对董事会的激励特征, 董事薪酬对公司绩效也有正向的影响;而针对董事会的结构特征, 董事会规模和独立董事比例与公司绩效之间不存在显著的相关关系。

结合以上实证分析结果, 提出以下建议:首先, 实现董事长与总经理两职合一, 由本文的实证可以看出, 两职合一确实有利于提高公司绩效, 而且长期以来两职分离造成了董事长和总经理之间的一种敌对状态, 对公司产生负面的影响, 所以实行两职合一可以切实增强公司管理中行动与期望的一致性, 减少摩擦与冲突, 提高公司的绩效。其次, 由于董事薪酬与公司绩效正相关, 因此要切实保障董事薪酬, 提高董事工作积极性和监督效率, 以改善公司的绩效。最后, 因为董事会规模和独立董事比例与公司绩效不存在显著的相关关系, 所以本文认为, 各个上市公司应该根据公司规模、发展阶段、所处行业以及经营状况等, 选择利于自身发展的董事会规模和独立董事比例, 从而提高公司绩效。

摘要：本文主要研究了2010年2014年我国上海证券交易所上市的A股公司的董事会特征与公司绩效之间的关系。采用最小二乘回归模型进行分析研究, 建立了体现董事会各特征因素与公司绩效指标之一的每股收益之间关系的计量模型, 着重分析董事会的构成特征、激励特征和结构特征对公司绩效的影响。利用Stata软件对各特征相关数据进行描述性统计, 并对各特征因素对公司绩效的影响进行回归分析, 得出结论:董事会的重要构成特征——两职合一的情况和董事会的重要激励特征——董事薪酬对公司绩效有正向的影响, 但董事会的重要结构特征——董事会规模和独立董事比例由于没有通过显著性检验, 所以与公司绩效之间不存在明显的相关关系。最后, 根据之前实证分析的结果, 本文提出在上证A股公司中实行两职合一、保证董事薪酬等建议, 为上市公司进一步完善董事会治理以及公司治理, 并最终提高公司绩效提供有价值的参考。

上证A股指数 第8篇

关键词：高管薪酬,公司绩效,激励

0 引言

由于在现代市场经济中, 企业的薪酬管理作为企业人力资源管理中最重要的环节之一, 其在构建企业自身的竞争能力等方面, 都对企业有着很大的影响, 也是企业经营者在经营过程中需要考虑的关键因素。现代公司治理理论认为, 公司高管与企业间存在着一定的委托代理关系。委托代理理论认为, 由于存在着信息不对称, 委托人虽然较容易考察到代理人的绩效情况, 但是却很难捕捉到代理人的努力水平这样企业就很有必要将高管薪酬同企业绩效结合起来, 实行绩效薪酬, 以降低企业的代理成本。国内外学者在此方面也做了不少的研究周兆生以我国A股上市公司1999年前的样本数据作为研究对象进行回归分析, 其实证结果显示高管年薪、股权激励均与企业绩效变动存在着正相关关系, 而唐奇展等从100多家上市公司的数据研究发现, 高管年薪与企业绩效存在一种负相关关系。Duffhues and Kabir以荷兰1998-2001年上市公司数据为样本, 研究发现高管会运用权力自定薪酬, 而与绩效不相关。上述这些研究得到的实证分析结果不尽相同, 有的还得出了相反的结论。

2008年经济危机以后, 我国上市公司高管薪酬与公司绩效的到底是怎样的关系呢?本文正是在此背景下结合2008-2012年的最新数据对高管薪酬与公司绩效之间的关系进行进一步的研究, 以期获得更多关于上市公司高管薪酬与公司绩效相关性的实证支持。

1 研究设计

1.1 样本数据的选择

本文以2008-2012年沪市A股制造业上市公司为研究对象, 研究影响上市公司高管薪酬水平的主要因素。本文的数据主要来自锐思数据库。根据分析的需要, 对本文的数据进行的处理: (1) 考虑到极端值对统计结果的影响, 本文剔除了非正常上市公司 (ST, *ST, SST, S*ST上市公司) 的数据; (2) 剔除了数据不全的公司年数据。本文最终得到的样本数为1794个, 用stata软件对数据加以综合分析。

1.2 变量选取与描述

如表1所示, 本文的研究变量主要包括:

变量类型变量名变量符号变量定义

资产规模LN ASSET期末总资产总额的对数值财务杠杆LEVER公司资产负债率

控制变量

1.3 研究假设

本文主要研究的是高管薪酬与公司绩效的相关性, 因此将公司绩效作为因变量, 高管薪酬作为自变量来分析公司绩效对高管薪酬的敏感性, 由于影响公司绩效的因素较多, 在这里我们再加入公司资产规模、财务杠杆作为控制变量一起研究。本文运用最小二乘法 (OLS) 运行模型

2 实证检验与分析

2.1 相关性分析

为考察各变量之间的相关性, 本文对各变量进行了相关性分析建立了各变量间的相关系数矩阵如表2。

变量ROE LNMAC LNASSET LEVER

由表2可以简单地看出, 上市公司绩效与公司高管薪酬、公司规模呈正相关关系, 与公司的资产负债率呈负相关关系。另外, 相关性分析还可以检验变量之间是否存在共线性问题。从表2可以看出, 解释变量之间的相关性均小于0.5, 说明解释变量之间不存在共线性问题因此, 可以建立多元回归模型。

2.2 多元回归分析

上市公司绩效与高管薪酬、公司规模以及财务杠杆的回归分析结果如表3所示:

从上表中, 可以看出高管薪酬指标In MAC的标准化回归系数为3.454, t值为10.97, 且在0.001水平上显著通过t值检验, 说明上市公司的公司绩效ROE与高管薪酬In MAC存在显著的正相关关系提高制造业上市公司高管薪酬水平对公司绩效的提高有一定的促进作用。公司规模In ASSET的标准化回归系数为0.697, 且在0.001水平上显著, 说明制造业上市公司绩效ROE与资产规模In ASSET存在显著的正相关关系。资产负债率的回归系数为-0.145, 且在0.001水平上显著, 表明在一定范围内制造业上市公司资产负债率越高, 公司绩效越低。

3 结论

本文实证结果显示, 以净资产收益率ROE为指标衡量的公司绩效与高管人员货币薪酬存在显著的正相关关系, 但是相关系数有点太高, 可能是由于将更多的影响公司绩效的因素归到了高管薪酬这一影响因素中了, 另外说明我国制造业上市公司与高管人员之间的“薪酬-绩效契约”己经基本形成, 高管人员薪酬与公司绩效已经挂钩, 薪酬激励对公司绩效的提升有一定的促进作用。 (下转第324页

(上接第225页) 制造业上市公司的绩效水平越高, 高级管理者的薪酬水平也应该越高, 以便达到对上市公司高级管理人员激励的目的。高管薪酬与公司规模存在显著的正相关关系。这个结论和目前国内外的研究结论一致, 一般而言, 企业规模越大, 高管可控制的资源也就越高, 涉及的经营管理问题也就越复杂, 因而对高管的能力要求也就越高, 付给高管的报酬自然也就越高。

此外, 在一定范围内制造业上市公司资产负债率越高, 公司绩效越低。S

参考文献

[1]魏刚.高级管理层激励与上市公司经营绩效[J].经济研究, 2000 (3) .

[2]胡铭.上市公司高层经理与经营绩效的实证分析[J].财贸经济, 2003, 4:59-62.

[3]高雷, 宋顺林.高管报酬激励与企业绩效一来自中国上市公司的证据[J].财经科学, 2007, 4:35-46.

中国A股市场指数波动的周期分析 第9篇

1 极大熵谱估计原理

熵原本是热力学中对事物不规则性的一种度量, 后来被应用于度量系统的不确定性。在信息论中, 熵是衡量随机事件不确定性程度的量。最大熵谱原理 (MEM) 的实质是选择这样一种谱, 它对应着最随机或最不可预测的时间序列, 而这个时间序列的自相关函数又与一组已知值相同。它是由J.P.Burg首次将最大熵定理 (POME) 用于频谱分析中而产生的。最大熵谱原理是一种非线性谱分析方法, 其主要特点是:

(1) 比普通线性谱估计有更高的分辨度;

(2) 可以用较短的数据记录进行谱分析, 填充出一个长得多的时间区域。此外, 这种方法所需要的计算时间与普通线性谱估计具有相同数量级。因此, 最大熵谱分析在许多应用中都是很有实用价值的理论。时间序列数据Xk的表达公式为:

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式中, Xk为被观测到的时间序列数据;nk为独立的定常白噪声;m表示自回归模型的截止阶 (即自回归模型的次数) ;再利用Wiener-Khinchine公式, 得到最大熵谱原理的表达式:

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式中, j为频率, Δt为离散序列的时间间隔, 在等间隔序列中一般取Δt=1, i为虚数, σm2为误差的方差。

最大熵谱原理中截止阶的确定是关键, 如果截止阶取得太小, 最大熵谱估计曲线一般比较平滑, 不能分辨任何周期成分。相反, 如果截止阶取得太大, 也会产生谱的虚假成分, 造成谱分析的失真。目前比较普遍地应用赤池宏思提出的最终预报误差 (FPE, Final Prediction Error) 准则来确定截止阶。根据阶数m从时间序列Xk求出的自回归系数bm.j的一种统计量Qm:

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统计量Qm取最小值时的次数m就是截止阶的次数。

2 市场指数极大熵谱分析结果

本文选取上证综指从1990年12月到2008年3月共208个月的月线收盘数据进行分析。进行最大熵谱分析首先要求数据平稳化。经检验, 原始数据并不平稳, 所以首先对数据取对数后, 采用BK滤波消除趋势项和噪声, 然后对所得数据进行ADF检验, 检验结果见表1。

经检验, 数据已经平稳化。根据利用MATLAB计算得到的谱密度与频率作周期图, 如图1所示。

从图1中可以看到, 周期图在f=0.055 664 063处出现一个十分突出的频谱, 对应周期长度为T=17.96月, 从图1中还可看出, 除主周期分量外, 还存在其他的周期分量。主要结果如表2所示。

根据上证综指第一主周期约18个月, 对照上证指数进行标注, 见图2。

从图2中11个平均为18个月的循环可以认为, 市场波动是有规律可循的, 市场存在一个很强的约18个月的周期分量, 一个主要高点或低点后的18个月左右, 很可能形成一个新的高点或低点。从图2中同时可以看出, 市场并不是严格按照18个月左右的周期循环, 会有左偏或者右偏。

用同样的方法对深证综指进行最大熵谱分析, 主要结果见表3。

3 结论与启示

通过对上证综指和深证综指的最大熵谱分析, 得出如下结论与启示:

(1) 市场有明显的主周期分量, 主周期下存在若干次周期的波动, 指数都存在若干个次周期, 次周期的存在表明指数波动的复杂性, 市场波动是若干周期分量叠加的结果。

(2) 由于市场周期一般存在多波长周期并存性, 并且波长具有一定程度的摆动性, 即有一定程度的扩张和收缩, 因此一般不宜把周期波长看成一个确定不变的固定值。投资者可以结合周期分析技术和统计搜索技术, 来发现比较合理的系统参数值。做法是先对投资对象进行周期分析, 求得周期波长, 再以周期半径为中心, 向上和向下进行统计搜索。通常这样可以较快发现较可靠的具有实战价值的参数值。

(3) 无论上证综指还是深证综指都有一个18个月左右的主周期分量, 一个主要高点或者低点后的18个月左右, 很可能形成一个新的高点或者低点。

(4) 证券市场的运行有自己的规律, 人们可以根据数据规律指导自己的投资行为。投资者可以利用证券市场的周期性波动规避风险, 提高收益。同时, 监管部门可以根据规律配合政策进行市场调控。

摘要：本文基于时间序列的极大熵谱估计方法, 利用MATLAB工具, 对A股市场指数进行分析, 得到了上证综指和深证综指的谱密度、频率及周期数据, 从中分辨出A股存在一个平均约18个月的主周期分量。结果表明, A股市场确实存在周期性波动规律。

关键词：A股市场指数,极大熵谱估计,周期

参考文献

[1]黄继平, 黄良文.中国股市波动的周期性研究[J].统计研究, 2003[11]:9-14.

[2]陈迪红, 杨湘预, 李华中.中国证券市场指数波动的周期分析[J].湖南大学学报, 2003[10]:88-91.

[3]沈小雄, 王常民.东洞庭湖最大熵法风浪谱估计[J].长沙理工大学学报, 2007[3]:38-43.

[4]潘士先.谱估计和自适应滤波[M].北京:北京航空航天大学出版社, 1991.

[5]张瀛, 王浣尘.我国股市价格波动的谱分析方法研究[J].价格理论与实践, 2002[2]:44-46.

上证A股指数 第10篇

市场有效性由来已久, 国内学者对沪深两市有效性认识也不尽一致。在1994年俞乔就用误差项序列相关检验、游程检验、非参量性检验对上海和深圳股市1990年到1994年的综合指数进行实证分析, 研究上海和深圳故事不具备弱有效性。1990年吴世农以上海股市从1992年6月至1993年12月期间上市交易的股票中抽取了十二种股票及其市场的股价综合指数为样本对收盘价序列自相关分析, 结果表明上海市场尚不具备弱式有效。同年, 高鸿桢教授对上海股市从序列相关性、延续性和反应速度三个方面进行实证考察, 结果显示, 上海股市从开市以来经过无效率的阶段正逐步向弱式有效市场过渡, 上海股市的效率性在不断提高。1998年, 范振龙、张子刚运用最小二乘的DF检验对深发展、深万科、深金田和深星源五只股票进行检验, 结果五只股票的价格变动和股票市场的弱式有效性一致。

2 数据处理和分析

(1) 利用马柯维茨的证券组合理论的公式, 计算每月的平均收益率, 在进行比较, 从横向反映“月份效应”。

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i表示年份, t表示月份, Rit表示第i年第t月指数收益率, W1是期末政权价格即收盘价, W0为期出政权价格即开盘价。Rt (一拔) 表示所有研究年份第t月的平均收益率, 以下是上海A股指数8月份的平均收益是先计算从1990年至2007年各月的上海A股指数收益率, 然后再对月份的收益求算术平均即是所需要的月份收益。

(2) 根据第一步的“月份效应”, 利用幂比例解释股市的趋势。

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I表示年份, M表示月份, R1为月份收益, RIM表示根据第一步的“月份效应”对应月份后, 用连续复利算出的对应第I年的总收益 (好比预期的) 。

RIY表示第I年的实际总收益率, R2为年收益。

λI即是第I年的幂比例。λI=1表示该月收益和年平均收益一致, λI>1表示该月收益要比年收益高, λI<1表示该月收益低于年收益。如果在研究各年λI>1的现象持续存在则市场异象现象显著。

(3) 对各年的幂比例λI进行比较, 得出趋势。

3 实证结果

根据以上三个步骤的数据处理, 我们得到以下结果。从两个图可以得出, 每年的λ>1的现象持续存在, 表示市场异象现象显著。在每年的五月和八月λ>1更显著, 即存在明显的“五月效应”和“八月效应”。

首先我们看一下图1, 是上海A股指数1990-2007年月平均收益对比图, 图1以得出上海A股指数从1990-2007年月平均收益在5月和8月显著为正, 这一点和2002年汪炜、周宇在经济研究上发文指出小公司在1月和8月都存在显著的高于市场指数收益率的研究结果一致。根据这一结果表明, 可以得出我国股市存在“月份效应”, 且在8月平均收益显著为正, 即存在“8月效应”。据此, 我们计算各年的8月的幂比例, 得到趋势图2。图2起始为1992年, 研究发现上海A股指数总体的幂比例趋势是下降的。其中在经历了1994年的剧烈变动之后, 以后各年在小幅变动中下降。在这十六年中50%的年份幂比例大于1000但不是非常显著, 这与图2相互印证。

4 结论

根据市场有效性理论, 如果股票市场是有效的, 投资者无法根据过去的信息获得超额利润, 股票价格是随机变化的, 那么股市在一年的任何一个月份不可能存在持续的高收益或低收益, 也就不存在所谓的“月份效应”。通过我国上海股市A股指数的分析我们发现我国股市存在显著的“八月效应”且呈现递减的趋势。关于月份效应的解释, 有很多的观点。有的学者提出, 中国的股市存在“八月效应”的原因在于股市对中期报告“反应不足”。所谓反应不足是由于投资者守旧性思维方式导致即在面对新的证据时投资者是逐渐调整自己的认识方式的。也就是说, 在投资者无法辨别信息真伪的情况下, 当七月份上市公司公布自己的其中报表时, 市场整体上呈现出盈利公司多于亏损公司的景象, 投资者得到关于公司盈利的消息时, 因为守旧性, 他们并没有马上全面地对这则与该公司有关的信息做出评判而是逐步消化消息, 从而在消息公布的一段时间里投资者的收益仍然为正即形成“八月效应”。尽管我国股市存在“八月效应”, 从某种程度上可以认为我国股市不是有效的, 但是通过分析发现, 在我国股市发展的十多年中, 市场异象有递减的趋势, 即效率在不断改进。

摘要：时间效应是市场异象的一种情况, 市场异象即为股市的“时间效应”和“规模效应”, 也是近几年学者们研究的热点问题。通过对上海股市A股指数的实证分析, 结合市场有效性理论从另外一个视角分析我国股市存在的“八月效应”, 同时根据幂比例变化的趋势证明我国股市效率的改进情况。

关键词：市场异象,月份效应,幂比例

参考文献

[1]汪炜, 周宇.中国股市“规模效应”和时间效应的实证分析[J].经济研究, 2002, (10) .