實證分析
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實證分析范文第1篇
20世紀70年代以來，以英美為代表的發達國家對預算管理形成了大量研究，研究的問題包括：預算目標的松緊度問題，預算松弛問題，預算參與問題和預算強調問題。在我國，預算管理理論研究也伴隨著預算實踐的發展而出現日益繁榮的局面。預算參與是預算控制中尚未解決的一個主要問題，在國內也同樣成為預算實踐和理論研究中一個突出的問題，近年來日益受到理論界的高度關注，在國外涌現了一定數量的研究文獻，我國國內有關預算參與的研究非常少，因此本文擬借鑒國外發達國家的研究成果，采用國外主流的研究范式對我國企業預算參與程度和預算參與的作用進行實證分析，以期對未來的研究提供參考。
二、文獻綜述
預算參與指預算執行者在預算編制過程中所起到的作用，是指在分級管理條件下，允許和動員各級部門（崗位）管理者對本部門（崗位）的預算制定、執行、反饋等進行全面參與的行為過程。
預算參與問題主要研究預算參與的作用，研究的視角主要有兩種，一是從參與人的性格行為特點來研究預算參與的效果，二是從組織環境角度，引人調和變量或居間變量來研究參與的效果。
Brownell（1981）引入人的性格變量來研究預算參與和業績之間的關系。將人的性格區分為兩種，一是內部焦點型，事件發生時，主要從內部找原因;二是外部焦點型，事件發生時，主要從外部找原因。一般來說，不利局面發生時，內部焦點型會積極想辦法，而外部焦點型會怨天尤人。對于不同性格的人來說，預算參與對業績的影響是不同的，不能一般而論預算參與對業績的影響。
Robert（1986）引入權力主義這個調和變量來研究預算參與和業績之間的關系，在總結前人研究的基礎上，將下屬權力主義類型與上司權力主義類型的配合情況作為變量，來研究不同配合情況下，預算參與和業績之間的關系。得出的結論是:當下屬與上司的權力主義類型相同時，預算參與對業績存在正面影響;當下屬與上司的權力主義類型不同時，預算參與對業績存在負面影響。
BrownellandMclnnes（1986）引人激勵這個變量來研究預算參與和業績之間的關系。預算參與和業績根據多級量度問卷調查來收集數據，激勵變量根據期望理論來設計問卷。根據數據進行統計分析后，得出的結論是:預算參與和業績顯著相關，但是這種相關與激勵無關。
根據Shields＆Shields（1998）預算參與有如下好處：上司與下屬分享外部信息；上司與下屬分享內部信息；能夠激勵內部單位管理者；能夠增加內部單位管理者的工作滿意度；能夠減少內部單位管理者盡量爭取較寬松預算的行為；能夠減少工作中的人際關系緊張。
三、研究設計
其一，假設提出。本文提出如下假設：
預算參與程度與預算參與作用正相關
其二，變量設計。本文基于調查問卷的數據設置的變量有：預算參與程度，預算參與作用。本文所涉及的所有變量都是按利克特分級度量的方法計量，為了和國外的研究結論相比較，本文采用國外研究相關的變量度量項目，均采用5級度量；每個項目中，以越靠近5的Likert度量，表示相關程度越高，越靠近1的Likert度量，表示相關程度越低，3表示相關程度中等。
（1）預算參與程度。本文采用較有代表性的Kren（1992）的度量方法，采用五級量度并做適當修改。具體的量度項目包括5個：內部單位管理者參與制定內部單位管理者各方面的預算 ；在內部單位管理者對預算滿意前，內部單位的預算不會確定 ；在確定內部單位管理者的預算過程中，內部單位管理者的觀點影響力很大；通過預算參與，增加了內部單位管理者了解工作的相關信息；預算參與能激勵內部單位管理者更加努力工作
（2）預算參與作用。借鑒Shields＆Shields（1998）的量度方法，具體的量度項目包括6個：上司與下屬分享外部信息；上司與下屬分享內部信息；能夠激勵內部單位管理者；能夠增加內部單位管理者的工作滿意度；能夠減少內部單位管理者盡量爭取較寬松預算的行為；能夠減少工作中的人際關系緊張
其三，樣本選擇和數據收集 本文數據來源于受調查的全國各地60家生產性企業的519份問卷，調查對象是這些企業的中層或高層管理者，被調查企業覆蓋了全國10個省、直轄市和自治區，企業分布具有隨機性。行業跨度也較大，有鋼鐵、化工、醫藥、紡織、通訊電氣等10多個領域。被調查的企業規模是在資產3000萬元、年銷售收入4000萬元、職工人數在300人以上的生產性企業，主要是考慮這些企業規模夠大，預算管理水平較高，而且中層管理者能夠在預算參與和業績評價中能發揮作用。之所以選擇生產性企業，一方面是在生產企業實行預算管理的較多，尤其在生產方面；另一方面，也是為了和國外的研究成果相銜接。 調查共發出的600份問卷，都是在深入企業內部和中層管理者深入交談的基礎上，由企業專門安排時間由被調查者填寫的，基本保證了問卷填寫者的真實意思表達，從而使問卷具備可靠性。共發出調查問卷600份，收回有效問卷51份，有效問卷回收率為 86.5%。
樣本數據可信度檢驗采用克朗巴哈（Cornbach’s）的Alpha信度系數進行就評估量表內部一致性檢驗，進行可信度分析所得結果如表1所示：
由表1信度統計分析表可以看出克隆巴赫系數（Cronbach's Alpha）a=0.814，校正后的系數為0.826，說明用于實證分析的數據有較強的可信度。參與可信度分析的指標共有五個。樣本通過了內部一致性信度系數檢驗。
四、統計分析
針對預算參與程度與預算參與作用提出假設預算參與程度與預算參與作用正相關。運用統計軟件所得出的結果見表2至表4。
從表2中可以看出參與回歸的數據共有519個沒有缺失值。
從表3方差分析的結果可以看出整個模型的F值=27.189，其P值（Sig）明顯小于所選定的顯著性水平a=0.05，因此可以看出估計的模型是顯著的。
從表4中可以看出變量預算參與程度的估計值0.198，標準值0.224，T檢驗值22.346，P檢驗值（Sig）0.000，小于0.05，說明這些回歸系數是統計顯著的。另外自變量X1的方差膨脹因子（VIF）亦均小于經驗值5，故排除變量之間存在多重共線性的可能性。
從標準化回歸殘差概率圖1中，可以直觀的看出模型的擬合程度較好。
因此基于以上分析可以得出，假設得到支持，即預算參與程度與預算參與效果正相關，即預算參與的程度愈高，預算參與的效果愈好，管理者的業績改善越顯著.
五、結論
本文研究預算參與程度、預算參與作用之間的關系，在文獻綜述的基礎上提出假設，通過一個由55家企業組成的519個樣本進行統計分析，結果顯示：預算參與程度與預算參與作用正相關。這一結論對企業如何確定預算參與程度具有重要的指導意義，當預算參與程度較高時，預算參與的作用越大，當預算參與程度較低時，預算參與作用越小，因此為提高企業經營業績和效果，企業應有較高的預算參與程度。
參考文獻：
［1］J. F. SHIELDS& M. D. SHIELDS(1998)ANTECEDENTS OF PARTICIPATIVE BUDGETING[J]Accountfng, Organizatlom and Sockfy, Vol. 23, No. 1, PP. 49-76, 1998.
［2］Alam， M.， Budgetary process in uncertain contexts: a study of state-owned enterprises in Bangladesh， Management Accounting Research， 1997， 8， 147-167.
實證分析范文第2篇
【關鍵詞】非流通股解禁托賓Q值供求關系股票市場估值中樞
一、前言
2005年的股權分置改革和2006年開始的非流通股解禁是為了解決我國股票市場中股權分置這一制度性問題而進行的創新。股權分置這一制度性缺陷造成了金融資本與產業資本的割裂，使占總股本三分之二的非流通股不具備流動性，股權分割為價格懸殊的流通股和非流通股，撐起了高市盈率的流通股價總體水平。股權分置改革以及非流通股的逐步解禁使得原來不能在二級市場流通的法人股可以公開在二級市場減持與流通。這就打通了金融資本與產業資本之間相互轉換的渠道，開啟了國內A股市場金融資本和產業資本之間的套利機制。
經濟學獎得主詹姆斯·托賓（JamesTobin）在1997年所著的《貨幣、信貸與資本》指出，Q是指市場價值MV與重置成本RC的比率，即Q=MV/RC，Q比率決定了廠商的投資水平。托賓Q值事實上就是股票市場對企業資產價值與生產這些資產的成本的比值進行的估算。高Q值意味著高產業投資回報率，此時企業發行的股票的市場價值大于資本的重置成本，企業有強烈的進入資本市場變現套利動機。當Q值較大時，企業會選擇減持后將金融資本轉換為產業資本；而當Q值較小時，企業會將產業資本轉換成金融資本，即繼續持有股票或選擇增持股票。
我國上市公司的托賓Q值的高低將決定產業資本與金融資本轉換策略和解禁后非流通股股東的行為，進而改變股票市場供求關系。市場供求關系的失衡將導致股票價格的波動，直到市場整體價格水平調整到一定合理區域后供求關系將達到的新的平衡。本文目的在于利用托賓Q值實證分析非流通股解禁對我國股票市場估值水平的影響，判斷現階段我國資本市場估值中樞的變化趨勢。
二、實證分析設計
研究前提假設，一是我國股票市場達到了弱式有效或市場有效性逐步增強。在有效市場中，股票的價格是圍繞價值波動的，市場價格是真實價值的無偏反映。二是托賓Q值（以市價估算）偏高的情況下，原有非流通股股東拋售意愿強烈，市場供求失衡后將會尋求股票價格和交易量的新均衡。三是在有效股票市場中，市場整體價格水平的調整是市場估值回歸于公司內在價值的必然過程，是市場對此前估值水平過高的一種修復。
本文以我國A股市場中證100成份股為研究對象，實證分析非流通股解禁對股票市場估值水平影響。根據戈登模型估算的各樣本股票價值與其凈資產的比值，統計樣本股票理論托賓Q值集Q1；再根據各樣本股票市值與其凈資產的比值，統計樣本股票市價托賓Q值集Q2；在此基礎上對Q1和Q2進行對比分析。
以全部A股公司總市值合計與凈資產合計的比值來估算A股市場托賓Q近似值，并且統計出從1993年至2008年4月18日Q值的變化情況和2008年4月18日國際主要股票市場同期的市價凈資產比率（托賓Q近似值）的平均值。然后把我國股票市場整體Q值和樣本股票托賓Q值的算術平均值分別與國際市場托賓Q值橫向對比分析。
根據戈登（Gordon）提出的股票估值模型，股票的價格等于未來現金股利的折現價值。假設股票未來的每股贏利以固定增長率g增長，分紅時的派現率為固定比例k，這樣，股息也將以固定增長率g增長。再假設投資者的股權期望收益率為市場無風險利率和股權風險溢價ERP之和。則股票價格為：
股改對上市公司分紅派現的提振作用在2006年報中充分顯現。多數上市公司在股改方案中附加了分紅承諾，履行這些承諾將對上市公司中長期的經營行為構成約束，客觀上使得上市公司在承諾履行期內保持業績的持續穩定增長和較高的分紅派現比例，而且藍籌公司始終保持了比較高的派現比率。因此，本文的研究中取k為45%。
股票估值的本質是將未來收益折現，所以這里采用流動性較好的中長期國債的到期收益率作為市場無風險利率。Rf取2007年12月最新10年期記賬式特別國債（八期）的票面年利率，為4.41%。
2005年、2006年和2007年我國股票市場每股收益增長率都是大幅增加，其中2006年超過40%，2007年為41.46%。根據北京大學宋國青教授（2003）的研究，我國經濟的黃金增長時期已經持續了25年，并且這種高速增長還將持續20年，至少前10年GDP的增速應該在8%以上。本文謹慎的只取g為7.48%。
在本文中，ERP采用周游的研究結果6.02%。
綜上所述，戈登模型中各變量賦值如表1。
根據戈登模型得到各樣本股票價值Pt，統計出樣本股票理論托賓Q值集Q1。再根據樣本股票2008年4月18日市價P，統計市價托賓Q值集Q2。樣本股票（601001）當日停牌，取前一個交易日的市價；而樣本股票（600887）由于異常變動，年度為負，取上一年度數據為Et。
三、實證結果分析
1、樣本股票理論托賓Q值集Q1與市價托賓Q值集Q2對比分析
根據戈登估值模型估算樣本股票理論托賓Q值集Q1，即各樣本股票戈登模型估值與其凈資產的比值的集合。再根據2008年4月18日樣本股票市價估算樣本股票市價托賓Q值集Q2，即各股票市值與其凈資產的比值的集合。其算術平均值參照表2。
從樣本股票市價托賓Q值集Q2與樣本股票理論托賓Q值集Q1的對比中，Q2算術平均值遠高于Q1算術平均值。
從樣本股票托賓Q值取值的分布來看，Q2中數值主要集中在偏高的Q值區域：86%的大于等于2；41%的大于等于4；15%的大于等于6。而中數值相對處于偏低的Q值區域：32%的小于2；88%的小于4。現階段，樣本股票中81%的上市公司的市價托賓Q近似值高于用戈登模型估算的理論托賓Q值；市價托賓Q近似值集Q2中數值整體上明顯高于理論托賓Q近似值集Q1中數值。樣本股票托賓Q近似值集Q1和Q2數值分布如圖1。
在研究的樣本中，截至2008年4月18日，按市價估算的托賓Q近似值中有86%大于等于2，41%大于等于4。另外，根據平安證券課題組的研究結果，截至2008年4月10日，整個A股市場中的行業或公司個體，90%以上的公司的市價托賓Q值都在2以上，69%以上的公司Q值在3以上，46%以上的公司Q值在4以上。這說明樣本股票市價托賓Q值較理論托賓Q值整體上要明顯偏高，整個市場中的市價托賓Q值也明顯偏高。
2、樣本股票、A股整體市場和世界主要市場托賓Q值橫向對比分析
對樣本股票、A股整體市場和世界主要市場托賓Q值進行比較，如表3。
（數據來源：平安證券課題組《“大小非”減持的影響及對策》。）
實證分析范文第3篇
進入21世紀以來,國際貿易領域的主要研究方向從宏觀和中觀層面逐步向微觀層面縱深發展。從國際貿易理論發展的主要脈絡上看,古典貿易理論、新古典貿易理論和新貿易理論都存在一個共同的假設前提:各產業內的企業是同質的(homogeneous);但近年來出現的“新-新貿易理論(new-new trade theory)”則突破了該假設的局限性,將企業在規模或生產率等方面的異質性(heterogeneous)納入了國際貿易理論框架中,這就為在微觀領域里進一步深入研究國際貿易理論奠定了基礎。目前,新-新貿易理論正成為國際貿易理論的最新研究前沿之一。
近幾年來,一些新-新貿易理論文獻都較好地闡釋了新產品種類(productvariety)在國際貿易中所產生的重要作用,并發現新出口產品種類的出現是促進行業生產率提高的一個重要原因(Melitz,2003;Bernard等,2006),也是獲得國際貿易利益的一個重要來源(Bernard等,2007;Feenstra,2009)。2009年,中國的出口額已躍居世界第一位,進口額也迅速上升到世界第二位,這標志著中國的對外貿易進入了一個嶄新的時期。現實已說明了比較優勢在中國外貿出口中的關鍵性作用,但如何在保持出口額持續上升的基礎上進一步提升我國出口比較優勢和出口競爭力,并增加從出口中獲得的貿易利益呢?這已成為當前亟待研究的課題之一。
二、文獻綜述
早在20世紀90年代初期,“內生增長模型”(Romer,1990;Grossman andHelpman,1991)就已經關注了新產品種類的創造,以及它們對生產率和經濟增長的影響,并認為一個國家進行貿易開放將增加可獲得的進口產品種類,還可能提高出口產品種類,并且這兩種結果都有助于經濟增長。而真正能夠從微觀貿易數據的角度來精確測量產品種類變化對國際貿易所產生的影響,則是從Feenstra(1994)開始的。Feenstra首先提出了一種采用微觀貿易數據來測度產品種類變化的方法,并探討了在美國進口產品中新產品種類對需求收入彈性的影響。在以Melitz(2003)為代表的新-新貿易理論出現之后,國外不少文獻都開始采用新-新貿易理論模型來研究產品種類變化在國際貿易中所產生的重要影響。如Melitz和Ottaviano(2005)保留了Melitz(2003)中的壟斷競爭假設,但放松了CES假定,并以Ottaviano,Tabuchi和Thisse(2003)提出的一個連續變量線性需求系統為研究基礎,發現一國能否通過國際貿易使該國福利提高主要取決于以下因素:1.是否有較多的產品種類;2.是否有較高的平均生產率;3.是否有較低的價格加成(markup)。Bernard,Redding和Schott(2007)將異質性企業引入到比較優勢模型中,并發現在考慮了企業的異質性后,企業出口的擴張不但能夠提升比較優勢,帶來生產率的提高,還能成為一國貿易福利增長的新來源。Feenstra(2009)在壟斷競爭模型中研究了對貿易利益的測度問題,并在產業層面上對Melitz(2003)模型進行了研究,其結論是:貿易利益的三個重要來源分別是新產品種類、高生產率企業的自我選擇機制以及進口競爭導致的企業加成下降。在實證研究方面,Khhoe和Ruhl(2003)發現,與原有的產品種類相比,新產品種類能解釋更多的因貿易自由化所帶來的貿易增長。Funke和Rduhwedel(2001,2005)所做的一系列實證研究表明,出口產品種類增加對各國的經濟增長都有顯著的正面影響。Broda和Weinstein(2006)采用Feenstra(1994)提出的方法計算了美國的進口數據,發現截止到2001年,來自于新出口國的、美國新產品種類進口所產生的貿易利益占了美國GDP的2.6%,其貿易增益效應很顯著。Amiti和Freund(2008)對中國的實證研究發現,1992~2005年間中國的出口增長主要源于原有產品種類的貿易量擴張,新產品種類的貢獻較小。Yang(2008)將Bernard,Redding和Schott模型進行了擴展,并將勞動劃分為熟練和非熟練兩大類,在此基礎上研究了出口種類與根據資源稟賦情況建立起來的比較優勢之間的關系,其結論支持了其“半H-O預測(semi-Heckscher-Ohlinprediction)”,即一國具有比較優勢的產業往往會出口較多的產品種類。目前,國內與新-新貿易理論相關的文獻并不多見,并且已有文獻主要集中在企業異質性與生產率關系等方面的研究;而從產品種類變化的微觀數據視角來進行相關研究的國內文獻就更為少見,如李未無(2010)基于中國對日本出口產品種類變動的視角,對2002~2008年中國對日本出口增長進行分解,發現自2004年底中國提出轉變外貿增長方式以來,中國對日本出口增長源自舊產品種類的貢獻在不斷減少,而來自新產品種類的貢獻在加速增長。本文試圖在上述文獻研究的基礎上,結合具有典型互補性特征的“中美雙邊貿易”,針對兩國出口產品種類變化對出口比較優勢提升的影響進行比較研究,這對促進中國出口競爭優勢的提升,以及從“貿易大國”向“貿易強國”的轉變顯然有著重要的現實意義。
三、模型的構建及說明
為研究出口產品種類變化與比較優勢之間的關系,并考慮到相關數據的可得性,我們選取了具有典型“互補性”貿易特征的中美制造業雙邊貿易數據進行實證研究。我們設立如下計量模型:it it it itRCA = + EV + X+其中, 與 為待估參數,X代表各控制變量,為隨機誤差項,i代表各行業,t代表年份。各變量的含義如表1所示,并在計量模型中對各變量均采用了對數形式。基于以上模型,我們首先需要處理產品種類和各行業的對應關系問題。
(1)對產品種類的測度:在UNComtrade數據庫中,我們能夠得到1997~2008年中美兩國相互進出口的全部6位數級HS1996微觀貿易數據,我們將每個6位數級HS商品代碼視為一個產品種類。
(2)對產業的劃分:首先,根據我國國家統計局公布的國民經濟行業分類(GB/T4754-2002)中的兩位數行業代碼,將制造業劃分為26個行業。然后,依照中國國家統計局公布的中國國民經濟行業分類(GB/T4754—2002)與4位數級ISIC3.0之間的對應表、聯合國統計司所公布的6位數級HS1996商品代碼與4位數級ISIC3.0之間的對應表、美國國家統計局公布的北美產業分類體系(NAICS 2002)與4位數ISIC對應表,整理出這26個制造業行業與6位數級HS1996商品代碼、6位數級NAICS代碼之間的對應關系。這樣,我們就可以在這26個制造業行業層面對出口產品種類以及其他的行業特征進行研究了。這26個制造業行業分別為:食品、飲料加工制造業,煙草制品業,紡織、服裝鞋帽制造業,皮革、毛皮、羽毛(絨)及其制品業,木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業,家具制造業,造紙及紙制品業,印刷業和記錄媒介的復制,文教體育用品制造業,石油加工、煉焦及核燃料加工業,化學原料及化學制品制造業,醫藥制造業,化學纖維制造業,橡膠制品業,塑料制品業,金屬礦物制品業,黑色金屬冶煉及壓延加工業,有色金屬冶煉及壓延加工業,金屬制品業,通用設備制造業,專用設備制造業,交通運輸設備制造業,電氣機械及器材制造業,通信設備、計算機及其他電子設備制造業,儀器儀表及文化、辦公用機械制造業,工藝品及其他制造業。鑒于中國統計數據中缺乏部分相關年份的“工藝品及其他制造業”的相關數據,我們剔除此行業,主要對余下的25個制造業行業進行分析。接下來,我們對表1中各變量說明如下。
(1)顯示性比較優勢指數(RCA):“顯示性比較優勢指數”是由巴拉薩(Balassa)于1965年提出的。我們選取該指數來表示對各行業比較優勢的測度,其特點是可以從商品進出口貿易的結果中來間接地測定比較優勢,從而在經驗分析中可以擺脫苛刻的各種理論假設的制約,因而較適合于現實的國際貿易分析。其計算公式為://i Tiiw wX XRCAX X式中iRCA 表示中(美)國i產業在美(中)國市場上的顯示性比較優勢指數;iX 代表中(美)國i產業在美(中)國市場上的出口額;TX 代表中(美)國對美(中)國的所有制造業行業產品的總出口額;iwX 代表美(中)國對i產業的世界進口總額;wX 代表美(中)國對所有制造業行業產品的世界進口總額。如果一國某產業的RCA大于1,表示這一產業在國際上有明顯的比較優勢,具有一定的國際競爭力;并且RCA越大其比較優勢越強。
(2)出口產品種類的比重(EV):根據我們整理出來的6位數HS商品代碼與各制造業產業之間的對應關系,我們能夠計算出在1997年—2008年中國(美國)各制造業產業對美國(中國)出口的全部制造業商品種類的數量ijn。考慮到一些制造業產業本身會比其他產業出口更多的商品種類,我們借鑒Yang(2008)的處理方法,采用中國(美國)各制造業對世界出口的全部產品種類數(iwn )對其進行調整,即計算出/ij ij iwEV =n n,其中i代表各制造業產業,i=1,2,……,25,j為美國或中國,w為世界。
(3)熟練勞動密集度:對美國各制造業產業的熟練勞動密集度的測度,我們采用的是歷年美國各制造業非生產性工人數量與制造業工人總人數之比。而在計算中國各制造業產業的熟練勞動密集度時,由于在中國所公布的統計數據中沒有明確區分各行業生產性工人數量和非生產性工人數量,因此我們在相關年份的《中國科技統計年鑒》中找到這25個制造業行業的“科技活動人員占從業人員比重”,以該統計數據來近似代替中國各制造業的熟練勞動密集度。
(4)勞動生產率(EP):采用中美兩國各制造業產業的產出增加值與各行業從業人員年平均人數之比來表示。
(5)資本勞動比(RKL):中國的資本數據我們采用《中國統計年鑒》中的“固定資產凈值年平均余額”,勞動為各行業“從業人員年平均人數”;美國的相關數據均來自美國國家統計局的“制造業年度調查”,并利用先前整理出來的6位數級NAICS代碼與各行業的對照關系來計算。
(6)出口規模(Size):為保持數據來源的一致性,我們采用UNComtrade公布的中美兩國相互進出口數據,并根據之前整理出的各制造業產業與6位數級HS代碼的對應關系計算出中(美)國各制造業產業對美(中)國的出口額,我們以各國出口額來表示其出口規模。
以上各原始數據均來源于UNComtrade、美國國家統計局的“制造業年度調查”、《中國統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》及《中國科技統計年鑒》等,并對歷年相關中國數據的貨幣單位均采用當年人民幣兌美元匯率的年平均價換算為美元。
實證分析范文第4篇
【關鍵詞】收益協同性 行為金融 上證180指數
一、引言
資產收益在某種經濟或心理因素支配下的共同變化稱為協同性（Comovement）。協同性經常出現在一些具有某種共性的證券中，如小公司股票、行業板塊、指數樣本股都有可能發生不同程度的協同性。傳統理論以Fama的有效市場假說和Sharpe的資本資產定價模型為代表，認為收益協同性反應基礎價值的協同性。理論和實證表明基礎價值協同性觀點能解釋一些收益共同變化的現象。然而，某些證券的基本面根本不相關，為什么它們的收益會協同變化呢？例如，對于小市值股票、封閉式基金、指數樣本股出現的協同性，基礎價值協同性難以給出令人滿意的解釋，這就促使學界去探尋基本面之外的影響因素，20世紀80～ 90年代興起的行為金融理論提供了新的解釋。
本文的目的在于通過理論分析和實證檢驗，對中國證券市場的收益協同性進行較為系統的探討，論證交易行為是收益協同變化的重要原因。
二、文獻綜述
國外學者從不同角度提出各種不同于基礎價值協同性的觀點。Fama和French (1995) 研究收益率的三因素模型，發現某些證券收益的協同性與基礎價值的協同性無關。
隨著行為金融學的興起和發展，Delong和Shleifer（1990）等人提出了噪聲交易者模型(DSSW模型)，認為套利受到限制，噪聲交易者風險是系統性風險，并且將對股價產生長期均衡的影響，因此，在受到同樣的噪聲交易者情緒變化的影響時，基本面不相關的證券也會出現協同性。
Lee，Shleifer和Thaler (1991) 提出協同性的偏好理論：有些證券僅由部分特定的投資者（如個人投資者）控制，隨著風險偏好和情緒的變化，投資者改變所持風險資產的比例，從而形成這些證券收益的共同因子。他們的理論適合解釋小市值股票和封閉式基金的協同性，因為這兩類資產幾乎完全由個人投資者持有。
Barberis和Shleifer (2002)提出協同性的類別理論（Category）：投資者往往是在類別層面上選擇投資，而不是單只證券層面。因此，當他們隨著情緒的變化將資金在不同類別之間轉移投資時，在同一類別的證券之間引入了一個共同的因素，從而給這些證券收益之間帶來協同性。
Barberis，Shleifer和Wurgler（2005）總結已有的研究成果，將協同性的類別理論、偏好理論進行概括并進一步提出協同性的行為理論：除基本面因素外，投資者的交易模式也會通過引發對某些證券需求的相關變動，促使證券收益協同變化。這種協同性又被稱為交易誘導協同性。協同性的行為理論對基礎價值協同理論做出了補充和修正，豐富了協同性理論，使之更為系統，從而能夠更好地解釋證券市場上各種協同性的來源和性質，具有較強的理論意義和現實意義。
指數調整事件已引起國內學者的廣泛關注，如黃長青、陳偉忠（2005）對中國股票市場指數效應進行實證研究，宋逢明等（2005）實證檢驗了上證180和深成指的指數調整效應，發現上證180指數效應逐步凸顯，但其價格效應和成交量效應并沒有一致性。國內已有不少文獻探討指數調整時股票的價格效應和成交量效應，并對指數效應的起因進行了具體分析，但很少探討收益協同性。何芳（2004）首次對國內不同證券間收益的聯動效應（即協同性）進行較為系統的探討，借助對上證180指數第一次樣本股調整事件的研究，發現在國內證券市場上，收益協同性并未呈現固定模式，交易行為協同性表現并不顯著。何芳的研究僅涉及上證180指數的第一次調整事件，時間短、樣本少，結論的可靠性有待進一步驗證。
綜上所述，國外學者對收益協同性的根源提出諸多解釋，多數文獻支持交易行為產生收益協同性的觀點。國內很少有文獻探討協同性的根源，對交易行為與收益協同性的研究尚處于起步階段。中國證券市場是新興的轉軌市場，其收益協同性是否與國外成熟市場具有相似特征，指數調整是否存在收益協同性，這些問題都有待進一步探討。
三、模型與變量
為探討中國證券市場收益協同性的存在性及根源，本文實證分析上證180指數調整事件。上證180指數對多數投資者來說是一種自然分類，上證180指數主要反映中國經濟整體狀態，而不是提供未來現金流的信號。上證180指數中增加股票既不改變股票現金流的特征，也不直接反映這種變化。
本文以2002年7月1日～2006年5月30日間上證180指數調整的股票為研究對象，在此期間上證180指數共調整了7次，每次分別加入與剔除18只成份股，累計調進股票126只，調出股票126只（見表1）。
本文研究的期間內，不考慮由并購、分立、破產等事件引起的指數成份股調整事件，全部是證券交易所的定期成份股調整。剔除大量包含現金流的股票，調入事件去除38個，刪除事件去除14個。上證180指數調整事件的有效樣本中含88個調入事件，112個刪除事件。
本研究采用收市價，價格與交易量信息主要來源于聯合證券分析系統，指數調整公告來源于上海證券交易所網站，流通市值等權重數據來自巨靈信息系統，數據處理用SPSS11.5計量分析軟件。
本文采用事件研究法（Event study）分析指數調整事件中的收益協同性。公告日是指在公開媒體上公布調整具體信息的日期，調整日是指該信息所披露的調整日期。參考國內外研究人員的經驗，本文選用的事件窗為公告日前20個交易日及調整日后20個交易日，公告日至調整日之間約10個交易日不在事件窗內。
本文考慮用單變量回歸分析模型：
其中Rj，t表示股票j在時間t的收益，RS180，t表示同期上證180指數收益，所有收益均用對數收益率計算：
指數中刪除股票，?茁和R2都不會減少。
四、實證結果
實證研究表明：在2002~2006年間的調入事件中，?茁值平均增加0.038，R2平均增加0.043。該結論與國外同類研究結論具有一定的相似性（?茁值和R2都有增加）。Vijh (1994) 研究S&P500指數調整（1975~1989），股票納入指數后?茁值增加0.08。Barberis和Shleifer (2003) 發現股票納入指數后（1976~2000），股票與S&P500的貝塔增加0.151。
五、結論
本文以收益協同性研究為核心，對交易行為與收益協同性的關系進行了較為系統的探討，將行為金融學的最新成果應用于中國的研究中，利用中國證券市場的數據，實證分析得出以下結論。
上證180指數調整時，股票一旦加入指數，該股票與指數中其它股票的協同性變強，與非指標股的協同性變弱；刪除股票時情況相反。結論表明指數調整事件存在收益協同性，由于指數調整事件并沒有傳遞基礎價值信息，因此上述協同性并不是由基礎價值因素引起，而是交易行為產生了收益的協同性。
市場對調出股票的關注遠勝于調入股票。上證180指數調整事件表現出明顯的特征：市場對調出股票的關注遠勝于調入股票。股票加入上證180指數，短期內貝塔值有所增加（貝塔值為0.038,顯著性水平為10%）。對于剔除股票，在實施日之后貝塔顯著降低（貝塔值為-0.108,顯著性水平高達1%）。因此，在公告日之后，及時賣出剔除股票可以規避進一步下跌的風險。
與國內文獻的比較：何芳（2004）發現在國內證券市場上存在交易行為誘導的收益協同性但協同性并未呈現固定模式，行為協同性的表現并不十分顯著。本文實證發現國內市場不僅存在收益協同性，而且協同性表現出很強的特征，進一步說明交易行為是產生收益協同性的重要原因。
中國證券市場是成立不到20年的新興市場，與國外成熟市場比較可能存在不少差異。Barberis，Shleifer和Wurgler（2005）表明從1976~2000年，S&P500指數調整事件的協同性呈加強的趨勢，上證180指數卻無此規律。上證180指數從2002年7月正式公布至今有4年時間，雖然整體呈現收益協同性并與國外成熟市場有相似之處，但個別年份出現協同性異常現象，如單變量回歸分析中，2005年調入事件的貝塔值不升反而下降，2004年刪除事件的貝塔值不降反升。
（注：本文為2005年廣東省自然科學基金項目，項目號：5006057。）
【參考文獻】
[1] Barberis, N., Shleifer, A., Wurgler, J.. Comovement [J]. Journal of Financial Economics , 2005（75）。
[2] Delong, B., Shleifer A., Summers, L., 1990, "Noise Trader Risk in Financial Markets", Journal of Political Economy 98。
[3] Fama, E., French, K.. Size and Book-to-Market Factors in Earnings and Returns [J]. Journal of Finance，1995(50)。
[4] 何芳：證券間收益的聯動效應及實證研究[J]．武漢大學碩士論文，2004。
實證分析范文第5篇
傳統金融學假定，人們理性地采取行動。但是，實際并非如此，而且人們對理性的偏離是系統性的。行為金融理論放松金融經濟學的傳統假設，在金融理論標準模型中結合了這些可觀測的、系統的、實際的、對理性的偏差。本文重點研究一種偏差：處置效應。
國外關于這方面的研究已經很多，但在國內尚很少見到。本文對這兩種行為金融現象進行了實證分析。其意義在于，國外的研究都基于發達的成熟的股票市場，這些現象對處于中的股市是否存在？回答這個對于把握投資者行為具有重要意義。
一、前景理論（Prospect ory）和處置效應
什么是“前景理論”？什么是“處置效應”？兩者的關系是什么？Kahneman and Tversky（1979）批評了被廣泛接受的von Neumann－Mongnstern期望效用理論，提出了前景理論。這一理論正在被越來越多的經濟學家，特別是行為金融理論的倡導者接受，用來解釋風險情況下人們的選擇行為，特別是金融市場上涌現出的“異常現象”。同時，這一理論與其他行為經濟學的研究成果一起正在動搖傳統金融理論的基礎：理性人假說、期望效用理論、有效市場假說。為了理解前景理論，我們從這篇文章中（p273）的幾個問題出發。
問題11：假設你比今天更加富裕1000美元，現在面臨如下選擇：
A、得到500美元；（84％）N=0
B、以50％的概率得到1000美元，以50％的概率得到零美元。（6％）
其中：N為受試者人數，括號中數為做此選擇的受試者比例（下同）。
問題12：假設作比今天更加富裕2000美元，現在被迫在下面二者之間作出選擇：
A、損失500美元；（31％）N=68
B、以50％的概率損失1000美元，以50％的概率損失零美元。（69％）
如果你象大多數人那樣，那么，當面臨這兩個問題時，1.你很少注意初始狀況：你比今天更加富裕一些；2.你認為這兩個問題很不一樣；3.如果你對其中一個問題選擇冒險賭博，而對另一個問題選擇確定性的結果的話，那么你更可能對問題11選擇確定性結果，對問題12選擇冒險賭博。上述試驗的統計結果都在 1％的水平上顯著。
盡管這種想法非常，但是，它違反了理性決策制度的一個重要原則。一個完全理性的決策制定者會把兩個問題視為等同。因為如果按照財富狀態的標準來衡量，這兩個問題是完全一樣的。
道理非常簡單：對于完全理性的決策制定者，最重要的是它最終的結果，而不是在過程的得失。對于問題11或問題12，這樣的決策制定者要么都選擇確定性結果，要么都選擇冒險賭博。而不是象大多數人那樣改變偏好。對于上述兩個問題做出不同回答的決策制定者一定受到了與得失相關的不合理情緒的，而不是在頭腦中始終保持最大化財富效用的重要目標。下面是另外一個問題。
問題**：有人與你采用拋硬幣的方式賭博。如果是正面，你損失100元。如果是反面，你至少得到多少才愿意參與該個賭博。
大多數人的回答是200一250元。這個數值反應了人們對盈利和損失的重視程度是不對稱的。這種不對稱性被稱為損失回避（loss aversion）。
我們從大多數人對上面這三個問題的回答中至少可以得到如下結論，在實際決策中：
1.人們更加看重財富的變化量而不是絕對量。
2.人們對面臨條件相當的損失前景時（如問題12）傾向于冒險賭博，而面臨條件相當的盈利前景時（如問題11）傾向于接受確定性盈利。
3.盈利帶來的快樂與等量的損失帶來的痛苦不相等，后者大于前者。
根據這三條，Kalmelnan and Tversky（1979）提出了如下圖所示的“S”型的價值函數和前景理論。依據這個理論，當面臨風險或不確定時，人們的行為似乎在最大化這個“S”型的價值函數。這個價值函數類似于（但不完全等同于）標準的效用函數。這個函數具有三個特點，首先，它的定義基于盈利和損失，而不是財富；其次，它在盈利定義域中是凸函數，在損失定義域中是凹函數。最后，它對損失比對盈利更加陡峭，這意味著人們通常是風險厭惡的。把前景理論推廣到投資領域，可以得到處置效應（Shefrin and Staman，1985）。即投資者傾向于出售贏者而留下輸者。因為贏者呈現給投資者的是盈利前景，投資者此時傾向于接受確定性結果，而輸者呈現給投資者的是損失前景，投資者此時傾向于冒險賭博。于是，投資者持有輸者更長時間，持有贏者更短時間。
這個價值函數的關鍵在于點，它被用來判斷盈利和損失。通常將現狀作為參考點。但是，在有些情況下，盈利和損失的確定是按照有別于現狀的期望水平來確定的，因為其他人得到了這個水平的盈利。……當一個人不能容忍他的損失時，他可能接受（在其他情況下他不會接受的）賭博（Kahneman and Tversky 1979，p286）。
例如，假設投資者購買了一支股票，他認為這支股票的期望收益足以補償它的風險。如果股票升值了，他將采用購買價格作為點，于是，股票價格就處于投資者價值函數的凸的、風險厭惡（risk-averse）的部分。這支股票的期望收益可能仍然足以補償它的風險，但是，如果投資者降低了對這支股票的收益預期，他可能賣出這支股票。如果這支股票沒有升值，而是貶值了，它的價格將處于投資者價值函數的凹的、風險尋求（risk－seeking）的部分。這時，即便它的期望收益降低到本來不應該購買它的程度，投資者也將繼續持有這支股票。這樣，與已經上漲了的股票相比，投資者關于這支下跌了的股票的期望收益的信念必須進一步下降才能促使他出售這支已經下跌了的股票。類似地，如果投資者擁有兩支股票。一支上漲了，一支下跌了。如果他面臨流動性需要，并且沒有任何關于這兩支股票的新信息，他更可能賣出上漲的股票。
在本中，我們假設投資者的參考點就是他們的購買價格。盡管這個假設具有相當的合理性，但是，應該注意到對于某些投資者，特別是持有股票相當長時間，經歷了大幅度的價格變化后，購買價格僅僅是他們參考點的決定因素之一。例如，一個投資者以每股10元的價格買入一支股票，價格上漲到30元時他沒有賣出，現在價格是15元，那么他在下一步決策中的參考點顯然會受到這支股票價格波動的。
二、數據
本文所用數據來自于某著名證券公司的大型營業部，包括了最近三年（1998/1／19一2000（12/25） 該營業部內所有投資者的全部交易記錄，活動的投資者賬戶數目為9748個，交易記錄總數為1216886條，買賣股票（我們的研究所采用的樣本不包括基金等其他證券）交易記錄總數為用8326條。每條記錄包括日期、資金帳號（出于保密起見，該字段經過處理，其他能夠暴露投資者的字段一律刪除）、交易類別、買賣標志、股票代碼、業務標志、成交數量、成交價格、成交金額、本次股票余額、申報時間、成交時間、股票類別、清算金額、資金余額、傭金、印花稅、過戶費。
復權價格數據來自于嘉實基金管理公司，包括了最近三年所有股票的復權數據。
三、
為了判斷相對于賣出輸者，投資者是否更加傾向于賣出贏者。一種辦法是簡單地查看一下賣出的贏者的數量和賣出的輸者的數量。然而，假設賣出贏者和賣出輸者對于投資者沒有差異的話，那么，在股票市場上漲時，投資者的投資組合中將有較多的贏者和較少的輸者，從而會賣出更多的贏者。在股票市場下跌時，他們會賣出更多的輸者。為了“濾掉”股票市場漲跌的影響，我們應該查看投資者賣出贏者的頻率和賣出輸者的頻率。
通過依據時間順序掃描每個帳戶的交易記錄，我們構造了買入日期和價格已知的股票組合。由于我們得到的交易數據是“流水”數據，所以，這個組合僅僅包含投資者的部分股票。許多帳戶包含了在1998年初之前買入的股票，這些股票的買入價格本知，被剔除出樣本集。另外，投資者可能擁有其他帳戶，這些帳戶的數據沒有包含在本研究中。最后，本研究的取樣可能受到另一種質疑的地方是交易數據所涉及的投資者多集中在北京地區，可能對全國不具有代表性。盡管本研究的數據具有上述缺憾，但作者并不認為這些缺憾會使本文的主要結論出現偏差。
如果某日某個帳戶賣出股票，我們將比較這個股票的賣出價格與其平均成本來確定這個股票是實現盈利還是實現虧損。該回該帳戶其他沒有賣出的股票要么處于票面盈利，要么處于票面虧損。我們通過比較這些股票的平均成本與該回它們的復權最高價和復權最低價來確定它們是否處于票面盈利。如果該回復權最高價和復權最低價均大于平均成本，則這個股票處于票面盈利；如果該回復權最高價和復權最低價均小于平均成本，則這個股票處于票面虧損；如果該日平均成本介于復權最高價和復權最低價之間，則這個股票既不是票面盈利，也不是票面虧損。
加總該日所有帳戶的實現盈利數目、票面盈利數目、實現虧損數目、票面虧損數目。然后：
“盈利實現比例（PGR）”=實現盈利／（實現盈利+票面盈利）
“虧損實現比例（PLR）”=實現虧損／（實現虧損+票面虧損）
如果盈利實現比例大于虧損實現比例的話，那么說明投資者更加愿意賣出贏者。
四、統計結果
處置效應檢驗是關于投資者處置傾向和參考點設定的聯合檢驗。上述我們采用平均成本作為參考點。參考點設定的其他選擇包括：最近成本、首次買人成本、最高買人成本、最低買入成本、以及經利率調整的平均成本（因為投資股票的機會成本是損失利率）等等。我們采用“最近成本”或“首次買入成本”作為參考點的實證結果與采用“平均成本”作為參考點的實證結果類似。下面僅報告采用“平均成本”作為參考點的實證結果。對于上述提到的第一種樣本數據缺憾：我怕的樣本數據沒有包括1998年初以前買入的股票，考慮到股市具有非常高的換手率（根據中國證監會網站統計數據，1998年為395％，1999年為388％， 2000年為477％），我們認為這種缺憾造成的影響至多維持半年。所以，報告期定為1998年7月1日到2000年12月25日。
表1顯示了報告期內每日盈利實現比例（PGR）和虧損實現比例（PLR）的統計量。這些統計量顯示，投資者的確傾向于賣出贏者。
如果投資者頻繁地實現小額盈利，不太頻繁地實現大額盈利的話，那么盡管他們按照交易次數來判斷，更加傾向于實現盈利，但是按照交易金額來看也許未必如此。為此，我們計算了基于交易金額的PGR和PLR.發現基于交易金額的PGR同樣顯著大于基于交易金額的PLR.
在表1中，PGR/PLR的均值接近2.這表明投資者賣出贏者的概率是其賣出輸者概率的兩倍。在Odean（1998）的研究中，投資者賣出贏者的概率是其賣出輸者概率的1.5倍。圖2顯示了報告期內月度PGR和月度PLR.我們可以清楚地看到，PGR大于PLR.圖3顯示了報告期內月度PGR與月度 PLR的比率。這一比率接近于2.odean（1997）的實證結果顯示，從1月到12月，這一比率逐步下降，其原因在于投資者的年末避稅行為（年末實現損失，抵減稅收）。但是，本文實證結果沒有發現同樣的季節性變化趨勢，這并不奇怪，因為中國股市不征收證券交易所得稅。這從反面證實了Odean （1997）關于這一趨勢的解釋。
