前言：想要寫出一篇令人眼前一亮的文章嗎？我們特意為您整理了5篇長征的故事范文，相信會為您的寫作帶來幫助，發(fā)現更多的寫作思路和靈感。

長征的故事范文第1篇

【關鍵詞】節(jié)后效應；異常收益率；GARCH（1，1）；模型

1.引言

從上世紀70年代中期開始，證券市場異常收益率現象引起了學者們的濃厚興趣，相關領域的理論和實證研究層出不窮，研究對象涵蓋季度效應、月份效應（主要集中在一月和四月效應上）、周一效應、周末效應、節(jié)日效應等，其所用數據也分別來自從美國、英國到亞太地區(qū)等多個市場。其中，對節(jié)日效應的研究是持續(xù)最久，爭議也最多的部分。

大多數國外研究者將節(jié)日效應定義為股票市場在節(jié)日的前一交易日出現的，通常是其他交易日平均收益率的幾倍甚至是幾十倍的異常高收益，或者說就是“節(jié)前高收益”異象，并廣泛獲得了多個市場數據的支持。事實上，節(jié)日效應的表現并不是一成不變的。例如Ryan Chong,Robert Hudson,Kevin Keasey和Kevin Littler（2005）在研究中發(fā)現1991～1997年節(jié)前效應的反轉情況，即節(jié)前交易日平均收益率為負值，然后此現象在隨后幾年中消失。

另一方面，理論上來說，如果節(jié)日對股票市場收益率有影響，那么這種影響很可能不僅僅作用在節(jié)日前最后一個交易日或節(jié)后第一個交易日。也就是說，節(jié)日期間的信息可能因為節(jié)后第一個交易日不能充分吸收和反映節(jié)日信息，而對節(jié)后的多個交易日造成滯后的影響。令人感到困惑的是，目前所有相關的文獻中，研究都主要集中于節(jié)日前最后一個交易日，也有少部分研究同時分析了節(jié)日后第一個交易日，而節(jié)后其他交易日卻幾乎沒有受到關注。曾對多個交易日進行研究的學者又并未將不同交易日分別考慮，而是作為一個連續(xù)的時期設置模型，導致無法得到確切的節(jié)日效應形式。因此，本文利用中國股票市場滬深A股數據，對春節(jié)這一國內最重大節(jié)日前后多個交易日的收益率現象進行系統(tǒng)研究。除了影響面廣外，選擇春節(jié)效應進行研究有一好處是春節(jié)為農歷節(jié)日，因而可以避免常困擾研究者的日歷效應對節(jié)日效應的干擾問題。

以下給出利用1997～2011年滬深A股日收盤價數據制成的描述性統(tǒng)計表，其中收益率全為簡單收益率。其中POST1～POST3分別代表春節(jié)假期休市結束后的第1～第3個交易日。

從描述性統(tǒng)計結果中可以明顯地看出，春節(jié)休市結束后，兩個市場都出現了前三個交易日的日收益率的數量級遠高于其他交易日平均收益率的情況。但并不能以此說明A股市場存在節(jié)后效應。要得出結論還需要建立回歸模型從實證上對其進行檢驗。

本文剩余部分安排如下：第二部分對相關文獻進行了回顧；第三部分介紹數據和研究方法，并對中國A股市場春節(jié)節(jié)后效應進行了檢驗；第四部分就節(jié)后效應的成因進行探討，檢驗了變動風險溢價假說；最后是本文結論部分。

2.文獻回顧

節(jié)日效應尤其是節(jié)前效應的存在性在多個地區(qū)和類型的市場上被證實。多年來學者們就這一現象及其成因進行了廣泛和深入的研究，并留下了大量有價值的文獻資料。

Robert A.Ariel（1990）通過研究1963～1982年間美國股票市場價值平均和算術平均的日指數收益率以及節(jié)前每小時道瓊斯工業(yè)指數收益率數據，發(fā)現在節(jié)日前的交易日出現了顯著高于其他交易日的收益率；Wilson H S Tong（1992）運用ARCH方法研究了臺灣、韓國和美國市場的一月效應、二月效應，對農歷新年對月份效應的影響給予了考慮，并檢驗了稅收-損失-賣出假說、流動性限制假說和時變風險溢價假說。結果顯示風險溢價對一月效應有很強的解釋能力，而臺灣市場上存在的農歷新年效應卻與稅收原因或風險溢價波動無關。

Chan-Wung Kim和Jinwoo Park（1994）發(fā)現節(jié)前異常的高收益率存在于美國的三大主要股票市場，以及英國和日本市場，且后兩者的節(jié)日效應獨立與美國市場。他們的研究還表明節(jié)前平均收益中不存在規(guī)模效應；Paul Brockman和David Michayluk（1996）利用1963～1993年間NYSE、AMEX以及1972～1993年間NASDAQ中交易的所有股票收益率數據進行研究，檢驗了1987年后節(jié)日效應在基于不同規(guī)模、不同價格構建的市場組合中的一致性。結果顯示節(jié)前收益率顯著高于其他交易日收益率，并且在不同組合、不同類型（auction vs dealer）市場中廣泛存在；Roger C Vergin和John McGinnis（1999）的研究發(fā)現1987～1996年的10年間，美國市場的節(jié)日高收益現象在大公司中已經消失，而小公司中也顯著地減弱。

Vicente Meneu和Angel Pardo（2003）研究了在西班牙股票交易所交易的重要個股，結果表明節(jié)前交易日存在與其他日歷效應無關的異常的高收益率，并提出了基于中小投資者在節(jié)前拒絕買入行為的流動性解釋；Ryan Chong,Robert Hudson,Kevin Keasay和Kevin Littler（2005）發(fā)現節(jié)前效應在美國、英國和香港市場都出現了減弱，尤以美國最為顯著，并發(fā)現1991～1997年期間節(jié)前效應出現反轉，節(jié)前交易日出現負的收益率均值，此現象在之后的1997～2003年間消失；George J.Marrett和Andrew C.Worthington(2009)對澳大利亞股票1996年6月～2006年11月市場中8個節(jié)日的節(jié)日效應分別進行了回歸研究，并對各具體行業(yè)以及小盤股專門進行了分析。結果表明整個市場和小盤股都提供了節(jié)前效應的證據，但市場的節(jié)前效應僅僅為零售行業(yè)節(jié)前效應的表現；同時沒有任何證據表明市場或行業(yè)層面有節(jié)后效應存在。

相比國外的節(jié)日效應研究，國內相關的研究工作起步相對較晚，但近年來研究者們也留下了一定的有價值的文獻。同時，現有的對中國市場春節(jié)效應的研究主要集中于幾篇中文文獻中。

陳希敏，陳菁（2004)在對中國股市月份效應存在性的研究中，采用了OLS和TARCH兩種模型，對1993～2003年間滬深A、B股指數數據分別進行檢驗，發(fā)現得到了截然相反的結果；張和顧建新（2005）利用1992～2002年滬深兩市日數據對一年中各月超額收益率進行了統(tǒng)計檢驗，得出我國市場不存在二月效應也即不存在春節(jié)效應的結論；陸磊，劉思峰（2008）用ARMA(1,1)-GARCH(1,1)模型對上證指數各節(jié)日前后第一個交易日進行研究，認為春節(jié)前后都存在節(jié)日效應，且排除了其僅是日歷效應的可能；范辛亭，董文卓（2007）驗證了中國A股市場的月份效應，并提出“消費習慣假說”，認為元旦和春節(jié)期間的消費高峰是月份效應的成因；江一濤、楊林燕（2009）以1997～2008年間上證指數日收益率為研究對象，利用GARCH-M模型，通過比較不休市的傳統(tǒng)節(jié)日和休市的法定節(jié)日的節(jié)日效應，得出了休市對節(jié)日效應影響不大的結論。

通過對文獻的回顧，我們可以看出節(jié)日效應在世界范圍內得到了廣泛的關注，但對節(jié)日效應的原因沒有形成共識，且不論是對中國市場還是其他市場，節(jié)后效應都有待進一步的研究。

3.數據

本文以滬、深兩市A股交易日收盤指數為研究對象，選取了1997年1月2日至2011年12月30日間所有數據。1997年以前雖有數據可得，但由于當時中國股票市場尚處于起步階段，不規(guī)范程度較大，多種因素引發(fā)的收益率巨幅波動可能對研究結果造成誤導性的影響，故棄之不用。隨著股市監(jiān)管的加強，尤其是1996年末開始實施漲跌停板限制制度后，中國A股市場進入了相對穩(wěn)定發(fā)展的階段，市場價格變動相對合理，也更適合作為研究樣本。

本文所用數據全部來自Wind咨詢金融終端數據瀏覽器。

除專門指出外，日收益率全部采用連續(xù)復利收益率，計算公式為：

其中，為第t日連續(xù)復利收益率，和分別為t日和前一日收盤價。

4.檢驗春節(jié)節(jié)后效應存在性的檢驗

國內外學者在關于節(jié)日效應檢驗的研究中大多采取了OLS方法。這類方法的好處是簡便實用，但劣勢也很明顯：在使用OLS回歸時，假定殘差項滿足同方差，而大量的研究表明，金融數據中這一假定往往不能得到滿足。因而OLS得到的結果很可能不可靠。Robert Engle（1982）提出的“自回歸條件異方差”（ARCH）模型能很好的解決這個問題，它反映了隨機過程中的一種特性：方差隨著時間的變化而變化，且具有叢集性和波動性，很適合用于金融時間序列的建模。ARCH模型被Bollerslev（1986）和Taylor（1986）發(fā)展為GARCH模型，很好的解決了ARCH在實際中難以運用的問題。通常，GARCH（1，1）模型已經能充分的捕捉數據中波動性集聚，所以，本文先嘗試使用OLS方法進行回歸，并進行ARCH以檢驗判斷其異方差性，然后使用GARCH(1,1）模型檢驗春節(jié)節(jié)后效應。為了充分觀察節(jié)后效應的具體表現，又不至因參數過多而影響模型的準確性，本文選取節(jié)后前3個交易日進行節(jié)后效應的研究。

OLS檢驗方程： （1）

其中，為日期t的日收益率；為截距項；為春節(jié)后交易日的虛擬變量，當且僅當t為春節(jié)假期后第i個交易日時為，其余情況下；為殘差項。

GARCH（1，1）檢驗方程由均值方程和方差方程組成：

均值方程：

條件方差方程： （2）

其中為隨時間變化的條件方差。

對以上兩種檢驗方法而言，如果得到的結果為無法拒絕零假設：，則說明中國A股市場不存在春節(jié)節(jié)后效應；反之，如果回歸估計得到的參數顯著不為0，則說明存在春節(jié)節(jié)后效應，且效應的具體表現形式由該參數的取值決定。

計量經濟學中，有時候時間序列的高度相關僅是因為兩者隨時間有相同方向的變動趨勢，而沒有真正的聯(lián)系，也即“偽回歸”。這樣得到的回歸估計是有嚴重誤導性的。因此，在進行回歸分析之前，本文先對滬深兩市A股日收益率時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。

對滬深兩市進行ADF單位根檢驗，選擇滯后4階，帶截距項而無趨勢項，得到的結果如表2所示。

在1%的顯著性水平下，兩市日收益率都拒絕隨機游走假設，說明二者都是平穩(wěn)的時間序列，可以進行后續(xù)的回歸分析。

模型（1）的擬合結果見表1。從表中數據來看，節(jié)后第一個交易日兩市沒有出現明顯的節(jié)后效應，節(jié)后第二個交易日有比較顯著的正超額收益率，而第三個交易日則都出現了顯著的負超額收益率。但對滬深兩市場的OLS回歸結果進行ARCH異方差檢驗后發(fā)現都存在高度顯著的異方差性，故OLS方法不能得出有說服力的結論。

模型（2）的擬合結果見表2。從表中的數據結果來看，滬深兩市在春節(jié)節(jié)后第一個交易日都沒有出現節(jié)后效應的影響，而第二和第三個交易日則出現了顯著的異常收益率。具體表現為節(jié)后第二個交易日存在正的超額收益率，而第三個交易日存在負的超額收益率。方差方程中高度顯著的ARCH項和GARCH項系數證實了兩個時間序列的異方差性。

對模型（2）的殘差進行滯后一階的ARCH LM Test，結果見表3。結果說明經過GARCH(1,1)模型擬合之后，殘差項不再存在明顯的異方差性。因此，模型（2）得到的結果在一定程度上是可信的。

5.檢驗變動風險溢價假說

傳統(tǒng)的資產定價理論認為金融資產的收益與其所承擔的系統(tǒng)性風險成正比，并用beta來衡量資產的系統(tǒng)性風險。Rogalski和Tinic（1986）發(fā)現小公司的股票的beta值在日歷年末大幅提高，趨于比一年中其他月的平均水平高出30%到60%。這個發(fā)現使他們得出結論：所謂的一月效應其實只是對股票承受較高風險的一種正常的補償。那么我國股票市場的春節(jié)節(jié)后效應中出現的超額收益率或負超額收益率是否是由風險溢價引起的呢？

為了檢驗風險溢價導致春節(jié)節(jié)后效應這一假說，可以對GARCH（1，1）中條件方差方程設置虛擬變量進行回歸，從而考察春節(jié)假期后的交易日中是否出現顯著的超額波動率。如果發(fā)現節(jié)后有正超額收益率的交易日有正的超額波動率，節(jié)后有負超額收益率的交易日也有負的超額波動率，那么春節(jié)節(jié)后效應就有可能是由波動率的異常引起的，需要進一步的驗證；如果發(fā)現情況不是這樣，那么就可以否定變動風險溢價假說。

均值方程：

條件方差方程： （3）

如果前文觀察得到的春節(jié)節(jié)后交易日的超額收益率情況是由市場風險波動造成的，那么可以預期節(jié)后第一個交易日的波動情況不顯著、第二個交易日的波動性顯著偏高，第三個交易日的波動性顯著偏低，也即是不顯著，顯著為正，而顯著為負。如是，則春節(jié)節(jié)后交易日異常收益率是對變動風險的溢價這一假說得到支持。

模型（3）的實證結果見表4。滬深兩市中，方差方程中虛擬變量的系數都與我們預期的情況一致。也就是說，春節(jié)節(jié)后出現正的異常收益率的交易日的波動性偏大，出現負的異常收益率的交易日的波動性偏小，異常收益率反映的是A股市場受到信息沖擊帶來的波動性的變化。

6.結論

本文針對農歷春節(jié)這一伴隨長假休市的重大節(jié)日，利用中國大陸A股市場的數據檢驗了少有研究者關注的股票市場節(jié)后效應，發(fā)現節(jié)后第一個交易日無明顯節(jié)后效應反應，而節(jié)后第二、第三個交易日則分別表現出顯著的正、負超額收益率。經過進一步的研究發(fā)現，這種顯著的異常收益率是對對應的交易日出現的異常波動率的反映。根據春節(jié)節(jié)后效應的這種表現，可以設計套利策略在A股市場中獲取超額回報，而這違背了有效市場假說的基本含義，即股票價格已經完全反映了所有的相關信息，投資者無法通過既定的操作始終獲取異常利潤。從這一點來看，我國滬深A股市場尚未達到弱式有效，資本市場建設還有很長的路要走。

參考文獻

[1]Robert A.Ariel.High Stock Returns before Holidays:Existence and Evidence on Possible Causes[J].The Journal of Finance,1990,Vol XLV,No.5:1611～1626.

[2]Wilson H S Tong.An Analysis of The January Effect of United States,Taiwan and South Korea Stock Markets.[J].Asia Pacific Journal of Management,1992,Vol 9,No 2:189～207.

[3]Chan-Wung Kim and Jinwoo Park.Holiday Effects and Stock Returns:Further Evidence[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis,1994,VOL 29,No.1:145～157.

[4]Paul Brockman and David Michayluk.The Persistent Holiday Effect:Additional Evidence[J].Applied Economics Letters,1998,5:205～209.

[5]Roger C Vergin and John McGinnis.Revisiting the Holiday Effect:is it on holiday?[J].Applied Financial Economics,1999,9:477～482.

[6]Vicente Meneu and Angel Pardo.Pre-holiday Effect,Large Trades and Small Investor Behaviour[J].Journal of Empirical Finance,2004,11:231～246.

[7]Ryan Chong,Robert Hudson,Kevin Keasay and Kevin Littler.Pre-holiday Effects:International Evidence on the Decline and Reversal of A Stock Market Anomaly[J].Journal of International Money and Finance,2005,24:1226～1236.

[8]George J.Marrett and Andrew C.Worthington.An Empirical Note on the Holiday Effect in the Australian Stock Market,1996～2006[J].2009,16:1769～1772.

[9]陳希敏,陳菁.月份效應:運用不同計量模型 得出相反實證結果[J].中國軟科學,2004,8:66～73.

[10]張,顧建新.中國股票市場春節(jié)效應的實證研究[J].武漢理工大學學報,2005,VOL.27,No.6:141～144.

[11]陸磊,劉思峰.中國股票市場具有“節(jié)日效應”嗎?[J].金融研究,2008,No.2:127～139.

長征的故事范文第2篇

[內容摘要]H股回歸一直被認為是有利于發(fā)展中國A股市場的。本文從收益率的角度出發(fā)，通過選取2008年以前實現H股回歸的47只股票的日收益率數據和對應日期的上證指數的日收益率數據作為樣本，分別通過非參數檢驗、事件研究和回歸分析方法進行分析，結果發(fā)現H股回歸對上證指數收益率有負的影響。我們認為，該發(fā)現具有重要的現實意義，有關當局應當重視，在實施H股回歸政策時要有計劃、分步驟，避免對投資者信心造成短期不利的過度沖擊。

[關鍵詞]交叉上市；H股回歸；事件研究

改革開放以來，隨著中國經濟的快速發(fā)展以及企業(yè)國際化的推進，赴海外證券市場上市的中國企業(yè)數量不斷增加，其中更多的企業(yè)選擇香港股票市場作為上市的目的地。近年來，隨著中國大陸資本市場的發(fā)展，我國進行國際交叉上市的企業(yè)數量也隨之增加，一大批曾赴香港市場上市的公司回歸國內A股市場發(fā)行股票，引起了市場、學界和有關管理當局的廣泛關注。深入研究交叉上市對A股和香港H股市場的影響，具有十分重要的現實意義。

同一家公司的股票在不同的兩個或兩個以上的交易所上市稱為交叉上市。按照企業(yè)上市的交易所地點的不同，交叉上市可以分為國內交叉上市和國際交叉上市。國內交叉上市是指企業(yè)在本國多個交易所發(fā)行股票。我國目前尚沒有同時在上海和深圳證券交易所同時上市的國內交叉上市公司。國際交叉上市是指企業(yè)不僅在母國交易所上市，而且還在東道國交易所發(fā)行股票。母國是指上市公司所在國，東道國是指公司海外上市地所在國。在中國，由于歷史與制度原因，一般將赴香港上市視同為海外上市。另外，中國企業(yè)與國外企業(yè)的國際交叉上市的特殊之處還在于，中國的企業(yè)大多是先在國外市場上市，然后等時機成熟再回國內市場實現國際交叉上市，其中又主要是先在香港H股市場上市，然后回歸國內A股市場，即H股回歸現象。

西方學者對交叉上市的研究比較早，但一般都集中于研究先在國內市場上市，然后赴海外市場上市的國際交叉上市模式。其中，有關國際交叉上市對母國資本市場的影響并沒有達成一致的看法，甚至存在兩種相反的觀點。一種觀點認為，企業(yè)國際交叉上市的不斷增加可以視為金融的國際融合和資本流動的自由化，交叉上市可以促進母國市場與全球市場的整合并因此推動經濟的發(fā)展(Edi-son and Warnock，2003)。另一種觀點認為，國際交叉上市將導致交易活動離開母國市場，使本土資本市場邊緣化，這將影響國內金融市場的發(fā)展。Jayakumak(2002)對于智利的數據研究顯示，市場交易量向美國存托憑證”(American de-pository receipts，ADR)市場集中，占到整個市場交易量的50％以上，ADR市場的發(fā)展壓抑了智利國內股票市場的發(fā)展。

中國的H股回歸與國外文獻中的交叉上市有一個很大的不同，即先在海外上市(如香港H股市場)，然后回歸國內A股市場發(fā)行股票，基于這種交叉上市模式的研究在國外的文獻中尚沒有發(fā)現，而國內相關研究則大量集中于中國企業(yè)海外上市的動機和影響上(沈紅波，2007；等)，對于H股回歸問題研究不多。林少宮、李東(1997)是較早研究H股回歸的學者，但是他們的研究角度基于H股市場，即H股回歸對于H股市場自身的影響，這是國外交叉上市文獻的普遍研究視角。陳國進、王景(2007)的研究雖著眼于國內，其分析則基于同行業(yè)純國內上市公司，這也是國外文獻的研究視角之一?？傊?，本文試圖立足于國內A股市場，研究H股回歸對于A股市場的影響，這也是對先海外上市后回歸母國這種交叉上市模式進行的一些探索。

一、交叉上市的風險分散效應

Foerster，Karolyi(1999)認為國際交叉上市企業(yè)的收益率服從這樣一個模式：交叉上市前一年有顯著為正的超額收益，上市一周之內仍有較小的超額收益，而在上市一年之后則平均有顯著的損失。股票收益的這種模式被解釋為由于證券市場分割所造成的投資壁壘引起的。他們對11個國家的150只在美國交叉上市的股票的分析表明，由于美國資本市場規(guī)模大、流動性強，因此企業(yè)在美國上市可以實現融資金額增加和股東基礎擴大，從而可以在更廣范圍內分擔企業(yè)上市后的風險，進而降低投資者持有企業(yè)股票所要求的風險溢價，并相應降低資本募集成本。投資壁壘的存在使得投資者要求足夠高的風險溢價補償，通過交叉上市則可以消除這種限制。因此，交叉上市公司的風險溢價減少，收益率會降低。

Alexander，Eun，Janakimmanan(1987)推導出了一個交叉上市股票的定價模型。假設交叉上市前國內市場處于封閉狀態(tài)，具有指數效用函數形式的投資者追求最終財富最大化的行為會產生一種市場均衡，在這種均衡下交叉上市股票的期望收益率由下式給出：

在收益率的分析中，對于個股到指數的收益率變化傳遞路徑，一般是：保持其他條件不變，當自身收益率低于指數收益率的個股加入指數編制的樣本中時，就會從整體上拉低指數收益率。在H股市場的上市公司，一般被認為是經歷國際金融市場考驗的優(yōu)質公司，其風險控制能力大大增強。同時，兩地上市使公司不易受到單個市場波動的過度影響，具有很好的風險分散效應，因此投資者所要求的報酬率就會降低，從而也會降低公司的資本成本。另外，H股回歸為A股和H股市場之間架起了一座橋梁，使兩地市場聯(lián)系更加緊密，信息流動更加充分，降低了市場間的分割程度，從而會增強兩市的風險分擔作用，市場風險的分散會使市場收益率也趨于下降。

二、研究設計

(一)事件研究

本文對于H股回歸所采用的事件研究方法中，將事件日定為H股在A股的上市日，將事件窗的長度取為30天。我們把事件日設為第8日，采用(-105，-15)日為估計窗，以(-14，15)日為事件窗。在估計窗內利用逐步自回歸方法衡量上證指數的正常收益率，這種方法把時間趨勢回歸同一個自回歸模型結合在一起，并用逐步回歸法來選擇用于自回歸過程的時滯步數。我們再將估計的模型向前預測30期以得到正常收益，事件窗內實際收益率與預計的正常收益率之差就是異常收益率(AR)，利用平均異常收益率(AAR)和累計異常收益率(CAR)檢驗H股回歸對指數收益的影響。根據前面的分析，若H股回歸對于A股市場收益率有拉升作用，則平均異常收益在統(tǒng)計上要大于零，累計異常收益率為正；否則，平均異常收益率小于零，累計異常收益率為負。

我們選取2008年以前發(fā)生的H股回歸事件作為研究對象，樣本中一共有47只股票成功地從H股回歸到A股市場。所用的數據主要來源于WIND數據庫、中國人民銀行、國家統(tǒng)計局等網站。

(二)回歸分析

有研究表明，中國股票市場受到經濟增長、居民儲蓄、通貨膨脹水平、經濟周期的影響(靳云匯、于存高，1998)。在我們的模型中，使用GDP這一指標

作為經濟增長的度量，使用全國居民儲蓄存款(SAV)指標衡量居民儲蓄，引入全國居民消費總指數(CPI)衡量通貨膨脹，用宏觀經濟景氣指數(CYC)來衡量經濟周期的影響。同時，正如本文理論部分所闡明的，H股回歸對于指數的影響存在著不確定性。H股企業(yè)的回歸，可以為內地投資者提供更多投資機會、塑造價值投資理念、增強A股市場與香港股市的聯(lián)動，促進內地股市發(fā)展。同時，國際交叉上市的股票分散了市場風險，收益率會降低。在模型中，我們使用H股回歸的股票數目(NUM)作為度量H股回歸對于指數收益率影響的指標。

鑒于上述分析，建立下面的線性回歸模型檢驗H股回歸對上證指數收益率影響是否顯著：

由于受到數據來源的限制，我們在回歸分析中使用從1992年開始的季度數據進行分析。

三、實證結果與分析

(一)事件研究結果

為了在估計正常收益時使用自回歸模型，先通過ADF方法對上證指數收益率進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗式中不包括趨勢項和截距項，滯后階數為4。檢驗結果顯示ADF統(tǒng)計量為-26.48，上證指數收益率序列是平穩(wěn)的，在指數正常收益的衡量中，可以使用逐步自回歸方法估計正常收益。

通過實證檢驗，以H股回歸A股的上市日為事件日，事件窗(-14，15)日內的平均超額異常收益率(AAR)與累計超額異常收益率(CAR)如表1和下圖所示。

對上證指數收益率數據進行正態(tài)性檢驗發(fā)現，收益率數據并不符合正態(tài)分布。為了檢驗AAR與CAR的總體上是否顯著異于零，分別用AAR序列和CAR序列與零序列做兩獨立樣本差別比較的秩和檢驗，結果如表2所示。

從AAR變化的表1和圖中可以看出，在H股公司回歸A股上市日前4天左右，指數開始下跌。一般來說，H股回歸宣告日與上市日之間大約相差25天(陳國進、王景，2007)，其間指數很可能已經對這種上市預期產生了反應。隨著上市日的臨近，指數開始下跌，說明H股回歸的擴容壓力對于市場而言是一種利空消息。這種跌勢在回歸上市日前一天達到最大，市場反應最強烈，這說明投資者對大盤擴容的擔憂。在上市日指數收益維持在0左右，說明市場調整基本到位，投資者對后市普遍持觀望態(tài)度，H股回歸之后約11天內指數上下頻繁波動，更加印證了這一看法。

從CAR變化的表1和上圖也可以看出AAR變化趨勢所揭示的一般涵義，并且整體來看，CAR曲線是向下走向的，說明H股回歸對于市場是一種利空。

從AAR序列和CAR序列與零序列的兩獨立樣本差別比較的秩和檢驗可以看出，AAR整體上來說在15％的水平上小于零，而CAR整體上小于零是非常顯著的。

(二)回歸分析結果

根據前面回歸分析研究設計中所設定的模型，利用Newey-West的異方差和序列相關一致估計方法對模型進行估計。回歸結果如表3所示：

結果顯示，國內生產總值(GDP)、通貨膨脹(CPI)和經濟周期(CYC)對上證指數收益率的影響均不顯著，而儲蓄水平(SAV)和H股回歸(NUM)對上證指數收益率有顯著的影響。國內生產總值、儲蓄水平和經濟周期對指數收益有正的影響，而通貨膨脹和H股回歸對指數收益有負的影響。本文關注的焦點是H股回歸的影響，回歸結果和我們前面的分析是一致的，H股回歸對于上證指數收益率是一個利空，H股回歸使得指數收益率下降。

四、結束語

本文分別通過事件研究和回歸分析兩種方法檢驗H股回歸對于上證指數收益率的影響，得到的結論與我們的理論分析相吻合，即實現H股回歸的股票由于風險分散作用而使得風險溢價降低，當其加入指數組合中時，就會降低指數的收益率。

長征的故事范文第3篇

關鍵詞：增發(fā)；長期市場表現；超常收益率；Fama-French三因素模型

一、文獻回顧

增發(fā)（seasoned equity offering，SEO）是上市公司主要的再融資方式，增發(fā)長期市場表現也是理論界頗具爭議的問題之一。Stigler（1964）最早在研究中涉及到上市公司股權再融資的非正常收益問題，但該問題直到1980年以后才得到系統(tǒng)研究。Masulis和korwar（1986）對上市公司增發(fā)后股票的非正常收益進行研究，發(fā)現上市公司增發(fā)后有比較顯著負的非正常收益。Asquith、Mullins（1986）和Schipper等（1986）分別對增發(fā)公司股價研究得出同樣的結論。Lnughran和Ritter（1995）統(tǒng)計美國1970～1990年期間增發(fā)公司的長期收益率，發(fā)現增發(fā)前6個月并沒有顯著負的非正常收益，但在18個月后負累計非正常收益顯著。Jagadeesh等（1993）等研究發(fā)現，在第4年和第5年非正常收益呈逐漸下降趨勢。Loughran和Ritter（1997）對5年以上再融資上市公司股票價格表現研究認為，第6年和第7年非正常收益并不顯著為負。Soucik和Allen（1998）對澳大利亞股市增發(fā)股票的長期價格表現的實證研究認為，中短期存在表現不足的情況，但是在長期（5年以上）并沒有表現不足的問題。

在我國學術界，對增發(fā)市場表現研究的文獻多以增發(fā)公告日、發(fā)行日和上市日各時點前后短期為研究時窗，鮮有對增發(fā)后較長時期的股票非正常收益比較系統(tǒng)的研究。李夢軍、陸靜（2001）認為上市公司增發(fā)新股公告后有負的累計非正常收益。陸滿平（2002）等認為，增發(fā)在方案公布時市場往往表現出負面反應。沈洪濤、沈藝峰（2003）對滬深兩市41家1998～2001年增發(fā)A股上市公司的分析表明，增發(fā)中存在“公告效應”。李康、楊興君和楊雄（2003）以2000、2001年滬深兩市所有實施增發(fā)和配股的A股公司為樣本，考察了發(fā)行后60天股票的超額收益情況，增發(fā)方式下參與增發(fā)的流通股老股東有-1.37%的超額損失，不參與增發(fā)的老股東有-5.97%的損失。譚峻、吳林祥（2002）研究認為，在增發(fā)意向書公告日前的非正常收益率為負，現實市場提前就對這一利空消息做出反映，投資者通過“用腳投票”來表示對增發(fā)行為的否定，在公告日負的超額收益率為最大，并在此后相當長的時間內持續(xù)為負數。

綜上所述，雖然國外大多研究證實了增發(fā)后有顯著負的非正常收益，但是其中也存在爭議。我國理論界在該領域的研究取得了一些成果，但仍存在一定的局限性，主要體現在：研究的樣本量不足，樣本的選取亦不具有代表性。2002度以前增發(fā)門檻低，增發(fā)失敗比例較高，使得市場的負面反應在一定程度上被放大，以這樣的數據為樣本有失偏頗，研究結果也不夠穩(wěn)??；就同一增發(fā)樣本使用事件時間和日歷時間兩種方法的研究尚少見；由于受樣本區(qū)間所限，鮮有對長期市場反應的研究。

有鑒于此，本文針對增發(fā)樣本，同時運用事件研究和日歷事件方法來分析我國A股增發(fā)長期市場表現。

二、樣本數據的選取

本文以深滬兩市A股1998～2002年實施增發(fā)的上市公司為樣本，和大多數其他研究一樣刪除了金融和保險類樣本。為了減少統(tǒng)計檢驗的相關性以及其他股權融資對實證結果的干擾，刪除增發(fā)后3年又配股增發(fā)的樣本。為了樣本及實證結果的完整性，本文沒有其他限制條件。經過對樣本的篩選，最終樣本數為74家，數據來自CSMAR，所使用的月度股票收益率為考慮了紅利再投資因素影響的股票收益率。

三、研究思路與實證設計

（一）事件時間研究方法

1、平均買入并持有超常收益率（BHAR）。自從Ritter（1991）以來，計算BHAR逐漸成為一種普遍衡量上市公司長期表現的方法。BHAR的計算公式：

（二）日歷時間研究方法

我國很多學者采用深滬兩市的股票數據對Fama-French三因素模型在我國證券市場進行了檢驗，認為Fama-French三因素模型比資本資產定價模型（CAPM）更好地描述了股票收益率橫截而數據的變動，證明在我國證券市場是有效的，能夠很好地解釋股票市場收益率的截面差異（鄧先榮、馬永開，2005）。而上市公司增發(fā)的市場中長期表現主要體現在股票收益率上，是與預期收益率相對而言的。因此，分析增發(fā)市場表現的前提在于準確找出股票的預期收益率。

Fama-French三因素模型：

Rpt-Rft=a+b（Rmt-Rft）+sSMBt+hHMLt+εt其中，Rpt是股票（組合）在第t期收益率，Rftt是第t期的無風險收益率，Rmt是第t期的市場收益率，SMBt為第t期小市值股票收益率減去大市值股票收益率的零投資組合收益率，HMLt為第t期高BM比股票收益率減去低BM比股票收益率εt的零投資組合收益率，εt為隨機擾動項E（ε）＝0。

1、Fama-French的SMB和HML因子的構造。類似于Fama和French的方法，首先，在t（t=1998~2004）年6月底，將深滬兩市所有A股股票按前一年底總市值（范振龍等認為與流通市值相比，總市值更能反映股票收益率差異）的大小進行排序，并將股票分成大（B）小（S）兩組。其次，計算出所有公司的賬面市值比（BM）值，去掉BE為負的股票樣本，按照大小排序分成三組（H、M、L），其中H為最大的30%，M為中間的40%，S為最小的30%。最后，按照分組標記做這些股票的交集，即可得到6組不同的股票組合，分別為{（B，H）；（B，M）；（B，L）；（S，H）；（S，M）；（S，L）}，將來這樣的組合維持到次年6月末之前，并在這12個月里計算股票組合的加權平均月收益率{P1，P2，P3，P4，P5，P6}。每年都更新一次投資組合，這樣就可以得到這個6個股票組合在1998年7月到2005年6月的加權平均月收益率。基于這6個股票組合的月收益率數據，計算SMB和HML因子：

SMBt=（P4+P5+P6）/3-（P1+P2+P3）/3

HMLt=（P1+P4）/2-（P3+P6）/2

2、股票組合構造。將1998～2002年增發(fā)樣本組成一個等權重的增發(fā)股票動態(tài)組合，計算出這個動態(tài)組合1998年7月～2005年6月共84個月的月加權收益率，組成一個時間序列。在每個月前對股票組合進行調整，加入此月前剛剛增發(fā)的新股票，這樣就得到了一個動態(tài)調整的股票組合的84個月度收益率。

3、無風險收益率。由于我國目前尚無短期國債，無風險收益率一般習慣采用3個月的定期存款利率按復利換算成月收益率。

四、實證結果及分析

（一）事件時間的研究結果

由于大多數學者對股市公告日、上市流通日等事件日窗口的研究認為，超額收益率顯著為負。因此，為了不受增發(fā)首月的異常影響，本章以增發(fā)的第一個月為事件月，從增發(fā)的第二月開始計算一年、二年、三年的BHAR和CAR，如果增發(fā)公司在事件窗口下市，使用市場收益率代替。

從表1可以得出，上市公司增發(fā)后買入并持有的超常收益率（BHAR）均為負，買入并持有一年的超常收益率為-0.61%，買入并持有二年的超常收益率為-5.13%，買入持有三年的超常收益率為-0.67%。其中持有兩年的超常收益率最小且顯著，持有三年雖有好轉，但是仍然存在負的超常收益，中位數統(tǒng)計也驗證了這一結果。不難看出，平均累積超常收益率（CAR）也同樣為負，且趨勢與BHAR大致相同，一、二、三年的CAR分別為-0.43%、-4.43%、-0.55%。

（二）日歷時間的研究結果

將增發(fā)動態(tài)股票組合作為被解釋量，采用Fama-French三因素模型回歸分析，結果如表2所示，表中列出了回歸分析所得的系數，t統(tǒng)計量以及模型的擬合優(yōu)度。

分析模型回歸所得的系數，不難看出回歸式中的截距顯著小于零，表明增發(fā)股票的低收益率不能僅僅由值、規(guī)模和BM的綜合影響來解釋，即完全考慮到這些因素的影響后，我國A股增發(fā)存在顯著負的非正常收益。

五、結論

事件時間實證表明平均買入并持有超常收益率（BHAR）和累積超常收益率（CAR）在增發(fā)后三年內顯著為負。Fama-French三因素模型的分析表明，我國A股增發(fā)后存在顯著負的超額收益率。因此，本文認為樣本期間內我國A股增發(fā)后長期回報呈下降趨勢，且至少三年內增發(fā)長期市場表現不佳。

參考文獻：

1、陳展輝.股票收益的截面差異與三因素資產定價模型[J].中國管理科學,2004（6）.

2、鄧長榮.三因素模型在中國證券市場的實證研究[J].管理學報,2005（4).

3、陳科,董新春.中國股市SEO后股票收益及公司業(yè)績的雙重弱勢表現[J].商業(yè)研究,2006(5).

4、楊丹,林茂.我國IPO市場長期表現的實證研究[J].會計研究,2006（11）.

5、Asquith and Mullins.Equity Issues and Offering Dilution.Journal of Financial Economics[J].1986（15）.

6、Masulis,korwar.Seasoned equity offerings:An Empirical Investigation.Journal of Financial Economics[J].1986（15）.

7、Loughran,T.&J.Ritter.The operating performance of firms conducting seasoned

equity offerings.Journal of Finance[J].1997（52）

長征的故事范文第4篇

在證券市場發(fā)展的初期,人們對于證券市場功能的認識,主要是:促進國有企業(yè)改革,幫助國企解困與籌資,調節(jié)社會的資源配置。因此,那個時候,工作重點是安排國有企業(yè)上市。大概是到了2000年前后,理論界提議要提高直接融資比例,從調整金融結構、分散金融風險的角度深化了對于證券市場功能的認識。2004年2月1日,《國務院關于推進資本市場改革開放和穩(wěn)定發(fā)展的若干意見》出臺,就此做了總結,將大力發(fā)展資本市場、提高直接融資比例列為完善社會主義市場經濟體制的一項重要戰(zhàn)略任務。在這樣一個過程中,又有人提出,不能總是上那些大企業(yè),也要為中小企業(yè)融資開辟通道。于是,2004年6月25日,深圳證券交易所的中小企業(yè)板開通,人們又從扶持中小企業(yè)發(fā)展的角度來認識證券市場的功能。然而,中小企業(yè)板從一開始就有雙重性:一方面是支持中小企業(yè)融資,另一方面則是恢復深交所的融資功能。此前,深交所已經好幾年沒有A種股票上市了。遺憾的是,中小企業(yè)板開通后,并未顯示其應有的獨特性,在融資條件方面幾乎與主板完全一致。鑒此,有人提出:應當開辟創(chuàng)業(yè)板,支持創(chuàng)新型企業(yè)發(fā)展。經多方輿論的一再呼吁,2009年10月30日,首批28只新股同時在創(chuàng)業(yè)板上市,創(chuàng)業(yè)板正式開通。如此一來,證券市場又被賦予了幫助創(chuàng)新型企業(yè)發(fā)展的功能。

總結20年來的證券市場實踐經驗,我們認為,證券市場還有財富分配的功能。為什么呢?這是由證券發(fā)行與交易所帶來的貨幣資本運動造成的:其一,就證券發(fā)行而言,它不只是讓發(fā)行人籌集到貨幣資本,從而調整了社會的資源配置,與此同時,它還在發(fā)行人與投資者之間進行著貨幣財富的分配。如果發(fā)行的是股票,就有一個發(fā)行價的高低問題。如果發(fā)行的是債券,就有一個利息率的高低問題。發(fā)行人與投資者之間是要圍繞這兩大問題展開博弈的,因為這牽涉到他們的切身利益;其二,就證券交易而言,不論是股票交易還是債券交易,其交易本身既不會創(chuàng)造貨幣,也不會消滅貨幣。但是,由于交易價格的不停漲跌,交易的結果會造成貨幣財富在投資者之間進行再分配,使得他們有的贏利,有的虧損。以上這些是我們長期觀察證券市場運行過程所看到的一再重復的現象。將這些現象概括起來就是財富的再分配。既然如此,我們便得出結論說,證券市場有財富分配的功能。

證券的發(fā)行與交易,每時每刻都在進行財富的再分配,這是一個不爭的事實。然而,以往的證券市場研究卻始終沒有正視這一點,不能不說是一個很大的缺憾。積極、正面地認識與承認證券市場的財富分配功能,對于我們更好地利用證券市場服務于國民經濟發(fā)展,服務于中國特色社會主義建設,具有非常重大的現實意義。

二、中國證券市場財富分配功能存在的缺陷

(一)過高的發(fā)行價進行著偏袒于老股東的財富分配

A種股票的發(fā)行市盈率從來就是大大高于國際市場的一般水平。中國企業(yè)到紐約、倫敦、香港等地去上市,發(fā)行價大約只能有10倍到15倍的市盈率,而最近幾年,在滬深兩地上市,主板及中小板,發(fā)行價的市盈率通?？蛇_50倍左右,創(chuàng)業(yè)板平均達到了62倍,最高的達到了126倍。由于發(fā)行市盈率奇高,使得發(fā)行價格大大超過發(fā)行人的每股凈資產,這給發(fā)行人的老股東帶來了創(chuàng)業(yè)利潤,或者說是資本溢價收益。先來看一個最簡單的模型:存量股本1股,存量凈資產1元,發(fā)行1股,發(fā)行價5元。發(fā)行后,總股本2股,凈資產6元,每股權益3元。發(fā)行操作給老股東帶來了2元的創(chuàng)業(yè)利潤,讓發(fā)行人的存量股本溢價了200%。再來看一個實例:愛爾眼科于2009年10月13日實施A股IPO發(fā)行,發(fā)行3350萬股,發(fā)行價每股28元,扣除發(fā)行費用后,募集資金87,882.7萬元。以2009年6月30日的會計報表計算,發(fā)行前,公司總股本10,000萬股,每股凈資產2.79元。發(fā)行后,公司總股本13,350萬股,每股凈資產8.68元。就是說,發(fā)行操作讓公司的老股東獲得了5.89億元[(8.68元-2.79元)×10,000萬股=5.89億元]的創(chuàng)業(yè)利潤,獲得了211.11%[(8.68-2.79)/2.79×100%=211.11%]的資本溢價收益,而這一切都是由新的投資者貢獻的。每一只股票的發(fā)行,不論是IPO,還是增發(fā)或配股,都在重復這樣的財富故事。與其說籌集資金是申請發(fā)行的現實原因,不如說獲取股票發(fā)行帶來的財富是申請發(fā)行的內在動力。一切的股票發(fā)行都離不開追逐這種利益的沖動。

(二)股票交易進行著投資者之間以及投資者與交易服務機構之間的財富分配證券交易

制造了一種假象,似乎可以繞開社會的生產過程而由證券交易直接創(chuàng)造貨幣財富。其實,股票交易本身,既不會創(chuàng)造貨幣,也不會消滅貨幣。交易的結果,只是緣于交易價格的漲跌以及交易成本的存在,造成貨幣財富在投資者之間以及投資者與交易服務機構之間進行再分配。倘若交易成本為零,不論交易價格發(fā)生怎樣的變化,全體投資者持有的貨幣總量是不變的。就是說,全體投資者作為整體,是既不贏利,也不虧損的。不過,由于交易價格的不斷變化,會造成投資者個體占有貨幣財富的情況發(fā)生變化,使得他們有的贏利,有的虧損。倘若引入交易成本,即投資者需要將貨幣財富的一部分支付給交易服務機構――交易所、登記結算公司、證券公司等,那么,全體投資者作為整體而持有的貨幣總量,不是保持不變,而是不斷減少。就是說,由于交易成本的存在,全體投資者作為整體,不僅不能賺錢,相反還要虧損。投資者個體往往不能深刻地認識這一點而癡迷地相信:他個人會在交易中贏利。于是,股票交易客觀上轉變?yōu)橐环N投機行為。不論是全體投資者作為整體而不贏不虧,只是投資者個體有贏有虧,還是全體投資者作為整體而虧損,這樣的財富再分配對于社會沒有任何積極意義。我們?yōu)槭裁匆獙⑼顿Y者引入這樣一個遵循“森林規(guī)則”的財富游戲呢?

(三)普通股不向投資者承諾或者說保證投資回報

這是由普通股的基本法律特征決定的。截止2009年12月31日,A種股票上市公司1713家,加上大約69家退市的A股上市公司,就是說,大約發(fā)了1782只A種股票。這些都是普通股,都是不向投資者承諾投資回報的股票。相反,這種股票要求投資者自身承擔投資風險。至于投資者能不能賺錢,能不能有投資回報,發(fā)行人不予承諾,不予保障,它要投資者拿股票到二級市場上去碰運氣。而二級市場的交易只是進行貨幣財富的再分配,并不能讓投資者真正獲得投資回報。真正能讓投資者獲得投資回報的是現金分紅。那么,這方面的情況又怎樣呢?根據Wind資訊提供的數據,從1992年到2008年的17年間,現金分紅家數比例最高的是1995年,達到了69.76%,比例最低的是1992年,只有14.29%,平均每年只有47.51%的上市公司實施現金分紅。就是說,每年有超過一半的可以進行現金分紅的上市公司沒有實施現金分紅。這17年間,現金分紅占稅后凈利潤的比例,最高的是1995年,為43.31%,最低的是1992年,僅為1.58%。17年累計的現金分紅稅后總額為7709.3989億元,占17年間上市公司實現的稅后利潤總額30982.05億元的24.88%。就是說,在上市公司創(chuàng)造的全部稅后利潤中,大約只有四分之一作為現金分紅分給了投資者。投資者所能得到的投資回報十分有限,姑且不說那些長期沒有現金分紅的上市公司了。

總的來說,股票發(fā)行所進行的財富分配,是一種偏袒老股東利益的財富分配。股票交易則將投資者變成了“角斗士”,讓他們在財富的再分配中相互爭奪。普通股本身,又不向投資者承諾任何投資回報,使得投資者的投資回報沒有任何保證。這樣的財富分配機制,復制了“大資本”掠奪“中小資本”的古老法則,加劇了社會財富的不公平分配,是應當進行調整的。

三、發(fā)行優(yōu)先股的必要性與可行性

我們認為,股票品種結構失衡――只發(fā)普通股,不發(fā)優(yōu)先股,是中國證券市場財富分配功能存在嚴重缺陷的首要原因。普通股本來就是不保障投資回報的。發(fā)行普通股,創(chuàng)設的只能是一個偏袒老股東利益而讓新投資者相互博弈的投機市場,導致一輪又一輪地“刷新”投資者,帶來一輪又一輪的行情起伏。優(yōu)先股則讓投資者享受固定收益,獲得優(yōu)先的收益分配,但一般不上市流通,或者短時間內不上市流通,這不僅對投資回報有必要保障,而且避免了投資者之間反復交易股票的利益爭奪。可見,優(yōu)先股的財富分配功能是不一樣的。中國證券市場在股票品種上嚴重偏食,需要補一補優(yōu)先股方面的營養(yǎng)。因此,說到對中國證券市場財富分配功能的調整,首先就是要重新安排股票品種――發(fā)行優(yōu)先股,更好地保護投資者利益。

(一)從微觀層面來說,就是要更好地解決為誰發(fā)股票的問題

企業(yè)發(fā)股票,是要籌集企業(yè)發(fā)展所需的資金;投資者買股票,目的是要獲得投資收益。二者的利益并非完全一致。如果只發(fā)普通股,事實上就是把一切好處都給企業(yè)――資金的使用權交給了企業(yè),企業(yè)的籌資需求得到了滿足,與此同時,創(chuàng)業(yè)利潤(資本溢價收益)交給了老股東。在獲得巨大利益的同時,發(fā)行人對募股資金的使用卻不承擔任何責任。如果經營失敗,它可以理直氣壯地對投資者說:對不起,風險自負。尤其是,發(fā)行人對投資回報沒有任何承諾,也不提供任何保障,這正是發(fā)行人不規(guī)范運作而又一昧圈錢的制度性原因。對投資者而言,若想獲得所謂的投資回報,只能到二級市場上去博弈。試問:為什么就不能兼顧企業(yè)與投資者兩方面的利益呢?發(fā)行優(yōu)先股,確定一個固定回報,就是要從法制上來兼顧企業(yè)與投資者兩方面的利益。既讓企業(yè)能夠籌集到資金,也讓企業(yè)承擔一點社會責任;既讓投資者為社會提供資金,也讓投資者有一個可以預期的回報。我們總不能將一切的利益都送給企業(yè),而將一切的風險都留給投資者。從公平分配社會財富的價值取向出發(fā),我們也該為投資者發(fā)行股票。

(二)從宏觀層面來說,就是要完善證券市場的社會功能

股市原本有籌集資金、優(yōu)化資源配置等社會功能。對于建設中國特色社會主義來說,股市的社會功能不能僅限如此,它還應當有促進共同富裕、構建和諧社會的功能,在一個更為廣闊的范圍內服務于社會全局。股市怎樣發(fā)揮這方面的作用呢?最重要的措施就是發(fā)行有固定回報但在一個較長時間內不能自由流通的優(yōu)先股。如果我們選擇一大批國民經濟支柱企業(yè)、一大批具有行業(yè)突出地位的企業(yè)發(fā)行優(yōu)先股,并讓優(yōu)先股在盡可能廣泛的群眾中進行合理分配,實質上就是將最有利的投資機會分配給廣大群眾,證券市場就會自然地引導投資者確立合理的投資理念,證券市場就會對一般投資者具有投資功能,由此獲得保持穩(wěn)定的深厚的社會基礎,這樣才能實現“十七大”報告提出的“創(chuàng)造條件讓更多群眾擁有財產性收入”,這樣才能讓廣大投資者分享改革開放和社會經濟發(fā)展的成果,促進社會的共同富裕,具有非常重要的現實意義。如果只有普通股,投資回報沒有保障,只能是迫使投資者進行二級市場炒作,其結果只是改變一下貨幣財富的分配,讓少數人“先富起來”。這不是創(chuàng)造條件讓更多的群眾擁有財產性收入,而是誘導群眾參與投機,而在每一輪投機過后,就要“淘汰”一部分參與者,“勝利者”則留下來等待新的參與者,然后開始新一輪的角逐,進行新一輪的財富“洗牌”。這正是股市一起一落、一落一起、起起落落的內在機制。這樣的市場設計不符合共同富裕的社會理想,不符合以人為本的科學發(fā)展觀,不利于構建和諧社會,不利于塑造努力創(chuàng)造財富的民族精神。

被譽為現代經濟學之父的亞當o斯密在他的《道德情操論》中寫道:“如果一個社會的經濟發(fā)展成果不能真正分流到大眾手中,那么它在道義上將是不得人心的,而且是有風險的,因為它注定要威脅社會穩(wěn)定?！彼倪@段話是在200多年前寫下的,對200多年后的今天仍有啟迪意義。我們主張從社會應有的道德觀出發(fā),從社會應有的公平、正義標準出發(fā),發(fā)行優(yōu)先股,將社會財富分流到最廣大的人民群眾手中,構建一個共同富裕的和諧社會。

(三)發(fā)行優(yōu)先股不僅有客觀必要性,而且有現實可行性

2009年底,A種股票的總股本26168.43億股,總流通股本13942.31億股;A股總市值242619.12億元,總流通市值149630.58億元;投資者開戶數1.36億戶。由于同一投資者往往既開滬市帳戶,也開深市帳戶,既開A股帳戶,也開B股帳戶,其中還有一部分機構投資者,因此,真正的個人投資者帳戶大約只有6000萬戶。倘若將總流通股本的一半(約為6971.15億股,約占總股本的26%)轉變?yōu)閮?yōu)先股,并分配給個人投資者,那么,每一個人投資者大約能分到11618股優(yōu)先股。按照2008年的年報,全體上市公司加權平均的每股收益是0.53元,若將優(yōu)先股對應的這部分收益全部分給優(yōu)先股股東,那么,平均每一個人投資者大約能夠分到6157.54元(11618×0.53=6157.54)。就是說,以2008年為例,哪怕上市公司只拿出26%的凈利潤來對占總股本26%的優(yōu)先股進行現金分紅,也可以讓每一個人投資者平均分到6157.54元。對上市公司來說,這個要求是不高的。對投資者來說,得到這6157.54元的現金分紅,需要購買11618股的優(yōu)先股。以總流通市值149630.58億元除以總流通股本13942.31億股,得出平均每股的市值為10.73元,11618股的市值就是124661.14元(11618×10.73=124661.14)。絕大多數投資者是拿得出這筆錢的。以6157.54元的現金分紅除124661.14元的股價,等于4.94%(即優(yōu)先股的投資回報率),略高于同期存款利率。如果投資者不是從二級市場取得這部分股份,而是從一級市場取得這部分股份,那么,投資回報率將會更高。

按照現在的這個比例(流通股的50%、總股本的26%為優(yōu)先股,每一個人帳戶11618股優(yōu)先股)推算,隨著證券市場的進一步發(fā)展,讓每一個人投資者獲得20000股優(yōu)先股,每年獲得20000元現金分紅,是不難辦到的,是整個市場能夠承受的。從理論上說,上市公司的利潤率是應當高于銀行貸款利率的。讓上市公司在總股本中發(fā)行26%的優(yōu)先股,承諾高于銀行存款利率、低于貸款利率的現金分紅比例,甚至是高于貸款利率的現金分紅比例,是并不太高的要求。與其讓投資者天天炒股,天天為市場捐錢,天天相互搏殺,不如讓他們“安分守己”,獲得一個“可靠”的投資回報,這不是對投資者更為有利嗎?這不是對全社會的共同富裕更有好處嗎?

我們可以有三條路徑來進一步解決優(yōu)先股的來源:其一,截止2009年12月底,滬深300的總股本為20531.92億股,總流通股本為10337.48億股(占總股本的50.34%)。將滬深300流通股的大部分轉變?yōu)閮?yōu)先股;其二,對于超級大盤股――中國石油、中國石化、中國電信、工商銀行、建設銀行等,由于流通股比例低,將存量股份的一部分轉變?yōu)閮?yōu)先股,并采取存量發(fā)售的辦法,將股份“分配”給廣大投資者,目的就是要讓全民享受社會經濟發(fā)展的成果;其三,在增量發(fā)行(IPO,增發(fā),配股)中,選擇一部分企業(yè),按比例發(fā)行優(yōu)先股與普通股,在市場發(fā)展的增量中增加對優(yōu)先股的供給。

長征的故事范文第5篇

關鍵詞：虛擬變量；GARCH模型；月份效應；股票收益率；市場有效性

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2014）06-0057-06

月份效應是指股票市場在某些月份具有異常的高收益率或異常低收益率的現象。一月效應或者年度轉折效應則是月份效應中的典型表現形式，是指這種收益率異?，F象發(fā)生于年度的轉折期，通常十二月份股票市場表現為異常低收益率，而在一月份則表現為超常的高收益率。國外學者對月份效應的研究成果具有一致性，即工業(yè)化發(fā)達國家普遍存在“一月份效應”。國內學者對中國股市月份效應的研究結果存在一定的差異，有的通過線性回歸模型或GARCH模型得出中國股票市場存在與國外的一月效應不同的月份效應或根本不存在月份效應，有的學者提出不同的計量方法能夠得出不同的結論，但少有學者將中國股市發(fā)展的階段進行劃分后進行比較研究。由于中國股票市場在發(fā)展過程中經歷了的不同發(fā)展階段，月份效應在不同的發(fā)展階段可能存在一定的差異。鑒于此，本文將從中國股票市場不同的發(fā)展階段來研究月份效應問題。

一、文獻梳理與評述

國外對月份效應的研究主要是集中在以下兩個方面：

第一個方面是檢驗其在證券市場的存在性和持續(xù)性。Lakonishok和Smidt[1]通過分析他們所采集的長達90年的道瓊斯工業(yè)平均指數，發(fā)現從前一個月的最后一個交易日到本月的第三個交易日之間的平均收益率顯著地高于其它交易日。此后，Cadsby和Ratner[2]，Robert等[3]，Marquering等[4]，McConnell等[5]都對月份效應的存在性進行了研究，發(fā)現月份效應是一種普遍存在的現象，在不同的國家和地區(qū)、不同的證券市場上均有所表現。

第二個方面是從不同的角度出發(fā)探索其產生的原因。大體可以分為四種假說，分別是“流動性假說”、“信息假說”、“窗口修飾假說”和“避稅售賣假說”。Ogden和Joseph[6]提出并證實了流動性假說。他們認為，標準化的工資、利息、紅利支付體系會在不同的月份產生不同的現金流，這些現金流的再投資會增加相關股票的市場需求，進而導致其價格的上漲。Nikkinen等[7]提出了信息假說，他們通過實證分析發(fā)現美國程序化的宏觀經濟信息制度對股票市場能夠產生重要影響，從而形成了月份效應。其基本思想是某些月份的大量的宏觀和微觀方面的經濟信息導致了相關股票價格的上漲。窗口修飾假說很早就被用來解釋月份效應，該理論認為基金管理者出于提高基金凈值排名的目的，在換月期間會大幅度拉高其持有的股票。Wiley和Zumpano[8]對月份效應的窗口修飾假說進行了實證檢驗，他們利用了1980―2004年房地產信托證券的數據對月份效應的窗口修飾假說給予了證明。因為美國在1993年頒布了一項關于房款機構投資者投資于REITs的限制法令，導致機構投資者大幅度提高了投資于REITs的比例。所以，可以通過比較1993年前后月份效應顯著性的變化來對窗口修飾假說的有效性進行一個證明。結果表明，在1993年前后，兩個樣本的月份效應并沒有消失或者說是減弱，而是表現形式發(fā)生了變化。避稅售賣假說認為，1年中下跌的股票價格在年末有繼續(xù)向下的壓力，因為投資者會出售這些股票以規(guī)避資本稅，從而減少該年的稅收支出。當年末過去以后，股票價格就會反彈回其市場價值，從而使股價在一月份表現出規(guī)律性上漲。但這種說法面臨了一些挑戰(zhàn)，Brown等[9]采用澳大利亞股票收益的數據對避稅售賣假說進行了檢驗，研究結果表明，這個假說在澳大利亞證券市場上并不成立，月份效應早在收入稅發(fā)生作用之前就已經存在。

相對而言，中國由于證券市場起步較晚，相關學者更側重于研究月份效應的存在性。奉立城[10]選用1992―1998年滬深兩市的日收盤價數據，對中國股票市場的月初效應進行了實證分析，結果顯示：兩市在上一個月的最后一個交易日到本月第六個交易日期間的日均收益率均在統(tǒng)計上顯著為正，并且遠高于其它交易日的日均收益率。陳希敏和陳菁[11]分別使用傳統(tǒng)的標準計量模型與TARCH模型，對中國股票市場的月份效應進行比較研究，結果兩種研究方法得出了完全相反的結論，說明研究方法對研究結果有重大影響。陳超和劉國買[12]通過實證研究，發(fā)現我國股市存在月份效應，主要表現為月初效應。主要原因是在月末的時候，機構投資者會拉高所持股票的價格、上市公司會披露信息、監(jiān)管機構會出臺政策，而市場反應又具有滯后性。此后，劉鳳元和陳俊芳[13]、邢精平和臧大年[14]以及馬先南[15]等學者均不同程度地證實了我國股票市場月份效應的存在性。

根據市場有效性理論，股市的價格充分反映了市場存在的一切信息，沒人能夠通過進一步的信息挖掘而獲得超額收益。所以，在理論上，制度完善的股市是不會存在月份效應的。中國股市產生的時間相比其他發(fā)達國家來說較晚，是一直處在不斷地改進和完善的進程中，月份效應肯定會隨著制度的完善而逐漸消失，但在不同階段勢必會有不同的特點。因此，我們認為，有必要對中國股市的發(fā)展階段進行劃分，探討月份效應變化的規(guī)律，或許會得出更符合實際情況的結論。

二、樣本數據及實證方法

1. 樣本選擇與數據來源

由于中國股市在發(fā)展的過程中，政府制定了一系列的政策、采用了一系列的措施對其不斷地進行完善，這些政策和措施對股市都有非常重要的意義，所以有很多個時間點都可以用來作為股市發(fā)展階段的劃分點。本文采用的是將股權分置改革政策的實行作為時間段的劃分點，因為它代表的是中國股市股權流通制度的巨大變化，是中國證券市場自成立以來影響最為深遠的改革舉措，其意義不亞于創(chuàng)立中國證券市場。

樣本選擇：本文選取的變量是滬市和深市最具有代表性的指數，即上證綜指和深證成指，選取的時間區(qū)間為1991年1月1日至2012年12月31日（深證成指從1991年4月4日開始），以股權分置改革正式實行即2005年9月4日為分界點，將中國股市的發(fā)展階段按時間順序分為兩個時間段。為方便表述，在下文中，1991年1月1日至2005年9月3日、2005年9月4日至2012年12月31日分別稱為第一階段、第二階段，以上股指數據均采用日數據且均來源于大智慧行情軟件。

由表2可知，上證綜指在四、五、七、九、十、十二月份的參數分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，而五、十、十二月份和四、七、九月份的參數又顯著地大于或小于其它月份；深證成指在五、八、九月份的參數也顯著地與其它月份不同。套用前人的研究成果就應該說明滬市和深市都有月份效應，但其月份存在差異。顯然，這樣的結論并不能令人滿意。一方面，滬市和深市都處在同一個經濟環(huán)境下，月份效應存在的這種差異難有符合市場規(guī)律的解釋；另一方面，這兩個股票市場存在多月份效應與國外的一月份效應也存在很大的差異，為什么存在這種差異也無法給出令人滿意的答復。

根據市場有效性假說，股票的價格能充分地反映市場包含的一切信息，人們已經不可能通過從市場上挖掘信息來獲得額外的收益，中國股市在第一階段存在的多月份效應是對市場有效性的否定。筆者認為，多月份效應的存在是由特定的歷史條件造成的，中國政府在摸索中完善股市制度的時候，股市會對很多重大制度的實行做出強烈反應，從而造成了某些月份收益率顯著地高于其它月份。因此，多月份效應是中國股市處在一個特定階段的產物，我們需要承認它的存在，但它并不是一個成熟的證券市場所擁有的，理論上來說，它會隨著中國股市的日漸成熟而消失。

對中國股市多月份效應進行探究，可能存在以下幾種原因：

第一，中國股市制度建設不夠健全。這是導致多月份效應存在的主要原因，對股市影響重大的上市保薦、股權分置改革、規(guī)范大小非解禁、QFII和QDII等制度都是在2002年以后才實行的。發(fā)行制度的改變，對于維護市場的正常秩序、保護投資者的合法權益具有重大意義；股權流通制度的改變對于活躍股票市場具有劃時代的意義；而對外開放制度的改變對于股市參與者的投資、融資走向國際化也影響深遠。因此，不健全的股市制度給予了投資者通過挖掘信息而獲取超額收益的機會，造成了中國股市第一階段多月份效應的產生。

第二，信息化水平不高。在這個時間段，計算機的普及程度較低，且與信息化有關的硬件、軟件、人才和技術等都非常欠缺，因而造成了這一階段信息化程度低，投資者獲取信息的渠道有限，獲取信息的能力偏低，從而導致了投資的不理性，投資的不理性造成了收益率的月份集聚現象。

第三，投資者投資理念不夠成熟。由于我國股市起步較晚，投資者進入股市的時間相比發(fā)達國家較晚，加上我國股市本身處在不斷地自我完善過程中，這導致投資者對股市走向的判斷、對國家政策的理解等容易產生偏差。并且該階段專業(yè)的股票知識還沒有普及，因而投資者難以形成成熟的投資理念。

此外，國際的、國內的和行業(yè)的原因等都會對股市形成一定的影響。比如，國際經濟環(huán)境的變化、中國政府對行業(yè)的政策變化、上市公司本身的日漸成熟等。當然，隨著制度的健全，中國證券市場會逐漸變得有效，投資者會由不適應證券市場環(huán)境的變化轉向適應。

（2）第二階段的實證結果

對第二階段的滬、深兩市的收益率運用帶虛擬變量的GARCH（1，1）模型進行處理后得到實證結果如表3所示。

對于以上的實證結果，非常類似于國外的“一月份效應”，因為二月和十二月分別是農歷和公歷的年關，而四月份是上市公司公布上年度財務報表的主要時期。對于這種年關效應，國內與國外的差別在于，國內有財務報表公布制度和春節(jié)兩個影響因素，而國外僅有資本稅這一個影響因素。

滬市和深市兩市的年關效應存在月份上的部分差異，我們對兩者差異的原因探討如下：

眾所周知，在上海證券交所上市的股票大部分是大盤股，而在深圳交易所上市的股票則以中小盤股居多。春節(jié)是中國居民最重視的節(jié)日，每逢春節(jié)，許多行業(yè)的利潤會高于平常，利潤的增多導致股價的上漲，與此同時，各大莊家也會趁機拉升股價。與此不同的是，滬市的大盤股由于股本較大，不容易在春節(jié)時被炒作，因而沒有存在二月份效應。四月份是各大上市公司對外公布上年度財務報表的高峰期，所以年度業(yè)績的公布可能造成股價上漲。而兩市的十二月效應可能是因為其財務報表記錄的是公歷一月至十二月的業(yè)績，許多公司為了做好公司的形象工程或規(guī)避退市制度的限制，會為此進行一個業(yè)績上的處理，將來年的營業(yè)收入或費用提前，從而在輿論上形成利好消息。另外，上市公司由于信譽度高，存在的客戶資源比較穩(wěn)定，十二月就簽好了來年的合作協(xié)議，業(yè)績的提升對于股價的上漲也起到了一定的推動作用。不過影響股市的原因眾多，以上的分析只能部分地解釋中國股市在這一階段的月份效應，其它更深層次的原因也值得進一步的挖掘。但不可否認的是，在這一階段，兩市的月份效應都與年關有關，與國外的一月份效應非常類似。

四、結 論

本文按中國股市發(fā)展程度不同，以股權分置改革制度的實行作為標志性節(jié)點，將中國股市發(fā)展劃分為兩個不同的時間段，運用帶虛擬變量的GARCH（1，1）模型結合描述性統(tǒng)計結果對這兩個時間段的數據進行了實證分析。實證結果顯示，第一階段，中國股市存在多月份效應，而多月份效應的存在是對市場有效性的否定，這表明中國股市在第一階段是非常不成熟的。在第二階段，中國的股票市場日趨完善，市場有效性增強，從而產生了與國外學者提出的一月效應非常類似的年關效應，但由于兩市各自的特點不同，中國滬市和深市分別表現為四月效應、十二月份效應和二月效應、十二月份效應。本文認為，中國股市隨著發(fā)展程度不同會表現出不同的月份效應，當前階段的年關效應與國外的一月份效應最為類似，所以中國股市各方面制度的建設已經比較成熟。從理論上推測，中國股市在下一階段最有可能表現出的應該是年關效應得到進一步強化或月份效應直接消失。

參考文獻：

[1] Lakonishok， J.， Smidt， S. Are Seasonal Anomalies Real？ A Ninety-Year Perspective[J].Financial Studies， 1988， 1（4）：403-426.

[2] Cadsby， C. ， Ratner， M. Turn of the Month and Pre-holiday Effect on Stock Returns： Some International Evidence[J].Banking and Finance， 1992， 16（3）：497-509.

[3] Robert， A.， Kunkel， D.， Scott， B. The Turn of the Month Effect Still Lives： The International Evidence[J]. International Review of Financial Analysis， 2003， 25（12）：207-220.

[4] Marquering， W.， Nisser， J. ， Valla， T. Disappearing Anomalies： A Dynamic Analysis of the Persistence of Anomalies[J].Applied Financial Economics， 2006， 16 （4）：291-302.

[5] McConnell， J.， John， J.， Xu， W. Equity Returns at the Turn of the Month[J].Financial Analysis Journal， 2008， 64（2）：49-63.

[6] Ogden， S.， Joseph， P. Turn of Month Evaluations of Liquid Profits and Stock Returns： A Common Explanation for the Monthly and January Effects[J].The Journal of Finance， 1990， 45（4）：1259-1271.

[7] Nikkinen， S.， Jussi， S.， Sahlstrom， P.， Aijo， J. Turn of the Month and Intra Month Effects： Explanation from the Important Macroeconomic News Announcements[J].Future Markets， 2007， 27（2）：105-123.

[8] Wiley， D.， Zumpano， V. Institutional Investment and the Turn-of-the-Month Effect Evidence from REITs[J].Real Estate Financial Economics， 2009， 39（2）：180-201.

[9] Brown， P.， Keim， B.， Kleidon， A.， Marsh， T. Stock Return Seasonality and the “Tax Loss Selling” Hypothesis： Analysis of the Arguments and Australian Evidence[J].Journal of Financial Economics， 1983， 12（1）：105-127.

[10] 奉立城.中國股票市場的“月份效應”和“月初效應”[J]. 管理科學，2003，（2）：42-48.

[11] 陳希敏，陳菁.月份效應：運用不同計量模型得出相反實證結果[J]. 中國軟科學，2004，（2）：66-73.

[12] 陳超，劉國買.證券市場月交替效應實證分析及理論解釋[J]. 武漢理工大學學報（信息與管理工程版），2007，（4）：145-148.

[13] 劉鳳元，陳俊芳.換月效應的窗飾解釋：基于上海市場的實證[J]. 數量經濟技術經濟研究，2004，（3）：149-154.

[14] 邢精平，臧大年.換月效應、窗飾與股指期貨合約到期日設計[N]. 證券市場報，2006-09-10.

[15] 馬先南.證券市場月初效應檢驗及解釋[J]. 寧波教育學院學報，2007，（8）：51-53.

[16] 陳雄兵，張宗成.基于修正GARCH模型的中國股市收益率與波動周內效應實證研究[J]. 中國管理科學， 2008，（4）：44-49.

[17] 陳文俊，胡婷.滬市農業(yè)板塊規(guī)模效應和月效應的實證研究[J]. 中央財經大學學報，2012，（10）：43-48.

[18] 謝世清，邵宇平.股權分置改革對中國股市波動性與有效性影響的實證研究[J]. 金融研究，2011，（2）：189-197.

[19] 嚴太華，齊頌超.股市的節(jié)日效應探源：基于上證綜指和深證成指收益率[J]. 改革，2011，（2）：124-128.

[20] 溫彬，劉淳，金洪飛.宏觀經濟因素對中國行業(yè)股票收益率的影響[J]. 財貿經濟，2011，（6）：51-59.