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七言律詩長征范文1
摘 要 傳統的金融理論認為股價是未來預期可獲得現金流的折現值之和。因此股票價格主要取決于股票的預期收益和利率兩個因素,它同前者成正比,同后者成反比。但以前的實證研究大多基于利率調整間隔很大的時期,本文與同類研究的不同之處在于作者利用事件研究的方法,通過實證研究來分析2007和2008年上證和深證指數在短時間內連續調整基準利率調整前后的日收益率的變化,得出非常時期的連續利率政策對股市產生的影響和以往是相反的,加息成為短期利好,而減息成為短期利空。
關鍵詞 利率調整 回歸分析 事件研究法
一、引言
傳統的金融理論認為股價是未來預期可獲得現金流的折現值之和,因此股票價格主要取決于股票的預期收益和利率兩個因素,它同前者成正比,同后者成反比。然而在現實生活中,由于影響股價的因素眾多,央行調整基準利率對股票市場的影響一直是金融領域的一個重要話題。近幾年來,國內不少學者對貨幣政策對股市的影響進行了不同層面的分析與研究,大多學者認為利率政策總會對股市造成影響,而且兩者大體上呈方向變動。本文與同類研究的不同之處在于:論證非常時期的特定利率政策對股市是否有影響,有怎樣的影響。作者利用事件研究的方法,通過實證研究來分析2007和2008年上證和深證指數在短時間內連續調整基準利率調整前后的日收益率的變化,并作出以下假設:在明顯的牛市(熊市)情況下,連續加息(減息)并不能改變股市的走勢,反而會強化這種走勢。
二、樣本選擇
利率政策公布時間和調息幅度由中國人民銀行網站獲取,基準利率調整時間和幅度見表1。2007年至2009年上證綜指(000001)和深證成指(399001)的日收盤價從深圳國泰安信息有限公司的《CSMAR交易數據庫》中獲得。樣本選擇07年和08年兩年共計11次調息期間上證綜指(000001)和深證成指(399001)的日收盤價共22個樣本。
三、實證研究
1.利率調整對股市短期影響的一般性描述和回歸分析步驟
(1)事件窗定為包含基準點的前后共7天,即K=3。估計窗為事件窗前后共30天,即M=15(事前分析可知估計窗前后兩段在平均日收益率上沒有顯著差異)。計算各樣本事件窗和估計窗的日收益率。
(2)分別計算個樣本事件窗和估計窗的平均日收益率,并用圖表表示。計算結果見表2、圖1和圖2。
從上述表2和圖1、圖2我們可以直觀的看到,在07年和08年連續進行利率調整的情況下,股市的短期反應并不是預想中的反向關系。相反,除了07年第一次加息外,利率上漲帶動了股市的上揚,利率的下調卻讓股市更加低迷。
2.利率調整對股市影響的累計超常收益分析法步驟
(1)劃定事件窗和估計窗并計算各樣本事件窗和估計窗的日收益率,事件窗定為包含基準點的前后共21天,即K=10,估計窗仍然為回歸分析時的估計窗,即K=3,M=15時DE 事件估計窗(-K-M,…,-K-1,-K)U(K,K+1,…,K+M).事件窗和估計窗間有重疊區域,這是由于調息間隔時間過短,為了避免估計窗覆蓋相鄰的事件基準點.當然這樣可能會把事件的影響帶到估計窗,但對最后的結果只造超額收益(E)數值上的偏差,并不影響正負號。
(2)計算各交易日超額收益率,將上證和深證指數按加息和減息分二組,以估計窗的平均日收益率為正常收益率,用事件窗各交易日的實際收益率減去正常收益率得到個交易日超額收益率。
(3)計算AR和CAR,并進行顯著性檢驗:結果如表3和圖3:
四、實證結論及啟示
由以上分析可知:
第一,在07年大牛市和08年股市持續低迷時,央行采取了連續的利率政策,但并沒用像大多人所認為的那樣,對股市產生逆勢的作用,反而讓股市漲(跌)的更厲害,從回歸分析來看,加(減)息期間會使股市日收益率平均提高(降低)大約1%。這和理論背道而馳的現象可以借助于信息傳導理論來解釋,比利率調高首先表明央行對貨幣流通量的控制,調高利率可以減少貨幣流動量;但同時傳遞給大家另一個信號:現在市場的熱錢過多,央行需要緊縮政策以減少貨幣流通量。對于市場來說,第一個信號時利空,而第二個信號時利好。在07年市場人氣爆棚,全民炒股的時期,顯然利好的影響壓過了利空的影響。而且由于當時國際周邊市場都紛紛降息,而中國國內利率卻反其道而行之,利差不斷拉大,加速了國際熱錢流向國內的速度,并大量進軍房市和股市。相反08年股市一路狂跌,前景不明,金融危機席卷全球,中國也受到較大波及,央行的連續降息更是印證了國內經濟疲軟的現狀,因此降息帶來的利好完全淹沒在市場恐懼情緒之中,而且由于歐美等國受到金融危機的嚴重影響,央行降息導致的利差縮小更加加速了眾多游資迅速撤回本國救急。
第二,由圖3可知,在調息前3個交易日,加息組的CAR就開始呈上升趨勢,減息組CAR呈下降趨勢。這可能是市場預料到最近會有利率政策出臺,也可能是有政策的提前泄露。利率政策公布后,CAR繼續上漲或下降,又表明市場并沒有在公布前對政策影響進行完全消化,又表明市場存在信息不對稱情況。
上述結論對于我國股市和央行政策制定都具有重要的啟示,第一:利率政策的制定應該準確把握國內經濟運行的基本狀況,而股市能作為參考。第二:利率政策對股市短期影響不是絕對的,而是和當時整個經濟大環境相關,股民應該明白這點避免錯誤進市和退市。
參考文獻:
[1]陳曉,陳小悅,劉釗.A股盈余報告的有用性研究――來自上海、深圳股市的實證證據.經濟研究.1999.6.
[2]王鵬,王玉玉.利率變動對我國股市影響的實證分析.投資與保險.2007.
七言律詩長征范文2
【關鍵詞】套期保值比率 ECM-BGARCH 套保績效
作為期貨的主要功能之一，套期保值一直是理論界和實物界研究的熱點問題。在套期保值理論的研究中，最優套期保值比率的確定及套?？冃Ф攘渴瞧浜诵膯栴}，其計算方法也一直是理論界和實物界爭論的熱點。套期保值比率是指持有期貨合約的頭寸大小與風險暴露現貨資產頭寸大小之間的比值，即對一單位風險暴露資產進行風險管理所需的期貨合約的數量。套期保值績效，也稱為套期保值的有效性，用于衡量套期保值的效果，考察套期保值目標的實現程度。因此，現階段探討期貨市場的套期保值功能具有十分重要的現實和理論意義，以考察中國期貨市場的套期保值功能是否得到充分發揮。
本文以上海期貨交易所的銅、鋁期貨為研究對象，分別用OLS模型、ECM模型、BEKK-GARCH模型、ECM-BGARCH模型，對最優套期保值比率進行估計，同時對樣本內和樣本外各模型的套期保值績效進行比較分析。希望本研究結論為我國企業在期貨市場上進行套期保值決策提供參考，為投資者的投資行為提供指導意見。
一、數據選取及統計特征分析
由于銅、鋁的現貨價格數據較易獲得，而國內其他期貨品種的現貨價格數據的獲取較為困難，另外，期銅、鋁是比較成熟的交易品種，而且也是目前國內交易最為活躍的品種，價格和國際充分接軌，套期保值者參與程度高。因此，本文以上海期貨交易所期銅、鋁為研究對象，樣本區間統一為2004年1月4日至2009年4月30日，扣除掉節假日，共1051個樣本觀察值，并將前900個觀察值作為樣本內數據來估計銅、鋁期貨的最優套期保值比率，而將剩余的151個觀察值作為樣本外數據用來評價套期保值的效果。
由于各合約期貨價格是不連續的，為了得到連續、真實的期貨價格，本文選用滬銅三月連數據、滬鋁三月連數據作為期貨價格，采用天琪期貨公司披露的長江1#銅報價、長江金屬A00鋁報價分別作為銅、鋁現貨價格。本文對所有期貨價格和現貨價格均做對數化處理。
從表1可以發現，銅和鋁期現貨價格序列之間表現出了極大的相關性，相關程度均高達98%以上，這也保證了通過銅鋁期貨市場來對現貨進行套期保值的有效性。期貨價格變動的標準差大于現貨價格變動的標準差，即期貨價格變動的波動要大于現貨價格變動的波動性；所有價格變動序列的偏度都為負，峰度都大于3，說明與正態分布相比，價格變動序列均呈左偏趨勢，而且所有價格變動序列均呈現出比較明顯的尖峰厚尾特征；J-B統計量和P值表明各價格變動序列拒絕正態分布的原假設，均呈非正態分布性質；從圖3、圖4看出，銅和鋁的期現貨價格收益率序列出現了多個異常的峰值，并且波動呈現出明顯的波動集聚現象，說明銅和鋁的期現貨價格收益率序列具有突發性和顯著性，波動性具有條件異方差效應。
二、平穩性及協整檢驗
為了避免偽回歸現象的發生，在建立模型之前須對各價格序列進行單位根檢驗，本報告選擇含常數項而不含趨勢項的ADF檢驗對各價格序列的平穩性進行檢驗。具體的檢驗結果在表2中給出。
由表2的檢驗結果可知：銅鋁市場的現貨和期貨價格序列在5%的顯著性水平下均為非平穩序列，一階差分后均是平穩序列，因此銅鋁市場的現貨和期貨價格序列均為一階單整I（1）序列，滿足協整檢驗前提。
為了驗證期貨價格和現貨價格之間的協整關系，本文采用含常數項而不含趨勢項的Johansen協整檢驗進行檢驗，檢驗結果如表3所示。
三、ARCH效應檢驗
大量的實證分析表明，大多數金融資產收益率序列的條件方差具有時變性，即ARCH效應。本文利用ARCH-LM方法檢驗殘差序列中是否存在ARCH效應，結果見表4。從表4可以看出，在5%的顯著性水平下，檢驗的相伴概率均為0，拒絕殘差序列不存在ARCH效應的原假設，證明其殘差序列存在顯著的ARCH效應。
五、主要研究結論
本文采用ECM-BGACH模型估計了中國銅鋁期貨市場的套期保值比率，并對套期保值績效進行了比較分析，結論如下：
1.相對于不進行套期保值，進行套期保值能明顯地降低收益方差，能夠有效地對沖現貨的價格風險，說明用期貨套期保值是有效的。
2.考慮期貨價格和現貨價格之間協整關系，構建的模型不一定明顯改善套期保值的績效。動態方法中考慮協整關系的ECM-BGARCH模型效果較好。
3.從品種來看，在整個樣本期，銅期貨市場的套期保值績效優于鋁市場。從樣本范圍來看，銅市場樣本內的套期保值績效要優于樣本外的套保績效，而鋁市場樣本內的套期保值績效反而要弱于樣本外的套?？冃?。
因此，對于以銅鋁金屬為原材料進行生產和經營的企業來說，可以通過期貨市場的套期保值來降低現貨市場價格波動帶來的風險。在選擇最恰當的套期保值策略時，應該充分考慮現貨價格和期貨價格間的協整關系及期現貨價格波動的異方差性對套保比率的影響，從市場的具體情況出發，合理地采取較優的套期保值策略，但復雜模型的效果不一定優于簡單傳統的模型。
參考文獻
[1]Cecchetti S G，Cumby R E，Figlewski S.Estimation of the optimal futures hedge[J].Review of Economics and Statistics，1988，70（4）：623630.
[2]Baillie R T，Myers R J.Bivariate garch estimation of the optimal commodity futures hedge[J].Journal of Applied Econometrics，1991，6（2）：109-124.
[3]Kroner K F，Sultan J.Time-varying distributions and dynamic hedging with foreign currency Futures[J].Financial and Quantitative Analysis，1993，28（4）：535-551.
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一、統計描述
到2000年底,滬深兩交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通過首次公開發行在交易所掛牌上市的,130家是1994年《公司法》出臺以前的定向募集公司,作為歷史遺留問題以推薦的特殊方式在兩家交易所掛牌上市的,此外還有一家是通過換股上市的。本文研究首次公開發行對市場指數的影響,130家歷史遺留問題新股和換股上市剔除在外,929次首次公開發行的年度分布如表1所示。
在證券市場早期,市場總規模有限,新股發行可能會帶來市場指數的變化,所以本文著重研究1995年后的新股發行對市場指數的影響。1995年到2000年共有681次IPO,接近所有IPO的七成半,本文將這681次IPO作為研究樣本。在這681次IPO中,集資規模最小的為3300萬元(0736),集資規模最大的為78.46億元(600019)。發行市盈率最低的為8.25倍(600870),發行市盈率最高的為88.69倍(0993)。681次IPO的集資規模和發行市盈率的分布情況請參見表2。
在1995年至2000年間共72個月中,IPO頻率最高的月份是1997年5月,這個月有40家公司公開發行新股。另外有10個月份,沒有一家公司發行新股。這10個月中有7個月是在1995年,另外1個月是在1998年,2個月是在2000年。其他大多數月份IPO次數少于20次,低于8次的有31個月,9到20次之間有24個月。有7個月的IPO次數超過了20次,全都集中在1996年下半年到1997年上半年之間。
如果按照集資規模劃分,單月IPO集資規模最大的是2000年11月,這個月由于有寶鋼和民生銀行招股,雖然IPO家數只有18家,集資規模卻達到201.53億元。月度IPO集資規模超過60億元的,共有12個月；30億元到60億元之間的有21個月；低于30億元的有29個月。另外,有10個月由于沒有新股上市,集資規模為0。
二、假設
假設一:不同集資規模的IPO對市場指數的影響是否不同?大盤股是否會導致市場指數下跌?本文將681次IPO集資規模排序,排在前68位的為一組,后68位的為一組。前68位的集資規模都在7億元以上,稱為大盤組,后68位的集資規模都小于1億元,稱為小盤組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。
假設二:發行市盈率不同的IPO,對市場指數是否存在不同的影響?本文將681次IPO發行市盈率排序,排在前68位的為一組,后68位的為一組。前68位的發行市盈率都在28倍以上,稱為高價組,后68位的發行市盈率小于14倍,稱為低價組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。
假設三:在大盤處于高位和低位時,IPO是否會對市場指數帶來不同的影響?本文將每個新股刊登招股說明書當日的市場綜合指數,減去1994年年底的市場指數,再除以1994年年底的市場指數,得到各個新股發行時市場指數的相對水平。然后根據該數值的排序,分別從上海市場和深圳市場挑選出排在前34位的共68只新股,作為高位發行組。同樣挑選出排序在后面的68只新股,作為低位發行組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。
假設四:不同發行頻率的IPO對市場指數的沖擊是否不同?本文用兩種方法衡量發行頻率。第一種方法用發行次數的頻率,將月度發行次數最高的3個月作為一組,稱為高頻組。該組每月發行次數幾乎都在30次以上,共有102次IPO。將月度發行次數低于7次的月份的IPO作為一組,稱為低頻組。該組共有20個月份,78次IPO。第二種方法用月度集資規模指標,將月度集資規模最高的三個月作為高頻組,該組每月集資規模都在116億元以上,共有93次IPO。將月度集資規模低于24.5億元的作為低頻組,該組共有18個月,共有95次IPO。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。
假設五:在不同的新股發行制度下,IPO對市場指數的沖擊是否不同?從1999年起,發行制度經歷了較大的變革。因此本文將1999年作為標準,1999年以前的474次IPO作為舊發行制度組,1999年后的207次IPO作為新發行制度組。通過檢驗兩種發行制度下,IPO對市場指數的影響是否存在顯著差異。
三、比較方法
本文主要檢驗新股發行對市場指數的短期影響,因為單次IPO對市場指數的長期影響應該是比較微弱的,所以本文考察刊登新股招股說明書后一周內5個交易日的市場指數變化。本文假設市場指數短期內的走勢服從帶有短期趨勢的隨機行走模型,即:(t＝1,2,3,4,5)其中,為刊登招股說明書后5天的市場指數回報,是一個白噪音序列,是市場指數回報的短期趨勢,在這里用刊登招股說明書前5個交易日市場指數回報的均值替代。
根據該假設,應該服從均值為0,方差為的正態分布。同樣的,也應該服從均值為0,方差為的正態分布。因此,通過檢驗IPO后的的分布,可以判斷IPO對市場指數短期走勢的影響。如果IPO對后市帶來系統性一致影響,那么IPO后的的分布會有顯著的變化。同樣的,對于兩組不同的IPO,那么應該服從t分布,其中分別為兩個子樣本包含的樣本數量,分別為兩個子樣本的估算方差,分別為兩個子樣本累積超額收益的均值。通過檢驗它們之間CAR的差異是否顯著,可以判斷據以分組的因素是否對市場指數帶來顯著影響。
四、結果
1、總體樣本中IPO對市場指數的短期影響
681次IPO平均對市場指數5天后的累計影響不斷增加,到第5天達到-0.39%,因此總體來看,過去6年IPO對市場指數短期走勢帶來了微略的負面影響。但是,各期累積超額收益的t檢驗值均不顯著,這種負面影響沒有統計上的顯著性,幾乎可以忽略不計。
2、分組檢驗結果
(1)大盤組與小盤組的差異
無論是大盤組,還是小盤組,都對市場指數帶來了負面影響。大盤組發行公告后5天對市場指數產生的累積影響為-1.13%,而小盤組的累積影響則達到-2.18%。盡管兩組對市場指數的影響存在差異,但是兩組差異在統計上并不顯著,t檢驗值僅為0.63。
出乎意料的是,小盤組對市場的負面影響甚至超過了大盤組,這可能與本文的分組方法有關。因為樣本期間內,單個新股的集資規模逐年擴大,使得小盤組68次IPO全部集中在1998年以前,而大盤股68次IPO絕大多數集中在1998年以后。為了回避這種分組方法的影響,本文采取另一種分組方法,即分別在各年度中選取集資規模最大和最小的IPO,組成大盤組和小盤組,檢驗兩組市場影響的差異。
分年度分組的結果顯示,大盤組和小盤組對市場指數的影響也沒有表現出顯著差異,大盤組的5天累積影響為-0.7%,小盤組的5天累積影響為-1.5%,兩者差異的t檢驗值為0.58,沒有通過顯著性檢驗。因此可以判斷,IPO集資規模的不同并沒有導致市場表現的差異。
(2)高價組與低價組的差異
高價組與低價組對市場指數的影響有所不同,高價組的5天累積影響為-0.82%,低價組的5天累積影響為0.21%,兩者差異的t檢驗值為1.05,顯著性水平接近90%?？梢耘袛?高價組和低價組對市場指數的影響存在顯著差異,市場指數會對IPO發行市盈率做出不同的反應。
(3)發行時機的差異
市場處于高位時發行的IPO,在公布招股說明書后5天內,對市場走勢累積有-1.33%的負面影響,而在市場處于低位時發行的IPO,對市場的走勢幾乎沒有影響。兩者差異的t檢驗值為1.40,顯著性水平接近95%,表明不同的發行時機對市場影響的差異十分顯著。
(4)發行頻率的差異
按照月度集資規模劃分,高頻組和低頻組對市場走勢的短期影響沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗值只有0.86。按照月度IPO家數來分組,高頻組與低頻組對市場走勢的短期影響也沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗值只有0.36。由此可以判斷,發行頻率對市場指數的短期走勢沒有影響。
(5)發行制度的差異
新發行制度下,IPO對市場的累積影響為-1.08%。而舊發行制度下,IPO對市場的影響不到1‰,兩者差異的t檢驗值為1.42,顯著性水平接近95%。這表明,在1999年發行制度進行較大的改革后,IPO對市場的短期走勢開始產生負面影響。
有關圖表顯示了市值配售發行方法的市場影響,市值配售組5天累積對市場走勢的影響為0.23%,非市值配售組對市場走勢的5天累積影響達到-1.33%。兩者差異的t檢驗值為1.59,顯著性水平接近95%。這表明市值配售發行方法對市場短期走勢的影響要顯著地小于其他發行方法。
五、回歸分析結果
上述分組檢驗的結果表明,IPO對市場指數的沖擊受發行市盈率、發行時機和發行制度的改革因素的影響,發行節奏和集資規模的影響不大。然而,對發行市盈率、發行時機和發行制度改革三組序列相關分析結果表明,三組序列存在非常顯著的相關性。也就是說,當市場處于高位時,IPO的發行市盈率也偏高,反之,發行市盈率則偏低；發行制度改革前,發行市盈率和市場指數水平都偏低,發行制度改革后,發行市盈率和市場指數水平都偏高。這種相關關系會直接影響前面的分組檢驗結果。
為了控制相關因素的影響,本文選取1995年至1998年的IPO作為子樣本。在這一時期內,由于采用固定市盈率發行,絕大多數新股的發行市盈率都在15倍左右,所以子樣本中發行時機和發行市盈率兩組序列沒有相關性。本文將每次IPO后5天累積超額收益作為被解釋變量,用發行市盈率和發行時機兩個因素對其回歸。由于子樣本是包括滬深兩市4年的混合數據(PanelDa?ta),在這里采用固定組差異模型,回歸方程如附注1所示。其中,和是虛擬變量,當IPO在深圳發行時取1,取0,反之,則相反。
回歸分析結果如表3所示。根據回歸分析結果可見,發行時機和發行市盈率兩個因素,在控制了其中一個因素的作用時,另一個因素的作用仍然十分顯著。這表明發行市盈率和發行時機都會決定IPO對市場沖擊的力度。
將上述子樣本擴大至總體樣本,在回歸方程中加入發行制度改革因素,考察在控制發行市盈率和發行時機因素后,發行制度改革是否仍然存在影響?；貧w方程如附注2所示。其中發行制度改革為虛擬變量,IPO時間在1999年前,該變量取0,否則取1。
回歸分析結果如表4所示。根據回歸分析結果可見,發行制度改革因素的作用不顯著,表明發行制度改革之所以會影響IPO對市場指數的沖擊,并不是因為本身的原因,而是因為發行制度改革后市場指數和發行市盈率同時也大大提高,導致發行制度改革后IPO對市場沖擊的力度加大了。
表1:929次首次公開發行的年度分布1
年份 IPO數量 所占比例（%）
1992年以前 23 2.46
1992年 50 5.35
1993年 134 14.35
1994年 41 4.39
1995年 15 1.82
1996年 170 18.2
1997年 187 20.02
1998年 102 10.92
1999年 92 10.17
2000年 115 12.31
注1：計算IPO的時間以刊登招股說明書的時間為準。
表2:95年以來IPO集資規模和發行市盈率分布特征
最小值 90% 中值 10% 最大值 均值
水平值1 水平值1
集資規模（億元） 0.33 0.91 2.63 7.07 78.46 3.77
發行市盈率（倍） 8.25 13.25 15 29.09 88.69 18.27
注1：90%水平值是指按照從高到低的順序排列,排在第90%的位置上的值。在這里樣本總量為681,即排在第614位的值。10%水平值的含義相同,即排在第68位的值。
表三
變量 系數 標準差 T檢驗值 顯著度
SHENZHEN .156 .080 1.942 .053
SHANGHAI .123 .079 1.559 .120
發行時市場指數水平 -1.936E-02 .007 -2.652 .008
LN發行市盈率 -4.412E-02 .029 -1.507 .132
表四
變量 系數 標準差 T檢驗值 顯著度
SHENZHEN 1.382E-02 .036 .385 .700
SHANGHAI -1.157E-02 .037 -.314 .754
發行時市場指數水平 -1.604E-02 .006 -2.748 .006
LN發行市盈率 5.815E-03 .014 .416 .677
發行制度改革 6.373E-03 .010 .623 .534
結論
