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包拯的故事范文1
我國公司屬于典型的“一股獨大”式的股權結構，控股股東侵害中小股東利益的行為司空見慣，而我國保護投資者利益的相關法律不健全，更使得控股股東的侵害行為無法得到很好的抑制。在我國，中小股東保護問題是公司治理的核心問題，同時也是公司法、證券法等相關法律需要密切關注和解決的問題。
John Cubbin和Dennis Leech（1983）基于概率投票模型的控制度法,在控制權研究領域開創了一個新的視角，在整個公司治理研究方面也起著舉足輕重的作用。隨后，國內外學者對該模型進行了廣泛研究及應用。本文試圖將此模型作為基礎，分析股權結構與控制權的關系，進而分析股權結構對中小股東保護的影響。
二、理論分析和假設提出
John Cubbin和Dennis Leech（1983）給出的控制度定義為：概率投票模型假設下，確保控股股東實現絕對支持的概率。在此記最大股東的控制度為α，于是：
，將
帶入上式，由于w1≥w2，因此，當其他股東的股權越集中α值越小，其他股東的股權越分散α 值越大?？梢酝贫ǎ鹤畲蠊蓶|的控制度與其他股東的股權集中度負相關。又因為最大股東的控制度與中小股東保護負相關,從而中小股東保護與其他股東的持股集中度正相關。
在現有的文獻中，控制權多指實際控制人的控制權，國泰安數據庫給出的也是按照La Porta等人(1999)所提出的方法計算得出的實際控制人的控制權比例?？梢哉J為將最大股東控制度替換為實際控制人的控制權比例，上述結論同樣具有合理性。另外，實證研究中用其他前十大股東的持股比例之和代表其他股東的持股集中度，因此，本文提出假設：其他條件一定的情況下，其他前十大股東的持股比例之和與小股東保護正相關。
三、研究設計
（一）樣本選取與數據來源
本文選取2010年滬、深兩個交易所主板市場上1365家上市公司全部A股作為研究樣本，并在此基礎上進行了以下剔除：1.剔除148家被ST的公司；2.剔除34家金融保險類公司；3.剔除6家無控制股權公司；4.剔除13家兩個或以上實際控制人的公司；5.剔除50家數據缺失的公司；6.剔除13家控制權小于10%的公司（通常認可的最終控股股東的控制權標準是10%以上），最后得到的有效樣本為1101家。樣本數據來源于國泰安數據庫，并在此基礎上對照上市公司年報在前十大股東出股比例基礎上剔除了實際控制人及其一致行動人的持股比例，得到實證研究所需的其他前十大股東持股比例之和。
（二）指標選取
其中， M＇表示出席會議的股東所持表決權的投票結果占出席會議的股東所持表決權票數的比例， m表示某一預先設定比例， Pi表示股東i的持股比例， P0表示最大股東的持股比例， N表示全部股東數量， N1表示除最大股東外的大股東數量， w1表示除最大股東外的大股東出席股東大會的概率， w2表示小股東出席股東大會的概率， ω 表示某股東參加投票的概率。
四、統計結果與分析
（一）樣本數據的描述性統計
本文使用spss17.0統計學軟件進行數據處理。表1描述了樣本的描述性統計結果。
表1 樣本的描述性統計結果
觀察表1，可以看出我國上市公司實際控制人的控制權比例較大，平均值為38.66%，說明我國上市公司的平均情況是“一股獨大”，實際控制人牢牢控制著上市公司。
此外，根據統計結果，protect取值為5的公司為153家，占樣本總量的13.90%；取值為4的公司為174家，占樣本總量的15.80%；取值為3的公司為412家，占樣本總量的37.42%；取值為2的公司為248家，占樣本總量的22.52%；取值為1的公司為114家，占樣本總量的10.36%?？梢?，我國中小股東保護情況還較差，公司法、證券法還應該加強中小股東保護方面的立法，從而增強資本市場的吸引力。
（二）相關性分析
為了驗證變量之間的相關關系，本文應用spss17.0軟件對相關變量進行了相關性分析。表2描述了本文所選取的變量之間的相關系數。
表2 變量之間的相關性系數表
注：1**表示在0.01水平（雙側）上顯著相關，*表示在0.05水平（雙側）上顯著相關，括號內的數字表示顯著性概率。
觀察表2，可以看出，中小股東保護變量與實際控制人股份流通性因素、前十大股東持股比例之和在0.01水平（雙側）上顯著正相關，與實際控制人所有權比例、公司規模在0.01水平（雙側）上顯著負相關。本文所提假設得到驗證。
關于表征中小股東保護的指標，本文參考了張人驥、劉春江（2005）研究中的方法，并進行了微小修改。當實際控制人的持股比例大于或等于50%時，實際控制人絕對持股比例因素取1，當實際控制人的持股比例大于20%，小于50%時該因素取2，當實際控制人的持股比例小于20%時該因素取3；當實際控制人的持股比例大于或等于其他前十大股東的持股比例之和時，實際控制人相對持股比例因素取0，否則取1；當實際控制人的股份性質為國有，實際控制人股份性質因素取0，否則取1。
（三）回歸分析
由于相關性分析在分析兩個變量之間的相關性時未考慮其他變量的影響，分析結果具有一定的局限性，本文采用多元線性回歸中的逐步回歸方法對中小股東保護變量進行了多元線性回歸分析。為了驗證所提出的假設，設計以下模型：Protect=α+β1Conper+β2Shacon+β3Circulate+β4Size+ε
表3 描述了中小股東保護變量的回歸結果
觀察表3，首先該模型調整的R2值較大，并且Sig.值為0.000，因此該模型的總體回歸效果是顯著的。另外，最后一列共線性容差均較大（大于20%），從而很好地降低了自變量之間的多重共線性問題，該模型有很好的解釋效果。
進一步觀察，β2β3為正，β1β4為負，說明中小股東保護與其他前十大股東的持股比例之和、實際控制人股份流通性因素正相關，與實際控制人控制權比例、公司規模負相關，假設得到驗證。各自變量的顯著性概率均小于0.05，因此自變量在0.05的顯著性水平上能夠很好地解釋因變量。
五、結論
包拯的故事范文2
醫療保險績效評價體系的建立
OECD的報告認為績效是實施一項活動所獲得的相對于目標的有效性，它不僅包括從事該項活動的效率、經濟性和效力，還包括活動實施主體對預定活動過程的遵從度以及該項活動的公眾滿意程度獷工在此基礎上，結合醫療保險的具體狀況和可量化的原則，本研究認為，醫療保險績效(P)的評估應該從3個方面進行，目標有效性(Vl)、經濟效益(V2)和公眾滿意度(V3)。對于醫療保險目標的探討是個極深人的問題，它涉及到關于公平觀與自由觀的歷史演繹，這一演繹不是本研究的主要目的。結合我國新醫改的政策目標“人人享有基本醫療服務”，筆者將醫療保險的政策目標有效性(VI)分解為3個維度:覆蓋面的廣度(V:)、向低收人群體傾斜程度(VZ)、向健康狀況差的群體傾斜程度(v9。需要說明的是，健康狀況是本文分析的一個基礎指標，這一指標的取值來源與此次調研的自評健康結果。調查問卷結合世界衛生組織的健康10條標準，從側重衡量社會參與能力的角度進行了修改。每條標準作為單獨的問題請被訪者按照自己的實際情況打分，分值為1一5分，滿分50分。
分數越高則健康狀況越好。關于這一評價方法的效度，筆者另有文章說明。醫療保險的效益評估(F2)是難點之所在。首先，醫療保險的產出很難評價，政治穩定、社會公平，乃至勞動者健康狀況的改善又或者是邊際勞動時間的延長都是多因素的結果，在這其中，醫療保險的作用往往不如收人、教育狀況改善的作用顯著，以至于在建立模型過程中醫療保險作用往往無法通過顯著性檢驗而使得建模失敗。其次，保險的效益也不能用投人資金的多少來衡量，過多或者過少都會對社會經濟產生不利影響。本研究認為在經濟效益這一層面上，醫療保險的經濟效益應當體現在對勞動者的保障上，也就是說，醫療保險應該覆蓋勞動時間更長的勞動者。當然，醫療保險的形式不是勞動時間的長短充分或必要條件，但是，從結果看，醫療保險覆蓋勞動時間更長的群體是更有經濟效益的。另外，道德風險的控制也是醫療保險經濟效益的重要內容，本研究采用調研中關于不同醫療保險的參保人對“保險使我增加了看病的次數”這一論述的同意程度，作為道德風險控制的評價標準，同意程度越高，則越容易誘發道德風險。與此類似，醫療保險的公眾滿意度(F3)采用的是調研中被訪者關于另外兩個論述的同意程度的評分，題目分別是“這項保險減輕了我的經濟負擔”、“我自愿繼續購買這項保險”。同意程度越高，則滿意度越高。在確定了關于醫療保險績效評估的上述3類7個維度的指標后，本研究采用德爾菲法，分別就一級指標和二級指標的賦權，進行了兩輪10個專家的問詢，獲得了每個指標相應的權重。該評價體系的建立是對醫療保險績效量化評估的一個嘗試，建立了不同醫療保險間績效比較的平臺。在這一基礎上本研究將根據調研結果對我國不同的保險形式給予不同的量化評分?；卺t療保險績效評估體系的實證研究。
(一)目標有效性
1.對覆蓋面的廣度的測量此次調研獲得的925份問卷中，有914人回答了“您是否參保”，選擇“是”的有755人，占有效問卷的82.4%。在關于“您參加了何種保險”這一問題的回答中，出現了多選，這意味著有被訪者參加了兩種及以上的醫療保險。將每一個險種分別統計得到的數據與可獲得的統計數據進行比較，發現二者在參保人數比例的排序上是一致的，而且城鎮居民醫療保險和城鎮職工醫療保險的調研數據和官方的統計數據也較為接近，這也是對本次調研數據效度的客觀驗證。但是在關于新農合的對比則出現了較大的差異，官方結果為63.0%，而本次調研顯示的數據為47.1%，這種差異可能的原因是有被訪者本身并不知道自己已經“被參?！绷耍械氖羌胰舜U，有的是村集體代繳。這種情況的發生在調研中并不鮮見。通過這種比較，6種醫療保險在rl項上的得分較為容易地獲得了。2.對向低收人者傾斜的測量向低收入者傾斜(V2)這一項中，通過對收人的方差分析來比較和檢驗各類型保險及無保險人群的收入狀況，按照組別收人均值的降序給分，即均值越低，在此項中得分越高，結果見表4。通過對該項的比較，本研究發現：(1)我國的醫療保險具有累退的特點，收人高的組別獲得的報銷比例高于低收人組。關于這一點，學術界已經有過一些研究，本研究也為此提供了另一次驗證。(2)商業保險并未如理論預期中是較高收人組的更優保險服務的選擇，反而體現了收人均值較低的特點，可能的原因是在新農保和城鎮居民醫療保險擴面之前，許多有風險意識的中低收人者在無法獲得社會醫療保險的條件下選擇了商業保險。在關于自愿續保的問題中，研究發現，商業保險的自愿續保意愿是最低的，這也從一個側面印證了這種可能性。相對而言，中高收人群體者，如公費醫療群體，由于醫療保險的比例已經很高了，反而不需要商業保險作為補充。(3)無保險的人群也不是理論預期中的因低收人而無力購買保險的群體，如表3所示，無保險群體的收人均值僅次于城鎮職工，可能的解釋是在自愿原則下的新農合與城鎮居民醫療保險由于報銷額度和程序的一些原因缺乏對抗風險能力較強的中高收人群體的吸引力。
3.對向健康狀況較差群體覆蓋的測量在傾向于覆蓋健康狀況較弱者傾斜(v3)這一項中的比較，有兩點發現:(l)收人與健康狀況具有正相關性。將表4中不同保險參保人的收人均值和表5的不同保險參保人的健康狀況的均值進行相關分析，得出相關系數為0.54(未通過顯著性檢驗，僅作為參考)。國外學術界已經有過較多的研究，通常認為健康和收人都收到教育年限的影響，也就是說，學校教育是促進身體健康的一個原因，而學校教育同樣也是收人增長的重要原因。當然，對于低收人者而言，缺少優質的食物、舒適的住房和安全的環境以及有效的衛生保健服務等有益健康的商品和服務，同樣也可能造成健康狀況的損害。如，新農合群體的收人狀況與健康狀況均位于底層。(2)商業保險的逆向選擇。從上述表4及表5中關于收人和健康狀況的排序看，商業保險群體在收人狀況均值排序中位列第5，僅高于新農合群體，而在健康狀況的均值排序中位列第2，本研究認為是商業保險的逆向選擇造成了這種變異。一些健康狀況較差的群體，即便是有購買保險的意愿，也可能受限于體檢不合格等問題而無法購買保險。
(二)對不同保險經濟效益的比較
1.對傾向于覆蓋勞動時間較長的群體的測量通過對傾向于覆蓋勞動時間較長的群體幾這一項的比較，有如下發現:(l)不同醫療保險制度下的勞動者具有不同的勞動供給時間。通過對不同保險覆蓋群體的勞動時間的方差分析采用多重檢驗分析發現這種差異具有統計上的顯著性，特別是公費醫療群體與其他群體的比較上(如表6所示)。(2)勞動供給時間與收人具有一定的負相關性。將表4中的勞動收人的均值與表6中勞動時間的均值進行相關分析得出相關系數為一0.352(未通過顯著性檢驗，僅作為參考)。這與我們經典的勞動供給理論—工資越高，勞動供給時間越長—是相悖的。根據該理論，假設勞動收人是影響收人的唯一因素，則應該有平均收人由高到低的排序(見表2)和平均勞動時間由長到短的排序(見表4)是一致的。但事實上，通過對比我們發現這二者有較大的差異。排序變化較大的有公費醫療、商業保險和新農合，他們的收人與勞動時間的排序發生了較大的變化。(3)雙重勞動力市場理論是對此的一個可能的解釋。該理論認為勞動力市場分為主要勞動力市場和次要勞動力市場，主要勞動力市場提供較高的工資、較好的晉升空間，和較好的工作環境;而次要勞動力市場則反之，兩個勞動市場并不是自由流動的，而是有著較強的壁壘。本研究認為，公費醫療的保險對象與新農合和商業保險覆蓋對象具有勞動力市場相互不流通的特點，由于這種市場的分割，使得公費醫療的群體能獲得相對好的工資待遇、較短的工作時間和較好的保險水平，而新農合與商業保險的群體則受限于人力資本和制度環境的因素難以像公費醫療群體流動，勞動所得較之公費醫療群體較低。(4)非勞動收人較高而使得勞動供給時間下降，是另一個可能的解釋。無保險的群體的勞動時間較之收人排序的相對下降的可能性的解釋是在我國強制性的醫療保險都是與職業有關的，一些非勞動收人較高而本人并沒有參與強制性保險的群體，由于抗風險的能力相對較強而對城鎮居民醫保和新農合的需求較低。比如，家庭收人較高的家庭主婦群體。
2.對道德風險的測量在道德風險這一維度，采用測量指標是“參加這項保險使我增加了就醫次數”論述的同意程度的分值，1一5分分別是“非常不同意”、“不同意”、“一般”、“不同意”和“非常不同意”，從表7的比較中有如下發現:(l)從總體上看，除公費醫療外，各險種表達出來的均值均低于3分，介于“不同意”和“一般”之間。從本次調研的結果看，醫療保險制度理論上容易形成的增加醫療消費的激勵的道德風險在被保險人的主觀層面并未體現出來。可能的原因是保險的報銷比例較低，尚不足以構成激勵。(2)社會保險的激勵與報銷的比例具有一定的正相關性。將公費醫療、城鎮職工、新農合、城鎮居民的保險激勵與我國各種保險的住院報銷的比例的排序進行相關分析，得出sPe~an等級相關系數為0.775(未通過顯著性檢驗，僅作參考)。從排序上看，新農合激勵程度均值的排序較之保險報銷比例的排序有所提高的原因可能的解釋是新農合居民的收人較低，對于保險激勵更為敏感。(3)商業保險的激勵顯著低于社會保險，說明商業保險在運行的過程中有著較好的控制道德風險的方法，這應該為社會保險所借鑒。
(三)不同保險制度公眾滿意度的比較在公眾滿意度的層面，用“保險減輕了我經濟負擔”和“我自愿繼續參加這項保險”這2個問題的答案作為公眾滿意度的參照。答案分為“非常不同意”、“不同意”、“一般”、“同意”和“非常不同意”5種，依次分值為1一5分。
1.對保險減輕經濟負擔的測量通過對“保險減輕了我的經濟負擔”這一論述的同意程度的分析有如下發現:(l)被調查者對此項的同意程度均介于“一般”和“同意”之間，說明保險能夠減輕經濟負擔還是獲得了大家的肯定。(2)對減負的認同程度均值的排序與保險的報銷比例具有一定的正相關關系，這解釋了為什么城鎮職工醫保對減負的認同程度不高(見表7與表8)。另外，商業保險由于費用較高，認同度較低。而其他社會醫保的主要組成部分是所謂的老勞保，這種保險形式受制于“單位”的效益，單位效益不好的條件下，對職工的保障力度就較弱。(3)新農合群體對于“減輕經濟負擔”的認同度是最高的，新農合的報銷比例并不如其他保險高，而公費醫療對減負的感受并不明顯。可能的原因是收人對是否減輕經濟負擔的感受程度有影響，但是研究發現這種相關性很弱?？赡苄愿蟮脑蚴寝r村居民長期以來從國家獲得的資源相對于城鎮居民而言是較少的，而新農合明確了政府向農村居民實施轉移支付的責任，因此獲得了農村居民相對更大的認同(見表4與表6)。
2.對自愿續保的測量通過對“我自愿繼續購買這項保險”這一論述的同意程度的分析有如下發現:(l)不同類型保險的參保者對于自愿續保的同意程度的均值介于“一般”和“同意”之間，說明大家繼續參保的意愿還是正面的。(2)續保意愿與保險激勵具有強相關性，通過對表7中增加看病次數的均值和表8中自愿續保意愿的均值的相關分析發現，在0.01的顯著性水平下，二者的sPearman等級相關系數為0.943。又因為，在社會保險類，自愿續保的意愿與保險的報銷比例之間具有較強的正相關性。因此，在社會保險類，自愿續保的醫院收到保險報銷比例的影響。(3)新農合的報銷比例較低，但是自愿續保的意愿卻也表現得較為強烈，其原因與新農合群體對“減輕負擔”的滿意度的原因應該是一致的。說明新農合的政策獲得了農村居民的心理上的認同。(4)商業保險的續保意愿是最低的。由于商業保險的經濟負擔較重，而不能獲得國家的相應補貼，相對于其他的社會保險而言，從個人的角度看，并不具有成本效益。因此，在現行自愿條件下，商業保險的可持續性是值得懷疑的。
評估結果與分析
根據上文的分析，將不同保險制度在各維度的得分按照模糊綜合分析的方法進行計算，得出了各部分的分數與最終分數的排名(見表9)。從總排名看，在社會保險中得分最高的是新農合與城鎮居民醫療保險，和城鎮職工醫保，得分最低的是公費醫療保險。商業保險也因其良好的經濟效益而排名靠前。從3個一級指標的橫向比較看，在目標有效性方面，新農合與城鎮居民醫療保險和其他社會醫保由于覆蓋廣度、對低收人者的覆蓋、對健康狀況較差群體的覆蓋而排名前三，而公費醫療在這一方面表現最差。在經濟績效方面，對于由于覆蓋了勞動供給時間較長的群體和較少的道德風險，使得商業保險在這一方面獲得了較好的分數，而公費醫療在這一項上又位居最后。在公眾滿意度方面，在參保者對于“減輕經濟負擔”和“自愿續?！钡木C合評價中，排名前三位的依次是新農合、公費醫療和城鎮職工醫療保險，而商業保險和其他社會醫保則滿意度的分數則明顯靠后。
1.新農合和城鎮居民醫療保險，在目標有效性、經濟效益和公眾滿意度方面均有較好的成績，本輪醫改在擴大新農保和城鎮居民醫療保險的覆蓋面和提高保障水平的努力，是符合醫療保險根本目標的。
2.公費醫療在公平性、經濟效益方面的收益很低，應該逐步將其合并到城鎮職工醫保中去，若為降低政策實施的阻力還可以借鑒養老保險“老人老辦法”、“新人新辦法”的思路，控制公費醫療的新增人群，逐步縮小公費醫療的范圍，對于其他社會醫保也可以采用同樣的方法。
包拯的故事范文3
楊淑娥（1955），女，陜西西安人，西安交通大學管理學院教授、博士生導師，主要研究方向為財務風險預警、公司分配政策、資產定價等。
摘 要：與LLSV橫向研究不同，本文從縱向檢驗了現金股利法律保護替代模型與結果模型在我國的適用性。首先，縱向分階段的回歸分析和差異檢驗表明：兩模型在我國的適用性呈現出階段性特征，在法律保護較弱的階段，法律保護替代模型具有一定的適用性，隨著法律保護程度的提高，法律保護結果模型對我國上市公司的現金股利政策更有解釋力。其次，檢驗了我國交叉上市公司與無交叉上市公司現金股利支付率的差異，進一步證明了現金股利法律保護結果模型的適用性。同時，我們也發現一個有趣的問題，現金股利支付率與每股收益顯著負相關，與增長機會不具有顯著負相關性，說明公司的現金股利政策不是根據盈利狀況和增長機會做出的。
關健詞：中小股東；法律保護；現金股利政策
中小股東是我國證券市場歷史發展過程中不可或缺的重要參與者，截至2003年底，我國中小股東開戶數達到6675萬多，其股本占我國上市公司股本總額的35%以上，但是，他們所持股票都是流通股，其發行價格遠遠高于非流通股股東所持有的股票，按平均溢價4倍來計算，上市公司在股票市場上有近70%的資金是由中小股東直接提供的，而在流通股股東中有90%以上的股東為小股東，平均持股量每人不足4000股。截至2004年底，上市公司第一大股東的持股比例平均為44.57%，最高的達85%。這說明：（1）我國上市公司中的主要問題是大股東與中小股東之間的利益沖突；（2）保護中小股東的利益關系到我國證券市場的生存與發展，決定著宏觀經濟的運行狀況。因此，中小股東的法律保護至關重要。
本文通過研究中小股東利益的法律保護對現金股利政策的影響，檢驗現金股利法律保護替代模型和結果模型在我國的適用性，從而為我國對中小股東法律保護程度提供證據，而且“現金股利能提供這一方面的證據”（Faccio, Lang and Young, 2001）。
一、中小股東法律保護與現金股利關系研究的文獻綜述
在Berle和Means范式里，股權高度分散，公司的主要問題是全體股東與經營者之間的利益沖突，在“資本雇傭勞動”的邏輯下，法律保護的對象是全體股東。
但是，最近的研究結果表明，在西歐、東南亞、中東、拉丁美洲和非洲存在著大股東控制（La Porta，et al.，1999；Claessens，et al.，2000；Faccio，Lang and Young，2001）。而大股東往往有管理“情結”，他們親自或者與管理者合謀侵占中小股東的利益（Maury andPajuste，2002）。此時，公司的主要問題演化為大股東對中小股東利益的侵占。因此，法律保護必須關注中小股東利益被侵占的問題。
現金股利在法律保護中小股東利益方面有著重要的作用。較早研究現金股利與中小股東法律保護關系的是La Porta等（2000）。他們比較了來自33個對中小股東有不同法律保護程度國家的公司現金股利政策，認為，現金股利的支付是法律對中小股東利益保護的結果。之后，Faccio、Young 和Lang（2001）以西歐國家為基準，研究了東亞地區大股東對中小股東利益的侵占，認為，東亞的“裙帶資本主義”國家對少數股東的法律保護較西歐更加脆弱，現金股利政策對此提供了證據。
在我國，關于現金股利與中小股東法律保護關系的研究甚少。王信（2002）通過規范研究將我國上市公司發放現金股利偏低水平的原因歸結為我國法律制度不完善和對中小股東法律保護不力，并就H股與A股的派現水平進行了一個簡單的對比，作為其結論的注腳。
以上研究基本上是以民法系國家的法律保護好于普通法系國家為前提，通過不同法系從法律淵源上，法學家們主要分出了兩大重要法系：民法系（Civil Law）和普通法系（Common law）。國家現金股利政策的對比，來解釋法律保護對現金股利政策的影響。這種橫向比較忽略了一個國家法律保護本身是一個歷史實踐的發展過程的現實。因為，即使同一個國家在不同的法律保護階段，其現金股利政策也可能有不同的特征。
所以，本文通過考察我國對中小股東法律保護的歷史進程，揭示法律保護對現金股利政策的影響。
二、中小股東法律保護與現金股利政策理論分析與假設
中小股東法律保護可以使現金股利在理解大股東與中小股東之間的利益沖突方面變得非常有用。現金股利在這方面的作用形成了兩類典型的現金股利理論模型。
（一）現金股利是對中小股東法律保護的結果模型
該模型認為，現金股利是法律對中小股東有效保護的結果。在一個有效的法律保護體系下，中小股東能利用法律賦予他們的權力迫使公司“吐出”現金，以阻止大股東侵占公司現金流中太多的份額。另外，有效的中小股東法律保護可以使利益侵占的法律風險提高，進而增加了大股東利益侵占的成本。因此，中小股東的權力越大，他們從公司中“榨出”的現金股利就越多。所以，根據該模型，對中小股東的法律保護越有效，公司支付的現金股利越高。
該模型還有另外一層含義，設想在一個對中小股東法律保護好的國家里有兩個公司：一個公司有好的投資機會和增長前景，而另一個公司投資機會和增長前景暗淡。如果中小股東認識或體驗到了法律對其利益免受侵占的有效保護，那么，他可能會接受有好的投資機會的公司所實施的低現金股利支付政策，以享受較高的再投資報酬率，因為他們知道在有效的法律保護體系下，在未來公司投資有回報時，公司會提高現金股利支付。相比較而言，對一個沒有投資機會的公司，中小股東很難接受一個低的現金股利政策，他們會將低現金股利政策視為對他們利益的侵占，而要求其支付較高的現金股利。
從中小股東法律保護歷史進程來理解這一模型：隨著法律保護的不斷完善與健全，公司的現金股利政策應與法律保護的有效性呈現出一種正相關的關系，而公司的投資機會與現金股利的支付呈現出一種負相關的關系。
（二）現金股利是對中小股東法律保護的替代模型
該模型認為，現金股利是法律保護的一個替代，當法律對中小股東保護效率低下時，公司更傾向于支付較高的現金股利；反之，則支付較低的現金股利。這種觀點的成立主要依賴于公司需要從外部籌資。為了能夠從外部籌集到資金，公司必須建立一個適度保護中小股東利益不被侵占的信譽機制。建立這樣一種信譽機制的方法是支付現金股利，在外部人看來，支付現金股利可能減少留存在公司的現金，是公司向中小股東發出的不侵占他們利益的信息。在少數股東沒有可依靠的法律保護的國家里，一個善待中小股東的信譽是最有價值的（Gomes, 2000）。根據該模型，在其他條件不變的情況下，在法律保護較弱的國家里應該比在法律保護較強的國家里，有較高的現金股利支付率。
另外，按照這種觀點，有著較好增長前景的公司，因為存在著對外部融資的潛在需求，有建立這樣一種信譽的較為強烈的動機。所以，有著較好增長前景的公司可能比增長前景不好的公司選擇更高的現金股利支付率。然而，有著較好增長前景的公司也會比增長前景不好的公司更好地使用資金，從而支付較低的現金股利。因此，增長前景與現金股利支付率之間的關系是模棱兩可的。
縱向來看對中小股東的法律保護：隨著法律保護程度的提高，現金股利支付應該逐漸地減少，而公司的增長前景與現金股利支付率的關系不明朗。
根據以上理論分析，我們提出如下待檢驗假設：
H1（a）：在法律保護結果模型下，公司的現金股利支付率與法律保護正相關，隨著法律保護程度的提高而提高。
H1（b）：在法律保護結果模型下，公司的增長前景與現金股利支付率負相關。
H2（a）：在法律保護替代模型下，現金股利支付率與法律保護負相關，隨著法律保護程度的提高而下降。
H2（b）：在法律保護替代模型下，現金股利支付率與公司增長前景的關系不明朗。
三、樣本的取得與變量設計
(一)樣本數據的選擇
本文從國泰君安的CSMAR數據庫中選取了1998年至2004年在深圳和上海交易所上市的公司，其中剔除了以下公司：（1）金融類上市公司，因為這類公司有一些特殊的法律保護和不同的法理結構；（2）不盈利的公司；（3）數據不全的或出現奇異值的上市公司。在CSMAR數據庫中不能提供的數據，我們通過搜狐、證券之星、金融界等網站以及中國證券報等報刊進行人工收集，并對CSMAR中的一些數據進行修正。
（二）變量的確定
1．現金股利支付率（Div）
該變量為被解釋變量，其值為每股現金股利與每股收益的比率，表示公司的現金股利政策。
2．法律保護程度的變量（Law）
沈藝峰等（2004）從股東權利和其它制度與政策股東權利主要包括LLSV（1998）與中小股東權利法律保護有關的6項條款：一股一票、“抗董事權”中的通信表決權、表決權、累計投票表決權、臨時股東會召集權和股東權，另外增加了重大事項的表決方式，共七項條款。其它制度與政策主要包括：信息披露制度、會計和審計制度、送配（包括增發）股政策和現金股利政策、大股東和董事的誠信義務和忠實義務以及外部獨立董事等。兩個方面，根據中國證券監督委員會發行的《投資者維權教育手冊》中列出的“維護證券投資者權益的主要法律、法規、規章和其他規范性文件目錄索引”及其他有關的法律法規文本，建立了一套比較完整的中小股東法律保護分值。本文按照他所提出的賦分原則賦分原則及賦分表見沈藝峰等：“我國中小股東法律保護歷史實踐的實證檢驗”，《經濟研究》，2004年第9期。，將其賦分表從時間上延伸到2004年，以此分值作為度量我國中小股東法律保護程度的指標。
3．控制變量
資產負債率（Leverage）： 公司總負債與總資產的比率，用來度量公司的財務風險。
每股收益（Eps）：公司稅后凈利潤與總股本的比率，反映公司獲取利潤的能力。該指標應與現金股利支付率正相關。
每股經營現金流量（Cash）：經營現金流量凈值與總股本的比率，反映公司經營活動獲取現金的能力，也反映了經營活動支付現金股利的能力。該指標應與現金股利支付率正相關。
資產規模（Lnasset）：公司的資產總額。為了控制資產絕對值波動的影響，我們對其取對數。該指標與現金股利支付率負相關。
主營業務收入增長率（Sale）：期末主營業務收入增長額與上期末主營業務收入的比率，反映公司的增長前景也有人使用TobinQ值作為公司增長前景的替代變量。。
回歸模型為：
Div=β0+β1Lαw+β2Cash+β3Leverage+β4Eps+β5Sale+β6Lnasset+ε
四、研究方法與實證結果
（一）研究方法
首先，對變量進行一個統計性描述和總回歸分析，對現金股利與中小股東法律保護之間的關系做出一個基本判斷。然后，對中小股東法律保護對現金股利政策的關系從縱向和橫向兩個方面進行T差異檢驗。
縱向主要檢驗在我國法律保護的不同發展階段，法律保護完善程度對現金股利政策的影響。我們以1998年7月開始實施的《證券法》為標志，將我國對中小股東法律保護的過程分為兩個階段。因為它的出臺標志著我國證券市場規范化發展的開始馬賢明、魏剛：《尋找小股東的權益》，經濟科學出版社，2004年版，第143頁。。此后大量的相關法律、法規、章程和制度陸續出臺。如《股票發行審核委員會條例》、修改后的《公司法》、《信譽主承銷商考評試行辦法》、《公開發行證券的公司信息披露的內容與格式準則》1號與2號、《虧損上市公司暫停上市和終止上市實施辦法》、《上市公司新股發行管理辦法》、《關于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》等。在此之前任何時候出臺的法律法規都沒有如此密集，相互之間也越來越呼應。從內容上看，它們越來越關注對股東，尤其是中小股東的保護。這對規范和約束上市公司和中介機構的行為，引導投資者的投資理念，保護中小股東權益起到了非常重要的作用。自1998年以來，財政部也先后頒布了《股份有限公司會計制度》、《企業會計準則――現金流量表》等11個具體會計準則。這些制度的出臺無不體現了保護股東權益的部門之間的橫向配合。但是，考慮到公司現金股利政策的滯后性，我們在實證研究時，將1998年至2000年作為法律保護第一階段，2001至2004年作為第二階段。
橫向主要檢驗在法律對中小股東保護程度不同的國家（地區）里，交叉上市公司的現金股利政策是否存在著不同。我國上市公司的股票根據上市地點和交易地點的不同分為A股、B股和H股，其中，A股是在中國大陸上市并以人民幣在上海證券交易所和深圳證券交易所進行交易的股票， H股是在中國香港上市并以港元在香港證券交易所進行交易的股票。而我國大陸（民法系）和香港（普通法系）屬于兩個不同的法系，上市公司應遵守上市地的法律法規，所以，A股與H股所受到的法律約束不同，相應地中小股東受到的法律保護也不同。我們在進行橫向比較時，將大陸的上市公司分為不含H股的A股股票和含H股的A股股票兩組進行比較。
（二）實證結果及分析
1．總體回歸分析
表1為主要研究變量的描述性統計。從表1可以看出，在1998至2004年之間我國上市公司的現金股利支付率約為53.02%。在每一年的現金股利支付率中，均值都大于中位數，說明在支付現金股利的公司中50%以上的公司支付率在均值以下，可能支付率出現兩極分化的現象，即現金股利支付率要么非常高，要么非常低。有的公司每股現金股利甚至超過了每股收益很多（即現金股利支付率大于1）。
本文采用多元回歸分析中小股東法律保護程度與上市公司現金股利之間的關系。其方程為：
從表2可以看出，總體上來說，公司的現金股利支付率與中小股東法律保護呈顯著正相關關系，說明隨著法律保護程度的提高，現金股利支付率增加。在模型1的一元回歸和模型2的多元回歸中，法律保護Law的系數為正，且在10%水平上顯著，這說明現金股利法律保護的結果模型可能對我國上市公司的現金股利政策具有解釋力，即法律保護越好，公司支付的現金股利越高，支持假設H1（a）。同時，我們還看到，在模型1中調整后的R2為0.14，說明中小股東的法律保護程度對公司現金股利支付率變動的獨立解釋力較低。當我們把控制變量加入模型中（即模型2）進行檢驗時，中小股東法律保護與現金股利支付率的關系并沒有改變，控制變量對現金股利支付率的解釋力有了較大的提高。總體上看，無論是在一元回歸模型還是在加入不同控制變量后的多元回歸模型中，中小股東的法律保護程度Law的系數均為正，說明公司現金股利支付率與中小股東法律保護之間的關系具有相當的穩定性。有趣的是，每股收益與現金股利支付率顯著負相關，也就是說公司的盈利狀況好并不是公司支付現金股利的理由，結合每股現金流量與現金股利支付率相關的結果分析，公司不是根據公司盈利狀況，而更多的是由支付能力所決定的。公司的增長機會與現金股利的支付也沒有顯著的相關關系，不支持假設H1（b），而支持H2（b）。公司的資產負債率與現金股利支付率的顯著負相關，使我們看到了負債對大股東的“剛性”約束?？傊绊懳覈鲜泄粳F金股利政策的因素似乎比我們想象的復雜。
2．分階段差異檢驗與回歸分析
在進行了總體考察后，我們還需要詳細考察在中小股東法律保護不同的發展階段里，現金股利支付率的變化及中小股東法律保護與公司現金股利支付率之間關系的變化。本文根據馬賢明、魏剛（2004）的研究，將我國中小股東法律保護分為兩個階段：第一階段為1998年至2000年；第二階段為2001至2004年。我們對這兩個階段的現金股利支付率進行差異檢驗（見表3），然后，分階段進行線性回歸分析，以研究不同中小股東法律保護階段里公司現金股利支付率影響因素的變化。
從表3可以看出，第一階段上市公司的現金股利支付率為52.75%，第二階段比第一階段有所下降，其值為47.72%，且兩階段之間的現金股利支付率差異并不顯著。但是，我們應該注意到，第一階段的標準差略大于第二階段，表明在第二階段現金股利支付率的波動在變大，可能現金股利支付率更趨于走向兩個極端，兩個階段先高后低與先低后高的趨勢，把這種差異給抵銷了。
為了說明不同法律保護階段對現金股利支付率的影響，我們對不同階段的現金股利支付率進行進一步回歸分析（見表4）。
表4回歸結果表明，在我國，現金股利政策與中小股東的法律保護之間的關系表現出明顯的階段性特征。在中小股東法律保護比較弱的第一階段里，法律保護程度與現金股利支付率負相關，且在10%水平上顯著，在我們加入控制變量后，代表法律保護程度的變量（Law）仍然負相關，但是變得統計上在5%的水平上顯著，同時，調整后的R2有所提高，這說明在第一階段上市公司的現金股利政策不是根據法律要求做出的，反映了在這一階段對中小股東法律保護非常弱，或者說至少現金股利政策的制定可以忽視中小股東的利益，而不會受到法律的懲罰。公司制定現金股利政策時，更多地考慮了其他的因素，從方程（2）的回歸結果以及調整后的R2的提高上也可以看出這一點。所以，在第一階段里似乎現金股利法律保護的替代模型對我國上市公司的現金股利政策更有解釋力。假設H2（a）在這一階段得到證實。在第二階段里，隨著法律對中小股東利益保護的增強，法律對現金股利政策的影響由負相關變為了正相關，且在1%的水平上顯著，方程（4）也沒有改變方程（3）的相關關系和顯著性。這種穩定性表明公司在制定現金股利政策時始終考慮了法律的要求，尤其是在2000年以后要求公司再融資須考慮公司近三年的派現狀況的政策出臺后，對于營運資金嚴重短缺的上市公司的母公司來說，相當于規定了上市公司的強制性股利。在納入其他變量后，仍保持了原來的相關關系和顯著性，說明了公司更加將法律保護和其他因素結合起來制定公司的現金股利政策。在第二階段里似乎現金股利法律保護的結果模型更適用于我國上市公司，支持了假設H1（a）。我國上市公司法律保護與現金股利政策之間的關系所表現出的階段性特征，從分析我國證券市制度發展的制度變遷在馬賢明和魏剛（2004）對我國證券市制度變遷的分析中，可以發現在第一階段主要是市場建立階段，雖然有一些對股東利益保護的法規，但是非常少，尤其是對小股東利益的法律保護幾乎沒有。上也可以得出相同的結論。
現金股利與上市公司的增長機會之間的關系是很含混的，從負相關性上看似乎符合假設H1（b），但是，從其不顯著性上似乎又支持假設H2（b）。這至少說明一個問題，這個因素對公司的現金股利政策影響不大。
值得注意的問題是，現金股利支付率與每股收益呈負相關關系，這種關系自始至終統計上是顯著的且是穩定的。也就是說公司的現金股利政策與公司的盈利狀況背道而馳。
3．交叉上市公司現金股利支付率差異分析
Reese和Weisbach（2002）發現，通過交叉上市的方式，在中小股東法律保護較差的國家里，公司可能自愿地接受對中小股東法律保護較好國家的法律約束。例如，通過在美國交叉上市，外國公司就必須接受美國GAAP和證券法律規范。因此，交叉上市實際上可以改變投資者法律保護的水平。在我國也存在著兩地交叉上市的公司，最為典型的是在中國大陸和中國香港同時上市的公司，即含有H股的A股股票。我們將上市公司按是否在大陸和香港交叉上市分為兩組，以檢驗在不同法系的約束下，上市公司的現金股利支付率存在的差異。其檢驗結果見表5。
表5交叉上市公司與非交叉上市的公司現金股利支付率差異分析含有H股的A股現金股利支付率不含有H股的A股現金股利支付率平均數0.60040.5274中位數0.48960.4611標準差0.59890.3807最小值0.04950.0255最大值4.84715.5801差異t檢驗值F=3.057,P=0.081,t=3.848*** 注：***表示在1%的水平下顯著。
以上檢驗是在給定1%的顯著水平下進行的，LEVENE方差齊次檢驗結果為：F=3.057,P=0.081>0.05，樣本方差相等，t=3.848，P=0.002
五、結論
本文從縱向和橫向兩個方面檢驗了法律保護對公司現金股利政策的影響?？v向分階段差異檢驗和回歸結果表明，我國現金股利與中小股東法律保護之間的關系呈現出不同的階段性特征：在法律保護較弱的階段，符合法律保護替代模型；在法律保護較好的階段，法律保護結果模型可能更合適一些。從總體回歸來看，似乎法律保護結果模型對我國上市公司的現金股利政策更有解釋力，這正說明我國法律保護在逐漸提高，然而對中小股東的法律保護還是比較弱的（表現為回歸結果雖正相關但不顯著）。在進行的橫向比較中，可以看出，交叉上市的公司（即含H股的A股公司）現金股利明顯高于沒有交叉上市的公司（不含H股的A股公司），這說明中小股東利益受到法律保護較好的公司支付了較高的現金股利，現金股利法律保護結果模型具有適用性?？傊瑢嵶C結果表明，法律保護是影響公司現金股利政策的一個重要因素，它為我國法律保護小股東利益的程度和進程提供了證據。
參考文獻：
馬賢明，魏剛. 2004. 尋找小股東的權益［M］. 北京: 經濟科學出版社：141-145.
沈藝峰 等. 2004. 我國中小股東法律保護歷史實踐的實證檢驗［J］. 經濟研究( 9).
包拯的故事范文4
近年來，股票市場的變化致使我國證券公司的經營回報波動明顯。本文以深滬兩市8家證券公司最近3年的年報數據為依據，分析了股票市場行情對證券公司經營回報的影響程度。結果發現，2007年我國股票市場行情看好，證券公司的經營回報偏高；而2008年由于股指深度下挫與股票市場交易萎縮，證券公司的經營回報大幅下滑。對此，證券公司應重視對股票市場風險的預測，加強對投資操作風險的管理。
關鍵詞：股票市場 ; 證券公司;經營績效;風險預防
中圖分類號：F290 文獻標識碼：A
文章編號：1000176X(2010)12007307
中國自1985年9月第一家證券公司（深圳經濟特區證券公司）成立以來，證券業得到了迅猛發展，截至2009年3月25日，中國已有107家證券公司。當前，我國證券公司所從事的是資本證券業務，但從所有的證券公司財務報告來看，有關股票發行承銷、股票、股票自營買賣、股票投資咨詢等業務成為證券公司的主營業務。
近年來，隨著我國股票市場的幾次周期波動，證券公司的經營回報一直處于巨虧或巨盈的狀態。例如， 1994年8月1日―2001年6月30日股票市場的股價指數持續攀升，從而使證券公司取得了巨額經營回報；而2001年7月―2005年12月由于股票市場的調整、震蕩、股價指數下滑，證券公司的經營回報出現劇烈波動或持續下降，尤其是其自營投資大量虧損，導致4年中有19家證券公司倒閉或被接管。由此可以看出，證券公司的經營業績取決于股票二級市場的表現；證券公司經營回報與股票市場行情具有某種黏合關聯，而且此種關聯在我國股票市場震蕩劇烈時表現得尤為突出。本文將利用2006年1月―2007年10月股票市場股價一路飆升和2007年11月―2008年11月股票市場股價又急速下跌這兩個時段，分析股市行情與證券公司經營回報的關聯性以及股市行情對證券公司經營回報的作用成因，并從風險防范角度提出消除股市波動對證券公司經營回報影響的建議。
一、 文獻回顧
1.國外對證券公司經營風險與回報的相關研究
國外學者對證券公司經營風險與回報并沒有系統的研究，尤其是以股市環境變化為視角對證券公司的經營表現進行研究的文獻尚未發現。在證券公司的經營行為方面，Dolvin特別強調上市公司的質量與證券公司經營的關系。他認為證券公司的發展以上市公司為依托，良好的上市公司群體無疑有利于證券公司的良好發展［1］。在證券公司的內部控制方面，Santomero和Babbel分析了風險度量問題，強調公司要正常發展就必須建立一個風險控制系統［2］。此外，Cummins從另一角度論述了風險控制問題。他認為產品創新是促進證券公司發展的最好武器，同時各種各樣的創新也體現了這個行業的風險資產多的特征，因此如何做好風險管理是至關重要的［3］?？偟膩砜?，國外學者相關研究的特征是切入點窄、缺乏系統性，并且僅以專題形式對證券公司經營風險與回報的某個方面加以研究。
2.國內對證券公司經營風險與回報的相關研究
國內研究證券公司經營風險與回報問題的學者也不多。陳道江首先提出了我國券商的經營風險問題，并基于三個方面分析成因：(1)證券市場主體制度性缺陷。由于國有股和流通股的人為割裂，導致證券市場上集聚了很大的系統風險。(2)交易機制的缺失。券商目前的經營困境與我國當前市場交易機制的缺陷有關。我國目前還沒有做空機制，是一個單邊市場，贏利的方式只有低買高賣，跌則虧、漲則贏。(3)經營模式單一。當前中國券商主要局限于一級市場的承銷、二級市場的經紀業務和自營及委托理財四項業務，傭金收入占中國券商收入的1/2上，利潤總額的90%以上主要集中在這幾項傳統業務上，而在企業并購重組服務、投資咨詢、金融衍生工具的創新和交易等一些創新型和延伸型業務上則進展不大［4］。伍兵研究了我國證券公司經營風險的外部影響因素。他認為，從2002―2005年我國證券公司出現全行業虧損、面臨著嚴峻的生存危機，原因之一是市場的結構性缺陷造成證券公司一條腿走路的局面。股票市場和債券市場發展的嚴重失衡是我國證券市場制度安排上的另一重大缺陷。盡管我國的企業債券出現得比股票早，但其發展卻相當緩慢。目前企業直接融資主要來源于股票市場，這樣就使得證券公司的業務增長不得不極度依賴于股票市場的表現［5］。此外，馬慶泉提出了為挽救證券公司而挽救股市的觀點，即擱置股權分置問題、大力發展機構投資者、抓好上市企業的誠信問題、優質企業國內上市、股市的單邊性質問題以及處置高風險券商［6］。上述文獻表明，國內學者大多從宏觀角度研究股票市場運作對證券公司經營風險的影響，也有學者從完善內控機制角度對證券公司的危機處理加以論述。
二、實證分析
1.變量設計
目前衡量公司經營回報的指標有很多，如凈利潤、每股收益、總資產收益率等等。本文將選取營業收入、凈利潤、凈資產利潤率、每股收益作為證券公司經營回報的評價指標。所謂營業收入是指證券公司在一定會計期間內日常各項證券業務經營過程中所取得的經濟利益總流入。凈利潤是證券公司在一定會計期間的利潤總額與所得稅的差值。每股收益是反映每股價值的基礎性指標，計算方法為凈利潤與股本總數的比率。每股收益有基本每股收益與稀釋每股收益之分?；久抗墒找媸侵笟w屬于普通股股東的當期凈利潤除以發行在外普通股的加權平均數而得出的每股收益；稀釋每股收益是以基本每股收益為基礎，假定公司所有發行在外的稀釋性潛在普通股均已轉換為普通股，從而分別調整歸屬于普通股股東的當期凈利潤以及發行在外普通股的加權平均數并通過計算而得出的每股收益。凈資產利潤率是凈利潤與平均股東權益的比率，它反映證券公司股東權益的收益水平。該指標值愈高，投資所產生的收益越大。凈資產利潤率有全面攤薄的凈資產利潤率與加權平均的凈資產利潤率之分。全面攤薄的凈資產利潤率等于報告期凈利潤除以期末凈資產。該指標強調期末狀況，是一個靜態指標，反映期末單位凈資產對經營凈利潤的分享狀況。加權平均的凈資產利潤率等于報告期凈利潤除以當期平均凈資產。該指標強調經營期間凈資產賺取利潤的結果，是一個動態的指標，反映公司凈資產創造利潤的能力。
2.研究假設
在深滬股市1 602家上市公司中，共有8家證券公司。本文以這8家證券公司為研究樣本，選取其2006年、2007年以及2008年的財務報告中營業收入、凈利潤、凈資產利潤率、每股收益這四項指標的三年數據進行比較分析（如表1和表2所示）。
表1深滬8家證券公司營業收入與凈利潤數據列示單位：億元
通過數據比較，筆者發現8家證券公司中至少有7家2007年的數據均高于2006年與2008年。由此可以認為，8家證券公司2007年營業收入等四項指標數據的總體均值分別高于2006年與2008年，而且它們之間具有顯著差異。本文將采取構造密度函數進行統計檢驗的方法，將2007年營業收入等四項指標的總體數據界定為樣本組，2006年與2008年營業收入等四項指標總體數據界定為2007年樣本組下相應的控制組，并對表3與表4的X與Y兩個總體參數存在顯著差異的可能性進行分析。由此提出如下假設：
假設1：證券公司2007年度的營業收入明顯高于2006年度的控制組。
假設2：證券公司2007年度的營業收入明顯高于2008年度的控制組。
假設3：證券公司2007年度的凈利潤明顯高于2006年度的控制組。
假設4：證券公司2007年度的凈利潤明顯高于2008年度的控制組。
假設5：證券公司2007年度的凈資產利潤率明顯高于2006年度的控制組。
假設6：證券公司2007年度的凈資產利潤率明顯高于2008年度的控制組。
假設7：證券公司2007年度的每股收益明顯高于2006年度的控制組。
假設8：證券公司2007年度的每股收益明顯高于2008年度的控制組。
3.數據處理
4.原因分析
通過對深滬8家證券公司近3年數據處理可以看出，與2006年比較，2007年證券業上市公司經營回報漲幅明顯；與2007年比較，2008年證券業上市公司經營回報跌幅顯著。究其原因，筆者認為，股票市場行情變化是促成我國證券公司經營回報頻繁波動的本質因素。這是因為，與股票投資相比，債券投資的收益率顯著偏低。盡管2006―2008年間，銀行多次調整利息，但投資者仍對投資股票感興趣，缺乏對債券的投資熱情，進而不會深度影響債券的供求關系以及債券的價格。然而，2007年與2008年是我國股票市場劇烈震蕩的兩年，股價的波動影響著投資者對股票投資收益的預期，股指的漲與跌與投資者經營股票的投資熱情以及投資行為緊密相關。證券公司的數據顯示，證券公司證券買賣的傭金是公司收入的最主要來源，2007年，8家證券公司的股票買賣費與自營投資收益總計占到營業收入的72%以上。由此可知，股市行情決定股指走向，股指變動影響股民的投資熱情，股票的投資行為改變著證券公司營業收入的重要來源，從而形成了多米諾骨牌效應。
表5深滬證券公司營業收入主要組成的年度數據比較分析單位：億元
（1）2007年股市行情攀升導致證券公司經營回報激增
圖1和圖2顯示了2006―2008年上證指數與深證成指的股價走勢圖。從兩走勢圖看，2006年股價波動很小，股價增長緩慢［7］，2006年1月4日，上證指數開盤價為1 163.88，深證成指為2 873.53；2006年12月29日，上證指數收盤價為2 675.47，深證成指為6 647.14。然而，2007年股票市場的表現超越了投資者的想象力，勇奪全球主流資本市場漲幅的桂冠。其中，2007年10月10日上證指數漲幅達6 124.04，深證成指漲幅達19 600.03，兩市同時創下股票市場建立以來的最高點。從圖1與圖2的走勢圖中可以看出，2007年前10個月股指陡峭攀升，加速了場外資金的入市，股票與基金投資者紛紛通過證券公司開戶賺錢，證券公司也格外重視自有資金的自營業務。筆者認為，2007年不斷刷新的指數高位與成交水平歸因于兩點：一是羊群效應［8］。大量理論研究發現，2007年的股票投資者具有高度的“羊群效應”的傾向。所謂“羊群效應”是指由于對信息缺乏了解，投資者很難對市場未來的不確定性作出合理的預期，往往是通過觀察周圍人群的行為而提取信息，在這種信息的不斷傳遞中，許多人的信息將大致相同且彼此強化，從而產生從眾行為。2007年前10個月在證券公司開戶炒股的投資者與日激增，眾多投資者處于瘋狂的群體非理性狀態。二是正反饋交易策略［9］，即利用反饋機制制定交易策略。通俗地說，是指在價格升高時買進股票，價格下跌時賣出股票。2007年股價指數由年初開始連續10個月走高，這種行情恰好迎合了股民的興趣。這段時間急于入市或放大交易的股票投資者都有使用正反饋交易策略的傾向，部分股票投資者會采用“盲從”或“跟風”等正反饋行為，追隨股票市場的潮流，蜂擁購買各類上漲的股票。羊群效應與正反饋交易策略的有機疊加，促成了幾乎全民炒股，全民致力于賺錢的瘋狂。從表5來看，2007年8家證券公司的股票買賣交易費凈收入比2006年大幅增加，其中增幅最小的是長江證券，達3.4倍之多，增幅最大的是宏源證券，有7.2倍之多；借2007年股價大漲之際，證券公司的自營業務投資成果豐碩，金融資產的公允價值變動收益也均有攀升，這些都可以從表4數據比較中得到印證。
（2）2008年股市行情暴跌導致證券公司經營回報下滑
2008年是股市暴跌的一年。上證指數2008年1月2日的開盤價為5 265.00點，在12月31日的收盤價為1 820.81，其中在10月28日經歷了最低點1 664.93點；深證成指2008年1月2日的開盤價為17 856.15點，在12月31日的收盤價為6 485.51點，其中在10月28日經歷了最低點5 577.23點。圖1與圖2也顯示了深滬兩市2008年的股價走勢。截至2008年年末，有85%以上股市的投資者處于虧損與嚴重虧損狀態，深滬兩市股指持續走低銷蝕了我國數以萬計投資者的資產。2008年股市急速下挫的原因主要有：一是“大小非”解禁［10］。數據顯示，2008年共有1 245.97億股“大小非”解禁，其中股改“大小非”942.73億股，新老劃斷后IPO“大小非”303.14億股。 “大小非”解禁使得上市公司的原始股東將發行價位極低的大小非流通股帶入股市，按照現實高額股價的標準套取現金。由于 “大小非”解禁，股市大額資金流向了少數“大小非”的持有者，造成其他投資者全面虧損，嚴重挫傷了眾多投資者的信心與投資熱情。二是金融危機對股票投資者心理預期的影響。2008年美國次貸危機引發了全球金融危機。這次危機也波及中國的虛擬經濟與實體經濟。2008年下半年，我國外貿企業出口額銳減，數十萬家企業倒閉，就業與擇業矛盾異常突出。在社會需求收縮的背景下，絕大多數股票投資者對經濟晴雨表――中國股市的預期缺乏樂觀?！按笮》恰苯饨c金融危機相互疊加，再加上投資者“追漲殺跌”的心態，使得股票投資者對2008年的投資極為謹慎，盡可能放低股票交易量，做到“優中選優”。從表5可以看出，與2007年相比，2008年8家證券公司的股票買賣交易費凈收入急速下滑，跌幅均在30%―50%之間；在證券公司自身投資方面，8家證券公司中有7家出現虧損，其中有4家凈收益降幅超過了60%。此外， 2008年8家證券公司的金融資產公允價值變動收益全部為負值。
三、 結論與建議
2006―2008年我國證券公司經營回報波動明顯，且波動規律與股市行情波動基本吻合。本文分析的結論是：第一，股票市場行情攀升，證券公司的經營回報良好。第二，股票市場行情慘淡，證券公司的經營回報也明顯下挫。第三，合理預測股票市場行情和實施風險管理，將會提高證券公司經營回報的總體水平?；诖?，證券公司有必要從以下方面規范自身經營行為：
1.重視對股票市場風險的預測
證券公司的證券買賣業務、自營投資業務以及所屬金融資產的公允計價均與股票市場的價格行情密切相關，因此，證券公司有必要搜集各種有效信息，把握我國經濟發展走向，科學預測與評價股票市場的短期發展方向與長期運行規律［11］，并通過構建股票市場風險防范體系規劃公司的各項證券業務。
證券公司需要關注的股票市場風險主要有：第一，經濟循環風險。經濟現象同自然界一樣也存在循環現象。經濟繁榮、經濟衰退、經濟蕭條、經濟復蘇是經濟循環的四個階段。在經濟循環的每一個階段，股市的風險程度有著顯著的差異。在經濟繁榮的鼎盛時期往往是股市最牛階段，但其風險也將增大。隨著經濟的衰退直至進入蕭條時期，股市也從不斷走低直到極度低迷。當經濟進入復蘇早期，股市也會先知先覺，走在經濟復蘇的前面。第二，幣值及利率變動風險。人民幣幣值是否穩定會在一定程度上影響股市。如果幣值貶值比率高于股票的投資收益率，投資者就會退出股市，選擇收益率比貶值率高的投資項目進行保值。同樣，利率作為一種經濟杠桿，它的變動對股市的影響更直接，利率的提高和降低會影響股市資金的供應量。在利率不斷走低的前提下，股市會逐漸走高；利率呈上調趨勢時，股市則會呈下降走勢。第三，政策法規風險。政策法規的制訂、實施及變更不僅影響整個經濟，而且對股市的影響也意義深遠。比如國有企業的國有股及法人股的處理以及2009年意欲重啟IPO等。尤其是我國目前的證券市場還處于發展階段，新法規的出臺實施或現有法規的重大修改都會對股市產生不可低估的影響。同時，政府根據股市的冷熱程度出臺一些鼓勵投資或扼制投機的政策也是影響股市的重要因素。
結合上述風險考慮，證券公司必須對幣值及利率的變動、經濟發展趨勢以及政策法規有全面的預測與辨析能力，積極地對各項風險加以預防與化解，努力降低證券買賣收益的波動幅度，合理確定證券自營投資方向。
2.加強對投資操作風險的管理
證券自營買賣主要指證券公司開設證券賬戶買賣有價證券并獲取收益的行為。證券自營買賣的操作情況影響著證券公司利潤表中的投資收益與公允價值變動損益這兩項數據的變化。表5中近三年證券公司的投資收益與公允價值變動這兩項數字的顯著差異及每項數字在相應年度營業收入中所占的比重，說明證券自營買賣也是證券公司經營回報的重要來源。因此，證券公司對自身投資操作風險的管理與預防不可小覷。筆者認為，證券公司作為股票投資者，需要從如下方面管理投資操作風險［12］：第一，股票的選擇。股票市場的股票并非都有操作價值。證券公司在選擇股票時要經歷三個步驟：第一步，確定行業范圍。公司選擇個股時要考慮到行業因素的影響，盡量選擇高成長行業的個股，避免選擇夕陽行業的個股。第二步，分析所選定行業內各家公司的財務報告?！爸褐?，百戰不殆”，股市也是如此。公司需要分析行業范圍內各家公司的經營情況、管理情況、市盈率等眾多財務指標、未來發展前景、利潤預測、已存在或潛在的重大問題，確定各家公司股票的合理價格，進而通過比較市場價位與合理定價的差別來進一步壓縮股票選擇范圍。第三步，運用技術分析方法。在第二步的基礎上，證券公司需要運用一定的技術分析方法，結合所確定范圍的各家股票的周期性波動圖表，充分利用外部環境可能帶來的有利影響，選擇超跌個股。第二，時機的選擇。股市并非每日都有盈利機會，行情有明朗與不明朗之分，操作就有可做和不可做之別。從總體上講，股市操作就是在上升的趨勢中逢低買進，在下跌的趨勢中逢高拋出。證券公司在股市具體操作中需要更多地借鑒技術分析方法，可參考的方法有置位操作與破位操作等。置位操作的原理是在股價上升的趨勢中，等待股價回調到重要的支撐位上買進；在股價下跌的趨勢中等待股價反彈到重要的壓力位上拋出。破位操作的原理是當股價漲破一個重要的壓力位時順勢買進，而當股價跌破一個重要的支撐位時則順勢拋空。其實，證券公司的投資操作風險管理是一項復雜的工程，因此，本文僅為證券公司提供投資操作風險管理的理論思路，期盼證券公司借股票市場行情之勢創造更多的投資回報。
參考文獻：
［1］ Dolvin， S.D. Market Structure，Changing Incentives，and underwriter Certification［J］.Journal of Financial Research， 2005,28(3):403-419.
［2］ Santomero，A.M.,Babbel，D.F. Financial Risk Management by Insurers:An Analysis of the Process［J］.Journal of Risk and Insurance，1997,64(2):231-270.
［3］ Cummins， D.J.Convergence in Wholesale Financial Services:Reinsurance and Investment Banking［J］.Geneva Papers on Risk and Insurance, 2005,30(2):187-222.
［4］ 陳道江.我國券商危機的現實分析與對策思考［J］. 學術論壇, 2005，(10):66-73.
［5］ 伍兵.我國證券公司生存危機的外部制度與內部治理缺陷［J］.求索, 2005，(4):23-25.
［6］ 馬慶泉.面臨市場化與國際化競爭的中國證券業［J］.中國金融, 2004，(15):55-56.
［7］ 王德河.股票價格時間序列分形特征的實證研究［J］.審計與經濟研究, 2007，(6):71-76.
［8］ 崔顯林. 論當前股票市場中“羊群效應”的危害與對策［J］. 經濟理論研究, 2009，(4):49-51.
［9］ 何劍，姚益清. 基于正反饋交易理論的中美股市比較研究［J］. 財會通訊, 2009，(2):10-13.
［10］ 李健夫.解決“大小非”問題與拯救中國資本市場［J］.社會科學論壇, 2009，(4):124-151.
包拯的故事范文5
【關鍵詞】期貨套期保值比率 OLS模型 B-VAR模型 GARCH模型 平穩性檢驗
一、引言
股指期貨的推出對我國股市投資者來說是一種利好消息，可以降低收益率的波動幅度。
控制風險的核心內容即為尋找最優套期保值比率。至今為止，研究套期保值比率的模型非常多，模型、標的、研究時間、合約到期期限以及數據的不同都會使計算結果不同。因此選擇一個適合我國滬深300股指期貨的套保比率確定模型才是重中之重。本文選取152組滬深300股指期現貨日數據，運用matlab、EVIEWS軟件對最終數據運用ADF檢驗法進行平穩性、趨勢圖、相關圖及描述性統計分析。通過對不同的模型套期保值比率估計結果進行比較，最終確定套保比率的最優模型。
二、文獻綜述
（一）國外相關文獻綜述
學術界一直都在對套期保值比率的研究提出了很多的模型，尋找最適合的比率。最傳統的是OLS模型。后來Herbst、Kate、Marshall[1]在1993和Myers、Thompson[2]在1989年等研究者發現運用OLS模型計算套期保值比率有缺點，會受到殘差項序列相關的影響，經過不斷的研究提出了雙變量向量自回歸模型（B-VAR）。隨后Granger在1986年提出了協整理論，解決現貨與期貨價格之間的協整關系對其的影響。Lien在1996年提出了誤差修正模型，這一模型考慮了現貨價格和期貨價格之間的各種關系（長期、短期及不平穩性）。在1982年Engle提出ARCH模型，Bollerslev[3]在1986年將其推廣為GARCH模型，之后研究者對GARCH模型不斷研究、改進、尋求最優的套期保值比率。
（二）國內相關文獻綜述
雖然期貨在我國起步晚，但是對其的研究從未中斷。2007年杜承櫟[4]建立copula-GARCH模型，它是建立在非線性的基礎上，利用模型對現貨及期貨波動性進行預測，采用各種方法提高模型的效果。2008年葛勇、葉德賓[5]采用GARCH等模型進行研究時，發現股指期貨的交易減弱了杠桿效應，提高了市場效率。李路苗、梁朝暉和王闖在2010年都運用OLS、VAR、ECM、GARCH模型進行實證分析，都得出了不同的模型估計的結果各不相同，不同的環境下要選擇不同的模型。
綜上所述：經過國內外人士的不斷研究，對該問題已經取得了很大的成果，例如股指期貨與其標的有很強的相關性，這是研究的基礎。國外的金融市場相對于國內是比較成熟的，國內的一些研究都是建立在國外理論基礎上的。隨著研究者對問題見解的深入，模型的提出也越來越多，但是不同的模型會導致估計出的結果不同。
三、滬深300股指期貨套期保值比率的實證分析
（一）數據選取及來源
本文選擇2015年10月19日～2016年5月27日滬深300股指及期貨的日收盤價作為原始樣本數據，同時剔除非交易時間的數據，形成152組數據。在選擇期貨合約時，考慮到套期保值期限（接近）、成本（低）及市場流動性（高）等幾個因素。所以在滬深300指數期貨合約的四個合約中，本文選擇了滬深300指數合約的IF1606進行套期保值。IF1606合約、股票指數收盤價數據來源于中金所、新浪財經及Wind資訊。
本文的滬深300股指日期現貨收益率采用對數價格的一階差分表示：
其中，Rf，t、Rs，t、Ft、St分別表示第t天的期貨收益率、股指收益率、期貨收盤價、股指收盤價。
（二）數據的檢驗
1.期貨收益率與股指收益率的波動圖及相關圖分析。
從上面兩圖結合分析可知：期貨與股票組合日收益率的波動幅度與走勢極其吻合，有較強的相關性。因此可以利用期貨與現貨的投資組合實現金融衍生產品的套期保值功能，以達到較好的效果。
2.描述性統計分析。
根據上表可知：二者的偏度分別為-0.4633、-1.176，表明樣本數據分布具有左偏、后尾性；二者峰度值分別為5.07和6.38，均大于3；且J-B統計量的值32.45，其伴隨概率接近于0，在1%的顯著性水平上認為兩組數列不服從正態分布。
3.對時間序列進行平穩性檢驗。為避免偽回歸問題，先對數據平穩性進行檢驗，本文采用單位根檢驗即ADF檢驗。
從上面結果看，股票指數、股指期貨對數收盤價的T檢驗都大于顯著性水平1%的臨界值，不能拒絕原假設，所以序列{lnFt}，{lnSt}為非平穩的。
股票指數、股指期貨收益率的ADF檢驗的T檢驗值分別為-8.328、-7.889，在1%的顯著性水平下的臨界值分別為-3.475、-2.58，遠遠大于ADF的T檢驗值，拒絕原假設，即時間序列{Rf，t}、{Rs，t}是平穩的。
（三）建立模型
1.普通最小二乘回歸模型（OLS）的實證分析。之前已經檢驗過股票指數日收益率與期貨日收益率序列是平穩序列，所以可以直接對152個樣本數據進行回歸。
該模型的回歸系數為0.88316，P值小于0.05，表明股指期貨與股票指數之間存在顯著關系。調整的判定系數都接近于1，F檢驗值、解釋變量的T檢驗值都大于臨界值?？芍撃Ｐ蛯颖镜臄M合很好，估計較為準確，很接近實際的套期保值比率。
2.雙變量向量自回歸模型（B-VAR）的實證分析。研究者發現利用OLS進行最小風險套期保值比率的算會受到殘差項的影響，為了消除這種影響，提出了利用B-VAR模型進行估計。
從上圖可以看出，滯后一期的回歸模型SIC、SC值最?。⊿IC、SC最小的回歸模型對應的滯后階數作為最優滯后階數），所以滯后階數為1，為B-VAR模型的最優滯后期。建立的理論回歸模型為
由上表估計值可得回歸方程：
從表5可知該模型的回歸系數為0.85946，P值小于0.05，表明股指期貨與股票指數之間有著顯著關系。判定系數、調整的判定系數都接近于1，F檢驗值、T檢驗值也大于臨界值?？芍撃Ｐ偷臄M合優度比較高、合理，可以用于替代真實值。
3.廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）的實證分析。
GARCH（p，q）理論模型如下：
首先檢驗序列殘差是否具有ARCH效，對股票指數和股指期貨收益率序列進行OLS回歸得到的殘差序列再進行拉格朗日乘數檢驗（LM檢驗）。之后再進行回歸分析。
根據回歸結果，知LM與F統計量的概率P值小于顯著性水平0.05，表明殘差序列存在ARCH效應。
由上表估計值可得回歸方程：
從回歸的結果看，可知GARCH套期保值比率為為0.8603。調整的判定系數比較高且接近于1，解釋變量的T檢驗值也大于臨界值?？芍撃Ｐ偷臄M合程度比較高、較為合理。
四、不同模型套期保值比率的有效性評價
現假設投資者進行空頭套期保值，先構建一個組合投資，包含Cs單位現貨多頭，Cf單位期貨空頭，則該組合在t時刻的收益率為：
Rsf表示投資組合的收益率，ΔSt、ΔFt、St、Ft表示在t時刻現貨、期貨的價格變動量及價格。
對上表7分析可知，三個模型套期保值比率（小于1）皆優于早期套期保值比率1的結果，三個模型的判定系數都大于0.9，表明擬合效果都不錯，其中B-VAR模型調整的判定系數大于其他兩個模型的判定系數，說明套期保值績效最好。OLS與GARCH的判定系數非常接近，表明此次建模利用這兩種模型估計套期保值比率效果差不多。表7分析可知：各投資組合的收益率標準差均小于股指收益率的標準差，平均值均大于股指收益率的平均值，即投資組合的風險小于投資單一產品風險。所以利用投資組合可以降低投資風險，降低損失概率。
五、結論
這篇文章是以股指期貨、股票指數為原始數據，以它們的對數序列為基礎進行研究?；趯κ找媛市蛄羞M行各種分析的基礎上，通過OLS、B-VAR、GARCH模型分別進行套期保值比率的實證分析，根據三種模型估計出來的套期保值比率進行對比分析，得出如下結論：
第一，股價序列是非平穩的，但是對數收益率序列是平穩的。
第二，股指期貨與其標的有著一直的趨勢及波動幅度。
第三，在本次研究分析中，不同的模型得出的結果也不同，但是比較接近。
在三種模型中，B-VAR模型估計的套期保值比率是最優的。
參考文獻
[1]Herbst，A.F.，D.D.Kare and J.F.Marshall，A Time Varying Convergence Adjusted Minimum Risk Futures Hedge Ratio，Advances in Futures and Option Research，1993，6：137-155.
[2]Myers R J，S R Thompson.Generalized Optimal Hedge Ratio Estimation [J].American Journal of Agricultural Economics，1989（71）：858-867.
[3]T.Bollerslev.Generalized A，utoregressive Conditional Heteros- cedasticity，Journal of Econometrics [J].1986，31：1986，31：307-327.
[4]杜承櫟.最優套期保值比率確定模型研究[D].西南財經大學，2007.
[5]葛勇，葉德磊.我國開展股指期貨交易對現貨市場波動性的影響――基于仿真交易數據的實證研究[J].金融理論與實踐，2008，07：107-110.
[6]李路苗，梁朝暉.滬深300股指期貨最優套期保值實證研究[J].華北金融，2010，01：8-10+32.
[7]楊招軍，賀鵬.中國股指期貨套期保值績效的實證研究[J].華東師范大學學報（哲學社會科學版），2011，03：144-150+156.
包拯的故事范文6
兒童故事網權威幼兒早教故事400字：真正的大力士，更多幼兒早教故事400字相關信息請訪問兒童故事網。 小兔提著籃子蹦蹦跳跳的去小樹林采蘑菇。小兔剛走到竹園，聽見"咕嚕嚕"的聲音，一塊大石頭滾下來擋在小路上。小兔想，這塊大石頭擋路，我來把它搬走。
小兔使勁地搬，"嗨呦嗨呦"，它使了很大的力氣，可大石頭一動也不動。小狗路過看見了便走上前去幫小兔一起搬。"嗨呦嗨呦"，它們倆使勁地搬著，可大石頭還是一動也不動。小黑熊來了，它拍拍巴掌，抱住大石頭使勁地搬著?？纱笫^還是一動也不動。
小兔說："要是我們三個一起用勁推，也許會推動大石頭的。"于是，三個伙伴一起使勁的推大石頭?？墒谴笫^還是一動也不動地擋在路上。怎么辦呢？突然，小兔尖叫起來："哎呀，動了，你們瞧，大石頭動了！"小黑熊說："胡說，沒有人搬它，大石頭怎么會……"話沒說完，小黑熊也看到大石頭動了一下，這是怎么會事呢？三個伙伴嚇壞了，趕緊躲進竹林里。
大石頭真的在動，它的一邊在一點兒一點兒慢慢的往上抬，越抬越高了，"咕嚕"一下，大石頭翻了個身，滾到了路邊上。小兔他們這才跑上前去看，只見小路上冒出了一根新長出來的竹筍，又粗又壯。"哎呀，原來是竹筍把大石頭頂翻的。"小狗說。"竹筍的力氣可真大呀！"小兔說。"都說我是個大力士，真正的大力士應該是竹筍！"小黑熊佩服地說。