实证分析(6篇)

实证分析篇1

【关键词】非流通股解禁托宾Q值供求关系股票市场估值中枢

一、前言

2005年的股权分置改革和2006年开始的非流通股解禁是为了解决我国股票市场中股权分置这一制度性问题而进行的创新。股权分置这一制度性缺陷造成了金融资本与产业资本的割裂，使占总股本三分之二的非流通股不具备流动性，股权分割为价格悬殊的流通股和非流通股，撑起了高市盈率的流通股价总体水平。股权分置改革以及非流通股的逐步解禁使得原来不能在二级市场流通的法人股可以公开在二级市场减持与流通。这就打通了金融资本与产业资本之间相互转换的渠道，开启了国内A股市场金融资本和产业资本之间的套利机制。

经济学奖得主詹姆斯·托宾（JamesTobin）在1997年所著的《货币、信贷与资本》指出，Q是指市场价值MV与重置成本RC的比率，即Q=MV/RC，Q比率决定了厂商的投资水平。托宾Q值事实上就是股票市场对企业资产价值与生产这些资产的成本的比值进行的估算。高Q值意味着高产业投资回报率，此时企业发行的股票的市场价值大于资本的重置成本，企业有强烈的进入资本市场变现套利动机。当Q值较大时，企业会选择减持后将金融资本转换为产业资本；而当Q值较小时，企业会将产业资本转换成金融资本，即继续持有股票或选择增持股票。

我国上市公司的托宾Q值的高低将决定产业资本与金融资本转换策略和解禁后非流通股股东的行为，进而改变股票市场供求关系。市场供求关系的失衡将导致股票价格的波动，直到市场整体价格水平调整到一定合理区域后供求关系将达到的新的平衡。本文目的在于利用托宾Q值实证分析非流通股解禁对我国股票市场估值水平的影响，判断现阶段我国资本市场估值中枢的变化趋势。

二、实证分析设计

研究前提假设，一是我国股票市场达到了弱式有效或市场有效性逐步增强。在有效市场中，股票的价格是围绕价值波动的，市场价格是真实价值的无偏反映。二是托宾Q值（以市价估算）偏高的情况下，原有非流通股股东抛售意愿强烈，市场供求失衡后将会寻求股票价格和交易量的新均衡。三是在有效股票市场中，市场整体价格水平的调整是市场估值回归于公司内在价值的必然过程，是市场对此前估值水平过高的一种修复。

本文以我国A股市场中证100成份股为研究对象，实证分析非流通股解禁对股票市场估值水平影响。根据戈登模型估算的各样本股票价值与其净资产的比值，统计样本股票理论托宾Q值集Q1；再根据各样本股票市值与其净资产的比值，统计样本股票市价托宾Q值集Q2；在此基础上对Q1和Q2进行对比分析。

以全部A股公司总市值合计与净资产合计的比值来估算A股市场托宾Q近似值，并且统计出从1993年至2008年4月18日Q值的变化情况和2008年4月18日国际主要股票市场同期的市价净资产比率（托宾Q近似值）的平均值。然后把我国股票市场整体Q值和样本股票托宾Q值的算术平均值分别与国际市场托宾Q值横向对比分析。

根据戈登（Gordon）提出的股票估值模型，股票的价格等于未来现金股利的折现价值。假设股票未来的每股赢利以固定增长率g增长，分红时的派现率为固定比例k，这样，股息也将以固定增长率g增长。再假设投资者的股权期望收益率为市场无风险利率和股权风险溢价ERP之和。则股票价格为：

股改对上市公司分红派现的提振作用在2006年报中充分显现。多数上市公司在股改方案中附加了分红承诺，履行这些承诺将对上市公司中长期的经营行为构成约束，客观上使得上市公司在承诺履行期内保持业绩的持续稳定增长和较高的分红派现比例，而且蓝筹公司始终保持了比较高的派现比率。因此，本文的研究中取k为45%。

股票估值的本质是将未来收益折现，所以这里采用流动性较好的中长期国债的到期收益率作为市场无风险利率。Rf取2007年12月最新10年期记账式特别国债（八期）的票面年利率，为4.41%。

2005年、2006年和2007年我国股票市场每股收益增长率都是大幅增加，其中2006年超过40%，2007年为41.46%。根据北京大学宋国青教授（2003）的研究，我国经济的黄金增长时期已经持续了25年，并且这种高速增长还将持续20年，至少前10年GDP的增速应该在8%以上。本文谨慎的只取g为7.48%。

在本文中，ERP采用周游的研究结果6.02%。

综上所述，戈登模型中各变量赋值如表1。

根据戈登模型得到各样本股票价值Pt，统计出样本股票理论托宾Q值集Q1。再根据样本股票2008年4月18日市价P，统计市价托宾Q值集Q2。样本股票（601001）当日停牌，取前一个交易日的市价；而样本股票（600887）由于异常变动，年度为负，取上一年度数据为Et。

三、实证结果分析

1、样本股票理论托宾Q值集Q1与市价托宾Q值集Q2对比分析

根据戈登估值模型估算样本股票理论托宾Q值集Q1，即各样本股票戈登模型估值与其净资产的比值的集合。再根据2008年4月18日样本股票市价估算样本股票市价托宾Q值集Q2，即各股票市值与其净资产的比值的集合。其算术平均值参照表2。

从样本股票市价托宾Q值集Q2与样本股票理论托宾Q值集Q1的对比中，Q2算术平均值远高于Q1算术平均值。

从样本股票托宾Q值取值的分布来看，Q2中数值主要集中在偏高的Q值区域：86%的大于等于2；41%的大于等于4；15%的大于等于6。而中数值相对处于偏低的Q值区域：32%的小于2；88%的小于4。现阶段，样本股票中81%的上市公司的市价托宾Q近似值高于用戈登模型估算的理论托宾Q值；市价托宾Q近似值集Q2中数值整体上明显高于理论托宾Q近似值集Q1中数值。样本股票托宾Q近似值集Q1和Q2数值分布如图1。

在研究的样本中，截至2008年4月18日，按市价估算的托宾Q近似值中有86%大于等于2，41%大于等于4。另外，根据平安证券课题组的研究结果，截至2008年4月10日，整个A股市场中的行业或公司个体，90%以上的公司的市价托宾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。这说明样本股票市价托宾Q值较理论托宾Q值整体上要明显偏高，整个市场中的市价托宾Q值也明显偏高。

2、样本股票、A股整体市场和世界主要市场托宾Q值横向对比分析

对样本股票、A股整体市场和世界主要市场托宾Q值进行比较，如表3。

（数据来源：平安证券课题组《“大小非”减持的影响及对策》。）

实证分析篇2

进入21世纪以来,国际贸易领域的主要研究方向从宏观和中观层面逐步向微观层面纵深发展。从国际贸易理论发展的主要脉络上看,古典贸易理论、新古典贸易理论和新贸易理论都存在一个共同的假设前提:各产业内的企业是同质的(homogeneous);但近年来出现的“新-新贸易理论(new-newtradetheory)”则突破了该假设的局限性,将企业在规模或生产率等方面的异质性(heterogeneous)纳入了国际贸易理论框架中,这就为在微观领域里进一步深入研究国际贸易理论奠定了基础。目前,新-新贸易理论正成为国际贸易理论的最新研究前沿之一。

近几年来,一些新-新贸易理论文献都较好地阐释了新产品种类(productvariety)在国际贸易中所产生的重要作用,并发现新出口产品种类的出现是促进行业生产率提高的一个重要原因(Melitz,2003;Bernard等,2006),也是获得国际贸易利益的一个重要来源(Bernard等,2007;Feenstra,2009)。2009年,中国的出口额已跃居世界第一位,进口额也迅速上升到世界第二位,这标志着中国的对外贸易进入了一个崭新的时期。现实已说明了比较优势在中国外贸出口中的关键性作用,但如何在保持出口额持续上升的基础上进一步提升我国出口比较优势和出口竞争力,并增加从出口中获得的贸易利益呢?这已成为当前亟待研究的课题之一。

二、文献综述

早在20世纪90年代初期,“内生增长模型”(Romer,1990;GrossmanandHelpman,1991)就已经关注了新产品种类的创造,以及它们对生产率和经济增长的影响,并认为一个国家进行贸易开放将增加可获得的进口产品种类,还可能提高出口产品种类,并且这两种结果都有助于经济增长。而真正能够从微观贸易数据的角度来精确测量产品种类变化对国际贸易所产生的影响,则是从Feenstra(1994)开始的。Feenstra首先提出了一种采用微观贸易数据来测度产品种类变化的方法,并探讨了在美国进口产品中新产品种类对需求收入弹性的影响。在以Melitz(2003)为代表的新-新贸易理论出现之后,国外不少文献都开始采用新-新贸易理论模型来研究产品种类变化在国际贸易中所产生的重要影响。如Melitz和Ottaviano(2005)保留了Melitz(2003)中的垄断竞争假设,但放松了CES假定,并以Ottaviano,Tabuchi和Thisse(2003)提出的一个连续变量线性需求系统为研究基础,发现一国能否通过国际贸易使该国福利提高主要取决于以下因素:1.是否有较多的产品种类;2.是否有较高的平均生产率;3.是否有较低的价格加成(markup)。Bernard,Redding和Schott(2007)将异质性企业引入到比较优势模型中,并发现在考虑了企业的异质性后,企业出口的扩张不但能够提升比较优势,带来生产率的提高,还能成为一国贸易福利增长的新来源。Feenstra(2009)在垄断竞争模型中研究了对贸易利益的测度问题,并在产业层面上对Melitz(2003)模型进行了研究,其结论是:贸易利益的三个重要来源分别是新产品种类、高生产率企业的自我选择机制以及进口竞争导致的企业加成下降。在实证研究方面,Khhoe和Ruhl(2003)发现,与原有的产品种类相比,新产品种类能解释更多的因贸易自由化所带来的贸易增长。Funke和Rduhwedel(2001,2005)所做的一系列实证研究表明,出口产品种类增加对各国的经济增长都有显着的正面影响。Broda和Weinstein(2006)采用Feenstra(1994)提出的方法计算了美国的进口数据,发现截止到2001年,来自于新出口国的、美国新产品种类进口所产生的贸易利益占了美国GDP的2.6%,其贸易增益效应很显着。Amiti和Freund(2008)对中国的实证研究发现,1992~2005年间中国的出口增长主要源于原有产品种类的贸易量扩张,新产品种类的贡献较小。Yang(2008)将Bernard,Redding和Schott模型进行了扩展,并将劳动划分为熟练和非熟练两大类,在此基础上研究了出口种类与根据资源禀赋情况建立起来的比较优势之间的关系,其结论支持了其“半H-O预测(semi-Heckscher-Ohlinprediction)”,即一国具有比较优势的产业往往会出口较多的产品种类。目前,国内与新-新贸易理论相关的文献并不多见,并且已有文献主要集中在企业异质性与生产率关系等方面的研究;而从产品种类变化的微观数据视角来进行相关研究的国内文献就更为少见,如李未无(2010)基于中国对日本出口产品种类变动的视角,对2002~2008年中国对日本出口增长进行分解,发现自2004年底中国提出转变外贸增长方式以来,中国对日本出口增长源自旧产品种类的贡献在不断减少,而来自新产品种类的贡献在加速增长。本文试图在上述文献研究的基础上,结合具有典型互补性特征的“中美双边贸易”,针对两国出口产品种类变化对出口比较优势提升的影响进行比较研究,这对促进中国出口竞争优势的提升,以及从“贸易大国”向“贸易强国”的转变显然有着重要的现实意义。

三、模型的构建及说明

为研究出口产品种类变化与比较优势之间的关系,并考虑到相关数据的可得性,我们选取了具有典型“互补性”贸易特征的中美制造业双边贸易数据进行实证研究。我们设立如下计量模型:ititititRCA=+EV+X+其中,与为待估参数,X代表各控制变量,为随机误差项,i代表各行业,t代表年份。各变量的含义如表1所示,并在计量模型中对各变量均采用了对数形式。基于以上模型,我们首先需要处理产品种类和各行业的对应关系问题。

(1)对产品种类的测度:在UNComtrade数据库中,我们能够得到1997~2008年中美两国相互进出口的全部6位数级HS1996微观贸易数据,我们将每个6位数级HS商品代码视为一个产品种类。

(2)对产业的划分:首先,根据我国国家统计局公布的国民经济行业分类(GB/T4754-2002)中的两位数行业代码,将制造业划分为26个行业。然后,依照中国国家统计局公布的中国国民经济行业分类(GB/T4754—2002)与4位数级ISIC3.0之间的对应表、联合国统计司所公布的6位数级HS1996商品代码与4位数级ISIC3.0之间的对应表、美国国家统计局公布的北美产业分类体系(NAICS2002)与4位数ISIC对应表,整理出这26个制造业行业与6位数级HS1996商品代码、6位数级NAICS代码之间的对应关系。这样,我们就可以在这26个制造业行业层面对出口产品种类以及其他的行业特征进行研究了。这26个制造业行业分别为:食品、饮料加工制造业,烟草制品业,纺织、服装鞋帽制造业,皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业,木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业,家具制造业,造纸及纸制品业,印刷业和记录媒介的复制,文教体育用品制造业,石油加工、炼焦及核燃料加工业,化学原料及化学制品制造业,医药制造业,化学纤维制造业,橡胶制品业,塑料制品业,金属矿物制品业,黑色金属冶炼及压延加工业,有色金属冶炼及压延加工业,金属制品业,通用设备制造业,专用设备制造业,交通运输设备制造业,电气机械及器材制造业,通信设备、计算机及其他电子设备制造业,仪器仪表及文化、办公用机械制造业,工艺品及其他制造业。鉴于中国统计数据中缺乏部分相关年份的“工艺品及其他制造业”的相关数据,我们剔除此行业,主要对余下的25个制造业行业进行分析。接下来,我们对表1中各变量说明如下。

(1)显示性比较优势指数(RCA):“显示性比较优势指数”是由巴拉萨(Balassa)于1965年提出的。我们选取该指数来表示对各行业比较优势的测度,其特点是可以从商品进出口贸易的结果中来间接地测定比较优势,从而在经验分析中可以摆脱苛刻的各种理论假设的制约,因而较适合于现实的国际贸易分析。其计算公式为://iTiiwwXXRCAXX式中iRCA表示中(美)国i产业在美(中)国市场上的显示性比较优势指数;iX代表中(美)国i产业在美(中)国市场上的出口额;TX代表中(美)国对美(中)国的所有制造业行业产品的总出口额;iwX代表美(中)国对i产业的世界进口总额;wX代表美(中)国对所有制造业行业产品的世界进口总额。如果一国某产业的RCA大于1,表示这一产业在国际上有明显的比较优势,具有一定的国际竞争力;并且RCA越大其比较优势越强。

(2)出口产品种类的比重(EV):根据我们整理出来的6位数HS商品代码与各制造业产业之间的对应关系,我们能够计算出在1997年—2008年中国(美国)各制造业产业对美国(中国)出口的全部制造业商品种类的数量ijn。考虑到一些制造业产业本身会比其他产业出口更多的商品种类,我们借鉴Yang(2008)的处理方法,采用中国(美国)各制造业对世界出口的全部产品种类数(iwn)对其进行调整,即计算出/ijijiwEV=nn,其中i代表各制造业产业,i=1,2,……,25,j为美国或中国,w为世界。

(3)熟练劳动密集度:对美国各制造业产业的熟练劳动密集度的测度,我们采用的是历年美国各制造业非生产性工人数量与制造业工人总人数之比。而在计算中国各制造业产业的熟练劳动密集度时,由于在中国所公布的统计数据中没有明确区分各行业生产性工人数量和非生产性工人数量,因此我们在相关年份的《中国科技统计年鉴》中找到这25个制造业行业的“科技活动人员占从业人员比重”,以该统计数据来近似代替中国各制造业的熟练劳动密集度。

(4)劳动生产率(EP):采用中美两国各制造业产业的产出增加值与各行业从业人员年平均人数之比来表示。

(5)资本劳动比(RKL):中国的资本数据我们采用《中国统计年鉴》中的“固定资产净值年平均余额”,劳动为各行业“从业人员年平均人数”;美国的相关数据均来自美国国家统计局的“制造业年度调查”,并利用先前整理出来的6位数级NAICS代码与各行业的对照关系来计算。

(6)出口规模(Size):为保持数据来源的一致性,我们采用UNComtrade公布的中美两国相互进出口数据,并根据之前整理出的各制造业产业与6位数级HS代码的对应关系计算出中(美)国各制造业产业对美(中)国的出口额,我们以各国出口额来表示其出口规模。

以上各原始数据均来源于UNComtrade、美国国家统计局的“制造业年度调查”、《中国统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》及《中国科技统计年鉴》等,并对历年相关中国数据的货币单位均采用当年人民币兑美元汇率的年平均价换算为美元。

四、实证分析

我们分别采用两组面板数据对中美双边进出口情况进行实证检验。其中,“中国对美国出口面板数据集”是分析中国制造业产品对美国出口的情况,“美国对中国出口面板数据集”则分析美国对中国的出口情况。两组面板数据的截面成员数量均为25,时间跨度均为1997~2008年。为了排除面板数据的伪回归问题,我们首先对这两组面板数据进行平稳性检验,检验结果见表2。从表2中可见,部分不平稳序列经过一阶差分后都在5%显着性水平下变平稳了。我们再对这两组面板数据集分别进行协整检验,采用的方法是常用的Kao检验法,结果表明这两组面板数据集都通过了1%显着性水平下的协整检验(见表3)。对于面板数据模型的设定形式,我们采用广泛使用的协方差分析法①,检验结果见表4。由于这两组面板数据集分别计算出的F1值都大于1%显着性水性下的临界值(F(144,150)=1.47),F2值均小于1%显着性水性下的临界值(F(120,150)=1.49),因此选择变截距模型的形式。此外,应用面板数据还面临着固定效应模型或随机效应模型的选择问题,由于我们只对中美两国制造业样本数据自身的效应进行分析,宜采用固定效应模型。在以上一系列检验的基础上,我们对这两组面板数据分别进行了回归。为了减少截面成员的异方差,在EViews回归中选择了截面加权(Cross-sectionWeights)的方法,以尽可能提高估计的可靠程度。从表5可见,在各面板数据集的回归结果中,调整后的R2和F值均较高,说明模型拟合的程度较好。与我们的预期相一致,解释变量EV的估计系数均为正且显着,这说明不论是在中国对美国的出口贸易中,还是在美国对中国的出口贸易中,出口产品种类的增长(或者是新产品种类的创造)都有助于提高其出口产品的比较优势和国际竞争力。各控制变量的系数符号也符合我们的预期。在“中国对美国出口面板数据集”的回归结果中,出口规模的估计系数符号为正,这表明出口规模的扩大有利于我国对美出口产品比较优势的提升;而劳动生产率、熟练劳动密集度以及资本劳动比的系数符号均为负,这表明,在目前我国仍以低附加值、劳动密集型产品为主的对美出口结构下,较低的劳动生产率、产业熟练劳动密集度以及资本劳动比更有利于我国保持对美出口产品的国际竞争力。在“美国对中国出口面板数据集”的回归结果中,各控制变量的估计系数均为正,这表明:不仅出口规模的扩大有利于美国对华出口产品比较优势的提升,而且产业劳动生产率、熟练劳动密集度以及资本劳动比的提高也有利于美国出口产品比较优势提升。因此,本文认为,努力转变我国对美出口产品结构,不断提升高附加值产品的自主制造能力,打造适应国际市场需求的高端出口价值链,是我国出口产品的比较优势得以真正提升的一个重要前提。接下来,我们又考虑到中美两国产生“互补性”贸易的一个重要原因是技术水平的差距,因此,为了进一步分析在不同技术水平产业内中国对美出口商品的种类变化与比较优势之间的关系,并考虑到一个行业中可能既包含高技术含量的产品又包含低技术含量产品的现实情况,我们借鉴盛斌和牛蕊(2009)的成果,将这25个制造行业划分为“中高技术产业”和“中低技术产业”两大类②,其中中高技术产业有9个,中低技术行业有16个,并在这两大类行业中分别考察中国对美出口产品种类和比较优势的关系。实证结果见表6。从表6可见,在中高技术产业中,中国对美出口产品种类的增长对中国出口产品的显示性比较优势指数具有正面的显着影响(在两组回归结果中,t统计量分别为16.662和3.780);但在中低技术行业中,这种影响并不显着(在两组回归结果中,t统计量分别为1.132和0.201)。因此,在中国对美出口贸易中,我们不应仅停留在低成本、低技术含量产品种类的出口上,而是应该加大在技术含量较高的产业中的研发和创新力度,增加在这类产业中的出口产品新种类,来不断增加我国在出口贸易中获得的利益。

实证分析篇3

根据不同的标准可以将风险划分为不同的类型。巴塞尔协议结合商业银行经营的具体特征，按照诱发风险的原因，将其分为八种风险分别是信用风险、操作风险、市场风险、流动性风险、国家风险、声誉风险、法律风险、一级战略风险。从重要性程度来看，主要讨论前四种风险。

（一）信用风险

截取交通银行和美国银行2010―2014年不良贷款率的变化情况，分析中美两国上市银行对于信用风险的控制情况。

由图1中可以看出，交通银行的信用风险管理能力强于美国银行，从2010―2014年，交通银行的不良贷款率始终控制在2%以下，侧面反映了银行上市后经营更加谨慎，制定相应的对策来坚守风险的发生。而美国银行虽然不良贷款率始终高于交通银行，但不良贷款率呈逐步递减状态，且在2010―2011、2012―2013两个跨度间降幅显著，说明金融危机之后，美国银行通过加强内部控制来增强其抵御风险的能力。

（二）流动性风险

选取交通银行和美国银行2010―2014年相关的财务数据并计算其财务数据。

由图2可以看出，国际上对于上市银行的流动性比率一般要求大于25%，交通银行对于流动性比例的控制远远大于国际的要求，并呈逐年上升趋势。近两年趋势放缓也说明交通银行并不一味追求流动性比率的高低，而是寻求最佳安全与盈利的黄金点。

由图3可以看出，交通银行的存贷比大致维持在一个较为稳定的水平，而美国银行的存贷比则呈逐年上涨趋势，且从整体趋势来看，美国银行的存贷比显著高于交通银行，从而反映美国银行对于流动性的控制要好于交通银行。

（三）操作风险

依据基本指标法，银行持有的操作风险资本金等于其前3年总收入的平均值乘上一个固定比例（α），α为固定值15%。计算公式如下：

KBIA（交通银行）=24458.65（百万元）KBIA（美国银行）=12826.15（百万美元）

除去汇率因素的影响，交通银行所需的操作风险资本规模大约为美国银行的两倍。不过，基本指标采用银行前三年的收入来衡量，银行规模的大小成为制约因素，美国的银行规模整体大于交通银行，因此在具备一定的条件后，可以采用更高级的计量方法，诸如使用收入模型分析两个银行的操作风险管理。

（四）市场风险

市场风险主要体现在以下方面：

（1）资本不足带来的风险

资本充足率是一个衡量银行能否正常运营和发展重要的资本比率，反映了商业银行在存款人和债券人的资产遭到损失之前，该银行能否以自有资本承担损失的程度。

巴塞尔新协议中的计算公式为：

银行资本充足率=（资本-扣除项）/（信用风险加权资产+12.5倍的市场风险资本+12.5倍的操作风险资本）

截取交通银行和美国银行2010―2014年的财报数据，分析两国银行的资本充足率情况。

由图4可以看出，交通银行和美国银行的资本充足率都达到了新协议要求的8%以上，且相对来说都处于较高的水平。尤其对于美国银行，资本充足率水平显著高于交通银行，加之我国银行在计算资本充足率时并不包括操作风险，侧面反映我国银行的资本充足率水平同西方先进银行存在一定差距，有待加强。

（2）利率风险

利率风险是市场风险中重要的风险，首先，利率一直处于不可预见的变化中；其次，利率的小幅调整对于银行的存贷款影响都比较大。

（3）汇率风险

商业银行汇率风险是指汇率变动可能给银行的当期收益或价值带来损失的风险，它是由汇率波动的时间差地区差及银行表内外业务币种和期限结构不匹配等原因造成的汇率风险源于包括固定汇率和浮动汇率的两大国际货币制度固定汇率风险较浮动汇率风险要小得多，浮动汇率波动频繁且波动幅度大，所产生的汇率风险也难以度量，是商业银行风险控制的主要内容之一。我们将以汇率风险为例进行实证分析结论及建议

二、结论与建议

本文主要分析上市银行的风险控制能力，综合上述四种风险的实证分析，在信用风险方面，交通银行的控制要优于美国银行，不良贷款率始终处于一个较优的水平。在流动性风险方面，美国银行的存贷比显著高于交通银行且还有逐年优化的趋势。对于市场风险，两国银行均采用了VaR的在险价值分析。在操作风险方面，美国银行的内控要优我国于交通银行。

（一）对于外部监管

结合我国上市银行并非商业银行主体的具体国情，在借鉴伞形监管模式的优点的基础上，首先，架构以银监会担当主体的主监管模式，同时建立和加强监管机构之间的信息交流机制；其次，要改革完善相关的法律法规，统一监管标准，解决上市银行会计信息披露指标不统一的困境。必要时引入相关的事后惩戒制度，对于严重危害市场的行为追究刑事责任。更重要的是引入多方约束机制，强化客户以及社会中介机构对于上市银行的监督。

（二）对于内部控制

首先，完善法人治理结构，简化行政管理机构，缩短管理半径，提高行政效率；其次，完善权力制约机制，提高内部等级管理水平，完善分别授权和集体议事的制度。同时强化稽核监督作用，推行内部稽核特派员制度。具体而言，又可从市场、信用、流动性、操作等四个风险管理方面加强内部控制。

操作风险：加强事前预防和事中控制，建立良好的管理机制，灵活运用严格系统的风险管理政策和积极主动的风险管理工具，更为及时有效地处理操作风险。

市场风险：实施一致性管理和集中管理，结合现代化的量化时段处理风险模型的开发和应用，交叉运用多种限额，确保控制力度和准确性。同时借鉴美国银行的资本充足率审核方式，将操作风险纳入其衡量范围，进一步提高银行资本充足率。

信用风险：在强化审慎的信贷审核系统同时，有效放权给相关的部门管理人员，培养人员的高素质以及风险识别能力，在维持不良贷款率低于2%的水平下的同时，进一步提高放贷效率和审核力度，将资金及时有效过渡到社会的光明产业中去。

实证分析篇4

关键词：补贴《SCM协定》专向性

一、《SCM协定》项下补贴的定义

WTO法律框架下的《SCM协定》以法律要件形式对补贴作了一个比较准确的定义。该协定第1条关于补贴定义的规定：

“第1条补贴的定义

1.就本协定而言，如出现下列情况应视为存在补贴：(a)(1)在某一成员的领土内由政府或任何公共机构(在本协议中统称“政府”)提供的财政资助，即：①涉及资金直接转移(如补助、贷款、投资入股)，或资金或债务潜在转移(如贷款担保)的政府行为；②放弃或未征收在其他情况下应征收的政府税收(如税额减免之类的财政鼓励)；③政府提供一般基础设施之外的商品或服务，或收购产品；④政府通过向基金机构支付，或委托或指示私营机构行使上述①至③所列举的一种或几种通常应由政府履行的功能，且这种行为与通常由政府从事的行为没有实质性差别；或(a)(2)存在1994年关贸总协定第十六条规定意义上的任何形式的收入支持或价格支持，并且(b)由此而授予了一项利益。

2.上述第1款所定义的补贴，仅当其根据第二条规定具有专向性时，才受第二部分条款的规定约束，或受第三部分或第五部分规定约束。”

从上述定义可以看出，WTO框架下的补贴必须满足三个条件才能成立，即：第一，补贴是由政府或公共机构提供的；第二，补贴的形式为财政资助或者任何形式的收入或价格支持；第三，补贴使相关的企业或产业获得了利益。只有满足了这三个因素才能构成补贴。此外，一项补贴还必须同时具有“专向性”才受《SCM协定》的约束。

二、关于WTO下补贴认定判例分析

1.加拿大对华产品补贴认定

加拿大是第一个对我国发起反补贴调查的国家，为中国应对外国反补贴调查工作的进行敲醒了警钟。2008年1月23日，应加拿大ArcelorMittalofMontrealQuebec.的申请,加拿大边境服务署通知，决定对原产于中国的碳钢焊接钢管启动反补贴调查程序。同年3月25日，加拿大国际贸易法庭通知，认定补贴行为给加拿大国内产业造成了实质性损害。2008年5月15日，应加拿大KoolatronCorporationofBrantford的申请，加拿大边境服务署通知，决定对原产于中国的半导体冷热箱进行反倾销和反补贴合并调查。同年5月16日，加拿大国际贸易法庭决定对本案进行产业损害调查。同年8月13日，加拿大对该案件作出反倾销和反补贴初裁，征收临时反倾销反补贴税。

2.判例分析

前面提到的加拿大政府对源自中国的产品征收了反补贴税。这种“双反”措施的合法性尚存争议。一方面，以加拿大对华反补贴案件为例，在碳钢焊接钢管补贴案初裁报告中关于反补贴调查部分指出，我们估计的45.2%倾销幅度部分要归因于出口补贴。这表明边境服务署认为倾销幅度中有一部分是补贴造成的。可是在确定了倾销幅度之后，边境服务署在确定补贴率时并没有考虑它与倾销的相互关系，而是任意确定了补贴率，这就造成了双重征税，对出口商造成了不合理的负担。另一方面，在申请人提供证据时，并没有提供被调查企业获得政府补贴的任何确凿证据，只是把中国目前的对外商投资企业的优惠待遇及经济特区的特殊政策作为存在补贴的证据。这与《SCM协定》规定的申诉方在申请反补贴调查时应提供“充分证据以证明存在”补贴不符。

三、我国反补贴认定综述及改进

1.我国反补贴法关于补贴认定的规定

中国有关反补贴的立法最主要的是《中华人民共和国反补贴条例》、《反补贴产业损害调查规定》、《反补贴调查立案暂行规则》等等对反补贴中的相关问题进行细化和补充。但从内容上讲，仅仅是做了一些大纲性的规定，可操作性较差。而关于补贴认定的规定集中在反补贴条例中，条例的第三条对补贴的定义及财政资助的几种形式作出了明确的规定。在确定补贴专向性时，不同于SCM通过结合前三条得出结论，要求采取反补贴措施的补贴必须具有专向性，我国反补贴条例中直接明确规定，争取反补贴措施的补贴必须具有专向性。

2.我国关于反补贴认定改进之处

（1）关于补贴定义的规定。

条例在补贴的定义中没有涉及到服务贸易领域。我国的服务业发展相对落后，导致了对服务贸易中可能存在的政府补贴问题没有相关的规定，在发生此类情形时，无法及时有效地应对。我国可以学习欧盟等国家的做法，在反补贴法中对相关问题加以规定，从而扩大国内产业的保护范围。

（2）关于财政资助的规定。

条例的第四条规定了四种财政资助形式。其中前三种与《SCM协定》的规定保持一致。而第四条规定的与SCM有些出入，只是规定了“出口国（地区）政府通过向筹资机构付款，或者委托、指令私营机构履行上述职能”，而忽略了“此种做法与政府通常采用的并无实质性差别”。在这种情况下就扩大了第四条的适用范围。笔者认为“此种做法与政府通常采用的并无实质差别”应为“政府委托、指令私营机构履行上述职能”的一个定语，起到一种限定性的作用，有其存在的必要性。

（3）关于利益传导性的规定。

我国的反补贴条例中没有关于利益传导性的相关规定。利益的传导性在补贴中会带来不可忽略的影响，实践中，争端解决机构专家组和上诉机构也已经有条件地承认了利益传导性问题的存在，因此是有必要在我国的反补贴立法中对利益传导性问题做出规定的。在这方面，美国的相关立法已经比较成熟，而且其使用利益传导性进行反补贴调查的实践经验也很丰富，中国在立法时可以借鉴，同时还要参考争端解决机构对此做出的相关解释。

参考文献：

实证分析篇5

关键词：深证综合指数；股票市场波动性；ARCH模型；GARCH模型

一、前言

股票市场价格波动往往具有随时间变化的特征，有时相当稳定，有时波动异常激烈，收益率的变化常呈现在某一段时间内持续偏高或偏低的情况，这种现象被称为波动集群性。在收益率的分布上则表现出“尖峰厚尾”的特征。对这种波动聚集现象，Mandelbrot和Fam曾用递归法来估计方差的时变性；Klien曾用滑动求和的方法处理方差的变异性；Harvey则提出了描述波动时变性的随机波动模型；Engle提出了ARCH模型用于刻画波动的时变性。在这些模型中，ARCH模型被认为是最集中地反映了方差变化的特点，因而被广泛应用于金融数据的时间序列分析。Bara用纽约股票交易所月综合指数的增长率进一步验证了Mandelbrot的结论，即经济类时间序列的方差有易变性和集群性，这种变化可能归结于经济领域尤其是金融市场的多变性。

我国股市是新兴的市场，有着与发达国家成熟市场相同的特点，但是由于制度、体制等等方面的不完善，我国股市又有着自身的特点，比如与成熟市场相关性低，市场有效性差等缺陷。那么，我国股市波动性的特点是怎样的呢？本文主要是利用ARCH模型和GARCH模型对深证综合指数的波动性作一下实证研究，借此来说明深证综指波动性的特点，以此反映出我国股市波动的特点。

二、ARCH模型与GARCH模型的方法介绍

（一）ARCH模型简介

在金融变量的时间序列波动中，常呈现出不同时间段内有不同的变化规律。在某些时间段中，观测到的波动比较大；而另一些时间段内的波动却小得多。这种现象反映出金融市场的多变性。金融市场易受投机因素、政治事件和政府政策的影响，且反映灵敏，因而当某一突发事件发生时，金融变量会有大的波动并持续一段时间，以后又恢复到比较平稳的状态。在时间序列分析中，把这种现象总结为条件异方差现象（ARCH）。

其中，εt为白噪声；yt是第t期的被解释变量，由xt来解释；ηt是t期的扰动项，表示偶然因素的作用。ηt独立同分布，且满足E(ηt)=0,D(ηt)=λ2。模型（1）表明：εt的各期平方项之间存在着相关关系，且可用q阶自回归式子表示。

通常用LM检验来检验某个时间序列是否存在ARCH效应。若模型的随机扰动项εt：ARCH（q），可以建立辅助回归方程：

检验序列是否存在ARCH效应，即检验（2）式中所有回归系数是否同时为0。若所有回归系数同时为0的概率很小，或至少有一个系数显著不为0，则序列存在ARCH效应。检验的原假设为：H0:α1＝α2＝...=αq，检验统计量为：LM=nR2：χ2(q)。其中，n是计算辅助回归式时的样本数据个数，R2是辅助回归式的决定系数。在给定显著性水平α和自由度q的情况下，如果LM＞χ2α（q），则拒绝H0，认为序列存在ARCH效应；如果LM≤χ2α（q），则不能拒绝H0，说明序列不存在ARCH效应。ARCH模型的参数估计采用极大似然估计方法估计。

（二）GARCH模型简介

当用ARCH模型描述某些时间序列，阶数q需取很大的值时，可采用广义自回归条件异方差模型即GARCH模型。GARCH模型通常也用于对回归或自回归模型的随机扰动项进行建模。若扰动项服从：

三、深证综合指数波动性的实证研究

为研究深圳股市综合指数的波动特点，本文选取深圳股票交易所的深证综合指数为研究对象，数据选取从2000年1月4日至2005年12月31日深证综合指数的日收盘价，用Pt表示。数据来源于wind数据库。样本期内的平均收盘价为479.6，峰度为10.82，远高于正态分布的峰度值3，偏度为0.376，也大于正态分布的偏度0，呈明显的右偏，说明收盘价指数时间序列具有尖峰厚尾的特点。

对Pt数列进行ADF单位根检验，其ADF值为-0.64，而10%的Mackinnon临界值为-2.57，因此接受原假设，即认为原序列存在单位根，是不平稳序列。因此进一步对Pt序列进行一阶差分记为iPt，利用ADF单位根检验检验其平稳性。结果表明，iPt的ADF检验的值为-19.858，在显著性水平为10%时的临界值为-1.616，所以拒绝原假设，即认为数列不存在单位根，经过差分后的序列iPt是平稳序列。进一步对样本期内的iPt数据的自相关函数和偏自相关函数进行判断，并利用Ljung-BoxQ统计量诊断，可建立iPt的ARMA（2，2）模型。因此收盘价一阶差分序列的ARMA（2，2）模型为：

用其对{iPt}进行参数估计，结果表明：在5%的显著性水平下，各回归系数的显著性都通过了检验，但是对该序列得到的残差作序列自相关LM检验即ARCH模型的异方差效应检验时，可得出LM检验的相伴概率为0.000454，小于显著性水平0.05，拒绝原假设，即认为残差序列存在ARCH（1）效应。同理，应进一步检验残差序列是否存在高阶ARCH效应，结果表明ARCH（q）q>10时，检验依然显著，即残差序列存在高阶ARCH效应。由此，可以考虑GARCH（p，q）模型。

对于GARCH（p，q）模型阶数p和q的选择，通过试算，根据赤池信息准则（AIC准则）来确定，参数估计根据最大似然法原理，采用BHHH算法，估算参数结果表明GARCH（2，2）模型的AIC值最小，且每个参数的t值都通过了显著性检验，因此选用GARCH（2，2）模型来反映深证综合指数的波动性。根据上表可得GARCH（2,2）的具体表达式：

然后利用GARCH（2，2）模型拟合残差后的收盘价序列和原始的收盘价序列比较，可得GARCH（2，2）模型拟合后的序列在大部分情况下可以很好地反映原始序列本身的波动，只是在收盘价异常的情况下才无能为力。这也是GARCH模型的特点所决定的，因为GARCH模型就是旨在描述波动的持续现象，而异常波动时不在此之列的。

综上可得深证综合指数序列不服从正态分布的结论，对存在的厚尾状况和波动集群性，通过运用GARCH模型拟合残差序列，很好的反映了深证综指波动的实际情况。

四、主要结论

在2000―2005年期间深证综合指数序列中，明显存在着自回归条件异方差现象。对ARCH现象的检验、模型的估计，及ARCH现象对序列相关检验统计量的影响分析中可得到以下主要结论：

1、深证综合指数为非平稳事件序列，存在着非线性关系，扰动项的平方序列中存在着明显的自相关。以2000～2005年的数据为样本，可得到的GARCH（2，2）模型：

可看出：只要观测到深证综合指数的两期的波动幅度，就可以预测到这一期的波动幅度。因而在股价指数的波动中，大的波动后面往往跟随着大的波动，小的波动后面又总是跟随着小波动，表现出异变期和稳定期的交替。

2、深证市场是弱有效的。ARCH现象的存在使样本自相关系数的Brattle增大，置信区间加宽，再考虑了这种ARCH修正后，能接受深证综指的一阶差分的白噪声的假设。

3、深证综合指数的波动是平稳的，大的波动将随着事件逐渐减弱并消失。对每日收盘价进行一阶差分后，数列变为平稳数列，且GARCH模型的参数估计值都满足平稳性条件。从而ε2t的差分方程的特征根都在单位圆内，因而ε2t会随着t的增加而快速递减。即当突发因素造成股价的大波动后，这种波动会逐渐减弱并消失。

参考文献：

1、张晓庭．金融市场的统计分析[M]．桂林：广西师范大学出版社，1998

2、易丹辉．数据分析与Eviews应用[M]．中国统计出版社，2005．

3、倪杰．中国股票市场波动性的实证研究[J]．数学的实践与认识，2003（9）.

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5、刘仁和，陈柳钦．中国股票市场波动的统计特征分析[J]．金融证券．2005（1）.

实证分析篇6

机构和人事问题是国家的内部组织问题，也是我国人治的典型领域。机构臃肿、人浮于事的现象，只能通过国家的自我改革或自上而下的改革来实现。除此之外，在现行国家体制内，没有其他途径、手段和力量来解决这一现象。当然，自下而上的革命和暴力也可以解决这一现象。但是，革命和暴力只有在国家这一上层建筑根本不适应经济基础时才会发生，革命和暴力所导致的沉重的社会代价也是难以承受的。并且，我们已经强调、今后也将进一步说明，法治是以社会的和平和政局的稳定为存在基础的，是以不一个合府为理念的。如果用革命和暴力的方法来解决机构问题，就超越了和平和法治的范围。通常所说的“机构改革也是一场革命”，只不过是一种夸张的说法和形象的比喻。这是因为，一方面，机构改革将影响一部分人的既得利益，导致有权者丧失权力，具有艰巨性。另一方面，这一现象不消除并继续发展，则后果不堪设想，也许将来真的会发生革命。

机构臃肿，主要是行政机构的臃肿。除50年代外，我国的组织法对在行政系统内应设置哪些机构或什么样的机构，并无明确规定。现行《国务院组织法》只有11个条文，直接规定机构设置的只有两个条文。这样，即使国务院各部、各委员会的设立、撤销或者合并由最高国家权力机关来审查，也使得这种审查缺乏相应的法律依据而流于形式。并且，国务院还可以不通过最高国家权力机关，只根据抽象的“需要”和“精简”原则而自行设立直属机构和办事机构。可以说，我国的机构设置除了法律之外的“自我限制”外没有任何约束。于是，每当在强调一项任务的重要性时，就会按习惯的人治思路操作，即会议、文件和机构，而不是按法律已分工的职责通过各部门之间的通力合作来实现。这样，各种各样的临时机构达到了无以复加的程度。究其原因，长期以来我国并没有确立起机构设置权来源于法律并受法律约束的法治观念和原则，所接受的是机构设置问题法律不要规定留给我行政机关自己决定的、拒绝法律约束的人治观念，机构设置权来源于人民或国家的观念。一次又一次的机构改革，不过是“精简──臃肿──再精简”的循环怪圈。然而，我们要走出这个怪圈，就必须解决机构的设置权与法律的关系问题。机构设置权只能来源于法律，并且必须从属于法律。也就是说，现有的机构设置权必须全部交还给法律并受法律的全面约束。只有在法律有明确规定时，有关国家机关才享有机构设置权；只有在法律有明确规定时，才能行使机构设置权设置某一机构。在法律没有作明确规定而又必要设置某一机构的，应当先依法修改法律，然后才能实施。否则，就应认定为违宪或违法。同时，机构的设置也必须接受司法机关的合宪性和合法性审查。当然，这种审查又有待于宪法保障机制和司法权威的真正确立。

在这场广泛而深入的机构精简中，大批公务员将下岗而失去原有的工作。他们面临着市场的选择、挑战和风险，将不得不接受自己本来并不熟悉的职业和工作，不得不去适应新的业务和环境。尽管机构改革是国家实施的合法行为，但下岗也并不是下岗公务员的过错。相反，他们为新体制的建立作出了自己的贡献，为公共利益而牺牲了自己的个人利益，为社会的繁荣而承担了现有的风险。如果没有他们的奉献和牺牲，那么机构改革要取得成功是难以想象的。而事实上，改革的成功将使全社会获益，改革的风险和代价也应当由全体公众来承担。公共利益的分享要平等，公共负担也应当平等。那么，国家对他们的下岗可以不问不闻吗？回答是否定的。国家在实现公共利益的同时，也应兼顾这些公务员的个人利益，坚持公共负担平等原则，承担因机构改革、公务员下岗而产生的补偿责任。这种补偿的方式可以是多种多样的，既可以以金钱的方式来补偿，也可以以促进、保障和安置就业的方式来补偿。但无论如何，只有国家履行了自己的补偿责任，才能保持下岗公务员与在岗公务员及社会公众之间的平等。