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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(fā)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(diào)問題。在我國，預算管理理論研究也伴隨著預算實踐的發(fā)展而出現(xiàn)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(nèi)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(guān)注，在國外涌現(xiàn)了一定數(shù)量的研究文獻，我國國內(nèi)有關(guān)預算參與的研究非常少，因此本文擬借鑒國外發(fā)達國家的研究成果，采用國外主流的研究范式對我國企業(yè)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(zhí)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(zhí)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(huán)境角度，引人調(diào)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(yè)績之間的關(guān)系。將人的性格區(qū)分為兩種，一是內(nèi)部焦點型，事件發(fā)生時，主要從內(nèi)部找原因;二是外部焦點型，事件發(fā)生時，主要從外部找原因。一般來說，不利局面發(fā)生時，內(nèi)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(yè)績的影響是不同的，不能一般而論預算參與對業(yè)績的影響。

Robert（1986）引入權(quán)力主義這個調(diào)和變量來研究預算參與和業(yè)績之間的關(guān)系，在總結(jié)前人研究的基礎(chǔ)上，將下屬權(quán)力主義類型與上司權(quán)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(yè)績之間的關(guān)系。得出的結(jié)論是:當下屬與上司的權(quán)力主義類型相同時，預算參與對業(yè)績存在正面影響;當下屬與上司的權(quán)力主義類型不同時，預算參與對業(yè)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(yè)績之間的關(guān)系。預算參與和業(yè)績根據(jù)多級量度問卷調(diào)查來收集數(shù)據(jù)，激勵變量根據(jù)期望理論來設(shè)計問卷。根據(jù)數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析后，得出的結(jié)論是:預算參與和業(yè)績顯著相關(guān)，但是這種相關(guān)與激勵無關(guān)。

根據(jù)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(nèi)部信息；能夠激勵內(nèi)部單位管理者；能夠增加內(nèi)部單位管理者的工作滿意度；能夠減少內(nèi)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(guān)系緊張。

三、研究設(shè)計

其一，假設(shè)提出。本文提出如下假設(shè)：

預算參與程度與預算參與作用正相關(guān)

其二，變量設(shè)計。本文基于調(diào)查問卷的數(shù)據(jù)設(shè)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(jié)論相比較，本文采用國外研究相關(guān)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(guān)程度越高，越靠近1的Likert度量，表示相關(guān)程度越低，3表示相關(guān)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(nèi)部單位管理者參與制定內(nèi)部單位管理者各方面的預算 ；在內(nèi)部單位管理者對預算滿意前，內(nèi)部單位的預算不會確定 ；在確定內(nèi)部單位管理者的預算過程中，內(nèi)部單位管理者的觀點影響力很大；通過預算參與，增加了內(nèi)部單位管理者了解工作的相關(guān)信息；預算參與能激勵內(nèi)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(nèi)部信息；能夠激勵內(nèi)部單位管理者；能夠增加內(nèi)部單位管理者的工作滿意度；能夠減少內(nèi)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(guān)系緊張

其三，樣本選擇和數(shù)據(jù)收集 本文數(shù)據(jù)來源于受調(diào)查的全國各地60家生產(chǎn)性企業(yè)的519份問卷，調(diào)查對象是這些企業(yè)的中層或高層管理者，被調(diào)查企業(yè)覆蓋了全國10個省、直轄市和自治區(qū)，企業(yè)分布具有隨機性。行業(yè)跨度也較大，有鋼鐵、化工、醫(yī)藥、紡織、通訊電氣等10多個領(lǐng)域。被調(diào)查的企業(yè)規(guī)模是在資產(chǎn)3000萬元、年銷售收入4000萬元、職工人數(shù)在300人以上的生產(chǎn)性企業(yè)，主要是考慮這些企業(yè)規(guī)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(yè)績評價中能發(fā)揮作用。之所以選擇生產(chǎn)性企業(yè)，一方面是在生產(chǎn)企業(yè)實行預算管理的較多，尤其在生產(chǎn)方面；另一方面，也是為了和國外的研究成果相銜接。 調(diào)查共發(fā)出的600份問卷，都是在深入企業(yè)內(nèi)部和中層管理者深入交談的基礎(chǔ)上，由企業(yè)專門安排時間由被調(diào)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(fā)出調(diào)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(shù)據(jù)可信度檢驗采用克朗巴哈（Cornbach’s）的Alpha信度系數(shù)進行就評估量表內(nèi)部一致性檢驗，進行可信度分析所得結(jié)果如表1所示：

由表1信度統(tǒng)計分析表可以看出克隆巴赫系數(shù)（Cronbach's Alpha）a=0.814，校正后的系數(shù)為0.826，說明用于實證分析的數(shù)據(jù)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(nèi)部一致性信度系數(shù)檢驗。

四、統(tǒng)計分析

針對預算參與程度與預算參與作用提出假設(shè)預算參與程度與預算參與作用正相關(guān)。運用統(tǒng)計軟件所得出的結(jié)果見表2至表4。

從表2中可以看出參與回歸的數(shù)據(jù)共有519個沒有缺失值。

從表3方差分析的結(jié)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(shù)是統(tǒng)計顯著的。另外自變量X1的方差膨脹因子（VIF）亦均小于經(jīng)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(shè)得到支持，即預算參與程度與預算參與效果正相關(guān)，即預算參與的程度愈高，預算參與的效果愈好，管理者的業(yè)績改善越顯著.

五、結(jié)論

本文研究預算參與程度、預算參與作用之間的關(guān)系，在文獻綜述的基礎(chǔ)上提出假設(shè)，通過一個由55家企業(yè)組成的519個樣本進行統(tǒng)計分析，結(jié)果顯示：預算參與程度與預算參與作用正相關(guān)。這一結(jié)論對企業(yè)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(yè)經(jīng)營業(yè)績和效果，企業(yè)應(yīng)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(guān)鍵詞】非流通股解禁托賓Q值供求關(guān)系股票市場估值中樞

一、前言

2005年的股權(quán)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(quán)分置這一制度性問題而進行的創(chuàng)新。股權(quán)分置這一制度性缺陷造成了金融資本與產(chǎn)業(yè)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(quán)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(quán)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(chǎn)業(yè)資本之間相互轉(zhuǎn)換的渠道，開啟了國內(nèi)A股市場金融資本和產(chǎn)業(yè)資本之間的套利機制。

經(jīng)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(yè)資產(chǎn)價值與生產(chǎn)這些資產(chǎn)的成本的比值進行的估算。高Q值意味著高產(chǎn)業(yè)投資回報率，此時企業(yè)發(fā)行的股票的市場價值大于資本的重置成本，企業(yè)有強烈的進入資本市場變現(xiàn)套利動機。當Q值較大時，企業(yè)會選擇減持后將金融資本轉(zhuǎn)換為產(chǎn)業(yè)資本；而當Q值較小時，企業(yè)會將產(chǎn)業(yè)資本轉(zhuǎn)換成金融資本，即繼續(xù)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(chǎn)業(yè)資本與金融資本轉(zhuǎn)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(guān)系。市場供求關(guān)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(diào)整到一定合理區(qū)域后供求關(guān)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(xiàn)階段我國資本市場估值中樞的變化趨勢。

二、實證分析設(shè)計

研究前提假設(shè)，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(diào)整是市場估值回歸于公司內(nèi)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(jù)戈登模型估算的各樣本股票價值與其凈資產(chǎn)的比值，統(tǒng)計樣本股票理論托賓Q值集Q1；再根據(jù)各樣本股票市值與其凈資產(chǎn)的比值，統(tǒng)計樣本股票市價托賓Q值集Q2；在此基礎(chǔ)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(chǎn)合計的比值來估算A股市場托賓Q近似值，并且統(tǒng)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(chǎn)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(shù)平均值分別與國際市場托賓Q值橫向?qū)Ρ确治觥?/p>

根據(jù)戈登（Gordon）提出的股票估值模型，股票的價格等于未來現(xiàn)金股利的折現(xiàn)價值。假設(shè)股票未來的每股贏利以固定增長率g增長，分紅時的派現(xiàn)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(shè)投資者的股權(quán)期望收益率為市場無風險利率和股權(quán)風險溢價ERP之和。則股票價格為：

股改對上市公司分紅派現(xiàn)的提振作用在2006年報中充分顯現(xiàn)。多數(shù)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(jīng)營行為構(gòu)成約束，客觀上使得上市公司在承諾履行期內(nèi)保持業(yè)績的持續(xù)穩(wěn)定增長和較高的分紅派現(xiàn)比例，而且藍籌公司始終保持了比較高的派現(xiàn)比率。因此，本文的研究中取k為45%。

股票估值的本質(zhì)是將未來收益折現(xiàn)，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(jù)北京大學宋國青教授（2003）的研究，我國經(jīng)濟的黃金增長時期已經(jīng)持續(xù)了25年，并且這種高速增長還將持續(xù)20年，至少前10年GDP的增速應(yīng)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(jié)果6.02%。

綜上所述，戈登模型中各變量賦值如表1。

根據(jù)戈登模型得到各樣本股票價值Pt，統(tǒng)計出樣本股票理論托賓Q值集Q1。再根據(jù)樣本股票2008年4月18日市價P，統(tǒng)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(shù)據(jù)為Et。

三、實證結(jié)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(jù)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(chǎn)的比值的集合。再根據(jù)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(chǎn)的比值的集合。其算術(shù)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(shù)平均值遠高于Q1算術(shù)平均值。

從樣本股票托賓Q值取值的分布來看，Q2中數(shù)值主要集中在偏高的Q值區(qū)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(shù)值相對處于偏低的Q值區(qū)域：32%的小于2；88%的小于4。現(xiàn)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(shù)值整體上明顯高于理論托賓Q近似值集Q1中數(shù)值。樣本股票托賓Q近似值集Q1和Q2數(shù)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(jù)平安證券課題組的研究結(jié)果，截至2008年4月10日，整個A股市場中的行業(yè)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?qū)Ρ确治?/p>

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(shù)據(jù)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(mào)易領(lǐng)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(fā)展。從國際貿(mào)易理論發(fā)展的主要脈絡(luò)上看,古典貿(mào)易理論、新古典貿(mào)易理論和新貿(mào)易理論都存在一個共同的假設(shè)前提:各產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)是同質(zhì)的(homogeneous);但近年來出現(xiàn)的“新-新貿(mào)易理論(new-new trade theory)”則突破了該假設(shè)的局限性,將企業(yè)在規(guī)?；蛏a(chǎn)率等方面的異質(zhì)性(heterogeneous)納入了國際貿(mào)易理論框架中,這就為在微觀領(lǐng)域里進一步深入研究國際貿(mào)易理論奠定了基礎(chǔ)。目前,新-新貿(mào)易理論正成為國際貿(mào)易理論的最新研究前沿之一。

    近幾年來,一些新-新貿(mào)易理論文獻都較好地闡釋了新產(chǎn)品種類(productvariety)在國際貿(mào)易中所產(chǎn)生的重要作用,并發(fā)現(xiàn)新出口產(chǎn)品種類的出現(xiàn)是促進行業(yè)生產(chǎn)率提高的一個重要原因(Melitz,2003;Bernard等,2006),也是獲得國際貿(mào)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(mào)易進入了一個嶄新的時期?，F(xiàn)實已說明了比較優(yōu)勢在中國外貿(mào)出口中的關(guān)鍵性作用,但如何在保持出口額持續(xù)上升的基礎(chǔ)上進一步提升我國出口比較優(yōu)勢和出口競爭力,并增加從出口中獲得的貿(mào)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(nèi)生增長模型”(Romer,1990;Grossman andHelpman,1991)就已經(jīng)關(guān)注了新產(chǎn)品種類的創(chuàng)造,以及它們對生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長的影響,并認為一個國家進行貿(mào)易開放將增加可獲得的進口產(chǎn)品種類,還可能提高出口產(chǎn)品種類,并且這兩種結(jié)果都有助于經(jīng)濟增長。而真正能夠從微觀貿(mào)易數(shù)據(jù)的角度來精確測量產(chǎn)品種類變化對國際貿(mào)易所產(chǎn)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(mào)易數(shù)據(jù)來測度產(chǎn)品種類變化的方法,并探討了在美國進口產(chǎn)品中新產(chǎn)品種類對需求收入彈性的影響。在以Melitz(2003)為代表的新-新貿(mào)易理論出現(xiàn)之后,國外不少文獻都開始采用新-新貿(mào)易理論模型來研究產(chǎn)品種類變化在國際貿(mào)易中所產(chǎn)生的重要影響。如Melitz和Ottaviano(2005)保留了Melitz(2003)中的壟斷競爭假設(shè),但放松了CES假定,并以O(shè)ttaviano,Tabuchi和Thisse(2003)提出的一個連續(xù)變量線性需求系統(tǒng)為研究基礎(chǔ),發(fā)現(xiàn)一國能否通過國際貿(mào)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(chǎn)品種類;2.是否有較高的平均生產(chǎn)率;3.是否有較低的價格加成(markup)。Bernard,Redding和Schott(2007)將異質(zhì)性企業(yè)引入到比較優(yōu)勢模型中,并發(fā)現(xiàn)在考慮了企業(yè)的異質(zhì)性后,企業(yè)出口的擴張不但能夠提升比較優(yōu)勢,帶來生產(chǎn)率的提高,還能成為一國貿(mào)易福利增長的新來源。Feenstra(2009)在壟斷競爭模型中研究了對貿(mào)易利益的測度問題,并在產(chǎn)業(yè)層面上對Melitz(2003)模型進行了研究,其結(jié)論是:貿(mào)易利益的三個重要來源分別是新產(chǎn)品種類、高生產(chǎn)率企業(yè)的自我選擇機制以及進口競爭導致的企業(yè)加成下降。在實證研究方面,Khhoe和Ruhl(2003)發(fā)現(xiàn),與原有的產(chǎn)品種類相比,新產(chǎn)品種類能解釋更多的因貿(mào)易自由化所帶來的貿(mào)易增長。Funke和Rduhwedel(2001,2005)所做的一系列實證研究表明,出口產(chǎn)品種類增加對各國的經(jīng)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(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)截止到2001年,來自于新出口國的、美國新產(chǎn)品種類進口所產(chǎn)生的貿(mào)易利益占了美國GDP的2.6%,其貿(mào)易增益效應(yīng)很顯著。Amiti和Freund(2008)對中國的實證研究發(fā)現(xiàn),1992~2005年間中國的出口增長主要源于原有產(chǎn)品種類的貿(mào)易量擴張,新產(chǎn)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(chǔ)上研究了出口種類與根據(jù)資源稟賦情況建立起來的比較優(yōu)勢之間的關(guān)系,其結(jié)論支持了其“半H-O預測(semi-Heckscher-Ohlinprediction)”,即一國具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)往往會出口較多的產(chǎn)品種類。目前,國內(nèi)與新-新貿(mào)易理論相關(guān)的文獻并不多見,并且已有文獻主要集中在企業(yè)異質(zhì)性與生產(chǎn)率關(guān)系等方面的研究;而從產(chǎn)品種類變化的微觀數(shù)據(jù)視角來進行相關(guān)研究的國內(nèi)文獻就更為少見,如李未無(2010)基于中國對日本出口產(chǎn)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(fā)現(xiàn)自2004年底中國提出轉(zhuǎn)變外貿(mào)增長方式以來,中國對日本出口增長源自舊產(chǎn)品種類的貢獻在不斷減少,而來自新產(chǎn)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(chǔ)上,結(jié)合具有典型互補性特征的“中美雙邊貿(mào)易”,針對兩國出口產(chǎn)品種類變化對出口比較優(yōu)勢提升的影響進行比較研究,這對促進中國出口競爭優(yōu)勢的提升,以及從“貿(mào)易大國”向“貿(mào)易強國”的轉(zhuǎn)變顯然有著重要的現(xiàn)實意義。

    三、模型的構(gòu)建及說明

    為研究出口產(chǎn)品種類變化與比較優(yōu)勢之間的關(guān)系,并考慮到相關(guān)數(shù)據(jù)的可得性,我們選取了具有典型“互補性”貿(mào)易特征的中美制造業(yè)雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進行實證研究。我們設(shè)立如下計量模型:it it it itRCA = + EV + X+其中, 與 為待估參數(shù),X代表各控制變量,為隨機誤差項,i代表各行業(yè),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(shù)形式。基于以上模型,我們首先需要處理產(chǎn)品種類和各行業(yè)的對應(yīng)關(guān)系問題。

    (1)對產(chǎn)品種類的測度:在UNComtrade數(shù)據(jù)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(shù)級HS1996微觀貿(mào)易數(shù)據(jù),我們將每個6位數(shù)級HS商品代碼視為一個產(chǎn)品種類。

    (2)對產(chǎn)業(yè)的劃分:首先,根據(jù)我國國家統(tǒng)計局公布的國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754-2002)中的兩位數(shù)行業(yè)代碼,將制造業(yè)劃分為26個行業(yè)。然后,依照中國國家統(tǒng)計局公布的中國國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T4754—2002)與4位數(shù)級ISIC3.0之間的對應(yīng)表、聯(lián)合國統(tǒng)計司所公布的6位數(shù)級HS1996商品代碼與4位數(shù)級ISIC3.0之間的對應(yīng)表、美國國家統(tǒng)計局公布的北美產(chǎn)業(yè)分類體系(NAICS 2002)與4位數(shù)ISIC對應(yīng)表,整理出這26個制造業(yè)行業(yè)與6位數(shù)級HS1996商品代碼、6位數(shù)級NAICS代碼之間的對應(yīng)關(guān)系。這樣,我們就可以在這26個制造業(yè)行業(yè)層面對出口產(chǎn)品種類以及其他的行業(yè)特征進行研究了。這26個制造業(yè)行業(yè)分別為:食品、飲料加工制造業(yè),煙草制品業(yè),紡織、服裝鞋帽制造業(yè),皮革、毛皮、羽毛(絨)及其制品業(yè),木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業(yè),家具制造業(yè),造紙及紙制品業(yè),印刷業(yè)和記錄媒介的復制,文教體育用品制造業(yè),石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè),化學原料及化學制品制造業(yè),醫(yī)藥制造業(yè),化學纖維制造業(yè),橡膠制品業(yè),塑料制品業(yè),金屬礦物制品業(yè),黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè),有色金屬冶煉及壓延加工業(yè),金屬制品業(yè),通用設(shè)備制造業(yè),專用設(shè)備制造業(yè),交通運輸設(shè)備制造業(yè),電氣機械及器材制造業(yè),通信設(shè)備、計算機及其他電子設(shè)備制造業(yè),儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè),工藝品及其他制造業(yè)。鑒于中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)中缺乏部分相關(guān)年份的“工藝品及其他制造業(yè)”的相關(guān)數(shù)據(jù),我們剔除此行業(yè),主要對余下的25個制造業(yè)行業(yè)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(yōu)勢指數(shù)(RCA):“顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)”是由巴拉薩(Balassa)于1965年提出的。我們選取該指數(shù)來表示對各行業(yè)比較優(yōu)勢的測度,其特點是可以從商品進出口貿(mào)易的結(jié)果中來間接地測定比較優(yōu)勢,從而在經(jīng)驗分析中可以擺脫苛刻的各種理論假設(shè)的制約,因而較適合于現(xiàn)實的國際貿(mào)易分析。其計算公式為://i Tiiw wX XRCAX X式中iRCA 表示中(美)國i產(chǎn)業(yè)在美(中)國市場上的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù);iX 代表中(美)國i產(chǎn)業(yè)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(yè)行業(yè)產(chǎn)品的總出口額;iwX 代表美(中)國對i產(chǎn)業(yè)的世界進口總額;wX 代表美(中)國對所有制造業(yè)行業(yè)產(chǎn)品的世界進口總額。如果一國某產(chǎn)業(yè)的RCA大于1,表示這一產(chǎn)業(yè)在國際上有明顯的比較優(yōu)勢,具有一定的國際競爭力;并且RCA越大其比較優(yōu)勢越強。

    (2)出口產(chǎn)品種類的比重(EV):根據(jù)我們整理出來的6位數(shù)HS商品代碼與各制造業(yè)產(chǎn)業(yè)之間的對應(yīng)關(guān)系,我們能夠計算出在1997年—2008年中國(美國)各制造業(yè)產(chǎn)業(yè)對美國(中國)出口的全部制造業(yè)商品種類的數(shù)量ijn?？紤]到一些制造業(yè)產(chǎn)業(yè)本身會比其他產(chǎn)業(yè)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(yè)對世界出口的全部產(chǎn)品種類數(shù)(iwn )對其進行調(diào)整,即計算出/ij ij iwEV =n n,其中i代表各制造業(yè)產(chǎn)業(yè),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(yè)產(chǎn)業(yè)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(yè)非生產(chǎn)性工人數(shù)量與制造業(yè)工人總?cè)藬?shù)之比。而在計算中國各制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的熟練勞動密集度時,由于在中國所公布的統(tǒng)計數(shù)據(jù)中沒有明確區(qū)分各行業(yè)生產(chǎn)性工人數(shù)量和非生產(chǎn)性工人數(shù)量,因此我們在相關(guān)年份的《中國科技統(tǒng)計年鑒》中找到這25個制造業(yè)行業(yè)的“科技活動人員占從業(yè)人員比重”,以該統(tǒng)計數(shù)據(jù)來近似代替中國各制造業(yè)的熟練勞動密集度。

    (4)勞動生產(chǎn)率(EP):采用中美兩國各制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出增加值與各行業(yè)從業(yè)人員年平均人數(shù)之比來表示。

    (5)資本勞動比(RKL):中國的資本數(shù)據(jù)我們采用《中國統(tǒng)計年鑒》中的“固定資產(chǎn)凈值年平均余額”,勞動為各行業(yè)“從業(yè)人員年平均人數(shù)”;美國的相關(guān)數(shù)據(jù)均來自美國國家統(tǒng)計局的“制造業(yè)年度調(diào)查”,并利用先前整理出來的6位數(shù)級NAICS代碼與各行業(yè)的對照關(guān)系來計算。

    (6)出口規(guī)模(Size):為保持數(shù)據(jù)來源的一致性,我們采用UNComtrade公布的中美兩國相互進出口數(shù)據(jù),并根據(jù)之前整理出的各制造業(yè)產(chǎn)業(yè)與6位數(shù)級HS代碼的對應(yīng)關(guān)系計算出中(美)國各制造業(yè)產(chǎn)業(yè)對美(中)國的出口額,我們以各國出口額來表示其出口規(guī)模。

    以上各原始數(shù)據(jù)均來源于UNComtrade、美國國家統(tǒng)計局的“制造業(yè)年度調(diào)查”、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及《中國科技統(tǒng)計年鑒》等,并對歷年相關(guān)中國數(shù)據(jù)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(guān)鍵詞】收益協(xié)同性 行為金融 上證180指數(shù)

一、引言

資產(chǎn)收益在某種經(jīng)濟或心理因素支配下的共同變化稱為協(xié)同性（Comovement）。協(xié)同性經(jīng)常出現(xiàn)在一些具有某種共性的證券中，如小公司股票、行業(yè)板塊、指數(shù)樣本股都有可能發(fā)生不同程度的協(xié)同性。傳統(tǒng)理論以Fama的有效市場假說和Sharpe的資本資產(chǎn)定價模型為代表，認為收益協(xié)同性反應(yīng)基礎(chǔ)價值的協(xié)同性。理論和實證表明基礎(chǔ)價值協(xié)同性觀點能解釋一些收益共同變化的現(xiàn)象。然而，某些證券的基本面根本不相關(guān)，為什么它們的收益會協(xié)同變化呢？例如，對于小市值股票、封閉式基金、指數(shù)樣本股出現(xiàn)的協(xié)同性，基礎(chǔ)價值協(xié)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(xié)同性進行較為系統(tǒng)的探討，論證交易行為是收益協(xié)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(chǔ)價值協(xié)同性的觀點。Fama和French (1995) 研究收益率的三因素模型，發(fā)現(xiàn)某些證券收益的協(xié)同性與基礎(chǔ)價值的協(xié)同性無關(guān)。

隨著行為金融學的興起和發(fā)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(tǒng)性風險，并且將對股價產(chǎn)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(guān)的證券也會出現(xiàn)協(xié)同性。

Lee，Shleifer和Thaler (1991) 提出協(xié)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(chǎn)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(xié)同性，因為這兩類資產(chǎn)幾乎完全由個人投資者持有。

Barberis和Shleifer (2002)提出協(xié)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(zhuǎn)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(xié)同性。

Barberis，Shleifer和Wurgler（2005）總結(jié)已有的研究成果，將協(xié)同性的類別理論、偏好理論進行概括并進一步提出協(xié)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(fā)對某些證券需求的相關(guān)變動，促使證券收益協(xié)同變化。這種協(xié)同性又被稱為交易誘導協(xié)同性。協(xié)同性的行為理論對基礎(chǔ)價值協(xié)同理論做出了補充和修正，豐富了協(xié)同性理論，使之更為系統(tǒng)，從而能夠更好地解釋證券市場上各種協(xié)同性的來源和性質(zhì)，具有較強的理論意義和現(xiàn)實意義。

指數(shù)調(diào)整事件已引起國內(nèi)學者的廣泛關(guān)注，如黃長青、陳偉忠（2005）對中國股票市場指數(shù)效應(yīng)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(shù)調(diào)整效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)上證180指數(shù)效應(yīng)逐步凸顯，但其價格效應(yīng)和成交量效應(yīng)并沒有一致性。國內(nèi)已有不少文獻探討指數(shù)調(diào)整時股票的價格效應(yīng)和成交量效應(yīng)，并對指數(shù)效應(yīng)的起因進行了具體分析，但很少探討收益協(xié)同性。何芳（2004）首次對國內(nèi)不同證券間收益的聯(lián)動效應(yīng)（即協(xié)同性）進行較為系統(tǒng)的探討，借助對上證180指數(shù)第一次樣本股調(diào)整事件的研究，發(fā)現(xiàn)在國內(nèi)證券市場上，收益協(xié)同性并未呈現(xiàn)固定模式，交易行為協(xié)同性表現(xiàn)并不顯著。何芳的研究僅涉及上證180指數(shù)的第一次調(diào)整事件，時間短、樣本少，結(jié)論的可靠性有待進一步驗證。

綜上所述，國外學者對收益協(xié)同性的根源提出諸多解釋，多數(shù)文獻支持交易行為產(chǎn)生收益協(xié)同性的觀點。國內(nèi)很少有文獻探討協(xié)同性的根源，對交易行為與收益協(xié)同性的研究尚處于起步階段。中國證券市場是新興的轉(zhuǎn)軌市場，其收益協(xié)同性是否與國外成熟市場具有相似特征，指數(shù)調(diào)整是否存在收益協(xié)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(xié)同性的存在性及根源，本文實證分析上證180指數(shù)調(diào)整事件。上證180指數(shù)對多數(shù)投資者來說是一種自然分類，上證180指數(shù)主要反映中國經(jīng)濟整體狀態(tài)，而不是提供未來現(xiàn)金流的信號。上證180指數(shù)中增加股票既不改變股票現(xiàn)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(shù)調(diào)整的股票為研究對象，在此期間上證180指數(shù)共調(diào)整了7次，每次分別加入與剔除18只成份股，累計調(diào)進股票126只，調(diào)出股票126只（見表1）。

本文研究的期間內(nèi)，不考慮由并購、分立、破產(chǎn)等事件引起的指數(shù)成份股調(diào)整事件，全部是證券交易所的定期成份股調(diào)整。剔除大量包含現(xiàn)金流的股票，調(diào)入事件去除38個，刪除事件去除14個。上證180指數(shù)調(diào)整事件的有效樣本中含88個調(diào)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(lián)合證券分析系統(tǒng)，指數(shù)調(diào)整公告來源于上海證券交易所網(wǎng)站，流通市值等權(quán)重數(shù)據(jù)來自巨靈信息系統(tǒng)，數(shù)據(jù)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(shù)調(diào)整事件中的收益協(xié)同性。公告日是指在公開媒體上公布調(diào)整具體信息的日期，調(diào)整日是指該信息所披露的調(diào)整日期。參考國內(nèi)外研究人員的經(jīng)驗，本文選用的事件窗為公告日前20個交易日及調(diào)整日后20個交易日，公告日至調(diào)整日之間約10個交易日不在事件窗內(nèi)。

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(shù)收益，所有收益均用對數(shù)收益率計算：

指數(shù)中刪除股票，?茁和R2都不會減少。

四、實證結(jié)果

實證研究表明：在2002~2006年間的調(diào)入事件中，?茁值平均增加0.038，R2平均增加0.043。該結(jié)論與國外同類研究結(jié)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(shù)調(diào)整（1975~1989），股票納入指數(shù)后?茁值增加0.08。Barberis和Shleifer (2003) 發(fā)現(xiàn)股票納入指數(shù)后（1976~2000），股票與S&P500的貝塔增加0.151。

五、結(jié)論

本文以收益協(xié)同性研究為核心，對交易行為與收益協(xié)同性的關(guān)系進行了較為系統(tǒng)的探討，將行為金融學的最新成果應(yīng)用于中國的研究中，利用中國證券市場的數(shù)據(jù)，實證分析得出以下結(jié)論。

上證180指數(shù)調(diào)整時，股票一旦加入指數(shù)，該股票與指數(shù)中其它股票的協(xié)同性變強，與非指標股的協(xié)同性變?nèi)?；刪除股票時情況相反。結(jié)論表明指數(shù)調(diào)整事件存在收益協(xié)同性，由于指數(shù)調(diào)整事件并沒有傳遞基礎(chǔ)價值信息，因此上述協(xié)同性并不是由基礎(chǔ)價值因素引起，而是交易行為產(chǎn)生了收益的協(xié)同性。

市場對調(diào)出股票的關(guān)注遠勝于調(diào)入股票。上證180指數(shù)調(diào)整事件表現(xiàn)出明顯的特征：市場對調(diào)出股票的關(guān)注遠勝于調(diào)入股票。股票加入上證180指數(shù)，短期內(nèi)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(guī)避進一步下跌的風險。

與國內(nèi)文獻的比較：何芳（2004）發(fā)現(xiàn)在國內(nèi)證券市場上存在交易行為誘導的收益協(xié)同性但協(xié)同性并未呈現(xiàn)固定模式，行為協(xié)同性的表現(xiàn)并不十分顯著。本文實證發(fā)現(xiàn)國內(nèi)市場不僅存在收益協(xié)同性，而且協(xié)同性表現(xiàn)出很強的特征，進一步說明交易行為是產(chǎn)生收益協(xié)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(shù)調(diào)整事件的協(xié)同性呈加強的趨勢，上證180指數(shù)卻無此規(guī)律。上證180指數(shù)從2002年7月正式公布至今有4年時間，雖然整體呈現(xiàn)收益協(xié)同性并與國外成熟市場有相似之處，但個別年份出現(xiàn)協(xié)同性異常現(xiàn)象，如單變量回歸分析中，2005年調(diào)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(lián)動效應(yīng)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(tǒng)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(tǒng)性的。行為金融理論放松金融經(jīng)濟學的傳統(tǒng)假設(shè)，在金融理論標準模型中結(jié)合了這些可觀測的、系統(tǒng)的、實際的、對理性的偏差。本文重點研究一種偏差：處置效應(yīng)。

國外關(guān)于這方面的研究已經(jīng)很多，但在國內(nèi)尚很少見到。本文對這兩種行為金融現(xiàn)象進行了實證分析。其意義在于，國外的研究都基于發(fā)達的成熟的股票市場，這些現(xiàn)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(yīng)

什么是“前景理論”？什么是“處置效應(yīng)”？兩者的關(guān)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(jīng)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(xiàn)出的“異?，F(xiàn)象”。同時，這一理論與其他行為經(jīng)濟學的研究成果一起正在動搖傳統(tǒng)金融理論的基礎(chǔ)：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(fā)。

問題11：假設(shè)你比今天更加富裕1000美元，現(xiàn)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(shù)，括號中數(shù)為做此選擇的受試者比例（下同）。

問題12：假設(shè)作比今天更加富裕2000美元，現(xiàn)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(shù)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(jié)果的話，那么你更可能對問題11選擇確定性結(jié)果，對問題12選擇冒險賭博。上述試驗的統(tǒng)計結(jié)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(tài)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(jié)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(jié)果，要么都選擇冒險賭博。而不是象大多數(shù)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(guān)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(shù)人的回答是200一250元。這個數(shù)值反應(yīng)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(shù)人對上面這三個問題的回答中至少可以得到如下結(jié)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?shù)膿p失前景時（如問題12）傾向于冒險賭博，而面臨條件相當?shù)挠熬皶r（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(jù)這三條，Kalmelnan and Tversky（1979）提出了如下圖所示的“S”型的價值函數(shù)和前景理論。依據(jù)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(shù)。這個價值函數(shù)類似于（但不完全等同于）標準的效用函數(shù)。這個函數(shù)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(shù)，在損失定義域中是凹函數(shù)。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(lǐng)域，可以得到處置效應(yīng)（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(xiàn)給投資者的是盈利前景，投資者此時傾向于接受確定性結(jié)果，而輸者呈現(xiàn)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(shù)的關(guān)鍵在于點，它被用來判斷盈利和損失。通常將現(xiàn)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(xiàn)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?！斠粋€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(shè)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(shù)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(shù)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(yīng)該購買它的程度，投資者也將繼續(xù)持有這支股票。這樣，與已經(jīng)上漲了的股票相比，投資者關(guān)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(jīng)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(guān)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(shè)投資者的參考點就是他們的購買價格。盡管這個假設(shè)具有相當?shù)暮侠硇裕?，?yīng)該注意到對于某些投資者，特別是持有股票相當長時間，經(jīng)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(xiàn)在價格是15元，那么他在下一步?jīng)Q策中的參考點顯然會受到這支股票價格波動的。

二、數(shù)據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來自于某著名證券公司的大型營業(yè)部，包括了最近三年（1998/1／19一2000（12/25） 該營業(yè)部內(nèi)所有投資者的全部交易記錄，活動的投資者賬戶數(shù)目為9748個，交易記錄總數(shù)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(shù)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(jīng)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(yè)務(wù)標志、成交數(shù)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(quán)價格數(shù)據(jù)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(quán)數(shù)據(jù)。

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(shù)量和賣出的輸者的數(shù)量。然而，假設(shè)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(yīng)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(jù)時間順序掃描每個帳戶的交易記錄，我們構(gòu)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(shù)據(jù)是“流水”數(shù)據(jù)，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(shù)據(jù)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(zhì)疑的地方是交易數(shù)據(jù)所涉及的投資者多集中在北京地區(qū)，可能對全國不具有代表性。盡管本研究的數(shù)據(jù)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(jié)論出現(xiàn)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(xiàn)盈利還是實現(xiàn)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(quán)最高價和復權(quán)最低價來確定它們是否處于票面盈利。如果該回復權(quán)最高價和復權(quán)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(quán)最高價和復權(quán)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(quán)最高價和復權(quán)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(xiàn)盈利數(shù)目、票面盈利數(shù)目、實現(xiàn)虧損數(shù)目、票面虧損數(shù)目。然后：

“盈利實現(xiàn)比例（PGR）”=實現(xiàn)盈利／（實現(xiàn)盈利+票面盈利）

“虧損實現(xiàn)比例（PLR）”=實現(xiàn)虧損／（實現(xiàn)虧損+票面虧損）

如果盈利實現(xiàn)比例大于虧損實現(xiàn)比例的話，那么說明投資者更加愿意賣出贏者。

四、統(tǒng)計結(jié)果

處置效應(yīng)檢驗是關(guān)于投資者處置傾向和參考點設(shè)定的聯(lián)合檢驗。上述我們采用平均成本作為參考點。參考點設(shè)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(jīng)利率調(diào)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(jié)果與采用“平均成本”作為參考點的實證結(jié)果類似。下面僅報告采用“平均成本”作為參考點的實證結(jié)果。對于上述提到的第一種樣本數(shù)據(jù)缺憾：我怕的樣本數(shù)據(jù)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(jù)中國證監(jiān)會網(wǎng)站統(tǒng)計數(shù)據(jù)，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(nèi)每日盈利實現(xiàn)比例（PGR）和虧損實現(xiàn)比例（PLR）的統(tǒng)計量。這些統(tǒng)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(xiàn)小額盈利，不太頻繁地實現(xiàn)大額盈利的話，那么盡管他們按照交易次數(shù)來判斷，更加傾向于實現(xiàn)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(fā)現(xiàn)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(nèi)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(nèi)月度PGR與月度 PLR的比率。這一比率接近于2.odean（1997）的實證結(jié)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(xiàn)損失，抵減稅收）。但是，本文實證結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)同樣的季節(jié)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(guān)于這一趨勢的解釋。