证券投资优化实证分析

证券投资优化实证分析（精选十篇）

证券投资优化实证分析 篇1

关键词：沪深300指数,协方差矩阵,指数化投资,跟踪误差

1 引 言

指数化投资 (Indexing Investment) 是以复制和追踪某一市场指数为目标, 通过充分分散化和被动式管理来最小化交易成本并取得市场平均收益的一种投资模式。指数基金 (Index Fund) 以拟合目标指数、跟踪目标指数变化为原则, 实现与市场同步成长的基金品种。指数基金的投资采取拟合目标指数收益率的投资策略, 分散投资于目标指数的成份股, 力求股票组合的收益率拟合该目标指数所代表的资本市场的平均收益率。由此出现的指数化投资的跟踪误差 (Tracking Error) , 就是用来度量指数基金的投资风险。投资基金的管理者广泛地应用跟踪误差评价投资基金的相对业绩。一般而言, 跟踪误差被定义为指数化投资组合P (Portfolio) 与基准组合B (Benchmark) 收益之间的差异。对指数基金而言, 跟踪误差度量了指数化投资组合跟踪基准组合的准确程度, 体现了组合对基准指数的相对风险。较大的跟踪误差意味着指数基金可能面临着较高的投资风险。因此, 努力实现跟踪误差的最小化是指数基金的重要目标。

对于指数基金的跟踪误差, 早期的研究主要是基于Markowitz (1952, 1959) 均值-方差 (Mean-Variance) 模型的基础上来进行的。均值-方差指数跟踪模型是以最小化跟踪组合与目标指数收益率之间的偏差为决策目标, 考虑相对风险, 在跟踪组合的期望收益与跟踪误差之间进行权衡。Roll (1992) 注意到超额收益的最优化导致一种不令人满意的结果:动态资产组合系统地含有比基准组合更高的风险并且不是最优的。因此Roll利用Markowitz均值-方差模型的研究方法, 提出了基于跟踪误差波动 ( Tracking Error Volatility, TEV) 的证券组合投资决策原则, 即在给定期望超额收益的前提下, 使跟踪误差的方差最小, 通过最小化跟踪误差的波动率, 达到复制目标指数的目的。在此基础上, Jorion (2003) 引入了常数波动跟踪误差波动 ( Constant-TEV, C-TEV) 优化模型, 即通过对资产组合的总风险施加一个附加的约束条件, 充分地改进动态资产组合的业绩, 进一步发展了TEV约束下的证券组合投资决策模型, 在理论上有效地解决了积极管理所带来的风险问题, 使组合更加有效。

Roll (1992) 提出的TEV优化问题可以描述为:在给定期望超额收益的前提下, 使跟踪误差最小, 或是其对偶问题, 即在给定跟踪误差的前提下, 使超额收益最大。假设基准组合不在有效集上 (现实中的大多数情况) 。考虑在对基准组合偏离向量x的相应约束下资产组合超额收益的最优化, 其模型形式为:

其中关于变量的定义如下:

为了保持线形性质, 假设允许卖空, 例如对于任意资产i, 总的资产权重qi+xi能够为负。否则, 问题可以归为一个没有闭合解的二次最优化问题。

预期收益和方差用矩阵符号记为:

Jorion (2003) 在总结Roll的基础上, 提出了增加对资产组合总风险约束的C-TEV优化问题:对于指定的基准, 在给定跟踪误差和组合总风险的前提下, 使超额收益最大。其模型形式如下:

第一个约束规定了资产组合对指数的偏离向量之和为零。第二个约束规定跟踪误差的方差是一个固定的量T。最后第三个约束限定资产组合的总方差等于一个固定的值σ2P。

本文采用Roll的TEV模型 (1.1) 和Jorion的C-TEV模型 (1.2) 比较投资组合的绩效, 其结果表明在超额收益与总风险控制的平衡方面C-TEV模型优于TEV模型, 描述跟踪误差方差的T值越小, 对TEV优化问题的约束就越有效, 相应C-TEV优化问题的风险约束成本就越小。

2 风险度量与风险约束成本

为比较Roll的TEV模型 (1) 和Jorion的C-TEV模型 (2) 对于投资组合的绩效, 需要度量投资组合的总风险与风险约束成本。我们仍采用Markowitz组合投资的方差去度量总风险, 并给出基于不同协方差矩阵下的风险度量模型之比较;同时用TEV模型与C-TEV模型的收益之差与TEV模型与C-TEV模型的风险差之比定义了风险约束成本。

2.1 基于不同协方差矩阵的风险度量

设H为股票收益率的T×N阶矩阵, 其中T为股票收益率的观测数目, N为股票数目。

2.1.1 样本协方差矩阵

为研究方便, 人们常常假设股票收益率存在二阶矩, 而且是弱平稳的。由于平稳性, 我们可以用历史的数据来预测未来, 在此方法中, 样本协方差矩阵为:

undefined, 其中undefined

其中, τ表示元素都为1的向量 (其阶数在运算上是相容的) , I为适当的单位矩阵。由于幂等矩阵M的秩为T-1, 因此当N>T时, 样本协方差矩阵V肯定奇异, 即使真实协方差矩阵是可逆的。

2.1.2 单指数模型

单指数模型 (Shape, 1963) 认为股票之间的关联运动, 完全由股票与市场因素的关联运动所决定, 其协方差矩阵为

undefined

其中, D=diag (diag (V) ) , 是样本协方差矩阵的对角阵, σundefined为市场指数I的方差的估计值, c为股票与指数的协方差向量cov (R, I) 的估计值, 而对角阵Q=diag (diag (ccT) ) 。

2.1.3 常量相关模型

常量相关模型 (Elton, Gruber和Padberg, 1976) 认为股票间的相关系数都相同, 因此该方法得到的协方差矩阵为

其中, ρ为样本相关系数的平均值, d=diagundefined为股票的标准差向量。

2.1.4 数量矩阵模型

该模型假定股票间不相关, 而且个股的方差都相等, 则协方差阵为一数量矩阵:

其中k=tr (V) /N, tr (·) 表示矩阵的迹。显然, K是非奇异的。

2.1.5 两参数模型

该模型假定个股方差都等于样本的平均方差, 协方差都取为样本的平均协方差, 即:

其参数g=tr (V) /N, h=τT (V-D) τ/ (N (N-1) ) , 分别为样本协方差矩阵主对角线元素的平均值与非对角元素的平均值。

2.2 风险约束成本

对资产组合的总风险施加约束条件, 会导致资产组合的总收益有所下降, 为了度量这一损失, 定义如下的风险约束成本c:

undefined

其中的μTEV和σTEV对应着TEV模型下资产组合的总收益和总风险, μC-TEV和σC-TEV对应C-TEV模型下资产组合的总收益和总风险。风险约束成本c衡量了降低单位风险所造成的收益损失。

3 不同协方差矩阵下投资组合绩效的实证分析

3.1 样本选取

本文以沪深证券交易所于2005年4月8日联合发布的反映沪深两市A股综合表现的跨市场成份指数沪深300指数作为标的指数, 简称为沪深300。该指数具有良好的市场代表性和可投资性。

关于基准组合B的选取和构建, 在以下的实证分析中, 我们比照地选取沪深两市中的4只股票市场指数和1只上证债券市场指数作为基金投资范围的代表, 按照TEV模型和C-TEV模型构造投资组合。分别用样本协方差矩阵方法、单指数模型方法、常量相关模型矩阵方法、数量矩阵模型方法以及两参数方法, 五种不同的方法计算协方差矩阵, 进而比较不同协方差矩阵计算方法的选择对两种模型下投资组合绩效的影响。其中沪深两市的4只股票市场指数分别取上证工业指数 (000004) 、上证综合指数 (000008) 、深证金属非金属指数 (399137) 、深证房地产业指数 (399200) , 上证债券市场指数取的是上证国债指数 (0000012) 。

取上述指数每日调整后的收盘价pt作为研究样本, 样本长度从2005年4月8日起至2007年10月26日, 共582组数据, 取样本的收益率rt作为具体观测对象, 具体定义为:rt=1000 (lnpt-lnpt-1) 。

文中所有数据来源于雅虎财经网站:http://cn.finance.yahoo.com/

3.2 不同协方差矩阵下投资组合绩效的数值计算

表1展示了样本区间内在五种协方差矩阵计算方法下, 增加总风险约束前后, 预期收益μ的计算结果, 在各种超额收益风险水平T的约束下总风险σ的计算结果, 以及风险约束成本c的计算结果。

其间所跟踪的沪深300标的指数的收益为2.8900, 标准差为18.6284。

3.3 不同协方差矩阵下投资组合绩效的比较分析

根据表1所得的计算结果, 我们可以得到如下三个方面的比较分析。

3.3.1 是TEV模型与C-TEV模型优化效果的比较

相比较于基准组合B, 通过TEV优化模型, 资产组合的收益率的确是提高了, 但与此同时, 组合的总风险也有了一个较大幅度的增加, 正是这一结果导致了资产组合委托管理中的委托代理问题;而C-TEV优化模型将总风险限定在与基准组合相等的风险水平上, 其收益率与相同条件设定下TEV优化模型的结果相比仅有一个相对较小的损失。这说明C-TEV优化模型在使得最大化收益率的同时, 尽管有一定的收益损失, 但对于投资组合总风险的控制方面却有着满意的效果, 平衡了超额收益与总风险控制的优化。这对于委托代理问题给出了一种比较好的解决途径。

3.3.2 超额收益风险即跟踪误差的方差T的不同取值的比较

从不同的T值选取对模型计算效果的数据结果对比中我们可以看到, 随着T值由7.5到15的增加, 根据TEV优化模型计算出的投资组合总风险也在不断增加, 同时风险约束成本c也在逐渐增加。我们得出结论, T值越小, 对TEV优化问题的约束就越有效, 相应C-TEV优化问题的风险约束成本就越小。这更加表明了在投资者或监管者对于基金经理行为约束时选择相对更加有效的跟踪误差约束的重要性。

3.3.3 使用不同协方差矩阵估计方法对投资组合绩效影响的比较

从投资组合总风险的度量效果来看, 使用五种不同的协方差矩阵估计方法所度量出的风险确实存在较大的差异, 单指数矩阵F和两参数矩阵P对风险的估计最为接近所设定的跟踪标的指数, 而数量矩阵K不能很好地度量市场风险。从风险约束成本的角度来看, 数量矩阵K下的风险约束成本最小, 其它四种矩阵下的风险约束成本比较相近。

参考文献

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中国证券市场的实证分析论文 篇2

我国证券市场近年来发展速度之快令人瞩目。1995年之前，深沪两地证券市场的上市公司数量仅为310家，证券化程度（上市公司股票市值/国内生产总值）为7.89%；到底上市公司数量已增加到745家，总市值为17529亿元，证券化程度达到23.44%；进入之后，公司上市的数量和规模更以前所未有的速度发展。即便如此，一方面仍有众多企业在千方百计地寻求上市而未果；另一方面，业已上市的公司被市场和各级地方政府看成是珍贵的资源，即使长期业绩不佳的上市公司也被作为一种“壳”资源得到保护和买卖。对此，人们不禁会问：中国证券市场上难道有免费午餐吗？证券市场难道是一个聚宝盆吗？

依照经济学的理论，证券市场大体上有三种功能。其一是融资功能。企业通过股票市场筹集投资所需的资金。企业的融资来源一般可分为内部和外部融资，外部融资又可进一步划分为间接和直接融资。直接融资主要是由债券融资和股票融资组成的，它们均是通过证券市场来完成的。其二是信号功能。证券市场为经营者的投资决策提供一种信号。这也就是说，证券市场的价格波动会影响经营者的投资决策。一方面，证券市场是企业的一个融资来源，股价的变动会影响企业的资本成本；另一方面，如果经营者的目标是股东利益最大化，证券市场对企业价值的估价变动会影响现有股东的利益。因而，经营者的投资决策必须考虑证券市场的反应。其三证券市场充当公司监控的传媒。作为公司控制市场，证券市场对经营者的行为构成了一种外部约束机制（相比之下，公司董事会则是一种内部约束机制）。股东除去在董事会和股东大会上“用手投票”，还可以在证券市场上“用脚投票”。公司的经营绩效不佳可能导致证券市场上的并购，或者通过证券市场收购股权争夺公司的代理权。同时，作为一种融资市场，证券市场通过改变公司的资本结构而影响公司治理结构（Samuel，C.，a，b，c，d）。

除此之外，证券市场在我国现阶段还有一个特殊的功能，那就是为实现企业经营机制的转变，建立现代企业制度服务。党的十五大把证券市场确立为我国社会主义市场经济的一个有机组成部分，并将成为国有企业未来摆脱困境的出路之一。只有充分发挥证券市场的上述固有功能，建立起现代企业制度才能从根本上使国有企业摆脱困境。我以为，这一点正是我国社会主义初级阶段运用证券市场的主要目的。

从证券市场的功能来看，如能有效地运用证券市场，其收益是巨大的。那么，这是否意味着对企业所有的利益相关主体（stakeholders）（股东、经营者、债权人及雇员）来说只有收益而勿需付出成本呢？如果企业上市需要付出成本，那么为什么在我国证券市场上的会出现上市公司供给（接近）无穷大的局面呢？为了限制证券市场上的这种过度供给，现阶段不得不依靠政府控制上市公司数量和规模来解决。看来上市公司至少现阶段（一定程度上）在证券市场上的确能享受免费午餐。

上市公司能得到近乎免费午餐的原因究竟是什么，它对我国证券市场的功能发挥及建立现代企业制度这一目标究竟意味着什么？这是我国发展证券市场目前迫切需要回答的问题。

二、证券市场与企业融资

融资是企业进入证券市场的最主要动机。对一家要进行投资的企业来说，可供融资的来源是多重的，其中包括：

（1）内部积累，即依靠业已实现的一部分利润作为投资的来源（提取的折旧费也可归入此类）。

（2）银行贷款和发行债务，虽然这两种方式形式上不同，但它们都构成企业的债务。

（3）发行股票，它进一步又可分为发行新股和配股，它们在企业资产负债表上并不表现为企业的债务，而是一种资产。这三种融资来源或融资方式也被分别称之为内部融资、债务融资和股票融资。

面对不同的融资方式，企业经营者应该选择哪一种呢？传统的企业融资理论认为，在既定的投资决策条件下，企业经营者的目标是寻求最佳的金融结构，实现企业市场价值的最大化，也就是本企业的金融结构对投资者有最大的吸引力。但如果假定资本市场充分有效地运行，那么企业的金融结构与企业的市场价值无关。这也就是说，企业的金融结构选择不会影响它的市场价值。据此可进一步推论：当需要融资时，企业对任何一种融资方式都没有特定的偏好，各种融资方式是完全可替代的，因为任何选择都不会影响企业的市场价值。这就是著名的莫迪利亚尼－米勒定理。

现代企业融资理论则认为，由于资本市场是不完善的，不同融资方式的成本有很大的差异，企业融资方式的选择取决于融资成本（Harris，Raviv，1991）。对企业内部融资来说，在不考虑税收的条件下，融资成本实际上是一种机会成本。如果企业的内部留利不进行投资，可以转作其它用途，如分配给股东，存入银行，购买国债，转借给其它企业，等等。因此，它的成本是资本市场所要求的税后利润率，这种税后利润率既可能是向股东支付的股息率，也可能是资本市场的利率。

对企业的债务融资而言，融资成本是由以下各部分构成的：

（1）利息率；

（2）企业财务恶化或破产成本（Bernake&Campbell,1988）。

（3）举债的代理人成本。和内部融资相比，后两项是债务融资的额外成本。此外，如果经营绩效不佳，企业在借贷市场上根本就得不到所需的资金。

至于股票融资的成本具体包括：

（1）股息率。

（2）股票发行的交易成本。

（3）税收成本，股票融资需要支付红利所得税，而债务融资支付的利息通常是免税的。

（4）发行股票的负动力成本。

和股票融资相比，债务融资存在着一系列收益。由于经营者不是企业100％的剩余索取者，他们有动力从事企业价值非最大化行为。而通过债务融资可以约束经营者的这类非最优行为。其一，在经营者持有企业股权水平不变的条件下，企业债务融资比例的增加会提高经营者的相对投资份额，增加经营者的工作动力。其二，股票融资需要企业支付红利，债务融资需要企业支付利息，但利息支付具有强制性。这就减少了企业的“自由现金流量”（剩余留利和折旧费之和），经营者从事企业价值非最大化行为的活动余地缩小（Jensen，1986）。其三，和股票融资相比，债务融资使企业的破产概率上升，经营者所受到的压力加大，为避免破产风险，经营者会更加努力地工作，减少不必要的奢侈消费。这些都有助于缓解经营者与股东之间的利益冲突，降低了代理人成本，从而构成了债务融资的收益。债务融资的成本和收益最终决定了企业的资产负债比率。在这种意义上，股票融资的成本相对增加。（5）发行股票的信息不对称成本。在经营者与外部投资者之间存在着信息不对称，因此外部投资者通常会把新股票发行看成是企业质量恶化的信号，相应的低估它们的市场价值（Myers&Maijluf，1984）。经验研究显示：当一家企业用债务回购股票时，该企业的股票价格会上升；反之，当它通过发行股票来偿还债务时，其股票价格会下降。

从理论上来说，很显然内部融资的成本最低，股票融资的成本最高，债务融资的成本介于两者之间。正是这种融资成本的差异决定了企业融资方式的选择：企业融资方式的选择顺序是内部融资、债务融资、股票融资。发达国家企业的融资方式的历史和现状均已证明了这一点。例如，1981－1991年间，美国公司新投资的74.7%来自于内部融资。此间，股票融资的比例为－11%，这也就是说，企业回购的股票数量大于企业发行的股票数量。

发达国家企业融资方式的选择本身并不能指导我国现阶段企业融资方式的选择。长期以来，我国不存在证券市场，国有企业只能依赖内部融资和债务融资；而负债率过高又是困扰国有企业发展的一个重要因素。随着证券市场的产生和发展，企业注重股票融资有着其客观的必然性。然而，经济学理论和发达国家的现实却向我们证明了一点：股票融资是要付出成本的，并且其融资成本高于其它融资方式的成本。

现在让我们来看一下中国国有企业的股票融资成本状况，它在一定程度上决定着公司上市的欲望。

（1）理论上上市公司需要向股东支付红利。它具体表现为股息率，即使公司没有向股东支付对公司也是一种成本，只不过是股东放弃了现在获得红利的机会，以便将来获得更多的红利。红利实际上转化成了一种股权。股息率的水平一般应该高于债券利息率或银行存款利率，因为股票投资是一种风险投资。在证券市场上，股息率表现为市盈率的倒数。从融资成本的角度来看，新股发行的市盈率比市场市盈率是一个更为符合实际的指标。目前，我国上市公司新股发行的市盈率大致在14―15倍左右。假定上市公司上市前的盈利数据真实，或对未来的盈利预期符合实际的话，股息率大致7.15―6.7%之间。显然，这一水平低于借款利率。

公司上市之后，如果经营不善导致股息率降低，股价应该相应的下降。而股价的下降一方面可能会导致大股东通过内部控制机制对经营者进行惩罚（如撤换）；另一方面还有可能导致被敌意兼并者收购，结果也将对经营者予以惩罚。而在中国证券市场上，这类机制基本上是不存在的（下文我们将讨论原因）。结果是上市企业一旦完成新股发行之后一般就不会再关注二级市场上其股价的变动，除非为了以高价格进行配股或者保证内部职工股顺利上市。最终，许多企业的股息率降致零或负数的水平。例如，19深沪市场上市公司中，每股收益低于0.1元的公司占15.43%。就这些企业而言，说它们通过证券市场免费融资是决不为过的。

（2）股票发行的交易成本。这是企业需要付出的一项真实成本。然而，我国目前二级市场股价与一级市场股价的差异较大，新股一般是通过上网发行，只有极少一部分认购资金能够中签。认购过程中需要把巨额认购资金冻结一段时间，这部分资金所产生的利息收入在很多情况下足以抵消发行股票的交易成本并有余。

（3）红利支付的税收成本。这是企业无法逃避的一项成本。在我们的日常观念中，红利税是由股东支付的，似乎与企业无关。但如果我们清楚企业本身就是股东的，这种税收自然就构成了企业的成本。但在这里需要指出与目前我国上市公司税收有关的另一种现象：虽然中央政府对上市企业和非上市企业的税率已经统一，但在实际实施过程中，几乎所有的地方政府都要对上市企业实行税收减免政策。其结果是客观上上市企业的税负低于非上市企业。综合起来看，上市公司并未承担额外的税负。

（4）发行股票的负动力成本。对现阶段的国有企业来说，无论是债务融资还是股票融资，经营者的动力没有明显的区别。其一，经营者基本上不持有企业的股权，债务融资谈不上会增加经营者的相对投资份额。对国有上市公司而言，这一点表现得尤为明显。其二，在政府既是企业债权人（通过国有商业银行发放贷款）又是最大股东的前提下，选择何种融资方式都不会对经营者的行为和工作动力产生重大影响。因而，从企业的最大股东（政府）角度看来，发行股票的负动力成本是可以忽略不计的。

（5）发行股票的信息不对称成本。在所有者与经营者分离的条件下，信息不对称是一种客观存在。但是，信息不对称要导致股票发行对企业的市场价值低估至少需要满足两个条件。第一，企业的债务融资是在真正意义的市场上进行的。假如贷款人不是根据企业的“质量”发放贷款的，那么投资者对企业选择不同融资方式的动机和能力也就无从进行比较。这也就是说，哪些企业能够获得贷款并不完全取决于它们偿债能力的高低；当然，哪些企业上市也和其“质量”缺乏必然的联系。第二，证券市场上的投资者必须为自己的投资决策负责。反之，投资者根本无法根据经营者的融资决策判定企业的“质量”。这也是判定投资者队伍乃至证券市场质量高低的一个主要标准（张维迎，年）。显然，我国资本市场的现状还不满足这两个条件。当然我们也就看不到证券市场对发行股票企业市场价值的低估。现实中，许多上市公司正是通过发行股票偿还其原有的债务的。例如，1997年底上市公司股东权益较上年增长了36.66%，负债总额增长了10.64%，由此使上市公司整体负债比率比上年度下降了5.26个百分点。这表明上市公司通过发行新股和配股所募集的资金相当一部分用于偿还了债务（刘郎，曹桂香，19）。这也从一个侧面证明了我国上市公司的融资成本低于债务融资成本。否则的话，那就意味着上市公司用高成本的资金替代了低成本的资金。

综合以上各项，我国上市公司的股票融资成本是极低的。除去红利支付之外，上市公司基本上勿需付出额外的成本。况且，红利水平的高低对公司又是无约束力的，致使相当大一部分公司实际上是近乎免费融资。尽管我们现在还难以对其进行量化，但有一点应该是可以确认的：相对于债务融资，这是一种较低成本的融资来源。由此也解释了为什么国有企业对股票融资拥有近乎无限大的需求。

三、证券市场与经营者的投资决策

与企业融资理论相对应，企业投资理论也在发生变化。基于莫迪利亚尼－米勒定理，传统的投资理论认为，只要投资的预期收益高于资本成本，企业就能获得所需的资金，因为各种融资方式是完全可替代的，当内部融资发生波动时（源于经营状况的变化），企业完全可以不受约束地靠外部融资来弥补。即使没有股票融资渠道，企业也可以通过债务融资来解决。在这里，证券市场与经营者的投资决策没有必然的联系。

而现代投资理论则接受不同融资方式的不可替代性，所以企业内部融资能力的波动会导致企业投资水平的波动；同时，证券市场的股价变化会影响经营者的投资决策。不过，在经营者投资决策的最主要决定因素上，不同投资理论模型的见解略有差异（Samuel，C，1996d）。一类理论模型认为，经营者的投资目标是寻求销售额、雇员利益、报酬、市场份额等指标的最大化。在经营权与所有权分离的条件下，经营者的行为有很大的自主性，它们受所有者和市场的约束较小。经营者的自主权大小取决于证券市场所强加给它们的最低利润约束程度。所谓最低利润约束是指企业投资收益水平不得低于某一点，否则经营者将会受到证券市场的惩罚（如，降低报酬、解雇、企业被兼并等）。高于这一点之后，经营者的投资决策是完全自主的。这类见解可称之为经营者投资论。另一类理论模型则认为，经营者的投资目标是寻求股东利益最大化。市场对企业价值的估价是决定经营者投资的最主要因素。由于信息不对称，发行股票会使企业价值被低估，只有当投资收益高于股票融资成本时，经营者才应该利用股票融资渠道。这类见解可称之为信息投资论。

不论是经营者投资论还是信息投资论，它们都承认证券市场对经营者投资决策的约束，只不过对约束程度的高低有不同的看法而已。简单说来，证券市场对经营者投资决策的影响有如下机制。

（1）股票价格的波动会改变企业的资本成本。当股市处于熊市时，尤其是市场的市盈率较低时，无论是发行新股还是配股都会提高股票融资的成本；相反，

企业的融资成本会降低。

（2）过多或过少的运用股票融资，或者改变原有的融资来源结构会改变市场对企业价值的估价。这一点上文已经提到。

（3）股价的波动会对经营者构成压力或动力。如果市场认定企业的某一项投资是不合理的，股价便会下跌。结果可能是，大股东通过董事会撤换经营者，敌意兼并者会乘虚而入，经营者持有的股票价值下跌，经营者的报酬降低（如果经营者的报酬水平与股价挂钩机制的话），等等。理论上正是证券市场的这种信号功能在一定程度上指导着经营者的投资决策。那么，我国现阶段上市公司经营者的投资决策与证券市场的关系如何呢？

首先，经营者的经营目标并不是寻求股东利益最大化，而是自身利益和职工利益的最大化，对国有上市企业的经营者来说尤为如此。因而，投资决策与证券市场的信号无关。其一，在国有企业改制上市过程中，企业的经营者和职工可以按照一级股票市场的发行价购买10%的社会流通股。在一级市场价格与二级市场价格存在巨大差异的情况下，这种优先购买权是一笔巨大的收入。这也是为什么企业经营者选择上市的主要动机之一。其二，股票融资的低成本促使经营者根本勿需考虑投资收益问题。股票融资的成本之低使得企业可以用股票融资来偿还债务，或干脆存入银行获息。例如，截至年4月15日对深沪市场已公布年报的546家上市公司募集资金使用情况（其中411家公布了募集资金使用情况）的统计表明，在尚未投入项目的资金中，有132家公司补充了流动资金，有141家公司存入了银行，有24家公司购买了国债，有5家公司购入证券，有38家公司归还了贷款，另有23家公司转作其它用途（上海证券报，1998年）。更有甚者，某些上市公司把募集的资金用于改善职工住房和经营者的奢侈性消费等等。其三，经营？咚嬉飧改招？或配股）说明书所承诺的投资计划。一些公司对投资项目的失败乃至年度亏损不做任何实质性的解释。

第二，证券市场的价格波动基本上不影响企业的融资和投资决策。其一，对于公司发行新股目前主要受制于政府的管制，而政府的决策更多的是基于证券市场的承受能力作出的。

对于上市公司的配股，证券管理条例所作的主要限制是净资产收益率连续三年保持在10%以上。为了获得配股资格，许多上市公司绞尽脑汁，不惜在年度报表上做手脚，从事利润操纵活动，包括提前确认营业收入，推迟确认本期费用，潜亏挂帐，会计方法变更或会计处理错误，帐证不符或帐实不符，关联交易影响利润等（蒋义宏，1998年）。其二，经营者的待遇、地位与证券市场的价格波动基本上无关。

倘若经营者的投资决策受制于证券市场的信号，这对股东来说应该是一项收益。只有使经营者的投资决策受制于证券市场的信号才能真正减少经营者的非最大化行为，降低代理人成本，带来企业利益或股东利益最大化；反过来，这对经营者来说应该是一项成本。不过，我国现阶段国有企业的一个特殊情况是企业能否上市很大程度上是和经营者的“努力”程度（如，为上市和上市额度跑关系）联系在一起的。因而，考虑到这一点，经营者的投资决策与证券市场的信号功能脱节实际上就成了企业为什么选择股票融资方式的另一个动因。

四、证券市场与公司治理结构

企业是不同个体之间一组复杂的明确契约和隐含契约的交汇（nexus）所构成的一种法律实体。在这种法律实体中，契约的交汇既有经营者与所有者之间的契约、经营者与雇员之间的契约，还有企业作为债权人与债务人之间的契约、企业作为供应商（或消费者）与消费者（供应商）之间的契约、企业作为法人与政府之间的契约等等。这些不同利益相关主体之间的契约安排构成了公司治理结构的基本内容。其中，所有者与经营者之间的契约安排是公司治理结构的核心。而证券市场既是公司融资的场所，又是公司所有权交易的场所。在这种意义上，证券市场与公司治理结构存在着密不可分的关系。

（1）作为公司融资的来源之一，证券市场直接影响着企业的资本结构，资本结构进而又影响着企业的股权结构。当企业增加内部融资时，现有股东的股权比例上升，负债率下降；当企业增加债务融资的比例时，现有股东的相对投资份额增加，负债率上升；当企业增加股票融资的比例时，现有股东的股权被稀释，负债率下降。因而，选择不同的融资方式和资本结构决定了不同利益相关主体在企业控制权中的份额。如果企业对某一种融资方式形成一种稳定的偏好，通过资本结构的改变，企业的控制权和组织管理机制最终将会发生变化。

依照这种逻辑，国有企业上市的结果首先是企业负债率的下降，国有股权被稀释。尽管国有股权被稀释，但政府并没有失去对上市公司的控制权。绝大多数国有上市公司并没有因为上市而从根本上改变内部组织、管理及运行机制。和尚未改制的国有企业相比并未发生本质的变化。其中，一个最根本的原因是社会流通股（即可在证券市场上流通的股票）占总股本的比例很少超过50%，剩余的不可流通部分仍然由国家持有。这就意味着，除去国家之外，任何股东都不可能对公司拥有绝对控制权，即便拥有全部的社会流通股。在国有股权不进入市场流通的前提下，国有股（包括法人股）的价格与社会流通股的价格是不同的，结果便形成了同一企业不同股东持有的股票权力相同而价格不同的奇怪的现象。自然国有股不会受到二级市场股票价格波动的影响；国家股东不会介意二级市场股价的变动。而同时，政府作为最大的股东却有权任免、奖惩企业的经营者。不过，近一段时期许多国有上市公司出现了配股价低于二级市场价格的现象。这是企业经营者长期忽略二级市场价格（或社会股东利益）的一个必然后果。

与此相关的一个值得注意的现象是政府并不积极参与上市公司的配股。在1997年有国家股的上市公司中，73家公司实行了配股，其中只有25家公司的国家股东全额参与了配股；13家公司的国家股东干脆放弃了配股权力。从理论上来说，放弃配股权力不仅意味着在公司的控股份额相对下降，而且还是一种直接经济损失（因配股价格低于二级市场价格）。这是否意味着国家股东要主动放弃对公司的控制权，还是意识到了参与这类公司的配股得不偿失？这是一个需要进一步研究的问题。

（2）证券市场作为一种公司控制市场（corporatecontrolmarket）对经营者构成了一种外部约束机制。当企业经营不善时，对经营者无法实行直接监控的广大中小投资者只能采取“用脚投票”的策略，卖掉所持有的股票，由此导致二级市场上的股票价格下跌。股票价格的下跌首先会招致敌意兼并者的兼并。一旦敌意兼并成功，现行的经营者自然难以躲避被解雇的厄运。

对于那些无法直接监控经营者而又拥有较大股权的股东来说，有时“用脚投票”策略并非最佳的选择。为了共同的利益，这类投资者中的一些人会联合起来，利用手中的股权争夺董事会的席位，或者联合成为最大股东，直接监控经营者的行为。这种争夺公司代理权的活动对经营者是一种潜在的威胁。

企业的最大股东（如果存在的话）一般不会采取“用脚投票”的策略。面对经营不善、股价下跌，他们会通过董事会的渠道直接罢免经营者，也就是说“用手投票”。和前两种方式相比，这是对经营者进行日常监控的最快捷和最有效的方式。

目前我国证券市场和上市公司的股权结构基本上排除了上述形式的监控机制。如上所述，国家股东持有绝对多数股权，况且是不可流通股权。首先，排除了通过证券市场敌意兼并的可能性。极少的敌意兼并只可能发生在为数不多的所谓的“三无概念”公司中。著名的“宝延收购”是其中一例。现行的并购大多是国有股东或法人股东在

市场之外自愿转让的结果。其次，无控制权的大股东即使全部联合起来也无法在代理权争夺中获胜，况且这样做技术上还有很多障碍。最后的选择只能是求助于最大股东──政府通过内部控制机制对经营者进行监控。尚未改制上市的国有企业现状便是这种监控的结果。

除了上述监控机制之外，理论上还存在着上市公司摘牌和破产机制。关于上市公司摘牌的条件，我国目前的管理条例规定是连续三年亏损。实际操作过程中，迄今为止尚未有一家上市公司因此而被摘牌，只有琼民源一家公司因欺诈而被停牌。原因是上市资格是一个近乎免费的融资来源，地方政府、上市公司的母公司及其它公司都不会轻易地放弃这笔资源。这就是我国近年来证券市场上保护和买卖“壳资源”的真正动机。一旦某家公司接近达到了摘牌条件（如连续两年亏损），各方便会采取一切“措施”使其免遭劫难。最坏的结果也是为那些“借壳上市”的公司所购买。至于破产机制在证券市场上更不会存在。国有企业的破产在一定程度上是政府决策的结果。目前，某些上市公司理论上已经满足了破产的.条件：资不抵债。可得到的惩罚也只是在其股票名称之前加上“ST”（英文的“特殊处理”缩写）而已。

由于证券市场与公司治理结构的脱节，公司上市对所有者而言不会有什么损失，他们仍然拥有对公司的控制权；对经营者而言同样没有什么损失，他们仍然可以免于证券市场的监控。

五、中国证券市场应该向何处去？

证券市场的各种功能是相互联系的。没有融资功能，证券市场就失去了存在的基础；没有信号功能，从证券市场筹措的资金就得不到有效地使用，市场的资源有效配置功能就无从谈起；没有公司监控的功能，证券市场的融资功能就会演变成为一种大股东的“圈钱”行为，企业投资演变成为“内部人”牟利的手段。

纵观我国证券市场功能的现状和公司上市的成本与收益，我们也就不难理解上市公司为什么会有无限大的供给。上市公司的应该付出的和实际付出的存在着巨大的差异。对国有上市公司的所有者来说，证券市场提供了一个低成本的或免费的融资渠道，解决或缓解了国有企业的负债率过高和资金紧张的困难，解除了企业破产的威胁（至少在短期内是如此），缓解了国有商业银行的呆帐压力，降低了银行的风险。即使证券市场的信号功能和监控功能没有得到发挥，那也不是额外的损失。对国有上市公司的经营者来说，证券市场的融资功能不仅巩固了在企业现有的地位，而且为“内部人”带来了一笔额外的收益；信号功能的失灵扩大了经营者的自主权，廉价的资金既可以为“内部人”利益服务，也可以实现规模扩张的欲望；而监控功能的失灵则更是一种额外的收益。既然最大所有者和经营者都不会从公司上市中损失什么，况且还有额外的收益，上市便成了一种皆大欢喜的选择。

而对于社会股东来说，只要上市资格还是一种稀缺的资源，就不用从整体上担心投资风险问题（即使在单个企业投资上存在风险）。长此以往，这个免费的“馅饼”总有被吃完的一天。

由此可见，我国目前的证券市场基本上只是一种融资的场所。毫无疑问，这种现状无助于转变企业经营机制，建立现代企业制度。而这一功能恰恰应该是现阶段发展我国证券市场的最主要目标。造成这种矛盾的根本原因在于企业缺乏真正意义上的委托人。之所以这样说并不是企业在法律上没有委托人，这种委托人既可以是政府（具体表现为政府官员）、国有控股法人，也可以是全体公民、证券市场上的广大投资者。对于前一类委托人来说，问题在于它们是否有足够的动力为自己的行为负责，行使委托人的权力和义务；对后一类委托人来说，问题在于他们是否有能力行使委托人的权力和义务。如何通过证券市场造就出一批有动力又有能力行使委托人权力和义务的委托人是解决目前我国证券市场功能缺陷的根本出路。

参考文献

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Paper,No,WorldBank.

民间投资影响因素的实证分析 篇3

关键词：民间投资，影响因素，因子分析

中图分类号：F2文献标识码：A文章编号：1672-3198（2007）12-0037-03

0 前言

改革开放以来，随着市场经济体制的完善，我国民间投资增长迅速，民间投资总量不断扩张，比重持续上升，在全社会投资中的份额己超过国有经济投资，对全社会投资增长的贡献逐步提高，在推动经济增长，调整经济结构，增加就业机会，活跃市场等方面发挥了重要的作用，民间投资无疑是我国未来经济增长的活力所在。1985-2002年，全国民间投资从731.67亿元增加到20069.37亿元，2002年投资额已超出国有经济投资1192.02亿元；年均增长20.2%，增幅高出全社会固定资产投资3.1个百分点，增幅高出国有固定资产投资5.8个百分点；占全社会固定资产投资的比重由28.77%提高到46.14%。但是，由于民间投资的发展面临着许多有形和无形的障碍，民间投资的潜力远未充分发挥。近年来民间投资的增长速度明显放缓，严重影响了内需的扩大，减缓了经济增长速度。

而只有对自己的民间投资影响因素有一个客观、准确、科学的综合评估，才能有效的促进和发展民间投资。由于有众多指标对民间投资有影响，且各指标之间存在一定的相关性。以此为出发点，试图运用多变量统计因子分析方法对全国各省市的民间投资进行定量分析，在这期望能用因子分析法找出影响民间投资因素的大小，从而找出影响民间投资的关键因素。

1 民间投资影响因素分析和指标选择

选取2005年全国30个省市自治区(西藏、台湾除外)的一系列经济评价指标对其进行因子分析。经过对民间投资影响因素的定性判断，选择了14个影响民间投资的主要因素。这几个因素为GDP、人均GDP、人均公路密度、电话普及率、每万人中大学生数、工资水平、市场化指数、R&D经费占GDP比重、全要素生产率、城市化水平、资金配套能力、工业企业数量、近10年的经济增长率、产业结构等14个影响因素。

GDP代表了民间投资的市场因素，而市场的规模及其增长潜力则对民间投资有更大的吸引力。

人均GDP，反映了一个地区的经济发展水平，体现该地区对商品和服务需求的规模与层次。

城市化水平代表了该地区的生产规模和经济活动的集聚性。现有经济活动的规模应该是一个重要的区位因素。

人均公路密度，发达的交通设施有利于投资者将产品运输到市场，也有利于方便的获得原材料，减少交通运输成本，从而能够以较低的成本开拓市场。交通密度通常被用来衡量一个地区的交通发展程度。

电话普及率，即每百人拥有的电话数代表地区的通讯水平，体现区位物质基础设施的状况。

每万人中大学生数体现了一个地区的教育水平，教育水平越高，则劳动力的素质越高，进而该地区的劳动生产率越高。

R&D支出占GDP的比重表明了一个区位的技术能力，它是吸引创新资产寻求型民间投资的关键因素，这个比例越高，说明科研投入越高，一般而言科学技术水平较发达。

工资水平体现了一个地区的劳动力成本的高低，生产周期理论认为投资是为了利用该地区的廉价劳动力优势，尤其是在发展中国家的投资。

市场化指数体现了该地区的市场化程度，市场化指数越高，该地区发展成熟的市场经济，建立完善的要素市场体系和产品市场体系，疏通各种流通渠道，减少市场风险，为民间投资提供良好的市场环境。

全要素生产率体现了该地区的资源配置效率，从经济运行的效率来看，不同地区的要素投入产出效果的差异对民间投资而言起着重要的作用，从一个投资者的角度而言，总是希望投资在投资回报率较高的地区，而投资的回报率的高低与资源配置效率密切相关。

资金配套能力在这里用人均国家银行存款余额来表示，启动民间投资，必须满足发展民间投资的基本条件，给民间投资以必要的金融支持，该地区的民间资本越充足，对民间投资的贷款越多，一般而言，民间投资越发达。

近10年的经济增长率反映了该地区的市场潜力，较高的经济增长率反映了该地区有较大的市场容量增长速度，有着越来越多的投资机会，对民间投资的吸引力越大。

产业结构用二三产业比重来表示，二三产业的比重代表了该地区的产业结构，产业的结构化程度越高，越处在经济发展中工业化的后期，对投资的要求越大，同时这个阶段经济发展很快，也及时的拉动了民间投资的发展。

数据来源各年的中国统计年鉴、中国经济信息网和中国统计信息网。借助SPSS11.5统计软件，可得到旋转以后的因子载荷矩阵表。再经过不断的调整分析，最终选取四个主因子来衡量影响民间投资分布的因素。这四个主因子对样本方差的贡献和为86.893%，说明用这四个主因子代表原来的14个指标评价体系有相当的把握。

2 主成分分析方法简介

2.1 主成分分析的基础思想

主成份分析(Principal Components Analysis)是由Hotelling于1953年首先提出的，是利用降维的思想把多指标转化成少数几个综合指标的多元统计方法。能将众多的有错综复杂关系的指标，归结为少数几个综合指标(主成分)，每个主成分都是原来多个指标的线性组合。通过适当调整线性函数的系数，既可使各主成分相互独立，舍去重叠的信息，又能将各原始指标所包含的不十分明显的差异，集中地表现出来;并使研究对象在主成分上的差异反映明显，为进一步的分类研究或综合排序提供条件。各主成分与原始指标的相关系数称因子载荷，它反映了主成分与原始变量间的相关程度。

2.2 主成分分析的计算步聚

(1) 对原指标进行标准化处理，以消除量纲及数量级差异对评价结果的影响。Ｘij =（Ｘij-ＥＸj）/Ｓｊ，ＥＸ表示变量的样本平均值，Ｘij表示標准化后的数据，Ｓ表示变量的样本标准差；

(2)计算标准化样本Ｘi的相关系数矩阵Ｒ，并对其进行KMO和Bartlett检验;

(3)求相关系数矩阵Ｒ的特征值λj和特征向量tj;

(4)计算主成分yk(ｋ=1，2，…ｍ，ｍ<ｐ)的贡献率和累积贡献率;

(5)计算主成分yk与标准化样本Ｘi的因子载荷矩阵;

(6)根据旋转之后的因子载荷阵来确定和解释各综合因子。

3 实证分析

下面就举例把这种方法运用于民间投资影响因素的分析评价中，其过程主要有以下几个步骤：

(1)选定指标。根据民间投资特点，选定如下14个指标作为分析起点：GDP、人均GDP、人均公路密度、电话普及率、每万人中大学生数、工资水平、市场化指数、R&D经费占GDP比重、全要素生产率、城市化水平、人均存款、工业企业数量、近10年的经济增长率、产业结构。

(2)收集数据样本。依据分析的具体目的，通过中国统计年鉴和中国经济信息网，收集所需的数据，并进行计算处理，从而得到原始数据矩阵X。

(3)指标的预处理。将各指标数据进行无量纲化。由于各指标量纲不一，数量上差异很大，这就需要标准化。设民间投资评价指标值序列为Xi(i=1，2，…，n)，其均值u=ΣXi/n(i=1，2，…，n)。标准方差S为S=Σ(Xi-u)2/n(i=1，2，…，n)。则正态标准化处理为Xi*=（Xi-u）/S。

(4)计算出所有变量的相关系数矩阵，并对其进行KMO和Bartlett适用性检验。检验结果表明，KMO检验值均大于0.7，Bartlett检验拒绝了相关系数矩阵为单位阵的零假设，因而应用因子分析方法是合适的。另一方面，各因子的共同度均在0.8以上，说明用公共因子替代观测变量后，原来每个变量的信息被保留的程度较高。

(5)计算相关系数矩阵R的特征值及综合因子的权系数。由|R-λi|=0求得特征值λ1≥λ2≥…≥λ14≥0，根据特征值λ1，λ2，…，λ14求得特征向量Z1，Z2，…，Z14，Zi反映的是在民间投资发展中起支配作用的因素，称为综合因子，Zi是X1，…，X14的线性组合，且Zj与Zi无关(i≠j)，即任意二个因子反映的信息不重复。由于R的特征值λi就是综合因子Zi的方差，因此第i个综合因子保持原始数据信息总量的比重为：di=λi/Σλi(i=1，2，…，n)，di即第i个综合因子Zi对原始数据的贡献率。各综合因子的特征值及贡献率列于表1。

在实际评价中，通常只选取前面几个方差大的综合因子，这样既简化了指标之间的联系，又达到了以尽可能少的指标反映尽可能多信息的目的。通常是要求选取的综合因子的累计贡献率大于85%，这里我们取前四个综合因子来代替原来的14个指标。

(6)因子载荷阵的旋转。综合因子Zi的线性组合中的系数构成因子载荷阵，如果这些系数大小相差不大，那么对因子的解释就会有困难。为了得到比较明确的综合因子解释，要对因子载荷阵进行旋转。通常采用方差极大旋转法。旋转之后的因子载荷阵列于表2。

(7)根据旋转之后的因子载荷阵来确定和解释各综合因子。从表2可以看出，综合因子Z1在前8项指标上的载荷较大，即每万人中大学生数、电话普及率、人均存款、城市化水平、国内生产总值、人均科研经费、三产比重、公路密度等8个指标，是反映区域经济发展状况、基础设施、科教水平、金融和城市化发展水平的公共因子。这8项指标之间的正相关程度较高，说明一个地区的总体经济状况与该地区投资的软硬环境有较大的关联，区域内国内生产总值越大，基础设施越完善，科教水平越高、城市化进程越快，在该项公共因子上的得分越高，这个区域的民间投资发展越快，可命名为 “基础设施因子”。综合因子Z2在市场化指数、全要素生产率、人均国内生产总值等三个指标上载荷较大， 是反映经济发展水平、市场化程度和生产率水平的公共因子，可命名为 “制度效率因子”。不难理解，一个区域的市场化程度越高，则该区域的经济活跃，民营经济和外资经济相对发达，而民营经济和外资经济的生产率水平要高于国有经济，故该地区的全要素生产率高，而生产率水平与人均国内生产总值直接相关，该地区的人均GDP越高。综合因子Z3在第二产业比重、第三产业比重两个指标上载荷较大， 是反映经济产业结构的公共因子，可命名为 “产业结构因子”。产业结构化程度越高，产业结构越优，则该地区的民间投资越发达。综合因子Z4在经济增长率、职工平均工资两个指标上载荷较大， 是反映经济增长潜力的公共因子，可命名为 “增长潜力因子”。经济增长率越高，经济发展越快，相应地民间投资机会越多，而职工平均工资越低，则民间投资的成本越低，民间投资的发展越快，总之则该地区的民间投资越发达。

4 结论

本文采用了因子分析模型分析了影响民间投资发展的因素。其结果表明： 投资环境因子在民间投资发展过程中具有决定性的影响。城市化水平、基础设施建设、经济总量、科教水平和金融发展水平都对民间投资有重要影响。而且这些因素之间相关程度很高，GDP越大，城市化水平越高，则该地区的基础设施越完善，科教水平越高，金融越发达，这些对民间投资起到极大的推动作用。同时，地区的制度效率因子的作用在发展民间投资中越来越明显。二者贡献之和为26.910%，这表明体制因素和因体制改革所引起的效率提高对民间投资有很大的影响，这两个因素的改善将能极大的提高该地的人均GDP水平，这是民间投资发展的必要前提条件。产业结构因子的影响不可忽视，产业结构化程度越高，产业结构越优，则该地区的民间投资越发达。第二产业比重，也即工业化程度对民间投资的发展有极重要的影響，因为现在的民间投资主要集中在第二产业，工业化程度越高，则该地的民间投资越发达。增长潜力因子对民间投资有一定程度的影响，经济增长率越高，经济发展越快，相应地民间投资机会越多，而职工平均工资越低，则民间投资的成本越低，民间投资的发展越快，则该地区的民间投资越发达。

参考文献

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［4］国务院发展研究中心课题组.民间投资态势分析报告［J］，2002.

［5］薛向东，侯艳蕾.我国民间投资的制约因素及治理［J］.经济与管理，2003，（9）.

证券投资优化实证分析 篇4

当前,转变经济发展方式已成为“新常态”下我国经济稳定增长的关键,如何优化资源配置、调整产业结构则决定着经济转型的成败。而金融发展及外商直接投资(FDI)是国家产业结构升级的重要推动力,研究金融发展、外商直接投资与产业结构优化的关系,对于完善金融市场、提高资金利用效率及推动经济转型升级意义重大。

虽然国内学者针对金融发展、外商直接投资与产业结构优化的关系做了大量的研究,但并未得出一致的结论。尹亚红(2013)、严武(2013)对广东省的经验数据进行了实证分析,研究表明:金融发展对广东省产业结构优化产生了积极的影响,而外商直接投资的影响并不显著,金融发展与外商直接投资的交互作用在一定程度上推动了广东省的产业转型升级。彭继增(2014)对江西省的数据做了实证研究,结果表明FDI对江西产业结构的推动作用显著,而金融发展则抑制了产业结构的优化,同时,金融发展与FDI的相互作用对产业结构调整有明显促进作用。胡锦娟(2015)通过建立VAR模型进行了相关研究,研究得出FDI有助于中国产业结构优化,金融发展对中国产业结构优化的影响并不显著,同时金融发展与FDI没有发挥交互作用。

可以看出,不同学者针对金融发展、外商直接投资(FDI)在产业结构优化过程中的影响效果并不相同,产生这一问题的原因可能在于:大多数学者在选择金融市场发展指标时,只考虑了银行信贷,并未考虑股票市场及保险市场的发展,使得金融发展及金融发展与FDI的交互作用在产业结构升级中的促进作用并未完全体现,从而导致研究结论的不一致性。借此,本文将在相关研究的基础上,从银行市场、股票市场及保险市场三个层次构造指标体系,全面考察金融发展及金融发展与FDI的相互作用同我国产业结构优化之间的关系,为相关政策的制定提供参考意见。

二、实证分析

1. 指标选择及数据来源。

首先,金融发展指标的选择如下:银行市场(BANK)发展采用存贷款余额占GDP的比重来衡量,股票市场(STOCK)发展采用股票市价总值占GDP的比重来衡量,保险市场(INSUR)发展选择保费收入占GDP的比值来衡量。其次,外商直接投资(FDI)采用实际利用外资额来衡量。金融发展与外商直接投资的交互作用分别通过FDI×BANK、FDI×STOCK、FDI×INSUR三个指标来衡量。而产业结构优化(IS)用第三产业增加值与第二产业增加值的比值来表示。

本文所选择的样本区间为1992~2014年,数据均来源于各年份的《中国统计年鉴》及《中国金融统计年鉴》,其中实际利用外资额采用当年的年均汇率折算成人民币,为了剔除个别变量间的异常关系,将对所选取的数据进行对数化处理。

本文采用VAR模型来考察金融发展、FDI与产业机构优化之间的关系,由于金融市场三个层次的联系性,为了避免自相关问题,本文将分别从金融市场发展的三个方面构造VAR模型,如下:

2. 平稳性检验。

对数据进行单位根检验是进行协整检验的前提,只有变量是平稳性序列,才能考察它们之间的长期关系,本文采用ADF检验和PP检验两种方法,检验结果如表1所示。可以看出,Ln IS、Ln FDI、Ln BANK、Ln FDI×Ln BANK、LnSTOCK、LnFDI×LnSTOCK、LnINSUR、Ln FDI×Ln INSUR原序列均为非平稳的,在一阶差分处理之后,所有序列在1%的显著性水平上均拒绝了非平稳的假设,即所有变量均是一阶单整序列。

3. 协整检验。

由于时间序列满足同阶平稳,因此,采用Johansen多变量极大似然估计法对金融发展、FDI与产业结构之间存在的长期关系进行分析,通过计算三个VAR模型各变量的极大特征值,并与5%显著性水平上的临界值进行比较,检验结果如表2所示。可以看出,三个VAR模型中金融发展、FDI与产业结构优化均存在长期的协整关系,所对应的协整方程如下:

从方程的系数可以看出,外商直接投资(FDI)及金融发展均能促进我国产业结构的优化,三个方程中,外商直接投资(FDI)对产业结构优化(IS)的弹性系数分别为0.004%、0.001%、0.003%,即外商直接投资(FDI)每提高1%,我国产业结构优化率(IS)就会提高0.001%~0.004%,促进作用相对较小。金融发展对我国产业结构优化的推动作用相对较大,其中银行市场的贡献最大,弹性系数为1.025%,即银行信贷(BANK)每增加1%,我国产业结构优化率(IS)就会提高1.025%,而股票市场(STOCK)、保险市场(INSUR)对我国产业结构优化(IS)的贡献率分别为0.883%、0.725%。金融发展与外商直接投资的交互项对产业结构优化的影响则存在差异,其中银行市场及股票市场与FDI的交互项对产业结构优化起抑制作用,弹性系数分别为-0.0012%、-0.0014%,而保险市场与FDI的交互项则促进了产业结构的升级,弹性系数为0.094%,即不同的金融市场对FDI溢出效应的作用存在异质性,这可能也是导致国内学者研究结论存在差异的原因。

4. ECM模型检验。

协整检验体现了金融发展、外商直接投资及产业结构优化之间存在长期均衡的稳定关系,但这种长期关系在短期内可能会失衡。因此,本文通过建立误差修正模型(ECM),进一步考察短期内金融发展、外商直接投资的变动对产业结构优化的影响。

其中,银行市场作为金融发展变量的误差修正模型为:

股票市场作为金融发展变量的误差修正模型为:

保险市场作为金融发展变量的误差修正模型为:

通过对以上三个模型进行估计,本文得到的误差修正模型如下:

从模型的估计结果可以看出,金融发展及外商直接投资在短期内对产业结构的升级均起到促进作用,金融发展指标中银行市场的影响效果最明显,与协整检验结果一致,但是金融发展及外商直接投资对产业结构优化的短期推动作用均小于长期,三个模型中外商直接投资对产业结构优化的短期弹性系数分别为0.0005%、0.0004%、0.0007%,分别小于长期的弹性系数0.004%、0.001%、0.003%;金融发展指标中,银行市场发展、股票市场发展及保险市场发展对产业结构优化的短期弹性系数分别为0.831%、0.605%、0.361%,均小于长期弹性系数1.025%、0.883%、0.725%,表明金融发展及外商直接投资对产业结构升级的推动存在一定的时滞效应。而金融发展及外商直接投资交互作用的影响依然存在差异,保险市场发展能够促进外商直接投资的短期技术溢出效应(0.054%),小于长期溢出效应(0.094%),而银行市场发展及股票市场发展则抑制了这种技术外溢性。误差修正项体现了短期均衡出现偏离时系统的自我调整功能,三个模型的误差修正项目系数分别为-1.432、-1.082、-1.332,均小于零,说明当模型短期均衡偏离长期均衡时,将会出现回调现象,同时系数绝对值大于1,表明三个模型均有很好的自我修正功能。

5. 脉冲响应函数。

脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后,对内生变量的当前值和未来值所产生的影响。由本文建立的VAR模型可知,金融发展、外商直接投资与产业结构升级相互影响,均可看作内生变量,因此可以通过建立脉冲效应函数来考察金融发展及外商直接投资对产业结构升级的冲击响应。具体如图1、图2、图3所示。其中,虚线是正负两倍标准差的偏离带,图1、图2为累计脉冲响应函数。

从三个图中本文可以得出以下几点结论:

(1)外商直接投资(FDI)的增加促进了产业结构的优化(IS),这种推动力随着时间的推移不断扩大,图1中外商直接投资对产业结构的累计冲击效应由第1期的0.02744增加到第12期的0.22972,图2中累计冲击效应由第1期的0增加到第12期的0.07001,图3中累计冲击效应由第1期的0.028464增加到第12期的0.151404,均呈现不断增加的趋势,与误差修正模型得出的结论完全一致。

(2)金融发展对产业结构升级(IS)的促进作用强于外商直接投资(FDI),银行市场的冲击响应高于股票市场及保险市场,与前面研究结果相同。其中,图1中银行市场的累计冲击效应由第1期的0增加到第12期的0.33542,图2中股票市场的累计冲击效应由第1期的0增加到第12期的0.10985,图3中保险市场的累计冲击效应由第1期的0增加到12期的0.20861,体现了银行市场在产业结构优化过程中的重要意义,而我国股票市场及保险市场发展的滞后性在一定程度上制约了资金在产业结构升级过程中的配置效率。

(3)金融发展与外商直接投资(FDI)的交互作用即各交乘项对产业结构优化(IS)的影响大致相同,其中银行市场、股票市场与外商直接投资的交互项对产业结构优化的冲击效应在预测期内均为负,累计冲击响应分别从第1期的0、0变化到12期的-0.1721、-0.067,说明银行及股票市场没有为外商直接投资提供有效的投融资环境,未能促进外商直接投资技术效应的溢出。图3中保险市场与外商直接投资的交互项对产业结构优化的累计冲击效应在前9期内均为正,其中在第6期达到最大为0.02397,而在第10、11、12期变为负值,即保险市场在一定期限内推动了外商直接投资的技术溢出效应,与前面研究结论相同。

脉冲响应函数的分析结果与协整检验、误差修正模型的实证结果基本相同,从而证明了本文从金融市场发展的三个层次建立模型的合理性。

三、主要结论

本文从银行市场、股票市场及保险市场三个角度分析了金融发展及外商直接投资对产业结构优化的影响,主要得出以下结论:

首先,外商直接投资主要是通过增加资本存量的方式来推动我国的产业结构优化,而技术溢出效应相对较小,外商直接投资作为企业资金来源的重要渠道,对于推动企业转型升级、优化资源配置效率影响深远,然而我国现有的制度环境并不能有效地促进跨国企业的技术外溢。

其次,金融发展会对我国产业结构升级产生积极的影响,而银行市场的发展对产业结构优化的推动作用更为明显。一方面反映了我国金融市场的发展主要体现在以银行信贷为主的间接融资市场的发展,银行机构能够有效地优化资金配置、提高资金利用效率,为产业结构升级提供充足的资金来源。另一方面体现了我国股票市场及保险市场的不完善,在一定程度上制约了金融发展在产业结构升级中的推动作用,因此如何加强资本市场建设、健全金融服务体系对于我国经济转型升级意义重大。

最后,我国的金融发展并不能有效促进外商直接投资的技术溢出效应,虽然保险市场在一定程度上推动了技术溢出效应的产生,但是银行市场及股票市场的发展均抑制了这一技术外溢性,反映出我国金融市场发展尚不完善,金融市场运行的低效率导致了信贷结构的扭曲。因此,应当优化信贷资源配置,将资金合理投放于转型升级的产业;完善金融政策与产业政策,为创新型企业提供便利的金融服务和有效的资金支持;拓展融资渠道,为新兴产业提供长期稳定的资金来源,从而推动我国产业结构优化的顺利实现。

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证券投资优化实证分析 篇5

(一)变量选取及分析方法

鉴于本文的目的是要分析财政政策中的各类支出对民间投资的影响，本文将财政支出分为基础设施建设支出jCSS、科研创新支出kycx、教育医疗文化卫生事业支出jyww和民生与社会保障支出mssb，并分析它们与民间投资mjtz的影响。所以本文的被解释变量是取自然对数后的民问投资真实值Inmjtz，选取的解释变量包括取自然对数后的基础设施支出真实值Injess、取自然对数后的科研创新支出真实值lnkycx、取自然对数后的教育医疗文化卫生事业支出真实值lnjyww、取自然对数后的民生与社会保障支出真实值lnmssb。

以上变量有可能是非平稳序列，在实证检验中，首先采用单位根检验检验各序列是否平稳，再用Johansen检验对数据进行协整检验，看是否具有协整关系，并给出协整方程，最后用Granger检验方法，检验各个解释变量与被解释变量之间是否具有因果关系。

(二)平稳性检验

出于对相关变量时间序列数据的平稳性考虑，首先对其进行单位根检验。通常情况下的经济变量都不是平稳的，存在或多或少的序列相关，但各变量之间可能存在着协整关系，如果不考虑变量的平稳性而直接进行回归分析，可能产生“伪回归”现象。所以我们在进行协整关系和因果关系检验前，必须首先对各变量进行单位根检验，我们采用ADF检验法，检验结果见表一。

说明：D表示一阶差分处理，D2表示二阶差分处理；检验类型中，c表示包括常数项，0表示不包括常数项，t表示包括时间趋势，N表示不包括时间趋势，n表示滞后阶数(根据SIC准则确定)。

从以上单位根检验结果可以看出，lnmjtz、lnjcss、lnkycx、lnjyww、Inmssb在其水平值上均为非平稳时间序列，但它们的二阶差分在1％的置信水平下均为平稳序列，可判断它们均显著平稳，因此，它们均为二阶单整I(2)序列。

(三)协整检验

平稳性检验发现lnmjtz、lnjcss、lnkycx、lnjyww、lnmssb各序列均为非平稳序列，但它们可能存在长期的均衡关系，可以通过协整检验，确定各时间序列的长期均衡关系。进行协整检验的前提是各序列是同阶单整，而所选取的五个时间序列恰好都是二阶单整序列，具备进行协整检验的条件。本文采用Johansen极大似然估计法对变量进行协整检验。检验结果如表二所示。

无论是迹统计量还是最大特征值统计量均拒绝了变量间不存在协整关系的原假设，而从检验结果可以认为民间投资与基础设施支出、科研创新支出、教育医疗文化卫生事业支出、民生和社会保障支出在5％的置信水平下存在唯一的协整关系。

由于民问投资与基础设施支出、科研创新支出、教育医疗文化卫生事业支出、民生和社会保障支出均为二阶单整，各变量间又存在长期均衡的协整关系。我们可以建立以民间投资为被解释变量，以其他影响因素为解释变量的协整方程，如下：Inmjtz＝0.188114lnjess-1.316937lnkyex+2.5671701njyww-1.9961151nmssb-12.56158

0.12136 0.42838 0.41904 0.14613 1.02768

说明：上式中，每个系数下的数字为标准误差。

从上式可以看出，民间投资与基础设施支出、科研创新支出、教育医

疗文化卫生事业支出和民生社保支出之间存在长期的协整关系。以下依次对各系数的含义做适当的解释。首先，lniCSS的系数是正的，表明基础设施的投资能增加民间投资。基础设施的完善能为企业的生产经营创造一个良好的环境，吸引民间投资的增加。这印证了王小鲁等在《中国经济增长方式转换和增长可持续性》中得出的结论。lnkyex的系数是负的，说明科研创新支出的增加不利于民间投资的增加。lnjyww系数是正的，这表明教育医疗文化卫生事业的支出有利于民间投资的增加。Inmssb的系数是负的，说明民生与社会保障的支出是不利于民间投资增加的。

(四)Granger因果关系检验

有了数据上的相关关系，并不能充分说明问题。通过Granger因果关系检验，可以得知变量两两之间是否存在因果关系，以及谁是因谁是果。为了找出投在哪个领域的财政支出是有利于带动民间投资的，在上述协整检验之后，有必要进一步进行Granger因果关系检验，检验结果见表三。

从以上检验结果，可以得出以下重要结论。(1)民间投资是基础设施建设的原因，因为民间投资也能参与部分基础设施的建设。(2)民生与社会保障支出是民问投资的原因。而从协整检验结果可知。这种影响是负的。(3)教育文化卫生事业的支出是民问投资的原因，而协整检验结果告诉我们，这种影响是正的。

四、结论与政策建议

综合上述分析，可以得出下列结论：投入到基础设施建设中的财政支出能带动民间投资的增长；民间投资的增长也能促进基础设施的建设；教育医疗文化卫生事业中的财政支出对民间投资有很强的带动作用；科研创新投入是一项长期工程，旨在促进经济增长的财政支出应重点投人经济建设中。

基础设施的建设在过去很长一段时间都是我国财政投入的重点领域。投入到基础设施建设中的财政支出，一方面作为社会总需求的一部分，能较好地缓解经济下滑，很好地起到宏观调控的作用。另一方面，本文的分析表明，基础设施投入能较好地带动民间投资，对于经济的长远发展也是有帮助的。

除了基础设施方面的投资，在教育医疗文化卫生事业上的投资也能很好地带动民间投资，协整方程中，其系数远大于基础设施建设的系数，可见，教育医疗文化卫生事业的支出对民间投资的带动效果要好于基础设施的投入。教育医疗文化卫生是社会生活中很重要的部分，如果它们能得到很好的发展，则能有效地增加消费者的社会福利。分析也表明，教育医疗文化卫生事业对民间投资具有带动作用。

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证券投资优化实证分析 篇6

课题组组长：宋钰勤

课题组副组长：郑敏，徐小迅，孙久朋

课题组成员：曾祥龙，刘响东，顾安，刘克逸(执笔)，张爱农，罗江，谢善鸿，宋耀(执笔)。

摘要：目前，我国黄金市场投资品种比较单一，投资渠道也极为有限。与此同时，国内流动性过剩和股票市场系统性风险不断积累，加剧了投资者对理财产品多样化的需求。在上述宏观背景下，本文就如何发挥信托优势开发黄金信托产品以拓展投资渠道进行了探索，着重提出了三类具有可操作性的黄金信托产品的具体设计方案及其实证分析，并提出相应政策建议。

关键词：黄金投资;信托;黄金挂钩结构性信托产品;黄金投资信托产品

中图分类号：F832．5文献标识码：B文章编号：1006-1428(2007)12-0084-04

一､信托公司开发黄金信托产品的意义与优势

1．信托公司开发黄金信托产品的意义。

首先，国内投资热点目前仅局限于房地产､股票以及基金。上述领域在大量资金持续涌入后，已经蕴藏了较大的系统性风险，而黄金作为新兴的金融理财品种还不为大多投资者熟知。开拓黄金信托产品作为新的投资领域，能够在一定程度上分流房市和股市资金，缓解我国资本市场流动性过剩的压力。

其次，我国黄金市场还是一个初级市场，交易品种不够丰富，无法满足多样化的投资需求。信托公司可以通过创新型的信托产品设计，拓展黄金市场投资产品，更好地满足市场需求，完善多层次资本市场体系的建设。

再次，由于金交所实行会员制，根据规定会员以外的其他投资者必须委托交易所金融类或综合类会员进行代理交易。作为金交所金融类会员的信托公司，依托黄金信托为载体向非会员客户提供专业性的黄金投资中间服务，是非会员机构或个人进入黄金投资市场的一条重要渠道。

最后，国际黄金市场的发展经验表明，在黄金市场开放初期，引入信托公司等金融机构参与黄金市场的发展，一方面可以借助金融中介机构的资产管理经验与营销渠道迅速扩大黄金市场的影响力;另一方面也有利于信托公司延伸自身的业务范围，提高其资产管理能力，成为具有市场竞争力的机构投资者。

2．信托公司开发黄金理财产品的优势。

2007年我国监管部门实施了信托行业“新两规”，为信托公司的业务领域和目标客户进行了重新定位，机构和高端客户成为信托公司资产和财富管理的主要客户群，从而使信托公司开办黄金信托投资业务具有一定的特殊优势。

第一，信托在委托理财和投资交易活动中具有制度优势，主要包括合格投资者､破产隔离､账户独立､风险揭示等，上述制度保证了信托财产在存续期内不受创始机构(委托人)､投资管理人､受托人的信用或破产风险影响，增强了黄金投资活动的安全性､连贯性和稳定性，继而形成了独特的保护受益人利益､强化风险内控机制的制度优势。

第二，通过诸如“优先/一般”的结构化设计等各种特有的信托制度安排，信托公司可以向不同偏好的投资者提供差异化的风险组合或迥异的理财服务，从而满足投资者多样化的资产管理需求。

第三，信托公司是我国唯一可以跨越货币､资本和产业投资三大市场的金融服务机构。目前，国内发展领先的信托公司已经具备了较强的设计开发能力，并推出了一系列横跨三大市场的专业化､结构化的信托组合产品。信托公司通过贯穿三大市场开发创新型的黄金信托产品，可以通过信托产品在收益性､风险性和流动性的匹配，满足不同层次投资者的需求。

第四，信托公司的客户群以具有较强的专业判断和风险承担能力的合格投资者为主。这些机构客户或高端客户能够在一定程度上推动我国黄金投资市场平稳､有序地发展。

第五，信托系列产品经过几年的发展已经比较成熟，黄金信托产品介入黄金市场具备充分的现实性和可操作性。2004年以来，国内信托公司已陆续开展黄金信托产品的前期开发和设计工作，比较可行的有黄金自营及代理业务､黄金投资业务和黄金租赁融资业务等三类方式。

二､黄金信托产品的基本方案设计

本文认为目前信托公司可实施开发的黄金信托产品为：黄金挂钩结构性信托产品､主动型开放式黄金投资信托产品以及被动型开放式黄金投资信托产品等三类。

需要特别指出的是，后两类产品中的主动和被动之分主要基于受托人在黄金投资管理中的角色定位——信托公司如果在黄金投资管理中既是受托人又是投资管理人，称之为信托公司的主动型投资管理;反之，信托公司如果仅以受托人身份接受投资人指令，不实际参与黄金投资，则称为被动型投资管理。

黄金信托产品的设计，有两个假设前提：一是信托公司已经获得金交所金融类会员资格，并可依法从事黄金交易经纪业务;二是把黄金信托产品的“潜在投资者”默认为合格投资者，其以长期持有信托产品为目的，故设计封闭式(或者半封闭式)黄金信托产品不考虑单一投资者对黄金信托产品可能的临时性退出､转让等特殊需求。

1．黄金挂钩结构性信托产品。

(1)基本框架。

图1 黄金挂钩结构性信托产品基本结构

(2)产品增值分析。

设计思路：信托公司将信托资金投资于固定收益类金融产品和黄金(T+D)交易品，并留有一部分现金或具有很强流动性的替代产品作为黄金(T+D)的备跌准备金。受托人将一部分信托资金投资于固定收益类金融产品，用以实现信托产品到期部分或全部保本收益;同时按照“看多/看空”黄金价格走势投资于交易所黄金(T+D)并长期持有，按照一定倍数放大投资规模(目前金交所黄金(T+D)交易保证金比例为10%，因此理论上依照杠杆效应可将交易规模放大10倍)，以获取金价“上涨/下跌”的超额收益。在操作过程中，留有部分现金作为保证金储备，一旦备跌准备金完全损失，则立即终止黄金(T+D)投资，并持有固定收益的投资品直到信托计划结束。

信托公司在配置上述三部分资金比例时，可根据利率､黄金价格和已实现收益或损失的具体情况进行动态调整。

(3)投资策略分析。

当信托公司预计黄金价格未来呈上升走势时，受托人可买入黄金(T+D)并长期持有，信托存续结束后卖出黄金(T+D)实现金价上涨带来的投资收益。反之，当信托公司预计黄金价格未来具有下跌趋势时，受托人可首先卖空黄金(T+D)，信托存续结束后申购黄金(T+D)进行清算，以实现金价下跌带来的投资收益。

(4)产品风险及对策分析。

由于黄金(T+D)投资是一种保证金交易，具有放大效应，因此是一项风险较大的杠杆投资，在交易过程中存在一些不确定性因素。

① 由于错误判断金价走势，而出现黄金(T+D)现值PV和与预期价格FV走势完全背离，由此引致的操作风险。

② 尽管正确判断了金价走势，但由于计算失真而导致预期利润与实际利润存在明显偏差。

③ 基差风险。

针对上述三点不确定因素，信托公司可对应采取以下策略控制投资风险：

① 建立仿真模型，研判金价走势。不断对仿真模型中运用的公式和算法进行定期检验､合理优化，以提高金价仿真走势的准确度;及时对仿真模型中涉及的交易数据和金交所相关规定进行更新或补充，以保持仿真模型的时效性。

② 事先制定缜密的投资计划并严格执行。由于黄金(T+D)是一项保证金交易，它的价格浮动将带来投入资金更大幅度的波动。为此需要在投资计划中明确交易的止损和止赢点，并在交易过程中严格执行。

③ 每日动态跟踪基差，并深入研究其影响因素。事先设定基差出现不利于黄金(T+D)交易的各种应对措施，当基差波动超过预先设定范围时，严格采取止损策略结束交易。

(5)产品流动性安排。

“黄金挂钩结构性信托产品”的资产配置主要集中在现金(或具有很强流动性的替代产品)､固定收益类金融产品和黄金(T+D)三者之间进行分配。上述三个投资品种具有不同的风险收益特征：现金及其替代品的流动性较高但收益率极低，平均收益率大约等于活期存款利率;固定收益类金融产品的收益基本趋于稳定;黄金(T+D)的收益率则是按照现货黄金价格波动按杠杆倍数放大。在投资过程中，受托人不仅要严格限制信托财产的投资标的，而且还须全面控制各投资标的的投资比例。

通常情况下，黄金投资中以保证金方式进行放大操作的投资品种，其放大倍数应有一般性的上限。根据经验，全部合约值与本金之比不超过5：1(即，投资于黄金(T+D)的资金应大致与备跌准备金的金额相等)。在这一投资区间内，受托人可酌情调整投资比重。如果受托人对金价走势和波动区间有较为确定的把握，那么可以在黄金(T+D)的配置上较为积极一些。

2．主动型开放式黄金投资信托产品。

(1)基本框架。

图2 主动型开放式黄金投资信托产品基本结构

(2)产品增值分析。

设计思路：将相似风险收益偏好的投资者进行组合，以投资者认可的黄金投资品种为标的池，由受托人确定投资策略，并采用受托人投资管理与第三方机构托管相结合的投资管理模式。在该模式下，受托人和托管机构按信托计划规定共同执行严格的风险控制程序。信托产品募集的资金将通过信托公司投资于金交所已有的交易品种，通过金价波动对投资品种进行有效组合，为投资者获取投资收益。

(3)投资策略分析。

信托公司作为投资管理人可采用CPPI (constant proportion portfolio insurance) 动态保值技术(即“恒定比例投资组合保险”)与风险对冲保值技术相结合的投资策略：一方面在控制风险的基础上，通过积极混合配置黄金交易产品获取投资收益;另一方面对黄金(T+D)与黄金现货进行资产组合配置，通过套期保值等交易方式规避黄金市场中的价格波动风险。

(4)产品风险及对策分析。

主动型开放式黄金投资信托产品的投资者可能面临以下风险：

① 投资风险。由于黄金价格受到利率､汇率､国际经济政治形势､国际原油价格､国家产业政策､黄金供求关系及相关法律､法规调整与变化的影响，投资管理人对各种影响因素把握不当可能造成投资决策失误，从而降低投资收益或产生投资亏损，进而影响黄金信托产品的预期收益率。

② 流动性风险。由于信托资金所投资的黄金品种不可视为现金直接分配给受益人，因此可能出现投资管理人在金价低位变现黄金资产以获取现金向受益人返还信托利益的情况;或出现在信托期满时投资管理人无法按期望价格集中变现黄金资产的情况，从而在一定程度上对受益人预期收益产生负面影响。

③ 管理风险。在信托资金的管理运用过程中，可能发生受托人与托管机构信息沟通不畅或存在理解偏差，从而影响信托产品资金运作的收益水平。

为了把上述风险降低到最低点，在操作过程中，信托公司应首先在公司内部构建一支职业化的黄金投资研究团队，并要求黄金信托计划的执行经理对未来金价走势具备很强的预见性。其次，为保证交易能够在第一时间内完成，信托公司须在金交所开设机构交易专线，并同时采用客户编码技术保证单个黄金信托产品独立拥有交易专用账户。再次，信托公司内部除了必须具备详细的风险控制条例外，还应针对单个黄金信托产品制定明细的投资策略，并全程监控信托执行经理交易流程。

3．被动型开放式黄金投资信托产品。

(1)基本框架。

一类采用“同股同价､同股同权”的做法，即信托公司将黄金交易所已有的黄金投资产品按照既定比例组合打包构成指数化的黄金信托产品，投资者通过向信托公司发出指令自主投资于该指数化黄金信托产品以获取投资收益。投资者之间权责平等，投资收益亦无优先､劣后之分。

另一类则采用“优先/一般”的法律结构，将不同风险收益偏好的投资者进行组合，以受托人设计的备选黄金品种为标的池，由一般委托人确定管理方式，并采用一般委托人指令权和受托人指令权相结合的投资管理模式进行管理，到期依据信托计划的规定按照“优先/一般”的法律结构和权属关系分配信托利益。

在实际操作中，信托公司将根据投资者风险偏好程度，视情况决定采用何种投资结构。

(2)产品增值分析。

该黄金信托产品与银行目前推出的纸黄金业务较为相似，但与之不同之处在于，信托公司可根据需要将金交所推出的多种黄金产品按照某一特定比例打包构成指数化的黄金信托产品，该产品更能够客观追踪黄金价格波动。投资者的买卖交易记录只在预先开立的“个人黄金信托账户”上体现，而不涉及现货黄金的提取。

(3)投资策略。

信托公司在此类信托产品中仅扮演受托人角色，不参与黄金投资交易。委托人借助信托公司预先制定的交易规则，根据金价波动通过低买高卖，获取差价利润。相对现货黄金投资而言，这种方式比较方便快捷，而且交易成本也相对较低，适合专业投资者进行中短线操作。

(4)产品风险及对策分析。

被动型开放式黄金投资信托产品的投资风险主要由投资者自己承担。对信托公司而言，为控制投资者风险，可以考虑为其预先设定黄金指数化信托产品投资的价格波动区间，引导投资者在合理的价格区间内完成交易。

三､实施黄金信托产品的政策建议

1．政府应从宏观层面引导黄金市场合理有序地向纵深方向发展。

我国黄金投资市场正处于新兴发展期，其内在潜力和发展前景极为广阔，在这一阶段政府的支持和引导作用举足轻重。我国政府应广泛学习和借鉴国际成熟黄金市场成长运行的经验与管理模式，加快推进黄金市场法律法规建设､丰富黄金市场投资门类，积极倡导黄金衍生品及黄金交易方式的创新以及重视投资者队伍的培养，逐步实现黄金市场投资主体多元化。

2．监管部门应积极支持黄金市场引入信托交易方式。

黄金信托尽管在国际上已经成为一种非常普遍的投资方式，且投资运作模式业已成熟，但目前在我国仍是新生事物。作为信托公司监管机构的各地银监局应积极支持信托公司开展此类业务创新，提高监管效率，树立层次化的监管理念。对于符合新“两规”合理创新范围内的黄金信托产品采用事后监管，推行备案制度;而对于出现突破性创新的黄金信托产品(如拓宽合格投资者范围､取消信托产品发行对自然人的份额限制等)则严格要求事先报批，实行审批制度。

3．金交所作为交易平台要提供更优质的交易服务。

金交所作为国内黄金市场的交易和信息平台，对信托公司能否顺利开展黄金信托投资业务至关重要。建议金交所抓紧拓展黄金交易品种，为信托公司丰富黄金投资组合创造条件，同时为已经成为会员的信托公司打造及时有效的交易和信息平台，从而为后者进行黄金投资创造更好的交易环境。

因子分析法在证券投资中的实证应用 篇7

中国是亚洲乃至世界医疗器械生产大国, 是全球医疗器械十大新兴市场之一。2006年中国医疗器械市场容量超过600亿元。2007年, 医疗体制改革启动, 政府加大基础公共卫生网络的投入, 给医疗器械生产商带来了巨大的市场空间。据中国海关统计, 2006年医疗器械类商品的进出口总值为105.52亿元, 同比增长17.57%;2007年中国医疗器械的进出口额约127.0亿美元, 比2000年医疗器械的进出口额 (29.5亿美元) 增长了332.0%。在未来较长一段时间中国医疗器械的市场将呈现快速增长的态势。但是目前国内高端医疗器械市场的70%已被跨国公司占领。美国GE、德国西门子和荷兰飞利浦等国外公司在高端医疗器械市场中竞争优势明显。我国医疗行业上市公司软件开发能力和精密电子设备制造能力的提高, 正在逐步打破国外企业垄断。受益于农村医疗卫生服务体系的建设, 因为是政府采购, 又是配置中低端仪器, 为国内医疗行业的上市公司提供了有效的需求。但是小型、常规医疗器械产品通常是大批量生产, 且技术含量低, 使得毛利率无法提升。医疗器械子行业依托于产业技术和医疗服务水平, 这在我国, 整体来讲与发达国家相比滞后很多。

在我国230多家医疗行业上市公司中, 有180多家是制药企业, 市值占到行业总市值的80%。当前医药流通行业加速整合, 同时国家药监局对中国制药企业提升了标准, 在这种情况下, 我国的企业由于缺乏自主创新, 仿制药占很大比重, 销售能力就成为企业的主要竞争力。

二研究的理论基础

前文介绍了我国医疗行业上市公司大的行业概况, 接下来, 我们针对医疗行业的上市公司的财务数据对上市公司做一个综合评价。

因子分析法是找到影响可观测变量变化的公共因子, 以它们为框架分解原变量, 以此考察原变量间的联系与区别, 用有限个不可观测的隐变量来解释原始变量之间的相关关系。因子分析减少了变量个数, 通过对变量间相关关系探测, 将相关性高的变量分为一组, 用共性因子代替该组变量。本文采用的因子分析模型:

1. X= (X1, X2, ……, X17) (注:本文选取了17个可观测随机变量, 并将变量标准化)

2. F= (F1, F2, ……, Fn) (注:n<17, 有n个不可观测的向量, 各向量的各分量是相互独立的, F即为X的公共因子)

3. e= (e1, e2, ……, e17) (注:各分量e之间是相互独立的)

以X1为例:

三对医疗行业上市公司综合评价的实证分析

(一) 研究假设和研究设计

1. 研究假设。

本文实证分析假设相关财务指标反映的是弱势有效市场形成的财务信息。投资者在进行投资决策时的依据是相应的财务数据。公司财务数据和某些重大事件等公开信息的公布在市场投资者之间的传递是不对称的。

2. 研究设计。

本文选择了17个指标, 描述公司的营运、盈利、发展等能力, 医疗行业上市公司综合评价结果的主要因素是哪些, 以及它们的影响力 (权重) 。这种方法可以降低维度简化研究。最后本文将对我国医疗行业上市公司的综合实力进行排名, 给金融市场上的信息使用者以参考。

综上, F1、F2、F3、F4、F5从五个角度综合解释了医疗行业上市公司的经营绩效, 使投资者相对全面真实地了解了企业的综合实力。

最后, 综合实力很强的公司在短期投资中不一定会让投资者获利, 本文的分析是在现有数据的基础上对医疗行业上市公司的客观描述, 一定程度上反映了公司的实际价值, 但是公司市值与公司的实际价值往往是有偏差的, 在完全竞争的有效市场上公司市值是企业价值的无偏估计, 但是我国的股票市场还有待完善, 所以本文的分析结果不能解释2011年医疗行业上述相关上市公司的股市表现。

针对我国医疗行业的现实情况, 我国的医疗行业上市公司在未来要从质量和创新两方面加速发展。以国际大型制药公司为例, 每年投入的研发费用占销售额的15%~20%, 而在我国巨额研发投入就成为企业创新药的最大瓶颈。当前解决这个问题, 一方面要获得国家层面的资金支持, 另一方面积极吸收人才与大型制药公司合作, 这是制药企业可持续发展的关键所在。针对医疗器械企业, 企业同样要开发自己的产品, 在细分市场上找到发展的机会, 这是增加医疗行业上市公司竞争力的最根本途径。

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证券投资优化实证分析 篇8

(一) 证券投资组合的含义

所谓的证券投资组合是指投资者同时买进或者卖出各种不用种类和不同收益的证券。证券投资组合是个总体概念, 已成为了现今各种机构乃至个人投资者规避风险的投资策略。

(二) 证券组合中的风险

风险是可以事先知道某一事物可能发生的结果以及每一结果出现的概念。金融市场中的风险是复杂的, 尤其是在证券投资的过程中。证券投资面临的风险主要有四种:市场风险、流动性风险、经营风险、管理风险, 其中市场风险是引起市场上证券价格波动的主要因素。证券投资中的风险度量都很多种方式, 本文主要介绍VaR理论模型对证券组合投资中风险的测量。

(三) VaR概述

1. 含义

VaR (Value at Risk) 是指正常的市场条件下和给定的置信度水平内, 某一风险资产或证券组合在预期的一段时间内的最大可能损失 (或者是最坏损失) , 称为“在险价值”。其数学公式为:

prob (p≥VaR) =1-α

其中, prob表示概率, p表示在t时间内, 某资产或资产组合的市场值的变化即产生的损失;α为给定的置信度。对某资产或资产组合, 在给定的持有期和给定的置信度下, VaR给出了其最大可能的预期损失。在VaR的定义中涉及到的两个参数, 一个是持有期, 另一个是置信度, 任何VaR的计算只有在给定这两个参数的情况下才有意义。

2. 举例说明

假定某一资产某一天置信度为95%的日Va R值为600万元, 根据Va R的含义可知:该资产以95%的可能性保证, 这意味着这一资产在24小时以内发生大于600万人民币亏损的可能性为5%。

二、VaR方法的优缺点

(一) 优点

相对于传统金融市场上的风险测量方法, VaR具有更加鲜明的特点。VaR具有全面性、直观性、预期性、多样性的特点。这些特点是以往的风险测量方式所缺少的。除此之外, VaR更具有独特的优点:

1. VaR方法是科学的简便的;

通过调节置信度可以得到不同置信度的VAR值。投资者通过VAR计量不仅可以知道投资组合的不同程度的风险状况, 还可以知道发生损失的规模甚至是其发生的可能性。

2. 使用VaR方法可以实现对风险的统一管理;

使用VaR方法有利于金融机构实现对利率风险、汇率风险、商品价格风险等风险的统一管理。金融机构能通过定期地计算VaR值以概括反映整个金融机构的风险状况, 利于金融市场的稳定发展。

3. 使用VaR方法可以实现对风险的事先估计;

使用VaR度量的优点更重要的是它能在事前计算投资组合的风险, 不同于以往风险管理的方法仅在事后衡量投资组合的风险。运用VAR方法度量能动态评估和计量资产组合的风险, 这样使投资者能在相同的风险条件下获得投资组合获得最大的收益。

(二) VaR在投资组合中应用中的缺陷

在风险管理方面, VaR方法得到普遍的认同, 但是VaR风险衡量方法也并非是完美的, 其在风险度量的过程中存在三个问题:一是VaR没有考虑到极端情况下可能发生的损失, 尤其是尾部风险;二是VaR度量结果可能存在数据不充分或者是失真的情况, 这是由于VaR方法是依赖于历史数据进行计算测量的, 但是市场上许多历史数据存在着有效期短及市场有效性不高的缺陷;三是VaR方法还可能存在模型风险, VaR方法在测量时需要对模型进行选择和操作, 如若在此方面出现差错则可能给VaR的计算带来风险。综上所述, 这些缺陷使得VaR在一定程度上不能很好得度量投资组合面临的金融风险。

三、VaR值的获取方法

目前成熟的VaR计算方法主要有三种:历史模拟法、随即模拟法、方差-协方差法。

(一) 历史模拟法

利用历史模拟法的基础是认为历史可以复制未来, 是指利用当前资产组合中的各证券的历史数据应用到目前的投资组合中, 根据过去一段时间的资产组合收益率的频率模拟下一时期时投资组合所要面临的收益分布等, 给定置信度和持有期, 进而计算出VaR值。历史模拟法概念直观、计算简单较好的处理非线性、非对称问题。其缺陷就是假设历史可以复制未来, 需要大量的历史数据, 计算量大, 且模拟的真实性有待考证。

(二) 随即模拟法

即蒙特卡洛法, 原理与历史模拟法相类似。蒙特卡洛法是通过模拟市场各因素的随机变化来计算不同场景下的收益率。通过反复模拟生成时间序列, 计算参数估计量和统计量。只要模拟的次数足够多, 即可得一系列的估计值。此模拟法计算较准确可靠, 可处理不对称和极端情况, 但需要繁杂的电脑技术和大量的复杂抽样, 对模拟路径的选择要求比较高。

(三) 方差—协方差法

即德尔塔-正态分布法, 该方法前提是投资组合中每一个资产的收益率都服从于正态分布, 并且投资组合总的收益率是所有资产的收益率的线性组合。其基本思路是首先假定要考察的随机变量服从于某种参数分布, 如正态分布, 然后借助于均值、方差等直接计算出VaR。方差-协方差法大大简化了计算, 但无法处理异常事件。

四、VaR约束下的证券投资组合风险实证分析

文章重点介绍方差—协方差法在我国证券投资组合风险评估中的应用。首先, 通过历史数据取得证券投资组合收益的方差、标准差、协方差等数值;再根据证券投资组合收益的分布情况得出在一定置信区间下反映分布偏离均值程度的临界值;最后, 建立与风险损失的联系, 从而得到VaR值。

(一) 投资组合VaR值的计算公式:

通过推算, 投资组合VaR值的计算公式为:

其中, 是由每种资产风险价值乘以其各自的投资比例构成的向量。n表示投资组合中存在着n种资产。假设证券组合中各资产Rt服从多元正态分布, 其相关系数矩阵为。ϖ表示各资产的投资比例且

(二) 证券投资组合风险实证分析

我们以中信银行、茅台集团、中国网通、济钢股份、招商银行为例说明VaR方法的应用。在此, 我们选择的股票样本在考察期内均没有分红派息、送股、配股等行为。假设各股票的投资比∑5例均相等, 即ϖ=1ϖ2=ϖ3=ϖ4=ϖ5=0.2, 且1月31日对五只股票的期初投资额均为1万元, 这样总投资额即为5万元。假设这五只股票不相关, 即若i和j不相等时aij=0。考察期为2011年1月4日至2011年4月28日, 选定置信度为95%.

计算投资组合的VaR值, 利用公式可得投资组合在2011年4月28日的VaR值。即:

根据计算, 我们可以得知投资者有95%的把握判断该证券投资组合在下一个交易日即4月28日的损失不会高于4月29日的VaR值, 即投资组合在4月29日的损失不会超过159.5元。

五、结论

随着金融市场的深入发展, 对投资风险的度量一直是人们重点关注的问题。VaR是目前国际上金融风险管理的重要方法之一, 尤其是对于证券投资组合在风险测量的应用上。VaR为投资者提供了有效的金融市场风险管理的工具。更有利于我国金融机构内部风险的管理和监管。不可否认的是, VaR模型在发挥重要作用的同时还应该注意其仍存在的缺陷和不足。VaR模型描述的是在正常波动下发生的最大可能损失。因此在进行测量的同时仍需结合其他一些定性、定量方法, 以保证使金融风险的衡量更准确, 保证风险控制更加有效。

摘要：目前我国的证券投资市场还存在众多不规范的地方, 加强金融市场尤其是证券交易市场的风险管理势在必行。目前在国际市场上存在着很多的风险测量的方式, 其中VaR模型已成为金融市场上非常重要的测量方式。首先介绍了关于证券组合投资的基本概念及面临的主要风险, 再介绍了VaR模型的主要计算方式、优缺点以及VaR模型主要的获取方法。最后重点分析了在VaR约束下使用方差-协方差法的投资组合决策。

江苏省外商直接投资实证分析 篇9

经济飞速发展的21世纪, 作为当今世界经济活动中最活跃、最重要的因素, 国际直接投资开始迅速发展, 国际直接投资是指一国的投资者将资本用于他国的生产经营并掌握一定的经营控制权的投资活动。它是资本国际流动的主要方式之一。资本国际流动不仅弥补和缓解了东道国的投资缺口, 更为重要的是, 它还带动了其他生产要素的国际转移, 从而促进了国际贸易和世界经济的发展。国际直接投资在不断发展的国际贸易和世界经济中正发挥着越来越重要的作用, 己成为世界经济发展的主导力量。同时国际贸易和世界经济的发展也进一步促进了国际直接投资的发展。江苏是个经济大省, 积极实施经济国际化战略, 大力发展外向型经济, 利用外资工作一直走在全国前列。截至2008年度, 江苏省累计实有外商投资企业38554户, 投资总额为4159.30亿美元, 注册资本为2203.10亿美元, 分别占全国总量的13.45%、17.9%、16.9%。江苏省外商投资企业发展尽管受到国际金融危机的冲击, 但仍好于全国其他省市和地区, 实际利用外资金额已超过广东省, 跃居全国第一。在外资流入不断增长的同时, 江苏外贸出口从1985年的15.86亿美元上升到2008年的2380.4亿美元, 增长了近150倍。显然二者发展是具有同步性的。那么外商直接投资对江苏出口贸易发展的具体影响有多大?造成这种影响的因素有哪些?这就是本文所研究的内容, 通过分析, 得出相应结论, 找出利用外资存在的问题。

2 FDI与江苏省对外贸易关系实证分析

2.1 FDI对江苏省进出口总量影响

外资企业1995年进出口金额为67.28亿美元, 2008年为3035.6亿美元, 随之, 外资企业出口占中国总进出口的比例也从1995年的41%增加到2008年的77%。2008年全省出口总额达到3922.7亿美元, 其中外企出口额为1749.6亿美元, 占总出口额的74%。数据显示, 总体来说, 总外商投资企业的进出口额在我国总的进出口额中的比重越来越大, 对我国进出口额的贡献已超过了50%。

表1中数据表明, 外商投资企业的进出口额对江苏省企业进出口额的贡献率在不断上升。充分证明了FDI在我国商品对外贸易中起着举足轻重的作用。

数据来源:2008年江苏省统计年鉴, 并经计算整理所得。

2.2 FDI与江苏省对外贸易的实证分析

(1) 所需变量及分析指标。

根据进出口方向的不同年度分为以下具体变量:外商直接投资额 (FDI) , 外商累计直接投资额 (FDIC) 、前一年外商累计直接投资额 (FDI-1) 、前两年外商累计直接投资额 (FDI-2) ;出口额 (EX) 、工业制成品出口额 (EXM) 、初级产品出口额 (EXP) ;进口额 (IM) 、工业制成品进口额 (IMM) 、初级产品进口额 (IMP) 。选用1999年至2008年这10年的外商直接投资与进出口的数据进行分析。运用的分析软件为SPSS13.0。

(2) FDI与进口出口量相关性实证分析。

FDI为当年江苏外商实际直接投资总额, FDIC为外商累计直接投资额, 因为一般经验认为FDI当年的流入并不会立即引起出口增长, 因为FDI企业建厂初期有筹备、引进设备然后再进行生产的过程, 所以FDI对出口有一个滞后效应, 又考虑到资本的累积效应, 因此在对FDI对江苏出口总量影响的分析中运用FDI-2, FDIC两个变量, EX为当年江苏对海外的出口额, IM为江苏当年从海外的进口额。

根据表2所列数据, 运用SPSS软件分析对外商直接投资额、外商累计直接投资额、前两年外商投资额与进出口额的相关性。

数据来源:2008年江苏省统计年鉴, 并经计算整理所得。注:外商直接投资额 (FDI) 、外商累计直接投资额 (FDIC) 、前两年外商累计直接投资额 (FDI-2) 、出口额 (EX) 、进口额 (IM) 。

从输出结果表3中, 每个变量都有三行数据:第一行为该变量与相应列上变量的简单相关系数;第二行为相关系数检验的相伴概率值;第三行为参与计算的观察值个数。从表第二行中的数据可以看出, 外商直接投资额、外商累计直接投资额、前两年的外商直接投资额与江苏的出口额和进口额都具有某种线性相关性, 当年的外商直接投资额相比前两年的外商投资额与进出口的相关性更强, 简单相关系数达到了0.944, 0.926, 而外商累计直接投资额与出口的相关性又超过了当年的外商直接投资额, 相关系数达到了0.950, 前两年外商累计直接投资额与进口的相关性超过了当年外商直接投资额, 相关系数达到了0.927, 且在显著性水平为0.01时, 都通过了统计检验, 都呈现出了明显的线性相关关系。首先说明了江苏外商直接投资额对江苏的进出口都起着重要的促进作用, 同时我们看到FDIC, FDI-2与进出口的相关系数更大的现象, 这说明了江苏省利用外商直接投资也存在时滞性的特点。之外我们可以观察到当年的外商直接投资额对当年的出口促进作用大于进口。

** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) 。

2.3 FDI与江苏省对外贸易结构实证分析

表4中所列数据为1999-2008年江苏省各年度利用外商直接投资与进出口情况。我们通过相关性分析, 发现由于时滞性强, 外商累计直接投资额与进出口相关性比较大, 因而为了改进研究结果, 除了选用当年的外商直接投资额与当年的外商累计直接投资额以外, 还选用了前一年的外商累计直接投资额作为研究对象, 以FDI-1来表示。

先研究年度外商直接投资额 (FDI) , 当年外商累计直接投资额 (FDIC) , 前一年外商累计直接投资额 (FDI-1) 与工业制成品出口额 (EXM) , 初级产品出口额 (EXP) , 工业制成品进口额 (IMM) , 初级产品进口额 (IMP) 的相关系数。其次以出口为例, 选取FDI-1与EXM, EXP, EX分别建立一元线性回归方程, 对直接投资额与初级产品出口额, 制成品出口额, 出口总额作回归分析, 分别以初级产品出口额 (EXP) , 制成品出口额 (EXM) , 出口总额 (EX) 为被解释变量, 以前一年外商累计直接投资额 (FDI-1) 为解释变量。

数据来源:2008年江苏省统计年鉴。注:年度外商直接投资额 (FDI) , 当年外商累计直接投资额 (FDIC) , 前一年外商累计直接投资额 (FDI-1) 与工业制成品出口额 (EXM) , 初级产品出口额 (EXP) , 工业制成品进口额 (IMM) , 初级产品进口额 (IMP) 。

如表5所示, 外商直接投资中当年的外商直接投资额, 当年外商累计直接投资额、上一年的外商累计直接投资额与工业制成品的进出口, 初级产品的进出口均呈现较大的相关性, 出口商品中的工业制成品与初级产品的比重与外商直接投资有着很高的正相关关系, 尤其是当年的外商累计直接投资额, 这反映了江苏省外商直接投资对于江苏省对外贸易商品结构优化具有重要意义。

** Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) 。

表6、表7、表8所示为以江苏省出口为例, FDI-1与EXM、EXP、EX分别建立一元线性回归方程。

a.Dependent Variable:EXP。

由此可得方程:EXM=330.949+0.667FDI-1 (1)

a.Dependent Variable:EXP。

由此可得方程:EXP=8.519+0.007FDI-1 (2)

a.Dependent Variable:EXP。

由此可得方程:EX=339.467+0.674FDI-1 (3)

以上的三个方程FDI-1的系数的T值都比较大, 在显著性水平a=0.05下, 大于t检验的临界值, 表明系数都很显著, 可以用来解释各变量之间的关系, 在 (1) 式中, 前一年的外商累计直接投资额每提升一单位, 工业制成品出口就提高0.667倍, 在 (2) 式中, 前一年的外商累计直接投资额每提升一单位, 初级产品出口就提高0.007倍。在 (3) 式中, 前一年的外商累计直接投资额每提升一单位, 总出口就提高0.674倍。这表明江苏省利用外商直接投资主要改善了工业制成品出口结构, 对初级产品的出口也有一定的影响。其主要原因是外商直接投资要从国外进口大量机器和设备。可见, 相对于初级产品来说, 外商直接投资更能促进工业制成品贸易规模的扩大。因此, 外商直接投资的流入对江苏省对外贸易结构有显著的改善和优化作用, 而且存在一定的滞后性。

3 总结与建议

3.1 总结

由于长三角经济带造成的磁场效应, 再加上江苏良好的投资环境, 来江苏投资的国家 (地区) 越来越多, 突破了先前以港、澳、台为主的局面, 并且在加入WTO后欧美发达国家在江苏的投资逐步扩大。

外资在江苏以制造业为切入口, 向商业、证券、保险银行等服务业和多领域渗透的步伐明显加快。

FDI在江苏省三大区域的不均衡分布和不均衡增长, 是江苏省三大区域经济发展差距扩大的重要原因之一。FDI对江苏省区域经济发展有短期的需求拉动效应, 也有长期的供给创造和溢出效应, 但长期效应小于短期效应。因此, 合理借助FDI的区域分布来逐步消除江苏省区域经济不均衡发展是一个很好的选择, 也具有十分重要的战略意义。

3.2 相关建议

(1) 应进一步加强投资环境建设, 努力营造地区聚集效应。

首先, 要重视投资的硬环境建设。江苏在投资硬环境上下了不少功夫, 取得了显著的成绩。如昆山地区开发区先后投入30多亿元用于交通、通讯、供水、能源等基础设施建设, 这就是一个很好的例子。其次, 在投资软环境上, 应特别强调树立服务意识, 实行“亲商”政策, 始终使外商有宾至如归的感觉。形成有利于FDI发展的外资来源国家和地区的集聚效应。最后, 苏中、苏北地区土地、劳动力资源丰富, 是吸引FDI的有利因素。苏中、苏北地区要进一步优化投资环境, 包括加强交通、通信等基础设施建设, 完善相关法律法规建设和实行, 发展为FDI服务的配套产业, 增强为FDI服务的意识。

(2) 发挥产业政策引导作用, 引导外资流向。

目前, 在外商投资的具体行业上, 制造业投资比重仍然较大, 电子及通信设备制造业等技术密集度高的产业, 以及化学、纺织、机械、冶金等产值比重排列前位的劳动密集型传统产业继续成为外商投资的重点。江苏省应制定相关政策鼓励外商投资往第一、三产业延伸。对于第二产业, 关键是要注意比较优势的动态转换, 实现产业结构和产品结构的升级换代, 实现长远发展。因此, 在引资政策制定上, 应该有所侧重, 有所选择, 有所鼓励, 积极引导外资进入技术密集型和资本密集型产业和部门, 引导外资投向高新技术领域。

(3) 加强内资企业的消化吸收能力, 提高自身技术研发能力。

中国过去多年引进外资的教训之一就是以“以市场换技术”方针的失效, 多数外商愿意转让的标准化技术不但无助于产业结构的优化, 反而导致低水平建设的重复, 而重化工业赖以升级的先进技术, 外商要么不予转让, 要么作为合资企业、合作企业外商独占技术秘密, 把中方人员严格地隔离出来。因此, 对江苏内资企业来说难以通过这种利用外资方式达到学习目的, 只能造成国内产业发育、壮大的市场基础丧失。而对于一些先进的技术, 由于内资企业的消化、吸收能力不强, 外资企业的技术溢出效应不仅不能很好的加以利用, 反而造成其对国内市场的垄断。内资企业要取得技术的根本性突破, 一方面要提升自己的消化、吸收能力, 增强其自身的研发能力。进而, 即可以提高企业自身的技术水平, 也可以促使外资企业采用更高的技术水平, 扩大其技术溢出效应的程度。另一方面也要加强同外商直接投资企业的研发合作, 加大内外资企业人员之间的流动, 有效利用外商直接投资企业对内资企业的技术指导, 从而保证内资企业可以有效提高消化、吸收能力, 最终增强自身的技术研发能力。

(4) 促进自主品牌成长。

经济增长质量的高低, 最终都体现在产品的竞争能力上。充分发挥外商投资企业的技术优势, 通过延伸产品的加工深度、精度, 提高最终产品和中高档产品的比重, 实现“以质取胜”, 创自己的品牌。政府应把保护知识产权放到更重要的位置上, 加快科技创新的载体建设, 结合国家知识产权局启动的全国专利技术产业工程的一系列政策, 配合出台有关地方措施, 优化专利市场环境, 采取各种方式, 让专利的拥有者与需求对接, 促进专利技术的转化和实施。对外贸易要进一步推动由粗放型向集约型的转变。优先发展和扶持技术密集型机电产品和高新技术产品的出口, 重点扶持具有自主产权的高新技术产品的出口;实施以质取胜策略, 狠抓出口商品质量;实施出口品牌战略, 推动具有比较优势的产品加快形成品牌优势, 最终提高外贸企业竞争力。

参考文献

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中国证券市场风险构成实证分析 篇10

一、样本选择与数据定义

1. 股票样本的选择

本文所选取的30样本股覆盖了工业(3)、医药(4)、消费(8)、信息技术(3)、公共事业(5)、金融地产(4)、能源(3)七大方面，符合行业代表性原则。具体情况见表1:

2. 数据定义

(1) 30支股票在样本时期内的月收益率

其中，Pt：证券第t期的价格

Pt-1：证券第t-1期的价格

Dt：证券第t期的现金收入(如股息、利息等)。样本采集方面，本文利用当前最流行的大时智慧股票分析软件，所采用的样本数据以向前复权后的数据为准，此数据已经综合个股的分红派息、发行新股等信息数据。

(2) 30支股票月收益率之间的两两协方差

其中，Rit, Rjt：第i支，第j支股票在第t个月的月收益率

Ri, Rj：第i支，第j支股票的月平均收益率

N：月数，每一个样本时期为36ㄢ

(3）各投资组合风险的计算

，其中，x+x+…+x=1，本文采用等权组合，即wi=1/n。

二、实证结果及分析

从本文的研究方法出发，选取同一样本不同时期的数据进行比较分析，为了体现数据的连续性，本文选取1996年1月1日至2007年12月31日每三年一个时期，共10个样本时期。基于组合方法，可以得到每组由30个不同规模的组合30组，共计900个组合，由此可以得出此30组系列组合在十个样本时期内的标准差及拟线形回归方程，具体计算见表2:

运用表2第一列和第二列数据回归出第一时期对应的线性回归方程为：y=0.103+0.054/x，相应的R2=0.936，比较接近于1，表明方程拟合程度比较好，t=165.411, 20.239对应的相伴概率值sig=0<0.01，表明系数都是显著的。由方程知，第一时期系统风险为0.103，总风险为当x=1时y的值为0.157，其余每个时期均同第一时期的方法测算。得出以下每个时期的系统风险、总系统风险以及系统风险占总风险的比重列表(见表3):

通过对上海证券交易所近十个时期的数据进行研究, 得出系统风险占总风险比重平均为64.41%, 而纽约证券交易所系统风险(不可分散化风险)占1/4左右，而非系统风险(可分散化风险)占3/4左右。由此可见，上海证券交易所系统风险比重较大。这表明，中国股市与一些发达国家的股市相比较有较高系统风险。

三、结论

随着股市规模的大幅扩张和中国股票交易的法律法规逐步健全，监管经验逐步丰富和监管力度的逐渐加强，中国股市正逐步走向成熟，系统风险占总风险比重也会逐渐下降，当然，这并不意味着以后中国股市不会发生大的起伏和风险，中国的股市正在走向成熟。

参考文献