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长征小故事范文1
关键词：股票市场；一月效应；收益率
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1001-6260（2009）02- 0096-05
在发达工业国家的股票市场和新兴证券市场上均存在着明显的违背市场有效性的现象，而股票的季节效应是其中之一。 在季节效应的研究中，尤以“一月效应”较为具有代表性。“一月效应”是指1月份的股票收益率显著高于其他月份。在许多国家,如美国、加拿大、意大利、荷兰、比利时、日本、新加坡等,股市1月份的收益率要远远高于其它月份,尤其是小市值的股份更甚。本文试图通过实证研究来验证中国股票市场是否存在显著的“一月效应”。
一、文献回顾
国外对一月效应的研究始于20世纪40年代。Wachtel(1942)在《股票价格确定的季节性变动》一文中提出纽约股票市场1月份会出现超常的收益率和交易量。Rozeff等(1976)对月份效应做了系统的研究，发现纽约股票市场在1月份有超常的收益率和交易量，并认为这种现象是由于投资者在上一年年末为了避税而抛售股票，然后在新一年年初大量购入所致(避税说，Tax LossSelling)。持这种观点的还有Keim(1983)和Reinganum(1983)等。Keim(1980)对美国股市的一月效应和公司规模的关系做了较为全面的研究。他将所有的公司以市值大小为标准构造了10个组合，每年年初根据前一年末的数据更新一次。研究结果显示：相对于其他11个月份，股票在1月份的日收益率明显高于其它月份；公司的规模大小与股票的收益率呈负相关，小公司的一月效应比大公司明显。
20世纪80年代中期，美国对月份效应的研究范围从股票市场拓展到债券和期货市场。Smirlock(1985)研究了1978―1985年的数据,发现低等级公司的债券在1月份的收益率显著地大于它们的平均月收益率，即低等级公司债券的收益率存在一月效应，但是高等级公司的债券和美国政府债券的收益率不存在一月效应。Laura等(2003)研究了美国市政债券封闭式基金减税卖出和一月效应的关系，实证证明了减税卖出假说，且发现与经纪商相关的市政债券基金呈现出更大的减税卖出行为。
除了美国的股票、债券和期货市场外，许多学者发现其他国家的股票市场也存在一月效应。Gultekin等(1983)对1959―1983年17个主要工业国的股市指数进行了研究，通过非参数检验证明，除了美国之外，其它工业国的股票市场收益率也存在一月效应。他们进一步研究了每个税收年度1月份的收益率，发现存在月份效应的13个国家中，除了澳大利亚以外，其余12个国家1月份的收益率都比其他大多数月份的收益率要高。虽然他们不能肯定避税说是月份效应的直接原因，但他们认为月份效应确实与税收有关。另外，他们的研究中使用的指数是按照公司市值为权数构成的，大公司的股票在指数中占的权数很大，但结果仍然表明大部分的工业国存在月份效应。这说明了公司规模并不是引起月份效应的主要原因。Alexakis(1995)等的研究表明许多发达国家的金融市场都存在星期效应。
我国对金融市场一月效应的研究始于20世纪90年代。张仁良等（1997）研究了香港股市的小盘股效应和日历效应，研究结果表明香港股市小盘股1月份的收益率与其它月份的收益率差异很大，大盘股的一月效应更加明显。朱宝宪等(2001)以1995―1997年深沪两市286只股票的周均收益率进行检验，认为数据支持“一月效应”，但因为春节的缘故，被移到了2月或3月。奉立诚(2003)认为，中国股票市场并不存在绝大多数工业发达国家股票市场和其它某些新兴股票市场所普遍具有的“一月份效应”，但是沪深两市均存在显著的“月初效应”，这说明在某种意义上股市缺乏有效性。李锐(2003)检验了1993年1月2日到2002年12月3日的上证综合指数和深证成份指数，证实中国股票市场不存在“一月份效应”，但却存在“十二月份效应”。这些文章采用的数据主要是中国早期股票市场的数据，缺乏规范性，同时由于近年来国家出台了许多管制措施，股票市场越来越规范，他们的研究结论对于如今的中国股票市场的指导意义越来越弱。
近年来，国内研究一月效应所使用的数据区间不断扩大，方法也不断更新。周少甫等（2004）应用无条件波动的修正Levene检验和条件波动的GARCH模型对上海股市的星期效应进行实证研究,结果显示上海股市存在显著的周一高波动现象,他们对此利用混合分布模型进一步研究，认为周末信息的积累可能是周一高波动现象的原因。徐国栋等（2004）运用标准的K-S非参数检验和虚拟变量回归的方法,利用1993年至2003年的股票指数从三个层次（月份/季度/半年度）对我国沪深股市的日历效应进行了较为全面的分析和检验。研究结果表明：上海市场存在着较为显著的季节效应,而深圳市场的季节效应并不明显；研究还发现,沪深两市均存在较为显著的12月份效应,这与中国股市特殊的政策和市场背景是分不开的。他们认为季节效应的存在,从一个角度反映了我国股市运行的低效率,这在上海股市表现得更为明显。张璇（2004）利用沪深股市A股综合指数的1316个交易日的收益率对沪深股市的日历效应进行了研究，结果显示沪深股市在周五有明显的正的超额收益率,存在显著的星期效应,但是月份效应不太明显,只表现为微弱的一月效应。李凌波等（2004）对中国证券市场中开放式基金和封闭式基金的日历效应进行了实证检验,并与指数基准进行了比较。结果表明中国基金市场存在一定程度的日历效应。而且，上海基金指数和大部分开放式基金周一日收益率相对更高；上半月的日收益率均值低于下半月的日收益率均值；封闭式基金在3月份的收益率较高，8月份的收益率较低。
二、样本数据和研究方法
（一）样本数据
考虑到1997年以前,中国股票市场还处于初创时期,股市受政策影响出现暴涨、暴跌的可能性大,由此可能会掩盖股市变动的某些规律,1996年12月16日管理层引入10%的日收益率涨跌停板制度,股市暴涨、暴跌的现象得到了控制。为了保证结论的稳健性,所以本文采用1997年1月2日―2007年12月30日上证及深证A股综合指数的日收盘数据(搜狐股票)。
（二）研究方法
1.股票市场日收益率模型
许多研究成果表明普通股票的价格运动服从多重随机漫游。因此，一个证券组合的收益率可以用下述模型来描述：
Rt=u+§t
其中，Rt是所研究指数的收益率，其计算方法为 Rt=（Pt-Pt-1）/Pt-1,Pt为证券组合在t 时期的期末价值,u为证券组合的平均收益率，§t是白噪声。这就是平均收益率不变模型。即证券组合的收益率不随时间变动而变动。但是有实证证明证券组合的收益率的分布在短期内是有些变动的。因此可以将该模型改成以下形式:
Rt =β1+∑122βiM2t+§t
其中，M 是一年中的某个月。
2.分析方法
为了检验中国A股市场是否存在显著的一月效应，即1月份的每个交易日的平均收益率的在12个月中是否有显著不同，标准的虚拟变量回归式为：
Rt=β1+∑122βiMit+§t
其中，Rt为上证或深证每日的收益率；Mit为一年中月份i的虚拟变量。例如i=1如果观察的收益率为1月份某天的收益率，那么M1t=1,否则M1t=0。在这一模型中，β1 代表一年中1月份的日平均收益率，βi （i=1,3,4,.....12）代表一年中1月份的日平均收益率与其他月份的日平均收益率之差。因此，该模型是用于检查一年中各月的日平均收益率是否一致。如果所有参数βi （i=1,3,4,.....12）在统计上不同时等于0，那么就表明存在显著的“一月效应”。
三、实证结果
(一)沪深A股各月的日收益数据基本特征
从表1、表2可以看出,在所采集的样本时期内,沪深A股日平均收益分别为0.057225和0.849,用于度量股票收益波动性的标准差分别为4．87%和2．92%,表明上证A股平均收益高于深证A股,但两股市波动性差别不大。
表1 上海A股市场各月的日收益的基本统计概况
1997―2007均值最大值最小值标准差偏度峰度t 检验值样本值所有交易日0.0579.856-8.9114.873-0.0621.6510.65427291月0.0729.051-7.2173.298-0.0412.0951.0761942月0.1048.132-8.9116.970-0.3681.9390.7431653月0.1354.943-5.4162.159-0.4431.955-0.0682544月0.1929.294-5.6174.9840.5311.6031.7212445月0.0724.643-8.8313.002-0.9421.963-0.4692086月0.0069.025-8.2564.6470.5142.015-0.0082737月0.0046.458-5.3932.802-0.1751.566-1.5422408月0.0315.332-8.3565.465-0.5192.0761.3922319月-0.0436.587-6.8014.719-0.0061.225-0.40222310月0.0079.856-4.8046.8291.0171.6441.23718311月-0.0134.935-4.8512.221-0.1461.3131.43322512月0.1034.201-3.3471.3090.3681.192-0.674240
表2 深圳A股市场各月的日收益率的基本统计概况
1919―2007均值最大值最小值标准差偏度峰度T检验值样本数所有交易日0.03323.899-92.99852.925-13.997453.4390.82722661月0.3829.995-7.6612.5880.0312.138-0.2211982月0.2767.950-9.9932.374-0.4544.4621.1421583月0.0887.494-7.3241.933-0.4232.406-0.0872244月0.2768.705-6.3012.1770.5272.2391.2312185月0.1147.591-10.0072.651-0.5422.5810.1231806月-0.43223.899-92.9197.331-10.265132.885-0.5761987月-0.0785.269-8.8981.992-0.5303.281-0.0981568月-0.0167.342-9.4862.053-0.0703.6791.4231929月-0.0275.958-9.1921.8760.2763.8690.08519110月-0.0958.551-6.1181.9020.6334.7750.08615811月-0.0745.221-4.6071.6030.6330.3890.19218712月-0.0524.136-7.5821.4980.0764.361-0.921198
沪深两市A 股市场各月的日平均收益率呈现明显差异，在沪市，上半年的收益率要好于下半年。根据偏度、峰度等统计值来看，4、6、10、12等月份为右偏倚，其他月份为左偏倚。除1月和5月份外，2、4、6、8、9等月份的分布呈现厚尾特征。较高的日收益率来自2、3、4、12等月份，较低的日收益率分别6、7、9、11等月份。
表3 一月效应的实证检验
沪市最小二乘法(ols)深市最小二乘法（ols）常数项0.324（0.426）-0.035(0.824)2月0.2122（0.467）-0.0298(0.794)3月-0.231(0.563)0.0176(0.965)4月0.1865(0.8021)0.3024(0.4321)5月-0.4253(0.3415)0.0726(0.9543)6月-0.2131(0.4234)-0.1098(0.7654)7月-0.6759(0.1798)0.0164(0.9728)8月0.5672(0.3876)0.5867(0.1341)9月0.3761(0.4681)0.0698(0.8722)10月-0.6371(0.3241)0.0678(0.8722)11月0.3178(0.6423)-0.2108(0.5780)12月-0.473(0.4211)-0.1921(0.654)DW统计量1.869(1.078)1.793(0.678)自由度(0.2986)(10.178)(0.6986)(12.689)
在深市，正的日收益率来自上半年的1―5月份。从峰度、偏度等统计值来看，7、8、9月的日平均收益率服从正态分布，4、9、10、11月份为右偏倚，其他月份为左偏倚。除了7、8、9月份外，2、6、10、12月份的分布呈现明显的厚尾特征。与沪市相比，深市较高的日收益率来自1、2、4、5月份，较低的日收益率来自6、7、9、10等月份。
（二）一月效应的检验
从表3的实证检验来看，中国股市不存在明显的一月效应。用于检验一年中各月日平均收益率是否相等的统计量均在统计上不显著。对于沪市来说，统计量仅为1.078 ,相对应的p 值为29.86%，而对于深市来说，统计量仅为0.678，相应的p值为69.86%，因此本文的实证研究结果表明我国不存在明显的“一月效应”。
四、结论
通过分析1997―2007年沪深两市股票的日收益率，得出以下结论：我国股市不存在明显的“一月效应”，即我国股市1月份不存在明显的超额收益。这一结果或许有点出人意外，但并不代表中国股票市场不存在月份效应，其月份效应表现为3、4月份有着较高的收益率，而12月份的收益率较低。出现这一情况的原因可能是：首先，根据EMH假说，市场如果出现无风险套利机会，将会很快消失，正如美国股市一样，在“一月效应”得到证实后，尤其在整个的20世纪90年代，“一月效应”没有得到大量证据的支持。其次，通过简单检查上海交易所和深圳交易所的交易量和换手率，在沪深两市1月份的交易量和换手率相对其他月份较低，这与市场中的资金供应量有关，说明资金的进场是逐渐的过程或者新资金的进场建仓还需要时间。另外，认知与行为偏差、季节性的信息流出政策调整等也是造成这一结果的原因。在一个完全有效的市场中，投资者可以根据信息很快纠正被错误定价的股票，套利机会消失，所以我们要做的就是加强和规范信息披露机制，更好地引导投资者，使其能正确
投资，营造一个有效的市场。
参考文献：
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Empirical Study on January Effect of Chinese Stock Market
LI Hong bing1 SUN Li min2
(1.School of Earth Sciences and Resources, China University of Geosciences, Beijing 100081; 2.School of Economy and Management, China Agricultural University, Beijing 100083)
长征小故事范文2
一、利用学校课堂主渠道。有针对性地进行教育训练
首先，让每位任课老师都参与进来，对班级中患有孤独症的儿童有一个比较全面的了解，进而给他们制定出科学可行的教学目标和计划。对这些儿童实施个别化教学，确定各自的训练方法。这样，孤独症孩子在课堂上就会始终被老师所关注，处在师生互动的氛围中，没有那种被冷漠、被边缘化的感觉，这一点对患有孤独症孩子的康复训练尤为重要。人际交往障碍、语言发育缺陷是孤独症儿童的重要特征。他们往往独自一人活动，对周围事物漠不关心、旁若无人。让这些孩子身处在班集体氛围中，本身就是为患有孤独症孩子进行康复训练提供了一个良好的场所。例如：我在课堂上教学生读“牙刷”一词时，也有意地要求一位姓王的孤独症孩子和同学们一道读，虽然他是被动的、不情愿的，但还是勉强的站起来把小嘴动了几下。尽管是这样，我还是表扬了他，并用手轻轻地抚摸了他。在后来的教学中，我用同样的方法让他尽可能地参与进来，鼓励他说话。渐渐地他表现的主动多了。
二、利用活动课和游戏课增强训练力度
游戏这类集体活动课本身对培养学生集体意识，特别是对患有孤独症儿童显得更加重要。在活动课中，让同学们在一起进行滑滑梯、荡秋千、平衡木等游戏。这对他们行为、语言交流的康复有较好的效果。老师要充分利用活动内容强化活动效果，然而孤独症儿童沉浸在自我的世界中，对周围的事物没有任何兴趣，要培养他们做游戏的兴趣，全靠老师的细心和耐心来系统的引导。有一次，我带学生进行感觉统合的康复训练时，其他同学都按要求进行各自的康复训练活动，只有患孤独症的小王站在一旁，目光呆滞、不愿参与、漠不关心的样子。这时，我就走过去把他带到滑梯旁，并且拿出棒棒糖来引诱、刺激他，还让其他同学表演给他看。最终，在老师的鼓励下，他也能坐在滑梯上玩了，脸上露出了难得的笑容。我就立即用手摸摸他、拍拍肩的方式来亲近他。后来，我在上活动课的时候总是有意识地强化他的参与，尽可能地让他和同学们一起活动。就这样不断地进行康复训练，最令我欣慰的是一些比较简单的活动他也能参加了，他和同学们的距离越来越近了。
三、利用科学成果强化康复训练
在学校里，我们运用教育医学领域对孤独症儿童的康复训练的研究成果贯穿在教学过程中，我们要求各任课老师明确任务，对这些孩子，见缝插针地强化训练。针对孤独症儿童存在的人际交往障碍和语言缺陷等，我采用了“目光接触”训练和“呼名应答”训练的方式，经常地、不分场合地找机会训练。这些孩子从不和别人正视，感情木然，为了唤醒这些孩子交往的意识，我就用目光接触的训练式强化对他的康复训练。一开始，任凭你怎样呼唤，他总是不看你。在这种情况下，我总是强行拽着他，让他看着我，直到目光正视着我为止，就这样经过一段时间强化训练，他渐渐地有反应了，虽然要呼唤几次，他才看我一下，但毕竟还是有起色了。同样，我用呼名应答的训练方式强化了呼喊他姓名让他应答，也取得了—定的进步。
四、利用“家长学校”完善训练成果
老师要利用“家长学校”的平台，向家长阐述学生在课外的总体要求，特别是要一对一地和家长交流学生的具体康复训练情况，安排好家长在家的训练项目，争取家长们的配合。这样就能够把孤独症儿童在学校的训练成果很好地加以巩固，同时老师还要保持与家长沟通，及时让家长了解孩子在学校里的一些情况。通过这种方式，我们对患有孤独症儿童的康复训练有了良好的效果。
长征小故事范文3
【关键词】羊群效应；CKK模型；上证50指数
一、引言
股票市场中的“羊群行为”（Herd behavior）是一种典型的非理，它是指投资者在信息不确定和信息不对称的情况下，投资行为受到其他投资者的影响，模仿追随他人决策，而不考虑自己的信息的行为。由于羊群行为是涉及多个投资主体的相关，对于市场的稳定性及市场效率有很大的影响，羊群效应对股市的影响分析如下。
1、由于信息的不完全和信息不对称，“羊群行为”者往往会忽略或不信任自己基于私人信息所作出的判断，转而追随其他投资者的决策。股市中的股评家往往会成为“羊群行为”的主导者。这种追随会导致市场信息传递链的中断，出现两类现象：（1）“羊群行为”的趋同性削弱了市场基本面因素对未来价格走势的影响。当投资基金出现“羊群行为”时，“羊群行为”者将在同一时间集中买入或卖出同一股票，当巨额的买卖超过市场所能提供的流动性时，股票的超额需求将会导致股价的波动，当基金卖出股票时，将使这些股票的价格出现一定幅度的下跌，当基金买入股票时，则使这些股票短期内出现大幅上涨。从而导致股价的不连续性和大幅变动，破坏了市场的稳定运行。（2）如果“羊群行为”是因为投资者对相同的基础信息作出了迅速反应，在这种情况下，投资者的“羊群行为”加快了股价对信息的吸收速度，促使市场更为有效。
2、“羊群行为”容易导致市场对某一信息或政策的过度反应，加剧市场的波动，不利于股市的健康发展。在股市大盘上升时，追涨将导致股价超过股票所代表资产的价值，股市将产生泡沫，在股市下行时，大规模的平仓将加深股市危机，使投资者对股市失去信心，对股市及上市企业产生不利的影响。
3、“羊群行为”的不稳定性和脆弱性将导致金融市场价格的不稳定性和脆弱性。“羊群行为”的产生是由于信息的不对称和信息不完全，一旦信息状态出现变化或政策有所改变，“羊群行为”将会迅速改变。这时将会如“羊群行为”出现时一样，甚至会更大幅度的造成市场的变动。
来自金融市场中的大量历史数据表明，参与羊群行为的主体一般所获收益率比较低，甚至亏损。羊群行为的程度和股市的价格波动形成正反馈机制，这种正反馈机制将扩大某些信息对股市的影响，导致市场过度反应。因此，无论对于个体还是对整个市场而言，非理性的羊群行为的存在都是不利的。羊群行为是导致市场价格波动过度的一个重要因素，因此，对股市羊群效应的研究具有重要的理论和现实意义。
二、文献综述
Wermers（1995）；Christie和Huang（1995）；Chang，Cheng和Khorana（2000）用CKK模型对美国、香港、台湾、韩国籍日本股票市场羊群效应的存在性进行了实证性检验，
Chang等（2000）等应用LSV、PCM、CH以及CSAD等方法对羊群效应进行了实证与检验；宋军和吴冲峰（2001）基于CASD模型使用个股收益率的分散度指标对我国股市的羊群行为与美国股市羊群行为进行了对比实证研究，结果发现我国证券市场的羊群行为程度较强。孙培源、施东晖（2002）使用CAPM模型发现我国股市存在一定程度的羊群效应。国内采用用ARCH模型检验羊群效应的研究较少，蒋学雷等（2003）使用资产收益率建立的ARCH（3）模型研究表明我国股市存在羊群效应，但并未采用上证指数日收盘价数据做出分析。
三、理论分析及模型建立
本文采用CCK模型（蒋学雷，陈敏，吴国富（2003））对股市的羊群行为进行检验，该方法的一个优点是可以利用公开的价格数据对整个市场的羊群行为进行实证研究。使用CSAD（Cross -sectional Absolute Deviation）来度量市场的分散程度，则CCK模型描述如下：
为t时刻市场横截面绝对偏离度，是股票i在t时刻的收益率，是市场组合在t时刻的收益率，建立回归方程为：
若时，则证明市场存在羊群效应。
本文选取上证50指数及成分股在2000年1月4日至2012年3月30日的日收盘数据进行检验，因为上证50指数成分股每半年进行调整，本文选取成分股为经过调整后的股票数据。为避免出现伪回归，对数据进行平稳性检验，数据均为平稳序列，选择EVIEWS5.0对模型进行最小二乘回归，回归结果为：
（22.00995） （5.637675） （-1.78880）
从回归结果看，显著为负，表明我国股票市场存在羊群效应，且非常显著。
四、结论
本文选择上证50指数及其成分股对中国股市羊群行为进行了实证检验，证明我国股市存在羊群行为，这可能是因为：（1）中国股市并不是一个完全有效市场，容易受政策的影响。（2）且投资者水平参差不一、良莠不齐，投资理念不同，对投资的分析缺乏专业知识和工具，致使其的投资行为较强的依赖于政策及各种信息，投资行为不理性。
市场参与者的非理性投资行为使得市场出现羊群效应。股票市场中的羊群效应加剧了金融市场的波动，加大了金融市场的风险，不利于股票市场向一个成熟有效的市场发展。
因此，我国应该加强立法和监管，建设规范有效地资本市场。建立完善的多层次资本市场，对不同成熟度的企业及投资者进行区分，有限责任公司、非上市股份有限公司，上市公司在不同的资本市场进行融资，从而逐步培育优良的上市公司主体。加强上市公司的信息披露及信息真实性的审查，逐步消减信息不完全性和不对称性。对老鼠仓行为进行严查严惩，杜绝股市参与者跟风投资的侥幸心理。
同时，对机构投资者及个体投资者加强投资知识的培训与宣传，强化投资者的投资甄别意识与能力，这对我国资本市场的健康发展能起到良好的促进作用。
理性的市场和理性的投资者能有效减少羊群效应，确保我国股票市场的平稳运行，提高市场的成熟度，保护企业直接融资市场的健康有序发展，保护投资者的利益。
参考文献：
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长征小故事范文4
【关键词】 古钩藤;血糖;小鼠
古钩藤又名海上霸王、白叶藤、牛角藤等等，为萝摩科植物古钩藤Cryptolepis buchananiiRoem. et Schult 的地上部分。多生于阳坡，攀援于其他树上，分布于广东、广西、云南、贵州等地。具有舒筋活络、消肿止痛、解毒等功效，用于治疗腰痛、腹痛、跌打损伤、骨折、痈疮、癣等疾病[1]。目前，治疗糖尿病的口服药物多为西药，但副作用较多，研究中草药在治疗糖尿病这方面的作用是现展趋势。古钩藤对血糖的影响在文献中没有详细的记载。本实验主要通过对正常血糖小鼠以及建立葡萄糖所致小鼠急性高血糖模型，研究古钩藤水提液对小鼠的降血糖作用，为其进一步开发和临床应用提供理论依据。
1材料与仪器
1.1动物昆明种小鼠，雌雄兼用，体质量(20±2)g，普通级小鼠，由广西中医学院实验动物中心提供，合格证号:桂医动字11004号。
1.2药物和水提液的制备古钩藤全草采于广西中医学院植物园，全草晒干。取古钩藤500 g加8倍水浸泡2 h，第1次煎煮2 h，过滤，取滤液;第2次再煎煮1 h，过滤，取滤液，将两次滤液合并，静置过夜，过滤，滤液加热浓缩至500 g/500 ml，按需要配制所需给药浓度。
1.3试剂盐酸二甲双胍片(甲福明)，北京四环制药有限公司生产，批号20080114;格列本脲，山西汾河制药有限公司生产，批号20081209;葡萄糖氧化酶法测定试剂盒，四川省迈克科技有限责任公司生产，批号0608111。
1.4仪器TU-1901双光束紫外可见光分光光度计，北京普析通用仪器有限责任公司;台式离心机，16K，珠海黑马医学仪器有限公司产品;电子天平，EL204，梅特勒-托利多仪器(上海)有限公司产品;数显恒温水浴锅，HH-8，国华电器有限公司产品。
2方法和结果
2.1古钩藤水提液对正常小鼠血糖的影响取小鼠48只，雌雄各半，体质量(20±2)g，随机分为空白对照组，格列本脲组，古钩藤水提物高剂量组(30 g/kg)和低剂量组(15 g/kg)，每组12只。格列本脲组和古钩藤各给药组灌胃1次/d，空白对照组给予等体积生理盐水，各给药容量均为20 ml/kg体质量，连续10 d。末次给药前小鼠禁食不禁水12 h，末次给药1 h后摘眼球取血，以3 000 r/min离心10 min，分离血清，GOD-PAP法测定血糖含量，严格按照血糖试剂盒说明进行血糖测定。实验结果用t检验法进行统计学分析，比较各给药组与阳性药组之间的差异。结果见表1。由表1可知，古钩藤水提物高、低剂量对小鼠的正常血糖没有影响。
2.2古钩藤水提物对葡萄糖所致高血糖小鼠的影响取小鼠60只，雌雄各半，体质量(20±2)g，随机分为空白对照组，模型对照组，二甲双胍组(750 mg/kg)和古钩藤水提物高剂量组(30 g/kg)、低剂量组(15 g/kg)，每组12只。二甲双胍组和古钩藤水提物各给药组灌胃1次/d，空白对照组和模型对照组给予等体积生理盐水，各给药容量均为20 ml/kg，连续10 d。末次给药前小鼠禁食不禁水12 h，末次给药1 h后，空白对照组灌胃生理盐水，其余各组均灌胃葡萄糖溶液2.5 g/kg，分别于灌胃后30，60 min和120 min用玻璃毛细管从小鼠眼眶静脉丛取血，离心3 000 r/min×10 min，分离血清，GOD-PAP法测定血糖含量，严格按照血糖试剂盒说明进行测定。实验结果用t检验法进行统计学分析，比较各给药组与模型组之间的差异。结果见表2。表2可知，检测30，120 min内古钩藤水提物2个剂量组对葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用，60 min高剂量组对葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用。
2.3古钩藤水提物对小鼠体质量的影响取小鼠60只，雌雄各半，体质量(20±2)g，分组参照“2.2”，少1个模型组;二甲双胍组和古钩藤水提物各给药组灌胃1次/d，空白对照组给予等体积生理盐水，各给药容量均为20 ml/kg体质量，连续10 d。分别在第5，10天小鼠禁食前称体质量，观察小鼠体质量变化，实验结果用t检验法进行统计学分析，比较各给药组与正常对照组之间的差异。结果见表3。表1古钩藤水提物对正常小鼠血糖的影响表2古钩藤水提物对葡萄糖所致高血糖小鼠的影响
表3古钩藤水提物对小鼠体质量影响由表3可知，古钩藤水提物第5天和第10天对小鼠体质量没有影响(P>0.05)。
3讨论
糖尿病是世界范围最常见的疾病之一，已经成为继心血管、肿瘤之后的第3大严重威胁人类健康的非传染病。目前全球有1.5亿糖尿病患者，预计到2025年将增加至3亿。2003年中国已经成为糖尿病第2大国，拥有2380万糖尿病患者[2]。目前临床上降血糖药的主力军仍然是西药[3]，但西药在治疗中存在着副作用多的缺点，例如低血糖症，胃肠道反应等不良反应，肝、肾毒性，心脏毒性等[3]。因此从天然药物中寻找降血糖有效成分的研究日益受到重视。中药治疗糖尿病有独到之处，如降糖作用温和持久，毒性和不良反应小，具有综合治疗作用，可有效地延缓并发症的发生与发展。本实验中发现古钩藤水提液对正常小鼠血糖水平无明显影响，而对葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用。实验只是对古钩藤水提液降血糖作用进行初步研究，有助于明确中药古钩藤水提液的降血糖作用，并对相关的中药开发和临床应用提供线索。有关古钩藤降血糖作用机理和有效成分有待进一步研究。
参考文献
[1]全国中草药汇编编写组.全国中草药汇编，下册[M].北京:人民卫生出版社，1976:170.
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关键词：市场占有率 顾客价值 生命周期价值
一、市场占有率分析
绝对市场占有率对于研究目标企业来说没有太多意义，补缺者的市场占有率分析应该是与主要竞争对手的相对市场占有率分析。得到的相对市场占有率要说明情况还必须要与以下4个指标进行综合分析：
1、销售网络分布情况。企业确定其营销战略是“量”或者“网络”时，销售情况和市场占有率的表现会有很大差别。当企业进行销售网络的搭建时，资源大量被培养长期持久的销售能力占用，短期之内的市场占有率可能不如将其营销战略制定为尽力扩大销售量的企业理想。因此没有坚实网络基础的市场占有率评价应该被适当降低，而具有良好市场网络和销售制度的市场占有率在未来有较大成长性。
2、对某些客户和销售区域的依赖程度。企业可以通过单个渠道客户实现某个销售量也可以依靠广泛的销售渠道客户实现这个销售量，企业应该拥有足够多的渠道客户数量和合理的平均订单规模。对于某些客户和销售区域的依赖程度太高企业的市场份额基础就不稳定，所得到的市场占有率评价应该被调低。但是过低的平均订单规模则有可能说明企业投入资源的回报率过低，其市场占有率背后的成本过大也应该被相应低估。
3、对某些产品的依赖程度。同样的很多小型企业对于其产品组合中的某条产品线或者说某个产品项目依赖性太高，此时的市场占有率会面临两种主要威胁：一方面，由于缺乏对主打产品的保护会使其面临过大的竞争压力，其创作的市场机会没有相关产品进行补充会给其他企业创造可乘之机；另一方面，一旦市场出现比较大的变化，依赖于某个产品的销售量建立起的市场就会突然崩溃，而企业来不及培养第二个支持产品会使企业面临资金链的断裂危险。
4、对于某些企业不能完全掌控的资源的依赖程度。如研究目标企业这样的小型企业特别容易发生过与依赖销售人员，或某些销售人员的情况。然而销售人员是企业最难以控制的资源之一，核心人员的变动会对这样的企业造成严重打击。企业必须学会不断的向核心员工学习，将他们的资源不断转变为组织资源，尽可能的降低组织依赖性增加抵御突然的人动的伤害。
二、顾客终身价值分析
顾客终生价值指标通过测定顾客在现在和未来各期能够给企业带来的利润给企业提供了对于未来可获得利润的估算途径，并为企业决定使用于开发一个新顾客的合理成本以及挽留一个即将失去的顾客而支付的最高限额。
除此之外，明确测定顾客和顾客之间的价值的不等是企业充分利用其资源，提高投资回报率的理想途径，通过将追求市场份额转向追求客户份额，提高市场占有率质量是企业走向成熟的表现。首先，不同的客户购买的喷码机数量和型号不同，耗材使用量不同，给企业创造的毛利有极大差别。其次，不同顾客的保持成功存在显著差异，一些顾客总比另一些顾客更容易产生需要企业解决的问题，也更难于创造一个令双方愉快的销售和服务过程体验，同时降低顾客满意度和员工满意度。
三、顾客保持率和顾客获得率测定
顾客保持率测定企业和既有顾客保持关系的比率可以用业务量的比或顾客数的比获得。企业的顾客保持率是对企业的产品和服务对于目标市场利益诉求满足程度的综合考量，可以作为如研究目标企业的一个关键目标完成质量的衡量指标。在进行这个指标的比较时要注意考虑企业进入行业的时间，对于一个刚进入市场的企业来说，其顾客保持率要低于熟悉这个市场的企业。
顾客保持率主要衡量了销售实现之后的相关服务提供质量，企业还可以通过测定新顾客的获得率来发现企业竞争方向的设定是不是符合市场的未来变化，销售实现之前的销售服务质量如何。同样新顾客的获得率也必须要结合企业的发展阶段和市场营销战略来考虑。成长期的企业和产品产生的新顾客获得率通常高于成熟期的企业和产品，此时更高的顾客保持率显得更有效。
四、人均销售和单位费用销售回报
人均销售通过一定销售时期每个员工对于销售贡献的测定可以反映企业各个销售服务网点的人员配置合理性和销售服务人员的努力程度。因此一个比较低的人均销售值意味着企业可能需要审核销售服务单位拥有的资源，调整营销资源配置，提高销售产出；对销售服务人员进行培训，帮助他们开发新客户，增加人均客户数，提升客户质量；优化营销组合，提升企业的品牌识别度和忠诚度。提高销售服务团队的销率。
人均销售的关注重点是企业人力资源的配置合理性，因此企业还需要同时测定单位费用销售回报这个指标以完成更全面的资源配置评估。通过对每指出单位销售费用获得的销售额可以帮助管理人员更好分配各销售区域之间的费用支出，并避免管理人员根据经验在销售费用回报已经降低的区域分配过多的资源而不能对正在成长的地区提供足够的支持。
五、人员流动率和关键员工流失率
长征小故事范文6
关键词：美国货币政策；溢出效应；价格示范效应
作者简介：袁鹏(1972-)，男，河南唐河人，河南财经学院金融学院讲师，中山大学岭南学院博士研究生，主要从事货币政策、金融机构与金融市场研究。
中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2010)01-0046-04 收稿日期：2009-09-01
一、文献的简要回顾
与本研究相关的文献主要有三类：一类是有关货币政策溢出效应效果研究；另一类是有关货币政策溢出效应传导机制研究；还有一类是有关美国货币政策对我国经济的溢出效应研究。
国内外有关货币政策对本国股票市场影响的研究文献较多。总的来讲，稳健的结论认为货币政策影响本国股票市场的回报。例如，美国联邦基准利率提高1％，美国股市下降5.3％(Bernanke et al，2005)，5.5％(Ehrmann et al，2004)，6.2％(Rigobon et al，2004)，7％-9％(Bjornland et al，2009)。孙华好、马跃(2003)对我国股票市场实证研究后认为利率影响股票价格，而货币数量对股票市场不起作用。殷波(2009)的研究表明中短期内货币政策对股票市场回报水平存在显著影响，并表现出较强的非对称效应。
然而，在美国货币政策对外国金融市场影响的研究方面，研究文献相对较少，结论存在争议。例如，Mann等(2004)用月度资料实证研究了6个国际股票指数对美国货币政策的敏感性，结论是美国货币政策变量几乎不能解释和预测国际股票回报。Ehrmann和Fratzscher(2006)通过对全球50个股票市场的研究表明美国联邦基金利率上调100个基点全球股市回报平均下降约3.8％，范围从0到10％。
货币政策溢出效应的传导机制大致有三种：金融渠道，贸易渠道和心理渠道。例如，Cushman和Zha(1997)以加拿大为案例，研究发现汇率是货币政策溢出效应最重要的传导渠道。Kim(2001)用低频数据在VAR框架下作了实证研究，认为利率是货币政策溢出效应最重要的传导渠道。Dong He等(2008)认为外部冲击可透过实质经济与金融市场渠道，以及投资者、消费者情绪传导至另一经济体。
叶辅靖(2008)定性分析了美国货币政策对中国出口、通货膨胀的影响。Johansson(2009)在误差修正模型框架下证明，联邦基金利率是中国实际产出的Granger原因，而美国货币供给对中国产出无明显影响。庄佳(2009)的实证检验也表明美国货币政策对中国产出存在着正向的溢出效应，但在短期美国货币政策冲击对我国产出变动的贡献率要小于其对G7国家的影响。吴宏、刘威(2009)实证研究发现美国货币政策对我国贸易顺差波动影响尤为显著。就笔者所知，迄今尚未有在SVAR模型框架下实证检验美国货币政策对我国金融市场影响的文章，本文试图填补这方面的空白。
二、模型的设定、变量选取和数据说明
(一)结构向量自回归模型
在研究货币政策传导及其溢出效应时，结构向量自回归是最常用的方法。标准的向量自回归模型可以表述如下：
Xt＝A0＋A1Xt-11＋L＋ApXt-p＋et (1)
其中Xt代表n'1内生变量向量。A0为n'1的常数矩阵，A1，L Ap为n'n的系数矩阵，p为最大滞后阶数，ei为n'1的向量白噪声扰动项。
如果行列式det(L)的根都在单位圆外，(1)式满足平稳性条件，可以将其表示为无穷阶的向量移动平均形式VMA(￥)
Xt＝B(L)et
(2)这里忽略了常数项。B(L)是滞后算子L的参数矩阵。
假设正交结构扰动项ut可以表示为扰动项et的线性组合，即
et＝Sut
(3)其中S为n'n的矩阵，由(2)、(3)式可得SVAR模型如下：
Xt＝B(L)Sut
(4)
Christiano等(1998)将Xt。中的变量区分为三块：第一块变量Xt。的当期值出现在货币当局t期的信息集，即货币政策决策规则中包含这些变量的当期值；第二块变量X2,是货币政策工具变量；第三块变量X3t。的当期值不出现在货币当局t期的信息集。Christiano等(1998)证明，只要正确选取X1t、X2t、X3t。中的变量，使其满足分块递归的要求，采用Chol-esky分解，X2t对应的结构型冲击就可以被识别。
(二)变量选取和数据说明
参照已有货币政策研究的模型设定，选取如下经济变量来构建本文的SVAR模型。美国产出(yt)、美国通货膨胀(pt)、联邦基金利率(rt)、美国股票市场真实回报(st)、我国股票市场真实回报(pt)和联邦基金利率作为美国货币政策变量，被大部分文献所采用。美国产出、美国通货膨胀作为影响美国货币政策的宏观变量出现在货币当局期的信息集内，也是可能影响我国股票市场真实回报的重要外部变量。美国股票市场真实回报是深受美国货币政策影响的变量，也是可能对我国股票市场真实回报有价格示范效应的外部冲击变量。鉴于美国经济规模庞大，假定所有美国变量都会对我国股票市场真实回报产生同期影响，我国股票市场真实回报不会对美国变量产生同期影响。因此有
X1t＝(yt，Pt)'X2t＝(rt) X3t＝(st，pt)'从而，(4)式可以表示为：
根据数据的可获得性，本研究使用1996年2月-2009年9月的月度数据。美国产出用美国工业生产指数增长年
率表示；美国通货膨胀用美国消费者物价指数(经季节调整)的环比增长年率表示；联邦基金利率用年率表示；美国股票市场真实回报用标准普尔500指数月度真实回报率代表，我国股票市场真实回报采用上证综合指数月度真实回报率代表。上述股票市场真实回报率用经消费者物价指数调整后的股票价格指数取对数再差分计算得到。数据来源为中经统计专网、BvD数据库。
三、实证结果分析
(一)模型滞后阶数确定及平稳性
经单位根检验(结果如表1所示)，模型中的变量除联邦基金利率在0.10的显著水平平稳外，其他变量都在0.05的显著水平上平稳。因此，模型的移动平均表示VMA(￥)是收敛的。参照Likelihood Ratio(LR)原则，选择6项滞后建VAR(6)模型。模型特征多项式所有的特征值都落在单位圆内，满足平稳性要求。模型残差的自相关LM检验值为27.59，p-value为0.32，拒绝残差有自相关；模型残差的White异方差检验值为969.64，p-value为0.05，可以视为不存在异方差。
(二)美国货币政策对我国股票市场的影响及传导机制分析
利用脉冲响应函数可以考察美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报的动态影响。本研究分析的是当美国变量产生Cholesky一个标准差的冲击时，我国股票市场真实回报变化的动态路径。同时，配合上、下两个标准差的置信区间讨论，能够清楚看到美国冲击是否具有统计上显著的影响力。
SVAR模型的脉冲响应函数如图1所示：选定24期作为观察动态影响的期间，横轴代表冲击发生后的期数，纵轴表示我国股票市场真实回报对各个变量的响应，单位是百分点，实线表示脉冲响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信区间。从脉冲响应函数图上可以清楚看到，美国的产出、通货膨胀、联邦基金利率、美国股票市场真实回报产生Cholesky一个标准差的冲击时，分别会对我国股票价格产生不同程度的影响。
当美国联邦基金利率产生一个标准差的冲击时，如图1(c)所示，我国股票市场真实回报除第3期为负向反应，其他各期大致呈现正向波动的反应，其中在第1期股票价格上涨1.06％，统计上比较显著，在第5期达到最大值1.56％，而且呈现统计上显著的正向反应，第13期之后则反应逐渐平稳。此结果显示当美联储采取紧缩性的货币政策，投资者会产生美国乃至全球通货膨胀趋缓的预期，令投资信心增加，我国股票市场真实回报上升。
当美国通货膨胀产生一个标准差的冲击时，如图1(b)所示，我国股票市场真实回报从第1期开始表现为负向反应，股票市场真实回报下降0.6％，负向反应在第4期达到最大值1.9％，而且在统计上显著不等于零。随后振荡收敛，第12期之后的冲击反应才逐渐平稳。该结果显示当美国通货膨胀上升，在人民币与美元汇率保持相对稳定条件下，投资者预期我国未来通货膨胀上升，股票市场真实回报下降。
当美国产出产生一个标准差的冲击时，如图1(a)所示，我国在第1期表现为负向反应，股票市场真实回报下降0.56％，在第2期达到上升的最大值1.38％，而且在统计上显著异于零。该结果说明，从统计显著性的意义上来讲，我国股票市场真实回报对美国产出冲击的反应是正面的，美国经济的增长带动投资者对我国企业尤其是出口导向型企业的盈利向好预期，我国股票市场真实回报上升。
当美国股票市场真实回报产生一个标准差的冲击时，如图1(d)所示，我国股票市场真实回报从第1期开始产生正向反应，回报上升0.7％，随后除3、7、12期为负的反应外，其余各期均为正的反应。此结果说明美国股市对我国股市有一定的价格示范效应，但结合2倍标准差的置信区间分析，不具有统计的显著性。
综上所述，美国联邦基金利率在第5期对我国股票市场真实回报冲击十分明显，美国通货膨胀在第4期对我国股票市场真实回报冲击显著，美国产出在冲击发生后第2期对我国股票市场真实回报冲击十分明显。在考察的24期内，美国股票市场真实回报对我国股票市场真实回报冲击在统计上不显著。因此，可以认为美国货币政策对我国股票市场溢出效应的传导机制主要是通过美国产出和通胀的冲击，影响投资者对企业未来业绩的预期实现的，而美国货币政策溢出效应经由美国股票市场价格示范效应传递的机制不显著。
(三)美国货币政策在我国股票市场真实回报的要素贡献
预测误方差分解反应当一个变量冲击对某一内生变量变动的相对重要性。因此，可以用预测误方差分解来讨论4个外部变量对我国股票市场真实回报的动态影响。有关我国股票市场真实回报的预测误方差分解的结果如表2。
整体而言，我国股票市场真实回报解释其本身波动的比例最大(71.12％-96.26％)，至于其他部分，美国通货膨胀、联邦基金利率解释能力较好，美国股票市场真实回报的解释能力较小，不足2％。
纵向来看，美国货币政策在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为1.81％，随后逐步增大，在冲击发生后第13期达到最大值7.43％，然后逐步下降，在第24期为7.33％，可见，美国货币政策对我国股票市场的溢出效应是短期的。美国产出在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.52％，在第二期陡然升至3.47％，在第8期超过5％，然后缓慢上升，在16期超过6％，24期达到6.49％，凸显美国经济经济增长影响我国股票市场真实回报的长期波动。美国通货膨胀在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.59％，快速升至第3期的3.11％，第4期的7.79％，第5期的10.8％，第13期后稳定在13％左右，美国通货膨胀在解释我国股票市场真实回报波动的比重上升较快，显示投资者对美国通胀向全球传递的担忧。美国股票市场真实回报在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.82％，随后在波动中缓慢上升，第16期大于1.5％，第24期达到1.67％，解释我国股票价格波动的比重较小。
横向来看，在冲击发生后第1期，联邦基金利率是除我国股价自身之外解释能力最强的，达1.8％，而其他因素的解释能力都不足1％。在第2期和第3期美国产出成为我国股价自身之外解释能力最强的，从第4期开始通货膨胀成为解释能力最强的因素。由此可见，在短期内，我国股票市场真实回报对美国货币政策的反应是最敏感的。在中长期，美国经济的基本面比货币政策更能解释我国股票市场真实回报的波动。
四、主要结论及研究展望
笔者在SVAR模型框架下分析美国货币政策及其他美国经济、金融因素对我国股票市场的溢出效应。参照Chris-tiano等(1999)的分块方法，按照变量当期值是否出现在货币当局的信息集将变量分为3块，从而可以恰好识别SVAR模型。在此基础上使用1996年2月-2009年9月的月度数据，就美国货币政策对我国股票市场真实回报的溢出效应进行了实证检验。实证结果表明：
第一，美国货币政策对我国股票市场真实回报具有显著的溢出效应，即扩张性的货币政策使我国股票市场真实回报下降。以向前预测24期来观察，当美国联邦基金利率产生一个标准差的冲击时，我国股票市场真实回报除第3期产生负向反应，其他各期大致呈现正向波动的反应，其中在第l期股票市场真实回报上涨1.06％，统计上比较显著，在第5期达到最大值1.56％，呈现统计上显著的正向反应。
第二，在短期，美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报波动贡献大，而在中长期美国的通货膨胀、产出冲击贡献大。在冲击发生后第1期，联邦基金利率是除我国股价自身之外解释能力最强的，达1.8％，而其他因素的解释能力都不足1％。在第2期和第3期美国产出成为我国股价自身之外解释能力最强的，从第4期开始通货膨胀成为解释能力最强的因素。
