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包拯的故事范文1
我国公司属于典型的“一股独大”式的股权结构，控股股东侵害中小股东利益的行为司空见惯，而我国保护投资者利益的相关法律不健全，更使得控股股东的侵害行为无法得到很好的抑制。在我国，中小股东保护问题是公司治理的核心问题，同时也是公司法、证券法等相关法律需要密切关注和解决的问题。
John Cubbin和Dennis Leech（1983）基于概率投票模型的控制度法,在控制权研究领域开创了一个新的视角，在整个公司治理研究方面也起着举足轻重的作用。随后，国内外学者对该模型进行了广泛研究及应用。本文试图将此模型作为基础，分析股权结构与控制权的关系，进而分析股权结构对中小股东保护的影响。
二、理论分析和假设提出
John Cubbin和Dennis Leech（1983）给出的控制度定义为：概率投票模型假设下，确保控股股东实现绝对支持的概率。在此记最大股东的控制度为α，于是：
，将
带入上式，由于w1≥w2，因此，当其他股东的股权越集中α值越小，其他股东的股权越分散α 值越大。可以推定：最大股东的控制度与其他股东的股权集中度负相关。又因为最大股东的控制度与中小股东保护负相关,从而中小股东保护与其他股东的持股集中度正相关。
在现有的文献中，控制权多指实际控制人的控制权，国泰安数据库给出的也是按照La Porta等人(1999)所提出的方法计算得出的实际控制人的控制权比例。可以认为将最大股东控制度替换为实际控制人的控制权比例，上述结论同样具有合理性。另外，实证研究中用其他前十大股东的持股比例之和代表其他股东的持股集中度，因此，本文提出假设：其他条件一定的情况下，其他前十大股东的持股比例之和与小股东保护正相关。
三、研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文选取2010年沪、深两个交易所主板市场上1365家上市公司全部A股作为研究样本，并在此基础上进行了以下剔除：1.剔除148家被ST的公司；2.剔除34家金融保险类公司；3.剔除6家无控制股权公司；4.剔除13家两个或以上实际控制人的公司；5.剔除50家数据缺失的公司；6.剔除13家控制权小于10%的公司（通常认可的最终控股股东的控制权标准是10%以上），最后得到的有效样本为1101家。样本数据来源于国泰安数据库，并在此基础上对照上市公司年报在前十大股东出股比例基础上剔除了实际控制人及其一致行动人的持股比例，得到实证研究所需的其他前十大股东持股比例之和。
（二）指标选取
其中， M＇表示出席会议的股东所持表决权的投票结果占出席会议的股东所持表决权票数的比例， m表示某一预先设定比例， Pi表示股东i的持股比例， P0表示最大股东的持股比例， N表示全部股东数量， N1表示除最大股东外的大股东数量， w1表示除最大股东外的大股东出席股东大会的概率， w2表示小股东出席股东大会的概率， ω 表示某股东参加投票的概率。
四、统计结果与分析
（一）样本数据的描述性统计
本文使用spss17.0统计学软件进行数据处理。表1描述了样本的描述性统计结果。
表1 样本的描述性统计结果
观察表1，可以看出我国上市公司实际控制人的控制权比例较大，平均值为38.66%，说明我国上市公司的平均情况是“一股独大”，实际控制人牢牢控制着上市公司。
此外，根据统计结果，protect取值为5的公司为153家，占样本总量的13.90%；取值为4的公司为174家，占样本总量的15.80%；取值为3的公司为412家，占样本总量的37.42%；取值为2的公司为248家，占样本总量的22.52%；取值为1的公司为114家，占样本总量的10.36%。可见，我国中小股东保护情况还较差，公司法、证券法还应该加强中小股东保护方面的立法，从而增强资本市场的吸引力。
（二）相关性分析
为了验证变量之间的相关关系，本文应用spss17.0软件对相关变量进行了相关性分析。表2描述了本文所选取的变量之间的相关系数。
表2 变量之间的相关性系数表
注：1**表示在0.01水平（双侧）上显著相关，*表示在0.05水平（双侧）上显著相关，括号内的数字表示显著性概率。
观察表2，可以看出，中小股东保护变量与实际控制人股份流通性因素、前十大股东持股比例之和在0.01水平（双侧）上显著正相关，与实际控制人所有权比例、公司规模在0.01水平（双侧）上显著负相关。本文所提假设得到验证。
关于表征中小股东保护的指标，本文参考了张人骥、刘春江（2005）研究中的方法，并进行了微小修改。当实际控制人的持股比例大于或等于50%时，实际控制人绝对持股比例因素取1，当实际控制人的持股比例大于20%，小于50%时该因素取2，当实际控制人的持股比例小于20%时该因素取3；当实际控制人的持股比例大于或等于其他前十大股东的持股比例之和时，实际控制人相对持股比例因素取0，否则取1；当实际控制人的股份性质为国有，实际控制人股份性质因素取0，否则取1。
（三）回归分析
由于相关性分析在分析两个变量之间的相关性时未考虑其他变量的影响，分析结果具有一定的局限性，本文采用多元线性回归中的逐步回归方法对中小股东保护变量进行了多元线性回归分析。为了验证所提出的假设，设计以下模型：Protect=α+β1Conper+β2Shacon+β3Circulate+β4Size+ε
表3 描述了中小股东保护变量的回归结果
观察表3，首先该模型调整的R2值较大，并且Sig.值为0.000，因此该模型的总体回归效果是显著的。另外，最后一列共线性容差均较大（大于20%），从而很好地降低了自变量之间的多重共线性问题，该模型有很好的解释效果。
进一步观察，β2β3为正，β1β4为负，说明中小股东保护与其他前十大股东的持股比例之和、实际控制人股份流通性因素正相关，与实际控制人控制权比例、公司规模负相关，假设得到验证。各自变量的显著性概率均小于0.05，因此自变量在0.05的显著性水平上能够很好地解释因变量。
五、结论
包拯的故事范文2
医疗保险绩效评价体系的建立
OECD的报告认为绩效是实施一项活动所获得的相对于目标的有效性，它不仅包括从事该项活动的效率、经济性和效力，还包括活动实施主体对预定活动过程的遵从度以及该项活动的公众满意程度犷工在此基础上，结合医疗保险的具体状况和可量化的原则，本研究认为，医疗保险绩效(P)的评估应该从3个方面进行，目标有效性(Vl)、经济效益(V2)和公众满意度(V3)。对于医疗保险目标的探讨是个极深人的问题，它涉及到关于公平观与自由观的历史演绎，这一演绎不是本研究的主要目的。结合我国新医改的政策目标“人人享有基本医疗服务”，笔者将医疗保险的政策目标有效性(VI)分解为3个维度:覆盖面的广度(V:)、向低收人群体倾斜程度(VZ)、向健康状况差的群体倾斜程度(v9。需要说明的是，健康状况是本文分析的一个基础指标，这一指标的取值来源与此次调研的自评健康结果。调查问卷结合世界卫生组织的健康10条标准，从侧重衡量社会参与能力的角度进行了修改。每条标准作为单独的问题请被访者按照自己的实际情况打分，分值为1一5分，满分50分。
分数越高则健康状况越好。关于这一评价方法的效度，笔者另有文章说明。医疗保险的效益评估(F2)是难点之所在。首先，医疗保险的产出很难评价，政治稳定、社会公平，乃至劳动者健康状况的改善又或者是边际劳动时间的延长都是多因素的结果，在这其中，医疗保险的作用往往不如收人、教育状况改善的作用显著，以至于在建立模型过程中医疗保险作用往往无法通过显著性检验而使得建模失败。其次，保险的效益也不能用投人资金的多少来衡量，过多或者过少都会对社会经济产生不利影响。本研究认为在经济效益这一层面上，医疗保险的经济效益应当体现在对劳动者的保障上，也就是说，医疗保险应该覆盖劳动时间更长的劳动者。当然，医疗保险的形式不是劳动时间的长短充分或必要条件，但是，从结果看，医疗保险覆盖劳动时间更长的群体是更有经济效益的。另外，道德风险的控制也是医疗保险经济效益的重要内容，本研究采用调研中关于不同医疗保险的参保人对“保险使我增加了看病的次数”这一论述的同意程度，作为道德风险控制的评价标准，同意程度越高，则越容易诱发道德风险。与此类似，医疗保险的公众满意度(F3)采用的是调研中被访者关于另外两个论述的同意程度的评分，题目分别是“这项保险减轻了我的经济负担”、“我自愿继续购买这项保险”。同意程度越高，则满意度越高。在确定了关于医疗保险绩效评估的上述3类7个维度的指标后，本研究采用德尔菲法，分别就一级指标和二级指标的赋权，进行了两轮10个专家的问询，获得了每个指标相应的权重。该评价体系的建立是对医疗保险绩效量化评估的一个尝试，建立了不同医疗保险间绩效比较的平台。在这一基础上本研究将根据调研结果对我国不同的保险形式给予不同的量化评分。基于医疗保险绩效评估体系的实证研究。
(一)目标有效性
1.对覆盖面的广度的测量此次调研获得的925份问卷中，有914人回答了“您是否参保”，选择“是”的有755人，占有效问卷的82.4%。在关于“您参加了何种保险”这一问题的回答中，出现了多选，这意味着有被访者参加了两种及以上的医疗保险。将每一个险种分别统计得到的数据与可获得的统计数据进行比较，发现二者在参保人数比例的排序上是一致的，而且城镇居民医疗保险和城镇职工医疗保险的调研数据和官方的统计数据也较为接近，这也是对本次调研数据效度的客观验证。但是在关于新农合的对比则出现了较大的差异，官方结果为63.0%，而本次调研显示的数据为47.1%，这种差异可能的原因是有被访者本身并不知道自己已经“被参保”了，有的是家人代缴，有的是村集体代缴。这种情况的发生在调研中并不鲜见。通过这种比较，6种医疗保险在rl项上的得分较为容易地获得了。2.对向低收人者倾斜的测量向低收入者倾斜(V2)这一项中，通过对收人的方差分析来比较和检验各类型保险及无保险人群的收入状况，按照组别收人均值的降序给分，即均值越低，在此项中得分越高，结果见表4。通过对该项的比较，本研究发现：(1)我国的医疗保险具有累退的特点，收人高的组别获得的报销比例高于低收人组。关于这一点，学术界已经有过一些研究，本研究也为此提供了另一次验证。(2)商业保险并未如理论预期中是较高收人组的更优保险服务的选择，反而体现了收人均值较低的特点，可能的原因是在新农保和城镇居民医疗保险扩面之前，许多有风险意识的中低收人者在无法获得社会医疗保险的条件下选择了商业保险。在关于自愿续保的问题中，研究发现，商业保险的自愿续保意愿是最低的，这也从一个侧面印证了这种可能性。相对而言，中高收人群体者，如公费医疗群体，由于医疗保险的比例已经很高了，反而不需要商业保险作为补充。(3)无保险的人群也不是理论预期中的因低收人而无力购买保险的群体，如表3所示，无保险群体的收人均值仅次于城镇职工，可能的解释是在自愿原则下的新农合与城镇居民医疗保险由于报销额度和程序的一些原因缺乏对抗风险能力较强的中高收人群体的吸引力。
3.对向健康状况较差群体覆盖的测量在倾向于覆盖健康状况较弱者倾斜(v3)这一项中的比较，有两点发现:(l)收人与健康状况具有正相关性。将表4中不同保险参保人的收人均值和表5的不同保险参保人的健康状况的均值进行相关分析，得出相关系数为0.54(未通过显著性检验，仅作为参考)。国外学术界已经有过较多的研究，通常认为健康和收人都收到教育年限的影响，也就是说，学校教育是促进身体健康的一个原因，而学校教育同样也是收人增长的重要原因。当然，对于低收人者而言，缺少优质的食物、舒适的住房和安全的环境以及有效的卫生保健服务等有益健康的商品和服务，同样也可能造成健康状况的损害。如，新农合群体的收人状况与健康状况均位于底层。(2)商业保险的逆向选择。从上述表4及表5中关于收人和健康状况的排序看，商业保险群体在收人状况均值排序中位列第5，仅高于新农合群体，而在健康状况的均值排序中位列第2，本研究认为是商业保险的逆向选择造成了这种变异。一些健康状况较差的群体，即便是有购买保险的意愿，也可能受限于体检不合格等问题而无法购买保险。
(二)对不同保险经济效益的比较
1.对倾向于覆盖劳动时间较长的群体的测量通过对倾向于覆盖劳动时间较长的群体几这一项的比较，有如下发现:(l)不同医疗保险制度下的劳动者具有不同的劳动供给时间。通过对不同保险覆盖群体的劳动时间的方差分析采用多重检验分析发现这种差异具有统计上的显著性，特别是公费医疗群体与其他群体的比较上(如表6所示)。(2)劳动供给时间与收人具有一定的负相关性。将表4中的劳动收人的均值与表6中劳动时间的均值进行相关分析得出相关系数为一0.352(未通过显著性检验，仅作为参考)。这与我们经典的劳动供给理论—工资越高，劳动供给时间越长—是相悖的。根据该理论，假设劳动收人是影响收人的唯一因素，则应该有平均收人由高到低的排序(见表2)和平均劳动时间由长到短的排序(见表4)是一致的。但事实上，通过对比我们发现这二者有较大的差异。排序变化较大的有公费医疗、商业保险和新农合，他们的收人与劳动时间的排序发生了较大的变化。(3)双重劳动力市场理论是对此的一个可能的解释。该理论认为劳动力市场分为主要劳动力市场和次要劳动力市场，主要劳动力市场提供较高的工资、较好的晋升空间，和较好的工作环境;而次要劳动力市场则反之，两个劳动市场并不是自由流动的，而是有着较强的壁垒。本研究认为，公费医疗的保险对象与新农合和商业保险覆盖对象具有劳动力市场相互不流通的特点，由于这种市场的分割，使得公费医疗的群体能获得相对好的工资待遇、较短的工作时间和较好的保险水平，而新农合与商业保险的群体则受限于人力资本和制度环境的因素难以像公费医疗群体流动，劳动所得较之公费医疗群体较低。(4)非劳动收人较高而使得劳动供给时间下降，是另一个可能的解释。无保险的群体的劳动时间较之收人排序的相对下降的可能性的解释是在我国强制性的医疗保险都是与职业有关的，一些非劳动收人较高而本人并没有参与强制性保险的群体，由于抗风险的能力相对较强而对城镇居民医保和新农合的需求较低。比如，家庭收人较高的家庭主妇群体。
2.对道德风险的测量在道德风险这一维度，采用测量指标是“参加这项保险使我增加了就医次数”论述的同意程度的分值，1一5分分别是“非常不同意”、“不同意”、“一般”、“不同意”和“非常不同意”，从表7的比较中有如下发现:(l)从总体上看，除公费医疗外，各险种表达出来的均值均低于3分，介于“不同意”和“一般”之间。从本次调研的结果看，医疗保险制度理论上容易形成的增加医疗消费的激励的道德风险在被保险人的主观层面并未体现出来。可能的原因是保险的报销比例较低，尚不足以构成激励。(2)社会保险的激励与报销的比例具有一定的正相关性。将公费医疗、城镇职工、新农合、城镇居民的保险激励与我国各种保险的住院报销的比例的排序进行相关分析，得出sPe~an等级相关系数为0.775(未通过显著性检验，仅作参考)。从排序上看，新农合激励程度均值的排序较之保险报销比例的排序有所提高的原因可能的解释是新农合居民的收人较低，对于保险激励更为敏感。(3)商业保险的激励显著低于社会保险，说明商业保险在运行的过程中有着较好的控制道德风险的方法，这应该为社会保险所借鉴。
(三)不同保险制度公众满意度的比较在公众满意度的层面，用“保险减轻了我经济负担”和“我自愿继续参加这项保险”这2个问题的答案作为公众满意度的参照。答案分为“非常不同意”、“不同意”、“一般”、“同意”和“非常不同意”5种，依次分值为1一5分。
1.对保险减轻经济负担的测量通过对“保险减轻了我的经济负担”这一论述的同意程度的分析有如下发现:(l)被调查者对此项的同意程度均介于“一般”和“同意”之间，说明保险能够减轻经济负担还是获得了大家的肯定。(2)对减负的认同程度均值的排序与保险的报销比例具有一定的正相关关系，这解释了为什么城镇职工医保对减负的认同程度不高(见表7与表8)。另外，商业保险由于费用较高，认同度较低。而其他社会医保的主要组成部分是所谓的老劳保，这种保险形式受制于“单位”的效益，单位效益不好的条件下，对职工的保障力度就较弱。(3)新农合群体对于“减轻经济负担”的认同度是最高的，新农合的报销比例并不如其他保险高，而公费医疗对减负的感受并不明显。可能的原因是收人对是否减轻经济负担的感受程度有影响，但是研究发现这种相关性很弱。可能性更大的原因是农村居民长期以来从国家获得的资源相对于城镇居民而言是较少的，而新农合明确了政府向农村居民实施转移支付的责任，因此获得了农村居民相对更大的认同(见表4与表6)。
2.对自愿续保的测量通过对“我自愿继续购买这项保险”这一论述的同意程度的分析有如下发现:(l)不同类型保险的参保者对于自愿续保的同意程度的均值介于“一般”和“同意”之间，说明大家继续参保的意愿还是正面的。(2)续保意愿与保险激励具有强相关性，通过对表7中增加看病次数的均值和表8中自愿续保意愿的均值的相关分析发现，在0.01的显著性水平下，二者的sPearman等级相关系数为0.943。又因为，在社会保险类，自愿续保的意愿与保险的报销比例之间具有较强的正相关性。因此，在社会保险类，自愿续保的医院收到保险报销比例的影响。(3)新农合的报销比例较低，但是自愿续保的意愿却也表现得较为强烈，其原因与新农合群体对“减轻负担”的满意度的原因应该是一致的。说明新农合的政策获得了农村居民的心理上的认同。(4)商业保险的续保意愿是最低的。由于商业保险的经济负担较重，而不能获得国家的相应补贴，相对于其他的社会保险而言，从个人的角度看，并不具有成本效益。因此，在现行自愿条件下，商业保险的可持续性是值得怀疑的。
评估结果与分析
根据上文的分析，将不同保险制度在各维度的得分按照模糊综合分析的方法进行计算，得出了各部分的分数与最终分数的排名(见表9)。从总排名看，在社会保险中得分最高的是新农合与城镇居民医疗保险，和城镇职工医保，得分最低的是公费医疗保险。商业保险也因其良好的经济效益而排名靠前。从3个一级指标的横向比较看，在目标有效性方面，新农合与城镇居民医疗保险和其他社会医保由于覆盖广度、对低收人者的覆盖、对健康状况较差群体的覆盖而排名前三，而公费医疗在这一方面表现最差。在经济绩效方面，对于由于覆盖了劳动供给时间较长的群体和较少的道德风险，使得商业保险在这一方面获得了较好的分数，而公费医疗在这一项上又位居最后。在公众满意度方面，在参保者对于“减轻经济负担”和“自愿续保”的综合评价中，排名前三位的依次是新农合、公费医疗和城镇职工医疗保险，而商业保险和其他社会医保则满意度的分数则明显靠后。
1.新农合和城镇居民医疗保险，在目标有效性、经济效益和公众满意度方面均有较好的成绩，本轮医改在扩大新农保和城镇居民医疗保险的覆盖面和提高保障水平的努力，是符合医疗保险根本目标的。
2.公费医疗在公平性、经济效益方面的收益很低，应该逐步将其合并到城镇职工医保中去，若为降低政策实施的阻力还可以借鉴养老保险“老人老办法”、“新人新办法”的思路，控制公费医疗的新增人群，逐步缩小公费医疗的范围，对于其他社会医保也可以采用同样的方法。
包拯的故事范文3
杨淑娥（1955），女，陕西西安人，西安交通大学管理学院教授、博士生导师，主要研究方向为财务风险预警、公司分配政策、资产定价等。
摘 要：与LLSV横向研究不同，本文从纵向检验了现金股利法律保护替代模型与结果模型在我国的适用性。首先，纵向分阶段的回归分析和差异检验表明：两模型在我国的适用性呈现出阶段性特征，在法律保护较弱的阶段，法律保护替代模型具有一定的适用性，随着法律保护程度的提高，法律保护结果模型对我国上市公司的现金股利政策更有解释力。其次，检验了我国交叉上市公司与无交叉上市公司现金股利支付率的差异，进一步证明了现金股利法律保护结果模型的适用性。同时，我们也发现一个有趣的问题，现金股利支付率与每股收益显著负相关，与增长机会不具有显著负相关性，说明公司的现金股利政策不是根据盈利状况和增长机会做出的。
关健词：中小股东；法律保护；现金股利政策
中小股东是我国证券市场历史发展过程中不可或缺的重要参与者，截至2003年底，我国中小股东开户数达到6675万多，其股本占我国上市公司股本总额的35%以上，但是，他们所持股票都是流通股，其发行价格远远高于非流通股股东所持有的股票，按平均溢价4倍来计算，上市公司在股票市场上有近70%的资金是由中小股东直接提供的，而在流通股股东中有90%以上的股东为小股东，平均持股量每人不足4000股。截至2004年底，上市公司第一大股东的持股比例平均为44.57%，最高的达85%。这说明：（1）我国上市公司中的主要问题是大股东与中小股东之间的利益冲突；（2）保护中小股东的利益关系到我国证券市场的生存与发展，决定着宏观经济的运行状况。因此，中小股东的法律保护至关重要。
本文通过研究中小股东利益的法律保护对现金股利政策的影响，检验现金股利法律保护替代模型和结果模型在我国的适用性，从而为我国对中小股东法律保护程度提供证据，而且“现金股利能提供这一方面的证据”（Faccio, Lang and Young, 2001）。
一、中小股东法律保护与现金股利关系研究的文献综述
在Berle和Means范式里，股权高度分散，公司的主要问题是全体股东与经营者之间的利益冲突，在“资本雇佣劳动”的逻辑下，法律保护的对象是全体股东。
但是，最近的研究结果表明，在西欧、东南亚、中东、拉丁美洲和非洲存在着大股东控制（La Porta，et al.，1999；Claessens，et al.，2000；Faccio，Lang and Young，2001）。而大股东往往有管理“情结”，他们亲自或者与管理者合谋侵占中小股东的利益（Maury andPajuste，2002）。此时，公司的主要问题演化为大股东对中小股东利益的侵占。因此，法律保护必须关注中小股东利益被侵占的问题。
现金股利在法律保护中小股东利益方面有着重要的作用。较早研究现金股利与中小股东法律保护关系的是La Porta等（2000）。他们比较了来自33个对中小股东有不同法律保护程度国家的公司现金股利政策，认为，现金股利的支付是法律对中小股东利益保护的结果。之后，Faccio、Young 和Lang（2001）以西欧国家为基准，研究了东亚地区大股东对中小股东利益的侵占，认为，东亚的“裙带资本主义”国家对少数股东的法律保护较西欧更加脆弱，现金股利政策对此提供了证据。
在我国，关于现金股利与中小股东法律保护关系的研究甚少。王信（2002）通过规范研究将我国上市公司发放现金股利偏低水平的原因归结为我国法律制度不完善和对中小股东法律保护不力，并就H股与A股的派现水平进行了一个简单的对比，作为其结论的注脚。
以上研究基本上是以民法系国家的法律保护好于普通法系国家为前提，通过不同法系从法律渊源上，法学家们主要分出了两大重要法系：民法系（Civil Law）和普通法系（Common law）。国家现金股利政策的对比，来解释法律保护对现金股利政策的影响。这种横向比较忽略了一个国家法律保护本身是一个历史实践的发展过程的现实。因为，即使同一个国家在不同的法律保护阶段，其现金股利政策也可能有不同的特征。
所以，本文通过考察我国对中小股东法律保护的历史进程，揭示法律保护对现金股利政策的影响。
二、中小股东法律保护与现金股利政策理论分析与假设
中小股东法律保护可以使现金股利在理解大股东与中小股东之间的利益冲突方面变得非常有用。现金股利在这方面的作用形成了两类典型的现金股利理论模型。
（一）现金股利是对中小股东法律保护的结果模型
该模型认为，现金股利是法律对中小股东有效保护的结果。在一个有效的法律保护体系下，中小股东能利用法律赋予他们的权力迫使公司“吐出”现金，以阻止大股东侵占公司现金流中太多的份额。另外，有效的中小股东法律保护可以使利益侵占的法律风险提高，进而增加了大股东利益侵占的成本。因此，中小股东的权力越大，他们从公司中“榨出”的现金股利就越多。所以，根据该模型，对中小股东的法律保护越有效，公司支付的现金股利越高。
该模型还有另外一层含义，设想在一个对中小股东法律保护好的国家里有两个公司：一个公司有好的投资机会和增长前景，而另一个公司投资机会和增长前景暗淡。如果中小股东认识或体验到了法律对其利益免受侵占的有效保护，那么，他可能会接受有好的投资机会的公司所实施的低现金股利支付政策，以享受较高的再投资报酬率，因为他们知道在有效的法律保护体系下，在未来公司投资有回报时，公司会提高现金股利支付。相比较而言，对一个没有投资机会的公司，中小股东很难接受一个低的现金股利政策，他们会将低现金股利政策视为对他们利益的侵占，而要求其支付较高的现金股利。
从中小股东法律保护历史进程来理解这一模型：随着法律保护的不断完善与健全，公司的现金股利政策应与法律保护的有效性呈现出一种正相关的关系，而公司的投资机会与现金股利的支付呈现出一种负相关的关系。
（二）现金股利是对中小股东法律保护的替代模型
该模型认为，现金股利是法律保护的一个替代，当法律对中小股东保护效率低下时，公司更倾向于支付较高的现金股利；反之，则支付较低的现金股利。这种观点的成立主要依赖于公司需要从外部筹资。为了能够从外部筹集到资金，公司必须建立一个适度保护中小股东利益不被侵占的信誉机制。建立这样一种信誉机制的方法是支付现金股利，在外部人看来，支付现金股利可能减少留存在公司的现金，是公司向中小股东发出的不侵占他们利益的信息。在少数股东没有可依靠的法律保护的国家里，一个善待中小股东的信誉是最有价值的（Gomes, 2000）。根据该模型，在其他条件不变的情况下，在法律保护较弱的国家里应该比在法律保护较强的国家里，有较高的现金股利支付率。
另外，按照这种观点，有着较好增长前景的公司，因为存在着对外部融资的潜在需求，有建立这样一种信誉的较为强烈的动机。所以，有着较好增长前景的公司可能比增长前景不好的公司选择更高的现金股利支付率。然而，有着较好增长前景的公司也会比增长前景不好的公司更好地使用资金，从而支付较低的现金股利。因此，增长前景与现金股利支付率之间的关系是模棱两可的。
纵向来看对中小股东的法律保护：随着法律保护程度的提高，现金股利支付应该逐渐地减少，而公司的增长前景与现金股利支付率的关系不明朗。
根据以上理论分析，我们提出如下待检验假设：
H1（a）：在法律保护结果模型下，公司的现金股利支付率与法律保护正相关，随着法律保护程度的提高而提高。
H1（b）：在法律保护结果模型下，公司的增长前景与现金股利支付率负相关。
H2（a）：在法律保护替代模型下，现金股利支付率与法律保护负相关，随着法律保护程度的提高而下降。
H2（b）：在法律保护替代模型下，现金股利支付率与公司增长前景的关系不明朗。
三、样本的取得与变量设计
(一)样本数据的选择
本文从国泰君安的CSMAR数据库中选取了1998年至2004年在深圳和上海交易所上市的公司，其中剔除了以下公司：（1）金融类上市公司，因为这类公司有一些特殊的法律保护和不同的法理结构；（2）不盈利的公司；（3）数据不全的或出现奇异值的上市公司。在CSMAR数据库中不能提供的数据，我们通过搜狐、证券之星、金融界等网站以及中国证券报等报刊进行人工收集，并对CSMAR中的一些数据进行修正。
（二）变量的确定
1．现金股利支付率（Div）
该变量为被解释变量，其值为每股现金股利与每股收益的比率，表示公司的现金股利政策。
2．法律保护程度的变量（Law）
沈艺峰等（2004）从股东权利和其它制度与政策股东权利主要包括LLSV（1998）与中小股东权利法律保护有关的6项条款：一股一票、“抗董事权”中的通信表决权、表决权、累计投票表决权、临时股东会召集权和股东权，另外增加了重大事项的表决方式，共七项条款。其它制度与政策主要包括：信息披露制度、会计和审计制度、送配（包括增发）股政策和现金股利政策、大股东和董事的诚信义务和忠实义务以及外部独立董事等。两个方面，根据中国证券监督委员会发行的《投资者维权教育手册》中列出的“维护证券投资者权益的主要法律、法规、规章和其他规范性文件目录索引”及其他有关的法律法规文本，建立了一套比较完整的中小股东法律保护分值。本文按照他所提出的赋分原则赋分原则及赋分表见沈艺峰等：“我国中小股东法律保护历史实践的实证检验”，《经济研究》，2004年第9期。，将其赋分表从时间上延伸到2004年，以此分值作为度量我国中小股东法律保护程度的指标。
3．控制变量
资产负债率（Leverage）： 公司总负债与总资产的比率，用来度量公司的财务风险。
每股收益（Eps）：公司税后净利润与总股本的比率，反映公司获取利润的能力。该指标应与现金股利支付率正相关。
每股经营现金流量（Cash）：经营现金流量净值与总股本的比率，反映公司经营活动获取现金的能力，也反映了经营活动支付现金股利的能力。该指标应与现金股利支付率正相关。
资产规模（Lnasset）：公司的资产总额。为了控制资产绝对值波动的影响，我们对其取对数。该指标与现金股利支付率负相关。
主营业务收入增长率（Sale）：期末主营业务收入增长额与上期末主营业务收入的比率，反映公司的增长前景也有人使用TobinQ值作为公司增长前景的替代变量。。
回归模型为：
Div=β0+β1Lαw+β2Cash+β3Leverage+β4Eps+β5Sale+β6Lnasset+ε
四、研究方法与实证结果
（一）研究方法
首先，对变量进行一个统计性描述和总回归分析，对现金股利与中小股东法律保护之间的关系做出一个基本判断。然后，对中小股东法律保护对现金股利政策的关系从纵向和横向两个方面进行T差异检验。
纵向主要检验在我国法律保护的不同发展阶段，法律保护完善程度对现金股利政策的影响。我们以1998年7月开始实施的《证券法》为标志，将我国对中小股东法律保护的过程分为两个阶段。因为它的出台标志着我国证券市场规范化发展的开始马贤明、魏刚：《寻找小股东的权益》，经济科学出版社，2004年版，第143页。。此后大量的相关法律、法规、章程和制度陆续出台。如《股票发行审核委员会条例》、修改后的《公司法》、《信誉主承销商考评试行办法》、《公开发行证券的公司信息披露的内容与格式准则》1号与2号、《亏损上市公司暂停上市和终止上市实施办法》、《上市公司新股发行管理办法》、《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》等。在此之前任何时候出台的法律法规都没有如此密集，相互之间也越来越呼应。从内容上看，它们越来越关注对股东，尤其是中小股东的保护。这对规范和约束上市公司和中介机构的行为，引导投资者的投资理念，保护中小股东权益起到了非常重要的作用。自1998年以来，财政部也先后颁布了《股份有限公司会计制度》、《企业会计准则――现金流量表》等11个具体会计准则。这些制度的出台无不体现了保护股东权益的部门之间的横向配合。但是，考虑到公司现金股利政策的滞后性，我们在实证研究时，将1998年至2000年作为法律保护第一阶段，2001至2004年作为第二阶段。
横向主要检验在法律对中小股东保护程度不同的国家（地区）里，交叉上市公司的现金股利政策是否存在着不同。我国上市公司的股票根据上市地点和交易地点的不同分为A股、B股和H股，其中，A股是在中国大陆上市并以人民币在上海证券交易所和深圳证券交易所进行交易的股票， H股是在中国香港上市并以港元在香港证券交易所进行交易的股票。而我国大陆（民法系）和香港（普通法系）属于两个不同的法系，上市公司应遵守上市地的法律法规，所以，A股与H股所受到的法律约束不同，相应地中小股东受到的法律保护也不同。我们在进行横向比较时，将大陆的上市公司分为不含H股的A股股票和含H股的A股股票两组进行比较。
（二）实证结果及分析
1．总体回归分析
表1为主要研究变量的描述性统计。从表1可以看出，在1998至2004年之间我国上市公司的现金股利支付率约为53.02%。在每一年的现金股利支付率中，均值都大于中位数，说明在支付现金股利的公司中50%以上的公司支付率在均值以下，可能支付率出现两极分化的现象，即现金股利支付率要么非常高，要么非常低。有的公司每股现金股利甚至超过了每股收益很多（即现金股利支付率大于1）。
本文采用多元回归分析中小股东法律保护程度与上市公司现金股利之间的关系。其方程为：
从表2可以看出，总体上来说，公司的现金股利支付率与中小股东法律保护呈显著正相关关系，说明随着法律保护程度的提高，现金股利支付率增加。在模型1的一元回归和模型2的多元回归中，法律保护Law的系数为正，且在10%水平上显著，这说明现金股利法律保护的结果模型可能对我国上市公司的现金股利政策具有解释力，即法律保护越好，公司支付的现金股利越高，支持假设H1（a）。同时，我们还看到，在模型1中调整后的R2为0.14，说明中小股东的法律保护程度对公司现金股利支付率变动的独立解释力较低。当我们把控制变量加入模型中（即模型2）进行检验时，中小股东法律保护与现金股利支付率的关系并没有改变，控制变量对现金股利支付率的解释力有了较大的提高。总体上看，无论是在一元回归模型还是在加入不同控制变量后的多元回归模型中，中小股东的法律保护程度Law的系数均为正，说明公司现金股利支付率与中小股东法律保护之间的关系具有相当的稳定性。有趣的是，每股收益与现金股利支付率显著负相关，也就是说公司的盈利状况好并不是公司支付现金股利的理由，结合每股现金流量与现金股利支付率相关的结果分析，公司不是根据公司盈利状况，而更多的是由支付能力所决定的。公司的增长机会与现金股利的支付也没有显著的相关关系，不支持假设H1（b），而支持H2（b）。公司的资产负债率与现金股利支付率的显著负相关，使我们看到了负债对大股东的“刚性”约束。总之，影响我国上市公司现金股利政策的因素似乎比我们想象的复杂。
2．分阶段差异检验与回归分析
在进行了总体考察后，我们还需要详细考察在中小股东法律保护不同的发展阶段里，现金股利支付率的变化及中小股东法律保护与公司现金股利支付率之间关系的变化。本文根据马贤明、魏刚（2004）的研究，将我国中小股东法律保护分为两个阶段：第一阶段为1998年至2000年；第二阶段为2001至2004年。我们对这两个阶段的现金股利支付率进行差异检验（见表3），然后，分阶段进行线性回归分析，以研究不同中小股东法律保护阶段里公司现金股利支付率影响因素的变化。
从表3可以看出，第一阶段上市公司的现金股利支付率为52.75%，第二阶段比第一阶段有所下降，其值为47.72%，且两阶段之间的现金股利支付率差异并不显著。但是，我们应该注意到，第一阶段的标准差略大于第二阶段，表明在第二阶段现金股利支付率的波动在变大，可能现金股利支付率更趋于走向两个极端，两个阶段先高后低与先低后高的趋势，把这种差异给抵销了。
为了说明不同法律保护阶段对现金股利支付率的影响，我们对不同阶段的现金股利支付率进行进一步回归分析（见表4）。
表4回归结果表明，在我国，现金股利政策与中小股东的法律保护之间的关系表现出明显的阶段性特征。在中小股东法律保护比较弱的第一阶段里，法律保护程度与现金股利支付率负相关，且在10%水平上显著，在我们加入控制变量后，代表法律保护程度的变量（Law）仍然负相关，但是变得统计上在5%的水平上显著，同时，调整后的R2有所提高，这说明在第一阶段上市公司的现金股利政策不是根据法律要求做出的，反映了在这一阶段对中小股东法律保护非常弱，或者说至少现金股利政策的制定可以忽视中小股东的利益，而不会受到法律的惩罚。公司制定现金股利政策时，更多地考虑了其他的因素，从方程（2）的回归结果以及调整后的R2的提高上也可以看出这一点。所以，在第一阶段里似乎现金股利法律保护的替代模型对我国上市公司的现金股利政策更有解释力。假设H2（a）在这一阶段得到证实。在第二阶段里，随着法律对中小股东利益保护的增强，法律对现金股利政策的影响由负相关变为了正相关，且在1%的水平上显著，方程（4）也没有改变方程（3）的相关关系和显著性。这种稳定性表明公司在制定现金股利政策时始终考虑了法律的要求，尤其是在2000年以后要求公司再融资须考虑公司近三年的派现状况的政策出台后，对于营运资金严重短缺的上市公司的母公司来说，相当于规定了上市公司的强制性股利。在纳入其他变量后，仍保持了原来的相关关系和显著性，说明了公司更加将法律保护和其他因素结合起来制定公司的现金股利政策。在第二阶段里似乎现金股利法律保护的结果模型更适用于我国上市公司，支持了假设H1（a）。我国上市公司法律保护与现金股利政策之间的关系所表现出的阶段性特征，从分析我国证券市制度发展的制度变迁在马贤明和魏刚（2004）对我国证券市制度变迁的分析中，可以发现在第一阶段主要是市场建立阶段，虽然有一些对股东利益保护的法规，但是非常少，尤其是对小股东利益的法律保护几乎没有。上也可以得出相同的结论。
现金股利与上市公司的增长机会之间的关系是很含混的，从负相关性上看似乎符合假设H1（b），但是，从其不显著性上似乎又支持假设H2（b）。这至少说明一个问题，这个因素对公司的现金股利政策影响不大。
值得注意的问题是，现金股利支付率与每股收益呈负相关关系，这种关系自始至终统计上是显著的且是稳定的。也就是说公司的现金股利政策与公司的盈利状况背道而驰。
3．交叉上市公司现金股利支付率差异分析
Reese和Weisbach（2002）发现，通过交叉上市的方式，在中小股东法律保护较差的国家里，公司可能自愿地接受对中小股东法律保护较好国家的法律约束。例如，通过在美国交叉上市，外国公司就必须接受美国GAAP和证券法律规范。因此，交叉上市实际上可以改变投资者法律保护的水平。在我国也存在着两地交叉上市的公司，最为典型的是在中国大陆和中国香港同时上市的公司，即含有H股的A股股票。我们将上市公司按是否在大陆和香港交叉上市分为两组，以检验在不同法系的约束下，上市公司的现金股利支付率存在的差异。其检验结果见表5。
表5交叉上市公司与非交叉上市的公司现金股利支付率差异分析含有H股的A股现金股利支付率不含有H股的A股现金股利支付率平均数0.60040.5274中位数0.48960.4611标准差0.59890.3807最小值0.04950.0255最大值4.84715.5801差异t检验值F=3.057,P=0.081,t=3.848*** 注：***表示在1%的水平下显著。
以上检验是在给定1%的显著水平下进行的，LEVENE方差齐次检验结果为：F=3.057,P=0.081>0.05，样本方差相等，t=3.848，P=0.002
五、结论
本文从纵向和横向两个方面检验了法律保护对公司现金股利政策的影响。纵向分阶段差异检验和回归结果表明，我国现金股利与中小股东法律保护之间的关系呈现出不同的阶段性特征：在法律保护较弱的阶段，符合法律保护替代模型；在法律保护较好的阶段，法律保护结果模型可能更合适一些。从总体回归来看，似乎法律保护结果模型对我国上市公司的现金股利政策更有解释力，这正说明我国法律保护在逐渐提高，然而对中小股东的法律保护还是比较弱的（表现为回归结果虽正相关但不显著）。在进行的横向比较中，可以看出，交叉上市的公司（即含H股的A股公司）现金股利明显高于没有交叉上市的公司（不含H股的A股公司），这说明中小股东利益受到法律保护较好的公司支付了较高的现金股利，现金股利法律保护结果模型具有适用性。总之，实证结果表明，法律保护是影响公司现金股利政策的一个重要因素，它为我国法律保护小股东利益的程度和进程提供了证据。
参考文献：
马贤明，魏刚. 2004. 寻找小股东的权益［M］. 北京: 经济科学出版社：141-145.
沈艺峰 等. 2004. 我国中小股东法律保护历史实践的实证检验［J］. 经济研究( 9).
包拯的故事范文4
近年来，股票市场的变化致使我国证券公司的经营回报波动明显。本文以深沪两市8家证券公司最近3年的年报数据为依据，分析了股票市场行情对证券公司经营回报的影响程度。结果发现，2007年我国股票市场行情看好，证券公司的经营回报偏高；而2008年由于股指深度下挫与股票市场交易萎缩，证券公司的经营回报大幅下滑。对此，证券公司应重视对股票市场风险的预测，加强对投资操作风险的管理。
关键词：股票市场 ; 证券公司;经营绩效;风险预防
中图分类号：F290 文献标识码：A
文章编号：1000176X(2010)12007307
中国自1985年9月第一家证券公司（深圳经济特区证券公司）成立以来，证券业得到了迅猛发展，截至2009年3月25日，中国已有107家证券公司。当前，我国证券公司所从事的是资本证券业务，但从所有的证券公司财务报告来看，有关股票发行承销、股票、股票自营买卖、股票投资咨询等业务成为证券公司的主营业务。
近年来，随着我国股票市场的几次周期波动，证券公司的经营回报一直处于巨亏或巨盈的状态。例如， 1994年8月1日―2001年6月30日股票市场的股价指数持续攀升，从而使证券公司取得了巨额经营回报；而2001年7月―2005年12月由于股票市场的调整、震荡、股价指数下滑，证券公司的经营回报出现剧烈波动或持续下降，尤其是其自营投资大量亏损，导致4年中有19家证券公司倒闭或被接管。由此可以看出，证券公司的经营业绩取决于股票二级市场的表现；证券公司经营回报与股票市场行情具有某种黏合关联，而且此种关联在我国股票市场震荡剧烈时表现得尤为突出。本文将利用2006年1月―2007年10月股票市场股价一路飙升和2007年11月―2008年11月股票市场股价又急速下跌这两个时段，分析股市行情与证券公司经营回报的关联性以及股市行情对证券公司经营回报的作用成因，并从风险防范角度提出消除股市波动对证券公司经营回报影响的建议。
一、 文献回顾
1.国外对证券公司经营风险与回报的相关研究
国外学者对证券公司经营风险与回报并没有系统的研究，尤其是以股市环境变化为视角对证券公司的经营表现进行研究的文献尚未发现。在证券公司的经营行为方面，Dolvin特别强调上市公司的质量与证券公司经营的关系。他认为证券公司的发展以上市公司为依托，良好的上市公司群体无疑有利于证券公司的良好发展［1］。在证券公司的内部控制方面，Santomero和Babbel分析了风险度量问题，强调公司要正常发展就必须建立一个风险控制系统［2］。此外，Cummins从另一角度论述了风险控制问题。他认为产品创新是促进证券公司发展的最好武器，同时各种各样的创新也体现了这个行业的风险资产多的特征，因此如何做好风险管理是至关重要的［3］。总的来看，国外学者相关研究的特征是切入点窄、缺乏系统性，并且仅以专题形式对证券公司经营风险与回报的某个方面加以研究。
2.国内对证券公司经营风险与回报的相关研究
国内研究证券公司经营风险与回报问题的学者也不多。陈道江首先提出了我国券商的经营风险问题，并基于三个方面分析成因：(1)证券市场主体制度性缺陷。由于国有股和流通股的人为割裂，导致证券市场上集聚了很大的系统风险。(2)交易机制的缺失。券商目前的经营困境与我国当前市场交易机制的缺陷有关。我国目前还没有做空机制，是一个单边市场，赢利的方式只有低买高卖，跌则亏、涨则赢。(3)经营模式单一。当前中国券商主要局限于一级市场的承销、二级市场的经纪业务和自营及委托理财四项业务，佣金收入占中国券商收入的1/2上，利润总额的90%以上主要集中在这几项传统业务上，而在企业并购重组服务、投资咨询、金融衍生工具的创新和交易等一些创新型和延伸型业务上则进展不大［4］。伍兵研究了我国证券公司经营风险的外部影响因素。他认为，从2002―2005年我国证券公司出现全行业亏损、面临着严峻的生存危机，原因之一是市场的结构性缺陷造成证券公司一条腿走路的局面。股票市场和债券市场发展的严重失衡是我国证券市场制度安排上的另一重大缺陷。尽管我国的企业债券出现得比股票早，但其发展却相当缓慢。目前企业直接融资主要来源于股票市场，这样就使得证券公司的业务增长不得不极度依赖于股票市场的表现［5］。此外，马庆泉提出了为挽救证券公司而挽救股市的观点，即搁置股权分置问题、大力发展机构投资者、抓好上市企业的诚信问题、优质企业国内上市、股市的单边性质问题以及处置高风险券商［6］。上述文献表明，国内学者大多从宏观角度研究股票市场运作对证券公司经营风险的影响，也有学者从完善内控机制角度对证券公司的危机处理加以论述。
二、实证分析
1.变量设计
目前衡量公司经营回报的指标有很多，如净利润、每股收益、总资产收益率等等。本文将选取营业收入、净利润、净资产利润率、每股收益作为证券公司经营回报的评价指标。所谓营业收入是指证券公司在一定会计期间内日常各项证券业务经营过程中所取得的经济利益总流入。净利润是证券公司在一定会计期间的利润总额与所得税的差值。每股收益是反映每股价值的基础性指标，计算方法为净利润与股本总数的比率。每股收益有基本每股收益与稀释每股收益之分。基本每股收益是指归属于普通股股东的当期净利润除以发行在外普通股的加权平均数而得出的每股收益；稀释每股收益是以基本每股收益为基础，假定公司所有发行在外的稀释性潜在普通股均已转换为普通股，从而分别调整归属于普通股股东的当期净利润以及发行在外普通股的加权平均数并通过计算而得出的每股收益。净资产利润率是净利润与平均股东权益的比率，它反映证券公司股东权益的收益水平。该指标值愈高，投资所产生的收益越大。净资产利润率有全面摊薄的净资产利润率与加权平均的净资产利润率之分。全面摊薄的净资产利润率等于报告期净利润除以期末净资产。该指标强调期末状况，是一个静态指标，反映期末单位净资产对经营净利润的分享状况。加权平均的净资产利润率等于报告期净利润除以当期平均净资产。该指标强调经营期间净资产赚取利润的结果，是一个动态的指标，反映公司净资产创造利润的能力。
2.研究假设
在深沪股市1 602家上市公司中，共有8家证券公司。本文以这8家证券公司为研究样本，选取其2006年、2007年以及2008年的财务报告中营业收入、净利润、净资产利润率、每股收益这四项指标的三年数据进行比较分析（如表1和表2所示）。
表1深沪8家证券公司营业收入与净利润数据列示单位：亿元
通过数据比较，笔者发现8家证券公司中至少有7家2007年的数据均高于2006年与2008年。由此可以认为，8家证券公司2007年营业收入等四项指标数据的总体均值分别高于2006年与2008年，而且它们之间具有显著差异。本文将采取构造密度函数进行统计检验的方法，将2007年营业收入等四项指标的总体数据界定为样本组，2006年与2008年营业收入等四项指标总体数据界定为2007年样本组下相应的控制组，并对表3与表4的X与Y两个总体参数存在显著差异的可能性进行分析。由此提出如下假设：
假设1：证券公司2007年度的营业收入明显高于2006年度的控制组。
假设2：证券公司2007年度的营业收入明显高于2008年度的控制组。
假设3：证券公司2007年度的净利润明显高于2006年度的控制组。
假设4：证券公司2007年度的净利润明显高于2008年度的控制组。
假设5：证券公司2007年度的净资产利润率明显高于2006年度的控制组。
假设6：证券公司2007年度的净资产利润率明显高于2008年度的控制组。
假设7：证券公司2007年度的每股收益明显高于2006年度的控制组。
假设8：证券公司2007年度的每股收益明显高于2008年度的控制组。
3.数据处理
4.原因分析
通过对深沪8家证券公司近3年数据处理可以看出，与2006年比较，2007年证券业上市公司经营回报涨幅明显；与2007年比较，2008年证券业上市公司经营回报跌幅显著。究其原因，笔者认为，股票市场行情变化是促成我国证券公司经营回报频繁波动的本质因素。这是因为，与股票投资相比，债券投资的收益率显著偏低。尽管2006―2008年间，银行多次调整利息，但投资者仍对投资股票感兴趣，缺乏对债券的投资热情，进而不会深度影响债券的供求关系以及债券的价格。然而，2007年与2008年是我国股票市场剧烈震荡的两年，股价的波动影响着投资者对股票投资收益的预期，股指的涨与跌与投资者经营股票的投资热情以及投资行为紧密相关。证券公司的数据显示，证券公司证券买卖的佣金是公司收入的最主要来源，2007年，8家证券公司的股票买卖费与自营投资收益总计占到营业收入的72%以上。由此可知，股市行情决定股指走向，股指变动影响股民的投资热情，股票的投资行为改变着证券公司营业收入的重要来源，从而形成了多米诺骨牌效应。
表5深沪证券公司营业收入主要组成的年度数据比较分析单位：亿元
（1）2007年股市行情攀升导致证券公司经营回报激增
图1和图2显示了2006―2008年上证指数与深证成指的股价走势图。从两走势图看，2006年股价波动很小，股价增长缓慢［7］，2006年1月4日，上证指数开盘价为1 163.88，深证成指为2 873.53；2006年12月29日，上证指数收盘价为2 675.47，深证成指为6 647.14。然而，2007年股票市场的表现超越了投资者的想象力，勇夺全球主流资本市场涨幅的桂冠。其中，2007年10月10日上证指数涨幅达6 124.04，深证成指涨幅达19 600.03，两市同时创下股票市场建立以来的最高点。从图1与图2的走势图中可以看出，2007年前10个月股指陡峭攀升，加速了场外资金的入市，股票与基金投资者纷纷通过证券公司开户赚钱，证券公司也格外重视自有资金的自营业务。笔者认为，2007年不断刷新的指数高位与成交水平归因于两点：一是羊群效应［8］。大量理论研究发现，2007年的股票投资者具有高度的“羊群效应”的倾向。所谓“羊群效应”是指由于对信息缺乏了解，投资者很难对市场未来的不确定性作出合理的预期，往往是通过观察周围人群的行为而提取信息，在这种信息的不断传递中，许多人的信息将大致相同且彼此强化，从而产生从众行为。2007年前10个月在证券公司开户炒股的投资者与日激增，众多投资者处于疯狂的群体非理性状态。二是正反馈交易策略［9］，即利用反馈机制制定交易策略。通俗地说，是指在价格升高时买进股票，价格下跌时卖出股票。2007年股价指数由年初开始连续10个月走高，这种行情恰好迎合了股民的兴趣。这段时间急于入市或放大交易的股票投资者都有使用正反馈交易策略的倾向，部分股票投资者会采用“盲从”或“跟风”等正反馈行为，追随股票市场的潮流，蜂拥购买各类上涨的股票。羊群效应与正反馈交易策略的有机叠加，促成了几乎全民炒股，全民致力于赚钱的疯狂。从表5来看，2007年8家证券公司的股票买卖交易费净收入比2006年大幅增加，其中增幅最小的是长江证券，达3.4倍之多，增幅最大的是宏源证券，有7.2倍之多；借2007年股价大涨之际，证券公司的自营业务投资成果丰硕，金融资产的公允价值变动收益也均有攀升，这些都可以从表4数据比较中得到印证。
（2）2008年股市行情暴跌导致证券公司经营回报下滑
2008年是股市暴跌的一年。上证指数2008年1月2日的开盘价为5 265.00点，在12月31日的收盘价为1 820.81，其中在10月28日经历了最低点1 664.93点；深证成指2008年1月2日的开盘价为17 856.15点，在12月31日的收盘价为6 485.51点，其中在10月28日经历了最低点5 577.23点。图1与图2也显示了深沪两市2008年的股价走势。截至2008年年末，有85%以上股市的投资者处于亏损与严重亏损状态，深沪两市股指持续走低销蚀了我国数以万计投资者的资产。2008年股市急速下挫的原因主要有：一是“大小非”解禁［10］。数据显示，2008年共有1 245.97亿股“大小非”解禁，其中股改“大小非”942.73亿股，新老划断后IPO“大小非”303.14亿股。 “大小非”解禁使得上市公司的原始股东将发行价位极低的大小非流通股带入股市，按照现实高额股价的标准套取现金。由于 “大小非”解禁，股市大额资金流向了少数“大小非”的持有者，造成其他投资者全面亏损，严重挫伤了众多投资者的信心与投资热情。二是金融危机对股票投资者心理预期的影响。2008年美国次贷危机引发了全球金融危机。这次危机也波及中国的虚拟经济与实体经济。2008年下半年，我国外贸企业出口额锐减，数十万家企业倒闭，就业与择业矛盾异常突出。在社会需求收缩的背景下，绝大多数股票投资者对经济晴雨表――中国股市的预期缺乏乐观。“大小非”解禁与金融危机相互叠加，再加上投资者“追涨杀跌”的心态，使得股票投资者对2008年的投资极为谨慎，尽可能放低股票交易量，做到“优中选优”。从表5可以看出，与2007年相比，2008年8家证券公司的股票买卖交易费净收入急速下滑，跌幅均在30%―50%之间；在证券公司自身投资方面，8家证券公司中有7家出现亏损，其中有4家净收益降幅超过了60%。此外， 2008年8家证券公司的金融资产公允价值变动收益全部为负值。
三、 结论与建议
2006―2008年我国证券公司经营回报波动明显，且波动规律与股市行情波动基本吻合。本文分析的结论是：第一，股票市场行情攀升，证券公司的经营回报良好。第二，股票市场行情惨淡，证券公司的经营回报也明显下挫。第三，合理预测股票市场行情和实施风险管理，将会提高证券公司经营回报的总体水平。基于此，证券公司有必要从以下方面规范自身经营行为：
1.重视对股票市场风险的预测
证券公司的证券买卖业务、自营投资业务以及所属金融资产的公允计价均与股票市场的价格行情密切相关，因此，证券公司有必要搜集各种有效信息，把握我国经济发展走向，科学预测与评价股票市场的短期发展方向与长期运行规律［11］，并通过构建股票市场风险防范体系规划公司的各项证券业务。
证券公司需要关注的股票市场风险主要有：第一，经济循环风险。经济现象同自然界一样也存在循环现象。经济繁荣、经济衰退、经济萧条、经济复苏是经济循环的四个阶段。在经济循环的每一个阶段，股市的风险程度有着显著的差异。在经济繁荣的鼎盛时期往往是股市最牛阶段，但其风险也将增大。随着经济的衰退直至进入萧条时期，股市也从不断走低直到极度低迷。当经济进入复苏早期，股市也会先知先觉，走在经济复苏的前面。第二，币值及利率变动风险。人民币币值是否稳定会在一定程度上影响股市。如果币值贬值比率高于股票的投资收益率，投资者就会退出股市，选择收益率比贬值率高的投资项目进行保值。同样，利率作为一种经济杠杆，它的变动对股市的影响更直接，利率的提高和降低会影响股市资金的供应量。在利率不断走低的前提下，股市会逐渐走高；利率呈上调趋势时，股市则会呈下降走势。第三，政策法规风险。政策法规的制订、实施及变更不仅影响整个经济，而且对股市的影响也意义深远。比如国有企业的国有股及法人股的处理以及2009年意欲重启IPO等。尤其是我国目前的证券市场还处于发展阶段，新法规的出台实施或现有法规的重大修改都会对股市产生不可低估的影响。同时，政府根据股市的冷热程度出台一些鼓励投资或扼制投机的政策也是影响股市的重要因素。
结合上述风险考虑，证券公司必须对币值及利率的变动、经济发展趋势以及政策法规有全面的预测与辨析能力，积极地对各项风险加以预防与化解，努力降低证券买卖收益的波动幅度，合理确定证券自营投资方向。
2.加强对投资操作风险的管理
证券自营买卖主要指证券公司开设证券账户买卖有价证券并获取收益的行为。证券自营买卖的操作情况影响着证券公司利润表中的投资收益与公允价值变动损益这两项数据的变化。表5中近三年证券公司的投资收益与公允价值变动这两项数字的显著差异及每项数字在相应年度营业收入中所占的比重，说明证券自营买卖也是证券公司经营回报的重要来源。因此，证券公司对自身投资操作风险的管理与预防不可小觑。笔者认为，证券公司作为股票投资者，需要从如下方面管理投资操作风险［12］：第一，股票的选择。股票市场的股票并非都有操作价值。证券公司在选择股票时要经历三个步骤：第一步，确定行业范围。公司选择个股时要考虑到行业因素的影响，尽量选择高成长行业的个股，避免选择夕阳行业的个股。第二步，分析所选定行业内各家公司的财务报告。“知己知彼，百战不殆”，股市也是如此。公司需要分析行业范围内各家公司的经营情况、管理情况、市盈率等众多财务指标、未来发展前景、利润预测、已存在或潜在的重大问题，确定各家公司股票的合理价格，进而通过比较市场价位与合理定价的差别来进一步压缩股票选择范围。第三步，运用技术分析方法。在第二步的基础上，证券公司需要运用一定的技术分析方法，结合所确定范围的各家股票的周期性波动图表，充分利用外部环境可能带来的有利影响，选择超跌个股。第二，时机的选择。股市并非每日都有盈利机会，行情有明朗与不明朗之分，操作就有可做和不可做之别。从总体上讲，股市操作就是在上升的趋势中逢低买进，在下跌的趋势中逢高抛出。证券公司在股市具体操作中需要更多地借鉴技术分析方法，可参考的方法有置位操作与破位操作等。置位操作的原理是在股价上升的趋势中，等待股价回调到重要的支撑位上买进；在股价下跌的趋势中等待股价反弹到重要的压力位上抛出。破位操作的原理是当股价涨破一个重要的压力位时顺势买进，而当股价跌破一个重要的支撑位时则顺势抛空。其实，证券公司的投资操作风险管理是一项复杂的工程，因此，本文仅为证券公司提供投资操作风险管理的理论思路，期盼证券公司借股票市场行情之势创造更多的投资回报。
参考文献：
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包拯的故事范文5
【关键词】期货套期保值比率 OLS模型 B-VAR模型 GARCH模型 平稳性检验
一、引言
股指期货的推出对我国股市投资者来说是一种利好消息，可以降低收益率的波动幅度。
控制风险的核心内容即为寻找最优套期保值比率。至今为止，研究套期保值比率的模型非常多，模型、标的、研究时间、合约到期期限以及数据的不同都会使计算结果不同。因此选择一个适合我国沪深300股指期货的套保比率确定模型才是重中之重。本文选取152组沪深300股指期现货日数据，运用matlab、EVIEWS软件对最终数据运用ADF检验法进行平稳性、趋势图、相关图及描述性统计分析。通过对不同的模型套期保值比率估计结果进行比较，最终确定套保比率的最优模型。
二、文献综述
（一）国外相关文献综述
学术界一直都在对套期保值比率的研究提出了很多的模型，寻找最适合的比率。最传统的是OLS模型。后来Herbst、Kate、Marshall[1]在1993和Myers、Thompson[2]在1989年等研究者发现运用OLS模型计算套期保值比率有缺点，会受到残差项序列相关的影响，经过不断的研究提出了双变量向量自回归模型（B-VAR）。随后Granger在1986年提出了协整理论，解决现货与期货价格之间的协整关系对其的影响。Lien在1996年提出了误差修正模型，这一模型考虑了现货价格和期货价格之间的各种关系（长期、短期及不平稳性）。在1982年Engle提出ARCH模型，Bollerslev[3]在1986年将其推广为GARCH模型，之后研究者对GARCH模型不断研究、改进、寻求最优的套期保值比率。
（二）国内相关文献综述
虽然期货在我国起步晚，但是对其的研究从未中断。2007年杜承栎[4]建立copula-GARCH模型，它是建立在非线性的基础上，利用模型对现货及期货波动性进行预测，采用各种方法提高模型的效果。2008年葛勇、叶德宾[5]采用GARCH等模型进行研究时，发现股指期货的交易减弱了杠杆效应，提高了市场效率。李路苗、梁朝晖和王闯在2010年都运用OLS、VAR、ECM、GARCH模型进行实证分析，都得出了不同的模型估计的结果各不相同，不同的环境下要选择不同的模型。
综上所述：经过国内外人士的不断研究，对该问题已经取得了很大的成果，例如股指期货与其标的有很强的相关性，这是研究的基础。国外的金融市场相对于国内是比较成熟的，国内的一些研究都是建立在国外理论基础上的。随着研究者对问题见解的深入，模型的提出也越来越多，但是不同的模型会导致估计出的结果不同。
三、沪深300股指期货套期保值比率的实证分析
（一）数据选取及来源
本文选择2015年10月19日～2016年5月27日沪深300股指及期货的日收盘价作为原始样本数据，同时剔除非交易时间的数据，形成152组数据。在选择期货合约时，考虑到套期保值期限（接近）、成本（低）及市场流动性（高）等几个因素。所以在沪深300指数期货合约的四个合约中，本文选择了沪深300指数合约的IF1606进行套期保值。IF1606合约、股票指数收盘价数据来源于中金所、新浪财经及Wind资讯。
本文的沪深300股指日期现货收益率采用对数价格的一阶差分表示：
其中，Rf，t、Rs，t、Ft、St分别表示第t天的期货收益率、股指收益率、期货收盘价、股指收盘价。
（二）数据的检验
1.期货收益率与股指收益率的波动图及相关图分析。
从上面两图结合分析可知：期货与股票组合日收益率的波动幅度与走势极其吻合，有较强的相关性。因此可以利用期货与现货的投资组合实现金融衍生产品的套期保值功能，以达到较好的效果。
2.描述性统计分析。
根据上表可知：二者的偏度分别为-0.4633、-1.176，表明样本数据分布具有左偏、后尾性；二者峰度值分别为5.07和6.38，均大于3；且J-B统计量的值32.45，其伴随概率接近于0，在1%的显著性水平上认为两组数列不服从正态分布。
3.对时间序列进行平稳性检验。为避免伪回归问题，先对数据平稳性进行检验，本文采用单位根检验即ADF检验。
从上面结果看，股票指数、股指期货对数收盘价的T检验都大于显著性水平1%的临界值，不能拒绝原假设，所以序列{lnFt}，{lnSt}为非平稳的。
股票指数、股指期货收益率的ADF检验的T检验值分别为-8.328、-7.889，在1%的显著性水平下的临界值分别为-3.475、-2.58，远远大于ADF的T检验值，拒绝原假设，即时间序列{Rf，t}、{Rs，t}是平稳的。
（三）建立模型
1.普通最小二乘回归模型（OLS）的实证分析。之前已经检验过股票指数日收益率与期货日收益率序列是平稳序列，所以可以直接对152个样本数据进行回归。
该模型的回归系数为0.88316，P值小于0.05，表明股指期货与股票指数之间存在显著关系。调整的判定系数都接近于1，F检验值、解释变量的T检验值都大于临界值。可知该模型对样本的拟合很好，估计较为准确，很接近实际的套期保值比率。
2.双变量向量自回归模型（B-VAR）的实证分析。研究者发现利用OLS进行最小风险套期保值比率的算会受到残差项的影响，为了消除这种影响，提出了利用B-VAR模型进行估计。
从上图可以看出，滞后一期的回归模型SIC、SC值最小（SIC、SC最小的回归模型对应的滞后阶数作为最优滞后阶数），所以滞后阶数为1，为B-VAR模型的最优滞后期。建立的理论回归模型为
由上表估计值可得回归方程：
从表5可知该模型的回归系数为0.85946，P值小于0.05，表明股指期货与股票指数之间有着显著关系。判定系数、调整的判定系数都接近于1，F检验值、T检验值也大于临界值。可知该模型的拟合优度比较高、合理，可以用于替代真实值。
3.广义自回归条件异方差模型（GARCH）的实证分析。
GARCH（p，q）理论模型如下：
首先检验序列残差是否具有ARCH效，对股票指数和股指期货收益率序列进行OLS回归得到的残差序列再进行拉格朗日乘数检验（LM检验）。之后再进行回归分析。
根据回归结果，知LM与F统计量的概率P值小于显著性水平0.05，表明残差序列存在ARCH效应。
由上表估计值可得回归方程：
从回归的结果看，可知GARCH套期保值比率为为0.8603。调整的判定系数比较高且接近于1，解释变量的T检验值也大于临界值。可知该模型的拟合程度比较高、较为合理。
四、不同模型套期保值比率的有效性评价
现假设投资者进行空头套期保值，先构建一个组合投资，包含Cs单位现货多头，Cf单位期货空头，则该组合在t时刻的收益率为：
Rsf表示投资组合的收益率，ΔSt、ΔFt、St、Ft表示在t时刻现货、期货的价格变动量及价格。
对上表7分析可知，三个模型套期保值比率（小于1）皆优于早期套期保值比率1的结果，三个模型的判定系数都大于0.9，表明拟合效果都不错，其中B-VAR模型调整的判定系数大于其他两个模型的判定系数，说明套期保值绩效最好。OLS与GARCH的判定系数非常接近，表明此次建模利用这两种模型估计套期保值比率效果差不多。表7分析可知：各投资组合的收益率标准差均小于股指收益率的标准差，平均值均大于股指收益率的平均值，即投资组合的风险小于投资单一产品风险。所以利用投资组合可以降低投资风险，降低损失概率。
五、结论
这篇文章是以股指期货、股票指数为原始数据，以它们的对数序列为基础进行研究。基于对收益率序列进行各种分析的基础上，通过OLS、B-VAR、GARCH模型分别进行套期保值比率的实证分析，根据三种模型估计出来的套期保值比率进行对比分析，得出如下结论：
第一，股价序列是非平稳的，但是对数收益率序列是平稳的。
第二，股指期货与其标的有着一直的趋势及波动幅度。
第三，在本次研究分析中，不同的模型得出的结果也不同，但是比较接近。
在三种模型中，B-VAR模型估计的套期保值比率是最优的。
参考文献
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包拯的故事范文6
儿童故事网权威幼儿早教故事400字：真正的大力士，更多幼儿早教故事400字相关信息请访问儿童故事网。 小兔提着篮子蹦蹦跳跳的去小树林采蘑菇。小兔刚走到竹园，听见"咕噜噜"的声音，一块大石头滚下来挡在小路上。小兔想，这块大石头挡路，我来把它搬走。
小兔使劲地搬，"嗨呦嗨呦"，它使了很大的力气，可大石头一动也不动。小狗路过看见了便走上前去帮小兔一起搬。"嗨呦嗨呦"，它们俩使劲地搬着，可大石头还是一动也不动。小黑熊来了，它拍拍巴掌，抱住大石头使劲地搬着。可大石头还是一动也不动。
小兔说："要是我们三个一起用劲推，也许会推动大石头的。"于是，三个伙伴一起使劲的推大石头。可是大石头还是一动也不动地挡在路上。怎么办呢？突然，小兔尖叫起来："哎呀，动了，你们瞧，大石头动了！"小黑熊说："胡说，没有人搬它，大石头怎么会……"话没说完，小黑熊也看到大石头动了一下，这是怎么会事呢？三个伙伴吓坏了，赶紧躲进竹林里。
大石头真的在动，它的一边在一点儿一点儿慢慢的往上抬，越抬越高了，"咕噜"一下，大石头翻了个身，滚到了路边上。小兔他们这才跑上前去看，只见小路上冒出了一根新长出来的竹笋，又粗又壮。"哎呀，原来是竹笋把大石头顶翻的。"小狗说。"竹笋的力气可真大呀！"小兔说。"都说我是个大力士，真正的大力士应该是竹笋！"小黑熊佩服地说。