七言律詩(shī)長(zhǎng)征精選(九篇)

前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的七言律詩(shī)長(zhǎng)征主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。

第1篇：七言律詩(shī)長(zhǎng)征范文

關(guān)鍵詞：產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)；利率市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)；Flannery部分調(diào)整模型

一、引 言

產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)在運(yùn)營(yíng)過(guò)程中雖然存在一定的優(yōu)勢(shì)，但它也是一把雙刃劍，如果不能有效規(guī)避其市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)非但不能取得一定的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，反而會(huì)陷入危機(jī)境地。有研究指出“對(duì)商業(yè)銀行好的風(fēng)險(xiǎn)管理方式同樣適應(yīng)于產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)，對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的風(fēng)險(xiǎn)首先應(yīng)著眼于其基礎(chǔ)風(fēng)險(xiǎn)”[1]。同時(shí)，由于產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的特殊經(jīng)營(yíng)模式，在金融危機(jī)頻頻爆發(fā)的背景下，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)極易通過(guò)其參股金融公司傳導(dǎo)至控股集團(tuán)[2]。因此，在此背景下，探討參股金融公司的風(fēng)險(xiǎn)如何影響產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)金融市場(chǎng)穩(wěn)定運(yùn)行以及產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)有效地規(guī)避市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)均具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

當(dāng)前，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的研究主要集中在四個(gè)方面：權(quán)益市場(chǎng)、利率市場(chǎng)、外匯市場(chǎng)和信貸市場(chǎng)。Obi和Emenogu考察了美國(guó)商業(yè)銀行進(jìn)入非銀行領(lǐng)域前后的風(fēng)險(xiǎn)和收益狀況，結(jié)果表明擴(kuò)張后總體風(fēng)險(xiǎn)有所下降，而來(lái)自證券市場(chǎng)的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)有所上升，經(jīng)過(guò)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整的收益狀況有輕微改善[3]；Joseph和Swary將金融業(yè)的傳染性效應(yīng)分為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)通過(guò)資本市場(chǎng)聯(lián)系的傳染比較明顯[4]；Myron等發(fā)現(xiàn)通過(guò)權(quán)益市場(chǎng)的信息，銀行控股集團(tuán)能夠評(píng)估風(fēng)險(xiǎn)狀況[5]，Timothy同樣證明了Myron等的觀點(diǎn)[6]；Pais和Stork對(duì)澳大利亞銀行業(yè)的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)研究發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)受權(quán)益市場(chǎng)的影響越來(lái)越大，且銀行資產(chǎn)價(jià)值的波動(dòng)與股票市場(chǎng)的預(yù)期密切相關(guān)[7]；而在國(guó)內(nèi)，楊勇等通過(guò)權(quán)益市場(chǎng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，并且發(fā)現(xiàn)，商業(yè)銀行和證券公司混業(yè)經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)最小，其風(fēng)險(xiǎn)破產(chǎn)的傳染概率平均僅為17.44%，商業(yè)銀行和保險(xiǎn)公司混業(yè)經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)最大，其風(fēng)險(xiǎn)破產(chǎn)的傳染概率平均為36.52%[8]。Brailsford等運(yùn)用GARCH-M模型對(duì)中國(guó)大陸、臺(tái)灣和香港地區(qū)的銀行業(yè)風(fēng)險(xiǎn)傳染進(jìn)行了度量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在利率對(duì)銀行控股型企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)溢出有重要影響[9]；外匯市場(chǎng)也是金融控股集團(tuán)的重要風(fēng)險(xiǎn)來(lái)源，各國(guó)市場(chǎng)緊密相連，外匯市場(chǎng)的波動(dòng)也日益加劇，外匯變化也會(huì)導(dǎo)致金融機(jī)構(gòu)和金融控股集團(tuán)外匯資產(chǎn)的波動(dòng)[10，11]；信貸市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)在金融控股集團(tuán)的風(fēng)險(xiǎn)管理內(nèi)容中也居于核心地位，信用風(fēng)險(xiǎn)常常導(dǎo)致銀行或其他金融機(jī)構(gòu)的破產(chǎn)（ Hashemi等， 1998[12]）。

在當(dāng)前市場(chǎng)背景下，利率變化比以前較為頻繁，金融機(jī)構(gòu)或產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)也逐漸增大。在金融機(jī)構(gòu)的利率市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)方面，如果金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)不合理，利率和貨幣市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)給商業(yè)銀行、金融控股集團(tuán)等帶來(lái)流動(dòng)性沖擊。對(duì)于產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)來(lái)說(shuō)，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)表現(xiàn)在兩個(gè)方面：首先產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的金融資產(chǎn)價(jià)值受利率波動(dòng)影響；其二如果產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率敏感性金融資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)不合理，利率的波動(dòng)會(huì)給產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)帶來(lái)一定的流動(dòng)性沖擊。

就國(guó)內(nèi)而言，目前對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的研究主要以權(quán)益市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、外匯市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和信貸市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)研究為主，無(wú)論是從研究理論和研究方法都相對(duì)成熟，對(duì)于利率市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的研究則較為少見(jiàn)，而對(duì)于產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)及其控股子公司的利率風(fēng)險(xiǎn)和相關(guān)性的研究有著重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文擬從利率市場(chǎng)的角度出發(fā)選取有代表性的產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)樣本來(lái)度量其面臨的利率市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，以期發(fā)現(xiàn)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)利率風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)規(guī)律和特征。

二、模型及樣本選擇

目前，關(guān)于利率風(fēng)險(xiǎn)度量的方法主要有敏感性缺口管理（Sensative Gap Management， SGM）[13]、持續(xù)期模型（Duration Period Model， DPM）[14]、和在險(xiǎn)價(jià)值（Value AT Risk， VaR）模型[15]，以及其他時(shí)間序列分析方法。由于中國(guó)利率市場(chǎng)化還處于初級(jí)階段，貼現(xiàn)率的數(shù)據(jù)沒(méi)有大量樣本進(jìn)行估計(jì)，因此還較難運(yùn)用持續(xù)期模型來(lái)對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行度量和分析。而VaR分析的難點(diǎn)之一是需要大量關(guān)于利率風(fēng)險(xiǎn)的歷史數(shù)據(jù)，由于產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的樣本數(shù)量較少，相關(guān)數(shù)據(jù)的數(shù)量不多，運(yùn)用VaR方法來(lái)度量利率風(fēng)險(xiǎn)缺乏足夠的數(shù)據(jù)。而用利率敏感性缺口法來(lái)測(cè)量產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)則比較適合當(dāng)前的現(xiàn)狀。這可歸因于兩個(gè)方面的原因：首先，利率敏感性缺口法是以原始成本會(huì)計(jì)為基礎(chǔ)來(lái)計(jì)算資產(chǎn)負(fù)債價(jià)值的，這與產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的會(huì)計(jì)核算原則是一致的；其二，利率敏感性缺口法主要反映利率變動(dòng)對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)金融投資收益的影響，這與產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的投資控制風(fēng)險(xiǎn)的要求是一致的。因此，本文將運(yùn)用缺口分析模型來(lái)度量利率變化、利率波動(dòng)對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)收益和風(fēng)險(xiǎn)的影響。與此同時(shí)，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的資產(chǎn)價(jià)值，即參股或控股公司的股權(quán)價(jià)值會(huì)受到利率變化的影響，因此，本文將進(jìn)一步運(yùn)用時(shí)間序列分析方法來(lái)度量利率變化對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的影響。

2.1 利率風(fēng)險(xiǎn)度量的Flannery調(diào)整模型及構(gòu)建

在缺口管理的模型當(dāng)中，傳統(tǒng)缺口管理模型只能分析資產(chǎn)和負(fù)債對(duì)利率的敏感程度，而Flannery的調(diào)整模型則可以對(duì)資產(chǎn)負(fù)債的匹配是否合理進(jìn)行更深入的研究。對(duì)于商業(yè)銀行，該模型無(wú)需將未來(lái)現(xiàn)金流納入到模型，便可以考察利率變化對(duì)商業(yè)銀行缺口管理的影響。本文借鑒Flannery調(diào)整模型的思路[16，17]，構(gòu)建利率風(fēng)險(xiǎn)度量模型，來(lái)分析產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)金融資產(chǎn)與金融負(fù)債的匹配程度，進(jìn)而分析其利率風(fēng)險(xiǎn)狀況。該模型思想如下：

式（1）中，F(xiàn)It為產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)第t期投資收益，F(xiàn)At為金融資產(chǎn)總額， 為沒(méi)有投資金融企業(yè)的配對(duì)公司的投資收益； 為沒(méi)有投資金融企業(yè)的配對(duì)公司的金融資產(chǎn)總額； 反應(yīng)了投資金融企業(yè)所獲得的超額投資收益； 為產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的超額金融資產(chǎn)，rt為市場(chǎng)利率、σ2為利率波動(dòng)程度。根據(jù)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的金融資產(chǎn)包括以下6類：（1）現(xiàn)金；（2）持有的其他單位的權(quán)益工具；（3）從其他單位收取現(xiàn)金或其他金融資產(chǎn)的合同權(quán)利；（4）在潛在有利條件下，與其他單位交換金融資產(chǎn)或金融負(fù)債的合同權(quán)利；（5）將來(lái)須用或可用企業(yè)自身權(quán)益工具進(jìn)行結(jié)算的非衍生工具的合同權(quán)利，企業(yè)根據(jù)該合同將收到非固定數(shù)量的自身權(quán)益工具；（6）將來(lái)須用或可用企業(yè)自身權(quán)益工具進(jìn)行結(jié)算的衍生工具的合同權(quán)利，但企業(yè)以固定金額的現(xiàn)金或其他金融資產(chǎn)換取固定數(shù)量的自身權(quán)益工具的衍生工具合同權(quán)利除外，其中，企業(yè)自身權(quán)益工具不包括本身就是在將來(lái)收取或支付企業(yè)自身權(quán)益工具的合同。

與此同時(shí)，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的金融負(fù)債（FDt）、利息支出（FC）、利率（rt）、利率波動(dòng)（σ2）滿足以下關(guān)系式：

式（2）中，F(xiàn)Ct為產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)第t期財(cái)務(wù)費(fèi)用支出，F(xiàn)Dt為金融負(fù)債總額， 為沒(méi)有投資金融企業(yè)的配對(duì)公司的財(cái)務(wù)費(fèi)用支出； 為沒(méi)有投資金融企業(yè)的配對(duì)公司的金融資產(chǎn)總額； 反應(yīng)了投資金融企業(yè)所付出的超額財(cái)務(wù)費(fèi)用支出； 為產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的超額金融負(fù)債，rt為市場(chǎng)利率、σ2為利率波動(dòng)程度。根據(jù)新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的金融負(fù)債包括：（1）向其他單位交付現(xiàn)金或其他金融資產(chǎn)的合同義務(wù)；（2）在潛在不利條件下，與其他單位交換金融資產(chǎn)或金融負(fù)債的合同義務(wù)；（3）將來(lái)須用或可用企業(yè)自身權(quán)益工具進(jìn)行結(jié)算的非衍生工具的合同義務(wù)，企業(yè)根據(jù)該合同將交付非固定數(shù)量的自身權(quán)益工具；（4）將來(lái)須用或可用企業(yè)自身權(quán)益工具進(jìn)行結(jié)算的衍生工具的合同義務(wù)，但企業(yè)以固定金額的現(xiàn)金或其他金融資產(chǎn)換取固定數(shù)量的自身權(quán)益工具的衍生工具合同義務(wù)除外。其中，企業(yè)自身權(quán)益工具不包括本身就是在將來(lái)收取或支付企業(yè)自身權(quán)益工具的合同。

式（1）和（2）聯(lián)立，可通過(guò)回歸系數(shù)判斷產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)針對(duì)利率風(fēng)險(xiǎn)的金融資產(chǎn)、金融負(fù)債的調(diào)整速度和資產(chǎn)負(fù)債匹配時(shí)間差異等。相關(guān)參數(shù)的含義如下：

2.2利率風(fēng)險(xiǎn)度量的Granger因果關(guān)系模型及構(gòu)建

產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)可以由格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)度量。在做Y對(duì)其他變量（包括自身的過(guò)去值）的回歸時(shí)，如果把X的滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著地改進(jìn)對(duì)Y的預(yù)測(cè)，我們就說(shuō)X是Y的（格蘭杰）原因；類似地定義Y是X的（格蘭杰）原因。為了檢驗(yàn)Y和X之間的關(guān)系，我們構(gòu)造如下模型：

無(wú)條件限制模型：

有條件限制模型：

其中Y為產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)投資金融企業(yè)的股權(quán)資產(chǎn)價(jià)值，即商業(yè)銀行、證券公司或保險(xiǎn)公司的市場(chǎng)價(jià)值；X為利率收益率的變動(dòng)；μt為白噪聲序列，α，β為影響關(guān)系的系數(shù)。n為樣本量，m，k分別為Yt，Xt變量的滯后階數(shù)，令（3）式的殘差平方和為ESS1；（4）式的殘差平方和為ESS0，本文以F統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)影響關(guān)系的統(tǒng)計(jì)顯著性：

原假設(shè)為H0：βj=0；備擇假設(shè)為H1：βj≠0（j=1，2，…，k）。若原假設(shè)H0成立，則有：

即F的統(tǒng)計(jì)量服從第一自由度為m，第二自由度為n-（k+m+1）的F分布。若F檢驗(yàn)值大于標(biāo)準(zhǔn)F分布的臨界值，則拒絕原假設(shè)，說(shuō)明利率收益率的變動(dòng)是產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)股權(quán)資產(chǎn)價(jià)值變化的原因，否則則說(shuō)明產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)并不明顯。

2.3實(shí)證研究樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文將研究對(duì)象界定為在上海證券交易所和深圳證券交易所公開(kāi)上市，并且已參股或控股上市金融企業(yè)，且在其經(jīng)營(yíng)過(guò)程中，并未退出金融企業(yè)的產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)（如表2所示）。

之所以參股對(duì)象選擇上市金融企業(yè)，也是因?yàn)閿?shù)據(jù)獲取的原因，一些城市商業(yè)銀行、農(nóng)村信用合作社等金融企業(yè)的數(shù)據(jù)無(wú)法獲取。同時(shí)，上市產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)一般規(guī)模較大，往往在金融行業(yè)經(jīng)營(yíng)多年，能較好地代表目前產(chǎn)融結(jié)合的現(xiàn)狀與發(fā)展趨勢(shì)，將研究主體均界定為上市公司。本文研究據(jù)來(lái)源為中國(guó)金融年鑒、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、萬(wàn)德（Wind）金融數(shù)據(jù)庫(kù)、證券之星網(wǎng)站（），以及各上市公司和上市金融企業(yè)的2001至2010年的年報(bào)。

三、評(píng)價(jià)結(jié)果分析

3.1 利率風(fēng)險(xiǎn)度量的Flannery調(diào)整模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

市場(chǎng)利率的確定是本模型的重點(diǎn)，利率變化對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的金融資產(chǎn)負(fù)債管理產(chǎn)生重要的影響，市場(chǎng)利率是其進(jìn)行資產(chǎn)負(fù)債管理決策的考慮重點(diǎn)。市場(chǎng)利率應(yīng)當(dāng)反映資金供求關(guān)系，該利率波動(dòng)幅度對(duì)銀行利息具有較大影響。而非央行所公布的存貸利率。

同時(shí)，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)資本運(yùn)營(yíng)在金融市場(chǎng)中運(yùn)行，因此，其受到的利率風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)以市場(chǎng)基準(zhǔn)利率為標(biāo)準(zhǔn)?；鶞?zhǔn)利率是金融市場(chǎng)上具有普遍參照作用的利率，其他利率水平或金融資產(chǎn)價(jià)格均可根據(jù)這一基準(zhǔn)利率水平來(lái)確定?；鶞?zhǔn)利率是利率市場(chǎng)化的重要前提之一，在利率市場(chǎng)化條件下，融資者衡量融資成本，投資者計(jì)算投資收益，客觀上都要求有一個(gè)普遍公認(rèn)的基準(zhǔn)利率水平作參考。因此，本文選擇市場(chǎng)化程度較高的同業(yè)拆借利率作為基準(zhǔn)利率。

目前，銀行間同業(yè)拆解利率主要有CHIBOR和SHIBOR。CHIBOR由央行在1996年推出，但是，它由銀行間融資交易的實(shí)際交易利率計(jì)算得出，而銀行間融資活動(dòng)頗為清淡，因此CHIBOR不能較好地代表整個(gè)市場(chǎng)。上海銀行間同業(yè)拆放利率（Shanghai Interbank Offered Rate，SHIBOR），以位于上海的全國(guó)銀行間同業(yè)拆借中心為技術(shù)平臺(tái)計(jì)算、并命名，是由信用等級(jí)較高的銀行組成報(bào)價(jià)團(tuán)自主報(bào)出的人民幣同業(yè)拆出利率計(jì)算確定的算術(shù)平均利率，是單利、無(wú)擔(dān)保、批發(fā)性利率。目前，對(duì)社會(huì)公布的SHIBOR品種包括隔夜、1周、2周、1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月及1年。SHIBOR報(bào)價(jià)銀行團(tuán)現(xiàn)由16家商業(yè)銀行組成。報(bào)價(jià)銀行是公開(kāi)市場(chǎng)一級(jí)交易商或外匯市場(chǎng)做市商，在中國(guó)貨幣市場(chǎng)上人民幣交易相對(duì)活躍、信息披露比較充分的銀行。中國(guó)人民銀行成立SHIBOR工作小組，依據(jù)《上海銀行間同業(yè)拆放利率（SHIBOR）實(shí)施準(zhǔn)則》確定和調(diào)整報(bào)價(jià)銀行團(tuán)成員、監(jiān)督和管理SHIBOR運(yùn)行、規(guī)范報(bào)價(jià)行與指定人行為。從目前的利率市場(chǎng)情況來(lái)看，SHIBOR可以作為市場(chǎng)基準(zhǔn)利率的代表，由于產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)金融資產(chǎn)和負(fù)債調(diào)整并不頻繁，持有時(shí)間相對(duì)較長(zhǎng)，所以本文以SHIBOR利率的加權(quán)平均利率作為研究變量來(lái)度量利率對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)金融資產(chǎn)負(fù)債管理的影響。由于SHIBOR于2007年1月4日推出，所以本文對(duì)利率市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的樣本研究期設(shè)定為為2007年1月4日至2010年12月30日。

從表4.5的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的金融資產(chǎn)和金融負(fù)債的規(guī)模明顯大于配對(duì)上市公司的金融資產(chǎn)和負(fù)債規(guī)模，這體現(xiàn)了產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)更多的“金融性”特點(diǎn)。

此外，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的投資收益的均值約為配對(duì)公司的2倍，說(shuō)明其參股金融或進(jìn)入金融領(lǐng)域能夠取得較大的投資收益，但方差卻約為配對(duì)公司的4倍，遠(yuǎn)大于其配對(duì)公司的方差（13024.95>3263.24），說(shuō)明參股金融或金融市場(chǎng)領(lǐng)域具有較大的金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。

對(duì)于模型（1）和模型（2），本文運(yùn)用最小乘二方法（OLS）方法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。由于自變量中包括有因變量的滯后項(xiàng)，所以進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，對(duì)模型進(jìn)行D-W檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)各個(gè)模型的D-W值均和2接近，落在2的左右側(cè)，沒(méi)有超過(guò)下限 和上限 ，因此可以用最小乘二方法（OLS）進(jìn)行系數(shù)估計(jì)。全樣本模型（模型I）將所有產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)納入估計(jì)樣本，而參股對(duì)象為商業(yè)銀行、證券公司以及保險(xiǎn)公司的模型分為模型II、模型III和模型IV，表4，5給出了不同模型的回歸結(jié)果。

從模型評(píng)價(jià)指標(biāo)來(lái)看，模型的評(píng)價(jià)指標(biāo)都比較理想，因此，可以在模型評(píng)價(jià)的基礎(chǔ)上對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)。

（1） 模型I評(píng)價(jià)了產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的整體利率風(fēng)險(xiǎn)狀況，從系數(shù)特征（參見(jiàn)表4.6和4.7）來(lái)看，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)在運(yùn)營(yíng)期間面臨的風(fēng)險(xiǎn)為利率上升以及利率波動(dòng)率上升的風(fēng)險(xiǎn)，而利率下降一方面增加了投資收益，另一方面降低了金融負(fù)債所帶來(lái)的利息支出，因而從成本面和受益面都能給產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)帶來(lái)潛在的利益。這一結(jié)論與我國(guó)當(dāng)前產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的特征有密切的關(guān)系，當(dāng)前，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)對(duì)金融企業(yè)的控股比例一般較低，其收益主要來(lái)自股權(quán)資產(chǎn)公允價(jià)值的提升，當(dāng)利率提升時(shí)，證券市場(chǎng)的股權(quán)資產(chǎn)往往會(huì)降低收益率，而并不會(huì)給產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的金融資產(chǎn)帶來(lái)較多股利收入以及利潤(rùn)分紅，因此，利率提高會(huì)帶來(lái)較大的利率風(fēng)險(xiǎn)，而利率降低則由于股權(quán)資產(chǎn)價(jià)值的提高，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)會(huì)獲得較大的投資收益和支出較少的利息，因此會(huì)提高整體的運(yùn)營(yíng)效益。

（2） 模型II，III和IV分別評(píng)價(jià)了參股對(duì)象為商業(yè)銀行、證券公司、以及保險(xiǎn)公司的產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)狀況，從影響系數(shù)來(lái)看，參股商業(yè)銀行的產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)受利率風(fēng)險(xiǎn)影響較大，歸因于兩個(gè)方面的原因：是目前我國(guó)商業(yè)銀行在較大程度上還依賴?yán)⑹杖?，商業(yè)銀行利息收入占其總收入的比例雖然在2008年和2009年有所降低，但仍超過(guò)了80%，在這種情況下，利率變化自然會(huì)給商業(yè)銀行帶來(lái)風(fēng)險(xiǎn)，而這一風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)通過(guò)控股方式傳遞到產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)；其二，利率變化會(huì)給上市銀行的股權(quán)資產(chǎn)價(jià)值帶來(lái)較大的影響，因此，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)也會(huì)被動(dòng)的承擔(dān)一部分利率風(fēng)險(xiǎn)。參股對(duì)象為證券公司和保險(xiǎn)公司的產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的利率風(fēng)險(xiǎn)較小，但也不容忽視。今后利率市場(chǎng)化趨勢(shì)下，利率風(fēng)險(xiǎn)防范也將會(huì)成為產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)風(fēng)險(xiǎn)管理的重中之重。

3.2 利率風(fēng)險(xiǎn)度量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛠?lái)度量利率變動(dòng)對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)持有金融股權(quán)的價(jià)值影響，首先定義利率收益率Rr： 。在樣本期間內(nèi)，利率收益率序列的波動(dòng)如圖4.5所示：

由圖1可知，在樣本期內(nèi)，利率收益率序列的波動(dòng)體現(xiàn)了波動(dòng)聚集的特點(diǎn)，因此產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)可能在某一段時(shí)間面臨利率風(fēng)險(xiǎn)集中釋放的可能性。接著對(duì)利率收益率與金融企業(yè)股權(quán)資產(chǎn)價(jià)值進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，利率對(duì)證券公司股權(quán)資產(chǎn)價(jià)值的影響比較明顯，從統(tǒng)計(jì)顯著性看，國(guó)元證券（SZ000728）、長(zhǎng)江證券（SZ000783）、海通證券（SH600837）、東北證券（SZ000686）、國(guó)金證券（SH600109）以及太平洋證券（SH601099）的股權(quán)資產(chǎn)價(jià)值是利率變動(dòng)的GRANGER結(jié)果，因此對(duì)于持有以上公司股權(quán)的皖能電力（SZ000543）、皖維高新（SH600063）、葛洲壩（SH600068）、海欣股份（SH600851）、湖北金環(huán)（SZ000615）、錦江股份（SH600754）、武鋼股份（SH600005）、東方創(chuàng)業(yè)（SH600278）、蘭生股份（SH600826）、申能股份（SH600642）、廈門(mén)國(guó)貿(mào)（SH600755）、友利控股（SZ000584）、亞泰集團(tuán)（SH600881）和閩福發(fā)A（SZ000547）等產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的運(yùn)營(yíng)明顯受利率變動(dòng)影響。

四、結(jié)論與啟示

發(fā)展產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)，符合我國(guó)金融體制改革與創(chuàng)新的整體思路與預(yù)期，然而在產(chǎn)業(yè)和金融這兩種不同資本迅速集聚和擴(kuò)張的背后，同時(shí)也蘊(yùn)含著巨大的風(fēng)險(xiǎn)，尤其是在國(guó)內(nèi)對(duì)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的發(fā)展與監(jiān)管還處于摸索階段，利率市場(chǎng)比以前變化更為頻繁，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)及其控股子公司利率市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)不斷加大的情況下，更應(yīng)該積極借鑒國(guó)外成功的經(jīng)驗(yàn)，支持與保護(hù)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的健康發(fā)展。

首先，應(yīng)建立風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警系統(tǒng)。利率市場(chǎng)處在不斷變化的過(guò)程中，不能很好地進(jìn)行預(yù)測(cè)。因此，產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)及其控股子公司應(yīng)建立靜態(tài)和動(dòng)態(tài)風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測(cè)模型，將凈利潤(rùn)收入的變動(dòng)情況作為輸入變量，衡量利率在一定期限和范圍內(nèi)的變動(dòng)情況和變化趨勢(shì)，根據(jù)這些情況采取不同的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警措施，調(diào)整并采取相應(yīng)的利率政策，努力改變金融資產(chǎn)負(fù)債的期限、種類和結(jié)構(gòu)。

其次，應(yīng)建立集中的利率風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制。董事會(huì)決定產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)風(fēng)險(xiǎn)管理政策的核心事務(wù)。執(zhí)行管理委員會(huì)負(fù)責(zé)風(fēng)險(xiǎn)管理的全面控制；資產(chǎn)負(fù)債管理委員會(huì)和風(fēng)險(xiǎn)委員會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)整體進(jìn)行討論和負(fù)責(zé)協(xié)調(diào)，具體包括基本的資產(chǎn)負(fù)債管理政策、風(fēng)險(xiǎn)計(jì)劃、資產(chǎn)管理、風(fēng)險(xiǎn)管理、緊急情況下如利率市場(chǎng)突變時(shí)的應(yīng)對(duì)建議等；風(fēng)險(xiǎn)委員會(huì)則負(fù)責(zé)監(jiān)控、分析市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)、出具報(bào)告、提出建議、設(shè)定額度和指引等，闡述并執(zhí)行有關(guān)風(fēng)險(xiǎn)管理的計(jì)劃。

最后，建立科學(xué)的風(fēng)險(xiǎn)管理文化。產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)受到較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)沖擊，因此風(fēng)險(xiǎn)管理文化的建立也是其風(fēng)險(xiǎn)防范的重中之重，是產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)和可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)。產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)應(yīng)形成以提高風(fēng)險(xiǎn)防范質(zhì)量為核心的風(fēng)險(xiǎn)管理文化，集團(tuán)內(nèi)部員工和高級(jí)管理層要在思想上重視風(fēng)險(xiǎn)管理，將風(fēng)險(xiǎn)管理上升到集團(tuán)戰(zhàn)略高度，在具體的風(fēng)險(xiǎn)管理實(shí)踐中形成良好的風(fēng)險(xiǎn)管理的習(xí)慣，并動(dòng)態(tài)化管理風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)融型企業(yè)集團(tuán)的風(fēng)險(xiǎn)。

參考文獻(xiàn)

[1] Kevin J. Stiroh. How did bank holding companies prosper in the 1990s？. Journal of Banking & Finance， 2000， 24（11）： 1703-1745.

[2] 康華平.金融控股公司風(fēng)險(xiǎn)控制研究. 北京：中國(guó)經(jīng)濟(jì)出版社，2006，111.

[3] [3]Obi C P， Emenogu A. Bank holding company expansion into nonbank functions： is the rise in systematic risk rewarded？. ， Managerial Finance， 2003， 29（8）： 9-22.

[4] [4]Joseph A， Swary I. Contagion effects of bank failure： Evidence from capital markets. Journal of business，1983， （3）：5-22.

[5] [5]Myron B. Slovin， Marie E. Sushka， John A. Polonchek. The information content of multiple seasoned common stock offerings by bank holding companies. Journal of Banking & Finance， 1991， 15（3）： 633-646.

[6] [6]Timothy J. Curry， Gary S. Fissel， Gerald A. Hanweck . Equity market information， bank holding company risk， and market discipline. Journal of Banking & Finance， 2008， 32（5）： 807-819.

[7] [7]Pais A， Stork P. Bank Size and Systemic Risk. SSRN working paper， 2010.

[8] [8]楊勇， 姚寧， 郝鵬. 中國(guó)金融控股公司風(fēng)險(xiǎn)傳遞研究. 西安電子科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2010， 20（6）： 31-34.

[9] [9]Brailsford T J， Lin S L， and Penm J H W. Conditional risk， return and contagion in the banking sector in Asia. Research in International Business and Finance， 2006， 20（3）： 322-339.

[10] [10]Sandra C， John S H， Helen P. The exchange rate exposure of U.S. and Japanese banking institutions. Journal of Banking & Finance， 1997， 21（6）： 871-892.

[11] [11]Magyar Nemzeti Bank. Assesement of Financial Stability. Monetary Council report， 2003.

[12] [12]Hashemi R R， Blanc L A， Rajaratnam R A. A hybrid intelligent system for predicting bank holding structures. European Journal of Operational Research， Volume 109， Issue 2， 1 September 1998， Pages 390-402.

[13] Booth G G， Bessler W， Foote W G. Managing interest-rate risk in banking institutions. European Journal of Operational Research， 1989， 41（3）： 1989

[14] Gary C. Models of duration dependence. Journal of Econometrics， 1981， 16（1）： 1981， 164

[15] Alessandri P， Drehmann M. An economic capital model integrating credit and interest rate risk in the banking. Journal of Banking & Finance， 2010， 34（4）： 730-742

[16] Flannery M J. Interest Rates and Bank Profitability： Additional Evidence. Journal of Money， Credit and Banking， 1983， 15（3）： 355-362

第2篇：七言律詩(shī)長(zhǎng)征范文

1.麻醉中應(yīng)用的目的及并發(fā)癥 Ⅲ類抗心律失常藥主要是抑制Na+、Ca2+內(nèi)流，在Ⅲ類抗心律失常藥的作用下，可以誘發(fā)尖端扭轉(zhuǎn)性室速。尖端扭轉(zhuǎn)性室速之特點(diǎn)是有較長(zhǎng)的QT間期，且由其發(fā)生前的搏動(dòng)引起，這種節(jié)律的QRS波群呈一系列主峰向上，接著主峰向下的波群，二者中間部分很短。盡管導(dǎo)致尖端扭轉(zhuǎn)的確切機(jī)制還不清楚，但許多實(shí)驗(yàn)和臨床證據(jù)表明，起始時(shí)是在早期復(fù)極后觸發(fā)，導(dǎo)致室性復(fù)極化延遲，從而激發(fā)該心律失常的發(fā)生。一般來(lái)講，尖端扭轉(zhuǎn)性室速主要表現(xiàn)為反復(fù)自動(dòng)終止發(fā)作的心動(dòng)過(guò)速，并很少表現(xiàn)出癥狀(如暈厥)，但是偶爾可以惡化為室顫。目前尚無(wú)證據(jù)表明Ⅲ類抗心律失常藥與麻醉藥間存在相互作用，主要的圍手術(shù)期合并癥與長(zhǎng)期應(yīng)用Ⅲ類抗心律失常藥治療有關(guān)。

QT間期延長(zhǎng)缺少作為危重狀態(tài)的價(jià)值，目前的證據(jù)表明，用QT分散(即用12導(dǎo)ECG評(píng)估QT間期最長(zhǎng)與最短的差)預(yù)示前心律失常比QT間期延長(zhǎng)或心率校對(duì)的QTc間期更準(zhǔn)確。例如胺碘酮，不像其它Ⅲ類抗心律失常藥，它可以一致性地延長(zhǎng)QT間期(不增加QT間期分散)，這樣就可以顯著地降低前心律失常(proaythmia)的風(fēng)險(xiǎn)，其它因素也可以解釋?xiě)?yīng)用胺碘酮可降低前心律失常的風(fēng)險(xiǎn)。這都是和“純”Ⅲ類藥物比較而得出的，“純”Ⅲ類藥物可以選擇性抑制心肌鉀通道，包括心室復(fù)極的頻率不依賴作用和鈣通道阻滯的特性。應(yīng)用胺碘酮治療時(shí)尖端扭轉(zhuǎn)性室速發(fā)生率為0.7%，而索他絡(luò)爾(sotal01)和奎尼丁誘發(fā)尖端扭轉(zhuǎn)性室速的發(fā)生率分別為5%和8%。進(jìn)一步講和索他洛爾與ibutilide比較，靜脈給予胺碘酮很少引起伽問(wèn)期延長(zhǎng)。在電解質(zhì)異常、心動(dòng)過(guò)緩或心率突然改變時(shí)，前心律失常的風(fēng)險(xiǎn)性就會(huì)顯著地增加。但應(yīng)特別指出，那些可以引起心率降低，抑制竇房結(jié)傳導(dǎo)，延長(zhǎng)室性復(fù)極的麻醉藥物，在麻醉期間就可以增加Ⅲ類抗心律失常藥物的前心律失常作用。

一些學(xué)者也報(bào)告了接受胺碘酮治療的患者存在心臟節(jié)律和傳導(dǎo)方面的異常(如阿托品抵抗心動(dòng)過(guò)緩、慢性結(jié)心律、完全性心臟阻滯起搏器依賴)，這些異常要求圍手術(shù)期須行嚴(yán)格的循環(huán)方面支持(如影響心肌收縮藥物，主動(dòng)脈內(nèi)球囊反搏)，胺碘酮還可引發(fā)更多的非心臟并發(fā)癥。胺碘酮的I類抗心律失常作用至少可以部分解釋圍手術(shù)期血流動(dòng)力學(xué)不穩(wěn)定及對(duì)影響心肌收縮藥物的反應(yīng)差這些情況，胺碘酮的作用包括非競(jìng)爭(zhēng)性阻滯α和β腎上腺素受體，抑制鈣通道。關(guān)于全身麻醉可以促使胺碘酮產(chǎn)生肺毒性是有爭(zhēng)論的。一些研究小組已經(jīng)發(fā)現(xiàn)許多手術(shù)后急性呼吸窘迫綜合征和其他呼吸異常的病人與長(zhǎng)期應(yīng)用胺碘酮治療直接有關(guān)。

2 并發(fā)癥治療

(1)在血流動(dòng)力學(xué)不穩(wěn)定的患者迅速行心臟電復(fù)律。

(2)靜脈應(yīng)用硫酸鎂。

(3)縮短QT間期，防止長(zhǎng)的間歇(如行超律起搏，給阿托品或異丙腎)。

(4)糾正電解質(zhì)紊亂、心動(dòng)過(guò)緩和其他使心律失常加重的因素。

對(duì)于藥物誘導(dǎo)的尖端扭轉(zhuǎn)性室速必須終止，并且防止其再發(fā)生。如果尖端扭轉(zhuǎn)性室速產(chǎn)生血流動(dòng)力學(xué)崩潰，就必須應(yīng)用快速直流電復(fù)律。另外，初期治療可以應(yīng)用硫酸鎂，即使對(duì)血清中鎂濃度正常的也有作用。 靜脈內(nèi)給予1～2g硫酸鎂，如果有必要，可以在10～15min后重復(fù)給予，并持續(xù)24～48h，每分鐘3～20mg。如果硫酸鎂無(wú)效可以應(yīng)用阿托品、異丙腎或超律起搏，以防止長(zhǎng)的間歇，縮短QT間期，異丙腎靜脈給予(1～8μg/min)使心室率維持于每分鐘90次，通常可以在幾分鐘內(nèi)糾正尖端扭轉(zhuǎn)性室速。然而針對(duì)前心律失常作用及其他有害的副作用，異丙腎必須用在以建立起搏的病人，尤其是心肌缺血時(shí)。臨時(shí)建立心房或心室起搏使心率達(dá)120～130次/min，并調(diào)節(jié)到最低有效頻率，起搏需連續(xù)應(yīng)用直至有害的藥物完全清除?？剐穆墒СＫ幬镌谥委熂舛伺まD(zhuǎn)性室速時(shí)的作用仍是有爭(zhēng)議的。在實(shí)驗(yàn)中和某些個(gè)別病例，鈣通道阻滯劑、利多卡因和美西律，以及最近發(fā)展起來(lái)的鉀通道開(kāi)放劑(如尼可地爾，pinaeidil)也是有效的，但這些還都需進(jìn)一步的證實(shí)。在治療獲得性LQTS中(長(zhǎng)QT綜合征)應(yīng)避免使用使心室復(fù)極延長(zhǎng)的藥物。一旦急性異常情況發(fā)生應(yīng)立即控制，高度注意糾正容易發(fā)生的代謝和電解質(zhì)因素，并需停用引起問(wèn)題的藥物，先天性LQTS的治療和上面提到的指導(dǎo)原則有顯著的區(qū)別。這些病人中β受體阻滯劑是首選，兒茶酚胺應(yīng)嚴(yán)格控制。接受胺碘酮治療的病人，也可能發(fā)展為圍手術(shù)期心動(dòng)過(guò)緩、房室傳導(dǎo)阻滯及循環(huán)衰竭。如果這些情況對(duì)于阿托品、腎上腺素類藥物及其他類藥物沒(méi)有作用的話，就應(yīng)該應(yīng)用心臟起搏或主動(dòng)脈內(nèi)球囊反搏治療。

3 并發(fā)癥預(yù)防

(1)識(shí)別并糾正那些易引起病人前心律失常的因素(如電解質(zhì)異常，心動(dòng)過(guò)緩，心肌缺血等)。

(2)不再應(yīng)用其他可延長(zhǎng)QT間期的藥物(如，大環(huán)內(nèi)酯類抗生素，鎮(zhèn)靜性抗組胺藥，三環(huán)類抗抑郁藥)。

(3)再重新考慮用藥劑量或停用Ⅲ類抗心律失常藥及推遲手術(shù)，尤其是如果叩時(shí)間大于0.60s時(shí)。

(4)對(duì)于應(yīng)用胺碘酮治療的病人應(yīng)用局部麻醉。

(5)在圍手術(shù)期仔細(xì)監(jiān)測(cè)病人血流動(dòng)力學(xué)及呼吸功能。

如發(fā)現(xiàn)QT間期延長(zhǎng)，那么就意味著應(yīng)停用Ⅲ類抗心律失常治療。Ⅲ類抗心律失常藥變?yōu)榍靶穆墒С５臋C(jī)制并不能從它們的抗心律失常作用中區(qū)別開(kāi)。因此，應(yīng)用Ⅲ類抗心律失常藥減少風(fēng)險(xiǎn)的基礎(chǔ)是證實(shí)和消除易患因素，特別重要的是糾正電解質(zhì)異常及停用引起QT間期延長(zhǎng)的藥物(如大環(huán)內(nèi)酯類抗生素，非鎮(zhèn)靜性抗組胺藥及三環(huán)類抗抑郁藥)。同樣地，安慰病人、給予足夠的鎮(zhèn)靜劑避免圍手術(shù)期增加兒茶酚胺的分泌，麻醉期間避免心率的急驟變化。大多數(shù)長(zhǎng)期應(yīng)用包括索他洛爾或胺碘酮等抗心律失常藥物的病人可對(duì)其它抗心律失常藥有抗藥性因此，調(diào)整其用藥劑量或停用抗心律失常藥可以使病人易發(fā)生威脅生命的心律失常，這種情況必須請(qǐng)心臟科專家會(huì)診。

胺碘酮是最有效的抗心律失常藥。不幸的是它的特別長(zhǎng)的半衰期和副作用使其成為很復(fù)雜的Ⅲ類抗心律失常藥。胺碘酮在全麻中應(yīng)用是有爭(zhēng)議的。另外，胺碘酮所致的肺功能紊亂在麻醉期間及復(fù)蘇期可能會(huì)加劇。高度重視并減少這些不利因素，仔細(xì)監(jiān)測(cè)肺及血流動(dòng)力學(xué)指標(biāo)，可幫助麻醉醫(yī)師在麻醉期間避免嚴(yán)重的并發(fā)癥發(fā)生。一些病例報(bào)告建議使用胺碘酮藥物的病人使用局麻，但這會(huì)限制臨床研究的進(jìn)行。同樣，盡管一些實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)表明靜脈麻醉藥物在獲得性LQTS(藥物引發(fā)的)的室性復(fù)極化中有不同的作用，但直到現(xiàn)在，也沒(méi)有得到關(guān)于應(yīng)用Ⅲ類抗心律失常藥的病人接受全麻時(shí)特別的意見(jiàn)。最后，由于大多數(shù)使用Ⅲ類抗心律失常藥物的病人病史中都有嚴(yán)重的心律失常和其他的心臟疾患，因此在手術(shù)前請(qǐng)心臟科專家會(huì)診是必要的。

參 考 文 獻(xiàn)

第3篇：七言律詩(shī)長(zhǎng)征范文

一、統(tǒng)計(jì)描述

到2000年底，滬深兩交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通過(guò)首次公開(kāi)發(fā)行在交易所掛牌上市的，130家是1994年《公司法》出臺(tái)以前的定向募集公司，作為遺留問(wèn)題以推薦的特殊方式在兩家交易所掛牌上市的，此外還有一家是通過(guò)換股上市的。本文首次公開(kāi)發(fā)行對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的，130家歷史遺留問(wèn)題新股和換股上市剔除在外，929次首次公開(kāi)發(fā)行的年度分布如表1所示。

在證券市場(chǎng)早期，市場(chǎng)總規(guī)模有限，新股發(fā)行可能會(huì)帶來(lái)市場(chǎng)指數(shù)的變化，所以本文著重研究1995年后的新股發(fā)行對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響。1995年到2000年共有681次IPO，接近所有IPO的七成半，本文將這681次IPO作為研究樣本。在這681次IPO中，集資規(guī)模最小的為3300萬(wàn)元(0736)，集資規(guī)模最大的為78.46億元(600019)。發(fā)行市盈率最低的為8.25倍(600870)，發(fā)行市盈率最高的為88.69倍(0993)。681次IPO的集資規(guī)模和發(fā)行市盈率的分布情況請(qǐng)參見(jiàn)表2。

在1995年至2000年間共72個(gè)月中，IPO頻率最高的月份是1997年5月，這個(gè)月有40家公司公開(kāi)發(fā)行新股。另外有10個(gè)月份，沒(méi)有一家公司發(fā)行新股。這10個(gè)月中有7個(gè)月是在1995年，另外1個(gè)月是在1998年，2個(gè)月是在2000年。其他大多數(shù)月份IPO次數(shù)少于20次，低于8次的有31個(gè)月，9到20次之間有24個(gè)月。有7個(gè)月的IPO次數(shù)超過(guò)了20次，全都集中在1996年下半年到1997年上半年之間。

如果按照集資規(guī)模劃分，單月IPO集資規(guī)模最大的是2000年11月，這個(gè)月由于有寶鋼和民生銀行招股，雖然IPO家數(shù)只有18家，集資規(guī)模卻達(dá)到201.53億元。月度IPO集資規(guī)模超過(guò)60億元的，共有12個(gè)月；30億元到60億元之間的有21個(gè)月；低于30億元的有29個(gè)月。另外，有10個(gè)月由于沒(méi)有新股上市，集資規(guī)模為0。

二、假設(shè)

假設(shè)一:不同集資規(guī)模的IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響是否不同?大盤(pán)股是否會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)指數(shù)下跌?本文將681次IPO集資規(guī)模排序，排在前68位的為一組，后68位的為一組。前68位的集資規(guī)模都在7億元以上，稱為大盤(pán)組，后68位的集資規(guī)模都小于1億元，稱為小盤(pán)組。通過(guò)比較兩組IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響差異，檢驗(yàn)該假設(shè)。

假設(shè)二:發(fā)行市盈率不同的IPO，對(duì)市場(chǎng)指數(shù)是否存在不同的影響?本文將681次IPO發(fā)行市盈率排序，排在前68位的為一組，后68位的為一組。前68位的發(fā)行市盈率都在28倍以上，稱為高價(jià)組，后68位的發(fā)行市盈率小于14倍，稱為低價(jià)組。通過(guò)比較兩組IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響差異，檢驗(yàn)該假設(shè)。

假設(shè)三:在大盤(pán)處于高位和低位時(shí)，IPO是否會(huì)對(duì)市場(chǎng)指數(shù)帶來(lái)不同的影響?本文將每個(gè)新股刊登招股說(shuō)明書(shū)當(dāng)日的市場(chǎng)綜合指數(shù)，減去1994年年底的市場(chǎng)指數(shù)，再除以1994年年底的市場(chǎng)指數(shù)，得到各個(gè)新股發(fā)行時(shí)市場(chǎng)指數(shù)的相對(duì)水平。然后根據(jù)該數(shù)值的排序，分別從上海市場(chǎng)和深圳市場(chǎng)挑選出排在前34位的共68只新股，作為高位發(fā)行組。同樣挑選出排序在后面的68只新股，作為低位發(fā)行組。通過(guò)比較兩組IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響差異，檢驗(yàn)該假設(shè)。

假設(shè)四:不同發(fā)行頻率的IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的沖擊是否不同?本文用兩種衡量發(fā)行頻率。第一種方法用發(fā)行次數(shù)的頻率，將月度發(fā)行次數(shù)最高的3個(gè)月作為一組，稱為高頻組。該組每月發(fā)行次數(shù)幾乎都在30次以上，共有102次IPO。將月度發(fā)行次數(shù)低于7次的月份的IPO作為一組，稱為低頻組。該組共有20個(gè)月份，78次IPO。第二種方法用月度集資規(guī)模指標(biāo)，將月度集資規(guī)模最高的三個(gè)月作為高頻組，該組每月集資規(guī)模都在116億元以上，共有93次IPO。將月度集資規(guī)模低于24.5億元的作為低頻組，該組共有18個(gè)月，共有95次IPO。通過(guò)比較兩組IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響差異，檢驗(yàn)該假設(shè)。

假設(shè)五:在不同的新股發(fā)行制度下，IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的沖擊是否不同?從1999年起，發(fā)行制度經(jīng)歷了較大的變革。因此本文將1999年作為標(biāo)準(zhǔn)，1999年以前的474次IPO作為舊發(fā)行制度組，1999年后的207次IPO作為新發(fā)行制度組。通過(guò)檢驗(yàn)兩種發(fā)行制度下，IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響是否存在顯著差異。

三、比較方法

本文主要檢驗(yàn)新股發(fā)行對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的短期影響，因?yàn)閱未蜪PO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的長(zhǎng)期影響應(yīng)該是比較微弱的，所以本文考察刊登新股招股說(shuō)明書(shū)后一周內(nèi)5個(gè)交易日的市場(chǎng)指數(shù)變化。本文假設(shè)市場(chǎng)指數(shù)短期內(nèi)的走勢(shì)服從帶有短期趨勢(shì)的隨機(jī)行走模型，即:(t＝1，2，3，4，5)其中，為刊登招股說(shuō)明書(shū)后5天的市場(chǎng)指數(shù)回報(bào)，是一個(gè)白噪音序列，是市場(chǎng)指數(shù)回報(bào)的短期趨勢(shì)，在這里用刊登招股說(shuō)明書(shū)前5個(gè)交易日市場(chǎng)指數(shù)回報(bào)的均值替代。

根據(jù)該假設(shè)，應(yīng)該服從均值為0，方差為的正態(tài)分布。同樣的，也應(yīng)該服從均值為0，方差為的正態(tài)分布。因此，通過(guò)檢驗(yàn)IPO后的的分布，可以判斷IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)短期走勢(shì)的影響。如果IPO對(duì)后市帶來(lái)系統(tǒng)性一致影響，那么IPO后的的分布會(huì)有顯著的變化。同樣的，對(duì)于兩組不同的IPO，那么應(yīng)該服從t分布，其中分別為兩個(gè)子樣本包含的樣本數(shù)量，分別為兩個(gè)子樣本的估算方差，分別為兩個(gè)子樣本累積超額收益的均值。通過(guò)檢驗(yàn)它們之間CAR的差異是否顯著，可以判斷據(jù)以分組的因素是否對(duì)市場(chǎng)指數(shù)帶來(lái)顯著影響。

四、結(jié)果

1、總體樣本中IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的短期影響

681次IPO平均對(duì)市場(chǎng)指數(shù)5天后的累計(jì)影響不斷增加，到第5天達(dá)到-0.39%，因此總體來(lái)看，過(guò)去6年IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)短期走勢(shì)帶來(lái)了微略的負(fù)面影響。但是，各期累積超額收益的t檢驗(yàn)值均不顯著，這種負(fù)面影響沒(méi)有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，幾乎可以忽略不計(jì)。

2、分組檢驗(yàn)結(jié)果

(1)大盤(pán)組與小盤(pán)組的差異

無(wú)論是大盤(pán)組，還是小盤(pán)組，都對(duì)市場(chǎng)指數(shù)帶來(lái)了負(fù)面影響。大盤(pán)組發(fā)行公告后5天對(duì)市場(chǎng)指數(shù)產(chǎn)生的累積影響為-1.13%，而小盤(pán)組的累積影響則達(dá)到-2.18%。盡管兩組對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響存在差異，但是兩組差異在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，t檢驗(yàn)值僅為0.63。

出乎意料的是，小盤(pán)組對(duì)市場(chǎng)的負(fù)面影響甚至超過(guò)了大盤(pán)組，這可能與本文的分組方法有關(guān)。因?yàn)闃颖酒陂g內(nèi)，單個(gè)新股的集資規(guī)模逐年擴(kuò)大，使得小盤(pán)組68次IPO全部集中在1998年以前，而大盤(pán)股68次IPO絕大多數(shù)集中在1998年以后。為了回避這種分組方法的影響，本文采取另一種分組方法，即分別在各年度中選取集資規(guī)模最大和最小的IPO，組成大盤(pán)組和小盤(pán)組，檢驗(yàn)兩組市場(chǎng)影響的差異。

分年度分組的結(jié)果顯示，大盤(pán)組和小盤(pán)組對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響也沒(méi)有表現(xiàn)出顯著差異，大盤(pán)組的5天累積影響為-0.7%，小盤(pán)組的5天累積影響為-1.5%，兩者差異的t檢驗(yàn)值為0.58，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此可以判斷，IPO集資規(guī)模的不同并沒(méi)有導(dǎo)致市場(chǎng)表現(xiàn)的差異。

(2)高價(jià)組與低價(jià)組的差異

高價(jià)組與低價(jià)組對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響有所不同，高價(jià)組的5天累積影響為-0.82%，低價(jià)組的5天累積影響為0.21%，兩者差異的t檢驗(yàn)值為1.05，顯著性水平接近90%。可以判斷，高價(jià)組和低價(jià)組對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的影響存在顯著差異，市場(chǎng)指數(shù)會(huì)對(duì)IPO發(fā)行市盈率做出不同的反應(yīng)。

(3)發(fā)行時(shí)機(jī)的差異

市場(chǎng)處于高位時(shí)發(fā)行的IPO，在公布招股說(shuō)明書(shū)后5天內(nèi)，對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)累積有-1.33%的負(fù)面影響，而在市場(chǎng)處于低位時(shí)發(fā)行的IPO，對(duì)市場(chǎng)的走勢(shì)幾乎沒(méi)有影響。兩者差異的t檢驗(yàn)值為1.40，顯著性水平接近95%，表明不同的發(fā)行時(shí)機(jī)對(duì)市場(chǎng)影響的差異十分顯著。

(4)發(fā)行頻率的差異

按照月度集資規(guī)模劃分，高頻組和低頻組對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的短期影響沒(méi)有顯著差異，兩者差異的t檢驗(yàn)值只有0.86。按照月度IPO家數(shù)來(lái)分組，高頻組與低頻組對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的短期影響也沒(méi)有顯著差異，兩者差異的t檢驗(yàn)值只有0.36。由此可以判斷，發(fā)行頻率對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的短期走勢(shì)沒(méi)有影響。

(5)發(fā)行制度的差異

新發(fā)行制度下，IPO對(duì)市場(chǎng)的累積為-1.08%。而舊發(fā)行制度下，IPO對(duì)市場(chǎng)的影響不到1‰，兩者差異的t檢驗(yàn)值為1.42，顯著性水平接近95%。這表明，在1999年發(fā)行制度進(jìn)行較大的改革后，IPO對(duì)市場(chǎng)的短期走勢(shì)開(kāi)始產(chǎn)生負(fù)面影響。

有關(guān)圖表顯示了市值配售發(fā)行的市場(chǎng)影響，市值配售組5天累積對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的影響為0.23%，非市值配售組對(duì)市場(chǎng)走勢(shì)的5天累積影響達(dá)到-1.33%。兩者差異的t檢驗(yàn)值為1.59，顯著性水平接近95%。這表明市值配售發(fā)行方法對(duì)市場(chǎng)短期走勢(shì)的影響要顯著地小于其他發(fā)行方法。

五、回歸結(jié)果

上述分組檢驗(yàn)的結(jié)果表明，IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的沖擊受發(fā)行市盈率、發(fā)行時(shí)機(jī)和發(fā)行制度的改革因素的影響，發(fā)行節(jié)奏和集資規(guī)模的影響不大。然而，對(duì)發(fā)行市盈率、發(fā)行時(shí)機(jī)和發(fā)行制度改革三組序列相關(guān)分析結(jié)果表明，三組序列存在非常顯著的相關(guān)性。也就是說(shuō)，當(dāng)市場(chǎng)處于高位時(shí)，IPO的發(fā)行市盈率也偏高，反之，發(fā)行市盈率則偏低；發(fā)行制度改革前，發(fā)行市盈率和市場(chǎng)指數(shù)水平都偏低，發(fā)行制度改革后，發(fā)行市盈率和市場(chǎng)指數(shù)水平都偏高。這種相關(guān)關(guān)系會(huì)直接影響前面的分組檢驗(yàn)結(jié)果。

為了控制相關(guān)因素的影響，本文選取1995年至1998年的IPO作為子樣本。在這一時(shí)期內(nèi)，由于采用固定市盈率發(fā)行，絕大多數(shù)新股的發(fā)行市盈率都在15倍左右，所以子樣本中發(fā)行時(shí)機(jī)和發(fā)行市盈率兩組序列沒(méi)有相關(guān)性。本文將每次IPO后5天累積超額收益作為被解釋變量，用發(fā)行市盈率和發(fā)行時(shí)機(jī)兩個(gè)因素對(duì)其回歸。由于子樣本是包括滬深兩市4年的混合數(shù)據(jù)(PanelData)，在這里采用固定組差異模型，回歸方程如附注1所示。其中，和是虛擬變量，當(dāng)IPO在深圳發(fā)行時(shí)取1，取0，反之，則相反。

回歸分析結(jié)果如表3所示。根據(jù)回歸分析結(jié)果可見(jiàn)，發(fā)行時(shí)機(jī)和發(fā)行市盈率兩個(gè)因素，在控制了其中一個(gè)因素的作用時(shí)，另一個(gè)因素的作用仍然十分顯著。這表明發(fā)行市盈率和發(fā)行時(shí)機(jī)都會(huì)決定IPO對(duì)市場(chǎng)沖擊的力度。

將上述子樣本擴(kuò)大至總體樣本，在回歸方程中加入發(fā)行制度改革因素，考察在控制發(fā)行市盈率和發(fā)行時(shí)機(jī)因素后，發(fā)行制度改革是否仍然存在影響?；貧w方程如附注2所示。其中發(fā)行制度改革為虛擬變量，IPO時(shí)間在1999年前，該變量取0，否則取1。

回歸分析結(jié)果如表4所示。根據(jù)回歸分析結(jié)果可見(jiàn)，發(fā)行制度改革因素的作用不顯著，表明發(fā)行制度改革之所以會(huì)影響IPO對(duì)市場(chǎng)指數(shù)的沖擊，并不是因?yàn)楸旧淼脑?，而是因?yàn)榘l(fā)行制度改革后市場(chǎng)指數(shù)和發(fā)行市盈率同時(shí)也大大提高，導(dǎo)致發(fā)行制度改革后IPO對(duì)市場(chǎng)沖擊的力度加大了。

表1:929次首次公開(kāi)發(fā)行的年度分布1

年份

IPO數(shù)量 所占比例（%）

1992年以前 23

2.46

1992年

50

5.35

1993年

134

14.35

1994年

41

4.39

1995年

15

1.82

1996年

170

18.2

1997年

187

20.02

1998年

102

10.92

1999年

92

10.17

2000年

115

12.31

注1：IPO的時(shí)間以刊登招股說(shuō)明書(shū)的時(shí)間為準(zhǔn)。

表2:95年以來(lái)IPO集資規(guī)模和發(fā)行市盈率分布特征

最小值

90% 中值 10% 最大值 均值

水平值1

水平值1

集資規(guī)模（億元） 0.33

0.91 2.63 7.07 78.46 3.77

發(fā)行市盈率（倍） 8.25

13.25 15

29.09 88.69 18.27

注1：90%水平值是指按照從高到低的順序排列，排在第90%的位置上的值。在這里樣本總量為681，即排在第614位的值。10%水平值的含義相同，即排在第68位的值。

表三

變量

系數(shù)

標(biāo)準(zhǔn)差 T檢驗(yàn)值 顯著度

SHENZHEN

.156

.080

1.942

.053

SHANGHAI

.123

.079

1.559

.120

發(fā)行時(shí)市場(chǎng)指數(shù)水平 -1.936E-02 .007

-2.652 .008

LN發(fā)行市盈率

-4.412E-02 .029

-1.507 .132

表四

變量

系數(shù)

標(biāo)準(zhǔn)差 T檢驗(yàn)值 顯著度

SHENZHEN

1.382E-02 .036

.385

.700

SHANGHAI

-1.157E-02 .037

-.314

.754

發(fā)行時(shí)市場(chǎng)指數(shù)水平 -1.604E-02 .006

-2.748 .006

LN發(fā)行市盈率

5.815E-03 .014

.416

.677

發(fā)行制度改革

6.373E-03 .010

.623

.534

結(jié)論