证券市场研究

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证券市场研究范文第1篇

1．分散度指标

设资产组合S总共有n只股票，ri是股票i的收益率，是n只股票的平均收益率。S的收益率的分散度定义为：

(1)该指标通过定量化个股收益率和资产组合收益率的一致程度来刻画羊群行为的关键特征。当整个市场行为完全由羊群行为决定时，价格应该一致移动，分散度为0。如有一只股票的收益率偏离市场收益率，分散化程度增加。用分散度来测度羊群行为具有一个最大的优点，即它需要的数据容易获得且计算方法简单，这是其他羊群行为测度所不具有的。但是它也存在一个缺陷，即它是对投资者羊群行为的一个很保守的测度，低估了羊群行为的程度。只有当大多数投资者对于所有股票都表现出强烈的羊群行为时，大多数股票的收益率才可能表现出趋同性。William(1995)认为在回归系数为正时，理性资产定价模型成立，不存在羊群行为。但是他没有充分考虑分散度测度的保守性。本文认为正的回归系数并不能直接拒绝羊群行为的存在。分散度的绝对值意义不大，有意义的是分散度的相对大小。因此在对检验结果进行分析时，应充分考虑该偏差的存在，并将重点放在相对值的比较上。比较分为两个方面进行，一是将中国市场数据和美国市场数据进行比较，得出我国羊群行为和美国羊群行为的差异；二是将市场收益率极低和极高时的羊群行为进行比较，得出投资者在两者极端情况下的行为模型差异。

2．市场压力下的羊群行为检验

在市场存在压力(价格波动剧烈)时，理性资产定价模型和羊群行为模型的区别最为明显。理性资产定价模型认为由于不同的个股收益率对于市场收益率的敏感程度不同，市场压力将导致分散化程度增加。而羊群行为模型认为在市场压力的情况下，分散化程度减少。本文将使用日收益率来计算分散度指标。

使用下面的回归方程来检验极端收益率下的分散度和一般收益率下分散度是否存在差异：

(2)其中CLt和CHt为表示市场是否为极端波动的哑元变量。系数α表示的是样本中哑元元素所包括区域外的平均分散化指标。由于市场压力并无统一标准，我们使用两个标准(1%和5%)来定义极端的市场变化。1%(5％)的标准将CLt，CHt限制在收益率分布函数的1%和5%的最低和最高的区域。CLt和CHt定义如下：

用rmt表示市场在时间t时的收益率，用rm(pl)和rm(ph)表示市场收益率分布的p分位数。在1%标准时，pl=0.01,ph=0.99；在5%的标准时，pl=0．05，ph=0．95

如rmt≤rm（pl）,CLt=1;否则，CLt=0。

如rmt>rm（ph）,CHt=1;否则，CHt=0。

如果β1<和β2<0，则结论支持羊群行为假设；如β2>β1，表明市场收益率极高时的羊群行为低于市场收益率极低时的羊群行为；如β2<β1，表明市场收益率极低高时的羊群行为低于市场收益率极高低时的羊群行为。

2、数据

中国市场的上市公司个股和大盘的收益率数据来自由香港理工大学中国会计与金融研究中心和深圳市泰安信息技术有限公司联合开发的《中国股票市场研究数据库》(ChinaStockMarket&AccountingResearch，简称CSMAR)，该数据库按照国际标准数据库(CRSP和COMURSTAT)的调整技术计算个股收益率，对于上市公司的红利、配股、拆细等因素都进行了相应的调整，使得回报率数据具有可比性和可信性。采样区间从1992年1月2日到2000年12月31日，包括了沪深两地所有上市公司的日收益率和月收益率数据(采用不考虑现金再投资的收益率)。资产组合的收益率按照平均加权方法计算，分散化指标根据公式(1)计算。为了检验行业中的羊群行为，对于行业资产组合也分别计算了分散化系数，按照CSMAR的分类标准公司将所有上市公司分为6类(金融、公用事业、房地产、综合、工业、商业)。

美国市场的数据来自由S&P公司提供的COMPUSTAT数据库，我们选择构成标准普尔500(Standard&Pool500)指数的500只在美国证券市场交易的股票为样本。为与中国的数据具有可比性，取样时间为1992年1月到2000年12月，与中国证券市场的取样时间一致。行业资产组合按照COMPUS-TAT的经济部门(economicsector)分类标准公司将所有上市公司分为10类(能源，材料，工业，服务业、零售业、医卫、金融、信息技术、远处通讯服务和公用事业)。表1给出了分散度的平均水平、标准差和用来计算这些统计数的平均公司数。

中国市场日收益率的分散度指标平均值为2．43％。从行业分布来看，金融业的分散度最低，只有1．66％；工业的分散度指标最高，平均分散度为2．45％。在美国市场中，整个市场日收益率的分散度平均值为1．71％，从行业上看，信息技术类的分散度指标最大，公用事业类的分散度指标最小。

3、中国市场羊群行为的检验结果

在5％的水平上，所有行业的回归系数β1和β2显著为正，按照行业分组的子样本的回归系数也分别显著为正。即在市场收益率为5％的极端高水平时个股收益率表现出明显的分散；在市场收益率为5％的极端低水平时，个股收益率也表现出明显的分散。

在1％的标准下，所有行业的回归系数β1(0．01)显著为正，且大小约为β2(0．05)的两倍。也就是说，如果市场收益率为1％的极端高水平时，个股收益率表现出更加明显的分散。这表明，在市场极度上涨时，个股趋向于分散的状态，羊群行为减少。这和我国的大牛市中各行业、各板块轮流上涨，轮流领涨的现象吻合。β1(0.01)为负值(在统计上不显著)，按行业分组的子样本的回归系数β1(0．01)有两个为负，四个为正。即市场收益率处于1％的极端低水平时，个股收益率反而表现出一定的集中。这表明在市场大幅度下跌时个股也许开始时趋向于分散，但是随着熊市的进一步深化，个股收益率反而表现出一致下跌的趋向。这个结果支持在中国市场的熊市中存在广泛的羊群行为。

比较β1和β2的相对大小，我们发现在5％的标准下，所有行业的β2约为β1的3倍，按行业分组的样本中β2也均大于β1；在1％的标准下，所有行业的β1为负而β2显著为正，按行业分组的子样本中各行业的β2也都大于β1。因此，中国市场中市场极度走高时的羊群行为低于在市场极端下挫时的羊群行为。

从中可以推断，在市场大幅下挫的时候给投资者带来的抛售压力明显大于在市场上升时的给投资者带来的购买冲动。在市场大幅下挫时，大盘的走低使得大部分投资者当心自己的持有的股票价格也会大幅下挫，于是纷纷抛出股票，这种卖方的羊群行为反过来使得许多股票价格同时下降，这样形成了价格下降和抛售羊群行为之间的正反馈。但是在市场大幅上升时，固然有一些投资者看好市场，大幅增仓，但是也有些投资者也许当心价格已经太高，不愿跟人。因此此时投资者的行为相对分散，跟风行为低于在熊市中的羊群行为。

对于这种行为模式进行更深入的思考，可以发现投资者在市场大幅下挫和在市场大幅上升时的行为差异来源于投资者对于损失和收益的不同态度。Kahnemen，Tversky(1979)提出了著名的期望理论(prospecttheory)，其中一个最重要的发现是投资者对待损失和收益的态度存在明显的差异，一定数量的损失带来的负效应大于同样数量的收益带来的正效应。即，投资者在损失区域的风险厌恶程度大于在收益区域中的风险厌恶程度。可以用期望理论的观点来解释本文的结果：在市场大幅下挫中，投资者的损失厌恶程度大大增加，因此导致了上述的群体性抛售行为，在市场大幅上升时，投资者的收益偏好程度却没有对应地增加，因此导致了上述的相对分散的投资行为(有购入也有抛售)。

4、对美国市场羊群行为的检验结果

下面以构成美国标准普尔500指数的500只股票为研究对象，研究美国股票市场羊群行为的特征，以比较中国市场和西方市场的羊群行为的特征上的区别。表3给出了对美国标准普尔500股票分散度的日收益率回归结果。

在极端10％和5％的水平上，全部行业以及分行业的子样本的回归系数β1和β2都显著为正(在置信度为1％的水平上)。即在大牛市和大熊市中的羊群行为程度都比较低。这个结果和中国市场的不一样。比较表4和表3可发现，中国的t统计值大部分都小于美国证券市场的t统计值，而且使用中国的数据的检验发现β1为负值(虽然在统计上不显著)。因此可认为以美国为参照对象，我国个股收益率对于市场收益率的羊群行为程度高。这个结论定是地说明了相对于西方投资者比较成熟的投资理念，我国投资者的理性意识还不健全，跟风等各种非理现象比较突出。该结论和对中国证券投资基金的羊群行为研究结果(宋军，吴冲锋，2001)一致。

在两种标准下β1<β2都成立，和我国市场的结果一致。这表明风险厌恶特征是所有投资者的共同心理特征，导致了无论在中国市场还是在美国市场都存在这种现象。

另外，我们对于中国市场和美国市场的月收益率数据也进行了计算和检验，结果和各自的日收益率的结果大致相同。

5、结论

证券市场研究范文第2篇

理想的合格股东应达到以下标准：

1)目标标准。以所投资企业价值的最大化为追求目标，通过促进和追求企业价值最大化来实现投资价值的最大化，不单纯地追求个体利益的最大化，也不为使自身利益最大化而损害其他相关者的利益。

2)行为标准。在不同的状态下应采取不同的行动。当企业不仅能够按期支付信息，而且能支付股东红利时，合格股东应当是沉默且关注的，只提出一些改进意见与经营者商讨，不直接干预经营者；当企业经营陷于低潮，不能支付股东红利时，合格股东就要拯救企业脱离困境，或者对企业战略等进行重大调整，或者撤换经营者。总体上讲，合格股东应当是积极的，具备价值创造的能力和实现手段，而不仅仅停留在价值评估的水平上。

3)道德标准。诚信是防范机会主义行为的最后一道防线。合格股东不仅要给予经营者以充分地信任，更要以企业价值最大化为标准来评价经营者的行为和约束自己的行为。不侵害经营者、债权人、职工和小股东的利益，引导和鼓励一切有利于增加企业价值的行为。

培育合格股东的三个基本原则

1、制度互补的原则

股东实践较为成功国家的普遍经验就是相关制度之间互补支持，形成一个完整的制度系统。美国以分散的股权结构作为基本的股权模式。股权分散结构下面临的主要问题是所有者和经营者之间的利益冲突。为控制此利益冲突，美国一方面保护投资者的立法完善而严密，给投资者以信心；另一方面经理市尝控制权市场发达，经营者激励制度健全，在给予经营者以强大竞争压力的同时，也给予强大的激励。为防止日益壮大的机构投资者破坏已经形成的制度均衡，美国规定机构投资者的持股比例不得超过一家公司总股本的5%；在德国形成的是以银行为主的大股东主导的股权模式，该模式下的主要矛盾是大股东和小股东之间的利益冲突，但是在德国并没有突出地表现出大股东机会主义。究其原因，关键在于以银行为大股东的制度安排将大股东的利益与企业的长远利益有机地结合在一起了。银行不仅具有股东身份，更具有贷款人的身份。银行如果以大股东身份侵害小股东的利益，也将因为企业价值和信用评级的降低而同时侵害其自身的利益。

中国企业改革的方向选择了建立以股份制为核心的现代企业制度，公司立法更多地以日本为借鉴以大陆法系为基本原则。国有企业通过改制建立了以国有大股东为主要发起人、以社会公众为中小股东的股权结构。但中国资本市场的建设更多地借鉴了美国的经验，《证券法》的基本原则和框架主要参考了美国的证券立法。但美国的资本市场是与其分散的股权结构相一致的，立法更多地强调对公司经营层机会主义行为的防范，没有特别突出对大股东机会主义行为的关注。制度冲突产生的直接后果就是大股东机会主义行为的弥漫。不论是谁担当大股东都会发现通过所谓的资本运作、关联交易就可以将企业的利益转化为自己的收益。特别是由国有企业改制中产生的控股股东，实际上依然控制着改制后的企业，并且改制过程本身就是控股股东的资产分割过程，失去优质资产的控股股东有动机将失去的利益收回来。大股东机会主义行为已经成为中国资本市场健康发展的重大障碍。因此在中国培育合格股东，要遵守制度互补的原则，要看清隐藏在主要制度背后发挥作用的辅助制度和观念，否则在制度移植过程将顾此失彼，引发制度扭曲。

2、路径依赖原则

路径依赖是制度变迁的基本原则和基本约束（诺思，1999）。中国建设现代企业制度是一个大规模的制度移植和建设过程，路径依赖约束要求新制度的建设一定要从既有的制度传统和文化传统出发。大量的国有资产和相关制度及观念是中国改革必须面对的现实，已经形成的法律和市场传统也是必须承认的现实。新发展不能建立在对既有制度和传统的激烈破坏上。在培育合格股东这个问题上，我们要承认已有的制度框架，在这个基础上再来考虑如何消除制度冲突。

3、市场化原则

尽管在理论上可以总结最优股东应当具有的特征，但具体谁是合格的股东，却不是理论所能预测的，甚至也不是有意培育的结果。股东应当是市场选择的结果，股东是否合格最终也需要市场来检验。但中国的市场化进程还需要进一步的推动，整个市场环境还需要进一步完善。理性的经济主体总是利用一切可以利用的空间来获取收益。当经济主体的行为与预期的行为模式发生偏差时，所需要的不是批评经济主体缺乏诚信，而是检讨制度建设中的漏洞和冲突，在进行大规模制度移植时更应如此。因此要从完善市场和弥补制度缺陷入手，形成系统性的市场环境。当市场完善到竞争较为充分、产生内在的制衡力量时，合格股东就会出现，股东就会自觉地以企业价值最大化为实现投资收益最大化的最佳途径，机会主义行为就会消失。从这个意义上讲，合格股东的培育过程同时也是中国市场化不断推进的进程。

合格股东的培育方向

中国已经确定将资本市场发展成为推动储蓄转化为投资的重要渠道，并以美国模式为资本市场的发展模式，但由于中国客观上存在庞大的国有资产、国有银行改革的落后和既有的公司法实践等因素。因此我们认为将中国合格股东的培育和发展模式定位于介于美国和德国之间的模式更为实际和合理。庞大的国有资产使国有企业改制后基本上生成了大股东主导的股权结构，因此使中国的股权分散度不可能也没有必要达到美国那种程度。而国有银行的虚弱和法律的限制使银行又不能向德国那样作为企业股东出现。因此我们只能在股权较为集中的前提下发展有关制度，以内生出克服大股东机会主义和经营层机会主义的机制。这是我们面临的挑战也是我们有望创新之处。

培育合格股东：应做些什么

1、价值创造能力的培养

具备价值创造

能力是对合格股东的基本要求。股东能够通过评价和采取适当方式调整企业发展战略或经营层，为企业的长远发展提供动力和支持。对于目前中国的机构投资者来说，重要的不仅是扩大其规模，也要提高其对企业经营的参与程度，鼓励和允许机构投资者就公司治理、发展方向和经营层调整提出意见。而对于已经具有强大影响力的国有股东来说，则是隔离或取消不同的影响渠道，使国有产权代表者仅具有股东的地位和影响，不允许有超越股东以外的影响。这就需要进一步改革国有产权代表体系，使国有产权代表者专注于促进企业价值最大化。对于经营者持大股的中小企业来讲，则是支持职工共同行使股权，有方向地培育职工集体的价值创造能力。

2、大股东机会主义的防范和根除

2001年中国证监会推出的独立董事制度在很大程度上就是为了遏止大股东的机会主义，但仅靠这一个措施还难以制衡。本文建议从以下三个方面防范大股东的机会主义行为：

1)进一步改革国有产权代表体系，降低股权集中度

尽快建立“国有资产管理部门——国有资产管理公司——国有资产持有企业”的三层代表体系，扩大和充实国有资产管理部门的权力，市场化、基金化运作国有资产管理公司，并可根据地方国有资产的存量和行业分布，分别成立多家国有资产管理公司，共同持有改制企业的国有股权。

这样不仅可以降低股权集中度，还可以相应带来一些重要变化：一是在设立时就提高改制企业的独立性。国有资产管理公司持有国有股权可以在制度上分离政府的所有者职能和经济管理者职能，降低改制企业同政府和母体企业的产权关系。并且它们为使自己有良好的绩效表现，有动力要求改制企业具有商业独立性；二是减少政府非利润目标的干扰和提高股东决策的连续性。政府职能的制度性分解，能有效地阻止政府的角色混淆行为，减少政府对改制企业的干预。更关键的是市场化运作的国有资产管理公司将削弱政府不当干预的影响。作为稳定的持股者，国有资产管理公司有助于保持股东决策的连续性，这对于改制企业的稳定发展是至关重要的。

2)进一步完善公司治理，提高董事会的独立性

中国已经认识到公司治理对于提高企业绩效的重要性，推出《上市公司公司治理准则》和《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》等一系列规则用以提高公司治理水平。但仍需进一步明确董事会的功能定位和提高其独立性。我们认为董事会应当首先作为价值评估者，主要职责是评价经营层的经营绩效，其次才是基于价值评估基础上的价值创造者，对企业的未来发展进行前瞻性的规划。这样董事会才能真正成为股东的代表，而不是经营层的同盟，提高其针对于经营层的独立性。引入适当比例的独立董事、制定更科学的决策和监督程序以及推进董事职业化将有助于提高董事会针对于股东的独立性，尤其是明确关联交易的决策程序特别关键。

明确董事的责任和应当享有的保护是促使董事尽职履则的重要措施，进而将从根本上提高董事会抵制股东和经营层机会主义的能力和动力。尽职责任要求董事以善良管理人的态度，谨慎、熟练、勤勉地履行职责。踏实责任要求董事将追求企业利益放在第一位置，真诚地履行职责，不侵犯企业利益。尽职责任和忠实责任是董事的基本责任，这在许多国家通过判例和立法得到了确认。以经营判断准则为核心的董事保护制度，则将董事的执业风险限制在了一个较低的水平上，董事只要没有利用董事地位获取非法收益、没有违反忠实义务，就基本上不承担责任或个人财产就不会受到威胁。董事责任保险则在引进保险公司作为公司治理水平评价者的同时，使董事因违反责任要求而被追究责任成为可能。

3)完善投资者保护的法律制度，降低股权集中度

证券市场研究范文第3篇

关键词：平均方差；平均相关系数；股票组合风险；市场超额收益率；罗尔批评

文章编号：2095-5960（2014）03-0032-07；中图分类号：F830；文献标识码：A

一、引言

资产定价问题是近几十年来金融理论中发展最快的一个领域，关于资产风险与收益关系的研究至今仍弥久不衰。Markovitz在1952年最早提出均值―方差理论，将资产投资的收益问题转变为一个给定目标函数和约束条件的线性问题。在此基础上，Sharpe（1964）[1]、Linter（1965）[2]和Black et al（1972）[3]进一步提出了资产定价模型（CAPM）。资产定价模型是现代金融学理论的基石之一，其核心思想是当处于均衡状态时，假如所有投资者都只持有无风险资产和市场组合， 则资产组合的预期收益等于无风险资产的收益与市场组合收益之和，即资产组合的预期收益与市场风险成正向线性关系。但学术界对于资产定价模型的估计结果和有关结论一直颇富争议。Fama & Macbeth（1973）[4]通过实证分析，证明1926―1968年美国证券市场股票的平均收益率与风险存在显著的正相关关系，并试图以当期估计的风险变量预测资产组合的未来收益率。French et al（1987）[5]在广义自回归条件异方差模型（GARCH）的框架下检验股票资产组合的月度数据，结果得到了正向的均值―方差关系，但未通过显著性检验。国内外许多学者通过对证券市场进行实证研究，提供大量证据支持资产收益与风险的正向关系（Ghysels et al.，2005；Hung & Glascock，2010；陈浪南和屈文州，2000；靳云汇和刘霖，2001；黄波等，2008；丁志国，2012；龚映清等，2013；陈梦根，2013）[6]-[13]。Fama & French（1992）[14] 采用与 Fama & Macbeth（1973）[4]相同的实证方法再次研究美国证券市场，而前者的研究却发现资产组合收益与风险不存在显著相关关系。另外，Campbell（1987）[15]、Bali et al（2005）[16]、Guo & Savickas（2006）[17]、丛剑波（2009）[18]等研究指出资产组合的风险与收益呈显著负相关。

学术界普遍认同市场总体风险是不可观测的，因此实证检验中往往利用资产组合风险来市场总体风险。Roll（1977）[19]对实证检验CAPM模型有效性的结果提出了质疑，他认为因为无法证明某个特定的资本组合即是有效市场组合，所以无法找到真正衡量系统风险的系数（Beta系数）。这就是著名的“罗尔批评”（Roll’s critique）。如果“罗尔批评”能够解释CAPM模型失效的原因，那么股票资产组合的风险变化不会引起市场总风险的变化，这是由于任何单个股票资产都会落在证券市场线上，而这是恒等变形，所以市场超额收益也不会受到影响。另外，如果回归检验是基于某种无效率的资产组合，则资产组合的收益与市场总风险可能出现负相关或不相关的情况。自此以后，各种新的检验方法和手段在资产定价研究领域的应用自然也受到学术界的广泛关注。Pollet & Wilson（2010）[20]的研究为解释市场总体风险和市场超额收益率提供了一个新的视角，该研究以美国主要股票市场中正常交易的500只大盘股票为例构建股票资产组合，运用股票资产组合的平均方差（average variance）和平均相关系数（average correlation）为变量来解释美国市场总风险，其结论为利用平均关系数作为美国市场总体风险的变量提供了一定的理论基础；另外，虽然实证分析发现股票组合平均方差也与市场总风险显著正相关，但是股票组合平均方差与市场超额收益率为负相关，而且对市场超额收益率的解释力有限。

在中国A股股票市场上，大盘股票组合的平均方差和平均相关系数能否用于解释市场总风险，二者与股票市场超额收益率的关系是正或负，以及在中国市场能否利用股票组合的风险变量来对股票市场的预期超额收益作有效的预测能力？至今尚未见从实证角度给予清晰地解答。本研究拟对资产定价领域的研究文献作有益的补充和贡献。针对之前研究的不足，本文以中国上海证券交易所和深圳证券交易所正常交易的300只大盘股票为成分股票构建沪深300股票组合，研究该股票组合的平均相关系数和平均方差对市场总风险和市场超额收益率的解释和预测能力。

二、理论模型及数据样本

（一）理论模型

（二）数据样本

本文选取1995年1月至2012年12月在上海证券交易所和深圳证券交易所A股上市的300只大盘股票作为样本构建沪深300股票组合，样本的选择标准为规模大的股票。市场收益率选用以沪深市场全部A股股票按流通市值计算的综合指数，因为该指数能够比较准确地反映整体市场行情的变化和股票市场整体的发展趋势，而且该指数是一种价值加权指数，比较符合CAPM所描述的市场组合构造的要求。本文选用三个月的定期储蓄存款利率无风险收益率。成分股票的日（或月）收益率均为股票的开盘价和收盘价的自然对数的差值。数据来源于国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库。

当基于股票市值打下选定沪深300股票组合的300只成分股票，则可按下式（13）估算出成分股票j在t月的方差2j，t。

三、实证分析

（一） 变量统计描述

本文构建的沪深300股票组合的描述性统计如表1所示，样本时间序列位于1995年1月到2012年12月之间，共计216个观察值。沪深300股票组合的平均相关系数ij，t与平均方差2t的均值分别为0.36 和0.07%。沪深300股票组合的平均系数和平均方差与市场超额收益率的相关系数分别为-0.20和0.13。利用ADF检验和KPSS检验两种单位根检验方法对时间序列进行检验，分析结果表明受测时间序列均为平稳时间序列，不存在单位根问题，因而不容易出现“伪回归”现象。

（二）回归估计方程的分析

表2给出了分析沪深300股票组合的平均方差和平均相关系数解释和预测市场总风险的稳健最小二乘回归检验（robust OLS）结果。虽然回归方程的拟合优度R2值不高，但是F检验结果显著，说明稳健最小二乘回归检验结果是可信的。表2第1列和第2列回归结果发现沪深300股票组合的平均相关系数与平均方差均与市场总风险成显著的正相关关系，在1%显著水平下高度显著。从拟合优度R2值来看，平均相关系数单个因素的解释度为12.4%，而平均方差的单个因素的解释度为38.3%，较平均相关系数的解释度更高。同时，还可以看出，平均相关系数与平均方差的交叉项也与市场风险成正相关关系，且显著。上述实证分析结果说明沪深300股票组合的平均方差和平均相关系数可以解释市场总风险的大小。从表2第6列回归检验结果发现，虽然股票组合当期的平均相关系数与预期市场总风险为正向关系，但结果并不显著。从表2第7列回归检验结果发现，当期股票组合的平均方差与预期市场总风险成显著的正相关关系。从回归结果来看，当期时刻沪深300股票组合的平均方差每增加10.0个百分点，那么预期市场总风险将增加2.6个百分点。上述实证结果说明，沪深300股票组合当期的平均方差对预期市场总风险的大小具有显著的预测能力，也就是说沪深300股票组合中的当期平均方差值越高，则预期市场的总风险越高的。

四、结论

本文以中国上交所和深交所A股市场上交易的300只大盘股票构建的沪深300股票组合为例，重点分析了股票组合的平均相关系数和平均方差对市场总风险和市场超额收益率的解释和预测能力。得到如下结论：

一是研究发现，可以通过计量沪深300股票组合的平均相关系数和平均方差来反映中国A股市场总风险的大小。沪深300股票组合的平均方差能够预示着市场总风险的信息，股票组合的当期平均方差的大小与预期市场总风险成正比。另外，虽然平均相关系数与预期市场总风险也成正相关关系，但结果不显著。

二是沪深300股票组合的平均方差对市场超额收益率同样具有较强的解释力，实证结果还说明未来超额收益率可以被资产组合的平均方差所预测。因此，实证分析为利用沪深300股票组合的平均方差作为中国A股市场总风险的变量提供了一定的理论基础。

三是与Pollet & Wilson（2010）[20]考察美国证券市场的结果不同，结果发现对市场总风险和超额收益率而言，股票组合的平均方差表现出比平均相关系数更显著的解释力和预测力。

四是实证研究结论与“罗尔批评”的观点相悖，支持了资产定价模型在中国A股市场是有效的这一学术观点。

参考文献：

[1]Sharpe W. Capital Asset Prices： A Theory of Market Equilibrium under Conditions of Risk[J]. The Journal of Finance， 1964， 19（3）： 425-442.

[2]Lintner J. The valuation of risky assets and the selection of risky investments in stock portfolios and capital budgets[J]. Review of Economics and Statistics， 1965， 1： 13-37.

[3]Black F， Jensen M， Scholes M. The capital asset pricing model： Some empirical tests. In Studies in the theory of capital markets[M]， Ed Michael Jensen， New York： Praeger. 1972， 79-121.

[4]Fama E， MacBeth J. Risk， return and equilibrium： Empirical tests[J]. Journal of Political Economy， 1973， 3： 607-636.

[5]French K， Schwert W， Stambaugh R. Expected stock returns and volatility[J]. Journal of Financial Economics， 1987，19（1）： 3-29.

[6]Ghysels E， Santa-Clara P， Valkanov R. There is a risk-return tradeoff after all[J]. Journal of Financial Economics， 2005，76（3）： 509-548.

[7]Hung K， Glascock J. Volatilities and momentum returns in real estate investment trusts[J].The Journal of Real Estate Finance and Economics， 2010，41（2）： 126-149.

[8]陈浪南， 屈文洲. 资本资产定价模型的实证研究[J].经济研究， 2000（4）： 26-34.

[9]靳云汇，刘霖. 中国股票市场的CAPM实证研究[J]. 金融研究， 2001（7）：106-115.

[10]黄波，李湛，顾孟迪. 基于风险偏好资产定价模型的公司特质风险研究[J]. 管理世界，2008（11）：119-127.

[11]丁志国，苏治，赵晶.资产系统性风险跨期时变的内生性：由理论证明到实证检验[J]. 中国社会科学， 2012（4）：83-102.

[12] 龚映清，陶鹂春. 国内券商研究发展困局与重构探索[J].证券市场导报，2013（5）：4-9.

[13] 陈梦根. 算法交易的兴起及最新研究进展[J].证券市场导报，2013（9）：11-16.

[14]Fama E， French K. The cross-section of expected stock returns[J]. The Journal of Finance， 1992，47（2）： 427-465.

[15]Campbell J. Stock returns and the term structure[J]. Journal of Financial Economics， 1987，18（2）： 373-399.

[16]Bali T， Nusret C， Yan X S， Zhang Z. Does idiosyncratic risk really matter？[J]. The Journal of Finance， 2005， 60（2）： 905-929.

[17]Guo H， Savickas R. Idiosyncratic volatility， stock market volatility， and expected stock returns[J]. Journal of Business and Economic Statistics， 2006， 21（1）：43-56.

[18]丛剑波， 祝滨滨. 我国股市的特质波动风险分析[J].经济纵横， 2009（5）：85-87.

[19]Roll Richard. A critique of the asset pricing theory's tests part I： On past and potential testability of the theory[J]. Journal of Financial Economics， 1977，4（2）： 129-176.

[20] Pollet， J M.， Wilson M. Average correlation and stock market returns[J]. Journal of Financial Economics， 2010， 96（3）： 364-380.

[21]Campbell J， Viceira L M. Strategic Asset Allocation[M]. Oxford University Press， 2002： 31-47.

证券市场研究范文第4篇

一、我国证券市场发展现状

（一）我国证券市场管理模式和方法发展现状

我国证券市场的发展与我国市场经济的发展密切相关，在我国市场经济发展迅速的背景下，我国证券市场经过20年的发展已逐渐发展成为一个管理完善的全新市场组成之一。具体来看，国家各种证券方面的法律法规不断完善，先后制定了《证券法》、《证券公司管理条例》、《上市公司管理条例》等多项制度，同时与股票发行和上市公司收购等相关配套的法律制度也在不断研究中。在我国不断完善的证券交易法规制度的规范下，我国证券交易市场发展迅速而规范，并逐渐成为企业获取发展资金的主要渠道，成为投资者获取投资收益的主要手段。另外，随着我国市场经济的逐步完善，证券市场规模的不断扩大，国家为保证证券市场的稳定性，在组成成立证监会等证券管理部门的同时，陆续推出了一系列证券市场管理办法，并在证券市场日益变化的基础上，不断补充和落实着全新管理办法，使我国现阶段证券市场的发展呈现出一种全新的面貌。

（二）我国证券市场发展规模现状

在我国市场经济快速发展的现状之下，市场中，由于资金来源渠道不断丰富，资本市场的发展状况稳定，这就使得企业能够通过对资本市场进行融资的方式来实现自身的更好发展。中国成为世贸组织成员国后，金融领域进一步开放，许多外资金融机构开始进人到我国证券市场当中.这固然使我国的证券市场开始面临更多的竞争压力，但同时由于外资证券市场的运作模式和管理机制都比较先进，因此有许多值得我们借鉴的地方，从长远来看这对于我国证券市场的成熟是非常有益的。同时外国银行的不断增多，也使得我国成为世界国际金融中心的条件不断成熟，这对于证券业的进一步发展提供了保障。

在上述背景及大环境下，我国现阶段证券市场已逐步发展成为了一个上市公司数量多、资金流量大且参与投资人数庞大的具有中国特色的社会主义市场经济中的重要经济组成，成为我国市场经济中企业获取投资、投资者获取经济效益的主要渠道。

二、证券市场风险补偿机制的基本构成

建立完善的证券市场风险补偿机制是证券市场实现风险控制、降低市场风险的方法之一。就目前我国证券市场风险补偿机制构建来看，为保障有效控制市场风险，我国市场风险补偿机制采用的是一种基于市场经济发展特点及我国证券市场发展特点建立的风险补偿机制，该机制从证券收益补偿最低收益角度出发，建立必要的补偿机制标准，将补偿资金及补偿主体纳入其中，结合法律法规政策，搭建必要的风险补充机制基本构成。

从证券收益补偿最低收益补偿“保障线”角度来看，我国证券市场收益补偿机制中最低收益补偿保障主要以以下两种方式存在，一种是相对值形式，该形式将证券市场中的投资平均收益作为基本指标，并以此确定最低收益补偿的保障；另一种形式是相对值形式，该方式以证券市场投资收益率达到一定数额后进行补偿。两种方式是针对证券市场中收益不稳定状况而制定的，但是由于证券市场易受经济发展状况影响，因此我国证券市场的风险补偿最低保障线以相对值为主。

从证券市场风险补偿标准角度来看，由于证券市场是一个风险性较高的投资市场，其风险来源常存在有不确定性，这种不确定性也直接影响了证券市场收益。就目前来看，我国证券市场风险补偿标准，主要以证券市场中通货膨胀率对证券收益的影响作为控制证券市场风险，进行证券市场补偿的标准之一。另一种方式是在证券风险控制过程中采用平均收益率作为补偿标准，这一标准主要来源于市场中证券产品在市场运作过程中证券产品的平均收益率。

从证券市场补偿金及补偿主体角度来看，证券市场中实现证券市场风险补偿的重要组成中补偿金来源及补偿主体定位是保障证券市场风险补偿的主要构成。证券市场补偿主体的定位主要以证券市场中进行证券交易的相关交易人，而补偿金的来源，主要以各上市企业在证券上市过程中预留的准备金，这也是国际证券市场进项风险补偿的主要方式之一，在现阶段证券市场发展过程中，商业担保的引入在一定程度上对准备金作为补偿金的缺陷进行了补充，也在一定程度上，实现了补偿金来源的多元化。

从证券市场风险补偿法律法规政策角度，及在现阶段证券市场风险补偿过程角度来看，由于我国证券市场的发展速度较快，证券市场交易规模也逐步变大，所以建立完善的风险补偿法律法规政策在保障证券市场风险补偿合理性的同时，也能在一定程度上保障了证券市场能够规范化发展，对证券市场而言风险补偿机制的建立，是实现证券交易健康长远发展的必要措施之一。

三、我国证券市场风险补偿中的问题及对策

（一）配套法规与证券市场发展状况的不契合，在一定程度上加大了证券市场风险补偿难度

自我国加入WTO以后，我国证券市场正以一种全新的面貌迅速发展，我国证券市场规模不断扩大，上市公司数量激增，证券市场交易额不断增加，但是，在国际经济环境及经济危机的影响下，我国证券市场也极易受外部环境的影响而风险集中。在这样的背景之下，国家相关证券交易管理部门为加强市场监管，不断的推行相关的政策法规以维护证券市场管理，但是由于证券市场的发展较快，证券企业在证券市场中的影响不断增大，使得我国证券市场管理相关配套法规与日益发展的证券市场间的矛盾也在日益凸显，这在一定程度上影响证券市场风险补偿难度，针对这一情况，与时俱进的建立完善的法律法规具有十分必要的作用，我国证券管理部门要从我国证券市场发展角度入手，前瞻性的预测证券市场发展方向，并依此构建证券配套法规，以实现风险补偿方式的作用最大化。

证券市场研究范文第5篇

关键词：实物期权；价值；资源能力

引言

实物期权理论通常建立在两个特殊假设之上，即投资机会是独占性的和产品市场是完全竞争的。但现实中，上述假设在绝大多数情况下都是不成立的。实际上，竞争是无处不在的，忽视竞争力量对于实物期权价值的影响会造成重大的决策失误。同时，学术界还通常假设标的资产价值或价格的波动是对称的，但在现实中，这两种变化通常也不是对称的。竞争会导致标的资产价值的降低以及上升幅度和潜力的下降，但却有可能加大标的资产价值下降的幅度。因此在竞争力量出现时，期权价值的决定因素的数值会发生变化。

一、竞争影响分析

这里采用二项式模型，它是在假设每一期将出现两种可能的情况下建立起来的现金流量或某种价格波动的模型。用f表示实物期权的价格，下标u、d分别表示标的资产价格上升或下降为原来的倍数，u、d的数目表示经过的上升和下降的次数，n表示经过的次数，fu、fd分别表示相对应于标的资产价格上升和下降时的期权价值。则一期的期权价格f计算公式为如下所示：

其中。

对于同一投资项目，用s1表示垄断条件下的投资价值，s2为竞争条件下投资价值，根据经济学原理，有s1>s2成立。因为竞争力量的出现会限制标的资产价格的上升潜力，当价格上升时，企业会扩大生产、有新的生产商进入等，从而抑制价格的上扬；在垄断的情况下，生产厂家可以对产品价格加以影响，使之不至于有较大的下降，而在竞争的条件下，由于可能出现价格战，会导致价格下降到很低的水平，即有u1>u2，d1>d2。为了衡量竞争力量对实物期权的影响，可以用下面两个系数来加以判断。

令：

这两个系数分别表示的是竞争对于现有标的资产价格和价格上升潜力的影响程度，可分别称做市场价值下降系数和波动性下降系数。这两个数值越大，表示竞争程度越激烈。由于实物期权的价值很大程度上取决于上述参数，因此，期权的价值很有可能会发生很大的变化。

首先，根据前面的分析，实物期权的价值与标的资产的市场价格呈正相关的关系，由于竞争会导致s的下降，就必然会导致实物期权价值的降低。

其次，竞争会提高对企业资源能力强度的要求，本文所说的资源能力强度是指企业资源能力相对于投资机会的适应性，它表示当企业将资源能力投入某一项目的运营时，在项目生命周期中单位资源能力的生产能力，或单位投入所获得的收益水平。以Rij表示企业i相对于投资机会j的资源能力强度，xij表示企业所需投入的资源能力的数量，x0表示企业相对于投资机会所需投入的资源能力的数量恰好为形成平值期权时的数量，即x0=s0，s0为该项目的公允市场价值，同时假定投资项目不可分。则Rij用如下关系式表示：

当企业资源能力相对于投资机会的强度比较高，说明企业资源能力非常适应于该投资机会，只需要较少的投入，就可以进行项目的投资和运营；反之，企业需要较大的投入，两者呈负相关关系。

对企业资源能力强度要求的提高会降低实物期权的价值。通过公式推导可以发现，企业获得实物期权最低资源能力强度为，由于s、u的下降，有>，实际上提高了对企业资源能力的“质”的要求。

最后，竞争、替代品以及潜在进入者等会引起标的资产价格向下的跳跃，并决定着d值的大小；而需求力量的增强会产生两种相反的效应，需求的扩大会引起价格向上的跳跃，但砍价能力的提高又很可能引起投资项目价格向下的跳跃。

二、案例分析

下面，我们假定某一投资项目，s=1万美元，x=1万美元，d=u=20%，无风险利率为10%，到期期限为一年，利用前面的公式，可计算出获得该项目实物期权资源能力强度系数应为0.83。

我们假定其他变量不发生变化，察看u、d、s三个数值变化对实物期权价值的影响。下表描述了不同的u与s值下投资机会对企业资源能力强度的最低要求，可见，随着竞争激烈程度的增强，即s与u值的降低，对企业的资源能力的质的要求越来越高，而与此相对应的是，企业实物期权价值则越来越低，这一结果和本文前面的分析是一致的。

因此，实物期权的价值是和向上波动幅度呈正相关的关系，并且资源能力强度低的时候，这种正面的影响更大。并且可以看出，随着u2数值的增大，它对提高企业的实物期权价值的驱动作用是逐步减弱的。此外，对式（6）变形并求关于d2的偏导数。

这说明实物期权的价值是和向下波动幅度d呈负相关的关系，并且资源能力强度高的时候，这种负面的价值驱动作用影响更大，竞争造成的实物期权价值损失也越大。所以，不是所有的外部波动都会增加企业实物期权的价值。不同性质的价值波动对于实物期权的价值的影响性质和幅度是不同的。

三、结束语

上面的研究说明，在面临竞争时，竞争的力量会导致实物期权价值的降低，如何通过差异化的资源能力避免竞争力量造成的价值降低对于企业来说是至关重要的。即企业资源能力差异化程度的高低是至关重要的。

作者单位：东北财经大学金融学院

参考文献：

[1]Nalin K.Enrico C.P.Strategy Growth Options[J].Management Science.August,1998,44(8):1021-1031.

[2]Kent D.Miller,Timothy B.Folta.Reserch Notes and Commentaries Option Value and Entry Timing[J].Strategic Management Journal.2002,23:655-665.

[3]Nalin K.Enrico C.P.Strategy Growth Options[J].Management Science.August,1998,44(8):1021-1031.

[4]Bruce Kogut.Nalin Kulatilaka.Capabilities as Real Options