七言律诗长征精选(九篇)

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第1篇：七言律诗长征范文

关键词：产融型企业集团；利率市场风险；Flannery部分调整模型

一、引 言

产融型企业集团在运营过程中虽然存在一定的优势，但它也是一把双刃剑，如果不能有效规避其市场风险，产融型企业集团非但不能取得一定的经济效应，反而会陷入危机境地。有研究指出“对商业银行好的风险管理方式同样适应于产融型企业集团，对产融型企业集团的风险首先应着眼于其基础风险”[1]。同时，由于产融型企业集团的特殊经营模式，在金融危机频频爆发的背景下，市场风险极易通过其参股金融公司传导至控股集团[2]。因此，在此背景下，探讨参股金融公司的风险如何影响产融型企业集团风险，对金融市场稳定运行以及产融型企业集团有效地规避市场风险均具有重要的现实意义。

当前，产融型企业集团市场风险的研究主要集中在四个方面：权益市场、利率市场、外汇市场和信贷市场。Obi和Emenogu考察了美国商业银行进入非银行领域前后的风险和收益状况，结果表明扩张后总体风险有所下降，而来自证券市场的市场风险有所上升，经过风险调整的收益状况有轻微改善[3]；Joseph和Swary将金融业的传染性效应分为直接效应和间接效应，发现通过资本市场联系的传染比较明显[4]；Myron等发现通过权益市场的信息，银行控股集团能够评估风险状况[5]，Timothy同样证明了Myron等的观点[6]；Pais和Stork对澳大利亚银行业的市场风险研究发现银行业受权益市场的影响越来越大，且银行资产价值的波动与股票市场的预期密切相关[7]；而在国内，杨勇等通过权益市场的数据进行实证研究，并且发现，商业银行和证券公司混业经营的风险最小，其风险破产的传染概率平均仅为17.44%，商业银行和保险公司混业经营的风险最大，其风险破产的传染概率平均为36.52%[8]。Brailsford等运用GARCH-M模型对中国大陆、台湾和香港地区的银行业风险传染进行了度量，结果发现存在利率对银行控股型企业的风险溢出有重要影响[9]；外汇市场也是金融控股集团的重要风险来源，各国市场紧密相连，外汇市场的波动也日益加剧，外汇变化也会导致金融机构和金融控股集团外汇资产的波动[10，11]；信贷市场风险在金融控股集团的风险管理内容中也居于核心地位，信用风险常常导致银行或其他金融机构的破产（ Hashemi等， 1998[12]）。

在当前市场背景下，利率变化比以前较为频繁，金融机构或产融型企业集团的利率风险也逐渐增大。在金融机构的利率市场风险方面，如果金融机构的资产负债结构不合理，利率和货币市场的风险会给商业银行、金融控股集团等带来流动性冲击。对于产融型企业集团来说，产融型企业集团的利率市场风险表现在两个方面：首先产融型企业集团的金融资产价值受利率波动影响；其二如果产融型企业集团的利率敏感性金融资产负债结构不合理，利率的波动会给产融型企业集团带来一定的流动性冲击。

就国内而言，目前对产融型企业集团的研究主要以权益市场风险、外汇市场风险和信贷市场风险研究为主，无论是从研究理论和研究方法都相对成熟，对于利率市场风险的研究则较为少见，而对于产融型企业集团及其控股子公司的利率风险和相关性的研究有着重要的理论意义和现实意义。因此，本文拟从利率市场的角度出发选取有代表性的产融型企业集团样本来度量其面临的利率市场风险，以期发现产融型企业集团利率风险的相关规律和特征。

二、模型及样本选择

目前，关于利率风险度量的方法主要有敏感性缺口管理（Sensative Gap Management， SGM）[13]、持续期模型（Duration Period Model， DPM）[14]、和在险价值（Value AT Risk， VaR）模型[15]，以及其他时间序列分析方法。由于中国利率市场化还处于初级阶段，贴现率的数据没有大量样本进行估计，因此还较难运用持续期模型来对产融型企业集团的利率风险进行度量和分析。而VaR分析的难点之一是需要大量关于利率风险的历史数据，由于产融型企业集团的样本数量较少，相关数据的数量不多，运用VaR方法来度量利率风险缺乏足够的数据。而用利率敏感性缺口法来测量产融型企业集团的利率风险则比较适合当前的现状。这可归因于两个方面的原因：首先，利率敏感性缺口法是以原始成本会计为基础来计算资产负债价值的，这与产融型企业集团的会计核算原则是一致的；其二，利率敏感性缺口法主要反映利率变动对产融型企业集团金融投资收益的影响，这与产融型企业集团的投资控制风险的要求是一致的。因此，本文将运用缺口分析模型来度量利率变化、利率波动对产融型企业集团收益和风险的影响。与此同时，产融型企业集团的资产价值，即参股或控股公司的股权价值会受到利率变化的影响，因此，本文将进一步运用时间序列分析方法来度量利率变化对产融型企业集团金融市场风险的影响。

2.1 利率风险度量的Flannery调整模型及构建

在缺口管理的模型当中，传统缺口管理模型只能分析资产和负债对利率的敏感程度，而Flannery的调整模型则可以对资产负债的匹配是否合理进行更深入的研究。对于商业银行，该模型无需将未来现金流纳入到模型，便可以考察利率变化对商业银行缺口管理的影响。本文借鉴Flannery调整模型的思路[16，17]，构建利率风险度量模型，来分析产融型企业集团金融资产与金融负债的匹配程度，进而分析其利率风险状况。该模型思想如下：

式（1）中，FIt为产融型企业集团第t期投资收益，FAt为金融资产总额， 为没有投资金融企业的配对公司的投资收益； 为没有投资金融企业的配对公司的金融资产总额； 反应了投资金融企业所获得的超额投资收益； 为产融型企业集团的超额金融资产，rt为市场利率、σ2为利率波动程度。根据新会计准则，产融型企业集团的金融资产包括以下6类：（1）现金；（2）持有的其他单位的权益工具；（3）从其他单位收取现金或其他金融资产的合同权利；（4）在潜在有利条件下，与其他单位交换金融资产或金融负债的合同权利；（5）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的非衍生工具的合同权利，企业根据该合同将收到非固定数量的自身权益工具；（6）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的衍生工具的合同权利，但企业以固定金额的现金或其他金融资产换取固定数量的自身权益工具的衍生工具合同权利除外，其中，企业自身权益工具不包括本身就是在将来收取或支付企业自身权益工具的合同。

与此同时，产融型企业集团的金融负债（FDt）、利息支出（FC）、利率（rt）、利率波动（σ2）满足以下关系式：

式（2）中，FCt为产融型企业集团第t期财务费用支出，FDt为金融负债总额， 为没有投资金融企业的配对公司的财务费用支出； 为没有投资金融企业的配对公司的金融资产总额； 反应了投资金融企业所付出的超额财务费用支出； 为产融型企业集团的超额金融负债，rt为市场利率、σ2为利率波动程度。根据新会计准则，产融型企业集团的金融负债包括：（1）向其他单位交付现金或其他金融资产的合同义务；（2）在潜在不利条件下，与其他单位交换金融资产或金融负债的合同义务；（3）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的非衍生工具的合同义务，企业根据该合同将交付非固定数量的自身权益工具；（4）将来须用或可用企业自身权益工具进行结算的衍生工具的合同义务，但企业以固定金额的现金或其他金融资产换取固定数量的自身权益工具的衍生工具合同义务除外。其中，企业自身权益工具不包括本身就是在将来收取或支付企业自身权益工具的合同。

式（1）和（2）联立，可通过回归系数判断产融型企业集团针对利率风险的金融资产、金融负债的调整速度和资产负债匹配时间差异等。相关参数的含义如下：

2.2利率风险度量的Granger因果关系模型及构建

产融型企业集团的利率风险可以由格兰杰因果关系检验来度量。在做Y对其他变量（包括自身的过去值）的回归时，如果把X的滞后值包括进来能显著地改进对Y的预测，我们就说X是Y的（格兰杰）原因；类似地定义Y是X的（格兰杰）原因。为了检验Y和X之间的关系，我们构造如下模型：

无条件限制模型：

有条件限制模型：

其中Y为产融型企业集团投资金融企业的股权资产价值，即商业银行、证券公司或保险公司的市场价值；X为利率收益率的变动；μt为白噪声序列，α，β为影响关系的系数。n为样本量，m，k分别为Yt，Xt变量的滞后阶数，令（3）式的残差平方和为ESS1；（4）式的残差平方和为ESS0，本文以F统计量来检验影响关系的统计显著性：

原假设为H0：βj=0；备择假设为H1：βj≠0（j=1，2，…，k）。若原假设H0成立，则有：

即F的统计量服从第一自由度为m，第二自由度为n-（k+m+1）的F分布。若F检验值大于标准F分布的临界值，则拒绝原假设，说明利率收益率的变动是产融型企业集团股权资产价值变化的原因，否则则说明产融型企业集团的利率风险并不明显。

2.3实证研究样本与数据来源

本文将研究对象界定为在上海证券交易所和深圳证券交易所公开上市，并且已参股或控股上市金融企业，且在其经营过程中，并未退出金融企业的产融型企业集团（如表2所示）。

之所以参股对象选择上市金融企业，也是因为数据获取的原因，一些城市商业银行、农村信用合作社等金融企业的数据无法获取。同时，上市产融型企业集团一般规模较大，往往在金融行业经营多年，能较好地代表目前产融结合的现状与发展趋势，将研究主体均界定为上市公司。本文研究据来源为中国金融年鉴、中国统计年鉴、万德（Wind）金融数据库、证券之星网站（），以及各上市公司和上市金融企业的2001至2010年的年报。

三、评价结果分析

3.1 利率风险度量的Flannery调整模型参数估计结果

市场利率的确定是本模型的重点，利率变化对产融型企业集团的金融资产负债管理产生重要的影响，市场利率是其进行资产负债管理决策的考虑重点。市场利率应当反映资金供求关系，该利率波动幅度对银行利息具有较大影响。而非央行所公布的存贷利率。

同时，产融型企业集团资本运营在金融市场中运行，因此，其受到的利率风险应以市场基准利率为标准。基准利率是金融市场上具有普遍参照作用的利率，其他利率水平或金融资产价格均可根据这一基准利率水平来确定。基准利率是利率市场化的重要前提之一，在利率市场化条件下，融资者衡量融资成本，投资者计算投资收益，客观上都要求有一个普遍公认的基准利率水平作参考。因此，本文选择市场化程度较高的同业拆借利率作为基准利率。

目前，银行间同业拆解利率主要有CHIBOR和SHIBOR。CHIBOR由央行在1996年推出，但是，它由银行间融资交易的实际交易利率计算得出，而银行间融资活动颇为清淡，因此CHIBOR不能较好地代表整个市场。上海银行间同业拆放利率（Shanghai Interbank Offered Rate，SHIBOR），以位于上海的全国银行间同业拆借中心为技术平台计算、并命名，是由信用等级较高的银行组成报价团自主报出的人民币同业拆出利率计算确定的算术平均利率，是单利、无担保、批发性利率。目前，对社会公布的SHIBOR品种包括隔夜、1周、2周、1个月、3个月、6个月、9个月及1年。SHIBOR报价银行团现由16家商业银行组成。报价银行是公开市场一级交易商或外汇市场做市商，在中国货币市场上人民币交易相对活跃、信息披露比较充分的银行。中国人民银行成立SHIBOR工作小组，依据《上海银行间同业拆放利率（SHIBOR）实施准则》确定和调整报价银行团成员、监督和管理SHIBOR运行、规范报价行与指定人行为。从目前的利率市场情况来看，SHIBOR可以作为市场基准利率的代表，由于产融型企业集团金融资产和负债调整并不频繁，持有时间相对较长，所以本文以SHIBOR利率的加权平均利率作为研究变量来度量利率对产融型企业集团金融资产负债管理的影响。由于SHIBOR于2007年1月4日推出，所以本文对利率市场风险的样本研究期设定为为2007年1月4日至2010年12月30日。

从表4.5的描述性统计结果可以看出，产融型企业集团的金融资产和金融负债的规模明显大于配对上市公司的金融资产和负债规模，这体现了产融型企业集团更多的“金融性”特点。

此外，产融型企业集团的投资收益的均值约为配对公司的2倍，说明其参股金融或进入金融领域能够取得较大的投资收益，但方差却约为配对公司的4倍，远大于其配对公司的方差（13024.95>3263.24），说明参股金融或金融市场领域具有较大的金融市场风险。

对于模型（1）和模型（2），本文运用最小乘二方法（OLS）方法进行参数估计。由于自变量中包括有因变量的滞后项，所以进行自相关检验，对模型进行D-W检验，研究发现各个模型的D-W值均和2接近，落在2的左右侧，没有超过下限 和上限 ，因此可以用最小乘二方法（OLS）进行系数估计。全样本模型（模型I）将所有产融型企业集团纳入估计样本，而参股对象为商业银行、证券公司以及保险公司的模型分为模型II、模型III和模型IV，表4，5给出了不同模型的回归结果。

从模型评价指标来看，模型的评价指标都比较理想，因此，可以在模型评价的基础上对产融型企业集团的利率风险进行综合评价。

（1） 模型I评价了产融型企业集团的整体利率风险状况，从系数特征（参见表4.6和4.7）来看，产融型企业集团在运营期间面临的风险为利率上升以及利率波动率上升的风险，而利率下降一方面增加了投资收益，另一方面降低了金融负债所带来的利息支出，因而从成本面和受益面都能给产融型企业集团带来潜在的利益。这一结论与我国当前产融型企业集团的特征有密切的关系，当前，产融型企业集团对金融企业的控股比例一般较低，其收益主要来自股权资产公允价值的提升，当利率提升时，证券市场的股权资产往往会降低收益率，而并不会给产融型企业集团的金融资产带来较多股利收入以及利润分红，因此，利率提高会带来较大的利率风险，而利率降低则由于股权资产价值的提高，产融型企业集团会获得较大的投资收益和支出较少的利息，因此会提高整体的运营效益。

（2） 模型II，III和IV分别评价了参股对象为商业银行、证券公司、以及保险公司的产融型企业集团的利率风险状况，从影响系数来看，参股商业银行的产融型企业集团受利率风险影响较大，归因于两个方面的原因：是目前我国商业银行在较大程度上还依赖利息收入，商业银行利息收入占其总收入的比例虽然在2008年和2009年有所降低，但仍超过了80%，在这种情况下，利率变化自然会给商业银行带来风险，而这一风险也会通过控股方式传递到产融型企业集团；其二，利率变化会给上市银行的股权资产价值带来较大的影响，因此，产融型企业集团也会被动的承担一部分利率风险。参股对象为证券公司和保险公司的产融型企业集团的利率风险较小，但也不容忽视。今后利率市场化趋势下，利率风险防范也将会成为产融型企业集团风险管理的重中之重。

3.2 利率风险度量的Granger因果关系检验结果

运用Granger因果关系检验模型来度量利率变动对产融型企业集团持有金融股权的价值影响，首先定义利率收益率Rr： 。在样本期间内，利率收益率序列的波动如图4.5所示：

由图1可知，在样本期内，利率收益率序列的波动体现了波动聚集的特点，因此产融型企业集团可能在某一段时间面临利率风险集中释放的可能性。接着对利率收益率与金融企业股权资产价值进行Granger因果检验，从Granger因果关系检验结果来看，利率对证券公司股权资产价值的影响比较明显，从统计显著性看，国元证券（SZ000728）、长江证券（SZ000783）、海通证券（SH600837）、东北证券（SZ000686）、国金证券（SH600109）以及太平洋证券（SH601099）的股权资产价值是利率变动的GRANGER结果，因此对于持有以上公司股权的皖能电力（SZ000543）、皖维高新（SH600063）、葛洲坝（SH600068）、海欣股份（SH600851）、湖北金环（SZ000615）、锦江股份（SH600754）、武钢股份（SH600005）、东方创业（SH600278）、兰生股份（SH600826）、申能股份（SH600642）、厦门国贸（SH600755）、友利控股（SZ000584）、亚泰集团（SH600881）和闽福发A（SZ000547）等产融型企业集团的运营明显受利率变动影响。

四、结论与启示

发展产融型企业集团，符合我国金融体制改革与创新的整体思路与预期，然而在产业和金融这两种不同资本迅速集聚和扩张的背后，同时也蕴含着巨大的风险，尤其是在国内对产融型企业集团的发展与监管还处于摸索阶段，利率市场比以前变化更为频繁，产融型企业集团及其控股子公司利率市场风险不断加大的情况下，更应该积极借鉴国外成功的经验，支持与保护产融型企业集团的健康发展。

首先，应建立风险预警系统。利率市场处在不断变化的过程中，不能很好地进行预测。因此，产融型企业集团及其控股子公司应建立静态和动态风险预测模型，将净利润收入的变动情况作为输入变量，衡量利率在一定期限和范围内的变动情况和变化趋势，根据这些情况采取不同的风险预警措施，调整并采取相应的利率政策，努力改变金融资产负债的期限、种类和结构。

其次，应建立集中的利率风险预警机制。董事会决定产融型企业集团风险管理政策的核心事务。执行管理委员会负责风险管理的全面控制；资产负债管理委员会和风险委员会对风险整体进行讨论和负责协调，具体包括基本的资产负债管理政策、风险计划、资产管理、风险管理、紧急情况下如利率市场突变时的应对建议等；风险委员会则负责监控、分析市场风险、出具报告、提出建议、设定额度和指引等，阐述并执行有关风险管理的计划。

最后，建立科学的风险管理文化。产融型企业集团受到较强的风险冲击，因此风险管理文化的建立也是其风险防范的重中之重，是产融型企业集团稳健经营和可持续发展的基础。产融型企业集团应形成以提高风险防范质量为核心的风险管理文化，集团内部员工和高级管理层要在思想上重视风险管理，将风险管理上升到集团战略高度，在具体的风险管理实践中形成良好的风险管理的习惯，并动态化管理风险产融型企业集团的风险。

参考文献

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

[2] 康华平.金融控股公司风险控制研究. 北京：中国经济出版社，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]杨勇， 姚宁， 郝鹏. 中国金融控股公司风险传递研究. 西安电子科技大学学报（社会科学版）， 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：七言律诗长征范文

1.麻醉中应用的目的及并发症 Ⅲ类抗心律失常药主要是抑制Na+、Ca2+内流，在Ⅲ类抗心律失常药的作用下，可以诱发尖端扭转性室速。尖端扭转性室速之特点是有较长的QT间期，且由其发生前的搏动引起，这种节律的QRS波群呈一系列主峰向上，接着主峰向下的波群，二者中间部分很短。尽管导致尖端扭转的确切机制还不清楚，但许多实验和临床证据表明，起始时是在早期复极后触发，导致室性复极化延迟，从而激发该心律失常的发生。一般来讲，尖端扭转性室速主要表现为反复自动终止发作的心动过速，并很少表现出症状(如晕厥)，但是偶尔可以恶化为室颤。目前尚无证据表明Ⅲ类抗心律失常药与麻醉药间存在相互作用，主要的围手术期合并症与长期应用Ⅲ类抗心律失常药治疗有关。

QT间期延长缺少作为危重状态的价值，目前的证据表明，用QT分散(即用12导ECG评估QT间期最长与最短的差)预示前心律失常比QT间期延长或心率校对的QTc间期更准确。例如胺碘酮，不像其它Ⅲ类抗心律失常药，它可以一致性地延长QT间期(不增加QT间期分散)，这样就可以显著地降低前心律失常(proaythmia)的风险，其它因素也可以解释应用胺碘酮可降低前心律失常的风险。这都是和“纯”Ⅲ类药物比较而得出的，“纯”Ⅲ类药物可以选择性抑制心肌钾通道，包括心室复极的频率不依赖作用和钙通道阻滞的特性。应用胺碘酮治疗时尖端扭转性室速发生率为0.7%，而索他络尔(sotal01)和奎尼丁诱发尖端扭转性室速的发生率分别为5%和8%。进一步讲和索他洛尔与ibutilide比较，静脉给予胺碘酮很少引起伽问期延长。在电解质异常、心动过缓或心率突然改变时，前心律失常的风险性就会显著地增加。但应特别指出，那些可以引起心率降低，抑制窦房结传导，延长室性复极的麻醉药物，在麻醉期间就可以增加Ⅲ类抗心律失常药物的前心律失常作用。

一些学者也报告了接受胺碘酮治疗的患者存在心脏节律和传导方面的异常(如阿托品抵抗心动过缓、慢性结心律、完全性心脏阻滞起搏器依赖)，这些异常要求围手术期须行严格的循环方面支持(如影响心肌收缩药物，主动脉内球囊反搏)，胺碘酮还可引发更多的非心脏并发症。胺碘酮的I类抗心律失常作用至少可以部分解释围手术期血流动力学不稳定及对影响心肌收缩药物的反应差这些情况，胺碘酮的作用包括非竞争性阻滞α和β肾上腺素受体，抑制钙通道。关于全身麻醉可以促使胺碘酮产生肺毒性是有争论的。一些研究小组已经发现许多手术后急性呼吸窘迫综合征和其他呼吸异常的病人与长期应用胺碘酮治疗直接有关。

2 并发症治疗

(1)在血流动力学不稳定的患者迅速行心脏电复律。

(2)静脉应用硫酸镁。

(3)缩短QT间期，防止长的间歇(如行超律起搏，给阿托品或异丙肾)。

(4)纠正电解质紊乱、心动过缓和其他使心律失常加重的因素。

对于药物诱导的尖端扭转性室速必须终止，并且防止其再发生。如果尖端扭转性室速产生血流动力学崩溃，就必须应用快速直流电复律。另外，初期治疗可以应用硫酸镁，即使对血清中镁浓度正常的也有作用。 静脉内给予1～2g硫酸镁，如果有必要，可以在10～15min后重复给予，并持续24～48h，每分钟3～20mg。如果硫酸镁无效可以应用阿托品、异丙肾或超律起搏，以防止长的间歇，缩短QT间期，异丙肾静脉给予(1～8μg/min)使心室率维持于每分钟90次，通常可以在几分钟内纠正尖端扭转性室速。然而针对前心律失常作用及其他有害的副作用，异丙肾必须用在以建立起搏的病人，尤其是心肌缺血时。临时建立心房或心室起搏使心率达120～130次/min，并调节到最低有效频率，起搏需连续应用直至有害的药物完全清除。抗心律失常药物在治疗尖端扭转性室速时的作用仍是有争议的。在实验中和某些个别病例，钙通道阻滞剂、利多卡因和美西律，以及最近发展起来的钾通道开放剂(如尼可地尔，pinaeidil)也是有效的，但这些还都需进一步的证实。在治疗获得性LQTS中(长QT综合征)应避免使用使心室复极延长的药物。一旦急性异常情况发生应立即控制，高度注意纠正容易发生的代谢和电解质因素，并需停用引起问题的药物，先天性LQTS的治疗和上面提到的指导原则有显著的区别。这些病人中β受体阻滞剂是首选，儿茶酚胺应严格控制。接受胺碘酮治疗的病人，也可能发展为围手术期心动过缓、房室传导阻滞及循环衰竭。如果这些情况对于阿托品、肾上腺素类药物及其他类药物没有作用的话，就应该应用心脏起搏或主动脉内球囊反搏治疗。

3 并发症预防

(1)识别并纠正那些易引起病人前心律失常的因素(如电解质异常，心动过缓，心肌缺血等)。

(2)不再应用其他可延长QT间期的药物(如，大环内酯类抗生素，镇静性抗组胺药，三环类抗抑郁药)。

(3)再重新考虑用药剂量或停用Ⅲ类抗心律失常药及推迟手术，尤其是如果叩时间大于0.60s时。

(4)对于应用胺碘酮治疗的病人应用局部麻醉。

(5)在围手术期仔细监测病人血流动力学及呼吸功能。

如发现QT间期延长，那么就意味着应停用Ⅲ类抗心律失常治疗。Ⅲ类抗心律失常药变为前心律失常的机制并不能从它们的抗心律失常作用中区别开。因此，应用Ⅲ类抗心律失常药减少风险的基础是证实和消除易患因素，特别重要的是纠正电解质异常及停用引起QT间期延长的药物(如大环内酯类抗生素，非镇静性抗组胺药及三环类抗抑郁药)。同样地，安慰病人、给予足够的镇静剂避免围手术期增加儿茶酚胺的分泌，麻醉期间避免心率的急骤变化。大多数长期应用包括索他洛尔或胺碘酮等抗心律失常药物的病人可对其它抗心律失常药有抗药性因此，调整其用药剂量或停用抗心律失常药可以使病人易发生威胁生命的心律失常，这种情况必须请心脏科专家会诊。

胺碘酮是最有效的抗心律失常药。不幸的是它的特别长的半衰期和副作用使其成为很复杂的Ⅲ类抗心律失常药。胺碘酮在全麻中应用是有争议的。另外，胺碘酮所致的肺功能紊乱在麻醉期间及复苏期可能会加剧。高度重视并减少这些不利因素，仔细监测肺及血流动力学指标，可帮助麻醉医师在麻醉期间避免严重的并发症发生。一些病例报告建议使用胺碘酮药物的病人使用局麻，但这会限制临床研究的进行。同样，尽管一些实验数据表明静脉麻醉药物在获得性LQTS(药物引发的)的室性复极化中有不同的作用，但直到现在，也没有得到关于应用Ⅲ类抗心律失常药的病人接受全麻时特别的意见。最后，由于大多数使用Ⅲ类抗心律失常药物的病人病史中都有严重的心律失常和其他的心脏疾患，因此在手术前请心脏科专家会诊是必要的。

参 考 文 献

第3篇：七言律诗长征范文

一、统计描述

到2000年底，沪深两交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通过首次公开发行在交易所挂牌上市的，130家是1994年《公司法》出台以前的定向募集公司，作为遗留问题以推荐的特殊方式在两家交易所挂牌上市的，此外还有一家是通过换股上市的。本文首次公开发行对市场指数的，130家历史遗留问题新股和换股上市剔除在外，929次首次公开发行的年度分布如表1所示。

在证券市场早期，市场总规模有限，新股发行可能会带来市场指数的变化，所以本文着重研究1995年后的新股发行对市场指数的影响。1995年到2000年共有681次IPO，接近所有IPO的七成半，本文将这681次IPO作为研究样本。在这681次IPO中，集资规模最小的为3300万元(0736)，集资规模最大的为78.46亿元(600019)。发行市盈率最低的为8.25倍(600870)，发行市盈率最高的为88.69倍(0993)。681次IPO的集资规模和发行市盈率的分布情况请参见表2。

在1995年至2000年间共72个月中，IPO频率最高的月份是1997年5月，这个月有40家公司公开发行新股。另外有10个月份，没有一家公司发行新股。这10个月中有7个月是在1995年，另外1个月是在1998年，2个月是在2000年。其他大多数月份IPO次数少于20次，低于8次的有31个月，9到20次之间有24个月。有7个月的IPO次数超过了20次，全都集中在1996年下半年到1997年上半年之间。

如果按照集资规模划分，单月IPO集资规模最大的是2000年11月，这个月由于有宝钢和民生银行招股，虽然IPO家数只有18家，集资规模却达到201.53亿元。月度IPO集资规模超过60亿元的，共有12个月；30亿元到60亿元之间的有21个月；低于30亿元的有29个月。另外，有10个月由于没有新股上市，集资规模为0。

二、假设

假设一:不同集资规模的IPO对市场指数的影响是否不同?大盘股是否会导致市场指数下跌?本文将681次IPO集资规模排序，排在前68位的为一组，后68位的为一组。前68位的集资规模都在7亿元以上，称为大盘组，后68位的集资规模都小于1亿元，称为小盘组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异，检验该假设。

假设二:发行市盈率不同的IPO，对市场指数是否存在不同的影响?本文将681次IPO发行市盈率排序，排在前68位的为一组，后68位的为一组。前68位的发行市盈率都在28倍以上，称为高价组，后68位的发行市盈率小于14倍，称为低价组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异，检验该假设。

假设三:在大盘处于高位和低位时，IPO是否会对市场指数带来不同的影响?本文将每个新股刊登招股说明书当日的市场综合指数，减去1994年年底的市场指数，再除以1994年年底的市场指数，得到各个新股发行时市场指数的相对水平。然后根据该数值的排序，分别从上海市场和深圳市场挑选出排在前34位的共68只新股，作为高位发行组。同样挑选出排序在后面的68只新股，作为低位发行组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异，检验该假设。

假设四:不同发行频率的IPO对市场指数的冲击是否不同?本文用两种衡量发行频率。第一种方法用发行次数的频率，将月度发行次数最高的3个月作为一组，称为高频组。该组每月发行次数几乎都在30次以上，共有102次IPO。将月度发行次数低于7次的月份的IPO作为一组，称为低频组。该组共有20个月份，78次IPO。第二种方法用月度集资规模指标，将月度集资规模最高的三个月作为高频组，该组每月集资规模都在116亿元以上，共有93次IPO。将月度集资规模低于24.5亿元的作为低频组，该组共有18个月，共有95次IPO。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异，检验该假设。

假设五:在不同的新股发行制度下，IPO对市场指数的冲击是否不同?从1999年起，发行制度经历了较大的变革。因此本文将1999年作为标准，1999年以前的474次IPO作为旧发行制度组，1999年后的207次IPO作为新发行制度组。通过检验两种发行制度下，IPO对市场指数的影响是否存在显著差异。

三、比较方法

本文主要检验新股发行对市场指数的短期影响，因为单次IPO对市场指数的长期影响应该是比较微弱的，所以本文考察刊登新股招股说明书后一周内5个交易日的市场指数变化。本文假设市场指数短期内的走势服从带有短期趋势的随机行走模型，即:(t＝1，2，3，4，5)其中，为刊登招股说明书后5天的市场指数回报，是一个白噪音序列，是市场指数回报的短期趋势，在这里用刊登招股说明书前5个交易日市场指数回报的均值替代。

根据该假设，应该服从均值为0，方差为的正态分布。同样的，也应该服从均值为0，方差为的正态分布。因此，通过检验IPO后的的分布，可以判断IPO对市场指数短期走势的影响。如果IPO对后市带来系统性一致影响，那么IPO后的的分布会有显著的变化。同样的，对于两组不同的IPO，那么应该服从t分布，其中分别为两个子样本包含的样本数量，分别为两个子样本的估算方差，分别为两个子样本累积超额收益的均值。通过检验它们之间CAR的差异是否显著，可以判断据以分组的因素是否对市场指数带来显著影响。

四、结果

1、总体样本中IPO对市场指数的短期影响

681次IPO平均对市场指数5天后的累计影响不断增加，到第5天达到-0.39%，因此总体来看，过去6年IPO对市场指数短期走势带来了微略的负面影响。但是，各期累积超额收益的t检验值均不显著，这种负面影响没有统计上的显著性，几乎可以忽略不计。

2、分组检验结果

(1)大盘组与小盘组的差异

无论是大盘组，还是小盘组，都对市场指数带来了负面影响。大盘组发行公告后5天对市场指数产生的累积影响为-1.13%，而小盘组的累积影响则达到-2.18%。尽管两组对市场指数的影响存在差异，但是两组差异在统计上并不显著，t检验值仅为0.63。

出乎意料的是，小盘组对市场的负面影响甚至超过了大盘组，这可能与本文的分组方法有关。因为样本期间内，单个新股的集资规模逐年扩大，使得小盘组68次IPO全部集中在1998年以前，而大盘股68次IPO绝大多数集中在1998年以后。为了回避这种分组方法的影响，本文采取另一种分组方法，即分别在各年度中选取集资规模最大和最小的IPO，组成大盘组和小盘组，检验两组市场影响的差异。

分年度分组的结果显示，大盘组和小盘组对市场指数的影响也没有表现出显著差异，大盘组的5天累积影响为-0.7%，小盘组的5天累积影响为-1.5%，两者差异的t检验值为0.58，没有通过显著性检验。因此可以判断，IPO集资规模的不同并没有导致市场表现的差异。

(2)高价组与低价组的差异

高价组与低价组对市场指数的影响有所不同，高价组的5天累积影响为-0.82%，低价组的5天累积影响为0.21%，两者差异的t检验值为1.05，显著性水平接近90%。可以判断，高价组和低价组对市场指数的影响存在显著差异，市场指数会对IPO发行市盈率做出不同的反应。

(3)发行时机的差异

市场处于高位时发行的IPO，在公布招股说明书后5天内，对市场走势累积有-1.33%的负面影响，而在市场处于低位时发行的IPO，对市场的走势几乎没有影响。两者差异的t检验值为1.40，显著性水平接近95%，表明不同的发行时机对市场影响的差异十分显著。

(4)发行频率的差异

按照月度集资规模划分，高频组和低频组对市场走势的短期影响没有显著差异，两者差异的t检验值只有0.86。按照月度IPO家数来分组，高频组与低频组对市场走势的短期影响也没有显著差异，两者差异的t检验值只有0.36。由此可以判断，发行频率对市场指数的短期走势没有影响。

(5)发行制度的差异

新发行制度下，IPO对市场的累积为-1.08%。而旧发行制度下，IPO对市场的影响不到1‰，两者差异的t检验值为1.42，显著性水平接近95%。这表明，在1999年发行制度进行较大的改革后，IPO对市场的短期走势开始产生负面影响。

有关图表显示了市值配售发行的市场影响，市值配售组5天累积对市场走势的影响为0.23%，非市值配售组对市场走势的5天累积影响达到-1.33%。两者差异的t检验值为1.59，显著性水平接近95%。这表明市值配售发行方法对市场短期走势的影响要显著地小于其他发行方法。

五、回归结果

上述分组检验的结果表明，IPO对市场指数的冲击受发行市盈率、发行时机和发行制度的改革因素的影响，发行节奏和集资规模的影响不大。然而，对发行市盈率、发行时机和发行制度改革三组序列相关分析结果表明，三组序列存在非常显著的相关性。也就是说，当市场处于高位时，IPO的发行市盈率也偏高，反之，发行市盈率则偏低；发行制度改革前，发行市盈率和市场指数水平都偏低，发行制度改革后，发行市盈率和市场指数水平都偏高。这种相关关系会直接影响前面的分组检验结果。

为了控制相关因素的影响，本文选取1995年至1998年的IPO作为子样本。在这一时期内，由于采用固定市盈率发行，绝大多数新股的发行市盈率都在15倍左右，所以子样本中发行时机和发行市盈率两组序列没有相关性。本文将每次IPO后5天累积超额收益作为被解释变量，用发行市盈率和发行时机两个因素对其回归。由于子样本是包括沪深两市4年的混合数据(PanelData)，在这里采用固定组差异模型，回归方程如附注1所示。其中，和是虚拟变量，当IPO在深圳发行时取1，取0，反之，则相反。

回归分析结果如表3所示。根据回归分析结果可见，发行时机和发行市盈率两个因素，在控制了其中一个因素的作用时，另一个因素的作用仍然十分显著。这表明发行市盈率和发行时机都会决定IPO对市场冲击的力度。

将上述子样本扩大至总体样本，在回归方程中加入发行制度改革因素，考察在控制发行市盈率和发行时机因素后，发行制度改革是否仍然存在影响。回归方程如附注2所示。其中发行制度改革为虚拟变量，IPO时间在1999年前，该变量取0，否则取1。

回归分析结果如表4所示。根据回归分析结果可见，发行制度改革因素的作用不显著，表明发行制度改革之所以会影响IPO对市场指数的冲击，并不是因为本身的原因，而是因为发行制度改革后市场指数和发行市盈率同时也大大提高，导致发行制度改革后IPO对市场冲击的力度加大了。

表1:929次首次公开发行的年度分布1

年份

IPO数量 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的时间以刊登招股说明书的时间为准。

表2:95年以来IPO集资规模和发行市盈率分布特征

最小值

90% 中值 10% 最大值 均值

水平值1

水平值1

集资规模（亿元） 0.33

0.91 2.63 7.07 78.46 3.77

发行市盈率（倍） 8.25

13.25 15

29.09 88.69 18.27

注1：90%水平值是指按照从高到低的顺序排列，排在第90%的位置上的值。在这里样本总量为681，即排在第614位的值。10%水平值的含义相同，即排在第68位的值。

表三

变量

系数

标准差 T检验值 显著度

SHENZHEN

.156

.080

1.942

.053

SHANGHAI

.123

.079

1.559

.120

发行时市场指数水平 -1.936E-02 .007

-2.652 .008

LN发行市盈率

-4.412E-02 .029

-1.507 .132

表四

变量

系数

标准差 T检验值 显著度

SHENZHEN

1.382E-02 .036

.385

.700

SHANGHAI

-1.157E-02 .037

-.314

.754

发行时市场指数水平 -1.604E-02 .006

-2.748 .006

LN发行市盈率

5.815E-03 .014

.416

.677

发行制度改革

6.373E-03 .010

.623

.534

结论