实证分析精选(九篇)

第1篇：实证分析范文

关键词投资组合有效边界无差异曲线实证分析

1证券投资组合的可行域和有效边界

设有证券投资组合P，其期望收益率记为E（rp），标准差记为σP。则以E（rp）和σP为轴，可建立描述投资组合的坐标体系。在此坐标系中，所有可能的证券组合方式被定义为证券投资组合的可行域。对于只有两个证券A、B的投资情形，其组合分析见图1。

图1中由证券A和证券B建立的证券组合位于连接A、B的直线或曲线上，该直线或曲线被称为证券A与B的结合线。结合线的弯曲程度由证券A和证券B的收益率之间的联动关系所决定，而与选择的组合方式无关。证券间的联动关系采用相关系数来衡量，取值介于－1和1之间。不同组合在连线上的位置取决于该组合投资于证券A、B的比例。如果市场不存在卖空机制，则证券投资组合的可行域即是证券A、B之间的结合线。类似地，对于三个证券A、B、C之间的组合分析情形，在不允许卖空的条件下，由三条结合线（每两种证券形成）构成的所有投资组合的可行域见图2。显然，可行域内的每一点可以通过三种证券的二次组合来得到。例如，A、C的组合为D，B、D的组合为Z。一般来说，当存在n种证券可供选择时，根据建立组合的限制条件（如是否存在卖空机制等），其可行域可能是有限域，也可能是无限域。但无论如何，可行域的左边界总是向外凸的（允许线性部分），不会出现凹陷。

根据马柯维茨均值方差模型的假设，在相同期望收益的投资组合中，投资者会选择方差最小的组合方案。对于每一个可能的期望收益，均有一个方差最小的投资组合恰好构成可行域的左边界。另一方面，在方差相同的投资组合中，投资者会选择期望收益最高的组合方案。而对每一个可能的方差水平，都有一个期望收益率最高的投资组合恰好构成可行域的上边界。综上所述，投资者实际选择的证券组合应位于可行域的左边界和上边界的公共部分，该局部边界被称为可行域的有效边界（见图3）。

2证券投资组合的无差异曲线

在投资实践中经常会见到高收益伴随高风险的情形，即：

E（rA）＞（rB），σA＞σB

此时，投资组合A比B承担更大的风险，但同时也具有更高的期望收益，这种期望收益的增量可视为对风险增量的补偿。

基于风险与收益之间的补偿作用，不同投资组合的实际效用（即满意程度）在投资者看来也许是相同的。将被投资者认为满意程度相同的投资组合曲线绘制在均值方差坐标系中，形成图4所示的无差异曲线族。显然，族中无差异曲线的位置越高，该曲线上投资组合的满意程度越高。由于不同投资者对风险的态度大不相同，故无差异曲线通常被划分为风险偏爱、风险中立和风险厌恶等三种基本类型，其曲线形状（见图4）。

3最优证券组合的确定

统计调查的结果表明，绝大多数的投资者对风险持厌恶态度。为此，本文以风险厌恶型投资者的投资组合为代表分析最优证券组合的确定方法与过程。

如前所述，在马柯维茨假设下，给定投资环境中的每个投资者将根据证券组合的收益和方差以及自身对风险的态度确定相应的无差异曲线族，并借助于无差异曲线在投资组合的有效边界上选择一个适当的投资方案。显然，由于所选投资方案既不能离开有效边界，又希望具有尽可能高的满意程度，故该方案必然对应于某条无差异曲线与有效边界的切点。其图解过程见图5，图5中H点所代表的投资组合方案即为所求。

4实证分析

本文选取上证30指数的指标股作为实证分析的对象。研究时段为2000年1月7日～2000年12月29日，共计48个交易周的收盘价。首先计算股票的周收益率及其方差，期间凡有送股、配股和派发现金股利的股票，均根据其配送方案分别进行复权，以保持数据的完整性和一致性。然后构建组合投资的决策模型及确定投资组合的有效边界，最终给出指标股的投资方案并进行必要的结果分析。

4．1周平均收益率及其方差计算

样本股周收益率的计算公式为：

rit=■-1（1）

式中i=1，2，…，30；t=1，2，…，48；

rit：第i只股票从第t－1周到第t周的收益率；Pit：第i只股票在第t周的收盘价；Pi，t-1：第i只股票在第t－1周的收盘价；ai：第i只股票从第t－1周到第t周的送股比例；bi：第i只股票从第t－1周到第t周的配股比例；Bi：第i只股票配股价；di：第i只股票在第t－1周到第t周的每股现金红利。

各样本股在样本时限内平均收益率和方差的计算公式分别为：

E（rit）=■，σ2i=■（2）

式中E（ri）是第i只股票的周平均收益率，rit是第i只股票在第t周的收益率，N=47为计算总周数。

上证30指标股在样本时限内周平均收益率和方差的具体计算结果见表1。

4．2决策模型与有效投资组合

因为我国证券交易市场不存在卖空机制，相应的组合投资决策模型可写成以下数学规划的形式：minσ2（rp）XT∑X

s.t.XTEn=1

XTR=R0（3）

Xi≥0，i=1,2,…，n

式中：X=（x1，x2，…，xn）T为证券组合投资比例向量；r=（r1，r2，…，rn）T为各单个证券投资收益率向量；R=（R1，R2，…，Rn）T为收益率向量的期望向量；∑（σij）n×n为收益率向量r的协方差，σij=Cov（ri，rj），i，j=1，2，…n；En为元素全为1的n维列向量；E（rp）=XTR表示证券组合的预期收益率；σ2（rp）=XT∑X表示证券组合的风险。

该模型的内涵是在给定预期收益率R0的条件下，力求使证券组合投资的风险达到最小。其中，R0为投资者所要求的最低收益率水平。

借助于Lingo软件平台，通过编程计算，不难求解上述数学规划，从而确定证券投资的有效组合。实际运算结果表明，上证30指数指标股的有效投资组合一共有14组，每一投资组合中各样本股所占的投资比例见表2。

5．3投资组合的有效边界及结果分析

由表2的数据可以看出，随着组合投资方案中证券数目的增加，用方差代表的投资风险在迅速降低，最终稳定在某一固有的风险水平。该风险水平在某种意义上可视为投资环境的系统风险，必须由投资者个人承担，而无法通过投资组合的方式来化解。

根据表2的数据可以绘制出上证30指数指标股投资组合的有效边界，其界面曲线见图6。

图6中的B点表明，投资者在上证30指数指标股投资组合中可以实现的最高周收益率为1.4721%，折算成年收益率为75.71%，同时需要承担方差为45.08%的投资风险。其具体投资方案为将全部资金投资于龙腾科技，属于单一证券的投资选择模式，是高收益、高风险的集中体现。

另一方面，图6中的A点表明，如果将资金按一定比例分投于所选择的9支股票（详见表2），则投资风险降低到最低程度（σ2=5.2%），同时可实现0.249%的周平均收益率，对应年收益率为12.78%。显然，该证券组合投资的收益率仍然远高于银行同期年利率2.25%的水平。

参考文献

1小詹姆斯L.法雷尔.齐寅峰译.投资组合管理理论及应用[M].北京：机械工业出版社，2002

第2篇：实证分析范文

【关键词】人民币汇率 套补的利率平价 购买力平价 国际收支 分析与设想

作为一个国家经济调整的重要杠杆，汇率的变化会导致很多经济指标显著的变化，从而影响整个经济基本面。2005年7月21日，在经历了较长时期内汇率固定的局势后，中国人民银行宣布人民币升值，并采用有管制的浮动汇率制。两年多过去了，人民币汇率一直小幅走低，这一现象正常吗？而美国财政部在最近的几份半年报中，一方面对中国的汇改进展给予了一定程度的积极评价，另一方面也继续敦促中国加快汇率政策改革，强调目前的汇改速度太缓慢，容易加剧国内经济的扭曲，阻碍国际收支平衡调整。通过实证分析，人民币的币值确实被低估，人民币升值的趋势会继续保持，而且升值幅度会加大。

一、套补的利率平价

由于套补的利率平价的实证检验最易验证，先用套补的利率平价来检验当下的人民币汇率。根据2005年6月到2007年10月的汇率走势（具体数据略），利用套补的利率平价公式计算：（f-e）/e=i-i?鄢，进行变形得：

用2005年9月到2007年3月的数据加以验证：

i的数值采用上证国债收益率，i?鄢的数值采用美国国债收益率，远期采用中国工商银行外汇价格。

人民币一个月远期外汇牌价，以月为期限间隔，取当月每天远期汇率价格的算术平均数。（具体数据略）根据公式算出的模拟远期趋势图如图1所示：

与真实的汇率进行对比，真实的汇率选用中间汇率如图2所示：

（数据来源：中国国家统计局）

检验相关系数见表1：

E为真实的汇率，E1是模拟的汇率。由表1可见，利率平价理论拟合的结果一般，虽然模拟值与真实值的趋势很一致，相关系数很高，但数值之间有不小的差距，尤其是模拟值与我们的预期有很大出入：一般观点认为，人民币升值速度太慢，以至于升值效应不能很好的体现在国际收支方面，甚至与现在高速度的通货膨胀有关，但根据理论公式算出的模拟汇率则显示真实汇率的升值幅度略高。误差原因有如下几点。

1、远期汇率不准确

就数据本身而言，截取的数据来自于中国工商银行总行，其显示的外汇牌价与当地交易的价格是有出入的，而且将当月每天价格的算术平均值作为当月价格，估值较为粗略。外汇牌价时时都会变动，截取的价格也并不十分准确。假设数据较为准确，误差也有可能来自于国家外汇管理局对远期外汇交易的管制。

2、投资收益率的选择有误差

两国的利率选取的均是国债的收益率，基本无风险，完全忽略套利投机者。

3、交易成本

在以上的实证分析中，没有考虑交易成本，而银行在远期利率的买入价和卖出价之间会收取差价作为手续费。

4、外汇管制

我国实行的是有管制的浮动汇率制，外汇管制因素应该考虑在内。

再用shibor做i进行模拟，取2007年3月1日至4月23日有交易行为的日期进行模拟，真实的汇率取自中国银行基准汇率。（具体数据略）根据公式算出的模拟远期趋势图如图3所示：

与真实的汇率进行对比见图4：

可以明显看出，真实的汇率基本没有变化，但模拟的汇率下降较快，所以这次的模拟证实了我们的猜想：人民币升值的幅度太慢了。我们认为，从降值幅度来看，虽然我国实行的是浮动汇率制，但是政府对人民币汇率还是有一定的管制。当然，第二次模拟汇率与真实汇率的比较也并不完美，这是由于牌价汇率并不是各个银行分行真实的交易汇率所导致的。

从利率平价理论分析人民币汇率，人民币一直升值的趋势是毋庸置疑的。美国由于次级债风波，正处于降息周期，而中国由于要马上进入通货膨胀周期，所以政府会极力迫使利率上升，根据上文公式，分母变大，e值相应下降，人民币理所当然应该升值。

二、购买力平价理论

人民币在两年时间内升值幅度达到0.8个百分点，这到底算是升值过度还是升值不够呢？可以用购买力平价理论进行简单分析。

如果用单一的商品进行度量，比如说用巨无霸指数的对象――麦当劳的巨无霸，那么人民币看上去被大大低估了：在中国上海，一个巨无霸卖12元，而在美国，一个巨无霸卖2.9美元。但是，购买力平价的前提假设是商品仅与货币因素有关，劳动力价格、生产力、地租等一系列因素均不予考虑，这显然是不现实的。中国的餐饮价格如此便宜，主要是由于劳动力价格十分低廉和农产品价格十分低廉所导致的，不符合购买力平价的前提。

同理，若以其他的商品作为购买力平价的参照商品，有时结果更为离谱：以哈根达斯冰淇淋为例，用中美两国此商品的价格相除得出的汇率显示，人民币不仅没有被低估，反而被高估了：e的估计值接近20。这则是由于哈根达斯冰淇淋在中国是奢侈品，但在美国，它只是家常的冰淇淋而已，在中国，它的价格本来就偏离了正常的市场价格。

由此可见，购买力平价理论虽然很好理解，但是很难用来做实证。

三、国际收支说

再从最直观的国际收支说进行判断人民币币值是否被低估，分析如下：

1、出口能力与进口需求的变化（见图5）

从图5中可以看出，2005年9月到2007年9月间，出口势头没有缓和的迹象，反而与进口之间的差额拉大，这说明这两年间的升值幅度根本没有对出口造成很大的影响。从进口方面来看，人民币升值对进口造成的刺激也不大。

2、价格水平的变化

从今年年初以来，我们经历了持续的较高通货膨胀，按照理论，我们的人民币币值应该稍快上升，我国商品的实际竞争力应该有所下降，经常账户应该恶化。可是实际上，如图6所示，我们的出口额还在上升，贸易顺差还在不断拉大。这从另一方面也说明了我们升值的幅度不够，对经常账户影响不大。

3、利率的变化

为了抑制流动性，中国人民银行在今年连续提高利率，吸引大量资本流入，本币升值，但升值幅度和速度与利率的提高比起来还是滞后。

4、对未来汇率预期的变动

这一点主要是通过外国资本的流入进行估计，从而预计未来利率。如图7所示，外商直接投资没有很大的变动，对未来汇率的预测很难从这方面获取有效的信息。

四、分析与设想

2005年5月起，我国实行的是有管制的浮动汇率制，倘若我国的汇率完全由市场决定，那么毫无疑问，人民币会大幅度升值，如果出现这一局面，我国的经济将会受到什么影响呢？

1、用货币分析法进行分析

由md=ep?鄢f（y,i）可知：汇率降低，本币升值时，本国商品价格下降，货币需求减少，国际收支顺差减少。这意味着我国的外贸企业要大量缩减产量，这势必带来失业率攀升，工人福利下降等影响。但从另一方面说，也能促进我国出口行业产品由劳动密集型向技术密集型转变。

2、用购买力平价进行分析

人民币汇率降低后，若币值升值幅度较大，则在外国物价不变的情况下，本国物价水平会有所下降。而且国外的商品相对便宜，也有利于进口。现在的物价水平已经让很多公民不能再保持原来的生活水平，若本国或外国物价相对有所下降，那么消费者剩余会提高，能增加社会福利。

3、对外汇储备进行分析

我国现在拥有高额的外汇储备，如果人民币汇率降低，人民币大幅度升值，从一方面来说，储备会有所流失，但从另一方面来看，国家持有的人民币与升值前比有大幅度的下降，这对于现在高速增长的通货膨胀率来说，无疑是个好消息。

人民币较快速的升值会对经济的各个方面产生很大的影响，政府应进行适当幅度的宏观调控。如果货币政策效果不明显，就改用其他的方法，比如出口行业的企业盈利很多，但都自己储蓄起来，不加工资，不加福利。这些外汇储蓄既不能改善人民生活水平，又对人民币汇率产生了强大的压力，政府应出台一些政策予以调节。

以上几种理论都说明了目前人民币汇率较高，币值被低估，人民币升值的趋势会继续保持，而且升值幅度会加大。面临这样的经济形势，我国政府和央行应该采取一定的宏观政策来调整出口结构和社会福利制度，以减小这次人民币汇率走低，币值升值带来的不利影响。

（注：本文数据除特别标明外，均来自于wind数据库）

【参考文献】

[1] 米什金：货币金融学[M].中国人民大学出版社，1998.

[2] 姜波克、杨长江：国际金融学[M].高等教育出版社，2004.

[3] 许少强、李天栋、姜波克：均衡汇率与人民币汇率政策[M].复旦大学出版社，2006.

[4] 赵继志、孟繁菁：人民币汇率制度的变迁：1994-2006[J].沧桑，2007（6）.

[5] 雷超超、王琰：人民币汇率影响的因素探讨[J].财经界(中旬刊)，2007（3）.

[6] 莫尚云：人民币汇率走势分析[J].商业经济，2007（12）.

第3篇：实证分析范文

文献综述

随着我国产业结构和贸易结构的调整，服务贸易在我国国际贸易中的地位不断增强。我国服务贸易对经济增长的影响受到了学术界的广泛关注，实证研究表明服务贸易促进经济增长（韩振国，王玲利2009；蒋昭乙2008等）。另一方面，我国服务业贸易竞争力也成为了学术研究的热点。陈宪和殷凤（2008）分析了我国服务贸易的发展趋势，利用市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数比较了我国服务贸易与其他国家服务贸易的竞争力水平，并探讨了服务业增加值、服务业利用外商直接投资和货物进出口额对我国服务贸易的影响。殷凤和陈宪（2009）比较了世界主要服务贸易经济体服务贸易竞争力，并发现GDP、人均国民收入、货物进出口总额和服务业开放度对我国服务贸易有正向影响。庄惠明等（2009）详细分析了我国服务贸易竞争力的现状，并以“钻石模型”为理论依据研究了影响服务贸易竞争力的因素，发现人口素质、货物出口额、第一产业劳动生率、城市化水平和服务业劳动生产率为我国服务出口的主要影响因素。黄庐进和王晶晶（2010）比较分析了我国和印度的服务贸易国际竞争力。

从现有相关文献中可以发现服务贸易出口市场占有率、服务贸易竞争优势指数、服务贸易出口显示性比较优势指数是文献中最为常用的服务贸易竞争力的指标。而在检验我国服务贸易竞争力的影响因素时，大都以我国服务贸易出口额作为服务贸易出口竞争力的变量，文献识别的影响因素包括服务业增加值、服务业利用外商直接投资、货物进出口额、GDP、人均国民收入、服务业开放度、人口素质、第一产业劳动生产率、城市化水平和服务业劳动生产率等，但结论并不统一。

目前国内对具体服务行业贸易竞争力的研究还非常少。孙江明和苏琴（2006）对运输服务贸易的竞争力进行了国别比较分析，发现我国运输服务贸易出口竞争力极弱。周经和吕计跃（2008）研究了我国旅游服务贸易竞争力的影响因素，发现旅游产业组织、人力资本和旅游交通对旅游服务出口竞争力有显著影响。正如庄惠明等（2009）所指出相关文献对服务贸易竞争力的研究多停留在一般定性判断与初步统计比较上，缺少对影响其贸易竞争力深层原因的深入分析。目前还没有研究深入探讨影响我国运输服务贸易竞争力的深层原因。而且相关分析竞争力影响因素的文献多以贸易出口额为因变量做回归分析，然而贸易出口额并不能准确代表贸易出口竞争力。为探索我国运输服务贸易出口竞争力不强的深层原因，本文以运输服务出口竞争力指标（即出口市场占有率、贸易竞争优势指数和显示性比较优势指数）为因变量，利用主成分分析和多元回归分析的方法，探讨我国运输服务贸易出口竞争力的影响因素。

我国运输服务贸易竞争力的现状分析

改革开放以来，我国运输服务能力日益增加。随着我国运输服务业全面开放格局的形成，我国运输服务贸易也飞速发展。从图1可见，我国运输服务贸易发展迅速，运输服务贸易出口在14年中（1995-2008年）增长了近10倍左右，进口也翻了两翻。但在1995-2001年间运输服务贸易变化不大，而加入WTO后，我国运输服务贸易的增速大幅提高，2002-2008年间运输服务贸易总额翻了两翻，2009年由于受到全球经济危机的滞后影响略有下降。尽管如此，这些年来我国运输服务贸易仍一直存在高额逆差（仅2006年逆差较小）。这说明我国运输服务贸易的国际竞争力不强，出口能力较弱。

本文采用运输服务贸易出口市场占有率、运输服务贸易竞争优势指数和运输服务贸易出口显示性比较优势指数来刻画运输服务贸易的竞争力。运输服务贸易出口市场占有率即为一国运输服务贸易出口额占世界运输服务贸易出口总额的比重；运输服务贸易竞争优势指数为一国运输服务贸易净出口占该国运输服务进出口总额的比重；运输服务贸易出口显示性比较优势指数为一国运输服务贸易出口在该国服务贸易出口中所占比重与世界服务贸易中运输服务贸易所占比重的比例（孙江明和苏琴，2006）。这3个指标的数值越大，说明竞争力越强。表1给出2008年世界运输服务贸易主要经济体的运输服务贸易竞争力情况。从表1可以看出，我国是运输服务贸易进口大国，在16个主要运输服务贸易经济体中排名第4，但我国运输服务贸易出口额和出口市场占有率仅排名第7，且与排在第1位的美国还有较大差距。尽管运输服务是一项劳动密集型的产业，而且一直是我国一项主要传统服务出口项目，但从贸易竞争优势指数（排名第12）和出口显示性比较优势指数（排名第7）来看，我国运输服务贸易出口的竞争力并不强，没有明显的比较优势。

表2给出了2008年度我国各服务行业贸易出口竞争力的情况。我国各服务产业的贸易竞争力都比较弱，仅有建筑服务业的显示性比较优势指数为2.068，具有较强的国际竞争力。而相对于其他服务贸易而言，运输服务业的贸易竞争优势指数较低，而显示性比较优势指数较高（仅比建筑服务业低），这是因为运输服务业的劳动密集度较高，从而有相对比较优势。

总之，从我国运输服务贸易的纵向发展历程和竞争力的横向比较中可知：我国运输服务贸易近年来（特别是加入WTO之后）发展迅速；但是相对于欧美发达国家，我国运输服务贸易出口占世界运输服务贸易的份额较小，竞争力较弱；而相对于国内其他服务行业，运输服务贸易的出口竞争力较弱，但比较优势相对较强。

我国运输服务贸易竞争力影响因素的实证分析

本文以波特国家竞争优势理论中“钻石模型”为理论依据，基于我国1982-2008年的数据，建立计量模型，采用主成分分析和多元回归分析方法分析我国运输服务贸易竞争力的主要影响因素。

1.变量选择和数据来源

本文分别用运输服务贸易出口市场占有率（MS）、运输服务贸易竞争优势指数（TCA）和运输服务贸易显示性比较优势指数（RCA）来测量我国运输服务贸易出口竞争力，因此它们在不同的模型中作为因变量。自变量确立为上述五方面因素的8个变量：人均GDP（GDP）、货物出口额（EXP）、货物进口额（IMP）、服务业增加值占GDP的比重（SER）、服务业劳动生产率（PRO）、城市化水平（URB）（即城市人口比例）、运输服务贸易开放度（OPP）和我国加入WTO虚拟变量（WTO）。运输服务贸易出口市场占有率、运输服务贸易竞争优势指数和运输服务贸易显示性比较优势指数的数据根据《中国对外贸易年鉴2009》和世界银行发展指数数据库中关于中国和世界服务贸易的数据计算而得。人均GDP、服务业（用第三产业替代）劳动生产率资料来源于《中国统计年鉴2009》；货物出口额和货物进口额资料来源于《中国对外贸易年鉴2009》；服务业增加值占GDP的比重和运输服务贸易开放度则根据世界银行发展指数数据库数据计算而得。所有数据的时间跨度为1982-2008年。

2.实证模型

为避免解释变量之间存在的高度相关对模型准确度的影响，故利用SPSS18软件首先采用主成分分析，然后对主成分进行多元回归分析。表3给出了对五方面因素的回归结果。其中需求因素由人均GDP、货物出口额和货物进口额3个变量组成的主成分代表；相关产业支持因素由服务业增加值占GDP的比重和服务业劳动生产率组成的主成分代表；生产因素由城市化水平代表；政府因素由运输服务贸易开放度代表；机会因素由我国加入WTO虚拟变量代表。为明确各解释变量对我国运输服务贸易竞争力的影响，将表3结果根据主成分分析结果（即主成分的构成）换算成对8个解释变量的回归方程，得到最终回归模型：（略）。3个模型的R2分别等于0.989、0.875和0.838，说明五方面因素的8个变量对我国运输服务贸易出口竞争力具有很好的解释能力，而且它们的Dubin-watson统计量分别为1.965、1.665和1.251，说明不存在自相关问题。此外，由于所用数据为时间序列数据，为避免伪回归，利用Eviews5.0软件对模型的残差序列进行了Phil-lips-Perron平稳性检验。其结果显示残差序列不存单位根，是平稳序列。

3.模型结果分析

根据表3和最终回归模型的结果，需求因素、相关产业支持因素、政府因素和机会因素都对我国运输服务贸易出口竞争力有正向的影响。但生产因素对我国运输服务贸易出口竞争力的影响却为负，这并不是说生产因素对我国运输服务贸易出口竞争力起负向作用，与波特竞争力理论背道而驰。而是由于本文中仅用城市化水平来衡量生产因素，模型结果的负号，仅说明现阶段城市人口比例与我国运输服务贸易出口竞争力呈现负向关系。

（1）需求因素（特别是货物贸易）是我国运输服务贸易出口竞争力的主要影响因素。这一结果进一步验证了货物贸易对我国服务出口有显著的拉动效应，货物贸易发展过程中蕴含着服务贸易的巨大机会。对运输服务贸易来说更是如此。因为货物贸易是运输服务贸易最主要的需求因素，任何货物贸易的完成都离不开运输服务。因此发展货物贸易并充分利用货物贸易的拉动作用是提高我国运输服务贸易出口竞争力的重要途径之一。

（2）相关产业支持因素的表现对我国运输服务贸易出口竞争力有着非常重要的影响。模型分析结果表明，服务业（即第三产业）的发展有利于提高我国运输服务贸易出口竞争力。事实上运输服务贸易出口就是我国运输服务业的外向化过程，这需要我国运输服务的发展作为支持。我国运输服务业乃至整个服务业的发展水平决定了我国运输服务的出口竞争力。

（3）城市化水平对我国运输服务贸易出口有显著的负向影响。这是因为城市化水平的提高，城镇人口增多，对服务业的需求增大。这就使得城市化水平提高所带来的服务业的增长被国内需求消化，甚至这种增长的国内需求还会促进服务进口、减少出口。而对运输服务业而言，由于我国运输服务业整体水平不高、供给能力有限，由城市化水平的提高带来国内运输需求的增长，有可能减少了运输服务的出口能力。造成这种现象的原因有两方面：一方面，我国城市和农村居民的服务需求相差巨大，所以城市化水平提高带来的国内运输服务需求的增长非常大；另一方面，我国运输服务业的发展水平低，结构不合理，供给力不能有效分配。所以城市化水平与运输服务贸易出口竞争力间的负向关系不能说明我国应该放缓城市化进程，而是说明我国需要调整运输服务业结构，合理分配其供给力等。

（4）政府因素即我国运输服务贸易开放程度促进了我国运输服务贸易出口竞争力的提高。加大我国运输产业的开放程度，一方面有利于我国运输企业走向国际市场，另一面随着国际运输企业进入我国市场，加大了我国运输市场的竞争，有利于我国运输产业的发展和运输企业能力的提高，因而促进了我国运输服务出口竞争力的提高。

（5）加入WTO促进了我国运输服务贸易出口竞争力的加速提高。加入WTO后，我国运输服务贸易（包括进、出口）的发展明显提速。一方面，运输业的进一步开放促进了运输服务贸易的发展，另一方面，其他行业的进一步开放和货物贸易的加速增长都为运输服务贸易的发展提供了机会，促进了我国运输服务贸易竞争力的提高。

结论

第4篇：实证分析范文

关键词：上市银行 风险管理 外部监管 内部控制

一、中美银行风险实证对比分析

根据不同的标准可以将风险划分为不同的类型。巴塞尔协议结合商业银行经营的具体特征，按照诱发风险的原因，将其分为八种风险分别是信用风险、操作风险、市场风险、流动性风险、国家风险、声誉风险、法律风险、一级战略风险。从重要性程度来看，主要讨论前四种风险。

（一）信用风险

截取交通银行和美国银行2010―2014年不良贷款率的变化情况，分析中美两国上市银行对于信用风险的控制情况。

由图1中可以看出，交通银行的信用风险管理能力强于美国银行，从2010―2014年，交通银行的不良贷款率始终控制在2%以下，侧面反映了银行上市后经营更加谨慎，制定相应的对策来坚守风险的发生。而美国银行虽然不良贷款率始终高于交通银行，但不良贷款率呈逐步递减状态，且在2010―2011、2012―2013两个跨度间降幅显著，说明金融危机之后，美国银行通过加强内部控制来增强其抵御风险的能力。

（二）流动性风险

选取交通银行和美国银行2010―2014年相关的财务数据并计算其财务数据。

由图2可以看出，国际上对于上市银行的流动性比率一般要求大于25%，交通银行对于流动性比例的控制远远大于国际的要求，并呈逐年上升趋势。近两年趋势放缓也说明交通银行并不一味追求流动性比率的高低，而是寻求最佳安全与盈利的黄金点。

由图3可以看出，交通银行的存贷比大致维持在一个较为稳定的水平，而美国银行的存贷比则呈逐年上涨趋势，且从整体趋势来看，美国银行的存贷比显著高于交通银行，从而反映美国银行对于流动性的控制要好于交通银行。

（三）操作风险

依据基本指标法，银行持有的操作风险资本金等于其前3年总收入的平均值乘上一个固定比例（α），α为固定值15%。计算公式如下：

KBIA（交通银行）= 24458.65（百万元）KBIA（美国银行）= 12826.15（百万美元）

除去汇率因素的影响，交通银行所需的操作风险资本规模大约为美国银行的两倍。不过，基本指标采用银行前三年的收入来衡量，银行规模的大小成为制约因素，美国的银行规模整体大于交通银行，因此在具备一定的条件后，可以采用更高级的计量方法，诸如使用收入模型分析两个银行的操作风险管理。

（四）市场风险

市场风险主要体现在以下方面：

（1）资本不足带来的风险

资本充足率是一个衡量银行能否正常运营和发展重要的资本比率，反映了商业银行在存款人和债券人的资产遭到损失之前，该银行能否以自有资本承担损失的程度。

巴塞尔新协议中的计算公式为：

银行资本充足率=（资本-扣除项）/（信用风险加权资产+12.5倍的市场风险资本+12.5倍的操作风险资本）

截取交通银行和美国银行2010―2014年的财报数据，分析两国银行的资本充足率情况。

由图4可以看出，交通银行和美国银行的资本充足率都达到了新协议要求的8%以上，且相对来说都处于较高的水平。尤其对于美国银行，资本充足率水平显著高于交通银行，加之我国银行在计算资本充足率时并不包括操作风险，侧面反映我国银行的资本充足率水平同西方先进银行存在一定差距，有待加强。

（2）利率风险

利率风险是市场风险中重要的风险，首先，利率一直处于不可预见的变化中；其次，利率的小幅调整对于银行的存贷款影响都比较大。

（3）汇率风险

商业银行汇率风险是指汇率变动可能给银行的当期收益或价值带来损失的风险，它是由汇率波动的时间差地区差及银行表内外业务币种和期限结构不匹配等原因造成的汇率风险源于包括固定汇率和浮动汇率的两大国际货币制度固定汇率风险较浮动汇率风险要小得多，浮动汇率波动频繁且波动幅度大，所产生的汇率风险也难以度量，是商业银行风险控制的主要内容之一。我们将以汇率风险为例进行实证分析结论及建议

二、结论与建议

本文主要分析上市银行的风险控制能力，综合上述四种风险的实证分析，在信用风险方面，交通银行的控制要优于美国银行，不良贷款率始终处于一个较优的水平。在流动性风险方面，美国银行的存贷比显著高于交通银行且还有逐年优化的趋势。对于市场风险，两国银行均采用了VaR的在险价值分析。在操作风险方面，美国银行的内控要优我国于交通银行。

（一）对于外部监管

结合我国上市银行并非商业银行主体的具体国情，在借鉴伞形监管模式的优点的基础上，首先，架构以银监会担当主体的主监管模式，同时建立和加强监管机构之间的信息交流机制；其次，要改革完善相关的法律法规，统一监管标准，解决上市银行会计信息披露指标不统一的困境。必要时引入相关的事后惩戒制度，对于严重危害市场的行为追究刑事责任。更重要的是引入多方约束机制，强化客户以及社会中介机构对于上市银行的监督。

（二）对于内部控制

首先，完善法人治理结构，简化行政管理机构，缩短管理半径，提高行政效率；其次，完善权力制约机制，提高内部等级管理水平，完善分别授权和集体议事的制度。同时强化稽核监督作用，推行内部稽核特派员制度。具体而言，又可从市场、信用、流动性、操作等四个风险管理方面加强内部控制。

操作风险：加强事前预防和事中控制，建立良好的管理机制，灵活运用严格系统的风险管理政策和积极主动的风险管理工具，更为及时有效地处理操作风险。

市场风险：实施一致性管理和集中管理，结合现代化的量化时段处理风险模型的开发和应用，交叉运用多种限额，确保控制力度和准确性。同时借鉴美国银行的资本充足率审核方式，将操作风险纳入其衡量范围，进一步提高银行资本充足率。

信用风险：在强化审慎的信贷审核系统同时，有效放权给相关的部门管理人员，培养人员的高素质以及风险识别能力，在维持不良贷款率低于2%的水平下的同时，进一步提高放贷效率和审核力度，将资金及时有效过渡到社会的光明产业中去。

流动性风险：借鉴美国对于流动性风险的管理模式。在保证银行流动性资产能应付客户需求的同时，更为准确和积极地投放资金到相关领域，防止贷款的期限错配，使流动性比率控制在一个更为稳定适宜的水准。

银行存在的各种风险之间并非互相孤立，银行应当设立组合管理的目标和限定风险的范围以确定风险得到充分发散，加强风险的系统性管理，完善全面风险管理的模式。

参考文献：

[1] 杨静文.商业银行操作风险度量和实证分析[J].中国优秀硕士学位论文全文数据库，2008（6）.

[2] 陈蔑.商业银行风险管理中的内部控制[J].经济与管理，2003.

[3] 王庆华.加强金融监管和完善银行风险管理[J].管理世界，2000（9）.

[4] 熬雪.我国商业银行风险管理研究[J].中国优秀硕士学位论文全文数据库，2009（5）.

第5篇：实证分析范文

【关键词】GDP 上证指数 协整检验 格兰杰检验

一、文献综述

对于我国GDP与股市之间的关系，有许多学者展开了研究，并得出了结论，大多数学者认为两者之间并不存在很强的相关关系。刘勇（2004）对于GDP 与股市的Granger 检验结果是，我国 GDP 与股市之间不存在强相关性和 Granger 因果关系。 陈朝旭 （2006） 等利用Granger 因果关系检验论证了我国股市存在依赖于经济周期的非对称关联关系，在经济繁荣时期我国股市与实体经济才表现出较好的关联性。黄勇（2008）对两者之间的弱相关关系做出了合理解释，他认为一方面是由于政府干预过多，另一方面则是经济转轨时期的体制特征也使得股市与宏观经济产生了脱节。本文利用最新的数据，运用计量的方法对GDP与上证指数的关系进行研究，并得出结论。

二、相关概念介绍

（一）股价指数和上证综合指数介绍

1. 股价指数（Stock index）是由股票市场中的某些机构编制的用以描述股市总体价格水平的数值。股价指数的计算公式：股价指数=（报告期价格/基期价格）* 基点。

2. 上证综合指数（简称上证指数、上证综指、上证综合、沪综指或沪指）是中国反映上海证券交易所挂牌股票总体走势的统计指标。上证指数系列均采用派许加权综合价格指数公式计算。

（二）GDP指标介绍

GDP即英文（gross domestic product）的缩写，它是对一国（地区）经济在核算期内所有常住单位生产的最终产品总量的度量，常常被看成显示一个国家（地区）经济状况的一个重要指标。它不但可反映一个国家的经济表现，还可以反映一国的国力与财富。

三、数据分析

（一）数据来源

在本次研究中，我选择的是1991年到2014年我国GDP以及我国上证指数的年末收盘价作为数据分析的对象（2014年GDP的数据来源于新闻报道的初步核算数据），上证指数1991年到2014年的年末收盘价则是通过软件获得。

（二）数据处理

为了消除异方差的影响，我将GDP与上证指数的年末收盘价都取对数，Lngp：GDP取对数；lnsp：上证指数（ship）取对数。

四、模型的建立以及实证结果的分析

（一）单整检验

对Lngp和Lnsp进行单位根检验，选用ADF检验，模型有漂移项和趋势项，最佳滞后期由SIC确定。检验结果如下：

Lngp：P值等于0.0111，拒绝原假设，lngp为平稳时间序列。

Lnsp：P值等于0.0131，拒绝原假设，lngp为平稳时间序列。

（二）协整检验

1.对lngp和lnsp进行OLS分析，得到残差，生成残差序列。

2.残差序列单整性检验

对残差进行单位根检验，选用ADF检验，模型无漂移项和趋势项，最佳滞后期由SIC确定，检验结果如图：

P值等于0.0068，拒绝原假设，残差序列为平稳时间序列。

综上所述：lngp与lnsp之间存在协整关系。

（三）格兰杰因果关系检验

1.对lngp和lnsp进行滞后一期的格兰杰因果关系检验

检验结果如下：

2.对lngp和lnsp进行滞后两期的格兰杰因果关系检验

检验结果如下：

综上所述，lnsp不是lngp的格兰杰原因，lngp是lnsp的格兰杰原因。

五、结论

1.GDP作为衡量经济表现的唯一指标并不合适。当GDP增速减慢的时候，国家就会出台政策增加投资，在股市中与投资相关的企业也会有所表现，而这些企业基本上都是大盘蓝筹股，这些大盘蓝筹股拉高大盘指数，但这往往只是暂时的，或者说只是一波投机热潮。

2.股市监管不严。中国股票市场由于缺乏强有力的监管，普遍存在上市公司信息披露不足， 庄家操纵市场与关联交易等欺诈行为， 证券公司和投资基金机构也缺乏有力的制度与措施来规范和监管。由此导致我国股价指数变化与GDP很难一致，有时甚至背道而驰。

以上只是我基于实证分析结果做出的两点解释，尚有不全面的地方，还需要日后更进一步研究。理清GDP与股价指数之间真正的关系，对把握经济未来方向具有重大意义，经济能影响股价指数，股价指数却不是反映经济数量的最佳指标，然而，对于反映我国经济的质量而言，股价指数仍有非常重要的参考价值。

参考文献：

[1]陶丙印.我国房地产和股市价格与GDP关系实证研究[J].现代商业，2009，04.

第6篇：实证分析范文

【关键词：】 证券市场 企业并购 绩效 实证分析 【内容摘要：】 本文以中国上市公司为研究对象,对发生在证券市场上企业之间的并购行为及其绩效进行了实证分析。本文在评价采用事后股价变动分析法和经营业绩分析法，分别对并购发生日前后短期内股票价格的变动和较长时期内企业经营业绩的变化进行了分析评判，旨在说明并购行为对企业绩效产生的影响。通过分析，本文得出的结论是：（1）我国证券市场的并购行为从总体上看具有一定的正绩效；（2）并购绩效的取得，主要依赖于优、劣资产的简单置换和关联方之间的不等价交易，而不是通过并购实现了协同价值，提高了双方的经营效率。（3）不同样本组的并购绩效表现不一：纯粹的混合兼并效果不佳；控股权无偿划拨以后，上市公司业绩恶化；高科技公司买壳后，上市公司业绩迅速提升。（4）影响我国证券市场并购绩效的因素是多方面的，但最根本的原因在于不合理的制度安排；（5）提高自身技术水平和管理水平是实现规模经济的前提条件。 1. 导论1.1 研究的背景及目的自1897年以来，世界范围内已经历了五次大的并购浪潮。以美国为例，第一次大并购主要是大公司为追求规模效应进行的横向兼并；由于横向兼并受到反垄断法的限制，第二次并购是以大公司的纵向兼并为主要形式；第三次并购浪潮的主要特征是混合兼并即跨行业兼并；随着资本市场的发展、金融工具的不断创新，信息、通信、计算机等技术手段的推动，使小企业得以兼并大企业，因此杠杆收购成为第四次并购浪潮的特征；始于1994年的规模宏伟的第五次并购浪潮，以发达国家的大型跨国公司为主，多属强强联合的战略并购，合并的目的主要在于优势互补，强化企业的市场地位，拓展新的发展空间，提高企业综合竞争力和抗风险能力。90年代中期以来，随着我国企业改革进程的不断推进，证券市场的不断发展，我国证券市场也掀起并购、重组浪潮，1997年和1998年更是成为“资产重组年”。据统计1997年发生405起资产重组事件[原红旗，吴星宇，1998]，1998年发生企业重组事件705起[宋亚宁，1999]。重组板块受到投资者的热情追捧，也成为市场炒作的重要题材。1999年和2000年重组势头有增无减，2001年初三联集团重组郑百文更是成为股市热门话题。然而，据统计，在世界范围内的并购事件中，多数并不成功。麦肯锡公司曾研究了1972～1983年间英美两国最大工业企业的116项收购案例，以1986年的财务资料为分析数据，结果发现失败率为61%，默塞尔管理公司也对200家大型公司的合并作了调查，发现合并后的3年内有57%的合并企业的盈利落到了同行后面。这使人们有理由担心，管理水平相对很低，而目标公司又多是“丑女”的中国企业并购绩效究竟如何？是否能够通过并购实现协同价值，提升企业的经营效率和业绩？并购仅仅处于资本经营的层面，还是以生产经营作为依托？本文试图对我国证券市场并购行为进行研究，以回答上述问题，并对我国企业并购在盘活存量资产，优化资源配置，提高资产营运效率和证券市场质量方面的功能做出基本评判。1.2 文献资料回顾关于并购的绩效，西方学者存在许多相互对立的观点。一些人认为并购增加了社会财富，提高了效率，使资源得以最充分和最有效的利用，从而增加了股东们所拥有的财富[Jensen，1984]。另一些人持怀疑态度，他们认为，被收购的公司已经很有效率了，这些公司被收购以后，其经营并没有改善[Magenheim和Mueller，1988；Ravenscraft和Scherer，1988]。也有人断言，股东们所获得的仅仅代表了一种将财富从劳动力和其他利害关系人手中转移出去的再分配[Shleifer和Summers，1998]。还有一种观点认为，并购活动是投机者阴谋的体现，在他们身上反映了社会的疯狂，其行为加剧了过度的负债，损害了所有者权益[Rohatyn，1986]。甚至有企业家也对兼并的作用表示怀疑。巴菲特(Buffett)就认为，以低价购买“癞蛤蟆”似的目标公司给予“亲吻”带来的奇迹太少了，有些兼并之所以很成功是因为目标公司在被购买时就已经是“王子”了。即认为并购并不能改善一个公司的经营业绩。总体而言，国外学者关于并购绩效的研究比较多，提出了许多兼并与要约收购之所以发生的理论，主要有：效率理论，信息与信号理论，问题与管理主义，自由现金流量假说，市场力量，税收，再分配理论等等。在实证领域，西方学者的研究主要集中在通过考察并购事件对投资者超额收益的影响，对理论和假设进行检验。以美国为例，《财务经济学周刊》（Journal of Financial Economics）在1983年发表了对兼并与要约收购活动的研究概要。詹森和鲁贝壳在其综合性摘要文章中，对13项并购活动的抽样研究结果进行了回顾。他们的概要表中展示了在成功的要约收购活动中目标企业股东的正收益率为30%，在成功的合并活动中目标企业股东的正收益率为20%；杰拉尔，布莱克利和奈特（1988）概括了对1962年到1985年12月间的663起成功的要约收购的研究结果。他们发现不同年代目标企业股东所获得的超额收益率不同；在对经验研究结果的概括中，詹森和鲁贝壳认为在成功的要约收购中，竟价企业的超额收益率为正的4%，他们还估计在兼并活动中竟价企业的超额收益率为零；杰拉尔，布莱克利和奈特（1988）考察了几十年中收购企业股东的超额收益率，发现60年代为正的4%，70年代跌至2%，80年代则为负的1%；布雷德莱、迪塞和基姆（1988）进行了类似的研究；尤、凯弗斯、史密斯和亨利（1986）研究了1975年～1984年6月间133起并购活动中目标企业和竟价企业股东的超额收益率，还提供了频率分布。我国关于资产重组绩效的实证研究始于1998年。原红旗和吴星宇（1998）以1997年所有重组的公司为样本，比较了公司重组前后四个会计指标，发现重组当年公司的每股盈余、净资产收益率和投资收益占总利润的比例比重组前一年有所上升，而公司的资产负债率有所下降，会计指标变动的幅度与公司重组的方式及重组方的关联关系有关。孙铮和王跃堂（1999）研究了同样的样本之后，并把重组公司的业绩变化与非重组公司的业绩变化进行比较，发现重组业绩有显著提高，但是它们发现公司重组前后业绩的变化与重组参与方是否存在关联关系无关。陈信元、张田余对1997年沪市资产重组的股价反应进行了研究，发现市场对资产重组有一定反应，股权转让、资产剥离和资产置换类公司的股价在公告前呈上升趋势，随后逐渐下降，市场对兼并收购没有反应。高见、陈歆伟（2000）对1997年沪深两市所有样本资产重组的效应进行研究，发现了影响市场反应的若干因素。以上学者的研究得出了许多有益的结论。但由于我国股市起步较晚，证券市场的兼并收购近几年才大规模兴起，因此研究中也存在一些不足。主要表现在：1.我国证券市场的不规范性和投机性导致股票价格不能反映其真正价值，因此仅根据并购事件的市场反应解释并购绩效，结论有一定的偏差；2.并购是一项复杂的企业经营活动，并购绩效的释放需要时间，只研究并购后当年的会计数据变化难以说明并购是否成功；3.不同动机、不同行为主体、不同类型的兼并收购其绩效应当不同，只对整体样本进行研究分析，所得结论比较笼统，难以根据结论做出具有针对性的政策建议。针对上述研究中存在的问题，本文在实证研究时，主要考察并购后几年公司经营业绩的变化，并将市场并购行为按照不同特点进行分类，并且对企业并购的成功率进行统计，以期在比较、分析的过程中，发现问题，找出规律，对各种类型的并购绩效做出客观评价，探索影响并购绩效的因素，从而给出具有针对性的政策建议。1.3 本文的研究视角涉及证券市场的兼并收购按照并购主体的不同可以划分为三种方式：一是上市公司并购非上市公司；二是非上市公司并购上市公司，也就是上市公司控股权转让，即通常所说的买壳上市；三是上市公司并购上市公司。第三种并购行为目前在我国证券市场还不具有普遍意义，因此本文主要研究前两种并购行为的绩效。国外学者在研究中并未对“绩效”给出明确的定义。本文认为绩效就是某一行为或事件所产生的后果、效果。对企业来说，并购绩效就是并购行为使企业价值发生变动的效应，企业价值增加，说明并购绩效为正，企业价值降低，说明并购绩效为负。基于此，本文研究并购绩效实际上主要是研究市场并购行为对企业价值的影响。1.4 本文的研究方法本文的目的是对我国证券市场并购行为的微观和宏观绩效做出基本评判，为了获得具有说服力的结论，我们采用了规范研究与实证研究相结合、以实证研究为主，定性分析与定量分析相结合、以定量分析为主的方法。因为纯粹的规范研究可能会流于空洞，缺乏说服力；而纯粹的实证研究也具有一定的缺陷：研究过程和结果会受到特定样本和时间段的影响，因此不可能捕捉到并购事件对企业价值的全部影响。定性研究有助于我们掌握并购事件从那些方面影响了企业的价值，而定量分析则有助于我们判断并购对企业价值的影响程度。对于如何衡量公司经营绩效，国外一般有两类方法，一种是事后股价变动分析法，即衡量中长期股价和股票收益率的变动；另一种是经营业绩分析法，即针对财务报表和会计数据进行比较分析。这两种方法各有其优缺点。在市场半强势有效的前提下，股票价格能够反映公司价值，因此事件期内股票超额收益率既可反映事件对企业价值的影响。而我国证券市场远未达到半强势有效，许多公司的股价远远偏离股票的真实价值，因此依据股价变动计算的超额收益率也就难以真实反映股票价值的变动，计算超额收益率只能考察并购事件对并购方或者目标公司投资者短期收益的影响。经营业绩分析法克服了市场因素对绩效评估的干扰，能够真实反映事件对企业经营能力和业绩的影响，本文认为在我国目前市场特征下这种方法是比较有效的并购绩效评估方法。其缺点主要在于：并购事件后，影响企业财务报表和会计数据的因素可能是多样的；一项战略并购对企业经营能力的影响往往是深远的，仅分析并购前后几年会计数据的变化可能无法发现并购事件对企业价值的全部影响，而较长年度的分析又会受到更多因素的干扰。基于以上考虑，本文将同时采用上述两种方法对公司并购绩效进行实证分析。一方面通过研究并购发生前后股票超额收益率考察企业并购行为的短期绩效，另一方面通过研究并购后几年内上市公司经营业绩的变化考察企业并购的较长期绩效。 2.我国证券市场并购短期绩效的实证分析    2.1 研究方法研究公司并购的短期绩效，实际上就是检验股价对公司并购公告的反应。即通过研究公告日前后股价变动，分析、考察并购事件期内公司股东的超常收益。衡量一个事件对股票价格影响的第一步是制定一个事件期。通常以宣布日为中心，宣布日在事件期内被指定为第0天。确定事件期的目的是为了捕获该事件对股票价格的全部影响。较长的事件期间可以保证捕获到全部的影响，但容易受到不相干因素的影响，故西方学者研究的事件期一般为-40天到+40天。    超常收益的计算步骤如下：l        计算每家公司在事件期内每天中的预期正常收益 l        计算事件期内每天的实际收益Rjtl        计算每个样本公司每天的超常收益rjt=Rjt- l        计算平均超常收益 ，N表示检验的样本公司数目l        计算累积平均超常收益 ，累积平均超常收益代表并购事件对所有样本的总体平均影响。对于预期收益的计算一般有三种方法：(1)均值调整的收益计算法。即选择一个“清洁期”，比如从-240到-41天,  通过计算“清洁期”的平均日收益获得， 。 (2)市场模型法，也就是基于资本资产定价模型的方法，使用该模型也要选择一个“清洁期”，对此期间内各天进行回归分析，其模型是 ,其中Rmt是第 t天市场指数的收益，通过回归分析归算出 和 的估计值，记为 和 ，然后代入市场模型，估算出事件期内每一天的预期收益 。(3)市场调整的收益计算法，即把每家公司在事件期内的预期收益等同于当天市场指数的收益： =Rmt。    2.2 研究结果分析由于数据收集的困难，本文没有进行企业并购短期绩效的统计检验。但国内学者在这方面已有一些实证检验结果，本文引用他们的结论并加以分析。陈信元、张田余（1999）对1997年沪市资产重组的市场反应进行了分析，发现股权转让和兼并收购的平均超额收益率如下图所示：可以看出，市场对股权转让和兼并收购的反应是不同的。股权转让的上市公司在公告日前CAR（平均超额收益率）有上升趋势，在公告前一个交易日， 达到峰值，在公告日后， 出现了下跌的趋势，但在公告后几天内仍显著的大于零。兼并收购的上市公司在公告前市场反应冷淡，公告后有一定上升趋势，但并不明显，统计检验结果与零值没有显著差异，说明公告日前后市场对上市公司的兼并收购行为几乎没有反应。    根据中国证券市场的并购特点，本文对上述市场反应分析如下：（1）我国证券市场还不够规范，信息披露不够严格，监管手段不够到位，因此存在信息过早泄露的问题。某些大户和机构基金通过特有的渠道在公告前就掌握了信息，利用资金优势抬高股价，获取超常的收益，这是股权转让的CAR 在公告前上升幅度很大，而公告后又回落的主要原因。但是庄家之所以能炒作这个题材，是因为市场对股权转让这种重组方式寄予厚望。股权转让的上市公司经营业绩相对较差，或是主业赢利能力逐步下滑，或是失去配股权，或是扭亏无望，而受让其股权的多是一些具备相当实力的公司，其目的是为了买壳上市，因此投资者相信新的大股东入主后，必然会通过劣质资产的剥离和优质资产的注入提升上市公司的业绩，从而提高股票价值，超额收益率反映了投资者对公司未来业绩的正预期。另外，买壳上市的目标公司一般业绩较差，因此流通股股价较低，这为股权转让前后的股价上扬提供了价格空间。（2）市场对兼并收购行为反应冷淡，原因可能如下：l        有能力对外兼并收购的上市公司本身已具有较强的实力，业绩优良，股票的价格已经处于较高水平，市场难以操作过高的股价。l        投资者对企业兼并收购行为的预期不是很好。这是因为进行兼并收购的公司本身资产规模较大，而由于我国企业所有权结构的复杂性，市场上难有强强联合的战略并购，一般目标公司规模都较小，业绩一般，“大鱼吃虾米”式的并购并不能带来公司业绩的迅速提升。l        大多数上市公司国有股权占控股地位，这导致许多兼并行为并非是企业出于自身发展需要的理性市场行为，而是政府撮合、组织下的“扶贫救弱”行为，理性的投资者不会对这类并购行为做出正面反映。    2.3 需要进一步研究的问题以上分析了买壳上市和兼并收购的短期绩效。结论是：买壳上市的目标公司的投资者可以获得超额收益，而兼并收购公司的投资者则不能获得超额收益。然而上面的分析是不尽完善的。这是因为：(1)分析的事件期比较短，可能难以捕获并购行为对股价的全部影响。(2) 不同目的、不同背景的并购行为其绩效是不同的，市场反应也应当不同。因此进一步的研究应当对并购行为细分，以考察市场对不同并购行为的反应。例如，买壳上市可以分成以下几组样本分别考察市场反应：股权有偿转让、股权无偿划拨、目标公司有配股权、目标公司无配股权、受让方为高科技公司等。上市公司对外兼并收购则可以分成以下几组样本：同业兼并市场反应、混合兼并市场反应、目标公司规模较大时市场反应、零值或承债兼并市场反应等。通过对样本的细分，可以研究投资者对政府行为下的并购、市场行为下的并购，目标公司绩优、目标公司绩差，同业兼并、混合兼并的不同反应。此外，可以将投资者的反应与并购后公司业绩进行比较，考察市场的理性程度。          3． 我国证券市场并购的较长期绩效分析在分析企业并购绩效时，单纯的股票价格收益分析，难以识别股票价格变化究竟是起因于样本公司预期真实收益的变化，还是起因于市场效率因素产生的错误定价。特别在我国证券市场，市场的投机性导致股价不能反映股票的真实价值，因此依据股价变动计算的超额收益率也就难以真正反映并购引起的股票价值的变动，计算超额收益率只能考察并购事件对并购方或者目标公司投资者短期收益的影响。并购的真正效应只能通过研究并购前后企业的经营业绩变化进行评判。    3.1 样本选择3．1．1样本选择的原则本文以1998年发生兼并收购的上市公司为样本研究我国证券市场并购行为的较长期绩效。之所以选择1998年的样本是因为财政部[1998]66号文《企业兼并有关会计处理问题暂行规定》对企业兼并的会计处理进行了统一规定，因此，1998年及以后企业对兼并收购的会计处理比较规范，数据的可比性比较强；此外，考虑到兼并收购的绩效释放需要一定的时间，故并购后的分析时段不能太短，选择1998年样本则可以获得并购后三年的会计数据。根据1998年全部上市公司年报筛选出样本公司，样本公司必须满足以下条件: (1)必须是98年以前上市的公司。(2)考虑到样本的代表性，买壳上市只选择股权无偿划拨和国家股、法人股有偿转让两类样本，二级市场收购流通股以及原大股东以上市公司股权出资导致股权转让、上市公司母公司被整体兼并导致控股权转移因不具有普遍性，样本太少，所以不予分析。(3)上市公司对外收购兼并的样本公司必须在年内未发生其他重大重组事件，如：股权转让，重大资产置换，资产剥离等。(4)样本公司1997～2000年的财务数据均可得到。本文研究所使用的财务数据来自各个样本公司97、98、99、2000年的年报，我们假设年报中的数据是真实的。通过筛选，共选出样本公司164家，其中买壳上市样本56家，上市公司对外兼并108家。3．1．2 样本分类原则本文将所有样本按照不同并购主体不同分成两大类：上市公司对外并购和买壳上市，分别考察每一类样本并购前后经营业绩的变化。上市公司对外并购按照交易双方关系可分为关联方并购和非关联方并购。[1]关联方并购由于双方的特殊关系，并购动机比较复杂，并购中可能存在内幕交易和不等价交易现象，分别考察关联方并购和非关联方并购的绩效，有利于分析影响并购绩效的因素。混合并购一度在我国证券市场比较流行，然而根据国外的经验混合并购往往弊大于利，将上市公司对外并购样本中的纯粹混合并购样本列为一组[2]可以考察我国证券市场混合并购的效果。零值或承债兼并[3]的目标公司一般资产质量较差，债务负担沉重，这种并购大多是政府倡导下的“扶贫救弱”行为，其绩效如何令人关注，因此，将所有进行零值或承债兼并的上市公司列为一组考察其并购后的业绩变化具有实际意义。根据上述考虑，上市公司对外并购类样本分组情况如下：第一组：关联交易样本，共38家第二组：非关联交易样本，共70家第三组：混合并购样本，共12家第四组：零值或承债兼并样本，共12家买壳上市样本中，我们认为控股权无偿划拨是政府主导下的并购，而控股权有偿转让则相对来说市场化成分多一些；上市公司有配股资格说明上市公司在股权转让时资产质量较好，无配股资格则说明转让时公司资产质量较差；高科技公司买壳上市是1998年市场炒作的重点题材，高科技公司买壳上市的绩效如何，对于调整传统产业占绝对优势的市场结构具有重要意义。基于上述考虑，本文将买壳上市的样本公司按照不同特点分组。分组情况如下：第一组：股权无偿划拨样本，共12家第二组：国有、法人股有偿转让样本，共44家第三组：有配股资格样本，共30家第四组：无配股资格样本，共26家第五组：受让方为高科技公司样本，共14家    3.2 研究方法本文选择五个财务指标衡量上市公司的并购绩效，即主营业务收入增长率（简称主业收入增长率）、主营业务利润率、净利润增长率、净资产收益率（ROE）、净资产收益率的变化率。主业收入增长率反映了并购后公司规模的扩张情况；主营业务利润率反映主业的赢利能力，实际上体现了公司资产的优劣；ROE反映了公司净资产的赢利能力，是除每股收益外最重要的财务指标，选择ROE可以避免由于股权稀释或增加对盈余指标一致性的影响，而1999年3月27日中国证监会的《关于上市公司配股工作的通知》亦指出，配股必须保证最近三个完整会计年度净资产收益率平均在10%以上；本文认为不能仅仅根据ROE的变动判断公司业绩的变化，原因是我国证券市场配股行为比较频繁，公司在配股后股东权益大幅度增长，而这部分资产产生效益需要一定的时间，因此配股当年ROE可能有所下降，但并不能说明公司业绩下滑，所以本文选择净利润增长率和ROE变动率两个指标共同反映并购后公司赢利能力的变化。上述五个指标的计算方法是：1.根据年报查出每个样本公司1997年～2000年各年的主营业务收入、主营业务利润、净利润和ROE。2.求出每组中所有样本各年度主营业务收入、主营业务利润、净利润之和。3.主业收入增长率=（后一期主业收入 - 前一期主业收入）/前一期主业收入，主营业务利润率=主营业务利润之和/主营业务收入之和，净资产收益率以股东权益为权数加权平均求得，净利润增长率和ROE变化率的计算方法与主业收入增长率的算法相同。        3．3 研究结果分析 3．3．1上市公司对外并购后业绩变化   （表1）           并购扩张总体样本业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 10.64 12.12  199816.9922.505.7610.66 -12.05199916.6422.675.7310.46 -1.93200020.4921.947.359.72 -7.08 总体来说，对外并购的上市公司并购前的业绩好于上市公司平均水平[4]，并购后各年的主营业务利润率和ROE也均高于上市公司平均水平，说明对外并购扩张的上市公司整体实力较强，并购后也依然具备相当优势。从表1看，主业收入逐年增长，主营业务利润率也较并购前有较大提升，说明对外并购有利于上市公司的发展壮大，有利于提升上市公司主业的赢利能力。并购后净利润逐年增长，但增长幅度远低于主业收入的增长幅度，ROE则逐年下降。这说明：一方面，并购后企业经营管理效率没有相应提高，费用的增长速度超过了收入的增长速度；另一方面，企业通过配股融资实现了净资产的快速增长，但资产的扩张并没有带来利润的相应增长。从单个样本统计看，对外并购以后，有44家样本公司业绩明显下滑[5]，占上市公司对外并购总样本数的40.7%。通过对分组样本业绩变化的研究可以发现如下几个特点：a．关联方并购绩效好于非关联方并购绩效。（表2）              关联交易样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 10.24 12.93 199817.8622.22-1.0910.76-16.78199917.1323.4120.9211.9711.27200016.9822.5422.5212.595.16 （表3）              非关联交易样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 10.96 11.47  199816.2822.7311.9310.58 -7.75199916.2322.05-6.389.26 -12.47200023.4221.47-8.277.24 -21.80两组样本主业收入增长率和主营业务利润率变化趋势相似，但关联方并购，净利润在并购当年有所下降，然后呈大幅度增长趋势，ROE也在并购当年下降，然后逐步增长；而非关联方并购当年净利润增长，以后则呈现负增长趋势，ROE也逐年下滑，且明显低于关联方并购以后的ROE水平；非关联方样本组在并购前ROE高于上市公司整体水平，但并购后的第三年已经低于上市公司平均水平，可见并购后公司经营能力下降，业绩下滑；从样本统计看，关联方并购后上市公司业绩显著下滑的有10家，占本组样本数的26.3%，而非关联方并购后上市公司业绩显著下滑的有34家，占本组样本数的48.6%。b．纯粹的混合并购效果不佳。 （表4）                   混合并购样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROE  ROE变动率1997 8.93 10.77  199816.6715.22-3.799.43 -12.40199913.2715.61-23.377.25 -23.17200010.9915.506.736.72 -7.35 并购后主营业务收入虽然逐年增长，但增长速度逐步下降，而且主业收入增长率明显低于对外并购样本的平均水平；主营业务利润率虽然比并购前提高，但是也明显低于并购扩张样本平均水平；特别是并购后上市公司净利润显著下降，低于并购前水平，ROE逐年下滑，且下滑幅度较大（到并购后第三年已经下降了37.6%）；从样本统计看，纯粹混合并购后，公司业绩显著下滑的有7家，占本组样本数的58.3%，即超过一半的公司并购后业绩恶化。C．零值或承债兼并对上市公司业绩影响不大。（表5）                 零值或承债兼并样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 6.46 7.49 19985.4719.4610.316.06-19.08199912.2721.2065.979.1951.65200012.7721.526.778.06-12.32 零值或承债兼并后，主营业务收入呈现增长趋势，但增长速度明显低于并购扩张总体样本水平；净利润显著增长，且增长速度明显高于主业收入增长速度，说明导致净利润改善的因素不仅仅是主业收入的增长，还有一些外生因素（如，挂帐停息、减免税款等优惠政策）；ROE并购前后变化不大，说明优惠政策的支持抵消了并购后不良资产对公司资产赢利能力的影响；从样本统计看，并购后业绩显著下滑和显著上升的公司均只占本组样本数的16.7%，影响不大。 3．3．2 上市公司控股权转移后业绩分析   （表6）买壳上市总体样本业绩变化(%)年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 3.46 1.70  19980.9722.64283.776.03 255.60199911.4225.5886.1010.04 66.47200020.4024.88-11.167.51 -25.17 总体来说，股权转让的上市公司转让前主营业务利润率和ROE均低于上市公司平均水平，说明壳公司整体资产质量较差。股权转让后，上市公司主营业务收入逐年增长，但并购后当年和第二年增长速度较慢，远低于并购扩张样本水平；主营业务利润率较并购前增长5倍以上，而且并购后各年度均高于对外扩张的样本水平。说明新的大股东入主后进行了比较彻底的资产置换，虽然主业收入暂时没有大幅度提高，但优质资产的注入使公司主业赢利能力显著提高。净利润和ROE在并购后第一、二年大幅度提升，增长速度远远超过主业收入的增长速度，第三年虽然出现下降趋势，但是 ROE仍接近上市公司平均水平。说明买壳上市有利于提高上市公司的资产质量和赢利能力，然而企业业绩的迅速改善显然并非完全来源于主业赢利能力的提高，还有在不等价交易中注入利润、剥离亏损的因素。从样本统计看，股权转让后，上市公司主业赢利能力明显提高的样本有50家，占总样本的89.3%，业绩明显较并购前下滑的公司有20家，占总样本的35.7%。即14家公司主业赢利能力的改善并没有带来业绩的提升，占总样本的25%，这显然只能用不良资产太多、管理效率未见提高来解释。通过研究分组样本可以得出以下几点结论：a．股权有偿转让公司的并购绩效好于股权无偿划拨的公司。 （表7）股权无偿划拨样本组业绩变化（%）   年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 -0.01 -6.41  199810.9419.95280.8110.48 263.601999-5.1725.06-19.959.26 -11.6120006.1922.01-29.875.67 -38.78（表8）              修正后的股权无偿划拨样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 4.64 10.28  199812.6618.3218.8010.15 -1.301999-0.8622.73-23.588.09 -20.2820003.8820.47-41.404.17 -48.41 股权无偿划拨的上市公司，总体来看，股权转移当年业绩提升显著，特别是净利润增长率达到280.81%，ROE增长了2.63倍，仔细研究样本发现，业绩的显著提升是深物业和湖南投资在股权转让前深度亏损，转让后大幅度赢利造成的。剃除这两个极端样本后，可以看出股权无偿划拨的公司业绩变化呈现如下特点：主业收入没有显著增长，主营业务利润率在股权划拨后明显提高；净利润在并购当年有较大提高，但随后大幅度下降；ROE则逐年下降，并购前ROE略高于上市公司平均水平，并购后第三年已经远远低于上市公司平均水平，比并购前下降了59.4%。可见股权无偿划拨后，虽然主业赢利能力显著提高，但上市公司经营能力和业绩反而恶化。（表9）                 股权有偿转让样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 4.99% 4.62  1998-3.44%24.01%2.75%4.40 -4.77%199919.83%25.79%178.99%10.27 133.65%200015.83%28.14%-6.29%7.95 -22.59% 股权有偿转让的上市公司，主业收入增长率高于无偿划拨样本组，而且主业利润率稳定增长，各年度指标均显著高于无偿划拨样本组；净利润增长率和ROE变动率波动较大，但总体来看，净利润和ROE均较并购前提高。从样本统计看，控股权无偿划拨样本中，有7家公司业绩明显下滑，占58.3%；而有偿转让样本中，有13家公司业绩显著下滑，占29.6%。b．无配股资格公司并购绩效好于有配股资格公司。 （表10）               无配股资格样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 -4.79 -8.69  19982.7123.08134.483.18 136.65199913.1027.19219.3010.24 221.74200019.3425.94-10.296.72 -34.42 （表11）               有配股资格样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 8.57 11.80 1998-0.1122.37-14.918.14-31.03199910.3424.5347.549.9121.75200021.0924.19-11.488.06-18.70 两组样本的主营业务收入、主营业务利润率均比并购前显著增长，相互差别不大。无配股资格样本组，控股权转让后净利润大幅度增长，ROE显著提升；[6]而有配股资格的样本组，净利润变化趋势不明显，波动较大，并购后各年ROE均低于并购前水平。从表面看，似乎并购业绩较差的公司，绩效反而显著。实际原因可能在于：无配股资格的上市公司资产质量差，利润和股东权益的基数小，因此较小的绝对数增长就可以带来较大的增长率；另一方面，买壳上市的目的在于配股筹资，并购无配股资格的上市公司后，必须迅速提高其业绩，才能早日达到配股条件，因此一般买壳方会对壳公司资产进行较为彻底的置换，同时注入利润，剥离亏损，实现公司业绩的快速提升。而有配股资格的上市公司本身ROE较高，买壳后即可配股筹资，没有迅速提升业绩的压力和动力，因此，买壳方在注入优质资产时，可能并没有进行彻底的资产置换和重组，管理效率也没有提高，导致主业收入和主业利润率增长的同时，公司净利润并未相应增长。C．高科技公司受让股权后，公司业绩显著增长。 （表12）                  高科技样本组业绩变化（%）年度主业收入增长率主营业务利润率净利润增长率ROEROE变动率1997 3.25 4.89  199814.1325.67211.4212.70 160.04199917.5631.5562.8817.62 38.70200025.8131.30-6.179.98 -43.38 高科技公司买壳后，上市公司业绩迅速提升，各项指标均比并购前大幅度增长，而且远远超过股权转让总体样本水平。[7]从样本统计看，买壳后，主业赢利能力显著提高的样本比例为92.86%，业绩明显提升的样本比例为57.14%，业绩明显下滑的样本比例为14.29%，均好于股权转让总体样本水平。这说明高科技公司买壳后，对上市公司进行了比较彻底的资产重组，注入了具有强大赢利能力的优质资产，使上市公司脱胎换骨，公司基本面发生根本好转，前景广阔。这也从一个角度说明了成功的并购扩张必须立足于企业自身科技水平的发展。以上分析了不同主体，不同类型的并购行为对上市公司业绩的影响，需要说明的是上市公司业绩改善并不一定意味着实现了并购绩效。因为，在买壳上市这种并购行为中，上市公司只是并购的目标公司，而目标公司业绩的改善，可能是优劣资产置换的结果，整个集团公司的业绩并不一定得到了改善。4．结论及政策建议通过对我国证券市场并购行为及其绩效的理论和实证分析，本文得出的基本结论是：4．1 我国证券市场的并购行为从总体上看具有一定的正绩效。上市公司并购非上市公司以后，主业收入和主业利润率显著提高；非上市公司并购上市公司以后，上市公司主营业务利润率、净利润和净资产收益率均比并购前显著提高。说明市场上的并购行为有利于提高上市公司的经营能力和资产质量，从而有利于提高证券市场的质量和市场配置资源的效率。但通过实证分析我们也发现，有40.7%的上市公司对外扩张后业绩显著下滑，36.8%的上市公司股权转让后业绩显著下滑，说明证券市场的并购行为蕴藏着极大的风险。4．2并购绩效的取得，主要依赖于优、劣资产的简单置换和关联方之间的不等价交易，而不是通过并购实现了协同价值，提高了双方的经营效率。在对分组样本的分析中，我们发现，买壳上市业绩改善好于上市公司对外并购；关联方并购绩效好于非关联方并购；无配股资格的上市公司被并购以后，业绩改善好于有配股资格的上市公司；非上市公司买壳后，上市公司的净利润增长率和ROE增长率远远超过主业收入增长率；66.2%的买壳方和目标公司不存在产业关联性。这些都说明并购以后，上市公司业绩的改善主要是存量资产重新排列组合和财富转移的结果，即是优质资产和利润注入、劣质资产和亏损剥离的结果。这说明我国证券市场的并购行为大多数仅仅处于资本经营的层面，缺乏真正的资产整合和并购以后的制度创新。优劣资产简单置换的结果是，在证券市场上崛起了一批绩优公司，同时，在市场外烂掉了另一批资产，通过并购盘活存量资产，增加社会财富的目的难以实现。4．3 从分组样本看，我国证券市场并购绩效呈现三个明显特点：一是纯粹的混合兼并效果不佳。总体上看，并购后上市公司净利润显著下降，低于并购前水平，ROE也呈逐年下降趋势，超过一半的上市公司并购后业绩恶化。说明在目前的管理和技术水平下，我国企业不适合搞纯粹的多角化经营。企业应在主业鲜明，充分专业化的基础上考虑混合并购的可能性，混合兼并应围绕企业的核心能力和主要业务，充分利用自身优势和剩余资源，进行相关的产品拓展型和市场拓展型混合并购。纯粹的混合兼并，不仅不能达到分散经营风险的目的，反而降低了企业的赢利能力，加大了经营风险。二是控股权无偿划拨以后，上市公司业绩恶化。控股权无偿转让以后，上市公司净利润在并购当年有所提高，但随后大幅度下降，ROE则逐年下降，且下滑速度越来越快，并购前该组样本平均ROE略高于上市公司平均水平，并购后第三年则只达到上市公司平均水平的52.3%，比并购前下降了59.4%。从样本统计看，58.3%的上市公司在控股权无偿划拨以后，业绩显著下滑。这说明，政府主导的并购行为，并非企业出于经营发展需要的自主选择，违背了市场经济规律，从而难以获得并购绩效。三是高科技公司买壳后，上市公司业绩迅速提升。高科技公司入主后，上市公司各项指标均比并购前大幅度增长，而且指标的成长性也远远超过买壳上市总体样本水平。说明高科技企业的入主给上市公司带来了脱胎换骨的变化，高科技含量的优质资产的注入使上市公司基本面发生根本好转，前景广阔。这从一个角度说明了成功的并购扩张必须立足于企业自身科技水平的发展。因此，政府应当对高科技公司上市或买壳上市给予政策优惠，通过高科技公司的入市提高我国证券市场的资产质量，调整传统产业占绝对优势的市场结构。4．4影响我国证券市场并购绩效的因素是多方面的，但最根本的原因在于不合理的制度安排。具体体现在：首先，政府的社会管理者角色和国有产权人角色相互混淆，并购中政府介入过深。并购的根本目的在于使资源得到有效配置,解决企业的发展后劲,从总体上提高资产的经营效益。所以，并购是市场经济行为,必须按照经济规律的客观要求,按照市场经济运行的原则,由企业平等协商进行。在并购中,政府的正确引导和协调是必要的,但政府部门的参与应不违背市场经济的规律和效益原则,避免捆绑式的"拉郎配"。政府的角色应是在企业并购中起到桥梁和纽带作用以及给予政策支持,否则会导致市场机制的严重扭曲和经营效率的极度低下。其次，行政体系构筑的两级制度不仅造成链条长，环节多，成本高昂，而且由于缺乏有效的激励和约束机制，导致公司治理结构存在根本缺陷。相当一部分并购行为并非出于企业价值最大化的考虑，而是追求公司业绩迅速增长，追求个人经济利益和政绩的短期行为。因此，建立比较完善的委托制度，对人进行有效监督和激励，实行责、权、利相结合，使人承担一定的决策风险，是提高企业经营能力，提高并购绩效的根本举措。再次，股票上市制度中的总额控制，人为维持了证券市场的极高市盈率，从而导致壳资源的稀缺性和收益性，由此形成证券市场普遍的寻租行为。实际上目前市场上的买壳上市和关联方并购绝大多数都是为了得到或保持配股资格，取得租金收入的寻租行为。寻租动机导致相当一部分并购行为的短期性和急功近利性，具体表现是：进行简单资产置换，迅速提升业绩的多，进行资产整合、盘活存量资产、逐步提升业绩的少。目前，我国证券市场股票发行已由审批制变为核准制，取消了额度管理的控制，这一政策的实施，将有利于提升上市公司的质量，降低优势企业进入股票市场的难度，从而有利于减少“壳”的供给和需求，减少市场上的寻租行为。但短期来看，壳资源的稀缺性和收益性不会改变，寻租仍然是我国证券市场并购行为的主要动机之一。最后，由于各种原因，我国证券市场没有实行严格的退市机制，[8]大量不良资产沉淀于资本市场。为了提高证券市场配置资源的效率，政府也对买壳上市持鼓励态度，即认可企业的寻租行为，期望通过绩差上市公司的股权转让和其后的资产置换，将劣质资产剥离出证券市场，从而实现劣质资产的间接退市。然而，买壳上市并不是最佳的社会选择，优秀企业通过这种方式上市，必须付出高昂的买壳成本（包括买价和重组成本），而且背上不良资产的包袱，从而降低了企业的竞争力。如果进行适当的制度安排，使那些连续亏损、扭亏无望的壳公司退出市场，同时优势企业能够凭借自身实力直接进入资本市场，则市场上的租金收入和寻租行为将大大减少，经济运行的社会成本将有效降低，证券市场的资产质量和市场配置资源的效率必然会提高。在这样的制度安排下，企业买壳上市时将会更加注重与目标公司资产的融合性和互补性，并购绩效也将大大提高。4．5 提高自身技术水平和管理水平是实现规模经济的前提条件在本文考察的样本中，真正意义上的，以企业扩张为目的的并购只有上市公司的非关联方并购，然而这一并购的效果并不理想：并购当年上市公司净利润有所增长，然后则呈现负增长趋势，ROE则逐年下降，从样本统计看，接近一半的公司并购以后业绩显著下滑。在70个非关联方并购样本中，58个样本并购方和目标公司具有产业关联性，占82.86%。这说明上市公司对外扩张主要是为了扩大规模，实现规模经济。然而规模的扩大并不一定能够带来规模经济。这是因为，实现规模经济的最佳经济规模不仅取决于行业特点，而且取决于企业的技术水平和管理水平，因此不同的企业具有不同的最佳经济规模。资产规模大和销售额大并不等同于规模经济效益高，盲目扩张只能导致规模不经济。而我国企业目前面临的主要问题恰恰是技术水平不高，管理落后，在这两个条件的制约下，企业对外扩张不可能获得理想的绩效。因此，对我国企业来说，目前最重要的是必须注重修炼内功，通过技术创新，推动自身的技术进步；通过制度创新，提高自身的管理水平，这是实现规模经济，提高企业竞争力的前提条件，否则通过并购组建的企业集团只不过是企业的简单拼凑，难以形成真正的竞争优势。         参考文献[1] [美]罗斯.L.瓦茨 、杰罗尔德.L.齐默尔曼：《实证会计理论》，大连，东北财经大学出版社， 1999[2] 北京天则经济研究所：《中国并购经典》，北京，学林出版社，1997[3] [美]J.弗雷德.威斯通、[韩]S.郑光、[美]苏姗.E.侯格：《兼并、重组与公司控制》，北京，经济科学出版社，1998[4] 陈共、周升业、吴晓求：《公司购并原理与案例》，北京，中国人民大学出版社，1998[5] 徐国祥：《证券投资分析》，上海，上海三联书店，1997[6] 曹永刚：《并购策略——国际企业兼并收购大案透析》，大连，东北财经大学出版社，1998[7] 王子林、张昌彩、沈琦：《企业并购重组与国有资产结构优化》，北京，经济科学出版社，2000[8] 邵建云：《上市公司资产重组实务》，北京，中国发展出版社，2000[9] 卢阿青：《借壳上市》，北京，企业管理出版社，1998[10] P.S.Sudarsanam：《MERGERS AND ACQUISITIONS》，北京，中国人民大学出版社，1997[11] C.Higgins ：《Analysis for Financial Management Robert》，北京，机械工业出版社，1998[12] 中国诚信证券评估有限公司：《中国上市公司基本分析（1998）》，北京，兵器工业出版社，1998[13] 陈信元、张田余：《资产重组的市场反应》，《经济研究》，1999，第9期[14] 王茂斌、陈斌：《上市公司资产重组的价值分析》，《财经科学》，1997，第5期[15] 柯小星：《上市公司购并要促进产业结构优化》，《中国证券报》，1999.4.26[16] 高见、陈歆伟：《我国证券市场资产重组效应分析》，《投资与证券》，2000，第3期[17] 何小锋、王国强：《买壳上市的成本效益分析》，《经济科学》，2000，第4期[18] 靳云汇、李学：《中国证券市场半强态有效性检验——买壳上市分析》，《投资与证券》，2000，第6期[19] 朱江：《我国上市公司的多元化战略和经营业绩》，《经济研究》，1999，第11期[20] 王跃堂：《我国证券市场资产重组绩效之比较分析》，《财经研究》，1999，第7 期[21] 王检贵：《从规模优势到竞争优势：我国企业重组战略》，《经济研究》，1999，第5期[22] 赵勇、朱武祥：《上市公司兼并收购可预测性》，《经济研究》，2000，第4期[23] 郝晓彤、陈琦伟：《浅论管理人持股》，《当代经济科学》，2000，第5期[24] 魏刚：《高级管理层激励与上市公司经营绩效》，《经济研究》，2000，第3期[25] 文宏：《证券市场的“壳”交易与经济效率》，《投资与证券》，1999，第7期[26] 王永：《论证券市场发展与企业兼并》，《经济评论》，1999，第3期[27] 胡玲、李瑛：《走出混合并购的误区》，《经济管理》，1998，第12期[28] 陈晓、陈小悦、刘钊：《A股盈余报告的有用性研究》，《经济研究》，1999，第6期[29] 李东明：《买壳交易中“壳”的价格分析》，《中国证券报》，1999.3.22[30] 王洁：《资产重组的操作偏差及其矫正》，《上海经济研究》，1999，第4期[31] 王华庆、陈瑛：《试论我国企业的并购》，《国际金融研究》，1999，第2期[1]关联方并购指上市公司从控股的母公司或集团公司并购资产，非关联方并购指并购双方无关联关系。 [2]纯粹的混合兼并是指那些生产和经营彼此间毫无联系的企业之间的兼并。本文根据上市公司和目标公司的主要经营范围判断是否属于纯粹混合并购。[3] 零值兼并指并购方以零价格兼并目标公司，承债兼并指并购方以承担目标公司全部债务为条件接管目标公司的资产。本文根据上市公司98年报对兼并收购事项的披露，判断是否属于零值或承债兼并。[4] 上市公司平均主营业务利润率各年如下：1997年 8.9%，1998年 20.00%，1999年 20.16%；平均ROE各年如下：1997年 10.05，1998年 7.62%，1999年 8.28%，2000年 7.98%（截止2001年4月28日公布年报的1112家公司）。数据来源：深圳证券交易所网站。[5] 本文判断业绩下滑的标准是，并购后的ROE和净利润普遍低于并购前。[6]剔除深物业和湖南投资后，各项指标变化趋势相同，数值相近，故不再列出修正后的数据表。[7] 并购后第三年ROE较大幅度下降，并不说明上市公司业绩下滑。从表中看，第三年主业收入较上一年显著提升，主业利润率基本持平，净利润小幅下滑，因此ROE的显著下降显然是配股导致资产规模大幅度扩张的结果。[8] 2001年4月23日PT水仙正式退市，这对提高市场内在质量，促进市场配置资源的功能具有重大意义。但本文认为，PT水仙的退市并不意味着我国证券市场已经开始实行严格的退市机制。

第7篇：实证分析范文

【关键词】上证综合指数 ARIMA模型

一、引言

股票价格的形成及波动不仅受制于各种经济、政治因素，而且受投资心理和交易技术等的影响。股票价格的影响因素很多，股票随业绩调整是股市不变的原则。但事实上，股票价格不仅与上市公司企业内部财务状况有着密切的相关关系，还与整个股票市场状况乃至整体经济运行状况有关。

上证综合指数则是集中了有代表性的多种股票的研究，基本认为其反映了中国股市的高低，个别公司股票价格的异常反应对大盘指数的影响则是有限的。因此用技术手段研究股价波动，选择上证综合指数做研究对象更合适。相应的，对于投资组合的操作和机构或基金投资也有指导意义。

由于影响股票价格波动的因素众多，使得其预测难于实现。确切地说，要对股票价格做出准确预测是不可能的，但我们总试图寻找不同的方法，不同的模型来刻画它。而用传统的回归分析模型来进行预测，不仅复杂而且费用较高，因为要找出真正影响预测对象变化的因素并非易事，而且由于股票市场的变化，其预测精度并不比时间序列分析方法更精确，而时间序列分析方法模型一般简单，成本较低，特别适用于表面上毫无规律可循的数据。因此，我们用时间序列分析中的ARIMA模型来对股票价格建立模型。

二、ARIMA模型的建模原理

ARMA（p，q）模型（Box-Jenkins方法）是国际上比较流行的单一时间序列预测模型，特别适合处理复杂时间序列的预测情况。如果一个平稳序列{yt}，不仅与其以前时刻的自身值有关，而且还与其以前时刻的扰动项存在一定的依存关系，那么这个序列{yt}就可以建立p阶自回归和q阶移动平均模型，即：

。

其中 是 在t期，t-1期的随机误差项，他们是相互独立的白噪声序列。

ARMA（p，q）模型只适用于处理平稳时间序列的预测，对于非平稳时间序列，不能直接用ARMA（p，q）模型描述，一般对于含有短期趋势的非平稳时间序列可以进行D阶差分后应用ARMA（p，q），即建立ARIMA（p，d，q）模型，d是非平稳时间序列转换为平稳时间序列时对其差分的阶数。

三、ARIMA模型的建模步骤

ARMA模型和ARIMA模型都是在平稳时间序列基础上建立的。任何非平稳时间序列只要通过适当阶数的差分运算就可以实现平稳，从而可以对差分后的序列进行ARMA（p，q）拟合了。ARIMA（p，d，q）模型的具体建模步骤如下：

1、数据序列的平稳性检验

检查序列的平稳性，可以通过时间序列的散点图或折线图对序列进行初步的平稳性判断。一般采用ADF单位根检验来精确判断序列的平稳性。对非平稳的时间序列，如果存在一定的增长或下降趋势等，常需要对数据取对数或进行差分处理，直到成为平稳序列，此时差分的次数便是ARIMA（p，d，q）模型中的阶数d。

2、模型识别和诊断检验

根据样本数据的自相关函数和偏自相关函数的性质来确定模型适当的阶数p、q。若平稳时间序列的偏自相关函数在p阶截尾，而自相关函数是拖尾的，则可以判定该序列是AR（p）模型。若平稳时间序列的自相关函数在q阶截尾，而偏自相关函数是拖尾的，则可以判定该序列是MA（q）模型。若平稳时间序列的自相关函数和偏自相关函数都是拖尾的，则可以判定该序列是ARMA模型。

模型的诊断检验主要是检验模型对原时间序列的拟合效果，就是检验整个模型对信息的提取是否充分，即检验残差序列是否为白噪声序列。如果拟合模型通不过检验，即残差序列不是白噪声序列，那么要重新选择模型进行拟合。如果残差序列是白噪声序列，就认为模型拟合是有效的。

3、模型预测

根据模型参数诊断检验的结果，确定最终的方程模型；使用Eviews软件中的forecast功能对模型进行预测，得到原时间序列的未来短期预测数据。

四、ARIMA模型对上证指数的实证分析

1、数据准备

以上证指数（记为Index）为例，具体探讨ARIMA模型在股票价格预测中的应用。数据来源于网易财经，以2015年1月1日至2015年6月29日的每日收盘价的原始数据进行ARIMA建模，图1为序列Index的折线图。然后对上证指数进行预测和实证分析。

由2015年1月1日至6月29日上证综合指数的每日收盘价形成的时间序列属于随机时间序列，它们随时间的变化而相互关联。由于ARMA模型只能处理平稳的时间序列，所以首先需要对序列的平稳性做出验证。设此序列数据为S，运用Eviews软件对该序列进行单位根（ADF）检验，检验结果如图1所示。

图1中P值大于0.05没有达到小于不同检验水平的临界值，所以验证S不是平稳序列，需将S转化为平稳时间序列。现在将S序列取自然对数，然后取其一阶差分，得到序列DS。求得DS的自相关，偏相关系数图见图2所示。

图2中DS相关图衰减较快，对DS进行ADF检验，检验结果如图3所示。

由图3可知P值为0小于不同检验水平的临界值，综合图2和图3的信息，可以得出结论：DS是平稳时间序列。

2、模型识别和参数估计

由于DS的相关图、偏相关图都无明显的截尾性，所以判断预测时间序列本DS宜选用ARIMA（p，1，q）模型。通过图3的观察分析，考虑到DS的均值非零，拟建立均值非零的ARIMA（2，1，2）模型和ARIMA（2，1，4）模型，并对两个模型进行比较分析两个模型哪个更加适合。利用Eviews软件包计算输出模型（2，1，2）参数见图4所示。

由于图4中的常数项c的P值大于0.05表现为不显著，因此将常数项去除。其模型参数为：

故初步确定DS的时间序列模型为ARIMA（2，1，2），对应的模型表达式为：

。同样重复以上的步骤利用Eiews软件包计算输出模型（2，1，4）参数可知常数项c的P值大于0.05表现为不显著，因此将常数项去除。将常数项去除后的模型参数中有3项的P值均大于0.05表象为不显著，因此通过两个模型的对比可知DS的时间序列模型为ARIMA（2，1，2）。

3、模型预测

对于含有滞后因变量的预测，Eviews提供了两种方法：动态预测和静态预测。动态预测是预测样本的初始值将使用滞后变量Y的实际值，而在随后的预测中将使用Y的预测值，因此用动态预测来做多步预测时预测样本初值的选择非常重要。但是，当新的预测值出现时，它并不能进行适时修正预测。而静态预测是采用滞后因变量的实际值而不是预测值来计算一步向前的结果。对ARIMA模型来讲，一步静态向前预测比动态预测更为准确。因此，在此文中所采用的是一步向前静态预测，依据模型对Index（上证指数每日收盘价）进行预测。通过模型预测出6月30日上证指数的收盘价为4056.146，而实际上6月30日的收盘价4277.222，预测的相对误差为：5.1%。

五、结论

虽然ARIMA模型只在短期预测方面较为适用，对于长期趋势以及突然上涨或下跌等异常情况，都会表现出局限性。但它在描述上证指数方面的确具有一定的借鉴性，可作为投资者提供投资决策的依据，同时也对维持国债市场的稳定具有一定的作用，对国债的发行主体进行宏观调控也具有一定的积极意义。

通过对上证指数进行ARIMA模型的短期预测分析，我们得出了短期内上证指数是缓慢上涨的，通过拟合图可以看出在2015年的后期经过了短期的波动后总体的趋势仍然是上扬的，但是上涨的幅度没有2015年初那样的迅速，这也恰恰反映了我国目前我国股市由疯牛逐渐转变为慢牛。

参考文献：

[1]孙宏义，陈平，朱梅，陈建丽.股票指数的时间序列模型分析[J].2006（8）.

[2]郑朝霞，刘廷建.关联规则在股票分析中的应用[J].成都大学学报，2002（4）.

[3]严敏，胡志明.基于ARIMA模型对上证指数的实证分析[J].经营管理者，2013（9）.

[4]白营闪.基于ARIMA模型对上证指数的预测[J].科学技术与工程，2009（9）.

[5]刘云.ARIMA对我国上证指数的预测研究[J].现代商贸工业，2012（16）.

第8篇：实证分析范文

关键词：农村小额信贷；还贷风险；贷款期限

中图分类号：F83　文献标识码：A　文章编号：1672-3198(2011)04-0194-01

1、调查对象基本情况

秦市乡地处江陵县东南边陲，东接监利县程集镇曾周村，南连石首市横沟市镇，西邻普济镇东李村，北界沙岗镇荆台村。乡政府驻地陆阳台村，距县城20.5公里。全乡版图面积55.75平方公里，其中水域面积7.72平方公里(含水产养殖面积5.1平方公里)，耕地面积3.3万亩。辖21个村(居)委会，总人口2.8万人。该乡畜禽水产养殖业发达，作为支柱产业的化工、农副产品加工业是其税收的主要来源，农村教育设施和基本保障制度较为完善。

2、调查分析

(1)秦市乡农民借款来源分析。农民从信用社或是银行的借款只占其总借款的13％左右，由此我们可以看出民间借贷依然是农村借贷的主要方式。调查中我们发现，大部分的农民并不知道农村小额信贷这种形式。

(2)秦市乡农村小额信贷贷款流程分析。秦市乡小额信贷的流程和国家其他地区基本相似，但被调查的村民普遍认为该流程过于繁琐，对流程满意度较低，认为从评定到发放贷款证的时间过长，等拿到钱时已经过了用钱的时间。

(3)秦市乡农村小额信贷申请者资格分析。秦市乡信贷申请者资格的基本条件为：①具有中华人民共和国国籍，年龄在18周岁以上60周岁以下，持有本乡户口，具有完全民事行为能力和劳动能力。②从事农业生产经营或者是非农业生产经营活动。③在信用等级评价中的评分需要达到合格。从调查中我们发现村民对这种资格审定的条件大多数是持支持态度的，但对审定结果的公平性和可信度持有一定怀疑，认为人为操作的可能性很大。

(4)秦市乡农村小额信贷贷款去向分析。从调查中我们可以看到，即使是得到贷款的农户，其贷款也只有32％是用于购置生产资料的，而大部分是用在与生产无关的方面，这与农村小额信贷建立的初衷是不符的，但村民对此的普遍认识是“我只要把钱还了就是了，至于借的钱怎么花那是我自己的事，信用社管不着。”因此农村小额信贷并没有实现其本应有的最大用途，甚至有少数人还把借来的钱用于的资本。

(5)秦市乡农村小额信贷借贷金额和期限分析。根据所从事生产的规模，贷款额度最高可达10万元，但一般农户的最高额度为1万元，且贷款一般需要担保人和抵押，所贷金额越多，需要的担保人越多，偿还期一般为一年，提前偿还这按实际天数计算利息，逾期者按合同规定利率加收50％执行。对此，被调查的农户认为还款期限不够灵活，按时还款难度较大。

(6)秦市乡农村小额信贷还贷率分析。从上图我们可以看到，大部分的村民还是可以按时甚至是提前还款的，但仍然有一部分村民无法按时偿还贷款，有些甚至是拒绝偿还。村民普遍认为应该改变这种小额度小期限的状况，但对于具体的标准则是说法不一。

3、结　论

(1)村民对农村小额信贷知之甚少，自主贷款率较低，农村小额信贷的推行受阻。当村民出现资金短缺时，最先考虑的并不是向信用社提出借贷申请，而是向亲友借钱。因为通常民间借贷所耗费的时间较短，程序简单，且还款的方式和期限较为灵活。

(2)贷款流程的实行过程不够顺畅，相关部门办事效率低，影响了贷款发放的速度。村民从申请贷款到实际得到贷款的等待时间过长，一些急需资金的生产不得不停滞，造成村民的损失。

(3)申请者资格鉴定的公正性受到质疑，存在评分与实际不符的状况。鉴定部门的评分通常包含着人情成分，也有一些鉴定者因为收受贿赂而做出与实际不符的评价，其结果是使得款项无法用于正常用途或是偿还存在风险，造成的结果是，钱无法到达最需要者的手中。

(4)贷款后的监督不够。通常在贷款后，对于贷款使用的监督极为松懈，所贷款项无法做到专款专用。有些人以生产的名义申请贷款，但取得款项之后，并不是将这笔钱用于生产，而是将其花在消费甚至是一些非法的用途上，这样，农村小额信贷就失去了它本身存在的意义。

(5)还贷期限缺乏灵活性。由于农作物的季节性，有时农民无法在一年之内获得收益，偿还本息。当遇上自然灾害，结果很可能是颗粒无收。所以说还款的期限确定应该将一些非人为因素考虑进去。否则，很可能的结果是，农民拒绝还款，使得这笔款项成为呆账死账。

4、政策建议

4.1针对农村小额信贷制度的建议

(1)完善政府农村信用社的管理制度，明确农村信用社产权问题。建立健全的责权利相统一的激励与约束相结合的适应小额信用贷款建设发展要求的信贷管理责任制度，明确农信社产权，明确农信社是直接由政府管理还是由县级联合社管理。

(2)建立农村小额贷款风险补偿机制。可以由地方政府建立风险补偿基金，用于弥补因自然灾害等因素形成的农村小额信贷损失，建立农村保险制度，可以专门开展农村小额信贷保险业务，借鉴湖北省洪湖县国寿保险公司于农村信用社成果经验，在发放小额贷款的同时小额贷款人需要购买与贷款同等保险金额的财产意外险，降低信用社贷款风险，缓解农户还款压力。

4.2针对农村小额信贷信用评定方面的建议

制定严格的农民信用等级评定制度。明确农户信用评定细则，规范信用评定流程，防范弄虚作假，暗箱操作；完善评审监督体制，将每一个评定细节公开化，提高评定程序的透明度及可信度。简化信用评定流程，缩短农户从提出贷款申请到发放贷款证的时间，使农户可以以最快的速度最便捷的方式获得贷款。加强对贷款客户的识别，健全信用社内控机制，强化贷前调查工作，应尽可能掌握本地农户的家庭人口、劳力、年平均收入、资信等信息，缩短贷前调查时间。

4.3针对农村小额信贷贷款还款方面的建议

(1)扩大贷款种类和额度，放宽贷款期限。虽然贷款对象主要是家庭状况比较困难的农户，但农户的需求还是会有较大差异，应用于生产的农户需要较大金额的贷款，用于家庭生计的农户需要较小额度的贷款，扩大贷款种类和额度可以满足农户多样化需求，解决农民资金短缺问题。

(2)加强贷款机构与放款对象之间的信息交流。信用社对放贷对象进行小额信贷知识的宣传及培训，可以通过发放宣传册，举办公益讲座，提供免费咨询中心等方式让农户对信贷业务有所了解，避免在借贷过程中由于信息不对称带来的不便。

(3)强化监管作用。不仅要严格监管信贷机构工作人员，避免操作风险。由于缺乏相关法律的约束，有些信贷机构可能会滥竽充数，利用小额信贷业务获取利润，严重影响当地农民的贷款积极性。此外还应加强农户还贷能力问题，督促贷款农户在规定的还款期限内还清贷款，使农信社更好地运作。

4.4针对农村小额信贷机构的建议

(1)坚持小额信贷扶贫到户的效果，为小额信贷业务办理营造公平的氛围。对农信社的职工进行职业道德，专业一知识等方面培训，提供业务水平，不弄虚作假，认真对待每一位客户，使其能够科学、系统地处理信贷资金发放和收回过程中的调查、计划、决策、信息处理和风险管理工作。以营造公平氛围。

(2)正确处理企业利益与农户利益之间的关系。给予农村信用社更大的利率浮动空间，使放贷机构制定合理贷款利率，在保证自身获利的情况下使贷款发放到农户手中，达到服务于三农的目的。

(3)扩大小额信贷机构的融资渠道。贷款机构可以通过金融创新，由政府扶持模式逐步转化为正规商业化模式。完善员工管制和激励体系。制定具体员工奖罚措施，定期对职员的服务态度及业务完成状况进行量化考核，按等级进行奖励，更好地激发员工的工作热情。

参考文献：

[1]张元红，当代农村金融发展的理论与实践[M]，南昌：江西人民出版社，2002

第9篇：实证分析范文

【关键词】软实力，层次分析法

自1997年重庆市从四川省分离出来成为一个独立的直辖市后，成渝两市的发展一直是人们关注的焦点，众多学者针对二者的发展进行多方面的研究比较，大家关注于比较二者的GDP、劳动力、产业结构等硬指标，忽略了二者软实力的对比。本文将运用层次分析法对成渝软实力进行综合评价，力求从全新的角度观测二者发展的成效。

一、软实力指标体系的构建

城市软实力是主要建立在城市文化、公共服务、人力素质等非物质要素的基础上，以城市形象为标志，促进社会和谐发展的一种力量。它主要包括城市文化、公共服务、人力素质、城市形象、生态环境五方面，由于可取的数据有限，再考虑到研究的可行性，本文根据五要素之间的性质特征及其对软实力的重要程度，将公共服务、城市形象、生态环境合并为一类，最终把五要素重新划分为三类并重新命名：教育发展力、城市宜居度、文化号召力。

在参考文献里已有指标的基础上，本文还将简单性、可测性、获得性、可靠性、时效性的指标选取原则运用于三级指标的选取中，最终建立了如下的指标体系（表1）：

二、基于层次分析法的实证研究

1、构建判断矩阵

层次分析法是用两两重要性程度之比的形式表示出两个方案的相应重要性程度等级。根据上一层次因素为准则，它对下一层次各因素有支配关系，通过对对其下的n个方案进行两两对比，并按其相对重要性程度评定等级。本文采用由美国运筹学家T.L.Saaty给出的标度法,对表1中城市软实力影响因素的三层结构评价体系进行两两比较，初步建立了四个判断矩阵。然后借鉴软实力层次分析法分析文献中的赋值(赵乙萤，2011)，再结合成都市和重庆市的实际情况对以往文献的重要程度赋值进行调整，得到最终判断矩阵。

2、确定评价指标的权重

上述判断矩阵的特征向量代表了该层次各因素对上一层次某因素影响大小的权重。运用MATLAB软件来求解这些判断矩阵的特征根和特征向量，然后再对各特征向量做归一化处理，即可得到个元素的权重。

由图1可以看出，成都市软实力一直强于重庆市软实力，两地软实力发展速度不一致、发展趋势一致：2000年以前，两地软实力均略有下降，之后成都市以较高速度近乎匀速地增长，而重庆则在2000年到2006年间以低于成都的速度缓步发展，从2006年后则以高于成都的速度迎头追赶。

三、总结

实证研究发现，成都市比重庆市城市软实力总体上要强，但成渝俩地区的城市软实力的综合得分均不高，为高速平稳发展城市经济、提升城市综合实力，建议从从以下方面加强软实力建设：重视人才培养，招贤纳士；重视城市环境建设，扩大城市对外影响力；结合当地特点，丰富文化内涵，促进文化产业发展；提高政府公共管理能力、为市民创造更好的公共环境。