1數(shù)據(jù)選取

本文實證分析的數(shù)據(jù)選取上海股市綜合指數(shù)(簡稱上證綜指)每日收盤指數(shù)?？紤]到我國于1996年12月16日開始實行漲跌停板限價交易，即除上市首日以外，股票、基金類證券在一個交易日的交易價格相對上一個交易日收市價格的漲跌幅不得超過10%，本文把數(shù)據(jù)分析時段選擇為：1996.12.16-2007.05.18，共2510組有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)分析采用軟件為Eviews5.1。通過對原始序列的自然對數(shù)變換，得到上證綜指收益率序列，有2509個數(shù)據(jù)，記為RSH。

2基本統(tǒng)計分析

2.1序列的基本統(tǒng)計量

對稱分布的偏度應為等于0，而上證綜指收益率的偏度為負值，說明該序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出現(xiàn)正值的概率小于收益率出現(xiàn)負值的概率。另外，已知正態(tài)分布的峰度等于3，而上證綜指收益率的峰度是8.919924，遠大于3，這表明RSH序列不服從正態(tài)分布，而是具有尖峰厚尾特性。

2.2序列的自相關性

1數(shù)據(jù)選取

本文實證分析的數(shù)據(jù)選取上海股市綜合指數(shù)(簡稱上證綜指)每日收盤指數(shù)?？紤]到我國于1996年12月16日開始實行漲跌停板限價交易，即除上市首日以外，股票、基金類證券在一個交易日的交易價格相對上一個交易日收市價格的漲跌幅不得超過10%，本文把數(shù)據(jù)分析時段選擇為：1996.12.16-2007.05.18，共2510組有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)分析采用軟件為Eviews5.1。通過對原始序列的自然對數(shù)變換，得到上證綜指收益率序列，有2509個數(shù)據(jù)，記為RSH。

2基本統(tǒng)計分析

2.1序列的基本統(tǒng)計量

對稱分布的偏度應為等于0，而上證綜指收益率的偏度為負值，說明該序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出現(xiàn)正值的概率小于收益率出現(xiàn)負值的概率。另外，已知正態(tài)分布的峰度等于3，而上證綜指收益率的峰度是8.919924，遠大于3，這表明RSH序列不服從正態(tài)分布，而是具有尖峰厚尾特性。

2.2序列的自相關性

關鍵詞：股票收益率；GARCH模型；統(tǒng)計檢驗

在風險管理中，我們往往關注的就是資產(chǎn)收益率的分布。許多實證研究表明，金融資產(chǎn)收益率分布表現(xiàn)出尖峰、厚尾的特征。另外,收益率序列還具有條件異方差性、波動聚集性等特點。選擇合適的統(tǒng)計模型對金融資產(chǎn)收益率分布進行描述顯得尤為重要。

1數(shù)據(jù)選取

本文實證分析的數(shù)據(jù)選取上海股市綜合指數(shù)(簡稱上證綜指)每日收盤指數(shù)?？紤]到我國于1996年12月16日開始實行漲跌停板限價交易，即除上市首日以外，股票、基金類證券在一個交易日的交易價格相對上一個交易日收市價格的漲跌幅不得超過10%，本文把數(shù)據(jù)分析時段選擇為：1996.12.16-2007.05.18，共2510組有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)分析采用軟件為Eviews5.1。通過對原始序列的自然對數(shù)變換，得到上證綜指收益率序列，有2509個數(shù)據(jù)，記為RSH。

2基本統(tǒng)計分析

2.1序列的基本統(tǒng)計量

摘要：通過自回歸分布滯后模型（ADL）來實證研究2002.1~2008.1我國股市股票實際收益率和通貨膨脹率的關系。實證結果表明我國股票實際收益率和通貨膨脹率短期呈強的負相關關系，長期呈弱的負相關關系。該結論違背了“費雪效應”，但支持了Fama的“效應假說”。同時還得出在這段時間內投資股市并不能抵抗通貨膨脹率上漲所帶來的貶值風險的結論。

關鍵詞：股票實際收益率；通貨膨脹率；ADL模型

從上世紀30年代開始，美國等國家就有學者陸續(xù)開始研究股票收益率與通貨膨脹率的關系，而我國自從20世紀90年代開始才陸續(xù)涌現(xiàn)出一批學者對該論題進行研究。論文百事通在國外，最早的研究是費雪（1930）的“費雪效應”，他認為在理論上資產(chǎn)的實際收益率應保持不變，當通貨膨脹率發(fā)生變化時，資產(chǎn)的名義收益率會相應做出等幅調整，通貨膨脹率的增加或者減少完全能夠通過資產(chǎn)的名義收益率體現(xiàn)出來，從而導致資產(chǎn)的實際收益率保持不變。

1股票實際收益率和通貨膨脹率的實證研究

本文采用自回歸分布滯后模型（ADL）來研究我國股票實際收益率和通貨膨脹率的相關關系。在以往的研究中，絕大多數(shù)學者一般采用如下模型來研究股票實際收益率和通貨膨脹率的關系：

其中INFt指通貨膨脹率，RRSt指股票實際收益率，但模型（1）還不能反應股票實際收益率的所有因素，如經(jīng)濟增長率、長期國債利率、股權分置改革、證監(jiān)局的新政策等。因此本文在結合我國股市的實際情況，以及主要是為了度量股票實際收益率和通貨膨脹率關系的前提下，對模型（1）稍作改進：

內容摘要：經(jīng)驗分布直觀顯示股票市場收益率與正態(tài)分布有一定差異。多種正態(tài)檢驗方法對我國股票市場收益率檢驗結果為：我國股票市場收益率不服從正態(tài)分布，收益率分布呈現(xiàn)尖峰胖尾特征。本文采用Mantegna和Stanley(1995)提出的方法，得到上證綜指收益率的特征指數(shù)估計=1.4837。同時，將實際收益率序列與穩(wěn)定分布、正態(tài)分布作比較，結果表明：在樣本均值的3倍樣本標準差內穩(wěn)定分布都可以很好地擬合收益率的分布特點，但是正態(tài)分布則不然。

關鍵詞：收益率正態(tài)分布穩(wěn)定分布分布擬合

收益率分布的經(jīng)驗研究自20世紀60年代早期一直延續(xù)到今天。金融資產(chǎn)收益率的分布假設是現(xiàn)代金融理論和金融市場風險分析的重要前提，通常假設金融資產(chǎn)收益率服從正態(tài)分布，而實際金融數(shù)據(jù)并非如此，往往具有尖峰厚尾特性。經(jīng)濟學家和統(tǒng)計學家對金融資產(chǎn)收益分布的非正態(tài)特性研究已有一段歷史，從最早的Mandelbrot和Fama到最近的Hish和Anderson的研究均表明：西方股票市場和其他金融資產(chǎn)市場的收益率表現(xiàn)為非正態(tài)分布，而是一種“尖峰態(tài)”分布，即在均值附近的頻數(shù)比正態(tài)分布較多，并且有較肥胖的尾部，通常有偏度。

本文選取我國股票市場具有代表性的上證綜指為研究對象。將1990年12月至2005年12月期間上證綜指收益率序列的頻數(shù)分布與具有相同長度的正態(tài)序列的頻數(shù)分布作比較，經(jīng)驗分布可以直觀顯示收益率分布與正態(tài)分布的差異。筆者進一步通過X2擬合檢驗、峰度、偏度檢驗和易變性期限結構分析等多種方法對我國股票市場收益率分布的正態(tài)性進行檢驗，不難得出結論：我國股票市場收益率不服從正態(tài)分布，收益率分布呈現(xiàn)尖峰胖尾特征。

穩(wěn)定帕累托分布

Mandelbrot(1963)最先強調了金融收益率序列的“胖尾和高尖峰”特征事實，并提議用穩(wěn)定帕累托分布（StableParetianDistribution）來擬合股票收益率的胖尾特征。穩(wěn)定帕累托分布能很好地描述這種特性。穩(wěn)定帕累托分布也稱為穩(wěn)定分布，是含有4個參數(shù)的分布，一般沒有解析表達式，由特征函數(shù)來描述。設其特征函數(shù)為f（t），則

摘要：文章選取1998年至2002年深滬兩市74個A股增發(fā)樣本，通過事件時間和日歷時間的實證研究發(fā)現(xiàn)：無論是HBAR和CAR日歷時間研究還是Fama-French三因素回歸的截距項，均表明我國A股增發(fā)存在負的長期超常收益率，長期市場回報呈下降趨勢，且3年內總體上呈現(xiàn)長期弱勢。

關鍵詞：增發(fā)；長期市場表現(xiàn)；超常收益率；Fama-French三因素模型

一、文獻回顧

增發(fā)（seasonedequityoffering，SEO）是上市公司主要的再融資方式，增發(fā)長期市場表現(xiàn)也是理論界頗具爭議的問題之一。Stigler（1964）最早在研究中涉及到上市公司股權再融資的非正常收益問題，但該問題直到1980年以后才得到系統(tǒng)研究。Masulis和korwar（1986）對上市公司增發(fā)后股票的非正常收益進行研究，發(fā)現(xiàn)上市公司增發(fā)后有比較顯著負的非正常收益。Asquith、Mullins（1986）和Schipper等（1986）分別對增發(fā)公司股價研究得出同樣的結論。Lnughran和Ritter（1995）統(tǒng)計美國1970～1990年期間增發(fā)公司的長期收益率，發(fā)現(xiàn)增發(fā)前6個月并沒有顯著負的非正常收益，但在18個月后負累計非正常收益顯著。Jagadeesh等（1993）等研究發(fā)現(xiàn)，在第4年和第5年非正常收益呈逐漸下降趨勢。Loughran和Ritter（1997）對5年以上再融資上市公司股票價格表現(xiàn)研究認為，第6年和第7年非正常收益并不顯著為負。Soucik和Allen（1998）對澳大利亞股市增發(fā)股票的長期價格表現(xiàn)的實證研究認為，中短期存在表現(xiàn)不足的情況，但是在長期（5年以上）并沒有表現(xiàn)不足的問題。

在我國學術界，對增發(fā)市場表現(xiàn)研究的文獻多以增發(fā)公告日、發(fā)行日和上市日各時點前后短期為研究時窗，鮮有對增發(fā)后較長時期的股票非正常收益比較系統(tǒng)的研究。李夢軍、陸靜（2001）認為上市公司增發(fā)新股公告后有負的累計非正常收益。陸滿平（2002）等認為，增發(fā)在方案公布時市場往往表現(xiàn)出負面反應。沈洪濤、沈藝峰（2003）對滬深兩市41家1998～2001年增發(fā)A股上市公司的分析表明，增發(fā)中存在“公告效應”。李康、楊興君和楊雄（2003）以2000、2001年滬深兩市所有實施增發(fā)和配股的A股公司為樣本，考察了發(fā)行后60天股票的超額收益情況，增發(fā)方式下參與增發(fā)的流通股老股東有-1.37%的超額損失，不參與增發(fā)的老股東有-5.97%的損失。譚峻、吳林祥（2002）研究認為，在增發(fā)意向書公告日前的非正常收益率為負，現(xiàn)實市場提前就對這一利空消息做出反映，投資者通過“用腳投票”來表示對增發(fā)行為的否定，在公告日負的超額收益率為最大，并在此后相當長的時間內持續(xù)為負數(shù)。

綜上所述，雖然國外大多研究證實了增發(fā)后有顯著負的非正常收益，但是其中也存在爭議。我國理論界在該領域的研究取得了一些成果，但仍存在一定的局限性，主要體現(xiàn)在：研究的樣本量不足，樣本的選取亦不具有代表性。2002度以前增發(fā)門檻低，增發(fā)失敗比例較高，使得市場的負面反應在一定程度上被放大，以這樣的數(shù)據(jù)為樣本有失偏頗，研究結果也不夠穩(wěn)健；就同一增發(fā)樣本使用事件時間和日歷時間兩種方法的研究尚少見；由于受樣本區(qū)間所限，鮮有對長期市場反應的研究。

摘要：金融衍生產(chǎn)品的出現(xiàn)提高了證券市場信息傳遞的速度，知情交易者通過對衍生品的投資提高傳遞的效率。本文通過對我國權證市場和相應標的股票市場交易高頻數(shù)據(jù)的研究，探討知情交易者在權證市場出現(xiàn)后是否改變了投資的對象。實證結果表明，盡管有部分知情交易者投資了認購權證，但是并沒有證據(jù)表明知情交易者偏好認沽權證。造成這一結果的原因可能是權證制度自身的缺陷。

關鍵詞：知情交易者，認購權證，認沽權證，創(chuàng)設制度

前言:期權對“知情交易者”(informedtrader，即信息靈通的投資者)有較強的吸引力，這首先是由于期權的高杠桿低成本特性(Black(1975)[3],Mayhew,Sarin,Shastri(1995)[13]，F(xiàn)aff&Hillier(2005)[10])，此外期權的價格和標的資產(chǎn)未來價格波動率相關，獲得標的資產(chǎn)未來價格波動率的知情交易者能夠通過投資期權獲利(Back(1993)[2])。但是，期權市場也存在阻礙知情交易者交易之處，如較低的流動性以及在做市商交易制度下容易暴露投資者的身份(Easley,O’Hara,Srinivas(1998)[9]，Chan,Chung,Fong(2002)[5])。

包括期權在內的金融衍生產(chǎn)品出現(xiàn)后知情交易者的投資選擇對衍生產(chǎn)品價格發(fā)現(xiàn)功能的實現(xiàn)有重要影響。如果知情交易者選擇衍生品為投資對象，衍生品的成交量就會對標的資產(chǎn)成交量和收益率有預測的能力。此外，由于報價方式的不同，衍生產(chǎn)品的收益率也有可能包含標的資產(chǎn)的信息(Chan,Chung,Fong(2002)[5])。盡管實證研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)成交量有信息傳遞的作用(Sarwar(2004)[15],Cao,Chen,Griffin(2005)[4])，但多數(shù)研究主要考慮原始的交易量，這種方法的缺點是混合了買賣雙方的信息。近期的研究改進了之前直接利用原始成交量的方法，有的利用凈成交量作為測算的指標(Easley,O’Hara,Srinivas(1998)[9]，Chan,Chung,Fong(2002)[5],Pan&Potesman(2004)[14])，也有的把原始成交量分解為可預期的成交量和不可預期的成交量(Chiu,etal.(2005)[7],Lee&Chen(2005)[11])。

從本質上看，權證與股票期權基本相同，對期權的研究方法同樣適用于對權證的研究。但是，由于權證的發(fā)行人受到限制，這導致權證和股票期權對標的資產(chǎn)的影響方面存在顯著的差異。Aitken和Segara(2005)[1]通過對澳大利亞權證市場的研究，認為權證限定發(fā)行人的特征會導致其對標的資產(chǎn)的影響(價格影響、流動性影響、波動性影響)不同于股票期權。Loudon和Nguyen(2006)[12]也認為權證發(fā)行人的特殊性使得權證價格高于相應的股票期權價格，并進一步影響了權證作為金融衍生產(chǎn)品作用的發(fā)揮。權證和股票期權的區(qū)別以及由此產(chǎn)生的對標的資產(chǎn)的影響差異可能會導致知情交易者選擇不同的目標投資市場。

本文的研究目的就是要考察在中國這種轉型經(jīng)濟的條件下，權證的出現(xiàn)是否會吸引知情交易者從股票市場向權證市場進行轉移，并由此判斷我國權證市場的出現(xiàn)是否提高了證券市場的有效性。實證結果表明，的確有證據(jù)顯示知情交易者在股票市場和認購權證市場存在，而在認沽權證市場，并沒有發(fā)現(xiàn)知情交易者存在的證據(jù)。我們認為知情交易者之所以不愿意進入認沽權證市場的原因可能在于認沽權證的行權價設定過低，以至于認沽權證失去了套期保值的作用。同時我們認為，創(chuàng)設機制的出現(xiàn)也不能吸引知情交易者向認沽權證市場流動。

摘要：金融衍生產(chǎn)品的出現(xiàn)提高了證券市場信息傳遞的速度，知情交易者通過對衍生品的投資提高傳遞的效率。本文通過對我國權證市場和相應標的股票市場交易高頻數(shù)據(jù)的研究，探討知情交易者在權證市場出現(xiàn)后是否改變了投資的對象。實證結果表明，盡管有部分知情交易者投資了認購權證，但是并沒有證據(jù)表明知情交易者偏好認沽權證。造成這一結果的原因可能是權證制度自身的缺陷。

關鍵詞：知情交易者，認購權證，認沽權證，創(chuàng)設制度

前言

期權對“知情交易者”(informedtrader，即信息靈通的投資者)有較強的吸引力，這首先是由于期權的高杠桿低成本特性(Black(1975)[3],Mayhew,Sarin,Shastri(1995)[13]，F(xiàn)aff&Hillier(2005)[10])，此外期權的價格和標的資產(chǎn)未來價格波動率相關，獲得標的資產(chǎn)未來價格波動率的知情交易者能夠通過投資期權獲利(Back(1993)[2])。但是，期權市場也存在阻礙知情交易者交易之處，如較低的流動性以及在做市商交易制度下容易暴露投資者的身份(Easley,O’Hara,Srinivas(1998)[9]，Chan,Chung,Fong(2002)[5])。

包括期權在內的金融衍生產(chǎn)品出現(xiàn)后知情交易者的投資選擇對衍生產(chǎn)品價格發(fā)現(xiàn)功能的實現(xiàn)有重要影響。如果知情交易者選擇衍生品為投資對象，衍生品的成交量就會對標的資產(chǎn)成交量和收益率有預測的能力。此外，由于報價方式的不同，衍生產(chǎn)品的收益率也有可能包含標的資產(chǎn)的信息(Chan,Chung,Fong(2002)[5])。盡管實證研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)成交量有信息傳遞的作用(Sarwar(2004)[15],Cao,Chen,Griffin(2005)[4])，但多數(shù)研究主要考慮原始的交易量，這種方法的缺點是混合了買賣雙方的信息。近期的研究改進了之前直接利用原始成交量的方法，有的利用凈成交量作為測算的指標(Easley,O’Hara,Srinivas(1998)[9]，Chan,Chung,Fong(2002)[5],Pan&Potesman(2004)[14])，也有的把原始成交量分解為可預期的成交量和不可預期的成交量(Chiu,etal.(2005)[7],Lee&Chen(2005)[11])。

從本質上看，權證與股票期權基本相同，對期權的研究方法同樣適用于對權證的研究。但是，由于權證的發(fā)行人受到限制，這導致權證和股票期權對標的資產(chǎn)的影響方面存在顯著的差異。Aitken和Segara(2005)[1]通過對澳大利亞權證市場的研究，認為權證限定發(fā)行人的特征會導致其對標的資產(chǎn)的影響(價格影響、流動性影響、波動性影響)不同于股票期權。Loudon和Nguyen(2006)[12]也認為權證發(fā)行人的特殊性使得權證價格高于相應的股票期權價格，并進一步影響了權證作為金融衍生產(chǎn)品作用的發(fā)揮。權證和股票期權的區(qū)別以及由此產(chǎn)生的對標的資產(chǎn)的影響差異可能會導致知情交易者選擇不同的目標投資市場。

摘要：本文借鑒Jorion對跨國公司匯率風險的測度方法，選取中國500強企業(yè)中的56家本土跨國經(jīng)營企業(yè)作為樣本，以24個月的人民幣匯率異常波動期間為區(qū)間，通過公司的股票收益率、市場平均收益率及匯率波動率等財務績效指標之間的相關分析，得到了匯率波動對不同行業(yè)有不同的影響，并得出即使人民幣匯率是小幅度波動，其對我國跨國經(jīng)營上市企業(yè)財務績效的“平均影響”也相當明顯的結論。

關鍵詞：財務績效；人民幣匯率；跨國經(jīng)營企業(yè)；股票收益率

匯率變動對跨國經(jīng)營企業(yè)財務績效影響的分析，作為一種經(jīng)濟性分析，通過分析匯率變動與跨國經(jīng)營企業(yè)股票收益率之間的關系，來確定匯率變動是否對跨國經(jīng)營企業(yè)的財務績效產(chǎn)生實質性影響。股票收益率的高低，代表了投資者對公司價值的客觀評價，因此也代表了企業(yè)的運營績效與財務價值。股票收益率可以反映資本和獲利之間的關系，它受預期每股盈余的影響，反映了每股盈余大小和取得的時間；同時受企業(yè)風險大小的影響，還可以反映每股盈余的風險。

下面以中國部分上市公司為例，來說明匯率變動對公司價值的影響。

一、匯率風險對財務績效影響計量模型的選擇

在實證分析中，計量某企業(yè)i的匯率風險一般采用Jorion提出的如下兩個模型：

[論文關鍵詞]市場有效性；事件研究；異常收益

[論文摘要]本文擬對滬深兩市36家上市公司季報公布前后股票收益率變動情況進行研究?；贔FJR在1969年的文獻中所提及的事件研究方法。發(fā)現(xiàn)每天的異常收益率在事件窗口中表現(xiàn)比較平穩(wěn)，而每天累積的異常收益則具有明顯的趨勢，投資者在季報公布前后能獲得顯著的異常收益。反映出我國資本市場尚未達到半強有效，文章在最后指出一國應加強資本市場獨立性的建設，有利于增強資本市場對宏觀經(jīng)濟周期的超前預示作用。

一、引言

2005年6月份中國股市達到了一個歷史的低點998點，從這個低點開始，借助于中國申辦奧運的成功等宏觀經(jīng)濟面的利好消息，中國股市開始了長達兩年多的牛市，點數(shù)扶搖直上，屢創(chuàng)新高，到2007年10月份已達到歷史最高點6100多點。緊接著這輪牛市的又是一段漫長的下跌之路，上證綜指的點數(shù)從6100多點的歷史最高點一路下跌，直到2008年10月份的本輪目前調整的最低點1600多點。

在這期間，政府有關部門出臺了很多相應的措施，如存貸款利率、存款準備金率的調整等間接的措施。同時也出臺很多直接針對股市的措施，如印花稅調整、股指期貨的推出等。在這里，就談到了一個政策事件對股市影響的問題，國家出臺的這些政策是想達到一種什么樣的效果，而股市又是如何對這些信息作出相應的反應。企業(yè)所公布的財務報表所顯示的信息是如何傳導到股市，進而對證券的價格產(chǎn)生影響。本文所研究的正是股市對信息的一種反應。在本文進行相關研究前，國內外已經(jīng)有很多學者對這個問題進行了廣泛而深入的研究。市場有效性的研究具有重要的現(xiàn)實意義，是資本市場最為基本的研究問題，很多金融問題都是基于有效市場這個基本假設的。研究股市對信息的反應程度可以為政府制定相關的政策提供依據(jù)，也可以為機構投資者進行理性投資、價值投資提供理論基礎和操作策略。

本文其他部分的安排如下：第二部是相關文獻研究概述；第三部分闡述事件研究的目的與原理；第四部分進行實證研究并得出結果；第五部分是本文的結論和啟示。