时间：2023-05-30 10:09:25
「关键词软实力；非契约换；净依赖；替代依赖；软实力形成过程
一、导言
随着当今世界全球化的进展，"相互依赖"下的国际机制构筑思维日臻成熟。
中国传统文化中的"以德服人"、"不战而屈人之兵"式的所谓的"软实力（softpower）"成为国际关系研究以及国际协调政策中的新焦点。
虽然"软实力"这一概念频频见诸报刊，逐渐成为人们熟知的词语之一，但它本身所包含的理论性内涵并没被明确化。由此而产生的所谓的"提升软实力"往往陷入一个经验主义的误区。比如，软实力的倡导者约瑟夫。奈把"软实力"定义为"一个国家对另一国的价值观念产生憧憬、并以该国的先例为模式、企图达到该国的繁荣与开放水平"的"权力的第二个侧面".奈又把其来源总结为三个方面：一是拥有使其他国家感到魅力的文化资源；二是拥有使人向往的国家政治价值观；三是能获得尊敬的外交政策。这种"通过让他人做他人自己想做的事情而获得预期结果的能力"，无疑是一种"通过吸引而非强迫获得预期目标的能力".
这种企图通过来源解释软实力的做法不免带有循环逻辑之嫌，更无法解释为什么日本在欧美的"魅力"比在亚洲的"魅力"大得多等现象。如果说日本在第二次世界大战中对亚洲人民的伤害是该现象的根源的话，就在很大程度上否定了作为拥有全人类共识的"反法西斯"战争的胜利意义。
因此，从理论角度重新审视"软实力"，考察其根本来源所在具有重要的学术和现实意义。笔者在第二部分中对软实力的基本特征进行讨论，提出"软实力"的不可交易性及其替代依赖的理论假设；在第三部分通过实证比较，将理论假设实施量化证明；第四部分进行总结。
四、结语和政策建议
本文通过对软实力的理论分析，提出了软实力所具有的"非契约换"特征，同时提出了软实力的相对论关系。也就是说，一国所具有的软实力的净强度不仅决定于另一国对该国的净依赖程度，还决定于另一国是否拥有替代依赖的手段。
正是基于这种特征，日本的软实力在欧洲地区远比在亚洲地区更具魅力，中国亦然。大学生问卷调查结果显示，提高对"人"的认知程度是构筑国际形象的一个重要侧面。对中国来说，尤其是现任领导人（政治家）更应该积极地发挥构筑中国国际形象的作用。
而对日本来说，国内虽然以和平主义意识占据主流，但正是因为政治家对历史问题的立场导致了其对亚洲国家软实力的下降。值得注意的是，软实力的提升是在发现、认知、参入和共鸣等四个阶段中逐步形成的，国家之间也会经过接触、扩大交流达到相互信任和尊重。
通过统计意义上的分析，我们还得知日本软实力主要来源于日本战后经济复兴，中国的软实力主要在改革开放和传统文化方面得到较强的认知程度。
中国自实施改革开放政策尤其是20世纪90年代以来，一方面，随着"''''四化''''（工业化、城镇化、全球化和信息化）的加速发展，释放出了巨大的经济活力"，同时开始了其从"黑猫"向"绿猫"的新一轮发展；另一方面，国际社会在应对中国崛起之中，逐渐调整了它们的中国战略。在"时代呼唤中国大战略"之中，中国必然需要对自己所拥有的硬实力和软实力有一个明确的思维。在此，本文着重对如何提升中国软实力略述如下：
第一，进一步深化改革开放，继续秉持外资引进政策。本文的分析结果表明，软实力的提升很大程度上依赖于人际交流。日本已经致力于扩大与各国之间的人际交流。根据日本外务省的统计，2005年生活在中国的"长期滞在者"（日本外务省的统计范围是居住期间超过3个月但未取得所在国绿卡的在外人员）人数已经超过11万人，中国在不久的将来会超过美国（有35万日本人常住）成为常住日本人数最多的国家。欧美国家常住中国的人数也同样急剧增加。一般来说，常住外国人口与普通游客不同，从事商务或者学习的目的使他们更加深入地了解中国，使之成为他们的生命共同体。显然，没有海外投资便没有常住外国人口。
随着中国经济实力的增强，诸如"限制外资、重新审视对外开放政策"的论调近年来颇有市场。其理论依据在于"利用外资并没有使中国本土企业提高技术创新能力，相反外资压制了本土企业"，"跨国公司在中国只是从事单纯的组装活动"等。这种论调的错误在于从根本上混淆了"技术创新能力"和"技术水平"这两个不同的概念。正如笔者在本文中论述的那样，作为一国软实力所在的"技术创新能力"具有鲜明的"非契约换"特征，它取决于一国的基础研究活动、企业的技术开发活动，而不是外商投资设备中所体现的技术含量。也就是说，中国企业的"技术创新能力"需要中国长期不懈的努力而得来的"内功"，这本身是一个软实力形成的长期过程。
第二，积极推进企业"走出去"战略。企业品牌是一国软实力重要的一环，积极实施"走出去"战略是改善国际社会对中国品牌认知程度的重要手段之一。其实，日本企业的国际化战略对现代中国有着不可忽视的借鉴作用。日本通过战后经济复兴，商品制造能力大幅度提高，出口贸易迅速扩大。从20世纪70年代后期开始，逐渐引起了被称为"日美贸易摩擦"的贸易战。日本企业在这种情况下展开了大规模的"现地生产"模式，这种在美国当地生产、在美国当地销售的经营模式从进出口贸易的统计数据上减少了贸易顺差。可以说，"日美贸易摩擦"是日本企业走出去的最初原因。80年代前半期，日本国内工人工资水平上涨过快，日本企业开始转向主要以马来西亚、菲律宾、泰国等亚洲国家为中心的海外生产。这种"追求经营效率化"式战略可以说是日本企业走出去的第二个原因。
进入80年代后半期，发达国家五国财长会议后，在纽约广场宾馆达成的"广场协议"，把日元汇率问题推向了风口。之后，在不到两年的时间内，美元对日元汇率从1：240左右上升到1：120.汇率升值后的日本采取了过度宽松的货币政策，最终导致了"泡沫经济"的产生。但是，汇率上升在另一方面也急速提高了日本企业资产在国际市场上的价值，掀起了第三轮海外投资高潮。中国目前所面临的"中美、中欧贸易摩擦"（虽然在产品结构、出口主体等方面与日本20世纪70年代末有本质上的区别）、工资水平的持续提高以及人民币汇率等问题，不得不说和日本具有颇为相似的特征。中国企业"走出去"开展国际市场战略，将不单纯局限于一个提高软实力的问题，更是一个不可阻挡的趋势。中国政府如何为企业"走出去"做好准备工作，在今后相当长的时间内将凸显其重要作用。笔者的建议是，首先规范中国证券市场，尤其是股份市场，只有拥有一个值得信赖的资产评估市场，企业的价值才能够得以在国际市场战略上立于优势地位。其次是建立一个类似日本贸易振兴会（JETRO）的非政府组织，为企业提供战略分析、信息分析等服务。在这一点上，中国可以加速现有的贸促会的机构改革，使其转变机能，迅速成为企业走出去的智囊机构。
第三，发扬光大传统文化，实施"文化产业化"战略。本文实证分析的结果表明，无论中国还是日本，其软实力根本来源在于那些具有不可复制和模仿性质的传统文化，而不是伴随美国的大量生产模式、寡头垄断企业利用新兴媒体使人类"普遍消费者化"过程中产生的流行文化。但是，这并不是说传统文化不能具备"消费"的特征。恰恰相反，传统文化只有在人的消费活动中才会被普遍传承。"和服"作为日本传统文化之一，具有较高的认知程度，是日本国际形象的重要来源，正是因为它至今仍是日本人穿着的盛装之一。在传统社会里，文化有其特定的社区（community），并主要由社区成员继承延续。然而，随着工业化程度的提高，承担文化连续性的责任也由个人转为企业。中国在改革开放过程中，工业化水平加速提高，出现了世界上规模最大的"纽扣"、"吸管"等市场，却没有出现像日本京都那样能依然保持传统染织、陶瓷等产业的积聚地区。
第四，与各国构筑相互信赖的媒体协作机制，减少不必要的相互责难，避免"囚徒困境"的发生。当今社会，大众媒体在每个人的世界观形成过程中所发挥的作用已毋庸置疑。但是，媒体报道是经过了"过滤"之后的信息，并不一定是对事情的真实报道。特别是随着20世纪80年代以后各国对媒体规制的逐渐放松，当今世界传媒基本上都采取了民营化的道路，对商业利益的追求遂成为媒体最大的目标。因此，某种程度上，媒体一是为迎合大众进行报道，二是因媒体人本身对问题的分析能力有限而进行有失偏颇的报道。笔者见证了近年来在中日关系恶化中的日本媒体报道，其冷战思维模式下的片面攻击可以说是导致日本国民对中国形象持续恶化的根源。而中国国内随着经济实力的增强所逐渐产生的个别民族主义情结由于媒体影响的扩大也有愈演愈烈之势。因此，中国有必要与其他国家之间建立起一个媒体协作机制，采取媒体互访活动，加深相互之间对主流意识形态的理解，这对于提升国家的软实力具有至关重要的作用。
一、知识考古学及证券分析师话语分析的相关研究现状
“知识考古学”是福柯在其学术研究生涯中对“话语”进行分析时采用的一种基本模式。所谓“知识考古学”，就是一种应用“考古学”的意识和方法来对“知识”或“观念”的构成(前提、条件、机制)与演变过程进行考察和分析的方法。按照福柯在《词与物———人文科学考古学》一书中的说法，“知识考古学”的主要目的是“旨在重新发现在何种基础上，知识和理论才是可能的;知识在哪个秩序空间内被构建起来;在何种历史先天性基础上，在何种确实性要素中，观念得以呈现，科学得以确立，经验得以在哲学中被反思，合理性得以塑成，以便也许以后不久就会消失”。从更一般的意义上说，也即讨论问题的时候，不是从思想传统本身的脉络出发，而是着眼于历史中的话语实践，关注“思想如何以话语的形式，即历史情境中的言说行为，而不是简单的概念的发生———参与和创造了历史”(刘禾，2010)。［1］从这个层面上讲，知识考古学也就明确地成为一种对“话语”的构成和演变过程进行考察和分析的研究方法。目前我国学术界关于证券分析师的研究主要集中在四个方面，即分析师股票评级和推荐是否具有信息含量;分析师股票评级和推荐的长期效应;分析师报告中其他信息的市场反应;分析师报告信息含量的来源和影响因素研究(郑方镳和吴超鹏，2006)。［2］对于改善资本市场有效性的目的而言，证券分析师的分析到底起到多大的作用是很必要的研究视角。这些已有研究都把证券分析师话语作为一个客观存在，研究其对资本市场的影响，一个显而易见的事实却是证券分析语是话语主体———证券分析师行为的结果。这种行为受到主体意识的很大控制。胡奕明等(2003)在《证券分析信息解读能力调查》一文中指出证券分析师对年报信息的使用能力在提高，对管理信息和会计信息的使用频率都有所上升，且会计信息的使用比例远高于管理信息。［3］这也就说明了证券分析师在其分析行动中所占有的能动性地位，证券分析师如何筛选信息、用什么方法分析信息、以何种方式提供信息都会对广大信息受众产生影响。纵观国内现有对证券分析师相关问题研究的现状，很少涉及对证券分析师主体的研究。正是基于此种研究现状及研究特质的启发，笔者试图尝试着结合资本市场中的股评现象，沿着知识考古学研究路径追寻证券分析师话语分析的新思维。
二、基于知识考古学视角下的证券分析话语重新审视
我国现有关于信息研究的边界往往定位在信息(包括证券分析师的行为)本体作为客观存在对信息接受者的牵引作用，很少考虑信息形成的过程及其在度构建过程，也即福柯所说的很少考虑知识信息在哪个秩序空间内被构建，其在历史情境中的发展路径。而在证券分析师场域里，证券分析师信息的再传递很大程度上影响了信息受众的接收边界，所以，研究证券分析师的话语架构对于信息传播的准确性，对于资本市场的有效性不言而喻。
(一)证券分析师语境的信息构建分析
具体到资本市场的股评行为，信息的重构过程即:信息经过证券分析师具体情境(分析工具、传播媒介电视或呈现方式等)后的传达，信息接受者会做出一定的反应，而这个反应会再度循环成新的信息内涵，信息传递方会基于各种市场表现结合其本人新的体验、理解和思考方式变化而再阐释。李晓东(2009)在其《会计信息流逻辑及其优化》一文中指出，“会计信息是公开信息的主要组成部分，证券交易者基于会计信息的解读，进行一系列逻辑推断形成交易信念，并通过实施交易行为来影响证券价格的形成。信息接受者会从当前场景实际看到的信息流向凭借信息通道推导出另一些场景的信息”。［4］所以，笔者认为信息传播媒介主导下的信息已不在是仅仅框架式的财务报表信息解读，更是信息传播媒介，也即证券分析师在传达市场信息的语义逻辑分析。首先，笔者对信息形成和重构的思考也就可以概括为下列几点:(1)对信息受众来说，证券分析师传递的每条信息可以呈现出两个方面的困难，它们是:(甲)信息受众理解信息含义的困难程度，例如，对“建议观望”、“大盘持续震荡”这类模糊语句的含义的理解就对例如“建议持有”、“建议抛售”这类直观的语句的含义的理解困难的多。(乙)信息受众从大量信息中筛选有用信息的能力，由于基因生存本能的经济性能源和营养配置原则，面对大量信息时，信息受众的大脑作为信息的处理系统也会出现“自我服务意识”———采取心理办法简化智力消耗过大的信息量(周菲，2008)。［5］(2)信息受众信息接收的主动性依赖于“成本—效益”权衡，信息受众对信息广度的可能会不自然的受到物质收益和心理收益的影响，因为认知过程中很难进行完全意义上的理性思考，而是会尽力寻找思考捷径，采用把复杂问题简化的策略。这就会形成有用的信息并没有被投资者认识，而是基于其生理需要简化处理。(3)信息传播者(证券分析师)传递信息的方式:包括信息传播媒介、信息表达方式及信息传播时间把握。国外的研究表明信息披露存在明显的“自我服务”意图，上市公司会策略性地选择不同的披露时间、内容、方式，来实现公司或者管理者自己某种特殊的目的。而这种自我服务意图又必然会产生一定形式的信息偏差(王雄元，2005)。
暂不论信息的真实性及信息接受者和信息传递方的接收和传递能力，作为有意义的话语，一定是能够被信息接受者理解和接受的，但实际上现有证券分析师话语研究都暗含了一个基本假设:即信息传达方和信息接受者之间有着想当然的“桥”———以供双方达成信息共识，但实际情况却大相径庭。第一，信息传播媒介在某种程度上已经“曲解”了纯粹的客观现实;任何陈述或话语所指涉的对象不仅都是由这些陈述或话语本身建构起来的，而且其范围和界限也往往是变动不居、充满着“差异、间隙、替代和转换的游戏”(福柯，1998)。［7］(P47)吴联生(2006)在解释会计信息规则性失真时也指出，人类认识的“客观事实”，实际上是人类对客观事实的认识，而不同的人对同一客观事实的认识可能存在差异，因此，也就不存在大家所一致认可的“客观事实”。［8］(P30)第二，我们也会发现，不仅很难找到所有概念都完全一致的陈述，而且表面上看似相同和一致的概念在不同陈述中其含义却可能大相径庭。我们还会在概念系统看似相同的陈述当中“身不由己地发现一些新概念的产生，其中有一些可能是从旧概念中派生出来的，但是，其他的概念是异质的，并且其中有些甚至与它们是不相容的”(福柯，1998)。
(二)证券分析师话语实践特质性逻辑分析
确定上述分析后，针对确定什么样的标准来对证券分析师话语类型加以确认是一个现实的问题。本文从两个维度———即文本维度(关注证券分析师话语文本的语义逻辑)和实践维度(说明证券分析师话语文本生产和解释过程的发散性性质)———尝试着重新构建证券分析师话语框架。1.证券分析师话语文本的语义逻辑构建(1)证券分析师话语概念接续的形式。具体包括证券分析师话语陈述系列的各种秩序(具体到证券分析，也即证券分析师推理论证其观点的行为，包括其所传达的信息覆盖的空间以及其话语组织表达的内在逻辑)、证券分析师话语各种陈述的从属类型(即证券分析师对其观点佐证的形式，是“提出观点———证据支持”、或“市场表现———行情预测”和“市场规律———特殊情况”等)及证券分析师话语各种修辞模式(即证券分析师话语内在逻辑机理，其是如何表述市场行为及其表述观点的描述演绎方式)。(2)证券分析师话语概念共存的形式。证券分析师话语概念共存的形式至少可以通过以下几种方式勾画出来:①证券分析师话语在场领域。由于信息传播平台及证券分析师并不唯一，所以就涉及到谁、在什么场合发表的信息可信度更高。②证券分析师话语伴随领域。即分析师用支持其信息观点方式以外的其他佐证性技术或话语。③证券分析师话语记忆领域。即那些被信息者或接受者接收的既定的真理实体或有效性范围，但这些既定真理实体或有效性范围却与信息者形成其信息相关联。2.证券分析师话语场域下的实践指向分析(1)确定证券分析师话语的可能转换或衍射点。众所周知，文学家历来组织文字意思表达的形意与意意，也即我们说的言传与意会。信息的文字性表述虽然可以让我们很清楚的理解是什么意思。殊不知信息表述本身所传递出来的行动意识性。刘禾(2010)在其《“话语政治”和近代中外国际关系》一书中指出:“话语涉及的是行动，而不是纯粹的表述”。
正如其对“夷”字的解读，充分揭露了这种文字的表述的行动意识性。当然，在此并不是否定文本表述的意义，更多的是想说明条约文字的束缚、话语实践对行为的潜在影响性。故证券分析师的信息已经不在是单纯的文本信息，其背后隐藏的是行为模式。(2)确定证券分析师话语某一主题被选择的内在权威或根据，即“话语的权威或根据”。并非话语在主题或理论选择方面所隐含的所有可能性都能够被实现。在特定时间、空间条件下，能够实现的选择往往只是其中的一个或一些。由于股市的风险，证券分析师也不可能准确的预测各种信息，其在表明立场时，为规避由于预测信息失误而造成的声誉风险，必然只会提供一个动态信息空间(如常见的证券分析师用语:建议观望)，所以这时证券分析师的话语构成并不会完全占据它的对象构成、陈述构成和概念构成系统。这也需要信息受众结合其他话语丛来理解，以揭示新的可能性。
三、证券分析师话语误导分析
由于语言构成了人成之为人的主要维度，不了解语言，不研究语言在人类社会形成和市场机制运作中的作用，显然难能对人类“经济世界”的内在秩序及其变迁机理有一个到位的理解和把握(韦森，2009)。［11］语言构成了人类社会彼此沟通的桥梁，但作为一个有意义的话语，其存在至少有两个前提:语言传递的真实性和彼此语言认知的同一性。信息市场夹杂着大量的、无用的或者是虚假的信息，以及话语双方对同质性概念认知的不共存性，都动摇了话语认知的当然性。徐贵权、任孟山(2010)在《时评作为一种利益表达方式:传播社会学的考察》一文中将时评视为一种利益表达的象征行动。［12］联系资本市场的股评现象，证券分析师难免会脱离“利用”话语权实现自身利益的可能，不过不同于可观察的社会行为，文本形式的话语背后隐藏着“实践”性，所以社会现有规则很难对其进行有效监管。在这个意义上，如何认识证券分析师形式话语背后的“影子”，如何分析并构建一个资本市场话语框架以更好的引导信息传递方和信息接受者以提高资本市场有效性是一个值得思考的现实问题。借鉴吴联生(2006)对会计信息失真的结构分析，笔者也尝试着从证券分析师话语规则性误导和证券分析师话语违规性误导来分析证券分析师文本话语和实践导向不协调的内在机理。本文中定义的证券分析师违规性误导是指由于相关证券法律法规客观存在的不完善，使得证券分析师的行为出现偏差而造成的误导;证券分析师违规性误导是指证券分析师故意违背相关制度规定而造成的误导。
(一)证券分析师话语秩序与证券分析师话语规则性误导
资源是稀缺的，信息作为资本市场上特殊的商品，其供给和需求之间的矛盾，决定了人们必定追求自身的利益。但若是人人都自谋私利，那么社会就会处于极度无序状态，所以社会成员若想获得收益，则必然会进行合作，这样，不同的社会公众就成为该合作投资的不同利益相关方，而利益相关方合作投资的结果，就是社会形成一种自发的投资秩序。资本市场中股评师话语信息供需双方若想获得合作的成功，其基本前提就是需要对利益相关方所投入的不同资源和利益相关方所享受的收益进行计量。证券分析师进行股票分析，其投入的是专业素质，需要获得的是专业劳动报酬及潜在声誉收益(这种声誉收益在其以后职业生涯中可通过可计量物质实现)，信息受众在资本市场投入资本则希望得到专业指导实现资本收益。由此可见，包括资源和收益价值的计量以及证券分析师相关分析等内容的证券分析师话语秩序，实际上是利益相关方以其所投资的资源为依据而进行互动的结果，是他们利益冲突与协调的结果，它是一种自发生成的秩序。证券分析师话语是依据宏观经济形势及微观企业财务信息规则而构建的，只有当证券分析师依据宏观经济形势及微观企业财务信息规则生产的股评话语与证券分析师话语秩序相一致时，才能被利益相关方所接受并予以运用。但是，由于证券分析师话语秩序是一个动态的过程，以及经济形式和财务会计规则的自我修复性，证券分析师师即使客观公正的进行分析，也可能会模糊一些相关证券制度及财务会计规则漏洞的存在性，造成证券分析师话语规则性诱导。到目前为止，我国的证券法仍未出台明确的证券分析师制度，只是规定了一些禁止条款，这些给证券分析师灰色行为留下了空间。
(二)信息不对称与证券分析师话语违规性误导
法国历史学家费尔南•布罗代尔(2007)认为，商品世界有两类不同的交换:一种是普通的交换，带有竞争性。因为是公开的;另一种是高级的交换，带有欺骗性和独立性，这是一种私下交易，目的正是摆脱传统市场种种规定的束缚，摆脱市场的竞争。［14］(P89)证券分析师话语引导毫无疑问是很难监管的，有时对于其到底是证券分析师话语规则性失真，还是证券分析师话语违规性失真很难去分清。证券分析师的初衷是为了增强资本市场的有效性，但在不完善契约的背景下，理性人很难以道义性原则去行事，这就不可避免出现“有意”或“无意”的违规行为(证券分析师会顾虑其职业生涯而做出不一定是显性的经济形势判断或财务分析，其表象的和潜在的含义需要信息受众的领会，所以说证券分析师话语的“真实性”具有相对性，其“真实”的程度很大程度上依靠信息接受者的自我甄别，这也是证券分析师逃避监管的一个惯用途径。
关键词：买壳上市；壳公司；买壳交易
2002年我国上市公司收购活动发展迅速，截止2002年末共披露172起上市公司控制权转移的并购事项，其中有89家获得财政部批准或已办理股权过户手续。我们以2003年6月30日以前是否发生资产交易为标准共选择29个样本进行分析得出如下结论：
1． 壳规模越来越大。2002年买壳案例中出现了大量的大宗交易。在18个有效样本中（满足直接收购上市公司股权且每股净资产大于1元上市公司）交易金额大于1亿元的达到10家，最高的浦东不锈的股权转让总额达到了创记录的11.45亿。而从平均数来说达到了2.18亿元，大于2002年整个股权转让的平均金额2.02亿元。其原因主要是：一批有实力的强势企业的内在需求要求它们去整合，不断提升自我竞争实力。另外股本数额大的公司再融资有优势。
2． 操作类型多而集中。2002年收购方式的突出特点是没有无偿划拨形式。原因如下：转轨时期的国有企业的利益主体不一致，即使股权转移发生在国有企业之间，一般也需要进行支付；另一方面，并购市场上的无偿划拨主要是地方政府为了进一步整合资源、加强管理而采取的，而买壳主要为了实现间接上市。因此，壳很少采取无偿划拨的形式。
此外，购买母公司的股权的收购方式将有很大的发展空间。本期发生4起购买母公司股权形式占总数的13.85%，是由于该形式有利于避开过多的市场关注，更有效地处理企业上市中的遗留问题，而我国不成熟的市场体制，更为这种交易留下了土壤。
3． 壳公司特点。（1）业绩并非一律差。通过调查，我们发现本期被ST或PT的壳公司共有9家，占31%；其余的20个样本中，共有13家公司的净资产收益率为正数，且有5家该指标大于5%。此外，壳公司的资产负债率普遍较低。在所有壳公司中，有12家低于35%，最低仅为1.4%，是典型的净壳公司，这说明买壳者在选择目标时更理性。（2）壳公司多集中于欠发达地区。并购说明有实力，被收购说明有价值，对买壳上市更是如此。从经济区域看，共有18家壳公司分布在经济欠发达地区，占总数的62%，其余的38%分布在经济发达地区。这也印证了欠发达地区上市公司平均赢利能力较差，容易被作为壳公司而遭到收购。并且，四川、上海、北京三地的壳公司数量最多，也反映了老上市公司是壳公司的最主要的来源。（3）行业多分布于传统制造业。壳公司有较突出的行业特征：化工行业4家，纺织服装2家，冶金机械3家，商贸旅游酒店等服务型行业达到7家公司，综合性公司5家，电子通信3家，其它行业5家。从行业分布看，传统的制造业是壳资源比较集中的领域，而科技类企业由于行业不景气等原因成为壳资源新的发源地。
4. 买壳公司的特点。（1） 买壳公司多集中发达地区。从经济区域讲，买壳公司共有21家分布在经济发达地区，占总量的72%，说明了买壳者有很强的经济实力。上海以6家名列榜首，证明上海是中国最具活力的地区。2002年广东省壳公司仅有一家，买壳公司达到4家，说明广东上市公司质量普遍较高，未上司公司利用资本的愿望迫切。在不发达地区中四川共有4家买者，3家是购买本省的壳公司，说明买壳上市行为中地方政府推动因素的作用非常大，当地政府担心壳资源流失而人为地设置地区壁垒的情况很严重。（2）买壳公司大多为有实力的民营企业。8月15日，财政部批准了方向光电国有股权转让一案，标志着关闭了两年的“国转非”大门重新向民营企业开放。9月28日，管理层又出台了《上市公司收购管理办法》，明确规定各类主体都可以参与到上市公司的股权收购当中。沉寂多年的民营企业上市劲头由此爆发。2002年买壳交易中买壳公司是民营企业的共有24家，占83%，大于同期并购市场的51.2%的比例。
5． 转让溢价低。在18家有效样本中（每股净资产大于1元且有购买价格）仅有一家转让溢价率为负。这主要由于财政部明确规定国有股向民营企业转让价格不低于净资产，并且不同的国有主体具有不同的利益。在另外的17家正转让溢价样本中，平均转让溢价率为18.71%，大于2002年股权转让的平均转让溢价率10.71%。从绝对数看共有16家中转让溢价小于1元，而平均转让溢价为0.38元。这些说明当前买壳重组已转为理性行为，二级市场不再盲目追捧重组题材，从而减少了使其获得短期大幅度升值效应的机会。而相对较高的转让溢价率，其原因主要是壳公司一般都财务状况差，净资产低。当然，由于股权转让大多以协议的方式进行，参与竞争者较少，因此不排除国有资产低价转让的发生。
6． 转让比例相对集中。2001年以来，证监会严格限制了豁免民企要约收购。本年度的20家以购买股权的手段买壳交易中有5家持股股份超过总数30%。但是这5笔交易中都是国有股本之间的转移，很可能获得证监会的豁免，事实上它们也确实获得了豁免。其余的15家持股股份都小于30%， 14家分布在20%~30%之间 。持有30%以下的股份主要是因为民营企业为了避免要约收购。持有大于20%的股份主要为了保证相对控股，从而保持足够的话语权，更有利于日后进行资产交易。
一、对壳公司资产整合的分析
由于资产整合晚于股权买卖，因此本文截取了至2003年6月30日相关的资产整合资料进行实证分析，我们发现资产整合有以下特点： 1． 公司改名成时尚。名称是一个企业的标志，新的控股股东的进入往往伴随着名称的改变。在全部29个样本中，共有12家占41%的上市公司变更了公司简称。变更后的名字充分体现了新控股股东的名称或其主营业务，从而达到充分利用上市公司扩大自己的知名度的广告效果。
2． 治理结构彻底变化。调整壳公司的治理结构是买壳上市的题中之意，因为这是对壳公司进行资产整合的前提。29个样本中治理结构发生彻底变化的共有27家，占总数的93%，而其余的两家也发生了重大的变化。通过改变壳公司的治理结构可以解决壳公司经营管理中存在问题，这也是买壳者花费巨资购买壳公司的股份取得权力的表现。
关键词：IS曲线；宏观经济；定性分析
一、IS曲线简介
IS曲线描述的是产品市场均衡的条件下，利率与国民收入之间反向变动的关系曲线[1]，表示所有满足收入恒等式、消费函数、投资函数和净出口函数的利率R和总收入Y的组合，即产品市场上所有均衡利率和收入的组合[2]。根据均衡条件S=I，封闭经济中国民收入恒等式为：Y=C+G+I，其中Y指国民收入， C指消费，G指政府支出，I指投资；C=a+b（Y-T）是指消费，与收入成正相关关系，其中T为税收；I=I（R）是指投资，与利率R在产品市场均衡时的图像关系，即IS曲线。IS曲线的斜率主要取决于投资对利率的敏感程度d与边际消费倾向MPC。d值越小，I对r反应越不敏感，推出Y对r反应不敏感，则IS曲线越陡峭；MPC值越小，收入的乘数越小，由于乘数效应，推出Y对r反应不敏感，则IS曲线越陡峭。IS曲线向下倾斜是因为较高的利率减少了投资、消费和净出口，从而通过乘数过程较低了总收入（GDP）水平。
目前，国内也有许多学者研究了我国的IS-LM 模型与我国的宏观经济政策。复旦大学司春林（2000年）[3]、中国社会科学院郭金龙（2000年）[4]，他们的结论都是我国的IS曲线很陡峭。目前我国的IS曲线比较陡峭，这是大家广泛认同的观点。
二、IS曲线数据与模型建立
（一）IS理论模型简介
IS曲线由产品市场的均衡条件组成，在产品市场上：
总需求：Z=C+I+G+X ，总供给：Y=const ，均衡条件： Z=Y。
其中，消费函数： C=C（Y） ，投资函数： I=I（Y，R） ，净出口函数： NX=NX（Y，R）。
将消费函数、投资函数和净出口函数代入均衡条件公式可得IS曲线：Y=A（R，G） 。其中A（ ）是函数符号；const表示常数。Z、Y、C、I、G、NX、R分别表示总需求、总收入、消费、投资、政府支出、净支出、利率。
（二）模型的构成及形式
为区分政府政策和民间行为，我们首先对我国GDP的构成作一个再分类。为计算这种模型，本文把GDP的三个组成部分（消费、投资和净出口），重新分为四部分，居民消费、民间投资、政府支出和净出口。把现行统计中消费中的政府消费去掉，只剩下居民消费。把投资中的政府投资去掉，只剩下民间投资。把政府消费和政府投资加起来，成为政府支出。居民消费和政府消费都有正式的统计资料。政府投资没有正式的统计定义，在基本模型中，我们使用政府投资=国家投资，政府支出=政府消费+国家投资，国家投资有正式统计资料。在作了以上重新分类之后，本文以下部分在未特别说明的情况下，把居民消费简称为消费，把民间投资简称为投资。利率R采用实际利率。在对统计资料进行调整以后，建立以下简单的反映总需求方面基本经济关系的宏观经济模型。
模型关系式：
收入恒等式：Y=C+I+G+NX （1）
消费函数： C=Z1+[1Y （2）
投资函数： I=Z2+[2Y+]R （3）
净出口函数： NX=Z3+[3Y+pR （4）
通过等式（1）至（4）可以推出IS曲线。本文选取1996-2010年我国的相关统计数据作样本。
三、中国IS曲线的参数估计
（一）单整性检验
宏观经济变量常有时间趋势，若直接用来拟合方程，易出现伪回归。防止伪回归的方法，意思尽量避免方程中出现非平稳的项，如把非平稳项经差分变为平稳项，然后再回归等；二是检验非平稳项之间是否存在长期稳定关系，即协整性检验。无论采用哪种方法，都需要先确定时间序列的平稳性，即单位根检验。这里采用ADF方法，经检验，数据平稳。
（二）参数估计
对联立方程组中单个方程的估计，通常情况下可用工具变量法、间接最小二乘法或两段最小二乘法[5]。若样本较小，它们就和普通最小二乘法一样，估计结果都是有偏的，且易牺牲样本信息，计算量也大。本文研究的是1996年以来的中国经济，所取的样本区间很小，就选用普通最小二乘法对各方程模型进行参数估计。这里采用广义差分法进行处理，同时，检验回归残差的平稳性，即协整检验。估计结果以及协整检验结果见表1。
表1：估计及协整检验结果
在上述估算的基础上，下面利用收入恒等式导出IS函数，即消费函数（5）、投资函数（6）和净出口函数（7）代入收入恒等式（1），得出IS曲线表达式：
Yt=4528.9772+0.8377Gt-150.1825Rt
（三）实证结果分析
在上述估算的基础上可知，在模型涵盖的时期内，我国的投资函数基本上是正常的，投资函数表明，收入对（民间）投资的影响为正，利率对投资的影响为负，前者的系数在1%水平上显著，后者在5%水平上显著。说明民间投资对利率是有反应的。消费对本年的收入反应为正且显著。净出口对收入和利率的反应为正，表示收入增加净出口增加，利率上升净出口增加，均不符合理论。净出口函数的不合理，可能是由于资本市场不开放，以及对出口的特殊倾斜政策造成的。
上述实证结果也与近年来我国宏观经济政策的演变轨迹相符合。自从1996年至今，我国宏观经济政策大致经历了3个阶段的重大调整。第1阶段是从1996年5月到1998年4月，主要采用货币政策进行微调，措施包括降低商业银行的存贷款利率和法定准备金率等，但货币供给增长依然乏力。第2阶段从1998年下半年到该年结束，在财政大规模投入的推动下，GDP累计增速从年中的的7%提高到年末的7.8%。第3阶段从1999年初开始，继续加大财政投入，同时扩大货币政策的配合力度，实施"积极的财政政策和稳健的货币政策"。从上述政策调整过程可以清楚地看出，当局在仅用货币政策未取得预期效果时，把注意力转向了财政政策，且力度不断加大。这种政策转向是得到了本文实证结果支撑的。
四、政策建议
（一）坚持扩大内需的财政政策
虽然现阶段我国经济出现回升，但是回升态势是脆弱的，是不巩固、不稳定、不协调的。在当前对外需求萎缩的情况下，扩大内需可以有效促进我国经济增长。在出口增速商务止跌的情况下，如果减少财政政策对经济增长的支持力度，经济回升的态势就有可能发生逆转。郑立新认为，财政政策要着重在四个拉动上下功夫，充分发挥杠杆作用：一是拉动居民消费，二是拉动民间投资，三是拉动银行贷款结构的优化，四是拉动出口。
（二）改善居民消费需求
坚持扩大内需政策，还要注意到居民消费需求是扩大内需的最主要动力。改善我国居民消费需求的倾向和结构可以从以下几个方面入手：一是尽快建立和完善医疗、教育、失业、养老等各项社会保障制度，降低居民对未来收入预期的不确定性，建设预防性货币需求比例，从而提高居民边际消费倾向。二是降低低收入者的税收负担，并为之创造良好的就要机会，提高工资性收入，鼓励支持低收入者自主创业，增加居民收入水平。
参考文献：
[1]谢浩然. 基于IS-LM模型的我国财政货币政策有效性分析[J].当代经济，2010（23）.
[2]张帆. 央行的行为-利率的作用与中国的IS-LM模型[J].管理世界，1999（4）.
[3]司春林. 宏观经济学[M].东方出版中心，2000.
关键词：上证综指；对数收益率；ARMA-GARCH模型
一、引言
上证综指反映了在上海证券交易所中挂牌的全部股票的总体走势，能够充分地反映我国沪市股票的总体行情。上证综指对样本股票进行加权计算股票价格，并且所选股票涉及各个行业，如金融、工业、材料、能源、医药、房地产，为广大投资者提供参考。从2015年1月29日沪指暴跌7.7%到2015年1月21日大涨百点，股市的跌宕起伏使人更加关心整个股市的总体走向。股票的收益率序列属于金融时间序列，有如下特征：首先，通常原始收益率序列并不平稳，需要进行一阶差分才能表现出平稳性。其次，股票的收益率序列呈现出非线性关系，但是平方之后，收益率序列表现出强自相关性。最后，股票收益率序列与正太分布相比，有尖峰厚尾特征。鉴于此，运用现代计量方法对股票收益率序列建立模型加以拟合，可对股市震荡加以防范。
二、文献综述
西方发达国家的证券交易市场起源较早，对金融时间序列的理论研究和计量分析也更为系统。Mandlebrot（1963）[1]首先发现股票收益率序列具有波动聚集效应。Engle（1982）[2]提出自回归条件异方差模型，对股票收益率序列的残差加以拟合，进一步描述了波动集群效应。Bollerslev（1986）[3]在ARCH模型基础上，推出广义的自回归条件异方差模型（GARCH），对金融时间序列的收益以及风险测量更为精确。20世纪90年代以来，西方理论界将GARCH簇模型广泛应用于金融领域，对股票收益率的波动性影响因素以及影响程度加以拟合。Zakoiao 和 Glosten，Jagannathan，Runkle 提出的TGARCH模型对股票收益率波动的影响因素进行长期分析，明确提出西方股票市场具有杠杆效应。EGARCH模型可对股票收益率所受冲击的波动性进行拟合，表明股票收益率波动具有非对称性。
国内理论界依据西方的现代金融计量经济学模型，针对我国的证券市场也做了大量研究。丁华[4]（1999）在其文中介绍了ARCH（P）模型的概念和检验方法，并采用1994年至1997年4年的上证A股综合指数进行实证分析，实证表明我国沪市股票收益率也存在异方差性。岳朝龙（2001）[5]对沪市股票收益率建立GARCH簇模型，研究表明上证股市具有杠杆效应。刘金全、崔畅[6]（2002）对沪深两市收益率序列进行对比分析，两市在短期的波动模式不同，但是在长期内均存在均衡关系。惠军、朱翠[7]（2010）利用ARMA模型拟合我国基金市场的平稳收益率，进而建立ARCH模型对收益率残差序列加以拟合，解决了方差时变条件下收益率波动时间序列建模问题，描述了基金序列的特性。
三、实证分析
（一）数据选取和描述性统计
本文样本取自国泰安数据库，以2006年6月1日到2015年6月1日上证综指收盘价为初始研究对象，共计2210个样本点。实证分析采用R软件。令Pt为上证综指第t个交易日的收盘价，则其日对数收益率为r=lnPt-lnPt-1。图1左侧为上证综指收盘价时序图，右侧为对数收益率时序图。观察左图发现，上证综合指数开始呈上升趋势，达到峰值之后迅速回落，之后持续波动，直到第2000个样本点之后有显著上升。而右侧的上证综指对数收益率序列在均值0上下剧烈波动，但序列波动幅度并不相同，显示出数据的波动集群现象。上证综指日收益率序列偏态值为20.101007，表明该序列右偏。峰态值为704.647899，表明该序列分布比正态分布尾更厚。
图1 上证综指日收盘价时序图和对数收益率时序图
（二）ARMA模型[9]建立
首先利用ADF检验对上证综指日收益率序列的平稳性加以检验。在5%的显著性水平下，p=0.01，接受备择假设，则该收益率序列平稳。
利用ACF图和PACF图检验日收益率序列的自相关性，发现该对数收益率序列存在四阶自相关。首先尝试采用模型ARMA（4，0）拟合该序列的均值方程，但发现在5%的显著性水平下，模型ARMA（4，0）中只有ar4项的系数显著，其余均不显著。在5%的显著性水平下，ARMA（3，3）模型的系数，除截距项外，其余六项均通过显著性检验。
对模型ARMA（3，3）的残差项进行自相关和偏自相关检验，在滞后10以内，残差项基本呈现白噪声。模型拟合较好。同时可进行Box-Ljung检验，P值为0.47，则上证综指的收益率序残差序列不存在自相关。
（三）ARCH效应检验
根据图5中的PACF图发现存在ARCH效应。同时根据Box-Ljung检验，如图6。P值为0.03639，拒绝原假设，说明上证综指收益率序列的残差平方存在自相关，而其残差项本身并不存在自相关，因此存在ARCH效应。
（四）GARCH模型建立
1.模型参数估计
首先尝试建立ARMA（3，3）+GARCH（1，1）模型。因上述ARMA（3，3）均值方程的常数项系数并不显著，因此此处去掉常数项，并且首先进正态分布的假设下进行参数估计，发现检验正态性的Shapiro-Wilk统计量等于0.9786283，拒绝正态分布假设，因此采用t分布进行参数估计。此处波动率方程的均值在5%的显著性水平下，拒绝原假设，该系数显著。而均值方程和波动率方程的系数均在0.1%的显著性水平下拒绝原假设，说明该ARMA―GARCH模型参数估计有效。
2.回归结果检验
在5%的显著性水平上，残差的滞后20阶的Ljung-Box检验中，P=0.157074，通过检验，残差平方项的滞后20阶Ljung-Box检验，P=0.7420158，即McLeod-Li检验也通过，表明均不存在自相关。观察ACF图，发现上证综指日收益率残差平方序列不存在自相关。
3.GARCH 模型建立
说明上述ARMA（3，3）+GARCH（1，1）模型拟合效果良好。该模型的代数表达式为：
均值方程：rt=0.9983rt-1+0.5876rt-2-0.5851rt-3-0.9794ωt-0.6208ωt-1+0.606ωt-3
波动率方程：σ2t=1.506×10-6+4.702×10-2σ2t-1ω2t-1+0.9519σ2t-1
经过上述分析，Garch（1，1）模型能对上证综指的收益率波动进行较好的分析。
四、结论分析
上述实证分析中，利用ARMA（3，3）建立均值方程，并在此基础上建立波动率方程GARCH（1，1）能有效拟合上证综指。但是，综合考虑近期我国证券市场的波动情况，笔者提出如下建议。
（一）市场信息不对称
信息不对称在股票市场中表现为那些经营良好或者发展前景良好的企业并不能顺利筹得融资，而广大投资者也难以根据股票市场的整体价格走势选择合适的投资目标。并且，在证券市场上，投资者特别是广大散户对股价大跌这类坏消息似乎更加敏感，而对于利好消息却并不看好。如此一来，股市价格下降将导致更多的做空行为，股价会进一步下跌，股市震荡会更大。如何建立一支更好的股价整体走势评估体系，并以此作为价格信号为广大投资者提供参考，可有效影响投资者的预期，进而减少股市震荡。
（二）风险管理不健全
西方发达国家的证券市场多以企业融资为目的，而我国的证券市场上投机者较多。西方证券市场的监管体系比较完善，这位我国证券市场的发展提供方向。证券市场的投资者也并不能完全根据市场的价值自己做出判断，而一些机构投资者很容易在利益的驱使下，利用信息优势，做空或做多来操纵金融市场。投资机构的大幅操控将导致股市震荡，不利于其他小型投资者，也不利于股票市场的平稳发展。因此，加速风险监管制度的建立，完善市场监督体系，建立相关法规，并且真正加以落实将有利于我国证券市场的发展。
（三）政府干预较明显
与西方自由的证券交易市场相比，我国的证券市场受政府政策影响较大。证券市场出现大幅下跌时，我国政府通常会救市消息，利好的货币政策和相关法规则会相应而出。但是一个健康的证券市场理应是按照供求关系，以股市价格自身变动为信号，自动调节的。政府的干预有可能一时刺激股市的发展，但作用并非长久。同时在整个经济下行压力较大时，频频的政府干预并不能改变理性投资者的价格预期，再利好的政策收效也会甚微。2015年6月开始，我国证券市场跌幅较大，同时伴随我国经济下行压力较大，我国政府也大力救市。央行三次下调法定准备金率，两次下调利率，并且扩大存贷款的利率浮动区间，以期给金融机构以更大的自由信贷空间。（作者单位：首都经贸大学）
参考文献：
[1] Jonathan D.Cryer，Kung-Sik Chan.时间序列分析及应用 R语言[M].北京：机械工业出版社，2011.
[2] 岳朝龙.上海股市收益率GARCH模型族的实证研究.[J].数量经济与技术经济研究，2001（6）.
[3] 刘金全，崔畅.中国沪深股市收益率和波动性的实证分析[J].经济研究，2002（1）.
[4] 林聪.沪市股票市场效率的分析―基于ARMA-GARCH 模型[J].金融视线，2011（8）.
[5] 惠军，朱翠.证券投资基金市场的 ARMA-GARCH 类模型分析[J].合肥工业大学学报（自然科学版），2010（3）.
[6] 丁华.股价指数波动中的ARCH现象[J].数量经济与技术经济研究，1999（9）.
[关键词]补贴《SCM协定》专向性
一、《SCM协定》项下补贴的定义
WTO法律框架下的《SCM协定》以法律要件形式对补贴作了一个比较准确的定义。该协定第1条关于补贴定义的规定:
“第1条 补贴的定义
1.就本协定而言,如出现下列情况应视为存在补贴: (a) (1)在某一成员的领土内由政府或任何公共机构(在本协议中统称“政府”)提供的财政资助,即:①涉及资金直接转移(如补助、贷款、投资入股),或资金或债务潜在转移(如贷款担保)的政府行为;②放弃或未征收在其他情况下应征收的政府税收(如税额减免之类的财政鼓励);③政府提供一般基础设施之外的商品或服务,或收购产品;④政府通过向基金机构支付,或委托或指示私营机构行使上述①至③所列举的一种或几种通常应由政府履行的功能,且这种行为与通常由政府从事的行为没有实质性差别;或(a) (2)存在1994年关贸总协定第十六条规定意义上的任何形式的收入支持或价格支持,并且(b)由此而授予了一项利益。
2.上述第1款所定义的补贴,仅当其根据第二条规定具有专向性时,才受第二部分条款的规定约束,或受第三部分或第五部分规定约束。”
从上述定义可以看出,WTO框架下的补贴必须满足三个条件才能成立,即:第一,补贴是由政府或公共机构提供的;第二,补贴的形式为财政资助或者任何形式的收入或价格支持;第三,补贴使相关的企业或产业获得了利益。只有满足了这三个因素才能构成补贴。此外,一项补贴还必须同时具有“专向性”才受《SCM协定》的约束。
二、关于WTO下补贴认定判例分析
1.加拿大对华产品补贴认定
加拿大是第一个对我国发起反补贴调查的国家,为中国应对外国反补贴调查工作的进行敲醒了警钟。2008年1月23日,应加拿大ArcelorMittal of Montreal Quebec.的申请,加拿大边境服务署通知,决定对原产于中国的碳钢焊接钢管启动反补贴调查程序。同年3月25日,加拿大国际贸易法庭通知,认定补贴行为给加拿大国内产业造成了实质性损害。2008年5月15日,应加拿大Koolatron Corporation of Brantford的申请,加拿大边境服务署通知,决定对原产于中国的半导体冷热箱进行反倾销和反补贴合并调查。同年5月16日,加拿大国际贸易法庭决定对本案进行产业损害调查。同年8月13日,加拿大对该案件作出反倾销和反补贴初裁,征收临时反倾销反补贴税。
2.判例分析
前面提到的加拿大政府对源自中国的产品征收了反补贴税。这种“双反”措施的合法性尚存争议。一方面,以加拿大对华反补贴案件为例,在碳钢焊接钢管补贴案初裁报告中关于反补贴调查部分指出,我们估计的45.2%倾销幅度部分要归因于出口补贴。这表明边境服务署认为倾销幅度中有一部分是补贴造成的。可是在确定了倾销幅度之后,边境服务署在确定补贴率时并没有考虑它与倾销的相互关系,而是任意确定了补贴率,这就造成了双重征税,对出口商造成了不合理的负担。另一方面,在申请人提供证据时,并没有提供被调查企业获得政府补贴的任何确凿证据,只是把中国目前的对外商投资企业的优惠待遇及经济特区的特殊政策作为存在补贴的证据。这与《SCM协定》规定的申诉方在申请反补贴调查时应提供“充分证据以证明存在”补贴不符。
三、我国反补贴认定综述及改进
1.我国反补贴法关于补贴认定的规定
中国有关反补贴的立法最主要的是《中华人民共和国反补贴条例》、《反补贴产业损害调查规定》、《反补贴调查立案暂行规则》等等对反补贴中的相关问题进行细化和补充。但从内容上讲,仅仅是做了一些大纲性的规定,可操作性较差。而关于补贴认定的规定集中在反补贴条例中,条例的第三条对补贴的定义及财政资助的几种形式作出了明确的规定。在确定补贴专向性时,不同于SCM通过结合前三条得出结论,要求采取反补贴措施的补贴必须具有专向性,我国反补贴条例中直接明确规定,争取反补贴措施的补贴必须具有专向性。
2. 我国关于反补贴认定改进之处
(1)关于补贴定义的规定
条例在补贴的定义中没有涉及到服务贸易领域。我国的服务业发展相对落后,导致了对服务贸易中可能存在的政府补贴问题没有相关的规定,在发生此类情形时,无法及时有效地应对。我国可以学习欧盟等国家的做法,在反补贴法中对相关问题加以规定,从而扩大国内产业的保护范围。
(2) 关于财政资助的规定
条例的第四条规定了四种财政资助形式。其中前三种与《SCM协定》的规定保持一致。而第四条规定的与SCM有些出入,只是规定了“出口国(地区)政府通过向筹资机构付款,或者委托、指令私营机构履行上述职能”,而忽略了“此种做法与政府通常采用的并无实质性差别”。在这种情况下就扩大了第四条的适用范围。笔者认为“此种做法与政府通常采用的并无实质差别”应为“政府委托、指令私营机构履行上述职能”的一个定语,起到一种限定性的作用,有其存在的必要性。
(3)关于利益传导性的规定
我国的反补贴条例中没有关于利益传导性的相关规定。利益的传导性在补贴中会带来不可忽略的影响,实践中,争端解决机构专家组和上诉机构也已经有条件地承认了利益传导性问题的存在,因此是有必要在我国的反补贴立法中对利益传导性问题做出规定的。在这方面,美国的相关立法已经比较成熟,而且其使用利益传导性进行反补贴调查的实践经验也很丰富,中国在立法时可以借鉴,同时还要参考争端解决机构对此做出的相关解释。
参考文献:
房价牵动着政府、企业、家庭等不同群体，是当前社会各界关注的焦点。关注者依据数据、分析判断方法的不同，对房价高低、未来走势的判断可谓是“仁者见仁，智者见智”。究其原因在于房地产市场是一个复杂的系统，房价是众多影响因素共同作用下最终的表现形式。闫妍和汪寿阳等（2007）［1］基于114项指标变量，利用粗糙集方法分析决策信息表，选出了重要程度最高的50项指标，用时差相关分析法确定其对商品房销售价格指数是先行指标、同步指标，还是滞后指标。另外，房价还受到非理性因素的影响。房价与经济发展有着密切的联系。Case［2］从住房市场、抵押贷款市场和商业房地产市场三方面论述了美国房地产与宏观经济的关系。认为上世纪90年代美国房价的快速上涨主要应从经济基本面来解释，而非从投机角度来解释。沈悦和刘洪玉［3］的研究结果表明，经济基本面的当前信息或历史信息可 以 部 分 解 释 住 宅 价 格 水 平 或 变 化 率。但 在2002年以后，经济基本面对住宅价格变化率的解释水平明显减弱，即住宅价格的增长已经打破经济基本面和住宅价格之间原有的均衡关系。影响房价波动的因素来自经济基本面的波动、宏观调控政策和投资投机行为。Miller和Peng［4］的实证研究发现大都市产出增长率和房价增长率是住房价格波动的Granger因，房价波动又是人均收入和未来房价波动的Granger因。武康平和胡谍［5］没有分析房价波动的具体原因，将房价变动作为分析前提，认为经济中存在房地产加速器机制时，外生冲击对经济的影响会被放大，从而加剧经济波动。因此存在加速器机制时，经济波动对房价波动的影响可能会增强。何国钊和曹振良等［6］分析了投资和政策两大主要因素如何影响房价的周期波动。梁云芳和高铁梅［7］利用1999－2005年的季度数据，从供给、需求角度选取影响因素实证分析了商品住宅销售价格波动的成因。张红等［8］认为目前我国各种非理性因素对房价产生了相当程度的影响，直接应用国外成熟市场的先验理论建立模型缺乏合理性。如廖理等［9］利用CAPM定价理论计算出中国房地产行业的资本成本为12．44％，作为判断是否存在泡沫的标准。另外，我国房地产市场的统计数据无论是质量还是时间序列长度均无法满足传统统计分析的需要。因此，采用谱分析的方法得出北京市房地产市场存在约为3年的周期。徐国祥等［10］指出传统方法测量峰－峰、谷－谷之间的距离来确定房地产周期的不足，运用谱分析来研究房价的周期波动。研究得出自1998年1月以来，我国房地产市场存在为期36个月的主周期和27个月的次周期波动。
Miles［11］对美国50个州分别采用GARCH模型考查住房价格的波动性。研究发现，超过一半的州存在显著的GARCH效应，这表明采用非线性模型能更好地解释房价波动。经验模态分解是一种处理非平稳、非线性数据序列的新方法，能够分解出研究对象在不同尺度上的波动信息。它从数据自身出发，通过分析本征模态函数（Intrinsic Mode Func－tion，IMF）来揭示数据序列的内在特征。相关研究表明，经验模态分解可以很好地处理非平稳、非线性序列，是提取数据序列趋势的较好方法［12］。经验模态分解起源于海洋波动研究，之后成功运用到生物医学工程、大气科学、土木工程等众多自然科学领域；在社科领域还很少应用，仅涉及原油价格和股票价格。本文拓展了经验模态分解方法在社科领域的应用。从复杂系统、数据驱动的视角认识房价的周期波动，让数据表明其具有的特征，针对分解结果给予经济意义上的解释，用于短期房价预测。可为房地产市场的不同参与者把握市场运行规律，政府制定宏观调控政策提供决策依据，具有理论与实践的双重价值。
2 经验模态分解方法
2．1 经验模态分解（EMD）理论与算法
经验模态分解的基本思想是如果待分解数据序列的极大值或极小值的数目比上跨零点（或下跨零点）的数目多两个或两个以上，则该数据序列就需要进行平稳化处理［13］。首先，利用三次样条函数把序列x（t）的局部极大值和局部极小值点分别拟合成x（t）的上包络线和下包络线，然后计算两包络线的均值m1。再将原数据序列x（t）减去m1，即可得到一个移除低频的新数据序列：通常，h1并不是IMF分量，为此需对h1重复以上处理过程进行k次筛选，直到所得到的平均曲线趋于零为止，此时得到的数据序列为：h1k＝h1（k－1）－m1k（2）式中，h1k为第k次筛选所得的数据，h1（k－1）为第k－1次筛选所得的数据。利用限制标准差SD的值来判断每次筛选结果是否为IMF分量，SD定义为：T为序列长度限制标准差SD的值一般取在0．2～0．3之间，满足时分解过程即可结束［13］。此标准的考虑是：既要使得hk（t）足够接近IMF的要求，又要控制分解的次数。当h1k满足SD的要求时，令c1＝h1k即得到序列x（t）的第一个IMF分量，它代表了组成序列x（t）中最高频率的成分。从序列x（t）中减去第一个IMF分量c1，就得到一个移除最高频成分的差值数据序列：r1＝x（t）－c1。再重复式（1）～（3）的过程，直至所剩序列包含的信息对研究内容的意义很小或已是单调函数时停止。此时，rn代表数据序列x（t）的趋势或均值。至此，便得到了序列x（t）的一系列IMF分量：c1，c2，…，cn；且r1－c2＝r2，r2－c3＝r3，…，rn－1－cn＝rn。序列x（t）可由这些IMF分量和最后的残差项rn表示成：分解的本质是把数据序列x（t）分解为各种不同特征尺度上波动的叠加，每个IMF分量既可以是线性的也可以是非线性的。
2．2 集成经验模态分解（Ensemble EMD）
经验模态分解在处理非平稳、非线性数据时显示出了很大的优越性。然而，前述的经验模态分解方法有一个缺陷：常会出现不同模态之间的混淆。为了克服该缺陷，Wu和Huang［14］提出了EnsembleEMD。步骤如下：（1）对目标序列增加一列白色噪声；（2）再对增加白色噪声后的序列分解；（3）重复上述步骤，但每次增加的白色噪声不一样，得到IMF的集成均值作为最后的结果。增加白色噪声序列是为了提供标准的参考框与IMF对照，达到目的后通过集成平均消除自身的影响。大大减少了模式混淆的机会，是对前述EMD方法的一大改进。增加白色噪声的后果可以通过统计规律来控制：
3 房价分解
3．1 数据来源说明
根据文献，采用杭州市新建商品住宅交易价格为分析对象。数据来源于杭州市房管局主管的透明售房网（hzfc365．com），数据及时、准确。统计范围包括西湖、拱墅、上城、下城、萧山、余杭等10个城区。2007．3．17～3．23为第1周，2011．2．21～2．27为第204周，共204个周度数据。描述性统计情况见表1，数据分布见图1。
3．2 非平稳、非线性检验
由表2知t统计量＞10％level，不能拒绝原假设，即认为房价时间序列是非平稳的，进一步验证该序列一阶单整。对差分后的序列做自相关、偏自相关分析，发现偏自相关系数4阶截尾，自相关系数2阶截尾，建立ARIMA（4，1，2）模型。剔除不显著变量，得到方程： 方程残差的各阶自相关系数、偏自相关系数均与零无显著差异，说明不存在自相关性。但残差平方的自相关系数、偏自相关系数很大，存在较明显的自相关性。因此，用非线性模型来描述房价波动显得更合适。
3．3 EEMD分解
EEMD作为分解工具，白色噪声的标准差设为房价标准差的0．2倍，集成数量设为100。在Mat－Lab平台上编程实现，得到6个不同尺度的IMF和1个残差项，如图2、3所示。
3．4 本征模态函数和残差项的特征
从图2得到的6个本征模态函数来看，频率最高的是IMF1，振幅变化大，平均周期为3．4周。在30、75、150周附近振幅较大，其中在第150周附近振 幅 超 过5000，对 应 时 间 是2009．11．30 ～2010．7．4。频率次高的是IMF2，周期约7周，振幅变化类似IMF1，150周附近最大振幅接近4000。IMF3的平均周期为15．4周，在30、75、150周附近振幅 较 大，但 没IMF1、IMF2明 显，最 大 振 幅 为2000。IMF4、IMF5、IMF6的频率相对较低，平均周期分别约为30周（7个月）、62周（14个月）、160周（3年）。IMF4的平均振幅约1000，IMF5的振幅由1000增大到2000，后又增大到3000，IMF6的振幅约2000。IMF4、IMF5、IMF6呈现出较为规则的正弦式波动。残差项近似一条稍向上凸的直线，由1周时的8516，逐步增长到204周时的21959，见图3。残差项与房价时间序列的Pearson相关系数最高，达0．648；Kendall相 关 系 数 达0．497。而 各IMF与房价时间序列的相关系数则比较低，不高于0．4。房价时间序列总方差主要来自于残差项，占到63．12％；各IMF方差占总方差的比值均不高于10％，见表4。
4 分解结果分析
房价时间序列可分解成6个IMF与1个残差项。IMF的频率各不相同，低频IMF具有很强的周期波动性，高频IMF则表现出随机无序性。由图4知各IMF均值偏离0的显著性水平，加之从IMF4开始呈现较 规 则 的 正 弦 式 波 动，因 此 将IMF1～IMF3归为高频部分，把IMF4～IMF6归为低频部分。 由表5知，残差项与房价时间序列的相关性最高，且房价时间序列59．51％方差变动来自残差项。高频部分的相关程度大于低频部分，但高频部分解释房价方差变动的比例小于低频部分。残差项、低频部分和高频部分分别隐含着很强的经济意义，可用来揭示隐含在房价序列中的内在特征。如图5所示，用残差项来描述房价的长期趋势。低频曲线上下振动转折点的出现与房地产市场发生的重大事件有关，比如：金融危机、宏观调控政策等。无序的高频曲线围绕零均值线随机波动，可用来揭示房地产市场短期的不均衡现象，用其振幅来表示市场的不均衡程度。
4．1 长期趋势
用残差项来表示房价的长期趋势。残差项与房价实际走势的相关系数高达0．648，且可以解释约60％的房价方差变动。因此，残差项基本决定房价的实际走势。残差项与每年约10％的GDP增长同步，暗示着从长期来看，房价走势与宏观经济基本面有着密切的联系。另外，短期不规则的随机波动、房地产市场发生的重大事件都不影响房价的长期趋势。由图5知：残差项由8516逐步增长到21959，平均每周增长0．4677％，年均增长率约为27．46％。
4．2 重大事件影响
低频曲线用来表示重大事件对房价产生的影响。周期表示对房价产生影响期限的长短，振幅表示对房价造成冲击的大小。市场对重大事件调整适应所需的时间不同。周期越长，市场受影响的时间越长，不容易消除事件带来的影响；振幅越大，市场受事件的冲击就越大。与房地产市场有关的重大事件主要有金融危机、宏观调控政策等。金融危机始于2008年中后期，由图5知：75周时低频曲线开始下降，85周才开始出现负值，直至140周。说明金融危机对房价带来的负向影响很大，持续了近65周，最大振幅约－4400，表明金融危机最大能使房价下跌4400。2007年的六次连续加息导致低频曲线在33周附近达到顶峰，提高房价4600，但影响时间不长。宏观调控政策有一定的滞后性，如20周实施90／70政策，到33周才出现下降；2010年的前两次调控在160周后才出现负值，“国11条”、“新国10条”实施后最大能压低房价2700；“新国5条”实施后，能压低3800，但影响持续的时间都比金融危机时的短。
4．3 短期市场不均衡
高频曲线用来表示房地产市场的短期不均衡程度。一般而言，市场不均衡是客观存在的，小幅振荡属正常；如果高频曲线振幅连续数周出现巨大波动，很可能存在较多的投机投资行为。投机投资买房、高档楼盘推出等突发事件对房价的影响期限短暂，影响程度却极大。因此，保持房地产市场健康平稳发展必须加以防范。由表5知，高频曲线与房价实际走势的相关系数为0．447，但其方差只能解释18．39％的总方差变动，说明杭州市商品住宅市场投机投资现象严重。图5知，较大振幅的高频曲线主要集中在：32周、73周附近和141～178周。尤其是141～178周，振幅持续在4000以上，暗示投机投资行为盛行。因此，政府在该段时间内连续实施了两个旨在抑制房价过快增长的政策。之后，高频曲线的振幅有较大幅度的下降，投机投资行为得到了较好地抑制，这与事实相符。其余时间段内，高频曲线振幅 均 在2000以 内，由 正 常 的 供 需 不 均 衡 导致，属正常的市场反应。
4．4 房价短期预测
用1－196周的数据进行分解，对得到的高频IMF运用神经网络、支持向量等人工智能的方法进行建模预测，对低频IMF和残差项运用统计方法拟合后做预测，最后三者相加得到197－204周的预测值。与未分解直接做ARIMA的预测值进行比较，说明分解后做预测效果更好。
关键词:证券交易印花税;波动性;流动性
本文拟采用方差相等检验,ARCH族模型检验2007年5月30日及2008年4月25日的两次证券交易印花税变动对沪、深股市及对财政收入的影响。
一、印花税对证券市场波动性的短期影响
1、方差相等检验(Variance Equality Test)
大量实证研究表明,金融市场时间序列数据尤其是股票收益率的分布往往较大地偏离正态分布。我们在运用F检验方法来检验两组样本的方差是否相等时忽略了F检验需正态分布这一假设条件。因此,我们应对样本的分布进行正态性检验。
为了充分反映两次印花税调整对A股市场波动性的影响,本文对每次调整前后10、30、45、60个交易日的收益率波动分别进行方差分析,以检验印花税率调整是否对我国A股市场波动性产生显著影响。本文采用市场收益率序列的标准差作为波动率的估计。市场收益率以相邻营业日收盘股价指数的对数一阶差分再乘以100来表示,即:Rt=1n(Pt / Pt-1)×100
其中Rt为大盘第t个交易日的收益率,Pt为大盘第t个交易日的收盘价,Pt-1是第t-1个交易日的收盘价,大盘指数选用上海证券综合指数和深圳证券成分指数。数据来源于国泰安研究服务中心的CSMAR数据库。
2、正态分布检验――偏度(Skewness)、峰度(Kurtosis)及夏皮洛-威尔克(Shapiro-Wilk)检验
表1是两市分别在2007年5月30日和2008年4月25日两次税率变化前后的n个交易日的样本正态性检验结果。对2007年5月30日的调整,15、30、45、60日的样本分布呈左偏态,峰度方面,除深圳A股在15日的样本外,其余数据均显著出尖峰态,不符合正态分布。同时,Shapiro-wilk检验的结果也都很显著地拒绝了正态分布的虚拟假设。对2008年4月25日的调整,除上证A股在变化前后15日的样本分布,其余的样本分布均呈右偏态,同时各样本区间均呈现尖峰态,粗略得看也不符合正态分布。但从Shapiro-wilk检验的结果都接受了正态分布的虚拟假设,因此对于2008年的调整,两市的收益率服从正态分布。对于服从正态分布的时间序列数据,我们可以用F检验来检验其同方差性;对于不服从正态分布的时间序列数据,不能用F检验检验其同方差性。
3、Levene统计量与修正后的Levene统计量
表2和表3分别为两次调整前后N各交易日的Levene检验结果。2007年5月30日的税率上调,其中对于上证A股,当n=15时,Levene检验结果都很不显著,当n=45,60时Levene检验结果显著。对于深证A股,当n=30,45,60时,Levene检验结果都很显著。2008年4月25日的税率下调,当n=30时,两市的p值均在5%上显著,这表明,在税率下降后的30个交易日中,两市的收益率方差存在显著差异,这表明股市存在明显的波动。除此之外,在15天、45天、60天的检验结果都不显著,说明两市的波动性不存在明显的变化。
二、印花税对证券市场波动性的长期影响
本文选择ARCH类模型来研究证券市场的波动性。
1、建模的方法与步骤
鉴于两次调整间隔不到1年,而且2008年后我国股票市场收到众多因素的影响,导致股市出现猛烈的波动,我们分析2007年5月的印花税调整效应时,样本区间为2007年3月3日(调整前300个交易日)到2007年12月31日(共448个交易日);在分析2008年4月的印花税调整效应时,样本区间取2008年1月1日到2009年5月18日(共335个交易日)。
建模的步骤如下:对数据进行平稳性检验选定合适的均值方程ARCH效应检验拟合方程。
2、平稳性检验
本文采用单位根检验方法来检验序列的平稳性。表4显示,两次调整中,上证A股和深圳A股的检验结果p值都为0,因此,我们可以显著拒绝原假设,得出结论:序列是平稳的。
3、均值方程形式的确定
从两市两次调整印花税的收益率曲线图中可以看到两市的收益率序列都存在收益集群性的特征(限于篇幅,仅列出2007年5月30日图),这表明收益率存在着随时间变化的方差因素。
除此之外,我们还应考虑收益率序列是否具有自相关性,这关系到我们在确定均值方程时是否需要引入自相关的描述部分。从自相关-偏自相关图来分析,我们可以发现,{Rt｝不存在显著的自相关性。因而在均值方程形式的确定中不需加入自相关性的描述部分。于是,我们采用的均值方程为: Rt=c+εt
4、ARCH检验
下面我们用LM检验来判断时间序列中是否存在ARCH现象。
从上表可以看到,2007年5月30日上证A股的LM统计量到3阶时为9.267583,p值为0.025653,小于0.05;深证A股的LM统计量到14阶时为40.36806,P值为0.000223,远小于0.01,这说明无论是沪市还是深市,εt都存在明显的ARCH效应。2008年4月25日上证A股的LM1阶统计量为2.501121,p值为0.113765,深证A股的LM统计量到32阶时为41.49772,p值为0.121356,εt不具有ARCH效应。
5、拟合GARCH模型
(1)模型比较
我们构建GARCH(1,1)、GARCH(1,2)、GARCH(2,1)模型,比较它们的拟合效果,选取适合的GARCH模型的阶数,然后将GARCH模型与EGARCH模型进行比较,选择最佳模型。
从上表结果显示,用GARCH(1,2)和GARCH(2,1)模型来拟合结果都造成了参数检验的不显著。例如,对于2007年5月30日的调整,上证A股GARCH(1,2)模型中的α1、α2及GARCH(2,1)中的α0、α1都不显著;深证A股GARCH(1,2)模型中的α2及GARCH(2,1)中的β1都不显著。这表明,用GARCH(1,1)模型即可拟合rt。
接着,我们来比较GARCH(1,1)和EGARCH(1,1)的拟合效果。从表中结果可以看到,无论是上证A股还是深证A股,两次调整的参数γ的检验都不显著,这表明,GARCH(1,1)模型是描述证券市场样本区间波动性的最佳模型。
(2)结果分析
为检验交易成本变化对证券市场波动性的影响,我们在GARCH(1,1)的条件方差中加入虚拟变量Dt,该变量在调整前的交易日取0,在调整后的交易日取1,通过检验其系数,可以检验调整证券交易印花税对条件方差或者大盘收益率波动性是否具有显著的影响,以及影响的大小。
2007.5.30沪市实证结果:
Rt=0.241598+εt
(0.0050)
ht=0.045978+0.072066ε2t-1+0.920741ht-1+0.001029Dt
(0.0832)(0.0000)(0.0000) (0.9801)
2007.5.30深市实证结果:
Rt=0.296278+εt
(0.0015)
ht=0.067198+0.066251ε2t-1+0.921470ht+0.002188Dt
(0.0890)(0.0000)(0.0000)(0.9667)
2008.4.25沪市实证结果:
Rt=0.060692+εt
(0.6622)
ht=0.614087+0.042533ε2t-1+0.906135ht-1+0.299209Dt
(0.0208) (0.0354) (0.0000) (0.0301)
2008.4.25深市实证结果:
Rt=0.074425+εt
(0.6219)
ht=0.869422+0.022036ε2t-1+0.909698ht-1+0.378077Dt
(0.0710) (0.2791)(0.0000) (0.0680)
从以上结果我们可以看出,沪深两市GARCH(1,1)模型的α+β之和都小于1(沪市,分别为0.992807,0.948668;深市0.987991,0.931734)。这说明,模型是平稳的,可以进行各项检验。
从上表可知,对于2007年5月30日调整的GARCH(1,1)模型里的虚拟变量Dt的参数检验都不显著,这表明,印花税率的上升并没有使我国A股市场的波动性产生显著的变化。而对于2008年4月25日GARCH(1,1)模型中Dt的参数检验都显著,这表明印花税率的下降使我国A股市场的波动性产生了明显的变化。
三、证券交易印花税对证券市场流动性的影响
1、流动性指标
印花税税率调整的影响会快速反应在股票价格和交易量上,因此在印花税税率调整后相对较短的一段时期内,证券市场上的股票价格和交易量会发生显著的变化,从而影响证券市场的流动性。
对于流动性指标的选择,刘海龙,仲黎明,吴冲锋(2003)曾经提出一种新的流动性指标――有效流速。设p1(t)表示期间t为的最高成交价格,p2(t)表示期间t为的最低成交价格,h表示最小价格变动单位,这时市场有效流速EL(t)可以表示为:
EL(t)=T(t)VR(t);其中,波动幅度
股票的流动性是换手率T(t)的增函数,是波动幅度的减函数。由于证券日换手率数据难以取得,因此我们采用指数的成交额代替换手率,因此,流动性实际为:
liqt=M(t)VR(t),其中M(t)为成交额。
2、数据分析
我们就印花税调整对两市在5到20个交易日内的影响进行了研究,根据上文所述的流动性指标的选择及计算方法,我们计算出两市在两次印花税调整后5到20个交易日的流动性及两市的正常流动性。如表9。
从表中可以看到,流动性对印花税调整有比较敏感的反映,2007年的印花税税率上调造成了两市流动性的下降,2008年印花税税率的下调造成了两市流动性的增加。从5到20日分别的数值来看,印花税上调时,随着时间的推移,流动性的减少量逐步减少;印花税下调时,流动性的增加量也逐步减少。
参考文献:
[l]Alan J. Auerbach,Leonard E. Burman and Jonathan Sieqel(1998),Capital Gains Taxation and Tax Avoidance: New Evidence From Panel Data[J]. National Bureau of Economic Research Working Paper No.6399.
[2]Amihud, Yakov and Haim Mendelson (1986),Asset Pricing and the Bid-Ask Spread[J] .Journal of Financial Economics, Vol.17,Issue 2.
[3]Atkins, Allen B. and Dyl, Edward A.. Stock Price Volatility, Transaction Costs and Securities Transaction Taxes [J]. Managerial and Decision Economics,1997(18):709-718.
[4]Campbell, John Y. and Froot, Kenneth A(1994),International Experience with Securities Transaction Taxes[J], NBER Working paper, The Internationalization of Equity Markets, University of Chicago Press.
[4]Engle, Robert F..Autoregressive Conditional Heteroskedasticity with Estimates of the Variance of U.K.Inflation[M], Econometrica, 1982(50):987-1008.
[5]Grundfest,J. and Shoven,J..Adverse Implications of a Securities Transactions Excise Tax[J]. Journal of Accounting and Finance,1991(6):409-442.
[6]张雪莹,金德环.金融计量学教程[M].上海:上海财经大学出版社,2002.
[7]董再平.我国证券市场的税制研究[D].成都:西南财经大学,1997.
[8]东北财经大学金融工程研究中心和华夏证券研究所联合课题组. 中国证券交易市场交易费用效应问题的实证研究[J]. 上证联合研究计划第四期课题报告,2002.
[9]范南,王礼平.我国印花税调整对证券市场波动性影响实证研究[J].金融研究,2003(6):38一48.
[10]胡世明.我国印花税调整效应及其制度改进[D].上海:上海财经大学,2004.
[11]陈高翔.论托宾税与国际资本流动[J].税务研究,2005(10).
关键词：180ETF；套利；频数分析
一、ETF套利的理论原理
ETF，又称“交易所交易基金”，是一种跟踪标的指数变化、在证券交易所上市交易的基金。投资者既可以向基金管理公司申购或赎回EFF份额，也可以在二级市场买卖ETF份额。正是由于同时存在二级市场是交易和一级市场的申购赎回机制，投资者可以在ETF二级市场交易价格与基金单位净值存在差价时进行套利交易。
从理论上来说，在不考虑费用的情况下，只要P(t)IOPV(t)，就可能存在套利的机会。(其中：P(t)为180ETF二级市场的实时价格，IOPV(t)为一级市场的基金份额参考净值)。当P(t)＜IOPV(t)时，则可从二级市场买入ETF，在一级市场赎回，再在二级市场上卖出一篮子股票，赚取差价(折价套利或反向套利)。当P(t)＞IOPV(t)时，应在二级市场上买人一篮子股票，在一级市场申购成ETF，然后在二级市场上卖出ETF，获得利润(溢价套利或正向套利)。因此，对于套利的研究，主要是研究P(t)和IOPV(t)之间的关系。目前，溢(折)价率是常见的一种研究ETF套利的指标。溢(折)价率=P(tT)-IOPV(t)/IOPV/(t)，它反映了二级市场实时价格与一级市场基金份额参考净值之间的关系，溢(折)价率的绝对值越大，套利机会存在的可能性就越大。
在考虑费用的情况下，投资者的投资收益(％)是溢(折)价率与成本费用之差。研究发现：不同类型交易者的套利成本并不相同。一级交易商较普通交易商、普通投资者在申购、赎回和其他项目上有费用减免的优惠。如不考虑冲击成本等因素，从理论上说，一级交易商的套利成本仅为0.35％，普通交易券商的套利成本为0.85％，而一般投资者的套利成本则高达1.35％。因此，当成本费用一定的情况下，对投资者套利机会的研究就是对溢(折)价率大于投资者成本概率的研究。
下文以180ETF为例，研究不同投资者套利的机会，通过分析溢(折)价率和成本费用之差(绝对值)的分布，说明套利机会存在的可能性。
二、180ETF套利的实证研究
本文选取了上证180ETF自上市交易以来(2006年5月18日――2009年4月30日)的收盘价和基金份额参考净值作为原始数据。除开节假日，以及部分缺失数据，共得到723天的数据。
已知收盘价和基金份额参考净值，可以计算出溢价率。从求出的溢价率可以看出：在723个交易日中，只有2006年12月4日和2008年9月22日2天的溢价率超过了3％，没有出现折价率超过3％是情形，绝大部分的溢(折)价率(绝对值)都位于1％的水平以内。可见，在一个有效的市场中，如果180ETF的套利机制发挥作用，ETF的溢(折)价率不应太高或太低，应与净值的基本一致。
因不同投资者的成本费用分别为0.35％、0.85％、1.35％，为了便于比较溢(折)价率和成本费用之间的关系，因此，以这些特殊点位作为溢(折)价率的分界点，对180ETF溢(折)价率进行频数分析，其频数分布表和频数分布图如下：
对180ETF溢(折)价率的频数分布表进行整理，得到下表的结果：
(其中，比率1表示溢(折)价天数分别在总的719天中所占的比例，比率2表示一级交易商的套利机会，比率3表示普通交易商的套利机会，比率4表示普通投资者的套利机会)
从表格来看，上证180ETF的溢(折)价率分布特征如下：
1.出现溢价的天数占总天数的43.39％，其中，因一级交易商的交易成本仅为0.35％，故存在50.32％的套利机会，普通交易商的交易成本为0.85％，存在16.99％的套利机会；而普通投资者，因其交易成本为1.35％，仅有8.33％的套利机会。
2.出现折价的天数占总天数的56.61％，其中，一级交易商存在48.16％的套利机会，普通交易商存在16.95％的套利机会；而普通投资者仅有4.91％的套利机会。
消费观念是人们对待其可支配收入的指导思想和态度以及对商品价值追求的取向，是消费者主体在进行或准备进行消费活动时对消费对象、消费行为方式、消费过程、消费趋势的总体认识评价与价值判断。消费观念的形成和变革是与一定社会生产力的发展水平及社会、文化的发展水平相适应的。经济发展和社会进步使人们逐渐摒弃了自给自足、万事不求人等传统消费观念，代之以量入为出、节约时间、注重消费效益、注重从消费中获得更多的精神满足等新型消费观念。在中国加入WTO及全球化的新经济时代，消费观念的革新又一次被提上了日程。
根据调查，兰州地区的消费观念可分为三个主要层次：节俭型、量入为出型和提前消费型。量入为出是基本的消费观念。节俭型和量入为出型占调查总人数的84.2%，这两种观念构成兰州的主流消费观念，提前消费观念的人仅占11.3%。调查也表明，人们的消费取向占前三位的分别是实用性、质量满足和所带来的价值（身份感、地位感、精神享受）。因此，总体来看，兰州市民的主导消费观念还属于保守型。这样必然制约其消费行为，并最终制约消费市场的发展，要进一步启动消费市场，更新消费观念势在必行。
要素建模分析
消费观念的形成既是民族文化长期积淀的结果，又是社会现实的直接反映，在影响个人消费观念的众多因素中，主流消费观念和个人因素则是影响消费观念形成的基本因素。
其一,主流消费观念对个人消费观念的影响。尽管西方的消费主义文化从20世纪50年代已经成为大众文化的主流，但到目前为止，并未对中国产生广泛的直接影响。中华文化及经济思想中“居安思危”、“量入为出”根深蒂固，而建国后计划经济体制时期长期物质生活资料的匮乏，倡导艰苦奋斗，勤俭建国，进一步强化了人们的这种保守的消费观念。这种深受传统影响，业已形成的保守的主流消费观念，不会因为在改革开放短短20年，人民生活水平的大幅度提高而迅速被改变。
其二,个人因素对消费观念的影响。通过影响消费观念各因素的建模分析，可以看出，影响兰州地区消费者个人消费观念的主要因素有收入、年龄、性别、籍贯、学历，其中对消费观念影响最大的因素是学历（指数为14.823），高学历由于受教育的程度相对较高，接受新观念的速度快，在消费观念上就更前卫，同时，这部分人由于文化程度较高，其收入水平也相对较高。而籍贯的不同也引起消费观念的差异，兰州地区受外来文化影响较大，被调查对象中，籍贯为甘肃的占54.5%，籍贯为外省市区的占45.5%，也就是说，全国各地的消费习惯和观念在兰州融汇、交错，从而使兰州地区的消费文化显现出开放性和多元化的特点。收入相对消费观念指数的系数较小，每百元增长才引起0.619，这也说明了单纯收入的增长对消费观念并不起主导作用，或者可以说，就文化与收入对消费观念的影响来看，收入并不是影响消费观念的主要因素。
观念对行为的影响
消费观念在受其他因素影响的同时，也深刻影响了人们的消费行为。当然，消费行为的激发是商品本身的因素、品牌形象、消费者的主要消费动机及消费观念等各种因素综合作用的结果，但其中消费观念起主导作用。具体来看：
其一,消费观念影响消费者的品牌偏好。调查发现，消费观念越前卫，消费者越倾向于喜欢和选择国际性的品牌，而保守的消费者大多根据价格、质量比而选择国内品牌。
其二,消费观念直接影响消费者对其消费环境的评价。通过对消费观念指数和消费环境评价指数的相关分析，表明消费者的消费观念越前卫，其对消费环境的要求就越高，而消费观念保守的消费者，对消费环境则没有太多的关注，对消费环境的要求也不高。可以看出，促进消费，提升消费观念必然使消费环境面对更为严峻的挑战，但环境的改善却是通过政府、企业和各界组织的努力才可完成的。
其三,消费观念影响人们对消费场所、消费方式的选择。目前兰州市民消费的主要场所是超市，其次为大型商场。选择超市是因为人们认为商品价格合适，且商品质量有保证，物品比较丰富，服务也比较周到，同时，物流频率高，也保证了商品的新鲜程度和新产品的不断投放。大型商场选择较多主要认为它的服务和质量吸引人；自由市场、批发市场虽然价格低，但大多是流动性强的个体户，价格失真比较严重且商品质量无法保证。调查显示：有63.2%的居民选择价格，有25.1%的居民选择质量,有25.2%的居民选择购物环境。学历在大专以上者选择第一因素为质量、服务的比例明显高于平均水平，对价格的考虑则低于平均水平；在年龄段上，第一因素仍为价格，选择了质量保证为第二因素，购物环境和方便程度则集中在老年和青少年群体中。
消费观念为节约型的消费者很少去专卖店或精品店购物，比例仅为12.9%，但选择去批发市场和自由市场的比率却是最高的；而具有提前消费观念的消费者，选择去专卖店或精品店以及大型商场的人数均超过一半，分别达到53.7%和55.2%，去批发市场和自由市场的比率又均不及其他类型的一半。
其四,消费观念也直接影响人们的未来预期和未来消费。兰州消费者未来三年的主要消费整体上集中在住房（51.3%）、子女学业（49.4%）、旅游（41.3%）三个方面，同时对汽车、金融、进修和家居装修等有部分的需求，其比率分别为22.9%、22.3%、27.9%和15.9%。消费观念越前卫，其在未来消费中住房、子女上学和家具装修的比重就越低，而在旅游、汽车、金融投资和进修等方面的比重就越高；节俭型和量入为出型的消费者在未来的消费主要还是住房和子女学业；而提前消费型在未来的消费中占比重最高的已经是旅游、汽车和金融投资。
实践意义及政策建议
要解决我国目前内需不足问题，最根本的着眼点就是要改变人们的消费观念，尤其是目前，要达到刺激消费、扩大内需的目的，国家除了实施一系列相关的政策措施外，改变人们节俭的消费习惯和消费观念，或许比单纯增加收入，强调人们的消费信心更为重要。
转变消费观念，促进消费的政策建议：
第一，转变消费观念对消费者而言，就是通过对各种知识、信息的吸收，指导自己消费实践的过程。指导或教育消费者的实践活动，引导的主体通常是政府、企业或消费者组织和大众传播媒体。政府重点要继续加强消费政策及社会文化和意识形态方面的引导；企业在客观上主要是实行定量引导，包括产业结构、产品结构，产品品种、规模、质量、产品的市场投放量及广告等；消费者组织要定性引导，即通过对商品知识、消费技能及消费动态的宣传和教育进行引导；大众媒体则要承担传播新消费文化和消费方式的功能，关注大众文化特别是消费文化。
第二，就目前来看，政府除继续出台和实施有关鼓励消费的政策外，首先要培育一个具有巨大消费潜力且人数众多的中等收入阶层，而占人数接近50%的量入为出观念的消费者群体是这个消费阶层的主力。因此，应该鼓励他们大胆消费；对于那些收入较低，消费观念以节俭为主的消费者群体则要重点提高其收入水平，同时出台一些鼓励低收入阶层进行消费信贷的政策，降低信贷消费的门槛，使这部分人的消费能力在提高的同时，敢于消费，也能够消费；同时对于具有超前消费观念和消费能力的人则要充分创造条件，通过继续增加消费品种，提升消费档次和扩大投资使其消费水平迈向更高台阶，并成为消费时尚的引导者和主力。
第三，调整相关的消费政策，特别要发展消费信贷，鼓励适度消费。在我国居民消费中，占绝大多数的消费仍是以工薪阶层为主体的普通居民消费，（占我们调查总人数的80%以上），因此，启动内需，刺激消费，主要应该针对普通居民的消费，而目前人们不敢提前消费还在于消费信贷门槛过高，手续烦琐，品种单一，这就客观上阻止了人们消费的欲望。从社会角度看，只有普通居民愿意消费，敢于消费，总供求才能平衡，生产――消费的良性循环才能正常进行。
[关键词]经济发展 信贷 单位根检验 协整检验 建议
一、理论背景及现状
信贷渠道是货币政策传导的重要途径之一,资本对实体经济的影响可以从著名的柯布•道格拉斯生产函数Y= (K,L)=AKαL(1-α)中得出。用α来表示,当资本增加1个百分点,实际产量会增加α个百分点。因此,信贷对经济的贡献主要应从银行信贷是否影响到了经济和经济中有多大份额依靠银行信贷取得这两方面入手。
在利率机制失衡的情况下,金融变量对宏观经济的贡献主要通过信贷配给机制对投资的影响来实现。凯恩斯主义认为,外部货币政策与信贷配给的互相作用会使小的外生冲击产生较大的宏观经济影响。施蒂格利茨将信贷配给的这种作用称为信贷配给的乘数效应,这是造成宏观经济不稳定的主要因素。国内外有多名学者进行了信贷扩张和经济增长关系的研究。Bernanke和blinder认为在信息对称情况下,银行通过信贷来调节企业和个人的需求和支出水平,从而影响总需求的变动。Edwards S.和 C.Vegh(1997)通过模型模拟的方式认为,信贷规模的波动会直接影响经济产出。Levine和Zervos(1998)的进一步研究表明,银行发展水平和股票市场流动性与经济增长有很强的正相关性,他们认为金融发展是促进经济增长的重要因素。
浙江省的经济与别的省份有所不同,浙江以小企业发达扬名,中小企业在浙江经济发展中扮演着极其重要的角色。融资难是中小企业中普遍遇到的一个瓶颈,因此浙江省多年来一直致力于为企业融资提供便利政策,增加信贷的灵活性与规模性。那么,浙江省突飞猛进的经济发展是否与其信贷规模的扩大有着某种联系呢?本文以浙江省为考察对象,通过实证研究,用计量方法对浙江省省1978年～2009年间信贷和经济增长的时间序列数据进行了严格的检验,以考察信贷增长在促进区域经济增长方面所起到的效果,并针对分析结果提出相应的政策建议。
二、广西省信贷和经济发展关系的因果关系分析
1.数据说明
在进行计量分析之前,现对所采用的数据和指标进行简单的说明。本文分析使用的样本区间为1978至2008年,数据均来自1978至2008年同期《浙江统计年鉴》。以浙江省各年的国内生产总值代表经济增长,同期金融机构贷款总额代表信贷总量。本研究各指标的统计口径均包括中国人民银行、政策性银行、国有独资商业银行、其他商业银行、城市商业银行、城市信用社、农村商业银行、农村信用社、信托投资公司、财务公司、租赁公司、邮政储蓄机构。所用的实证分析皆借助Eviews6.0完成。
2.计量模型
本文主要试图验证以下两个问题:(1)浙江省信贷发展与经济增长是否具有长期的均衡关系。(2)在存在长期均衡关系的前提下,是否存在因果关系,是怎样的因果关系。
3.实证分析
(1)单位根检验(unit root test)
在进行格兰杰因果检验之前,要先分析数据的平稳性。本文采用ADF(Augment Dickey―Fuller)单位根检验法来检验GDP和信贷增长的时间序列数据的平稳性。如果ADF统计值小于各个显著水平的临界值,就拒绝时间序列有单位根的原假设。对GDP和信贷进行单位根检验,结果如表1所示,它们的时间序列有单位根,也就是非平稳时间序列,对它们的一阶差分后的序列检验,同样是非平稳序列。对它们二阶差分后的序列检验,表明二阶差分后的序列是平稳序列。对于这样的经济变量关系应采用协整检验进行分析。
(2)协整检验:
上述变量虽然存在不平稳性,但是它们的某种线性组合可能是平稳的,即存在协整关系。我们利用EG两步法对其协整关系进行检验。
第一步,Ly与Lx都是一阶单整序列,即 Ly与 Lx是平稳的,用OLS法对协整回归方程
进行估计,得到残差序列
第二步,检验的稳定性,结果如下:
为平稳序列,说明Ly与Lx之间存在协整关系。
在5%显著水平上,Ly与Lx之间的协整方程为
以上方程中的t统计值大于临界值,说明方程的各系数是是显著的。
由协整方程我们可以得出,信贷和经济增长存在长期关系,且两者是正相关,由于对时间序列进行了对数处理,所以信贷每增长1%,经济总量会朝着相同的方向增长80.6% 。
三、结论和建议
本文实证检验的结果表明:1978至20O8年间浙江省信贷发展与经济增长存在一种长期的均衡关系,信贷发展极大促进了经济的发展。
充裕的信贷资金有效助推了浙江省内经济发展,有力地推动了省外经济快速发展,加速区域经济一体化和国际化进程,也导致了资金过剩的浙江资产要素泡沫大量出现和经济虚拟化。如果脱钩程度过大过深,泡沫成分太多,引发资金链断裂,不仅将严重损害实体经济并失去大量财富,也将失去此次金融危机带来的发展机遇,需要采取相应措施加以避免。
处理好虚拟经济与实体经济的关系。实体经济是虚拟经济的根本,虚拟经济应是以推进实体经济的发展为基本目的。当前,在国外主要发达经济体的复苏进程较为缓慢,国内外宏观金融风险依然存在,浙江旧有的经济增长模式并未得到有效转换和新的大规模生产力并未有效形成等前提下,对于本身具有高度流动性、高风险性和投机性等特征的虚拟经济,都将使经济运行有很强的波动性,破坏实体经济发展。因此必须高度警惕和加强金融监管、抑制资产过度泡沫出现,保持信贷投放节奏、透明性和可持续性,防止浙江陷入可能出现的“中等收入陷阱”。应千方百计优化制造业投资环境,重新培育形成类似上世纪90年代中后期各类人才争先恐后“下海”进入实体经济领域的繁荣局面。
处理好省内经济与省外经济关系。省外经济已经成为浙江经济的重要组成部分,应实施有利于浙江省外(境外)经济发展的导向型战略。未来一段时间内,对外投资贸易、资本输出或发展省外经济有可能弥补省内出口部分动能的损失,成为今后推动浙江经济转型升级的助推器。同时,加大区域间技术经济合作交流和吸引外资进入本地第三产业,或鼓励有实力的企业发展跨省经济、跨国经济。这可以在很大程度上疏通资本流动渠道、缓解本地过高的资产要素价格上升压力,化解区域金融风险隐患。
处理好短期增长与长期经济发展的关系。实施有利于培养经济内生能力的长期发展战略。在短期保增长的基础上注重调结构,实施制造业技术集约化、工业结构高级化的一系列提升工程;更加注重加快社会发展、提升居民收入消费能力的民生工程,促进创业就业。浙江的民营经济发展较快、制度创新领先一步是浙江率先崛起的制胜经验。因此,应加快推进有利于科学发展、有利于民生、有利于民营经济的改革试点,加快形成浙江经济新的增长点。
参考文献:
[1]李子奈 潘文卿:计量经济学[M].北京:高等教育出版社,2005
[2]陈芳芳:江苏省信贷和经济增长的实证研究[J].才智,2008(5)
[3]麦金农:经济发展中的货币与资本.上海:上海三联书店,1988
黄金自古以来就担当货币的职责，从1976年世界货币基金组织宣布黄金非货币化后，特别提款权逐步代替黄金作为国际货币制度的主要储备资产，从那以后，黄金仍然被世界上绝大多数国家作为国际储备资产。全球主要的黄金市场包括以下几个：伦敦黄金市场；苏黎世黄金市场；纽约黄金市场（是目前最大的黄金市场）以及香港黄金市场。由于时差原因，这四家黄金市场的开市时间也不同，所以可以24小时的提供黄金价格参考。
在近些年来黄金价格大幅震动，在2000年以来，黄金价格持续走高，一直到2012年，黄金市场的牛市持续了12年。然而，从2013年开始，黄金价格却一跌再跌，2013年4月12日夜间，国际市场纽约商品交易所的黄金期货价格大跌，跌破牛市支撑的1520美元/盎司，黄金为期12年的牛市终结。在各类文献中分析这次黄金价格的暴跌，表面原因是塞浦路斯央行出售黄金，市场担心其他债务问题严重的国家会效仿而导致，但是仍有美国量化宽松型货币政策提前结束，美元逐渐复苏，替代了黄金的避险功能的原因。
黄金作为一种特殊商品也具有普通商品的一切特征，所以影响黄金价格的最主要的因素为黄金的需求与供给。首先是黄金充当外汇储备的需求，因为它有着货币职能，可以抵御通货膨胀，尤其是我国，随着我国金融体制改革，央行多元化外汇储备，而黄金为重要的储备产品，央行会大量的买进，这可能会支撑金价；其次是实物需求，体现在工业，首饰业领域，现如今我国人均持有黄金量为0.4克，小于印度的人均1克的水平，这说明在民间持有的黄金总量仍有较大的上升空间；第三是黄金的投资需求，这是普通的投资者因为担心通货膨胀而购入黄金以达到资产保值增值的目的；最后是黄金的投机需求，投机者利用黄金市场上金价的波动，以及黄金期货市场买空卖空的交易体制，大量“沽空”或“补进”黄金，以套取超额利润。
本文中研究黄金价格是受哪些因素的影响。
二、影响黄金价格因素
黄金期货价格近些年来一直经历着剧烈的波动，下面来分析影响其价格的主要因素：
黄金期货价格、美元指数、通货膨胀率、世界经济周期、全球战争、动荡等。
三、数据收集
本文中为避免因消息而造成的价格剧烈波动而选用了月度数据，黄金价格数据为中国黄金价格数据来源于上海黄金交易所，为月度平均交易数据，从2012年1月至2014年1月共25个数据，组成时间序列。黄金期货的数据来源于上海期货交易所，为月度收盘价。因为距离交易的日期越近，期货交易就会越为活跃，所以本文选出的数据使用以下的规律和方法：选择距交割月1个月期的期货交割数据为样本，比如说2012年12月的数据选取au1301合约品种的期货价格，2013年1月的数据选取au1302合约品种的期货价格以此类推，组成时间序列。从2012年1月至2014年1月共25个数据。美元指数也为月度收盘价，数据来源于联邦储备银行网站，从2012年1月至2014年1月共25个数据，组成时间序列。因为在本文中选取的数据为中国的黄金价格以及上海证券交易所提供的黄金期货价格，而在国内影响黄金价格的为我国的通货膨胀而影响的投资者的预期水平，所以在数据选取中选择了中国的月CPI指数，而因为月度CPI指数不是随时可得的，一般来说，一月的CPI数据在二月初才能统计得到，所以二月的黄金的价格是使用一月的CPI指数对未来一个月的通货膨胀情况进行预期得到的，所以使用的通货膨胀指数为滞后一期的变量。
四、模型建立
五、结论
