投资波动范文

投资波动范文（精选10篇）

投资波动 第1篇

新中国建立以来的近60年的时间中, 我国的经济增长始终是在不断的起伏波动中向前推进的。全面地认识和理解我国经济增长的运动规律, 分析促成经济增长的原因, 尤其是产业投资方面的原因有着非同寻常的现实意义。这是因为, 从总需求的角度来考虑, 虽然投资所占的比例并不是最大, 但投资具有乘数放大效应, 使投资对经济增长具有举足轻重的作用。投资的增长速度是与经济增长水平密切相关的, 没有经济的增长, 投资的增长就失去了基础;失去了投资增长的支持, 经济的增长也无法很好地实现。因此, 有必要对我国的产业投资的波动效应进行研究, 这对于保持我国经济在未来较长一段时期内实现平稳增长, 避免大起大落, 具有重要的现实意义。而产业投资的主要形式是固定资产投资, 因此本文先从单位固定资产投资与各部门总产出的关联效应进行研究。

2 单位固定资产投资与各部门总产出的关联效应

固定资产投资的关联效应反映了固定资产投资通过不同部门之间的生产技术联系而产生的宏观经济效应。在某些投资效益指标中, 可能存在投入和产出口径不一致的问题, 而投入产出分析弥补了这个不足。本文用投资的生产诱发系数表示我国单位固定资产投资可以诱发国民经济各个部门多大的产出。在投资的生产诱发系数中, 不仅包括单位固定资产投资直接诱发的产出, 而且包括单位固定资产投资通过各部门间的技术经济联系而间接诱发的产出。由于考虑到了生产波及效应, 因而可以较其他同类指标更全面地反映单位固定资产投资所取得的投资效益。投资的生产诱发系数的大小主要受各部门的产出乘数、投资结构系数、国内满足率等因素的影响[1]。

在投入产出分析中, 完全需要系数矩阵$({\rm I}-\begin{array}{l}^\\ DA\end{array}){}^{-1}$中的某列数值, 表示该部门单位最终使用所诱发的产出。上述矩阵中的I表示单位矩阵, A表示直接消耗系数矩阵, $\begin{array}{l}^\\ D\end{array})$为对角矩阵, di为国内满足率或自给率, di =1- (i部门的进口率) 。对一个国家的国内生产体系具有诱发作用, 是该国最终使用中的国内满足量, 见表1。

最终使用的国内满足量

$=\left[\begin{array}{cccc}d{}_1& & & \\ & d{}_2& & \\ & & \cdots & \\ & & & d{}_n\end{array}\right]\left[\begin{array}{cc}y{}_{11}& y{}_{12}\\ y{}_{21}& y{}_{22}\\ ⋮& ⋮\\ y{}_{n1}& y{}_{n2}\end{array}\right]\left[\begin{array}{l}y{}_{13}+m{}_1\\ y{}_{23}+m{}_2\\ ⋮\\ y{}_{n3}+m{}_n\end{array}\right]$

公式mi中为i部门的进口量, yn3+m3等于i部门的出口量。出口对进口没有直接需求, 其对进口的间接需求, 反映在中间使用进口满足量中, 故出口部分不需要乘以国内满足率。最终使用国内满足量的总和${\displaystyle \sum _{i=1}^n{\displaystyle \sum _{j=1}^{3}y}}{}_{ij}$用YD表示。将完全需要系数矩阵$({\rm I}-\begin{array}{l}^\\ D\end{array}A){}^{-1}$与最终使用国内满足量的结构系数矩阵相乘, 即:

$({\rm I}-\begin{array}{l}^\\ D\end{array}A){}^{-1}\left[\begin{array}{ccc}\frac{d{}_{1}y{}_{11}}{Y{}_d}& \frac{d{}_{1}y{}_{12}}{Y{}_d}& \frac{d{}_{13}+m{}_1}{Y{}_d}\\ ⋮& ⋮& ⋮\\ \frac{d{}_{n}y{}_{n1}}{Y{}_d}& \frac{d{}_{n}y{}_{n2}}{Y{}_d}& \frac{d{}_{n3}+m{}_n}{Y{}_d}\end{array}\right]$

,

可以得到单位最终使用所诱发的各部门产出, 相乘的第二列表示${\displaystyle \sum _{i=1}^{n}d}{}_{i}y{}_{i2}/Y{}_d$个单位的固定资产投资所诱发的各部门产出, 将其乘以$Y{}_d/{\displaystyle \sum _{i=1}^{n}d}{}_{i}y{}_{i2}$, 即可得到单位固定资产投资所诱发的各部门产出, 即:

$\begin{array}{l}({\rm I}-\begin{array}{l}^\\ DA\end{array}){}^{-1}\left[\begin{array}{l}\frac{d{}_{1}y{}_{12}}{Y{}_d}\\ ⋮\\ \frac{d{}_{n}y{}_{n2}}{Y{}_d}\end{array}\right]\frac{Y{}_d}{{\displaystyle \sum _{i=1}^{n}d}{}_{i}y{}_{i2}}\\ \begin{array}{l}^\\ D\end{array}\left[\begin{array}{l}\frac{y{}_{12}}{{\displaystyle \sum _{i=1}^{n}y}{}_{i2}}\\ ⋮\\ \frac{y{}_{n2}}{{\displaystyle \sum _{i=1}^{n}y}{}_{i2}}\end{array}\right]\\ =({\rm I}-\begin{array}{l}^\\ DA\end{array}){}^{-1}\end{array}$

上式等号最右边的列向量为固定资产投资结构系数, 用K表示。上式运算的结果, 即单位固定资产投资所诱发的各部门产出, 用R表示, 即:

$R=({\rm I}-\begin{array}{l}^\\ DA\end{array}){}^{-1}\begin{array}{l}^\\ D\end{array}{\rm K}$

由R的算式可以看出, R中不仅包括单位固定资产投资直接诱发的产出, 还包括其通过各部门间的技术经济联系而间接诱发的产出, R值越大, 其生产波及效果越大。[2]

根据表2可计算出六部门的投入系数矩阵如表3所示。根据公式$R=({\rm I}-\begin{array}{l}^\\ D\end{array}A){}^{-1}\begin{array}{l}^\\ D\end{array}{\rm K}$, 可计算出单位固定资产投资所诱发的各部门产出:

$R=\left[\begin{array}{l}0.276002\\ 0.639133\\ 0.637266\\ 0.337441\\ 0.276162\\ 0.139469\end{array}\right]$

由计算出的R值可以看出, 单位固定资产投资可诱发第一产业产出增加0.276个单位, 诱发第二产业总产出增加1.276个单位, 诱发第三产业产出增加0.749个单位, 可诱发我国各产业总产出增加2.301个单位。

为了提高单位固定资产投资的投资效益, 可以通过改进技术, 加强部门间的技术经济联系, 调整投资结构, 提高国内满足率等途径来实现。

3 我国各产业部门投资的波及效应分析

各个部门的投资不仅对整个国民经济做出整体上的贡献, 而且它们之间也发生相互波及的关系。由于投资结构不同, 投资的方向不同, 由投资带来的各产业经济增长引起的波及关系是不同的, 研究这一关系以揭示出各个部门之间相互依赖程度, 为我们确定固定资产投资结构的战略有很大的意义。

产业部门联系理论的基础是里昂惕夫的投入产出理论。投入产出理论的核心是投入产出表。投入产出关系中表征产出波及效应有两个重要的参数是感应度系数和影响力系数, 它是由丹麦经济学家拉斯姆森提出的。

(1) 感应度, 又称为产业推动系数, 它表示当所有部门的最终产品都增加一个产值时, 接受其他部门影响后的某部门产值增加量与各部门平均总产值增加量的比例关系。该指标是某产业部门受其它部门影响和推动程度的衡量。[3]

计算公式为:

$r{}_i=\frac{{\displaystyle \sum _{j=1}^{n}b}{}_{ij}}{\frac{1}{n}{\displaystyle \sum _{i=1}^n{\displaystyle \sum _{j=1}^{n}b}}{}_{ij}}(i=1,2\cdots n)$

式中:ri表示第i部门的感应度系数;bij表示第j部门生产1单位最终产品完全需要的第i部门产品的数量, 是里昂惕夫逆矩阵 (I-A) -1的系数。

(2) 带动度, 又称影响力系数, 它表示当某部门增加一个单位的最终产品时, 各部门总产值增加量与总产值增加量平均值之比, 反映了一个产业部门影响和带动其他产业部门的程度。计算公式为:

$s{}_j=\frac{{\displaystyle \sum _{j=1}^{n}b}{}_{ij}}{\frac{1}{n}{\displaystyle \sum _{j=1}^n{\displaystyle \sum _{i=1}^{n}b}}{}_{ij}}(i=1,2\cdots n)$

式中sj表示j第部门的影响力系数。

经过计算得出了我国六个部门的感应度、影响力系数如表4。

根据投入产出表计算得出的感应度系数和带动度系数可以看出, 影响力系数较高的有:工业 (2.38170237) 、其它服务业 (0.85187334) 、建筑业 (0.82147556) 、农业 (0.66531354) , 这些产业的发展将会带动整个经济更快的发展。感应度系数较大的有:工业 (1.348931) 、运输邮电业 (1.238025) 、零售餐饮业 (1.07654) 、农业 (1.068332) 。这些产业的发展需要相关产业相应的发展。

在工业内部的各产业部门中, 感应度系数较大的有石油化工业 (1.83735166) 、金属冶炼及压延加工制品业 (1.44592002) 、纺织服装业 (1.09346643) 、机械设备制造业 (0.99085127) , 影响力系数较大的产业部门有金属冶炼及压延加工制品业 (1.2272882) 、纺织服装业 (1.1417141) 、其它制造业 (1.0820105) 、造纸印刷及文教用品制造业 (1.0560316) 、木材加工及家具制造业 (1.0509804) 、非金属矿物制品业 (1.0369193) 、石油化工业 (1.0034045) 。

4 结论

我国在加快产业投资体制改革、完善产业投资宏观调控的基础上, 逐步解决产业投资结构中存在的问题, 不断优化产业投资结构, 提高资源在产业间的配置效率。可通过发展产业投资基金来解决目前投资总量不足与质量低下的问题。产业投资基金是通过发行基金受益凭证, 将投资者的资金集中, 主要对未上市企业进行组合投资, 投资收益按资分成, 风险由投资者共担的投融资制度。在我国发展产业投资基金, 可以促进高新技术转化, 缓解结构性的资金供需矛盾。这样既减轻了政府的投资负担, 又增加了投资总量, 更为重要的是还能够提高投资效率, 从而促使三次产业持续快速发展。[4]

参考文献

[1]W.里昂惕夫.投入产出经济学[M].北京:中国统计出版社, 1990.

[2]刘保珺.投入产出技术在投资分析中的应用[J].中国统计, 2003 (12) :19-20.

[3]杨公朴, 夏大慰.现代产业经济学[M].上海:上海财经大学出版社, 2005.

[4]陆凤莲, 殷红.产业投资基金发展分析[J].中国统计, 2007 (8) :46-47.

金融市场波动加大　投资策略宜保守 第2篇

目前全球资金环境出现了转变，欧洲央行已于2005年12月1日和2006年3月2日两次加息，3月9日，日本央行亦结束数量放松的货币政策，意味着两大经济体央行为了控制通胀，开始收紧银根。

在银根宽松的情况下，全球主要的机构投资者都热衷于采用“利差交易”(CanyTrade)的投资策略，其运作思路是：借入低息及弱势的货币，然后买入较高回报的投资项目，如投资新兴市场股市及矿产、能源、房地产等行业，赚取两者的回报差距(图1)。当某国央行为了刺激经济而实施宽松的货币政策时，该国货币由于供应增加，利率及汇率也会下跌，从而可以促使利差交易的进行。比如2000年科技股泡沫破灭后，美联储为了避免经济衰退，大举放松银根，结果令美元利率及汇率显著下滑。一些投资者看准机会，借入美元投资于其他较高回报的投资工具如债券、股市及黄金等。不过，现在美元转强，已不再适合作利差交易的“子弹”，幸好欧、日两地的经济表现不及美国，利率不能跟随美元利率上升，因而许多投资者又以欧元及日元为“子弹”，继续进行利差交易。

利差交易对全球金融市场的影响绝不能小视。1998年，对冲基金就是借入低利率的日元在各主要市场兴风作浪。较近的例子是，2004年第二季度，由于投资者担心美元利率转跌为升，大举平掉“沽美元、买资产”的利差交易仓位，令全球股市及原材料市场出现大幅度的下跌。由于目前通胀始终受到控制，因此很多评论认为，各国央行只会缓慢地收紧银根。笔者对此虽也认同，但近年“沽日元、买资产”的仓位已经获利不菲，而各国的利率走向又不太明朗，投资者随时有可能平仓以锁定手上利润，引发较大规模的平仓潮。

除了欧洲和日本央行收紧银根外，存货增加以及中国企业提高工人工资也会影响全球的资金量。投资基建设施也是累积存货的一种方式，中国、印度等国家目前都在积极发展基建，而资金投入在基建项目上就会变成长线的“死钱”，减少整体资金流通量。再加上中国企业提高工资，可能会使得出口美国的货物价格上升，增加美国的通胀压力，使其加快收紧银根。

因此，金融市场会趋于波动，投资者有必要采取较为保守的策略，以应对银根逐渐收紧的环境，继续取得好的回报。

汇市：暂缺明确方向

由于投资者早已预计美国及欧洲会收紧银根，故借入美元或欧元来作“利差交易”的仓位已不多，没有这些利差交易仓的影响，欧元兑美元的波幅应不会太大。此外，由于美国和欧洲的通胀压力并不严重，估计美元及欧元未来的加息幅度不会太大，欧元兑美元在1．17：1-1．23：1区间水平震荡的可能性较大。

日元方面，现时“沽日元，买资产”的利差交易仓位为数不少。虽然日本央行表示会在未来一段时间维持零利率，但日本利率的长线走势趋于上升。由于利差交易商对利率走势十分敏感，若日本出现一两个较预期高的通胀数据，债息随时会提升，从而触发利差交易商平仓，结果必然令日元短期大幅上扬。因此，现阶段沽日元的风险较大。但日元利率仍接近零，远低于美元利率，因此日元升幅并不会太乐观，我们预计日元兑美元2006年有机会挑战110：1-112：1的水平，但高过此水平的概率并不大。

还有另外两只“高息宝”——澳大利亚元及新西兰元，今年出现显著跌势。这两种货币持续3年多的良好表现到2006年终于无以为继，特别是新西兰元，2006年初至今的跌幅已超过10％。近年很多投资者，特别是对冲基金，借入低利率的日元，而买澳元、新西兰元这两种高利率的货币，以赚取息差。但随着日本央行结束超宽松的货币政策，部分投资者担心日元利率上升令资金成本增加，故平掉“借日元买澳、新元”的仓位，促使澳元、新西兰元大幅下滑，到2006年3月底，澳元、新西兰元兑美元分别跌至0．7：1及0．6：1的低位。不过澳元、新西兰元的利率较高，而原材料价格正维持高位，有利于这两国的经济，故笔者估计，这两种货币汇率继续下跌的空间不大。

股市：投资者重回基本因素

全球银根收紧，既会令借贷成本上升，亦会令货币汇价偏强，而“利差交易”需要一种弱势及低利率的货币作“子弹”，否则就难以进行，甚至需要平仓，使得全球金融市场面临下调压力。其实，在日本央行宣布结束超宽松货币政策的当天，今年一直表现出色的拉美及东欧股市应声下跌。

虽然美国长债利率上升，证明了全球资金正在紧缩，不过欧洲加息的步伐不会太快，而日本可能要到年底才会有加息的动作，而且加息的幅度也有限。故投资者大举平掉“利差交易”仓位的机会不大。但可以肯定的是，全球已经没有太多“便宜钱”(EasyMoney)，此时，国际投资者将变得谨慎，相信这会令投资者的目光重投基本因素，而非资金流向。因此，笔者预计全球股市将会个别发展，一些之前升幅过大、现在市盈率水平已偏高的股市，例如印度、韩国及日本等股市，有可能有较大幅度的调整；相反，较落后、估值较低的股市如泰国及欧洲等，会有较佳的表现。

黄金：3年内挑战900美元／盎司

除了股市外，利差交易商也会借入低利率货币来炒石油、黄金，为油价、金价的升势火上加油。若银根收紧，就会导致部分利差交易仓位平仓，油价、金价会相应调整，但由于黄金及石油真正存在供不应求的情况，属结构性问题，而且这种局面在未来3-5年也难以改变，因此，这两类资产受银根收紧的影响较少。

欧洲央行不断减少黄金储备，是上世纪90年代金价下跌的主要原因。为了支持金价，《中央银行黄金协定》(CBGA)规范各个成员国每年抛售的黄金数量不得超过500吨，使得黄金供应得到控制。在黄金需求方面，随着中国、印度及沙特阿拉伯等国经济的发展，当地居民收入倍增，他们又多是爱金一族，收入增加自然刺激了他们对黄金的需求。供应受控，需求上升，令金价升势锐不可当。

除民间需求外，各国央行对黄金的需求也开始显露出来。近年来，很多国家外汇储备不断急升，可是黄金所占比例偏低。例如中国目前持有的约8000亿美元外汇储备中，主要是美元，只有约1％是黄金，与全球平均数9％相比偏低(图2)，从政治安全考虑，有必要提高黄金储备的比例。若中国的黄金储备比例提高到全球平均水平，中国对黄金的需求将达到4000吨，是CBGA总存金量的三成。很多央行虽还未正式增持黄金，但预计这是迟早的事。预计金价将续创高峰，未来3年应可挑战900美元／盎司的水平。

石油：5年后油价随时见顶

石油供应仍会维持紧张。很多能源巨擘虽然这几年大赚“油元”，但它们认为增加产油设施风险过高，故不肯积极开发新油井，令石油产能只能应付需求。而全球经济的平稳增长对石油的需求难以减少，因此油价在58美元以下有很大支持。

值得关注的是，美国人口只占全世界的5％，但汽车保有量所占比例超过30％，汽油消耗量更占全球的40-45％，美国政府的能源政策对油价有着决定性的影响。在2006年1月末的时候，美国总统布什在一年一度的国情咨文中强调，美国需要发展替代能源，以减少对石油的依赖。但发展替代能源仍需一个较长期的过程，未来3-5年石油的地位难以取代。

中国创业投资行业的波动特征研究 第3篇

关键词：创业投资,波动特征,波动周期,HP滤波,技术创新

0引言

创业投资 (Venture Capital) 是向具有高成长性的创业企业投入资本以期获得高回报的一种股权投资[1]。创业投资最早出现于20世纪40年代的美国, 随后在其他各国得到推广, 对各国的经济都具有较大的促进作用。中国的创业投资产生于20世纪80年代, 大致经历了引进、起步、逐步兴起、快速发展、理性调整以及爆发式发展等几个阶段[2]。随着经济政策、法律法规的不断完善以及人们对创业投资的认识逐渐成熟, 创业投资行业总体上呈现稳定增长的趋势, 但其间出现过几次大的波动, 表现出一定程度的波动性。

波动性的存在, 会对技术创新等经济活动产生较大的负面影响, 同时又会使已经取得的相对静态的理论研究成果需要被重新加以检验。鉴于实践和理论的双重需要, 越来越多的研究者开始关注这个研究课题。从目前的文献来看, 研究者们主要关注了创业投资行业波动的影响因素以及创业投资的波动性对技术创新的影响。在创业投资行业波动的影响因素方面, Gompers and Lerner (1998) 关注了19721994年美国创业投资的发展[3];Jeng and Wells (2000) 提出了一个模型来识别创业投资的主要影响因素, 并用21个国家10年内的截面数据做了检验[4];Schertler (2003) 用19882000年14个西欧国家的数据分析了创业投资活动的几个主要驱动因素[5];Astrid and Bruno (2004) 用1990年至2000年间16个OECD成员国的面板数据做了实证研究, 提出了一个包括宏观经济条件、技术机会以及创业环境等三个维度的理论模型以识别和评价影响创业投资的主要因素[6];Hege et al. (2003) 使用财务绩效作为被解释变量, 关注了创业投资绩效的影响因素[7]。而在创业投资的波动性对技术创新的影响方面, Hellmann and Puri (2000) 和Kortum and Lerner (2000) 的研究发现, 投资者类型和产品市场维度紧密相关, 创业投资对技术创新活动有积极的影响[8,9]。但Stuck and Weingarten (2005) 却得到了相反的结论, 他们发现, 创业投资家阻碍了技术创新[10]。这一观点得到了Caselli, Gatti and Perrini (2009) 的支持, 他们研究了19952004年意大利股票市场的上市公司, 得出了相似的结论[11]。在考察了创业投资波动性存在的情况下, Lerner (2002) 的研究发现, 虽然创业投资对创新有积极的促进作用, 但这种影响是不均衡的[12]。Stuck and Weingarten (2005) 的研究支持了这一观点, 他们发现创业投资的波动性是引起这种现象的原因之一。

从研究思路上看, 对这种波动性的研究, 应该按照变量本身性质到其它变量对该变量的影响, 再到该变量对其它变量的影响这样的逻辑顺序来进行。但从以上分析我们可以看出, 研究者们都没有对第一个环节的内容做深入探讨, 而把研究焦点直接汇聚于第二、第三个环节即创业投资行业波动的影响因素及创业投资行业的波动对其它经济活动的影响上。那么, 在中国的情境下, 现有研究实际上忽视了一个重要的问题:中国创业投资行业自身的波动特征是怎样的?是一般的随机波动还是增长型波动?显然, 对这一问题的回答不仅是中国创业投资行业波动性研究的重要内容, 也是进行其它后续相关问题研究的基础。因此, 本文使用计量经济学的方法对这一问题进行定量研究, 以期准确的识别我国创业投资行业发展的波动特征。

1中国创业投资行业波动类型的判断

创业投资的整个过程是包括了筹资、投资和退出的循环过程, 其实质是创业资本的循环流动过程。因此, 创业资本量的变化是衡量创业投资行业波动的最关键的指标。考虑到筹资、投资以及退出情况的变化最终会反映到创业资本总量的变化, 本文选择创业资本总量这一变量作为关键变量来描述创业投资行业的波动特征, 数据来自科技部历年《中国创业投资发展报告》以及中国风险投资研究院历年《中国风险投资年鉴》, 由于目前可获得的统计数据的时间起点是1994年, 因此本文以19942009年的中国创业资本总量为研究对象。

1.1创业资本总量序列的平稳性判断

创业资本总量数据是一个时间序列, 在对其进行处理之前, 需要首先判断序列的平稳性。我们绘制出19942009年的中国创业资本总量序列的时序图, 如图1所示。

对于平稳序列而言, 任何震荡的影响都是暂时的, 随着时间的推移, 这些影响将逐渐消失, 即时间序列将回复到长期平均水平。但从图1中我们观察到, 中国创业资本总量序列具有明显的增长趋势, 并不是一条围绕均值上下波动的曲线, 因此, 我们直观推断, 该序列是非平稳的。

为了提高判断的精度, 需要进行单位根检验来验证上面的推断[13]。我们使用Eviews 5.0软件进行 (ADF) 检验, 从带有截距项和趋势项的一般方程开始, 其结果如表1所示。

从表1中可以看出, t统计量为3.806 767, 比10%显著水平的临界值还大, 因此不能拒绝原假设, 该序列存在单位根。也就是说, 中国创业资本总量序列是非平稳时间序列。

1.2创业资本总量序列的趋势类型判断

对于非平稳序列, 其长期趋势包括两种情况:一是确定性时间趋势;二是随机性时间趋势。确定性时间趋势的时间序列存在一条长期的“引力线”, 其序列将围绕这条“引力线”平稳波动, 被称为趋势平稳过程 (TSP) 。对于趋势平稳过程, 只要能正确估计其确定性趋势就可以实现长期趋势项与平稳波动的分离。随机性时间趋势的序列不存在所谓的长期“引力线”, 由于其数据生成过程含有单位根, 只有通过差分才能消除随机趋势时期平稳, 因此, 这种过程被称为差分平稳过程 (DSP) 。对于一个非平稳序列, 在进行趋势和波动分解之前, 我们首先需要判断该序列的趋势类型, 即判断该序列是趋势平稳的还是差分平稳的。

我们考察创业资本总量序列的趋势类型, 从该序列的时序图 (见图1) 中可以看出, 创业资本总量有明显的增长趋势。进一步观察, 可以发现创业资本总量曲线比较接近于指数曲线, 显示出创业资本总量有随时间按指数形式增长的长期趋势。我们采用这样的研究思路[14]:先假设创业资本总量序列是指数形式的趋势平稳过程, 尝试用一个指数函数对其拟合, 如拟合之后的随机干扰项是白噪声过程 (具有零均值和相同方差的不相关的随机过程) , 即该过程是平稳的, 则说明创业资本总量序列是一个趋势平稳过程。反之, 原假设不成立, 需要进一步判断。

假设创业资本总量序列关于时间t的函数为

yt=abt (1)

把式 (1) 进行对数变换, 得到 (2) 式,

log (yt) =α+βt+ut (2)

对 (2) 式进行回归估计, 回归结果如表2所示。

从t统计量来看, 截距项和趋势项的系数均显著;R2的值较大, 模型的拟合优度较高;AIC和施瓦茨准则的值都较小, 模型的效果较好。DW的值为0.589 518, 小于2, 说明残差存在自相关。

对残差序列进行ADF检验, 结果如表3所示。

从表3看出, ADF的t统计量值为-3.946 405, 比显著水平为5%的临界值 (-3.144 920) 还小, 因此拒绝原假设, 该残差序列不存在单位根, 是平稳序列。

以上分析表明, 创业资本总量序列的函数符合确定型指数形式的时间趋势模型, 也就是说, 该序列存在长期增长的趋势, 序列围绕其长期趋势平稳波动, 属于趋势平稳过程 (TSP) 。这个结论也说明中国创业投资行业的波动类型为具有确定趋势的波动, 其发展呈现出一种增长波动的特征, 即创业投资行业具有确定性的增长趋势, 其发展过程是围绕确定性增长趋势上下波动的过程。

2中国创业投资行业增长波动的趋势分解

2.1创业资本总量序列长期趋势的测定

创业资本总量序列呈现出一种增长波动的特征, 对该问题进一步深入研究的关键是如何正确分离创业资本总量序列中的长期趋势和波动部分, 即所谓的“去势” (detrend) 问题。“去势”分解的结果依赖于序列趋势的估计方法, 对于不同的趋势估计方法, 序列所呈现的增长波动的频率和振幅也会随之变化。测定长期趋势有多种方法, 如回归分析法、移动平均法、阶段平均法 (phase average, PA方法) 、HP (Hodrick-Prescott) 滤波方法和频谱滤波 (BP滤波) 方法。考虑到HP滤波方法在确定序列趋势时不会损失序列首尾信息的特点, 本文采用HP滤波方法来测定创业资本总量序列的长期趋势。我们使用软件Eviews5.0来进行计算, HP滤波结果如图2所示。

经过HP滤波方法的应用, 我们从创业资本总量序列yt中分离出了创业资本总量趋势序列ytHP (图2中Trend序列) 。创业资本总量趋势序列ytHP代表了中国创业投资行业的长期趋势, 从图2中我们可以看出, 1994年以来中国创业投资行业具有明显的确定性增长趋势。

2.2中国创业投资行业的波动周期

创业资本总量序列yt所呈现出的特征是该序列围绕其趋势序列ytHP上下波动, 在得到趋势序列之后, 我们需要对其波动情况进行讨论。为了更好地描述创业资本总量序列的波动, 本文引进一个波动率 (Ratio of Fluctuation) 变量。波动率是指创业资本总量序列yt与其趋势序列ytHP的相对偏离百分比, 用公式可以表示为:

RFt= (yt-ytHP) /ytHP100% (3)

经过计算, 我们得到RFt序列的时序图, 如图3所示。

下面, 我们来讨论中国创业投资行业的波动周期。结合图3中 19942009年RFt序列的波动曲线, 可观察到创业资本总量序列yt相对于其长期趋势共出现过两次正向背离和两次负向背离。观察波动序列, 其极大值点分别出现在1996年、2000年和2004年, 也就是说1996年至2000年, 2000年至2004年, 2004年至2009年都包含一个较完整的波动过程。如果按照“峰峰”法划分, 从1994年以来, 创业投资行业一共经历了3个波动周期。划分结果如表4所示。

按照现代经济周期理论的划分方法, 经济周期共有四种类型:短周期 (基钦周期) 、中周期 (朱格拉周期) 、中长周期 (库兹涅茨周期) 、长周期 (康德拉基耶夫周期) 。其中, 短周期长度为2～4 年, 也称为小周期 (Minor Cycle) ;中周期长度约为8～10 年, 也称为主周期 (Major Cycle) 。现实经济活动中, 各类经济周期相互重叠交织在一起。从中期来看, 多个短周期常常构成一个中周期[15]。从表4可以看出, 1994年以来, 中国创业投资行业的3个波动周期分别为6年、4年、6年, 从周期长度上来看大于一个短周期, 基本相当于1～2个基钦周期。如果考虑背离方向的话, 1996年、2000年都是正向背离, 而2004年是负向背离;在1996年至2000年的波动没有出现负向背离, 而2000年到2009年则出现了一次负向背离。从这个角度来看, 2000年至2009年是一个完整意义上的波动周期, 其时间跨度为10年, 属于一个朱格拉周期。因此也可以这样理解, 如果把短周期定义为4年, 则1994年以来中国创业投资行业经历了一个半基钦周期和一个朱格拉周期。

从波动幅度来看, 中国创业投资行业的波动比较剧烈。波动幅度是指每个周期内波动率上下波动的落差, 表明创业投资行业每个波动周期内增长高低起伏的剧烈程度, 是反映增长稳定性的一个重要指标。经过计算, RFt序列的波动率均值为0.52, 意味着19942009年创业投资行业的波动偏离其长期趋势的平均幅度超过了50%;而其标准差为2.88, 表明其波动相对于其均值的偏离程度接近于300%。在第一个波动周期内, 峰谷波动率的落差达到12.92, 尤其是1996年, 其波动率偏离趋势达到10.96, 波动极为剧烈。在第二个和第三个波动周期, 其峰谷率落差均超过100%, 波动也是相当剧烈。

另外, 我们同时对创业投资行业的波动周期做了阶段划分, 并计算了其不同阶段的时间跨度。波动周期一般可以划分为扩张期和收缩期两个阶段, 目的在于描述经济活动及其经济变量在一个时期内重复出现的扩张和收缩态势, 整个波动表现为经济活动周而复始地由扩张到紧缩地不断循环运动。从中国创业投资行业的每个波动周期的不同阶段来看, 第一、第二个波动周期内扩张期年限均大于收缩期年限, 而第三个波动周期内扩张期年限小于收缩期年限, 这意味着在前两个周期内创业投资行业增长力度较大, 而最近一个周期增长开始放缓。从总体来看, 19942009年中国创业投资行业的扩张期大于收缩期, 这样创业投资行业整体的增长趋势相一致;但第三个波动周期的阶段情况说明, 创业投资行业近期的增长潜力并不乐观。

3结论与讨论

中国创业投资行业的发展是一种波动式的前进过程, 深入研究其波动特征有助于参与创业投资市场博弈的各个利益相关者 (如政府、创业投资公司以及创业公司等) 进行科学的决策。为了精确的识别中国创业投资行业的波动特征, 我们采用计量经济学的相关方法对中国创业投资行业的波动性进行了研究。研究发现, 中国创业投资行业的波动是一种增长波动, 即创业投资行业具有确定性的增长趋势, 其发展过程是围绕确定性增长趋势上下波动的过程。这也意味着, 自1994年以来, 中国创业投资行业虽然受到各种因素的影响而出现不同程度的偏离趋势的上下波动, 但这种偏离是暂时性的, 从较长时期来看, 中国创业投资行业的增长总体上沿着确定的增长路径波动式运行。

另外, 我们对创业投资行业波动的周期性质进行了研究。研究发现, 1994年以来中国创业投资行业的发展经历了3个较为完整的波动周期。总体来看, 中国创业投资行业的波动周期长度较为一致, 但周期内波动情况则相当剧烈。根据一般的经验, 一个创业投资项目从筹资到退出整个过程的时间约为5～7年, 而我国相当数量的创业企业存在着“七年之痒”, 时间宽度与中国创业投资行业的波动周期长度相当接近, 这或许暗示这三者之间存在某种内在的联系。

在波动中寻找非随机性投资机会 第4篇

一般来说，短期股价波动具有极强的随机性，其影响因素常在投资者预期之外，而预测中期的股价准确性相对会高一些，因其与企业的基本面高度相关，而企业基本面变化相对缓慢和有序。为了实现稳定获利，投资人将时间范围放在中周期内成功的概率更高。

大道至简，我们将中周期的股价走势分为两类形态，一类呈现清晰的趋势性，上升或下降的走势；另一类则属于无明显趋势性，呈区间震荡走势。这两类形态对应两种不同的交易模式，一种属于趋势型交易，一种属于无趋势型交易。

第一类，趋势型投资的基本面驱动力主要来自于周期性因素，周期指的是宏观经济周期、技术周期、或者产品周期等，周期力量驱动相关公司的盈利单向波动持续较长时间，股价在中周期中表现出趋势性上升或者下跌，市值大幅度地膨胀或收缩。行业上看，跟宏观经济紧密相关的传统周期性行业如此，不管是在经济快速成长阶段还是在经济的下滑阶段，股价呈现出中期趋势性的上涨和下跌。对那些穿越经济周期的成长性行业，也属于典型的趋势性投资，只不过这些行业股票历经上涨或者下跌的时间更长，市值变化的幅度更大。

从策略上说，趋势型交易是典型的“追涨杀跌”，指导思想在于“高价买入并以更高价卖出”“股价下跌会跌得更低”。投资机会来自市场出现方向性变化时，买入那些在上升行情中的“领头羊”，最佳进入点是突破某个关键转折点并创最高时，同时交易量迅速放大是买方需求快速增加的信号，投资者更要敢于在股价不断上涨的情况下继续加仓，卖出规则反之亦然。参与趋势型投资，投资者需保持耐心等待，这种耐心既体现在当市场上下震荡无方向时，不盲目进场交易，也体现在持有获利股票，避免过早地卖出。从交易心理上，趋势型投资在股价上涨时要对更多获利贪婪，而在出现下挫时对亏损心存恐惧。

第二类是无趋势型交易，其对应基本面为行业格局稳定，公司也无重大举措或变化，中长期收入及盈利增长缓慢或者预期较慢，虽然股价处于区间震荡形态，呈一定幅度的波动性，但因公司价值的变化远比股价的表现要慢得多，其市值中枢较为平稳。

这种交易跟第一类交易有截然不同的策略，属于典型的“低买高卖”，指导思想是“人弃我取，人取我与”。这种类型的投资需要的是常识以及逆向思维，当偏离价格中枢跌得越多，越是买入良机，而当其偏离价格中枢涨得越多，越是卖出机会。在日常生活中，大多数消费者普遍喜欢打折商品，因为对于一个使用价值较为稳定的商品而言，打折意味着消费者用更低的成本得到同等效用。股票市场中，违背常识的现象常常发生，很多投资者喜欢买贵的不喜欢便宜的。因公司股价下跌而卖，因公司股价上涨而买，是因为预计还会继续跌或继续涨。这确实违背了一个最基本的常识。历史经验告诉我们，这种现象伴随着市场的出现与生俱来，且基本都遵循贵的时候交易量比便宜时多数倍的基本规律。作为理性的专业投资者，当遇到这种现象时，需要发挥常识的力量和逆大众行为的勇气。

细心的读者，看着上面两个交易策略，心中难免不存疑惑，因为二者看似很矛盾。笔者是基本面投资者，交易策略本是由基本面研究而衍生出，故而在笔者看来二者能够统一起来。每个策略有自己的适用前提，上述交易策略最难的地方是对趋势性机会的定性判断，趋势性机会的价格中枢在变，因为影响公司价值的关键变量在发生变化，而非趋势性机会的价格中枢相对稳定。最后，不得不提的很重要的一点，如果发现自己的基本面判断出错，那么及时承担损失退出交易为上策，亏损是在不确定的市场中无法避免的，但要有严格的交易纪律控制亏损的幅度。

投资波动 第5篇

一、汇率影响外商直接投资的理论分析

汇率变动所具有的相对生产成本效应, 将使国家间同质产品的生产成本发生改变, 从而对这些国家中的企业的投资生产决策产生影响。通常情况下, 跨国公司会通过直接投资把产业转移生产所需的要素资源价格比本国更有优势的国家去, 实现成本的最低化, 从而实现企业利润最大化。

Cushm an (1987) 所提出相对劳动力成本理论能够解释汇率变动对企业选择生产路径的影响。他假设一个国外企业可以通过两个途径来向东道国输出产品, 其一, 用国内资本来生产产品并出口给东道国;其二, 通过直接投资在东道国生产。那么, 该企业在两个地方生产的总的利润表示为公式 (1) :

Cushm an认为, 企业主在企业生产中, 会比较在国内自己生产产品出口和直接在东道国建立分支机构生产之间的相互成本。如果在国外直接生产的成本高而使得企业利润下降, 则企业选择在国内生产产品;如果企业在国内生产的成本高而使企业的利润下降, 则企业会选择接投资方式。特别是重要的生产要素之一实际工资变动往往对跨国公司直接投资起决定作用。当国内的实际工资上涨导致, 国内生产成本提高, 跨国公司选择对东道国直接投资。同时, 如果跨国公司在本国金融市场上具有垄断地位, 国内实际工资上涨导致国内资本减少, 那么国内借贷利率的减少提高也会提高对跨国公司得投资需求, 增加对东道国得直接投资。

当汇率的变动影响两国之间的相对实际工资水平时, 汇率变动就对直接投资流向产生影响。对于东道国而言, 如果该国货币贬值, 将会引起该国的相对劳动工资水平下降, 因此对国外直接投资具有吸引力, 直接投资流入增加;如果该国货币贬值, 将会引起该国相对劳动工资水平上升, 外商直接投资减少, 甚至出现直接投资流出。汇率变动对其他生产要素价格的影响也是如此, 因此, 汇率贬值的相对成本效应对经济增长影响的机制为:

汇率贬值相对生产成本下降直接投资流入经济增长

相反, 如果汇率升值, 必然引起国内相对生产成本上升, 对直接投资的吸引力有所减少, 可能会引起国内产业向国外转移, 但是, 由于国内产业向国外转移不一定会对本国经济造成不利的影响, 因此, 汇率升值对经济增长的影响不定。

在20世纪50~60年代, 日本具有劳动力成本比较优势, 1955年日本制造业部门的小时工资相当于美国的12%, 使日本产品在世界上具有强大的竞争力。从1971年后, 日本实行浮动汇率制, 日元不断开始升值, 使国内劳动力成本不断提高, 1975年日本的工资水平达到美国的68%, 1980年升至93%, 日本逐渐失去了劳动力成本低的优势。而日本周边的国家和地区, 如韩国、香港、新加坡、台湾, 具有相对日本的劳动力成本的优势。1977年日本制造业工人的月平均工资748美元, 而韩国、台湾、香港则分别只有143美元、142美元和189美元, 连最高的香港也只有日本的1/4。因此, 日本将国内的产业转移到这些亚洲的国家和地区。这样“亚洲四小龙”的劳动密集型产业, 通过利用工资成本的比较优势, 打入国际市场, 扩大出口推动经济的高速发展, 取得了当时经济增长的奇迹。

而对于日本来说, 如果通过日元升值而实现产业结构的调整和升级也可以维持日本产长期的经济增长, 但是由于日元汇率升值速度过快, 导致大部分传统企业到将生产基地转移到海外, 国内缺乏新兴的高科技产业接替出走的传统行业所造成的空白, 形成了日本国内的产业空动化现象, 破坏了日本经济结构的顺利转轨。大企业和大批中小企业到国外办厂, 使得国内失业率上升, 从而导致内需不足, 而内需不足又影响企业日本国内的投资需求, 最终形成恶性循环, 致使日本经济长期紧缩。

1991年, Froot和Stein完整的提出了汇率变动对直接投资影响的财富效应, 合理地、完美地解释了在企业家在汇率变动下, 采取直接投资方式而不选择其他间接投资的原因。

许多经济学家认为, 本国货币贬值而导致本国资产价格的下降并不会引起直接投资增长, 因为, 如果本国资产相对便宜而被外国购买者有利地购买, 那么本国公民也可以在国际资本按照外国购买者一样的借款成本获得资金来自己购买。根据现代国际资本市场的观点, 汇率变动不会产生系统的资本成本优势给国内或国外投资者, 投资者可以采取直接投资一个企业, 也可以采取投资于证券组合。但是, Froot和Stein (1991) 认为汇率变动会对企业采取直接投资形式, 而不是证券组合形式的决策产生影响。Froot和Stein建立了一个两期间模型, 外部融资者与企业主们签订最优直接贷款合同, 要求一个D的回报。外部融资者必须对企业支付c>0的监管成本, 才能最后清算企业, 识别利润。在这个模型中, 当利润超过时, 企业主向外部融资者支付D回报, 并拥有利润与D之间的差额;当利润低于D时, 外部信用者支付监管成本c, 并获得最后的清算价值。

假定企业主是风险中性者, 他们通过三种投资方式分配在第一阶段的财富。前两种投资是所有企业者都投资于用国内货币支付利率r无风险债券和用国外货币支付r*的无风险债券。假定资本在国际间完全流动, 则存在非套补利率平价:

其中, e1和e2分别是第一期和第二期的汇率, 本文假设E1 (e2) 是模型的外生变量并等于1, r*是外生变量等于0, 因此, 有1+r=1/e作为简单平价条件, e参照e1。

第三种投资是大量的、独立的、有风险的、以本国货币计价的直接投资, 记为i。如果i种资产被每一个单独的国内企业家管理, 其将获得一个随机的利润xid;如果被一个外国投资企业家管理, 其将获得用国内货币计价的利润是xif。在事前, 通常知道xid和xif是分布于[0, Xi], 其中, Xi是公众观察的结果。因此, 假设国内和国外企业者具有相同的管理能力, 能获得同样的预期总利润。这就是说, 忽视管理能力的差异, 那就是工业企业对FD I的观点。而企业家要实现xi, 必须得到外部提供的资金成本为c。

在国际一体化的资本市场, 国内和国外企业家可以具有同样的贷款机会来对风险投资进行融资。那么最优融资合同是包括一个贷款L和所要求的借款成本D。在那些现实中, 当x>D, 借款者得到D, 当x

借款人得到足购的回报条件为R DL= (1+r) L, 企业家所获得的最大贷款为Lmax= (X-c) 2/2X (1+r) , 当c=0, 最大的贷款量为X/2 (1+r) , 这是全部的预期收益的现值。但对于c<0, 企业家不能用资产的全部现值进行完全外部融资。

如果一个企业家具有财富w, 并且有X的生产能力, 则其所能提出企业竞标价格为P=Lmax+w, 即内部融资与外部融资之和。任何时候, 企业家可以获得的预期收益为 (1+r) w。

在正态分布下, 企业家同意支付D的合同的回报记为RDE,

如果企业家没有获得贷款, 他能竞标价格为RDE= (1+r) w。将 (3) 和 (4) 合并, 得到:

既然P=L+w, 并将 (5) 代替D得,

则在企业家拥有财富w和能力X, 下, 对企业竞标价格为:

方程解显示企业家所能拥有的竞标价格是成本的态成本的减函数, 是财富与能力的增函数。

当汇率变动时, 国外投资者拥有用国内货币计价的财富改变, 从而影响了国外投资者所能提出的竞标价格。当汇率贬值, 国外投资者用国内货币价格的财富增长, 其所能提出的竞标价格上升, 因此, 更能比国内企业家获得最终对企业的控制权。所以, 货币贬值有利于国外投资者对东道国进行直接投资, 国内生产者并不是想想象中那样能和国外投资者获得同样成本的借款。当然, 东道国直接投资流入的增加, 对东道国经济增长具有一定的促进作用。与汇率变动的相对成本效应一样, 汇率升值导致本国对外直接投资的增加, 但是对国内经济增长的影响是不确定的。因此, 汇率变动财富效应对经济增长影响的机制为:

汇率贬值国外相对财富增加直接投资增加经济增长

1985年, “广场协议”签订后, 日元快速升值, 美元相对其主要贸易伙伴国迅速贬值。美国的大量产业相对于日元来说变的相当便宜, 日本企业开始大量购买美国的企业或开设工厂, 甚至购买了美国的房地产业和文化业。1988年, 日本著名三菱公司投资14亿美元购买了坐落在纽约曼哈顿闹市的洛克菲勒中心大厦, 从1985年到1990年间, 日本企业总共21起500亿日元以上的海外并购案中, 有18起是针对美国公司。美国企业和政府将日本直接投资形成的回笼资金转向投资各种新兴产业, 进入20世纪90年代后, 美国很快从80年代的经济停滞中摆脱出来, 创造了长时间的经济增长奇迹。

二、汇率影响外商直接投资的实证研究

其一, 计量模型设计。根据直接投资理论和现实经济关系, 外商直接投资受到我国国民收入变化和实际汇率变动的影响, 可以建立我国外商直接投资增长的计量模型, 计为:

由于为了使时间序列趋势线性化, 并消除异方差性, 所以对时间序列取自然对数, 因此, 将 (8) 两边取对数得:

其二, 数据选取与检验。本模型采用1980年~2008年的年度数据, 外商直接投资fdi用全年实际利用外商直接投资额测度, 单位为亿美元;我国国民收入y用以用国内生产总值 (G D P) 测度, 单位为亿元;实际汇率e用国际货币基金组织 (IM F) 所定义的实际有效汇率 (R EER) 测度, 其数值增大表示实际汇率升值, 其数值减少表示实际汇率贬值;上述所有数据都经过季节调整。外商直接投资的数据来源于中经网统计数据库 (http://db.cei.gov.cn) , 人民币实际有效汇率的数据来源于Bv D全球各国宏观经济指标数据库 (www.bvedep.com) 。将各个数据序列取自然对数, 使各个序列趋势线性化, 同时消除异方差性。并进行了A D F单位根检验, y、fdi和e具有一阶单位根, 即为I (1) 序列。

根据恩格尔一格兰杰的协整理论, 采用Johansen检验, 检验1980年~2008年外商直接投资、我国国民收入和实际汇率三个变量时间序列是否具有协整关系, 其结果见表1:

由表1可知, 1980年~2008年外商直接投资、我国国民收入和实际汇率三变量在5%的显著水平上存1个协整关系, 因此, 外商直接头资、我国国民收入和实际汇率具有长期均衡关系。

其三、实证结果。

(1) 协整关系方程。经过标准化后的协整关系后, 可以分别得到我国外商直接投资与我国国民收入和实际汇率的协整关系式, 结果如下:

从外商直接投资、我国国民收入和人民币实际汇率协整关系式 (10) 可知, 在长期中, 我国国民收入与外商直接投资额的增长正相关, 国民收入增长, 外商直接投资增长;人民币实际汇率与我国外商直接投资正相关, 人民币实际汇率升值, 外商直接投资增加。我国国民收入和人民币实际汇率的系数显著性较好。

(2) 格兰杰 (G ranger) 原因分析。分别将我国国民收入、外商直接投资额、人民币实际汇率三变量时间序列进行格兰杰因果检验, 结论如表2:

通过对表2分析可知, 我国国民收入是直接投资的G ranger原因, 直接投资也是我国国民收入的G ranger原因;人民币汇率变动是直接投资的G ranger原因, 直接投资是人民币汇率变动的G ranger原因, 但是其统计量很小。

(3) 脉冲响应函数。为了得到我国国民收入单位预期变动和实际汇率单位预期变动外商直接投资额的影响, 将数据带入V ECM模型, 求出该模型的脉冲反应函数 (IR F) 并据此作出变量的脉冲反应图。图1, 图2分别描绘了外商直接投资额受到我国国民收入和人民币实际汇率冲击时发生变动的情况。

由图1可知, 我国国民收入增长冲击时, 我国外商直接投资额迅速产生一个正向的, 显著性的反应, 直接投资额增加, 在第3期立刻达到顶点, 随后直接投资额开始平缓下降, 因此, 我国国民收入增长能在短期内迅速刺激我国外商直接投资的增长, 并对其有着长期的影响, 在中长期外商直接投资仍然保持增长。图2显示, 当受到人民币实际汇率升值冲击时, 我国外商直接投资额产生一个负向的, 显著性的反应, 直接投资额迅速减少, 在第3期达到一个最小值, 随后外商直接投资额开始逐渐上升, 因此, 在短期内, 人民币实际汇率升值会引起外商直接投资减少, 反之, 当人民币实际汇率贬值, 则会引起外商直接投资增加。

三、结论

通过建立我国国民收入、人民币实际汇率和外商直接投资V ECM协整关系式分析, 可以得到以下结论:

第一, 人民币实际汇率是我国外商直接投资额变动的G ranger原因, 在长期内, 每一单位人民币实际汇率升值伴随着显著影响外商直接投资额的增长;人民币实际汇率变动对我国外商直接投资的影响作用较大, 其在短期内和长期内的影响都十分显著。1980-1994年间人民币实际汇率长期的贬值, 低廉的劳动力成本和较低原材料价格对国外跨国企业具有一定的较大的吸引力, 1994年后, 虽然人民币实际汇率有小幅升值, 而我国开放宽松的政策环境、逐步健全完善的市场经济体制和相对于发达国家而言较低的劳动力成本积极地促进了外商直接投资大量的增加。

投资波动 第6篇

无论从规模上还是从资金量上看,证券投资基金都已经成为我国证券市场上重要的机构投资力量。证券投资基金是指通过发售基金份额,将众多投资者的资金集中起来,形成独立财产,由基金托管人托管,基金管理人管理,以组合投资的方式进行证券投资的一种利益共享、风险共担的集合投资方式。

通过对证券投资基金投资行为及其对股价波动的影响研究将会为监管当局提供决策依据。结合中国证券市场实际,深入地研究中国机构投资者的证券投资行为及其与股票稳定性的关系,这对于机构投资者树立正确的投资理念、选择正确的投资策略、为证券主管部门采取及时有效的监管和发展措施都有比较重要的现实意义和指导作用。

2 模型建立及多重共线性检验

着重从研究证券投资基金对个股的价格影响为主,通过对沪深300样本股中提取50只基金重仓持有的股票。样本的选取来自开放式基金投资的股票,且选择其中的股票型基金,因为在我国目前不管是从规模、份额或者资金量上,开放式基金都占有绝对优势,通过对开放式基金中的股票型型基金的研究,可以更好的说明我国证券市场中股价的变动情况。根据证券投资基金的持股特征,持股行为等投资行为研究,自变量的设计主要从研究基金持股行为对股价波动影响出发,选择基金持股对股价影响最为直接且最重要的因素,建立解释变脸和被解释变量之间的回归模型。

根据对基金的投资行为特征、持股特征的研究以及影响股价波动的众多因素中提取三个解释变量来说明股价波动的情况,前面的研究大都建立在对基金的羊群行为、正反馈交易行为等进行研究,以得出股价波动与这两种行为之间的关系,而本文着重通过对基金的持股行为来研究对股价波动的影响情况,因此拟将各季度的的股价波动率为被解释变量建立多元回归模型,解释变量为基金持股比例、基金持股的股本规模大小和基金持股个数。

回归模型建立如下:

其中pst表示当季度股票价格波动率。μt表示在t季度末的所有证券投资基金持股占该股流通股比例总和。x1表示当季基金持股的股票流通股本规模大小,在模型中取其对数。x2表示在当季基金持股个数,εt代表被解释变量的残差。本文中采用方差扩大因子(VIF,Variance Inflation Factor)法检验是否在模型的解释变量之间存在多重共线性问题,方差扩大因子(VIF,Variance Inflation Factor)是容限度的倒数。即:

Rj2表示第j个自变量对其他自变量进行回归得到的判定系数R2。VIFj表示所对应的偏回归系数的方差由于多重共线性而扩大的倍数。通常当VIFj>10时,便认为变量Xj与其他变量之间存在多重共线性。

将模型解释变量的样本数据进行VTF检验得出结果,三个变量的VIFj检验值分别为2.013、3.219、2.964。可以得出,解释变量μt、x1、x2的VIF值均明显小于10,说明三个解释变量之间不存在显著的多重共线性问题。

3 实证结果分析

通过对回归模型进行实证分析,分析回归结果省略。从回归结果可以分析看出,在整个样本考察期内,β1的回归系数绝大部分为正,且较为显著。证券投资基金股票持有比例与季度股票价格波动率呈显著正相关性,即基金股票持有比例越高,所持股票的价格波动越大,在这种情况下证券投资持有股票的行为将加剧股价的波动。充分说明在我国证券市场中,证券投资基金持股对股价的波动影响很大,并没有发挥抑制股价大幅波动的功能,未起到稳定股价的作用,反而在一定程度上加剧了股价的波动。随着持股比例的不断增大,股价的波动将随之加大。通过对目前我国证券市场的分析研究也表明,随着基金持股比例的不断增大,股价一般在短时间内呈现不断上升的趋势。β2的回归系数绝大部分为负,且较为显著。说明基金持有的股票股本规模大小与季度股票价格波动率呈显著负相关性,即所持股票的流通股本越大,证券投资基金所持该股票的价格波动越小。说明股票的流通盘越大,基金持有该股票时,股价的波动越小,而当股票的流通盘越小,基金持有该股票时,股价的波动越大。通过分析发现基金持有的重仓股中大盘股占较大部分比重。虽然对其持有的股本较大的股票,股价的波动相对较小。但对于其持有的股本较小的股票则会出现相反的情况,股价出现较大幅度的震荡,股价的波动程度剧烈。β3的回归系数绝大部分为正,且较为显著。说明基金持股家数与季度股票价格波动率呈显著正相关,也就是说基金持有某只股票的家数越多,则该股票的价格波动就越大。从目前我国证券市场的实际情况来看,这种实证结果是与实际情况较为吻合的。我国的基金重仓持有的股票大都为蓝筹股,基金扎堆进驻以后,随着进驻家数的增加,股价一般是呈逐步拉升的态势,股价在短时间内出现较大幅度的拉升的情况较多,个股曾经出现过在半年或者一年的时间内股价出现翻番的情况,而其业绩并不足以支撑如此高的股价,这应该和基金的重仓介入存在较大关系,从这种意义上认为其投资行为加剧了股价的波动。

4 结论

通过对我国作为最重要机构投资者的证券投资基金对股票价格波动影响的实证研究,可以得出以下结论:

我国证券投资基金在一定程度上并没有发挥稳定股价的作用,甚至在一定程度上加剧了股价的波动,通过研究发现证券投资基金的持股行为直接影响了股票在二级市场的走势,且基金的持股比例和共同持有某只股票的基金家数这两个因素与股价的波动呈现出明显的正相关,即随着基金对股票持有比例和基金持有股票家数的增加,股价的波动显著增大。而基金所持股票的股本大小和股价的波动呈现出显著的负相关,随着股本的增大,股价的波动将减小。但同时可以看出随着流通盘的减小,股价的波动将随之加大,从这个意义上认为其投资行为也加大了一部分小盘股的股价波动。但不可否认的是证券投资基金投资股票在逐渐看重股票的基本面优劣,通过基金所持股票的研究可以发现,基金大都倾向于持有基本面优良,高成长性等特点的蓝筹股。

参考文献

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[3]徐龙炳,赵娜.机构投资者与股票价格波动研究综述[J].上海财经大学学报,2006,8(5):91-97.

房价波动对上市公司投资行为的影响 第7篇

2003年以来,我国城市房产价格快速上涨,也引发了诸如中低收入家庭购房难,贫富差距拉大,房产投机现象日盛等一系列矛盾和问题。中央及地方政府也相继出台了一系列试图稳定房价、给房地产市场降温的措施,但政策效果也具有两面性:一方面,政府出台房价调控政策,以期减缓房价上升的势头,稳定房地产市场的发展。另一方面,调控房价的政策会对国民经济的其他部门产生外溢效应,房价下跌会减少企业可抵押房产的价值,降低企业负债能力,进而降低企业投资水平,不利于长期经济增长。房地产价值通过抵押担保渠道影响企业投资行为的这种传导效应正是本文研究的主要内容。

二、理论说明和实证模型

1、理论说明

Bernanke(1983)分析了在“大萧条”时期,外部的宏观经济冲击通过“抵押担保”渠道会增加资金在企业与银行等信用中介之间的流转成本,从而加重金融危机对实体经济发展的负面影响。Barro(1976),Stiglitz and Weiss(1981)发现在贷款时提供抵押物可以增强企业的融资能力。外部投资者有权在事后清算抵押资产是对借款人一个强有力的约束,反过来,这样“惩罚”措施的存在也会减少事前融资的成本。因此,资产清算价值是决定企业贷款能力的一个重要指标。

总结以上学者所分析的抵押担保市场资产价格的变化对企业负债和投资的影响,可以看出一条清晰的抵押担保渠道传导机制:当企业的资产价格受外部冲击发生变化时,企业可用于抵押贷款的资产价值也会波动,从而影响企业的负债能力和投资水平,而投资需求的变化又会影响到对抵押担保资产的需求,加剧企业资产价格的波动,如此下去,通过循环往复的放大和扩散效应最终会产生比较大的经济效应。

为了说明房价波动通过抵押担保渠道效应影响企业投资,是企业所拥有的房地产存量的价值变动才引起的投资变动,因此,本文在实证分析的过程中引入了如下假设:

假设1:房价上涨不会显著影响企业投资。

假设2:房价波动通过房地产存量作用于企业投资的效应为正。

2、数据与实证模型

本文研究对象是在2004—2013年期间沪深两市交易的上市公司,按照证监会的行业分类,结合本文的需求,剔除了金融、采掘业、房地产业和建筑业的企业,以及连续3年出现ST的上市公司和财务数据缺失严重的上市公司。最后的研究样本为42家上市公司,共计417个观测值。基于上一部分的理论说明,为了定量分析房地产市值变化对企业投资的影响,在新古典投资模型的框架下,加入了与投资相关的企业的托宾Q值、资产收益率等控制变量,并根据上述假设分别建立以下两种模型进行检验:

其中,INVit代表的是i公司在t时期的新增投资额,包括固定资产、在建工程和工程物资的增加额,并用期初固定资产进行标准化处理。Pt则是公司所在省市当期房地产价格,随时间变化,它代表了房地产价值对投资的一个整体的影响,不管公司拥有土地还是其他不动产,这里都以2004年作为基期将各年的房地产价格进行标准化。Revalueit反映的是公司层面房屋及建筑物的市场价值,随上市公司不同而变化,在随后的回归分析中分别选取了住宅价格和办公楼价格来衡量企业的房产价值。(1)式中β就是本文要研究的系数,衡量着抵押担保的数量效应。

另外,考虑模型的内生性问题,选取了会影响企业投资决策或者房产价格的变量,包括托宾Q值、公司当年的经营现金流、资产收益率等反映公司特质的变量。

(注:括号内为t-Statistic,*,**,***分别表示10%,5%,1%的显著性水平;P1:房屋销售价格指数,P2:商业营业用房价格指数。)

三、实证检验

1、数据描述

从表1的描述性统计数据可以看出,研究对象中的42家上市公司在2004—2013年十年间的投资特点:投资率的25%中位数为-0.027,说明在接近1/4的观测样本中,公司存在负投资,而且中位数和75%分位数的值都小于均值,反映出公司之间投资率的不平衡,而且投资率呈右偏形态(偏度为6.791),意味着公司倾向于在某一段时期进行集中投资,而在大部分时间中投资偏少。表1中包含房屋销售价格与商业营业用房价格两个指标,从统计数据来看,房屋销售价格的波动幅度达到89%,而商业营业用房价格的波动幅度更是高达118%,因为公司用于抵押贷款的通常是商业用途的房产。也就是说,这期间商业房产价格的大幅波动可能会对公司抵押资产的价值带来较大的冲击。

2、检验结果分析

表2描述的是2004—2013年公司投资的抵押担保渠道效应,因变量为投资率。其中,第1栏和第2栏是对回归方程(1)的估计结果,也反映出了对假设1的验证结果。可以看出,无论是房屋销售价格还是商业营业用房价格的变动,都对企业投资有正向作用,但只是在10%的水平上显著。而从第3栏至第8栏的统计结果来看,房地产存量价值对企业投资的影响都为正且β的估计值均在1%的水平上显著。这说明假设2通过了实证检验,房价波动通过房地产存量价值作用于企业投资行为的效应是显著的。而对于假设1,单纯的房价波动也会显著影响企业投资(统计上是在10%的显著水平上)。另外,可以从统计结果看出,商业营业用房的价值系数要高于房屋销售价格的系数,这可能是由于公司一般用以抵押的房产主要是商业房产,所以商业营业用房价值的波动对投资的边际效应更大。

此外,针对每一种价格指数,又分别估计了加入公司层面和宏观层面控制变量的投资方程。从统计结果来看,托宾q值与投资率正相关,而且在加入所有控制变量的投资模型中,Q值对投资影响的边际效应才显著。由此可见,随着我国资本市场的不断开放,沟通了实体经济与虚拟经济的托宾Q值比例将会是企业投资决策以及政策研究和制定的重要工具,对投资者而言,Q值也是值得参考的指标数据。相反,度量公司盈利水平的ROA对公司的影响不大,且符号有正有负,难以判断作用方向。这与之前一些文献的研究结果不同,可能是由于样本数量有限和控制变量选取角度不同所导致的。

从系数值的效应来看,大致上来说,以房屋销售价格来度量的房产市场价值每上升1元,公司因此会增加0.158元的投资;以商业营业用房的价格来度量,房产价值每上升1元,公司会增加0.168元的投资。可以看出,商业营业用房指标对公司投资的影响更大,可能与前面所分析的商业用房价格波动比较大有关系,而且公司一般会以商业用房作为抵押资产,所以它的价格变动对投资的影响更大,也进一步印证了公司投资的抵押担保渠道效应。

四、结论

本文结合上市公司房屋建筑物数据和各省市房屋价格数据,研究房地产价值通过抵押担保渠道对企业投资的影响。实证结果显示,当公司所持有的房产价值上涨1元,投资会相应地增加0.163元左右。以商业营业用房价格为指标的房地产市值对企业投资的冲击更大。在考虑了公司的异质性和内生性以及宏观层面的因素之后,结果依旧显著,说明我国上市公司确实存在抵押担保渠道的传导机制,房地产价格的变动会影响公司的抵押资产价值,进而导致投资水平的变化。这对于企业投资决策具有一定的启示意义,房价波动以及房地产存量价值影响企业的借贷能力并最终作用于投资水平,不管是对监管层还是投资者来说,房地产存量价值的抵押担保渠道效应都是进行投资决策时不可忽略的因素。

不过,本文的研究也存在很多局限性。由于样本数量有限,且地域覆盖面较窄,因此忽略了城市因素的影响。而且已有的几组控制变量的估计结果也不显著,削弱了模型的解释力。希望在今后的研究中能选取更大的样本量,分离出更多其它影响投资的因素,并对上市公司按照区域划分进行横向比较,最终得出更有解释力的结果。

摘要：向银行进行抵押贷款融资是企业常见的融资方式,而房地产作为一种重要的抵押物,其价值的变动必然会对公司的投资水平产生影响。房地产市场冲击可以通过抵押品渠道影响企业的投资行为。为此,本文利用2004—2013年42家上市公司的财务数据,并匹配同一时期各地区的房屋价格数据,以当地房地产价格的波动作为公司抵押品价值变化的冲击,实证检验了房价对公司投资行为的影响,并发现房价波动对企业投资的影响是显著的,我国存在明显的抵押渠道效应。

关键词：抵押品,融资,房价,公司投资

参考文献

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投资波动 第8篇

自改革开放以来,我国经济的增长速度十分迅猛。投资能够极大的推动经济的增长,为我国近年的经济增长提供了很多帮助。许多地方政府为了使得地方经济处于平稳增长的状态,以各种方式吸引投资,诸如提供各种优惠条件、政策扶持及行政和法律保护,但对投资的效率性并不重视。如果企业的投资行为十分低效,政府不但不以科学和合理的手段或政策加以引导和约束,反而一味地予以支持,任其不良发展,这些行为也是对企业过度投资的放任,促使其发展的更快。很多企业经过一段时间的发展之后,对现状产生不满,希望企业能够做大做强,寄希望以各种路径不断扩大企业的实力与规模,而管理层这种危险的心态也正是为企业过度投资提供了人力方面的支持。

与投资不足进行对比,风险性更大的是上市公司的过度投资行为,至今为止过度投资成为普遍现象的主导因素是我国市场经济运行状况,较多的上市公司拥有丰富的高额资金,就随意改变外部融资募集资金的使用,将其投入股市做出短线炒作或是其他的投机性行为以及资金处理等不理想情况,使得过度投资的事件不断发生;在国内,由于市场的经济管理机制不成熟,出现市场管理水平低下,无法做到合理化、规范化的运作,企业受较强融资约束而造成的投资不足,这并不是国内上市企业的最大问题,最大的问题是,过度投资造成的负面影响:在当前,很多企业对其所有资金的运用、控制和处理能力不足,管理效率较弱,并将诸多现金滥用于不成熟的领域或行业当中,本是希望以此发展多元化领域,但是盲目的投资和对市场不够了解,导致企业无法高效处理陌生的市场关系,其表现为过度投资以及市场矛盾越发明显。

我国存在很多这样的企业,原本经营情况良好,但因为盲目进行投资扩张,致使企业经营出现问题,严重的甚至会致使企业破产清算,这样的事例并不在少数。这些案例,让人唏嘘不已的同时也会引发思考,我们会产生这样的疑问:过度投资产生的根源是什么呢?除了从整体角度出发解释其动因外,其背后是否存在更深入的推动因素?这种因素又如何进行解释呢?上市公司应计波动特征的差异对过度投资是否会产生较大的影响?公司内部治理在这一过程中又充当了何种角色?公司内部治理特征的差异会否及如何对某些因素和过度投资的关联性产生影响?能够以何种方式有效预防和解决过度投资?本文对此项内容开展了深入的分析。

二、文献综述

(一)国外文献

Jayaraman(2009)发现以盈余波动的信号传递作用为基础,如果盈余波动比较大,很可能会向外界传递这样一个信息:企业经营并不稳定。因而如果企业的盈余波动较大,外源融资成本也会相应的增多,企业的价值则产生下降的趋势。Dechow(2011)研究结果显示,二者具有极高的相关性,在上市公司以银行为融资渠道的过程中,如果会计信息较高,融资成本则会相应的降低,进而投资效率也得到提高,非效率投资受到抑制,并提出,高质量的会计信息能够很好的缓解企业的非效率投资,从而使得企业的投资效率得以提高,公司对外提供的会计信息质量越高,其外源融资的灵活性就越强,同时融资成本也会随之降低。Francis.J,Lafond.R(2008)提出,会计信息的治理功能从定义上而言,是指会计信息能够有效降低利益相关群体之间的委托代理冲突,预防管理层为了个人利益而损害其他利益相关者如投资者或债权人的利益,甚至部分管理者为了投资(实际上是过度投资),不惜损害他们的利益。上市公司高质量的会计信息缓解委托代理冲突的功能体现在如下方面,一方面企业对外报送的财务报告的信息质量越高,则其对企业内部相关信息的披露越具有真实性,企业的所有者则能够更好的掌握管理层在重大投资上的决策行为和决策后果及投资的效率和效果,对企业的经营业绩的好坏的相关情况也能够了解透彻。另一方面,作为企业外部最重要的外部利益相关者之一的债权人,其对高质量的会计信息的渴望程度也相当高。

(二)国内文献

袁建国和蒋瑜峰(2009)认为:高的会计信息质量对抑制和约束企业的非效率投资十分有效。徐晓东(2011)发现,目前我国绝大部分上市公司都存在严重的非效率投资行为,上述行为在财务报告制度相对完善和披露要求较高的上市公司则会得到有效的缓解。袁玲和杨兴全(2008)指出,上市公司股权过高的集中对上市公司的过度投资行为不但没有有效阻止,甚至有可能引发大股东对中小股东利益的侵害,对上市公司的过度投资行为不仅没有起到抑制作用,反而推动其发展。同时,他们还提到,股权制衡的强弱与上市公司的过度投资行为的严重程度属于一种负相关关系。王宇峰、苏逶妍(2008)通过实证方法得出了会计信息质量中的会计稳健性特征在治理上市公司非效率投资、优化上市公司和整个社会资源的配置方面具有极其重要的现实作用。

三、理论分析与研究假设

公司的报告盈余的构成成分有两种,分别是现金流和应计项目,应计项目即为报告盈余与现金流的差额。应计波动越大,代表盈余波动与现金流波动之间的差异越大,即盈余与现金流变化的趋势越不一致,从而报告盈余的变动越不能反映现金流的变动,现金流的信息较为可靠,几乎不存在被操控的可能和空间,则较大应计波动反映出会计盈余受到了操控,且应计波动越大,表明盈余被操控的力度越大。盈余被操控的力度越大,报告盈余越难以反映企业真实的盈利能力和创造现金流的能力。盈余信息的真实性与客观性及对投资者和其他利益相关者的决策相关性和有用性越差。即表明盈余信息的可靠性和相关性越差。而相关性和可靠性作为衡量会计信息质量的主要指标,其好坏情况直接决定了企业对外提供的会计信息的质量的高低。较差的相关性和可靠性说明企业提供的会计信息质量较低。这就是说,应计波动越大,会计信息质量越低。会计信息质量作为沟通企业内部人与外部利益相关者的桥梁与纽带,是除了经营管理人员以外的外部人员了解企业经营管理情况和其他情况的重要渠道和途径,是减轻内部人员与外部利益相关者信息不对称、缓解委托代理问题的主要手段。较高质量的会计信息至少从以下两个方面缓解信息不对称和委托代理问题:一方面,会计信息通过其“定价”功能,可以减轻资本市场上的信息不对称。首先,高质量的会计信息可以缓解已有与潜在可能的投资者之间信息的不对称,减少其对风险的预期,增加其对公司股票的持有量,从而提高股票的流动性,降低公司的融资成本,使得公司选择外部融资,从而受到投资者和债权人更多更有力的监督,缓解其出于个人私利而进行的过度投资;其次,可减少公司与投资者之间的信息不对称,减少了融资证券有可能被高估或低估的风险,使得公司得到适当规模的融资,从而支撑正常的投资,抑制过度投资。另一方面,高质量的会计信息通过其“治理”功能,可以缓解委托代理冲突。首先,较高质量的会计信息可以向股东更准确地传递企业拥有的财务资源状况,越有助于股东对财务资源的保全,减轻管理人员对其侵占,进而降低过度投资的可能性。其次,较高质量的会计信息可向债权人传递企业更准确的信息,使得债权人更有效地监督股东和管理层,抑制股东过度投资的动机和经营管理人员的过度投资行为。由于应计波动的增加,从而导致出现低质量信息成果,这一过程的信息不对称及与委托代理间的矛盾,使外部融资成本也在增加,由于考虑到这方面的因素,为使内部资金最大化保留,从而企业过度投资的情况越发严重:第一,由于没有从外部融资弱化了股东、外部利益相关者和治理层对管理层的管理,这就造就了过度投资情况;第二,内部融资使股利发放削弱,使企业的内部资金流动加大,这也诱发了管理层过度投资的行为;最后,内部融资使得外界合作者与投资者无法对企业进行直接的管理,管理层也没有紧急还债的压力,最终,无法有效阻止负债情况,而令过度投资仍在继续。因而,人们不难发现,应计波动越大的企业,会计信息质量越差,出现这样的成果也会造成过度投资的出现,其次是无法管理、改善,最后,情况就越严重。结合以上内容,本文提出如下假设:

H1:应计波动越大,企业过度投资情况越严重,两者是正相关关系

一些管理者由于考虑到企业的最大利益、希望提高知名度、使客户更认可企业,在意更好的品牌效应,从而在外在环境方面,去不断的拓展企业的发展规模,如建立大型场所等,这就使得投资资金不断加大。然而,这显然与企业的合作者、其他股东的利益,企业的长远发展是相互冲突的。因而,这种情况需要加以舒缓。有学者认为,如果管理者持有的股份较多,这种情况下,他们才会将其他股东的利益合在一起加以考虑,股东间的出发点一致,那么,内部矛盾也就越少。这就是利益趋同的商业理论。但是,在国内,也有学者看法更全面,他们认为,管理者持有股份越多,与股东的利益观点一致,令管理者的盈余操控动机也会加以多方面考虑。这是基于:盈余管理造成会计信息质量下降,与此同时,也会间接令公司的价值受到损害。如果公司的价值受损,那么,股东们的财产和个人利益也会受到损害。而管理者的持股情况如果与其他股东不相上下,那么,对方的财产受损是管理者会加以考虑的,因而,进行盈余的管理动机就相对减少。即是说,当管理者的股份持有权越高,就会减少应计波动与过度投资作用机制链条中的委托代理冲突这重要问题,从而,也减少应计波动造成的过度投资影响。所以,本文提出如下假设:

H2:管理层的股权持有比例,会令应计波动与过度投资的正相关性减弱

“股权制衡”主要是指其他的股东,为防止最大股东的个人私心而破坏集体的利益,从而制定的一种有力度的制约、监督管理机制。遵从“利益侵占”理论,第一大股东往往会因为个人的私心,从而不惜私吞其他合作者和小股东的所有利益。作为相对弱小的群体,为保护自己,其他股东便以股权联合的方式,对第一股东进行制约和监督,一来,信息不对称的出现也会减少,二来,令大股东无法利用信息不对称开展过度投资行为,脱离团体的利益令企业无法对其掌控。但是,如果信息不对称完全消失,那么,第一大股东就无法开展过度投资行为,故而其他合作者的制衡会以削弱应计波动与过度投资作用机制链条中信息不对称这个环节达到弱化二者正相关性的效果。此外,较强的股权制衡,也造成除第一大股东之外,其他各成员的管理能力在不断地提升,但第一大股东的存在使其并无能力形成对管理层或董事会的支配或控制,所以,这种制约是不会对各大小、股东造成强烈的利益侵害的,也是良性的,它只是起着减少冲突、降低道德风险,杜绝过度投资的出现。据此,本文提出如下假设:

H3:越强的股权制衡机制,会令应计波动与过度投资的正相关性降低

四、研究设计

(一)样本选取和数据来源

本文选取了2012-2014年来上海和深圳的A股作为样本,同时从实际研究需要考虑做出下面筛选:(1)剔除金融保险类公司;(2)剔除ST类的公司;(3)剔除财务会计数据或指标缺失的公司;(4)变量与本文研究不符、样本结果没有参考性的不考虑在内。综合以上条件,本文获得有效样本数目为2605。文章相关数据的主要来源为CSMAR数据库。SPSS统计软件为其主要使用软件,并用EXCEL2010软件进行辅助统计。

(二)变量定义

(1)被解释变量。过度投资水平(Over Ii,t)。本文对过度投资的有关度量参考Richardson的计算方法。把企业一整年度的总投资划分成三部分,分别是固定资产、无形资产、其他长期资产三种资产投资。投资占用的净现金流度量用来表示投资水平。本文还可以将总投资继续划分,一种是维持性投资,它是确保企业在不扩张不改革的情况下企业能够顺利正常运转的投资,在细分可分为三类,一是固定资产投资,二是无形资产投资,三是长期资产的折旧投资。还有一种投资就是新增投资,这部分投资就是为了企业做大做强而准备的投资。同样新增投资还可细分成两类投资,一种是正常投资,还有一种是效率之外的投资。正常投资顾明思议就是能够给企业带来正回报的投资,它受到企业规模,社会环境,企业成长条件,等多种变量因素影响。上面这些变量可以构成一个线性模型,这个模型中解释变量就是前面提到的可变因素。但是在线性模型中不能够被合理解释的残差就是非效率投资。根据它的实际意义可知残差大于零,即我们研究的过度投资用Over Ii,t表示。(2)解释变量。第一,应计波动(Acevi,t):对应计波动的度量,本文借鉴Jayaraman对应计波动度量的方式。报告盈余等于现金流与应计项目之和,并提出应该用盈余波动与现金流波动之差的绝对值数来度量应计波动。如果用Acev代表应计波动,VAR(Earnings)、VAR(Cash Flows)分别盈余波动和现金流波动,Acevi,t=|VAR(Earnings)-VAR(Cash Flows)|。出现的绝对值数越大,那么,应计波动也越强。为了应计波动的程度,在此,以盈余波动与现金流波动的差异来加以反映。定义会计盈余为:

这里,Earningsi,t代表i公司第t年的账面报告盈余,用会计上的利润总额表示。Cash Flowi,t代表公司i第t年的经营活动产生的现金流。Accruali,t代表公司i第t年的报告盈余中的应计部分。

将上面等式两边同时取方差得出:

定义盈余波动中的应计部分(Acev)部分为:

将(3)式代入(2)式有:

也则:

用以上方法度量的应计波动(Acev)能够反映盈余中应计部分的方差Var(Accruali,t)与现金流和应计部分协方差Cov(Cashflowi,t,Accruali,t)的联合效应,表示收益平滑程度。从公式中(2)能够得知,不管应计项目的方差Var(Accruali,t)或是企业的现金流和应计项目协方差Cov(Cashflowi,t,Accruali,t)这些都能影响报告盈余和现金流的波动或平滑问题。这里,采用连续5个会计年度的利润总额的方差并将其用当年度的资产总额标准化处理来度量盈余波动。使用连续5年的经营活动现金流量方差并用资产标准化处理表示现金流的波动。第二,管理者持股比例(Holdi,t):即管理者的个体持股数和整体股东持有股的数值比例。出现的比例越大,那么,管理者的股份持有量也越多。第三,股权制衡程度(EBD5i,t):对其度量,本文借鉴前人的一些研究方法,利用五大股东中除第一大股东之外,各大中小股东的持股总和与第一大股东持股的比值算法,也即用第2、3、4、5大股东的持股比例之和与第1大股东的持股比例的比值度量,得出比值越大,那么,权制衡的效率就越好。(3)控制变量。本文除遵从以往手法,另外也利用企业规模(Size)、公司期初固定资产比率(Fasset)、期初现金持有比率(Cash)、利益经营增长率(Growth)、期初总资产周转率(Rasset)当成控制变量。本文的主要变量如表1。

(三)模型构建

为验证假设1,设立模型(1)如下:

为验证假设2和3,引入管理层持股比例和股权制衡程度与应计波动的交互项,由此设立的模型(2)如下:

五、实证分析

(一)描述性统计

表2是全样本各个变量的相关性统和描述特征。从数据统计得知,以上的上市企业中,出现过度投资情况的最小数据为0,平均数据是0.8283,而最大数据是5.43,这种偏离情况跨度很大,因而说明,在国内一些行业内的上市企业,有很严重的滥用和过度投资;从抽取样本中,应计波动的数据是36.9083,从整体上,可以看出这些上市企业出现的应计波动程度较高,而标准差为3.2904,则表明差别也相对明显;从管理层持股比例Hold来看,最小数据0.0051,与最大数据的0.8594,相差很大,且标准差为0.1403,这也充份说明,在国内,不同的上市企业与管理者的持有股出现的比例仍有巨大落差,但是,均值仅为0.0732,这也表明,在整体情况上,管理者持有股较低,而外部投资者的持有股较大。

(二)相关性分析

相关性检验可以验证数据中不同变量之间的相互性,主要指标为Pearson系数。该方法有利于得知和有效了解各变量间的相关性,以及其中的多重关系和强弱性情况。以下是样本中各个变量间的相关性系数。从表3中的回归结果,从得出的各变量的Pearson系数,首先,对模型单变量间的相关性做出验证。由表3能够得知,Over I、Acev、Hold,三者的相关系数依次是:0.061、-0.075,且分别在0.01和0.05的水平上显著相关,可以得知,应计波动与过度投资有明显的正相关性关系,表明应计波动Acev和管理层持股Hold这两者,会令上市公司的过度投资加重或减少。Over I与EBD5的相关系数者是-0.571,在0.01的水平上均显著负相关,EBD5与过度投资是有负向关联,且十分明显;即股权集中度EBD5及过度投资Over I有很好的抑制效果。经过对以上两个指标的分析和检测,分析得知,初期时现金的持有量Cash和固定资产持有数Fasset会造成过度投资的严重和加剧,而企业规模Size与过度投资则有负向关联。这与本课题的之前的假设是相同的。此外,对解释变量和控制变量间的相关系数的研究,从中不难发现,它们彼此的相关性并不是十分明显,所有系数不超出0.6,从这里,可以得知本课题所构建的统计模型不存在显著的多重共线性情况。经过这些研究,由此可以初步得知,图表中各变量对因变量Over I的影响的走向,这为下面的研究工作打下了良好基础。

(三)回归分析

(1)应计波动与过度投资关系的回归分析。表4是对应计波动与过度投资关系的回归分析的结果。表中的被解释变量是Over I,表明过度投资。从其中的结果不难得知,应计波动Acev的回归系数0.043表明为正,说明应计波动对过度投资有着明显性的正向影响,也即应计波动越大,企业会有较严重的过度投资,该结果充份地检验和得知了本文的假设;公司规模的回归系数-0.073,并且显著为负,这说明,企业的规模对过度投资有相反的结果,这是因为一些小规模的企业反而有强烈的拓展心理;期初固定资产持有比率回归系数1.837,表明也为正数,这也说明,在初期,现金的充足且有较多资金可取现,导致的过度投资也越明显;其他的变量出现正数、负数情况,然而,从回归系数特征情况观察,这种影响导致的结果并不突出。由表中的F值观察,各变量共同对被解释变量有显著的影响;R2较大,说明它有较好的拟合度,模型中的变量对被解释变量具有很好的解释能力。具体而言,数据的实验结果完整地支持了前文的假设条件,数据结果也提供了有力度的证据。

(2)内部治理特征对应计波动与过度投资关系影响的回归分析。从表5中的F值和R2中,可以得知检验结果,各变量共同对被解释变量有明显的影响,且有较良好的拟合度,这也表明了选取的相关解释变量和控制变量较强的解释力。此外,也表明图表数据结果是遵从科学性研究情况的。过度投资Over I,它仍作为模型的被解释变量。应计波动仍如设定那样,有明显的正向影响着过度投资;Hold作为上市企业的内部治理特征中度量管理层持股比例的变量,其回归系数-4.274,并且显著为负,这也说明,上市场企业的管理者持有股越高,对防止滥用投资是有利的。为再次验证前文的假设,当在数据加入了应计波动Acev与管理层持股比例Hold的交互项Acev*Hold后,其回归系数-0.163,并且显著为负,这说明,当管理层者在企业中持有股越高,应计波动与过度投资正相关性就会下降,也表明,管理者处于持股比例高的企业,应计波动对过度投资的正向影响也会下降,很好的论证了本文的假设。这里,发现股权制衡度指标EBD5的回归系数为负,不过不显著。由此得知,如果企业考虑制订股权制度,这对一些过度和滥用投资有一定的防止作用,但是,情况和效果不会很明显。但是,若是考虑把应计波动、股权制衡机制、过度投资这三个重点放在一起,那么,各股东们的联合抵制会有良好的成效,这在上表的验证结果中,也有明显论据的。当在应计波动Acev与过度投资Over I的关系中加入了股权制衡程度EBD5之后,由交互项Acev*EBD5的符号情况为负,这说明,集体的联合抵制措施,明显也有利于改善过度投资的负面影响的。也可以理解为,EBD5的这个因素,是起着减少因应计波动增加而诱发的各种投机性过度投资行为的。因而,可以得知,这个治理因素有起良好的重大作用,且效率强大。因而,这也很好地支持本文的第三个假设。

(四)稳健性检验

本文采用上市公司持股比例最多的五个股东中后四大股东持股份额之和与前一大股东持股比例数值的比值EBD5作为股权制衡度的度量指标,而现有文献中,也有些采用持股比例最大的十个股东采用相同的计算方法计算的类似的指标算出EBD10的这一度量指标,从而制订的相关股权机制。所以,在本文的稳健性分析中,利用EBD10代替了EBD5来进行回归分析。回归结果表明,EBD10与Over I是负相关的关系,但是相关性不明显,因而也说明股权制衡度能制约过度投资行为,但效率不强;交互项Acev*EBD10的回归系数表明为负,这一结果可以得知,在股权制指标加入EBD10,情况有了变化,即应计波动Acev与过度投资OVERI的正相关性大大地减少了。也充分可得知这一结果,股权制能够有效的减少因应计波动而造成极负面的过度投资情况,这也与本文的第三个假设符合。由此也得知本文的结果具有稳健性。

六、结论与建议

本文结论为:(1)在国内,应计波动的出现,会诱发上市场企业管理层的滥用、过度投资行为;(2)管理层持有股份越多,越难以出现过度投资,但是,股权制衡的抑制则不明显;(3)管理层持股比例与股权制衡度能够减少应计波动与过度投资的正向关系相关。本文提出以下政策建议:(1)严格监控与治理对应计项目的操控,保证报告盈余的客观性和可靠性。(2)优化上市公司的股权结构,加大对管理层的股权激励力度。优化企业的内部结构,改善股权机制,充分发挥各个股东之间的相互监督作用。促使内部的团结、友爱,高效工作,防止个人私心的出现,团结大、中、小股东的力量,预防和杜绝个人团体的侵害,减少过度投资行为和经济风险,保障团体的整体利益,使得企业朝着良性的方向发展。(3)加强董事会内部建设和规范化运作,强化董事会在内部治理中的作用。要合法管理,对企业的内部架构加以调整,制定合理的管理措施,减少企业的经济风险,做到合法投资、有效管理资金,杜绝专权的管理者,成立股东监督机制,提倡轻松、人性化的企业管理模式,有效执各个环节。此外,注重各个管理环节,科学地发展和规划,投资项目之时,要考察市场风险,并做到核实、把关,防止盲目地投入资金,造成现金流的脱节和无法回收。

摘要：本文以我国A股上市公司2012-2014三年的数据为研究对象对应计波动、内部治理特征与过度投资三者之间的关系进行实证研究。研究得到以下结论:在我国,应计波动对上市公司的过度投资会产生显著的正向影响,上市公司的应计波动程度越大,其过度投资现象的严重程度就越大;管理层持股比例对于过度投资而言,有着比较明显的抑制作用,而股权制衡程度产生的抑制作用较低;管理层持股比例和股权制衡程度削弱应计波动与过度投资的正向关联程度。

关键词：应计波动,内部治理特征,过度投资

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[3]袁玲、杨兴全:《股权集中、股权制衡与过度投资》,《河北经贸大学学报》2008年第5期。

[4]王宇峰、苏逶妍:《会计稳健性与投资效率——来自中国证券市场的经验证据》,《财经理论与实践》2008年第5期。

[5]Jayaraman,S.Earning Volatility,Cash Flow Volatility,and Informed Trading.Journal of Accounting Research,2008.

[6]Dechow,P.,Dichev,I.The Quality of Accruals and Earnings:The Role of Accrual Estimation Errors.The Accounting Review,2002.

投资波动 第9篇

摘 要 本文用GARCH模型对粮棉油糖共10个品种现货价格波动性进行了分析。发现在整个农产品期货体系中，共有8个品种现货价格在期货推出之后波动性显著降低，只有棕榈油现货价格在期货上市之后显著增加了波动，另有小麦（硬麦）品种期货推出对其价格波动性无显著影响。可以看出，大多数品种而言，农产品期货的推出显著降低了现货市场的波动性。

关键词 农产品期货 星期效应 波动性 GARCH

一、文献回顾及问题的提出

纵观已有文献，杨楠（2007）认为农产品期货的推出降低了现货市场的波动性，但她的研究标的但这种影响较小，刘欢（2010）则认为股指期货上市显著降低了股指的波动性。已有文献在这方面结论不一，很可能是因为样本数据量不足造成的。我们在选取了一个更大样本量数据和去除了可预测因素的影響之后，我们得出农产品期货上市显著降低了现货的波动性的结论，这一结论也与前后标准差的比较结果吻合。

二、数据选取及处理

（一）数据描述

本文选取大连商品交易所和郑州商品交易所的10个期货品种的现货批发价格周数据，数据来源是中华粮网，我们将价格周数据转化为周收益率，包括棉花、菜籽油、硬麦、白糖、早籼稻、大豆二号、豆粕、豆油、棕榈油和玉米。对于每一个品种，我们选取期货上市前一段时间和上市后一段时间的价格数据，时间段位1998年到2010年。

（二）期货引入的波动性影响

首先为消除仍然存在的自相关影响，我们对 进行自相关调整。

= + + (2)

对收益率数据进行调整之后，我们用GARCH模型进行检验。在GARCH模型中， 来自自回归方程（1），其服从N（0 ，分布,或者 ， 服从N(0,1)分布，而波动性 由GARCH模型来界定。

在模型中，波动性方程的模型如下：

（2）

GARCH 模型不仅可以在一定程度上解释收益序列的波动率聚类现象，而且可以用来解释收益序列的尖峰肥尾现象。在研究股指期货的推出对现货股指波动影响的关系时，为测定股指期货引入前后股指波动性差异，我们在GARCH模型中加入虚拟变量 ，方程变化如下：

（3）

其中 在股指期货引入之前取值为0，引入之后取值为1。需要说明的是，这里之所以使用GARCH(2,1)形式是因为对方程进行充分性检验，这一形式具有最好的效果，限于篇幅这里不把相关的过程写入文章。

GARCH(1,2)模型的检验结果显示，在1%的置信水平上，10个农产品中有8个品种 仍显著为负，包括棉花、白糖、菜籽油、大豆二号、豆油、玉米、早籼稻和豆粕，表明这8个品种期货推出后显著降低了相应现货价格的波动性，另外棕榈油期货的推出则显著增加了现货价格的波动性，我们认为这是由于棕榈油期货推出时间为2007年，而我们数据起始点为2005年，且受金融危机影响，现货波动性不可避免增加。而对硬麦而言，期货推出对其没有显著影响。因此，对于大部分农产品而言，期货品种的推出显著降低了现货市场的波动性，硬麦和棕榈油除外，期货在一定程度上熨平了现货价格的起伏。但是，同时也能看到 的系数比较小，因此现阶段农产品期货对现货市场波动性的稳定作用还比较弱。

三、结论

本文中，我们检验了中国整个农产品期货体系中10个期货品种推出前后现货农产品市场的波动性，并且研究了农产品期货推出后期货交易与波动性的关系，通过谨慎的数据选取和严密的数据处理来分析波动性的变化情况及成因。

我们在去除了可预测部分对波动性的干扰之后用GARCH模型分析了农产品期货推出对现货市场的波动性影响，我们的结果显示除棕榈油和小麦外，其它8个期货品种的推出显著降低了现货价格的波动性。

参考文献：

[1]Charles C. Cox.Futures Trading and Market Information. The University of Chicago Press.1976(6):1215–1237.

浅论金融波动环境下的投资理财策略 第10篇

资金的时间价值和投资的风险价值是理财者应该恪守但往往容易忽略的两个基本原则。资金的时间价值是指资金经历一定时间的投资和再投资所增加的价值。投资的风险价值是指理财者由于冒着风险进行投资而获得的超过资金时间价值以外的额外收益。

(一) 资金时间价值的启示资金的时间价值给我们以下三点启示:

第一, 资金增值的前提是要用来进行投资。第二, 由于通货膨胀的存在并且持续上涨, 资金若不进行投资则将出现贬值。第三, 资金投资经历的时间越长, 所产生的时间价值也就越大。前两点启示告诉我们, 要使资金获得保值增值, 就不能由于害怕承担风险而放弃投资。因此, 当经济环境出现不利的情势下有些理财者回避理财的做法是不可取的。第三点启示告诉我们, 理财者获取高收益率的回报有两种渠道, 一是承担较高风险期望在较短时间内获取较高的投资收益率, 二是尽早投资、投资的时间越长, 同样可以获得巨大的收益。投资的“72法则”就告诉了我们资金时间价值的魅力。按照该原则, 如果“以1%的复利来计息, 经过72年以后, 投资本金就会变成原来的一倍”。依此类推, 如果理财者希望在2年内将100万元变成200万元, 就该找到报酬率至少在36%以上的投资工具。如果理财者不愿意或无法承担高风险, 只运用了报酬率为10%的投资工具, 那么经过约7.2年 (72÷10) , 就会实现与上述投资相同的目标。在当前理财环境下, 理财者应该调整心态, 认识到资金时间价值的作用, 不要将资金过于集中在短期收益率高的投资品种上, 而应该注重长期价值投资和稳健投资。

(二) 投资风险价值的启示投资风险价值也给我们带来三点启示:

第一, 进行投资是要面临一定风险的, 世界上没有无风险的投资, 只有风险大小不同的投资。比如, 进行债券投资有债券价格波动以及发行主体偿债能力的风险, 进行股票投资有股价波动以及公司破产的风险, 进行汇率投资有汇率波动的风险, 此外所有的投资品种都会受经济整体气候的影响。第二, 风险与预期收益成正向相关的关系, 风险越大, 收益的波动也就越大, 预期的收益率也就越高。第三, 收益率越高理财者承担的风险也就越大。投资风险价值要求理财者具备风险识别、预防和控制的能力, 要求理财者考虑自己的风险偏好以及风险承受能力, 不能盲目追求投资收益而置背后隐藏的风险于不顾。例如, 代表中国股票市场的指数从2005年底到2007年底上涨了近6倍, 此时不少理财者只看到了股票的高投资回报而忽略了已经急剧膨胀的投资风险, 纷纷以大额资金进入股市, 而从2007年底到现在, 股票指数跌了近7成, 不少理财者的资金不是被套住就是亏损惨重, 究其原因主要是理财者欠缺投资风险的识别、预防和控制能力, 忽略了自己的风险承受能力。

二、以适宜的投资理财理论为指导

西方理财界针对投资理财进行了很多研究, 并形成了很多相对较成熟的理论, 比较常用的如凯恩斯的选美理论, 马可维茨的投资组合理论等, 这些理论对投资实践起到了较好的指导作用, 为较多理财者熟悉。本文将向理财者介绍一种较新的理论投资时钟理论, 经过实践检验, 该理论对在当前理财环境下的投资理财有很好的指导作用。

(一) 投资时钟理论的内涵

美林证券基于对1973年以来美国经济的实证研究于2004年11月提出了投资时钟模型, 它是将各类资产以及行业的收益表现与经济周期联系起来的研究方法。该方法根据经济增长方向和通货膨胀方向, 将经济周期分成四个阶段, 即衰退、复苏、过热和滞涨阶段, 同时告诉我们在经济周期的不同阶段如何进行行业选择和资产配置 (见表1) 。

资料来源:泰达荷银基金管理有限公司

(二) 使用投资时钟理论的注意事项

从美国等全球主要成熟资本市场的后验研究来看, 投资时钟理论基本成立。交银施罗德基金对过去50年美国经济周期和金融资产表现的研究发现:在经济减速期, 现金是表现最好的资产, 平均真实收益率是0.1%, 其次是股票, 平均真实收益率是-0.9%, 长期国债表现最差, 平均真实收益率为-2.6%;进入衰退期后, 前半部分长期国债是表现最好的资产, 后半部分股票成为表现最好的资产;在经济复苏期和扩张期, 股票都是表现最好的资产, 而长期国债则是表现最差的资产。但是, 在应用投资时钟理论的时候, 投资理财者必须具备准确判断经济周期所处阶段及其出现拐点的能力。由于短期经济增长率会偏离长期经济增长率, 因此短期的经济波动会影响对于长期经济增长和和经济周期的判断, 也会影响对于长期趋势拐点的判断。

三、金融波动环境下的理财建议

(一) 充分认识自身的风险偏好

风险是投资考虑的第一因素。作为理财者, 首先要判断自身的风险偏好, 这不仅与自己的个性有关, 也应充分考虑自身的经济、心理等各方面的承受能力, 还有自身所处的年龄阶段。对于一般的“年轻人群”, 建议先节流后开源, 因为投资效益需要一定的本金作为基础, 因此年轻人应先规划好自己每个月的支出, 减少非必要支出, 进行定期存款或投资到风险相对稳定的债券或债券型基金上面, 通过发挥资金的时间价值的作用, 实现自身的原始资本积累。例如, 在保证月利率平均为1%、复利计息的前提下, 理财者每月拿出2000元来进行投资, 两年后这笔资金将变成53, 947元[2000 (F/A, 1%, 24) ]。现在有种说法“没钱怎么理财”, 或者“股票风险这么高怎么理财”, 上述案例告诉我们复利可以让理财者积少成多。对于“中年人群”, 则可以根据风险承受能力进行多元化投资, 需注意的是尽量确保在收益增加的基础上有效地分散风险。对于“老年人群”, 仍然建议采用多元化投资, 但是需适当降低投资风险, 可以进行新股认购、基金定投, 或投资一些新的银行理财产品。

(二) 准确判断当前经济形势以及未来走势

对当前中国经济形势以及未来走势的判断将会影响理财者制定截然不同的资产配置和行业选择策略。2008年11月, 中央相关的政府文件当中, 已经将当前的经济形势称为是国际经济衰退。随之而来的是中央经济政策重心将转向抵御“国际经济衰退”冲击。理财者应遵循投资时钟理论的投资建议, 准确判断当前经济周期所处的阶段并能预测该阶段持续的时间, 密切关注中央经济政策的调整以及重点关注的行业和企业, 有效的进行行业选择和资产配置。

(三) 熟悉主要理财产品的投资策略

随着中国资本市场的发展, 理财品种也逐渐多样化, 主要有银行理财产品、债券、基金、股票等。理财者在投资之前应清楚了解每种产品的性质、投资方向、收益率、风险、操作要求说明等基本信息, 判断是否是适合自己的投资, 是否是合时的投资, 并注意操作的一些特别条款以免造成不必要的损失。

投资银行理财产品虽然有较高的安全性和稳定性, 但是在当前高通货膨胀率的情况下, 其收益性并不乐观。据亚洲银行预计, 中国通货膨胀率2008～2009年约为5%左右, 而目前一年期定期存款利率为2.52%, 也就是说一年期定期存款的实际收益率为-2.48%, 不但没有保值而且还贬值。另外, 定期存款的流动性比较差, 如果遇到较好的投资机会等原因需要提前贴现其收益率则按活期存款利率计算 (目前的活期存款利率为0.32%) 。

根据投资时钟理论, 债券投资和基金配置是经济衰退晚期和经济萧条早期不可或缺的理财品种。实证研究表明, 股票市场与债券市场的走势之间呈现出此消彼长的“跷跷板效应”, 而基金具有风险较低、收益较好、专业理财的特点。在股票市场接连大幅下挫而且波动较大的背景下, 债券市场依赖其较为稳定的收益和良好的抗跌性成为资金的避风港, 而债券型基金则成为低风险偏好者和稳健型理财者的投资首选。据W ind资讯统计, 中国债券型基金最近五年年化平均收益率为10.28%, 不仅远超过最近五年的平均年化通货膨胀率2.6%, 同时也超过五年期国债的收益率4.26%。

选择进行股票投资的理财者, 在当前阶段宜进行长期价值投资。当前多数股票的价格已跌至股票价值附近甚至是以下, 后期上涨空间大。理财者可根据投资周期理论在明确了行业投资价值后, 结合现金流量、主营业务收入增长率、每股收益、每股净资产、净资产收益率、市盈率、市净率、股息派发能力等主要财务指标以及企业的市场地位等选择基础好、实力强、有明显竞争优势的上市公司进行投资。具体而言, 以下五类企业可以重点考虑:一是有资源优势企业;二是产品需求弹性较低的企业;三是行业龙头的企业;四是多元化综合性的企业;五是有政策支持和导向的企业。

参考文献

[1]徐建明:《理财环境决定理财方式——当前环境我们该如何理财》, 《第一财经时报》2008年5月19日。

[2]肖万春、周昌:《通胀下的投资理财策略:提高理财目标值盯紧CPI》, 《上海证券报》2008年6月12日。