短期市场反应论文（共8篇）
短期市场反应论文 篇1
一、引言
财务重述制度是上市公司为纠正、补充说明已经发布的财务报告存在的错误所采用的修正性申明, 原本为提高会计信息质量的财务重述在现实中却屡屡成为损害投资者、股东利益的工具, 管理层可以通过将负面信息通过财务重述的方式延迟披露, 以此来减少负面信息的市场反应, 我国上市公司财务重述制度自建立以来, 有15%左右的上市公司有过财务重述, 魏志华 (2009) 等人的研究表明存在上市公司利用财务重述虚构会计盈余、操作利润等问题, 严重干扰了我国资本市场的政策秩序。Dechow (1994) 的研究表明投资者决策更多的依靠会计盈余信息而不是现金流量, 那么当财务重述给财务报表公布的会计盈余信息带来更大程度的不确定性时, 投资者是否会转而选择依靠现金流量信息来重新评估公司价值呢?基于此本文选取我国A股资本市场上财务重述上市公司为样本, 研究财务重述前后会计指标变动、会计指标相关性的变动, 以此揭示我国上市公司财务重述的市场反应。
二、文献综述
(一) 国外文献
Dechow (1994) 的研究表明市场投资者对于会计盈余信息的严重以来导致上市公司管理层产生巨大的压力或者盈余管理动机。Moore and Pfeif (2009) 研究了财务重述之后上市公司财务报告策略是否发生改变, 其结论是上市公司财务重述前后的剩余累计应计利润没有显著变化, 表明上市公司并没有因为财务重述行为而采取积极行为去改变其财务报告策略。因而建议投资者应更多的关注上市公司的现金流量而非财务报表的会计盈余。上市公司的财务重述行为是可以预测的, Hribaretal (2000) 的研究发现机构投资者相较于非机构投资者更能够利用资源优势来避免上市公司财务重述的影响, 具体表现为机构投资者能够在季度报告期间更早的减持财务重述公司的股票, 另外, 机构投资者中的短期收益型投资者对于上市公司财务重述行为的预测能力更强。Min、Vu (2002) 通过研究财务重述对超额报酬率的影响来分析财务重述的市场反应, 研究估算了财务重述发生前后3天的超额累计收益率为-12.16%, Palmrose、Wardson、Scholz (2004) 采用了类似的研究方法, 选取的时间窗口有所差异, 但相关研究均表明财务重述会导致消极的市场反应, 也降低了上市公司的整体市场价值。
(二) 国内文献
国内学者围绕财务重述、累计超额报酬率对财务重述的市场反应问题进行了相关研究。吴敏 (2009) 分析了财务重述前后上市公司累计超额报酬率的变化, 研究发现财务重述前后三天会有-10.9%的累计超额报酬率, 研究还发现当财务重述的内容涉及公司年度收入、盈余水平、财务舞弊等问题时的市场反应更显著。周昌海 (2010) 对补充公告发布期 (-5, 5) 期间的超额收益进行研究得出了不一样的结论, 无论是上市公司发布何种性质 (好或者坏) 的补充公告, 投资者都会认为财务报告具有较高的信息含量, 这类补充、更正信息会改变消费者的投资预期, 进而影响公司股票价格。董孝骏 (2010) 研究了以临时公告形式发布财务重述的100家A股上市公司, 研究发现市场对上市公司财务重述的反应基本是负面的, 因而, 投资者对于发生财务重述的上市公司会降低投资预期。由此可见, 针对财务重述的市场反应不同的学者有不同的结论。
国外有关财务重述问题的研究起步早、研究领域广, 围绕财务重述的关键问题不同的学者得出了不同的研究结论, 具体研究多以有效市场假说、资本资产定价模型、委托代理理论等为理论基础构建模型进行实证研究, 由于国内外资本市场成熟度、信用管理机制、信息披露等方面的差异较大, 相关研究结论在我国未必适用, 但却为我国财务重述研究提供了有效的研究方法。我国有关上市公司财务重述市场反应的研究还比较少, 已有的研究结论也不一致, 有必要针对这一问题进一步进行系统的研究。
三、理论分析与研究假设
企业按照规定定期发布的财务报告, 就成了投资者掌握管理层动向最直接的资料。管理层为了维护个人的利益, 产生了盈余管理甚至是操控利润的动机, 于是就市场上就出现了各种各样类型的会计造假事件。Palnirosectal (2004) 研究了财务重述市场反应的决定因素, 他们发现-9%超额累计报酬率和负面财务重述内容相关。黄世忠、叶丰澄 (2006) 得出结论, 财务重述已经成为我国很多上市公司粉饰财务报表的新手段, 这种方式极具有隐秘性。当上市公司发生了财务重述, 投资者可能最关注的问题是, 公司为何发生财务重述?发生财务重述后, 公司的利润是增加的还是减少?Dechow (1994) 指出会计应计利润更能通过股价的反映评估企业的业绩, 与会计盈余相比, 现金流量会遇到更多时效与匹配的问题。虽然现金流量和股票收益率的联系从长期看是稳定的, 但是会计盈余信息仍旧占据着主导地位。她的结论是与市场参与者的观点是一致的, 即严重依赖于会计盈余, 这种依赖对收入产生意想不到的压力或者说盈余管理动机。周轶强等 (2004) 研究了我国1998年至2002年期间发生财务重述的上市公司为, 重点研究了主动型公开发布会计差错变更公告的公司的投资者, 在面对财务重述这一事件的行为反应。得出结论, 主动发布财务重述公告的上市公司, 其投资者是相信财务重述的内容的;主动发布财务重述公告的公司, 其超额累计收益率和重述时滞并无显著性关系;投资者最敏感的是利润数据。财务重述会向投资者传递这样一种信息:公司以前年度披露的财务信息存在问题, 同时, 也有研究表明上市公司并没有因为财务重述问题的发生而对现有的流程进行改进以避免此类问题的发生, 即使上市公司在财务重述中披露的消息是积极的, 但由于其财务报告的可靠性值得商榷, 会使投资者更加谨慎的对待公司的财务数据。因此, 投资者会转而选择一个更不容易被人为操纵的指标上。相关研究表明上市公司的会计盈余可以通过盈余管理、关联交易、虚假披露等形式进行操纵, 相对而言, 企业的现金流量更具有客观性。因此, 提出假设:
假设1:财务重述后公司超额收益率与每股盈余的相关程度降低;
假设2:财务重述后公司超额收益率与每股现金流量的相关程度提高
按照我国上市公司财务报告披露制度, 上市公司需要在每年4月30日前公布上一年度的财务报告, 因此, 上市公司会通过披露时间的提前或者延迟来维持股票价格, 通常表现为财务报告之前或者财务报告时公布利好消息, 而对于不好的消息则在财务报告之后公布, 而且, 为了降低影响会延迟较长的时间, 对于投资者而言, 上市公司发现公布的财务数据存在问题时应及时披露, 如果财务重述的时间在财务报告之后很长时间才予以公告, 会引起投资者尤其是机构投资者的更大质疑, 进而降低对公司价值预期或者大量抛售公司股票。
假设3:财务重述后公司累计超额收益率会下降, 而且财务重述时滞性越长, 该收益率下降越明显
四、研究设计
(一) 样本选择与数据来源
本文以2011-2013年间发生财务重述的上市公司为样本, 通过巨潮资讯网、上交所、深交所公布数据来获取上市公司财务重述的相关信息, 同时, 结合新浪财经、Wind资讯等补充相关财务数据, 并按照以下原则进行整理: (1) 剔除发布半年、季度财务重述报告的公司; (2) 一年内发生一次以上财务重述的上市公司以最后一次财务重述数据为样本; (3) 剔除暂停交易以及时间窗口内ST、ST*的上市公司。整理之后共得到218家符合条件的上市公司, 数据分析利用STATA13.0进行。
(二) 变量定义和模型构建
本文涉及的主要变量为累计超额收益率、每股盈余、每股现金流量, 后两个变量可以从公司财务报告中查询, 超额累计报酬率的计算如下: (1) 定义事件及时间窗口。本文研究的事件为上市公司财务报告重述, 并以财务报告重述当天时间为0, 财务重述前n天记为-n, 财务重述后n天记为n, 表示为 (-n, n) 。考察我国上市公司财务重述样本公司的时滞性情况, 以及以往研究的经验, 确定时间窗口期为 (-10, 10) , 避免时间太长而受到政策因素、经济因素、行业因素的影响过大, 也避免时间太短, 投资者来不及对财务重述事件做出反应。 (2) 累计超额收益率的计算。本文采用市场模型计算累计报酬率, 公式为:ARit=Rit-Rmt, 其中Rit表示股票第t日的实际报酬率, 计算公式为:Rit= (Pit-Pit-1) /Pit-1, 其中Pit、Pit-1表示第t、t-1天的股票价格。Rmt表示股票i所在证券市场的股票价格综合指数, 在我国一般采用当日市场指数来代替。由此可以计算样本股票的日均超额收益率和累计超额收益率。其中S和E分别表示开始日期和终止日期。
本文构建如下模型检验相关假设:
其中AAR表示股票的日均收益率, EPS表示公司经常性项目的每股收益, Post为哑变量, 财务重述之前取值0, 财务重述之后取值1, CFPS每股经营活动现金流量, CAR表示累计超额收益率, Rlag表示公告发布日到财务重述的时间间隔, 用以衡量财务时滞情况。
五、实证分析
(一) 描述性统计
本文进行了如下描述性统计: (1) 财务重述性质。财务重述传递信息分为利好、利空、不确定、无影响四类, 其中, 利好消息是指财务重述补充的内容会提升公司价值, 促使股票价格上升, 如主营业务收入增加、成本费用降低、税收优惠或政策优惠等;利空消息是指不利于公司价值提升的消息, 如利润下降、违法经营、重大损失等;不确定性的消息是指对公司未来价值有显著影响, 但不能确定是有利还是有弊, 如企业重组、资产并购等;无影响消息是指不会对企业价值带来显著变化的消息, 本文将上述三类以外的消息均视为无影响消息。根据上述划分对样本公司财务重述披露信息性质进行统计, 结果见图1。统计数据表明上市公司财务重述内容以利空消息为主, 占到48.55%, 而不确定性消息则占到36.24%, 好消息的比重仅为11.46%, 这与前文提到的其他文章的研究结论一致, 上市公司存在延迟披露不利消息的可能。 (2) 财务重述时滞性。按照财务公告发布与财务重述的时间间隔来判断财务重述的时滞性, 统计结果表1表明我国上市公司的财务重述时滞性为30天左右, 其中, 最短为3天, 最长为103天, 由于对财务重述披露时间缺少相应的规定, 财务重述披露时间方面存在随意性, 为利用财务重述进行盈余管理提供了条件。 (3) 事件窗口期内AAR与CAR描述性统计。利用STATA13.0对AAR与CAR进行统计, 统计结果见表2和表3、图2。事件窗口 (-5, 5) 内样本公司的日均超额报酬率均为负, 表明财务重述带来的市场反应总体而言是负面的, 对于投资者而言, 无论财务重述的消息内容是利好或者利空, 在公司没有改进财务报告程序的情况下, 出现漏报、错报的情况是同样存在的, 上市公司财务报告质量不高, 投资者出于谨慎原则而出售公司股票降低了股票收益率。从超额累计收益的情况看, 在财务重述前的第3天、第4天, 累计超额报酬率为正, 表明投资者对于上市公司可能出现的财务重述缺少预判, 无法预测可能出现的股票价格波动, 在财务重述之后则引起普遍的消极态度, 财务重述之前的超额累计收益变动不大, 而财务重述后1-4天幅度偏大, 第5天后出现下降。
(二) 回归分析
(1) 模型1回归结果。表4是模型1的统计结果, β1=0.1054, 每股收益在5%水平上与超额收益率显著正相关, β2=-0.0418, 每股收益在10%水平上显著负相关, 对比财务重述前后的相关程度发现, 财务重述之后每股收益与超额收益率的相关性下降, 验证了假设1, 此前分析导致这一现象的主要原因是财务重述之前, 无论投资者、投资分析师、股评师都依靠已发布的财务报告进行相关分析, 而财务重述的发布改变了投资人对财务报告的信任, 投资者怀疑是否还存在其他未披露的不良信息, 为避免进一步的损失或者降低风险, 出售股票或者持币观望。表5是模型2的统计结果, β1=0.1054, 且每股现金流量与超额收益率不显著相关, β2=-0.0418, 且每股现金流量与超额收益率在5%水平上显著正相关, 表明财务重述之后现金流量与股票收益率之间的相关性显著提高, 从而验证了假设2。现金流量现对于其他会计盈余指标具有综合性强、不易被操控的优势, 因此, 财务重述之后投资者对于财务报告的信任度降低, 转而依靠现金流量指标进行投资决策。上市公司“积极”的修正过去的错误的行为并没有得到市场的认可, 投资者更愿意相信公司不得已而补充披露不利的消息。
(2) 财务重述时滞性与超额累计报酬率。表6是财务时滞性与超额累计报酬率的相关性统计结果。可以发现, 财务重述时滞性与累计超额收益率在5%水平下显著正相关, 表明财务重述距离财务报告发布日越远, 超额累计收益率下降幅度越大, 即累计超额收益对财务重述的反应越强烈, 假设3通过检验。由于我国没有财务重述时间方面的要求, 也没有上市公司因为财务重述时间滞后而被监管部门惩罚, 导致上市公司管理层选择性的披露不利的消息, 使得当期公布的财务数据达到各项考核指标, 此后, 通过财务重述披露更正或补充公告, 减少不良消息的市场冲击。
六、结论与建议
(一) 结论
本文以2011-2013年间我国A股上市公司中发生财务重述的上市公司为研究对象, 深入探讨了上市公司财务重述问题, 得出以下结论: (1) 我国上市公司财务重述的内容多为负面消息, 上市公司依据会计准则对会计差错进行更正并进行相关披露几乎是没有任何代价的, 因此, 延迟发布不良信息成为管理层普遍采用的做法。 (2) 财务重述期间平均超额收益率显著未负, 表明市场对于上市公司财务重述的总体反应是消极的, 市场投资者并没有因为上市公司的“积极”修正财务报告而提高对公司财务报告的信任, 相反, 视其为上市公司进行盈余管理的一种伎俩, 上市公司财务重述内容多为负面消息从另一个侧面佐证了这种认识。 (3) 财务重述前后会计盈余指标、现金流量指标与超额收益率的相关性有了显著的变化, 结合相关统计结果发现, 财务重述发生之后, 投资者对财务报告信息信任度降低, 转而选择诸如现金流量等不易被操纵的指标。 (4) 财务重述滞后越长, 市场对其反应越强烈。
(二) 建议
本文提出如下建议: (1) 完善上市公司财务重述制度。统一财务重述报告的编制方法, 并对其补充、更正公告的格式、标准、发布时间做出具体要求。要督促上市公司进行自查自纠, 不断完善上市公司财务报告编制流程, 避免财务重述出现的问题再次发生。加强上市公司财务重述报告的监管, 通过财务报告审计发现不及时发布重述、或者重述报告不合规定的公司, 对于故意隐瞒、拖延财务信息披露的公司及责任人, 要追究责任并予以处罚, 并及时向社会公众公布。 (2) 完善上市公司治理结构。要进一步优化公司股权结构, 改善股权集中度过高, 一股独大的局面, 加快国有股的流通上市, 更多的引入机构投资者、外资投资者, 形成对管理层的有效监督体系。公司股东要按照公司章程定期召开股东大会, 严格按照公司决议程序进行重大事项的决策, 适时检查公司财务状况。充分发挥董事会的作用, 继续完善独立董事制度, 使具有专业背景的专家参与到公司管理、监督中来, 提高审计委员会的独立性, 使审计委员会直接对股东负责, 成员由股东大会选举产生, 并向股东大会报告。落实监事会职能, 改变监事会有责无权的局面, 监事会对于公司财务、运营状况有监督权, 发现问题可直接向董事会报告, 必要时在股东大会上提出并讨论相关问题。 (3) 提升审计鉴证质量。会计师事务所鉴证质量高低直接影响着上市公司财务报告质量的高低, 通过审计能够发现公司经营活动中可能存在的风险, 并要求上市公司在财务报告附注中加以说明, 能够帮助投资者预测公司财务重述的发生。为此需要通过一系列措施提高审计鉴证质量, 要严格审计从业人员的从业资格考核, 保证审计队伍的高素质, 通过会计事务所合并、合作提升专业水平, 严格执行内部控制制度, 充分调查、多方取证, 严格执行审计复核制度。
摘要：本文以事件研究法为基础, 分析了财务重述前后每股盈余、每股现金流量和超额报酬率之间的相关性, 研究表明:我国上市公司财务重述的内容多为负面消息, 延迟发布不良信息成为管理层普遍采用的做法。财务重述期间平均超额收益率显著为负, 市场投资者并没有因为上市公司的“积极”修正财务报告而提高对公司财务报告的信任, 反而视其为上市公司进行盈余管理的一种伎俩, 财务重述发生之后, 投资者对财务报告信息信任度降低, 转而选择诸如现金流量等不易被操纵的指标。
关键词：财务重述,每股盈余,每股现金流量,超额报酬率
参考文献
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[8]Palmrose Z.V., J.M.Wardson, S.Scholz.The effect of accounting restatements on earnings revisions and the estimated cost of capital.Review of Accounting, 2004.
短期市场将重回纠结走势 篇2
如何看待这轮短期反弹？我們认为，沪指重回2600点是市场自身因素的结果。对于后市，我们比较谨慎，未来一到两周市场将可能重回纠结的走势，并且未来3～4个月市场仍将处于震荡市中。不过大盘重心会较之前上移到2500点附近，下半年大盘将在2500点～2800点之间运行。
在操作上，我们认为市场趋势性的上涨机会不多，但个股比较精彩。建议投资者应回归公司基本面，抛弃概念股的炒作机会，寻找高成长性的公司，特别是挖掘一些行业龙头或者细分行业龙头公司的投资机会。
短期市场仍比较纠结
当前市场看多情绪高涨，在受到通胀可控的预期刺激之下，其看多逻辑是：通胀可控——货币政策放松——市场资金增多——股市上行。但是，这种逻辑显然太过完美，在没有任何其他因素影响的情况下，这一逻辑是成立的，但我们没有那么乐观，我们认为，市场短期可能重回到纠结的走势中去。
首先，货币政策进一步放松的可能性不大。7月CPI同比上涨6.5%，涨幅创37个月新高，且高于此前市场预期中值6.3%。虽然市场的预期是7月份之后通胀将会出现一定幅度的回落，但通胀将维持在高位运行也已基本达成一致，这将制约货币政策进一步放松的可能性。
目前国际市场上掀起了新一轮货币贬值的竞赛，前有日本央行公开干预汇率，近有瑞士银行极力压低汇率，未来还会有美国的第三轮量化宽松政策或者变相的量化宽松政策。如果在这个时候进一步放松货币政策，将导致未来的通胀急剧高企甚至演变成恶性的通货膨胀。根据当前的市场状况，央行下一步加息的概率显著提高。
为此，我们认为，自2009年以来的宽松货币政策确实难以持续，不但近期，并且年内放松货币政策的可能性不大，否则通胀压力将更大。
其次，虽然目前看起来上市公司的中期报表比较优良，但是经济总体回落的大势已定，去库存所带来的效果并未显著出现，上市公司的整体盈利能力仍将受到市场的严峻考验。需要指出的是，明年经济将会进一步回落。
再次，新股IPO及各种再融资和重要股东减持，依然会压低市场的整体估值空间。
此外，预计欧美经济今明两年的形势都不会太好。欧美债务危机，加上高通胀，令经济复苏的步伐停滞不前，这都会反映到股市中。
由此，投资者对市场仍然要保持足够高的警惕。虽然2437点是短期的重要低点，也就是说经历了外部强烈冲击之后，A股市场的投资者逐渐恢复理性。市场有回抽2650点到2700点一带的可能性，但也仅此而已。因为市场再度上行一方面面临上档套牢盘的压力，还要面对短线获利回吐的压力。
挖掘行业龙头的投资机会
有意思的是，近期股指期货市场出现了一个显著变化，不但当月合约低于现指，就连下月合约也出现了贴水现象。这表明了市场最灵敏的一部分资金对后市看法谨慎。
展望后市，未来一段时间，我们保持谨慎态度，市场趋势性的上涨机会不多，未来3～4个月市场仍将处于震荡市中，但个股比较精彩。需要强调的是，虽然市场上存在着概念股的靓丽风景线，但对大多数投资者来讲也只可远观。因为概念股会面临回调，一旦回调，尤其中小盘股，风险较大。
短期市场反应论文 篇3
1 资料和方法
1.1 一般资料
收集2008年11月～2010年8月204名在本科治疗的Graves病患者,Graves诊断依据:较明显的高代谢症状,甲状腺肿大等体征,查游离T3 (FT3)、游离T4 (FT4)、均高于正常,促甲状腺激素(TSH)低于正常,4、24 h摄碘率均高于30%。本研究不包括经B超发现甲状腺内有≥1 cm的孤立或多发结节者,也不包括24 h摄碘率低于30%的疑似Graves病患者。131Ⅰ投予剂量计算主要依据甲状腺重量(甲状腺B超测得)×K(K为相关系数,本院取0.2),同时也根据摄碘率的高低做小范围的调整。给予的131Ⅰ活度范围:2～18 mCi。如正服用ATD者均在治疗前1周左右停服,治疗后也未应用,同时加用β受体阻滞剂至治疗后1月。所有患者均为清晨空腹服药一次口服,服药后既可回家。并嘱休息1周,如症状明显加重应立即到医院就诊处理,1个月后来本科门诊复查。
1月后,本院复查的患者180例,其中10例在出现不适反应后立即电话与笔者联系并被给予相应的指导和处理。除1例出现发热来院检查并住院治疗外,其他患者均在治疗1月后来门诊复查。
1.2 复查主要项目
详细记录患者对服131Ⅰ后的主观感觉,何时出现何种不良反应,有无对症处理(如当时将β受体阻滞剂加量或去当地诊所医治),持续时间,缓解情况及目前主要症状和体征,如体温、心率、手颤、饮食二便及睡眠、体重变化。一般不验甲状腺功能。本次共计28位患者反映有较明显的不适反应。204例治疗患者有24例患者,1个月时未来院复查。
2 结果
2.1 本次131Ⅰ治疗后,短期不良反应的发生率为16%(28/180).
发生的时间:1周内发生者26例,占93% (26/28),其中服药后当晚即有反应者10例,占35.7%。余2例均为服药后2周左右。
2.2 持续时间
28名患者种有18例可以提供明确的持续时间,其中1周内有15例,占83%(15/18),余3例分别为9d、1个月(表现为口苦)和1个月(四肢发抖、乏力)。
2.3 不适症状
较多,繁杂。按发生频数大小依次排列见表1。
2.4 对症处理
本次记有10例患者行对症处理,包括2例全身皮疹患者,2例发热患者。
3 讨论
目前治疗甲亢有抗甲状腺药物、131Ⅰ及甲状腺手术3种方法,每种治疗方法均有独特的副作用或不良反应。对于131Ⅰ治疗甲亢主要焦点在于其主要并发症-甲状腺功能减退,而关于早期不良反应的研究文献报道较少。本文报道其发生率为16%(28/180),绝大部分在1周内发生,大部分持续时间在1周内。临床表现多种多样,全身肌肉酸软、乏力加重是最常见的不良反应。考虑如下原因所致:临床上,甲亢患者多有全身肌肉酸软、乏力表现;抗甲状腺药物在131Ⅰ治疗前最少1周已停用,治疗后也未加用;131Ⅰ随血浓聚在甲状腺后释放β射线使甲状腺腺体破坏,释放出大量的甲状腺激素[2],这些原因都使得甲亢症状暂时加剧。故服131Ⅰ后继续服用β受体阻滞剂等对症治疗是必需的。患者共诉不良反应计11种之多,然而因本次治疗只集中在Graves病,108例患者有存在其它疾病(如病毒性肝炎)的可能,故确切的不良反应种类有待以后更严格的患者入选标准。
注:其中5例患者合并上述2种或3种不良反应;1例服后当晚小便时头晕跌倒,后第4天也发作过2次,无特殊处理,未再发作。1例服药当晚夜尿达10次之多;2例全身皮疹患者均发生在服药后5 d左右出现,服抗过敏药物2～7d后消退。
虽然131Ⅰ治疗早期不良反应并不常见且可以较容易的控制[3]。但本文提示,其发生率也并不少见(16%)。而且对那些全身情况差,合并其他疾病的患者,仍可出现较严重反应而需要积极治疗。所以对于这些患者,治疗前及治疗后1周最好住院观察。尽管如此,本文证明对于Graves病,131Ⅰ门诊治疗是安全的。
本次180例治疗患者未出现甲状腺危象这个危及生命的急性并发症。也没有出现一些文献提到的腮腺肿胀[2]。由于在治疗1个月后的常规复诊项目中未包括取血验甲状腺功能,也未行甲状腺摄碘率实验,故有关放射性甲状腺炎[2]、急早期甲状腺功能减低的不良反应也不能给予诊断和报道[4]。此外,甲状腺突眼加重或新出现的突眼在随访的第1个月内也未出现。
摘要：目的 观察131Ⅰ治疗Graves病的短期不良反应(1月内)。方法 收集记录2008年11月～2010年8月180名Graves病患者行131Ⅰ门诊治疗。通过治疗1月后来院复查,观察记录131I治疗后短期不良反应。结果 共28位患者诉有较明显的不适反应,发生率为16%(28/180)。其中在1周内发生的26例,占93%。持续时间在1周内者15例,占83%。不适症状较多、繁杂,以全身肌肉酸软、乏力加重为最常见。体温升高2例,所有患者均未出现甲亢危象。结论 Graves病采取131Ⅰ门诊治疗是安全的。大部分患者对其不良反应可耐受,并能自我缓解。但当全身情况差、合并其它疾病时,仍可出现体温增高、心悸乏力明显加重、纳差呕吐等严重反应,需要对这些患者在治疗前及治疗后小心仔细的对症支持处理。
关键词：131Ⅰ,Graves病
参考文献
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股指期货改变市场短期规律 篇4
带给市场三种变化
实际上，近期市场动荡和很多因素有关。比如前一段时间美国总统奥巴马的讲话，说停止银行投资过分复杂的金融衍生品的行为，比如国内央行收紧贷款、提高存款准备金率等动作，都增加了证券市场的资金成本，从而使好多投资或投机的资本撤出，我认为这是目前市场动荡的主要原因。
当然，最近有关股指期货开户以及正式推出时间的猜测消息频出，但经过这一段时间的炒作，市场对其预期基本回归理性。而本质上来说，股指期货更像一个价格标签，它本身和市场大势也没多少关系。
需要注意的是，尽管在长期走势上看，股指期货并不能改变市场运行趋势，但短期，期指对证券市场结构的影响会比对大盘指数的影响来得直接，市场的运行特征也会有所改变。
首先，个股会分化。通常来说，期指推出之后，从沪深300角度来讲，大盘蓝筹股会更加抢手。因为机构如果做股指期货一定会配置沪深300相关的股票，不然没有相关性，也起不到规避风险的作用。
另外，股指期货的推出可能会造成股票市场成交量的放大。因为期指和证券市场两边需要有各种套利、规避风险的行为，可能平时投资者或机构不太操作的股票，现在有利润、有机会，就会很快进去。
从股票市场发展的角度来说，股票投资行为会更理性。以前的股票市场是单边市，基本上是一些大户通过操纵市场来赚钱，把股票打高，之后再获利了结，其实也只能是这样赚钱。现在有了股指之后，大盘涨到一定程度之后，股票不涨，投资者通过做空也一样可以获得利润。
机构能力面临考验
还有一点不同是，期指投资市场中的投资者间也会出现比较明显的分化。
为什么现在证监会要求这么严，除了因为它是一个新生事物，还没有太多的运行经验可循外，门槛定得很高主要是为了保护投资者，因为这个东西“死”得太快了，理论上一天就可以全赔光。
股指期货和股票、债券、黄金完全不同，如果是一般的股票买手，对于期货特殊的保证金制度、合约到期，以及市场运行判断的熟悉还需要一个相当的过程，运作的思路也需要转变。
在这个过程中，机构投资者会更有优势，它有相当的金融投资经验，有更多的研究力量，这样可以更好地运用这个工具，规避风险，跑赢大盘。以后股指期货应用的主流应该是机构投资者。
但是机构投资者之间也分三六九等，越到市场运行成熟阶段，水平高的和一般水平的机构差距会越来越大。所以，证监会也一直强调，“有知识的投资者才是受保护的投资者”，“规则要讲透”，我们应该准确理解其中的深意。
一年之后会成熟
政府现在之所以只开一条小缝让少部分的人进入，一方面是因为股指期货的风险相比股票要大得多，而且，监管层现在还没有完全掌握监测市场运行的手段，也就是说还没有一个好的、合适的管理模式。
如果说可以从国外借鉴经验，也只是学习国外的一些管理经验，投资者、期货公司、监管部门都需要积累经验，熟悉、学习、运行、规范、探索市场发展的规律，也研究市场管理的方法，因为证监会以后还要跨市场监管，难度不小。
对于市场经济来说，期指避险的价值毋庸置疑，大部分的投资者也是不希望有风险，但是也有很少一部分人希望做这个来投机，也就是说风险偏好不同，对于期货甚至是股指期货的理解也会不一样。对于现货市场来说，像钢材、白糖等等，有些人根本不知道这些东西是什么，只是根据一些政策信息，分析一些技术来操作，“巧合”的是，这样做也会有机会存在。
其实，这种投机性是在期货运用过程中被放大了。但反过来讲，不同风险偏好类型的人存在也保持了市场的流动性，因为如果说只有规避风险、套期保值的投资者市场就不活跃，这个避险功能也就丧失了。当然也不能投机过度，价格上下翻飞，市场涨停跌停，这样证监会其实也会管理。
短期书法速成掘金培训市场 篇5
目前书法培训主要包含传统书法和硬笔书法培训两种。前者主要是强调艺术性,后者主要强调实用性。书法培训旨在以其书体笔法、结构和章法书写,使文字富有美感、易写易认、规范实用。
项目特点
1.书法速成,需求广泛。
目前书法及硬笔书法培训市场上,尤属速成班、短期班最受家长和学员青睐,生源量很大。本项目5—8天硬笔速成班极受学员好评,整套教材获国家专利,易教易学易练,简洁实用,效果立竿见影。
2.老牌名校,经验丰富。
本公司是教育部门批准的书画等专业教学研究、教法推广的教育培训机构,项目开办已15年,培训书画学员近12万人次,学员获得各类奖励近万人次,已形成整套成熟的教学模式,可提供从起步到宣传、招生、教学、教材、管理、教师培训等一系列成功模式的资料和服务。
市场分析
据统计,目前国内少儿培训市场规模超过300亿人次,且以每年30%以上的速度增长,当前国内2—12岁少儿数量超过2.2亿,基数庞大,我国每年参加各类培训的少年儿童超过1亿人次。而在大中城市,75%以上小学生在课后接受各式艺术培训。拥有无比巨大需求的少儿教育市场,面临着前所未有的发展空间。
经营条件
根据加盟商所在区域的不同,各级别代理商的代理费用分别为:乡镇级代理2万元;区级代理3.5万元(不包括省会城市);县市级代理5万元;地市级代理10万元;直辖市、省级代理20万元。另外,合作者还需自第二年起每年交纳约为代理金额20%的管理费。
效益估算
短期市场反应论文 篇6
1 对象与方法
1.1 对象
(1)入选标准:观察组:收集我科2007年12月～2008年4月急性自发性脑出血住院患者40例,性别、年龄不限,所有患者均经头颅CT证实为脑实质出血,血肿体积不限,入院时间均在24h以内,排除外伤性颅内出血及入院后行开颅手术者。对照组:为我院体检中心同期体检的表观健康者40例,年龄、性别与上述相匹配,无脑卒中病史,不排除有高血压病史者。
(2)排除标准:两组均排除近期有感染、外伤、手术史及合并有心脏病、胶原病、自体免疫性疾病、严重肝肾功能不全或肿瘤的患者。
1.2 方法
所有脑出血患者均已于入院前经头颅CT确诊。以多田公式计算血肿量(ml)。于发病12～24h之间采空腹发静脉血2ml,采用免疫比浊法检测血清中hs-CRP,仪器使用日本奥林巴斯2700生化分析仪,采用原装试剂盒。发病24h内抽取静脉血采用散射比浊法测定FIB,仪器为库尔特公司生产的ACL200全自动凝血仪,试剂采用原装试剂盒。
根据1995年第四届全国脑血管病会议制定的中国脑卒中临床神经功能缺损程度评分量表(NDS)对患者的入院时情况进行评分。
发病7天复查头颅CT,以多田公式分别计算血肿量和脑水肿体积,脑水肿体积=脑水肿范围-血肿量。
以发病30天患者的生存或死亡作为患者的短期转归。对照组清晨空腹采静脉血2ml,采用免疫比浊法检测血清中hs-CRP。
1.3 统计学方法
所有数据均以均数±标准差表示,采用SPSS 11.5统计软件进行t检验,计数资料用χ2检验,相关分析采用Pearson简单直线相关方法,P<0.05有统计学意义。
2 结果
(1)脑出血组和对照组一般情况及hs-CRP含量比较,见表1。
(2)发病1个月死亡与生存患者hs-CRP、FIB、血肿量、入院时NDS评分比较,见表2。
(3)hs-CRP和FIB含量与脑内血肿量、脑水肿程度、入院时NDS评分的相关性分析结果,见表3。
(4)血清hs-CRP含量与血浆FIB含量之间无显著相关(r=0.228,P>0.05)。
(5) 40例患者中有9例同时检测了发病12h内和12h～24h之间的hs-CRP水平,经配对t检验发现二者之间差异有显著性(P<0.05)。
3 讨论
CRP是一种能与肺炎球菌荚膜C多糖物质反应的急性期反应蛋白,主要在肝脏内合成,参与局部或全身炎性反应,是一种敏感的炎症标志物。正常人体中含量极微(约1 mg/L),但在严重细菌感染、物理损伤、动脉粥样硬化、血管损伤、缺血和坏死等情况下可升高100倍以上,通常作为独特的炎性标记物来检测。随着检验手段的进步,hs-CRP的检测方法更为敏感,为临床提供了更多参考价值。本研究证实,在年龄、性别、高血压病史等条件相似的情况下,脑出血急性期患者血清hsCRP含量较对照组明显升高,且升高的程度与脑内血肿的体积、脑水肿的程度和神经功能缺损评分成正比,提示CRP的升高是对脑组织损伤和炎症反应程度的一种反映。而hs-CRP含量与脑水肿程度的相关系数r=0.503,明显高于与脑内血肿量的相关系数r=0.376,可见血清hs-CRP主要反映的是继发性损伤即脑水肿的程度,而非原发性损伤。
Anuk等[2]的研究发现,预后较差的缺血性卒中患者,其CRP水平与红细胞沉降率和纤维蛋白原含量明显相关,考虑CRP的升高可能提示患者的炎症反应较重,而这又会引起红细胞的聚集性加强和纤维蛋白原含量的增加,血栓更易形成,预后更差。而本研究发现,脑出血患者的hs-CRP与FIB水平并无明显的相关性,且FIB与患者脑内血肿的体积、脑水肿的程度和神经功能缺损评分之间也无显著性相关,所以推测在脑出血患者中,CRP并非通过凝血系统发挥作用。
CRP可以通过激活补体途径参与炎症反应和组织损伤。CRP与配基结合激活经典的补体激活途径,活化的补体成分能直接激活静止的血管内皮细胞,从而在内皮细胞介导的白细胞滚动、粘附和渗出中发挥重要作用。Hua等[3]研究发现应用补体抑制剂(N-acetyheparin,N-乙酰肝素)可以明显减轻脑出血后脑水肿的水平。那么能否通过降低患者的CRP来抑制补体的激活,从而达到更好的减轻脑水肿的目的呢?近期的一项研究结果给人们带来新的希望。Pepys[4]等研制出一种专门抑制CRP的小分子化合物:1,6-二磷酸胆碱己烷[1,6-bis (phosphocholine)-hexane],它可以与CRP的补体结合位点交联并使之封闭,从而完全阻止了CRP对补体的激活功能。他们还进一步在大鼠的急性心肌梗死模型上验证了其心肌保护作用。这种CRP的抑制型治疗方法被认为是治疗急性心肌梗死的一种颇具希望的心脏保护方法,同时也为脑卒中的神经保护治疗提供了一种新的思路。
曹姣妃等[5]研究70例急性脑血管病患者血清CRP、肿瘤坏死因子(TNF-α)、白细胞介素6(IL6)的水平变化,发现三者在脑出血患者发病早期均升高,且两两间呈正相关,表明在疾病早期此三种炎性因子相互促进。在炎症反应急性期,TNF-α、IL6等细胞因子可相互诱生,相互协调。IL6诱导血管内皮细胞黏附分子的表达,引起血管炎性反应,白细胞增多,对肝细胞产生急性时相蛋白(如CRP)也有很强的诱导作用[6]。推测这些炎症因子的协同作用和相互诱生导致了脑血管壁的炎症反应,通透性增加,最终引起脑水肿的加重。
Castellanos等[1]对138例自发性脑出血的非手术患者进行研究,发现低水平的FIB和CRP与良好的预后呈明显的相关性,且FIB浓度优于CRP而可作为独立的预后预测因子。本研究却发现hs-CRP与患者预后显著相关,而FIB与预后的相关并无显著性。所以,可以认为脑出血患者发病12h～24h的CRP水平是优于FIB的预后评价指标。考虑两研究结果相左的原因为Castellanos等检测的是发病12h内的CRP水平,且检测了CRP浓度的只是其中24名患者,检测时间的不恰当和病例数偏少导致统计学意义受影响。Winbeck等[7]对缺血性脑卒中的研究也发现发病12～24h之间的CRP浓度与患者预后显著相关,而发病12h内和24h后的CRP浓度与患者预后无显著相关。本研究中9例患者的数据分析也显示:发病12h内和12～24h之间hs-CRP水平是有显著性差异的,后者应该更能代表患者炎性反应的实际程度。
参考文献
[1] Castellanos M,Leira R,Tejada J,et al. Predictors of good outcome in medium to large spontaneous supratentorial intracerebral haemorrhages[J].J Neurol Neurosurg Psychiatry, 2005;76(5) :691～695
[2] Anuk T, Assayag EB, Rotstein R, et al. Prognostic implications of admission inflammatory profile in acute ischemic neurological events[J].Acta Neurol Scand, 2002 ;106 (4) :196～199
[3] Hua Y,Xi G, Keep RF,et al. Complement activation in the brain after experimental intracerebral hemorrhage[J]. Neurosurgery,2000;92(6) :1016～1022
[4] Pepys MB, Hirschfield GM, Tennent GA, et al. Targeting C-reactive protein for the treatment of cardiovascular disease[J]Nature, 2006; 440 (7088) :1217～1221
[5] 曹姣妃,刘宁,梁德胜,等急性脑血管病患者血清hs-CRP, TNF-α和IL-6的动态变化及临床意义[J]第四军医大学学报,2004;25(2) :173～175
[6] Rallidis LS, Paschos G,Liakos GK, et al. Dietary alpha linolenic acid decreases C reactive protein, serum amyloid A and interleukin 6 in dyslipidaemic patients[J].Atherosclerosis, 2003 ;167 (2) :237～242
短期市场反应论文 篇7
在金融市场中, 来自各个方面的消息往往会影响市场的收益和波动情况。然而, 这些消息的发生往往是不可预知、悄然而至的。因此, 分析消息对于市场运行的影响情况及其特征, 对于市场参与者而言是必要且必需的。
二、关于消息短期效应机理的研究综述
关于消息短期效应机理的研究最早可追溯到上世纪70年代, Clark (1973) 提出的“混和分布假说”以及Copeland (1976) 提出的“连续信息到达假说”为相关问题的研究奠定了理论基础。
其中, “混和分布假说”认为:由于不同交易者对于新信息的反映不同, 而这种市场上的不同反应总可以被分为2组, 并且他们的影响均服从正态分布。
而“连续信息到达假说”则认为, 市场中相互独立的交易者在得到市场信息后根据自己对于信息的认识以不同方式移动各自的需求曲线, 进而活跃市场交易, 最终信息为所有交易者吸收, 市场达到均衡状态。
此后, 众多的学者在以上两位学者研究的基础上对于这一理论框架进行了多方面的实证检验。Klußmann and Hautsch (2011) 在其关于高频数据的研究中证实:特定市场信息对于市场交易量、交易额以及买卖价差等方面均存在显著的影响。Vlastakis and Markello (2012) 在分析美国金融市场信息的供求情况及其与市场运行的关系中并发现, 对于信息的需求与市场交易量和历史条件波动率密切相关。
三、对于不同类型消息短期效应的研究综述
为进一步分析消息短期效应, 学者们还根据消息来源的不同, 将消息细分为:政治消息、经济消息和自然消息3大类。
对政治消息而言, Lobo (1999) 利用随机波动模型研究美国选举和政党政见对股票市场收益的影响, 发现与总统选举期间相比, 中期选举对股票市场的影响更具不确定性;Kim和Mei (2001) 检测了香港政治风险对股票市场的可能冲击, 发现香港的政治发展对股票市场的波动和收益有显著影响;Maillet and Michel (2005) 使用市场冲击指数方法 (Index of Market Shocks) 量化分析了法国股票市场对911恐怖袭击事件的反应程度, 结果发现:法国金融市场对于911事件的反应远远强于亚洲金融危机和俄罗斯金融危机。Nanda and Ross (2012) 考察了美国卖方财产状况公开法案对于住宅房地产价值的影响, 并发现这一法案提出后, 房屋卖方在向买方提供证明后可将成交价格提高约3至4个百分点。
经济消息的研究方面, 自Cook and Hahn (1989) 检测了联邦储备货币政策对每股资产价格 (如美国利率和股票价格等) 的影响以来, 大量文献对这类问题进行了研究;肖华、张国清 (2008) 检测了“松花江事件”对相关行业公司股价的影响, 发现“松花江事件”发生后, 吉林化工和样本公司股票的累积异常收益显著为负。Evans (2011) 分析美国期货市场的日内跳跃的存在性和重要性时发现, 约有三分之一的跳跃是由宏观经济消息的发布引致的, 并且这种跳跃行为对于市场价格变动具有巨大和重要的影响作用。
而关于自然消息的研究中, 刘庆富、周程远等 (2011) 运用事件研究法, 考察了汶川地震对中国股市不同行业收益率和波动性等方面的冲击效应。通过研究他们发现, 尽管由于不同行业对于地震事件的敏感性不同, 导致不同行业在面对地震事件冲击中的反应也不尽相同, 但是总体上看, 地震发生后, 地震事件对于股票市场的冲击作用明显增大, 且这种冲击作用还表现出一定的渐进性和持续性。
四、总结
根据以上相关文献回顾, 我们发现消息在市场中的短期效应是存在的, 且不同类型消息的短期效应特征以及持续时间是不同的。因此, 为更加细致的刻画消息短期效应情况, 我们有必要根据不同的标准对于消息进行细分, 并分别研究不同类型消息短期效应的特性。
摘要：金融市场中, 来自政治、经济和自然等方面消息不断冲击着市场并影响市场的收益和波动情况。为对这些消息在金融市场中的短期效应进行分析, 本文对于现有的相关文献进行了归纳和分析, 并在此基础上对于前人研究进行总结。
关键词：金融市场,消息,短期效应
参考文献
[1]Clark P K.A subordinated stochastic process model with finite variance for speculative prices[J].Econometrica:Journal of the Econometric Society, 1973
[2]Cook T, Hahn T.The effect of changes in the federal funds rate target on market interest rates in the1970s[J].Journal of Monetary Economics, 1989;24 (3)
[3]Copeland T.E., A Model of Asset Trading Under the Assumption of Sequential Information Arrival[J].The Journal of Finance, 1976;31 (4)
[4]Evans K P.Intraday jumps and US macroeconomic news announcements[J].Journal of Banking&Finance, 2011;35 (10)
[5]Maillet B B, Michel T L.The impact of the9/11events on the american and french stock markets[J].Review of International Economics, 2005;13 (3)
[6]刘庆富, 周程远, 张婉宁.地震灾难对中国股票市场的冲击效应[J].财经问题研究, 2011;4
短期市场反应论文 篇8
交易强度的增加是否意味着有知情交易发生, 流动性交易者是否应该及时退场以避免逆向选择带来的损失? 过于频繁的交易是否应该强制性中止以保护非知情交易者的利益?这一系列问题不仅是学者所关心的热点, 同时也是交易者急市场监管所关注的问题, 由此激发了大量相关的理论和实证研究。 Hasbrouck (2007) [1]及Biais等 (2005) [2]对相关研究做了总结。
Diamond和Verrecchia (1987) [3]认为在存在卖空限制市场中, 交易强度较小 (交易间隔较长) 意味着市场存在坏消息。Admati和Pfleiderer (1998) [4]的研究认为策略性的流动交易者同知情交易者合谋可以降低交易成本, 在交易强度较大时, 交易对价格的冲击主要受交易者类型比例影响。Easley和O’Hara (1992) [5]认为知情交易者只有在接到信号时才进行交易, 这意味着知情交易将带来交易强度的增加。Foster和Viswanathan (1990) [6]持有相同的观点, 并且认为知情交易的增加会迫使非知情交易者退场。Doufour和Engle (2000) [7]扩展了Hasbrouck (1991) [8]的VAR模型后发现, 伴随短的交易持续期 (交易强度较大) , 交易对价格的冲击较大, 从而得到“快速交易意味着知情交易”的观点。随后Furfine (2007) [9]和Spierdijk (2004) [10]的研究也支持这以观念。然而, Grammig (2011) [11]研究表明在交易强度增加时, 知情交易强度却开始减小, 并分析之所以会有相互矛盾的结果, 原因在于Doufour和Engle (2000) [7]实证中删除无交易的报价调整事件, 并将报价中点变化作为价格变化的代理所引起。Beltran-Lopez等 (2011) [12]的研究结果支持了Grammig (2011) [12]的观点。
Hall和Hautsch (2007) [13]研究了买卖交易强度随指令簿变化的规律, 发现交易强度不仅随信息量增加而增大, 同时也受流动性驱使。Easley等 (2008) [14]将交易强度分为知情交易强度和非知情交易强度, 并分析了它们之间的相关性, 研究发现非知情交易强度之间及知情交易强度之间存在较强的正相关性。Riordan (2011) [15]在基于新闻对交易影响的研究中发现, 不论是正面的、负面的或中性的信息都将增加交易强度。
信息模型认为, 当知情交易发生时, 势必对市场状态带来持续的影响;而处于流动需求的交易只会对市场状态带来临时影响。因而交易强度的临时性变化一般被认为是由非知情交易者交易活动所产生的结果, 而交易强度的持续性变化被认为是由知情交易者的交易活动所产生的结果。然而, 市场中所表现交易强度的变化又是知情与非知情交易活动的综合结果, 这也可能是引起Doufour和Engle (2000) [7]与Grammig (2011) [11]结论冲突的关键所在。为将二者交易活动特征分开, 更好的揭示股票市场交易规律, 本文构建了一个高频交易强度模型, 将交易强度的影响分为临时性和持续性, 从而检验几个市场因素对交易强度的长期影响和短期影响。 以上证高频数据作为样本, 市场因素选取为市场深度、交易量及买卖价差, 同时以收益波动为信息交易代理变量 (Engle等, 2000[16], Dacorogna等, 2000[17] ) , 分析知情交易对交易强度的长、短期影响, 及交易强度同知情交易的关系。
国内相关交易强度的研究主要集中针对交易持续期展开。曲文洲 (2006) [18]通过ACD模型研究了行情公告信息对交易者行为的影响。黄杰鲲 (2006) [19]研究了交易持续期同知情交易的相关关系。李广川等 (2007, 2008) [20,21]分别研究了交易持续期与指令成交积极性的关系及交易持续期模型的选择问题。陶雄华等 (2010) [22]检验了持续期、波动率与市场微观结构的关系。
本文研究发现:其一, 市场深度对交易强度的临时影响显著为正。这一结果支持了Parlour (1998) [23]的观点, 即当市场深度较大并且价差较小时, 限价指令的成交概率随之减小, 因而流动性交易者为了尽快成交而提交市价指令。其二, 交易量对交易强度的长期影响显著为正。该结果表明知情交易常伴随着较大的交易量, 与Wong等 (2009) [24]研究结果相一致。同时该结论也意味着知情交易间存在着较强的正相关性, 信息促使交易强度增加, 即此时的快速交易来自知情交易, 支持Doufour和Engle (2000) [7]的观点。其三, 当价差或交易量增加时, 为了避免信息不对称带来的风险, 非知情交易者交易强度减小, 即价差或交易量增大, 使其对交易强度的临时影响减小。该结论与Foster和Viswanathan (1990) [6]知情交易会迫使非知情交易退场的观点相一致。
文章结构安排如下:第2节, 模型介绍并给出极大似然函数;第3节, 数据说明及处理;第4节, 参数的估计及实证分析;第5节, 结论。
2 模型构建
为了更好地描述非等时的金融时间序列规律, 学者们通常将金融时间序列看成一个随机点过程。 在随机点过程的框架下 (见Bartlett, 1963) [25], 计数过程和交易强度都是随机的。如果当前交易强度受以往交易影响, 则该点过程称为自激点过程 (self-excited point process) (Hawkes, 1971) [26]。
2.1 交易强度
设股票在[0, T]间交易, 将一支股票交易过程看成一个随机序列{t0, t1, …, tk, …}, 其中t0<t1<…<tk<…, tk表示第k笔交易发生的时间, 用N (t) 表示从开盘到t时刻该股票成交的笔数, N (t) 为计数过程。 τi=ti-ti-1表示两笔交易间的持续期。
ACD (自回归条件持续期) (Engle, 1998) [27]模型在刻画高频交易数据持续期间的非等距时间间隔特征时, 具有优越性, 并使得交易持续期研究成为金融市场新的热点。该模型假设交易持续期之间存在如下关系:
其中, εi是独立同分布的随机变量。
ACD模型在假设εi的分布时, 没有考虑当期市场状态对其影响。以εi满足威布尔分布为例, ACD模型原始交易强度函数满足
其中, α和κ分别是形状参数和尺度参数。ACD模型假设E[εi]=1, 从而使得不同的εi具有相同的尺度参数。由生存分析可知, 强度函数受当期周围环境影响较大, 不可忽略。因此, 本文将市场状态变量引入原始交易强度中, 并沿用式 (1) 的假设。
假设原始交易强度服从以下威布尔模型, 即交易强度函数满足下式:Engle (1998) [22]的经典假设, 式 (7) 中如果去掉市场状态向量项X后, 则为经典ACD (1, 1) 条件持续期的线性表达结构。由式 (7) 的迭代格式可知, 该部分市场状态对交易强度的影响会以期望持续期迭代格式传递下去;而由λi的表达式可知, 该部分市场状态对交易强度的影响仅限于当期。因此, 系数向量γ度量市场状态对交易强度的持续影响 (长期) 影响, 而系数向量β量市场状态对交易强度的临时 (短期) 影响。
Engle (1998) [27]验证了交易量及价差对价格变化持续期的影响, 结果表明价差和交易量对价格变化持续期均有显著的负影响。Wong等 (2009) [24]研究了交易量对交易持续期的影响时发现大、小交易量对持续期产生的影响不同, 并且价格波动性同交易强度正相关。该研究表明交易量对交易强度存在长期影响。Parlour (1998) [23]研究发现, 市场深度的增加会导致市价订单的成交概率增加, 从而增加交易强度。因而本文选取市场深度、交易量、价差及波动性作为几个重要的市场因素, 分析它们对交易强度的长、短期影响。
3 数据说明及处理
3.1 数据说明
上海证券交易所是一个纯指令驱动市场, 所提交的指令全部通过电子指令簿进行撮合成交。每周周一至周五为交易日。每天9点15开始到9点30为集合竞价, 9点30至11点30及下午1点至3点为连续竞价交易时段。该市场只允许提交限价指令。不能成交的限价指令将排在指令簿的队列中。指令簿只显示最优的五个买价和卖价及各个价位上对应的市场深度。其中最小报价单位为一分, 最小报量为一手 (100股) 。交易遵循“价格优先, 时间优先”的原则。
本文选取2006年上证50成份股作为样本数据。 数据来源于色诺芬公司 (CCER) 高频数据库。样本时间段为2006年1～9月的数据。其中上证50成份股样本是以上证2005年12月12日公布名单为准。另考虑到齐鲁石化 (代码600002) 即将退市, 据上证2006年4月13日公告, 将其调整为赣粤高速 (代码600269) 。其中表1给出样本股票的部分横截面特征的统计描述。
色诺芬公司分笔数据库提供每一笔交易的成交时间、成交价格、 累积交易量、 买卖标价及所对应的市场深度。表1结果采用如下计算方式得到, 首先计算出每只样本股对应的市场特征在样本区间的平均值, 然后对这50组平均值做统计。表1中市场深度、持续期、价差、交易量为50组平均值对应的统计结果。其中深度为数据库记录的买方深度与卖方深度之和。深度与交易量的单位为手。价差是卖一价减去买一价, 价格与价差的单位为元, 持续期是两笔交易的时间间隔, 单位为秒。其中贵州茅台 (6005 19) 价格最高, 平均价为48.15元, 该股票同时对应表1中价差最大值及交易量最小值。而赣粤高速 (600269) 同时对应表1中交易持续期最大值和样本容量最小值, 这表明该股票相对表1其他股票交易较清淡。样本容量最小值是45326条数据, 在统计上保证参数估计所需数据的充足。
3.2 数据处理
由于高频数据存在显著的日内效应, 需对所需要的数据消除日内效应, 以交易持续期为例。用样条函数进行数据拟合来去除日内效缨。假设调整后的持续期用xi表示, 则
其中, {1, t, t2, t3, (t-Tj) 3+, j=1, 2, …, 6}是节点Tj (j=1, 2, …, 6) 上的三次样条基底函数, (t-Tj) 3+是三次半截单项式。节点分别选取9:40, 10:00, 11:00, 13:00, 14:00和15:00。通过数据拟合, 可以得到系数cj, dj的值及拟合曲线φ (t) , 从而得到调整后的持续期xi.同样的方法可以去除其它数据的日内效应。
本文所有数据处理及相关运算均使用软件R。其中极大似然估计选用Nelder-Mead方法。
4 实证结果及分析
4.1 市场状态对交易强度的长、短期影响
市场特征量X的分量分别取市场深度、交易量和价差, 即X′i=[1, depthi, voli, spreadi]。选用调整后的持续期xi, ψi与λi的表达式分别为:
对应X的分量, 式 (9) 中的系数β分量分别为β′=[b0, b1, b2, b3], 式 (8) 中λ的分量分别是γ′=[r1, r2, r3], 其中γ对应X的第一个分量的影响可由ω度量。以xi替代τi, 将式 (8) 、式 (9) 代入式 (6) 进行参数估计。以b1与r1为例, 二者分别用来度量交易深度对交易强度的短期和长期影响, 如果b1>0, 则表明市场深度吩交易强度的短期影响为正;值得注意的是, 如果r1>0, 由表达式 (6) 和 (7) 知, 市场深度对交易强度的长期影响为负。
Wong (2009) [24]以持续期模型为基础, 研究了市场深度, 交易量及价差对条件期望持续期的影响。与本文研究相比较, Wong仅考虑了以上三个量对交易强度的持续影响。实证估计中, 本研究分别分开检验了市场深度、交易量及价差对交易强度的持续影响及临时影响, 最后将所有因素及影响统一作估计。由于参数估计结果符号相一致, 因而仅列出统一估计下的参数结果。
限于篇幅, 不再列出所有股票所对应的全部参数, 仅列出部分参数估计结果、影响方向及显著程度。以浦发银行 (600000) 为例给出每只股票所有估计出的参数, 其他样本股参数均以统计形式给出。
注: ***表示在大于99.9%的概率下显著。
表2中α参数对应着威布尔分布所对应的形状参数, α值大于1表明强度函数是交易间隔的递增函数。a1度量前一期时间间隔对当期的期望持续期的影响。a2度量相邻的两期期望持续期间的相关关系, 其结果为正同a1为正表明交易持续期间自回归性。ω, b0分别为两个截距项。b1, b2, b3则分别对应市场深度、交易量及价差对交易强度的临时影响, 而r1, r2, r3分别对应该三个特征对交易强度的持续影响。
表3给出本模型中α, a1, a2, ω所估计的参数结果与经典的WACD (1, 1) 参数估计结果及二者间的相互比较。该四个参数在经典的ACD模型中揭示了交易持续期间的自回归关系, 或交易强度的聚类现象。其中本文的交易强度模型这四个参数体现了交易强度的聚类现象
由于经典的ACD (1, 1) 模型在结构上没有考虑以上三个市场因素的影响, 因而参数ω估计在量值上应该存差别, 而对于其它参数则受市场因素影响不大, 因此两个模型对应的估计值应该相一致。以参数α为例, 均值、 最大值和最小值上的比较从总体上说明参数估计结果基本一致。为比较两个模型参数α在分量上的相近程度, 分别计算两组参数α的相关系数和相对误差的平均值。 其中相关系数为0.99767455, 表明两组参数α分量变化趋势相一致。进一步, α的相对误差是将两组值相减, 然后除以其中一个两组值得和的1/2, 最后取平均值, 该值等于-0.01848216, 相当于两组值的差别平均小于±2%.
本文的交易强度模型在前四个参数上解释了交易强度的聚类现象, 同时参数α估计值与经典的WACD (1, 1) 估计结果相一致, 这一点表明本文模型在扩展上没有与原始模型参数估计相矛盾。从而也说明模型估计上的有效性及稳健性。
表4给出了参数正负及显著的结果。参数b1在50个中有45个为正, 并且有45个大于95%的概率显著为正, 有4只显著为负。参数b2在50个中有45个为负, 其中44以95%的概率下显著, 没有显著为正样本。参数b3在50个全部为负, 其中48个以95%的概率显著为负。参数r1在50个中有46个为正, 其中42个以大于95%的概率显著为正, 参数r2在50个中有49个以95%的概率显著为负。而参数r3正负差别不足够明显, 并且显著程度不高。表4第三行给出50只股票中参数正负个数。第四、五行分别给出其中以大于90%和95%的概率下显著的个数。
信息模型一般认为噪声交易者的交易只会引起市场状态临时性变化, 而信息交易会引起市场状态的持续变化。因而市场特征对交易强度的临时影响可用来分析噪声交易者交易行为, 而市场特征对交易强度的持续影响则用来分析知情交易者交易行为。
由表4的统计分析可知, b1>0表明:当市场深度增大时, 噪声交易者趋向于提交市价订单, 从而对交易强度临时影响增加。Parlour (1998) [23]通过模型分析了市场深度对交易的影响及交易相关性, 发现当市场深度增加时, 限价指令成交概率降低, 因而流动性交易者倾向于选择提交市价指令。市价订单的增加意味着交易强度的增大, 因而可知, 随市场深度的增加, 流动性交易者提交的市价订单增加, 从而临时交易强度也随之增加, 其结论与b1>0相一致。而r1>0则表明市场深度对交易强度的持续影响显著为负。Chakravarty等 (1995) [28], Kaniel等 (2005) [29]研究认为知情交易者可能因交易策略而提交限价指令, r1>0为此提供佐证。
r2<0表明市场交易量的增加时, 交易强度将随之增加, 如果较大交易量来自于知情交易者, 那么该结果表明知情交易间存在较强的自相关性, 从而知情交易强度增加。
b2<0与b3<0表明当交易量或价差增大时, 噪声交易者交易强度显著减小。 Subrahmanyam (1994) [30]在扩展Kyle (1985) [31]模型时发现, 当市场存在多个知情交易者时, 知情交易者间因竞争而选择较大的交易量交易。Madahavan等 (1997) [32]发现, 价差较大意味着非对称信息成本较大, 即此时市场存在较高比例的知情交易。因而在交易量或价差增大时, 市场中知情交易的概率增加, 噪声交易者为规避逆向选择风险而放慢交易。 这也表明知情交易阻止了非知情交易, 与Foster和Viswanathan (1990) [6]的结论一致。
同时, 根据实验结果可以看到, 并不是所有的参数都保持一致的符号及显著性, 这也说明市场交易的复杂性, 尚有未发现因素影响市场规律。另外, 现有研究尚未发现市场深度同知情交易者交易行为间所表现的规律。 这与市场深度的变化是由哪类交易者引起的密切相关。 已有研究表明, 知情交易者可能因为策略而提交限价订单 (Chakravarty等, 1995[28], Kaniel等, 2005[29]) , 从而引起市场深度变化。Easley和O’hara (1992) [5]的研究表明, 知情交易者为最大化其信息带来的利益, 往往将交易量进行分割交易。市场的这些直接特征, 如交易量, 市场深度, 价差的变化可能来自于知情交易者, 也可能来自于非知情的流动交易者, 并且各自都采取相应的交易策略, 从而导致部分直接市场特征对交易强度的影响不明确或不显著。
罗列参数b1<0为负的5只股发现, 其中4只股票为2006年上证截止中国银行 (601988) 和大秦铁路 (601006) 上市前市值排名的前5只股票中的4只。它们分别是G宝钢 (600019) , 中石化 (600028) , XDG招行 (600036) 和G长电 (600900) 。由于大市值的股票具有较好的流动性, 因而该结果认证了股票市场中交易行为的复杂性, 同时也表明流动性对交易强度存在影响。
4.2 收益波动对交易强度的长、短期影响
Hasbrouck (1991) [8]研究表明, 收益的波动可以看成是私人信息融入价格的结果。本节将以收益波动作为信息交易代理变量来分析知情交易对交易强度的临时和持续影响。取X只有一个市场特征分量, 即Xi=[1]ui|], 对应的β′=[b0, b4]及γ′=[r4]分别度量知情交易对交易强度的临时及长期影响。其中ui是收益经过MA (1) 得到的余量, 满足下式:
其中, μ是常数, Ri是收益, ui可以看成是去掉微观结构影响后的收益, 而|ui|则作为收益波动Foster和Viswanathan (1990) [6]的“知情交易强度较大时, 非知情交易者会退出交易”的结论相一致。参数r4<0表明, 当市场收益波动较大时, 交易强度将持续增加, 即收益波动的增加伴随着知情交易强度的增加。从而进一步证实了Doufour和Engle (2000) [7]“快速交易意味着知情交易”的观点。
5 结论
以生存分析知识为理论基础, 本文构建高频金融时间序列中的交易强度函数模型。将市场特征量对当期交易强度的影响引入模型, 从而将市场特征量对交易强度的总体影响分为临时性及持续性。分别考虑直接市场特征量如:交易量、市场深度及价差, 和市场间接特征量:收益波动, 对交易强度的临时影响及持续影响。
已有的研究或强调市场特征量对交易强度的长期影响, 如系列ACD模型的相关实证研究;或强度总体交易强度的变化, 如 Hall等 (2007) [13]认为交易强度的变化可能由信息驱使, 也可能由流动性驱使;或以低频交易强度值来分析知情交易强度同非知情交易强度间的相关性 (4) 。尚没有同时针对高频交易强度的临时及持续影响的相关研究。本文所给出的市场特征对交易强度的长、短期影响深化了对交易者行为分析。
指令驱动市场中, 价格形成取决于知情交易者及非知情交易者的共同行为, 知情交易者如何选择时机、指令类型及交易量, 以及非知情交易者将采取哪些策略来降低逆向选择风险所带来的损失, 相关研究仍是未知。本文研究结果表明, 收益波动对交易强度的长、短期影响截然不同。如果交易强度的临时性变化是由非知情交易者行为所引发的结果, 而交易强度的持续性变化是由知情交易所带来的结果, 那么通过分析市场特征对交易强的临时及持续影响将对揭示知情及非知情交易者行为提供一种新方法。