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摘要：在荷载结构法中, 计算围岩压力的具有重要作用, 目前的确定方法主要有围岩分类确定法、普氏理论、泰沙基法等。在实际工作中还需要经过详细研究岩石隧道, 才能了解偏压隧道的结构计算方法和围岩压力确定方法, 并且要要对隧道衬砌结构进行动态分析, 找出岩石偏压隧道的解决方法, 从而确保偏压隧道的安全。

关键词：偏压隧道,荷载—结构法,反演方法

1、前言

在隧道偏压段结构分析中, 使用荷载结构法, 竖直压力假定与地面坡度一致 (梯形分布) , 侧向压力采用朗肯主动土压力理论, 同时考虑了弹性抗力的作用;将双层衬砌按等变形原理简化为单层衬砌计算。采用2D-σ进行连拱隧道的二维有限元分析, 其中将二衬取为实体单元。

2、偏压隧道的荷载计算

政府制定的公路隧道设计规范对偏压隧道形成条件考虑了外侧的围岩覆盖厚度 (t) 值、地质条件 (围岩类别) 、地形 (坡率n) 等三个方面的因素, 并且在公路隧道设计规范也规定了在不同的围岩类别和坡率的情况下形成偏压的上限t值, 计算使用的t值是由外覆土体的负载能力来决定的。另外经过试验证明在隧道施工中施工步骤、洞室形状、大小也存在较大影响, 其变化会在土体内部应力场的分布上改变外覆土体的承载力, 从而影响外侧的围岩覆盖厚度的大小[1]。

偏压隧道的荷载的计算方法, 常常使用反演的方法经过调整需反演参数的取值, 从而获得差异最小的实测值和正算值, 同时获得参数值就是我们所需要的反演值。这种方法由于在应用于正算过程和反分析过程时比较简单, 具有比较广泛的适用范围。

常用反分析的目标函数一般选择如下形式:

其中, fi与J为待反分析参数X的函数, n为测点总数, ui为实际量测值, fi为监测量的有限元计算值。经过逐渐优化可以使目标函数获得差异最小的数值。在隧道施工过程中, 因为需要监测的项目比较多, 既有有量值很大的围岩压力值和衬砌内力值, 又有量值极小的位移, 如果直接使用以上的目标函数, 只能计算数值比较大的项目, 而无法计算小量。所以在实际工作中把目标函数进行了适度改变, 使用以下的公式:

在函数中fi与J为待反分析参数X的函数, n为测点总数, ui为实际量测值, fi为监测量的有限元计算值, 其下标的意义为ni为第i个监测项目的测点, k为监测项目数, 第i个监测项目的第j个测点。

3、隧道结构正分析计算原理

使用新奥法原理进行施工时, 首先要使用光面爆破开挖隧道, 接着要使用合适的喷锚支护, 同时对隧道内部的应变、应力、位移等进行准确计算, 了解隧道内部的变形、稳定性是否达到施工的要求, 掌握二次衬砌正确的时机。在计算衬砌结构数值的时候, 可以分为两个时期, 其一为对衬砌进行首次计算, 计算围岩、锚杆组成喷层的受力、锚杆的受力、组合拱的受力;其二为计算二次衬砌和初期支护的联合受力, 隧道的围岩压力可以按照具体情况分配到这两个时期。

在实际计算当中可以把闭合的隧道衬砌分别化为一段一段的曲梁或者直梁, 而地层和衬砌的相互作用使用地层弹簧来模拟[3]。第一要计算各个梁单元的单元刚度矩阵, 第二可以使用按号排列的方法组合成总体刚度矩阵, 接着对将结构上的荷载进行结点转化成右端项, 第三对要许多小量的条件进行正确处理, 从而最大程度地消除总刚的差异性, 接着使用方程组进行求解, 获得每个结点的位移数值, 然后把结点位移的数值套入每个单元的单元刚度矩阵中, 才能得到梁端内力[4]。

3.1 复合衬砌的有限元处理

复合衬砌的处理方法有很多, 在二维有限元分析过程中, 把施工初期的支护设施处理成轴力杆单元, 而二次衬砌用实体单元或者梁单元来模拟;在运用梁系有限元的时候, 可按照隧道等变形的情况把二次衬砌与初期支护结合起来处理成梁单元。

因为二次衬砌与初期支护之间设置了防水板, 所以初支无法向二衬传递剪应力, 而只能传递法向应力, 所以可以把二次衬砌当做隔离体进行单向受力。围岩所受的压力会因为设置初期支护而有所减少。在隧道施工时, 可以利用二次衬砌与初期支护之间的压力差, 通过回归平滑之后可以当做压力值为二次衬砌进行计算。

3.2中墙的有限元处理

由于衬砌都是有厚度而梁单元没有厚度, 所以, 当把衬砌转化为梁单元的时候可以使用衬砌的轴线当做梁单元的轴线。同时在拱脚轴线和中墙轴线相交的区域就会出现了问题, 它们不交于同一点。其处理方法是把左右衬砌都向中墙整体进行适度移动, 让它们可以得到相交。另外也可以在中墙两端适当增加一根刚性梁, 让左右拱脚可以相交到刚性梁上。这样确定了隧道结构的简化模式和隧道的偏压荷载之后, 才能使用荷载结构法计算衬砌的变形和内力, 完善隧道的设计。

4、工程应用实例

4.1 工程概况

某隧道使用丘陵地貌, 地形起伏过大, 出口处坡角约为38°, 进口处坡角约为23°。隧道结构使用新奥法原理进行设计, 使用复合衬砌, 设计型不对称双连拱隧道。同时因为隧道所处的地形起伏过大, 其围岩类别较低, 进出口段埋深较浅, 因此很大可能会出现偏压。

4.2 荷载反分析结果

按照模型研究的结论, 可以把假设作用于衬砌结构上的压力荷载表现为抛物线分布模式, 如图2 所示。这种分布模式存在普适性, 不但可以使用抛物线分布模式还可以使用矩形分布荷载和模拟梯形分布模式, 反分析结果如表1 所示.

4.3 衬砌内力计算

反分析的目的是获取进行隧道设计计算的“等效”参数, 采用这些参数进行正分析, 从而预测隧道的受力变形等状态。比如, 地层参数由于围岩的复杂性, 它在空间和时间上都是变化的, 之所以能用两个参数来代表, 是因为他们对隧道的作用是等效的。

5、结束语

在实际施工过程中中, 计算围岩压力具有重要的作用, 因此本文仔细研究了岩石隧道, 特别是偏压隧道结构计算方法和围岩压力确定方法, 可以在施工时对隧道衬砌结构进行适当动态分析, 其分析方法为首先要对偏压隧道的荷载进行计算, 然后利用隧道结构正分析计算原理结合实际的隧道施工情况, 并且使用荷载反分析方法, 获得调整偏压隧道的最佳数值, 这样不仅可以确保偏压隧道的安全, 还可以维持隧道施工的进度, 使隧道建设可以顺利实施。

参考文献

[1]张海亮, 董志.黄土质偏压隧道施工技术[J].铁道建筑技术.2014 (04) :12-13.

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1、入侵检测的内容。关于入侵检测的定义已有数种，其中ICSA入侵检测系统论坛的定义即：通过从计算机网络或计算机系统中的若干关键点收集信息并对其进行分析，从中发现网络或系统中是否有违反安全策略的行为和遭到袭击的迹象(的一种安全技术)。入侵检测技术是动态安全技术的最核心技术之一。传统的操作系统加固技术和防火墙隔离技术等都是静态安全防御技术，对网络环境下日新月异的攻击手段缺乏主动的反应。目前，利用最新的可适应网络安全技术和P2DR(PolicyProtectionDetectionResponse)安全模型，已经可以深入地研究入侵事件、入侵手段本身及被入侵目标的漏洞等。入侵检测技术通过对入侵行为的过程与特征的研究，使安全系统对入侵事件和入侵过程能做出实时响应，从理论的分析方式上可分为两种相异的分析技术：(1)异常发现技术，

(2)模式发现技术。目前，国际顶尖的入侵检测系统IDS主要以模式发现技术为主，并结合异常发现技术。IDS一般从实现方式上分为两种：基于主机的IDS和基于网络的IDS。一个完备的入侵检测系统IDS一定是基于主机和基于网络两种方式兼备的分布式系统。另外，能够识别的入侵手段的数量多少，最新入侵手段的更新是否及时也是评价入侵检测系统的关键指标。从具体工作方式上看，绝大多数入侵检测系统都采取两种不同的方式来进行入侵检测：基于网络和基于主机的。不管使用哪一种工作方式，都用不同的方式使用了上述两种分析技术，都需要查找攻击签名(AttackSignature)。所谓攻击签名，就是用一种特定的方式来表示已知的攻击方式。

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财务动态治理定义及其必要性可归纳如下:

(一) 定义

财务动态治理是指企业、利益相关者自身以及外部环境的变化都可以改变利益相关者与企业的利益相关度, 所以要对财权进行不同的和动态的安排, 使得企业的财务治理也相应地产生动态变化, 从而体现出不同的、动态的利益相关者格局。

(二) 必要性

利益相关者财务治理除了是一种静态治理外, 更是一种动态治理。财务治理的动态性在于, 公司各利益相关者之间的冲突是不断发生的, 公司的经营状况以及利益相关者在公司中的利益格局也是不断变化的, 只有动态的财务治理才能连续不断地发现和修复财务治理中的缺陷, 协调各利益相关者之间的关系。按照新制度经济学的解释, 公司原始契约的初次设计, 是公司利益相关者各方利益协调的结果。而随着公司经营状况和各利益相关者投入的专用性资本、谈判能力以及外部环境等的变化, 信息不对称状况会越来越严重, 从而各种显性的和隐性的契约需要不断的修订和重新协调, 这是公司利益相关者各方新的要求在财务治理中的再次反映, 因而需要进行财权的配置和再配置。财权安排的状态依存性和动态性就决定了财务治理的动态性。

具体而言, 财务动态治理包括两个方面:一方面是由财权安排的状态依存性引起的———企业经营状况变化时, 财务治理发生相应的变化;另一方面是由财权安排的动态性引起的———各利益相关者投入的专用性资本、谈判能力以及外部环境等利益格局变化时, 财务治理也发生变化。需要强调的是, 我们在共同治理中提出利益相关者可以进入董事会、监事会, 可以拥有相应的财权, 并不是说他们一定要参与到财务治理中来, 而是说他们应该拥有参与财务治理的权力, 因为利益相关者共同参与下的财务治理能有效地保障各利益相关者的利益, 还能使各利益相关者的权力相互制衡, 提高治理效率。至于各利益相关者是否参与财务治理, 应该是基于环境、自身条件和自身利益的考虑, 以及对财务治理行为成本与效益的分析, 也是相互间博弈的结果。

二、基于利益相关者的财务相机治理

现代财务治理理论认为, 静态的财务治理体现了利益相关者之间的合作, 而动态财务治理中的相机治理则是在恰当处理利益冲突和矛盾的基础上, 维持相关利益主体之间稳定的合作状态。财务治理的根本目的在于通过一系列的制度安排实现相关利益主体之间责、权、利的相互制衡, 实现效率和公平的合理统一。由于每个利益主体都是有限理性的“契约人”, 在信息不对称的条件下, 拥有信息优势的一方可能会损害他方利益, 这种行为一旦发生, 合作基础便受到侵害, 从而造成代理问题或组织成员之间的利益冲突。为了确保合作稳定, 受损失的一方应有权采取相应措施惩罚违反合约者, 通过一套制度防止机会主义行为和损人利己行为。而相机治理指的是依据风险依存状态, 利益相关者通过履行相机选择权改变企业实际控制权的配置状态, 或影响控制主体决策行为的选择结果, 旨在保全即得收益或未来收益的风险分散机制。构建相机治理的目的在于, 确保公司在非正常经营状态下有适当的制度来帮助受损失的利益主体实现其再谈判的意愿, 通过对财权的调整来改变利益分配格局。

(一) 内部财务相机治理相机治理的主体是利益相关者, 从企业内部来看, 主要包括出资者 (股东) 、经营者和企业的员工。

其一, 出资者 (股东) 的财务相机治理。企业的股东结构包括控股股东和非控股中小股东, 控股股东的地位决定了中小股东的弱势地位。 (1) 对于大股东而言, 当企业出现经营危机或经理层有侵害出资者利益的行为时, 可先通过监事会加以制止;如果监事会无法制止, 可以通过股东大会采取“用手投票”进行表决、对公司管理层进行更换从而接管公司或重组公司, 达到控制权的转移等相机治理措施。 (2) 对于中小股东而言, 当企业出现经营危机或经理层有侵害出资者利益的行为时, 可以通过独立董事的制衡机制, 制约公司管理层的行为, 或“用脚投票”, 通过抛出手中的股票来退出企业组织, 表达自己的意志。他们参与财务治理时缺乏积极性, 在利益受到损害时, 通常会选择转让股份, 资本逃逸的保全策略。特别是在股权分置的条件下, 控股股东具有转移中小股东财富的可能, 解决中小股东利益不受大股东机会主义行为损害的关键是建立基于中小股东的相机财务治理机制。 (3) 中小股东之所以在企业出现经营危机时大多选择转让股份而不是参与治理的策略, 是因为股份太少, 行权成本太高。因此, 有效解决中小股东相机财务治理的前提条件是, 降低中小股东行使表决权的成本, 提高中小股东相机财务治理的行为动机。具体来说, 有效解决中小股东相机财务治理的基本方略有以下几种:一是建立中小股东累计投票权制度。在这种制度下, 每一名股东所拥有的选票数等于其持有的股份数乘以待选的董事名额数。股东可以将其选票投给一名董事候选人, 也可以将选票分别投给各候选人。通过累计投票制, 中小股东可以集中选举力量, 使一名或多名候选人当选为董事。这就解决了中小股东股份太少, 对控制主体决策行为影响太小的问题。二是中小股东投票权的信托代理制度。指中小股东将其表决权委托给银行、信托机构、基金公司等机构投资者代理行使, 这就解决了中小股东行权成本过高的问题, 在一定程度上保障了中小股东的利益。三是建立健全独立董事制度。所谓独立董事是指不在公司担任除董事外的其他职务, 并与其所聘任的上市公司及其主要股东不存在可能妨碍其进行独立客观判断关系的董事。通过建立独立董事制度, 进一步完善了公司的治理结构, 规范了上市公司的运作, 从而为保护中小股东利益迈出了实质性的一步。

其二, 经营者的财务相机治理。经营者投入的是人力资本, 作为人力资本的所有者, 可以通过人力资本市场重新配置自己的时间和能力。但是, 由于人力资产具有专用性, 人力资产与企业的关系网络是密切相连的, 离开了企业的关系网络, 经营者的人力资产可能出现贬值。经营者为了维护自己的利益, 应采取一些相机处理的措施: (1) 企业在正常经营状态下, 经营者享有企业的剩余控制权, 具体经营管理企业, 而企业剩余索取权则由股东和经营者分享, 以保证为股东和经营者努力干好各自的事情提供有效的激励。 (2) 当企业财务状况恶化时, 经营者面临被替换的可能。此时, 如果企业经营不善是由于技术、政策或市场原因造成的, 经营者对企业经营存在的问题比其他利益相关者了解得更清楚, 所以对企业的发展前景有更为准确的判断。经营者如果是有能力的, 就具有收购企业维护自身利益的行为动机。在这种信息不对称的条件下, 允许经营者收购企业将是企业可行的再生手段。同时, 经营者收购也是出于无奈, 要保住已有的权力就必须抵制他人接管企业。这样, 一旦企业被收购, 对经营者就构成财富约束, 就会形成经营者拯救企业的动力。从各国的实践来看, 管理层收购已成为被经常运用的企业重组手段。经营者通过管理层收购实现对企业的相机财务治理权, 对于提高企业的经营效率、改善国有企业的财务状况是有益的。 (3) 在股权分置的情况下, 经营者可以通过授权来经营企业的法人财产, 所以经营者对于授权经营的企业也具有相机财务治理权。如集团公司对下属子公司的财务治理可以选择集权式财务治理模式和分权式财务治理模式。当下属子公司独立的财务经营状况良好, 能够满足集团公司的目标要求时, 对子公司的财务治理可以选择分权式财务治理模式;反之, 当子公司采取分权式财务治理模式不能达到集团公司的目标要求时, 则对子公司的财务治理应选择集权式财务治理模式。这两种模式是集团公司对下属子公司实施相机财务治理的基本模式。

其三, 经营者的行为和股东的行为的相互影响。对股东和经营者行为的分析符合博弈论的实质:在经济主体理性的条件下, 行为主体根据给定的条件及对方的行为来决定自己的行为, 从而使自身利益最大化。在现代企业中, 所有权与经营权的分离, 产生了委托代理关系, 企业的出资者———股东委托经营者来经营企业。股东期望其投入的资本获得尽可能大的增值, 而经营者追求的是自身效益的最大化。由于两者目标函数的不一致, 代理人有了选择“道德风险”的动机, 而且由于委托人与代理人之间的信息存在不对称性, 使得股东对经营者的监督难以完全实施。这样, 企业股东和债权人之间不可避免地进行行为博弈, 以实现自身效益的最大化。

其四, 员工的财务相机治理。在社会主义市场经济体制下, 国有经济在国民经济中起支配和引导的作用。国有经济的公共产权属性决定了资源配置不仅要强调效率, 还要兼顾公平。企业制度改革直接关系到职工的经济利益, 如果企业制度改革只强调效率而不兼顾公平, 损害了处于弱势地位的职工的利益, 就会引起社会的动荡。由此看来, 应当赋予企业员工一定的财务相机治理权。工资和奖金是职工主要的收益来源, 由于企业经营状况的变化而被解聘或被降低薪酬标准是职工可能面临的风险。当企业经营业绩下降或经营者有损害企业利益的行为时, 员工可采取一定的相机治理措施, 以法律维护自己的合法权益。如要求董事会更换经理人员;提议召开临时股东大会更换董事;提议召开临时职代会罢免经营者, 必要时还可以通过工会起诉违法的经营者;进行以员工收购为基础的企业重组等。

(二) 外部财务相机治理利益相关者对企业的控制程度是不

同的, 而作为控制型利益相关者的相机财务治理占据主体地位。但是, 从公平交易的角度来看, 为了避免控制型利益相关者对公共利益的侵害, 也应当赋予非控制型利益相关者和企业外部的利益相关者一定的相机选择权。所以, 非控制型利益相关者和企业外部利益相关者也是相机财务治理的主体。

其一, 债权人的财务相机治理。在企业正常经营状态下, 企业财务控制权归属于企业的经营者, 而在企业资不抵债, 无力清偿到期债务的情况下, 企业的控制权就转移到债权人手中。债权人与股东、经营者的风险结构是明显不同的, 债权人的收益是根据合约的规定按期收回本金和利息, 其风险是财务状况可能恶化到不能按期收到本金和利息的程度。如果出现了企业经营不善, 不利于债权人的财务状态, 债权人会实施资本收益保全措施;如果出现了有利于债权人的财务状态, 债权人会实施有利于资本收益增长的追加贷款额度措施。总之, 无论企业出现了哪种财务状态, 债权人采取了哪种行为措施, 为了获得一定的决策信息, 债权人都具有相机参与企业财务治理的行为动机。具体来说, 可以建立事前、事中和事后治理的相机治理机制。 (1) 事前治理。事前治理的目的是防止企业经营状况不好时, 偿债危机的出现。债权人向公司贷款时, 对企业资信和投资项目进行评估。从而贷款给那些资产质量好、偿债风险低的公司。如有必要, 债权人可以要求企业进行抵押和担保。另外, 债权人还可以与企业签订约束性条款。债权人之所以要签订有利于实施财务相机治理的债权合约, 是因为信息的不完全性和不对称性。债权人不可能签订完全合约, 因为不可能将各种可能发生的情况都考虑进去, 这就要求签订债权合约时要设立限制性条款和附带性条款。其中, 限制性条款主要是对资金筹集、使用等的限制性规定, 而附带性条款是债权人为实施财务相机治理而设立的, 是债权人基于债务人的不同财务状态考虑的财务行为选择。通过限制性和附带性条款, 防止企业不利于债权人经营状态的出现。 (2) 事中治理。事中治理就是要通过各种方式来监督公司的财务决策的制定与执行。事中可以通过贷款协议中的保护性条款来约束企业行为, 并通过会计师事务所、评估公司等中介机构进行监督, 防范经营者的道德风险行为 (如把贷款投向高风险项目) 。还可以使债权人进入公司的监事会, 通过监事会对公司的经营状况和经理阶层的行为进行监督, 以防范公司股东、经理阶层从事损害债权人利益的机会主义行为。 (3) 事后治理。事后治理是指当企业出现偿债危机时债权人的利益保护机制。当企业经营严重不善无力偿还债务时, 债权人可采取申请重组或破产清算等措施来对经营者进行硬约束, 转移企业的财务控制权。一般来说, 破产清算只能使一部分债务得到补偿, 而且对债权债务双方都存在不可避免的损失。但是重组却可以使公司作为一个整体而存在, 在许多条件下, 可以达到挽救企业危机的目的, 比破产为债权人带来的利益要多。债权人是选择重组还是清算, 要视具体情况而定:如果企业的债权结构比较简单, 债权人数目较少, 债权人对公司的求偿权级别相同, 那么重组的可能性大一些;反之, 如果企业的债权结构比较复杂, 债权人数目较多, 相互之间难就重组达成协议, 那么债权人选择清算的可能性就大一些。

其二, 政府的财务相机治理。政府对企业的财务相机治理主要表现在两个方面:一个是企业处于破产状态时;另一个是当企业的财务行为影响到社会经济的安全运行时。 (1) 当企业处于破产状态时, 破产企业会给政府带来更多的就业压力和由于社会不稳定因素增加而带来的隐患。因此, 当处于破产状态的企业对当地政府的就业目标和稳定因素造成威胁时, 政府就会采取一定的救助措施。 (2) 当企业违背公共财务规则和专项财务制度时, 政府将会对企业的财务行为进行惩罚, 以规范企业的财务行为。如对排污企业的治理, 政府通过罚款或征税等措施影响企业的财务行为;对偷税、漏税的企业实施税收保全措施等。不过, 政府作为企业的利益相关者, 其本身也具有追求自身利益最大化的行为动机, 因此, 政府的相机财务治理权必须建立在完善的法律法规体系基础之上。政府可以通过提请以立法等方式对公司行为进行监督和约束, 如制定各种约束公司财务和会计行为的法律法规和对违规行为进行惩罚的法律制度。政府也可直接参与对公司的税务检查、工商检查以及委托市场监管机构 (证监会、审计部门) 、中介机构对公司的行为进行监督等相机治理机制。

其三, 顾客和供应商的财务相机治理。企业的顾客和供应商, 与企业之间具有密切的经济业务关系, 企业的财务行为和经营状态直接影响到顾客和供应商的经济利益。所以, 顾客和供应商也应该具有财务相机治理的行为动机。通常来说, 顾客、供应商的相机治理主要是通过财务监控权的市场分享体系等外部市场来实现的, 如顾客拒绝购买公司的产品, 供应商断绝与企业的贸易伙伴关系, 社区通过法律提出环保要求等。

具体来说, 顾客和供应商对企业的相机财务治理有三个基本方案可供选择: (1) 顾客和供应商通过与企业签订财务合约以约束企业控制主体的决策行为, 达到维护自身经济利益的目的, 防止企业有损害其利益的行为; (2) 当企业损害顾客和供应商的正当利益时, 顾客和供应商应主动提出纠正要求, 如要求董事会重新对某方案进行财务决策;或者要求董事会更换管理人员;提议召开临时股东大会更换董事等。 (3) 如果企业权力机关不予采纳顾客和供应商提出的纠正要求, 也可以选择放弃合作以实现对企业的财务相机治理。尤其是当企业提供的产品或服务不能满足顾客的需求, 或者企业有损害供应商正当利益的行为出现时, 可以考虑断绝其与企业的贸易伙伴关系, 必要时还可以诉诸法律。

参考文献

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一种用于动态光散射测量的虚拟数字相关仪

根据数字相关的基本原理, 利用高速数据采集卡和实验室虚拟仪器工程平台LabVIEW, 设计开发用于动态光散射测量的数字相关仪. 利用该数字相关仪对动态光散射实测数据进行分析处理, 给出散射光强的时间自相关函数曲线, 反演计算了颗粒粒度, 并与已知粒度进行比较, 得到较好的.测试结果.

作 者：孟庆南 王晓春 张洪武 MENG Qing-nan WANG Xiao-chun ZHANG Hong-wu  作者单位：孟庆南,MENG Qing-nan(吉林大学,材料科学与工程学院,长春,130012)

王晓春,张洪武,WANG Xiao-chun,ZHANG Hong-wu(吉林大学,物理学院,长春,130021)

刊 名：吉林大学学报(理学版)  ISTIC PKU英文刊名：JOURNAL OF JILIN UNIVERSITY(SCIENCE EDITION) 年，卷(期)： 45(4) 分类号：O433.1 关键词：动态光散射   颗粒粒度测量   虚拟仪器  

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2005年是中国金融市场上具有里程碑意义的一年, 相继实施的股权分置改革和汇率制度改革让中国金融市场翻开了新的一页。2005年5月开始的股权分置改革使得中国证券市场开始逐步扔掉部分股票不能上市流通的历史包袱, 开始与国际市场接轨。同年7月, 中国人民银行宣布人民币汇率不再盯住单一美元, 开始参考一揽子货币实施有管理的浮动汇率制度, 从此人民币结束了对美元汇率长期在8.27附近徘徊并开始了持续的升值之旅。而在人民币不断升值的同时, 中国内地股市的指数也不断上扬, 并且与港股的联动性有逐渐加强的趋势。由于历史原因, 内地市场还存在AB股这两个交易标的同质而使用不同货币交易的市场。与此同时, 大量的发行有H股公司回到国内股市发行A股并作为权重股记入大盘指数, 而人民币汇率的变化必然对双重上市公司的股价产生影响。因此, 对汇率制度改革后两地市场的一体化进程研究, 对金融市场今后的改革具有重要的理论和实践指导意义。

1 文献综述

20世纪90年代以来, 国内外学者对股市和汇市的关系做过一系列研究。

Ajsyi和Mougoue (1996) 运用发达国家的数据分析了股票价格与汇率之间的短期和长期关系。他们发现股票价格的上涨导致美国和英国两国货币的贬值, 因为股票价格的上涨显示国家经济增长强劲, 导致外国投资者对较高通货膨胀的预期, 进而减少对该国货币的需求, 最终导致货币贬值同时, 货币贬值又导致短期股票价格下跌, 因为通胀预期令投资者对公司未来的经营业绩产生怀疑。

Granger, Huang和Yang (2000) 在研究1997年亚洲金融危机中究竟是货币贬值导致股市下跌还是股市下跌导致货币贬值的因果关系时发现, 股市与汇市存在着很强的联系, 但不同国家的结果并不一样, 部分国家的股市与汇市存在单向因果关系, 部分国家存在双向因果关系。

Dimitrova (2005) 认为汇率和股市之间存在紧密的联系, 当股票价格是引致变量时, 两者的关系是同向的, 即股票价格上涨导致汇率下跌;当汇率是引致变量时, 两者的关系是反向的, 即货币贬值导致股票市场下跌。采用美国和英国1990～2004年股市和汇市的数据, 运用多变量模型和两阶段最小二乘法, 实证结果较弱。

Phylaktis和Ravazzolo (2005) 运用协整和多元格兰杰因果检验方法, 对股市和汇市受到外生冲击后的短期和长期内影响进行动态建模, 并将动态模型运用于1980～1998年期间的亚太地区国家, 最终的实证结果显示, 二者呈现出正相关关系, 并且美国股市是维系这些国家市场的纽带, 并且金融危机从长期来看对这些国家市场的影响仅仅是暂时的。

Mum (2007) 分别使用EGARCH模型模拟世界各国股市之间的波动溢出效应以及简洁的动态模型描述汇率波动, 对世界各国股市之间的波动在多大程度上受到汇率波动的影响进行了研究。最终结果显示, 较高的外汇市场波动率会增加本国股市的波动率而减小美国市场的波动率, 各国市场波动率受外汇市场波动的影响要大大高于美国市场受到的影响。

张碧琼、李越 (2002) 运用ARDL模型进行实证研究, 说明汇率对中国股票市场中以不同货币定价和交易的股票价格产生不同影响, 并利用1993～2001年间的日数据进行分析, 结果表明人民币市场汇率与上证A股指数、深圳A股指数以及香港恒生指数分别存在协整关系。陈雁云、何维 (2006) 通过对人民币汇率和股价的逐日数据所作的ARCH效应检验, 得出相应的GARCH和EGARCH模型, 证明人民币币值与股价存在反向关系。

本文采用动态相关系数多元GARCH模型进一步对多个股票市场和外汇市场之间的联系进行研究。在以往文献中多将市场间的相关程度认为是不随时间变化而变化的, 但这种假设显然与现实情况有一定的差距。DCC-MVGARCH模型将市场间的相关系数刻画为动态的、随时间变化的时间序列, 能较好的模拟多个市场之间的相关程度随时间变化的情况。

2 计量方法概述

2002年Engle和Sheppard提出了DCC-MVGARCH模型, 它相比以前的模型具有参数节俭性和良好的计算优势, 由灵活的GARCH模型和具有简洁参数的相关系数模型构成, 大大简化了以往估计方差协方差矩阵的复制技术, 可以用来估计大规模的相关系数矩阵, 便于研究变量之间非线性的时变相关关系。

多变量GARCH模型假设k种资产的收益率序列rt服从条件多元正态分布, 且期望收益率为0, 协方差矩阵为Ht。收益率序列可以是0均值序列, 也可以使用均值过滤后的时间序列。即:

rt=ut+et, et/Ωt-1～N (0, Ht)

Ht≡DtRtDt

其中Dt是从单变量GARCH模型中得到的时变标准差, 为k×k对角矩阵且第i个对角线上的元素是$\sqrt{h{}_{it}}$, 而Rt是时变相关系数矩阵。

该模型的估计分为两个步骤: (1) 通过估计每个单变量序列的单变量GARCH模型来生成标准离差; (2) 使用第一步估计出来的标准离差来获取标准化残差, 再使用该标准化残差来估计相关系数矩阵。在第一步骤的估计中, 用AIC准则决定单变量GARCH模型的最合适的阶数。把模型的参数分为两部分, (ϕ1, ϕ2, …, ϕk, φ) = (ϕ, φ) , ϕi= (ω, α1i, α2i, …αpi, β1i, β2i, …, βqi) 为单变量GARCH过程的参数。

第一阶段的拟极大似然估计函数可以表述为:

$\begin{array}{l}\text{Q}\text{L}{}_1(\text{ϕ}/\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+2\log (\text{D}{}_{\text{t}})+{\text{e}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{D}{}_{\text{t}}^{-2}\text{e}{}_{\text{t}})\\ =-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}\left(\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+{\displaystyle \sum _{\text{n}=1}^{\text{k}}\left(\log (\text{h}{}_{\text{i}\text{t}})+\frac{\text{e}{}_{\text{i}\text{t}}^2}{\text{h}{}_{\text{i}\text{t}}}\right)}\right)}\\ =-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{n}=1}^{\text{k}}\left(\text{Τ}\log (2\text{π})+{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}\left(\log (\text{h}{}_{\text{i}\text{t}})+\frac{\text{e}{}_{\text{i}\text{t}}^2}{\text{h}{}_{\text{i}\text{t}}}\right)}\right)}\end{array}$

一旦第一阶段估计完毕, 以所得参数为条件进行第二阶段的估计, 拟极大似然估计函数表示为:

$\begin{array}{l}\text{Q}\text{L}{}_2(\text{φ}/\stackrel{⌢}{\text{ϕ}}‚\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+\log (\text{Η}{}_{\text{t}})+{\text{e}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{Η}{}_{\text{t}}^{-1}\text{e}{}_{\text{t}})=\\ -\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+2\log (|\text{D}{}_{\text{t}}|)+\log (|\text{R}{}_{\text{t}}|)+{\text{e}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{D}{}_{\text{t}}^{-1}\text{R}{}_{\text{t}}^{-1}\text{D}{}_{\text{t}}^{-1}\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\text{k}\text{l}\text{o}\text{g}(2\text{π})+2\log (|\text{D}{}_{\text{t}}|)+\log (|\text{R}{}_{\text{t}}|)+{\text{ε}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{R}{}_{\text{t}}^{-1}\text{ε}{}_{\text{t}})\end{array}$

由于以$\stackrel{⌢}{\text{ϕ}}$为条件, 影响参数选择的似然函数部分仅仅为log (|Rt|) +ε′tR${}_t^{-1}$εt, 因此只需最大化以下似然函数即可估计得到DCC模型的参数:

$\text{Q}\text{L}{}_2^{*}(\text{φ}/\stackrel{⌢}{\text{ϕ}}‚\text{e}{}_{\text{t}})=-\frac{1}{2}{\displaystyle \sum _{\text{t}=1}^{\text{Τ}}(}\log (|\text{R}{}_{\text{t}}|)+{\text{ε}}^{\prime }{}_{\text{t}}\text{R}{}_{\text{t}}^{-1}\text{ε})$

其中εt～N (0, Rt) 是经过标准化处理后的残差。Rt为动态相关系数矩阵, 其中元素的一般性表达式为:$\rho {}_{ij‚t}=q{}_{ij‚t}/\sqrt{q{}_{ii‚t}q{}_{jj‚t}}$

3 实证分析

3.1 数据来源及描述

本文使用上证A股综合指数、深圳A股成分指数、中小板指数、恒生指数、和人民币对美元汇率的日收盘价格Pt作为三地市场的代理变量。样本区间为2006年1月4日～2008年6月30日, 除去缺失数据共得到样本582个。定义市场的日收益率为Rt=log (Pt/Pt-1) 。

注:表中Q (20) 是滞后20阶的Ljung-Box统计量。ARCH是检验ARCH效应的滞后5阶的LM检验。ADF是增广的Dickey-Fuller单位根检验, 通过SIC准则自动选择滞后项。**表示1%的显著性水平。

3.2 DCC-MVGARCH模型估计

根据AIC最小准则, 我们选取GARCH (1, 1) 模型来估计每个市场的收益率序列是比较合适的。表2给出了各个股市收益率序列的条件方差模型的参数和相应的DCC (1, 1) 参数及其对应的t统计量值。

表中α代表新信息系数, 即现有的信息对下一期波动的影响程度, α值越高代表该市场对新信息的敏感程度越高。从表中可知, 人民币收益率序列的α值较高, 对新信息的反应更为敏感。β值为衰减系数, 代表条件协方差受自身滞后一期的影响程度, β值的大小决定了条件协方差的衰减速度, 从表中可知人民币收益率序列衰减速度也是最快的。此外, 系数λ (≡α+β) 反映了股指收益率波动的持久性 (Persistence) , 即衡量现有的波动性趋势在未来的消失的速度, 如果λ越接近于1, 则表明波动性趋势在未来持续的时间越长。表中恒生指数的λ值最接近于1, 说明恒生指数的波动趋势持续的时间最长。

3.3 动态相关系数图

图1～3描述了由动态相关模型得到的市场之间的动态相关关系。从图1和图3中可以看出, 上海和深圳市场一直保持着较高的相关系数, 上海与中小板指数图形和深圳与中小板指数图形完全类似, 只是由于中小板与深圳的关系更为密切, 因此数值要更高一些。沪深中小板指数与港股之间的动态相关系数在图形和数值上差别都很小, 随着香港市场上大量的H股回归A股市场并均作为大盘权重股计入了上证指数, 内地与港股之间的联动性在2007年底到2008年初这段时间出现较大提升。

从图3中可以看出, 大部分时间里市场与汇率序列的动态相关系数都是负值, 即本币的升值在一定程度上会推进股票价格的上升。汇率收益率序列与内地3个市场的动态相关系数图形基本一致, 而与港股的图形在大趋势上和内地的3个市场保持一致, 仅仅在某些特殊时段会出现短暂的不同走势, 这是由于香港作为成熟的金融市场, 拥有完善的金融衍生产品市场, 使得股市和汇市的波动幅度相对内地新兴市场都较小。

4 结论与政策建议

本文构建的DCC-MVGARCH计量方法较好的对汇改后中国股市与汇市的关系进行了动态相关性分析, 并从市场之间联动性程度的结果进行了分析和解释, 可以得出如下结论:

(1) 汇改后中国股票市场股价与人民币名义汇率无论从长期还是短期看都具有紧密的关系。汇率的短期波动对股价也产生显著的影响。股市与汇市的这种紧密关系是风险在金融市场之间传播的内因。

(2) 汇改后中国外汇市场人民币名义汇率和中国股票市场股价之间大部分时间是负向关系, 也就是说人民币升值伴随着股价上涨。但在某些特殊时段, 人民币的升值并不意味着股价一定会上涨。金融市场运行有一定的内部机制, 不完全受到外汇市场的影响。

这些结论以及背后的机理, 蕴含着很深的政策含义, 对于我国资本市场及外汇市场的改革具有重要的参考价值。中国股票市场和外汇市场的这种紧密联系加深了我们对金融市场联动特征的认识, 这对于防范和化解金融风险具有重大的意义。我们应把握好人民币升值的节奏和资本项目对外开放的时机, 加强对投机资本流动特别是国际热钱的管理, 并尽快完善衍生金融产品市场的建设。

参考文献

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[7].张碧琼, 李越.汇率对中国股票市场的影响是否存在:从自回归分布滞后模型 (ARDL-ECM) 得到的证明[J].金融研究, 2002, (7)

相关研究动态 篇6

海外市场由于其成熟的期货、现货和股票市场, 使得其价格发现和价值传导功能能够很好的体现。因此, 针对类似的行业标的物价格指数和相应上市公司的股价研究已经进行得比较多, 有代表性的如Tufanos (1998) 关于黄金价格变化给北美黄金开采企业带来的风险研究。其发现金价每变动1个百分点, 黄金开采企业股价变化2个百分点, 但风险揭露随时间和公司的不同而变化。又如, Mazouz等利用GJR-GARCH方法进行实证研究, 结果表明, 期货合同能够提高股票市场的效率。再如, German等对石油期货市场与股票市场的关系进行了研究, 利用Copula模型做出了石油期货与标准普尔500的依存结构立体图, 实证结果表明, 18个月的成熟期货合约对股票价格具有明显的反向作用。本文选取大商所的大豆期货价格与主要大豆生产加工企业股票价格作为研究变量, 运用ADF检验、协整检验、误差修正模型等方法, 旨在研究这两者之间的动态影响机制, 以期为大豆上市企业和大豆期货套期保值者预测市场, 进行价值投资提供依据。

一数据来源与研究方法

1. 数据选取与处理

通过对A股市场的农产品板块最近五年主营业务的观察, 发现以大豆为主营业务且持续时间较长的公司并不是很多, 只有北大荒和ST中农两个公司。其中, ST中农在2010年4月29日到2011年10月19日期间出现较长期的停盘, 数据的连续性较差。位于中国东北的北大荒集团是非转基因大豆主产区的主力军, 每年种植绿色/有机大豆200万亩, 在大豆种植方面的科研、生产、加工能力较强, 是唯一拥有完整个大豆产业链的上市企业。2006~2012年上半年, 北大荒在大豆方面的收入均值位列大豆种植类上市公司之首。因此本文选择其作为该研究的大豆上市企业。

大商所的大豆合约有“黄大豆一号 (简称豆一) ”和“黄大豆二号 (简称豆二) ”两种。这两种合约的区别是豆一合约的交割标准是非转基因食用大豆, 而豆二则包括转基因和非转基因的非食用大豆。为了与主要生产非转基因大豆的北大荒集团相对应, 本文选择大商所豆一合约连续期货价格 (连续时间的综合指数) 进行计算。

由于缺乏相关大豆期货连续的综合指数。本文采用豆一连续指数作为反映期货市场大豆价格指标。豆一连续指数以每天交易量最大的期货合约的成交价为当天价格指数。这种处理克服了期货合约价格存续时间短的问题, 也能反映大豆市场最为活跃的大豆期货的价格。豆一每日价格从大商所公开的统计数据获得。股票价格从大智慧软件导出。

期货价格和股票价格样本的时间范围从2006年10月9日至2011年8月4日。由于大连期货交易所和上海证券交易所存在个别交易日不一致或股票停牌的现象, 故剔除所有数据不匹配的交易日, 产生的股价和豆一连续期货价格数据的个数为1259个 (数据对) 。为平滑数据波动, 消除时间序列中的异方差现象, 并且不改变变量间的协整及其他原有关系, 需要对两个变量分别取自然对数。另外, 为研究需要, 用St和Ft分别表示公司股价和豆一期货价格经过上述处理之后的样本序列。

2. 研究方法

本文首先讨论股价与豆一的连续期货价格序列是否存在协整关系, 如果股价与豆一的期货价格之间存在协整关系, 则误差修正项将是平稳的, 这意味着股价与豆一的期货价格之间将保持长期均衡关系, 股价与豆一的期货价格不可能出现无限制的偏离, 这将使两个品种之间的相互预测成为可能。反之, 如果股价与豆一的期货价格之间不存在协整关系, 股价与豆一的期货价格之间就可能出现无限制的偏离, 从而使这两个品种之间的套利面临很大的风险。在判断股价与豆一的期货价格之间存在长期均衡关系的基础上, 本文构造了向量误差修正模型, 并且将豆一的连续期货价格带入模型对上市公司股价进行预测。为比较预测的效果, 本次研究中将总样本区间分成两个子区间, 第一个子区间从2006年10月9日至2011年6月30日, 用于误差修正模型的估计;第二个子区间从2011年7月1日至2011年8月4日, 用于预测效果的样本外比较。

二实证分析结果

1. 平稳性检验

通过对北大荒股价与豆一的连续期货价格在2006年10月9日至2011年6月30日期间的样本做相关性分析可知, 这组数据的相关系数为0.7649, 二者之间具有很强的联动性, 并且不存在明显的季节效应。为验证它们之间是否存在协整关系, 首先对St和Ft序列的平稳性进行检验。

根据AIC准则确定最佳滞后阶数 (具体的滞后阶数见表1) , 利用ADF检验考察北大荒股价与豆一连续期货价格序列的平稳性, 由表1的检验结果可知 (表1给出的是对应于第一个样本区间的估计结果, 整个样本区间的估计结果类似) , 北大荒股价与豆一期货价格序列均是非平稳的, 但它们的一阶差分均是平稳的, 即北大荒股价与豆一期货价格序列均是一阶平稳的, 因此, 可以进一步进行协整检验。

2. 协整检验

本文利用Engle和Granger在1987年提出的协整检验方法, 检验北大荒股价与豆一期货价格之间是否存在协整关系。这里需要构建不含截距项和时间趋势项的回归方程, 方程残差的滞后阶数都根据SIC准则确定。

由表1的协整检验结果可知, 在1%置信水平下, 北大荒股价与豆一期货价格之间存在协整关系。该结论表明, 对二者来说, 尽管北大荒股价与豆一期货价格是非平稳的, 短时间内可能出现偏离, 但长期来说, 二者之间保持着均衡关系。

3. 误差修正模型

由于北大荒股价与豆一期货价格之间存在协整关系, 因此可以通过如下的误差修正模型 (VEC模型) 来表述。

其中, Δ为一阶差分, Zt-1为误差修正项, p为滞后阶数, ε1, t和ε2, t为残差项, 服从联合正态分布。

通过等式 (1) 和 (2) 可以说明, 北大荒股价与豆一期货价格之间至少存在一个方向上的Granger引导关系 (或称为Granger因果关系) 。我们称时间序列Ft能够Granger引导另一个时间序列St, 利用Ft的历史数据比不利用Ft的历史数据可以对St的取值进行更准确的预测。更具体地说, 如果系数21, ia (i=1, 2, …, p) 不全为零, 或者误差修正项的系数α1统计显著, 则称Ft能够Granger引导St。同样, 如果系数12, ia (i=1, 2, …, p) 不全为零, 或者系数α2统计显著, 则称St能够Granger引导Ft。

等式 (1) 和 (2) 中的误差修正系数α1和α2刻划了在系统偏离长期均衡状态时, 北大荒股价与豆一期货价格的调整方向和调整速度。例如, α1<0时, 说明误差修正项对北大荒股价的变动具有反向调整作用。如果误差修正项为正 (即Zt-1>0) , 说明北大荒股价相对于豆一期货价格偏高, 则下一期北大荒股价将下降。同样, 如果误差修正项为负 (即Zt-1<0) , 说明北大荒股价相对于豆一期货价格偏低, 则下一期北大荒股价将上升 (见表2) 。

注:Zt-1=St-1-0.303×Ft-1为误差修正项 (长期均衡项) ;常数项c1, c2都是0。

应用χ2统计量对北大荒股价与豆一期货价格之间Granger因果关系进行检验, 由表2中Granger因果检验的结果可知, 在1%的显著性水平下, 豆一期货价格对北大荒股价的引导作用十分明显, 而北大荒股价基本不引导豆一期货价格。这说明大豆期货价格变化通过直接影响现货价格, 进而影响上市公司的业绩, 从而促使股价回归其真实价值。

4. VEC模型模拟预测

将第一个子区间的豆一期货价格代入上述VEC模型, 对2011年7月1日至2011年8月4日的北大荒股价进行模拟预测, 结果如图1所示。

由图1可知, 预测值基本模拟出了北大荒股价的变动趋势, 对投资套利具有较强的实践意义。为了更精确地测量预测的有效性, 本文分别计算了股价模拟值与实际值的描述性统计指标及平均绝对误差、平均相对误差、均方根误差和Theil不等系数等统计指标 (结果见表3) 。

从表3中可以看出, 虽然预测的股价与实际股价仍存在差异, 但北大荒股价模拟值与实际值的均值、标准差、最大值、最小值等描述性统计指标都比较接近。在误差衡量指标当中, 平均绝对误差和均方根误差属于绝对数值分析, 平均相对误差和Theil不等系数属于相对数值分析。具体分析如下:

第一, 平均绝对误差和均方根误差应用原理基本一致, 衡量的是预测值与对应的实际值的绝对数量偏差的平均水平。北大荒股价模拟值的这两项指标分别是0.3222和0.3852, 表明模拟预测值对实际值的偏离程度较小。

第二, 平均相对误差一般被认为应小于10%才能说明预测精度较高。由表3可知, 模拟预测值的平均相对误差为2.27%, 表明利用VEC模型得到的模拟预测值的精确度较高, 具有很好的预测效果。

第三, Theil不等系数一般介于0和1之间, 而且数值越小表明预测值与真实值间的差异越小, 预测精度越高。由表3可知, VEC模型模拟预测结果的Theill不等系数为1.39%, 远小于1, 说明该模型的预测准确度较好。

通过上述评价指标的综合分析不难看出, 利用VEC模型和样本外的豆一期货价格得到的北大荒股价模拟预测结果的准确度较高, 比较准确地反映出股价在未来一段时间的变动趋势。

三结论与建议

本文的研究结果表明, 大商所的大豆合约连续期货价格与主要大豆种植生产企业股票价格之间存在长期均衡关系, 前者对后者的引导作用十分明显。随后, 本文提出了一种预测主要大豆种植生产企业股票价格的新方法, 构建了误差修正模型 (VEC模型) 并得到了样本外区间的股价模拟值。通过比较模拟预测值和实际值, 笔者认为, 预测模拟结果具有较高的精确度, 本文中提出的方法对投资交易实践具有一定的现实意义。

笔者建议, 大豆种植生产公司的决策者应及时关注大商所大豆连续期货价格, 并且据此预测公司股价的变动趋势, 从而进行套期保值, 调整自身的生产经营活动。

相关研究动态 篇7

上海是我国资本市场的发源地, 现代市场金融体系较完善, 资本运作经验丰富, 在全国起着带动和示范作用, 另一方面, 上海有众多上市公司, 特别是有70余家中央企业, 因此上海板块可以称为我国股票市场的缩影。研究上海板块股票间的关系具有代表性, 对推动其他地区上市公司的发展也具有重要的参考价值。

Mantegna (1999) 首次将最小生成树 (Minimum Spanning Tree, MST) 方法研究美国S&P500只股票间关联性。该方法受到了广泛的关注, 产生了一系列后续研究。这些股票网络中节点间距离是基于股票序列间的皮尔森相关系数。股票价格的变化不仅受公司自身基本面和相关上市公司的影响, 而且大盘指数的升跌容易导致个股价格的变化。为了更合理地衡量股票间关系, 控制大盘指数影响是必要的, 这就需要计算股票间的偏相关系数。

本文将以股票收益率序列之间的偏相关系数为指标, 建立A股上海板块的金融地产、信息技术和医药卫生三大行业的动态最小生成树, 分析和研究股票聚类的变化过程。

二、基于偏相关系数的最小生成树构建

1. 计算股票间偏相关系数

偏相关系数是一种在控制其他变量影响的条件下, 专门考察多个变量中某两个变量的净相关关系的指标。在股票市场中, 股票之间的偏相关系数计算过程如下:

(1) 计算收益率。股票i和j在时间t的收盘价格为和, 对应大盘指数s在时间t的收盘指数为, 对股票价格和大盘指数分别求收益率:

(2) 股票间及股票与大盘指数的简单相关系数

其中, <....>是指....序列的平均值。

(3) 偏相关系数

股票间的偏相关系数取值范围都从1 (完全正相关) 到-1 (完全负相关) 变化。

2. 最小生成树

根据偏相关系数, 股票i和j之间的欧几里德距离为:

任意两只股票的距离组成了距离矩阵, 用于确定股票的最小生成树。MST是一个无环网络图, 满足连接所有节点的边长之和最短, 可以由Krustal算法得到。

三、A股上海板块实证

1. 数据来源和处理

上海是以金融、信息技术和医药为三大支柱产业, 从而本文选取了在上交所上市的A股上海板块中的金融地产、信息技术和医药卫生三个行业从2005年1月1日到2009年6月30日的个股收盘。剔除缺失数据超过1/5的股票。本文还采用上证综指在2005年1月1日至2009年6月30日的收盘指数。

2. 实证结果与分析

金融地产等三大行业的动态MST由6个MST组成, 每个MST包含研究股票对象两年的数据, 相邻MST之间的间隔为半年, 如图1至6所示。节点代表股票, 连线代表股票间距离。

(1) 金融地产行业。金融地产主要形成银行、证券信托和房地产聚类。由于交通银行是在2007年以后在上交所上市, 因此交通银行只出现在图5和6中, 并与浦发银行相连形成银行子聚类。安信信托2005年11月、2006年第一季度和2006年12月停牌时间达5个月多, 缺失数据过多而没有出现在图1至3。在图1至3中, 海通证券和爱建股份从分离到相互连接, 在图5至6中, 海通证券、爱建股份和安信信托这三只股票相连。无论在哪个阶段, 房地产聚类效果都是非常好的, 除了图2和5外, 其他图中的房地产企业全部聚在一起。

(2) 信息技术业。信息技术股票的分布状态是一个从分散到集中的过程。在图1、2和3中, 信息技术股票比较分散, 特别是图1中飞乐股份和方正科技与华东电脑等的距离很大;在图3和5中, 除了宝信软件外的信息技术股票形成聚类;在图6中则所有股票聚成一类。值得注意的是, 复旦复华和同济科技始终相连, 这可能跟它们是高校科技股有关。

(3) 医药卫生业。交大昂立或与其他医药股票分离或在医药聚类的边缘, 这可能与其以保健品为主有关。在图6中, 上实医药、中西医药与上海医药相连, 这与今年3月这三家公司正式合并似乎能相呼应。

本文动态地描述了金融地产、信息技术和医药卫生三个行业的聚类变化过程。股票数目较少, 变化过程清楚明了。下一步研究沪深300指数成分股的动态聚类变化过程。

参考文献

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[3]黄飞雪等.基于最小生成树的上证50指数分层结构[J].系统工程, 2009, 27 (1) :71-76

相关研究动态 篇8

1 材料与方法

1.1 研究对象

这项研究包括36例病理诊断的肝癌, 并于2010年1月至2013年1月在我院进行动态增强CT扫描。所有图像由两位放射科医师一起进行了评价, 并通过协商一致作出决定。患者包括男28例, 女8例, 年龄介乎29至90岁 (平均年龄53岁) 。病变的大小分别为0.7和13.5厘米 (平均病灶大小, 3.64厘米) 之间。

1.2 诊断标准:

采用标准的肝动脉期, 门静脉期和延时期条件对36例肝肿瘤进行螺旋CT三期增强扫描。

1.3 器械与方法

使用日本东芝公司产 (型号Aquilion TSXIOIA) 16排螺旋CT机, 利用国产高压注射器以2.5-3ml/s速率经肘静脉注射碘普罗胺85-90ml, 于30s后扫肝动脉期、60s后扫门静脉期, 3分钟后扫延迟期。扫描条件:120KV, 300m A, 0.5s。对比增强对病变进行肝动脉期, 门静脉期和延时期阶段评价, 由经验丰富的病理学家根据病理组织学确定病理分化程度。

2 结果

根据动态MDCT结果, 有5例患者在第1类组 (图1) 10例2型组 (图2) 和3型

21例 (图3) 。24名患者有分化良好的肝癌 (1级和2级) 。12例低分化肝细胞癌 (等级3和4)

图1:男, 48岁, 肝癌病理诊断为分化良好:1型动态MDCT增强模式。肝动脉期肝S7段、S8段有两个结节性病变呈稍低密度密度影。门脉期肝S8段病灶显著强化。肝S7段病灶呈边缘轻度强化模式和中央液化坏死区。肝静脉期肿瘤亦呈低密度, 还显示坏死区。

图2:女, 29岁, 病理诊断为分化较好的肝癌, 2型动态MDCT增强模式。肝动脉期肝S8段见一直径约4mm低密度病变。门静脉期及肝静脉期的亦为低密度。

图3:男, 65岁病理确诊为低分化肝细胞癌;3型动态MDCT增强模式。肝S4、S8段见多个外生性结节状病变。肝动脉期呈中度强化, 门脉期病灶强化程度减退呈相对高密度。肝静脉期呈低密度。

3讨论

这项研究揭示了动态MDCT对肝癌增强模式与病理分级之间的有着重要的关系。类型3 MDCT增强模式表明, 在所有的低分化肝癌病灶呈富血供改变, 应与血管瘤等病变相鉴别。从而为临床医生提供了重要的、非侵入性的信息, 可以帮助确定治疗方案。

肝癌通常被认为是一个富血供肿瘤, 分化较好的肿瘤可少血供。这项研究所有的1型和2型病变有少血供增强模式, 其分化良好。虽然1型病灶比3型病变血供少, 1型病变在动脉期没有显示动脉强化。如果在肝癌病理1级 (分化良好) 的患者中发现类型2的对比增强模式。中度分化肝癌患者的有一半显示1型或2对比度增强模式, 而另一半有3型增强模式。当显示动脉血管时, 即使病变呈中度分化, 可能已经有新血管形成。低分化肝细胞癌患者在1型或2型增强模式少见。

在类型1增强模式, 没有显示动脉血管, 在肝静脉后期阶段病变表现出廓清, 但在2型增强模式血供少, 不显示廓清。虽然大多数良性病变在肝静脉相呈高密度或等密度, 也不能把2型病变不能良性病变, 如再生结节等区别, 如果患者检查第一次行MDCT且以前没有活检这种鉴别的确是一个难点。在这些患者中, 只能靠临床化验结果如α-甲胎蛋白升高来鉴别。

总之, 本研究表明, 非侵入性的动态MDCT放射成像模式对肝癌患者的诊断、随访和临床预后起着极其重要的作用。根据动态MDCT对比度增强模式, 提供更多的治疗方案。观察动态MDC1型或2型增强模式时, 如果病变是肝癌, 我们可以认为这是分化良好的HCC。此外, 动态MDCT强化模式不同提示患者病理不同, 在随访期间随着动脉血管的增加病理分级也增加, 可以根据这种变化对患者进行评价, 而不需要重复活检。

参考文献

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相关研究动态 篇9

1 资料与方法

1.1 一般资料

抽取在2013年11月-2014年11月在笔者所在医院肾内科住院的115例终末期肾病患者作为研究对象。这115例患者中, 男79例, 女36例, 年龄19~88岁, 平均 (49.33±7.21) 岁。入选标准: (1) 年龄在18岁以上。 (2) 依据美国的肾脏协会对慢性肾病的分期建议[2], 本次研究的患者均为慢性肾病5期, 患者的肾小球过滤在15 ml/ (min·1.73 m2) 以下。 (3) 患者没有进行血液净化的治疗。 (4) 患者没有进行3个月以上的规律采血透析治疗。排除标准: (1) 研究将患有严重的心功能不全患者排除在外, 依据纽约NYHA的分级标准[3], 为Ⅳ级心功能的患者排除在外;有心律失常的患者排除在外, 其中, 心律失常包括频繁房性、持续性心房颤动、室性早搏等。 (2) 排除了在研究3个月之内出现过心肌梗死、脑卒中、手术创伤以及急性感染患者。 (3) 排除了患有恶性肿瘤疾病患者。 (4) 排除了患有血液系统疾病患者。 (5) 排除了处于肝硬化失代偿期患者。 (6) 排除了有精神疾病历史患者或者是智力障碍患者。

1.2 方法

1.2.1 资料搜集

(1) 对患者进行病史采集:包括家族病史、遗传史、并发症、其他慢性病史以及相关的治疗情况; (2) 血液透析之后第2天, 对患者进行体格检查, 包括体重、身高、腹围, 然后计算每位患者的的体质量指数。

1.2.2 实验室检查

对患者抽取清晨空腹静脉血, 并进行实验室检查, 检查内容有血常规以及快速血糖、血清肌酐等生化指标, 此外还有转铁蛋白、血清前白蛋白、血浆纤维蛋白原、糖化血红蛋白、空腹胰岛素、超敏C反应蛋白、同型半胱氨酸等。对肾小球清除率进行评估, 同时对胰岛素抵抗进行评估, 分别采用MDRD公式以及稳态模型进行[4]。

1.2.3 仪器检测

采用动态血压监测仪器对患者的血压进行测量, 保证测量前的30 min之内患者没有食用咖啡或者抽烟, 测量的具体过程要严格按照仪器的操作说明进行。每天测量的时间, 从6∶00-24∶00, 对患者进行15 min/次的测量;从0∶00-6∶00, 对患者进行30 min/次的测量, 并且对每次测量结果进行仔细记录, 不能少于测量次数的80%。再将所得到的数据录入BProsoft软件中, 分析得出血压参数。然后将所获得的血压参数进行变换成动态的血压参数。

1.2.4 行颈动脉超声检查

依据动脉粥样硬化的标准对研究中的患者进行颈动脉超声检查, 其中颈动脉内膜的中膜厚度在0.9 mm以上为颈动脉内中膜增厚, 颈动脉中的任意血管节段有突入管腔状的不规则回声结构为颈动脉斑块。

1.2.5 行二维超声心动图检查

依据相关标准对患者的左心室后壁厚度、左心室舒张末内径、左室射血分数、左室舒张末期室间隔厚度进行检测, 依据相关的换算公式得出患者的左心室质量以及左心室质量指数。

1.3 观察指标

动脉收缩压比值、动态动脉硬化指数、脉压晨峰、舒张压晨峰、收缩压晨峰、24 h舒张压变异、24 h收缩压变异、夜间平均脉压差、日间平均脉压差、夜间血压下降幅度、24 h平均脉压差、夜间平均舒张压、日间平均舒张压、24 h平均舒张压、夜间平均收缩压、日间平均收缩压、24 h平均收缩压、夜间收缩压负荷、日间收缩压负荷。

1.4 统计学处理

参与研究的终末期肾病情况的研究数据, 在本次研究结束之后, 均准确无误地录入到SPSS 19.0软件对所得数据进行统计分析, 计量资料用均数±标准差 (±s) 表示, 比较采用t检验;当P<0.05, 则表明研究终末期肾病情况之间, 动态血压参数与动脉粥样硬化的相关性数据差异有统计学意义。r为相关系数, 当r>0时, 则表示正相关, 也即一个变量增大, 另一个也随之增大;当r<0时, 则表示负相关, 即一个变量增大, 而另一个随之变小, 当r=0时, 则表示没有医学相关性。

2 结果

经过对115例终末期肾病患者进行检查分析研究, 患者在透析前期以及维持性透析之间其动态血压参数比较差异无统计学意义 (P>0.05) 。依据颈动脉超声的结果, 对动脉粥样硬化以及阴性之间进行动态血压参数的分析, 其中, 所得到的动态血压参数与动脉粥样硬化的相关性如表1所示。

*与阴性组的结果相比, P<0.05

3 讨论

有研究认为长期的高血压会增加患者动脉粥样硬化以及心血管死亡的风险, 高血压既是动脉粥样硬化的疾病诱因也是其表现形式之一[5,6]。

临床研究中认为, 由于透析的间歇时间长, 加上血流动力学的改变会促使患者的血压发生变化, 但是本研究在透析前期以及维持性透析之间进行动态血压参数比较差异无统计学意义 (P>0.05) 。这可能与本次研究所选的样本量小有关。

研究中, 动脉粥样硬化的动脉收缩压比值、动态动脉硬化指数、夜间平均脉压、日间平均脉压差、夜间平均脉压差、日间平均脉压差、24 h平均脉压差、夜间平均舒张压、日间平均舒张压、24 h平均舒张压与阴性组相比, 差异均有统计学意义 (P<0.05) 。

经过对动脉粥样硬化与阴性患者之间的一系列24 h血压参数进行数据分析之后, 发现, 动脉粥样硬化的患者其血压参数的变化主要有舒张压出现下降, 且脉压增大的情况, 研究发现收缩压参数与动脉粥样硬化的关系不显著。

本研究中, 动态动脉硬化指数与其他血压参数有很好的相关性, 并且对各种血压参数间的影响因素排除分析, 结果显示动态动脉硬化指数与动脉粥样硬化仍然存在密切联系。动态动脉硬化指数作为血压参数中最具代表性的参数, 可以作为动脉粥样硬化诊断的参考指标。

参考文献

[1]宋秀丽.连续性血液透析滤过治疗重症肾病疗效观察[J].中国医学创新, 2011, 8 (6) :48-49.

[2]姚望.胰岛素抵抗与冠脉介入治疗后造影剂肾病的相关性[J].中国医学创新, 2011, 8 (11) :169-170.

[3]刘海军.血液透析滤过对终末期肾病患者BNP及胰岛素抵抗的影响[J].中国医学创新, 2013, 10 (23) :17-19.

[4]陈娟娟, 陈义立.终末期肾病患者心电图分析[J].中国医学创新, 2013, 10 (5) :100.

[5]刘湘华.静脉铁剂对终末期肾病透析患者贫血、炎症因子及氧化应激的影响[J].中外医学研究, 2013, 11 (22) :65-66.