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開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇實證分析，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關鍵詞：IS曲線；宏觀經濟；定性分析
一、IS曲線簡介
IS曲線描述的是產品市場均衡的條件下，利率與國民收入之間反向變動的關系曲線[1]，表示所有滿足收入恒等式、消費函數、投資函數和凈出口函數的利率R和總收入Y的組合，即產品市場上所有均衡利率和收入的組合[2]。根據均衡條件S=I，封閉經濟中國民收入恒等式為：Y=C+G+I，其中Y指國民收入， C指消費，G指政府支出，I指投資；C=a+b（Y-T）是指消費，與收入成正相關關系，其中T為稅收；I=I（R）是指投資，與利率R在產品市場均衡時的圖像關系，即IS曲線。IS曲線的斜率主要取決于投資對利率的敏感程度d與邊際消費傾向MPC。d值越小，I對r反應越不敏感，推出Y對r反應不敏感，則IS曲線越陡峭；MPC值越小，收入的乘數越小，由于乘數效應，推出Y對r反應不敏感，則IS曲線越陡峭。IS曲線向下傾斜是因為較高的利率減少了投資、消費和凈出口，從而通過乘數過程較低了總收入（GDP）水平。
目前，國內也有許多學者研究了我國的IS-LM 模型與我國的宏觀經濟政策。復旦大學司春林（2000年）[3]、中國社會科學院郭金龍（2000年）[4]，他們的結論都是我國的IS曲線很陡峭。目前我國的IS曲線比較陡峭，這是大家廣泛認同的觀點。
二、IS曲線數據與模型建立
（一）IS理論模型簡介
IS曲線由產品市場的均衡條件組成，在產品市場上：
總需求：Z=C+I+G+X ，總供給：Y=const ，均衡條件： Z=Y。
其中，消費函數： C=C（Y） ，投資函數： I=I（Y，R） ，凈出口函數： NX=NX（Y，R）。
將消費函數、投資函數和凈出口函數代入均衡條件公式可得IS曲線：Y=A（R，G） 。其中A（ ）是函數符號；const表示常數。Z、Y、C、I、G、NX、R分別表示總需求、總收入、消費、投資、政府支出、凈支出、利率。
（二）模型的構成及形式
為區分政府政策和民間行為，我們首先對我國GDP的構成作一個再分類。為計算這種模型，本文把GDP的三個組成部分（消費、投資和凈出口），重新分為四部分，居民消費、民間投資、政府支出和凈出口。把現行統計中消費中的政府消費去掉，只剩下居民消費。把投資中的政府投資去掉，只剩下民間投資。把政府消費和政府投資加起來，成為政府支出。居民消費和政府消費都有正式的統計資料。政府投資沒有正式的統計定義，在基本模型中，我們使用政府投資=國家投資，政府支出=政府消費+國家投資，國家投資有正式統計資料。在作了以上重新分類之后，本文以下部分在未特別說明的情況下，把居民消費簡稱為消費，把民間投資簡稱為投資。利率R采用實際利率。在對統計資料進行調整以后，建立以下簡單的反映總需求方面基本經濟關系的宏觀經濟模型。
模型關系式：
收入恒等式：Y=C+I+G+NX （1）
消費函數： C=Z1+[1Y （2）
投資函數： I=Z2+[2Y+]R （3）
凈出口函數： NX=Z3+[3Y+pR （4）
通過等式（1）至（4）可以推出IS曲線。本文選取1996-2010年我國的相關統計數據作樣本。
三、中國IS曲線的參數估計
（一）單整性檢驗
宏觀經濟變量常有時間趨勢，若直接用來擬合方程，易出現偽回歸。防止偽回歸的方法，意思盡量避免方程中出現非平穩的項，如把非平穩項經差分變為平穩項，然后再回歸等；二是檢驗非平穩項之間是否存在長期穩定關系，即協整性檢驗。無論采用哪種方法，都需要先確定時間序列的平穩性，即單位根檢驗。這里采用ADF方法，經檢驗，數據平穩。
（二）參數估計
對聯立方程組中單個方程的估計，通常情況下可用工具變量法、間接最小二乘法或兩段最小二乘法[5]。若樣本較小，它們就和普通最小二乘法一樣，估計結果都是有偏的，且易犧牲樣本信息，計算量也大。本文研究的是1996年以來的中國經濟，所取的樣本區間很小，就選用普通最小二乘法對各方程模型進行參數估計。這里采用廣義差分法進行處理，同時，檢驗回歸殘差的平穩性，即協整檢驗。估計結果以及協整檢驗結果見表1。
表1：估計及協整檢驗結果
在上述估算的基礎上，下面利用收入恒等式導出IS函數，即消費函數（5）、投資函數（6）和凈出口函數（7）代入收入恒等式（1），得出IS曲線表達式：
Yt=4528.9772+0.8377Gt-150.1825Rt
在上述估算的基礎上可知，在模型涵蓋的時期內，我國的投資函數基本上是正常的，投資函數表明，收入對（民間）投資的影響為正，利率對投資的影響為負，前者的系數在1%水平上顯著，后者在5%水平上顯著。說明民間投資對利率是有反應的。消費對本年的收入反應為正且顯著。凈出口對收入和利率的反應為正，表示收入增加凈出口增加，利率上升凈出口增加，均不符合理論。凈出口函數的不合理，可能是由于資本市場不開放，以及對出口的特殊傾斜政策造成的。
上述實證結果也與近年來我國宏觀經濟政策的演變軌跡相符合。自從1996年至今，我國宏觀經濟政策大致經歷了3個階段的重大調整。第1階段是從1996年5月到1998年4月，主要采用貨幣政策進行微調，措施包括降低商業銀行的存貸款利率和法定準備金率等，但貨幣供給增長依然乏力。第2階段從1998年下半年到該年結束，在財政大規模投入的推動下，GDP累計增速從年中的的7%提高到年末的7.8%。第3階段從1999年初開始，繼續加大財政投入，同時擴大貨幣政策的配合力度，實施"積極的財政政策和穩健的貨幣政策"。從上述政策調整過程可以清楚地看出，當局在僅用貨幣政策未取得預期效果時，把注意力轉向了財政政策，且力度不斷加大。這種政策轉向是得到了本文實證結果支撐的。
四、政策建議
（一）堅持擴大內需的財政政策
雖然現階段我國經濟出現回升，但是回升態勢是脆弱的，是不鞏固、不穩定、不協調的。在當前對外需求萎縮的情況下，擴大內需可以有效促進我國經濟增長。在出口增速商務止跌的情況下，如果減少財政政策對經濟增長的支持力度，經濟回升的態勢就有可能發生逆轉。鄭立新認為，財政政策要著重在四個拉動上下功夫，充分發揮杠桿作用：一是拉動居民消費，二是拉動民間投資，三是拉動銀行貸款結構的優化，四是拉動出口。
（二）改善居民消費需求
堅持擴大內需政策，還要注意到居民消費需求是擴大內需的最主要動力。改善我國居民消費需求的傾向和結構可以從以下幾個方面入手：一是盡快建立和完善醫療、教育、失業、養老等各項社會保障制度，降低居民對未來收入預期的不確定性，建設預防性貨幣需求比例，從而提高居民邊際消費傾向。二是降低低收入者的稅收負擔，并為之創造良好的就要機會，提高工資性收入，鼓勵支持低收入者自主創業，增加居民收入水平。
參考文獻：
[1]謝浩然. 基于IS-LM模型的我國財政貨幣政策有效性分析[J].當代經濟，2010（23）.
[2]張帆. 央行的行為-利率的作用與中國的IS-LM模型[J].管理世界，1999（4）.
[3]司春林. 宏觀經濟學[M].東方出版中心，2000.
按照學界的一般理解，實證研究是指研究者親自觀察收集資料，為提出理論假說或檢驗理論假說而展開的研究，包括觀察法、談話法、測驗法、個案法等方法。從國外經驗看，民法學也可以采用這些方法開展實證研究。在各種實證方法中，我國民法學界應當重視計量方法的應用。除個案研究外，實證研究中通過對研究對象的觀察、實驗和調查會產生大量數據，必須對這些數據進行統計分析，探尋各個影響變量之間復雜的因果聯系。此即所謂的計量法學方法。
實際上，法律現象的量化和數學在法學領域的運用長期以來備受爭議，一些學者不惜以各種理由來捍衛法學的模糊性，甚至只要一提到“量化”、“科學性”，就認為已經犧牲了法的價值。究其原因，首先在于這些學者往往從法是價值、規范或者事實的某一個方面來認識法律現象，沒有從價值、規范和事實的統一體的角度去認識法，特別是將法僅僅視為主觀的價值或者人定的規范，必然得出不可量化的結論。其次是夸大了包括法律現象在內的社會現象與自然現象的區別，未能認識到它們的一致性。雖然包括法律現象在內的社會現象可重復性不強，因果關系過于復雜，但不能因此放棄對法律現象的量化研究。法律現象同時具有“質”和“量”的屬性。法律現象雖然主要以“質”的規定性呈現在人們面前，因而定性分析成為法學研究的主要方法，可是法律現象同樣具有“量”的規定性，并且表現在諸多方面，比如簽約率、股權交易量、交通事故發生率及其原因等。所以，法律現象的可度量性是不能否認的，法學不能放棄對法律現象中“量”的規律的探求而將此領域讓給其他學科。研究法律現象的“量”的規律必須使用定量方法。
民法研究中計量方法的運用大體可以概括為四個方面：民事立法的科學性研究、民事法律實施效果評價、民事法律對經濟社會的影響研究、民法學的知識圖譜分析。
從法律的制定來看，科學制定法律規則不僅需要借鑒、比較他國的立法經驗，更重要的是要扎根于實際國情。這里的國情既包括當前的生產力發展程度，也包括當前的意識形態，甚至還要預測下一時期的社會發展狀況，只有這樣才能保證法規則的科學合理性和相對穩定性，而科學的預測需要引入計量方法才能實現。民事立法的科學性研究就是在民事立法階段對法學現象中各個變量之間的相互關系進行整理分析，弄清影響民事法律變遷的各個因素，進而運用實證的研究方法對各個影響因素進行實證分析。尤其是民事法律中直接體現數量關系的法規則，需要用計量方法進行實證研究，包括法律規則制定的基礎、具體數量的確定等。又如，在公平與效率之間如何權衡取舍，立法機關往往不能給出明確的說明。一個可能的路徑是選用公平和效率為變量，運用統計數據，建立計量模型，找出與變量相關的各個因素之間的數量關系，選用合理的效用函數，進而極大化效用函數轉化為一般的數理問題。這樣才能使解決方案既在理論上科學合理又在實際中切實可行。
法律包括民事法律的效力包括形式效力與實質效力。形式效力固然可以采用傳統法學研究方法進行判斷，法律制度的實質效力則不然。法律制度的實質效力就是對實際運行中的法律的實際效果進行科學評價。法律承擔著特定的社會功能，因而需要研究法律的實際運行效果，評價法律制度的優劣，考察客觀效果與立法意圖之間的吻合程度，立法以及司法所產生的客觀效果是否符合“應然”狀態的價值要求以及民事法律的社會反響和民眾的認可接受程度如何等等。民事法律在影響社會的過程中充滿著雙向互動，有效的民事法律需要根據其運作的實際效果不斷調整自己。任何一部法律的出臺都可能會犧牲部分人的利益，必須放在轉型期的中國這個大環境下來加以考察，必須放在社會現實中來檢驗，只有這樣才能對法律效果有正確的評價。單純地依靠傳統的法學方法（包括規范分析、邏輯分析、價值分析等方法）只會導致“公說公有理，婆說婆有理”的局面，只有應用計量方法，結合具體數據，給出科學的實證分析，得出相關結論才能令人信服。
民事法律對經濟社會的影響研究，是運用計量法學的研究方法，以民事法律為變量，定量分析民事法律對經濟發展、社會變遷的影響，揭示民事法律和經濟、社會之間的相互作用關系。近年來法金融學的興起就是很好的例證。Djankov等人用司法質量和合同執行效率、市場進入管制等來研究法律規則對經濟、社會的影響；Micco和Pages等人發現法律對雇傭的保護降低了勞動力的流動性；特別是以LLSV組合為代表的法金融學者利用各個樣本國家的數據實證分析法律對投資者保護、所有權以及公司治理的影響等，取得了豐碩的成果。
此外，民法學的知識圖譜分析亦非常必要。可以對民事法律的變遷進行計量史學分析，通過對文獻的搜集整理和對比研究，分析中國民事法學的發展歷程，分析中國法學研究的影響因素，甚至分析中國社會意識形態的變遷。比如，分析中國婚姻法30年來的變遷路徑，分析影響婚姻法學者進行法學研究的主客觀因素，甚至從宏觀維度分析經濟、社會進步與現代婚姻立法的互動等等；或者通過詞頻定量分析中國法學研究的熱點問題，甚至對中國民事法律進行知識圖譜分析。
目前計量方法在法學研究中的運用，大體分為假設檢驗、回歸分析和干預分析三大類，研究者常常根據其所掌握的數據情況結合運用這些具體方法，如R．Grosse、M．M．Frank和UNCTAD等同時使用假設檢驗和回歸分析，C．J．Hardlock等不僅利用假設檢驗和回歸分析，而且在回歸分析中還同時借助線性模型和非線性的Logit模型，J．W．Salacuse和N．P．Sullivan橫截面數據分析和綜列數據分析兩者并舉，P．S．McCarthy和S．Sridharan等人將ARIMA過程引入回歸模型之中，分別用移動平均（MA）過程和自回歸移動平均（ARMA）過程表示回歸殘差，S．Sridharan等人更是回歸分析、干預分析和結構時間序列分析三者兼用（參見張曉斌：《法律實施效果的定量評價方法》，《法商研究》2006年第2期）。
運用計量方法在英美法系國家法學、經濟學、社會學界已經展現出強大的生命力。當前，囿于我國法學界知識結構的集體單一，法學學者缺乏嚴格的自然科學訓練，基本沒有掌握數學研究工具，導致深入的、專業性較強的法學實證研究無法展開，既有的實證研究成果深度不夠、觀察比較簡單，讓法學學者覺得不是法學研究，而經濟學學者和社會學學者覺得膚淺。但是，不能因為當前民法學的實證研究還處于起步階段、還不夠成熟就加以全盤否認，應該看到民法實證研究特別是計量研究對中國民法學研究的深遠意義。每一次方法上的轉變都會對社會科學的發展帶來深刻影響，計量方法也將給我國傳統民法學帶來新的沖擊。
一．測定品牌知名度
知名度測試就是確認消費者對品牌的熟悉程度。測定可按照以下尺度：
從沒聽說過 僅聽說過知道一點
知道很多
很熟悉
判斷標準：回答限于前兩項，品牌當前任務是建立知名度
二．測定品牌喜愛度
如果消費者熟悉這一品牌，接下來要判定消費者對品牌喜愛程度。測定可按下列尺度：
很不喜愛 不怎么喜愛 無意見 比較喜愛
很喜愛
判斷標準：回答選擇前3項，那么企業要弄清消費者不喜歡的原因。
例如調查A、B、C、D四個家電品牌消費者對他們的熟悉程度和喜愛程度，經平均計算，結果如下：
A品牌大多數人熟悉并喜愛；B品牌大多數人不熟悉，但熟悉的人都喜愛；C品牌熟悉的人都持否定態度，好在熟悉的人不多；D品牌情況很不好。
由此可見，它們面臨不同的任務：A品牌要維持現有的知名度和喜愛度；B品牌要爭取更多人的注意；C品牌要了解消費者對它持否定態度的原因，并努力改進；D品牌面臨的困難很大，要改進的地方很多。
三．確定品牌形象內涵
也就是確定消費者對品牌的確切看法，找出喜愛或不喜愛的真正原因。常用的方法是語意差別法，語意差別法就是在兩個意義相反的詞之間列上尺度，由被調查者選擇代表他或她意愿方向或程度的某一點。
調查消費者購買產品時考慮的主要因素，如詢問“你購買彩電時，最關心的是什么”，回答“質量”，那么按此劃分為兩個尺度：產品質量好和產品質量差；回答“服務”，那么按此劃分為：服務質量好和服務質量差；等等，再在劃分的兩極之間分出五或七個尺度，以此作為評價標準。一般說來，有三種類型的尺度：評價尺度（好---壞）、能力尺度（強---弱）、行為尺度（主動---被動），根據這三種標準，可以去掉沒有意義且引起被調查者厭煩的尺度，以此作為品牌形象評價的項目。調查用的問卷做法如圖：
根據設計尺度，抽樣調查消費者對品牌的評價（包括競爭者形象調查），平均調查結果，得出品牌在消費者心中的形象。
四．設計品牌期望形象
制定品牌形象，不能超越企業現有的人力、物力、資源以及市場狀況。假設一家電企業希望消費者對它的產品質量 、服務水平、產品科技含量等方面有較高的評價，考慮企業現在的狀況，不能達到理想目的，那么企業就應根據實際情況來設計適合的企業形象，而不是不切實際的蠻干。
五．品牌形象改進的檢驗
對照品牌現有形象和期望形象的差異，改進品牌形象的不足之處。企業在決定改進品牌形象時，是先改進服務水平，還是先改進科技含量，可經由以下問題檢驗：
1．改進的品牌形象某一方面，對品牌形象的整體貢獻是什么？
2．采用什么樣的戰略，有助于改進品牌形象？
3．成本是多少？
時間：2003-9-18作者：
[摘要]中國股市系統風險占總風險的比重非常高，系統風險非常大。在這種情況下，單就反轉策略和慣性策略而言，反轉策略成功的可能性比較大，而且期望超常收益非常可觀。慣性策略失敗的可能性非常大，至少對于不能影響股票價格的投資者而言，慣性策略或“追漲殺跌”是最差的策略。
理論回顧
關于資產定價和市場有效性的大量實證研究發現股票收益存在一定的可預測性，特別是短期價格慣性現象和長期價格反轉現象。這些現象構成了反轉投資策略和慣性投資策略的實證基礎。
反轉投資策略是指購買過去2～5年中表現糟糕的股票，并賣出同期表現出色的股票。這種方法每年可獲得大約8%的超常收益(DeBondtandThaler,1985)。盡管這個發現已經有十幾年的歷史，但是這種超常收益的源泉卻一直是爭論的焦點。有學者認為，這個超常收益可能是幻覺，是方法和度量誤差的產物(Merton，1987)；也有學者認為，這個超常收益可能是真實的，但是它是隨時間變化的風險的理性補償(Fama,1991)；然而，越來越多的學者傾向于認同行為金融理論的解釋，認為這個超常收益來自于投資者反應過度(DeBondtandThaler,1985)。
與此相反，JegedeeshandTitman(1993)發現了慣性策略的獲利性：在3～12月的較短時期中，存在相當程度的股票收益慣性。慣性策略就是購買過去幾個月中表現良好的股票，賣出過去幾個月中表現糟糕的股票。這與反轉策略正好相反。關于慣性策略的大量研究表明：(1)價格慣性策略是有利可圖的。(2)這種超常收益與價格對企業收入突變的緩慢調整相關。(3)分析師們的盈利預測是緩慢調整的。這些特點表明市場對信息(特別是公司收入信息)是反應不足的。
傳統金融理論把反應過度和反應不足解釋為異常現象，Fama(1998)認為，股票價格對信息的反應過度和反應不足是同樣普遍的，這與市場有效性假說是一致的：這些異常現象只不過是偶然性結果。但是，這種解釋被越來越多的人所懷疑。近年涌現出一些模型，其中包括Barberis,ShieiferandVishny(1998)的模型，Daniel,HirshleiferandSubrahmanyam(1998)的模型和HongandStein(1999)的模型，這些模型從不同的角度整合了關于反應過度和反應不足的理論，這些模型對反應過度和反應不足的解釋已經超出了傳統金融學的范疇。
1.Barberis，Shleifer和Vishny(1996)模型。假定投資者在進行投資決策時存在兩種偏差，其一是代表性偏差(representativebias)或相似性偏差(similaritybias)，即基于近期數據與某種模式(比如股票上升或下降通道)的相似性來預測，過分重視近期數據；其二是保守性偏差(conservatism)，即不能及時根據變化了的情況修正自己的預測。代表性偏差會造成投資者對新信息的反應過度，認為近期股票價格的變化反映了其未來變化的趨勢，從而錯誤地對價格變化進行外推，導致反應過度(overreaction)。保守性偏差會造成投資者對新信息的反應不充分，認為股票收益的變化只是一種暫時現象，未根據收益的變化充分調整對未來收益的預期，當后來的實際收益與先前的預期不符時，投資者才進行調整，導致反應不足。此外，投資者在代表性偏差和保守性偏差之間的狀態轉移過程遵循貝葉斯法則。上述模型可以很好地解釋短期投資收益慣性、長期投資收益反轉等現象。
2.Daniel，Hirsheifer和Subramanyam(1998)模型。假定投資者在進行投資決策時存在兩種偏差，其一是過度自信(overconfidence)，其二是有偏自我評價(biasedselfattribution)或歸因偏差。投資者通常過高地估計了自身的預測能力，低估自己的預測誤差；過分相信私人信息，低估公開信息的價值。在DHS模型中，過度自信的投資者是指那些過高地估計私人信息所發出的信號的精度，過低地估計公開信息所發出的信號的精度的投資者。過度自信使私人信號比先驗信息具有更高的權重，引起反應過度。當包含噪聲的公開信息到來時，價格的無效偏差得到部分矯正。當越來越多的公開信息到來后，反應過度的價格趨于反轉。
在DHS模型中，歸因偏差是指當事件與投資者的行動一致時，投資者將其歸結為自己的高能力；當事件與投資者的行為不一致時，投資者將其歸結為外在噪聲。即把成功歸因于自己英明，把失敗歸因于外部因素。如一個投資者基于私人信息進行交易，買進股票之后得到好的公開信息，賣出股票之后得到壞的公開信息，在這種情況下，投資者的自信心增加。但是當相反的情形出現時，投資者的自信心并不是同等程度地減少，即把證實自己判斷的消息作為信息予以重視，把證偽自己判斷的消息作為噪聲予以懷疑甚至拋棄。這樣，歸因偏差一方面導致了短期的慣性和長期的反轉，另一方面助長過度自信。
3.HongandStein(1999)模型。假定市場由兩種有限理性投資者組成：“消息觀測者”和“慣易者”。兩種有限理性投資者都只能“處理”所有公開信息中的一個子集。信息觀測者基于他們私自觀測到的關于未來基本情況的信號來作出預測。他們的局限性是他們不能根據當前和過去價格的信息進行預測。慣易者正好相反，他們可以根據過去價格變化作出預測，但是他們的預測是過去價格的簡單函數。除了對兩種投資者信息處理能力方面的限制性假設，第三個重要的假設是，私人信息在信息觀測者之中逐步擴散。信息在投資者當中逐步擴散，價格在短期內存在反應不足。這種反應不足意味著慣易者可以從“追漲殺跌”中漁利。然而，這種套利企圖必然導致長期的價格反應過度。
4.Barberis，HuangandSantos(1999)模型。上面三個模型假設投資者在作出預測時要么是非理性的，要么只能利用所有可行信息的子集。投資者所出現的偏差基本可以歸納為一類，即直覺偏差(heuristicbias)。heuristic的字典定義是人們自行解決問題的過程，通常采用試錯的方法。試錯的方法通常導致人們形成一些經驗規則，但是，這個過程常常導致其他錯誤。行為心理學的一個巨大貢獻是識別出這些經驗規則的原理以及與它們聯系的系統性錯誤。這些經驗規則自身被稱為直覺。投資者在投資決策中不僅存在直覺偏差，而且存在框架依賴偏差(framedependencebias)。后者正是BHS模型的基本假設。它從傳統的基于消費的模型出發，結合了行為心理學關于框架依賴的研究成果：KahnemanandTversky(1979)提出的“前景理論(prospecttheory)”以及ThalerandJohnson(1990)提出的“前期結果影響(influenceofprioroutcomes)”理論。前景理論指投資者的效應不僅決定于財富水平，而且決定于財富變化，財富損失給投資者帶來的痛苦比等量財富盈利給投資者帶來的幸福大(約為2.25倍)。前期結果影響是指投資的前期結果對風險選擇具有的影響。投資者從損失或盈利中獲得的效用依賴于前期結果。例如，前期盈利可以緩沖后期損失造成的痛苦。這個模型非常貼切地解釋了過度波動(反應過度和反應不足)以及“股權之迷”。
本文采用1993～2000年間深滬兩市數據分析研究了短期和長期交易策略的可行性。這一研究的意義在于：(1)現有關于反轉策略和慣性策略的多數研究是關于發達市場的，關于中國市場的研究比較少，而且不是全樣本研究。(2)金融實證研究經常面臨“數據挖掘(datamining)”的質疑。這里的數據挖掘指的是從一組數據中得出既無理論意義又不能簡單推廣的規律或結論。對中國市場進行類似研究可以進一步證實或證偽有關理論和假說。(3)這一研究顯然對投資者特別是機構投資者制定投資策略具有借鑒意義。
下面詳細描述這兩種投資策略，給出主要實證結果，并提供相應的檢驗結果。
數據和方法
我們的數據來自嘉實基金管理公司。它包括了最近3年的所有股票的交易數據和復權信息。本文作者計算了復權數據。本文研究的時間區間為1993～2000年。樣本包括了1993年之前上市的全部A股。由于至今中國沒有出現A股摘牌現象，所以我們的樣本在時間序列方向是長度相等的，在橫截面方向是數目相同的。
DeBondt-Thaler的研究方法如下：(1)將一段時間分成組合形成期和檢驗期。(2)在組合形成期，首先求個股超常收益率、累積超常收益率，然后按超常收益率將股票分成贏者組合和輸者組合，計算贏者組合和輸者組合在組合形成期的累積平均超常收益率。(3)計算贏者組合和輸者組合在檢驗期的平均超常收益率、累積平均超常收益率。(4)累積平均超常收益率分析。
Jegadeesh-Titman的研究方法與DeBondt-Thaler的方法類似。主要區別有二：(1)Jegadeesh-Titman的研究方法的組合形成期和檢驗期的長度相對較短；(2)Jegadeesh-Titman采用了重疊的抽樣方法，即組合形成期出現重疊，這樣做的好處在于可以擴大樣本容量，增加統計檢驗的勢。缺點是導致抽樣出現自相關性。而DeBondt-Thaler采用了非重疊的抽樣方法。
我們在此基礎上進行了簡化，研究方法如下：(1)將一段時間分成排序期(相當于組合形成期)、檢驗期。(2)在每一個排序期中，首先計算個股的累計超常收益率，并進行排序，確定贏者組合和輸者組合。(3)在相應的檢驗期中，計算贏者組合和輸者組合的累積平均超常收益率。(4)累積平均超常收益率分析。考慮到中國股票市場歷史較短，對于慣性策略，本文的抽樣方法是非重疊的，即組合形成期非重疊；而對于反轉策略，抽樣方法是重疊的。
累計超常收益CAR的計算方法：首先采用對數差分方法計算股票和市場收益率。然后，對于股票j和月份t，從總收益Rjt中減去市場收益Rmt得到超常收益ARjt。市場收益采用上證指數收益。最后，計算股票j在n個月中的累計超常收益CARjn，它是股票j在n個月中超常收益的簡單加總。
在排序期中，我們采用初始幾個月的累計超常收益來對股票進行排序。最高的5、10、20只股票被賦予贏者組合；最低的5、10、20只股票被賦予輸者組合。然后計算贏者組合和輸者組合中所有股票的平均累計超常收益CARn。最后，計算贏者組合和輸者組合的隨后檢驗期的累計超常收益。
為了判斷短期慣性策略的表現，我們買入過去贏者并賣出過去輸者。按照這種構造，投資組合是零投資套利組合。排序期長度分別取值1、3、6、9、12個月，但在每種情況中，檢驗期長度取值為1、3、6、9、12個月。這樣，我們就形成了25種投資策略，每種策略用數對(排序期、檢驗期)來代表。排序期的起點分別為月初、季度初、半年初、季度初、年初。這樣避免了排序期重疊，從而保證了樣本觀測值的獨立性。于是，我們得到了排序期為3個月的24個贏者和輸者組合，排序期為6個月的12個贏者和輸者組合，排序期為9個月的9個贏者和輸者組合，排序期為12個月的6個贏者和輸者組合。
為了檢驗長期反轉策略的表現，我們研究了如下套利組合：買入過去輸者并賣出過去贏者。從1996年到1998年，我們構造了基于1、2、3年排序期的贏者和輸者組合。對于每個組合，隨后的5年是檢驗期。
實證結果
我們首先討論慣性策略和反轉策略的實證結果，再進行結果評論和附加穩健性檢驗，最后簡單評述一下投資策略有可能成功或不成功的原因。
一、慣性策略
表1總結了主要結果。其中，排序期分別取值為1、3、6、9、12月。它們沒有重疊；檢驗期分別取值為1、3、6、9、12月。檢驗了每種慣性策略的多個獨立的重復組合。例如，對于3月排序期，有24個獨立組合。表2給出了累計超常收益。
慣性策略的實證結果總體上表現出如下特點：
1.與我們的期望相反，贏者和輸者組合都沒有表現出相應的收益慣性，而表現出一定程度的反轉。一方面，排序期為1、3、6個月的慣性策略組合(贏者組合～輸者組合，10W～10L)在其后各檢驗期內的累計平均超常收益均為負值(圖表略)。另一方面，排序期為9、12個月的慣性策略組合隨著檢驗期增加，累計平均超常收益逐步降低(圖表略)，統計量顯著性不斷提高。例如，策略(12，12)的累計平均超常收益為－11.83%。即如果排序期變長，慣性策略組合的表現更糟糕。
2.多數統計量顯著性不高。我們認為原因在于：(1)中國股票市場系統風險在總風險中所占比重過高，紐約證券交易所系統風險占1/4左右，非系統風險占3/4左右；上海證券交易所的投資風險結構與此“倒置”，系統風險占2/3，非系統風險占1/3左右(波濤，1998)。結果股票價格普遍存在“齊漲共跌”現象，單個股票收益與市場收益難以出現分化，導致大多數股票的超常收益率比較小。(2)股票市場總風險過大，波動性過高，通過對1885～1993年道·瓊斯工業指數和1992～1998年7月上證指數單日跌幅超過7%的次數統計比較看到，在超過100年的時間里，道·瓊斯工業指數單日跌幅超過7%的日期只有15次，而上證指數6年之內就有23次。美國股票市場典型股票的年波動率(volatility)為20%左右(Hull,1997)，而中國股票市場典型股票的年波動率為60%左右。這些無疑導致股票(超常)收益的標準差太大，從而t統計量不顯著。(3)深滬兩地市場早期走勢的聯動性不高，采用上證指數不能完全代表整個市場指數。
盡管多數統計量在統計上不顯著，但是，多種慣性策略中贏者組合和輸者組合在檢驗期中的均值高度一致地表現出反轉特征。因此，我們可以相對比較安全地認為，慣性策略不僅是無利可圖的，而且是賠錢的。這個結論至少對于無力影響市場價格的中小投資者是正確的。
二、反轉策略
反轉策略的實證結果總結在表2中，總體上表現出如下特點：
1、與我們的期望相同，贏者和輸者組合都表現出相當程度的反轉。正如在表2中顯示的，反轉策略投資者購買過去1、2、3年的輸者并賣出同期贏者。包含20個股票的策略組合在2年檢驗期內分別獲得平均34.77%、43.58%和29.68%的超常收益，在3年檢驗期內分別獲得平均38.23%、39.79%和27.51%的超常收益。這個收益主要由過去輸者決定，過去贏者基本上與市場表現相當。
2.統計顯著性比慣性策略具有明顯提高。多數統計量在10%置信水平上是顯著的，個別統計量不顯著的原因與慣性策略相類似，這里不再贅述。由于我們的樣本檢驗期發生了重疊，在表2中的t-統計量是經過序列相關和異方差性調整的(NeweyandWest,1987)。反轉策略組合超常收益的t-統計量基本顯著的。
3.反轉策略的超常收益遠遠大于DeBondtandThaler(1985)所發現的。比如，排序期為1、2、3年的反轉策略在其后兩年中年超常收益分別為20%、20%和15%(圖表略)，這些超常收益遠遠大于DeBondtandThaler(1985)所發現的約8%的年超常收益。
綜上所述，多種反轉策略中贏者組合和輸者組合在檢驗期中的均值高度一致地表現出反轉特征。因此，我們認為，反轉策略是有利可圖的。
上面我們分析了造成慣性策略和反轉策略實證結果的部分統計量不顯著的主要原因有：一是系統風險所占比例高；二是股市總風險大，波動性高。那么，在這兩個原因背后的原因是什么呢？我們認為：
1.股票市場噪聲交易者太多。中國股市投資者隊伍素質偏低，他們不僅得不到信息(大多數只能得到噪聲)，而且即便得到信息，他們多數也不具備應有的分析能力。這注定中國股市存在大量噪聲交易者。盡管換手率中包括股票大戶對敲操縱股市的交易量所占份額，但是它基本上可以反應出噪聲交易者所占的比例。20世紀90年代美國紐約交易所的年平均換手率約在20%～50%之間，即股票2－5年轉手一次。這就是說，絕大部分人是持有兩年以上的投資者。即使到了格林斯潘所謂出現了“非理性狂躁(irrationalexuberance)”的1999年，也只有77%。經濟學家開始認為美國股市存在過度交易(overtrade)，其中部分交易是噪聲交易。而1998、1999、2000年我國滬深股市流通股的年平均換手率分別是395%、388%、477%(先計算“月成交金額/月末流通市值”再進行匯總，數據來自中國證監會網站)，即上市流通的每一只股票平均每年要轉手5次以上，停留在每位持股人手中的平均時間不超過兩個半月。如果說美國股市77%的年換手率中已經隱含了噪聲交易的話，那么中國股市近400%的年換手率中至少有300%歸因于噪聲交易。首先，噪聲交易者的“從眾行為(herdbehavior)”導致股票市場系統風險所占比例太高，同時導致總風險太大(DeLong,B.,A.Shleifer,L.Summers,andR.Waldmann.1990a,b;1991)。其次，投資者頻繁換手股票本身就是一種“反應過度”。
2.個別機構投資者和股票大戶操縱股市。大戶制造波動性從中漁利，這已經是不爭的事實。
3.中國股市表現出的“博弈”特征。“補漲”是一個被投資者普遍認同的概念：如果在一次行情中，某些股票沒有上漲，那么它們就具有“補漲”的潛力。沒漲的要無條件補漲，沒跌的要無條件補跌，這樣造成股市“齊漲共跌”的局面。“補漲”現象其實是一種脫離了基本價值的交易現象，具有一定的“博弈”特征。
結論
綜上所述，我們得到如下結論：
一、慣性策略和反轉策略的研究都表現出收益反轉特征，在這個意義上可以說中國股市只存在反應過度現象，不存在反應不足現象。這一結論至少對于排序期大于一個月的策略是成立的。
【關鍵詞】消費函數；消費性支出；可支配收入；預防性儲蓄；流動性約束
凱恩斯（Keynes，1936）在《就業、利息和貨幣通論》中提出了“消費函數”的概念。認為收入和消費之間存在函數關系，在他看來，“無論從先驗的人性看，或從經驗中之具體事實看，所得之絕對量愈大，則所得與消費之差距亦愈大。一般而論，實際所得增加，則儲蓄在所得中所占的比例增加”。該理論就是凱恩斯著名的“邊際消費傾向遞減規律”。消費變動同收入變動始終保持著函數的關系，稱為消費函數。
一、凱恩斯消費函數
假設在決定居民消費的眾多因素中，除收入外，其他因素都保持不變。凱恩斯用C=C（y）來表示消費和收入之間的關系，其中C是消費支出，y是收入水平。邊際消費傾向MPC=c/y，平均消費傾向APC=c/y。如果消費支出和收入水平間存在著線性關系，則邊際消費趨向為一常數，可以線性化地表示為：Ct=a+bYt，其中Yt表示第t期的可支配收入，Ct表示第t期的消費性支出，系數b表示邊際消費傾向（MPC），和增加一單位的收入所引起的消費增加部分，系數a表示自發消費，消費函數表示自發消費與收入的引致消費之和。
二、凱恩斯消費函數實證檢驗
（一）模型構建
本文根據凱恩斯絕對收入假說消費理論，建立以下消費函數模型：Yi=β1+β2Xiμi。其中β1和β2為總體回歸函數中的系數，μi為總體擾動項。本文首先根據1980至2012年內蒙古城鎮居民人均年消費性支出和人均年可支配收入的數據做散點圖，從而檢驗兩個變量間是否存在相關關系。通過檢驗可以發現：人均年消費性支出和人均年可支配收入兩個變量間相互關系的散點圖上的點接近于一條直線，這說明兩個變量間是存在線性相關的關系的。
（二）實證分析和模型求解
本文根據凱恩斯消費函數的指標，選取了內蒙古城鎮居民1980至2012年人均年消費性支出（Yi）和人均年可支配收入（Xi）共計33年的數據（單位：元）。這些數據摘自統計局編著的《輝煌的五十年》和《奮斗的內蒙古》，其余原始數據分別摘自歷年《內蒙古統計年鑒》。
本文數據的處理使用Excel 2007，樣本數據的實證分析使用Eviews 5.0軟件工具。采用最小二乘法（OLS）對樣本數據進行回歸，回歸估計的主要結果回歸估計參數β=0.762307，表明內蒙古城鎮居民人均年可支配收入如果每增減變動1元，那么城鎮居民人均年消費支出就相應地增減變動0.762307元。這與凱恩斯消費函數中邊際消費傾向的經濟學意義相符。可決系數調整后R方為0.9983，表明找整體上所構建的模型對樣本數據的擬合程度較高，也就是說解釋變量“城鎮居民人均年可支配收入”對被解釋變量“城鎮居民人均年消費支出”的絕大部分做出了解釋，該估計模型也通過了T檢驗。
（三）異方差性的檢驗和修正
根據上述最小二乘法（OLS）的回歸結果進行異方差檢驗，由White檢驗可知，Obs*R-squared=18.83061>x■■（2）
5.99147，因此拒絕原假設，但不拒絕備擇假設，即該模型存在異方差，需要進行異方差的修正。
本文運用了加權最小二乘法（WLS）進行異方差修正。分別運用權數w1=1/X，w2=1/X∧2，w3=1/spr（X），模型經過這三種權數進行修正后的效果如下表1所示。
表1 三種權數修正結果
由于W3的調整后R方值（擬合程度）比W1的調整后R方值要好很多，同時W3的F值也要比W1的F值高很多，綜合考慮，本文選擇采用較優的W3做權數修正后的結果。
通過運用加權最小二乘法（WLS）而進行異方差的修正后，Obs*R方值=2.099138
（四）自相關的檢驗和修正
本文對于異方差修正后的回歸結果，進行了自相關性的檢驗。Durbin-Watson stat=0.76089。對于樣本量為33，一個解釋變量的模型，5%的顯著性水平，由查DW統計表可知，dL=1.383，dU=1.508。此時模型的DW=0.76089，正好落在0到dL=1.383之間的正自相關的區域，拒絕H0：p=0，即本例存在自相關。為解決模型的自相關問題，我們對X進行滯后一期處理，消除了自相關對本模型的影響。具體結果見下表2。
表2 修正自相關滯后一期結果
（五）回歸方程與實證結論
由表4異方差修正后估計結果可得回歸方程為：Yi=
20.83403+0.776226Xi；Se=（113.7098）（0.015839）；t=（0.183221）（49.00804）。調整后R方=0.998895，F=13108.54，df=31，DW=1.54816均達到理想水平。
本文根據城鎮居民近33年的人均年消費支出和可支配收入進行了回歸分析，得出如下結論：解釋變量“城鎮居民人均可支配收入”對被解釋變量“城市居民人均年消費支出”的99.88%以上的差異做出解釋；通過t檢驗，本文認為解釋變量“城市居民人均可支配收入”對被解釋變量“城市居民人均年消費支出”有著顯著的影響（置信度為95%）。從而證實了凱恩斯消費函數在經濟社會中的有效性和實用性。
三、政策建議
（一）增加城鎮居民純收入
根據本文得出的實證結論：“城市居民人均可支配收入”對 “城市居民人均年消費支出”有著顯著的影響（置信度為95%），這說明了內蒙古城鎮居民的人均年消費支出和可支配收入直接相關。所以要想提高居民的消費水平，首先要想方設法提高居民的可支配收入。只有經濟水平提高了，才有可能提高消費水平。提高城鎮居民可支配收入，可以通過大力發展特色、綠色生態產業戰略，保證內蒙古經濟的可持續發展，提高城鎮居民的可持續收入。由粗放、傳統和封閉型的經濟模式向集約、現代、開放型的經濟模式轉變，從而逐步走向產業化發展的道路。
（二）完善社會保障制度
我國社會保障建設力度的加強對提高居民未來收入，增強居民對消費的信心有著舉足輕重的作用。我國用于公共醫療的政府開支，在財政開支中的比例比其他國家低很多，盡管實行全民醫療尚不現實，但可以實行政府主導下的公益保險制度，即由政府出面并根據不同的收入水平對不同的階層給予財政補貼，再加上企業和個人的出資來購買醫療保險。還要利用保險制度，完善醫療保障。
（三）發展誠信消費信貸
通過發展消費信貸的方式可把中低收入階層居民未來收入變現為即期收入，從而提高居民即期的消費水平。居民可借助消費信貸這一手段購房、買車和旅游等，這不僅有助于消費結構的改善，更有助于消費層次的升級。發展消費信貸要從兩方面入手，一方面從發展金融市場，提高金融服務質量等方面入手，改善貸款條件苛刻、貸款利率較高，降低消費信貸的門檻，完善個人信用積累制度，為居民提供跨期消費的客觀條件。另一方面，要轉變量入為出的消費歷年，鼓勵跨期消費，不斷完善社會保障制度，從而使居民有跨期消費的愿望和能力。
參 考 文 獻
[1]馬克思，恩格斯.《馬克思恩格斯全集》第1卷.人民出版社，1972
[2]汪浩瀚.《微觀基礎、不確定性與西方宏觀消費理論的拓展》.經濟評論.2012（2）
基于棉花產業安全指標體系，首先對影響棉花產業安全發展的因素進行了理論分析；選取2000年―2013年我國棉花產業發展狀況的相關數據，采用SPSS Statistics17.0分析軟件，運用因子分析方法，分析了我國棉花產業安全的影響因素。研究結果表明，基本安全因子對棉花產業安全影響較大，對外安全因子影響相對較小，并據此對提高我國棉花產業安全提出一些建議。
關鍵詞：棉花產業；因子分析；安全因素
1 引言
我國加入WTO以來，各界對棉花產業安全問題保持高度的關注，現有的研究主要從以下兩個角度入手：（1）對棉花產業安全指標的劃分與界定。杜珉（2003）指出將國內每年棉花的庫存消費比作為檢測棉花安全的首選指標[1]；龔文龍（2007）借助麥克爾?波特的“鉆石模型”對棉花產業的競爭力模型進行綜合分析，將影響棉花產業安全的因素概括為產業宏觀經濟環境指標、產業宏觀政策環境指標、產業國際競爭力指標、產業對外依存度指標四個部分[2]；劉志雄（2013）建立了一套對棉花產業安全界定和評價的指標體系，評估了我國棉花產業安全狀況，結果表明我國棉花安全水平總體上相對較低，且明顯呈下降趨勢[3]。（2）進口與棉花安全的關系。宋聚國、劉藝卓（2010）總結了棉花產業安全的指標體系，分析了進口對棉花安全的影響，對棉花貿易發展提出了一些建議[4]。
目前還沒有學者對棉花安全體系進行總體概況評估，關于這方面的實證分析也較少。本文運用相關數據，整合了一套符合我國現階段國情的評價指標體系，對我國棉花產業安全進行實證分析，提出一些促進我國棉花產業健康發展的對策。
2 棉花產業安全指標體系構建
棉花產業安全是指一國棉花在確保所有人需求的條件下，進出口量達到均衡的狀態。本文參考劉志雄等人分析總結，整理出一套我國棉花產業安全的評價體系及評價指標。
2.1 棉花產業可獲得能力
產業可獲得能力是指一個產業自身可獲得資源發展的能力，是一個產業最基本的能力，一個國家自身產業的可獲得能力來源于生產和庫存。因此本文運用棉花自給率以及棉花庫存消費比這兩個指標來衡量可獲得能力。這兩個指標可以衡量一個國家政府控制市場的能力以及保障產業安全的能力。
2.2 棉花產業競爭力
產業競爭力一般是指從市場競爭力、績效競爭力以及規模競爭力等方面進行評估。因為相關數據有限，本文擬用市場競爭力來代表棉花產業的競爭力。參考前人的研究結果，本文采用顯示性比較優勢（RAC）和貿易競爭力指數這兩個指標。所謂顯示性比較優勢指數是指一個國家某種商品出口額占其出口總值的份額與世界出口總額中該類商品出口額所占份額的比率。它是衡量一國某產業在國際市場上最具有說服力的指標。它能夠定量地描述一個國家內各個產業相對于出口的狀況。通過顯示性比較優勢指數可判定某一產業是否更具出口競爭能力，從而揭示一國在國際貿易中的比較優勢。用公式表示為：RCAij =（Xij / Xtj）÷（XiW / XtW ）（其中，Xij表示國家j出口產品i的出口值，Xtj表示國家j的總出口值；XiW表示世界出口產品i的出口值，XtW表示世界總出口值）[5]。
貿易競爭力指數是指一國某產業進出口差額占進出口總額的比例。用公式表示為：貿易競爭力指數=（X1-M1）/（X-M）（其中，X1表示一國出口產品1的總出口值，M1表示一國進口1商品的總進口值，X表示一國商品總的出口值，M表示一國商品總進口值）。一般認為，貿易競爭力指數大于0就表示該產業具有貿易競爭能力。
2.3 棉花市場控制能力
市場控制能力是指在市場開放的條件下，本國資本在國際市場上對某一產業的控制能力。若某一產業對國際市場依賴較大，則認為此產業市場控制能力不強。本文采用進出口消費比、進口依存度和出口依存度三個指標來衡量。其中進出口消費比是指一國某產品進出口的差額與消費量的比例。
2.4 棉花市場的成長發展能力
市場的成長發展能力是反映某一產業的潛在發展能力。市場的成長發展能力受到很多因素的影響，本文采用棉花的生產成本變化來衡量，某一產業的生產成本越低，農業科技水平越高，這一產業的市場發展狀況越好。
3 實證分析
對照上面列出的指標體系，選取2000年―2013年我國棉花產業發展狀況的相關數據，計算所得的2000年―2013年我國棉花產業安全相應指標的數據見表1。
（數據來源：原始數據來自中國統計年鑒、中國海關統計年鑒、中國棉花統計年鑒，以及美國農業部網站、UN Comtrade、http：/// 等網站，最終結果運用相關數據整理計算得到）
本文按照因子分析法的步驟，運用SPSS Statistics17.0統計分析軟件[6]。因子分析前對數據進行適應性檢測，主要參考KMO的值，一般認為大于0.5即可接受。其中KMO的值為0.635，Bartlett球體檢驗結果顯著（p=0.000）。還可參考相關系數值判定，一般認為分析變量的相關系數值多數大于0.3，則適合做因子分析。從表2中可以看出相關系數大多數都大于0.3。綜上判定可以做因子分析。
采用主成分分析法對影響我國棉花產業安全的各變量進行因子分析，并選擇方差最大正交旋轉法進行因子旋轉，得到如表3所示的反映各變量相關程度的因子載荷系數。根據因子載荷矩陣，在所有的公因子中，選取對上述7個指標變量的貢獻率最大的公因子，即7個指標變量在該公因子上的載荷的總和最大，作為第一主因子，次之作為第二主因子。根據前面的研究，分別將這兩個公因子命名為“基本安全因子”和“對外安全因子”。 由于這兩個主因子的累計貢獻率之和已達到76.799%，說明這兩個主因子基本包含了這7個指標的信息。因此可以用這兩個公因子代替原來的7個變量來解釋影響我國棉花產業安全發展的因素。
表3中的數據表明：我國棉花產業安全的基本安全因子主要由自給率、進出口消費比、進口依存度、出口依存度和生產成本變化率所決定，其中主要取決于進出口消費比和進口依存度，也就是說進出口消費比越高，棉花基本安全狀況越好。對外安全因子主要由庫存消費比和貿易競爭力指數所決定，其中庫存消費比是影響對外安全的重要因素，庫存消費比越高，棉花對外安全程度越高。
4 結論與建議
本文選取2000年―2013年我國棉花發展狀況的相關數據，采用SPSS Statistics17.0分析軟件，運用因子分析方法，分析了影響我國棉花產業安全的因素。可以得出以下結論：（1）影響我國棉花安全的主要有基本安全因子和對外安全因子，對棉花安全狀況的方差貢獻率分別為56.975和19.824。由此可知，基本安全因子對我國棉花安全的影響力較大，對外安全因子的影響能力較弱。（2）影響棉花安全的基本安全因子中，自給率、進出口消費比以及進口依存度的影響相對于其他變量較大。
因此，加強基本安全因子的影響對我國棉花產業安全發展有較大的促進作用，主要是提高棉花產業的可獲得能力以及市場控制力。具體應采取以下措施：（1）國家應該出臺相關扶持政策，發揮我國棉花生產的區域優勢，保障宜棉地區棉花的種植面積，開發內陸旱地、濱海鹽堿地種植棉花，提高棉花自給率；（2）加強棉花產業鏈條間的密切聯系，合理控制棉花的進出口消費比以及進出口依存度，增強棉花市場控制力；（3）充分拓展消費市場，促進棉花產業快速成長；（4）借鑒我國政府對糧食產業的政策以及投入機制，優化棉花產業的市場發展環境。
參考文獻：
[1] 杜珉. 我國棉花安全指標的實證分析 [J]. 中國棉麻流通經濟，2003（7）：15.
[2] 龔文龍. 中國棉花產業安全評價指標體系研究[J].科技創新導報，2007，（31）：216-217.
[3] 劉志雄. 開放條件下中國棉花安全狀況評估[J]. 國際貿易問題，2013，（2）：28-37.
[4] 宋聚國，劉藝卓.進口對我國棉花產業的影響分析[J]. 農業技術經濟，2010，（5）：91-97.
[5] 邁克爾?波特.國家競爭優勢[M]. 北京：中信出版社，2012.
隨著改革開放的不斷深入和大型百貨店的逐漸衰退,武漢地區商業在快速發展的同時,不斷涌現出一些新的商業形態如：購物中心、量販店、便民店、倉儲式商店、專賣店等，它們的產生和發展為武漢的經濟活躍騰飛做出了巨大的貢獻。
近年來國內外出現全新零售業態--shopping mall已經顯出它無與倫比的優勢。武漢經濟環境優良，政策環境開放，人文環境充足，地理環境優越，居民消費水平較高，市民消費者的消費理念正朝著國際大都市的方向邁進。
武漢中南商業集團與湖北團結集團合資建立武漢第一家大型購物中心,該購物中心將以全新的理念、全新的機制營運操作,實施其大集團的發展戰略，為武漢消費者提供一流的購物環境和休閑場所。
本論文將從大環境來分析武漢發展shopping mall的必要性和可能性，并以團結shopping mall為例，從歷史地理環境、經濟政策環境、人文環境、競爭區位理論、商圈理論等角度全面認真地分析它的投資可行性。
第一部分主要論述SHOPPING MALL的產生、定義、特點、分類、現狀及未來發展趨勢。
第二部分主要對中國SHOPPING MALL個案進行分析，以賽特、廣州天河城為例，分析它們的成功和失敗的原因，并結合國內外的具體事例總結出成功發展SHOPPING MALL的應該具備條件。
第三部分針對武漢的大環境進行論述分析，得出武漢已基本具備發展SHOPPING MALL的硬件和軟件條件。
第四部分主要就以湖北團結SHOPPING MALL為例進行實證分析。運用區位理論、商圈理論等進行分析。
第五部分就預測購物中心的未來發展趨勢,并對團結SHOPPING MALL未來存在的風險進行分析。
關鍵詞: 區位理論 購物中心 商圈
Abstract
With the thoroughly development of reformation and opening, and the gradual
declination of large-scale bazaar, along with the quick development of wuhan business, some entirely
new commercial
retailing forms emerge, for instance: shopping mall \inn \warehouse ,etc. They play
important role
in the course of flourishing of wuhan economy. In recent years, shopping mall has
already appeared
its nonpareil advantage.wuhan's economic circumstance choiceness\policy circumstance
opening\human circumstance sufficient \geographical circumstance superiority and
so on. The
consumption level of Wuhan resident is relatively&n bsp;high, the consumer of Wuhan, and their consumption theory strides forward
towards the
direction of metropolitan's.
At present, commercial group of zhongnan Wuhan and tuanjie hubei group establish
the first large--scale shopping mall, its fully new idea ntirely new mechanism operation\implements
development
strategy of group,it will offer top-ranking shopping circumstances and recreation place toWuhan consumer.
My article will analyze micro and macro circumstance of Wuhan, And feasibility and
possibility of
developing shopping mall in wuhan. Accordingly to tuanjie shopping mall. In the view
of historical
and geographical circumstance conomic policy circumstance\population and civilization
circumstance \competition position circumstance, I earnestly analyze its feasibility of
investment.The first part mainly describes the birth\definition\character Classification
\current
situation \development trend of shopping mall.
The second part mostly analyzes example of shopping mall of china. I entirely find out
their
successful and unsuccessful reasons, and come to conclusion of successfully developing
shopping
mall at certain condition.
The third part analyzes macro circumstance of Wuhan .I summarize up one conclusion that
hardware
and software conditions of Wuhan are sufficient to developing shopping mall.
The fourth part demonstrates Hubei tuanjie shopping mall. I exert section theory and
關鍵詞：證券業；適度規模；規模經濟
中圖分類號：F830.91 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）13-0124-03
一、背景及意義
證券業是金融行業的重要組成部分之一，是國民經濟的“晴雨表”。證券公司的健康發展關系著社會資源的優化配置和證券市場的健康發展。但是，我國證券公司面對加入WTO后國際同行的嚴峻挑戰，2013年，我國所有券商的總資產為2.08萬億元人民幣，而國外，最大的證券公司高盛公司總資產折合人民幣超過4萬億，中國券商總資產不及高盛1/2。面臨激烈的競爭環境，如何實現規模經濟已成為所有券商面對的重要課題。
根據相關文獻對企業規模經濟的研究，企業存在著一個最適度規模，在適度規模上廠商獲得了擴大規模帶來的效率增加的全部好處，又避免了繼續擴大規模帶來的效率下降所造成的損失。對于金融行業，關于銀行業的規模經濟的文獻已經有很多，而關于證券業規模經濟的研究還比較少，所以證券業適度規模研究具有理論意義。
二、證券業的適度規模理論分析
（一）規模經濟的基本概念及內容
規模經濟是指當生產或經銷單一產品的經營單位因規模擴大而減少了生產或銷售的單位成本時而導致的經濟。證券業的規模經濟表現為由于融資規模擴大，單位融資成本下降導致績效提升而產生的經濟。當證券公司規模擴張到一定程度后，也會出現規模不經濟的現象，證券公司的規模不經濟一般表現為資產質量差、業務萎縮、贏利能力弱以及效率低下。
（二）金融企業適度規模確定方法
綜合文獻資料，確定企業適度規模的主要方法有量本利比較法和適者生存法和DEA法，下面對這種方法進行簡單介紹。
1.適者生存法
由美國著名經濟學家喬治?J.施蒂格勒所首創，其基本假設就是，不同規模企業的競爭會篩選出效率較高的企業。利用生存技術來測定最佳金融企業規模的過程如下：先把金融企業按規模分類，然后計算各時期各規模等級的金融企業在產業中所占比重。如果某一等級的金融企業所占的市場份額下降了，說明該規模效率較低。市場份額上升，則說明該規模的效率較高，可作為金融企業的適度規模。
2.DEA分析法
DEA是處理多個輸入和多個輸出的多目標決策問題的方法。其基本思路是把每一個被評價單位作為一個DMU（決策單元），再由眾多DMU 構成被評價群體，通過對投人和產出比率的綜合分析，以DMU的各個投入和產出指標的權重為變量進行評價運算，確定“有效生產前沿面”，并根據各DMU與有效生產前沿面的距離狀況，確定各DMU是否DEA有效，同時還可用投影方法指出非DEA有效或弱DEA有效DMU的原因及應改進的方向和程度。C2R模型是DEA的基本模型。
三、證券業適度規模實證分析
下面我們在前面論述的基礎上，分別用適者生存法、量本利分析法、DEA分析法對我國的證券業適度規模進行實證分析。
（一）適者生存法的實證分析
1.樣本選擇和數據來源
本文選定了凈資本、總資產和總收入三個指標進行聚類分析，選出36家具有代表性的證券公司（如下頁表1所示）。 用各個證券公司營業收入占整個證券行業營業收入的比例來衡量市場份額，再將大、中、小型證券公司每個年份的平均市場份額分別計算出來，根據市場份額分析各個規模的效率。
2.實證結果及分析
實證結果（如表2所示）：大型證券公司市場份額基本呈現下降趨勢，故存在規模報酬遞減；中型證券公司市場份額基本呈現穩中漸升趨勢，故存在規模報酬不變或遞增；小型證券公司市場份額基本呈現上升趨勢，故存在規模報酬遞增。因此得到中型證券公司、小型證券公司存在最適規模。
（二）DEA分析法
1.指標體系建立和數據來源
使用DEA 方法對我國信托公司進行評價，是將每個證券公司當作一個決策單元（DMU），而評價所采用的指標體系包含投入指標和產出指標。本文選擇投入指標：營業成本、總資產、所有者權益、應付職工薪酬作為投入指標，證券公司完成的營業收入和凈利潤作為產出指標。以我國18家上市證券公司作為樣本，其中證券公司包括大、中、小型證券公司，從國泰安數據庫整理得到2011―2013年的數據。
2.評價結果
采用澳大利亞新英格蘭大學Tim Coelli編寫的DEAP2.1（DEA）程序對數據進行處理，得到DEA評價結果（見下頁表3）。
3.評價結果的分析
2011年，證券公司無論大、中、小型規模總體規模報酬收益遞增，說明都處于規模經濟中，還沒有達到適度規模的臨界點。
2012年，各類型的證券公司規模報酬仍以遞增為主，但具體來看各類型規模報酬不變的證券公司與前一年相比增加了，具體原因與2012年證券市場的冷淡，承銷業務減少，使得許多公司收入減少有關。
2013年，大型證券公司以規模報酬遞減的為主，中型證券公司以規模報酬不變和遞增為主，小型證券公司以規模報酬遞增為主，說明在目前的政策和市場環境下，證券公司業務沒有進一步擴展優化時，證券公司的適度規模在3 000～8 000億元之間。
四、結論及建議
規模在一定程度影響證券公司的績效，原因主要是規模大，可用資金多：（1）可用于自營業務的資本就大，利潤大；（2）可經營業務多，多種收入；（3）可用于引進更多人才和技術進行成本和風險控制，長時間形成的經驗更豐富，技術具有規模效應，從而使得公司具有規模效應；（4）規模大，容易獲得認可，吸引更多客戶，另一方面在地域上占領更大的市場。
結合理論分析和上述方法的實證分析，筆者認為，中型偏大的規模，最適合證券公司，可謂其適度規模。本文建議應支持和扶持中小規模證券公司發展，鼓勵其業務創新，經營多元化；支持中小型證券公司并購重組。
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【文章論文摘要】 本文從上海與馬來西亞貿易發展的現狀入手，通過使用雙邊貿易結合度、貿易競爭力指數和產業內貿易指數等進行實證分析論證，從而得出雙邊貿易正從基于外生比較優勢的產業間貿易走向基于內生比較優勢的產業內貿易形成互補性分工的結論。最后，提出了上海如何把握中國-東盟自由貿易區建設機遇，擴大與馬來西亞間雙邊貿易相應的對策。
【關鍵詞】上海與馬來西亞貿易；貿易結合度；貿易競爭力指數；產業內貿易指數
中國東盟自由貿易區的建立,為中國同東盟各國的貿易發展創造了條件。而隨著中國和馬來西亞友好關系的深入發展、人員往來的增加和兩國經濟的高速增長，中馬兩國經貿合作也獲得了快速發展。中馬兩國自1975年5月31日建交以來，雙邊貿易額逐年遞增，特別是自90年代以來增長迅速，從1990年的11.76億美元增長到2007年的464.39億美元，增長了39倍多。在中馬雙邊貿易總額中，上海與馬來西亞的貿易額所占的比重將近20%.因此，研究上海和馬來西亞的貿易現狀對擴大兩國的貿易，加強中國-東盟自由貿易區建設十分重要。
一， 上海與馬來西亞貿易的發展
近年來，上海與馬來西亞的經貿合作發展迅猛，雙邊貿易額已從1998年的2.79億美元，猛增至2007年的77.87億美元，增長接近28倍。自1998年到2007年(見表1)，上海與馬來西亞貿易額年均增長39.5%，比同期中國與馬來西亞貿易總額和上海外貿總額的年均增長率分別快15%、16.7%。其中，上海對馬來西亞出口額年均增長38.24%，自馬來西亞進口額年均增長40.27%。2007年上海與馬來西亞雙邊貿易額為77.87億美元，同比增長11.82%。上海對馬來西亞出口額為28.03億美元，同比增長22.08%，上海自馬來西亞進口額為49.84億美元，同比增長6.75%。貿易逆差21.81億美元，比上年規模有所縮小。雙方交換的主要商品實現了由初級產品向工業制成品的轉變，機電、音像設備和化工產品在雙邊貿易中比重越來越大。1990年，上海出口東盟的主要是農、副、輕、紡產品，從馬來西亞進口的主要是石油化工、糧油土畜產品。近年來，上海對馬來西亞出口、進口的機電和音像設備及其零件產品大幅增長，2007年分別達21.26和41.28億美元，同比增長31.32%和12.45%，分別占上海對馬來西亞出口、進口的75.85%和82.83%。雙邊貿易的化學工業產品也逐步擴大，2007年出口、進口額分別為11.99和16.25億美元，同比增長49.32%、減少12.87%。
同時，上海與馬來西亞貿易依存關系日益增強，上海市與馬來西亞貿易額占上海市與東盟貿易額、上海貿易總額和中國對馬來西亞貿易額的比重分別由1998年的12.02%、0.89%、6.54%上升為2007年的23.28%、2.75%和16.76% 。
表1 上海市與馬來西亞貿易情況
年份 上海市對馬來西亞貿易情況 上海市與馬來西亞貿易額占上海市與東盟貿易額的比重（%） 上海市與馬來西亞貿易額占上海市貿易額比重（%） 上海市與馬來西亞貿易額占中國對馬來西亞貿易額比重（%） 進出口總額(億美元) 增長率（%） 進出口差額 1998 2.79 23.45 -0.59 12.02 0.89 6.54 1999 6.27 124.73 -3.09 19.35 1.62 11.88 2000 9.08 44.82 -3.9 19.39 1.67 11.29 2001 12.07 32.93 -1.61 24.79 1.98 12.81 2002 19.87 64.62 1.29 30.46 2.73 13.92 2003 34.67 74.48 -13.57 29.74 3.08 17.23 2004 50.97 47.02 -18.09 28.36 3.19 19.41 2005 60.66 19.01 -19.56 27.58 3.26 19.76 2006 69.65 14.82 -23.73 26.25 3.06 18.77 2007 77.87 11.82 -21.81 23.28 2.75 16.76
(一)所有保險合同必須是同一個投保人和同一被保險人根據保險合同的解釋原則中的文字解釋原則可知，重復保險的定義已經隱含了這樣一個事實:構成重復保險必須要求所有保險合同必須為同一投保人，否則就不能構成重復保險。當然在投保人相同的情況下還必須要求所有保險合同中的被保險人也必須為同一個人，否則也不能形成重復保險。比如夫妻雙方分別以投保人的身份以夫妻共有財產—私家車為保險標的向兩個不同的保險公司購買了機動車輛損失險，指定的被保險人為夫妻對方，這樣的兩份保險就不能構成重復保險。
(二)所有保險合同必須是同一保險標的上的同一保險利益投保人與數家保險公司簽訂的保險合同必須是基于同一保險標的上的同一保險利益才能構成重復保險，反之不行。比如夫妻雙方就夫妻共有財產—各自駕駛的兩輛私家車為保險標的各自分別向兩家保險公司投保或者債務人房屋貸款者和債權人貸款銀行均以貸款房屋為保險標的進行投保，這兩種情況均不能構成重復保險。
(三)所有保險合同承保的必須是同一保險標的的同一保險事故形成重復保險要求投保人就同一保險標的同一風險事故進行投保，比如房屋所有者就同一房屋向兩家保險公司分別投保了房屋盜竊險、火險，這是無法形成重復保險的。
(四)數個保險合同的保險期限必須有交集
這里的交集是指保險合同生效期間的交集而非訂立時間存在交集，合同生效期間的重合既可以是完全重合也可以是部分重合。
(五)保險金額的總和必須超過保險標的的保險價值分攤原則就是因重復保險的保險金額總和超過了保險價值，為防止投保人進行惡意的重復投保而獲得超過實際損失額的賠償而產生的，分攤原則的制定有效防止了道德風險的發生，維護了保險當事人的合法權益。
二、分攤方式
為了防止投保人利用重復保險獲得額外收益，各國均對重復保險的保險人的保險責任的劃分做出了明確的規定，在我國，保險法律或保險合同均對重復保險的分攤方法做出詳細的規定，目前主要有以下三種分攤方式:保險金額比例責任制、賠償限額比例責任制及順序責任制，前兩種方法均是按實際損失的一定比例來進行賠償的，只是確定賠償比例的方法不一樣，第一種方法是按各保險公司承保金額占所有保險合同總保險金額的百分比來確定賠償責任比例的;第二種方法是假設在沒有進行重復保險的情況下各保險公司應該承擔的賠償金額占各保險公司應賠償金額總和的百分比來確定分攤比例的;第三種方法就是根據各保險公司訂立保險合同的先后順序來確定分攤順序的，我國《保險法》規定，重復保險的賠償責任分攤方法主要是使用第一種方法，除保險合同另有約定。
三、實證分析
【關鍵詞】 深證行業類指數； VEC模型； EViews
一、引言
我國股票市場經歷了十多年的發展，已經具有一定的規模，而滬深股市行情也一直是眾多股民和證券市場專家、國內學者關心的熱點。對于滬深股票市場之間、各行業類股票之間國內學者也作了一些研究。朱宏泉等（2001年）借助Granger因果關系的思想從收益率和波動性方面研究了香港、上海和深圳三個股市間的相互聯系與互動性，結果表明滬深股市收益率與波動性間存在很強的相關性，滬深股市的變化受香港股市等外來因素的影響很小，深圳股市對上海股市存在著顯著的Granger因果關系的研究。陳守東等（2003年）運用Granger因果檢驗及GARCH-M模型對滬深兩市的相關性進行分析得出滬深股市收益率之間存在較強相關性并且都存在顯著的風險溢價，而波動性則表現出非對稱的溢出效應。洪麗穎（2009年）通過對上證行業類指數中的工業、商業、地產和公用類指數的時間序列樣本數據進行分析和處理，建立向量自回歸（VAR）模型，通過模型分析了上證4類重要指數的相關影響與聯系。
上述文章都只是對股票收益序列進行擬合而從未對股票指數進行預測，也沒有進行更加復雜、深入的研究，如建立比較完善的多變量向量誤差修正模型（VEC）。在計量經濟學中，自回歸滑動平均（ARMA）模型是使用比較廣泛且著名的時間序列模型之一，這類模型可以很好地體現和描述金融時間序列數據尖峰厚尾的特征，其建模主要采用Box-Jenkins的建模思想：1.數據變換；2.模型識別（定階）；3.參數估計；4.診斷檢驗； 5.模型選擇（判斷標準主要有AIC、SC（信息準則等）。而ARMA模型的建立一般是相對單變量而言，如果考慮幾類變量各自的模型擬合及變量之間的相關影響與聯系，就可以采用向量自回歸（VAR）模型或者多變量向量誤差修正模型（VEC）。在此理論基礎上，本文利用深市4類重要的行業類指數，即深證制造指數（399130）、深證食品指數（399131）、深圳金融指數（399190）和深證地產指數（399200），從2001年7月到 2009年12月的數據（日收盤價等）來建立多變量向量誤差修正模型（VEC），研究目前我國深證股市上這4類重要行列指數收益率之間的關系，進一步利用Granger因果關系檢驗得出了其因果關系，同時利用建立的模型作出了指數的樣本內預測。本文采用的統計軟件主要是EViews5.1。
二、數據描述及實證分析
（一）數據描述
本文數據來源于搜狐證券網的深市每日行情數據（2001年7月到2009年12月每個月第一天的收盤價），主要分析上證這4種行業分類指數（分別代表四維向量中的每一單變量）組成的多變量向量誤差修正模型（VEC）模型。由于數據為日收盤價，故未考慮季節調整或季節差分（適用月、季度數據），且日數據的相關性會較滯后，即相關的階數偏高。為便于研究，將日價格轉化為日對數收益率來分析。
rt=log（Rt+1）=log（Pt）-log（Pt-1）
本文中用r1t，r2t，r3t，r4t分別表示制造指數、食品指數、金融指數、地產指數的月收益率。
（二）實證分析
1.序列平穩性分析
下面4圖分別為這4類指數的日收盤價（橫坐標表示時間，縱坐標為收盤價，單位元）。通過直觀的圖形分析，這4個序列都是非平穩序列。
2.單位根檢驗
利用單位根檢驗方法分別檢驗4個時間序列的平穩性，采用ADF方法對每個序列分別作水平序列和一階差分序列檢驗，從檢驗結果可以看出4個時間序列水平序列檢驗的P值最小的是0.5589（金融指數），表明不能拒絕具有單位根的原假設，各個序列是非平穩時間序列；而一階差分序列P值最大為0.00000，基本可以拒絕具有單位根的原假設，表明是平穩時間序列，因此，各個序列均為I（1）過程。
3.協整關系檢驗
進行協整關系檢驗之前，首先建立VAR模型，模型的滯后階數綜合AIC和SC等5個統計量的值進行選擇。經過試驗發現在滯后7階時，AIC，SC，LR，FPE，HQ這五個指標中有三個認為應建立VAR（7）模型，故選取滯后階數為7。
VAR模型建立后，檢驗模型是否平穩。通過檢驗可知，該模型的特征根全部在單位圓以內，即全部小于1，故可判定該模型是平穩的。
然后采用Johansen方法進行協整關系檢驗，其檢驗結果如表1所示。檢驗結果表明這四個變量存在兩個協整關系。
并且由上述協整檢驗結果易得：
存在一個協整關系的前提下，有：
r1t=0.000959+0.130211r2t+0.673599r3t+0.045064r4t
存在兩個協整關系的前提下，有：
r1t=0.561857r3t+0.265192r4t，r2t=-0.858161r3t+1.690548r4t
4.建立VEC模型
本文利用2001年1月至2008年12月的月度數據做建立模型的樣本數據，而2009年的數據則用來檢驗模型的預測能力。在上述VAR模型的基礎上，添加一個協整約束，建立VEC模型，模型的主要檢驗結果如表2所示。
5.Granger因果檢驗
VEC是一種基于數據統計性質建立的模型，是一種非結構化建模的方法，因此有必要通過Granger方法檢驗各變量之間的關系。通過對這四個變量進行Granger因果關系檢驗，得結果如表3所示。
從表中結果可以看出r1t和r4t之間、r2t和r4t之間均沒有Granger因果關系，而r3t和r4t之間則存在雙向Granger因果關系，并且r3t對r4t因果關系更加明顯，同時，r2t是r1t的Granger原因、r1t是r3t的Granger原因、r2t是r3t的Granger原因。
6.模型預測
應用前文中所建立的VEC模型，對2009年各月指數的月收益率進行預測，并與實際值對應比較，得出結果如表4所示。由表中結果可知，模型的預測效果比較好，且在2009年8月前預測很準確。
三、結論及不足之處
（一）結論
本文通過對深證4種重要的行業類指數――制造類（399130）、食品（39913）、金融類（399190）和地產類（399200）從2000年7月到2009年12月的數據樣本進行分析和處理，建立了一個多變量向量誤差修正模型（VEC），并且對各指數進行了格蘭杰因果關系檢驗。
由分析結果來看深證這4類重要指數的相關影響與聯系較好地應用了金融時間序列分析和計量經濟學中的分析模型――向量誤差修正模型（VEC），將此模型應用到實證分析中，對深市股票的波動預測有一定的實際指導意義。對深證行業類4種指數建立VEC模型可以很好地了解各指數的波動結構及相互間的影響，可以看到金融類指數和地產類指數之間互相推動，并且金融類指數的推動作用更加明顯，食品類指數單向影響制造業指數，而制造業指數則和食品類指數共同作用于金融類指數。
本文作為拋磚引玉，有利于各行業類指數甚至是各指數之間的關系得到更多的關注和研究，對于股票市場的波動預測有一定的實際指導意義。
（二）本文的不足之處
1.樣本數據不盡完全。本文在建立VEC模型時采用的是2000年7月到2008年12月的數據。雖然樣本量符合要求，但是對于金融時間序列而言，樣本量越大，所能挖掘的信息越多，所以，如何取得更多有效數據將成為今后研究的主題。
2.滯后期的選擇帶有主觀性。本文綜合考慮AIC、SC等五個信息統計量，在滯后期為7時，其中三個統計量取到最小值，故取滯后期為7，但其他兩個統計量并不是最小，所以如何選擇一個更客觀的滯后期將是后續研究需改進的地方之一。
3.在協整檢驗時，對于各序列之間的關系趨勢的確定帶有很強的主觀因素。本文根據經驗，選擇Johansen檢驗的第三種情況，也就是：序列有均值和線性趨勢，協整方程只有截距項這一前提條件進行Johansen檢驗。如何更加準確地確定協整方程也是今后研究需要注意的問題。
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內容提要: 我國《繼承法》堅持遺囑的嚴格要式性,司法實務中一些法官為了維護遺囑人真意,妥善處理糾紛,緩和或淡化了遺囑的形式要求,并沒有嚴格地依法辦事。本文選取了近年我國的兩例司法判例進行分析,借以說明遺囑形式緩和之必要以及遺囑形式緩和之合理的"度",同時探討立法上的應對措施。
一、遺囑形式緩和概述
遺囑形式緩和，意指為了確保遺囑人的終意表示得以實現，理論上或者實踐中對在形式上稍有欠缺的遺囑，如有充分證據證明遺囑確為遺囑人的真實意思表示的，做有效認定，淡化遺囑的嚴格形式要求。早在羅馬法中，立法者對遺囑形式就給予了極大的關注，其目的是“為了保證遺囑的真實性，以免發生欺詐”。[1]但是由于遺囑人對法定的遺囑形式不甚了解，或者由于疏忽，或者由于習慣等原因，表達了遺囑人真實意思的遺囑卻在形式上經常出現或大或小的瑕疵。此時是取遺囑人真實意思，對遺囑做有效認定，還是堅持遺囑的要式性，否定遺囑效力? 對此，我國學界一般強調后者，如“要式行為的形式不能由當事人自由決定，非依法定形式作成，不能發生法律效力。因此，遺囑雖為遺囑人的真實意思表示，但如果不具備法定的形式要件，也不能發生法律效力”。[2] “遺囑人簽名須由遺囑人親筆書寫其姓名，而不能以蓋章或捺印等方式代替，無遺囑人簽名的自書遺囑無效。……自書遺囑必須注明年月日，……自書遺囑中未注明日期或所注日期不具體的，遺囑不能生效”。[3]其結果是，嚴格堅持遺囑的要式性，遺囑人的真實意愿被否定的情形常常發生，此與法律規定遺囑要式性的初衷相悖——確保遺囑人真意是遺囑要式性之根本。故近半個世紀以來，西方國家在立法及實務上，緩和遺囑要式性的傾向極為明顯，[4]在遺囑解釋方面也逐漸拋棄“暗示說”，由更注重遺囑人真意的“形式與解釋區別說”取代而成為通說。[5]“上個世紀后半期以來，在英美法系國家和地區，越來越多的司法管轄區建立了遺囑形式要件豁免制度，逐漸軟化了遺囑形式的嚴格性”。[6]近年來在我國的司法實踐中，鑒于遺囑的嚴格要式性與遺囑人真意的沖突，一些法官在判案時，有意無意間置嚴格的遺囑形式要件于不顧，緩和了遺囑形式要求，對體現遺囑人真意的有形式瑕疵的遺囑做了有效認定。下文擬對遺囑形式緩和的兩個司法判決進行分析，借以說明遺囑形式緩和的必要性與緩和之合理的“度”，同時探討立法上的應對措施。
二、廖榮基訴陳妙瑤打印遺囑見證人未簽名糾紛案分析[7]
本案所涉遺囑由被繼承人口授并由律師代為打印，被繼承人在遺囑上親筆簽名、蓋指印，同時有名無利害關系人在場，但她們均沒有在遺囑上簽名。廣東省佛山市順德區人民法院對該遺囑做了有效認定，該院判決認為，遺囑人所立遺囑由律師代為打印，遺囑人還在4名無利害關系的見證人在場見證的情況下在遺囑上親筆簽名并按指印，負責打印的律師及其所在律師事務所進行了見證。雖然其他見證人沒有在遺囑上簽名，但他們均可以見證遺囑人簽名及指印的真實性，故該遺囑在形式上稍有欠缺，但內容合法，又有充分證據證明為遺囑人的真實意思表示，為有效遺囑。佛山市中級人民法院對該判決通過二審進行了肯定。
如果嚴格按照《繼承法》的規定，根據筆者掌握的該案資料看，該案判決是有待商榷的。
第一，關于電腦打印遺囑的效力認定。該案判決中雖然沒有明確指出案涉遺囑是何種遺囑，但可以看出應該是按照代書遺囑進行認定的。但代書的方式是電腦輸入打印方式，而我國《繼承法》對于代書是必須由代書人親筆書寫，還是也可以由用機械方式書寫，并不明確。一般理解應當不包括用機械方式代書。因為如果理解為我國法律并沒有禁止用機械方式代書，那么當遺囑人在兩個以上的證人見證的情形下自己打印的遺囑無效( 因為即不符合自書遺囑要求又不符合代書遺囑要求)，反而由見證人來打印才有效，這于情于理都說不過去。而本案判決對此未做分析，也未認定案涉遺囑的類別，逕行對遺囑做有效認定，有欠嚴謹。
第二，關于遺囑見證人未簽名。我國《繼承法》第17條規定:“代書遺囑應當有兩個以上見證人在場見證，由其中一人代書，注明年、月、日，并由代書人、其他見證人和遺囑人簽名。”此案的情形與本規定不合:見證人沒有在遺囑上簽名，而是在糾紛發生后出具證明，說明自己在場且證明遺囑人遺囑的真實性。遺囑見證人的作用在于確保遺囑的真實性、可靠性。[8]依筆者理解，見證人簽名的意義是本人當時在場; 本人見證了立遺囑的過程; 遺囑是遺囑人的真實意思。見證人事后證明如果也是證明以上情況，則二者的意義基本等同，見證人的事后證明最多可“視為簽名”，然而“視為簽名”與《繼承法》上要求的見證人簽名不能等同。因此本案在此形式要件上是有欠缺的。關于見證人問題，司法實務中還有對遺囑做有效認定的判例有，見證人不在場，被遺囑人告知訂立遺囑經過后補簽名的；也有遺囑見證人是與繼承人、受遺贈人有利害關系的人，但該見證人與本遺囑利益無涉的。這些判決應該說都對遺囑形式要件做了一定淡化處理，并沒有嚴格執行《繼承法》第17條要求見證人在場見證、簽名以及見證人資格要求的規定。
第三，該案判決的法律適用問題。從筆者掌握的電子判決書看，該案判決沒有指示出具體引用的法律條文，即判決的大前提不明。判決書是截取了《繼承法意見》第35條作為判決理由。《繼承法意見》第35條規定：“繼承法實施前訂立的，形式上稍有欠缺的遺囑，如內容合法，又有充分證據證明確為遺囑人真實意思表示的，可以認定遺囑有效。”該條的適用范圍僅僅是《繼承法》實施前訂立的遺囑。該案遺囑是《繼承法》實施后訂立的，不能適用該規定。當然該判決沒有適用該規定，它回避了對判決大前提的尋找。
盡管如此，就本案的具體情況而言，筆者贊同該判決，因為它忠實地維護了遺囑人的遺愿。但必須說明的是，它沒有法律依據，且與遺囑的嚴格要式性相悖。
三、王旭東等訴黃允財、傅竹英無日期記載遺囑糾紛案分析[9]
該案被繼承人黃愛花的“遺書”全文均由電腦打印生成，僅有落款“黃愛花”為其本人親筆手寫，未注明年月日，也無其他相關重要證據。一審義烏市人民法院認為，該遺書系電腦打印而成，僅有簽名，未注明遺書形成具體時間，不符合自書遺囑條件，因此不能作為自書遺囑對待，本案按照法定繼承處理。金華中級人民法院受理了上訴，該院二審認為，“民事案件的處理應當合情合理合法，對法律條文的解釋和運用上應當考慮適用法律的社會效果。對有關民事行為效力的確定，應當審查民事行為是否違反了法律禁止性規定，只有違反法律禁止性規定的民事行為才能確認無效。對形式要件有一定缺陷的，其效力應綜合分析判斷。黃愛花所留遺囑雖然未注明年、月、日，但法律規定遺囑一般應注明年、月、日的立法目的在于區分遺囑的時間順序和效力，而本案只有一份遺囑，不存在哪份遺囑在先哪份遺囑在后的問題，且尚不能要求作為普通公民的黃愛花所留遺囑完完全全符合法律規定的實質要件和形式要件，同時還應該考慮黃愛花留遺囑時的心理狀態，更何況繼承法并沒有規定遺囑未注明年月日則應確認無效，其余無效遺囑則已由繼承法明確規定。據此，尚不能斷定本案遺囑形式要件違反了法律的禁止性規定”。故本案“遺書”應作為自書遺囑對待，有效。2008 年4月該案申訴至浙江省高級人民法院，該院依法組成合議庭審理后，認為“遺囑雖然未注明具體時間，但這并不能否認遺囑的效力，繼承法沒有規定未注明時間的遺囑屬于無效”。從而裁定支持了二審判決。
該案及判決極有理論研究價值，比如涉及到的打印遺囑效力、遺囑的形式要件、法律解釋原則、繼承法的性質等等。該案的判決存在以下問題：
(一)該案判決自始至終沒有指出判決的大前提
法律適用過程，是通過三段論法的邏輯推論獲得判決的過程，法官應嚴格按照三段論法作邏輯推演，任何判決書其實都是在闡述大前提、小前提和結論。三段論法的第一步就是找出解決具體案件的大前提——法律規范，即所謂“找法”。[10]而本案件的判決書自始至終沒有指出判決的大前提是什么，即沒有找到其賴以判決的法律依據。
按筆者善意的理解，在本案中法官是認為我國法律對遺囑要件要求太嚴格，“不能要求作為普通公民的黃愛花所留遺囑完完全全符合法律規定的實質要件和形式要件”，“應當考慮適用法律的社會效果”，故，無可奈何之下在判決書中直接放棄了對大前提的尋找，逕行判決，放寬了對遺囑形式要件的要求。
(二)《繼承法》沒有規定遺囑未注明年月日
我國《繼承法》第17條規定了五種遺囑形式，同時規定了其具體的形式要求，但其后的確沒有明確違反這些形式要求的法律后果，也即沒有明確規定凡遺囑不符合法定的形式要件即為無效。該案判決理由聲明，“只有違反法律禁止性規定的民事行為才能確認無效”，“繼承法并沒有規定遺囑未注明年月日則應確認無效，其余無效遺囑則已由繼承法明確規定。”此觀點值得高榷。
《繼承法》作為強行法，與其它屬于任意法的民事法在性質上有極大不同。比如第17條關于遺囑形式要件的規定，顯然不是授權性規范，而是強行性規范，雖然條文中沒有“應當”等字樣，但起碼可以說，不符合該條規定的遺囑就不是本法所認可的遺囑。該案判決書對《繼承法》特別是第17條有將其作為任意法理解之意味。其二，《繼承法》第條只規定了四種遺囑無效的情形，它只涉及到遺囑訂立的主體不合法和遺囑意思表示不真實的問題，顯然不能理解為只有這四種情形下遺囑才為無效，因為這與立法的意旨不符。該條沒有包括遺囑形式不符的情形，該條未規定，并不意味著在認定遺囑的有效性方面遺囑形式可以不予考慮。若如上理解，則遺囑的要式性根本就不存在了，所以并非“其余無效遺囑則已由繼承法明確規定”。其三，我國《繼承法》第17條規定:“自書遺囑由遺囑人親筆書寫，簽名，注明年、月、日。”《繼承法意見》第40條規定“公民在遺書中涉及死后個人財產處分的內容，確為死者真實意思的表示，有本人簽名并注明了年、月、日，又無相反證據的，可按自書遺囑對待。”再根據《繼承法意見》第35條解釋，《繼承法》實施后訂立的遺囑，即使“內容合法，又有充分證據證明確為遺囑人真實意思表示的”，只要形式上有欠缺，就不得承認為有效的遺囑。[11]由此可知，對不符合遺囑形式要求的遺囑應為無效是有法律規定的，雖然不是很直接的規定。本案“遺書”不管是當做自書遺囑還是按自書遺囑對待，根據上引法條，欠缺“注明年、月、日”之要求，如此情形下做有效認定，與“依法辦事”相去甚遠。
(三)對遺囑應注明年、月、日的立法目的解釋欠妥
該判決理由說，“黃愛花所留遺囑雖然未注明年、月、日，但法律規定遺囑一般應注明年、月、日的立法目的在于區分遺囑的時間順序和效力，而本案只有一份遺囑，不存在哪份遺囑在先哪份遺囑在后的問題”。請注意: 其一，“法律規定遺囑一般應注明年、月、日”，這里的“一般”二字乃判決書擬寫人任意妄加，與法律本義相違。其二，在遺囑中注明年月日，意義有二，一是確定遺囑人有無遺囑能力，二是在有多份遺囑的情況下判斷遺囑的時間順序和效力。本案二審判決理由只談到了遺囑中年、月、日記載的一種意義，遺囑上無訂立的年、月、日記載，無法確定遺囑人訂立遺囑時有無遺囑能力問題則有意無意地回避不談，甚至也沒有提到當事人雙方對遺囑人的遺囑能力有無異議，這實在有隨意揮舞權力大棒之嫌。如果在判決書中述明，當事人雙方對遺囑人的遺囑能力無異議，那么似乎可以彌補本案遺囑人未注明年、月、日的漏洞，如此再判定遺囑有效應該妥當些。
綜上，我國《繼承法》第17條、《繼承法意見》第條規定了自書遺囑和可按自書遺囑對待的遺書的條件，再對《繼承法意見》第35條解釋，那么關于對不符合形式要件的自書遺囑或者遺書做無效認定應該是清楚的。按筆者理解，本案是在處理具體糾紛時感覺到了這些規定的不“合情合理”，無奈之下找到了我國《繼承法》未明確規定“不符合法定的形式要件即為無效”之弊端，再找了一大堆不成其為理由的理由，從而緩和遺囑形式要件而作出判決的，但其緩和的“度”似乎太大了。
四、堅持遺囑的嚴格要式性，適度緩和遺囑形式
遺囑的嚴格要式性是必須堅守的原則，因為只有這樣，才能盡可能地“確保遺囑人的意愿表示可證明是他自己的，這些意愿是他作為臨終意愿認真準備好的，這些意愿是保持完整的”。[12]也只有這樣，才能體現出作為私法自治核心和靈魂的意思自治原則，才能體現出國家對私有財產所有權的切實保護。
然而我們又不能走向極端，因為過度地堅持遺囑的形式要件，極有可能走向維護遺囑人真意的反面。如上述廖榮基與陳妙瑤打印遺囑糾紛案，若判決否定該遺囑的效力，顯然與遺囑人真意相悖。有資料顯示，“在法院受理的遺囑繼承糾紛中，有的遺囑被法院宣告無效。無效的原因主要是: 遺囑不是合法有效的，具體表現有: 遺囑人處分了他人的財產、遺囑人未簽名、遺囑未寫日期、遺囑見證人的數量未達到法定標準、見證人與遺囑人有利害關系等等”。[13]這60%的被宣告無效的遺囑多數原因都是在遺囑形式要件方面，可以猜測被判無效與遺囑人真意不符的應該不在少數。
王利明教授主持的《繼承法立法學者建議稿》考慮到了遺囑形式緩和問題，其建議稿關于自書遺囑的條文將我國《繼承法意見》第40條規定的內容略做修正后已經納入，即“自然人在遺書中涉及死后個人財產處分的內容，確為死者真實意思的表示，有本人簽名并注明了年、月、日，又無相反證據的，視為自書遺囑。”[14]梁慧星教授主持的《繼承法立法草案建議稿》也是如此，只是最后的表述為“可按自書遺囑對待”。[15]這些立法建議將《繼承法意見》第40條規定的吸納，其主要用意是在認定自書遺囑時，可以忽略自書遺囑要求的“親筆書寫”要件，對遺囑形式的緩和有一定效果; 但效果非常有限，因為“又無相反證據的”幾個字足以使此條沒有現實意義( 在任何一個案件中幾乎不可能沒有相反證據) ，更何況這些規定只是針對自書遺囑而言的。由此也可以說，梁、王教授的建議稿并沒有真正注意到遺囑形式緩和的必要性和發展趨勢。
筆者認為，除了上述《繼承法意見》第40條的修改吸收外，更重要的是《繼承法意見》第35條的修改吸納。即“繼承法實施前訂立的，形式上稍有欠缺的遺囑，如內容合法，又有充分證據證明確為遺囑人真實意思表示的，可以認定遺囑有效”的規定，應該考慮進行修正，作為未來《繼承法》的一個條文，以適度緩和遺囑形式。
去掉該條文的“繼承法實施前訂立的”幾字，為控制好適度緩和遺囑形式的“度”，再增加“有充分證據彌補遺囑形式上的不足”幾字。具體表述是：形式上稍有欠缺的遺囑，如內容合法，確為遺囑人真實意思表示，又有充分證據彌補遺囑形式上不足的，應認定為遺囑有效。若如此規定，對形式上稍有欠缺的遺囑，欲做有效認定，必須滿足三個條件第一，遺囑內容合法；第二，有充分證據彌補遺囑形式上的不足；第三，有充分證據證明確為遺囑人的真實意思表示。
關于遺囑形式上不足的彌補，需要說明的是，遺囑非遺囑人親筆簽名，而是捺印或蓋章，若有充分證據證明該捺印或蓋章行為是遺囑人親為，應該認定為有效；遺囑見證人不符合法律規定，比如見證人沒有簽名但能夠見證遺囑真實性情形，見證人沒有親自到場，事后見證情形等，若有充分證據彌補該不足，應該認定為有效；遺囑記載日期不準確或不全面，若有充分證據證明其準確日期或者證明遺囑人訂立遺囑時具有遺囑能力，應該認定為有效。但是筆者認為，遺囑人未記載日期的，遺囑人未簽名的，即使有充分證據證明遺囑的真實性、可靠性，也不能認定為有效，此為不可彌補之情形，因為遺囑人簽名、簽署時間具有遺囑確定、完結的含義在內，此兩種情形完全可以理解為遺囑人還沒有完全地、最終地確定他的遺愿，尚有被遺囑人修改、廢棄之可能。
注釋:
[1]［古羅馬］優士丁尼: 《法學階梯》，張企泰譯，商務印書館 1989 年版，第 76 頁。
[2] 郭明瑞、房紹坤、關濤: 《繼承法研究》，中國人民大學出版社 2003 年版，第 114 頁。
[3] 梁慧星: 《中國民法典草案建議稿附理由繼承編》，法律出版社 2004 年版，第 189 頁。
[4] 史尚寬: 《繼承法論》，中國政法大學出版社 2000 年版，第 425 －435 頁。
[5] 郭明瑞、張平華: 《遺囑解釋的三個問題》，載《法學研究》2004 年第 4 期，第 73 頁。
[6]［美］杰西•杜克米尼爾、斯坦利•m•約翰松: 《遺囑 信托 遺產》，中信出版社 2003 年版，第 261 頁。
[7] 參見廣東省佛山市中級人民法院( 2004) 佛中法民一終字第 352 號民事判決書。
[8] 梁慧星: 《中國民法典草案建議稿附理由繼承編》，法律出版社 2004 年版，第 196 頁。
[9] 浙江省高級人民法院( 2008) 浙民申字第 104 號民事裁定書。轉引自《為高院喝彩! 電腦打印遺囑僅有簽名即有效》，http: / /www． xi-ci． net / b47455 / d83675633． htm． 訪問日期: 2012 年 3 月 12 日。
[10] 梁慧星: 《民法解釋學》，中國政法大學出版社 1995 年版，第 192 －193 頁。
[11] 王利明: 《中國民法典學者建議稿及立法理由婚姻家庭編 繼承編》，法律出版社 2005 年版，第 552 頁。
[12]［英］巴里•尼古拉斯: 《羅馬法概論》，黃風譯，法律出版社 2010 年 4 月第 1 版，第 270 頁。
[13] 王志永: 《60%的遺囑被宣告無效》，載《北京日報》2006 年 11 月 2 日第 14 版。
