金融实证分析论文范文

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一、概述

金融是现代经济的核心，而随着证券市场的发展，投资者日益成长为证券市场上真正的主体，也成为影响国民经济发展和资源配置的重要力量，其投资行为日益受到关注，投资者投资行为的规范程度对于证券市场资源配置效率的影响也越来越显著。不过，从我国证券市场的现状看，还存在诸多问题，比如，投资的高投机性问题显著，投资过程中还存在着过高的换手率问题，导致整个证券市场频繁波动，“短线为王”成为当下我国证券投资的流行观点。这种投资理念使得投资者心理因素的影响力大大增强，并导致投资者的投资行为存在诸多异动。

行为金融源于现代金融理论，近年来，其在指导证券投资方面的作用凸显。实际上，通过对传统金理论“理性人”假说的改造和突破，该理论能够有效解释当前金融市场的非理性行为。行为金融代表着金融理论的发展方向，应用该理论对中国证券市场现状进行分析意义重大。鉴于此，本文将基于后危机时代的背景，对行为金融理论进行梳理，进而分析在该理论指导下证券投资的策略。

二、行为金融的由来及发展

行为金融以应用心理学研究为工具，通过分析金融市场行为，能够更加逼近真实市场行为，应用前景广阔。基于有限理性、有限控制力和有限自利三大原则，行为金融学对金融活动中存在的大量的非理性行为进行了解释，认为人们的认知、感情等心理特征都会倒是市场非有效性。在研究金融市场“特异性”过程中，人的有限理性被引入，通过分析微观个体行为及其心理、社会动因要素，资本市场的各种现象和问题可以进行更加有效的分析。

行为金融理论认为，证券市场存在短期证券价格，动力效应、长期市场价格逆转和波动性高等现象普遍存在。随着环境变化，投资者并非总追求自身利益最大化，其后悔、过度自信、缺少反应能力等心理因素往往会导致自身的行为偏差和反常现象，金融市场的“特异性”实际上总是存在。而当前的大量事实也证明，投资者的行为方式和心理特征直接影响投资效果。因此，复杂金融市场的研究必须考虑人性的复杂多变性，自此，以投资者的心理因素为基础的行为金融理论体系初步形成。该理论主要基础包含三个方面：一是认知偏差理论，该理论主要研究人们的经验主义会导致投资错误，复杂问题往往使得投资者存在认识限制，缺少对问题的最优分析，这种直观推断法使人们处理问题能够更加简便，但容易导致失误。二是期望理论，该理论主要基于实验对比，认为多数投资者是行为投资者，且其投资行为并不总是理性的，其投资的效用函数也并非单纯的财富要素函数，也并非完全的风险规避型。三是行为组合理论，该理论认为投资者要考虑整个投资组合而非单个资产的风险决策分析，同时要着重考虑不同资产的相关性。这是现实投资者基本无法做到的。

三、投资策略及注意事项

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主要栏目

中国宏观经济论：主要刊登国家权威部门、著名学者所做的中国宏观经济形势分析和宏观管理热点问题的实证性研究，具有对国家宏观经济政策前瞻性的特点。

中国金融·财政研究：本着理论性和实证性相结合的办刊方针，对中国金融、财政体制改革、金融机构经营管理、资本市场发展等热点问题进行研究，并及时探讨现实中出现的难点问题。为国家职能部门的决策、金融机构的改革与发展和有关社会研究机构的理论与政策研究提供理论依据和政策信息。

中国对外经济关系论坛：主要刊登围绕中国对外贸易、FDI、对外经济合作等方面理论与实证相结合的研究成果。

中国公共管理论坛：主要围绕中国公共管理现实问题进行理论性研究，以及针对中国公共管理现实问题进行实证性的案例分析。推动公共管理的理论研究向规范性、实证性的方向拓展。

中国就业·分配论坛：主要刊登中国经济改革和发展中所面临的就业和收入分配问题的研究成果，以期在深入了解问题所在的基础之上，寻求解决中国就业、收入分配问题的方案。

中国区域经济发展论坛：主要刊载中国区域发展、区域性经济结构以及区域发展比较研究的学术论文。

中国农村经济论坛：主要刊载有关中国农业经济和农村发展问题的理论探讨、政策研究、案例分析等研究成果，以期加快中国农村经济发展的步伐，并使其成为政府了解中国乡镇企业的纽带和桥梁。

中国产业发展论坛：针对中国经济结构调整、产业升级等现实状况，本栏目着重关注有关中国产业组织结构调整、产业发展的前景分析、国家产业管理体制改革和政策的调整等方面研究成果。

工商管理理论论坛：结合中国工商管理的实际状况，以理论分析和实证分析为主，着重研究、探讨切实符合中国工商企业管理实际的管理理论、管理理念与管理方法。

中国上市公司研究：以中国上市公司为主要研究对象，探讨中国上市公司的管理体制、上市公司的发展前景、上市公司与资本市场的关系等方面问题，以求全面、准确掌握中国上市公司的发展状况，促进中国上市公司的健康、持续发展。

中国工商管理评论：以中国企业管理的案例分析形式，探索、总结、推广符合中国企业管理实际的经营理论与经营战略、组织结构与组织行为，以及管理方法等。

 

投稿须知

1、论点明确,文字精炼,论据充分,数据可靠.每篇论文(含图、表)一般按各刊物要求不同而不同,但必须依次包括:文题,作者姓名,作者单位及邮编,中文摘要,关键词(3～8个),中图分类号,英文摘要和英文关键词,正文,参考文献.文稿首页请在地脚处注明:第一作者简介,包括姓名(出生年月～)、性别、学历、职称、主要研究方向、E-mail;资助基金项目(若有的话,并注明项目号)。

2、文题一般不宜超过20个字,正文层次标题应简短明确。

3、中文摘要一般以200字为宜。摘要分为三种:报道性摘要、指示性摘要、报道-指示性摘要.报道性摘要侧重写本项研究的最具价值和创造性的结果和结论,指示性摘要主要写研究的方法、手段及研究的方向、内容范围,报道-指示性摘要则介于两者之间.研究性论文应写成报道性摘要或报道-指示性摘要,少数综述性论文在不便于写成报道性摘要时才考虑写成报道-指示性摘要或指示性摘要.

4、英文摘要一般和中文摘要对应(即应为译文),包括文题、作者姓名(汉语拼音)、作者单位、摘要正文、关键词。

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一、引言

随着西方经济增长与金融发展理论的引入，金融发展与经济增长的关系已成为我国当代经济学界的一个重要研究领域,厘清两者之间的关系对于加快我国经济发展具有重要的政策意义。我国学者利用国内数据对两者之间的关系进行的大量实证研究，由于方法和指标体系的不同，研究结论各有差异。全国层面谈儒勇(1999)利用普通最小二乘法发现我国金融中介发展与经济增长显著正相关；王志强和孙刚(2003)采用带有控制变量的向量误差修正模型和Granger因果检验方法，发现1990年以来我国金融发展与经济增长之间存在着显著的双向因果关系。区域层面周立、王子明的研究表明：中国各地区的金融发展与经济增长都密切相关, 促进金融发展有利于经济的长期增长；冉光和、李敬等分别对我国东部和西部金融发展与经济增长的长期关系和短期关系进行了比较研究后认为:西部地区金融发展与经济增长之间具有金融发展引导经济增长的单向长期因果关系, 而无明显的短期因果关系，东部地区金融发展与经济增长之间具有明显的双向长期因果关系和双向短期因果关系。此外张兵、胡俊伟( 2003)、孙涌( 2003)、胡金焱、朱明星( 2005) 分别对江苏、贵州和山东三省的金融发展和经济增长的关系进行了实证分析。目前，国内理论界关于金融发展与经济增长关系的实证分析很多，但是大部分是对我国的整体情况做分析，对于省际情况的研究较少。我国是一个具有区域性特点的大国,经济在地域间的发展是不平衡的,金融发展的差异也很大, 因此研究一个区域金融发展与经济增长的关系对于该区域的经济发展更具有指导意义。基于这一认识，本文对重庆市金融发展与经济增长之间的关系进行了实证研究。

二、变量选择、分析方法与数据说明

根据数据的可收集性和经济政策的连续性，论文选取了两组指标: 一是反映经济增长的指标，二是反映金融发展状况的指标。（一）经济增长指标。通常一国或一地区综合经济发展水平用国内生产总值(GDP)来衡量，考虑到人均GDP 数据比总GDP 数据更能反映经济发展水平，并为剔除物价因素和人口因素的影响，本文采用了实际人均GDP的环比增长率( G) 作为衡量经济增长的指标。实际人均GDP 是通过重庆市GDP缩减指数( 以1978 年为基期) 加以调整得到的。（二）金融发展状况指标。本文选取两个指标来反映金融发展状况: 一是衡量金融规模的金融相关比率指标( FIR)。FIR指某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比。通常,人们将其简化为金融资产总额与GDP之比。限于数据的可获得性, 本文的金融资产总额包括金融机构各项存款余额、贷款余额、国家债券发行额和企业债券发行额。二是反映金融结构的指标( BANK) , 即金融机构贷款余额在金融总资产中的比重, 可以衡量金融中介( 银行系统) 在金融体系中的相对规模和作用。

在分析方法上，为了避免模型出现伪回归现象，本文首先利用ADF 单位根检验检验变量的平稳性，并对非平稳性变量进行处理使之成为平稳时间序列。为进一步检验二者的因果关系，分析金融发展对经济增长的影响程度，本文采用Granger 因果关系检验对数据进行检验和分析。如果各变量均是单整的，我们将对其进行协整检验以确定金融产业成长与经济增长之间的是否存在长期稳定的关系。

本文样本区间为1997—2009年, 所有数据均来源于《重庆统计年鉴》, 除以上说明外 数据未作其他处理。本文应用Eviews5.0对数据进行分析和检验。

三、实证分析

（一） 单位根检验

采用ADF法对对变量G、FIR、BANK进行单位根检验，根据检验结果(表1)可见各序列一阶差分的ADF 检验值均小于5%的显著水平下的临界值，即G、FIR、BANK都是一阶差分平稳的, 即三者都是I(1)，即一阶单整。所以这三个变量具备了协整关系的必要条件，由此可以进行协整分析和因果检验。

表1 变量单位根检验结果

 

变量

检验类型( C, T, K)

ADF 检验值

临界值

显著水平

G

（c，t，2）

-3.76

-3.93

5%

G

（c，0，2）

-3.83

-3.21

5%

BANK

（c，t，2）

-1.01

-3.88

5%

BANK

（0，0，2）

-2.33

-1.98

5%

FIR

（c，t，2）

-2.43

-3.88

5%

FIR

（0，0，2）

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1．引言

2010年来，国家针对房地产的政策不断出台，致使房地产公司发展面临诸多风险。 2010年11月份，银监会抽取60家大型房地产公司调研的结果表明：负债率整体上升，资金链趋紧金融论文，信用风险已成为房地产公司监管层心头之患。本文采用修正的KMV模型，以求更适合我国房地产上司公司的特点，更加有效的对数据进行实证研究，分析公司在信用风险管理中应将违约距离控制在哪一个范围cssci期刊目录。

2．KMV模型的基本原理

KMV模型是根据Merton将有关期权定价理论运用于风险贷款和证券投资而开发出的一种实用高效的分析模型，用以衡量公司的信用风险。

KMV模型又称预期违约率模型（expected default frequency，EDF模型），该模型将企业负债看作是买入一份欧式看涨期权，即企业所有者持有一份以公司债务面值为执行价格，以公司资产市场价值为标的欧式看涨期权。如果负债到期时企业资产市场价值V高于其债务D，公司偿还债务，企业股东权益的价值为偿还债务后的剩余金融论文，即V-D；而当企业资产市场价值小于其债务时，企业则无法偿还贷款，选择违约，股东权益变得毫无价值，股权所有者将会选择放弃公司的所有权。

KMV模型评价公司信用风险的基本思路是以违约距离DD表示公司资产市场价值期望值距离违约点D (Default Point)的远近，距离越远，公司发生违约的可能性越小，反之越大。违约点D通常处于流动负债与总负债面值之间的某一点；违约距离常以资产市场价值标准差的倍数表示。该模型基于公司违约数据库，根据公司的违约距离确定公司的预期违约概率cssci期刊目录。

3．KMV模型的计算方法

KMV模型的计算有两个重要的步骤：一是利用B-S模型倒推出公司资产的市场价值V及其波动率SV；二是计算公司的违约距离DD并得出一个期望违约率EDF。

3.1 计算公司资产价值V和资产波动率SV

由于公司股权市场价值可以采用B-S期权定价模型来构建公司资产价值和股权价值之间的关系，即：

（1）

B-S期权定价模型中公司股票的波动率SE和资产的波动率SV之间存在如下关系: ， 金融论文， 联立得：

（2）

其中，E为公司股权市场价值，V为公司资产价值，N( )为标准正态累积分布函数, ，D为公司违约点，r为无风险利率，t表示当前时间，信用风险评价通常以一年为时段，设定违约距离的计算时间为一年，即T=1。

E、D和SE可以从资本市场上获得，但公司资产价值V以及公司资产的波动率SV这两个变量未知金融论文，于是通过(1)和(2)两个方程组联立用MATLAB软件求解，算出这两个未知数。

3.2计算违约距离DD和期望违约率EDF

违约点D即公司资产价值与公司负债价值相等时的价值，也就是当公司资产价值低于此违约点时，公司就会被视为违约。违约距离DD是指以公司资产价值在风险期限内由当前水平降至违约点的相对距离。假设公司资产价值属于对数正态分布，计算公式为：

（3）

KMV公司根据违约距离,基于违约数据库,可以映射出公司的期望违约频率EDFcssci期刊目录。由于我国当前还没有公开的违约的数据库可以使用,所以我们暂且采用理论上的预期违约频率来代替。假设公司资产价值服从对数正态分布, 这样就能利用MATHCAD软件计算理论上的违约概率，计算公式为：

(4)

4.KMV模型的修正

4.1 股权市场价值E的修正

美国上市公司没有非流通股，全部为流通股，而我国上市公司的总股本分为非流通股和通通股,二者同权不同价，所以不能简单地以流通股股价乘以总股本来计算上市公司的股权市场价值。本文对此进行修正，将股权市场价值计算公式确定为：

(5)

其中，N1为流通股股数金融论文，P1为流通股股价，本文选取每季最后一日收盘价为流通股股价，N2 为非流通股股数，P2 为非流通股股价。

4.2 非流通股股票定价问题的修正

我国的国有股转让主要是协议转让，协议转让价格主要是基于每股净资产的价格上下浮动。本文构造一个线性回归模型，其中自变量为每股净资产指标，因变量为股票实际转让价格，其对应的回归方程如下：

(6)

其中，P为国有股实际转让价格；X为国有股每股净资产。

本文选取2009年协议转让的50只股票的相关数据利用SPSS.17软件中最小二乘法进行线性回归分析，以确定方程(6)中的参数值及检验方程的可信度，SPSS回归分析结果如表1所示cssci期刊目录。

 

表1 非流通股定价模型回归分析结果

 

 

 

 

未标准化系数

Beta

t

Sig.

 

 

 

 

B

标准误差

方程 1

a

.495

.101

 

 

4.796

.000

b

.895

.052

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随着改革开放的不断深入、加入WTO，中国经济得到了快速的发展，对外承包工程事业也得到瞩目的成就。国际承包工程市场的快速发展，为中国对外承包工程提供的新的机遇，但同时也带来了新的挑战。

中国的对外承包工程事业起步比较慢，是在过去对外援助的基础上发展起来的，自1978年到现在已经经历了三十年了。在这过去的30年里，对外承包公司的数量从一开始的4家到2008年2300多家，入选美国《工程新闻记录》(ENR)全球最大的225家中国企业也从没有到2008年51家。截至2008年底，我国累计完成对外承包工程营业额2630亿美元,签订合同额4341亿美元。新签合同额和完成营业额分别从1979年的3352万美元和3000万美元增长到2008年的1046亿美元和566亿美元。论文格式，实证分析。

下面我们先来了解一下，近十年来，中国对外承包工程取得的骄人成绩。论文格式，实证分析。

从数据，我们可以看到中国对外承包工程新签合同数、新签合同额、完成额、入选225企业、单项合同数额呈现不断上升的趋势。论文格式，实证分析。。这说明我国对外承包工程的规模在不断地扩大，企业的竞争力也在不断地增强。同时，(1)市场范围拓宽。基本形成了“亚洲为主、发展非洲、恢复中东、开拓欧美和南太”的多元化市场格局。(2)业务领域增广。对外承包业务遍及国民经济各个领域，从最初的房间和交通领域到其他技术要求更高的工业、电力、石油化工等领域。（3）承包方式出现多样化。中国企业现在不仅能以施工总承包、施工分包的方式承揽项目，也能以EPC、BOT等的方式承揽项目：不仅可以承揽现汇项目，也可以根据项目情况提供融资服务或带资承包；不仅可以独立承揽项目，也愿意并有能力与外国企业结成联合体，开展合作。1也是中国对外承包工程重要的特点。

但是，从数据中，我们可以明显的发现，在合同数、合同额、完成额不断上升的同时，合同额和完成额之间的差距也是越来越大的。企业的竞争力增强了，但是为什么合同的履约率却不断下降呢?

承包工程是有一定的风险的，这些风险会影响工程的完成。一般而言，对外承包工程通常会遇到以下的几类风险：

1政治风险：东道国政局不稳定、国际关系紧张、与本国的关系、政策的开放程度、权利机构的腐败程度等

2经济风险：通胀危险、外汇风险、延迟付款、分包

3工程技术风险：自然条件新工艺新技术带来挑战、技术规范

4管理风险：公共关系合同管理后勤管理财务管理

为了分析每种风险的影响，我们要一一进行分析。

首先是政治风险，近年来，和平是主要的趋势，不过“9·11”恐怖袭击事件、伊拉克战争也是不可忽视的影响因素。

再来是经济因素，1997年7月起，爆发了一场始于泰国、后迅速扩散到整个东南亚并波及世界的东南亚金融危机。

还有工程技术风险，近年，我国对外承包工程逐渐向技术含量高的行业发展。论文格式，实证分析。。所以技术要求提高了可能是导致工程履约率下降的其中一个原因。论文格式，实证分析。

管理风险，这和企业本身的实力有关，随着企业竞争力的增强，管理风险的能力应该会逐步的提高。论文格式，实证分析。

为了确切的知道每一个因素对于完成额的影响，我们需要做一个计量分析。

根据上面的分析，我们将选取几个变量。X1合同额，X2入选225企业个数，这个可以用来衡量企业的竞争能力，X3新签合同额在1亿美元以上的项目个数,X4房建和交通运输所占的比例，这两个变量用来衡量工程完成的难度。因为政治、经济环境对完成额也是有一定影响的，所以我们加入虚拟变量，X5金融危机X6战争恐怖袭击，有的年份取1，无则取0。因为金融危机、战争影响有连续性的，所以在危机和战争后，虚拟变量仍要取为1。

建立模型;

Y=a0+a1X1+a2X2+a3X3+a4X4+a5X5+a6X6+U

U是随机误差项

得到数据和模型后，我们再利用计量经济学软件Eviews3.1来对模型进行处理，得到下面回归方程：

Y=242.69-0.29X10.54X2+3.31X3-2.27X4+7.53X5-23.19X6

(2.23)(-1.30)(0.38)(2.61)(-2.30)(0.43)(-1.16)

(108.76)(0.22)(1.40)(1.26)(0.98)(17.26)(19.88)

R=0.98R=0.96DW=1.69F=53.51

通过上面的计量分析，可以发现X3,X4通过了t检验，标准差也比较正常，也就是说新签合同额在1亿美元以上的项目个数,X4房建和交通运输所占的比例，这两个变量用来衡量工程完成的难度，是影响完成额的两个重要的因素。

去掉没通过检验的X1X2X5X6,再用X3X4建立模型：

Y=a0+a3X3+a4X4+U（U是随机误差项）

得到新的回归方程

Y=205.75+1.96X3-1.84X4

(4.76)(8.09)(-3.22)

篇7

中图分类号：F832.48

文献标识码：A

文章编号：1004-8308（2012）05-0109-08

创新是一个昂贵的过程，需要付出足够的资源来启动、指引和维持，因此，被普遍认为是创新经济分析先驱的约瑟夫·熊彼特，把资源配置，尤其是金融资源配置的研究作为他创新研究的中心也就不奇怪了，熊彼特认为，创新通过信誉的建立来获得资助，信誉能通过多种途径建立，并重点强调了商业银行的作用，即产生新的购买力并使企业家可利用，继熊彼特之后，著名经济学家希克斯在其著作ATheory of Economic History（《经济史理论》）中也指出，英国的工业革命实际上得益于18世纪早期在英国发生的金融革命，因为一些主要科技发明在工业革命发生前就已存在，而工业革命中对这些科技发明的大规模使用得到了大量而长期的固定资产投资支持，如果金融市场不能提供充足并且低成本的流动性支持，则科技发明的大规模推广和使用将受到极大限制，随着20世纪70年代信息经济学兴起，当代经济学家已把“信息不对称”引入企业金融和投资行为间交互作用的研究中，指出企业和金融家之间的信息不对称使得企业的外部金融比内部金融更加昂贵，一些研究认为，各产业的投资行为（金融要求）是由科技水平决定的，更多依靠外部金融的产业在拥有更发达金融市场的国家中应该成长更快。

现代科技创新早已超越工业革命时代依靠实践经验总结而来的技术革新和发明，而主要依靠基于科学研究和试验基础上的新发现和新突破来进行，通常认为，完整意义上的科技创新包括了基础研究、应用研究和商业化等3个阶段，其中商业化是最为关键的阶段，美国经济学家罗斯托指出，“18世纪的法国科学水平被判为至少相当于，而且很可能超过英国，在发明的质量（不是数量）上，法国也相当于或超过英国”，但工业革命却发生在英国，英国相对于法国的优势在于将科技发明成功实现商业化，只有将科技发明引进生产体系当中，科技发明才能转化为科技创新，因此对科技创新的金融支持就不仅仅包括前期的研发投入，更重要的是对创新成果商业化阶段（创新产品批量生产和销售阶段）提供资金支持，以Lerner为代表的现代学者则认为，由于科技创新具有高度不确定性和相对的市场配置失灵，政府不仅要对科技创新提供大量的财政投人，还应积极出资成立风险投资机构或基金直接进行股权或类似股权的投资，激励科技创新活动，由此可见，科技创新的融资体系实际上包括了政府财政投入和资本市场筹资两大部分，对于科技创新融资支持的实证研究，目前国内公开所能见的几乎没有，只有少数相关的研究，例如，沈能在其博士论文中安排了一章“金融安排促进技术创新功能实现的实证检验”，其模型的变量为“金融发展、技术创新、资本形成”；邓平博士论文也写入了“中国金融支持科技创新的VAR分析”一章，其模型的变量为“金融发展规模指标、金融发展结构指标、金融发展效率指标、科技创新指标”，显然二人是从金融的制度安排角度来检验其对科技创新的作用，我们认为，在当今科技创新的时代，且不论金融制度安排根植于一国历史文化传统而有较强的路径依赖性，无论一国金融制度如何设计，如果其能有效解决科技创新的关键难题——融资问题，则是适宜的，舍其而难以有更好的衡量标准，此外，张强和赵建晔对我国资本市场对科技创新的支持作用进行了实证研究，但其论文也仅仅考虑了资本市场的支持作用，并未探讨财政投入对科技创新的支持作用，有鉴于此，我们拟就各种融资渠道对科技创新的支持作用及其动态影响关系进行计量实证分析，以便从整体上把握我国科技创新融资支持的重要作用。

1 变量选取与数据说明

1.1对科技创新指标的选取

我们对科技创新的衡量是从科技创新产出角度来考察的，因为从产出角度来衡量可以更加客观地评价科技创新活动成效，由于科技创新成果衡量指标众多，直接选用则会在建立多元回归模型时让问题分析变得复杂，且变量之间还可能存在严重多重共线性问题，为此，我们采用“主成分分析法”，在低维空间将信息分解为互不相关的部分以获得更有意义的解释，文章数据全部来自历年的《中国科技统计年鉴》，基于数据可得性及尽可能获得更多观察数据方面考虑，并尽量剔除政府部门人为因素的影响，在《中国科技统计年鉴》的“科技成果”统计分项中，我们分别选取了“国内专利申请受理数”（简称专利申请，下同）、“国外主要检索工具收录我国论文总数”（简称科技论文，下同）、“全国各地区技术市场成交合同数”（简称成交合同）、“全国各地区技术市场成交合同金额”（简称成交金额）和“高技术产品出口额”（简称出口）等5项统计指标，分别记为PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，数据的时间跨度为1987-2009年，计量调整后的有效数据为1988-2008年共21年统计数据，由于对变量取自然对数不会改变变量本身的协整关系，且能使变量趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差，因此，我们对以上5个指标分别取自然对数，记为LNPATENT、LNPAPER、LNCONTRACT1、LNCONTRACT2、LNEXPORT，EVIEWS软件（本文所有计量均采用EVIEWS6.0分析）“主成分分析”的分析结果见表1。

从表1可以看出，第1和第2主成分的累积贡献度（cumulative proportion）达到了99%以上，且第3主成分的特征值（value）明显小于1，因此可以认为第l和第2主成分已能较好地反映5个一致指标的总体变动情况，从现实情况来看，专利和论文确实能很大程度上代表一个国家总体的科学研究和技术应用的水平，因此我们最终确定用PATENT和PAPER两个指标来衡量我国科技创新的总体水平。

1.2对创新融资指标的选取

科技创新的融资体系包括政府部门的财政投入及资本市场筹资两大部分，政府的财政投入不仅包括直接的财政科技拨款，还包括间接的财政投入，如各种对科技创新的税收减免及科技奖励等政策措施，资本市场筹资按筹资方式可分为间接融资和直接融资，即金融机构的各种贷款以及债券市场上的债券融资、股票市场上的股票融资和风险投资市场上的风险资本等，由于目前的统计年鉴只能给出政府的财政科技拨款一项，无法统计出财政对科技创新的种种间接财政支持，同时统计资料也无法细分出企业的科技贷款以及证券市场上的科技专项融资，因此我们选用政府的财政科技拨款、金融机构的中长期信贷和企业证券市场筹资来作为科技创新的融资考察指标，之所以选用中长期信贷指标，是因为我们认为科技创新是一个长期投入的过程（包括设备的更新和升级），中长期信贷更能稳定支持创新主体持续进行创新，需要说明的是，由于各统计指标时间跨度较大（1987-2009年），而这期间我国价格波动很大，依据科技创新的特点，我们对金融统计指标进行了价格调整，以便更客观地反映资金投入的变化，具体而言，我们借鉴王玲和Szirma的研究，将综合价格调整指数设定为0.5×P+0.5×W，其中P是固定资产投资价格指数，W为消费者价格指数（CPI），并以1986年的价格指数为基准进行调整，我们从《中国金融年鉴》中选取金融机构的“中长期信贷”以及“企业证券市场筹资额”统计项，从《中国科技统计年鉴》中选取“国家财政科技拨款”统计项，分别记为LOAN、BOND和FINANCE，各变量取相应对数后记为LN-LOAN、LNBOND和LNFINANCE。

2 计量模型构建

2.1变量的单位根检验

我们建立一个多变量的VAR模型，采用ADF（augmented dickey-fuller）方法进行检验。从表2可以看出，以5%的显著性水平为衡量标准，各变量均为非平稳序列，而各变量的一阶差分均为平稳序列。

2.2协整关系检验

由于LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNBOND和LNFINANCE各变量是非平稳序列，且是同阶单整，因此可以进行协整关系检验，从表3可以看出，特征根迹（trace）检验和最大特征值（maximum eigen-value）检验均说明各变量存在3个协整方程，因此各变量通过了协整关系检验，说明这5个变量之间存在长期的均衡关系，各变量能被其他变量的线性组合所解释，可以建立VAR模型进行分析。

2.3VAR模型的构建

建立VAR模型时需要确定滞后阶数，从表4可以看出，以LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNFI-NANCE、LNBOND为内生变量，常用的5个检验标准（LR、FPE、AIC、SC、HQ）一致说明滞后阶数为2。

3 模型分析检验

3.1脉冲响应函数分析

由于VAR模型是一种非理论性的模型，无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往并不分析变量之间的系数关系如何，而是分析系统的动态特征，即每个内生变量的变动或冲击对它自己及所有其他内生变量产生的影响作用，这种影响作用可通过脉冲响应函数分析来实现，只有通过稳定性检验的VAR模型才可进行脉冲响应函数分析。

VAR模型稳定性检验从图1中可以看出，我们所建立的VAR（2）模型全部特征方程根的倒数值都在单位圆内，说明模型是稳定的，可以进行脉冲响应函数分析。

对脉冲响应分析，为避免模型中输入变量顺序不同而对脉冲输出结果产生影响，我们采用广义脉冲方法，脉冲响应情况如图2、图3所示。图中横轴表示冲击作用的滞后期间数，纵轴表示各响应变量应对冲击的变化幅度（各变量均为对数，代表了弹性的变化），实线表示脉冲响应函数，代表响应变量对相应冲击的反应。

从图2可以看出，当在本期给中长期信贷一个正冲击后，专利申请前2期正向反应平稳，在第3期迅速上升到最大；此后开始滑落，并又从第6期开始持续上升，这表明中长期信贷将所受外部正冲击经信贷市场传递给专利申请，且这一冲击随着时间的推移具有稳定的和越来越强的促进作用，专利申请对财政科技拨款的正冲击响应迅速，当期就大幅度上升，并在第3期达到最大量；此后虽大幅度下滑但却在第5期后基本保持稳定，这表明财政科技拨款将所受外部某一正冲击经政府财政预算直接而迅速传递给专利申请，且冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应，当在本期给企业证券筹资一个正的冲击，经证券市场对专利申请产生正向影响，专利申请响应在第2期后基本呈现逐渐下降趋势，并在第9期对冲击的正向影响接近零，从图3可以看出，中长期信贷的正冲击对科技论文的前2期影响很弱；科技论文的正响应从第3期开始迅速上升，第5期后开始下降，但第6期后又开始持续上升，财政科技拨款的正冲击对科技论文的前2期影响也较小，从第3期开始，科技论文正向响应明显，并在第3～5期间保持稳定；从第5期开始下滑，此后基本保持平稳增长，证券筹资的正冲击对科技论文的影响很弱，除当期有一点促进作用外，此后基本影响很弱，甚至在第6期后有负面影响，综合以上脉冲响应函数图可以看出，各变量冲击对专利申请的影响基本上在第3年比较明显，而对科技论文的明显影响则保持在第3～5年左右，整体而言，中长期信贷对科技创新的促进作用比较显著，期间虽有波动，但长期支持作用递增；政府的财政科技拨款对科技创新的促进作用比较直接迅速，长期支持作用递减；企业证券市场筹资对科技创新的支持作用较弱，除前面几期有些促进作用外，后面几期几乎不起作用，甚至还可能带来负面影响。

3.2VAR模型预测误差的方差分解

脉冲响应函数描述的是随着时间的推移，模型中的各内生变量对冲击是如何反应的（如响应符号和响应强度等），但不能比较不同冲击对某一特定变量的影响强度，而方差分解则是将系统的均方误差分解成各个变量冲击所做的贡献，通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，来进一步评价不同结构冲击对一特定变量产生影响的重要性，因此，方差分解可以给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息，利用方差分解，我们可以看出在科技创新的支持作用中，随着时间的推移，各个金融变量的贡献率如何，表5和表6分别为专利申请和科技论文的方差分解情况，

从表5可以看出，不考虑专利申请自身的贡献率，中长期信贷冲击对专利申请的贡献率随时间稳步增长，在第10期达到最大，接近12%；财政科技拨款冲击对专利申请的贡献率从第2期后就平稳增长，并在第7期后贡献率稳定在6%以上；企业证券筹资冲击对专利申请的贡献率很小，基本在1%左右；从表6中可以看出，同样不考虑科技论文自身的贡献率，中长期信贷冲击对科技论文的贡献率在第3期急剧上升，此后虽小幅波动但上升趋势明显，并在第10期的贡献率超过36%；财政科技拨款冲击对科技论文的贡献率在第3期达到最大值，此后小幅波动和缓慢下降；企业证券筹资冲击对科技论文的贡献率很小，也基本在1%左右。

综合以上方差分解分析可以看出，中长期信贷在促进科技创新的作用过程中贡献率持续上升，且贡献度最大；财政科技拨款对促进科技创新的即期效应明显，且贡献率基本保持稳定；企业证券筹资冲击对科技创新的贡献度微弱，几乎没有什么贡献。

4 结论与建议

受限于统计数据的可得性及理论分析的需要，我们只考察了3种融资途径对科技创新的支持作用，计量模型分析结果显示，金融机构的中长期贷款和政府的财政科技拨款对中国科技创新的支持作用巨大，而证券市场的支持作用则十分微弱，这个分析结果与Tadesse的观点基本一致，Tadesse认为，在金融部门不发达时，银行导向型金融体系在促进技术进步方面所起的作用比较大；而在金融部门发达时，市场导向型金融体系则能起到更大的作用，总结模型的检验结果，我们的主要结论有以下几点。

（1）科技创新需要长期持续的资金投入支持，计量模型检验表明，科技创新能力与资金投入规模存在长期稳定的正相关关系，我国近年来科技创新能力大幅提升与政府财政的大力支持和资本市场的大规模融资紧密相关，同时，模型分析也表明，从增加资金投入到创新能力提升是有时间滞后期的，具体而言，融资规模冲击对专利申请的显著影响要到第3年，而对科技论文的显著影响则在第3～5年，换句话说，增加资金投入并不能对提升科技创新能力产生立竿见影的效果，这期间约有3～5年时间的滞后期，由此可见，提升科技创新水平需要国家制订有科技发展的长远规划，更需要构建稳定长期的创新融资渠道来保障。

篇8

 

随着改革开放的不断深入、加入WTO，中国经济得到了快速的发展，对外承包工程事业也得到瞩目的成就。国际承包工程市场的快速发展，为中国对外承包工程提供的新的机遇，但同时也带来了新的挑战。

中国的对外承包工程事业起步比较慢，是在过去对外援助的基础上发展起来的，自1978年到现在已经经历了三十年了。在这过去的30年里，对外承包公司的数量从一开始的4家到2008年2300多家，入选美国《工程新闻记录》(ENR)全球最大的225家中国企业也从没有到2008年51家。截至2008年底，我国累计完成对外承包工程营业额2630亿美元,签订合同额4341亿美元。新签合同额和完成营业额分别从1979年的3352万美元和3000万美元增长到2008年的1046亿美元和566亿美元。论文格式，实证分析。。

下面我们先来了解一下，近十年来，中国对外承包工程取得的骄人成绩。论文格式，实证分析。。

1995-2007对外承包工程基本数据

 

篇9

 

一、引言

20世纪90年代以来，我国的上市公司会计虚假信息问题连续暴露出来，一些上市公司因为虚假报告或者会计信息造假遭到证监会的处罚和停牌。这可能只是会计造假的冰山一角，但是足以说明盈余管理的普遍性。而我国的会计报告使用者的专业素质、识别能力往往不够，通过盈余信息判断公司经营状况和前景成为影响中小股东决策的一个重要因素。因此正确地把握盈余管理的概念，对上市公司盈余管理行为进行研究，不仅能使投资者更深刻地理解其披露的盈余信息的内涵，做出正确的投资决策，有效地维护自己的合法权益；同时丰富了我国上市公司盈余管理的基本理论，完善了公司治理结构，对解决绩效评估与报酬计划、证券市场监管等一系列理论与实务问题提供了重要的依据。笔者正是基于此选择这一命题，希望通过本文对上市公司盈余管理的相关问题进行的探讨，能对治理上市公司盈余管理行为、解决我国会计信息失真问题有所益处。

二、文献回顾

(一)盈余管理动机方面

佟岩、王化成（2007）认为控股股东通常使用关联交易追求控制权收益（包括私有收益和共享收益）。研究发现，当控股股东持股在50%及以下时，更多的通过关联交易追求控制权私有收益，结果降低了盈余质量。而当控股股东持股超过50%时，结果恰好相反。

陆正飞、魏涛（2006）通过实证研究表明，配股公司在配股前存在盈余管理行为，无后续融资行为公司配股后业绩下滑且操纵性应计利润在配股后发生反转，这为配股前盈余管理机会主义提供了直接证据；有后续融资行为公司在配股后仍进行盈余管理以继续尽可能维持较高业绩。

孟焰、张秀梅（2006）选取了2001-2004年147家因关联交易获得非标准审计意见的上市公司作为样本，建立模型实证上市公司关联交易盈余管理与关联方利益转移的关系。发现关联交易盈余管理的主要目的和结果是关联方从上市公司转移利益；股权集中度与关联方利益转移的关系较为复杂；资产规模越大的关联方利益转移的程度越高。

赵春光（2006）研究了上市公司的资产减值与盈余管理之间的关系，发现减值前亏损的公司存在以转回和计提资产减值进行盈余管理的行为，一方面是为了避免亏顿，另一方面是为了进行“大洗澡”。

杨旭东、莫小鹏（2006）研究了新配股政策出台后上市公司的盈余管理现象。他们认为，第一，配股政策对盈余管理具有一定的导向作用。第二，不管配股政策如何变化，上市公司始终存在着通过盈余管理来避免亏损的动机。论文参考。

代冰彬、陆正飞、张然（2007）研究了我国上市公司资产减值的计提动机。很多研究已发现减值准备的两种计提动机：经济因素和盈余管理因素，但本文发现，稳健性因素也能影响资产减值准备的计提。

张昕（2008）对中国A股上市公司是否在第四季度进行盈余管理以避免当年亏损或下一年亏损进行了实证研究，发现上市公司的确会在第四季度进行盈余管理来实现当年扭亏为盈或调低利润，为下一年度扭亏做好准备。因此审计师与投资者对上市公司第四季度的财务数据应该高度关注，并提高对会计信息质量的鉴别能力。

(二)新会计准则下的盈余管理

叶建芳、周兰、李丹蒙等（2009）对新会计准则下上市公司金融资产的分类进行了实证研究。实证研究发现，当上市公司持有的金融资产比例较高时，管理层会将较大比例的金融资产确认为可供出售金融资产；但为了避免利润的下滑，管理层往往违背最初的持有意图，将可供出售的金融资产在短期内进行处置。因此，在初始划分时，公司倾向于将金融资产划分为可供出售金融资产以获得更多的选择空间，为盈余管理和收益平滑提供“蓄水池”。

于李胜（2007）通过研究发现，新准则中禁止长期资产减值准备转回的做法有利于提高会计信息的相关性和稳健性，并且由于财政部在准则衔接期政策实施得当，抑制了上市公司在新准则实施前突击转回已计提的长期资产减值准备的动机，从而未出现上市公司“赶集”转回长期资产减值准备的现象。

吴战篪、罗绍德、王伟（2009）检验了2007年新会计准则下上市公司证券投资收益的价值相关性与盈余管理现象，建议交易性金融资产和可供出售金融资产的公允价值变动均确认为损益，并对其进行及时、透明的表外信息披露。

(三)盈余管理本质探究

宁亚平（2005）研究了盈余管理本质，他认为“盈余管理”一直受到证券监管部门和学术界的广泛批判的原因主要有三个：第一，盈余管理活动是欺诈性行为，它使得财务报表反映管理层期望的盈余水平而非企业真实业绩表现，从而损害财务报表的可信度；第二，由于盈余管理旨在欺骗误导财务报表使用者，它又是一种不道德的行动；第三，盈余管理具有使财富在利益相关方重新分配的作用或效果。论文参考。

吴联生（2005）认为，会计规则的制定与执行是两个相互影响的环节，会计域秩序是会计信息质量的基本评价标准。盈余管理研究的目的之一是为会计规则的制定提供依据，它除了关注会计规则的执行行为以外，还应将会计规则的制定作为一个重要的变量，即研究在采用不同原则、方式和程序所制定而成的会计规则下的不同盈余管理行为。

周铁、罗燕雯、荆娴（2006）通过分析两种广泛采用的应计利润计量方法发现，在我国现行会计制度下，这些方法产生的计量结果与因权责发生制而产生的应计利润不存在完全的相关性。他们探讨了由此而产生的计量偏差及对判断盈余管理行为的影响。

三、简要评述

以上《会计研究》论文文献主要是从盈余管理动机、盈余管理本质、新旧会计准则衔接下会计政策选择等对盈余管理进行了系统的阐述。纵观上述文献，可以得出盈余管理作为公司的一种财务管理手段越来越受到理论界的重视。但是，主要是对于盈余管理动机的阐述以及就某一会计政策的选择对盈余质量影响的研究，并没有深入探讨出避免企业进行过度盈余管理的政策建议，以此提高信息质量，树立投资者信心。论文参考。为此，笔者认为在以后研究盈余管理时，应注重对盈余质量的研究，探讨出更多更好提高盈余质量的建议和政策，寻求出满足市场和利益相关者需求的盈余管理衡量标准，避免企业将盈余管理转变成调控利润的手段，以此推动我国证券市场的健康发展。

主要参考文献

[1]代冰彬、陆正飞、张然.资产减值:稳健性还是盈余管理.会计研究2007(12)

[2]高雷、张杰.公司治理、机构投资者与盈余管理.会计研究.2008（9）

[3]宁亚平.盈余管理本质探析.会计研究.2005(6)

[4]陆正飞、魏涛.配股后业绩下降:盈余管理后果与真实业绩滑坡.会计研究.2006(8)

[5]孟焰、张秀梅.上市公司关联方交易盈余管理与关联方利益转移关系研究.会计研究.2006(4)

[6]佟岩、王化成.关联交易、控制权收益与盈余质量.会计研究.2007(4)

[7]吴战篪、罗绍德、王伟.证券投资收益的价值相关性与盈余管理研究.会计研究.2009(6)

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长株潭作为我国中部核心城市之一，到底是否有可能建设形成国家区域性金融中心，以推动中部崛起和“两型社会”建设呢？本课题拟以因子分析法来对此进行实证分析。

一、分析的模型与数据来源

1.因子模型分析模型的基本思想

因子分析是通过对多个变量间相关系数矩阵的内部联系与依赖性的关系研究，从多个先是变量中的概括出少数几个抽象的变量，这些变量能最大限度的解释观测变量，这些变量通常称为因子。因子对比初始变量有以下几个特点：第一，因子分析中得出并运用的因子往往大大少于初始变量。第二，因子的概括性很强，能反映初始变量的绝大部分信息。第三，各因子之间的不存在显著的线性关系。第四，因子能获得对客观实际的新的解释能力。因此因子分析的目的就在于减少变量的数目，用较少的因子代替所有变量去分析整个经济问题。

2.样本的选取与数据来源

根据上面金融中心形成的基本条件可知，国内区域性金融中心必须建立在经济，金融实力比较强，具备区位优势，拥有良好商业环境和充足的人力资本的城市。基于此，本课题以全国30个省会城市(除拉萨市)为样本，采集这些城市2007年的21个评价指标的截面数据。数据来源于《2008年中国城市统计年鉴》和各个城市的统计年鉴，以及《中国城市竞争力年鉴2008》。用统计软件SPSS17.0对全国30个省会城市构建金融中心的竞争力进行实证分析，并最后给出综合实力评价。

二、KMO和球型Bartlett检验

在SPSS中，可以通过Bartlett球形检验，从相关系数矩阵来判断各初始变量是否具有相关性。只有变量间彼此相关，才能提取公因子。而KMO检验用于检验变量间的偏相关性，取值越接近于1，变量间的偏相关性越强,即变量间的共同因素越多，越适合进行因素分析，因子分析越好。根据Kaiser的观点，如果KMO的值小于0.5时，不适合进行因子分析，大于0.5并且小于0.7可以尝试因子分析，大于0.7适合因子分析。检验结果见表1。

表1KMOandBartlett'sTest

Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy.

0.811

Bartlett's Test of Sphericity

Approx. Chi-Square

1138.781

df

篇11

 

1．引言

金融衍生工具市场是中国资本市场极其重要的组成部分。衍生金融工具与其相对应的原生金融工具之间的关联性问题也一直是学术界与投资者所共同关心的话题。 2010年4月16日的沪深300股指期货上市，标志着中国资本市场发展又翻开了历史性的新篇章。那么至今运行了四个月股指期货是否实现了价格发现功能，对现货市场产生了怎样的影响，两个市场之间的联动效应会怎样，又是否会与以往研究结果相一致？本文将选取更新的市场数据，借助VAR模型、VECM模型、协整检验、长短期Granger因果检验、方差分解等方法，在以往研究基础上更全面综合的刻画我国股指期货价格发现功能作用的大小，由此说明沪深300股指期货市场的运行效率，以期对我国金融衍生工具市场的进一步发展提供有价值的参考。

2. 模型与数据的选取

2.1数据说明

本文选取2010年4月16日至2010年8月23日中国沪深300股指现货和股指期货每交易日收盘价数据作为样本数据，全面再现中国金融衍生品市场中股指期货合约的产生至其发挥其功能影响市场的过程。之所以选择收盘价数据，是因为道氏理论认为收盘价是最重要的价格．这一价格反映了市场的大部分行为。又由于股指期货与现货市场不具有同时性，且同一交易日会同时有若干不同的交易价格金融论文，数据不连续，本文选取最近月份的股指期货合约为代表，将不匹配的数据删除，这样可以得到一个连续的期货合约价格序列。为减小数据的波动，将指标进行对数处理。在此定义，LS为沪深300现货股指对数序列，LF为沪深300股指期货对数序列，数据来源于国泰君安证券研究所及湘财金禾证券分析软件，经整理得共计88组数据,实证过程借助 Eviews5.0软件。

2.2 VAR（向量自回归）模型

本文运用该类模型与方法来对沪深300股票价格期货指数与沪深300股价指数两者之间整体关联性及其互动关系进行系统的考察。VAR（向量自回归）模型是基于数据的统计性质建立模型，VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型（高铁梅，2006）。 VAR(p)模型的数学表达式是：

(1)

其中：是k维内生变量向量，是d维外生变量向量，p是滞后阶数，T是样本个数。k×k维矩阵和k×d维矩阵H是要被估计的系数矩阵。是k维扰动列向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值以及等式右边的变量相关。VAR模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。

3. 实证分析

3.1单位根检验

研究经济变量之间是否存在长期关系，首先要对时间序列的平稳性进行检验，否则可能出现“伪回归”的情况（Granger,1974）。本文采用Augmented Dickey-Fuller(简称ADF)检验方法来检验样本数据的时间序列特征，ADF平稳性检验基于以下回归方程：

为纯粹白噪音误差项，滞后阶数的选择使得不存在序列相关论文开题报告范文。ADF检验的原假设，备择假设。接受原假设意味着时间序列含有单位根，即序列是非平稳的（古扎拉蒂，2005）。

对每个变量的原序列以及一阶差分序列的平稳性特征采用ADF检验方法金融论文，可知变量原序列都是非平稳的，而一阶差分都是平稳的，满足协整检验前提。

3.2 协整检验

协整检验是从分析时间序列的非平稳性入手，寻找非平衡变量之间的长期均衡关系。常见的协整方法主要有两变量的Engle-Granger检验（简称EG检验）和多变量之间的Johansen检验（简称JJ检验Johansen-Juselius）。EG检验是基于回归残差的检验，通过建立OLS模型来检验其残差的平稳性，若残差是没有单位根的平稳序列，则说明原序列存在协整关系。EG检验存在一定的缺陷，假如当协整关系的维数增加或协整的秩大于1时，EG检验便无能为力了。JJ检验是基于回归系数的检验，是利用向量自回归模型计算出与残差矩阵相关的矩阵的特征值，根据特征值的轨迹及最大特征值进行检验，该方法在一定程度上纠正了EG检验在多变量检验方面的不足。本文采用Johansen检验法来检验LF和LS之间是否存在长期稳定的均衡关系,根据AIC最小准则选取滞后阶数为2阶运用Eviews5.0得到结果如表1：

表1：LF和LS的协整检验结果

 

协整向量

Johansen（迹）统计量

    原假设

特征值

迹统计量

临界值

P值

  LF和LS

rk(∏)=0

0.23432

22.76331

12.3209**

0.0007

  rk(∏)≤1

0.000812

0.069089

篇12

1、《我国商业银行全面风险管理组织框架问题分析》（毛应梁，上海金融学会；张吉光，上海银行）；

2、《新资本协议下国内商业银行操作风险管理研究》（上海银行课题组）；

3、《我国商业银行利率及管控机制研究》（潘文波，张中朝，深圳银监局）；

4、《西方银行业营销体制的演变和借鉴》（金麟，交通银行上海分行）；

5、《我国商业银行X效率和规模效率变迁的实证研究：SFA方法的运用》（彭琦，交通银行上海分行）；

6、《浅析中小企业融资策略与商业银行服务创新》（王勇，交通银行蚌埠分行）；

7、《授信业务的风险定价模型与实践--基于中国商业银行新部分战略视角的研究》（李亚敏，复旦大学经济学院。王浩，华东师范大学商学院）

二、优秀论文二等奖（15篇，排名不分先后）

1、《金融业全面开放背景下商业银行并购研究》（门庆成，东北农业大学研究生学院）；

2、《放贷小企业：游走于“信任”与“不信任”之间》（陆颢，交通银行南通分行）；

3、《商业银行金融业务创新：以远期结售汇业务为例》（毛金明，中国人民银行太原中心支行）；

4、《欧美中小银行的发展及对中国城市商业银行改革的启示》（丁宁 ，东北财经大学金融学院；丁溧，大连银行中山支行）；

5、《金融市场创新突破口：对发展人民币利率互换交易的思考》（张梦锁，王大贤，国家外汇管理局山西省分局）；

6、《国有商业银行公司治理研究--基于利益相关者理论的基础分析》（徐昶，西南财经大学；刘小差，交通银行成都分行）；

7、《关于流程银行及其构建策略的思考》（冯静生，安徽省银行业协会）；

8、《商业银行公司治理--一个董事会和高管角度的分析》（巴曙松，国务院发展研究中心；栾雪剑，交通银行总行）；

9、《对我国中小企业信用担保体系的一点思考》（巩斌，安徽财经大学统计与应用教学学院）；

10、《论完善商业银行中小企业贷款承诺业务》（周珊，河北大学经济学院）；

11、《将“SS-C-P”框架引入商业银行绩效评价系统》（李欣，南开大学经济学院）；

12、《交叉销售与价值创新--商业银行零售业务发展战略中的蓝海》（毛瑜，复旦大学；许慧，交通银行上海分行）；

13、《中国商业银行个人理财业务发展策略初探》（张磊，东北财经大学研究生院；沈水辰，交通银行大连分行）；

14、《论商业银行消费信贷风险管理》（王鹏，马宁，吉林大学经济学院）；

15、《优化中国银行业有效竞争的外部环境》（张卫，王聪，暨南大学经济学院）。