时间：2023-05-30 10:09:25
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇实证分析，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
关键词：IS曲线；宏观经济；定性分析
一、IS曲线简介
IS曲线描述的是产品市场均衡的条件下，利率与国民收入之间反向变动的关系曲线[1]，表示所有满足收入恒等式、消费函数、投资函数和净出口函数的利率R和总收入Y的组合，即产品市场上所有均衡利率和收入的组合[2]。根据均衡条件S=I，封闭经济中国民收入恒等式为：Y=C+G+I，其中Y指国民收入， C指消费，G指政府支出，I指投资；C=a+b（Y-T）是指消费，与收入成正相关关系，其中T为税收；I=I（R）是指投资，与利率R在产品市场均衡时的图像关系，即IS曲线。IS曲线的斜率主要取决于投资对利率的敏感程度d与边际消费倾向MPC。d值越小，I对r反应越不敏感，推出Y对r反应不敏感，则IS曲线越陡峭；MPC值越小，收入的乘数越小，由于乘数效应，推出Y对r反应不敏感，则IS曲线越陡峭。IS曲线向下倾斜是因为较高的利率减少了投资、消费和净出口，从而通过乘数过程较低了总收入（GDP）水平。
目前，国内也有许多学者研究了我国的IS-LM 模型与我国的宏观经济政策。复旦大学司春林（2000年）[3]、中国社会科学院郭金龙（2000年）[4]，他们的结论都是我国的IS曲线很陡峭。目前我国的IS曲线比较陡峭，这是大家广泛认同的观点。
二、IS曲线数据与模型建立
（一）IS理论模型简介
IS曲线由产品市场的均衡条件组成，在产品市场上：
总需求：Z=C+I+G+X ，总供给：Y=const ，均衡条件： Z=Y。
其中，消费函数： C=C（Y） ，投资函数： I=I（Y，R） ，净出口函数： NX=NX（Y，R）。
将消费函数、投资函数和净出口函数代入均衡条件公式可得IS曲线：Y=A（R，G） 。其中A（ ）是函数符号；const表示常数。Z、Y、C、I、G、NX、R分别表示总需求、总收入、消费、投资、政府支出、净支出、利率。
（二）模型的构成及形式
为区分政府政策和民间行为，我们首先对我国GDP的构成作一个再分类。为计算这种模型，本文把GDP的三个组成部分（消费、投资和净出口），重新分为四部分，居民消费、民间投资、政府支出和净出口。把现行统计中消费中的政府消费去掉，只剩下居民消费。把投资中的政府投资去掉，只剩下民间投资。把政府消费和政府投资加起来，成为政府支出。居民消费和政府消费都有正式的统计资料。政府投资没有正式的统计定义，在基本模型中，我们使用政府投资=国家投资，政府支出=政府消费+国家投资，国家投资有正式统计资料。在作了以上重新分类之后，本文以下部分在未特别说明的情况下，把居民消费简称为消费，把民间投资简称为投资。利率R采用实际利率。在对统计资料进行调整以后，建立以下简单的反映总需求方面基本经济关系的宏观经济模型。
模型关系式：
收入恒等式：Y=C+I+G+NX （1）
消费函数： C=Z1+[1Y （2）
投资函数： I=Z2+[2Y+]R （3）
净出口函数： NX=Z3+[3Y+pR （4）
通过等式（1）至（4）可以推出IS曲线。本文选取1996-2010年我国的相关统计数据作样本。
三、中国IS曲线的参数估计
（一）单整性检验
宏观经济变量常有时间趋势，若直接用来拟合方程，易出现伪回归。防止伪回归的方法，意思尽量避免方程中出现非平稳的项，如把非平稳项经差分变为平稳项，然后再回归等；二是检验非平稳项之间是否存在长期稳定关系，即协整性检验。无论采用哪种方法，都需要先确定时间序列的平稳性，即单位根检验。这里采用ADF方法，经检验，数据平稳。
（二）参数估计
对联立方程组中单个方程的估计，通常情况下可用工具变量法、间接最小二乘法或两段最小二乘法[5]。若样本较小，它们就和普通最小二乘法一样，估计结果都是有偏的，且易牺牲样本信息，计算量也大。本文研究的是1996年以来的中国经济，所取的样本区间很小，就选用普通最小二乘法对各方程模型进行参数估计。这里采用广义差分法进行处理，同时，检验回归残差的平稳性，即协整检验。估计结果以及协整检验结果见表1。
表1：估计及协整检验结果
在上述估算的基础上，下面利用收入恒等式导出IS函数，即消费函数（5）、投资函数（6）和净出口函数（7）代入收入恒等式（1），得出IS曲线表达式：
Yt=4528.9772+0.8377Gt-150.1825Rt
在上述估算的基础上可知，在模型涵盖的时期内，我国的投资函数基本上是正常的，投资函数表明，收入对（民间）投资的影响为正，利率对投资的影响为负，前者的系数在1%水平上显著，后者在5%水平上显著。说明民间投资对利率是有反应的。消费对本年的收入反应为正且显著。净出口对收入和利率的反应为正，表示收入增加净出口增加，利率上升净出口增加，均不符合理论。净出口函数的不合理，可能是由于资本市场不开放，以及对出口的特殊倾斜政策造成的。
上述实证结果也与近年来我国宏观经济政策的演变轨迹相符合。自从1996年至今，我国宏观经济政策大致经历了3个阶段的重大调整。第1阶段是从1996年5月到1998年4月，主要采用货币政策进行微调，措施包括降低商业银行的存贷款利率和法定准备金率等，但货币供给增长依然乏力。第2阶段从1998年下半年到该年结束，在财政大规模投入的推动下，GDP累计增速从年中的的7%提高到年末的7.8%。第3阶段从1999年初开始，继续加大财政投入，同时扩大货币政策的配合力度，实施"积极的财政政策和稳健的货币政策"。从上述政策调整过程可以清楚地看出，当局在仅用货币政策未取得预期效果时，把注意力转向了财政政策，且力度不断加大。这种政策转向是得到了本文实证结果支撑的。
四、政策建议
（一）坚持扩大内需的财政政策
虽然现阶段我国经济出现回升，但是回升态势是脆弱的，是不巩固、不稳定、不协调的。在当前对外需求萎缩的情况下，扩大内需可以有效促进我国经济增长。在出口增速商务止跌的情况下，如果减少财政政策对经济增长的支持力度，经济回升的态势就有可能发生逆转。郑立新认为，财政政策要着重在四个拉动上下功夫，充分发挥杠杆作用：一是拉动居民消费，二是拉动民间投资，三是拉动银行贷款结构的优化，四是拉动出口。
（二）改善居民消费需求
坚持扩大内需政策，还要注意到居民消费需求是扩大内需的最主要动力。改善我国居民消费需求的倾向和结构可以从以下几个方面入手：一是尽快建立和完善医疗、教育、失业、养老等各项社会保障制度，降低居民对未来收入预期的不确定性，建设预防性货币需求比例，从而提高居民边际消费倾向。二是降低低收入者的税收负担，并为之创造良好的就要机会，提高工资性收入，鼓励支持低收入者自主创业，增加居民收入水平。
参考文献：
[1]谢浩然. 基于IS-LM模型的我国财政货币政策有效性分析[J].当代经济，2010（23）.
[2]张帆. 央行的行为-利率的作用与中国的IS-LM模型[J].管理世界，1999（4）.
[3]司春林. 宏观经济学[M].东方出版中心，2000.
按照学界的一般理解，实证研究是指研究者亲自观察收集资料，为提出理论假说或检验理论假说而展开的研究，包括观察法、谈话法、测验法、个案法等方法。从国外经验看，民法学也可以采用这些方法开展实证研究。在各种实证方法中，我国民法学界应当重视计量方法的应用。除个案研究外，实证研究中通过对研究对象的观察、实验和调查会产生大量数据，必须对这些数据进行统计分析，探寻各个影响变量之间复杂的因果联系。此即所谓的计量法学方法。
实际上，法律现象的量化和数学在法学领域的运用长期以来备受争议，一些学者不惜以各种理由来捍卫法学的模糊性，甚至只要一提到“量化”、“科学性”，就认为已经牺牲了法的价值。究其原因，首先在于这些学者往往从法是价值、规范或者事实的某一个方面来认识法律现象，没有从价值、规范和事实的统一体的角度去认识法，特别是将法仅仅视为主观的价值或者人定的规范，必然得出不可量化的结论。其次是夸大了包括法律现象在内的社会现象与自然现象的区别，未能认识到它们的一致性。虽然包括法律现象在内的社会现象可重复性不强，因果关系过于复杂，但不能因此放弃对法律现象的量化研究。法律现象同时具有“质”和“量”的属性。法律现象虽然主要以“质”的规定性呈现在人们面前，因而定性分析成为法学研究的主要方法，可是法律现象同样具有“量”的规定性，并且表现在诸多方面，比如签约率、股权交易量、交通事故发生率及其原因等。所以，法律现象的可度量性是不能否认的，法学不能放弃对法律现象中“量”的规律的探求而将此领域让给其他学科。研究法律现象的“量”的规律必须使用定量方法。
民法研究中计量方法的运用大体可以概括为四个方面：民事立法的科学性研究、民事法律实施效果评价、民事法律对经济社会的影响研究、民法学的知识图谱分析。
从法律的制定来看，科学制定法律规则不仅需要借鉴、比较他国的立法经验，更重要的是要扎根于实际国情。这里的国情既包括当前的生产力发展程度，也包括当前的意识形态，甚至还要预测下一时期的社会发展状况，只有这样才能保证法规则的科学合理性和相对稳定性，而科学的预测需要引入计量方法才能实现。民事立法的科学性研究就是在民事立法阶段对法学现象中各个变量之间的相互关系进行整理分析，弄清影响民事法律变迁的各个因素，进而运用实证的研究方法对各个影响因素进行实证分析。尤其是民事法律中直接体现数量关系的法规则，需要用计量方法进行实证研究，包括法律规则制定的基础、具体数量的确定等。又如，在公平与效率之间如何权衡取舍，立法机关往往不能给出明确的说明。一个可能的路径是选用公平和效率为变量，运用统计数据，建立计量模型，找出与变量相关的各个因素之间的数量关系，选用合理的效用函数，进而极大化效用函数转化为一般的数理问题。这样才能使解决方案既在理论上科学合理又在实际中切实可行。
法律包括民事法律的效力包括形式效力与实质效力。形式效力固然可以采用传统法学研究方法进行判断，法律制度的实质效力则不然。法律制度的实质效力就是对实际运行中的法律的实际效果进行科学评价。法律承担着特定的社会功能，因而需要研究法律的实际运行效果，评价法律制度的优劣，考察客观效果与立法意图之间的吻合程度，立法以及司法所产生的客观效果是否符合“应然”状态的价值要求以及民事法律的社会反响和民众的认可接受程度如何等等。民事法律在影响社会的过程中充满着双向互动，有效的民事法律需要根据其运作的实际效果不断调整自己。任何一部法律的出台都可能会牺牲部分人的利益，必须放在转型期的中国这个大环境下来加以考察，必须放在社会现实中来检验，只有这样才能对法律效果有正确的评价。单纯地依靠传统的法学方法（包括规范分析、逻辑分析、价值分析等方法）只会导致“公说公有理，婆说婆有理”的局面，只有应用计量方法，结合具体数据，给出科学的实证分析，得出相关结论才能令人信服。
民事法律对经济社会的影响研究，是运用计量法学的研究方法，以民事法律为变量，定量分析民事法律对经济发展、社会变迁的影响，揭示民事法律和经济、社会之间的相互作用关系。近年来法金融学的兴起就是很好的例证。Djankov等人用司法质量和合同执行效率、市场进入管制等来研究法律规则对经济、社会的影响；Micco和Pages等人发现法律对雇佣的保护降低了劳动力的流动性；特别是以LLSV组合为代表的法金融学者利用各个样本国家的数据实证分析法律对投资者保护、所有权以及公司治理的影响等，取得了丰硕的成果。
此外，民法学的知识图谱分析亦非常必要。可以对民事法律的变迁进行计量史学分析，通过对文献的搜集整理和对比研究，分析中国民事法学的发展历程，分析中国法学研究的影响因素，甚至分析中国社会意识形态的变迁。比如，分析中国婚姻法30年来的变迁路径，分析影响婚姻法学者进行法学研究的主客观因素，甚至从宏观维度分析经济、社会进步与现代婚姻立法的互动等等；或者通过词频定量分析中国法学研究的热点问题，甚至对中国民事法律进行知识图谱分析。
目前计量方法在法学研究中的运用，大体分为假设检验、回归分析和干预分析三大类，研究者常常根据其所掌握的数据情况结合运用这些具体方法，如R．Grosse、M．M．Frank和UNCTAD等同时使用假设检验和回归分析，C．J．Hardlock等不仅利用假设检验和回归分析，而且在回归分析中还同时借助线性模型和非线性的Logit模型，J．W．Salacuse和N．P．Sullivan横截面数据分析和综列数据分析两者并举，P．S．McCarthy和S．Sridharan等人将ARIMA过程引入回归模型之中，分别用移动平均（MA）过程和自回归移动平均（ARMA）过程表示回归残差，S．Sridharan等人更是回归分析、干预分析和结构时间序列分析三者兼用（参见张晓斌：《法律实施效果的定量评价方法》，《法商研究》2006年第2期）。
运用计量方法在英美法系国家法学、经济学、社会学界已经展现出强大的生命力。当前，囿于我国法学界知识结构的集体单一，法学学者缺乏严格的自然科学训练，基本没有掌握数学研究工具，导致深入的、专业性较强的法学实证研究无法展开，既有的实证研究成果深度不够、观察比较简单，让法学学者觉得不是法学研究，而经济学学者和社会学学者觉得肤浅。但是，不能因为当前民法学的实证研究还处于起步阶段、还不够成熟就加以全盘否认，应该看到民法实证研究特别是计量研究对中国民法学研究的深远意义。每一次方法上的转变都会对社会科学的发展带来深刻影响，计量方法也将给我国传统民法学带来新的冲击。
一．测定品牌知名度
知名度测试就是确认消费者对品牌的熟悉程度。测定可按照以下尺度：
从没听说过 仅听说过知道一点
知道很多
很熟悉
判断标准：回答限于前两项，品牌当前任务是建立知名度
二．测定品牌喜爱度
如果消费者熟悉这一品牌，接下来要判定消费者对品牌喜爱程度。测定可按下列尺度：
很不喜爱 不怎么喜爱 无意见 比较喜爱
很喜爱
判断标准：回答选择前3项，那么企业要弄清消费者不喜欢的原因。
例如调查A、B、C、D四个家电品牌消费者对他们的熟悉程度和喜爱程度，经平均计算，结果如下：
A品牌大多数人熟悉并喜爱；B品牌大多数人不熟悉，但熟悉的人都喜爱；C品牌熟悉的人都持否定态度，好在熟悉的人不多；D品牌情况很不好。
由此可见，它们面临不同的任务：A品牌要维持现有的知名度和喜爱度；B品牌要争取更多人的注意；C品牌要了解消费者对它持否定态度的原因，并努力改进；D品牌面临的困难很大，要改进的地方很多。
三．确定品牌形象内涵
也就是确定消费者对品牌的确切看法，找出喜爱或不喜爱的真正原因。常用的方法是语意差别法，语意差别法就是在两个意义相反的词之间列上尺度，由被调查者选择代表他或她意愿方向或程度的某一点。
调查消费者购买产品时考虑的主要因素，如询问“你购买彩电时，最关心的是什么”，回答“质量”，那么按此划分为两个尺度：产品质量好和产品质量差；回答“服务”，那么按此划分为：服务质量好和服务质量差；等等，再在划分的两极之间分出五或七个尺度，以此作为评价标准。一般说来，有三种类型的尺度：评价尺度（好---坏）、能力尺度（强---弱）、行为尺度（主动---被动），根据这三种标准，可以去掉没有意义且引起被调查者厌烦的尺度，以此作为品牌形象评价的项目。调查用的问卷做法如图：
根据设计尺度，抽样调查消费者对品牌的评价（包括竞争者形象调查），平均调查结果，得出品牌在消费者心中的形象。
四．设计品牌期望形象
制定品牌形象，不能超越企业现有的人力、物力、资源以及市场状况。假设一家电企业希望消费者对它的产品质量 、服务水平、产品科技含量等方面有较高的评价，考虑企业现在的状况，不能达到理想目的，那么企业就应根据实际情况来设计适合的企业形象，而不是不切实际的蛮干。
五．品牌形象改进的检验
对照品牌现有形象和期望形象的差异，改进品牌形象的不足之处。企业在决定改进品牌形象时，是先改进服务水平，还是先改进科技含量，可经由以下问题检验：
1．改进的品牌形象某一方面，对品牌形象的整体贡献是什么？
2．采用什么样的战略，有助于改进品牌形象？
3．成本是多少？
时间：2003-9-18作者：
[摘要]中国股市系统风险占总风险的比重非常高，系统风险非常大。在这种情况下，单就反转策略和惯性策略而言，反转策略成功的可能性比较大，而且期望超常收益非常可观。惯性策略失败的可能性非常大，至少对于不能影响股票价格的投资者而言，惯性策略或“追涨杀跌”是最差的策略。
理论回顾
关于资产定价和市场有效性的大量实证研究发现股票收益存在一定的可预测性，特别是短期价格惯性现象和长期价格反转现象。这些现象构成了反转投资策略和惯性投资策略的实证基础。
反转投资策略是指购买过去2～5年中表现糟糕的股票，并卖出同期表现出色的股票。这种方法每年可获得大约8%的超常收益(DeBondtandThaler,1985)。尽管这个发现已经有十几年的历史，但是这种超常收益的源泉却一直是争论的焦点。有学者认为，这个超常收益可能是幻觉，是方法和度量误差的产物(Merton，1987)；也有学者认为，这个超常收益可能是真实的，但是它是随时间变化的风险的理性补偿(Fama,1991)；然而，越来越多的学者倾向于认同行为金融理论的解释，认为这个超常收益来自于投资者反应过度(DeBondtandThaler,1985)。
与此相反，JegedeeshandTitman(1993)发现了惯性策略的获利性：在3～12月的较短时期中，存在相当程度的股票收益惯性。惯性策略就是购买过去几个月中表现良好的股票，卖出过去几个月中表现糟糕的股票。这与反转策略正好相反。关于惯性策略的大量研究表明：(1)价格惯性策略是有利可图的。(2)这种超常收益与价格对企业收入突变的缓慢调整相关。(3)分析师们的盈利预测是缓慢调整的。这些特点表明市场对信息(特别是公司收入信息)是反应不足的。
传统金融理论把反应过度和反应不足解释为异常现象，Fama(1998)认为，股票价格对信息的反应过度和反应不足是同样普遍的，这与市场有效性假说是一致的：这些异常现象只不过是偶然性结果。但是，这种解释被越来越多的人所怀疑。近年涌现出一些模型，其中包括Barberis,ShieiferandVishny(1998)的模型，Daniel,HirshleiferandSubrahmanyam(1998)的模型和HongandStein(1999)的模型，这些模型从不同的角度整合了关于反应过度和反应不足的理论，这些模型对反应过度和反应不足的解释已经超出了传统金融学的范畴。
1.Barberis，Shleifer和Vishny(1996)模型。假定投资者在进行投资决策时存在两种偏差，其一是代表性偏差(representativebias)或相似性偏差(similaritybias)，即基于近期数据与某种模式(比如股票上升或下降通道)的相似性来预测，过分重视近期数据；其二是保守性偏差(conservatism)，即不能及时根据变化了的情况修正自己的预测。代表性偏差会造成投资者对新信息的反应过度，认为近期股票价格的变化反映了其未来变化的趋势，从而错误地对价格变化进行外推，导致反应过度(overreaction)。保守性偏差会造成投资者对新信息的反应不充分，认为股票收益的变化只是一种暂时现象，未根据收益的变化充分调整对未来收益的预期，当后来的实际收益与先前的预期不符时，投资者才进行调整，导致反应不足。此外，投资者在代表性偏差和保守性偏差之间的状态转移过程遵循贝叶斯法则。上述模型可以很好地解释短期投资收益惯性、长期投资收益反转等现象。
2.Daniel，Hirsheifer和Subramanyam(1998)模型。假定投资者在进行投资决策时存在两种偏差，其一是过度自信(overconfidence)，其二是有偏自我评价(biasedselfattribution)或归因偏差。投资者通常过高地估计了自身的预测能力，低估自己的预测误差；过分相信私人信息，低估公开信息的价值。在DHS模型中，过度自信的投资者是指那些过高地估计私人信息所发出的信号的精度，过低地估计公开信息所发出的信号的精度的投资者。过度自信使私人信号比先验信息具有更高的权重，引起反应过度。当包含噪声的公开信息到来时，价格的无效偏差得到部分矫正。当越来越多的公开信息到来后，反应过度的价格趋于反转。
在DHS模型中，归因偏差是指当事件与投资者的行动一致时，投资者将其归结为自己的高能力；当事件与投资者的行为不一致时，投资者将其归结为外在噪声。即把成功归因于自己英明，把失败归因于外部因素。如一个投资者基于私人信息进行交易，买进股票之后得到好的公开信息，卖出股票之后得到坏的公开信息，在这种情况下，投资者的自信心增加。但是当相反的情形出现时，投资者的自信心并不是同等程度地减少，即把证实自己判断的消息作为信息予以重视，把证伪自己判断的消息作为噪声予以怀疑甚至抛弃。这样，归因偏差一方面导致了短期的惯性和长期的反转，另一方面助长过度自信。
3.HongandStein(1999)模型。假定市场由两种有限理性投资者组成：“消息观测者”和“惯易者”。两种有限理性投资者都只能“处理”所有公开信息中的一个子集。信息观测者基于他们私自观测到的关于未来基本情况的信号来作出预测。他们的局限性是他们不能根据当前和过去价格的信息进行预测。惯易者正好相反，他们可以根据过去价格变化作出预测，但是他们的预测是过去价格的简单函数。除了对两种投资者信息处理能力方面的限制性假设，第三个重要的假设是，私人信息在信息观测者之中逐步扩散。信息在投资者当中逐步扩散，价格在短期内存在反应不足。这种反应不足意味着惯易者可以从“追涨杀跌”中渔利。然而，这种套利企图必然导致长期的价格反应过度。
4.Barberis，HuangandSantos(1999)模型。上面三个模型假设投资者在作出预测时要么是非理性的，要么只能利用所有可行信息的子集。投资者所出现的偏差基本可以归纳为一类，即直觉偏差(heuristicbias)。heuristic的字典定义是人们自行解决问题的过程，通常采用试错的方法。试错的方法通常导致人们形成一些经验规则，但是，这个过程常常导致其他错误。行为心理学的一个巨大贡献是识别出这些经验规则的原理以及与它们联系的系统性错误。这些经验规则自身被称为直觉。投资者在投资决策中不仅存在直觉偏差，而且存在框架依赖偏差(framedependencebias)。后者正是BHS模型的基本假设。它从传统的基于消费的模型出发，结合了行为心理学关于框架依赖的研究成果：KahnemanandTversky(1979)提出的“前景理论(prospecttheory)”以及ThalerandJohnson(1990)提出的“前期结果影响(influenceofprioroutcomes)”理论。前景理论指投资者的效应不仅决定于财富水平，而且决定于财富变化，财富损失给投资者带来的痛苦比等量财富盈利给投资者带来的幸福大(约为2.25倍)。前期结果影响是指投资的前期结果对风险选择具有的影响。投资者从损失或盈利中获得的效用依赖于前期结果。例如，前期盈利可以缓冲后期损失造成的痛苦。这个模型非常贴切地解释了过度波动(反应过度和反应不足)以及“股权之迷”。
本文采用1993～2000年间深沪两市数据分析研究了短期和长期交易策略的可行性。这一研究的意义在于：(1)现有关于反转策略和惯性策略的多数研究是关于发达市场的，关于中国市场的研究比较少，而且不是全样本研究。(2)金融实证研究经常面临“数据挖掘(datamining)”的质疑。这里的数据挖掘指的是从一组数据中得出既无理论意义又不能简单推广的规律或结论。对中国市场进行类似研究可以进一步证实或证伪有关理论和假说。(3)这一研究显然对投资者特别是机构投资者制定投资策略具有借鉴意义。
下面详细描述这两种投资策略，给出主要实证结果，并提供相应的检验结果。
数据和方法
我们的数据来自嘉实基金管理公司。它包括了最近3年的所有股票的交易数据和复权信息。本文作者计算了复权数据。本文研究的时间区间为1993～2000年。样本包括了1993年之前上市的全部A股。由于至今中国没有出现A股摘牌现象，所以我们的样本在时间序列方向是长度相等的，在横截面方向是数目相同的。
DeBondt-Thaler的研究方法如下：(1)将一段时间分成组合形成期和检验期。(2)在组合形成期，首先求个股超常收益率、累积超常收益率，然后按超常收益率将股票分成赢者组合和输者组合，计算赢者组合和输者组合在组合形成期的累积平均超常收益率。(3)计算赢者组合和输者组合在检验期的平均超常收益率、累积平均超常收益率。(4)累积平均超常收益率分析。
Jegadeesh-Titman的研究方法与DeBondt-Thaler的方法类似。主要区别有二：(1)Jegadeesh-Titman的研究方法的组合形成期和检验期的长度相对较短；(2)Jegadeesh-Titman采用了重叠的抽样方法，即组合形成期出现重叠，这样做的好处在于可以扩大样本容量，增加统计检验的势。缺点是导致抽样出现自相关性。而DeBondt-Thaler采用了非重叠的抽样方法。
我们在此基础上进行了简化，研究方法如下：(1)将一段时间分成排序期(相当于组合形成期)、检验期。(2)在每一个排序期中，首先计算个股的累计超常收益率，并进行排序，确定赢者组合和输者组合。(3)在相应的检验期中，计算赢者组合和输者组合的累积平均超常收益率。(4)累积平均超常收益率分析。考虑到中国股票市场历史较短，对于惯性策略，本文的抽样方法是非重叠的，即组合形成期非重叠；而对于反转策略，抽样方法是重叠的。
累计超常收益CAR的计算方法：首先采用对数差分方法计算股票和市场收益率。然后，对于股票j和月份t，从总收益Rjt中减去市场收益Rmt得到超常收益ARjt。市场收益采用上证指数收益。最后，计算股票j在n个月中的累计超常收益CARjn，它是股票j在n个月中超常收益的简单加总。
在排序期中，我们采用初始几个月的累计超常收益来对股票进行排序。最高的5、10、20只股票被赋予赢者组合；最低的5、10、20只股票被赋予输者组合。然后计算赢者组合和输者组合中所有股票的平均累计超常收益CARn。最后，计算赢者组合和输者组合的随后检验期的累计超常收益。
为了判断短期惯性策略的表现，我们买入过去赢者并卖出过去输者。按照这种构造，投资组合是零投资套利组合。排序期长度分别取值1、3、6、9、12个月，但在每种情况中，检验期长度取值为1、3、6、9、12个月。这样，我们就形成了25种投资策略，每种策略用数对(排序期、检验期)来代表。排序期的起点分别为月初、季度初、半年初、季度初、年初。这样避免了排序期重叠，从而保证了样本观测值的独立性。于是，我们得到了排序期为3个月的24个赢者和输者组合，排序期为6个月的12个赢者和输者组合，排序期为9个月的9个赢者和输者组合，排序期为12个月的6个赢者和输者组合。
为了检验长期反转策略的表现，我们研究了如下套利组合：买入过去输者并卖出过去赢者。从1996年到1998年，我们构造了基于1、2、3年排序期的赢者和输者组合。对于每个组合，随后的5年是检验期。
实证结果
我们首先讨论惯性策略和反转策略的实证结果，再进行结果评论和附加稳健性检验，最后简单评述一下投资策略有可能成功或不成功的原因。
一、惯性策略
表1总结了主要结果。其中，排序期分别取值为1、3、6、9、12月。它们没有重叠；检验期分别取值为1、3、6、9、12月。检验了每种惯性策略的多个独立的重复组合。例如，对于3月排序期，有24个独立组合。表2给出了累计超常收益。
惯性策略的实证结果总体上表现出如下特点：
1.与我们的期望相反，赢者和输者组合都没有表现出相应的收益惯性，而表现出一定程度的反转。一方面，排序期为1、3、6个月的惯性策略组合(赢者组合～输者组合，10W～10L)在其后各检验期内的累计平均超常收益均为负值(图表略)。另一方面，排序期为9、12个月的惯性策略组合随着检验期增加，累计平均超常收益逐步降低(图表略)，统计量显著性不断提高。例如，策略(12，12)的累计平均超常收益为－11.83%。即如果排序期变长，惯性策略组合的表现更糟糕。
2.多数统计量显著性不高。我们认为原因在于：(1)中国股票市场系统风险在总风险中所占比重过高，纽约证券交易所系统风险占1/4左右，非系统风险占3/4左右；上海证券交易所的投资风险结构与此“倒置”，系统风险占2/3，非系统风险占1/3左右(波涛，1998)。结果股票价格普遍存在“齐涨共跌”现象，单个股票收益与市场收益难以出现分化，导致大多数股票的超常收益率比较小。(2)股票市场总风险过大，波动性过高，通过对1885～1993年道·琼斯工业指数和1992～1998年7月上证指数单日跌幅超过7%的次数统计比较看到，在超过100年的时间里，道·琼斯工业指数单日跌幅超过7%的日期只有15次，而上证指数6年之内就有23次。美国股票市场典型股票的年波动率(volatility)为20%左右(Hull,1997)，而中国股票市场典型股票的年波动率为60%左右。这些无疑导致股票(超常)收益的标准差太大，从而t统计量不显著。(3)深沪两地市场早期走势的联动性不高，采用上证指数不能完全代表整个市场指数。
尽管多数统计量在统计上不显著，但是，多种惯性策略中赢者组合和输者组合在检验期中的均值高度一致地表现出反转特征。因此，我们可以相对比较安全地认为，惯性策略不仅是无利可图的，而且是赔钱的。这个结论至少对于无力影响市场价格的中小投资者是正确的。
二、反转策略
反转策略的实证结果总结在表2中，总体上表现出如下特点：
1、与我们的期望相同，赢者和输者组合都表现出相当程度的反转。正如在表2中显示的，反转策略投资者购买过去1、2、3年的输者并卖出同期赢者。包含20个股票的策略组合在2年检验期内分别获得平均34.77%、43.58%和29.68%的超常收益，在3年检验期内分别获得平均38.23%、39.79%和27.51%的超常收益。这个收益主要由过去输者决定，过去赢者基本上与市场表现相当。
2.统计显著性比惯性策略具有明显提高。多数统计量在10%置信水平上是显著的，个别统计量不显著的原因与惯性策略相类似，这里不再赘述。由于我们的样本检验期发生了重叠，在表2中的t-统计量是经过序列相关和异方差性调整的(NeweyandWest,1987)。反转策略组合超常收益的t-统计量基本显著的。
3.反转策略的超常收益远远大于DeBondtandThaler(1985)所发现的。比如，排序期为1、2、3年的反转策略在其后两年中年超常收益分别为20%、20%和15%(图表略)，这些超常收益远远大于DeBondtandThaler(1985)所发现的约8%的年超常收益。
综上所述，多种反转策略中赢者组合和输者组合在检验期中的均值高度一致地表现出反转特征。因此，我们认为，反转策略是有利可图的。
上面我们分析了造成惯性策略和反转策略实证结果的部分统计量不显著的主要原因有：一是系统风险所占比例高；二是股市总风险大，波动性高。那么，在这两个原因背后的原因是什么呢？我们认为：
1.股票市场噪声交易者太多。中国股市投资者队伍素质偏低，他们不仅得不到信息(大多数只能得到噪声)，而且即便得到信息，他们多数也不具备应有的分析能力。这注定中国股市存在大量噪声交易者。尽管换手率中包括股票大户对敲操纵股市的交易量所占份额，但是它基本上可以反应出噪声交易者所占的比例。20世纪90年代美国纽约交易所的年平均换手率约在20%～50%之间，即股票2－5年转手一次。这就是说，绝大部分人是持有两年以上的投资者。即使到了格林斯潘所谓出现了“非理性狂躁(irrationalexuberance)”的1999年，也只有77%。经济学家开始认为美国股市存在过度交易(overtrade)，其中部分交易是噪声交易。而1998、1999、2000年我国沪深股市流通股的年平均换手率分别是395%、388%、477%(先计算“月成交金额/月末流通市值”再进行汇总，数据来自中国证监会网站)，即上市流通的每一只股票平均每年要转手5次以上，停留在每位持股人手中的平均时间不超过两个半月。如果说美国股市77%的年换手率中已经隐含了噪声交易的话，那么中国股市近400%的年换手率中至少有300%归因于噪声交易。首先，噪声交易者的“从众行为(herdbehavior)”导致股票市场系统风险所占比例太高，同时导致总风险太大(DeLong,B.,A.Shleifer,L.Summers,andR.Waldmann.1990a,b;1991)。其次，投资者频繁换手股票本身就是一种“反应过度”。
2.个别机构投资者和股票大户操纵股市。大户制造波动性从中渔利，这已经是不争的事实。
3.中国股市表现出的“博弈”特征。“补涨”是一个被投资者普遍认同的概念：如果在一次行情中，某些股票没有上涨，那么它们就具有“补涨”的潜力。没涨的要无条件补涨，没跌的要无条件补跌，这样造成股市“齐涨共跌”的局面。“补涨”现象其实是一种脱离了基本价值的交易现象，具有一定的“博弈”特征。
结论
综上所述，我们得到如下结论：
一、惯性策略和反转策略的研究都表现出收益反转特征，在这个意义上可以说中国股市只存在反应过度现象，不存在反应不足现象。这一结论至少对于排序期大于一个月的策略是成立的。
【关键词】消费函数；消费性支出；可支配收入；预防性储蓄；流动性约束
凯恩斯（Keynes，1936）在《就业、利息和货币通论》中提出了“消费函数”的概念。认为收入和消费之间存在函数关系，在他看来，“无论从先验的人性看，或从经验中之具体事实看，所得之绝对量愈大，则所得与消费之差距亦愈大。一般而论，实际所得增加，则储蓄在所得中所占的比例增加”。该理论就是凯恩斯著名的“边际消费倾向递减规律”。消费变动同收入变动始终保持着函数的关系，称为消费函数。
一、凯恩斯消费函数
假设在决定居民消费的众多因素中，除收入外，其他因素都保持不变。凯恩斯用C=C（y）来表示消费和收入之间的关系，其中C是消费支出，y是收入水平。边际消费倾向MPC=c/y，平均消费倾向APC=c/y。如果消费支出和收入水平间存在着线性关系，则边际消费趋向为一常数，可以线性化地表示为：Ct=a+bYt，其中Yt表示第t期的可支配收入，Ct表示第t期的消费性支出，系数b表示边际消费倾向（MPC），和增加一单位的收入所引起的消费增加部分，系数a表示自发消费，消费函数表示自发消费与收入的引致消费之和。
二、凯恩斯消费函数实证检验
（一）模型构建
本文根据凯恩斯绝对收入假说消费理论，建立以下消费函数模型：Yi=β1+β2Xiμi。其中β1和β2为总体回归函数中的系数，μi为总体扰动项。本文首先根据1980至2012年内蒙古城镇居民人均年消费性支出和人均年可支配收入的数据做散点图，从而检验两个变量间是否存在相关关系。通过检验可以发现：人均年消费性支出和人均年可支配收入两个变量间相互关系的散点图上的点接近于一条直线，这说明两个变量间是存在线性相关的关系的。
（二）实证分析和模型求解
本文根据凯恩斯消费函数的指标，选取了内蒙古城镇居民1980至2012年人均年消费性支出（Yi）和人均年可支配收入（Xi）共计33年的数据（单位：元）。这些数据摘自统计局编著的《辉煌的五十年》和《奋斗的内蒙古》，其余原始数据分别摘自历年《内蒙古统计年鉴》。
本文数据的处理使用Excel 2007，样本数据的实证分析使用Eviews 5.0软件工具。采用最小二乘法（OLS）对样本数据进行回归，回归估计的主要结果回归估计参数β=0.762307，表明内蒙古城镇居民人均年可支配收入如果每增减变动1元，那么城镇居民人均年消费支出就相应地增减变动0.762307元。这与凯恩斯消费函数中边际消费倾向的经济学意义相符。可决系数调整后R方为0.9983，表明找整体上所构建的模型对样本数据的拟合程度较高，也就是说解释变量“城镇居民人均年可支配收入”对被解释变量“城镇居民人均年消费支出”的绝大部分做出了解释，该估计模型也通过了T检验。
（三）异方差性的检验和修正
根据上述最小二乘法（OLS）的回归结果进行异方差检验，由White检验可知，Obs*R-squared=18.83061>x■■（2）
5.99147，因此拒绝原假设，但不拒绝备择假设，即该模型存在异方差，需要进行异方差的修正。
本文运用了加权最小二乘法（WLS）进行异方差修正。分别运用权数w1=1/X，w2=1/X∧2，w3=1/spr（X），模型经过这三种权数进行修正后的效果如下表1所示。
表1 三种权数修正结果
由于W3的调整后R方值（拟合程度）比W1的调整后R方值要好很多，同时W3的F值也要比W1的F值高很多，综合考虑，本文选择采用较优的W3做权数修正后的结果。
通过运用加权最小二乘法（WLS）而进行异方差的修正后，Obs*R方值=2.099138
（四）自相关的检验和修正
本文对于异方差修正后的回归结果，进行了自相关性的检验。Durbin-Watson stat=0.76089。对于样本量为33，一个解释变量的模型，5%的显著性水平，由查DW统计表可知，dL=1.383，dU=1.508。此时模型的DW=0.76089，正好落在0到dL=1.383之间的正自相关的区域，拒绝H0：p=0，即本例存在自相关。为解决模型的自相关问题，我们对X进行滞后一期处理，消除了自相关对本模型的影响。具体结果见下表2。
表2 修正自相关滞后一期结果
（五）回归方程与实证结论
由表4异方差修正后估计结果可得回归方程为：Yi=
20.83403+0.776226Xi；Se=（113.7098）（0.015839）；t=（0.183221）（49.00804）。调整后R方=0.998895，F=13108.54，df=31，DW=1.54816均达到理想水平。
本文根据城镇居民近33年的人均年消费支出和可支配收入进行了回归分析，得出如下结论：解释变量“城镇居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”的99.88%以上的差异做出解释；通过t检验，本文认为解释变量“城市居民人均可支配收入”对被解释变量“城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%）。从而证实了凯恩斯消费函数在经济社会中的有效性和实用性。
三、政策建议
（一）增加城镇居民纯收入
根据本文得出的实证结论：“城市居民人均可支配收入”对 “城市居民人均年消费支出”有着显著的影响（置信度为95%），这说明了内蒙古城镇居民的人均年消费支出和可支配收入直接相关。所以要想提高居民的消费水平，首先要想方设法提高居民的可支配收入。只有经济水平提高了，才有可能提高消费水平。提高城镇居民可支配收入，可以通过大力发展特色、绿色生态产业战略，保证内蒙古经济的可持续发展，提高城镇居民的可持续收入。由粗放、传统和封闭型的经济模式向集约、现代、开放型的经济模式转变，从而逐步走向产业化发展的道路。
（二）完善社会保障制度
我国社会保障建设力度的加强对提高居民未来收入，增强居民对消费的信心有着举足轻重的作用。我国用于公共医疗的政府开支，在财政开支中的比例比其他国家低很多，尽管实行全民医疗尚不现实，但可以实行政府主导下的公益保险制度，即由政府出面并根据不同的收入水平对不同的阶层给予财政补贴，再加上企业和个人的出资来购买医疗保险。还要利用保险制度，完善医疗保障。
（三）发展诚信消费信贷
通过发展消费信贷的方式可把中低收入阶层居民未来收入变现为即期收入，从而提高居民即期的消费水平。居民可借助消费信贷这一手段购房、买车和旅游等，这不仅有助于消费结构的改善，更有助于消费层次的升级。发展消费信贷要从两方面入手，一方面从发展金融市场，提高金融服务质量等方面入手，改善贷款条件苛刻、贷款利率较高，降低消费信贷的门槛，完善个人信用积累制度，为居民提供跨期消费的客观条件。另一方面，要转变量入为出的消费历年，鼓励跨期消费，不断完善社会保障制度，从而使居民有跨期消费的愿望和能力。
参 考 文 献
[1]马克思，恩格斯.《马克思恩格斯全集》第1卷.人民出版社，1972
[2]汪浩瀚.《微观基础、不确定性与西方宏观消费理论的拓展》.经济评论.2012（2）
基于棉花产业安全指标体系，首先对影响棉花产业安全发展的因素进行了理论分析；选取2000年―2013年我国棉花产业发展状况的相关数据，采用SPSS Statistics17.0分析软件，运用因子分析方法，分析了我国棉花产业安全的影响因素。研究结果表明，基本安全因子对棉花产业安全影响较大，对外安全因子影响相对较小，并据此对提高我国棉花产业安全提出一些建议。
关键词：棉花产业；因子分析；安全因素
1 引言
我国加入WTO以来，各界对棉花产业安全问题保持高度的关注，现有的研究主要从以下两个角度入手：（1）对棉花产业安全指标的划分与界定。杜珉（2003）指出将国内每年棉花的库存消费比作为检测棉花安全的首选指标[1]；龚文龙（2007）借助麦克尔・波特的“钻石模型”对棉花产业的竞争力模型进行综合分析，将影响棉花产业安全的因素概括为产业宏观经济环境指标、产业宏观政策环境指标、产业国际竞争力指标、产业对外依存度指标四个部分[2]；刘志雄（2013）建立了一套对棉花产业安全界定和评价的指标体系，评估了我国棉花产业安全状况，结果表明我国棉花安全水平总体上相对较低，且明显呈下降趋势[3]。（2）进口与棉花安全的关系。宋聚国、刘艺卓（2010）总结了棉花产业安全的指标体系，分析了进口对棉花安全的影响，对棉花贸易发展提出了一些建议[4]。
目前还没有学者对棉花安全体系进行总体概况评估，关于这方面的实证分析也较少。本文运用相关数据，整合了一套符合我国现阶段国情的评价指标体系，对我国棉花产业安全进行实证分析，提出一些促进我国棉花产业健康发展的对策。
2 棉花产业安全指标体系构建
棉花产业安全是指一国棉花在确保所有人需求的条件下，进出口量达到均衡的状态。本文参考刘志雄等人分析总结，整理出一套我国棉花产业安全的评价体系及评价指标。
2.1 棉花产业可获得能力
产业可获得能力是指一个产业自身可获得资源发展的能力，是一个产业最基本的能力，一个国家自身产业的可获得能力来源于生产和库存。因此本文运用棉花自给率以及棉花库存消费比这两个指标来衡量可获得能力。这两个指标可以衡量一个国家政府控制市场的能力以及保障产业安全的能力。
2.2 棉花产业竞争力
产业竞争力一般是指从市场竞争力、绩效竞争力以及规模竞争力等方面进行评估。因为相关数据有限，本文拟用市场竞争力来代表棉花产业的竞争力。参考前人的研究结果，本文采用显示性比较优势（RAC）和贸易竞争力指数这两个指标。所谓显示性比较优势指数是指一个国家某种商品出口额占其出口总值的份额与世界出口总额中该类商品出口额所占份额的比率。它是衡量一国某产业在国际市场上最具有说服力的指标。它能够定量地描述一个国家内各个产业相对于出口的状况。通过显示性比较优势指数可判定某一产业是否更具出口竞争能力，从而揭示一国在国际贸易中的比较优势。用公式表示为：RCAij =（Xij / Xtj）÷（XiW / XtW ）（其中，Xij表示国家j出口产品i的出口值，Xtj表示国家j的总出口值；XiW表示世界出口产品i的出口值，XtW表示世界总出口值）[5]。
贸易竞争力指数是指一国某产业进出口差额占进出口总额的比例。用公式表示为：贸易竞争力指数=（X1-M1）/（X-M）（其中，X1表示一国出口产品1的总出口值，M1表示一国进口1商品的总进口值，X表示一国商品总的出口值，M表示一国商品总进口值）。一般认为，贸易竞争力指数大于0就表示该产业具有贸易竞争能力。
2.3 棉花市场控制能力
市场控制能力是指在市场开放的条件下，本国资本在国际市场上对某一产业的控制能力。若某一产业对国际市场依赖较大，则认为此产业市场控制能力不强。本文采用进出口消费比、进口依存度和出口依存度三个指标来衡量。其中进出口消费比是指一国某产品进出口的差额与消费量的比例。
2.4 棉花市场的成长发展能力
市场的成长发展能力是反映某一产业的潜在发展能力。市场的成长发展能力受到很多因素的影响，本文采用棉花的生产成本变化来衡量，某一产业的生产成本越低，农业科技水平越高，这一产业的市场发展状况越好。
3 实证分析
对照上面列出的指标体系，选取2000年―2013年我国棉花产业发展状况的相关数据，计算所得的2000年―2013年我国棉花产业安全相应指标的数据见表1。
（数据来源：原始数据来自中国统计年鉴、中国海关统计年鉴、中国棉花统计年鉴，以及美国农业部网站、UN Comtrade、http：/// 等网站，最终结果运用相关数据整理计算得到）
本文按照因子分析法的步骤，运用SPSS Statistics17.0统计分析软件[6]。因子分析前对数据进行适应性检测，主要参考KMO的值，一般认为大于0.5即可接受。其中KMO的值为0.635，Bartlett球体检验结果显著（p=0.000）。还可参考相关系数值判定，一般认为分析变量的相关系数值多数大于0.3，则适合做因子分析。从表2中可以看出相关系数大多数都大于0.3。综上判定可以做因子分析。
采用主成分分析法对影响我国棉花产业安全的各变量进行因子分析，并选择方差最大正交旋转法进行因子旋转，得到如表3所示的反映各变量相关程度的因子载荷系数。根据因子载荷矩阵，在所有的公因子中，选取对上述7个指标变量的贡献率最大的公因子，即7个指标变量在该公因子上的载荷的总和最大，作为第一主因子，次之作为第二主因子。根据前面的研究，分别将这两个公因子命名为“基本安全因子”和“对外安全因子”。 由于这两个主因子的累计贡献率之和已达到76.799%，说明这两个主因子基本包含了这7个指标的信息。因此可以用这两个公因子代替原来的7个变量来解释影响我国棉花产业安全发展的因素。
表3中的数据表明：我国棉花产业安全的基本安全因子主要由自给率、进出口消费比、进口依存度、出口依存度和生产成本变化率所决定，其中主要取决于进出口消费比和进口依存度，也就是说进出口消费比越高，棉花基本安全状况越好。对外安全因子主要由库存消费比和贸易竞争力指数所决定，其中库存消费比是影响对外安全的重要因素，库存消费比越高，棉花对外安全程度越高。
4 结论与建议
本文选取2000年―2013年我国棉花发展状况的相关数据，采用SPSS Statistics17.0分析软件，运用因子分析方法，分析了影响我国棉花产业安全的因素。可以得出以下结论：（1）影响我国棉花安全的主要有基本安全因子和对外安全因子，对棉花安全状况的方差贡献率分别为56.975和19.824。由此可知，基本安全因子对我国棉花安全的影响力较大，对外安全因子的影响能力较弱。（2）影响棉花安全的基本安全因子中，自给率、进出口消费比以及进口依存度的影响相对于其他变量较大。
因此，加强基本安全因子的影响对我国棉花产业安全发展有较大的促进作用，主要是提高棉花产业的可获得能力以及市场控制力。具体应采取以下措施：（1）国家应该出台相关扶持政策，发挥我国棉花生产的区域优势，保障宜棉地区棉花的种植面积，开发内陆旱地、滨海盐碱地种植棉花，提高棉花自给率；（2）加强棉花产业链条间的密切联系，合理控制棉花的进出口消费比以及进出口依存度，增强棉花市场控制力；（3）充分拓展消费市场，促进棉花产业快速成长；（4）借鉴我国政府对粮食产业的政策以及投入机制，优化棉花产业的市场发展环境。
参考文献：
[1] 杜珉. 我国棉花安全指标的实证分析 [J]. 中国棉麻流通经济，2003（7）：15.
[2] 龚文龙. 中国棉花产业安全评价指标体系研究[J].科技创新导报，2007，（31）：216-217.
[3] 刘志雄. 开放条件下中国棉花安全状况评估[J]. 国际贸易问题，2013，（2）：28-37.
[4] 宋聚国，刘艺卓.进口对我国棉花产业的影响分析[J]. 农业技术经济，2010，（5）：91-97.
[5] 迈克尔・波特.国家竞争优势[M]. 北京：中信出版社，2012.
随着改革开放的不断深入和大型百货店的逐渐衰退,武汉地区商业在快速发展的同时,不断涌现出一些新的商业形态如：购物中心、量贩店、便民店、仓储式商店、专卖店等，它们的产生和发展为武汉的经济活跃腾飞做出了巨大的贡献。
近年来国内外出现全新零售业态--shopping mall已经显出它无与伦比的优势。武汉经济环境优良，政策环境开放，人文环境充足，地理环境优越，居民消费水平较高，市民消费者的消费理念正朝着国际大都市的方向迈进。
武汉中南商业集团与湖北团结集团合资建立武汉第一家大型购物中心,该购物中心将以全新的理念、全新的机制营运操作,实施其大集团的发展战略，为武汉消费者提供一流的购物环境和休闲场所。
本论文将从大环境来分析武汉发展shopping mall的必要性和可能性，并以团结shopping mall为例，从历史地理环境、经济政策环境、人文环境、竞争区位理论、商圈理论等角度全面认真地分析它的投资可行性。
第一部分主要论述SHOPPING MALL的产生、定义、特点、分类、现状及未来发展趋势。
第二部分主要对中国SHOPPING MALL个案进行分析，以赛特、广州天河城为例，分析它们的成功和失败的原因，并结合国内外的具体事例总结出成功发展SHOPPING MALL的应该具备条件。
第三部分针对武汉的大环境进行论述分析，得出武汉已基本具备发展SHOPPING MALL的硬件和软件条件。
第四部分主要就以湖北团结SHOPPING MALL为例进行实证分析。运用区位理论、商圈理论等进行分析。
第五部分就预测购物中心的未来发展趋势,并对团结SHOPPING MALL未来存在的风险进行分析。
关键词: 区位理论 购物中心 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
关键词：证券业；适度规模；规模经济
中图分类号：F830.91 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2015）13-0124-03
一、背景及意义
证券业是金融行业的重要组成部分之一，是国民经济的“晴雨表”。证券公司的健康发展关系着社会资源的优化配置和证券市场的健康发展。但是，我国证券公司面对加入WTO后国际同行的严峻挑战，2013年，我国所有券商的总资产为2.08万亿元人民币，而国外，最大的证券公司高盛公司总资产折合人民币超过4万亿，中国券商总资产不及高盛1/2。面临激烈的竞争环境，如何实现规模经济已成为所有券商面对的重要课题。
根据相关文献对企业规模经济的研究，企业存在着一个最适度规模，在适度规模上厂商获得了扩大规模带来的效率增加的全部好处，又避免了继续扩大规模带来的效率下降所造成的损失。对于金融行业，关于银行业的规模经济的文献已经有很多，而关于证券业规模经济的研究还比较少，所以证券业适度规模研究具有理论意义。
二、证券业的适度规模理论分析
（一）规模经济的基本概念及内容
规模经济是指当生产或经销单一产品的经营单位因规模扩大而减少了生产或销售的单位成本时而导致的经济。证券业的规模经济表现为由于融资规模扩大，单位融资成本下降导致绩效提升而产生的经济。当证券公司规模扩张到一定程度后，也会出现规模不经济的现象，证券公司的规模不经济一般表现为资产质量差、业务萎缩、赢利能力弱以及效率低下。
（二）金融企业适度规模确定方法
综合文献资料，确定企业适度规模的主要方法有量本利比较法和适者生存法和DEA法，下面对这种方法进行简单介绍。
1.适者生存法
由美国著名经济学家乔治・J.施蒂格勒所首创，其基本假设就是，不同规模企业的竞争会筛选出效率较高的企业。利用生存技术来测定最佳金融企业规模的过程如下：先把金融企业按规模分类，然后计算各时期各规模等级的金融企业在产业中所占比重。如果某一等级的金融企业所占的市场份额下降了，说明该规模效率较低。市场份额上升，则说明该规模的效率较高，可作为金融企业的适度规模。
2.DEA分析法
DEA是处理多个输入和多个输出的多目标决策问题的方法。其基本思路是把每一个被评价单位作为一个DMU（决策单元），再由众多DMU 构成被评价群体，通过对投人和产出比率的综合分析，以DMU的各个投入和产出指标的权重为变量进行评价运算，确定“有效生产前沿面”，并根据各DMU与有效生产前沿面的距离状况，确定各DMU是否DEA有效，同时还可用投影方法指出非DEA有效或弱DEA有效DMU的原因及应改进的方向和程度。C2R模型是DEA的基本模型。
三、证券业适度规模实证分析
下面我们在前面论述的基础上，分别用适者生存法、量本利分析法、DEA分析法对我国的证券业适度规模进行实证分析。
（一）适者生存法的实证分析
1.样本选择和数据来源
本文选定了净资本、总资产和总收入三个指标进行聚类分析，选出36家具有代表性的证券公司（如下页表1所示）。 用各个证券公司营业收入占整个证券行业营业收入的比例来衡量市场份额，再将大、中、小型证券公司每个年份的平均市场份额分别计算出来，根据市场份额分析各个规模的效率。
2.实证结果及分析
实证结果（如表2所示）：大型证券公司市场份额基本呈现下降趋势，故存在规模报酬递减；中型证券公司市场份额基本呈现稳中渐升趋势，故存在规模报酬不变或递增；小型证券公司市场份额基本呈现上升趋势，故存在规模报酬递增。因此得到中型证券公司、小型证券公司存在最适规模。
（二）DEA分析法
1.指标体系建立和数据来源
使用DEA 方法对我国信托公司进行评价，是将每个证券公司当作一个决策单元（DMU），而评价所采用的指标体系包含投入指标和产出指标。本文选择投入指标：营业成本、总资产、所有者权益、应付职工薪酬作为投入指标，证券公司完成的营业收入和净利润作为产出指标。以我国18家上市证券公司作为样本，其中证券公司包括大、中、小型证券公司，从国泰安数据库整理得到2011―2013年的数据。
2.评价结果
采用澳大利亚新英格兰大学Tim Coelli编写的DEAP2.1（DEA）程序对数据进行处理，得到DEA评价结果（见下页表3）。
3.评价结果的分析
2011年，证券公司无论大、中、小型规模总体规模报酬收益递增，说明都处于规模经济中，还没有达到适度规模的临界点。
2012年，各类型的证券公司规模报酬仍以递增为主，但具体来看各类型规模报酬不变的证券公司与前一年相比增加了，具体原因与2012年证券市场的冷淡，承销业务减少，使得许多公司收入减少有关。
2013年，大型证券公司以规模报酬递减的为主，中型证券公司以规模报酬不变和递增为主，小型证券公司以规模报酬递增为主，说明在目前的政策和市场环境下，证券公司业务没有进一步扩展优化时，证券公司的适度规模在3 000～8 000亿元之间。
四、结论及建议
规模在一定程度影响证券公司的绩效，原因主要是规模大，可用资金多：（1）可用于自营业务的资本就大，利润大；（2）可经营业务多，多种收入；（3）可用于引进更多人才和技术进行成本和风险控制，长时间形成的经验更丰富，技术具有规模效应，从而使得公司具有规模效应；（4）规模大，容易获得认可，吸引更多客户，另一方面在地域上占领更大的市场。
结合理论分析和上述方法的实证分析，笔者认为，中型偏大的规模，最适合证券公司，可谓其适度规模。本文建议应支持和扶持中小规模证券公司发展，鼓励其业务创新，经营多元化；支持中小型证券公司并购重组。
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【文章论文摘要】 本文从上海与马来西亚贸易发展的现状入手，通过使用双边贸易结合度、贸易竞争力指数和产业内贸易指数等进行实证分析论证，从而得出双边贸易正从基于外生比较优势的产业间贸易走向基于内生比较优势的产业内贸易形成互补性分工的结论。最后，提出了上海如何把握中国-东盟自由贸易区建设机遇，扩大与马来西亚间双边贸易相应的对策。
【关键词】上海与马来西亚贸易；贸易结合度；贸易竞争力指数；产业内贸易指数
中国东盟自由贸易区的建立,为中国同东盟各国的贸易发展创造了条件。而随着中国和马来西亚友好关系的深入发展、人员往来的增加和两国经济的高速增长，中马两国经贸合作也获得了快速发展。中马两国自1975年5月31日建交以来，双边贸易额逐年递增，特别是自90年代以来增长迅速，从1990年的11.76亿美元增长到2007年的464.39亿美元，增长了39倍多。在中马双边贸易总额中，上海与马来西亚的贸易额所占的比重将近20%.因此，研究上海和马来西亚的贸易现状对扩大两国的贸易，加强中国-东盟自由贸易区建设十分重要。
一， 上海与马来西亚贸易的发展
近年来，上海与马来西亚的经贸合作发展迅猛，双边贸易额已从1998年的2.79亿美元，猛增至2007年的77.87亿美元，增长接近28倍。自1998年到2007年(见表1)，上海与马来西亚贸易额年均增长39.5%，比同期中国与马来西亚贸易总额和上海外贸总额的年均增长率分别快15%、16.7%。其中，上海对马来西亚出口额年均增长38.24%，自马来西亚进口额年均增长40.27%。2007年上海与马来西亚双边贸易额为77.87亿美元，同比增长11.82%。上海对马来西亚出口额为28.03亿美元，同比增长22.08%，上海自马来西亚进口额为49.84亿美元，同比增长6.75%。贸易逆差21.81亿美元，比上年规模有所缩小。双方交换的主要商品实现了由初级产品向工业制成品的转变，机电、音像设备和化工产品在双边贸易中比重越来越大。1990年，上海出口东盟的主要是农、副、轻、纺产品，从马来西亚进口的主要是石油化工、粮油土畜产品。近年来，上海对马来西亚出口、进口的机电和音像设备及其零件产品大幅增长，2007年分别达21.26和41.28亿美元，同比增长31.32%和12.45%，分别占上海对马来西亚出口、进口的75.85%和82.83%。双边贸易的化学工业产品也逐步扩大，2007年出口、进口额分别为11.99和16.25亿美元，同比增长49.32%、减少12.87%。
同时，上海与马来西亚贸易依存关系日益增强，上海市与马来西亚贸易额占上海市与东盟贸易额、上海贸易总额和中国对马来西亚贸易额的比重分别由1998年的12.02%、0.89%、6.54%上升为2007年的23.28%、2.75%和16.76% 。
表1 上海市与马来西亚贸易情况
年份 上海市对马来西亚贸易情况 上海市与马来西亚贸易额占上海市与东盟贸易额的比重（%） 上海市与马来西亚贸易额占上海市贸易额比重（%） 上海市与马来西亚贸易额占中国对马来西亚贸易额比重（%） 进出口总额(亿美元) 增长率（%） 进出口差额 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)所有保险合同必须是同一个投保人和同一被保险人根据保险合同的解释原则中的文字解释原则可知，重复保险的定义已经隐含了这样一个事实:构成重复保险必须要求所有保险合同必须为同一投保人，否则就不能构成重复保险。当然在投保人相同的情况下还必须要求所有保险合同中的被保险人也必须为同一个人，否则也不能形成重复保险。比如夫妻双方分别以投保人的身份以夫妻共有财产—私家车为保险标的向两个不同的保险公司购买了机动车辆损失险，指定的被保险人为夫妻对方，这样的两份保险就不能构成重复保险。
(二)所有保险合同必须是同一保险标的上的同一保险利益投保人与数家保险公司签订的保险合同必须是基于同一保险标的上的同一保险利益才能构成重复保险，反之不行。比如夫妻双方就夫妻共有财产—各自驾驶的两辆私家车为保险标的各自分别向两家保险公司投保或者债务人房屋贷款者和债权人贷款银行均以贷款房屋为保险标的进行投保，这两种情况均不能构成重复保险。
(三)所有保险合同承保的必须是同一保险标的的同一保险事故形成重复保险要求投保人就同一保险标的同一风险事故进行投保，比如房屋所有者就同一房屋向两家保险公司分别投保了房屋盗窃险、火险，这是无法形成重复保险的。
(四)数个保险合同的保险期限必须有交集
这里的交集是指保险合同生效期间的交集而非订立时间存在交集，合同生效期间的重合既可以是完全重合也可以是部分重合。
(五)保险金额的总和必须超过保险标的的保险价值分摊原则就是因重复保险的保险金额总和超过了保险价值，为防止投保人进行恶意的重复投保而获得超过实际损失额的赔偿而产生的，分摊原则的制定有效防止了道德风险的发生，维护了保险当事人的合法权益。
二、分摊方式
为了防止投保人利用重复保险获得额外收益，各国均对重复保险的保险人的保险责任的划分做出了明确的规定，在我国，保险法律或保险合同均对重复保险的分摊方法做出详细的规定，目前主要有以下三种分摊方式:保险金额比例责任制、赔偿限额比例责任制及顺序责任制，前两种方法均是按实际损失的一定比例来进行赔偿的，只是确定赔偿比例的方法不一样，第一种方法是按各保险公司承保金额占所有保险合同总保险金额的百分比来确定赔偿责任比例的;第二种方法是假设在没有进行重复保险的情况下各保险公司应该承担的赔偿金额占各保险公司应赔偿金额总和的百分比来确定分摊比例的;第三种方法就是根据各保险公司订立保险合同的先后顺序来确定分摊顺序的，我国《保险法》规定，重复保险的赔偿责任分摊方法主要是使用第一种方法，除保险合同另有约定。
三、实证分析
【关键词】 深证行业类指数； VEC模型； EViews
一、引言
我国股票市场经历了十多年的发展，已经具有一定的规模，而沪深股市行情也一直是众多股民和证券市场专家、国内学者关心的热点。对于沪深股票市场之间、各行业类股票之间国内学者也作了一些研究。朱宏泉等（2001年）借助Granger因果关系的思想从收益率和波动性方面研究了香港、上海和深圳三个股市间的相互联系与互动性，结果表明沪深股市收益率与波动性间存在很强的相关性，沪深股市的变化受香港股市等外来因素的影响很小，深圳股市对上海股市存在着显著的Granger因果关系的研究。陈守东等（2003年）运用Granger因果检验及GARCH-M模型对沪深两市的相关性进行分析得出沪深股市收益率之间存在较强相关性并且都存在显著的风险溢价，而波动性则表现出非对称的溢出效应。洪丽颖（2009年）通过对上证行业类指数中的工业、商业、地产和公用类指数的时间序列样本数据进行分析和处理，建立向量自回归（VAR）模型，通过模型分析了上证4类重要指数的相关影响与联系。
上述文章都只是对股票收益序列进行拟合而从未对股票指数进行预测，也没有进行更加复杂、深入的研究，如建立比较完善的多变量向量误差修正模型（VEC）。在计量经济学中，自回归滑动平均（ARMA）模型是使用比较广泛且著名的时间序列模型之一，这类模型可以很好地体现和描述金融时间序列数据尖峰厚尾的特征，其建模主要采用Box-Jenkins的建模思想：1.数据变换；2.模型识别（定阶）；3.参数估计；4.诊断检验； 5.模型选择（判断标准主要有AIC、SC（信息准则等）。而ARMA模型的建立一般是相对单变量而言，如果考虑几类变量各自的模型拟合及变量之间的相关影响与联系，就可以采用向量自回归（VAR）模型或者多变量向量误差修正模型（VEC）。在此理论基础上，本文利用深市4类重要的行业类指数，即深证制造指数（399130）、深证食品指数（399131）、深圳金融指数（399190）和深证地产指数（399200），从2001年7月到 2009年12月的数据（日收盘价等）来建立多变量向量误差修正模型（VEC），研究目前我国深证股市上这4类重要行列指数收益率之间的关系，进一步利用Granger因果关系检验得出了其因果关系，同时利用建立的模型作出了指数的样本内预测。本文采用的统计软件主要是EViews5.1。
二、数据描述及实证分析
（一）数据描述
本文数据来源于搜狐证券网的深市每日行情数据（2001年7月到2009年12月每个月第一天的收盘价），主要分析上证这4种行业分类指数（分别代表四维向量中的每一单变量）组成的多变量向量误差修正模型（VEC）模型。由于数据为日收盘价，故未考虑季节调整或季节差分（适用月、季度数据），且日数据的相关性会较滞后，即相关的阶数偏高。为便于研究，将日价格转化为日对数收益率来分析。
rt=log（Rt+1）=log（Pt）-log（Pt-1）
本文中用r1t，r2t，r3t，r4t分别表示制造指数、食品指数、金融指数、地产指数的月收益率。
（二）实证分析
1.序列平稳性分析
下面4图分别为这4类指数的日收盘价（横坐标表示时间，纵坐标为收盘价，单位元）。通过直观的图形分析，这4个序列都是非平稳序列。
2.单位根检验
利用单位根检验方法分别检验4个时间序列的平稳性，采用ADF方法对每个序列分别作水平序列和一阶差分序列检验，从检验结果可以看出4个时间序列水平序列检验的P值最小的是0.5589（金融指数），表明不能拒绝具有单位根的原假设，各个序列是非平稳时间序列；而一阶差分序列P值最大为0.00000，基本可以拒绝具有单位根的原假设，表明是平稳时间序列，因此，各个序列均为I（1）过程。
3.协整关系检验
进行协整关系检验之前，首先建立VAR模型，模型的滞后阶数综合AIC和SC等5个统计量的值进行选择。经过试验发现在滞后7阶时，AIC，SC，LR，FPE，HQ这五个指标中有三个认为应建立VAR（7）模型，故选取滞后阶数为7。
VAR模型建立后，检验模型是否平稳。通过检验可知，该模型的特征根全部在单位圆以内，即全部小于1，故可判定该模型是平稳的。
然后采用Johansen方法进行协整关系检验，其检验结果如表1所示。检验结果表明这四个变量存在两个协整关系。
并且由上述协整检验结果易得：
存在一个协整关系的前提下，有：
r1t=0.000959+0.130211r2t+0.673599r3t+0.045064r4t
存在两个协整关系的前提下，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月的月度数据做建立模型的样本数据，而2009年的数据则用来检验模型的预测能力。在上述VAR模型的基础上，添加一个协整约束，建立VEC模型，模型的主要检验结果如表2所示。
5.Granger因果检验
VEC是一种基于数据统计性质建立的模型，是一种非结构化建模的方法，因此有必要通过Granger方法检验各变量之间的关系。通过对这四个变量进行Granger因果关系检验，得结果如表3所示。
从表中结果可以看出r1t和r4t之间、r2t和r4t之间均没有Granger因果关系，而r3t和r4t之间则存在双向Granger因果关系，并且r3t对r4t因果关系更加明显，同时，r2t是r1t的Granger原因、r1t是r3t的Granger原因、r2t是r3t的Granger原因。
6.模型预测
应用前文中所建立的VEC模型，对2009年各月指数的月收益率进行预测，并与实际值对应比较，得出结果如表4所示。由表中结果可知，模型的预测效果比较好，且在2009年8月前预测很准确。
三、结论及不足之处
（一）结论
本文通过对深证4种重要的行业类指数――制造类（399130）、食品（39913）、金融类（399190）和地产类（399200）从2000年7月到2009年12月的数据样本进行分析和处理，建立了一个多变量向量误差修正模型（VEC），并且对各指数进行了格兰杰因果关系检验。
由分析结果来看深证这4类重要指数的相关影响与联系较好地应用了金融时间序列分析和计量经济学中的分析模型――向量误差修正模型（VEC），将此模型应用到实证分析中，对深市股票的波动预测有一定的实际指导意义。对深证行业类4种指数建立VEC模型可以很好地了解各指数的波动结构及相互间的影响，可以看到金融类指数和地产类指数之间互相推动，并且金融类指数的推动作用更加明显，食品类指数单向影响制造业指数，而制造业指数则和食品类指数共同作用于金融类指数。
本文作为抛砖引玉，有利于各行业类指数甚至是各指数之间的关系得到更多的关注和研究，对于股票市场的波动预测有一定的实际指导意义。
（二）本文的不足之处
1.样本数据不尽完全。本文在建立VEC模型时采用的是2000年7月到2008年12月的数据。虽然样本量符合要求，但是对于金融时间序列而言，样本量越大，所能挖掘的信息越多，所以，如何取得更多有效数据将成为今后研究的主题。
2.滞后期的选择带有主观性。本文综合考虑AIC、SC等五个信息统计量，在滞后期为7时，其中三个统计量取到最小值，故取滞后期为7，但其他两个统计量并不是最小，所以如何选择一个更客观的滞后期将是后续研究需改进的地方之一。
3.在协整检验时，对于各序列之间的关系趋势的确定带有很强的主观因素。本文根据经验，选择Johansen检验的第三种情况，也就是：序列有均值和线性趋势，协整方程只有截距项这一前提条件进行Johansen检验。如何更加准确地确定协整方程也是今后研究需要注意的问题。
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内容提要: 我国《继承法》坚持遗嘱的严格要式性,司法实务中一些法官为了维护遗嘱人真意,妥善处理纠纷,缓和或淡化了遗嘱的形式要求,并没有严格地依法办事。本文选取了近年我国的两例司法判例进行分析,借以说明遗嘱形式缓和之必要以及遗嘱形式缓和之合理的"度",同时探讨立法上的应对措施。
一、遗嘱形式缓和概述
遗嘱形式缓和，意指为了确保遗嘱人的终意表示得以实现，理论上或者实践中对在形式上稍有欠缺的遗嘱，如有充分证据证明遗嘱确为遗嘱人的真实意思表示的，做有效认定，淡化遗嘱的严格形式要求。早在罗马法中，立法者对遗嘱形式就给予了极大的关注，其目的是“为了保证遗嘱的真实性，以免发生欺诈”。[1]但是由于遗嘱人对法定的遗嘱形式不甚了解，或者由于疏忽，或者由于习惯等原因，表达了遗嘱人真实意思的遗嘱却在形式上经常出现或大或小的瑕疵。此时是取遗嘱人真实意思，对遗嘱做有效认定，还是坚持遗嘱的要式性，否定遗嘱效力? 对此，我国学界一般强调后者，如“要式行为的形式不能由当事人自由决定，非依法定形式作成，不能发生法律效力。因此，遗嘱虽为遗嘱人的真实意思表示，但如果不具备法定的形式要件，也不能发生法律效力”。[2] “遗嘱人签名须由遗嘱人亲笔书写其姓名，而不能以盖章或捺印等方式代替，无遗嘱人签名的自书遗嘱无效。……自书遗嘱必须注明年月日，……自书遗嘱中未注明日期或所注日期不具体的，遗嘱不能生效”。[3]其结果是，严格坚持遗嘱的要式性，遗嘱人的真实意愿被否定的情形常常发生，此与法律规定遗嘱要式性的初衷相悖——确保遗嘱人真意是遗嘱要式性之根本。故近半个世纪以来，西方国家在立法及实务上，缓和遗嘱要式性的倾向极为明显，[4]在遗嘱解释方面也逐渐抛弃“暗示说”，由更注重遗嘱人真意的“形式与解释区别说”取代而成为通说。[5]“上个世纪后半期以来，在英美法系国家和地区，越来越多的司法管辖区建立了遗嘱形式要件豁免制度，逐渐软化了遗嘱形式的严格性”。[6]近年来在我国的司法实践中，鉴于遗嘱的严格要式性与遗嘱人真意的冲突，一些法官在判案时，有意无意间置严格的遗嘱形式要件于不顾，缓和了遗嘱形式要求，对体现遗嘱人真意的有形式瑕疵的遗嘱做了有效认定。下文拟对遗嘱形式缓和的两个司法判决进行分析，借以说明遗嘱形式缓和的必要性与缓和之合理的“度”，同时探讨立法上的应对措施。
二、廖荣基诉陈妙瑶打印遗嘱见证人未签名纠纷案分析[7]
本案所涉遗嘱由被继承人口授并由律师代为打印，被继承人在遗嘱上亲笔签名、盖指印，同时有名无利害关系人在场，但她们均没有在遗嘱上签名。广东省佛山市顺德区人民法院对该遗嘱做了有效认定，该院判决认为，遗嘱人所立遗嘱由律师代为打印，遗嘱人还在4名无利害关系的见证人在场见证的情况下在遗嘱上亲笔签名并按指印，负责打印的律师及其所在律师事务所进行了见证。虽然其他见证人没有在遗嘱上签名，但他们均可以见证遗嘱人签名及指印的真实性，故该遗嘱在形式上稍有欠缺，但内容合法，又有充分证据证明为遗嘱人的真实意思表示，为有效遗嘱。佛山市中级人民法院对该判决通过二审进行了肯定。
如果严格按照《继承法》的规定，根据笔者掌握的该案资料看，该案判决是有待商榷的。
第一，关于电脑打印遗嘱的效力认定。该案判决中虽然没有明确指出案涉遗嘱是何种遗嘱，但可以看出应该是按照代书遗嘱进行认定的。但代书的方式是电脑输入打印方式，而我国《继承法》对于代书是必须由代书人亲笔书写，还是也可以由用机械方式书写，并不明确。一般理解应当不包括用机械方式代书。因为如果理解为我国法律并没有禁止用机械方式代书，那么当遗嘱人在两个以上的证人见证的情形下自己打印的遗嘱无效( 因为即不符合自书遗嘱要求又不符合代书遗嘱要求)，反而由见证人来打印才有效，这于情于理都说不过去。而本案判决对此未做分析，也未认定案涉遗嘱的类别，迳行对遗嘱做有效认定，有欠严谨。
第二，关于遗嘱见证人未签名。我国《继承法》第17条规定:“代书遗嘱应当有两个以上见证人在场见证，由其中一人代书，注明年、月、日，并由代书人、其他见证人和遗嘱人签名。”此案的情形与本规定不合:见证人没有在遗嘱上签名，而是在纠纷发生后出具证明，说明自己在场且证明遗嘱人遗嘱的真实性。遗嘱见证人的作用在于确保遗嘱的真实性、可靠性。[8]依笔者理解，见证人签名的意义是本人当时在场; 本人见证了立遗嘱的过程; 遗嘱是遗嘱人的真实意思。见证人事后证明如果也是证明以上情况，则二者的意义基本等同，见证人的事后证明最多可“视为签名”，然而“视为签名”与《继承法》上要求的见证人签名不能等同。因此本案在此形式要件上是有欠缺的。关于见证人问题，司法实务中还有对遗嘱做有效认定的判例有，见证人不在场，被遗嘱人告知订立遗嘱经过后补签名的；也有遗嘱见证人是与继承人、受遗赠人有利害关系的人，但该见证人与本遗嘱利益无涉的。这些判决应该说都对遗嘱形式要件做了一定淡化处理，并没有严格执行《继承法》第17条要求见证人在场见证、签名以及见证人资格要求的规定。
第三，该案判决的法律适用问题。从笔者掌握的电子判决书看，该案判决没有指示出具体引用的法律条文，即判决的大前提不明。判决书是截取了《继承法意见》第35条作为判决理由。《继承法意见》第35条规定：“继承法实施前订立的，形式上稍有欠缺的遗嘱，如内容合法，又有充分证据证明确为遗嘱人真实意思表示的，可以认定遗嘱有效。”该条的适用范围仅仅是《继承法》实施前订立的遗嘱。该案遗嘱是《继承法》实施后订立的，不能适用该规定。当然该判决没有适用该规定，它回避了对判决大前提的寻找。
尽管如此，就本案的具体情况而言，笔者赞同该判决，因为它忠实地维护了遗嘱人的遗愿。但必须说明的是，它没有法律依据，且与遗嘱的严格要式性相悖。
三、王旭东等诉黄允财、傅竹英无日期记载遗嘱纠纷案分析[9]
该案被继承人黄爱花的“遗书”全文均由电脑打印生成，仅有落款“黄爱花”为其本人亲笔手写，未注明年月日，也无其他相关重要证据。一审义乌市人民法院认为，该遗书系电脑打印而成，仅有签名，未注明遗书形成具体时间，不符合自书遗嘱条件，因此不能作为自书遗嘱对待，本案按照法定继承处理。金华中级人民法院受理了上诉，该院二审认为，“民事案件的处理应当合情合理合法，对法律条文的解释和运用上应当考虑适用法律的社会效果。对有关民事行为效力的确定，应当审查民事行为是否违反了法律禁止性规定，只有违反法律禁止性规定的民事行为才能确认无效。对形式要件有一定缺陷的，其效力应综合分析判断。黄爱花所留遗嘱虽然未注明年、月、日，但法律规定遗嘱一般应注明年、月、日的立法目的在于区分遗嘱的时间顺序和效力，而本案只有一份遗嘱，不存在哪份遗嘱在先哪份遗嘱在后的问题，且尚不能要求作为普通公民的黄爱花所留遗嘱完完全全符合法律规定的实质要件和形式要件，同时还应该考虑黄爱花留遗嘱时的心理状态，更何况继承法并没有规定遗嘱未注明年月日则应确认无效，其余无效遗嘱则已由继承法明确规定。据此，尚不能断定本案遗嘱形式要件违反了法律的禁止性规定”。故本案“遗书”应作为自书遗嘱对待，有效。2008 年4月该案申诉至浙江省高级人民法院，该院依法组成合议庭审理后，认为“遗嘱虽然未注明具体时间，但这并不能否认遗嘱的效力，继承法没有规定未注明时间的遗嘱属于无效”。从而裁定支持了二审判决。
该案及判决极有理论研究价值，比如涉及到的打印遗嘱效力、遗嘱的形式要件、法律解释原则、继承法的性质等等。该案的判决存在以下问题：
(一)该案判决自始至终没有指出判决的大前提
法律适用过程，是通过三段论法的逻辑推论获得判决的过程，法官应严格按照三段论法作逻辑推演，任何判决书其实都是在阐述大前提、小前提和结论。三段论法的第一步就是找出解决具体案件的大前提——法律规范，即所谓“找法”。[10]而本案件的判决书自始至终没有指出判决的大前提是什么，即没有找到其赖以判决的法律依据。
按笔者善意的理解，在本案中法官是认为我国法律对遗嘱要件要求太严格，“不能要求作为普通公民的黄爱花所留遗嘱完完全全符合法律规定的实质要件和形式要件”，“应当考虑适用法律的社会效果”，故，无可奈何之下在判决书中直接放弃了对大前提的寻找，迳行判决，放宽了对遗嘱形式要件的要求。
(二)《继承法》没有规定遗嘱未注明年月日
我国《继承法》第17条规定了五种遗嘱形式，同时规定了其具体的形式要求，但其后的确没有明确违反这些形式要求的法律后果，也即没有明确规定凡遗嘱不符合法定的形式要件即为无效。该案判决理由声明，“只有违反法律禁止性规定的民事行为才能确认无效”，“继承法并没有规定遗嘱未注明年月日则应确认无效，其余无效遗嘱则已由继承法明确规定。”此观点值得高榷。
《继承法》作为强行法，与其它属于任意法的民事法在性质上有极大不同。比如第17条关于遗嘱形式要件的规定，显然不是授权性规范，而是强行性规范，虽然条文中没有“应当”等字样，但起码可以说，不符合该条规定的遗嘱就不是本法所认可的遗嘱。该案判决书对《继承法》特别是第17条有将其作为任意法理解之意味。其二，《继承法》第条只规定了四种遗嘱无效的情形，它只涉及到遗嘱订立的主体不合法和遗嘱意思表示不真实的问题，显然不能理解为只有这四种情形下遗嘱才为无效，因为这与立法的意旨不符。该条没有包括遗嘱形式不符的情形，该条未规定，并不意味着在认定遗嘱的有效性方面遗嘱形式可以不予考虑。若如上理解，则遗嘱的要式性根本就不存在了，所以并非“其余无效遗嘱则已由继承法明确规定”。其三，我国《继承法》第17条规定:“自书遗嘱由遗嘱人亲笔书写，签名，注明年、月、日。”《继承法意见》第40条规定“公民在遗书中涉及死后个人财产处分的内容，确为死者真实意思的表示，有本人签名并注明了年、月、日，又无相反证据的，可按自书遗嘱对待。”再根据《继承法意见》第35条解释，《继承法》实施后订立的遗嘱，即使“内容合法，又有充分证据证明确为遗嘱人真实意思表示的”，只要形式上有欠缺，就不得承认为有效的遗嘱。[11]由此可知，对不符合遗嘱形式要求的遗嘱应为无效是有法律规定的，虽然不是很直接的规定。本案“遗书”不管是当做自书遗嘱还是按自书遗嘱对待，根据上引法条，欠缺“注明年、月、日”之要求，如此情形下做有效认定，与“依法办事”相去甚远。
(三)对遗嘱应注明年、月、日的立法目的解释欠妥
该判决理由说，“黄爱花所留遗嘱虽然未注明年、月、日，但法律规定遗嘱一般应注明年、月、日的立法目的在于区分遗嘱的时间顺序和效力，而本案只有一份遗嘱，不存在哪份遗嘱在先哪份遗嘱在后的问题”。请注意: 其一，“法律规定遗嘱一般应注明年、月、日”，这里的“一般”二字乃判决书拟写人任意妄加，与法律本义相违。其二，在遗嘱中注明年月日，意义有二，一是确定遗嘱人有无遗嘱能力，二是在有多份遗嘱的情况下判断遗嘱的时间顺序和效力。本案二审判决理由只谈到了遗嘱中年、月、日记载的一种意义，遗嘱上无订立的年、月、日记载，无法确定遗嘱人订立遗嘱时有无遗嘱能力问题则有意无意地回避不谈，甚至也没有提到当事人双方对遗嘱人的遗嘱能力有无异议，这实在有随意挥舞权力大棒之嫌。如果在判决书中述明，当事人双方对遗嘱人的遗嘱能力无异议，那么似乎可以弥补本案遗嘱人未注明年、月、日的漏洞，如此再判定遗嘱有效应该妥当些。
综上，我国《继承法》第17条、《继承法意见》第条规定了自书遗嘱和可按自书遗嘱对待的遗书的条件，再对《继承法意见》第35条解释，那么关于对不符合形式要件的自书遗嘱或者遗书做无效认定应该是清楚的。按笔者理解，本案是在处理具体纠纷时感觉到了这些规定的不“合情合理”，无奈之下找到了我国《继承法》未明确规定“不符合法定的形式要件即为无效”之弊端，再找了一大堆不成其为理由的理由，从而缓和遗嘱形式要件而作出判决的，但其缓和的“度”似乎太大了。
四、坚持遗嘱的严格要式性，适度缓和遗嘱形式
遗嘱的严格要式性是必须坚守的原则，因为只有这样，才能尽可能地“确保遗嘱人的意愿表示可证明是他自己的，这些意愿是他作为临终意愿认真准备好的，这些意愿是保持完整的”。[12]也只有这样，才能体现出作为私法自治核心和灵魂的意思自治原则，才能体现出国家对私有财产所有权的切实保护。
然而我们又不能走向极端，因为过度地坚持遗嘱的形式要件，极有可能走向维护遗嘱人真意的反面。如上述廖荣基与陈妙瑶打印遗嘱纠纷案，若判决否定该遗嘱的效力，显然与遗嘱人真意相悖。有资料显示，“在法院受理的遗嘱继承纠纷中，有的遗嘱被法院宣告无效。无效的原因主要是: 遗嘱不是合法有效的，具体表现有: 遗嘱人处分了他人的财产、遗嘱人未签名、遗嘱未写日期、遗嘱见证人的数量未达到法定标准、见证人与遗嘱人有利害关系等等”。[13]这60%的被宣告无效的遗嘱多数原因都是在遗嘱形式要件方面，可以猜测被判无效与遗嘱人真意不符的应该不在少数。
王利明教授主持的《继承法立法学者建议稿》考虑到了遗嘱形式缓和问题，其建议稿关于自书遗嘱的条文将我国《继承法意见》第40条规定的内容略做修正后已经纳入，即“自然人在遗书中涉及死后个人财产处分的内容，确为死者真实意思的表示，有本人签名并注明了年、月、日，又无相反证据的，视为自书遗嘱。”[14]梁慧星教授主持的《继承法立法草案建议稿》也是如此，只是最后的表述为“可按自书遗嘱对待”。[15]这些立法建议将《继承法意见》第40条规定的吸纳，其主要用意是在认定自书遗嘱时，可以忽略自书遗嘱要求的“亲笔书写”要件，对遗嘱形式的缓和有一定效果; 但效果非常有限，因为“又无相反证据的”几个字足以使此条没有现实意义( 在任何一个案件中几乎不可能没有相反证据) ，更何况这些规定只是针对自书遗嘱而言的。由此也可以说，梁、王教授的建议稿并没有真正注意到遗嘱形式缓和的必要性和发展趋势。
笔者认为，除了上述《继承法意见》第40条的修改吸收外，更重要的是《继承法意见》第35条的修改吸纳。即“继承法实施前订立的，形式上稍有欠缺的遗嘱，如内容合法，又有充分证据证明确为遗嘱人真实意思表示的，可以认定遗嘱有效”的规定，应该考虑进行修正，作为未来《继承法》的一个条文，以适度缓和遗嘱形式。
去掉该条文的“继承法实施前订立的”几字，为控制好适度缓和遗嘱形式的“度”，再增加“有充分证据弥补遗嘱形式上的不足”几字。具体表述是：形式上稍有欠缺的遗嘱，如内容合法，确为遗嘱人真实意思表示，又有充分证据弥补遗嘱形式上不足的，应认定为遗嘱有效。若如此规定，对形式上稍有欠缺的遗嘱，欲做有效认定，必须满足三个条件第一，遗嘱内容合法；第二，有充分证据弥补遗嘱形式上的不足；第三，有充分证据证明确为遗嘱人的真实意思表示。
关于遗嘱形式上不足的弥补，需要说明的是，遗嘱非遗嘱人亲笔签名，而是捺印或盖章，若有充分证据证明该捺印或盖章行为是遗嘱人亲为，应该认定为有效；遗嘱见证人不符合法律规定，比如见证人没有签名但能够见证遗嘱真实性情形，见证人没有亲自到场，事后见证情形等，若有充分证据弥补该不足，应该认定为有效；遗嘱记载日期不准确或不全面，若有充分证据证明其准确日期或者证明遗嘱人订立遗嘱时具有遗嘱能力，应该认定为有效。但是笔者认为，遗嘱人未记载日期的，遗嘱人未签名的，即使有充分证据证明遗嘱的真实性、可靠性，也不能认定为有效，此为不可弥补之情形，因为遗嘱人签名、签署时间具有遗嘱确定、完结的含义在内，此两种情形完全可以理解为遗嘱人还没有完全地、最终地确定他的遗愿，尚有被遗嘱人修改、废弃之可能。
注释:
[1]［古罗马］优士丁尼: 《法学阶梯》，张企泰译，商务印书馆 1989 年版，第 76 页。
[2] 郭明瑞、房绍坤、关涛: 《继承法研究》，中国人民大学出版社 2003 年版，第 114 页。
[3] 梁慧星: 《中国民法典草案建议稿附理由继承编》，法律出版社 2004 年版，第 189 页。
[4] 史尚宽: 《继承法论》，中国政法大学出版社 2000 年版，第 425 －435 页。
[5] 郭明瑞、张平华: 《遗嘱解释的三个问题》，载《法学研究》2004 年第 4 期，第 73 页。
[6]［美］杰西•杜克米尼尔、斯坦利•m•约翰松: 《遗嘱 信托 遗产》，中信出版社 2003 年版，第 261 页。
[7] 参见广东省佛山市中级人民法院( 2004) 佛中法民一终字第 352 号民事判决书。
[8] 梁慧星: 《中国民法典草案建议稿附理由继承编》，法律出版社 2004 年版，第 196 页。
[9] 浙江省高级人民法院( 2008) 浙民申字第 104 号民事裁定书。转引自《为高院喝彩! 电脑打印遗嘱仅有签名即有效》，http: / /www． xi-ci． net / b47455 / d83675633． htm． 访问日期: 2012 年 3 月 12 日。
[10] 梁慧星: 《民法解释学》，中国政法大学出版社 1995 年版，第 192 －193 页。
[11] 王利明: 《中国民法典学者建议稿及立法理由婚姻家庭编 继承编》，法律出版社 2005 年版，第 552 页。
[12]［英］巴里•尼古拉斯: 《罗马法概论》，黄风译，法律出版社 2010 年 4 月第 1 版，第 270 页。
[13] 王志永: 《60%的遗嘱被宣告无效》，载《北京日报》2006 年 11 月 2 日第 14 版。
