期货稳定的盈利模式范文

期货稳定的盈利模式篇1

【关键词】套期保值；基差风险；风险内控

一、衍生金融工具的概念和特点

《国际会计准则第39号——金融工具：确认和计量》中对衍生金融工具定义如下：

“衍生工具是满足所有下述三个特征的本准则范围内的金融工具或其他合约：

1.由于特定利率、金融工具价格、商品价格、外汇汇率、价格或利率指数、信用等级或信用指数，或其他变量（有时被称作‘标的’）的变动而发生价值变动；

2.不要求初始净投资，或与对市场条件变动具有类似反应的其他类型合约相比，所要求的初始净投资较少；

3.在未来某日进行结算。”

作为一种新型的风险管理手段，与传统的风险管理方式相比，衍生金融工具在风险管理上具有成本优势、形式更为灵活等特点。

除了以上三点之外，衍生金融工具还具有杠杆性、衍生性、高度的风险性、未来性、契约性、组合性及融资性等特点。

二、持有衍生金融工具的目的是为了套期保值

持有衍生金融工具的目的是为了套期保值，通过对冲，对资产和负债实现保护，以防范标的物价格变动对财务状况的影响并投机获利，这就是套期保值。

从套期保值理论上讲，在正常的基差条件下，套期保值是由一个市场（如期货市场）的盈利或亏损来抵销另外一个市场（如现货市场）的亏损或盈利，从而锁定商品的采购或销售价格，转移价格波动风险，实现降低经营风险的目的。

套期保值的本质是一种资产组合，该资产组合的损益由进行套期资产组合的现货价格和期货价格的差额来决定，即由基差来决定。基差的定义为：

基差＝进行套期保值资产的现货价格（P）－所使用合约的期货价格（F）

对于空头套期保值来说，其资产组合由现货市场的多头资产与期货市场的空头资产构成，该套期保值的损益由基差变化决定，当基差扩大时盈利，当基差缩小时亏损；而多头套期保值由现货市场的空头（预期未来购买）与期货市场的多头资产组成，当基差缩小时盈利，当基差扩大时亏损。因此，套期保值并不能消除所有风险，而是把价格风险转换为基差风险。在正常的市场条件下，基差波动性较小，相对比较稳定，因而基差风险比价格风险更易于管理。这也是套期保值者利用期货市场来进行价格风险管理的原因所在。

随着国内外商品价格的大幅波动，我国有越来越多的企业开始利用国内和国外的期货、期权互换等衍生金融工具来进行商品价格风险管理，套期保值已成为许多企业经营活动中的重要组成部分。

我国某粮油公司（以下称A公司）的套期保值组合为：在国内现货市场上持有大量的现货豆油以供销售，同时在美国芝加哥现货商品期货交易所（以下简称CBOT）期货市场上卖出并持有了相应数量的豆油期货合约。这是一个典型的空头套期保值。

假设现货豆油和期货豆油是同等数量并且以同种货币计量的（即排除了汇率的影响），该组合的盈利模式为：当国内的现货市场豆油价格高于成本时，A公司出售豆油现货，实现国内现货盈利。同时，如果CBOT豆油期货价格上涨，A公司出售豆油期货，在CBOT上出现亏损，如果亏损小于国内盈利时，综合国内和国外两个市场的情况看，A公司是盈利的；如果CBOT豆油期货价格下跌，A公司出售豆油期货，在CBOT上实现盈利，A公司整体上实现盈利。

该组合的亏损模式为：当国内的现货市场豆油价格低于成本时，A公司出售豆油现货，国内现货亏损。同时，如果CBOT豆油期货价格上涨，A公司出售豆油期货，在CBOT上出现亏损，A公司整体上亏损；如果CBOT豆油期货价格下跌，A公司出售豆油期货，在CBOT上实现盈利，如果盈利小于国内亏损时，综合国内和国外两个市场看，A公司整体上仍然亏损。

无论是盈利模式还是亏损模式，都可以通过基差来说明，即当基差扩大时盈利，当基差缩小时亏损。三、套期保值的内部控制

从以上的例子可以看出，套期保值存在基差风险。在正常的市场条件下，基差相对稳定且波动幅度较小，期货市场的盈亏与现货市场的盈亏基本保持平衡，从而使套期保值的净损益较小，实现了套期保值转移价格风险的目的。但在某些特殊市场情况下，基差会出现异常变化，不利的变化会导致套期保值者出现亏损。因此，要对基差进行风险管理，建立严格的内部控制制度。具体应从以下几方面着手：

（一）选择有利的套期保值时机与确定合适的套期保值比例

有利的时机是指基差必须处在正常合理的范围内，这样才能降低套期保值的风险；套期保值比例是指套期保值数量占现货持有数量的比例，在基差风险偏高时，就降低套期保值比例。在基差风险高时选择较高的套期保值比例无疑会造成亏损。这就要求从内部控制上对套期保值的决策、执行和监督进行分离。

（二）建立合理的基差风险评估和监控制度

1.企业必须知道面临的风险是什么及风险的大小；2.确保所有可能的结果都已经预测到。国外的调查研究表明，为管理套期保值的基差风险，企业普遍使用压力测试法和风险价值法来量化套期保值的风险，尤其关注有可能导致巨额亏损的小概率事件。内部控制建设更应着重于对基差的日常关注和研究，建立对企业主要商品价格的国内和国际市场的交易数据模型，统计出价格的相关性，确定基差的波动区间，这样就可以揭示套期保值的有效性。

（三）建立严格的止损计划以规避异常基差变化的小概率事件风险

套期保值的最大风险就是基差出现异常变化，一旦出现基差不利的异常变化，最佳策略就是立即平仓止损，以避免更大的亏损。这就要求从内部控制上建立监控体系，通过历史模型，确定正常的基差幅度区间。一旦基差突破历史模型区间，表明市场出现异常，就应该及时止损，或者通过内部控制确定最大的可接受的亏损额，一旦达到亏损额，就及时止损。

（四）从组织结构上建立有效的内部控制

董事会和经理层、交易执行部、风险管理部及监督部门等明确责任，分工协作，制定有效的政策，实行逐日盯市场制度、建立严明的人事制度以及建立能发挥作用的市场风险管理机制等等。

（五）建立风险准备金

衍生金融工具风险准备金＝最大损失额×综合风险系数。这就要求企业要有历史统计数据，建立科学的经验模型，最大损失额可通过各种统计模型计算得出，比如回归模型、VaR（风险价值，ValueatRisk）模型等，采用矩阵法评估衍生金融工具的风险，最后得出准确的综合风险系数。

（六）加强国际监管和国际合作

期货稳定的盈利模式篇2

【关键词】 经营风险；期货交易；套期保值

一、期货套期保值的定义

期货交易按性质可分为两类：投机交易和套期保值交易，投机交易的目的是通过赚取价差而获得利润，只为价差，不为现货；期货套期保值交易的目的是为了规避现货交易价格波动风险。套期保值交易是将期货市场当作转移价格风险的场所，利用期货合约作为将来在现货市场上买卖商品的临时替代物，对其现在买进（持有）准备以后售出商品或对将来需要买进（未持有）商品的价格进行对冲的交易活动。交易者在现货市场上买进（持有）或卖出（未持有）一定量商品的同时，在期货市场上卖出或买进与现货品种相同、数量相当、月份相近、但方向相反的期货合约，经过一段时间，当价格变动使现货买卖上出现盈亏时，可由期货交易上的亏盈进行抵消或弥补。从而在“现”与“期”之间、近期和远期之间建立一种对冲机制，使价格风险降到最低限度，达到规避价格波动风险、确保生产经营获得正常利润的目的。

二、企业经营风险构成与特征

1、企业经营风险构成

企业的整个经济活动可分为单纯的营业活动和理财活动，因此企业面临的风险可分为营业风险和财务风险。企业营业风险和财务风险又都是由于企业外部环境变化所引起的经济风险所导致的。经济风险、营业风险和财务风险共同构成企业的经营风险。因此，从企业整体经营活动所面临的风险出发，我们将企业经营风险定义为企业在生产经营过程中，由于一些难以预料或无法控制因素的影响，以及企业难以对外部环境变化及时做出调整，而出现的企业实际收益与预计收益相背离的一种现象。

2、企业经营风险特征

企业经营风险的主要特征为外部的不确定性和内部的相对稳定性。外部的不确定性是指企业经营所面临的外部经济情况随时在变动，这种变动通常在短期内不可预期，包括宏观经济形势的变化以及微观行业环境的变化。而企业内部的相对稳定性是指企业自身运作模式相对稳定，包括经营和财务两大领域，这种相对稳定的内部运作模式在短期内调整的难度较大，具有相对抵触和连续的特征。为了保持经营活动的相对稳定，企业的经营模式在短期内调整的频率及幅度极为有限，这将使在外部经济情况变动的情况下，企业经营活动被动地滞后于外部经济变化。同时，企业的财务管理以财务安全为第一要义，这种为保持企业财务状况稳健的财务模式，将在一定程度上进一步限制经营活动的调整空间。

三、套期保值交易对企业经营风险的影响

1、降低企业经营成本

企业用其拥有或掌握的资源去生产经营什么、生产经营多少以及如何生产经营，不仅直接关系到企业本身的生产经济效益，而且还关系到社会资源的合理配置和社会经济效益提高。企业生产经营决策正确与否的关键，在于能否正确把握市场供求状态，特别是能否正确掌握市场下一步的变动趋势并及时做出相应的调整，以规避外部市场变动所带来的经营风险。期货套期保值交易相对于其他风险规避方式规范性更强、流动性更高，有利于企业获取未来市场的供求信息，提高企业生产经营决策的科学合理性，真正做到以需定产，更为重要的是套期保值交易可以有效降低企业经营成本，规避经营风险中的原材料价格波动风险和营业风险。市场经济运行过程中产生的商品价格波动风险，会影响企业生产和经营的正常运行，使企业的生产和经营无法事先确定成本，这部分成本包括采购成本、生产成本、库存成本、资金成本等，并且由商品价格波动所导致的企业经营成本变化不能通过投保的方式转移出来，这不仅在于相应险种的缺乏，而且在于投保行为是借助系统外工具来对冲系统内风险的，这涉及到两个系统的收益分配关系，投保对冲经营风险受众多条件限制，可操作性不强，而套期保值交易为企业控制经营成本提供了较好的途径。企业通过套期保值交易，不但可以有效地避免由于市场价格朝不利方向波动而对企业产生的负面影响，而且可以使企业提前在一定时间内通过期货市场买进原材料，锁定原材料采购成本。同时，由于期货交易采用的是保证金制度，可以在交易的过程中用期货合约换取存货，大大减少原材料的库存费用，降低企业的库存成本，而且也节省了采购原材料所占用的资金，降低资金尤其是流动资金的成本。

2、锁定企业经营利润

根据财政部1997年的《商品期货交易财务管理暂行规定》的要求，企业进行套期保值后须将期货账户的盈亏金额及时记入当期损益，因此期货交易的盈亏会直接引起企业利润总额的变动，而不是通过减少主营业务成本的方式来增加利润总额的变动。

3、改善企业贷款结构

短期借款也被称为流动资金借款，是企业为了弥补企业暂时性的流动资金不足而产生的借款，企业的短期借款主要用于支付流动资金项目如原材料价款、期间费用等，短期借款的期限一般为1年。合理利用短期借款可以发挥财务杠杆的作用，增加企业的盈利能力，但是短期借款数额过大会增大财务费用，甚至引发流动性危机。期货套期保值交易凭借保证金交易制度可以放大资金的使用效率，以农产品期货为例，农产品期货保证金最低可以按合约总价值5%的标准收取，这相当于将有限的资金放大了20倍来进行使用，加之商品库存费用的节省可以有效减少公司用于原料采购以及库存仓储的资金使用量，减少经常性短期借款的数量，降低财务费用，规避企业内部财务风险对盈利能力的影响。

四、常见的期货套期保值策略

1、传统经典套期保值策略

期货稳定的盈利模式篇3

近年来互联网金融突飞猛进，成交规模屡创新高（见图一）。以货币基金为例，2013年余额宝的推出激发了人们对货币基金的兴趣。依靠互联网的便利性，货币基金呈现爆炸式增长。根据中国基金业协会的数据，货币基金在仅仅三年内由2013年1月的4759亿元增长到2015年12月的44443.36亿元，增长了8倍以上。根据网贷之家的数据，p2p网贷规模由2013年的1058亿元增长至2015年的9823.05亿元，同样增幅在8倍以上。另外根据艾瑞咨询提供的第三方支付数据，第三方支付的成交规模也显著放大。

受互联网金融的蓬勃发展，银行业受到了前所未有的冲击。因此，关于互联网金融及其对商业银行影响方面的研究非常丰富。

谢平（2012）认为以P2P融资为代表的互联网金融模式为个人提供了新的投融资渠道和便利，满足了普通民众的金融需求，是现有银行体系的有益补充。吴诗伟、朱业、力拓（2015）利率市场化直接推高商业银行破产风险与不良资产风险。互联网金融企业发展在直接导致商业银行风险水平上升的同时还通过倒逼商业银行利率市场化进一步推高其风险水平；而商业银行自身互联网化则有助于降低风险；资产规模、资本充足率、盈利能力、利息收入比率、存贷比及宏观经济发展也是影响商业银行风险的因素。

宫晓林（2013）认为互联网金融模式在战略、客户渠道、融资、定价以及金融脱媒等方面对传统商业银行产生的影响。互联网金融模式短期内不会动摇商业银行传统的经营模式和盈利方式；但从长远来说商业银行应大力利用互联网金融模式，以获得新的发展。与此同时，互联网金融业的持续健康发展要依靠互联网金融企业的自律、积极创新，还要吸引更多的客户、加强系统安全建设。

王光远（2015）认为互联网金融的发展在我国仍处初级阶段，尚未对商业银行产生颠覆性影响。但从发展趋势来看，对互联网金融的投入将成为决定未来银行排位和竞争力的关键因素，因此，各家商业银行必须要把握这轮大势，积极应对。首先，运用互联网思维，依托云和大数据，重塑银行与市场的供需关系，重构商业模式。其次，主动寻求与互联网金融合作，大力发展与生产消费活动深度融合的金融行业应用等类商业模式创新，再造业务流程，实现银行产品、服务与互联网的深度融合。最后，在加强自身数据积累，加快人才储备的同时，主动开展风险控制，加速营业网点战略转型，以便在未来金融市场竞争中处于更有利位置。

综合多位学者的研究来看，普遍认为互联网金融对于商业银行短期盈利构成冲击，但是，从长期看，互联网金融和商业银行更多地是互动与融合。从研究推理上看，进行量化研究互联网金融对于商业银行盈利能力的冲击并不多见。为此，本文重点从代表互联网金融的p2p网贷、第三方支付和互联网货币基金等三方面量化探讨其对商业银行传统业务盈利能力的影响。

二、指标数据说明

1、变量设定

在国内外的研究中，测度商业银行绩效主要使用净资产收益率（ROE）或者资产收益率（ROA），因为这两项指标都是反映银行综合盈利能力，所以有必要进行修订以精确反映商业银行传统业务的收益状况。考虑到商业银行传统业务的盈利模式主要依靠存款利差收入和手续费及佣金净收入。本文选取采用指标CR=（净利息收入+手续费及佣金净收入）/净资产。该指标能够很好地测度净资产获取利息和手续费收入的能力。本文选其为被解释变量。

互联网金融比较有代表的体现在第三方支付（SF）、互联网货币基金（HJ）和互联网网贷（P2P）。本文选取这三个变量用以测度互联网金融对于商业银行传统业务的影响。为了体现存贷款业务对于传统业务盈利的影响，本文把存贷比（CD）纳入模型作为控制变量。

2、指标数据说明

2013年被广大学者称为互联网金融的元年。因此本文所有数据观测区间均为2013―2015年底各季度。

我国商业银行数量众多，为了研究的便利性和样本的可代表性，本文选取截止目前已经上市的商业银行，共计16家，即工行、建行、中国银行、农行、招商、交通、浦发、民生、兴业、平安、南京银行、宁波银行、中信银行、光大银行、北京银行、华夏银行。由于经营规模和经营特色差距较大，因此基本上能够反映我国大多数商业银行的特点。商业银行相关数据（如：净利息收入、手续费及佣金净收入、净资产、存贷比）均来源于公司季报、中报和年报的财务数据。由于数据呈现季节性，因此分别对这些数据进行了季节调整（采用Census x12方法）。

测度第三方支付发展状况一般采用艾瑞咨询（iResearch）公布的数据。本文采用其公布的第三方支付交易规模季度数据；p2p网贷的季度成交量根据网贷之家的月度数据整理；在选取互联网货币基金规模变量时，学者往往选取较大几家互联网货币基金的规模作为代表。如余额宝、华夏财富宝等。但是根据融360的数据，截至2015年四季度末，互联网对接的货币基金已经达到了69只。为了反映行业整体规模对商业银行存贷的影响，本文根据中国基金业协会公布的月度货币基金规模数据整理。

三、模型设定、模型估计与结果分析

1、模型设定

互联网金融主要以网贷P2P、第三方支付和货币基金等形式冲击商业银行传统业务盈利能力。为了能反映存贷比对于商业银行盈利的贡献程度，也加入其加入模型作为控制变量。

因模型涉及16家上市公司2013―2015年季度的财务数据，所以应该构建面板数据模型。首先对解释变量SF、CF、P2P进行对数化处理，形成变量LN_SF、LN_ HJ、LN_P2P，然后对所有变量进行面板单位根检验。本文主要采用Harris and Tzavalis（简称HT）检验、Breitung检验和IPS检验。结果显示CR、LN_SF、LN_ HJ、LN_CF存在单位根，CD不存在单位根。为此对上述非平稳序列进行一阶差分，得到D.CR、D.LN_SF、D.LN_ HJ、D.LN_CF 。经调整后上述变量全部为平稳序列。

D.CRi，t=？茁i，t+？茁1D.lnSFt+？茁2D.lnp2pt+？茁3D.lnHJt+？茁4CDBi，t+

ui+？着i，t

模型中，第i家银行第t期的传统业务CR增速被表示为第三方支付增速D.lnSFt、网贷增速D.lnp2pt、互联网货币基金规模增速D.lnHJt、存贷比CDBi，t、商业银行固定效应ui以及随机误差项？着i，t的函数。

2、模型估计

由于面板数据模型估计方法一般有三种，分别为混合估计模型、固定效应模型、随机效应模型。首先运用LSDV法考察是否使用混合回归，经检验，大多数个体变量P小于0.05，故拒绝混合回归。其次运用FE法回归，发现也明显优于混合回归，且F检验同样拒绝混合回归。

在排除了混合回归后，对模型又分别进行固定效应FE回归、随机效应FGLS法回归、随机效应MLE法回归，回归结果见表1。

对上述模型进行hausman检验，发现P值等于0.3085，故无法拒绝原假设，因此检验结果认为应选择固定效应模型，而非随机效应模型。

从固定效应模型FE法回归结果来看，P2P网贷对于商业银行传统业务的影响较为显著，其次是货币基金，而第三方支付对于传统业务盈利的冲击最小。从模型回归结果来看，从2013年至今，互联网金融对银行传统业务盈利形成负面冲击。

四、结论及启示

期货稳定的盈利模式篇4

会计信息对债权人具有重要意义，Leftwich（1983）指出会计信息影响债权人的决策和产权保护。债务契约确定了企业与债权人之间的债权债务关系，债权人为了保护其资金的安全，通常在债务契约发生前对企业的会计指标做出硬性要求，同时会在契约中记入一些限制性条款，如要求债务人维持一定标准的利息保障倍数、负债资本比率及所有者权益等。债务人一旦达不到报表要求或违反了限制性条款，债权人就会依据债务契约对其进行惩罚。因此，管理层通常会通过各种手段来达到报表指标同时避免违反债务契约，由此产生了盈余管理。Watts和Zimmerman（1986）提出了著名的债务契约假设，认为如果其他条件不变，企业偏离债务条款的程度越大，管理者通过会计政策的选择将未来盈余调节到当期的动机就越强。已有研究表明企业会通过盈余管理达到负债融资的目的，叶志锋，胡玉明和纳超洪（2008）以1998―2006年中国上市公司为样本，研究发现上市公司基于银行借款融资动机而进行了避免亏损的盈余管理。

这一问题之所以重要，还在于企业的负债融资容易受到宏观经济政策尤其是货币政策的影响（Campelloetal，2011；陆正飞等，2011；饶品贵，2013），“从紧的货币政策”会显著限制企业的外部融资能力，甚至使企业陷入流动性困境（祝继高等，2009）。政府制定货币政策的价值目标会随着实际经济情况不断调整、有所侧重，导致货币政策修改频繁且存在较大的不确定性（陈栋等，2012）。对于微观主体而言，货币政策的变更是企业无法改变的外生性事件，研究货币政策变更对盈余管理与负债融资的影响，可能会克服以往研究中的内生性问题。另外，由于频繁的货币政策波动使得公司面?R着巨大的融资风险和不确定性，如果公司出现短期的持续经营能力危机，将会严重影响包括供应商、客户在内的利益相关主体对公司的相关预期，进而使得公司陷入预防未来的流动性风险还是继续执行预定的投资战略的两难困境中。因此，在货币政策不断变更的现实背景下研究盈余管理与负债融资的问题无疑具有更加突出的现实意义。

本文研究银行借款作为负债融资的替代，利用修正的琼斯模型反映企业应计盈余管理情况，利用Roychowdhury模型反映真实盈余管理的情况，研究在不同货币政策下，企业的债务契约动机与资本市场动机，以及企业选择盈余管理的倾向性。

本文可能贡献：一是已有研究发现货币政策会影响企业的负债融资，但是大多限定企业仅仅作为政策的被动接受者，忽略了企业而对外部宏观经济形势变更所能采取的主动行为、途径及其对货币政策微观传导效应的影响（陈栋等，2012）本文从货币政策变更的视角研究盈余管理在企业负债融资中的作用，丰富了宏观经济政策对微观企业行为影响方面的文献；二是本文试图解答在不同货币政策下，企业盈余管理方式选择的倾向性以及货币政策对负债融资影响的传导机制。另外，本文的研究结论，也为实务界和监管机构制定有关债务契约条款和盈余管理方式选择提供一个有益的视角。

1文献综述与研究假设

11负债融资与盈余管理

负债融资对企业的盈余管理有一定的影响是国内外研究普遍认可的结论。目前关于债务融资对盈余管理影响的实证研究，大多是检验债务杠杆增加对盈余管理产生的影响，而得到的研究结论并不一致。一方面研究发现，债务融资可以减少盈余管理行为。例如雷强（2010）也在研究银行对借款人盈余管理的监督中发现，贷款规模与借款人盈余管理存在显著的负相关关系，即贷款规模越大，借款人盈余管理的程度就越小。而另一方面，也有研究发现，当企业为了避免违反债务契约条款或想提高其在债务谈判中的议价能力时，债务融资与盈余管理存在正相关的关系。李增福，曾庆意和魏下海（2011）在考察债务契约与控制人性质对公司盈余管理影响的研究中发现，公司的债务水平越高，其盈余管理程度越高。针对研究结论的不一致，也有学者考虑了债务融资与盈余管理的非单调关系，Ghosh & Moon（2010）研究了债务融资和盈余质量的关系。以应计质量作为盈余质量的代理变量，在两者间发现了非单调关系：质量随债务增加先上升后下降，拐点在41%附近。国内学者万红波，阮铭华和王蓓蓓（2010）选择1998―2008年间中国上市公司为样本，使用应计质量作为盈余质量的替代变量，研究负债融资与盈余信息质量之间的关系，研究发现二者的关系是非单调的。

为了进一步研究负债融资与盈余信息质量之间的关系，有些学者从盈余动机方面入手进行研究。与债务融资相关性较高的盈余管理动机是资本市场动机和债务契约动机。（李晗，2015）

盈余管理的资本市场动机是指企业的盈余管理主要出于借款融资的目的。目前，已经有一定数量的实证研究表明上市公司存在基于资本市场动机的盈余管理。Urcan和Kieschnick（2006）发现在发行可转换债券前，特别是发行公开债务的公司，有增加盈利的操纵性应计项目产生。Roychowdhury（2006）和Mamedova（2008）研究发现企业存在借款动机的时候更倾向于进行真实活动的盈余管理。叶志锋、胡玉明和纳超洪（2008）以1998―2006年中国上市公司为样本，研究发现上市公司基于银行借款融资动机而进行了避免亏损的盈余管理。Liu， Ning和Davidson III（2010）以发行非可转换债券的美国公司为样本，研究发现在发行年度前样本公司有向上调整盈利的行为。Sercu， Bauwhede和Willekens（2006）研究发现管理者利用他们的操纵权改变盈利来获得更合适的债务融资项目。

盈余管理的债务契约动机指的是企业的盈余管理出于避免违反契约条款的目的。研究发现那些潜在的或者已经违反债务契约的公司会通过调增报告盈余来逃避或减轻债务契约的限制。Dechow， Sloan和 Sweeney（1996）以美国证监会披露的92家盈余操纵公司为样本，研究发现该类公司存在降低外部融资成本和逃避债务契约限制的盈余管理动机。Sweeney C（1994）同样以出现债务违约的130家企业为样本，讨论了债务违约与盈余管理的关系。研究发现样本公司在违约年份会显著的调增盈余，同时会计变更的频率明显高于对照样本和其他年份。Eldenburg， Gunny 和 Hee 等（2011）发现为减少债务资本和减轻债权人疑虑，非盈利医院会适时地处置资产和调整费用开支。

企业在实际的经营活动中会面对融资的需求以及避免违反契约的需求，这两种需求并没有不可并存的特点。因此，本文提出如下假设。

H1：上市公司同时存在基于债务动机和资本市场动机的盈余管理。

各种因素通过影响盈余管理的资本市场动机以及债务动机从而对企业的盈余管理水平产生影响。因为银行批准贷款的依据是企业的财务状况和抵押资产（Fraser等，2001 ； Mishkin 和 Eakins， 2003），因此企业的自身负债水平是否达到银行的要求，会在较大程度上影响企业是否触发了本身的资本市场动机，从而使企业产生盈余管理行为。Roychowdhury （2006）研究结果表明与无负债的企业相比，在盈余管理方式选择上，有负债的企业更倾向于使用真实盈余管理。陈骏（2010）研究了银行债务契约对盈余管理的影响。结果发现，在上期存在正向盈余管理的企业中，债务融资规模越大，企业向下进行盈余管理的概率越大，且盈余管理的程度越低。说明，银行债务契约的监督作用会抑制企业盈余管理行为。李增福、曾庆意和魏下海（2011）通过实证研究，得出公司负债规模越大，应计盈余管理和真实盈余管理程度都会提高的结论。

当企业处于不同的短期负债水平与长期负债水平，会面对不同的实际问题，通过触发资本市场动机以及债务动机，从而使企业产生盈余管理的行为，并且影响盈余管理行为的程度。因此，笔者提出如下假设。

H2：盈余管理水平受到企业自身负债期限的影响。

12货币政策对企业负债融资的影响

货币政策利用货币供应量和利率等中介目标对微观主体行为进行调整，最终实现对国民经济发展和社会民生质量的有效调控。微观主体在货币政策波动下如何调整战略决策已成为研究者的热点议题。相关研究从企业投资、融资、现金管理以及劳动力成本等视角展开分析（饶品贵和姜国华，2011；陈栋和陈运森，2012；靳庆鲁等，2013）。

信贷渠道是货币政策对经济实体发生作用的重要传导渠道之一。由于资本市场的不完善，实际经济运行中普遍存在信息不对称、合约成本等问题，银行在减轻信贷市场信息不对称、分散风险、降低交易成本方面发挥不可替代的特殊作用，货币政策通过影响银行信贷可得性，进而引起信贷市场的系统性变化，从而影响实体经济的投资变动最终影响产出。基于我国的资本市场，饶品贵和姜国华（2013）通过宏观经济政策与微观企业行为的互动作用研究，证明我国存在货币政策信贷传导机制。在货币政策的信贷传导机制下，企业的负债在货币政策由松转紧的过程中将出现显著变化。

货币政策紧缩会通过信贷传导机制，最终影响企业的融资。与国外的融资环境不同，我国金融体系不发达，企业融资渠道较少，银行贷款是企业外部融资的主要来源（Allen等，2005），这就造成我国企业在货币政策紧缩环境下的流动性问题尤为突出。紧缩的货币政策减少了银行可供贷款的资金，增加企业获得贷款的难度，进而影响企业投资（Kashyap 等，1993；叶康涛等，2009），而且贷款利率上升，提高企业资本成本（Mojon 等，2002）。这是因为当货币政策趋于紧缩时，可贷资金减少，银行会提高债务契约的标准（祝继高等，2009）。因此，我们可以预期，当企业无法达到银行的债务契约标准，企业就有了进行盈余管理的动机。为了更好地通过银行在货币紧缩时期更加严苛的债务契约标准的审计，企业会通过提高盈余管理水平来达到负债融资的目的，企业更倾向于真实盈余管理。反之，在货币政策宽松时期，企业为了节约财务费用，会更加倾向于应计盈余管理。

H3：在货币政策紧缩时期，企业倾向于真实盈余管理。

H4：在货币政策宽松时期，企业倾向于应计盈余管理。

2研究设计

21盈余管理的模型选择

211应计盈余管理的模型――修正的Jones模型

其中：NDAi，t――i公司第t年的不可操纵性应计利润；Ai，t-1――i公司第t-1年末的总资产；ΔREVi，t――i公司t年的主营业务收入与t-1年的主营业务的差；ΔRECi，t――i公司t年应收账款与t-1年应收账款的差；PPEi，t――i公司t年的固定资产价值。

212真实活动盈余管理模型――Roychowdhury模型

该模型主要通过计算企业的异常经营现金流量、异常生产成本和异常可操控费用来计量企业利用销售操控、费用操控和生产操控等手段操控盈余的水平。具体模型的构建过程如下。

首先，假设预期的经营现金流CFOi，t是?N售收入和当期销售收入变动的线性函数，根据式（2）对样本分年度和行业进行截面回归。

其中，ΔREVi，t=REVi，t-REVi，t-1，即t期与t-1期的销售收入变动。公司i在t期的异常经营现金流R_CFOi，t为实际经营现金流减去预期经营现金流。预期经营现金流为式（2）中行业年度模型的系数与自身销售收入和销售收入变动估计而得。

其次，定义公司i在t期的生产成本PRODi，t为销售产品成本COGSi，t和存货变动ΔINVi，t之和。其中，假设销售产品成本COGSi，t是销售收入的线性函数；存货变动ΔINVi，t是当期及上期的销售收入变动的线性函数。即：

因此，根据式（3）和式（4），可以假设预期的生产成本就是销售收入和当期及上期的销售收入变动的线性函数，根据式（5）对样本年度和行?I进行截面回归。

公司i在t期的异常生产成本R_PRODi，t为实际的生产成本与与其生产成本之差。预期生产成本为式（5）中行业―年度模型的系数与自身销售收入、当期和之后的销售收入变动估计而得。

最后，假设预期的可操控费用是上期销售收入的线性函数，根据式（6）对样本分年度和行业进行截面回归。

其中DEXPi，t为公司i在t期的可操控费用，包括研发费用、广告费用以及销售与管理费用之和。公司i在t期的异常可操控费用R_PRODi，t，为实际的可操控费用与预期可操控费用之差。预期可操控费用为式（6）中行业―年度模型的系数与自身销售收入和滞后的销售收入变动估计而得。

因此，Roychowdhury模型最终可以获得R_CFOi，t、R_PRODi，t和R_DEXPi，t三个个体指标来衡量真实盈余管理水平。R_PRODi，t数值越大代表企业通过真实活动向上调整盈利的可能性越大；数值越小，则向下调整盈利的可能性越小。R_CFOi，t和R_DEXPi，t本身的符号和盈余管理的方向恰好相反。

22变量定义与模型设计

DA为本文的主要被解释变量，采用修正的琼斯模型求出，取应计盈余管理的绝对值。RM为真实盈余管理，采用Royshowhury（2006）的模型求出，同时考虑到不同真实盈余管理活动之间可能存在一定的抵销（Cohen 等，2008），因此将三种真实盈余管理手段进行合并，以综合考察真实盈余管理程度。见表1。

关于货币政策的衡量指标。而对于货币政策中介目标的最优度量指标，国内学界并没有达成一致的看法。史永东（1999）、蒋瑛琨、刘艳武和赵振全（2005）以及耿中元、惠晓峰（2009）等认为中国应该以M1作为货币政策的中介指标；而一些其他的学者却以M2作为中介目标的主要指标（董承章，1999；刘明志，2006）。盛松成、吴培新（2008）则认为我国存在信贷规模和M2这两个货币政策指标。近年来，部分学者也以利率和通货膨胀率作为研究的中介指标。考虑到从我国当前的经济金融发展情况来看，选择利率或通货膨胀目标还缺乏可行性，并且随着我国从计划经济向市场经济转轨，货币政策中介目标也从信贷规模转向货币供应量。因此，本文借鉴李志军、王善平（2011）的方法，以名义GDP增长率与M2发行量增长率之差作为货币政策的衡量指标。名义GDP增长率在一般意义上衡量经济发展所需要的货币，M2增长率则反映了货币的供应水平，如果差额为正，则表明当期货币政策为缺口，定义为紧缩性货币政策，此时MP=1；如果差值为负，则说明当期货币供应较为充足，处于宽松性货币政策，此时MP=0。经过计算，本文确定2008年、2011年和2012年为银根紧缩时期，其余为银根宽松或适度时期。

DEBT为本文企业负债融资的衡量指标，并将其划分为长期偿债能力和短期偿债能力。本文选取公司规模，资产收益率，成长性、流动性等作为控制变量，同时对不同年份与行业进行控制。

3样本、数据与实证结果

31样本的选择及数据处理

本文的上市公司数据来自CSMAR数据库，样本筛选采用Visual FoxPro 90进行，数据的处理采用Excel和Eviews 80软件。由于盈余管理度量模型需要选用连续3年的现金流数据，所以样本选取的时间范围定为2007―2016年连续公布年报的上市公司。依照惯例剔除了金融类公司、数据不全和极端值的公司。最后，共得到1578家上市公司连续10年的财务数据，构成8年的时序量，共计12624个观测值。

32描述性统计

根据本文对变量的描述进行数据的收集，得到样本公司进行实证研究的具体数据，描述性统计见表2，由于存在数据残缺，整合面板过程中进行了数据剔除，盈余管理计量模型描述性统计见表2，提供了2008―2015年1372家样本公司共计10972个观察值。上市公司负债率均值为0203997，极大值为844E+00，极小值为00000，说明负债融资是中国上市公司的主要融资渠道之一。采用模型得出的应计盈余管理均值为0076115，极大值为1199291，极小值为731E-6；真实活动盈余管理均值为-000732，极大值为563，极小值为-402，说明公司盈余管理差异很大，这有助于更好地观测在不同货币政策下，不同盈余管理与负债融资的关系。其他统计数据见表2。

33相关性检验

表3是Correlation相关系数的实验结果。从表中可以看出，上述两个模型所涉及到的变量之间相关系数绝对值最大不超过04。（万红波等，2010）因此，上述模型各变量之间呈现一种弱相关关系，可以认为，上述模型不会产生严重的多重共线性问题，可以放入同一模型进行回归分析。

34固定效应多元回归分析与稳健性检验

341盈余管理的债务契约动机检验

模型（7a）的Prob（F-Statistic）为0719595、R-squared为0150756，证明模型整体不是特别显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，上一期的偿债能力与真实盈余管理程度之间是负相关，具体表现为DEBT（-1）回归系数为-0236281，其t-Statistic为-1711253，表现为比较显著（Prob为01）。说明由于债务契约动机的存在，当企业负债融资水平较低时，管理层希望通过使用真实盈余管理的方式以降低融资成本。

模型（7b）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0214624，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，上一期偿债能力与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为DEBT（-1）回归系数为-0072659，其t-Statistic为-2720471，表现为十分显著（Prob为00065）。说明由于债务契约动机的存在，当企业负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

由表4可以看出，企业存在基于债务契约动机的应计盈余管理和真实盈余管理。

342盈余管理的资本市场动机检验

模型（8a）的Prob（F-Statistic）为0014071、R-squared为0167481，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，下一年度的偿债能力与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为DEBT（1）回归系数为0185794，其t-Statistic为1312280，表现为比较显著（Prob为01895）。说明由于资本市场动机的存在，当企业负债融资水平较高时，管理层希望通过使用真实盈余管理的方式以降低融资成本。

模型（8b）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0214401，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，下一年度的偿债能力与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为DEBT（1）回归系数为-0078517，其t-Statistic??-2739551，表现为显著（Prob为00062）。说明由于资本市场动机的存在，当企业负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

根据对表5数据结果的分析，可以看出实验面板数据可以验证出上市公司存在基于资本市场动机的应计盈余管理和真实盈余管理。

343债务期限对盈余管理的影响

模型（9a）的Prob（F-Statistic）为0712397、R-squared为0150957，证明模型整体不是特别显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，长期负债融资与真实盈余管理程度之间是负相关，具体表现为L_DEBT（-1）回归系数为-0040120，其t-Statistic为-0200494，表现为不显著（Prob为08411）；短期负债融资与真实盈余管理程度之间是负相关，具体表现为S_DEBT（-1）回归系数为-0565838，其t-Statistic为-2082409，在5%的水平下表现为显著（Prob为00373）。说明企业为短期债务融资进行真实盈余管理的债务契约动机更显著。

模型（9b）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0214823，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在债务契约动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为L_DEBT（-1）回归系数为-0027540，其t-Statistic为-0677429，表现为不是特别显著（Prob为04982）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为S_DEBT（-1）回归系数为-0117513，其t-Statistic为-2900240，表现为显著（Prob为00037）。说明由于债务契约动机的存在，当企业短期负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

模型（9c）的Prob（F-Statistic）为0014772、R-squared为0167481，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，长期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为L_DEBT（1）回归系数为0181891，其t-Statistic为0917757，表现为不是特别显著（Prob为03588）；短期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为S_DEBT（1）回归系数为0191606，其t-Statistic为0765368，表现为不是特别显著（Prob为04441）。说明企业为长期债务融资而进行真实盈余管理活动的资本市场动机不显著。

模型（9d）的Prob（F-Statistic）为0000000、R-squared为0216916，证明模型整体显著，在实际情况下拟合度较好，且不存在明显自相关性。由模型可以看出，在资本市场动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是正相关，具体表现为L_DEBT（1）回归系数为0072203，其t-Statistic为1780722，表现为不是特别显著（Prob为00750）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为S_DEBT（1）回归系数为-0287990，其t-Statistic为-5862915，表现为显著（Prob为00000）。说明由于资本市场动机的存在，当企业短期负债融资水平较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

综合对表6数据的分析，发现短期债务融资的盈余管理动机更显著，企业为了在资本市场获得短期债务融资同时规避由于违反短期债务契约而支付的高额赔偿金，企业更倾向于进行盈余管理；相反，长期债务融资的盈余管理动机不显著。原因可能是长期债务融资的偿还更多地取决于公司的经营状况和长期盈利能力而非短期流动性，银行在对企业进行长期贷款时，对财务指标的审查和要求会更加严格，一旦发现企业的盈余管理行为，则会从利率等方面对企业进行惩罚，因此上市公司在长期债务融资方面的盈余管理行为得到抑制；而短期债务融资往往是由于企业暂时资金周转带来的流动性不足，银行在对企业进行短期资金融通时，更倾向于以该企业以往的信誉为依据，对财务数据的审核和要求会相对宽松，同时由于对资金的需求比较紧急，企业则往往会采取盈余管理手段来达到基本的借贷财务指标，因此，短期债务融资的盈余管理动机更显著。

344货币政策对盈余管理的影响

若考虑货币政策的影响，将数据分为两组，为了保证面板数据时间上的连续性，货币政策紧缩时选用2010年和2011年两年的数据组成一个短面板，货币政策宽松时选用2012-2015四年的数据组成的一个面板，表7和表8是回归结果。

当考虑货币政策时，在货币政策紧缩的条件下，对于资本市场动机下应计盈余管理与负债融资和真实盈余管理与负债融资两个模型进行优化，通过固定效应模型的回归结果可以看出，在资本市场动机下，负债融资与应计盈余管理程度之间的关系均不显著。在债务契约动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为：L_DEBT（-1）回归系数为-0213245，其t-Statistic为-2138275，绝对值大于2，且统计上显著（Prob为00002）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是负相关，具体表现为：S_DEBT（-1）回归系数为-0054924，其t-Statistic为-1656941，表现为显著（Prob为00978）。说明在货币政策紧缩条件下，由于债务契约动机的存在，当企业无论是短期负债融资水平还是长期负债融资水平，在其较低时，管理层希望通过使用应计盈余管理的方式以降低融资成本。

真实盈余管理程度也会受到货币政策的影响，在资本市场动机下，短期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：S_DEBT（1）回归系数为0792962，其t-Statistic为4141564，表现为非常显著（Prob为00000）。说明在货币政策紧缩条件下，由于资本市场动机的存在，企业为了获得短期债务融资，会进行真实活动盈余管理。在债务契约动机下，统计上变现为不显著。详见表9和表10。

同样，在货币政策宽松的条件下，对于资本市场动机下应计盈余管理与负债融资和真实盈余管理与负债融资两个模型进行优化，通过固定效应模型的回归结果可以看出，在资本市场动机下，长期负债融资与应计盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：L_DEBT（1）回归系数为-0324511，其t-Statistic为-1312593，表现为特别显著（Prob为00000）；短期负债融资与应计盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：S_DEBT（1）回归系数为0135912，其t-Statistic为2974858，表现为特别显著（Prob为00030）。说明在货币政策宽松条件下，由于资本市场动机的存在，企业倾向于进行应计盈余管理。在债务契约动机下，短期负债融资与真实盈余管理程度之间是正相关，具体表现为：S_DEBT（-1）回归系数为-0633462，其t-Statistic为-3731490，表现为特别显著（Prob为0 0002）。说明在货币政策紧缩条件下，由于债务契约动机的存在，当企业短期负债融资水平较低时，管理层希望通过使用真实盈余管理的方式以降低融资成本；企业长期负债融资水平与真实盈余管理的相关性不大。

进一步分析，当货币政策紧缩时，无论是真实盈余管理还是应计盈余管理的资本市场动机都不显著，债务契约动机显著，同时通过回归系数可以看出，企业更倾向于真实盈余管理。当货币政策宽松时，真实盈余管理的资本市场动机显著，操纵性应计盈余管理的资本市场动机和债务契约动机均显著，同时通过回归系数可以看出，当货币政策宽松时企业更倾向于操纵性应计。

综合表7、表8、表9和表10的数据，可以看出来研究发现企业存在基于债务契约动机和资本市场动机的应计盈余管理，真实盈余管理程度受货币政策影响较大。当货币政策紧缩时，债务契约动机显著，企业倾向于真实盈余管理；当货币政策宽松时，由于真实盈余管理带给企业的不良影响较大，对于企业来讲成本过高，所以企业不倾向于通过真实盈余管理来达到避免违反债务契约和资本市场融资的目的。

结合上述分析可以得出，当货币政策紧缩时，企业倾向于真实盈余管理；当货币政策宽松时，企业倾向于应计盈余管理。

345模型稳健性分析

为了检验本研究结论的可靠性，避免因会计信息为基础的债务契约限制条款的替代变量选取的不同对结论造成的影响，我们改变了负债融资的度量方法，以利息保障倍数作为其替代变量，用多元回归模型做了进一步检验。回归结果表明，不论如何度量企业负债融资，本文得出的盈余信息质量与负债融资之间的关系都保持不变，控制变量的符号和显著程度也保持不变，表明实证研究结果具有较高的稳健性。

4研究结论

本文以2008―2015年的1578家上市公司12624个观测值为研究对象，以银行借款为企业负债融资的替代量，通过修正的琼斯模型和Roychowdhury模型对公司的盈余管理进行刻画，并将企业微观的盈余管理决策与宏观经济政策相结合，对上市公司在不同货币政策下，盈余管理与负债融资的关系进行了实证分析。研究表明：存在基于负债契约动机和资本市场动机的应计盈余管理。盈余管理的负债契约动机和资本市场动机受到多种因素的影响，其中以债务期限影响最为显著。当企业的短期债务……同时，上市公司的盈余管理受到货币政策较大的影响，当货币政策紧缩时，银行对于企业的融资约束大，企业不惜采用成本更高的真实盈余管理，改变企业的盈余信息，从而获得贷款。货币政策比较宽松，?y行会放松监管要求，考虑到成本效益原则企业更倾向于操控性应计盈余管理。货币政策作为政府调控经济的手段，影响着企业负债融资的难易，当货币政策宽松时，银行有充足的资金用以放贷，对企业报表信息的要求相对降低，企业更容易进行负债融资；相反，当货币政策紧缩时，可用资金池紧张，企业若想达到负债融资的目的则需要付出更高的代价。

期货稳定的盈利模式篇5

关键词：金融；统计；套利研究

中图分类号：C81 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）10-0-03

一、引言

随着金融市场不断发展，投资者的投资理念从追逐绝对高收益变为追求稳定、低风险收益。Fama（1970）提出的有效市场理论指出：在具有有效性的市场上，投资者难以获取超越市场的利润。然而实践中，金融市场并非处于完全有效的状态，金融市场上也存在一部分投资者，他们可以获取超越市场的利润。这种利用市场上存在的非完全有效状态来获取低风险甚至无风险的利润成为越来越多机构投资者的投资方式。Granger和Engle（1978）提出协整理论后，大量的统计套利模型被开发以获取因市场非完全有效状态带来的获利机会。本次研究的目是在协整理论的研究基础上构建一套基于协整关系的统计套利交易机制并且检验其在中国期货市场上的有效性。

本文将按如下结构展开：第一部分为研究理论综述，第二部分是推导套利模型和构建交易机制，第三部分以黄金白银期货为例进行实证检验，最后提出结论和研究建议。

二、文献综述

金融数据往往是一组时间序列，对于时间序列的研究应基于时间序列数据的平稳性。然而，实践中，很多金融数据本身都是不平稳的，因此也就无法准确地运用计量经济的方式进行建模研究。Granger和Engle（1978）提出了协整理论，该理论提出：当两组金融时间序列都是不平稳的，但是这两组不平稳的时间序列之间的残差如果是平稳时，说明其存在协整关系。接着，Engle和Granger（1987）建立EG两步法用于协整关系的估计和检验。在此基础上，Johansen（1988）给出了误差矫正模型的一般式。通过使用该模型，两个并不相同但是具有协整关系的资产能够实现基于两者差值（即误差）回归条件的套利。

然而，Granger和Engle提出的协整关系只是基于资产之间存在线性的协整关系，张世英等（1999）通过对非线性协整的研究，突破了线性协整模型的限制，扩大了金融资产之间进行协整研究的范围，并利用非线性协整模型对沪深股市进行了实证分析。此外Balke和Fomby（1997）也进一步完善了协整的概念，提出了门限协整，即两个资产在一定的门限外存在协整关系，但是在一定门限内却不存在协整关系，门限协整的提出进一步扩大了协整理论在实际中的应用范围。葛翔宇等（2012）在Balke和Fomby的基础上对英国富时指数期货和德国法兰克福指数期货的门限协整关系进行验证，并给出了门限协整关系套利的策略。

国内有不少学者利用协整进行实证研究和模型开发，例如仇中群等基于协整的估值期货跨期套利策略模型。

三、套利模型和交易机制

统计套利基于两个相关度极高的资产组合进行，且认为这两种资产组合相关性存在持续性。因此，如果两者价格走势一旦出现了背离，则认为这种背离现象在未来会得到纠正，由此产生了套利利润。统计套利利用了均值回归思想，即认为两个相关度很高的资产组合的价差出现背离后，未来会向价差的均值进行回归。本文的研究目的就是要寻找两个具有协整关系的资产，通过协整关系式来确定资产间的配置比重，最后通过残差的统计性质来确定套利模型。

为了说明方便，不妨假设存在资产A和资产B，两者的价格时间序列，分别以表示，具体步骤如下：

1.对其资产A和资产B进行相关性检验。一般而言相关性更高两个投资品存在协整关系的可能性更高。研究中常用相关系数来表示其相关性：

其中：A和B表示两组价格的时间序列。

2.对资产A和资产B进行协整关系关系，采用的方式是Engle-Granger两步法的方式。其展开思路先零假设一组一阶单整时间序列，记为，对其进行简单的最小二乘法回归得到其平稳关系的系数以及一组残差，再用ADF对残差进行检验，如果残差平稳则认为存在协整关系。

具体步骤为：（1）先对资产A和资产B进行ADF检验确定两者是否是一阶单整时间序列，如果存在高阶单整现象需要进行差分直到满足一阶单整。（2）用OLS法估计资产A和资产B之间长期的静态回归方程：，得到参数和残差序列。（3）对残差序列进行ADF检验，如果检验结果平稳，则可以认为A和B之间存在长期协整关系。

3.资产配置比重

资产A和资产B之间存在长期的协整关系，用线性公式表达为：。套利目的在于对冲两个资产的风险，对冲比率则由上式中的表现。表示了资产A和资产B之间存在的简单线性关系，即如果有1单位资产A需要用单位的资产B进行反向的对就冲。

4.基于残差序列的交易策略

（1）确定参数

由OLS法可以得到资产A和资产B之间的长期协整关系式：，通过变形可以得到。计算残差序列的均值和标准差，以和来表示。

（2）交易策略设置

为了说明方便，下文用价差spread来表示残差 的概念，则资产A和资产B之间的价差spread可以表示为。

本次研究的交易规则是确定开仓值，平仓值和止损点，对应资产A和资产B的配置比重进行交易。研究中的开仓、平仓和止损点位设置如下：

开仓值用残差的均值加上k1倍的标准差表示，即。

平仓值用残差的均值加上k2倍的标准差表示，即。

止损点用残差的均值加上k3倍的标准差表示，即。

四、实证研究

1.研究对象和数据说明

本次研究以上海期货交易上市的黄金和白银期货作为实证检验对象，数据采用的是黄金和白银期货的连续主力合约的收盘价格，测试的数据频率为5分钟数据。样本内回测数据时间为：2012.5.10至2013.5.31。样本外回测数据时间为：2013.6.4至2013.8.27。为了增加平稳性，价格选用的是黄金白银的对数价格进行研究。

2.相关性检验

从样本外数据检验发现，黄金和白银期货对数价格的相关系系数为0.9769，存在很强的相关性。从下图看其走势也基本接近。

图1：黄金白银期货走势图

3.协整关系检验

对黄金和白银期货合约价格取对数后进行ADF检验，发现两者都是不稳定的时间序列，于是对其进行差分，发现其经过一阶差分后为平稳的时间序列，因此认为黄金和白银的期货合约的对数价格是一阶单整的，即。

图二：白银和黄金期货合约对数价格的ADF检验

图三：一阶差分后的白银黄金期货合约对数价格的ADF检验

对黄金白银期货价格进行进一步协整检验，结果显示黄金和白银期货合约的对数价格存在长期的协整关系，因此可以对其进行协整的统计套利。

图四：黄金白银协整检验结果

4.对黄金白银期货合约价格进行线性回归，得到其协方差系数和残差。通过t检验发现其p值很小，因此存在以下线性关系：

图五：黄金白银期货合约对数价格线性回归结果

由上述表达式进行转换可以得到残差的表达式：

我们进一步检验了线性回归得到的残差的平稳性，ADF检验结果显示残差序列平稳，这也证明了其协整关系的存在。

图六：回归残差项的ADF检验

我们对于回归的残差项进行统计分析，其均值为-3.9190e-11，标准差为0.0252，偏度为-0.1722，峰度为2.7531，存在典型的金融数据所具有的尖峰和左偏态的现象。

图7：残差的分布图

5.黄金白银期货合约配比

通过上述黄金白银期货合约对数价格线性回归式可以得到黄金白银期货合约的手数比：

由黄金白银期货合约价格比：

可以得到 ：

我们使用黄金合约一年的平均价格331206，作为计算黄金白银期货合约手数比的参数，可以计算得到：

对合约手数比进行取证大约可以得到：2手黄金对7手白银。

6.交易策略

由于残差的均值极小，此处假定其均值为0。

a.当大于阈值开仓买入2手黄金，同时开仓卖空7手白银；

b.当小于阈值开仓买入7手白银，同时开仓卖空2手黄金；

c.当小于阈值进行平仓；

d.当大于阈值进行平仓；

e.当大于阈值进行止损；

f.当小于阈值进行止损。

7.样本内回测结果

利用样本内数据，首先对数据进行参数估计，以收益率为基准，得到的最优参数为：分别为。本次研究假设资金总额30万，回测2手黄金和7手白银为一组的交易配对资产收益。

样本内回测结果表明，该策略具有在2012年5月至2013年5月间累计收益率157%，盈亏比1.02，但其单手平均盈亏额为2.82，其获胜概率并非很高，但是单笔盈利远大于单笔亏损，以此总结收益比较好。其波动率比较大，也是导致其夏普比例较小的原因。其资金的最大回测比在21%左右，查找原因在于2012年8月21日至27日黄金出现的大幅上涨，导致黄金白银价格背离严重。

图8：样本内价差走势图

图9：样本内测试资金变化图

8.样本外回测结果

样本外回测结果并不如样本内回测结果，在样本外发生了很大的亏损，从单笔盈亏比发现，其比率为1.9，但是由于盈亏次数比的上下将很多，即亏损次数过多导致了最后的总的亏损。从实际价差的走势看，由于该套利策略运用于均值回归，如果实际中套利品种间长期处于背离状态，在止损处来回小幅震荡，会导致开仓却很快被平仓的交易发生过多。虽然每笔损失会被锁定在比较小的区域内，但是由于发生次数过多，最终累计会造成较大损失。黄金和白银的价格在6月底开始出现比较大的背离，之后两者价格又反向背离，造成了价差回归次数很少。

5） 图10：样本价差走势图

图11：样本外资本变化

五、结论与建议

本次研究探索了存在协整关系的两个相关性很高的资产间存在的统计套利机会，并构建了一套针对存在协整关系的资产的统计套利机制。通过实证研究黄金白银这两个贵金属之间长期上存在协整关系，我们利用其存在的这种关系进行统计套利。通过对2012年5月至2013年5月间5分钟频率数据进行样本内回测发现，当把开仓点调整为1个标准差，平仓点调整为-0.2个标准差，其年化收益约145%，资金的最大回撤比为21%。同时我们对2013年6月至2013年8月间的5分钟频率数据进行样本外回测，发现由于这三个月黄金白银间的价格背离比较严重，因此其回归胜率大幅下降为34%，造成亏损。本次研究在样本外测试中显示了模型的不稳定性，需要对该策略和模型进行进步一步调整，例如将静态标准差变为动态标准差、优化动态变化的时间跨度等，同时也需要引入更完善的风险管理机制，加强对资金的控制。

参考文献：

[1]Engle R F，Granger C W J. Cointegration and error correction：representation，estimation and testing[J]. J Econometrics， 1987，55 ：119-139.

[2]Johansen S. Statistical analysis of cointegration vectors. Journal of Economic Dynamics and Control 1998，12： 231-254.

[3]张喜彬，孙青华，张师英.非线性协整关系及其检验方法研究[J].系统工程学报，1999，14（1）：57-68.

[4]Balke N S，Fomby T B. Threshold Cointegration[J].International economics reviews， 1997， 38：627-645.

[5]樊智，张世英.非线性协整建模研究及沪深股市实证分析[J].管理科学学报，2005，8（1）：73-77.

[6]葛翔宇，等.门限协整套利：理论与实证研究[J].统计研究，2012，V29（3）：79-87.

[7]仇中群，程希骏.基于协整的估值期货跨期套利策略模型[J].系统工程，2008（12）：26-29.

[8] Andrew Pole. Statistical Arbitrage. [M]机械工业出版社，2012：19-24.

[9] Johansen S. Estimation and hypothesis testing of cointegration vectors in Gaussian vector autoregressive model. Econometrica， 1991，59（6）： 1551-1580.

期货稳定的盈利模式篇6

【摘要】套期保值的本质是一种资产组合，该资产组合的损益由进行套期资产组合的现货价格和期货价格的差额来决定，即由基差来决定。由于套期保值存在基差风险，因此，要对基差进行风险管理，建立严格的内部控制制度。

【关键词】套期保值；基差风险；风险内控

一、衍生金融工具的概念和特点

《国际会计准则第39号——金融工具：确认和计量》中对衍生金融工具定义如下：

“衍生工具是满足所有下述三个特征的本准则范围内的金融工具或其他合约：

1.由于特定利率、金融工具价格、商品价格、外汇汇率、价格或利率指数、信用等级或信用指数，或其他变量（有时被称作‘标的’）的变动而发生价值变动；

2.不要求初始净投资，或与对市场条件变动具有类似反应的其他类型合约相比，所要求的初始净投资较少；

3.在未来某日进行结算。”

作为一种新型的风险管理手段，与传统的风险管理方式相比，衍生金融工具在风险管理上具有成本优势、形式更为灵活等特点。

除了以上三点之外，衍生金融工具还具有杠杆性、衍生性、高度的风险性、未来性、契约性、组合性及融资性等特点。

二、持有衍生金融工具的目的是为了套期保值

持有衍生金融工具的目的是为了套期保值，通过对冲，对资产和负债实现保护，以防范标的物价格变动对财务状况的影响并投机获利，这就是套期保值。

从套期保值理论上讲，在正常的基差条件下，套期保值是由一个市场（如期货市场）的盈利或亏损来抵销另外一个市场（如现货市场）的亏损或盈利，从而锁定商品的采购或销售价格，转移价格波动风险，实现降低经营风险的目的。

套期保值的本质是一种资产组合，该资产组合的损益由进行套期资产组合的现货价格和期货价格的差额来决定，即由基差来决定。基差的定义为：

基差＝进行套期保值资产的现货价格（P）－所使用合约的期货价格（F）

对于空头套期保值来说，其资产组合由现货市场的多头资产与期货市场的空头资产构成，该套期保值的损益由基差变化决定，当基差扩大时盈利，当基差缩小时亏损；而多头套期保值由现货市场的空头（预期未来购买）与期货市场的多头资产组成，当基差缩小时盈利，当基差扩大时亏损。因此，套期保值并不能消除所有风险，而是把价格风险转换为基差风险。在正常的市场条件下，基差波动性较小，相对比较稳定，因而基差风险比价格风险更易于管理。这也是套期保值者利用期货市场来进行价格风险管理的原因所在。

随着国内外商品价格的大幅波动，我国有越来越多的企业开始利用国内和国外的期货、期权互换等衍生金融工具来进行商品价格风险管理，套期保值已成为许多企业经营活动中的重要组成部分。

我国某粮油公司（以下称A公司）的套期保值组合为：在国内现货市场上持有大量的现货豆油以供销售，同时在美国芝加哥现货商品期货交易所（以下简称CBOT）期货市场上卖出并持有了相应数量的豆油期货合约。这是一个典型的空头套期保值。

假设现货豆油和期货豆油是同等数量并且以同种货币计量的（即排除了汇率的影响），该组合的盈利模式为：当国内的现货市场豆油价格高于成本时，A公司出售豆油现货，实现国内现货盈利。同时，如果CBOT豆油期货价格上涨，A公司出售豆油期货，在CBOT上出现亏损，如果亏损小于国内盈利时，综合国内和国外两个市场的情况看，A公司是盈利的；如果CBOT豆油期货价格下跌，A公司出售豆油期货，在CBOT上实现盈利，A公司整体上实现盈利。

该组合的亏损模式为：当国内的现货市场豆油价格低于成本时，A公司出售豆油现货，国内现货亏损。同时，如果CBOT豆油期货价格上涨，A公司出售豆油期货，在CBOT上出现亏损，A公司整体上亏损；如果CBOT豆油期货价格下跌，A公司出售豆油期货，在CBOT上实现盈利，如果盈利小于国内亏损时，综合国内和国外两个市场看，A公司整体上仍然亏损。

无论是盈利模式还是亏损模式，都可以通过基差来说明，即当基差扩大时盈利，当基差缩小时亏损。

三、套期保值的内部控制

从以上的例子可以看出，套期保值存在基差风险。在正常的市场条件下，基差相对稳定且波动幅度较小，期货市场的盈亏与现货市场的盈亏基本保持平衡，从而使套期保值的净损益较小，实现了套期保值转移价格风险的目的。但在某些特殊市场情况下，基差会出现异常变化，不利的变化会导致套期保值者出现亏损。因此，要对基差进行风险管理，建立严格的内部控制制度。具体应从以下几方面着手：

（一）选择有利的套期保值时机与确定合适的套期保值比例

有利的时机是指基差必须处在正常合理的范围内，这样才能降低套期保值的风险；套期保值比例是指套期保值数量占现货持有数量的比例，在基差风险偏高时，就降低套期保值比例。在基差风险高时选择较高的套期保值比例无疑会造成亏损。这就要求从内部控制上对套期保值的决策、执行和监督进行分离。

（二）建立合理的基差风险评估和监控制度

1.企业必须知道面临的风险是什么及风险的大小；2.确保所有可能的结果都已经预测到。国外的调查研究表明，为管理套期保值的基差风险，企业普遍使用压力测试法和风险价值法来量化套期保值的风险，尤其关注有可能导致巨额亏损的小概率事件。内部控制建设更应着重于对基差的日常关注和研究，建立对企业主要商品价格的国内和国际市场的交易数据模型，统计出价格的相关性，确定基差的波动区间，这样就可以揭示套期保值的有效性。

（三）建立严格的止损计划以规避异常基差变化的小概率事件风险

套期保值的最大风险就是基差出现异常变化，一旦出现基差不利的异常变化，最佳策略就是立即平仓止损，以避免更大的亏损。这就要求从内部控制上建立监控体系，通过历史模型，确定正常的基差幅度区间。一旦基差突破历史模型区间，表明市场出现异常，就应该及时止损，或者通过内部控制确定最大的可接受的亏损额，一旦达到亏损额，就及时止损。

（四）从组织结构上建立有效的内部控制

董事会和经理层、交易执行部、风险管理部及监督部门等明确责任，分工协作，制定有效的政策，实行逐日盯市场制度、建立严明的人事制度以及建立能发挥作用的市场风险管理机制等等。

（五）建立风险准备金

衍生金融工具风险准备金＝最大损失额×综合风险系数。这就要求企业要有历史统计数据，建立科学的经验模型，最大损失额可通过各种统计模型计算得出，比如回归模型、VaR（风险价值，ValueatRisk）模型等，采用矩阵法评估衍生金融工具的风险，最后得出准确的综合风险系数。

（六）加强国际监管和国际合作

期货稳定的盈利模式篇7

社会消费的繁荣是零售行业增长的基石。今年社会消费屡创新高，主要是物价上涨的影响，前五月物价贡献38％。扣除价格因素后，实际消费也有所上升。批零企业景气指数和批零企业家信心指数依然高位运行，显示消费市场前景看好，但消费者信心指数受近期物价上涨迅速而出现暂时性下降，我们认为这是短期观望效应。

温和的通胀对零售行业有利，其中百货最受益。预计全年社会消费保持17％的增速，奢侈品在高通胀环境下有可能迎来新的发展机遇。

上半年行业收入增长27％，净利润增长57％。子行业之间比较百货的盈利能力更强更稳定。内外资龙头公司对比，A股百货效率提升空间最大。全年业绩展望，收入可望保持10―20％的增长水平，部分龙头公司可能更高。净利润百货未来5年将以27―35％的年均复合增长率增长；而家电零售企业未来5年的复合增长率有望超过这个水平。

在熊市中，商业指数表现较好，目前估值与05―06年水平相当，但成长性明显高于那时，横向比较，百货A股估值已经低于香港。

渤海证券给予商业零售行业的评级为“谨慎看好”。选股思路有四：能充分分享社会消费繁荣的，高通货膨胀率时期能较快发展的，区域的百货整合者，事件推动下的主题投资。看好苏宁电器、大商股份、银座股份、鄂武商、武汉中百、欧亚集团。

广百股份(002187)：快速成长的区域连锁百货龙头

区域连锁零售百货龙头企业。百货零售业一直是公司的核心主业，在2007年公司共有10家百货门店，营业总面积达21．12万平米，门店网络主要分布在广东省内，06年广州市内的营业总收入占百货门店总收入比达94．1％。公司目前已经成为广东省销售规模最大的百货零售商之一。

主力门店配置趋于合理。长期以来，北京路店是公司盈利唯一主要来源，而随着天河店和新一城店的设立，收入和利润集中来源于北京路店的局面有望改变，主力门店配置趋于合理。

联销是公司最重要经营模式。公司采用的经营模式主要有：联销、购销及物业出租，其中联销是公司百货经营最重要的销售方式，也是公司盈利的主要来源，且贡献比例逐年增长。

公司业绩持续增长，销售规模计划达到40亿元。2004年―2006年，公司营业总收入复合增长率为16．34％。净利润复合增长率高达32．73％。未来，公司计划在2―3年内增加门店3―5家，争取在广东省内的连锁网点规模达到15家，使销售规模达到40亿元。

公司近期公告称：预计07年归属于母公司所有者的净利润同比增长50％―80％。日信证券分析师认为公司实际盈利增长情况将好干这一水平，预测2007年净利润为1．50亿元，每股收益为0．94元，预测2008年一2010年的每股收益分别为1．22元、1．60元、1．88元。根据公司在行业中所处地位及新开门店所带来的较好成长性，认为可以给予公司08年40倍―43倍动态市盈率，公司合理股价区间应该在48．8元―52．5元。

今日投资《在线分析师》显示，公司2008至2010年综合每股盈利预测分别为0．91、1．15和1．46元，对应动态市盈率为26、20和16倍。当前共有7位分析师跟踪，1人建议强力买入，4人建议买入，2人建议观望，综合评级系数2．14。

风险提示：广州地区市场竞争状况日趋激烈，公司经营业务相对集中；第一次尝试购物中心模式；租赁物业存在的经营风险。

大商股份(600694)：业绩略好于预期

2008年1季度，大商实现营业收入55．6亿元，同比增长31％，得益于所得税税率的下调，公司实现净利润1．25亿元，同比增长55％，占我们全年预测的25％，略好于预期。

整体来看，公司1季度各项经营指标表现均较为合理：1)销售收入增长31％，增速基本和07年持平，表明公司各门店的经营状况良好，老门店和新开门店均有较好的销售表现。2)受新店促销影响，毛利率同比下降0．5个百分点，毛利整体增长27．2％。3)营业费用率小幅上升0．2个百分点，管理费用率同比下降0．8个百分点，期间费用增长基本稳定。4)税前利润同比增长28％，受所得税税率下调影响，实现净利润1．25亿元，同比增长55％。5)经营所得现金流达到4．721亿元，是净利润的3．8倍。

增发未获通过带来一定不确定性。公司4月21日公告其非公开发行A股股票申请未获证监会审核通过。我们认为，这将使公司增发项目的推进具有较大不确定性。截至1季度末公司资产负债率68％，长短期银行借款14．5亿元，已经处于较高水平，因此公司继续通过银行借款等方式筹措资金的空间已经不大。

今日投资(《在线分析师》显示，公司2008至201 O年综合每股盈利预测分别为1．75、1．94和2．50元，对应动态市盈率为20、18和14倍。当前共有9位分析师跟踪，4人建议强力买入，4人建议买入，1人建议观望，综合评级系数1．67。

中金公司维持对公司全年的盈利预测，08―09年分别实现净利润4．95亿元和6．51亿元，同比增长63．1％和31．6％。

期货稳定的盈利模式篇8

零售行业与大盘涨幅持平

2009年4月1日至今，零售行业上涨21.01％，上证综指上涨15.28％，行业整体涨幅略好于市场。其中，受益于房地产市场回暖带来的需求回升、原材料下跌推动下的持续降价，家电零售企业销售回暖，其市场表现亦是最好，最高上涨30％。这段时间百货表现略逊于电器，对于行业内上市公司而言，推动股价上涨的动力主要来自两方面：实施股权转让、资产注入或存在此类预期下的业绩改善型公司，如南京中商、深国商、武汉中商、小商品城，估值偏低、有补涨需求的公司，如合肥百货、鄂武商A、广州友谊、王府井等。

4、5月份超市类上市公司表现落后大盘，虽然上市公司的同店增长开始回升，但受制于CPI指数的持续走低，市场对超市子行业景气度的判断未有转变，再加上行业估值偏高，股价上行面临较大压力。

城市消费出现回暖迹象

今年1-5月，社会消费品零售总额同比增长分别为18.5％、11.6％、14.7％、14.8％，15.2％，消费增速延续去年10月以来的下滑趋势，但剔除商品零售价格下跌因素后，其实际值仍稳定在16.6％。过去一段时间，虽遭受经济危机困扰，但物价下跌对冲了对经济的悲观预期，国内消费保持旺盛生机，消费的商品数量始终稳步增长。

2008年10月经济危机爆发以来，城镇居民的人均可支配收入和消费性，支出都有回落，但消费性支出的回落提前于可支配收入，说明危机初期城镇居民的消费行为更多地是受到了对未来收入预期不乐观的情绪影响，随着国家各项提振经济措施逐步出台，3、4月份消费者信心指数和消费者预期指数止住跌势，消费支出和收入间增速的跌幅差距也逐渐收窄。

分地区看，以北京、上海为代表的一线城市在度过低迷的一季度后，景气程度有回暖迹象，零售企业五一、端午两个小长假的销售都有两位数的增长，特别是端午节期间，流感疫情降低了大家出行意愿，而消费者信心的回升更进一步促使购物欲望的释放，零售企业在这个本非传统消费旺季的端午节表现出人意料。二线城市销售维持平稳增长态势，几乎感受不到危机的存在，陕西西安春节、五一、端午的商品销售额增长分别为20％、19％、30％，山东烟台的社会消费品零售总额增幅则是16.5％，20.7％、19.7％。

在农村，农民的人均现金收入和人均现金支出增速亦呈下降态势，且一季度出现了收入增长慢于支出增长的现象，造成农民收入增速快速下降的主要原因是工资性收入的减少，畜牧业和渔业收入减少是另两个原因，未来农民工的劳动力成本难有上升空间，抵补收入下降的主要动力还是在于农民家庭经营性收入的增加。

相对估值下的投资机会

商业零售企业处在产业链的最终端，是典型的消费服务类公司，企业以渠道为王，在铺设渠道过程中，结合毛利率、费用率的变化，可将公司发展过程分为四个阶段：扩张初期、快速扩张期、稳定扩张期、不经济扩张期。

相应的，市场给予公司的估值也会有所变化：扩张初期，销售尚未形成规模，毛利率较低，同时费用率也较低，公司盈利能力弱，但市场会因看好其未来前景给予较高PE；在公司销售达到一定规模后，毛利率增长开始快于费用率增长，企业盈利以更快的速度增长，市场看重企业盈利的增速，继续给予较高PE，建立在高PE和高速增长的盈利之上的股价迅速攀升，投资者获得丰厚回报，过了这段时期，公司进入稳定扩张期，毛利率与费用率稳定，市场不再将其定位为成长股，PE降至合理水平，支撑股价上涨的动力来自公司业绩的增长；如果公司在市场饱和时继续扩张，就会陷入不经济扩张期，利润率下降，PE维持在低位水平。

我们认为，国内大部分零售上市公司都处在稳定扩张阶段，不宜按成长性公司给予估值。但其一直享有业绩稳定增长带来的估值溢价，因此推动零售类公司PE向上的动力主要来自相对估值法下市场整体估值重心的上移。目前上证A股滚动市盈率已提高到24倍，为零售股打开估值空间。

二季度受益于假日销售的良好表现，零售类上市公司明显出现转机，从高端百货到连锁超市的销售收入增长都超过10％，预计本季度将呈现同比和环比数据的双增长。三季度是传统的消费淡季，但去年三季度的凉夏、地震、奥运因素使得同比基数较低，估计今年三季度会是一个同比正增长、环比负增长的局面。上市公司业绩的持续回暖是行业估值上移的另―个动力。

资产注入带来的业绩改善预期

推动零售行业上市公司业绩的内生动力来自既有门店的收入增长，其增速与当地的社会消费品零售增长相当，外生动力则来自门店的规模扩张，可通过自建或收购方式取得资源，而以股权收购、资产注入方式获取商业资源，实现快速发展的事例在零售企业，特别是百货企业中屡见不鲜。究其原因，一是中国幅员辽阔，百货行业属于日用消费服务行业，存在历史久远，行业内资源丰富；二是中国的百货企业发展缓慢，联营直销的商业模式使企业规避了经营风险，但同时也制约了企业的发展，物流、采购、人力资源、信息技术等后台系统建设缺失并未给企业带来生存危机，难以出现全国性的具有垄断地位的龙头企业，行业集中度低。

因此，从90年代以来，百货企业的行业整合持续演进，有国资背景的上市零售公司往往成为当地国有商业资源整合平台，银座股份、小商品城、重庆百货、合肥百货、新世界、百联股份、武商联下的鄂武商、武汉中百无不身负此类使命。市场也因这些公司背后的故事给予其更多地关注、更高的溢价。沿着这条投资思路可以找到那些估值合理，安全边界高，资产注入预期明确的公司，并长期关注。

“谨慎推荐”百货行业和电器连锁

子行业中，给与百货“谨慎推荐”评级，寻找相对估值较低的公司，或估值合理、资产注入预期明确的公司，推荐欧亚百货、重庆百货、广州友谊、鄂武商、合肥百货、银座股份、小商品城，给与电器连锁行业“谨慎推荐”评级，长期推荐苏宁电器，受食品价格持续低位徘徊影响，给与超市行业“中性”评级，推荐相对估值较低的武汉中百。