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文檔簡介
1、PAGE PAGE 24 PAGE 1岸流動性信息與資安產收益:拜基于非參數模型啊的分析目錄TOC o 2-3 h z t 標題 1,1,摘要,1,參考文獻和附錄,1 HYPERLINK l _Toc241808822 摘要 PAGEREF _Toc241808822 h 1 HYPERLINK l _Toc241808823 啊1.唉稗背景分析吧 PAGEREF _Toc241808823 h 佰1 HYPERLINK l _Toc241808824 藹2.岸扳流動性的非參數拔求解翱 PAGEREF _Toc241808824 h 耙3 HYPERLINK l _Toc241808825 把
2、3.半澳非參數建模、估辦計方法與檢驗斑 PAGEREF _Toc241808825 h 隘4 HYPERLINK l _Toc241808826 挨3.1.骯翱模型建立與估計耙 PAGEREF _Toc241808826 h 岸4 HYPERLINK l _Toc241808827 斑3.1.1.岸捌流斑動邦性信息對預期收耙益沖擊的非參數奧定向加權法矮 PAGEREF _Toc241808827 h 板5 HYPERLINK l _Toc241808828 捌3.1.2.芭頒變系數部分線性癌模型及估計傲 PAGEREF _Toc241808828 h 隘6 HYPERLINK l _Toc24
3、1808829 疤3.1.3.敗般變系數部分線性絆模型的檢驗辦 PAGEREF _Toc241808829 h 懊7 HYPERLINK l _Toc241808830 鞍4.疤稗數據與模型結果胺分析敖 PAGEREF _Toc241808830 h 拌8 HYPERLINK l _Toc241808831 扳4.1.艾擺數據說明與描述岸 PAGEREF _Toc241808831 h 罷8 HYPERLINK l _Toc241808832 熬4.2.壩霸模型估計結果及霸分析白 PAGEREF _Toc241808832 h 辦9 HYPERLINK l _Toc241808833 瓣4.2
4、.1.捌巴定向加權部分的皚結果及分析靶 PAGEREF _Toc241808833 h 壩9 HYPERLINK l _Toc241808834 巴4.2.2.疤霸變系數部分線性骯模型的估計、檢隘驗和捌bootstr邦ap癌模擬爸 PAGEREF _Toc241808834 h 拜10 HYPERLINK l _Toc241808835 頒4.3.矮稗模型討論辦 PAGEREF _Toc241808835 h 叭13 HYPERLINK l _Toc241808836 哎5.背搬小結與建議跋 PAGEREF _Toc241808836 h 奧13 HYPERLINK l _Toc2418088
5、37 參考文獻 PAGEREF _Toc241808837 h 15 HYPERLINK l _Toc241808838 附錄 PAGEREF _Toc241808838 h I摘要胺本文首先從全新辦的角度給出市場藹深度指標的求解絆方法,分別從定敗向加權和變系數胺部分線性模型的巴視角檢驗流動性壩信息的預測能力拌,并應用于我國耙股票市場每日收熬益率的研究,得邦出四點判斷:1拜、通過非參數方耙法求解得到的指凹標值具有顯著的吧平穩(wěn)性。2、流吧動性信息的時變伴性對股票市場存案在顯著的非線性昂沖擊,而且流動佰性信息的持續(xù)性翱變化與收益之間壩存在負向關系,愛并發(fā)現股票收益半分布具有多峰性八的特點。3、得鞍
6、到和經典資產定版價模型相同的結傲論,即市場綜合巴指數對個股具有胺顯著的影響。4啊、模型驗證了流安動性信息通過波吧動性將信息非線叭性傳導給投資者板的假設,伴隨著白流動性信息的時鞍變性,投資者所襖得到的風險補償胺也具備時變性,扒但由于市場不夠奧透明、信息不對皚稱,流動性信息隘并不能全部傳導氨給投資者,或者澳在之前由于信息皚的外漏,原本的吧流動性信息傳導奧路徑也可能會被懊誤導。5、通過邦實際數據的驗證霸,我們所建立的按變系數部分線性昂模型能夠較好的拔解釋流動性信息斑的傳遞,也為我扳們以后的實證研搬究提供了一個估愛計和檢驗流動性艾信息傳導和時變拔型風險補償的新挨方法。阿關鍵詞:奧流動性信息 敖市場深度
7、 定按向加權 變系數癌部分線性模型 哎 波動性 背景分析鞍自從證券市場誕唉生以來,預測資盎產回報一直是人芭們關注的焦點之氨一。骯Fama(19班70)叭提出,資產回報皚可預測性被分為疤基于過去回報信哎息的安“爸弱形式癌(weak f爸orm)挨”絆可預測性和基于稗過去公開信息的伴“昂半強形式稗(semi-s罷trong f罷orm)耙”俺可預測性。其中敗,弱形式可預測版研究探討回報的笆序列依賴性,這愛種序列依賴性也白可捕獲期望回報捌的可預測變化;背半強形式可預測礙研究使用其它公爸開可得的滯后變柏量作為工具疤(instru挨ment)吧變量,詳見文獻巴2骯0八。般不過,滯后工具擺變量的預測能力岸
8、仍存在爭議,這爸是因為研究者認敖為所度量的預測敖關系可能是偽關澳系辦(spurio靶us)隘 Ferson、Sarkissian和Simin(2003)指出預測回歸中存在多種統(tǒng)計偏差。盎,為了辨別這些瓣預測關系的真?zhèn)螉W,在資產回報預伴測方面,研究者跋通常采用條件資暗產定價檢驗方法盎,和自回歸條件頒異方差檢驗懊(Engle,凹1987)敖,這兩種方法的白優(yōu)點在于,它們俺可以解釋條件變皚量所捕獲的股票白回報可預測變化叭,即解釋條件變耙量為什么具有預瓣測能力,從而在搬條件變量和可預捌測股票回報之間靶建立了相依關系胺。所不同的是,稗條件資產定價檢疤驗是針對預期收巴益率(一階矩)百的角度進行估計爸和預測
9、,而靶Engle伴提出自回歸條件瓣異方差理論以后半,突破了這一局啊限,將預測拓展靶到波動性預測(版即二階矩)。但背上述兩種方法的八建模均是參數模稗型,對模型的靈襖活性有所限制,安基于此,本文嘗按試將二者的優(yōu)點敗結合起來采用更柏具靈活性的非參把數模型展開分析板,并對模型的有骯效性進行檢驗。傲考慮到信息變量懊在預測中重要性半,本文將流動性岸信息的滯后變量胺考慮進模型中,案對流動性信息的襖重要性將在下面辦簡要分析。按流動性是指能夠靶以較低的交易成頒本即時完成交易吧指令、同時對市扳場價格影響較小阿的交易能力,如艾果一種資產和現暗金能夠以較小的扒交易成本迅速相板互轉換,該資產版就具有流動性,傲從流動性的
10、定義辦上我們完全有理般由認為,流動性矮信息是市場調節(jié)霸機制中重要的影藹響變量,自從奧Amihud(暗2002)唉以來,研究者就扒意識到流動性可靶以解釋資產回報壩隨時間的可預測拌變化。如果今天霸的一個沖擊使流扮動性下降,那么頒,投資者會預期胺隨后階段的流動拜性也較低,這將胺導致今天的價格奧下降,從而使其胺期望回報升高。皚因此,流動性的昂持續(xù)性隱含了回皚報和流動性之間拜具有負向關系。骯但到目前為止,翱研究者仍沒有結敖合使用條件資產埃定價模型和自回哎歸條件異方差模矮型檢驗流動性的唉預測能力。條件扳資產定價理論和艾條件異方差理論吧實際上都是使用班條件矩來描述資巴產的價格行為,傲其實證研究一般白依賴理性
11、預期假熬設,即數學上的按條件期望。而在壩隨機折現因子框鞍架下,條件模型靶和無條件模型的頒差異主要在于前傲者考慮了回報條案件矩的時變板(time-v般ariatio昂n)白,即隨機折現因八子中的參數將依懊賴于投資者對未哀來回報的預測。矮這意味著研究者艾所采用的信息集骯能否代表投資者扳預期,是研究者哎所采用模型好壞敗的決定因素之一癌。啊在眾多流動性的白研究中,關于流笆動性與資產定價盎關系的研究是一按個重要的分支。奧在這一領域最重按要的問題就是流板動性是否是決定吧資產價格的一個昂因子,即流動性邦是否對資產回報矮有重要的影響。百國內外學者對其翱已有大量的研究板,其中,拌Amihud 艾and Men暗
12、delson(疤1986)芭用買賣報價差艾(bid-as笆k sprea啊d)板度量流動性研究骯了昂1961巴年至俺1980霸年間敖NYSE唉(紐約證券交易翱所)中流動性與安股票回報和價格皚的關系,發(fā)現流俺動性與股票回報案呈現出顯著的負癌相關,結果與流愛動性溢價理論一阿致安。Datar搬、板Naik捌和壩Radclif爸fe(1998稗)暗以換手率作為流氨動性指標,以邦NYSE扒非金融類的上市扒公司作為樣本,胺利用壩1962襖年熬7按月至邦1991壩年叭12岸月的數據,檢驗霸Amihud唉和擺Mendels背on(1986絆)罷模型,結果表明伴流動性對股票收邦的解釋力起著顯靶著的作用。頒Lod
13、erer襖 and Ro壩th (200疤5)隘用瑞典股票市場板的數據研究二者吧的關系時也支持拜Datar e背t al.吧的觀點,他所用搬的度量流動性的跋指標是買賣報價氨差。胺國內關于流動性芭的研究有王春峰般等哀(2002)扮使用愛Amihud(按2002)昂的非流動性指標骯ILLIQ叭分別在橫截面和佰時間序列上檢驗扮上海股市流動性艾與收益的關系,巴結果表明在橫截白面上和時間序列愛上,當排除政策罷影響后,稗ILLIQ佰與股票收益顯著藹正相關,否則兩唉者沒有任何顯著阿關系,李一紅和哎吳世農案(2003)胺的實證研究也得板出了類似的結論笆,蘇冬蔚、麥元昂勛凹(2004)邦 以換手率衡量哀流動性,
14、運用橫矮截面回歸方法證背實了我國股市存稗在顯著的流動性般溢價,并且產生敗流動性溢價的原傲因主要是交易成皚本。最近的研究熬中,復旦大學的般張曉蓉等懊(2007)鞍使用超高頻數據阿 ,并利用流動敗性深度指標,研爸究流動性的動態(tài)凹特征、影響因素擺以及檢驗市場微辦觀結構理,結果壩表明在信息不對搬稱條件下耐心交芭易可以降低交易瓣成本從理論上說霸,股市存在流動敗性溢價現象般(Liquid藹ity Pre氨mium)按。 隘 岸 胺而在上述的眾多唉流動性與資產定俺價的研究中,流懊動性都是被看做跋是一種系統(tǒng)風險皚,進而從截面的昂角度研究流動性矮溢價現象,而將啊流動性做為信息柏因素并從時間序翱列的角度檢驗其唉預
15、測能力的研究頒,國內外學者尚懊鮮有研究,國內骯只有閆東鵬捌(2006)扒采用條件資產定頒價模型做了相關吧的研究,這也是敗本文的研究重點哎。靶本文的創(chuàng)新之處澳在于:1、對氨Back(19絆98)凹的流動性市場深唉度給出非參數求阿解。2、分別從罷定向加權和變系跋數部分線性模型翱的視角皚檢驗流動性的預壩測能力。唉其余部分的結構瓣如下:第二部分鞍給出流動性市場骯深度求解方法;班第三部分詳細闡敖述本文的經驗分扳析方法,包括構案建符合我國股市矮實際情況的理論熬假設和實證模型柏;第四部分給出隘模型的估計和檢瓣驗及俺bootstr敖ap阿模擬;最后對全佰文進行總結。霸流動性的非參數骯求解般從流動性的定義疤看出
16、可見,流動罷性實際包含了四胺個內容:交易成艾本、交易速度、搬交易數量、價格敖彈性,由此可引斑出流動性的四維埃:交易速度、市岸場寬度、市場深盎度、彈性。交易艾速度指證券交易白的即時性,即投八資者的交易愿望暗得到立即執(zhí)行的罷程度;市場寬度板通常用買賣價差絆來衡量,反映了癌交易者因成交價暗格偏離真實價格皚而遭受的損失;瓣市場深度衡量了板在特定價格或價版格范圍內可以交哀易的數量;彈性俺衡量了大額交易澳導致價格偏離后搬,價格恢復到均岸衡價格的速度。藹交易速度越快、霸買賣價差越小、奧市場深度越大、背以及彈性越大,翱則市場流動性越靶好。扮張曉蓉皚(2007)骯指出,流動性的氨四維之間可能存斑在矛盾。如在做皚
17、市商市場中,常壩用買賣價差來度芭量流動性,但這扒一指標僅能反映皚低交易量市場中翱的寬度,而大額哀的交易指令則常頒常不能有效執(zhí)行柏。對于市場的重哎要參與者襖機構投資者,因壩其調整投資組合鞍的需要,常需進絆行大額交易,可哀能導致對價格產哎生沖擊,從而被柏迫承擔大的交易奧成本絆。Back(1傲998)哎指出,市場的深矮度是時變的,且按是一個可以預測敖的變量,那么流霸動性深度不管對癌預測機構投資者柏還是普通投資者跋的預期就顯得非佰常重要。氨 靶Back骯在凱爾瓣(Kyle,1皚985)疤的基礎上給出指案令驅動交易機制扮下的流動性市場啊深度指標,在布拜朗運動等假設成暗立的前提下,笆Back吧推導出:艾
18、埃 哀 隘 擺(1)案 哀 吧則市場深度稗可以表示為:扮而關于愛的求解,啊Back昂給出了市場深度叭的隱式偏微分方扮程:八 搬 盎 霸 鞍 暗 挨 把 (2)敖關于(2)式的阿推導詳見文獻霸6襖,通過(2)霸式對捌求解的算法關系愛到計算量和實際拜應用的可行性。岸一般較常見的方岸法是用偏微分方罷程直接去尋找價擺格關于交易量的扳可導函數。但是吧在價格與交易量白構成的復雜動力啊系統(tǒng)里,試圖得般到一個確定的價敗格關于交易量的半函數形式,需要阿附加許多嚴格的耙條件,通常資產熬價值服從布朗運骯動,誤差項服從礙正態(tài)假設是不能隘缺少的。然而這百些假設在實際情伴況中是很難滿足拌的,即使這些條礙件得以滿足,(襖2
19、)式也只能通叭過數值計算給出唉求解,這種方法礙給計算帶來很大拜的不便Back(1998)推導出市場深度與價格和成交量之間的關系的微分方程表示,但在常規(guī)方法下很難給出數值解,本文給出非參數方法下的求解方法。艾。這樣也就使得拜Back叭的壩指標不能直接應懊用到實際證券市柏場的流動性度量巴中。斑受目前在概率統(tǒng)哎計理論上尚處于澳研究前沿的非參佰數理論的啟發(fā),襖本文采用非參數矮估計給出價格關安于時間和交易量傲的平滑函數,而奧平滑函數具有連瓣續(xù)可導性的良好耙性質,而哀為叭價斑格對于成交量的爸一階偏導數,問拜題迎刃而解。關疤于求解,我們采拌用局部多項式方懊法埃(Fan an扒d Gijbe啊ls,疤 藹19
20、96)柏對(1)式進行擺估計,那么基于拜交易量吧和時間按的股價凹的關系可以表示矮為:按 白 罷 叭 阿 案 吧(3)襖則函數邦在岸點的鄰域泰勒展哀開得:百則最小化(3)岸式的殘差有:邦 柏 耙 板 扳 按 愛(4)扒其中,爸為核函數,采用絆Epanech盎nikov耙核文中非參數部分核函數的選擇均采用Epanechnikov核。胺:扳,瓣為平滑窗寬,令鞍,擺,瓣,艾求解(4)式可靶容易得到: 案其中,邦,按表示一個柏階矩陣,其第霸i俺行為癌,俺,百,奧則唉數值大小刻畫了版瞬時交易量引發(fā)傲瞬時價格的變化傲程度,該數值的擺絕對值越小,意絆味著市場流動性安越好。癌非參數建模、估八計方法與檢驗模型建立
21、與估計百本部分試圖從兩啊個角度分析流動瓣性信息與股票收澳益率之間的關系辦:第一、從收益板分布的視角,即佰通過非參數定向案加權方法分析流案動性信息對預期敖收益的沖擊作用熬;第二、建立變鞍系數部分線性模哀型具體分析二者佰的非線性關系。佰流澳動奧性吧信息鞍對預期收益沖擊叭的非參數定向加稗權法班設昂為金融資產收益案率的觀測值,則跋金融資產收益分安布核估計的基準八模型扒(B扳enchmar拌k扮 model)疤用壩表示:矮 癌 藹 熬 靶 阿 傲 瓣 板 (5)癌其中, 熬為窗寬,哀是核函數。(5版)式中收益分布捌的估計是基于收挨益的歷史觀測值鞍,在考慮流動性板信息因素后,也吧就是考慮基于流皚動性因素的
22、條件骯收益分布,模型暗(5)可以改進捌為氨:芭 骯則八 可以表示為:藹 矮 霸 胺 笆 敗 班 笆(6) 懊靶由(5)和(6凹)可以計算出在案流動性信息加權矮前后的期望收益跋差(記為扒),以表示流動熬性信息對預期收斑益總體的沖擊效艾果:擺 靶 耙 唉 (7)凹其中,昂為基準核密度條頒件下的期望收益艾,百為流動性加權后版的期望收益,D扳和E均為收益率叭的取值空間,如擺果澳則表明,總體上扳,流動性對預期八收益會產生負向阿的沖擊爸。 絆 搬變系數部分線性伴模型把及估計百結合條件資產定叭價模型和自回歸擺條件異方差模型辦的結論,我們考隘慮如下條件預期矮方程:斑 板 爸 芭 爸 拜 擺 跋 凹 (芭8)奧
23、其中,礙為第擺i背個資產的預期收板益,捌是投資者用來預哀測案的條件信息集,愛研究者不能觀察俺到投資者的完備稗信息集傲,但由條件資產叭定價模型和自回暗歸條件異方差模吧型所得到的結論邦,我們容易知道背,證券的收益不邦僅受到該證券過胺去價格的影響還澳要受到其他相關拜證券過去價格的扒影響(歸結為受辦過去的市場證券霸組合收益率的影襖響),以及價格爸波動性和流動性扳信息沖擊的影響敗,即可以壓縮信叭息集哀為:扳為此我們設:骯 斑 澳 邦 愛 藹 暗 扒 哎 胺 埃(9)背其中,辦為暗t暗期的市場組合收傲益,唉為凹t愛期的流動性信息芭,用第二節(jié)給出芭的市場深度指標耙代替,為方便實挨證檢驗我們用收岸益的二階矩代
24、替凹波動性板(擺)扒,考慮到模型的安靈活性和穩(wěn)健性愛,對(9)式的擺計量模型我們采唉用非參數模型進班行擬合,另外由伴于(9)式涉及襖的變量較多,為搬避免非參數模型敖的爸“鞍維數禍根伴”靶以及基于市場深阿度的時變性,另澳外,隘流動性信息對資鞍產價格的影響可礙能不是直接的,稗而是通過波動間佰接影響到產出資靶產價格的或其本哎身對資產價格是啊一種非線性沖擊辦,啊故我們可以建立稗如下模型: 凹 扮 挨 般 頒 安(10)搬而關于模型和變矮量選擇的有效性伴我們將在后面給搬出檢驗,對伴(10)啊式的估計采用剖藹面最小二乘法般(P扳rofile安 L瓣east-絆S襖quares翱)耙技術,首先對耙(10)扒
25、式做移項調整得伴:絆 艾 巴 半 靶 頒 佰 矮 疤 (11)其中, 盎將版在頒鄰域泰勒展開得搬:傲 霸 頒 半 熬 靶 隘 (12)俺對扒和唉極小化下面加權俺核式:百 案 愛 挨 按 艾 拔 俺 矮 (13)其中, 白 扮 唉 靶 敗 扒 阿 (14)按由最小二乘理論唉,我們得到絆 耙 吧 霸 叭 凹 唉 礙 (15懊)跋記擺且岸則模型(10)絆可以重寫為:礙 巴 壩 伴 拌 奧 敖 熬 擺 吧 壩 扒 (16)柏使用(16)可昂得M的估計為,稗 愛 盎 壩 背 凹 絆 絆 版 稗 般 (17)把將耙代入(16)式瓣且利用最小二乘佰方法得到皚 藹 背 奧 背 阿 氨 哀 (18)凹其中,霸,
26、昂,笆,凹 表示一個耙階矩陣,且其第半i凹行為骯,S表示一個頒階矩陣其第i行靶為翱,骯是背的向量,哀是頒階單位矩陣,可罷用交叉核實半(Cross-隘validat隘ion)吧法選取窗寬笆h 文中窗寬的選擇均采用交叉核實(Cross-validation)法。吧。般變系數部分線性胺模型斑的懊檢驗背為檢驗模型和變拜量選擇是否有效辦,本節(jié)給出檢驗邦推斷方法。實際巴檢驗實際上可以跋轉化為檢驗關于霸模型班(藹10壩)白的兩個假設:壩S1澳、可變系數部分笆是否依賴于流動爸性信息變量的變擺化百;S2扮、線性部分系數愛是否顯著。為此八我們分別建立兩奧組假設:扮 襖 敗 班 艾 扳 把 百 安(19)愛 半 俺
27、 胺 阿 絆 癌 罷 唉 頒 扮 (20)瓣如果(19)式巴成立,我們有理哎由認為,流動性巴信息作為資產收扳益的預測的信息鞍集的理由是非充頒分的,此時,波吧動性對收益預期扳只存在線性影響澳,否則,我們將唉有理由認為流動凹性信息通過波動白性對資產收益預吧期產生非線性的擺沖擊作用。同理辦,(20)式的白成立與否關系到罷資產自身價格與疤市場價格對預測疤是否產生影響。斑(19)、(2八0)式的檢驗是奧半參數對半參數瓣檢驗問題,對于搬此類檢驗,常用柏的似然比斑(li稗kelihoo背d ratio搬)岸檢驗并不適用,熬主要因為模型(般11)中的未知伴函數背的非參數最大似奧然估計不存在,按合理的檢驗方法阿
28、是把罷的估計放寬至任俺何合理的非參數芭估計,從而再構矮造檢驗統(tǒng)計量。拌此類檢驗統(tǒng)計量搬的構造由疤Fan(200阿1)懊等扳提出的廣義似然哎比檢驗唉(GLR)胺求得,記傲為零假設條件版下對應模型的殘伴差平方和,挨為其備擇假設條罷件下模型的殘差懊平方和。同樣,跋記阿為零假設條件佰下對應模型的殘岸差平方和,拔為其備擇假設條白件下模型的殘差白平方和,則由廣芭義似然的定義,拔分別得到般和敗下所對應的統(tǒng)計疤量矮和瓣如下:板 壩 礙 愛 壩 (21)巴 稗 壩 埃 搬 昂 擺 唉 (22)把Fan拔等認為此類背GLR胺檢驗適用于許多安模型及大量的非傲參數對非參數和暗參數對非參數的襖檢驗問題,而且把在原假設條
29、件下靶GLR柏檢驗統(tǒng)計量漸近班服從具有尺度常斑數礙(s阿cale co罷nstant)巴與自由度獨立于霸討厭參數板(nuisan奧ce para跋meters)搬的耙-分布,這一現佰象被稱為爸Wilks奧現象,并且方便埃了耙GLR凹檢驗統(tǒng)計量的應埃用。因此統(tǒng)計量跋中的臨界值岸(critic敖al valu翱e)翱可以由漸近分布吧或模擬方法得到哎,扳文獻1盎1熬給出了用模擬翱法得到的結果更耙精確的驗證,鑒氨于此,本文檢驗擺統(tǒng)計量的埃p岸值將通過非參數唉條件自助法模擬捌(condit艾ional b吧ootstra唉p)矮得到罷。啊關于漸進分布的盎證明見文獻1背1哀、1挨2癌。八數據與襖模型霸結果
30、辦分析數據說明與描述稗通過耙CCER氨數據庫從滬市非哎ST敗股中隨機選取2翱0支股票,時間氨跨度為耙2000年12熬月19日半至傲2008年12背月31日巴,共1850個疤觀測值,為方便靶記錄,后面的分安析均采用股票代扒碼,數據處理時翱,每支股票的日暗收益率為:白,市場收益率的叭計算采用上證綜絆指,定向加權部挨分的分析采用數翱據金融板塊、交皚通設施板塊、非胺金屬板塊的月度靶數據進行實證研壩究,數據處理時懊,以每月19日吧為月底計算股票愛月度收益率:挨。鞍根據公式傲(4)愛求解出來的流動挨性市場深度指標笆的數值大小刻畫氨瞬時交易量引發(fā)懊瞬時價格的變化班程度,該數值的艾絕對值越小,意俺味著市場流動
31、性耙越好;其符號反疤映了價格變化的扳方向,正號表明皚瞬時交易量引發(fā)敖價格向上變動,翱負號表明瞬時交哀易量引發(fā)價格向靶下變動。由于非埃參數加權中的權八重不可能為負,伴對于定向加權部胺分采用的非參數敖市場深度俺,其數值的正負叭僅表示交易量微傲小變化所引起股鞍票價格的上下波艾動,并不影響流擺動性信息強度的叭測量,故對市場扒深度的估計值取笆其絕對值后在進藹行非參數加權估捌計。佰表1 拔市場深度的計算埃結果罷股票代碼邦均值扮標準差叭ADF壩檢驗瓣股票代碼安均值罷標準差昂ADF版檢驗般600652伴0.00640柏9啊0.01489奧5暗平穩(wěn)斑*瓣 澳600690辦-0.0121氨8按0.12314班平穩(wěn)
32、搬*芭600643把-0.0078昂4擺0.01923胺3半平穩(wěn)背*挨600600拜-0.0029凹2搬0.08826扮7巴平穩(wěn)埃*懊600801鞍-0.0064癌5按0.14548把7跋平穩(wěn)爸*稗 霸600621哀-0.0380百7安0.20157芭2骯平穩(wěn)拜*扮600856奧-0.0017敖6皚0.11820愛3愛平穩(wěn)愛*昂600689半0.09762瓣8翱1.3版79051敖平穩(wěn)斑*艾600854鞍-0.2101八1俺2.55673扮2凹平穩(wěn)搬*阿600678啊0.01282凹6藹0.01085埃6罷平穩(wěn)板*扮600611暗0.00158鞍8愛0.13852拜6芭平穩(wěn)擺*傲600667霸
33、0.00813芭9半0.01448岸平穩(wěn)翱*稗600655罷-0.0266暗1敖0.0603版平穩(wěn)翱*俺600671吧0.0017扮0.09606愛2半平穩(wěn)背*拔 絆600668啊-0.0029板1矮0.04522奧1骯平穩(wěn)絆*吧600645佰0.00034奧5藹0.21327爸2扮平穩(wěn)唉*氨*佰600617八0.00158唉8般0.13852半6巴平穩(wěn)疤*拜600638霸0.00196爸1按0.14357霸4礙平穩(wěn)耙*百600618白0.02909骯6安0.04757稗2跋平穩(wěn)拜*襖600675笆-0.0083挨6唉0.20395絆5凹平穩(wěn)敗*隘注:ADF檢驗叭欄中,礙*表示在1凹%水平下顯
34、著,澳*表示在5%扒水平下顯著,*背表示在10%水扮平下顯著。邦從表耙1藹中可以看出,隨挨機選岸的20敖支股票市場深度擺的均值在巴-0.2-0.耙09壩之間,其標準差般除兩支大于1外啊,其余股票的標翱準差均較小,另吧外,從單位根檢矮驗結果我們容易凹看出,除三支股哎票在熬5%和10%置頒信水平顯拜著平穩(wěn)外,其余皚股票的市場深哎度值均在1%的霸置信水平下顯懊著,不管從標準挨差數值和平穩(wěn)性爸的結果來看,我佰們可以得出所選拌股票的市場深度拌在研究區(qū)間內沒皚有顯著波動,進柏一步說明,通過胺出非參數方法求絆解得到的指標值版具有顯著的平穩(wěn)皚性。一方面,在辦指令系統(tǒng)下,流唉動性信息和股票澳收益一樣具有隨版機性
35、,但除個別背異常值外,并不百會出現特別大的瓣波動,在脫離市敖場深度均值軌道暗后在市場的調整扮下均可以再次達巴到正常波動,另壩一方面,給變系爸數部分線性模型岸也提供了較好的搬估計前提。邦Fan(200礙5)敖也證明了變系數罷部分線性模型的百可變變量在平穩(wěn)哀時的模型收斂性拔質最好。柏模型估計結果及扳分析澳定向加權部分的唉結果及分析板圖1-5分別給版出了模型(5)愛和(6)的估計哀結果,從圖2可奧以看出,在考慮暗流動性沖擊后,絆三個板塊的收益板分布均發(fā)生變化阿,也就是說,流跋動性信息確實對頒收益產生了沖擊佰作用,而把三個八板塊的流動性沖礙擊前后的收益分骯別考慮,即分別瓣從圖3-圖5可罷以看出,流動性
36、氨信息沖擊(加權伴)后的收益分布凹均有左移現象,霸也就是說從總體艾上流動性對收益襖產生了負向沖擊靶,其中,我們發(fā)艾現很有趣的現象哎,三個板塊的收哎益在區(qū)間-0捌.025,0唉所受流動性的負啊向沖擊最大,結挨合表2我們還可胺以得出結論,在安考慮滯后的流動跋性信息的沖擊后敖,三個板塊的預扮期收益均有減少巴,即三個板塊基俺于基準核密度函靶數計算出來的期矮望收益分別為:吧0.53035巴56巴、隘0.14746拔19奧、翱0.70108耙26佰,在考慮流動性盎信息沖擊后,三傲者的期望收益均搬減少,分別降為傲:霸0.20356拜37安、稗-0.7705佰757昂、阿-0.4279翱962扒,也就是說隨著
37、奧流動性的增加,拔三個板塊的期望拜收益分別下降了懊32.7%、9愛1.8%、11瓣2.9%,稗其中,非金屬板哎塊的沖擊作用最暗大,交通設施板唉塊其次,金融板阿塊所受的沖擊最昂小,說明在三個啊板塊中金融板塊傲在流動性信息沖熬擊影響下表現最隘為穩(wěn)健,從盎和芭L唉agged(L澳IQ)行的數值辦可以容易看出,叭的流動性信息對拔收益的預期均有搬負向拉動作用,百即存在流動性溢翱價現象,與理論吧相符。其他兩個矮板塊在辦和扳的流動性產生的骯溢價現象都顯著把,另外我們還發(fā)澳現,在流動性沖笆擊后,交通設施絆板塊和非金屬板半塊的收益分布均敖出現了雙峰現象伴,驗證了收益分扮布的多峰性。巴變系數部分線性岸模型的暗估計
38、、襖檢驗拜和藹bootstr懊ap愛模擬傲首先斑bootstr邦ap胺模擬通過以下步盎驟來實現:捌S挨tep1氨.令拔,則由壩模擬產生殘差巴,然后通過下式翱構造氨bootstr愛ap伴樣本:斑S伴tep2.捌使用胺step1吧所產生的懊bootstr哎ap壩樣本班構吧建氨PLR、GLR背檢驗統(tǒng)計量芭和奧。挨S班tep3辦.重復靶step1班和版step2芭分別氨B跋(本文取挨1000罷)次,然后得到岸和懊統(tǒng)計量。矮S霸tep4案.用下面公式計八算笆p埃值:白其中,敗表示拜bootstr哎ap傲統(tǒng)計量和原樣本骯得到的統(tǒng)計量值柏,辦表為示性函數。盎通過上述的模擬耙得出的結果及模氨型(10)的拌參數
39、部分和分參八數部分的估計,靶對顯著性檢驗分拜別通過柏PLR按統(tǒng)計量和翱GLR罷統(tǒng)計量進行推斷疤,阿表3給出了模型扳(10)的耙估計結果和檢驗八統(tǒng)計量值,考慮絆到預測變量及信案息集的現期不可辦觀測性,模型中奧除市場收益率外按,其余懊解釋變量均采用藹滯后一期觀測值岸,流動性信息變八量的選擇也一樣安。巴首先,如安表3所哀示,市場收益的把系數疤范圍為0.79吧-1.51,且扒均具有統(tǒng)計顯著笆性,從數值和符盎號來看,二者均按具備經典資產定吧價模型貝塔系數扳的性質,說明,胺本文建立的變靶系數部分線性預頒測模型具備且要矮強于經典資產定皚價模型的解釋能絆力。安其次,也是本文班模型分析的重點扳,對于所扒選取的2
40、0支股半票,埃流動性信息的非埃線性沖擊部分,靶即澳估計值的均凹值中有18支小骯于零,即平均水笆平上,流動性的艾持續(xù)性變化與收礙益之間存在負向佰關系,驗證了我拌們第一節(jié)分析的矮結氨果,即如果過去稗的一個沖擊使流骯動性下降,那么斑,投資者會預期暗隨后階段的流動熬性也較低,這將澳導致今天的價格搬下降,從而使其盎期望回報升高,胺即流動性的持續(xù)癌性隱含了回報和扒流動性之間具有哎負向關系,從診壩斷檢驗的角度來白看17支股票皚的非參數部分在背5%和1%的置哎信度水平上顯著班,即顯著拒絕原阿假設壩,艾說明流動性和預半期回報之間的負案向關系式顯著的埃,符合經濟學假拜設。半從流動性信息影唉響波動性的角度芭,模笆型
41、(10)也展敖現了很昂好的解釋能力,邦從資產收益二階扮矩的系數和檢驗啊可以得出班,有18支股票班的二階矩系數大藹于零,從模型診埃斷結果可以看出阿所選股票中85邦%的股票具有統(tǒng)柏計顯著性,如果扳除去拌隨機因素,我們凹有理由認為股票襖收益的二階矩即襖風險對股票價格埃具有解釋能力,八且除去隨機因素爸它們的系數大于艾零,收益率二階般矩的增加導致預案期收益率的增加背。從風險的角度背,可以認為,高擺風險對應著高的氨收益,即風險補頒償。而且伴隨著奧流動性信息的時半變性,這種補償癌也是時變性的風胺險補償。同時,捌我們還發(fā)現相對耙于線性部分,非愛參數部分的檢驗半統(tǒng)計量雖大多可扮以通過顯著性檢啊驗,但均較小,盎這
42、些結果表明模癌型中加入非線性頒部分雖然較線性襖模型具有良好的隘解釋能力,但統(tǒng)板計意義上這種顯邦著性并不是非常盎明顯的,從經濟佰意義也可以得到百解釋:對于一個邦透明性較好,運啊作比較規(guī)范,價板格完全由市場機挨制進行調節(jié)的股敖市而言,其價格半對信息的反應程礙度應是非常靈敏八的,也即股票價岸格的波動性在相板當程度上取決于扮信息到達市場的盎速度。如果信息拌到達市場的速度霸快,價格的波動吧會立即體現出來安;反之,則價格扮的波動會逐漸得辦以釋放,從而不埃會與信息的到來巴表現出密切相關把性。模型的估計昂結果也正說明了襖,我國股票市場暗發(fā)展至今,各方唉面還不夠規(guī)范,扮在獲知信息上集把中地體現為案信息的提前泄露
43、熬。當一條可能引巴起股價波動的信頒息尚未完全到達扮市場時,已有相哎當一部分人從各藹種途徑獲知該信吧息并做出了反應半,由此造成了信礙息的泄露。這樣背,當信息正式到按達市場時,市場吧已將其基本消化鞍,價格的波動性稗隨時間已緩慢釋暗放完畢,從而不胺會發(fā)生預想程度暗的波動,這使得襖價格與流動性信背息的到來不能表捌現出非常顯著的白相關性。這也是疤市場不夠透明、奧信息不對稱的表扳現。叭表2藹跋非參數定向加權伴處理的數值結果笆金融背交通設施按非金屬搬0.53035愛56拜0.14746盎19凹0.70108皚26艾0.20356耙37襖-0.7705襖757盎-0.4279癌962捌-0.3267稗919爸
44、-0.9180擺375百-1.1290敖79盎L邦agged(L奧IQ)背2骯2骯2岸圖1跋扒把三個板塊收益率案的基準核密度估拔計隘 暗 凹圖2巴背三個板塊在流動盎性加權后的核密啊度估計啊圖3癌 百金融板塊的襖收益率在流動性哎加權前后的分 案 伴圖4哀骯交通設施板塊的稗收益率在流動性斑加權前后的分布皚 芭圖氨5 把有色金屬板塊的捌收益率在流動性絆加權前后的分布熬表3搬襖模型(10)的安估計及搬診斷捌檢驗盎股票代碼啊PLR埃統(tǒng)計量邦GLR統(tǒng)計量拜600652氨-0.0001班4俺2.0436白0.9045襖-0.011案58.354(懊0.000)捌 *辦-7.176(把0.003)翱 *唉60
45、0643扳8.522E-壩05敖1.1098捌1.0239哎-0.074按82.858(挨0.000)岸 *襖-1.257(襖0.471)壩600801啊-0.0005皚1隘0.18384拌1叭1.284埃0.1336凹97.488(唉0.000)奧 *靶-6.069(熬0.003)霸 *隘600856霸-0.0019板5熬2.9069啊1.0247案0.0676皚84.46(0絆.000)翱 *柏-10.342拌(0.001)捌 *礙600854扳-0.0031半2胺0.0592敗1.0617絆0.11475襖27.26(0熬.000)擺 *爸-4.461(艾0.04)拔 *叭600611瓣
46、-0.0005胺9暗0.39972辦0.998疤0.01442暗100.06(奧0.000)把 *把-5.57(0隘.035)俺 *傲600655拌0.00133埃-3.2229半1.502啊0.00975把70.04(0疤.000)奧 *埃-14.46(氨0.0001)皚 *巴600668鞍-0.0007艾0.2572骯1.11049熬0.01128鞍104.47(背0.000)伴 *邦-3.667(擺0.457)把 板600617擺-0.991藹0.00102熬8啊1.3846八0.0407懊50.176(扒0.000)板 *安-6.79(0拜.027)瓣 *板600618瓣-0.0047
47、頒9斑0.33819熬1.3407邦0.1704拔44.759(笆0.000)阿 *熬-8.597(暗0.002)案 *哎600690俺-0.0007班9吧-0.0840俺2岸0.804挨-0.03懊33.0816版(0.000)巴 *拔-10.098骯(0.001)埃 *版600600啊-0.0029傲8敗0.3512把0.9158拜0.01442邦46.146(斑0.000)皚 *澳-5.9833澳(0.032)胺 *矮600621氨-0.0023耙1跋0.14995鞍0.9293襖0.0468啊21.175(芭0.000)拔 *鞍0.996(0唉.536)案600689絆-0.0060耙
48、8愛0.4234扮1.5119鞍0.1698扳66.191(懊0.000)盎 *扒-11.735氨(0.001)把 *巴600678啊-0.0102稗1.7349辦1.1304笆-0.009哀59.226(拔0.000)礙 *翱-10.762斑9(0.001斑)笆 *壩600667邦-0.0010扳6白2.1379埃1.1836澳0.0869搬75.954(拔0.000)頒 *矮-8.592(柏0.002)氨 *霸600671氨-0.0001靶2靶-1.4912壩1.236頒-0.077伴104.805扳(0.000)耙 *拔-5.876(霸0.034)艾 *奧600645哎-0.0009澳3
49、案1.1396奧0.49513邦-0.5336扳73.081(吧0.000)爸 *唉-6.56 (笆0.003)跋 *安600638霸-2.0231襖0.00957熬1.152拜-0.0771凹71.0126罷(0.000)壩 *骯-6.157(壩0.003)案 *伴600675絆-0.0093辦4懊0.0846爸0.9791礙-0.095叭78.475(芭0.000)絆 *暗-7.127(襖0.003)隘 *癌注:邦和壩均為可變系數板、靶估計值的均值,邦診斷檢驗中俺,胺PLR皚列和哎GLR胺列啊括號里的數值為板中拜檢驗白統(tǒng)計量的佰P皚值佰;扒*胺、柏*俺、把*板分別表示參數白在10%、5%芭
50、和1%水平下顯邦著。模型討論礙本文通過對經濟罷現象和股票市場邦流動性的傳導方奧式與路徑的分析芭建立了靈活的半拜參數模型,從全扒新的視角考慮了熬流動性信息(即芭文中采用的市場傲深度指標)的時岸變性,進一步建瓣立定向加權非參把數模型和變系數頒部分線性模型,斑在模型設定上,按本文采用的變系懊數部分線性模型胺比經典的資產定拜價模型具有更強安的解釋能力,同熬時考慮了自回歸班條件異方差所討艾論的時變波動性扒,非定向加權分藹析,從收益分布壩的角度的分析更安加放寬了模型設搬定的靈活性。本頒文在建立半參數背模型時也考慮了艾波動性因素,通笆過對模型的相關案參數的顯著性檢礙驗,我們得出,笆除個別股票外,芭其他股票均
51、能通安過變參數非線性白的檢驗,進一步吧驗證了流動性信板息通過非線性路翱徑傳導給投資者俺進一步影響波動笆性和資產收益的搬假設,但由于篇阿幅和估計的復雜愛性,本文沒有考澳慮信息集滯后多懊期的情況,另外安,本文采用的模耙型屬于非參數回昂歸模型,其結果襖不適于做外延預絆測和分析,因此板,在進行預測時敖需要和哪些模型爸搭配使用,都需矮要今后做進一步氨的研究。小結與建議疤流動性反映資產爸的交易能力和變爸現速度,是證券邦市場的生命力所按在,也是衡量一俺國股市發(fā)展水平皚的重要指標。從礙理論上說,流動頒性與資產定價是擺密切相關的:資罷產流動性小,買笆賣信息傳播慢,挨供求難以達到平搬衡,交易成本大氨,投資者的期望
52、襖收益也就高。從拜實證上看,使用盎不同的計量方法暗或樣本數據驗證懊流動性溢價理論拔所得到的結果不氨同。芭本文應用非參數盎定向加權和變系扒數部分線性模型八的方法于我國股擺票市場每日收益暗率的研究,得到熬如下一些結論:版1、無論是從圖班形上還是從數值壩結果上分析,預翱期收益與市場深捌度(倒數處理后癌)都呈明顯的負埃相關,結論和變盎系數模型的分析霸結果,表明流動愛性是資產定價的壩因素之一,從股捌票收益分布的角吧度分析發(fā)現收益柏分布具有多峰性愛的特點。阿2、提出市場深凹度新的求解方法壩,通過計算得出敗非參數方法求解唉得到的指標值具胺有顯著的平穩(wěn)性斑。一方面說明,八在指令系統(tǒng)下,隘流動性信息和股鞍票收益
53、一樣具有霸隨機性,但除個扒別異常值外,并背不會出現特別大啊的波動,在脫離愛市場深度均值軌俺道后在市場的調罷整下均可以再次昂達到正常波動,吧另一方面,給變擺系數部分線性模佰型也提供了較好敗的估計前提。吧3、流動性信息艾的時變性對股票氨市場存在顯著的拜非線性沖擊,而吧且流動性信息的白持續(xù)性變化與收哀益之間存在負向隘關系。邦4、得到和經典吧資產定價模型相扒同的結論,即市敗場綜合指數對個埃股具有顯著的影案響。擺5、模型驗證了八第一節(jié)關于流動礙性信息通過波動扮性將信息非線性昂傳導給投資者的鞍假設,伴隨著流昂動性信息的時變扒性,投資者所得礙到的風險補償也澳具備時變性,但吧由于市場不夠透礙明、信息不對稱扒,
54、流動性信息并叭不能全部傳導給八投資者,或者在半之前由于信息的斑外漏,原本的流啊動性信息傳導路絆徑也可能會被誤搬導。爸6、從模型的角柏度,通過實際數拌據的驗證,我們澳所建立的變系數柏部分線性模型能扒夠較好的解釋流埃動性信息的傳遞阿,也為我們以后拌的實證研究提供搬了一個估計和檢扳驗流動性信息傳壩導和時變型風險疤補償的新方法。擺從以上的結論中芭可以體會到,我半國股票市場的發(fā)暗展還很不健全,版噪音偏多,各種凹各樣非市場的因瓣素往往左右著市捌場的整個走勢,佰這在一個成熟市靶場是不應該出現柏的,從而充分地斑說明了我國股市啊還存在很多弊端叭,要走上健康規(guī)伴范的軌道還有一扮段很長的道路,鞍因此迫切需要社艾會各
55、界人士的共愛同努力。對政府奧而言,仍要大力稗加強法制法規(guī)的辦建設,加強市場跋監(jiān)管,按照市場矮經濟的規(guī)律扶植邦培育股票市場;骯對廣大投資者而搬言,要努力提高百自身素質,減少把對股票的盲目僥哎幸認識,培養(yǎng)起愛應有的投資意識瓣;對股市的研究柏人員,應該敞開吧門路,積極吸收搬西方發(fā)達國家成柏熟股市的先進經辦驗和理論,運用哎于我國股票市場骯,以起到理論帶絆動實踐發(fā)展的作疤用。參考文獻頒1礙Amihud,班 Y., & 矮Mendels扮on, H. 敗(1986),昂 Asset 昂pricing百 and th隘e bida氨sk spre骯ad. Jou胺rnal of敗 Financ霸ial Ec
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