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Ⅰ 橫截面股票價格是什麼意思

資本資產定價模式(CAPM)在上海股市的實證檢驗

資產定價問題是近幾十年來西方金融理論中發展最快的一個領域。1952年，亨利·馬柯維茨發展了資產組合理論......
一、資本資產定價模式(CAPM)的理論與實證：綜述
(一)理論基礎
資產定價問題是近幾十年來西方金融理論中發展最快的一個領域。1952年，亨利·馬柯維茨發展了資產組合理論，導致了現代資產定價理論的形成。它把投資者投資選擇的問題系統闡述為不確定性條件下投資者效用最大化的問題。威廉·夏普將這一模型進行了簡化並提出了資產定價的均衡模型—CAPM。作為第一個不確定性條件下的資產定價的均衡模型，CAPM具有重大的歷史意義，它導致了西方金融理論的一場革命。
由於股票等資本資產未來收益的不確定性，CAPM的實質是討論資本風險與收益的關系。CAPM模型十分簡明的表達這一關系，即：高風險伴隨著高收益。在一些假設條件的基礎上，可導出如下模型：
E(Rj)-Rf=(Rm-Rf)bj
其中： E(Rj )為股票的期望收益率。
Rf 為無風險收益率，投資者能以這個利率進行無風險的借貸。
E(Rm )為市場組合的期望收益率。
bj =sjm/s2m，是股票j 的收益率對市場組合收益率的回歸方程的斜率，常被稱為"b系數"。其中s2m代表市場組合收益率的方差，sjm 代表股票j的收益率與市場組合收益率的協方差。
從上式可以看出，一種股票的收益與其β系數是成正比例關系的。β系數是某種證券的收益的協方差與市場組合收益的方差的比率，可看作股票收益變動對市場組合收益變動的敏感度。通過對β進行分析，可以得出結論：在風險資產的定價中，那些隻影響該證券的方差而不影響該股票與股票市場組合的協方差的因素在定價中不起作用，對定價唯一起作用的是該股票的β系數。由於收益的方差是風險大小的量度，可以說：與市場風險不相關的單個風險，在股票的定價中不起作用，起作用的是有規律的市場風險，這是CAPM的中心思想。
對此可以用投資分散化原理來解釋。在一個大規模的最優組合中，不規則的影響單個證券方差的非系統性風險由於組合而被分散掉了，剩下的是有規則的系統性風險，這種風險不能由分散化而消除。由於系統性風險不能由分散化而消除，必須伴隨有相應的收益來吸引投資者投資。非系統性風險，由於可以分散掉，則在定價中不起作用。
(二)實證檢驗的一般方法
對CAPM的實證檢驗一般採用歷史數據來進行，經常用到的模型為：

其中： 為其它因素影響的度量
對此模型可以進行橫截面上或時間序列上的檢驗。
檢驗此模型時，首先要估計 系數。通常採用的方法是對單個股票或股票組合的收益率 與市場指數的收益率 進行時間序列的回歸，模型如下：

這個回歸方程通常被稱為"一次回歸"方程。
確定了 系數之後，就可以作為檢驗的輸入變數對單個股票或組合的β系數與收益再進行一次回歸，並進行相應的檢驗。一般採用橫截面的數據，回歸方程如下：

這個方程通常被稱作"二次回歸"方程。
在驗證風險與收益的關系時，通常關心的是實際的回歸方程與理論的方程的相合程度。回歸方程應有以下幾個特點：
(1) 回歸直線的斜率為正值，即 ，表明股票或股票組合的收益率隨系統風險的增大而上升。
(2) 在 和收益率之間有線性的關系，系統風險在股票定價中起決定作用，而非系統性風險則不起決定作用。
(3) 回歸方程的截矩 應等於無風險利率 ，回歸方程的斜率 應等於市場風險貼水 。
(三)西方學者對CAPM的檢驗
從本世紀七十年代以來，西方學者對CAPM進行了大量的實證檢驗。這些檢驗大體可以分為三類：
1.風險與收益的關系的檢驗
由美國學者夏普（Sharpe）的研究是此類檢驗的第一例。他選擇了美國34個共同基金作為樣本，計算了各基金在1954年到1963年之間的年平均收益率與收益率的標准差，並對基金的年收益率與收益率的標准差進行了回歸，他的主要結論是：
a、在1954—1963年間，美國股票市場的收益率超過了無風險的收益率。
b、 基金的平均收益與其收益的標准差之間的相關系數大於0.8。
c、風險與收益的關系是近似線形的。
2.時間序列的CAPM的檢驗
時間序列的CAPM檢驗最著名的研究是Black，Jensen與Scholes在1972年做的，他們的研究簡稱為BJS方法。BJS為了防止β的估計偏差，採用了指示變數的方法，成為時間序列CAPM檢驗的標准模式，具體如下：
a、利用第一期的數據計算出股票的β系數。
b、 根據計算出的第一期的個股β系數劃分股票組合，劃分的標準是β系數的大小。這樣從高到低系數劃分為10個組合。
c、採用第二期的數據，對組合的收益與市場收益進行回歸，估計組合的β系數。
d、 將第二期估計出的組合β值，作為第三期數據的輸入變數，利用下式進行時間序列回歸。並對組合的αp進行t檢驗。

其中：Rft為第t期的無風險收益率
Rmt為市場指數組合第t期的收益率
βp指估計的組合β系數
ept為回歸的殘差
BJS對1931—1965年間美國紐約證券交易所所有上市公司的股票進行了研究，發現實際的回歸結果與理論並不完全相同。BJS得出的實際的風險與收益關系比CAPM 模型預測的斜率要小，同時表明實際的αp在β值大時小於零，而在β值小時大於零。這意味著低風險的股票獲得了理論預期的收益，而高風險股票獲得低於理論預測的收益。
3.橫截面的CAPM的檢驗
橫截面的CAPM檢驗區別於時間序列檢驗的特點在於它採用了橫截面的數據進行分析，最著名的研究是Fama和Macbeth（FM）在1973年做的，他們所採用的基本方法如下：
a、根據前五年的數據估計股票的β值。
b、 按估計的β值大小構造20個組合。
c、計算股票組合在1935年—1968年間402個月的收益率。
d、 按下面的模型進行回歸分析，每月進行一次，共402個方程。
Rp=g0+g1bp+g2bp2+g3sep+ep
這里：Rp為組合的月收益率、
βp為估計的組合β值
bp2為估計的組合β值的平方
sep為估計βp值的一次回歸方程的殘差的標准差
g0、g1、g2、g3為估計的系數，每個系數共402個估計值
e、對四個系數g0、g1、g2、g3進行t檢驗
FM結果表明：
①g1的均值為正值，在95%的置信度下可以認為不為零，表明收益與β值成正向關系
②g2、g3在95%的置信度下值為零，表明其他非系統性風險在股票收益的定價中不起主要作用。
1976年Richard·Roll對當時的實證檢驗提出了質疑，他認為：由於無法證明市場指數組合是有效市場組合，因而無法對CAPM模型進行檢驗。正是由於羅爾的批評才使CAPM的檢驗由單純的收益與系統性風險的關系的檢驗轉向多變數的檢驗，並成為近期CAPM檢驗的主流。最近20年對CAPM的檢驗的焦點不是 ，而是用來解釋收益的其它非系統性風險變數，這些變數往往與公司的會計數據相關，如公司的股本大小，公司的收益等等。這些檢驗結果大都表明：CAPM模型與實際並不完全相符，存在著其他的因素在股票的定價中起作用。
(四)我國學者對風險－收益關系的檢驗
我國學術界引進CAPM的概念的時間並不長，一些學者對上海股市的風險與收益的關系做了一些定量的分析，但至今仍沒有做過系統的檢驗。他們的研究存在著一些缺陷，主要有以下幾點：
1. 股票的樣本太少，不代表市場總體，無法得出市場上風險與收益的實際關系。
2. 在兩次回歸中，同時選用同一時期的數據進行 值的估計和對CAPM模型中線性關系的驗證。
3. 在確定收益率時並沒有考慮分紅，送配帶來的影響並做相應調整，導致收益和風險的估計的偏差，嚴重影響分析的准確性。
4. 在回歸過程中，沒有選用組合的構造，而是採用個股的回歸易導致， 系數的不穩定性。

二、上海股市CAPM模型的研究方法
(一)研究方法
應用時間序列與橫截面的最小二乘法的線性回歸的方法，構造相應的模型，並進行統計檢驗分析。時間序列的線性回歸主要應用於股票β值的估計。而CAPM的檢驗則採用橫截面回歸的方法。
(二)數據選取
1.時間段的確定
上海股市是一個新興的股市，其歷史並不十分長，從1990年12月19日開市至今，不過短短八年的時間。在這樣短的時間內，要對股票的收益與風險問題進行研究，首先碰到的是數據數量不夠充分的問題。一般來說對CAPM的檢驗應當選取較長歷史時間內的數據，這樣檢驗才具有可靠性。但由於上海股市的歷史的限制，無法做到這一點。因此，首先確定這八年的數據用做檢驗。
但在這八年中，也不是所有的數據均可用於分析。CAPM的前提要求市場是一個有效市場：要求股票的價格應在時間上線性無關。在第一章中通過對上海股市收益率的相關性研究，發現93年之前的數據中，股價的相關性較大，會直接影響到檢驗的精確性。因此，在本研究中，選取1993年1月至1998年12月作為研究的時間段。從股市的實際來看，1992年下半年，上海股市才取消漲停板制度，放開股價限制。93年也是股市初步規范化的開始。所以選取這個時間點用於研究的理由是充分的。
2.市場指數的選擇
目前在上海股市中有上證指數，A股指數，B股指數及各分類指數，本文選擇上證綜合指數作為市場組合指數，並用上證綜合指數的收益率代表市場組合。上證綜合指數是一種價值加權指數，符合CAPM市場組合構造的要求。
3.股票數據的選取
這里用上海證券交易所（SSE）截止到1998年12月上市的425家A股股票的每日收盤價、成交量、成交金額等數據用於研究。這里遇到的一個問題是個別股票在個別交易日內停牌，為了處理的方便，本文中將這些天該股票的當日收盤價與前一天的收盤價相同。

三、上海股市風險－收益關系的實證檢驗
(一)股票貝塔系數的估計
中國股票市場共有8年的交易數據，應採用3年以上的數據用於估計單個股票的 系數，才能保證 具有穩定性。但是課題組在實踐中通過比較發現由於中國股票市場作為一個新興的市場，無論是市場結構還是市場規模都還有待於進一步的發展，同時各種股票關於市場的穩定性都不是很高，股市中還存在很大的時變風險，因此各種股票的 系數隨著時間的推移其變化將會很大。所以只用上一年的數據估計下一年的 系數時， 系數將更具有靈敏性，因為了使檢驗的結果更理想，均採用上一年的數據估計下一年的 系數。估計單個股票的 系數採用單指數模型，如下：

其中： : 表示股票i在t時間的收益率
: 表示上證指數在t時間的收益率
：為估計的系數
：為回歸的殘差。
進行一元線性回歸，得出 系數的估計值 ，表示該種股票的系統性風險的測度。
(二)股票風險的估計
股票的總風險，可以用該種股票收益率的標准差來表示，可以用下式來估計總風險

其中：N為樣本數量， 為 的均值。
非系統風險，可用估計 的回歸方程中的殘差 的標准差來表示，用 表示股票i的非系統性風險，可用下式求出：

其中： 為一次回歸方程的殘差
為 的均值
(三)組合的構造與收益率計算
對CAPM的總體性檢驗是檢驗風險與收益的關系，由於單個股票的非系統性風險較大，用於收益和風險的關系的檢驗易產生偏差。因此，通常構造股票組合來分散掉大部分的非系統性風險後進行檢驗。構造組合時可採用不同的標准，如按個股b系數的大小，股票的股本大小等等，本文按個股的b系數大小進行分組構造組合。將所有股票按b系數的大小劃分為15個股票組合，第一個股票組合包含b系數最小的一組股票，依次類推，最後一個組合包含b數子最大的一組股票。組合中股票的b系數大的組合被稱為"高b系數組合"，反之則稱為"低b系數組合"。
構造出組合後就可以計算出組合的收益率了，並估計組合的b系數用於檢驗。這樣做的一個缺點是用同一歷史時期的數據劃分組合，並用於檢驗，會產生組合b值估計的偏差，高b系數組合的b系數可能會被高估，低b系數組合的b系數可能被低估，解決此問題的方法是應用Black,Jenson與Scholes研究組合模型時的方法（下稱BJS方法），即如下四步：
(1)利用第一期的數據計算股票的b系數。
(2)利用第一期的b系數大小劃分組合
(3)採用第一期的數據，對組合的收益與市場收益率進行回歸，估計組合的b系數
(4)將第一期估計出的組合b值作為自變數，以第二期的組合周平均收益率進行回歸檢驗。
在計算組合的平均周收益率時，我們假設每個組合中的十隻股票進行等額投資，這樣對平均周收益率 只需對十隻股票的收益率進行簡單平均即可。由於股票的系統風險測度，即真實的貝塔系數無法知道，只能通過市場模型加以估計。為了使估計的貝塔系數更加靈敏，本研究用上一年的數據估計貝塔系數，下一年的收益率檢驗模型。
(四)組合貝塔系數和風險的確定
對組合的周收益率求標准方差，我們可以得到組合的總風險sp
組合的b值的估計，採用下面的時間序列的市場模型：
Rpt =ap+bpRmp+ept
其中：Rpt表示t時期投資組合的收益率
：為估計的系數
Rmt表示t期的市場組合收益率
ept為回歸的殘差
對組合的每周收益率與市場指數收益率回歸殘差分別求標准差即可以得到組合sep值。
表1：組合周收益率回歸的b值與風險（1997.01.01～1997.12.31)
組合 組合b值 組合а值 相關系數平方 總風險 非系統風險
1 0.781 0.001 0.888 0.063 0.021
2 0.902 0.000 0.943 0.071 0.017
3 0.968 0.000 0.934 0.076 0.02
4 0.989 0.000 0.902 0.079 0.025
5 1 0.000 0.945 0.078 0.018
6 1.02 0.000 0.958 0.079 0.016
7 1.04 0.002 0.935 0.082 0.021
8 1.06 0.000 0.925 0.084 0.023
9 1.08 0.000 0.938 0.085 0.021
10 1.1 0.000 0.951 0.086 0.019
11 1.11 0.000 0.951 0.087 0.019
12 1.12 0.000 0.928 0.089 0.024
13 1.13 0.000 0.937 0.089 0.022
14 1.16 0.000 0.912 0.092 0.027
15 1.17 0.000 0.922 0.092 0.026

(五)組合平均收益率的確定
對組合按前面的構造方法，用第98年的周收益率求其算術平均收益率。
表2：組合的平均收益率（1998.1.1-1998.12.31）
組合 組合b 平均周收益率
1 0.781 0.0031
2 0.902 -0.0004
3 0.968 0.0048
4 0.989 0.0052
5 1 0.0005
6 1.02 -0.002
7 1.04 0.0038
8 1.06 0.003
9 1.08 0.0016
10 1.1 0.0026
11 1.11 0.005
12 1.12 0.0065
13 1.13 0.0044
14 1.16 0.0067
15 1.17 0.0074
(六)風險與收益關系檢驗
以97年的組合收益率估計b，以98年的組合收益率求周平均收益率。對15組組合得到的周平均收益率與各組合b系數按如下模型進行回歸檢驗：
Rpj=g0+g1bpj
其中 : Rpj 是組合 j的98年平均周收益率
bpj 是組合j的b系數
g0，g1為估計參數
按照CAPM應有假設：
1.g0的估計應為Rf的均值，且大於零，表明存在無風險收益率。
2.g1的估計值應為Rm-Rf>0,表明風險與收益率是正相關系，且市場風險升水大於零。
回歸結果如下：
g0 g1 R2
均值 -0.0143 0．0170 0.4867
T值 -2.8078 3.5114

查表可知，在5%顯著水平下回歸系數g1顯著不為0，即在上海股市中收益率與風險之間存在較好的線性相關關系。論文在實踐檢驗初期，發現當以93年至97年的數據估計b，而用98年的周收益率檢驗與風險b關系時，回歸得到的結論是5%顯著水平下不能拒絕回歸系數g1顯著為0的假設。這些結果表明，在上海股市中系統性風險b與周收益率基本呈現正線性相關關系。同時，上海股市仍為不成熟證券市場，個股b十分不穩定，從相關系數來看,尚有其他的風險因素在股票的定價中起著不容忽視的作用。本文將在下面進行CAPM模型的修正檢驗。

四、CAPM的橫截面檢驗
(一)模型的建立
對於橫截面的CAPM檢驗，採用下面的模型：
Rp=g0+g1bp+g2bp2+g3sep+ep
該模型主要檢驗以下四個假設：
1，系統性風險與收益的關系是線性的，就是要檢驗回歸系數E（g2）=0。
2，b是衡量證券組合中證券的風險的唯一測度，非系統性風險在股票的定價中不起作用，這意味著回歸方程的系數E（g3）=0。
3，對於風險規避的投資者，高系統性風險帶來高的期望回報率，也就是說：E(g1)=E(Rmt)—E(Rft)>0
4，對只有無風險利率才是系統風險為0的投資收益，要求E（g0）=Rf。
(二)檢驗的結果及啟示
對CAPM模型的橫截面的檢驗採用多元回歸中的逐步回歸分析法（stepwise），即在回歸分析中首先從所有自變數選擇一個自變數，使相關系數最大，再逐步假如新的自變數，同時刪去可能變為不顯著的自變數，並保證相關系數上升，最終保證結果中的所有自變數的系數均顯著不為0，並且被排除在模型之外的自變數的系數均不顯著。
表4：多元回歸的stepwise法結果
g0 g1 R2
系數 -0.0143 0.0170 0.4867
T值 -2.8078 3.5114
從表中可以得出如下結論：
1．bp2項的系數的T檢驗結果並不顯著，表明風險與收益之間並不存在非線性相關關系。
2.sep 項的系數的T檢驗結果並不顯著，表明非系統風險在資產組合定價中並不起作用。
3．g0的估計值為負，即資金的時間價值為負，表明市場具有明顯的投機特徵。

五、影響收益的其他因素分析
(一)歷史回顧
長期以來，Sharp,linter和Mossin分別提出的CAPM模型一直是學術界和投資者分析風險與收益之間關系的理論基石，尤其是在Black,Jensen,和Scholes（1972）以及 Fama 和MacBeth（1973）通過實證分析證明了1926-1968年間在紐約證券交易所上市的股票平均收益率與貝塔之間的正的相關關系以後。然而八十年代，Reinganum(1981)和Lakonishok ，Shapiro（1986）對後來的數據分析表明這種簡單的線性關系不復存在。Roll對CAPM的批評文章發表之後，對CAPM的檢驗也轉向對影響股票收益的其他風險因素的檢驗，並發現了許多不符合CAPM的結果。Fama和French（1992）更進一步指出，從四十年代以後，紐約股票市場股票的平均收益率與貝塔系數間不存在簡單的正線性相關關系。他們通過對紐約股票市場1963年至1990年股票的月收益率分析發現存在如下的多因素相關關系：
R=1.77%-(0.11*ln(mv))+(0.35*ln(bv/mv))
其中：mv是公司股東權益的市場價值，bv是公司股東權益的賬面價值。
從前一節我們對上海股票市場的檢驗結果可以看出，當選用的歷史數據變化以後，上海股市中收益與系統性風險相關的顯著程度並不如CAPM所預期的那樣。羅爾對CAPM的解釋同樣適合於上海市場，即一方面我們無法證實市場指數就是有效組合，以我們分析的上海股票市場而言，上證指數遠沒有包括所有金融資產，比如投資者完全可以自由投資於債券市場和在深圳證券交易所上市的股票。另一方面，在實際分析中我們無法找到真正的貝塔（true beta）。為了找出上海股市中股票定價的其他因素，本文結合上海股票市場曾經出現炒作的"小盤股"、"績優股"、"重組股"等現象，對公司的股本大小，公司的凈資產收益率，市盈率等非系統因素對收益的影響進行了分析。具體方法是：論文首先對影響個股收益率的各因素進行逐年分析，然後構造組合，再對影響組合收益率的各因素進行分析，組合的構造方法與前相同。
(二)單股票的多因素檢驗及結果
檢驗方法是用歷史數據計算b系數，再對b系數、前期總股本、前期流通股本、預期凈資產收益率、預期PE比率對收益率的解釋程度進行分析。例如在分析年所有股票收益率的決定因素時，採用93年股票的收益率計算貝塔系數，總股本為93年末的總股本，凈資產收益率和市盈率根據94年的財務指標計算。由於股票在此之後4年交易期間，凈資產收益率（ROE）和每股收益（EPS）尚未公布，因此凈資產收益率和市盈率都稱為預期凈資產收益率和預期市盈率。具體模型如下：
Rj=g0+g1bj+g2Gj+g3ROEj+g4PEj+ej
其中 : Rj 是股票 j的第t期年平均周收益率
bj 是股票j的b系數，b系數由第（t-1）期歷史數據算出
Gj 是股票j的第（t-1）期總股本對數值
ROEj是股票j的第t期凈資產收益率
PEj 是股票j的第t期期末市盈率
STEPWISE多元回歸發現94年各股票收益率與以上因素並無顯著關系，其他各年的結果如下：
表5：95年個股收益率的STEPWISE多元回歸結果
Rj=g0+g2Gj
R2 g0 g2
均值 T值 均值 T值
0.05 -0.013 -3.568 0.0011 2.958

表6：96年個股收益率的STEPWISE多元回歸結果
Rj=g0+g2Gj+g3ROEj
R2 g0 g2 g3
均值 T值 均值 T值 均值 T值
0.171 -0.011 -1.93 0.002 2.845 0.024 5．249

表7：97年個股收益率的STEPWISE多元回歸結果
Rj=g0+g2Gj
R2 g0 g2
均值 T值 均值 T值
0.099 0.0317 6.328 -0.0028 -5.325

表8：98年個股收益率的STEPWISE多元回歸結果
Rj=g0+g1bj+g2Gj+g3ROEj
R2 g0 g1 g2 g3
均值 T值 均值 T值 均值 T值 均值 T值
0.195 0.0343 7.799 0.005 3.582 -0.003 -8.548 0.0013 0.0045
(三)組合的檢驗及結果
組合的構造方法與前面所描述的一致。對所有組合98年平均周收益率與組合的97年數據所計算出的貝塔系數、97年末平均總股本、98年平均凈資產收益率、98年底平均市盈率進行回歸分析，模型如下：
Rpj=g0+g1bpj+g2Gpj+g3ROEpj+g4PEpj+ej
其中 : Rpj 是組合 j的98年平均周收益率
bpj 是組合j的b系數
Gpj 是組合j的 97年總股本對數值
ROEpj 是組合j的98年凈資產收益率
PEpj 是組合j的98年末市盈率
表9：98年組合收益率的STEPWISE多元回歸結果
g0 g3 R2
均值 0.0425 -0.0039 0.593
T值 4.736 -4.355
(四)結果分析
對組合的收益率以及97年以來個股的收益率採用stepwise回歸分析可以看出，公司的股本因素在上海股票市場的股票定價中起著顯著的作用。股票的定價因素同西方成熟股市一樣，存在規模效應（Size Effect）,即小公司的股票容易取得高收益率。這個結論與中國股市的近幾年價格波動實際特點相一致，其原因可以從以下三方面分析：首先，小公司股本擴張能力強。在我國股市中，投資人主要是希望公司股本擴張後帶來的資產增值盈利。其次，小股本的股票便於機構投資者炒作。我國機構投資者的實力總體偏弱，截止98年年底，注冊資本在5億元以上的券商只有10多家。最後，小公司往往被市場認為是資產收購與兼並的目標。許多早期上市的公司，市場規模較小，在激烈的市場競爭中無行業壟斷優勢和規模經濟效益，無法與大企業抗衡。而許多高科技企業或具有較強市場競爭力的企業迫切需要進入資本市場，將收購目標瞄準這些小規模上市公司實行低成本借殼上市。這三方面的因素都導致小股本公司的股票受到市場的青睞。因此在論文的檢驗結果中，無論是個股還是組合在歷年的收益率中都是顯著地與股本相關

Ⅱ 高端製造業國家隊持股最多有幾只股票

高端裝備 製造業的特點是技術 知識 密集、附加值高、成長性好、關聯性強、帶動性大，為國家核心競爭力的重要標志，也是衡量一個國家是不是工業強國的重要元素。對於中國而言，在中期內可以實現突破的領域，包括高端（風、核、水）電力設備、高端 海洋工程 設備、高端智能化設備、高端軌道交通裝備以及高端航空 航天 設備、高端電子專業設備等。如果進行簡單歸納，可以形成海陸空三大領域。那麼具體高端裝備概念股有哪些？高端裝備相關上市公司一覽具體如下：
據工信部部長蘇波日前透露，《高端裝備製造業「 十二五 」發展規劃》中提出，到2020年，力爭使高端裝備製造產業銷售收入在裝備製造業中的佔比提高至25%。
分析 人士認為，十年目標把高端裝備製造業培育成為國民經濟的支柱產業。高端裝備製造業的狂飆突進，有望令相關板塊未來也迎來井噴。
個股 寶鈦股份（600456）、鋼研高納（300034）、中聯重科（000157）、杭氧股份（002430）、沈陽機床（000410）、中鼎股份（000887）、張化機（002564）、中航光電（002179）、東方精工（002611）、天立 環保 （300156） 、大連三壘（002621） 、山東威達（002026）、森遠股份（300210）等有望迎來機遇。
一、「海洋」：海洋工程裝備。
海洋工程裝備產業已列入七大戰略 新興產業 ，其特徵是資金與技術密集。如果直觀的比較的話，我們會更加清楚海洋工程裝備的潛力。一座3000 米深水半潛式鑽井平台的價格大約是5~6 億美元，相當於2 架波音747 的價格包括海洋資源（特別是海洋油氣資源）勘探、開采、加工、儲運、管理、後勤 服務 等方面的大型工程裝備和輔助裝備。按照海洋工程裝備產業創新發展戰略（2011-2020），到2015年，基本形成海洋工程裝備產業的設計製造體系，基本滿足國家海洋資源開發的戰略需要。到2020年，打造若干知名海洋工程裝備企業，創新能力躋身世界前列。海洋工程裝備製造產業包括各類海洋平台、海上浮式生產儲存運輸系統以及洋工程作業和輔助船舶，其中，海洋平台領域是目前海洋工程裝備產業領域技術研發的重點區域。
核心技術上，我國在 海工裝備 上仍處於起步期，大多數產品還處於低端位置，當然也有一些優勢企業，如中國船舶708 所、大連重工、外高橋造船、中遠船務、煙台萊佛士等。（來源於：http://www.soobbs.com/shichangshuju/gaoanzao/23850.html)相關上市公司包括海油工程600583、中集集團000039、中國重工601989、中海油服、傑瑞股份002353、振華重工600320等。據工信部部長蘇波日前透露，《高端裝備製造業「十二五」發展規劃》中提出，到2020年，力爭使高端裝備製造產業銷售收入在裝備製造業中的佔比提高至25%。
分析 人士認為，十年目標把高端裝備製造業培育成為國民經濟的支柱產業。高端裝備製造業的狂飆突進，有望令相關板塊未來也迎來井噴。
個股 寶鈦股份（600456）、鋼研高納（300034）、中聯重科（000157）、杭氧股份（002430）、沈陽機床（000410）、中鼎股份（000887）、張化機（002564）、中航光電（002179）、東方精工(002611)、天立 環保 (300156) 、大連三壘(002621) 、山東威達(002026)、森遠股份(300210)等有望迎來機遇。

Ⅲ 漢族中有多少北方民族的血液

人類學雜記——10. 漢族中有多少北方民族的血液？

我必須承認這個題目不是很好寫。現在網路上關於漢族起源的各種聲音都不少，有主張漢族都是炎黃子孫的，有說某個方言的漢族族羣是最純正漢族的，有說南方漢人主要是土著漢化的，有說北方人是胡種的。其實這些說法很多都是片面的，有出於政治目的的，有因為偏見的，也有很多是出於顯示本族羣的正統性而貶抑其他族羣而製造出來的。我希望借本文從我現有的分子人類學數據中舉出一些事實而還原出一部分眞相。

本文所指的漢族就是目前一般意義上的漢族，可以暫時先不管近幾十年內漢族和其他民族通婚的後代，而包括了全國各省和各大方言區的漢族。至於漢族是什麼定義，血統還是文化上的，這個問題不在本文考慮范圍。好在不論什麼定義的漢族，在現今狀態下包含的人差不太多。本文更不支持通過血統，尤其是單純根據Y染色體來劃分民族屬性的做法。本文就是想通過事實，盡可能還原歷史上眞正發生過的事情。

我之前的《人類學雜記》系列（http://blog.sina.com.cn/s/articlelist_1180557177_3_1.html ）中也提到，人的遺傳物質分為常染色體、X染色體、Y染色體和線粒體。常染色體能顯示每個個人及人羣的血統混合比例，以及族羣之閑和個人之閑的遠近關系，但因為難以作演化樹（只能作聚類樹，而聚類樹並不能顯示眞實的演化關系），並不能反映血統的流向關系；X染色體因為復雜的遺傳模式（女性兩條，可發生重組，男性一條），目前不能較好分析，且其遺傳規律仍會較接近常染色體；Y染色體反映父系；線粒體反映母系。

先說Y染色體，大家已經大概知道，漢族的最主要類型是O3-M122，佔到一大半，其餘的包括O1-M119, O2-M268, C3-M217, N-M231, Q-M242等等。如果把省份分成北、東、南三塊，華東按江、浙、滬、皖四省市（因為在復旦收樣，這些地方樣本比較多），其餘的省按通常意義的南北方來分。大體結果如表所示：

首先可以看出，漢族，不論北方、華東或南方，最常見的單倍羣是相當一致的。尤其O3下面的O3a2c1a-M117, O3a2c1*-M134(xM117)以及O3a1c-002611三支，其總和佔了整個漢族的45%左右，在南北方總體來說差別都不大（除M134xM117在北方比南方略高）。在漢族中總體比較均勻的，還有N和O2*這兩大單倍羣。這五大支，我認為都是屬於華夏較早期的成分，應該是5000-2000年前居住在黃河流域的。盡管這幾大支很可能不是同時同地擴張的，可能也不都是華夏最早的主要組成，但至少在漢族第一次大規模南遷（東晉）之前，以上的成分已經相對混合得比較均勻了，因此南遷時能以大致相似的相對比例進入南方漢人。

O1（尤其是其下的O1a1-P203支）在華東和南方比例明顯比北方多。考慮到O1在4000多年前在長江三角洲的良渚文化的古DNA中已經有很高比例（Li H. et al. 2007），可以認為華東和南方的O1至少很大一部分來自百越羣體。不過，考慮到北方漢族也有4%的O1，尤其在西部的回族、羌族，甚至東北的一些民族中也有一定比例的O1來看，不應把O1的來源完全歸結為越人。

O2包括O2*-M268(xPK4,M176)、O2a-PK4（下含O2a1-M95）和O2b-M176。從上表來看，O2*在全國是均勻的，O2a-PK4明顯在南方多一些。考慮到南方少數民族中南亞、僮侗、苗瑤等民族中普遍有高頻的O2a的分布，我們可以認為，南方漢族中的O2a主要是從少數民族中融入的。但同O1的情況，在各處漢族和北方少數民族也普遍有低頻的O2a存在來看，O2a可能也是在早期漢族中即存在的。

C3-M217是一個需要仔細討論的問題。中國的C基本上都屬C3（南方有很少數的CxC3）。C和D一樣，是早期（應該在6 – 3萬年前）到達東亞的單倍羣。C3的年齡大致也和整個O相當。我不很同意把C和D稱作「椶種人」或者「矮黑人」的提法，因為一來Y染色體不與體質直接關聯，二來當C、D的人羣與N、O的人羣兩三萬年前在東亞最初相遇時，誰比誰白也不好說，我覺得目前證據還不充足。

C3在北方的比例明顯比華東和華南高一些。參考北方的阿爾泰語系民族，如蒙古族、滿族中普遍較高的C3比例（他們的C也主要都是C3），可以推測，北方漢族中偏高的C3是與北方民族相關的。

Ⅳ 東方精工002611後期走勢如何，有專家分析下沒

已下踩五日線，上方有阻力，明天不會高於今天最高價，有下跌的風險！跌破五日線出貨！

Ⅳ 世界人種基因圖譜的華夏種族

分子人類學研究表明，新石器時代廟底溝二期文化、陶寺文化人群人骨mtDNA分析顯示M系單倍群佔85%，二里頭文化母系M佔64.3%（與以前相比，N系稍有增加），可以說明古中原母系無疑是M系高頻為特徵。山東長島7000年前人骨mtDNA分析顯示N系單倍群佔70%，淄博地區距今 2500 和 2000 年前的人骨mtDNA均為N系，N系含有少量中亞-歐洲基因。可見新石器時代東部西部母系mtDNA差別巨大。西安現代組mtDNA：N系佔37%，M佔63%,；河南現代組mtDNA：N系佔47%，M佔53%；青島現代組N系佔40%，M佔60%（在山東地區屬於例外，可能是因為青島是開放城市，外地移民較多）；山東淄博現代組N系佔57%，M佔43%，但泰安、榮成地區N系高達60~67%，整個山東平均值N系佔51%，M佔49%。由此看出，在黃河流域，母系mtDNA-N的含量及分布，顯示它自東往西擴散的趨勢。從父系基因來看，根據龍山文化古人骨DNA的研究表明，龍山文化的居民，其Y染色體SNP單倍型是O3-M122，並且只含有O3和子類型O3e，沒有其他類型，和現代漢族的主體部分完全一致，也就是說，現代漢族的主體部分其父系遠祖完全是來自龍山文化先民，也就是龍山人。O3-M122是漢族的絕對主體，根據2004年文波的數據，山東漢族為59.5%、河南52%、陝西漢族56.7%，顯示它自東往西擴散的趨勢，可見黃河下流域O3-M122比例居於北方首位，母系mtDNA-N比例也是在北方最高的。
研究父系基因，同時也要關注母系基因。老亞洲CD原來對應的是母系M，均屬亞洲舊石器人類。北方漢族母系基因M占絕多數，N非常低頻。山東母系M和N各佔一半，和北方其他地區明顯不一樣。早期父系O3原來對應的是母系N。新亞洲人O單倍群是3～5萬年前起源於南亞的，分為O1、O2、O3。在舊石器時代1-2萬年前，O1、O2先北上擴散，考古證實紅山文化人骨Y-DNA含有O1O2，最可能和日韓O2b有緊密聯系。雖然O3比O1O2起步晚，但北上爆發擴張取代了O1O2。古中原母系基因全是M，和藏緬族群相同，但當時古東夷母系N高頻。隨著龍山文化大規模擴張，mtDNA-N擴散到中原。膠遼官話Y染色體O3佔66.70%，在全國各方言區居於首位。冀魯官話Y染色體O3佔64.90%，居於次位，並且母系mtDNA-N是在北方中最高的。龍山文化以壓倒之勢覆蓋了中原及其南北早先的各個文化區，O3大爆發擴張，徹底取代北亞通古斯C和羌藏D，獲得母系M，並且把百越O1和苗瑤O2a趕退至長江流域。O2b被迫北上逃到東北蠻荒地區，然後通過朝鮮半島，擴散到日本。龍山文化覆蓋了中原及其南北地區，終於形成了北方漢族父系O3配偶母系N、M的格局現狀。
黃河上游藏緬族群及其西北漢族特有的O3e-M134高發頻率，O3-M122比例低。而黃河下游以O3-M122為最，O3e-M134不多見。O3-M122是O3e-M134的祖型，O3-M122最早進入黃河中下領域成為東方主人，迫使O3e向西遷徒，與羌藏D系共處融合，形成了藏緬族群。有O3e-M134的地方一般都有O3-M122，但有O3-M122的地方不一定有O3e-M134。從黃河流域的整個趨勢來看，O3e-M134是西部比東部高，越往東越低。在黃河下流域，O3-M122的含量顯超過O3e-M134，顯示它自東往西擴散的趨勢。在O3-M122的細分譜系中，O3*-M122、O3a4-002611主要分布在黃河中下流域，顯然是東夷集團的主體類型，因為這個單倍群在藏緬語人群中很稀少，但是在漢族裡的比例卻能占較大的比例。東夷人以O3-M122為最，幾乎沒有羌藏D系，和現代漢族的主體部分完全一致。東夷O3-M122與夏周O3e-M134均屬漢族父系祖先的兩大來源。

Ⅵ 為什麼到今天還有人還有人說苗族起源於中原，以O3a1-002611為主

不是嗎？
苗族，是一個古老的民族，散布在世界各地，主要分布於中國的黔、湘、鄂、川、滇、桂、瓊等省區，以及東南亞的寮國、越南、泰國等國家和地區。
根據歷史文獻記載和苗族口碑資料，苗族先民最先居住於黃河中下游地區，其祖先是蚩尤，「三苗」時代又遷移至江漢平原，後又因戰爭等原因，逐漸向南、向西大遷徙，進入西南山區和雲貴高原。自明、清以後，有一部分苗族移居東南亞各國，近代又從這些地方遠徙歐美。

Ⅶ 東方財富網問一下怎樣看好002611股.我買了時的價位16.90元，現在要怎樣看。哈哈哈

說實話，你買的價格我看來有點高了。而目前大盤又有回調風險，建議你高位離場觀望，後期低位再介入。具體價位說了也是白說，這需要自己看情況而定。任何預測後期具體價格都是在賭博，賭博都是莊家贏的！

Ⅷ 中國人種基因圖譜的華夏族的起源與形成

黃河下流域先民創造了大汶口文化及其龍山文化，廣泛分布在在山東、豫東、冀東、遼東半島和淮海地區。自從大汶口文化向中原地區擴張，使得仰韶彩陶文化退出歷史舞台以來，中原地區在大汶口文化的強烈影響之下開始出現灰陶黑陶，但不是真正意義的龍山文化，被命名為當地二期、三期文化。典型龍山文化是繼承大汶口文化的因素而發展起來的，以山東龍山文化為典型代表，中原龍山文化的基本面貌清晰地顯示出大汶口文化對中原地區的深刻影響，含有較多的大汶口文化因素，趨向於東方化。
黃河下流域先民以鳥為祖圖騰，繁衍為以各種鳥為子圖騰的諸多部落。東夷人創造了先進的海岱文化，發明了帶羽毛弓箭、創造了龍山骨刻文(對漢字的誕生有啟蒙作用)、製作青銅器與冶鐵、製造舟-車、發展農業與治水。為中原華夏文化的發展和推進，起到了關鍵和決定性作用，華夏文明就是文化相對落後的西部古羌夏族吸收先進的東部東夷文化後進入文明社會進而在周朝超越東夷文化的。山東龍山文化遺址發現了近2000件骨刻文，說明骨刻文和商代甲骨文源流傳承關系非常密切。甲骨卜辭是現能確認的既是最早的漢語書面語，又是商人的書面語。而先商又是東夷的一個主體部分，漢語也確是源於東夷語。羌族只有語言沒有文字，羌語與文化習俗的傳承均依靠口口相傳。羌語應該是周人古羌語的活化石，可以作為考究對象。羌語屬於多音節語，無聲調語，黏著語，羌語的語法結構是屬於阿爾泰語系類型的，和現代漢語差別非常大。漢語是孤立語或分析語，有豐富的聲調系統，確實源於東夷語言結構。如果影響周人語言的是東夷商語，那麼商族人的語言才是現代漢語的根源，單音節，多聲調，孤立語，與現代漢語相似的語法結構，這些種種現代漢語的特徵肯定不是從古羌語繼承過來，那麼只有從商語繼承過來漢語是周人語言和商人語言的綜合體，漢語從周人的語言那裡繼承來了大量的古老的詞彙和同源詞，但是從商人的語言那裡繼承來了特殊的語言結構。
根據歷史傳說，太昊是著名的東夷集團首領，伏羲風姓氏後裔分支屬於太昊集團西遷的一支。春秋時的任(濟寧市)、宿-須句(東平縣)、顓臾(費縣西北)都是太昊後裔回到東夷故里後建立的方國。太昊部落(該族分兩支，原支在曲阜發展為太昊集團，西遷一支在淮陽發展為伏羲風姓部族),分為山東與淮陽和兩大系統，均以東夷語言為主，少昊部落是從太昊部落分出來的直屬後裔，蚩尤出自於東夷少昊氏。太昊集團崇拜龍圖騰，少昊蚩尤集團以鳥為圖騰崇拜。神農氏炎帝部落起源於陝西姜水流域，東遷到今豫東一帶地區，與少昊蚩尤集團交錯分布，有時發生矛盾和沖突。神農氏炎帝部落被迫回遷姜水故鄉與黃帝集團結盟。
嬴姓始祖少昊，其後裔春秋時仍有徐、江、葛、黃、淮夷、費、郯、譚、鍾離等國。少昊嬴姓的一部分西遷在晉陝立國，成為秦國、趙國的祖先。。少昊後裔有兩個重要人物即皋陶和伯夷，是東方嬴姓各族的共同祖先。
華夏雛形開始產生於商周時代。商代贏姓諸侯國，傳說嬴姓祖先是來自東夷首領少昊氏，形成了華族集團。周代分封了姬姓諸侯國，統稱夏族集團。到了春秋戰國時代才開始並稱華夏。漢朝開創人劉邦作為徐夷後裔，拜祭蚩尤為戰神。漢朝確立前後歷400餘年，隨著經濟、文化及國家的大一統，泛稱華夏的中原黃河流域居民，兼並了南方苗蠻百越集團，統稱為漢人，漢族的正式形成就是從漢朝開始的。
東夷史前文化發展序列：新泰烏珠台人(距今5—2萬年左右)，後李文化(距今8400-7700年左右)，北辛文化(距今7300-6100年左右)，龍山文化(距今4600-4000年左右)，岳石文化(距今4000-3600年左右)和諸歷史時期文化。其主幹北辛文化-大汶口文化-龍山文化-岳石文化，時間跨度近4000年。 大汶口文化和龍山文化遺址在山東、豫東、冀東、遼東半島和淮海地區都有廣泛分布，留下了東夷先民的活動遺跡。到了距今5000年以後，一種新文化以壓倒之勢覆蓋了中原及其南北早先的各個文化區，這就是龍山文化。龍山文化是繼承大汶口文化發展而來的，普遍採用大汶口文化發明的快輪制陶技術和占卜。大汶口文化和龍山文化均屬東夷人創造的典型父系社會文化。分子人類學證實龍山文化人骨Y-DNA均為O3-M122，含有部分O3e，沒有其它類型，和現代漢族的主體部分完全一致，也就是說，現代漢族的主體部分其父系遠祖完全是來自龍山人。無論五胡亂華和蒙元滿清入侵中原，都改變不了漢族以03-M122為主體的永久性格局。夏商周的起源與龍山文化有緊密聯系。
龍山文化先民對華夏民族的誕生與形成起著決定性作用，奠定了五千年漢族父系基因以03-M122為主體的穩固基礎。
東夷人創造出了燦爛輝煌的文明，同中原文明一同構成了整個華夏文明的系統體系，是黃河文明乃至整個華夏文明的主體和淵源之一。在黃河流域東西兩大系部落集團中，夏人出自西系，而又融合了東方少昊集團許多部落最早建立國家的一支。商人出自黃河流域東西兩大系部落集團中的東系，雖然與夏人一樣是東西的兩大系部落融合的復合型共同體。商朝以玄鳥為圖騰，與東夷有血緣同源關系，確對商朝與東夷的關系影響極為深刻。商代人殉、人祭之風淵源於東夷，從甲骨卜辭的記錄看，用為人殉、人牲的主要是羌人。商朝分封了東方贏姓諸國，建立廣泛聯盟關系，九夷之師作為商朝最精銳的部隊，是居住在山東的東夷部落組成的部隊，一直支持商朝遠征西羌，但商紂王腐敗荒淫，不停地向贏姓諸國強征財物，頻繁征伐西邊羌方，東方贏姓諸國已經厭倦了商紂無休止的窮兵黷武，拒絕了商朝讓他們參戰的要求。東方諸族紛紛叛離商紂王，商朝不得不從西邊調兵，去征伐東方贏姓諸國。周武王坐收漁人之利，入主中原奪權。從西周初期東夷與商遺裔聯合起來反對周王的情況看，商與東夷的關系還是比較親近的。秦人原為東夷集團的一支，被周王室調到在西陲，長期與羌戎作戰，建立秦國。成王伐盍(葢)商盍(葢)，殺飛(廉)，西遷商之民於邾，以御奴之戎，是秦先人。而商奄即今山東曲阜包括萊蕪一帶的嬴姓大國，證實秦人最早的先人，是從山東遷來的。秦人出自於少昊贏姓後裔，把中國推向了大一統時代，對中國和世界歷史產生了深遠影響，奠定中國兩千餘年政治制度基本格局。漢朝開創人劉邦作為徐夷後裔，拜祭蚩尤為戰神，為漢族大一統做出決定性的歷史貢獻。漢朝繼秦的統一之後，開創了大一統的局 面，繼承和鞏固了秦朝開始的統一國家。
考古表明，新石器時代中原文化與東方地文化有著長期的、頻繁的往來，表現為二里頭文化所包含的較多東方文化因素，考古學界一致認為龍山文化是二里頭文化的主要來源。山東龍山文化遺址發現了近2000件骨刻文，和商代甲骨文源流傳承關系非常密切，甲骨文中的很多文字直接繼承了骨刻文的特點和風格，但二里頭文化遺址一直未能出土類似殷墟甲骨卜辭的同時期的文字記載，夏朝的存在性始終無法被證實。
體質人類學研究表明，新石器時代廟底溝二期文化、陶寺文化人群人骨含有較多的南亞人種成分，在人種類型上與他們前身的仰韶文化居民非常接近，但和黃河下流域文化居民有較大的差距。隨著中原文化與東方地文化有著長期的、頻繁的往來，二里頭文化四期是在前三期基礎上與東方文化交流融合，二里頭文化居民在人種類型上發生了變化，更加接近東亞人種特徵，可以說明該地區已經出現大量的人群交流。中國科學院考古研究所報告表明：山東龍山文化（諸城呈子II期）的人骨研究顯示了與大汶口文化的一致性同時與現代華北人也較接近，因此認為從大汶口文化到龍山文化乃至近代，人種類型上是連續的而不是取代的關系。
分子人類學研究表明，新石器時代廟底溝二期文化、陶寺文化人群人骨mtDNA分析顯示M系單倍群佔85%，二里頭文化母系M佔64.3%（與以前相比，N系稍有增加），可以說明古中原母系無疑是M系高頻為特徵。山東長島7000年前人骨mtDNA分析顯示N系單倍群佔70%，淄博地區距今 2500 和 2000 年前的人骨mtDNA均為N系，N系含有少量中亞-歐洲基因。可見新石器時代東部西部母系mtDNA差別巨大。西安現代組mtDNA：N系佔37%，M佔63%,；河南現代組mtDNA：N系佔47%，M佔53%；青島現代組N系佔40%，M佔60%（在山東地區屬於例外，可能是因為青島是開放城市，外地移民較多）；山東淄博現代組N系佔57%，M佔43%，但泰安、榮成地區N系高達60~67%，整個山東平均值N系佔51%，M佔49%。由此看出，在黃河流域，母系mtDNA-N的含量及分布，顯示它自東往西擴散的趨勢。從父系基因來看，根據龍山文化古人骨DNA的研究表明，龍山文化的居民，其Y染色體SNP單倍型是O3-M122，並且只含有O3和子類型O3e，沒有其他類型，和現代漢族的主體部分完全一致，也就是說，現代漢族的主體部分其父系遠祖完全是來自龍山文化先民，也就是龍山人。O3-M122是漢族的絕對主體，根據2004年文波的數據，山東漢族為59.5%、河南52%、陝西漢族56.7%，顯示它自東往西擴散的趨勢，可見黃河下流域O3-M122比例居於北方首位，母系mtDNA-N比例也是在北方最高的。
研究父系基因，同時也要關注母系基因。老亞洲CD原來對應的是母系M，均屬亞洲舊石器人類。北方漢族母系基因M占絕多數，N非常低頻。山東母系M和N各佔一半，和北方其他地區明顯不一樣。早期父系O3原來對應的是母系N。新亞洲人O單倍群是3～5萬年前起源於南亞的，分為O1、O2、O3。在舊石器時代1-2萬年前，O1、O2先北上擴散，考古證實紅山文化人骨Y-DNA含有O1O2，最可能和日韓O2b有緊密聯系。雖然O3比O1O2起步晚，但北上爆發擴張取代了O1O2。古中原母系基因全是M，和藏緬族群相同，但當時古東夷母系N高頻。隨著龍山文化大規模擴張，mtDNA-N擴散到中原。膠遼官話Y染色體O3佔66.70%，在全國各方言區居於首位。冀魯官話Y染色體O3佔64.90%，居於次位，並且母系mtDNA-N是在北方中最高的。龍山文化以壓倒之勢覆蓋了中原及其南北早先的各個文化區，O3大爆發擴張，徹底取代北亞通古斯C和羌藏D，獲得母系M，並且把百越O1和苗瑤O2a趕退至長江流域。O2b被迫北上逃到東北蠻荒地區，然後通過朝鮮半島，擴散到日本。龍山文化覆蓋了中原及其南北地區，終於形成了北方漢族父系O3配偶母系N、M的格局現狀。
黃河上游藏緬族群及其西北漢族特有的O3e-M134高發頻率，O3-M122比例低。而黃河下游以O3-M122為最，O3e-M134不多見。O3-M122是O3e-M134的祖型，O3-M122最早進入黃河中下領域成為東方主人，迫使O3e向西遷徒，與羌藏D系共處融合，形成了藏緬族群。有O3e-M134的地方一般都有O3-M122，但有O3-M122的地方不一定有O3e-M134。從黃河流域的整個趨勢來看，O3e-M134是西部比東部高，越往東越低。在黃河下流域，O3-M122的含量顯超過O3e-M134，顯示它自東往西擴散的趨勢。在O3-M122的細分譜系中，O3*-M122、O3a4-002611主要分布在黃河中下流域，顯然是東夷集團的主體類型，因為這個單倍群在藏緬語人群中很稀少，但是在漢族裡的比例卻能占較大的比例。東夷人以O3-M122為最，幾乎沒有羌藏D系，和現代漢族的主體部分完全一致。東夷O3-M122與夏周O3e-M134均屬漢族父系祖先的兩大來源。