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
『貳』 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。
『叄』 工業4.0概念股有哪些
德國為了振興其製造業，在美國互聯網和製造業巨頭聯合重新定義製造業的背景下，利用自身在工業軟體、工業電子和製造技術方面的優勢，推出了工業4.0計劃。有券商分析得出工業4.0涉及五個核心環節：①互聯，即CPS智能網路；②集成控制；③智能生產；④數據處理；⑤產品創新。針對這五個核心環節，受益的行業依次包括射頻識別、物聯網、感測器、機器視覺、智能機床、雲計算、3d列印、可穿戴設備、汽車電子等。目前市場還聚焦在智能製造領域，未來工業4.0將遍地開花。
1、工業自動化系統集成商上市公司：
東土科技(300353)
2009年開始布局工業互聯網,作為工業互聯網第一股,未來將通過持續的並購整合完善工業互聯網的布局,掌控工業4.0最核心的環節;通過收購拓明科技，公司可以利用其大數據技術完善其工業控制網路數據解決方案能力，有利於公司切入工業控制網路大數據行業應用領域，拓展產業鏈；通過將工業控制網路軟硬體產品及技術與拓明科技領先的移動互聯網大數據技術相結合，可進一步豐富上市公司產品線，利於雙方在工業控制網路大數據挖掘、分析及應用領域共同創新，充分挖掘存量客戶需求，開拓新業務及新市場。
法因數控（002270）
公司能設計製造機械繫統、液壓系統、氣動系統、控制系統，更能針對設備所需控制系統，開發相關嵌入式工控軟體，主導產品已實現成套化、復合化、柔性化、智能化，製造技術處於國內領先地位。
機器人（300024）
公司工業機器人技術已達到國際先進水平。機器人單元產品已進入汽車整車、零部件等工業機器人的主要應用行業。2013年上半年公司自動化成套裝備成功應用在汽車整車測試生產線，標志著公司汽車自動化成套裝備打破國外技術與市場壟斷，進入與外資全面抗衡的階段。
智雲股份(300097)
是國內領先的成套自動化裝備方案解決商;
巨輪股份（002031）
公司通過並購德國歐吉索機床，學習德國工業4.0經驗，將德國技術進一步融匯進中國製造，著眼大型高效智能裝備成套技術，開展以工業機器人、RV減速器、單元控制系統、柔性生產線和智能車間生產調度系統等核心關鍵技術的研究開發和產業化，面向輪胎和機械加工的生產需求，提供包括多種設備的標准化和非標准化集成組線的解決方案。
華昌達（300278）
公司主營業務是智能型自動化裝備系統，包括總裝自動化生產線、焊裝自動化生產線、塗裝自動化生產線等的研發、設計、生產和銷售。
海得控制（002184）
主要從事工業自動化領域的系統集成業務、產品分銷業務和大功率電力電子產品業務（包括風電變流器，大功率電源，整流回饋裝置）
京山輕機(000821)
主營業務包括自動化業務精密業務。自動化業務主要為工業程序自動化提供定製解決方案，包括設計及開發自動化系統、為客戶提供生產線所需自動化設備或自動化生產線等。
南京熊貓（600775）
自動化裝備產業化項目總投資6.16億元，建設期24個月，主要投向工業機器人、自動傳輸裝備、自動灌裝裝備。
軟控股份（002073）
公司主營業務為面向輪胎橡膠行業應用軟體及系統集成開發和數字化裝備製造，為輪胎橡膠製品生產企業提供全面的機電一體化、自動化、信息化解決方案。
新時達（002527）
曉奧享榮主營汽車智能化柔性焊接生產線，多功能機器人滾邊系統，機器人柔性工作單元，機器人及其周邊標准系統設備，專用成套設備，柔性傳輸裝置等成套系統等設計、研發、生產及銷售。轉讓方承諾曉奧享榮2015年凈利潤不低於1700萬元。曉奧享榮已形成完整的技術和質量保證體系，在機器人應用技術、系統設計技術、離線模擬技術、整線模擬技術、遠程調試和診斷技術等處於國內領先地位，上述技術能力也是未來公司在智能製造以及工業4.0業務領域拓展的關鍵所需。
藍英裝備（300293）
公司主要從事自動控制技術的開發與應用。依靠在自動控制基礎技術、自動控制應用技術、產品設計能力等方面的深厚基礎，公司在輪胎、冶金、節能等自動控制應用領域取得了顯著成績，成為國內上述自動控制領域內的知名企業。其中在輪胎自動控制領域，憑借強大的產品設計能力，公司業務已由自動控制解決方案延伸至自動化設備，是我國子午線輪胎成型機主要供應商之一。2014年12月，公司於互動平台披露，工業4.0的核心是智能製造，即工業的自動化及智能化，公司主營業務及核心技術、產品符合工業4.0概念。
2、工業自動化設備零部件相關上市公司：
匯川技術（300124）
公司是專門從事工業自動化控制產品的研發、生產和銷售的高新技術企業，為中高端設備製造商提供控制系統解決方案，主要產品有變頻器、伺服、PLC、稀土永磁同步電機、電動汽車電機控制器、光伏逆變器等。
英威騰(002334)
公司在工業控制領域的主要產品包括PLC、伺服驅動系統、伺服電機、主軸電機、電主軸、HMI等。PLC(可編程邏輯控制器)屬於控制層面的產品，相當於設備的大腦，對設備的運行起控製作用，伺服驅動和伺服電機分別屬於驅動層面和執行層面的產品，伺服驅動接受控制層下達的指令通過伺服電機精確執行。
合康變頻（300048）
公司已逐漸形成了包括高、中低壓及防爆變頻器在內的全系列變頻器產品，形成了較為完整的變頻器產品線。
銳奇股份(300126)
在上海投資成立全資子公司"上海銳奇智能科技有限公司"，以自營或對外投資參股、控股、參與新設等方式，開展包括智能工業機器人、感測應用等為代表的，以信息化、網路化、自動化和智能化為技術方向的智能製造裝備的研發和運營業務，投資經營包括智能機器人及其核心部件、智能感測器與儀器儀表、嵌入式工業控制晶元、高速/高精製造工藝與技術、製造化信息化技術、製造過程安全與安防技術等在內的智能製造裝備產業。
上海機電（600835）
上海納博特斯克完成相關工商注冊，佔51%股權。此舉意味著公司開始攜手工業機器人核心部件-精密減速機的全球領先者日本納博，發展精密減速機在中國業務並探索和開拓具有中國特色的工業機器人市場，為精密減速機及相關產品在中國研發、組裝生產、製造及服務打下基礎。
東方精工（002611）
公司以自有資金投資4912萬元收購嘉騰機器人20%股權事項完成工商登記。嘉騰機器人主營范圍為工業智能機器人及配件製造、恆溫恆濕機、電腦測試治具、工裝夾具、電子儀器儀表；銷售：電子元件、電子器件、工業軟體、合成石材料及機電設備零配件等。本次收購有助於公司自動化智能物流系統的建設，為客戶提供「包裝-智能物流」一體化的整體解決方案。
3、輸送倉儲自動化：
天奇股份（002009）
公司主要為規模化生產的汽車、家電等行業提供自動化輸送及倉儲系統。是國內工業智能自動化系統整體解決方案的最大供應商。
三豐智能（300276）
公司主要從事智能輸送成套設備的研發設計、製造、安裝調試與技術服務，以技術為依託為客戶提供智能輸送整體解決方案。
科大智能（300222）
配電自動化系統和用電自動化系統。乾機電是一家專業從事工業生產智能化綜合解決方案的設計、產品研製、系統實施與技術服務的企業，產品包括智能移載系統、智能輸送系統、智能裝配系統與智能倉儲系統等，是國內為數不多的能夠提供定製化工業生產智能化綜合解決方案的企業之一，是我國浮動移載機械手領域的領軍企業。
4、激光裝備類上市公司：
大族激光（002008）
國內激光行業龍頭，具備年產3000台激光加工設備的生產能力，是國內最大的激光信息標記設備製造企業。
華工科技（000988）
公司主業分為激光裝備製造產業板塊、光通信及無源器件產業板塊、激光全息防偽產品和包裝印刷產業板塊、敏感電子元器件和感測器技術產業板塊以及物聯網產業。
亞威股份（002559）
公司是國內中高端金屬板材成形機床行業的領先企業+激光裝備
智能機床類上市公司：
華中數控（300161）
公司從事數控系統及其裝備的研究開發、生產和銷售，是國內少數擁有成套核心技術自主知識產權和具有自主配套能力的企業之一。公司主營業務包括中、高檔數控裝置、伺服驅動裝置、數控機床及紅外熱像儀。
沈陽機床（000410）
公司是國內機床行業的龍頭企業，產品種類齊全，具備為國家重點項目提供成套裝備的能力，其數控機床技術處國內領先地位，已成為世界數控金切機床生產量最大的企業.
秦川機床（000837）
公司主營精密數控機床、塑料機械、精密齒輪件、液壓件、液壓系統、電梯曳引機及特種齒輪箱；
昆明機床（600806）
公司機床業務具有很強的競爭力，其主導產品鏜床(包括卧式鏜床、落地鏜床、卧式加工中心、坐標鏜床)國內規模居第二位，技術水平居第一位，鏜床產品大型數控化比率達到50%以上，居國內首位。
『肆』 流通股3000萬股-8000萬股的股票
766隻
002497.SZ 雅化集團
300134.SZ 大富科技
601113.SH 華鼎錦綸
601208.SH 東材科技
601798.SH 藍科高新
002507.SZ 涪陵榨菜
002414.SZ 高德紅外
002600.SZ 江粉磁材
601028.SH 玉龍股份
601599.SH 鹿港科技
600711.SH 盛屯礦業
002378.SZ 章源鎢業
300050.SZ 世紀鼎利
002343.SZ 禾欣股份
002423.SZ 中原特鋼
002594.SZ 比亞迪
002529.SZ 海源機械
002417.SZ 三元達
002413.SZ 常發股份
002554.SZ 惠博普
300117.SZ 嘉寓股份
300156.SZ 天立環保
300136.SZ 信維通信
002326.SZ 永太科技
002370.SZ 亞太葯業
000863.SZ *ST商務
002454.SZ 松芝股份
002151.SZ 北斗星通
002253.SZ 川大智勝
002365.SZ 永安葯業
002441.SZ 眾業達
002460.SZ 贛鋒鋰業
002020.SZ 京新葯業
002282.SZ 博深工具
002288.SZ 超華科技
002329.SZ 皇氏乳業
002361.SZ 神劍股份
002573.SZ 國電清新
000669.SZ *ST領先
002567.SZ 唐人神
300153.SZ 科泰電源
600733.SH S*ST前鋒
002125.SZ 湘潭電化
002301.SZ 齊心文具
601222.SH 林洋電子
300004.SZ 南風股份
000719.SZ 大地傳媒
002107.SZ 沃華醫葯
002427.SZ 尤夫股份
002510.SZ 天汽模
002496.SZ 輝豐股份
000008.SZ ST寶利來
002366.SZ 丹甫股份
002511.SZ 中順潔柔
002490.SZ 山東墨龍
300052.SZ 中青寶
002468.SZ 艾迪西
002143.SZ 高金食品
002540.SZ 亞太科技
300040.SZ 九洲電氣
300046.SZ 台基股份
002322.SZ 理工監測
300017.SZ 網宿科技
002404.SZ 嘉欣絲綢
002357.SZ 富臨運業
002214.SZ 大立科技
600988.SH ST寶龍
300086.SZ 康芝葯業
002224.SZ 三力士
300180.SZ 華峰超纖
002563.SZ 森馬服飾
002583.SZ 海能達
002636.SZ 金安國紀
002471.SZ 中超電纜
300051.SZ 三五互聯
002541.SZ 鴻路鋼構
002478.SZ 常寶股份
300178.SZ 騰邦國際
300189.SZ 神農大豐
300172.SZ 中電環保
002489.SZ 浙江永強
002175.SZ 廣陸數測
300036.SZ 超圖軟體
300152.SZ 燃控科技
300018.SZ 中元華電
300122.SZ 智飛生物
002537.SZ 海立美達
000010.SZ SST華新
002384.SZ 東山精密
002350.SZ 北京科銳
002613.SZ 北玻股份
300186.SZ 大華農
601567.SH 三星電氣
300169.SZ 天晟新材
600562.SH ST高陶
002467.SZ 二六三
000622.SZ S*ST恆立
600262.SH 北方股份
002475.SZ 立訊精密
002333.SZ 羅普斯金
002545.SZ 東方鐵塔
300146.SZ 湯臣倍健
002557.SZ 洽洽食品
002603.SZ 以嶺葯業
000981.SZ 銀億股份
002360.SZ 同德化工
300031.SZ 寶通帶業
000020.SZ 深華發A
300124.SZ 匯川技術
300140.SZ 啟源裝備
002369.SZ 卓翼科技
002504.SZ 東光微電
002234.SZ 民和股份
000156.SZ *ST嘉瑞
002372.SZ 偉星新材
002488.SZ 金固股份
300161.SZ 華中數控
300123.SZ 太陽鳥
002330.SZ 得利斯
002290.SZ 禾盛新材
002485.SZ 希努爾
002494.SZ 華斯股份
300135.SZ 寶利瀝青
300219.SZ 鴻利光電
002531.SZ 天順風能
002453.SZ 天馬精化
300008.SZ 上海佳豪
002495.SZ 佳隆股份
300001.SZ 特銳德
300007.SZ 漢威電子
002348.SZ 高樂股份
300115.SZ 長盈精密
000603.SZ ST盛達
002421.SZ 達實智能
300130.SZ 新國都
002387.SZ 黑牛食品
300043.SZ 星輝車模
002574.SZ 明牌珠寶
002614.SZ 蒙發利
002646.SZ 青青稞酒
002662.SZ 京威股份
300284.SZ 蘇交科
601012.SH 隆基股份
601116.SH 三江購物
601677.SH 明泰鋁業
601799.SH 星宇股份
601908.SH 京運通
300267.SZ 爾康制葯
002492.SZ 恆基達鑫
300120.SZ 經緯電材
002528.SZ 英飛拓
002034.SZ 美欣達
002379.SZ 魯豐股份
601996.SH 豐林集團
002487.SZ 大金重工
000693.SZ S*ST聚友
002527.SZ 新時達
002481.SZ 雙塔食品
300035.SZ 中科電氣
300078.SZ 中瑞思創
300150.SZ 世紀瑞爾
000639.SZ 西王食品
300055.SZ 萬邦達
300145.SZ 南方泵業
300154.SZ 瑞凌股份
300025.SZ 華星創業
300119.SZ 瑞普生物
002341.SZ 新綸科技
002448.SZ 中原內配
601313.SH 江南嘉捷
002551.SZ 尚榮醫療
002425.SZ 凱撒股份
300047.SZ 天源迪科
002547.SZ 春興精工
002319.SZ 樂通股份
300012.SZ 華測檢測
300067.SZ 安諾其
300026.SZ 紅日葯業
002331.SZ 皖通科技
002349.SZ 精華制葯
002512.SZ 達華智能
002296.SZ 輝煌科技
002593.SZ 日上集團
300038.SZ 梅泰諾
002473.SZ 聖萊達
002469.SZ 三維工程
002286.SZ 保齡寶
002363.SZ 隆基機械
002546.SZ 新聯電子
002391.SZ 長青股份
002585.SZ 雙星新材
300171.SZ 東富龍
300181.SZ 佐力葯業
300142.SZ 沃森生物
300201.SZ 海倫哲
002522.SZ 浙江眾成
300106.SZ 西部牧業
300083.SZ 勁勝股份
002389.SZ 南洋科技
601218.SH 吉鑫科技
300196.SZ 長海股份
600892.SH *ST寶誠
002388.SZ 新亞製程
300133.SZ 華策影視
300100.SZ 雙林股份
002402.SZ 和而泰
002313.SZ 日海通訊
002543.SZ 萬和電氣
002584.SZ 西隴化工
002595.SZ 豪邁科技
002610.SZ 愛康科技
002612.SZ 朗姿股份
002641.SZ 永高股份
002648.SZ 衛星石化
600455.SH *ST博通
300041.SZ 回天膠業
300113.SZ 順網科技
002447.SZ 壹橋苗業
300307.SZ 慈星股份
300049.SZ 福瑞股份
002310.SZ 東方園林
002502.SZ 驊威股份
002358.SZ 森源電氣
002337.SZ 賽象科技
002373.SZ 聯信永益
300089.SZ 長城集團
300033.SZ 同花順
300087.SZ 荃銀高科
300126.SZ 銳奇股份
300207.SZ 欣旺達
002638.SZ 勤上光電
002604.SZ 龍力生物
002397.SZ 夢潔家紡
300199.SZ 翰宇葯業
300011.SZ 鼎漢技術
002335.SZ 科華恆盛
300131.SZ 英唐智控
002532.SZ 新界泵業
002317.SZ 眾生葯業
002549.SZ 凱美特氣
002602.SZ 世紀華通
300155.SZ 安居寶
300203.SZ 聚光科技
300074.SZ 華平股份
601515.SH 東風股份
002303.SZ 美盈森
002455.SZ 百川股份
002371.SZ 七星電子
300184.SZ 力源信息
300062.SZ 中能電氣
300044.SZ 賽為智能
300054.SZ 鼎龍股份
002578.SZ 閩發鋁業
300165.SZ 天瑞儀器
002647.SZ 宏磊股份
300158.SZ 振東制葯
002381.SZ 雙箭股份
002630.SZ 華西能源
300182.SZ 捷成股份
002559.SZ 亞威股份
002289.SZ 宇順電子
000605.SZ *ST四環
002359.SZ 齊星鐵塔
002474.SZ 榕基軟體
002287.SZ 奇正藏葯
002651.SZ 利君股份
300127.SZ 銀河磁體
300109.SZ 新開源
002401.SZ 中海科技
300076.SZ 寧波GQY
002338.SZ 奧普光電
002293.SZ 羅萊家紡
300200.SZ 高盟新材
002653.SZ 海思科
300116.SZ 堅瑞消防
002484.SZ 江海股份
002503.SZ 搜於特
002598.SZ 山東章鼓
002623.SZ 亞瑪頓
002631.SZ 德爾家居
002637.SZ 贊宇科技
002639.SZ 雪人股份
002650.SZ 加加食品
002670.SZ 華聲股份
300209.SZ 天澤信息
300224.SZ 正海磁材
002618.SZ 丹邦科技
002433.SZ 太安堂
002552.SZ 寶鼎重工
300105.SZ 龍源技術
300149.SZ 量子高科
002536.SZ 西泵股份
300107.SZ 建新股份
002398.SZ 建研集團
300066.SZ 三川股份
002279.SZ 久其軟體
300164.SZ 通源石油
002374.SZ 麗鵬股份
002466.SZ 天齊鋰業
300151.SZ 昌紅科技
002412.SZ 漢森制葯
002622.SZ 永大集團
002364.SZ 中恆電氣
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002635.SZ 安潔科技
300229.SZ 拓爾思
『伍』 東方精工股票在2014年價格的最低點是多少
東方精工2014年，4月份價格最低6.43元。
『陸』 股票002611東方精工是國企嗎
002611 東方精工不是國企。
控股股東：唐灼林[聯席股東:唐灼棉(兩人為兄弟關系)](35.47%)
實際控制人 ：唐版灼林[聯席股東權:唐灼棉(兩人為兄弟關系)](持有廣東東方精工科技股份有限公司:35.47%)