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Ⅰ 横截面股票价格是什么意思

资本资产定价模式(CAPM)在上海股市的实证检验

资产定价问题是近几十年来西方金融理论中发展最快的一个领域。1952年，亨利·马柯维茨发展了资产组合理论......
一、资本资产定价模式(CAPM)的理论与实证：综述
(一)理论基础
资产定价问题是近几十年来西方金融理论中发展最快的一个领域。1952年，亨利·马柯维茨发展了资产组合理论，导致了现代资产定价理论的形成。它把投资者投资选择的问题系统阐述为不确定性条件下投资者效用最大化的问题。威廉·夏普将这一模型进行了简化并提出了资产定价的均衡模型—CAPM。作为第一个不确定性条件下的资产定价的均衡模型，CAPM具有重大的历史意义，它导致了西方金融理论的一场革命。
由于股票等资本资产未来收益的不确定性，CAPM的实质是讨论资本风险与收益的关系。CAPM模型十分简明的表达这一关系，即：高风险伴随着高收益。在一些假设条件的基础上，可导出如下模型：
E(Rj)-Rf=(Rm-Rf)bj
其中： E(Rj )为股票的期望收益率。
Rf 为无风险收益率，投资者能以这个利率进行无风险的借贷。
E(Rm )为市场组合的期望收益率。
bj =sjm/s2m，是股票j 的收益率对市场组合收益率的回归方程的斜率，常被称为"b系数"。其中s2m代表市场组合收益率的方差，sjm 代表股票j的收益率与市场组合收益率的协方差。
从上式可以看出，一种股票的收益与其β系数是成正比例关系的。β系数是某种证券的收益的协方差与市场组合收益的方差的比率，可看作股票收益变动对市场组合收益变动的敏感度。通过对β进行分析，可以得出结论：在风险资产的定价中，那些只影响该证券的方差而不影响该股票与股票市场组合的协方差的因素在定价中不起作用，对定价唯一起作用的是该股票的β系数。由于收益的方差是风险大小的量度，可以说：与市场风险不相关的单个风险，在股票的定价中不起作用，起作用的是有规律的市场风险，这是CAPM的中心思想。
对此可以用投资分散化原理来解释。在一个大规模的最优组合中，不规则的影响单个证券方差的非系统性风险由于组合而被分散掉了，剩下的是有规则的系统性风险，这种风险不能由分散化而消除。由于系统性风险不能由分散化而消除，必须伴随有相应的收益来吸引投资者投资。非系统性风险，由于可以分散掉，则在定价中不起作用。
(二)实证检验的一般方法
对CAPM的实证检验一般采用历史数据来进行，经常用到的模型为：

其中： 为其它因素影响的度量
对此模型可以进行横截面上或时间序列上的检验。
检验此模型时，首先要估计 系数。通常采用的方法是对单个股票或股票组合的收益率 与市场指数的收益率 进行时间序列的回归，模型如下：

这个回归方程通常被称为"一次回归"方程。
确定了 系数之后，就可以作为检验的输入变量对单个股票或组合的β系数与收益再进行一次回归，并进行相应的检验。一般采用横截面的数据，回归方程如下：

这个方程通常被称作"二次回归"方程。
在验证风险与收益的关系时，通常关心的是实际的回归方程与理论的方程的相合程度。回归方程应有以下几个特点：
(1) 回归直线的斜率为正值，即 ，表明股票或股票组合的收益率随系统风险的增大而上升。
(2) 在 和收益率之间有线性的关系，系统风险在股票定价中起决定作用，而非系统性风险则不起决定作用。
(3) 回归方程的截矩 应等于无风险利率 ，回归方程的斜率 应等于市场风险贴水 。
(三)西方学者对CAPM的检验
从本世纪七十年代以来，西方学者对CAPM进行了大量的实证检验。这些检验大体可以分为三类：
1.风险与收益的关系的检验
由美国学者夏普（Sharpe）的研究是此类检验的第一例。他选择了美国34个共同基金作为样本，计算了各基金在1954年到1963年之间的年平均收益率与收益率的标准差，并对基金的年收益率与收益率的标准差进行了回归，他的主要结论是：
a、在1954—1963年间，美国股票市场的收益率超过了无风险的收益率。
b、 基金的平均收益与其收益的标准差之间的相关系数大于0.8。
c、风险与收益的关系是近似线形的。
2.时间序列的CAPM的检验
时间序列的CAPM检验最著名的研究是Black，Jensen与Scholes在1972年做的，他们的研究简称为BJS方法。BJS为了防止β的估计偏差，采用了指示变量的方法，成为时间序列CAPM检验的标准模式，具体如下：
a、利用第一期的数据计算出股票的β系数。
b、 根据计算出的第一期的个股β系数划分股票组合，划分的标准是β系数的大小。这样从高到低系数划分为10个组合。
c、采用第二期的数据，对组合的收益与市场收益进行回归，估计组合的β系数。
d、 将第二期估计出的组合β值，作为第三期数据的输入变量，利用下式进行时间序列回归。并对组合的αp进行t检验。

其中：Rft为第t期的无风险收益率
Rmt为市场指数组合第t期的收益率
βp指估计的组合β系数
ept为回归的残差
BJS对1931—1965年间美国纽约证券交易所所有上市公司的股票进行了研究，发现实际的回归结果与理论并不完全相同。BJS得出的实际的风险与收益关系比CAPM 模型预测的斜率要小，同时表明实际的αp在β值大时小于零，而在β值小时大于零。这意味着低风险的股票获得了理论预期的收益，而高风险股票获得低于理论预测的收益。
3.横截面的CAPM的检验
横截面的CAPM检验区别于时间序列检验的特点在于它采用了横截面的数据进行分析，最著名的研究是Fama和Macbeth（FM）在1973年做的，他们所采用的基本方法如下：
a、根据前五年的数据估计股票的β值。
b、 按估计的β值大小构造20个组合。
c、计算股票组合在1935年—1968年间402个月的收益率。
d、 按下面的模型进行回归分析，每月进行一次，共402个方程。
Rp=g0+g1bp+g2bp2+g3sep+ep
这里：Rp为组合的月收益率、
βp为估计的组合β值
bp2为估计的组合β值的平方
sep为估计βp值的一次回归方程的残差的标准差
g0、g1、g2、g3为估计的系数，每个系数共402个估计值
e、对四个系数g0、g1、g2、g3进行t检验
FM结果表明：
①g1的均值为正值，在95%的置信度下可以认为不为零，表明收益与β值成正向关系
②g2、g3在95%的置信度下值为零，表明其他非系统性风险在股票收益的定价中不起主要作用。
1976年Richard·Roll对当时的实证检验提出了质疑，他认为：由于无法证明市场指数组合是有效市场组合，因而无法对CAPM模型进行检验。正是由于罗尔的批评才使CAPM的检验由单纯的收益与系统性风险的关系的检验转向多变量的检验，并成为近期CAPM检验的主流。最近20年对CAPM的检验的焦点不是 ，而是用来解释收益的其它非系统性风险变量，这些变量往往与公司的会计数据相关，如公司的股本大小，公司的收益等等。这些检验结果大都表明：CAPM模型与实际并不完全相符，存在着其他的因素在股票的定价中起作用。
(四)我国学者对风险－收益关系的检验
我国学术界引进CAPM的概念的时间并不长，一些学者对上海股市的风险与收益的关系做了一些定量的分析，但至今仍没有做过系统的检验。他们的研究存在着一些缺陷，主要有以下几点：
1. 股票的样本太少，不代表市场总体，无法得出市场上风险与收益的实际关系。
2. 在两次回归中，同时选用同一时期的数据进行 值的估计和对CAPM模型中线性关系的验证。
3. 在确定收益率时并没有考虑分红，送配带来的影响并做相应调整，导致收益和风险的估计的偏差，严重影响分析的准确性。
4. 在回归过程中，没有选用组合的构造，而是采用个股的回归易导致， 系数的不稳定性。

二、上海股市CAPM模型的研究方法
(一)研究方法
应用时间序列与横截面的最小二乘法的线性回归的方法，构造相应的模型，并进行统计检验分析。时间序列的线性回归主要应用于股票β值的估计。而CAPM的检验则采用横截面回归的方法。
(二)数据选取
1.时间段的确定
上海股市是一个新兴的股市，其历史并不十分长，从1990年12月19日开市至今，不过短短八年的时间。在这样短的时间内，要对股票的收益与风险问题进行研究，首先碰到的是数据数量不够充分的问题。一般来说对CAPM的检验应当选取较长历史时间内的数据，这样检验才具有可靠性。但由于上海股市的历史的限制，无法做到这一点。因此，首先确定这八年的数据用做检验。
但在这八年中，也不是所有的数据均可用于分析。CAPM的前提要求市场是一个有效市场：要求股票的价格应在时间上线性无关。在第一章中通过对上海股市收益率的相关性研究，发现93年之前的数据中，股价的相关性较大，会直接影响到检验的精确性。因此，在本研究中，选取1993年1月至1998年12月作为研究的时间段。从股市的实际来看，1992年下半年，上海股市才取消涨停板制度，放开股价限制。93年也是股市初步规范化的开始。所以选取这个时间点用于研究的理由是充分的。
2.市场指数的选择
目前在上海股市中有上证指数，A股指数，B股指数及各分类指数，本文选择上证综合指数作为市场组合指数，并用上证综合指数的收益率代表市场组合。上证综合指数是一种价值加权指数，符合CAPM市场组合构造的要求。
3.股票数据的选取
这里用上海证券交易所（SSE）截止到1998年12月上市的425家A股股票的每日收盘价、成交量、成交金额等数据用于研究。这里遇到的一个问题是个别股票在个别交易日内停牌，为了处理的方便，本文中将这些天该股票的当日收盘价与前一天的收盘价相同。

三、上海股市风险－收益关系的实证检验
(一)股票贝塔系数的估计
中国股票市场共有8年的交易数据，应采用3年以上的数据用于估计单个股票的 系数，才能保证 具有稳定性。但是课题组在实践中通过比较发现由于中国股票市场作为一个新兴的市场，无论是市场结构还是市场规模都还有待于进一步的发展，同时各种股票关于市场的稳定性都不是很高，股市中还存在很大的时变风险，因此各种股票的 系数随着时间的推移其变化将会很大。所以只用上一年的数据估计下一年的 系数时， 系数将更具有灵敏性，因为了使检验的结果更理想，均采用上一年的数据估计下一年的 系数。估计单个股票的 系数采用单指数模型，如下：

其中： : 表示股票i在t时间的收益率
: 表示上证指数在t时间的收益率
：为估计的系数
：为回归的残差。
进行一元线性回归，得出 系数的估计值 ，表示该种股票的系统性风险的测度。
(二)股票风险的估计
股票的总风险，可以用该种股票收益率的标准差来表示，可以用下式来估计总风险

其中：N为样本数量， 为 的均值。
非系统风险，可用估计 的回归方程中的残差 的标准差来表示，用 表示股票i的非系统性风险，可用下式求出：

其中： 为一次回归方程的残差
为 的均值
(三)组合的构造与收益率计算
对CAPM的总体性检验是检验风险与收益的关系，由于单个股票的非系统性风险较大，用于收益和风险的关系的检验易产生偏差。因此，通常构造股票组合来分散掉大部分的非系统性风险后进行检验。构造组合时可采用不同的标准，如按个股b系数的大小，股票的股本大小等等，本文按个股的b系数大小进行分组构造组合。将所有股票按b系数的大小划分为15个股票组合，第一个股票组合包含b系数最小的一组股票，依次类推，最后一个组合包含b数子最大的一组股票。组合中股票的b系数大的组合被称为"高b系数组合"，反之则称为"低b系数组合"。
构造出组合后就可以计算出组合的收益率了，并估计组合的b系数用于检验。这样做的一个缺点是用同一历史时期的数据划分组合，并用于检验，会产生组合b值估计的偏差，高b系数组合的b系数可能会被高估，低b系数组合的b系数可能被低估，解决此问题的方法是应用Black,Jenson与Scholes研究组合模型时的方法（下称BJS方法），即如下四步：
(1)利用第一期的数据计算股票的b系数。
(2)利用第一期的b系数大小划分组合
(3)采用第一期的数据，对组合的收益与市场收益率进行回归，估计组合的b系数
(4)将第一期估计出的组合b值作为自变量，以第二期的组合周平均收益率进行回归检验。
在计算组合的平均周收益率时，我们假设每个组合中的十只股票进行等额投资，这样对平均周收益率 只需对十只股票的收益率进行简单平均即可。由于股票的系统风险测度，即真实的贝塔系数无法知道，只能通过市场模型加以估计。为了使估计的贝塔系数更加灵敏，本研究用上一年的数据估计贝塔系数，下一年的收益率检验模型。
(四)组合贝塔系数和风险的确定
对组合的周收益率求标准方差，我们可以得到组合的总风险sp
组合的b值的估计，采用下面的时间序列的市场模型：
Rpt =ap+bpRmp+ept
其中：Rpt表示t时期投资组合的收益率
：为估计的系数
Rmt表示t期的市场组合收益率
ept为回归的残差
对组合的每周收益率与市场指数收益率回归残差分别求标准差即可以得到组合sep值。
表1：组合周收益率回归的b值与风险（1997.01.01～1997.12.31)
组合 组合b值 组合а值 相关系数平方 总风险 非系统风险
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)组合平均收益率的确定
对组合按前面的构造方法，用第98年的周收益率求其算术平均收益率。
表2：组合的平均收益率（1998.1.1-1998.12.31）
组合 组合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)风险与收益关系检验
以97年的组合收益率估计b，以98年的组合收益率求周平均收益率。对15组组合得到的周平均收益率与各组合b系数按如下模型进行回归检验：
Rpj=g0+g1bpj
其中 : Rpj 是组合 j的98年平均周收益率
bpj 是组合j的b系数
g0，g1为估计参数
按照CAPM应有假设：
1.g0的估计应为Rf的均值，且大于零，表明存在无风险收益率。
2.g1的估计值应为Rm-Rf>0,表明风险与收益率是正相关系，且市场风险升水大于零。
回归结果如下：
g0 g1 R2
均值 -0.0143 0．0170 0.4867
T值 -2.8078 3.5114

查表可知，在5%显著水平下回归系数g1显著不为0，即在上海股市中收益率与风险之间存在较好的线性相关关系。论文在实践检验初期，发现当以93年至97年的数据估计b，而用98年的周收益率检验与风险b关系时，回归得到的结论是5%显著水平下不能拒绝回归系数g1显著为0的假设。这些结果表明，在上海股市中系统性风险b与周收益率基本呈现正线性相关关系。同时，上海股市仍为不成熟证券市场，个股b十分不稳定，从相关系数来看,尚有其他的风险因素在股票的定价中起着不容忽视的作用。本文将在下面进行CAPM模型的修正检验。

四、CAPM的横截面检验
(一)模型的建立
对于横截面的CAPM检验，采用下面的模型：
Rp=g0+g1bp+g2bp2+g3sep+ep
该模型主要检验以下四个假设：
1，系统性风险与收益的关系是线性的，就是要检验回归系数E（g2）=0。
2，b是衡量证券组合中证券的风险的唯一测度，非系统性风险在股票的定价中不起作用，这意味着回归方程的系数E（g3）=0。
3，对于风险规避的投资者，高系统性风险带来高的期望回报率，也就是说：E(g1)=E(Rmt)—E(Rft)>0
4，对只有无风险利率才是系统风险为0的投资收益，要求E（g0）=Rf。
(二)检验的结果及启示
对CAPM模型的横截面的检验采用多元回归中的逐步回归分析法（stepwise），即在回归分析中首先从所有自变量选择一个自变量，使相关系数最大，再逐步假如新的自变量，同时删去可能变为不显著的自变量，并保证相关系数上升，最终保证结果中的所有自变量的系数均显著不为0，并且被排除在模型之外的自变量的系数均不显著。
表4：多元回归的stepwise法结果
g0 g1 R2
系数 -0.0143 0.0170 0.4867
T值 -2.8078 3.5114
从表中可以得出如下结论：
1．bp2项的系数的T检验结果并不显著，表明风险与收益之间并不存在非线性相关关系。
2.sep 项的系数的T检验结果并不显著，表明非系统风险在资产组合定价中并不起作用。
3．g0的估计值为负，即资金的时间价值为负，表明市场具有明显的投机特征。

五、影响收益的其他因素分析
(一)历史回顾
长期以来，Sharp,linter和Mossin分别提出的CAPM模型一直是学术界和投资者分析风险与收益之间关系的理论基石，尤其是在Black,Jensen,和Scholes（1972）以及 Fama 和MacBeth（1973）通过实证分析证明了1926-1968年间在纽约证券交易所上市的股票平均收益率与贝塔之间的正的相关关系以后。然而八十年代，Reinganum(1981)和Lakonishok ，Shapiro（1986）对后来的数据分析表明这种简单的线性关系不复存在。Roll对CAPM的批评文章发表之后，对CAPM的检验也转向对影响股票收益的其他风险因素的检验，并发现了许多不符合CAPM的结果。Fama和French（1992）更进一步指出，从四十年代以后，纽约股票市场股票的平均收益率与贝塔系数间不存在简单的正线性相关关系。他们通过对纽约股票市场1963年至1990年股票的月收益率分析发现存在如下的多因素相关关系：
R=1.77%-(0.11*ln(mv))+(0.35*ln(bv/mv))
其中：mv是公司股东权益的市场价值，bv是公司股东权益的账面价值。
从前一节我们对上海股票市场的检验结果可以看出，当选用的历史数据变化以后，上海股市中收益与系统性风险相关的显著程度并不如CAPM所预期的那样。罗尔对CAPM的解释同样适合于上海市场，即一方面我们无法证实市场指数就是有效组合，以我们分析的上海股票市场而言，上证指数远没有包括所有金融资产，比如投资者完全可以自由投资于债券市场和在深圳证券交易所上市的股票。另一方面，在实际分析中我们无法找到真正的贝塔（true beta）。为了找出上海股市中股票定价的其他因素，本文结合上海股票市场曾经出现炒作的"小盘股"、"绩优股"、"重组股"等现象，对公司的股本大小，公司的净资产收益率，市盈率等非系统因素对收益的影响进行了分析。具体方法是：论文首先对影响个股收益率的各因素进行逐年分析，然后构造组合，再对影响组合收益率的各因素进行分析，组合的构造方法与前相同。
(二)单股票的多因素检验及结果
检验方法是用历史数据计算b系数，再对b系数、前期总股本、前期流通股本、预期净资产收益率、预期PE比率对收益率的解释程度进行分析。例如在分析年所有股票收益率的决定因素时，采用93年股票的收益率计算贝塔系数，总股本为93年末的总股本，净资产收益率和市盈率根据94年的财务指标计算。由于股票在此之后4年交易期间，净资产收益率（ROE）和每股收益（EPS）尚未公布，因此净资产收益率和市盈率都称为预期净资产收益率和预期市盈率。具体模型如下：
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系数，b系数由第（t-1）期历史数据算出
Gj 是股票j的第（t-1）期总股本对数值
ROEj是股票j的第t期净资产收益率
PEj 是股票j的第t期期末市盈率
STEPWISE多元回归发现94年各股票收益率与以上因素并无显著关系，其他各年的结果如下：
表5：95年个股收益率的STEPWISE多元回归结果
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年个股收益率的STEPWISE多元回归结果
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年个股收益率的STEPWISE多元回归结果
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年个股收益率的STEPWISE多元回归结果
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)组合的检验及结果
组合的构造方法与前面所描述的一致。对所有组合98年平均周收益率与组合的97年数据所计算出的贝塔系数、97年末平均总股本、98年平均净资产收益率、98年底平均市盈率进行回归分析，模型如下：
Rpj=g0+g1bpj+g2Gpj+g3ROEpj+g4PEpj+ej
其中 : Rpj 是组合 j的98年平均周收益率
bpj 是组合j的b系数
Gpj 是组合j的 97年总股本对数值
ROEpj 是组合j的98年净资产收益率
PEpj 是组合j的98年末市盈率
表9：98年组合收益率的STEPWISE多元回归结果
g0 g3 R2
均值 0.0425 -0.0039 0.593
T值 4.736 -4.355
(四)结果分析
对组合的收益率以及97年以来个股的收益率采用stepwise回归分析可以看出，公司的股本因素在上海股票市场的股票定价中起着显著的作用。股票的定价因素同西方成熟股市一样，存在规模效应（Size Effect）,即小公司的股票容易取得高收益率。这个结论与中国股市的近几年价格波动实际特点相一致，其原因可以从以下三方面分析：首先，小公司股本扩张能力强。在我国股市中，投资人主要是希望公司股本扩张后带来的资产增值盈利。其次，小股本的股票便于机构投资者炒作。我国机构投资者的实力总体偏弱，截止98年年底，注册资本在5亿元以上的券商只有10多家。最后，小公司往往被市场认为是资产收购与兼并的目标。许多早期上市的公司，市场规模较小，在激烈的市场竞争中无行业垄断优势和规模经济效益，无法与大企业抗衡。而许多高科技企业或具有较强市场竞争力的企业迫切需要进入资本市场，将收购目标瞄准这些小规模上市公司实行低成本借壳上市。这三方面的因素都导致小股本公司的股票受到市场的青睐。因此在论文的检验结果中，无论是个股还是组合在历年的收益率中都是显著地与股本相关

Ⅱ 高端制造业国家队持股最多有几只股票

高端装备 制造业的特点是技术 知识 密集、附加值高、成长性好、关联性强、带动性大，为国家核心竞争力的重要标志，也是衡量一个国家是不是工业强国的重要元素。对于中国而言，在中期内可以实现突破的领域，包括高端（风、核、水）电力设备、高端 海洋工程 设备、高端智能化设备、高端轨道交通装备以及高端航空 航天 设备、高端电子专业设备等。如果进行简单归纳，可以形成海陆空三大领域。那么具体高端装备概念股有哪些？高端装备相关上市公司一览具体如下：
据工信部部长苏波日前透露，《高端装备制造业“ 十二五 ”发展规划》中提出，到2020年，力争使高端装备制造产业销售收入在装备制造业中的占比提高至25%。
分析 人士认为，十年目标把高端装备制造业培育成为国民经济的支柱产业。高端装备制造业的狂飙突进，有望令相关板块未来也迎来井喷。
个股 宝钛股份（600456）、钢研高纳（300034）、中联重科（000157）、杭氧股份（002430）、沈阳机床（000410）、中鼎股份（000887）、张化机（002564）、中航光电（002179）、东方精工（002611）、天立 环保 （300156） 、大连三垒（002621） 、山东威达（002026）、森远股份（300210）等有望迎来机遇。
一、“海洋”：海洋工程装备。
海洋工程装备产业已列入七大战略 新兴产业 ，其特征是资金与技术密集。如果直观的比较的话，我们会更加清楚海洋工程装备的潜力。一座3000 米深水半潜式钻井平台的价格大约是5~6 亿美元，相当于2 架波音747 的价格包括海洋资源（特别是海洋油气资源）勘探、开采、加工、储运、管理、后勤 服务 等方面的大型工程装备和辅助装备。按照海洋工程装备产业创新发展战略（2011-2020），到2015年，基本形成海洋工程装备产业的设计制造体系，基本满足国家海洋资源开发的战略需要。到2020年，打造若干知名海洋工程装备企业，创新能力跻身世界前列。海洋工程装备制造产业包括各类海洋平台、海上浮式生产储存运输系统以及洋工程作业和辅助船舶，其中，海洋平台领域是目前海洋工程装备产业领域技术研发的重点区域。
核心技术上，我国在 海工装备 上仍处于起步期，大多数产品还处于低端位置，当然也有一些优势企业，如中国船舶708 所、大连重工、外高桥造船、中远船务、烟台莱佛士等。（来源于：http://www.soobbs.com/shichangshuju/gaoanzao/23850.html)相关上市公司包括海油工程600583、中集集团000039、中国重工601989、中海油服、杰瑞股份002353、振华重工600320等。据工信部部长苏波日前透露，《高端装备制造业“十二五”发展规划》中提出，到2020年，力争使高端装备制造产业销售收入在装备制造业中的占比提高至25%。
分析 人士认为，十年目标把高端装备制造业培育成为国民经济的支柱产业。高端装备制造业的狂飙突进，有望令相关板块未来也迎来井喷。
个股 宝钛股份（600456）、钢研高纳（300034）、中联重科（000157）、杭氧股份（002430）、沈阳机床（000410）、中鼎股份（000887）、张化机（002564）、中航光电（002179）、东方精工(002611)、天立 环保 (300156) 、大连三垒(002621) 、山东威达(002026)、森远股份(300210)等有望迎来机遇。

Ⅲ 汉族中有多少北方民族的血液

人类学杂记——10. 汉族中有多少北方民族的血液？

我必须承认这个题目不是很好写。现在网络上关於汉族起源的各种声音都不少，有主张汉族都是炎黄子孙的，有说某个方言的汉族族羣是最纯正汉族的，有说南方汉人主要是土著汉化的，有说北方人是胡种的。其实这些说法很多都是片面的，有出於政治目的的，有因为偏见的，也有很多是出於显示本族羣的正统性而贬抑其他族羣而制造出来的。我希望借本文从我现有的分子人类学数据中举出一些事实而还原出一部分眞相。

本文所指的汉族就是目前一般意义上的汉族，可以暂时先不管近几十年内汉族和其他民族通婚的後代，而包括了全国各省和各大方言区的汉族。至於汉族是什麼定义，血统还是文化上的，这个问题不在本文考虑范围。好在不论什麼定义的汉族，在现今状态下包含的人差不太多。本文更不支持通过血统，尤其是单纯根据Y染色体来划分民族属性的做法。本文就是想通过事实，尽可能还原历史上眞正发生过的事情。

我之前的《人类学杂记》系列（http://blog.sina.com.cn/s/articlelist_1180557177_3_1.html ）中也提到，人的遗传物质分为常染色体、X染色体、Y染色体和线粒体。常染色体能显示每个个人及人羣的血统混合比例，以及族羣之闲和个人之闲的远近关系，但因为难以作演化树（只能作聚类树，而聚类树并不能显示眞实的演化关系），并不能反映血统的流向关系；X染色体因为复杂的遗传模式（女性两条，可发生重组，男性一条），目前不能较好分析，且其遗传规律仍会较接近常染色体；Y染色体反映父系；线粒体反映母系。

先说Y染色体，大家已经大概知道，汉族的最主要类型是O3-M122，占到一大半，其馀的包括O1-M119, O2-M268, C3-M217, N-M231, Q-M242等等。如果把省份分成北、东、南三块，华东按江、浙、沪、皖四省市（因为在复旦收样，这些地方样本比较多），其馀的省按通常意义的南北方来分。大体结果如表所示：

首先可以看出，汉族，不论北方、华东或南方，最常见的单倍羣是相当一致的。尤其O3下面的O3a2c1a-M117, O3a2c1*-M134(xM117)以及O3a1c-002611三支，其总和占了整个汉族的45%左右，在南北方总体来说差别都不大（除M134xM117在北方比南方略高）。在汉族中总体比较均匀的，还有N和O2*这两大单倍羣。这五大支，我认为都是属於华夏较早期的成分，应该是5000-2000年前居住在黄河流域的。尽管这几大支很可能不是同时同地扩张的，可能也不都是华夏最早的主要组成，但至少在汉族第一次大规模南迁（东晋）之前，以上的成分已经相对混合得比较均匀了，因此南迁时能以大致相似的相对比例进入南方汉人。

O1（尤其是其下的O1a1-P203支）在华东和南方比例明显比北方多。考虑到O1在4000多年前在长江三角洲的良渚文化的古DNA中已经有很高比例（Li H. et al. 2007），可以认为华东和南方的O1至少很大一部分来自百越羣体。不过，考虑到北方汉族也有4%的O1，尤其在西部的回族、羌族，甚至东北的一些民族中也有一定比例的O1来看，不应把O1的来源完全归结为越人。

O2包括O2*-M268(xPK4,M176)、O2a-PK4（下含O2a1-M95）和O2b-M176。从上表来看，O2*在全国是均匀的，O2a-PK4明显在南方多一些。考虑到南方少数民族中南亚、僮侗、苗瑶等民族中普遍有高频的O2a的分布，我们可以认为，南方汉族中的O2a主要是从少数民族中融入的。但同O1的情况，在各处汉族和北方少数民族也普遍有低频的O2a存在来看，O2a可能也是在早期汉族中即存在的。

C3-M217是一个需要仔细讨论的问题。中国的C基本上都属C3（南方有很少数的CxC3）。C和D一样，是早期（应该在6 – 3万年前）到达东亚的单倍羣。C3的年龄大致也和整个O相当。我不很同意把C和D称作“椶种人”或者“矮黑人”的提法，因为一来Y染色体不与体质直接关联，二来当C、D的人羣与N、O的人羣两三万年前在东亚最初相遇时，谁比谁白也不好说，我觉得目前证据还不充足。

C3在北方的比例明显比华东和华南高一些。参考北方的阿尔泰语系民族，如蒙古族、满族中普遍较高的C3比例（他们的C也主要都是C3），可以推测，北方汉族中偏高的C3是与北方民族相关的。

Ⅳ 东方精工002611后期走势如何，有专家分析下没

已下踩五日线，上方有阻力，明天不会高于今天最高价，有下跌的风险！跌破五日线出货！

Ⅳ 世界人种基因图谱的华夏种族

分子人类学研究表明，新石器时代庙底沟二期文化、陶寺文化人群人骨mtDNA分析显示M系单倍群占85%，二里头文化母系M占64.3%（与以前相比，N系稍有增加），可以说明古中原母系无疑是M系高频为特征。山东长岛7000年前人骨mtDNA分析显示N系单倍群占70%，淄博地区距今 2500 和 2000 年前的人骨mtDNA均为N系，N系含有少量中亚-欧洲基因。可见新石器时代东部西部母系mtDNA差别巨大。西安现代组mtDNA：N系占37%，M占63%,；河南现代组mtDNA：N系占47%，M占53%；青岛现代组N系占40%，M占60%（在山东地区属于例外，可能是因为青岛是开放城市，外地移民较多）；山东淄博现代组N系占57%，M占43%，但泰安、荣成地区N系高达60~67%，整个山东平均值N系占51%，M占49%。由此看出，在黄河流域，母系mtDNA-N的含量及分布，显示它自东往西扩散的趋势。从父系基因来看，根据龙山文化古人骨DNA的研究表明，龙山文化的居民，其Y染色体SNP单倍型是O3-M122，并且只含有O3和子类型O3e，没有其他类型，和现代汉族的主体部分完全一致，也就是说，现代汉族的主体部分其父系远祖完全是来自龙山文化先民，也就是龙山人。O3-M122是汉族的绝对主体，根据2004年文波的数据，山东汉族为59.5%、河南52%、陕西汉族56.7%，显示它自东往西扩散的趋势，可见黄河下流域O3-M122比例居于北方首位，母系mtDNA-N比例也是在北方最高的。
研究父系基因，同时也要关注母系基因。老亚洲CD原来对应的是母系M，均属亚洲旧石器人类。北方汉族母系基因M占绝多数，N非常低频。山东母系M和N各占一半，和北方其他地区明显不一样。早期父系O3原来对应的是母系N。新亚洲人O单倍群是3～5万年前起源于南亚的，分为O1、O2、O3。在旧石器时代1-2万年前，O1、O2先北上扩散，考古证实红山文化人骨Y-DNA含有O1O2，最可能和日韩O2b有紧密联系。虽然O3比O1O2起步晚，但北上爆发扩张取代了O1O2。古中原母系基因全是M，和藏缅族群相同，但当时古东夷母系N高频。随着龙山文化大规模扩张，mtDNA-N扩散到中原。胶辽官话Y染色体O3占66.70%，在全国各方言区居于首位。冀鲁官话Y染色体O3占64.90%，居于次位，并且母系mtDNA-N是在北方中最高的。龙山文化以压倒之势覆盖了中原及其南北早先的各个文化区，O3大爆发扩张，彻底取代北亚通古斯C和羌藏D，获得母系M，并且把百越O1和苗瑶O2a赶退至长江流域。O2b被迫北上逃到东北蛮荒地区，然后通过朝鲜半岛，扩散到日本。龙山文化覆盖了中原及其南北地区，终于形成了北方汉族父系O3配偶母系N、M的格局现状。
黄河上游藏缅族群及其西北汉族特有的O3e-M134高发频率，O3-M122比例低。而黄河下游以O3-M122为最，O3e-M134不多见。O3-M122是O3e-M134的祖型，O3-M122最早进入黄河中下领域成为东方主人，迫使O3e向西迁徒，与羌藏D系共处融合，形成了藏缅族群。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。从黄河流域的整个趋势来看，O3e-M134是西部比东部高，越往东越低。在黄河下流域，O3-M122的含量显超过O3e-M134，显示它自东往西扩散的趋势。在O3-M122的细分谱系中，O3*-M122、O3a4-002611主要分布在黄河中下流域，显然是东夷集团的主体类型，因为这个单倍群在藏缅语人群中很稀少，但是在汉族里的比例却能占较大的比例。东夷人以O3-M122为最，几乎没有羌藏D系，和现代汉族的主体部分完全一致。东夷O3-M122与夏周O3e-M134均属汉族父系祖先的两大来源。

Ⅵ 为什么到今天还有人还有人说苗族起源于中原，以O3a1-002611为主

不是吗？
苗族，是一个古老的民族，散布在世界各地，主要分布于中国的黔、湘、鄂、川、滇、桂、琼等省区，以及东南亚的老挝、越南、泰国等国家和地区。
根据历史文献记载和苗族口碑资料，苗族先民最先居住于黄河中下游地区，其祖先是蚩尤，“三苗”时代又迁移至江汉平原，后又因战争等原因，逐渐向南、向西大迁徙，进入西南山区和云贵高原。自明、清以后，有一部分苗族移居东南亚各国，近代又从这些地方远徙欧美。

Ⅶ 东方财富网问一下怎样看好002611股.我买了时的价位16.90元，现在要怎样看。哈哈哈

说实话，你买的价格我看来有点高了。而目前大盘又有回调风险，建议你高位离场观望，后期低位再介入。具体价位说了也是白说，这需要自己看情况而定。任何预测后期具体价格都是在赌博，赌博都是庄家赢的！

Ⅷ 中国人种基因图谱的华夏族的起源与形成

黄河下流域先民创造了大汶口文化及其龙山文化，广泛分布在在山东、豫东、冀东、辽东半岛和淮海地区。自从大汶口文化向中原地区扩张，使得仰韶彩陶文化退出历史舞台以来，中原地区在大汶口文化的强烈影响之下开始出现灰陶黑陶，但不是真正意义的龙山文化，被命名为当地二期、三期文化。典型龙山文化是继承大汶口文化的因素而发展起来的，以山东龙山文化为典型代表，中原龙山文化的基本面貌清晰地显示出大汶口文化对中原地区的深刻影响，含有较多的大汶口文化因素，趋向于东方化。
黄河下流域先民以鸟为祖图腾，繁衍为以各种鸟为子图腾的诸多部落。东夷人创造了先进的海岱文化，发明了带羽毛弓箭、创造了龙山骨刻文(对汉字的诞生有启蒙作用)、制作青铜器与冶铁、制造舟-车、发展农业与治水。为中原华夏文化的发展和推进，起到了关键和决定性作用，华夏文明就是文化相对落后的西部古羌夏族吸收先进的东部东夷文化后进入文明社会进而在周朝超越东夷文化的。山东龙山文化遗址发现了近2000件骨刻文，说明骨刻文和商代甲骨文源流传承关系非常密切。甲骨卜辞是现能确认的既是最早的汉语书面语，又是商人的书面语。而先商又是东夷的一个主体部分，汉语也确是源于东夷语。羌族只有语言没有文字，羌语与文化习俗的传承均依靠口口相传。羌语应该是周人古羌语的活化石，可以作为考究对象。羌语属于多音节语，无声调语，黏着语，羌语的语法结构是属于阿尔泰语系类型的，和现代汉语差别非常大。汉语是孤立语或分析语，有丰富的声调系统，确实源于东夷语言结构。如果影响周人语言的是东夷商语，那么商族人的语言才是现代汉语的根源，单音节，多声调，孤立语，与现代汉语相似的语法结构，这些种种现代汉语的特征肯定不是从古羌语继承过来，那么只有从商语继承过来汉语是周人语言和商人语言的综合体，汉语从周人的语言那里继承来了大量的古老的词汇和同源词，但是从商人的语言那里继承来了特殊的语言结构。
根据历史传说，太昊是著名的东夷集团首领，伏羲风姓氏后裔分支属于太昊集团西迁的一支。春秋时的任(济宁市)、宿-须句(东平县)、颛臾(费县西北)都是太昊后裔回到东夷故里后建立的方国。太昊部落(该族分两支，原支在曲阜发展为太昊集团，西迁一支在淮阳发展为伏羲风姓部族),分为山东与淮阳和两大系统，均以东夷语言为主，少昊部落是从太昊部落分出来的直属后裔，蚩尤出自于东夷少昊氏。太昊集团崇拜龙图腾，少昊蚩尤集团以鸟为图腾崇拜。神农氏炎帝部落起源于陕西姜水流域，东迁到今豫东一带地区，与少昊蚩尤集团交错分布，有时发生矛盾和冲突。神农氏炎帝部落被迫回迁姜水故乡与黄帝集团结盟。
嬴姓始祖少昊，其后裔春秋时仍有徐、江、葛、黄、淮夷、费、郯、谭、锺离等国。少昊嬴姓的一部分西迁在晋陕立国，成为秦国、赵国的祖先。。少昊后裔有两个重要人物即皋陶和伯夷，是东方嬴姓各族的共同祖先。
华夏雏形开始产生于商周时代。商代赢姓诸侯国，传说嬴姓祖先是来自东夷首领少昊氏，形成了华族集团。周代分封了姬姓诸侯国，统称夏族集团。到了春秋战国时代才开始并称华夏。汉朝开创人刘邦作为徐夷后裔，拜祭蚩尤为战神。汉朝确立前后历400余年，随着经济、文化及国家的大一统，泛称华夏的中原黄河流域居民，兼并了南方苗蛮百越集团，统称为汉人，汉族的正式形成就是从汉朝开始的。
东夷史前文化发展序列：新泰乌珠台人(距今5—2万年左右)，后李文化(距今8400-7700年左右)，北辛文化(距今7300-6100年左右)，龙山文化(距今4600-4000年左右)，岳石文化(距今4000-3600年左右)和诸历史时期文化。其主干北辛文化-大汶口文化-龙山文化-岳石文化，时间跨度近4000年。 大汶口文化和龙山文化遗址在山东、豫东、冀东、辽东半岛和淮海地区都有广泛分布，留下了东夷先民的活动遗迹。到了距今5000年以后，一种新文化以压倒之势覆盖了中原及其南北早先的各个文化区，这就是龙山文化。龙山文化是继承大汶口文化发展而来的，普遍采用大汶口文化发明的快轮制陶技术和占卜。大汶口文化和龙山文化均属东夷人创造的典型父系社会文化。分子人类学证实龙山文化人骨Y-DNA均为O3-M122，含有部分O3e，没有其它类型，和现代汉族的主体部分完全一致，也就是说，现代汉族的主体部分其父系远祖完全是来自龙山人。无论五胡乱华和蒙元满清入侵中原，都改变不了汉族以03-M122为主体的永久性格局。夏商周的起源与龙山文化有紧密联系。
龙山文化先民对华夏民族的诞生与形成起着决定性作用，奠定了五千年汉族父系基因以03-M122为主体的稳固基础。
东夷人创造出了灿烂辉煌的文明，同中原文明一同构成了整个华夏文明的系统体系，是黄河文明乃至整个华夏文明的主体和渊源之一。在黄河流域东西两大系部落集团中，夏人出自西系，而又融合了东方少昊集团许多部落最早建立国家的一支。商人出自黄河流域东西两大系部落集团中的东系，虽然与夏人一样是东西的两大系部落融合的复合型共同体。商朝以玄鸟为图腾，与东夷有血缘同源关系，确对商朝与东夷的关系影响极为深刻。商代人殉、人祭之风渊源于东夷，从甲骨卜辞的记录看，用为人殉、人牲的主要是羌人。商朝分封了东方赢姓诸国，建立广泛联盟关系，九夷之师作为商朝最精锐的部队，是居住在山东的东夷部落组成的部队，一直支持商朝远征西羌，但商纣王腐败荒淫，不停地向赢姓诸国强征财物，频繁征伐西边羌方，东方赢姓诸国已经厌倦了商纣无休止的穷兵黩武，拒绝了商朝让他们参战的要求。东方诸族纷纷叛离商纣王，商朝不得不从西边调兵，去征伐东方赢姓诸国。周武王坐收渔人之利，入主中原夺权。从西周初期东夷与商遗裔联合起来反对周王的情况看，商与东夷的关系还是比较亲近的。秦人原为东夷集团的一支，被周王室调到在西陲，长期与羌戎作战，建立秦国。成王伐盍(葢)商盍(葢)，杀飞(廉)，西迁商之民于邾，以御奴之戎，是秦先人。而商奄即今山东曲阜包括莱芜一带的嬴姓大国，证实秦人最早的先人，是从山东迁来的。秦人出自于少昊赢姓后裔，把中国推向了大一统时代，对中国和世界历史产生了深远影响，奠定中国两千余年政治制度基本格局。汉朝开创人刘邦作为徐夷后裔，拜祭蚩尤为战神，为汉族大一统做出决定性的历史贡献。汉朝继秦的统一之后，开创了大一统的局 面，继承和巩固了秦朝开始的统一国家。
考古表明，新石器时代中原文化与东方地文化有着长期的、频繁的往来，表现为二里头文化所包含的较多东方文化因素，考古学界一致认为龙山文化是二里头文化的主要来源。山东龙山文化遗址发现了近2000件骨刻文，和商代甲骨文源流传承关系非常密切，甲骨文中的很多文字直接继承了骨刻文的特点和风格，但二里头文化遗址一直未能出土类似殷墟甲骨卜辞的同时期的文字记载，夏朝的存在性始终无法被证实。
体质人类学研究表明，新石器时代庙底沟二期文化、陶寺文化人群人骨含有较多的南亚人种成分，在人种类型上与他们前身的仰韶文化居民非常接近，但和黄河下流域文化居民有较大的差距。随着中原文化与东方地文化有着长期的、频繁的往来，二里头文化四期是在前三期基础上与东方文化交流融合，二里头文化居民在人种类型上发生了变化，更加接近东亚人种特征，可以说明该地区已经出现大量的人群交流。中国科学院考古研究所报告表明：山东龙山文化（诸城呈子II期）的人骨研究显示了与大汶口文化的一致性同时与现代华北人也较接近，因此认为从大汶口文化到龙山文化乃至近代，人种类型上是连续的而不是取代的关系。
分子人类学研究表明，新石器时代庙底沟二期文化、陶寺文化人群人骨mtDNA分析显示M系单倍群占85%，二里头文化母系M占64.3%（与以前相比，N系稍有增加），可以说明古中原母系无疑是M系高频为特征。山东长岛7000年前人骨mtDNA分析显示N系单倍群占70%，淄博地区距今 2500 和 2000 年前的人骨mtDNA均为N系，N系含有少量中亚-欧洲基因。可见新石器时代东部西部母系mtDNA差别巨大。西安现代组mtDNA：N系占37%，M占63%,；河南现代组mtDNA：N系占47%，M占53%；青岛现代组N系占40%，M占60%（在山东地区属于例外，可能是因为青岛是开放城市，外地移民较多）；山东淄博现代组N系占57%，M占43%，但泰安、荣成地区N系高达60~67%，整个山东平均值N系占51%，M占49%。由此看出，在黄河流域，母系mtDNA-N的含量及分布，显示它自东往西扩散的趋势。从父系基因来看，根据龙山文化古人骨DNA的研究表明，龙山文化的居民，其Y染色体SNP单倍型是O3-M122，并且只含有O3和子类型O3e，没有其他类型，和现代汉族的主体部分完全一致，也就是说，现代汉族的主体部分其父系远祖完全是来自龙山文化先民，也就是龙山人。O3-M122是汉族的绝对主体，根据2004年文波的数据，山东汉族为59.5%、河南52%、陕西汉族56.7%，显示它自东往西扩散的趋势，可见黄河下流域O3-M122比例居于北方首位，母系mtDNA-N比例也是在北方最高的。
研究父系基因，同时也要关注母系基因。老亚洲CD原来对应的是母系M，均属亚洲旧石器人类。北方汉族母系基因M占绝多数，N非常低频。山东母系M和N各占一半，和北方其他地区明显不一样。早期父系O3原来对应的是母系N。新亚洲人O单倍群是3～5万年前起源于南亚的，分为O1、O2、O3。在旧石器时代1-2万年前，O1、O2先北上扩散，考古证实红山文化人骨Y-DNA含有O1O2，最可能和日韩O2b有紧密联系。虽然O3比O1O2起步晚，但北上爆发扩张取代了O1O2。古中原母系基因全是M，和藏缅族群相同，但当时古东夷母系N高频。随着龙山文化大规模扩张，mtDNA-N扩散到中原。胶辽官话Y染色体O3占66.70%，在全国各方言区居于首位。冀鲁官话Y染色体O3占64.90%，居于次位，并且母系mtDNA-N是在北方中最高的。龙山文化以压倒之势覆盖了中原及其南北早先的各个文化区，O3大爆发扩张，彻底取代北亚通古斯C和羌藏D，获得母系M，并且把百越O1和苗瑶O2a赶退至长江流域。O2b被迫北上逃到东北蛮荒地区，然后通过朝鲜半岛，扩散到日本。龙山文化覆盖了中原及其南北地区，终于形成了北方汉族父系O3配偶母系N、M的格局现状。
黄河上游藏缅族群及其西北汉族特有的O3e-M134高发频率，O3-M122比例低。而黄河下游以O3-M122为最，O3e-M134不多见。O3-M122是O3e-M134的祖型，O3-M122最早进入黄河中下领域成为东方主人，迫使O3e向西迁徒，与羌藏D系共处融合，形成了藏缅族群。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。从黄河流域的整个趋势来看，O3e-M134是西部比东部高，越往东越低。在黄河下流域，O3-M122的含量显超过O3e-M134，显示它自东往西扩散的趋势。在O3-M122的细分谱系中，O3*-M122、O3a4-002611主要分布在黄河中下流域，显然是东夷集团的主体类型，因为这个单倍群在藏缅语人群中很稀少，但是在汉族里的比例却能占较大的比例。东夷人以O3-M122为最，几乎没有羌藏D系，和现代汉族的主体部分完全一致。东夷O3-M122与夏周O3e-M134均属汉族父系祖先的两大来源。