七言律詩長征精選(九篇)
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第1篇：七言律詩長征范文
關鍵詞：產融型企業集團；利率市場風險；Flannery部分調整模型
一、引 言
產融型企業集團在運營過程中雖然存在一定的優勢，但它也是一把雙刃劍，如果不能有效規避其市場風險，產融型企業集團非但不能取得一定的經濟效應，反而會陷入危機境地。有研究指出“對商業銀行好的風險管理方式同樣適應于產融型企業集團，對產融型企業集團的風險首先應著眼于其基礎風險”[1]。同時，由于產融型企業集團的特殊經營模式，在金融危機頻頻爆發的背景下，市場風險極易通過其參股金融公司傳導至控股集團[2]。因此，在此背景下，探討參股金融公司的風險如何影響產融型企業集團風險，對金融市場穩定運行以及產融型企業集團有效地規避市場風險均具有重要的現實意義。
當前，產融型企業集團市場風險的研究主要集中在四個方面：權益市場、利率市場、外匯市場和信貸市場。Obi和Emenogu考察了美國商業銀行進入非銀行領域前后的風險和收益狀況，結果表明擴張后總體風險有所下降，而來自證券市場的市場風險有所上升，經過風險調整的收益狀況有輕微改善[3]；Joseph和Swary將金融業的傳染性效應分為直接效應和間接效應，發現通過資本市場聯系的傳染比較明顯[4]；Myron等發現通過權益市場的信息，銀行控股集團能夠評估風險狀況[5]，Timothy同樣證明了Myron等的觀點[6]；Pais和Stork對澳大利亞銀行業的市場風險研究發現銀行業受權益市場的影響越來越大，且銀行資產價值的波動與股票市場的預期密切相關[7]；而在國內，楊勇等通過權益市場的數據進行實證研究，并且發現，商業銀行和證券公司混業經營的風險最小，其風險破產的傳染概率平均僅為17.44%，商業銀行和保險公司混業經營的風險最大，其風險破產的傳染概率平均為36.52%[8]。Brailsford等運用GARCH-M模型對中國大陸、臺灣和香港地區的銀行業風險傳染進行了度量，結果發現存在利率對銀行控股型企業的風險溢出有重要影響[9]；外匯市場也是金融控股集團的重要風險來源，各國市場緊密相連，外匯市場的波動也日益加劇，外匯變化也會導致金融機構和金融控股集團外匯資產的波動[10，11]；信貸市場風險在金融控股集團的風險管理內容中也居于核心地位，信用風險常常導致銀行或其他金融機構的破產（ Hashemi等， 1998[12]）。
在當前市場背景下，利率變化比以前較為頻繁，金融機構或產融型企業集團的利率風險也逐漸增大。在金融機構的利率市場風險方面，如果金融機構的資產負債結構不合理，利率和貨幣市場的風險會給商業銀行、金融控股集團等帶來流動性沖擊。對于產融型企業集團來說，產融型企業集團的利率市場風險表現在兩個方面：首先產融型企業集團的金融資產價值受利率波動影響；其二如果產融型企業集團的利率敏感性金融資產負債結構不合理，利率的波動會給產融型企業集團帶來一定的流動性沖擊。
就國內而言，目前對產融型企業集團的研究主要以權益市場風險、外匯市場風險和信貸市場風險研究為主，無論是從研究理論和研究方法都相對成熟，對于利率市場風險的研究則較為少見，而對于產融型企業集團及其控股子公司的利率風險和相關性的研究有著重要的理論意義和現實意義。因此，本文擬從利率市場的角度出發選取有代表性的產融型企業集團樣本來度量其面臨的利率市場風險，以期發現產融型企業集團利率風險的相關規律和特征。
二、模型及樣本選擇
目前，關于利率風險度量的方法主要有敏感性缺口管理（Sensative Gap Management， SGM）[13]、持續期模型（Duration Period Model， DPM）[14]、和在險價值（Value AT Risk， VaR）模型[15]，以及其他時間序列分析方法。由于中國利率市場化還處于初級階段，貼現率的數據沒有大量樣本進行估計，因此還較難運用持續期模型來對產融型企業集團的利率風險進行度量和分析。而VaR分析的難點之一是需要大量關于利率風險的歷史數據，由于產融型企業集團的樣本數量較少，相關數據的數量不多，運用VaR方法來度量利率風險缺乏足夠的數據。而用利率敏感性缺口法來測量產融型企業集團的利率風險則比較適合當前的現狀。這可歸因于兩個方面的原因：首先，利率敏感性缺口法是以原始成本會計為基礎來計算資產負債價值的，這與產融型企業集團的會計核算原則是一致的；其二，利率敏感性缺口法主要反映利率變動對產融型企業集團金融投資收益的影響，這與產融型企業集團的投資控制風險的要求是一致的。因此，本文將運用缺口分析模型來度量利率變化、利率波動對產融型企業集團收益和風險的影響。與此同時，產融型企業集團的資產價值，即參股或控股公司的股權價值會受到利率變化的影響，因此，本文將進一步運用時間序列分析方法來度量利率變化對產融型企業集團金融市場風險的影響。
2.1 利率風險度量的Flannery調整模型及構建
在缺口管理的模型當中，傳統缺口管理模型只能分析資產和負債對利率的敏感程度，而Flannery的調整模型則可以對資產負債的匹配是否合理進行更深入的研究。對于商業銀行，該模型無需將未來現金流納入到模型，便可以考察利率變化對商業銀行缺口管理的影響。本文借鑒Flannery調整模型的思路[16，17]，構建利率風險度量模型，來分析產融型企業集團金融資產與金融負債的匹配程度，進而分析其利率風險狀況。該模型思想如下：
式（1）中，FIt為產融型企業集團第t期投資收益，FAt為金融資產總額， 為沒有投資金融企業的配對公司的投資收益； 為沒有投資金融企業的配對公司的金融資產總額； 反應了投資金融企業所獲得的超額投資收益； 為產融型企業集團的超額金融資產，rt為市場利率、σ2為利率波動程度。根據新會計準則，產融型企業集團的金融資產包括以下6類：（1）現金；（2）持有的其他單位的權益工具；（3）從其他單位收取現金或其他金融資產的合同權利；（4）在潛在有利條件下，與其他單位交換金融資產或金融負債的合同權利；（5）將來須用或可用企業自身權益工具進行結算的非衍生工具的合同權利，企業根據該合同將收到非固定數量的自身權益工具；（6）將來須用或可用企業自身權益工具進行結算的衍生工具的合同權利，但企業以固定金額的現金或其他金融資產換取固定數量的自身權益工具的衍生工具合同權利除外，其中，企業自身權益工具不包括本身就是在將來收取或支付企業自身權益工具的合同。
與此同時，產融型企業集團的金融負債（FDt）、利息支出（FC）、利率（rt）、利率波動（σ2）滿足以下關系式：
式（2）中，FCt為產融型企業集團第t期財務費用支出，FDt為金融負債總額， 為沒有投資金融企業的配對公司的財務費用支出； 為沒有投資金融企業的配對公司的金融資產總額； 反應了投資金融企業所付出的超額財務費用支出； 為產融型企業集團的超額金融負債，rt為市場利率、σ2為利率波動程度。根據新會計準則，產融型企業集團的金融負債包括：（1）向其他單位交付現金或其他金融資產的合同義務；（2）在潛在不利條件下，與其他單位交換金融資產或金融負債的合同義務；（3）將來須用或可用企業自身權益工具進行結算的非衍生工具的合同義務，企業根據該合同將交付非固定數量的自身權益工具；（4）將來須用或可用企業自身權益工具進行結算的衍生工具的合同義務，但企業以固定金額的現金或其他金融資產換取固定數量的自身權益工具的衍生工具合同義務除外。其中，企業自身權益工具不包括本身就是在將來收取或支付企業自身權益工具的合同。
式（1）和（2）聯立，可通過回歸系數判斷產融型企業集團針對利率風險的金融資產、金融負債的調整速度和資產負債匹配時間差異等。相關參數的含義如下：
2.2利率風險度量的Granger因果關系模型及構建
產融型企業集團的利率風險可以由格蘭杰因果關系檢驗來度量。在做Y對其他變量（包括自身的過去值）的回歸時，如果把X的滯后值包括進來能顯著地改進對Y的預測，我們就說X是Y的（格蘭杰）原因；類似地定義Y是X的（格蘭杰）原因。為了檢驗Y和X之間的關系，我們構造如下模型：
無條件限制模型：
有條件限制模型：
其中Y為產融型企業集團投資金融企業的股權資產價值，即商業銀行、證券公司或保險公司的市場價值；X為利率收益率的變動；μt為白噪聲序列，α，β為影響關系的系數。n為樣本量，m，k分別為Yt，Xt變量的滯后階數，令（3）式的殘差平方和為ESS1；（4）式的殘差平方和為ESS0，本文以F統計量來檢驗影響關系的統計顯著性：
原假設為H0：βj=0；備擇假設為H1：βj≠0（j=1，2，…，k）。若原假設H0成立，則有：
即F的統計量服從第一自由度為m，第二自由度為n-（k+m+1）的F分布。若F檢驗值大于標準F分布的臨界值，則拒絕原假設，說明利率收益率的變動是產融型企業集團股權資產價值變化的原因，否則則說明產融型企業集團的利率風險并不明顯。
2.3實證研究樣本與數據來源
本文將研究對象界定為在上海證券交易所和深圳證券交易所公開上市，并且已參股或控股上市金融企業，且在其經營過程中，并未退出金融企業的產融型企業集團（如表2所示）。
之所以參股對象選擇上市金融企業，也是因為數據獲取的原因，一些城市商業銀行、農村信用合作社等金融企業的數據無法獲取。同時，上市產融型企業集團一般規模較大，往往在金融行業經營多年，能較好地代表目前產融結合的現狀與發展趨勢，將研究主體均界定為上市公司。本文研究據來源為中國金融年鑒、中國統計年鑒、萬德（Wind）金融數據庫、證券之星網站（），以及各上市公司和上市金融企業的2001至2010年的年報。
三、評價結果分析
3.1 利率風險度量的Flannery調整模型參數估計結果
市場利率的確定是本模型的重點，利率變化對產融型企業集團的金融資產負債管理產生重要的影響，市場利率是其進行資產負債管理決策的考慮重點。市場利率應當反映資金供求關系，該利率波動幅度對銀行利息具有較大影響。而非央行所公布的存貸利率。
同時，產融型企業集團資本運營在金融市場中運行，因此，其受到的利率風險應以市場基準利率為標準。基準利率是金融市場上具有普遍參照作用的利率，其他利率水平或金融資產價格均可根據這一基準利率水平來確定。基準利率是利率市場化的重要前提之一，在利率市場化條件下，融資者衡量融資成本，投資者計算投資收益，客觀上都要求有一個普遍公認的基準利率水平作參考。因此，本文選擇市場化程度較高的同業拆借利率作為基準利率。
目前，銀行間同業拆解利率主要有CHIBOR和SHIBOR。CHIBOR由央行在1996年推出，但是，它由銀行間融資交易的實際交易利率計算得出，而銀行間融資活動頗為清淡，因此CHIBOR不能較好地代表整個市場。上海銀行間同業拆放利率（Shanghai Interbank Offered Rate，SHIBOR），以位于上海的全國銀行間同業拆借中心為技術平臺計算、并命名，是由信用等級較高的銀行組成報價團自主報出的人民幣同業拆出利率計算確定的算術平均利率，是單利、無擔保、批發性利率。目前，對社會公布的SHIBOR品種包括隔夜、1周、2周、1個月、3個月、6個月、9個月及1年。SHIBOR報價銀行團現由16家商業銀行組成。報價銀行是公開市場一級交易商或外匯市場做市商，在中國貨幣市場上人民幣交易相對活躍、信息披露比較充分的銀行。中國人民銀行成立SHIBOR工作小組，依據《上海銀行間同業拆放利率（SHIBOR）實施準則》確定和調整報價銀行團成員、監督和管理SHIBOR運行、規范報價行與指定人行為。從目前的利率市場情況來看，SHIBOR可以作為市場基準利率的代表，由于產融型企業集團金融資產和負債調整并不頻繁，持有時間相對較長，所以本文以SHIBOR利率的加權平均利率作為研究變量來度量利率對產融型企業集團金融資產負債管理的影響。由于SHIBOR于2007年1月4日推出，所以本文對利率市場風險的樣本研究期設定為為2007年1月4日至2010年12月30日。
從表4.5的描述性統計結果可以看出，產融型企業集團的金融資產和金融負債的規模明顯大于配對上市公司的金融資產和負債規模，這體現了產融型企業集團更多的“金融性”特點。
此外，產融型企業集團的投資收益的均值約為配對公司的2倍，說明其參股金融或進入金融領域能夠取得較大的投資收益，但方差卻約為配對公司的4倍，遠大于其配對公司的方差（13024.95>3263.24），說明參股金融或金融市場領域具有較大的金融市場風險。
對于模型（1）和模型（2），本文運用最小乘二方法（OLS）方法進行參數估計。由于自變量中包括有因變量的滯后項，所以進行自相關檢驗，對模型進行D-W檢驗，研究發現各個模型的D-W值均和2接近，落在2的左右側，沒有超過下限 和上限 ，因此可以用最小乘二方法（OLS）進行系數估計。全樣本模型（模型I）將所有產融型企業集團納入估計樣本，而參股對象為商業銀行、證券公司以及保險公司的模型分為模型II、模型III和模型IV，表4，5給出了不同模型的回歸結果。
從模型評價指標來看，模型的評價指標都比較理想，因此，可以在模型評價的基礎上對產融型企業集團的利率風險進行綜合評價。
（1） 模型I評價了產融型企業集團的整體利率風險狀況，從系數特征（參見表4.6和4.7）來看，產融型企業集團在運營期間面臨的風險為利率上升以及利率波動率上升的風險，而利率下降一方面增加了投資收益，另一方面降低了金融負債所帶來的利息支出，因而從成本面和受益面都能給產融型企業集團帶來潛在的利益。這一結論與我國當前產融型企業集團的特征有密切的關系，當前，產融型企業集團對金融企業的控股比例一般較低，其收益主要來自股權資產公允價值的提升，當利率提升時，證券市場的股權資產往往會降低收益率，而并不會給產融型企業集團的金融資產帶來較多股利收入以及利潤分紅，因此，利率提高會帶來較大的利率風險，而利率降低則由于股權資產價值的提高，產融型企業集團會獲得較大的投資收益和支出較少的利息，因此會提高整體的運營效益。
（2） 模型II，III和IV分別評價了參股對象為商業銀行、證券公司、以及保險公司的產融型企業集團的利率風險狀況，從影響系數來看，參股商業銀行的產融型企業集團受利率風險影響較大，歸因于兩個方面的原因：是目前我國商業銀行在較大程度上還依賴利息收入，商業銀行利息收入占其總收入的比例雖然在2008年和2009年有所降低，但仍超過了80%，在這種情況下，利率變化自然會給商業銀行帶來風險，而這一風險也會通過控股方式傳遞到產融型企業集團；其二，利率變化會給上市銀行的股權資產價值帶來較大的影響，因此，產融型企業集團也會被動的承擔一部分利率風險。參股對象為證券公司和保險公司的產融型企業集團的利率風險較小，但也不容忽視。今后利率市場化趨勢下，利率風險防范也將會成為產融型企業集團風險管理的重中之重。
3.2 利率風險度量的Granger因果關系檢驗結果
運用Granger因果關系檢驗模型來度量利率變動對產融型企業集團持有金融股權的價值影響，首先定義利率收益率Rr： 。在樣本期間內，利率收益率序列的波動如圖4.5所示：
由圖1可知，在樣本期內，利率收益率序列的波動體現了波動聚集的特點，因此產融型企業集團可能在某一段時間面臨利率風險集中釋放的可能性。接著對利率收益率與金融企業股權資產價值進行Granger因果檢驗，從Granger因果關系檢驗結果來看，利率對證券公司股權資產價值的影響比較明顯，從統計顯著性看，國元證券（SZ000728）、長江證券（SZ000783）、海通證券（SH600837）、東北證券（SZ000686）、國金證券（SH600109）以及太平洋證券（SH601099）的股權資產價值是利率變動的GRANGER結果，因此對于持有以上公司股權的皖能電力（SZ000543）、皖維高新（SH600063）、葛洲壩（SH600068）、海欣股份（SH600851）、湖北金環（SZ000615）、錦江股份（SH600754）、武鋼股份（SH600005）、東方創業（SH600278）、蘭生股份（SH600826）、申能股份（SH600642）、廈門國貿（SH600755）、友利控股（SZ000584）、亞泰集團（SH600881）和閩福發A（SZ000547）等產融型企業集團的運營明顯受利率變動影響。
四、結論與啟示
發展產融型企業集團，符合我國金融體制改革與創新的整體思路與預期，然而在產業和金融這兩種不同資本迅速集聚和擴張的背后，同時也蘊含著巨大的風險，尤其是在國內對產融型企業集團的發展與監管還處于摸索階段，利率市場比以前變化更為頻繁，產融型企業集團及其控股子公司利率市場風險不斷加大的情況下，更應該積極借鑒國外成功的經驗，支持與保護產融型企業集團的健康發展。
首先，應建立風險預警系統。利率市場處在不斷變化的過程中，不能很好地進行預測。因此，產融型企業集團及其控股子公司應建立靜態和動態風險預測模型，將凈利潤收入的變動情況作為輸入變量，衡量利率在一定期限和范圍內的變動情況和變化趨勢，根據這些情況采取不同的風險預警措施，調整并采取相應的利率政策，努力改變金融資產負債的期限、種類和結構。
其次，應建立集中的利率風險預警機制。董事會決定產融型企業集團風險管理政策的核心事務。執行管理委員會負責風險管理的全面控制；資產負債管理委員會和風險委員會對風險整體進行討論和負責協調，具體包括基本的資產負債管理政策、風險計劃、資產管理、風險管理、緊急情況下如利率市場突變時的應對建議等；風險委員會則負責監控、分析市場風險、出具報告、提出建議、設定額度和指引等，闡述并執行有關風險管理的計劃。
最后，建立科學的風險管理文化。產融型企業集團受到較強的風險沖擊，因此風險管理文化的建立也是其風險防范的重中之重，是產融型企業集團穩健經營和可持續發展的基礎。產融型企業集團應形成以提高風險防范質量為核心的風險管理文化，集團內部員工和高級管理層要在思想上重視風險管理，將風險管理上升到集團戰略高度，在具體的風險管理實踐中形成良好的風險管理的習慣，并動態化管理風險產融型企業集團的風險。
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第2篇：七言律詩長征范文
1.麻醉中應用的目的及并發癥 Ⅲ類抗心律失常藥主要是抑制Na+、Ca2+內流，在Ⅲ類抗心律失常藥的作用下，可以誘發尖端扭轉性室速。尖端扭轉性室速之特點是有較長的QT間期，且由其發生前的搏動引起，這種節律的QRS波群呈一系列主峰向上，接著主峰向下的波群，二者中間部分很短。盡管導致尖端扭轉的確切機制還不清楚，但許多實驗和臨床證據表明，起始時是在早期復極后觸發，導致室性復極化延遲，從而激發該心律失常的發生。一般來講，尖端扭轉性室速主要表現為反復自動終止發作的心動過速，并很少表現出癥狀(如暈厥)，但是偶爾可以惡化為室顫。目前尚無證據表明Ⅲ類抗心律失常藥與麻醉藥間存在相互作用，主要的圍手術期合并癥與長期應用Ⅲ類抗心律失常藥治療有關。
QT間期延長缺少作為危重狀態的價值，目前的證據表明，用QT分散(即用12導ECG評估QT間期最長與最短的差)預示前心律失常比QT間期延長或心率校對的QTc間期更準確。例如胺碘酮，不像其它Ⅲ類抗心律失常藥，它可以一致性地延長QT間期(不增加QT間期分散)，這樣就可以顯著地降低前心律失常(proaythmia)的風險，其它因素也可以解釋應用胺碘酮可降低前心律失常的風險。這都是和“純”Ⅲ類藥物比較而得出的，“純”Ⅲ類藥物可以選擇性抑制心肌鉀通道，包括心室復極的頻率不依賴作用和鈣通道阻滯的特性。應用胺碘酮治療時尖端扭轉性室速發生率為0.7%，而索他絡爾(sotal01)和奎尼丁誘發尖端扭轉性室速的發生率分別為5%和8%。進一步講和索他洛爾與ibutilide比較，靜脈給予胺碘酮很少引起伽問期延長。在電解質異常、心動過緩或心率突然改變時，前心律失常的風險性就會顯著地增加。但應特別指出，那些可以引起心率降低，抑制竇房結傳導，延長室性復極的麻醉藥物，在麻醉期間就可以增加Ⅲ類抗心律失常藥物的前心律失常作用。
一些學者也報告了接受胺碘酮治療的患者存在心臟節律和傳導方面的異常(如阿托品抵抗心動過緩、慢性結心律、完全性心臟阻滯起搏器依賴)，這些異常要求圍手術期須行嚴格的循環方面支持(如影響心肌收縮藥物，主動脈內球囊反搏)，胺碘酮還可引發更多的非心臟并發癥。胺碘酮的I類抗心律失常作用至少可以部分解釋圍手術期血流動力學不穩定及對影響心肌收縮藥物的反應差這些情況，胺碘酮的作用包括非競爭性阻滯α和β腎上腺素受體，抑制鈣通道。關于全身麻醉可以促使胺碘酮產生肺毒性是有爭論的。一些研究小組已經發現許多手術后急性呼吸窘迫綜合征和其他呼吸異常的病人與長期應用胺碘酮治療直接有關。
2 并發癥治療
(1)在血流動力學不穩定的患者迅速行心臟電復律。
(2)靜脈應用硫酸鎂。
(3)縮短QT間期，防止長的間歇(如行超律起搏，給阿托品或異丙腎)。
(4)糾正電解質紊亂、心動過緩和其他使心律失常加重的因素。
對于藥物誘導的尖端扭轉性室速必須終止，并且防止其再發生。如果尖端扭轉性室速產生血流動力學崩潰，就必須應用快速直流電復律。另外，初期治療可以應用硫酸鎂，即使對血清中鎂濃度正常的也有作用。 靜脈內給予1～2g硫酸鎂，如果有必要，可以在10～15min后重復給予，并持續24～48h，每分鐘3～20mg。如果硫酸鎂無效可以應用阿托品、異丙腎或超律起搏，以防止長的間歇，縮短QT間期，異丙腎靜脈給予(1～8μg/min)使心室率維持于每分鐘90次，通常可以在幾分鐘內糾正尖端扭轉性室速。然而針對前心律失常作用及其他有害的副作用，異丙腎必須用在以建立起搏的病人，尤其是心肌缺血時。臨時建立心房或心室起搏使心率達120～130次/min，并調節到最低有效頻率，起搏需連續應用直至有害的藥物完全清除。抗心律失常藥物在治療尖端扭轉性室速時的作用仍是有爭議的。在實驗中和某些個別病例，鈣通道阻滯劑、利多卡因和美西律，以及最近發展起來的鉀通道開放劑(如尼可地爾，pinaeidil)也是有效的，但這些還都需進一步的證實。在治療獲得性LQTS中(長QT綜合征)應避免使用使心室復極延長的藥物。一旦急性異常情況發生應立即控制，高度注意糾正容易發生的代謝和電解質因素，并需停用引起問題的藥物，先天性LQTS的治療和上面提到的指導原則有顯著的區別。這些病人中β受體阻滯劑是首選，兒茶酚胺應嚴格控制。接受胺碘酮治療的病人，也可能發展為圍手術期心動過緩、房室傳導阻滯及循環衰竭。如果這些情況對于阿托品、腎上腺素類藥物及其他類藥物沒有作用的話，就應該應用心臟起搏或主動脈內球囊反搏治療。
3 并發癥預防
(1)識別并糾正那些易引起病人前心律失常的因素(如電解質異常，心動過緩，心肌缺血等)。
(2)不再應用其他可延長QT間期的藥物(如，大環內酯類抗生素，鎮靜性抗組胺藥，三環類抗抑郁藥)。
(3)再重新考慮用藥劑量或停用Ⅲ類抗心律失常藥及推遲手術，尤其是如果叩時間大于0.60s時。
(4)對于應用胺碘酮治療的病人應用局部麻醉。
(5)在圍手術期仔細監測病人血流動力學及呼吸功能。
如發現QT間期延長，那么就意味著應停用Ⅲ類抗心律失常治療。Ⅲ類抗心律失常藥變為前心律失常的機制并不能從它們的抗心律失常作用中區別開。因此，應用Ⅲ類抗心律失常藥減少風險的基礎是證實和消除易患因素，特別重要的是糾正電解質異常及停用引起QT間期延長的藥物(如大環內酯類抗生素，非鎮靜性抗組胺藥及三環類抗抑郁藥)。同樣地，安慰病人、給予足夠的鎮靜劑避免圍手術期增加兒茶酚胺的分泌，麻醉期間避免心率的急驟變化。大多數長期應用包括索他洛爾或胺碘酮等抗心律失常藥物的病人可對其它抗心律失常藥有抗藥性因此，調整其用藥劑量或停用抗心律失常藥可以使病人易發生威脅生命的心律失常，這種情況必須請心臟科專家會診。
胺碘酮是最有效的抗心律失常藥。不幸的是它的特別長的半衰期和副作用使其成為很復雜的Ⅲ類抗心律失常藥。胺碘酮在全麻中應用是有爭議的。另外，胺碘酮所致的肺功能紊亂在麻醉期間及復蘇期可能會加劇。高度重視并減少這些不利因素，仔細監測肺及血流動力學指標，可幫助麻醉醫師在麻醉期間避免嚴重的并發癥發生。一些病例報告建議使用胺碘酮藥物的病人使用局麻，但這會限制臨床研究的進行。同樣，盡管一些實驗數據表明靜脈麻醉藥物在獲得性LQTS(藥物引發的)的室性復極化中有不同的作用，但直到現在，也沒有得到關于應用Ⅲ類抗心律失常藥的病人接受全麻時特別的意見。最后，由于大多數使用Ⅲ類抗心律失常藥物的病人病史中都有嚴重的心律失常和其他的心臟疾患，因此在手術前請心臟科專家會診是必要的。
參 考 文 獻
第3篇：七言律詩長征范文
一、統計描述
到2000年底，滬深兩交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通過首次公開發行在交易所掛牌上市的，130家是1994年《公司法》出臺以前的定向募集公司，作為遺留問題以推薦的特殊方式在兩家交易所掛牌上市的，此外還有一家是通過換股上市的。本文首次公開發行對市場指數的，130家歷史遺留問題新股和換股上市剔除在外，929次首次公開發行的年度分布如表1所示。
在證券市場早期，市場總規模有限，新股發行可能會帶來市場指數的變化，所以本文著重研究1995年后的新股發行對市場指數的影響。1995年到2000年共有681次IPO，接近所有IPO的七成半，本文將這681次IPO作為研究樣本。在這681次IPO中，集資規模最小的為3300萬元(0736)，集資規模最大的為78.46億元(600019)。發行市盈率最低的為8.25倍(600870)，發行市盈率最高的為88.69倍(0993)。681次IPO的集資規模和發行市盈率的分布情況請參見表2。
在1995年至2000年間共72個月中，IPO頻率最高的月份是1997年5月，這個月有40家公司公開發行新股。另外有10個月份，沒有一家公司發行新股。這10個月中有7個月是在1995年，另外1個月是在1998年，2個月是在2000年。其他大多數月份IPO次數少于20次，低于8次的有31個月，9到20次之間有24個月。有7個月的IPO次數超過了20次，全都集中在1996年下半年到1997年上半年之間。
如果按照集資規模劃分，單月IPO集資規模最大的是2000年11月，這個月由于有寶鋼和民生銀行招股，雖然IPO家數只有18家，集資規模卻達到201.53億元。月度IPO集資規模超過60億元的，共有12個月；30億元到60億元之間的有21個月；低于30億元的有29個月。另外，有10個月由于沒有新股上市，集資規模為0。
二、假設
假設一:不同集資規模的IPO對市場指數的影響是否不同?大盤股是否會導致市場指數下跌?本文將681次IPO集資規模排序，排在前68位的為一組，后68位的為一組。前68位的集資規模都在7億元以上，稱為大盤組，后68位的集資規模都小于1億元，稱為小盤組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。
假設二:發行市盈率不同的IPO，對市場指數是否存在不同的影響?本文將681次IPO發行市盈率排序，排在前68位的為一組，后68位的為一組。前68位的發行市盈率都在28倍以上，稱為高價組，后68位的發行市盈率小于14倍，稱為低價組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。
假設三:在大盤處于高位和低位時，IPO是否會對市場指數帶來不同的影響?本文將每個新股刊登招股說明書當日的市場綜合指數，減去1994年年底的市場指數，再除以1994年年底的市場指數，得到各個新股發行時市場指數的相對水平。然后根據該數值的排序，分別從上海市場和深圳市場挑選出排在前34位的共68只新股，作為高位發行組。同樣挑選出排序在后面的68只新股，作為低位發行組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。
假設四:不同發行頻率的IPO對市場指數的沖擊是否不同?本文用兩種衡量發行頻率。第一種方法用發行次數的頻率，將月度發行次數最高的3個月作為一組，稱為高頻組。該組每月發行次數幾乎都在30次以上，共有102次IPO。將月度發行次數低于7次的月份的IPO作為一組，稱為低頻組。該組共有20個月份，78次IPO。第二種方法用月度集資規模指標，將月度集資規模最高的三個月作為高頻組，該組每月集資規模都在116億元以上，共有93次IPO。將月度集資規模低于24.5億元的作為低頻組，該組共有18個月，共有95次IPO。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異，檢驗該假設。
假設五:在不同的新股發行制度下，IPO對市場指數的沖擊是否不同?從1999年起，發行制度經歷了較大的變革。因此本文將1999年作為標準，1999年以前的474次IPO作為舊發行制度組，1999年后的207次IPO作為新發行制度組。通過檢驗兩種發行制度下，IPO對市場指數的影響是否存在顯著差異。
三、比較方法
本文主要檢驗新股發行對市場指數的短期影響，因為單次IPO對市場指數的長期影響應該是比較微弱的，所以本文考察刊登新股招股說明書后一周內5個交易日的市場指數變化。本文假設市場指數短期內的走勢服從帶有短期趨勢的隨機行走模型，即:(t＝1，2，3，4，5)其中，為刊登招股說明書后5天的市場指數回報，是一個白噪音序列，是市場指數回報的短期趨勢，在這里用刊登招股說明書前5個交易日市場指數回報的均值替代。
根據該假設，應該服從均值為0，方差為的正態分布。同樣的，也應該服從均值為0，方差為的正態分布。因此，通過檢驗IPO后的的分布，可以判斷IPO對市場指數短期走勢的影響。如果IPO對后市帶來系統性一致影響，那么IPO后的的分布會有顯著的變化。同樣的，對于兩組不同的IPO，那么應該服從t分布，其中分別為兩個子樣本包含的樣本數量，分別為兩個子樣本的估算方差，分別為兩個子樣本累積超額收益的均值。通過檢驗它們之間CAR的差異是否顯著，可以判斷據以分組的因素是否對市場指數帶來顯著影響。
四、結果
1、總體樣本中IPO對市場指數的短期影響
681次IPO平均對市場指數5天后的累計影響不斷增加，到第5天達到-0.39%，因此總體來看，過去6年IPO對市場指數短期走勢帶來了微略的負面影響。但是，各期累積超額收益的t檢驗值均不顯著，這種負面影響沒有統計上的顯著性，幾乎可以忽略不計。
2、分組檢驗結果
(1)大盤組與小盤組的差異
無論是大盤組，還是小盤組，都對市場指數帶來了負面影響。大盤組發行公告后5天對市場指數產生的累積影響為-1.13%，而小盤組的累積影響則達到-2.18%。盡管兩組對市場指數的影響存在差異，但是兩組差異在統計上并不顯著，t檢驗值僅為0.63。
出乎意料的是，小盤組對市場的負面影響甚至超過了大盤組，這可能與本文的分組方法有關。因為樣本期間內，單個新股的集資規模逐年擴大，使得小盤組68次IPO全部集中在1998年以前，而大盤股68次IPO絕大多數集中在1998年以后。為了回避這種分組方法的影響，本文采取另一種分組方法，即分別在各年度中選取集資規模最大和最小的IPO，組成大盤組和小盤組，檢驗兩組市場影響的差異。
分年度分組的結果顯示，大盤組和小盤組對市場指數的影響也沒有表現出顯著差異，大盤組的5天累積影響為-0.7%，小盤組的5天累積影響為-1.5%，兩者差異的t檢驗值為0.58，沒有通過顯著性檢驗。因此可以判斷，IPO集資規模的不同并沒有導致市場表現的差異。
(2)高價組與低價組的差異
高價組與低價組對市場指數的影響有所不同，高價組的5天累積影響為-0.82%，低價組的5天累積影響為0.21%，兩者差異的t檢驗值為1.05，顯著性水平接近90%。可以判斷，高價組和低價組對市場指數的影響存在顯著差異，市場指數會對IPO發行市盈率做出不同的反應。
(3)發行時機的差異
市場處于高位時發行的IPO，在公布招股說明書后5天內，對市場走勢累積有-1.33%的負面影響，而在市場處于低位時發行的IPO，對市場的走勢幾乎沒有影響。兩者差異的t檢驗值為1.40，顯著性水平接近95%，表明不同的發行時機對市場影響的差異十分顯著。
(4)發行頻率的差異
按照月度集資規模劃分，高頻組和低頻組對市場走勢的短期影響沒有顯著差異，兩者差異的t檢驗值只有0.86。按照月度IPO家數來分組，高頻組與低頻組對市場走勢的短期影響也沒有顯著差異，兩者差異的t檢驗值只有0.36。由此可以判斷，發行頻率對市場指數的短期走勢沒有影響。
(5)發行制度的差異
新發行制度下，IPO對市場的累積為-1.08%。而舊發行制度下，IPO對市場的影響不到1‰，兩者差異的t檢驗值為1.42，顯著性水平接近95%。這表明，在1999年發行制度進行較大的改革后，IPO對市場的短期走勢開始產生負面影響。
有關圖表顯示了市值配售發行的市場影響，市值配售組5天累積對市場走勢的影響為0.23%，非市值配售組對市場走勢的5天累積影響達到-1.33%。兩者差異的t檢驗值為1.59，顯著性水平接近95%。這表明市值配售發行方法對市場短期走勢的影響要顯著地小于其他發行方法。
五、回歸結果
上述分組檢驗的結果表明，IPO對市場指數的沖擊受發行市盈率、發行時機和發行制度的改革因素的影響，發行節奏和集資規模的影響不大。然而，對發行市盈率、發行時機和發行制度改革三組序列相關分析結果表明，三組序列存在非常顯著的相關性。也就是說，當市場處于高位時，IPO的發行市盈率也偏高，反之，發行市盈率則偏低；發行制度改革前，發行市盈率和市場指數水平都偏低，發行制度改革后，發行市盈率和市場指數水平都偏高。這種相關關系會直接影響前面的分組檢驗結果。
為了控制相關因素的影響，本文選取1995年至1998年的IPO作為子樣本。在這一時期內，由于采用固定市盈率發行，絕大多數新股的發行市盈率都在15倍左右，所以子樣本中發行時機和發行市盈率兩組序列沒有相關性。本文將每次IPO后5天累積超額收益作為被解釋變量，用發行市盈率和發行時機兩個因素對其回歸。由于子樣本是包括滬深兩市4年的混合數據(PanelData)，在這里采用固定組差異模型，回歸方程如附注1所示。其中，和是虛擬變量，當IPO在深圳發行時取1，取0，反之，則相反。
回歸分析結果如表3所示。根據回歸分析結果可見，發行時機和發行市盈率兩個因素，在控制了其中一個因素的作用時，另一個因素的作用仍然十分顯著。這表明發行市盈率和發行時機都會決定IPO對市場沖擊的力度。
將上述子樣本擴大至總體樣本，在回歸方程中加入發行制度改革因素，考察在控制發行市盈率和發行時機因素后，發行制度改革是否仍然存在影響。回歸方程如附注2所示。其中發行制度改革為虛擬變量，IPO時間在1999年前，該變量取0，否則取1。
回歸分析結果如表4所示。根據回歸分析結果可見，發行制度改革因素的作用不顯著，表明發行制度改革之所以會影響IPO對市場指數的沖擊，并不是因為本身的原因，而是因為發行制度改革后市場指數和發行市盈率同時也大大提高，導致發行制度改革后IPO對市場沖擊的力度加大了。
表1:929次首次公開發行的年度分布1
年份
IPO數量 所占比例（%）
1992年以前 23
2.46
1992年
50
5.35
1993年
134
14.35
1994年
41
4.39
1995年
15
1.82
1996年
170
18.2
1997年
187
20.02
1998年
102
10.92
1999年
92
10.17
2000年
115
12.31
注1：IPO的時間以刊登招股說明書的時間為準。
表2:95年以來IPO集資規模和發行市盈率分布特征
最小值
90% 中值 10% 最大值 均值
水平值1
水平值1
集資規模（億元） 0.33
0.91 2.63 7.07 78.46 3.77
發行市盈率（倍） 8.25
13.25 15
29.09 88.69 18.27
注1：90%水平值是指按照從高到低的順序排列，排在第90%的位置上的值。在這里樣本總量為681，即排在第614位的值。10%水平值的含義相同，即排在第68位的值。
表三
變量
系數
標準差 T檢驗值 顯著度
SHENZHEN
.156
.080
1.942
.053
SHANGHAI
.123
.079
1.559
.120
發行時市場指數水平 -1.936E-02 .007
-2.652 .008
LN發行市盈率
-4.412E-02 .029
-1.507 .132
表四
變量
系數
標準差 T檢驗值 顯著度
SHENZHEN
1.382E-02 .036
.385
.700
SHANGHAI
-1.157E-02 .037
-.314
.754
發行時市場指數水平 -1.604E-02 .006
-2.748 .006
LN發行市盈率
5.815E-03 .014
.416
.677
發行制度改革
6.373E-03 .010
.623
.534
結論