关键词：财务分析指标；实际工作；应用
一、关于时点数和时期数的问题
财务分析中各项指标所使用的数据均来源于资产负债表、利润表和现金流量表，而资产负债表反映企业在某―特定日期的财务状况，利润表反映企业在一定会计期间的经营成果，现金流量表反映企业在一定会计期间的现金和现金等价物的流入和滤出。可见，资产负债表反映的是“某一特定日期”，即时点数，而利润表和现金流量表反映的是“一定会计期间”，即时期数。从理论上讲，时点数与时点数比较，起点一致；时期数和时期数比较，时间跨度一致，由于口径一致，直接从报表上取得数据即可，但时点数和时期数由于口径不一致，不能直接进行比较，需要进行换算。下面以常用的指标进行说明：
(一)时点数与时点数比较
指资产负债表数据之间的比较，例如流动比率(流动资产/流动负债)、速动比率(速动资产，流动负债)、资产负债率(负债总额/资产总额)、产权比率(负债总额/所有者权益总额)、总资产增长率(本年总资产增长额/年初资产总额)等指标。这些指标大部分直接取期末数据，即时点数，便可计算出结果，有的数据需要先进行简单计算，比如速动资产、本年总资产增长额，再根据公式计算出结果。
(二)时期数与时期数比较
主要指利润表数据之间的比较，例如已获利息倍数(息税前利润总额/利息费用)、营业利润率(营业利润/营业收入)、成本费用利润率(利润总额/成本费用总额)、营业收入增长率(本年营业收入增长额，上年营业收入总额)、营业利润增长率(本年营业利润增长额/上年营业利润总额)等指标，个别指标还包括利润表与现金流量表数据之间的比较，如盈余现金保障倍数(经营现金净流量/净利润)。这些指标大部分直接取一定期间内的数据，即时期数便可计算出结果，有的数据需要先进行简单计算，如息税前利润总额、成本费用总额，再根据公式计算即可。
(三)时期数与时点数比较
指利润表与资产负债表、现金流量表与资产负债表数据之间的比较。前者如应收账款周转率(营业收入/平均应收账款余额)、存货周转率(营业成本/平均存货余额)、流动资产周转率(营业收入/平均流动资产总额)、固定资产周转率(营业收入库均固定资产净值)、总资产周转率(营业收入/平均资产总额)、总资产报酬率(息税前利润总额，平均资产总额)、净资产收益率(净利润/平均净资产)等指标，后者如现金流动负债比率(年经营现金净流量/平均流动负债)。这些指标的共同特点是，分子是时期数，分母是时点数。通常分子可以直接取数，或经简单计算，而分母要取年初数与年末数的平均数，如果各期时点数余额的波动性较大，也可以采用各期余额的平均数计算。
二、指标分析的频率问题
在职称考试的教材中，为了简单起见，各类指标均以年度指标或年末数为例，但在实际工作中，年度分析的时间跨度较长，根据企业的实际需要，往往进行半年度、季度分析甚至是月度分析。这样，在计算各项指标时，时点数就要用到期初数与期末数的平均数，比如半年度的期初期末数、季初及季末数、月初与月末数，而不只是年初数和年末数的平均数。另外，在计算营运能力指标时，根据分析的需要，计算期天数相应地由360天调整为180天、90天或者是30天。这样对指标的分析才更加科学、合理。
例如，某企业6月份的利润表反映，上半年的营业成本为7000万元，6月底的资产负债表反映年初存货余额3000万元，6月末存货余额4000万元，则平均存货余额为3500万元。通过计算，上半年的存货周转率为2次，存货周转期为90天(180天/2)。这里的计算期天数就不是全年的360天，而是上半年的180天。同理，如果计算每季度的存货周转率，计算期就应用90天。
三、应收账款周转速度的指标
应收账款周转率指企业一定时期内销售收入净额同平均应收账款余额的比值。即企业本年度内应收账款转为现金的平均次数。如果按此指标计算，分子包括的范围比分母包括的范围要小，产生口径上的不一致，需要进行完善。笔者认为，分子在销售收入净额的基础上应加上应向购货方收取的增值税销项税额。对于广大的一般纳税人来说，可用销售收入净额乘以1.17，对于小规模纳税人来说，可用销售收入净额乘以1.06或者1.04。因为在日常的货款回收业务中，每收到一笔货款，通常不区分包含多少收入和包含多少销项税额，所以，在应收账款余额中通常也包含增值税销项税额。
例如，某公司全年的销售收入净额为16000万元，平均应收账款余额是2000万元，按原指标计算的应收账款周转率为8次，应收账款周转期为45天；若按完善后的指标计算，即销售收入净额乘以1.17，则应收账款周转率为9.36次，应收账款周转期为385天。与原结果相比，存在一定差距，但更加准确和符合实际情况。
【关键词】阿立哌唑 利培酮 精神分裂症
【Key words】Aripiprazole Risperidone Schizophrenia
【Abstract】 Objective To explore the efficacy and safety of Aripiprazole in the treatment of schizophrenia. Methods: 100 patients of schizophrenia were treated with aripiprazole and resperidone for 8 weeks .The efficacy was with the positive and negative symptoms scal，and the safety was assessed with treatment emetgent symptoms scale beforetreatment and at the ends of week 2、4、6and8treatment. Results:The effective rate of Aripiprazole were 78%，and there were no significant differences between two groups. The changes of weight and ECG were less in aripiprazole groups.
阿立哌唑是喹诺酮类衍生物，其作用机制为多巴胺（DA）D2受体及5-羟色胺(5-HT)1A受体部分激动剂，对5-HT2A受体拮抗。该药于2002年被FDA批准用于治疗精神分裂症，2004年引入中国。国内外研究显示，其对精神分裂症的阳性、阴性症状均有明显疗效，副反应发生率低[1]。我们采用随机对照方法，比较阿立哌唑与利培酮治疗精神分裂症的疗效与安全性。
1 对象
1.1 首次发病精神分裂症患者，年龄（18-45岁），符合中国精神障碍分类与诊断标准CMDD-3，PANSS阳性与阴性量表总分≥60分。排除标准：有躯体疾病，有药物和成瘾物质依赖历史、妊娠和哺乳期妇女。退出标准：撤销知情同意，研究人员认为对患者产生不利结果；破盲；不能耐受药物副反应。
1.2 一般资料：共入组100例，随机进入阿立哌唑和利培酮组各50例。阿立哌唑组男性23例，女性17例，平均年龄（21±10岁）PANSS总分（86.7±9.6）分；利培酮组男性24例，女性16例，平均年龄（22±11）岁PANSS总分为（84.2±9.2）分。两组间人口学特征、PANSS基线总分等无统计学差异（p＞0.05）。研究中有2例脱落，脱落原因为家属要求终止治疗。
2 方法
2.1 随机双盲实验 病人随机接受口服阿立哌唑+模拟利培酮外观安慰剂，口服利培酮+模拟阿立哌唑外观的安慰剂。双盲试验给予固定剂量，二组服药次数和片数相同，疗程8周，实验全部完成后揭盲。阿立哌唑（商品名：奥派，上海中西药业有限公司）规格10mg/片，口服，起始剂量10mg/天，剂量范围10-30mg/天。对照药物为利培酮（商品名：索乐）起始剂量为1mg/天，剂量范围4-8mg/天。治疗中禁止使用其他抗精神病药物、抗抑郁药物和心境稳定剂，允许使用苯二氮类、苯海索和普奈洛尔。
2.2 疗效评定指标：以PANSS总分及PANSS减分率作为疗效评定指标，减分率【（PANSS治疗前总分-PANSS治疗后总分）/（PANSS治疗前总分-30）×100%】。减分率≥80%为痊愈，≥50%为有效，＜50%为无效。
2.3 安全性评价：不良事件，实验室指标和心电图。
2.4 统计学处理：所有数据均输入SPSS11.5统计软件包作统计处理分析，计数资料采用X2或X2校正检验，计量资料采用t检验和F检验。
3 结果
3.1 临床疗效：治疗8周末，阿立哌唑平均剂量（18±6.5），最大剂量。50例患者中治愈28例，有效11例治愈率56%，有效率为78%；利培酮组平均剂量为（6±1.6），最大剂量8，40例患者中治愈26例，有效12例，治愈率为52%，有效率为76%。两组有效率的差异无有统计学意义（X2＝2.38，P≥0.05）。
3.2 两组治疗前后PANSS评分比较，见表-1。由表-1可见在治疗第二周末与治疗前比较PANSS评分已经有明显减少（p＜0.05），至第八周末PANSS减分差异更为显著（p＜0.01），阿立哌唑组与利培酮组在治疗第八周末最终PANSS减分率未见显著差异（p＞0.05）。阿立哌唑组与利培酮组PANSS阴性症状量表评分分别从基线和下降至，分别下降分和分，与基线分的差异均有统计学意义（t=-10.67，-10.11）;（p均=0.000）。
3.3 安全性分析。不良事件发生率。阿立哌唑组与药物相关不良反应发生率为63.17%利培酮组为67.42%。神经系统常见不良反应常见；肌张力增高、静坐不能、震颤。其中阿立哌唑组4例肌张力增高，2例震颤，1例静坐不能；利培酮组9例肌张力增高，5例震颤，7例静坐不能。2例重度不良事件均为利培酮组。
实验室检查：1、血常规检查 阿立哌唑组与利培酮组血常规检查均未见异常。2、生化检查 阿立哌唑组：基线正常20例，治疗8周末ALT值异常7例，最高值63u/l；基线异常5例，治疗8周末ALT最高为101u/l。天冬氨酸转移酶（AST）基线正常，治疗8周末异常者4例，最大值为71u/l，基线异常1例，治疗8周末最大值为98 u/l；利培酮组基线正常28例，治疗8周末ALT异常者7例，最大值为87 u/l，基线异常者2例，治疗8周末最大值为97 u/l；天冬氨酸转移酶（AST）基线正常者28例，治疗8周末异常者4例，最大值为78 u/l，治疗异常者1例，治疗8周末最大值为97 u/l。2心电图 利培酮组与阿立哌唑组治疗8周末心动过速者分别为8例和5例，两组患者均未见PK间期、QRS间期及QT/QTC间期发生有临床意义的改变。3、体质量 在治疗的各个时点阿立哌唑组患者体质量未见有统计学意义的改变；利培酮组从治疗第三周末体质量较基线出现增加，治疗8周末平均体质量增加（1.2±2.5）Kg，与阿立哌唑组相比较有统计学意义，（F=4.382，p＜0.05）。
4 讨论
阿立哌唑时D和5-HT双受体阻滞剂，并部分机动D和5-HT而达到改善精神分裂症阳性和阴性症状。国外对此报道较多。[2][3]
本结果显示，阿立哌唑与利培酮对精神分裂症的总体疗效及对精神分裂症的阳性和阴性症状的改善相当。不论是阿立哌唑还是利培酮对兴奋、激越等阳性症状控制时间都在一周左右，这一点患者家属的接受度稍低。如在治疗的第一周合并苯二氮桌类药物，兴奋、激越症状控制会更快，故对于兴奋、激越症状明显的患者初期治疗最好合并用药，等患者的兴奋、激越症状缓解后再撤药。
阿立哌唑对患者的体质量的影响不明显，利培酮对患者的体质量影响相对阿立哌唑比较明显，结果显示，利培酮组患者血清催乳素水平明显升高，阿立哌唑对患者血清催乳素无明显影响，这一优点很受女性患者的好评，相对于利培酮组，阿立哌唑组出现体重明显增加和月经紊乱的患者很少。
利培酮，阿立哌唑对患者的生化指标均有影响，多数患者不需特殊处理，随着服药时间的延长而自动缓解，但这不能作为可以不用生化检查的依据，因为仍有个别患者需要特别注意，以防止重大不良药物副反应的发生。相对于利培酮，阿立哌唑服用更为方便，患者依从性更高，对于防止复发有较好的作用，由于精神疾病的复发是一个复杂的问题，依从性只是影响因素的一个，故其对防止精神疾病复发的作用有待进一步研究。 转贴于 参 考 文 献
[1]Meltzer HY，Li z， kaneda Y，et al，serotonin receptors: their key role in drugs to treat schizophrenia.Prog Neuropsychopharmacol Biol Psychiatry， 2003， 27: 1159-1172.
[2]Cassano GB，Fagiolini A， Lattanzi L，et al.Aripiprazole in the treatment of schizophrenia: a consensus report produced by schizophrenia experts in Italy. Clin Drug Inrestig;2007，27:131.
[关键词] 双相I型；躁狂发作；齐拉西酮；奥氮平
[中图分类号] R4 [文献标识码] A [文章编号] 1674-0742（2015）01（b）-0123-03
近年来，非典型抗精神病药已被美国FDA批准用于双相障碍的躁狂发作、混合发作、维持治疗，并且当今世界循证医学说明，心境稳定剂与非典型抗精神病药联合使用来治疗双相障碍I型比单用心境稳定剂治疗效果更好， 特别在预防复发中更是如此[1]。丙戊酸盐联用不同的非典型抗精神病药对双相I型患者躁狂发作时的疗效和安全性比较的报道结果不一，临床上倾向于寻找一种疗效好、更安全的治疗方案。该研究以奥氮平和齐拉西酮作比较，比较两者均联合丙戊酸钠对2011年1月1日―2012年1月1日收治的躁狂发作患者的疗效和安全性，现报道如下。
1 资料与方法
1.1 一般资料
以广州市惠爱医院（广州市精神病医院）住院病房治疗的双相I型躁狂发作患者为研究对象。入组标准：①双相障碍I型患者：经DSM-Ⅳ诊断标准符合双相障碍I型标准；年龄在16-60岁，性别不限；筛选和基线时BRMS评分≥20分；②用随机表法将入组患者随机分成奥氮平组和齐拉西酮组；③两组间的性别、年龄、病程和受教育年限均相匹配；④该研究纳入的被试者均取得家属及患者的同意，签署知情同意书，并通过广州市精神病院伦理委员会的批准。排除标准：①不符合入组标准；②伴有严重或不稳定躯体疾病、脑器质性疾病、物质滥用或物质依赖者；③对丙戊酸盐、双丙戊酸盐、丙戊酸钠缓释片中任何成分过敏者。共收集120例双相I型躁狂发作病例，随机进入奥氮平治疗组和齐拉西酮治疗组，其中奥氮平组61例，齐拉西酮组59例，均为汉族，奥氮平组平均年龄27.9岁，齐拉西酮组平均年龄29.1岁，t值为0.60，P值为0.52；奥氮平组平均教育年限12.1年，齐拉西酮组教育年限11.8年，t值为0.53，P值为0.14。基线时，奥氮平组平均躁狂量表总分33.1，齐拉西酮组平均躁狂量表总分30.64，t值为1.84，P值为0.94；奥氮平组血清总胆固醇水平4.59 mmol/L，齐拉西酮组血清总胆固醇水平4.56 mmol/l， t值为0.12，p值为0.70；奥氮平组血清甘油三脂水平1.0 mmol/L，齐拉西酮组血清甘油三脂水平1.11 mmol/l， t值为1.27，P值为0.49；即入组基线水平时两组间的年龄、教育程度、躁狂严重程度、血脂代谢指标等差异无统计学意义。
1.2 研究方案
两组患者丙戊酸钠使用方案相同：即均在治疗基线当天（第0天）使用负荷剂量的丙戊酸钠缓释片（20 mg/kg），然后根据药物反应调节剂量，5 d内调至血药浓度达到80～100 μg/mL，之后维持该剂量至第12周末。奥氮平组患者则联用国产奥氮平片（欧兰宁），基线当天（第0天）使用奥氮平10 mg，然后根据药物疗效和不良反应调整剂量，1周内调整剂量至15～20 mg/d，维持至第12周末。齐拉西酮组患者则联用国产齐拉西酮胶囊（思贝格），基线当天（第0天）使用齐拉西酮胶囊40 mg，然后根据药物疗效和副反应调整剂量，1周内调整剂量至120～160 mg/d，维持至第12周末。治疗期间合并药物要求：（1）苯二氮卓类药物可允许用于治疗激越、易激惹、坐立不安、失眠或敌意；（2）氯硝西泮针每日最高剂量不超过4 mg/d（或等效量的其他苯二氮卓类药物）。
1.3 评估指标
对两组患者均严格按统一标准完成相关资料收集，包括基线时治疗4周末、治疗8周末、治疗12周末两组每例患者的疗效指标（用Bech―Rafaelsen躁狂量表总分、CGI临床疗效总评量表评定）、安全性指标（TESS治疗不良反应量表评定、及糖脂代谢相关指标包括患者腰围、身高、体重质量指数、糖化血清蛋白、甘油三酯、胆固醇、高密度脂蛋白和低密度脂蛋白）。全部资料收集完成后建立EXCEL数据库。
1.4 统计方法
采用SPSS13.0软件进行数据分析。计量资料采用t检验和非参数独立样本检验方法，用（x±s）表示，对两组患者的相关指标进行比较分析，α=0.05。
2 结果
2.1 治疗4周末
在治疗第4周末，两组之间躁狂量表总分、临床总体印象量表的疗效因子、疗效指数因子方面的比较差异有统计学意义，奥氮平组的疗效要优于齐拉西酮组。而在不良反应量表中思睡因子分的比较，两组之间差异有统计学意义，奥氮平组的思睡因子分明显高于齐拉西酮组，见表1。
表1 治疗4周末非参数独立样本检验结果（x±s）
2.2 治疗8周末
在治疗第8周末，两组的疗效因子分比较差异有统计学意义，奥氮平组疗效仍优于齐拉西酮组。而在不良反应方面，两组比较差异有统计学意义，奥氮平组的思睡因子分、体重增加因子分、血清总胆固醇水平、低密度脂蛋白胆固醇水平、体重质量指数要显著高于齐拉西酮组，而失眠因子分、震颤因子分、体重减轻因子分方面齐拉西酮组则高于奥氮平组。见表2。
2.3 治疗12周末
在治疗第12周末，两组的疗效因子分比较差异无统计学意义。而在不良反应方面，两组比较差异有统计学意义，奥氮平组的思睡因子分、体重增加因子分、糖化血清蛋白水平、血清总胆固醇水平、低密度脂蛋白胆固醇水平、体重质量指数、腰围要显著高于齐拉西酮组，而震颤因子分、失眠因子分两组间差异无统计学意义，见表3。
3 讨论
近年来，心境稳定剂联合非典型抗精神病药治疗已经成为治疗双相障碍的常规方案[1-2]；有关丙戊酸钠联用齐拉西酮和丙戊酸钠联用奥氮平对双相I型患者躁狂发作时的疗效和安全性比较的研究不足。
有关两组疗效之间的比较，该研究结果显示，尽管在治疗早期，即治疗的4周末和8周末，奥氮平组显示出疗效优于齐拉西酮组（见表1，表2），这与以往有关报道[3]两者疗效相当的结果不一致，这可能与早期奥氮平比齐拉西酮产生的镇静作用强使躁狂发作患者早期兴奋的因子分下降明显有关。但到治疗12周末，即从远期效果观察，齐拉西酮控制双相I型躁狂发作临床症状方面，疗效与奥氮平相当（见表3），两种药物对双相I型躁狂发作均有显著疗效，这与文献报道还是一致的[4]，提示在临床上对双相I型躁狂发作症状的控制，不是简单让患者睡得好就行，而还应关注到药物对机体其它多个位点的相关效应。
有关安全性之间的比较，该研究结果显示，在整个治疗过程始末，奥氮平组引起的思睡因子分一直高于齐拉西酮组（见表1，表2，表3）；而治疗8周末齐拉西酮组的失眠因子分（8周末，齐拉西酮组（0.37±0.1），奥氮平组（0.11±0.2），P=0.006）、震颤因子分（8周末，齐拉西酮组（0.39±0.2），奥氮平组（0.15±0.1），P=0.011）均高于奥氮平组，提示齐拉西酮组的镇静作用比奥氮平组轻，也是该研究中治疗初期齐拉西酮组疗效稍逊于奥氮平组的可能因素之一；而齐拉西酮早期引起的锥体外系反应高于奥氮平组，但远期发生率与奥氮平组相当[5]。国内外相似[6-7]的研究均发现奥氮平在控制急性期症状上有一定优势， 甚至可以作为情绪稳定剂而单独使用。该研究最突出的结论是，自治疗8周末开始，奥氮平组引起的体重增加、总胆固醇水平升高、低密度脂蛋白胆固醇水平升高、体重质量指数的升高等均远远超过齐拉西酮组，并且治疗12周末后奥氮平组的腰围和糖化血清蛋白水平超过齐拉西酮组，两组比较差异有统计学意义（表2，表3）；提示奥氮平组对患者代谢综合征发生风险远远高于齐拉西酮组，这再次在临床中验证了以往的研究结论。从长远观测角度看，奥氮平组可能产生的代谢综合征的风险也远远高于齐拉西酮，这将给患者将来增加了心脑血管病、代谢性疾病的风险[7-8]。研究提示，临床药物治疗时应当警惕，患者从精神疾病痛苦走出来了，却又踩进了躯体疾病的泥沼。
该研究的结论提示在临床治疗双相I型躁狂发作患者的非典型抗精神病药物选择方面，既要考虑到疗效因素，又要顾及到安全性因素，既帮助患者减轻疾病症状带来的痛苦，又可以让患者远期的生活质量得到尽可能地提高。
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关键词：有效市场假说 周末效应 收益率 波动性
周末效应，又周日效应，顾名思义，就是指股票的收益与风险在周内各交易日表现出不同的特征。国外的研究比较早，cross(1973年)、french(1980年)、gibbons和hess(1981年)对美国纽约股票市场研究发现，周一股票的平均收益率显著为负值，且比同周内其他交易日都低；周五的收益率比其他交易日都高，且风险相对较小，即存在周末效应。随后jaffe和westerfield等又对欧洲和亚洲新兴的股票市场进行研究分析，同样发现澳大利亚、瑞士、中国香港、中国台湾、韩国、菲律宾、新加坡、马来西亚的股票市场显著表现出周末效应，只是最低的平均收益率不是发生在周一而是周二。关于我国上海和深圳股市是否存在周末效应，国内不少学者也进行了研究，认为我国沪深两市和其他新兴市场一样，存在显著的周末效应：周五的平均收益率大于周内其他交易日，而风险最小；周二的平均收益率小于周内其他交易日，风险却是最大。但是，1998年12月29日《证券法》正式颁布，标志着中国股票市场结束试点，正式进入规范发展的新阶段，对规范上市公司行为、保护投资者利益、规范证券市场制度有极为深远的影响，是一个长期性的信息。《证券法》的颁布是我国证券发展史上的一个里程碑，其出台的前后市场特征是明显有差别的，因此本文着重研究《证券法》出台后我国股市的周末效应现象，主要考虑两个方面的问题，即是否还存在周末效应？如果存在的话，是否仍表现为显著为负的“周二效应”和显著为正的“周五效应”？
周末效应的描述性统计分析
考虑到《证券法》的颁布时间，本文所选取的数据是1999年1月4日——2004年8月27日的每日收盘价，上海股市以上证a股指数（股票代码000002）为考察对象，深圳股市以成份a股指数（股票代码399002）为考察对象，所有的历史数据都来源于“证券之星”网站（http://quote.stockstar.com）的历史数据库。收益率采用指数法计算，即股票收益率
pt
rt=100*ln(——)，
pt-1
因为当rt很小时，指数收益率与百分比收益率相差很小，几乎相等，且指数收益率具有简单相加性，只要将各期的收益率相加就可计算连续几期的收益率。
对表1的描述统计量初步分析显示：
两市从总体上比较，沪市的平均收益率较大，风险较小；沪市收益率的平均值小于中值，有点向左偏斜；而深市收益率的平均值大于中值，有点向右偏斜。
沪市中，负收益率出现在周一、四、五，正收益率出现在周二、三。其中周一收益率的均值是一周内最低的，标准偏差是最大的；周二的平均收益率是周内各交易日中最高的，标准偏差相对较小，低于收益率同样为正的周三；有趣的是，周五的平均收益率为负值，且是负收益率中最大的，标准偏差却是周内各交易日中最小的。因此，沪市周一的收益率比较符合周末效应的特征“收益率最小，风险最大”，初步说明负的“周一效应”较显著；不能说明存在明显的“周二效应”和“周五效应”，但表明存在一定程度正的“周二效应”和负的“周五效应”，这与以往的学者研究结果正好相反。
深市周内各交易日的收益率与风险分布，与沪市的特征差不多，只是显著性稍微差一点。周一、四、五的收益率也为负值，周二、三的收益率为正值；周一的平均收益率最低，波动性最大；而周三的平均收益率最高，周五的波动性最小。因此，深市也可以初步认为存在较显著的负的“周一效应”，一定程度上存在正的“周二效应”和负的“周五效应”(收益与风险的对比见图1和图2)。
以上分析表明：上海股市和深圳股市在一定程度上都缺乏对信息反映的有效性，且上海的有效程度低于深圳。
周末效应的标准偏差分析
建立检验假设h0:σi=σ0（i=1,2,3,4,5，其中0表示总体），即检验周内各交易日的标准偏差与整体收益率的标准偏差是否存在显著差异，也就是检验各交易日与市场整体的风险是否一致。
从表2的检验结果可以看出，各交易日的风险与市场整体的风险一致性检验时，沪深两市的周一、五均拒绝原假设，其他三个交易日均接受原假设。这说明周一、五的风险与市场风险整体上并不一致，周一的风险偏大，周五的风险偏小；而周二、三、四的风险与市场整体风险的一致性表现显著。
进一步检验各交易日之间的标准偏差是否显著相等h0:σi=σj(i，j＝1,2,3,4,5)，从检验结果的p值(见表2)可以看出，在显著水平α=5%下，沪市的周一、五的波动性显著不同于其它各交易日，周四的波动性与其他各交易日也存在差异，但显著性没有周一、五明显；深市的周五的波动性明显不同于其他交易日，周一的波动性与周二、三、五存在显著差异，而与周四差异性不显著。
因此，f方差检验的结论是：周内的各交易日中，周一的风险最大，周五的风险最小。
周末效应的均值分析
提出待检假设h0:μi=μ0（i=1,2,3,4,5），即检验周内各交易日的收益率均值是否与整体收益率的均值相等，也就是检验各交易日的平均收益率与整体收益率是否存在显著差异。
t检验结果可知，在5%的显著性检验水平下，沪深两市中各交易日都接受原假设，即各交易日的平均收益率都与整体收益率之间的差异不显著。进一步检验各交易日之间的平均收益率是否存在显著差异h0:σi=σj（i，j＝1,2.,3,4,5），从均值t检验的p值（见表3）可知：在5%的显著水平下，都接受各交易日收益率均值显著相等的假设。因此t检验认为：沪深两市中，周内每日的期望收益率之间不存在显著差异，这是我国证券市场有效性提高的表现。
以上实证研究表明：我国股市中，周内各交易日的平均收益率与市场整体收益率一致性显著，各日之间的平均收益率也没有表现出差异性；而周一的波动性偏大，周五的波动性偏小，其他各交易日的风险与市场风险整体上一致。因此本文的结论是：1998年底《证券法》出台以来，我国股市周内各交易日的收益率大致相等，并没有表现出“周末收益率效应”，却存在“周末波动性效应”，即周一波动性大，周五波动性小，且上海股市的“周末波动性效应”比深圳股市的显著。研究中没有发现以上学者所说的负“周二效应”，可能在于：投资者素质提高，投资理性化成份增加，获取信息的渠道增多，尤其是互联网在中国的飞速发展；《证券法》颁布后，证券市场监管力度增强，上市公司披露的信息量增多、及时性提高、虚假性有所减少等。从而，我国股市周一波动性最大，类似于西方发达国家的股票市场，而不是滞后到周二才发生较大的波动。本人认为这是我国证券市场成熟化的表现，虽然这种周末效应仍有悖于roberts的市场有效假说。
参考文献：
1.郑振农，汪孔亮，陈蓉，李建斌.中国证券发展简史[m].北京：经济科学出版社，2000
2.戴国强，陆蓉.中国股票市场的周末效应[j].金融研究，1999(4)
关键词：有效市场假说周末效应收益率波动性
周末效应，又周日效应，顾名思义，就是指股票的收益与风险在周内各交易日表现出不同的特征。国外的研究比较早，Cross(1973年)、French(1980年)、Gibbons和Hess(1981年)对美国纽约股票市场研究发现，周一股票的平均收益率显著为负值，且比同周内其他交易日都低；周五的收益率比其他交易日都高，且风险相对较小，即存在周末效应。随后Jaffe和Westerfield等又对欧洲和亚洲新兴的股票市场进行研究分析，同样发现澳大利亚、瑞士、中国香港、中国台湾、韩国、菲律宾、新加坡、马来西亚的股票市场显著表现出周末效应，只是最低的平均收益率不是发生在周一而是周二。关于我国上海和深圳股市是否存在周末效应，国内不少学者也进行了研究，认为我国沪深两市和其他新兴市场一样，存在显著的周末效应：周五的平均收益率大于周内其他交易日，而风险最小；周二的平均收益率小于周内其他交易日，风险却是最大。但是，1998年12月29日《证券法》正式颁布，标志着中国股票市场结束试点，正式进入规范发展的新阶段，对规范上市公司行为、保护投资者利益、规范证券市场制度有极为深远的影响，是一个长期性的信息。《证券法》的颁布是我国证券发展史上的一个里程碑，其出台的前后市场特征是明显有差别的，因此本文着重研究《证券法》出台后我国股市的周末效应现象，主要考虑两个方面的问题，即是否还存在周末效应？如果存在的话，是否仍表现为显著为负的“周二效应”和显著为正的“周五效应”？
周末效应的描述性统计分析
考虑到《证券法》的颁布时间，本文所选取的数据是1999年1月4日——2004年8月27日的每日收盘价，上海股市以上证A股指数（股票代码000002）为考察对象，深圳股市以成份A股指数（股票代码399002）为考察对象，所有的历史数据都来源于“证券之星”网站的历史数据库。收益率采用指数法计算，即股票收益率
pt
Rt=100*LN(——)，
Pt-1
因为当Rt很小时，指数收益率与百分比收益率相差很小，几乎相等，且指数收益率具有简单相加性，只要将各期的收益率相加就可计算连续几期的收益率。
对表1的描述统计量初步分析显示：
两市从总体上比较，沪市的平均收益率较大，风险较小；沪市收益率的平均值小于中值，有点向左偏斜；而深市收益率的平均值大于中值，有点向右偏斜。
沪市中，负收益率出现在周一、四、五，正收益率出现在周二、三。其中周一收益率的均值是一周内最低的，标准偏差是最大的；周二的平均收益率是周内各交易日中最高的，标准偏差相对较小，低于收益率同样为正的周三；有趣的是，周五的平均收益率为负值，且是负收益率中最大的，标准偏差却是周内各交易日中最小的。因此，沪市周一的收益率比较符合周末效应的特征“收益率最小，风险最大”，初步说明负的“周一效应”较显著；不能说明存在明显的“周二效应”和“周五效应”，但表明存在一定程度正的“周二效应”和负的“周五效应”，这与以往的学者研究结果正好相反。
深市周内各交易日的收益率与风险分布，与沪市的特征差不多，只是显著性稍微差一点。周一、四、五的收益率也为负值，周二、三的收益率为正值；周一的平均收益率最低，波动性最大；而周三的平均收益率最高，周五的波动性最小。因此，深市也可以初步认为存在较显著的负的“周一效应”，一定程度上存在正的“周二效应”和负的“周五效应”(收益与风险的对比见图1和图2)。
以上分析表明：上海股市和深圳股市在一定程度上都缺乏对信息反映的有效性，且上海的有效程度低于深圳。
周末效应的标准偏差分析
建立检验假设H0:σi=σ0（i=1,2,3,4,5，其中0表示总体），即检验周内各交易日的标准偏差与整体收益率的标准偏差是否存在显著差异，也就是检验各交易日与市场整体的风险是否一致。
从表2的检验结果可以看出，各交易日的风险与市场整体的风险一致性检验时，沪深两市的周一、五均拒绝原假设，其他三个交易日均接受原假设。这说明周一、五的风险与市场风险整体上并不一致，周一的风险偏大，周五的风险偏小；而周二、三、四的风险与市场整体风险的一致性表现显著。
进一步检验各交易日之间的标准偏差是否显著相等H0:σi=σj(i，j＝1,2,3,4,5)，从检验结果的P值(见表2)可以看出，在显著水平α=5%下，沪市的周一、五的波动性显著不同于其它各交易日，周四的波动性与其他各交易日也存在差异，但显著性没有周一、五明显；深市的周五的波动性明显不同于其他交易日，周一的波动性与周二、三、五存在显著差异，而与周四差异性不显著。
因此，F方差检验的结论是：周内的各交易日中，周一的风险最大，周五的风险最小。
周末效应的均值分析
提出待检假设H0:μi=μ0（i=1,2,3,4,5），即检验周内各交易日的收益率均值是否与整体收益率的均值相等，也就是检验各交易日的平均收益率与整体收益率是否存在显著差异。
t检验结果可知，在5%的显著性检验水平下，沪深两市中各交易日都接受原假设，即各交易日的平均收益率都与整体收益率之间的差异不显著。进一步检验各交易日之间的平均收益率是否存在显著差异H0:σi=σj（i，j＝1,2.,3,4,5），从均值t检验的P值（见表3）可知：在5%的显著水平下，都接受各交易日收益率均值显著相等的假设。因此t检验认为：沪深两市中，周内每日的期望收益率之间不存在显著差异，这是我国证券市场有效性提高的表现。
以上实证研究表明：我国股市中，周内各交易日的平均收益率与市场整体收益率一致性显著，各日之间的平均收益率也没有表现出差异性；而周一的波动性偏大，周五的波动性偏小，其他各交易日的风险与市场风险整体上一致。因此本文的结论是：1998年底《证券法》出台以来，我国股市周内各交易日的收益率大致相等，并没有表现出“周末收益率效应”，却存在“周末波动性效应”，即周一波动性大，周五波动性小，且上海股市的“周末波动性效应”比深圳股市的显著。研究中没有发现以上学者所说的负“周二效应”，可能在于：投资者素质提高，投资理性化成份增加，获取信息的渠道增多，尤其是互联网在中国的飞速发展；《证券法》颁布后，证券市场监管力度增强，上市公司披露的信息量增多、及时性提高、虚假性有所减少等。从而，我国股市周一波动性最大，类似于西方发达国家的股票市场，而不是滞后到周二才发生较大的波动。本人认为这是我国证券市场成熟化的表现，虽然这种周末效应仍有悖于Roberts的市场有效假说。
参考文献：
1.郑振农，汪孔亮，陈蓉，李建斌.中国证券发展简史[M].北京：经济科学出版社，2000
2.戴国强，陆蓉.中国股票市场的周末效应[J].金融研究，1999(4)
关键词：有效市场假说周末效应收益率波动性
周末效应，又周日效应，顾名思义，就是指股票的收益与风险在周内各交易日表现出不同的特征。国外的研究比较早，Cross(1973年)、French(1980年)、Gibbons和Hess(1981年)对美国纽约股票市场研究发现，周一股票的平均收益率显著为负值，且比同周内其他交易日都低；周五的收益率比其他交易日都高，且风险相对较小，即存在周末效应。随后Jaffe和Westerfield等又对欧洲和亚洲新兴的股票市场进行研究分析，同样发现澳大利亚、瑞士、中国香港、中国台湾、韩国、菲律宾、新加坡、马来西亚的股票市场显著表现出周末效应，只是最低的平均收益率不是发生在周一而是周二。关于我国上海和深圳股市是否存在周末效应，国内不少学者也进行了研究，认为我国沪深两市和其他新兴市场一样，存在显著的周末效应：周五的平均收益率大于周内其他交易日，而风险最小；周二的平均收益率小于周内其他交易日，风险却是最大。但是，1998年12月29日《证券法》正式颁布，标志着中国股票市场结束试点，正式进入规范发展的新阶段，对规范上市公司行为、保护投资者利益、规范证券市场制度有极为深远的影响，是一个长期性的信息。《证券法》的颁布是我国证券发展史上的一个里程碑，其出台的前后市场特征是明显有差别的，因此本文着重研究《证券法》出台后我国股市的周末效应现象，主要考虑两个方面的问题，即是否还存在周末效应？如果存在的话，是否仍表现为显著为负的“周二效应”和显著为正的“周五效应”？
周末效应的描述性统计分析
考虑到《证券法》的颁布时间，本文所选取的数据是1999年1月4日——2004年8月27日的每日收盘价，上海股市以上证A股指数（股票代码000002）为考察对象，深圳股市以成份A股指数（股票代码399002）为考察对象，所有的历史数据都来源于“证券之星”网站（）的历史数据库。收益率采用指数法计算，即股票收益率
pt
Rt=100*LN(——)，
Pt-1
因为当Rt很小时，指数收益率与百分比收益率相差很小，几乎相等，且指数收益率具有简单相加性，只要将各期的收益率相加就可计算连续几期的收益率。
对表1的描述统计量初步分析显示：
两市从总体上比较，沪市的平均收益率较大，风险较小；沪市收益率的平均值小于中值，有点向左偏斜；而深市收益率的平均值大于中值，有点向右偏斜。
沪市中，负收益率出现在周一、四、五，正收益率出现在周二、三。其中周一收益率的均值是一周内最低的，标准偏差是最大的；周二的平均收益率是周内各交易日中最高的，标准偏差相对较小，低于收益率同样为正的周三；有趣的是，周五的平均收益率为负值，且是负收益率中最大的，标准偏差却是周内各交易日中最小的。因此，沪市周一的收益率比较符合周末效应的特征“收益率最小，风险最大”，初步说明负的“周一效应”较显著；不能说明存在明显的“周二效应”和“周五效应”，但表明存在一定程度正的“周二效应”和负的“周五效应”，这与以往的学者研究结果正好相反。
深市周内各交易日的收益率与风险分布，与沪市的特征差不多，只是显著性稍微差一点。周一、四、五的收益率也为负值，周二、三的收益率为正值；周一的平均收益率最低，波动性最大；而周三的平均收益率最高，周五的波动性最小。因此，深市也可以初步认为存在较显著的负的“周一效应”，一定程度上存在正的“周二效应”和负的“周五效应”(收益与风险的对比见图1和图2)。
以上分析表明：上海股市和深圳股市在一定程度上都缺乏对信息反映的有效性，且上海的有效程度低于深圳。
周末效应的标准偏差分析
建立检验假设H0:σi=σ0（i=1,2,3,4,5，其中0表示总体），即检验周内各交易日的标准偏差与整体收益率的标准偏差是否存在显著差异，也就是检验各交易日与市场整体的风险是否一致。
从表2的检验结果可以看出，各交易日的风险与市场整体的风险一致性检验时，沪深两市的周一、五均拒绝原假设，其他三个交易日均接受原假设。这说明周一、五的风险与市场风险整体上并不一致，周一的风险偏大，周五的风险偏小；而周二、三、四的风险与市场整体风险的一致性表现显著。
进一步检验各交易日之间的标准偏差是否显著相等H0:σi=σj(i，j＝1,2,3,4,5)，从检验结果的P值(见表2)可以看出，在显著水平α=5%下，沪市的周一、五的波动性显著不同于其它各交易日，周四的波动性与其他各交易日也存在差异，但显著性没有周一、五明显；深市的周五的波动性明显不同于其他交易日，周一的波动性与周二、三、五存在显著差异，而与周四差异性不显著。
因此，F方差检验的结论是：周内的各交易日中，周一的风险最大，周五的风险最小。
周末效应的均值分析
提出待检假设H0:μi=μ0（i=1,2,3,4,5），即检验周内各交易日的收益率均值是否与整体收益率的均值相等，也就是检验各交易日的平均收益率与整体收益率是否存在显著差异。
t检验结果可知，在5%的显著性检验水平下，沪深两市中各交易日都接受原假设，即各交易日的平均收益率都与整体收益率之间的差异不显著。进一步检验各交易日之间的平均收益率是否存在显著差异H0:σi=σj（i，j＝1,2.,3,4,5），从均值t检验的P值（见表3）可知：在5%的显著水平下，都接受各交易日收益率均值显著相等的假设。因此t检验认为：沪深两市中，周内每日的期望收益率之间不存在显著差异，这是我国证券市场有效性提高的表现。
以上实证研究表明：我国股市中，周内各交易日的平均收益率与市场整体收益率一致性显著，各日之间的平均收益率也没有表现出差异性；而周一的波动性偏大，周五的波动性偏小，其他各交易日的风险与市场风险整体上一致。因此本文的结论是：1998年底《证券法》出台以来，我国股市周内各交易日的收益率大致相等，并没有表现出“周末收益率效应”，却存在“周末波动性效应”，即周一波动性大，周五波动性小，且上海股市的“周末波动性效应”比深圳股市的显著。研究中没有发现以上学者所说的负“周二效应”，可能在于：投资者素质提高，投资理性化成份增加，获取信息的渠道增多，尤其是互联网在中国的飞速发展；《证券法》颁布后，证券市场监管力度增强，上市公司披露的信息量增多、及时性提高、虚假性有所减少等。从而，我国股市周一波动性最大，类似于西方发达国家的股票市场，而不是滞后到周二才发生较大的波动。本人认为这是我国证券市场成熟化的表现，虽然这种周末效应仍有悖于Roberts的市场有效假说。
参考文献：
1.郑振农，汪孔亮，陈蓉，李建斌.中国证券发展简史[M].北京：经济科学出版社，2000
2.戴国强，陆蓉.中国股票市场的周末效应[J].金融研究，1999(4)
1、材料工作
期初，及时制定班级工作计划与工作安排日程表，计划应有具体工作内容、有具体落实措施。期末，写好班级工作总结，总结应归列出与计划相应的各项工作完成情况。完成班主任工作手册填写：包括班会课教案，谈话记录（每学期应不少于半数）等。每学期至少召开一次家长会，要有材料。期末一并上交。每缺一项扣5分。由考核组考核评分。
2、家访工作
班主任要定期家访，每学期家访次数不少于学生人数的四分之一，考核以调查学生家访记录薄为准，完成任务的得20分。
3、班队会
班主任要定期召开主题班会，全学期不得少于6次，以主题班会记录和调查学生为准，完成任务的得18分，每次3分。
4、班级常规管理工作
班级常规管理工作包括：班级的纪律、卫生、两操、升旗、教育活动及班风和学风等方面的建设。班级常规检查工作（100分）由学生检查（30分）、校门检查（20分）、行政值日（50分）三大块组成。
（1）、自行车的停放必须整齐、上锁，升旗或集会，班主任要按学校要求，按时到校，组织本班学生到指定地点集合，督查做操。学生检查，认真做好记录。详见学生统计表。
（2）、校门检查：胸卡、学生证的佩戴，奇装异服，迟到，早退，校内骑车，上下学带书包等等。由值周教师负责检查。
（3）、行政值日：班级纪律，卫生，饮水机及灯控，值星，出勤等。详见行政值日记载表。
每周统计，周一公布。
5、财产管理
开学初，由学校组织人员对各班财产进行登记评估，期末组织人员进行检查，如果没有人为损坏，每班发财产管理费50元，如果有人为损坏的，50元内照原价扣除，扣完为止。每损坏一件（次）扣3分。
6、收费
班主任学期初及时收缴学杂费、代管费等费用。收到学费、代管费必须及时开收据交到交费人手中。按规定时间结清的一次性奖励150元。超过规定时间结清的不再奖励。超过期限的，每推迟一个月每人次扣10分。学生就餐费每月按时上交结清。逾期没结清的每月每生扣5分。其它有关费用期末必须与总务处结清。期末由考核组考核评分。
7、加分因素
（1）、班级文化成绩：期末由教导处分年级算出各班文化成绩，
按年级按名次各加20、15、10、5分。（初
一、初二只取四名）。
（2）、体育：运动会各年级团体总分
一、
二、三名分别加8、5、3分，参与活动1分。
（3）、各类活动：平时各项竞赛活动累计名次年级前三名各加5、3、2分，参与活动1分。凡班级成员或集体由于好人好事或开展活动受到校级（含校级）以上特别表彰（有行文决定或奖状）的每一次加5分；班主任工作总结（或班级管理方面的论文）在市、区论文评比或在正规教育刊物上发表加5分；参加市、区级以上文体活动获奖的学生所在班级加5分，其它特殊情况由分管领导报校长室研究决定。
8、减分因素
（1）、凡出现学生重大违纪或给学校声誉造成不良影响，受到校级（含校级）以上处分的班级，一次性扣10分。
（2）、严格控制流生率。如出现流生，1人扣10分。
（3）、拒绝服从学校工作安排一次扣10分。
（4）、其他违规现象根据情况扣分。
二、指导思想：
为进一步推进素质教育，加强班主任队伍建设，明确班级管理职责，完善班主任考核制度，引入竞争激励机制，实行科学化、规范化、制度化管理，最大限度的调动班主任工作的积极性和创造性，充分发挥班主任在学校教育教学工作中的作用
三、期末综合考核。
1、期末算出综合总得分。
2、奖励措施：
（1）、根据综合得分高低按年级组进行评比，每个年级组设一等奖1名，二等奖1名，三等奖2名（初
一、财务风险预警系统综述
企业财务风险预警系统是指通过全面分析企业内部经营和外部环境各种资料，对企业的财务危机状态进行监测，并建立相应的数学化分析模型，以财务指标数据形式将企业面临的潜在危险预先告知经营者，同时寻找财务危机发生的原因和企业财务管理中存在的问题，使经营者及早采取相应措施加以防范的管理体系。主要具有以下功能：
1、预报功能。即跟踪上市公司的生产经营过程, 将上市公司生产经营的实际情况同上市公司预定的目标、计划、标准进行对比, 对上市公司营运状况做出预测, 找出偏差, 进行核算、考核, 从中发现产生偏差的原因或存在的问题。当危害上市公司的财务关键因素出现之时, 可以进行预报, 让上市公司经营者早日寻求对策, 以减少财务损失。
2、诊断功能。即根据跟踪、预报的结果对比分析, 运用现代管理技术、诊断技术对上市公司营运状况的优劣做出判断, 找出上市公司运行中的弊端及其病根之所在。
3、预控功能。即通过预报、诊断, 判断上市公司存在的弊病, 找出病根后,应对症下药, 预控上市公司营运中的偏差或过失, 消除隐患, 使上市公司及时回复到正常运转的轨道。
4、保健功能。即通过预警分析, 上市公司能系统而详细地记录财务风险发生的缘由、处理经过解除危机的各项措施, 以及处理反馈与改进建议, 作为未来类似情况的前车之鉴。这样, 将上市公司纠正偏差与过失的一些经验、教训转化成上市公司管理活动的规范, 以免重犯同样或类似的错误, 不断增强上市公司防范财务风险的能力。
二、财务风险预警系统的模型比较
市场经济的瞬变性和不可准确预见性，加之决策者决策水平的影响，促使上市公司必须卓有成效地规避和防范各种风险因素，否则势必使企业的未来发展陷入严重的危机境地。由于诱发财务危机的各种因素，都将直接或间接地在资金运动的晴雨表――一些敏感性财务指标值的变化上体现出来，因此通过观察这些敏感性财务指标的优劣变化，建立相应的预测模型，便可以对上市公司的财务危机发挥预警作用。
1、单变量判定模型
最早研究公司失败问题的是美国的威廉比佛，他通过比较研究1954-1964年期间的79家失败企业和相同数量、相同资产规模的成功企业提出了单变量预警模型，并提出了几个预测财务失败的比率：
债务保障率=现金流量/债务总额×100%；
资产收益率=净收益/资产总额×100%；
资产负债率=负债总额/资产总额×100%；
资产安全率=资产变现率－资产负债率×100%。
他首先以单变量分析法发展出财务危机预警模型，使用五个财务比率分别作为变量对79家经营未失败公司和79家经营失败公司进行一元判定预测，发现债务保障率预测的效果最好，资产收益率次之，在失败的前五年可达70%以上的预测能力，失败前一年更可达87%的正确区别率。其中，“现金流量”来自“现金流量表”的三种现金流量之和，除现金外还充分考虑了资产变现力，同时结合了企业销售和利润的实现及生产经营状况的综合分析，这个比率用总负债作为基数，是考虑到长期负债与流动负债的转化关系，但是总负债只考虑了负债规模，而没有考虑负债的流动性，即企业的债务结构，因此对一些因短期偿债能力不足而出现危机的企业存在很大的误判性。
2、Z 计分模型
最早运用多变量区别分析法探讨公司财务危机预测问题的是另一位美国学者奥曼（Altlan,1968）。他将若干变量合并入一个函数方程：
Z＝0.012 X1＋0.014 X2＋0.033 X3＋0.006 X4＋0.999 X5其中：
X1＝（期末流动资产－期末流动负债）／期末总资产
X2＝期末留存收益／期末总资产
X3＝息税前利润／期末总资产
X4＝期末股东权益的市场价值／期末总负债
X5＝本期销售收入／总资产
X1 为营运资本／资产总额，反映了企业资产的折现能力和规模特征。营运资本是企业的劳动对象，具有周转速度快，变现能力强，项目繁多，性质复杂，获利能力高，投资风险小等特点。一个企业营运资本的持续减少，往往预示着企业资金周转不灵或出现短期偿债危机。
X2反映了企业的累积获利能力。期末留存收益是由企业累积税后利润而形成，对于上市公司，留存收益是指净利润减去全部股利的累积余额。一般说来，新企业收益较少，因此相对于老企业来说X2 较小，而财务失败的风险较大。
X3即EBIT／资产总额，可称为总资产息税前利润率，而我们通常所用的总资产息税前利润率为EBIT／平均资产总额，分母间的区别在于平均资产总额避免了期末大量购进资产时使X3降低，不能客观反映一年中资产的获利能力。EBIT 是指扣除债务利息与所得税之前的正常业务利润（包括对外投资收益），不包括非正常项目、中断营业和特别项目以及会计原则变更的累积前期影响而产生的收支净额。原因在于，由负债与资本支持的项目一般属于正常业务范围，因此，计算总资产利润率时以正常业务经营的息税前利润为基础，有利于考核债权人及所有者投入企业的资本的使用效益。该指标主要是从企业各种资金来源（包括所有者权益和负债）的角度对企业资产的使用效益进行评价的，通常是反映企业财务失败的最有力依据之一。
X4测定的是财务结构，分母为流动负债、长期负债的账面价值之和；分子以股东权益的市场价值取代了账面价值，因而对公认的、影响企业财务状况的产权比率进行了修正，使分子能客观地反映公司价值的大小。对于上市公司，分子应该是：“期末未流通的股票账面价值＋流通股票期末市价×流通股股份数”。 X4 的分子是一个较难确定的参数，尤其对于股权结构较复杂的企业。
X5为总资产周转率，企业总资产的营运能力集中反映在总资产的经营水平上，因此，总资产周转率可以用来分析企业全部资产的使用效率。如果企业总资产周转率高，说明企业利用全部资产进行经营的成果好，效率高；反之，如果总资产周转率低，则说明企业利用全部资产进行经营活动的成果差，效率低，最终将影响企业的获利能力。Z 分数模型从企业的资产规模、折现能力、获利能力、财务结构、偿债能力、资产利用效率等方面综合反映了企业财务状况，进一步推动了财务预警的发展。奥曼教授通过对Z 分数模型的研究分析得出：Z 值越小，该企业遭受财务危机的可能性就越大。企业的Z 值的临界值为1.8，Z分数模型具体判断标准是：当Z大于等于3.0时，财务危机的可能性很小；当Z大于等于2.8小于等于2.9时，有财务危机的可能性；当Z大于等于1.8小于等于2.7时，财务危机的可能性很大；当Z小于等于1.8时，财务危机的可能性非常大。
3、F 分数模型
由于Z 分数模式在建立时并没有充分考虑到现金流量的变动等方面的情况，因而具有一定的局限性。为此，有学者拟对Z 分数模型加以改造，并建立其财务危机预测的新模式――F 分数模型。F 分数模型的主要有以下三个特点特点：
第一，F 分数模型加入现金流量这一预测自变量。许多专家证实现金流量比率是预测公司破产的有效变量，因此它弥补了Z 分数模型的不足。
第二，本模型考虑到了现代化公司财务状况的发展及其有关标准的更新。比如公司所应有的财务比率标准已发生了许多变化，特别是现金管理技术的应用，已使公司所应维持的必要的流动比率大为降低。
第三，本模型使用的样本更加扩大。其使用了Compustat PC Plus 会计数据库中1990年以来的4160 家公司的数据进行了检查；而Z 分数模型的样本仅为66 家（3 家破产公司及33 家非破产公司）。
F 分数模型如下：
F＝－0.1774＋1.1091 X1＋0.1074 X2＋1.9271 X3＋0.0302 X4＋0.4961 X5
其中：X1、X2 及X4 与Z 分数模型中的X1、X2 及X4相同，这里不再进行分析。
X1＝（期末流动资产－期末流动负债）／期末总资产
X2＝期未留存收益／期末总资产
X3＝（税后纯收益＋折旧）／平均总负债
X4＝期末股东权益的市场价值／期末总负债
X5＝（税后纯收益＋利息＋折旧）／平均总资产
F 分数模型中的五个自变量的选择是基于财务理论，其临界点为0.0274；若某一特定的F 分数低于0.0274，则将被预测为破产公司；反之，若F 分数高于0.0274，则公司将被预测为继续生存公司。
三、运用财务风险预警系统模型应注意的问题
一些现实问题将会影响财务风险预警系统模型的实用性，应当引起我们的充分重视。
1、会计信息的失真问题
几乎所有的财务预警模型都是以企业财务报表所提供的信息来进行构建的，若财务预警模型所采用的信息都不真实可靠，那也无从谈起模型预测的真实性与可靠性了。随着我国证券市场的发展，市场已开始由“脱离业绩炒个股”的状态向注重公司业绩的投资理念转变，投资者会越来越关注披露的会计信息。因此，会计信息的失真将误导投资者的决策，从而损害证券市场的资源优化配置功能。虽然近年来我国财会界乃至整个经济界对会计信息失真的原因和解决办法从各个层面做了分析研究，并提出了多种应对措施，但就总体而言，会计信息失真的状况尚未从根本上得到遏制。
2、行业的差异化
行业的差异化也是影响预警模型有效性的一个重要因素。由于各个行业生产、销售情况都有不同，相应的各个行业的财务状况就有较大的差异性。比如生产周期长的企业其应收账款周转率、存货周转率、利润率具有较大的差异。如果不考虑这些行业固有的差异，硬将所有的行业都使用统一的预警模型，不仅会降低预警模型的正确率，而且也是不现实的。
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