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长征的故事范文1
简述财政政策对股票市场的影响
一，纯粹的市场经济，这种模式下，一切商业活动，一切商品和服务的价格由市场的供求关系来决定。但如果存在市场不灵，比如垄断、倾销、金融危机等情况，市场的灵活性就会失去效益。
二，计划经济。这种模式一个国家所有的需求和供给都由政府来决定，并按份额分配。缺陷是指令太多，经济难以创造效率。
三，混合经济模式。就以市场经济为主，当市场出现不灵的情况下，政府通过改变政策来调控经济的变化。
财政政策对股市有哪些影响?
1、财政政策，主要就是政府的收入和支出。收入上，大部分来源于税收，加上少量的自营项目。支出，主要是对各行业的投资，对有潜力项目的开发，公共设施的建设(修路、建学校等)，社会保障的转移支付等。
当价格水平上涨过快，增加税收可以从某种程度上降低一定的CPI。这对股市而言就是利空，税收增多，人们的可支配性收入就减少了，从而投资于股市的资金就减少。反之减税，则是利好。
而政府的支出上，支出越大，代表某个项目、行业获的资金越多，这是促进经济发展最重要的因素。对股市而言，大资金主力也就有了方向，对股市是利好。反之，支出减少是利空。
政府支出和收入之间如果出现差额，会对国债产声影响。当出现赤字，也就是支出大于收入，政府就发国债来平衡资产负债表。这时候国债就会上升。反之，有盈余，会下降。
2、货币政策。货币政策影响利率、货币供应量、汇率。
当经济出现相对衰退时，或物价大幅下跌时，利润降低，企业生产较少的产品，从而投资减少，国内产出降低。这时降低利率，可以使企业贷款后的还贷压力减小;人们买房积极;利率降低，汇率也降低，净出口也会增多。国内投资增多，从而使刺激经济高速发展，对股市是较大的利好。
如利率上升，汇率也上升，是政府觉得经济过热，短期的紧缩措施，对股市是利空。但在国际市场上，本国 利率上升，那其他国家的货币相对贬值，就会有很多国际热钱投入中国，往往金融地产受益，但这样就会不断产生较大的泡沫，泡沫越大，引发的风险就越大。
宏观政策对股市的影响
一、宏观经济分析
宏观经济运行分析
证券市场历来被看作“国民经济的晴雨表”，是宏观经济的先行指标;宏观经济的走向决定了证券市场的长期趋势。只有把握好宏观经济发展的大方向，才能较为准确的把握证券市场的总体变动趋势、判断整个证券市场的投资价值。宏观经济状况良好，大部分的上市公司经营业绩表现会比较优良，股价也相应有上涨的动力。
为了把握国内宏观经济的发展趋势，投资者有必要对一些重要的宏观经济运行变量给予关注。
A.国内生产总值GDP
国内生产总值是一国(或地区)经济总体状况的综合反映，是衡量宏观经济发展状况的主要指标。通常而言，持续、稳定、快速的GDP增长表明经济总体发展良好，上市公司也有更多的机会获得优良的经营业绩;如果GDP增长缓慢甚至负增长，宏观经济处于低迷状态，大多数上市公司的盈利状况也难以有好的表现。我国经济稳定快速增长，2006年GDP同比增长10.7%;07年一季度GDP同比增长率达到了11.1%。近一两年来，上市公司业绩的快速增长正是处于宏观经济持续向好、工业企业效益整体提升大背景下的增长，中国经济的快速增长为上市公司创造了良好的外部环境。
B.通货膨胀
通货膨胀是指商品和劳务的货币价格持续普遍上涨。通常，CPI(即居民消费价格指数)被用作衡量通货膨胀水平的重要指标。温和的、稳定的通货膨胀对上市公司的股价影响较小;如果通货膨胀在一定的可容忍范围内持续，且经济处于景气阶段，产量和就业都持续增长，那么股价也将持续上升;严重的通货膨胀则很危险，经济将被严重扭曲，货币加速贬值，企业经营将受到严重打击。除了经济影响，通货膨胀还可能影响投资者的心理和预期，对证券市场产生影响。CPI也往往作为政府动用货币政策工具的重要观测指标，今年以来我国CPI高位运行，因此在每月CPI数据公布前后，市场也普遍预期政府将会采取加息等措施来抑制通货膨胀，引发了股市波动。
C.利率
利率对于上市公司的影响主要表现在两个方面：第一，利率是资金借贷成本的反映，利率变动会影响到整个社会的投资水平和消费水平，间接地也影响到上市公司的经营业绩。利率上升，公司的借贷成本增加，对经营业绩通常会有负面影响。第二，在评估上市公司价值时，经常使用的一种方法是采用利率作为折现因子对其未来现金流进行折现，利率发生变动，未来现金流的现值会受到比较大的影响。利率上升，未来现金流现值下降，股票价格也会发生下跌。
D.汇率
通常，汇率变动会影响一国进出口产品的价格。当本币贬值时，出口商品和服务在国际市场上以外币表示的价格就会降低，有利于促进本国商品和服务的出口，因此本币贬值时出口导向型的公司经营趋势向好;进口商品以本币表示的价格将会上升，本国进口趋于减少，成本对汇率敏感的企业将会受到负面影响。当本币升值，出口商品和服务以外币表示的价格上升，国际竞争力相应降低，一国的出口会受到负面影响;进口商品相对便宜，较多采用进口原材料进行生产的企业成本降低，盈利水平提升。
目前，人民币正处于渐进的升值进程中，出口导向型公司特别是议价能力弱的公司盈利前景趋于黯淡，亟待产业升级，提高利润率和产品的国际竞争力;需要进口原材料或者部分生产部件的企业，因其生产成本会有一定程度的下降而受益;国内的投资品行业能够享受升值收益也会受到资金的追捧。人民币小幅升值，房地产、金融、航空等行业将直接受益，而对纺织服装、家电、化工等传统出口导向型行业而言则带来负面影响。
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长征的故事范文2
关键词：股指期货；现货市场；波动性
中图分类号：F830.91文献标识码：A文章编号：1001-6260（2008）03-0086-09
沪深300股指期货的模拟交易已经1年多，我国股指期货的正式推出也箭在弦上，股指期货推出到底会对股票市场的波动性产生什么样的影响，不仅是市场参与者、管理者关注的热点，也受到很多学者的关注。目前关于股指期货对现货市场影响的研究成果大多集中于美国和英国等成熟市场，而对新兴市场的研究还较少。由于日本、韩国与中国为邻，经济息息相关，文化上有互通性，社会心理也有相近性，本研究选取日本的N225指数期货、韩国KOSPI200指数期货和我国台湾地区证交所加权指数TWSE期货作为样本进行实证分析，以期通过发达证券市场和新兴证券市场的经验数据对股指期货推出后现货市场波动性变化进行较为全面的研究。特别是韩国KOSPI200指数期货和我国台湾地区证交所加权指数期货，是目前全球市场交易量很大或增长很快的品种，而它们当时推出股指期货时股票市场的发展状况与我们股票市场目前的实际发展状况比较接近，其实证结果对我们股指期货推出后研究现货市场波动性的变化具有一定的指导作用。
一、相关文献综述
学术界关于股指期货与现货市场波动性关系的研究常常集中于股指期货引入后对现货市场的波动性能否产生影响以及影响程度有多大等相关问题上。在诸多的研究结论中，存在着两种截然不同的观点，一种观点认为股指期货的引入使得现货市场的波动性增加，而另一种观点认为股指期货引入后现货市场的波动性不变或者减少。
Edwards（1988）、Becketti等（1990）、Baldauf等（1991）、Brorsen（1991）及Pericli等（1997）先后对股指期货推出后S&P500股票市场波动性进行了实证研究，得出的结论是股指期货并没有使得现货市场的波动性增加。Brorsen虽然发现引入指数期货后S&P500股票市场的日股价变化的方差发生了变化，但长期指数价格变化的方差没有发生显著变化，说明股指期货对现货市场波动性的影响即使存在也是非常短暂的。Baldauf等使用ARCH模型对S&P500指数的波动性进行了研究，认为指数期货上市对股票市场波动性影响并不显著。Freris（1990）对香港恒生指数期货推出前后的现货市场波动性进行了分析，认为指数期货对股票指数波动没有产生影响。Hodgson等（1991）分析了引进股指期货后澳洲所有普通股指数的波动情况发现，股指期货并没有加大澳洲股市的波动。Gerety等（1991）通过研究道琼斯工业指数期货对股价指数的影响发现，变异比率并无明显改变。Laatsch等（1988）对MMI股票指数期货和构成指数的20只成份股的关系所进行的研究认为，期货交易没有使现货市场波动变大。Lee等（1992）分别研究了美国价值线指数、香港恒生指数、澳洲所有普通股指数、新加坡交易的日经指数和英国的FT-SE100指数期货与相应的现货市场的关系，发现：美国市场中期波动上升，长期并无影响；香港市场的波动短期下降，长期上升；澳洲市场无显著变化；日本市场的波动显著上升；英国市场的波动短中期上升，长期并无影响。Charles等（1997）研究了1978年至1995年世界股票指数期货市场上12种股指期货与股指波动性后显示，推出股指期货后，股指波动性不变的近八成，只有少数股指表现为波动性增加。
Powers（1970）指出，期货市场实质上提高了金融市场的深度，扩大了信息量，现货市场的波动性会相应降低。Stroll等（1988）认为期货市场提高了现货市场的有效性并降低其波动性。Lee等（1992）研究了1984 年至1988年香港恒生指数期货与恒生指数的关系认为，股指期货不但没有增加现货市场的波动性，甚至在某种程度上减小了波动幅度。Bessembinder等（1992）分析了1978年至1989年S&P500指数期货推出前后的情况，发现期货市场的引入使现货市场波动性减小。Robinson（1993）对1980 年至1993年FT-SE100指数的期现货市场的研究表明，引入期货市场后现货市场波动性减小。Antoniou等（1995）利用日收益率数据，对FT-SE100股票指数期货的交易对基础现货市场的波动性的影响进行了研究。他们利用GARCH模型对信息与波动性之间的关系进行了检验。结果表明，期货交易导致了现货市场波动性的增加，但这种波动性并非是市场投机行为扰乱市场所致，而是源于股指期货的引入提高了现货市场信息流的速度与质量。
Cox（1976）认为，由于衍生市场中大量无信息交易者的存在，股指期货使得现货市场波动性增加。Finglewski（1984）也断定期货交易者相比于现货交易者，掌握的信息资源更少，这就会增加股市的波动性。Harris（1989）认为，由于期货市场交易成本相对较低，投资者交易频繁，引发了更多的不确定性并由此增加了现货市场的波动性。指数期货的引入使得现货市场的波动性增加。Damodaran（1990）研究了S&P500指数期货后发现，S&P500成份股的波动有增大的趋势。Lockwood等（1990）对道琼斯工业指数的研究表明，道琼斯工业指数引入后现货市场收益率变异系数上升。Antoniou等（1995） 对FT-SE100指数进行的研究表明，期货市场改善了现货市场的信息传递效率，使得现货市场的信息传递速度和所传递信息的质量增加，并使得股价的波动性增加。
国内学者对这一问题也进行了相关的研究。史美景等（2007）对香港恒生指数H股指期货引入前后现货市场的波动性变化进行了研究，结果发现，在期货和约未上市前，波动性干扰反应在时间上的持续性效果较久，而在股指期货推出之后，其波动性干扰因子的影响反应速度更快，市场波动性降低了。李华等（2006）对日经225指数对现货市场的波动性影响效应进行了研究，发现在股指期货推出之初现货市场的反应较强，波动性较大，之后其波动性逐渐减小。肖辉等（2004）运用高频数据对S＆P500股指与股指期货的日内互动关系所进行的研究发现，股指收益率与股指期货收益率之间存在着即时互动关系，三种波动率度量方法均发现股指期货已实现波动率明显大于股指已实现波动率。这说明股指期货的引入可能对现货市场波动性产生一定的影响。
综上所述，虽然关于股指期货与现货市场波动性关系的实证结论不一，但学术界还是倾向于指数期货的引入并没有导致现货市场波动性增加的观点，即使股票市场的波动性可能有所增加，也只是表现在短期，而且这种短期的波动性增加还可能是由于信息的数量增加和质量提高所致，股指期货其实发挥了稳定股票市场的功能。本文尝试着对这一问题进行实证分析。
二、波动性的检验方法
指数期货的引入与股票市场波动性关系的研究可以从定性和定量两方面来考虑，即：（1）指数期货是否对股票市场的波动性产生了影响；（2）如果存在这种影响，那么这种影响是稳定了基础现货市场，还是加剧了现货市场的不稳定性。在定性上，即指数期货是否对现货市场产生影响这一问题，在股票指数系列服从正态分布的条件下，可以直接通过F检验来进行，但事实上金融时间序列基本上都具有尖峰厚尾、时变方差特征，并不服从正态分布，所以这种方法并不实用。常常使用GARCH模型来对以上问题进行检验。而且，由于信息的基础性要素作用，信息数量和质量的变化往往会影响现货指数价格波动性的变化，使得波动性呈现出时变性特点。对这种波动时变性，可以用GARCH过程建立收益率序列的条件方差模型来处理。常用的GARCH模型如下：
（一）GARCH(p,q)
误差项服从GARCH(p,q)过程的模型如下：
这里，式（1）是条件均值方程，式（2）是条件方差方程，It-1是信息集，p是GARCH项的阶数，q是ARCH项的阶数。GARCH模型要求αi≥0以及βj≥0。
（二）TARCH（p,q）
由于股价下跌过程中的波动性比股价上涨过程中的波动性更大，股票价格对这种信息的反应具有非对称性。对于这种“非对称性”反应，通常可以采用门限ARCH（Threshold ARCH）模型来刻画。
TARCH模型的条件方差模型为：
当γ＜0时，存在杠杆效应；如果γ≠0，则影响是非负的。
正如前面所述，对于股票价格波动性的变化到底是由于期货交易冲击还是由于信息变化所致，可以从定性和定量两个方面来进行分析。定性上来看，从期货交易本身是否对股票市场的波动性产生了影响可以看出问题的本质；如果期货交易的引入确实加剧了股票市场的波动性，则这种波动性可能来源于两个方面：一是对信息的快速反应，二是期货市场对现货市场价格的扰动。因此，可以进一步从定量上来进行区分。为了剔除信息的干扰影响，我们要着重分析，引入期货交易之后信息与波动性之间所存在的关系问题。
对于股指期货是否对股票指数的波动性产生了影响这一定性的问题，我们在条件方差方程中引入了一个哑元变量，在引入期货前值为0，引入期货后值为1。因此式（2）变为：
这里，DF是哑元变量。如果哑元变量具有统计显著性，则表明期货交易的存在对现货市场的波动性产生了影响。类似地，TARCH、EGARCH模型的条件方差模型中也可加入哑元变量。
对于股指期货到底是增加了还是减少了股票市场波动性这一定量问题，我们可以把研究期间划分为引入期货前、后两个子期间。利用GARCH模型分别对两个子期间进行估计，从而可以对引入期货市场前后现货市场的波动性进行比较。
GARCH模型应用的前提是收益率序列是平稳的，因此在进行GARCH建模之前，必须首先对序列进行单位根检验，常用ADF（Agument DickeyFuller）检验。
三、模型的参数估计及分析
（一）样本和数据说明
选取日本、韩国和台湾地区的股指分别为日经平均股价指数N225、汉城加权指数KOSPI200和台湾加权指数TWSE，其股指期货的推出日期分别为1988.7.3、1996.5.3、1998.7.21。
考虑到各指数的上市时间及考察期间的适当性，日本、韩国和台湾地区的样本区间分别设定为1984.1.4―2007.12.28、1990.1.4―2007.12.28和1990.1.3―2007.12.31。利用各股价指数的日收盘数据，通过Rt=log(pt[JB（/]pt-1[JB）])来计算对数收益率。为了检验期货市场的引入对现货市场波动性的影响，针对三种指数收益率序列，我们设置一个哑元变量序列，将引入指数期货前该变量值设为0，引入期货后该值设为1。
交易量的变化能反映市场投资者的参与程度和市场规模的发展变化，因此，我们将期货市场交易量的变化作为期货市场发展阶段划分的依据。按照这三个市场股指期货上市后交易量的变化情况，将三个期货市场划分为初期、发展期、成熟期3个子区间。日本总样本区间划分为：初期1988.7.3―2002.6.7，发展期2002.6.10―2003.3.14，成熟期2003.3.17―2007.12.28。韩国总样本区间划分为：初期1996.5.3―1998.4.27，发展期1998.4.28―2001.6.27，成熟期2001.6.28―2007.12.28。台湾地区总样本区间划分为：初期1998.7.21―2002.12.31，发展期2003.1.2―2004.3.23，成熟期2004.3.24―2007.12.31。
由于期货市场的发展存在阶段性变化，因此为了进一步分析期货市场开设以后，期货市场对现货市场波动性的影响，我们将期货市场的发展划分为起步期、发展期、成熟期三个阶段，通过对不同阶段设置（0,1）哑元变量，检验期货市场的不同发展阶段对现货市场波动性的影响是否发生变化。具体地，针对每一个国家和地区，在期货市场发展的三个阶段，进行两次检验，即期货市场从起步期到发展期的检验（起步期，哑元变量值为0；发展期，值为1），从发展期到成熟期的检验（发展期，哑元变量值为0；成熟期，值为1）。
由于N255、KOSPI200和TWSE指数收益率序列均不服从正态分布，无法直接运用F检验通过正态分布的统计方法检验引入期货后股价指数收益率序列的波动性，只能通过GARCH模型来进行检验。
（二）期货市场的引入对股票市场波动性总体影响的计量检验
1．股价指数收益率序列的单位根检验
表1给出了N255、KOSPI200和TWSE指数收益率序列全样本的单位根检验。从ADF的检验结果可以看出，各时期N255、KOSPI200和TWSE指数收益率序列是平稳的，即服从I(0)过程，从而可对其进行建模。此外，出于后文计量检验的需要，表1也分别给出了引入期货市场前后日本N225指数收益率序列、韩国KOSPI200指数收益率序列和台湾加权指数TWSE收益率序列子样本的单位根检验结果。
2．TARCH检验和EGARCH检验
正如前面所述，由于股价对不同信息通常具有非对称反应，因此利用非对称GARCH模型对股价指数收益率数据进行检验更为合理。以下分别给出了N255、KOSPI200和TWSE指数收益率序列的TARCH、EGARCH模型的检验结果。
为了检验日本股市波动性的加剧是由于期货市场的引入加速了信息的流动而导致的，还是确实是由于期货市场加剧了现货市场的不稳定性而导致的，我们分别研究了在引入期货市场前后日本股市收益率序列波动性的变化。无论是TARCH模型，还是EGARCH模型，引入期货市场后，α1值都减小，而β1值增加。α1与昨日市场有关的价格变化对今日指数价格变化的影响相关，从而α1被视为“信息”系数，本文实证检验中α1的减小说明，在引入期货市场后，新信息对股价变化的影响速度在减慢。β1反映“旧信息”对股价的影响。引入期货市场后，信息流速的减慢将导致β1的增加，“旧信息”将对近日的股价产生较大的影响。
综合α1、β1可以看出，期货市场的引入确实扰乱了现货市场的稳定性。股指期货的引入的确使得现货市场波动性增加，而且这种增加并不是由于信息流动速度的加快而产生的。
（2）韩国股票市场波动性检验
韩国股票市场波动性检验结果如表3所示。从检验结果来看，韩国KOSPI200指数收益率序列服从AR(2)[CD1]TARCH(1,1)、AR(2)[CD1]EGARCH(1,1)过程。哑元变量DF的系数δ显著为正，表明指数期货的引入，确实加剧了韩国股票市场的波动性。显著的γ值表明股市具有杠杆效应。
为了检验引入期货市场前后韩国股市收益率序列波动性的变化情况，分别通过TARCH模型和EGARCH模型进行了检验。从其检验结果来看，无论是TARCH模型，还是EGARCH模型，期货市场的引入确实扰乱了现货市场的稳定性。期货市场的引入确实引起了现货市场波动性的增强，而且这种增强并不是由于信息流动速度的加快而产生的。
表4列出了对台湾地区TWSE指数收益率序列波动性关于TARCH和EGARCH的实证研究。从其结果来看，该收益率序列服从AR(3)[CD1]TARCH(1,1)、AR(3)[CD1]EGARCH(1,1)过程，引入期货市场因素的哑元变量的系数δ并不具有统计显著性，表明台湾地区引入指数期货后，现货市场的波动性并未发生显著变化。γ具有统计显著性，表明股价对利空消息的反应确实大于对利好消息的反应，股市具有杠杆效应。由于全样本的检验结果反映出现货市场波动性并未受到任何的影响，因此，进一步进行引入子样本的检验就没有了实质性的意义。
[HT5"H]表4 TWSE指数收益率序列的TARCH、EGARCH检验（全样本）
（三）不同发展阶段股指期货对股票市场波动性的影响
为了进一步从定量上分析股指期货引入对现货市场波动性的影响，本部分通过TARCH模型分别对N255、KOSPI200和TWSE指数收益率序列就不同发展阶段（初期、发展期和成熟期）的子样本进行实证检验。从表1股价指数收益率序列的单位根检验结果可以看出，在期货市场处于初期―发展期、发展期―成熟期间，日本、韩国和台湾地区指数收益率序列分别是平稳的，即各自服从I(0)过程，从而可对其进行TARCH检验。以下是这三个国家和地区子样本的检验结果。
1．日本期货市场不同发展阶段股票市场的波动性检验
从表5对N225指数收益率序列的实证检验结果来看，当期货市场从初期过渡到发展期，表示期货市场阶段性变化的系数δ显著为正，这说明当期货市场进入发展期以后，期货市场引起了现货市场波动性的加剧。当期货市场从发展期过渡到成熟期时，表示期货市场阶段性变化的系数δ为负，但不显著，表示进入成熟期的期货市场对现货市场波动性没有显著影响。
2．韩国期货市场不同发展阶段股票市场的波动性检验
KOSPI200指数收益率序列不同发展阶段波动性检验结果如表6所示。其指数收益率序列的检验结果表明，当期货市场从初期过渡到发展期，表示期货市场阶段性变化的系数δ显著为正，表明当期货市场进入发展期以后，期货市场引起了现货市场波动性的加剧。但当期货市场从发展期过渡到成熟期时，表示期货市场阶段性变化的δ系数为负，而且不显著，表示进入成熟期的期货市场对现货市场波动性没有显著影响。
3．台湾地区期货市场不同发展阶段股票市场的波动性检验
台湾地区TWSE指数收益率序列的检验结果表明(见表7)，当期货市场从初期过渡到发展期，表示期货市场阶段性变化的系数δ并不显著，表明当期货市场由初期进入发展期后，期货市场对现货市场波动性没有显著影响；当期货市场从发展期过渡到成熟期时，表示期货市场阶段性变化的系数δ显著为负，表明进入成熟期的期货市场显著降低了现货市场的波动性。这一点与表4所示的总样本检验结果是一致的。
四、研究结论及启示
（一）研究结论
本文以N255、KOSPI200和TWSE指数为样本，通过TARCH和EGARCH建模，从样本总体和分阶段子样本分别对其股指期货推出与股票市场波动性的关系进行了实证检验。其结果归结如下：
从全样本的检验结果来看，在日本和韩国，指数期货的引入确实加剧了股票市场的波动性，而且这种波动性的加剧是由于期货市场扰乱了现货市场的稳定性所致。而在台湾地区，引入指数期货后，现货市场的波动性并未发生显著变化。
从分阶段子样本的检验结果来看，在日本，当股指期货刚开始引入到发展期，股指期货的确加剧了股票市场波动性的变化，但当进入成熟期时，期货市场对现货市场波动性的影响并不显著；在韩国，当期货市场进入发展期以后，期货市场也引起了现货市场波动性的加剧，当期货市场从发展期进入成熟期以后，期货市场对现货市场的波动性没有显著影响；但在台湾地区，在期货市场进入发展期以后，期货市场对现货市场波动性没有显著影响，而进入成熟期的期货市场显著降低了现货市场的波动性。这充分说明，在日本和韩国，股指期货的引入对现货市场波动的影响仅仅表现在短期，长期并无影响。
从实证检验结果来看，日本和韩国股票市场中股指期货对现货市场波动性的短期影响并不是由于信息因素所引致的，的确是由于期货市场交易的高杠杆性所致。
（二）启示
股指期货的引入对现货市场波动性的影响因国家或地区的不同而不同，而且这种影响在期货市场引入及以后发展的不同阶段也有所不同。正如学术界的主流观点一样，总体上，股指期货的引入不会增加现货市场的波动性。即使在一些国家和地区，这种波动性增加的迹象存在，也只是短期的。在长期中，股指期货并不会增加现货市场的波动性，甚至还会减少现货市场的波动性，发挥期货市场稳定现货市场波动性的基本功能。而且从本文的研究结论来看，股指期货推出前后，成熟股票市场与新兴股票市场具有大致相同的特征。这一实证结论，对于即将推出的我国股指期货具有现实的指导意义。
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The Relationship Between Stock Index Futures
and the Volatility of Stock Market
LIU Fenggen1，2WANG Xiaofang1
(1.School of Economics and Finance, Xi′an Jiao Tong University,Xi′an 710061;
2.School of Finance, Hunan University of Commerce, Changsha 410205)
Abstract: Based on the sample of the N225 from Japan, KOSPI200 from Korea and TWSE from Taiwan, and the modeling of GARCH, this paper carries on the empirical research on the relationship of stock index futures and volatility of stock market through the sample and subsample respectively. The results indicate that introduction of the stock index futures has no impacts on the volatility of Taiwan stock market, whereas it magnifies the volatility of Japan stock market and Korea stock market in short run only, it also has no impacts in long run.
长征的故事范文3
关键词 股票市场 发行制度 全面管制
一、中国股票市场发行制度经历的三个阶段
(一)实验期阶段
在1993年以前，深、泸两个交易所在各自地方政府的领导，进行股票发行上市实验，其参照规则主要是地方规章，尚未形成比较规范的制度。这一阶段的主要特点是实验，错了可以再改。
(二)计划管理阶段
从1993年至1998年，国务院证券委和中国证监会的成立，《股票发行交易与管理暂行条例》和《公司法》的出台，标志着统一的全国股票市场的建立和股票市场发行制度的确立。股票发行规模列入国家计划，发行人材料经有关管理机构审批。因此，这一阶段的股票发行制度称为审批制。这一阶段的特点是政府等有关部门在股票发行过程中起主导作用，券商和其他中介机构起从属作用，其责任和义务也不明确。
(三)逐步向市场化发展阶段
1999年证券发行主管部门停止下达发行计划，开始向市场化方向改革。1999年7月1日《证券法》的实施和中国证监会依据《证券法》制订的《中国证监会股票发行审核委员会条例》、《新股发行定价报告指引》、《关于进一步完善股票发行方式的通知》、《中国证监会股票发行核准程序》、《股票发行上市辅导工作暂行办法》等一系列文件的出台，确立了股票发行核准制的框架，市场化的股票发行制度趋于明朗。2001年4月1日，中国证监会正式取消了实行了9年之久的审批制(指标制)，开始实行核准制(通道制)。
从中国股票发行制度所经历的三个阶段可以看出，全面管制是中国发行制度的核心内容。这种发行制度在严格规范发行行为的同时也大大地降低了整个股票发行市场的效率。
二、以全面管制为核心的股票发行制度存在的问题
(一)上市成本不断增加，寻租现象严重
无论是审批制还是核准制，都有其天然的缺陷，都与市场的自由属性存在着冲突。从审批制到核准制，实质并没有改变，指标也并没有取消，所不同的是掌握权从以前的政府手中转移--到了券商手中。这种转变，一方面使券商在选择企业时，提高了选择标准，更加注重企业质量，增加了券商的主动性，另一方面券商手中的通道成了稀缺资源，各种寻租现象比比皆是，直接造成企业上市的直接成本不断增加。在大势疲软的情况下，某些券商通过买卖通道来获取收益，致使通道费用飞涨。由于承销费是按总融资额计算的，因而造成许多优质企业由于融资额不高而无法上市。于是，许多企业通过了辅导期又进入了由于通道缺乏而造成的漫长等待期，这无疑又增加了企业上市的间接成本，严重阻碍了资金的运行通道，降低了股票市场资金的流动性。
(二)资源配置功能弱化，资金使用效率低下
通过资源的优化配置，可以使资金优先流入有发展前景的上市公司，通过上市公司的发展资金再流入社会，支持股市实质性发展，实现资本市场的良性循环。然而许多上市公司在大量募集到资金以后改变投向或闲置，使得股市并没有充分体现资源优化配制功能，资本市场并没有实现良性循环机制。例如，根据2001年中报所反映的数据，深、泸交易所闲置资金最多的10家公司闲置资金总量达370亿元，占总资产的比例高达60％以上。而“委托理财”的资金很大部分又重新回流股市，形--成恶性循环，即由发行泡沫形成的资金又回流到市场进一步吹大泡沫。这种资源配置功能弱化、资金使用率低下的现象，不仅带来社会资源的巨大浪费，而且进一步积聚了股票市场的风险。
(三)股票发行审核程序存在缺陷，设计目标难以实现
首先，发行审核的法律依据不完善。目前，股票发行核准所依据的法律法规主要是《公司法》、《证券法》以及《股票发行交易与管理暂行条例》。股票监管部门公布的一系列准则、格式以及指导意见也是发行审核的依据。尽管监管部门一直在努力，但发行审核的一整套完整的法规体系尚未真正建立起来。《证券法》实施以后，有关发行审核的规章了许多，但由于这些规章制定的较为仓促，所以还存在许多疏漏和不足，需要进一步的完善。
其次，发行审核的程序存在较大缺陷。无论是证监会职能部门审核，发审委形式通过，还是发审委进行严格审核，都无法解决是依法进行合规性审核还是进行实质性判断的矛盾问题。因为，在中国当前的情况下，无法解决所存在的道德风险问题。发审委制度设计是以发审委委员名单保密为前提的，许多业内人士呼吁发审委审核的整个过程应公开化，但在实际操作过程中由于存在种种困难而无法实施。
最后，发行审核难以实现其最初设计的目标。发行审核制度的设计目标是使优质的企业能优先通过符合规定性的审核而得以从股票市场筹集所需的发展资金。但无论是审批制(指标制)还是核准制(通道制)，由于主承销商资格不是由市场决定，所以受非市场化的各种因素影响，发行审核还是不能实现其设计的目标。
(四)定价机制存在缺陷，中小投资者利益得不到有效保护
目前的增发定价机制存在较大缺陷，不确定的人为因素太多。
首先，中小投资者并无定价自。目前上市公司增发新股普遍采用机构在网下累计投标询价并定价，然后和网上定价发行相结合的发行方式。这样，中小投资者只有被动接受机构定价而无参与定价权。
其次，定价随意性过大，投资者难以把握。上市公司增发新股与配股不同，发行价格一般采用上、下限大于30％的区间，上市公司和主承销商根据申购情况确定有效申购倍数并定价。这样人为的不确定性太大，只要价格在有效区间变化，1倍和10倍甚至更高都可以算有效申购倍数。
再次，网上、网下分配的比例形同虚设。随着增发新股的进行，有一些上市公司给网上、网下分配比例，并且使用双向回拨机制。而由于网上、网下没有完全隔离开来，使用回拨机制使网上、网下中签率相同，加上网下的机构投资者只交小比例定金，投资基金还不设上限，利用资金的放大效应，散户无法竞争过机构。最终都形成从网上向网下回拨的结果。
最后，同上网定价发行相比，增发的价格确定过程，让人无从把握。在认购踊跃的情况下。包括上下限很多个价位都可以定为发行价，承销商想定多少都行，主观随意性特别大。尤其是网上、网下可相互回拨的情况下，网下的机构投资者只缴小比例定金，严重损害了网上中小投资者的利益。
三、中国股票市场发行制度的创新和发展
根据成熟股票市场的经验，推行股票发行机制的市场化是中国资本市场发展的必然选择。随着中国加入wTO和金融自由化进程的推进，资本市场的股票发行制度改革也应有所突破。其发展方向必然是向完全市场化的“注册制”过渡。
(一)从核准制逐步向注册制过渡
中国的股票发行制度必然要经历从行政审批制到核准制再到注册制的过程。但是，注册制是与市场经济相联系的，它必须在一个成熟的市场环境下才能存在。因此，中国股票发行制度市场化进程，应在首先明确目标的前提下，稳步扎实向前推进。
首先，发审委对发行申请的通过与否应当逐步公开化。一是发审委委员名单应公开化，接受大众监督，只对具体参与讨论的委员名单加以保密；二是发审委委员在拿到要审核的材料之前，企业和中介机构可以向他们认为有必要向其说明的委员进行沟通和陈述，但应向监管机关和公众进行说明。
其次，在市场大规模扩容期过去之后，应对发审委制度进行改革，如可以改为专家听证制度或通讯审核制度，这样可以在相当大的范围内进行审议。而发审委则是一个流动性较大、阵容庞大的专家库，每次的专家审议意见不再是最后表决，而是提出所存在的问题，也可以就是否允许其发行股票提出倾向性意见，由证监会的决策人士具体决定是否可以核准。
最后，初步过渡到注册制，拟发行公司提前若干时间向证监会提出注册申请，证监会应当有足够的专业人员对这种申请进行符合规定性的审核，只要通过的就可以着手采取各种市场接受的方式发行，发行之后即可以上市。同时也可以考虑将上市的批准权交给交易所。
(二)建立完善的信息披露制度
完善的信息披露制度是实行注册制的重中之重，因为完善的信息披露制度能有效保护中小投资者的利益，促进股票市场的健康发展。具体来说可采取一定措施从供给和需求两方面加大上市公司虚假信息的成本，并完善《证券法》中的民事损害赔偿制度，对虚假信息的上市公司给予严厉的惩罚。
(三)股票发行定价逐步向市场化推进
在实行注册制的情况下，发行定价市场化是关键，只有让全部投资者通过市场法则，在完善的信息披露制度下，自主的决定投资行为，从而真正实现优胜劣汰，通过市场的供求关系来作为确定股票发行价格的主要因素，才能实现新股定价的合理性。但是，中国股票市场在发展过程中具有较大的特殊性，其规范运作必须逐步推进。
长征的故事范文4
关键词:货币需求；股票市场；货币政策；VECM
近期我国股票二级市场空前繁荣，大量“热钱”涌入。中国人民银行连续六次加息（并于今年减征15%的利息税，相当于 “变相”加息），多次提高法定存款准备金率等货币政策措施的出台，目的就是收缩货币流动性，借此使中国经济平稳增长。国外和国内都有学者实证分析得出股票市场对货币需求具有显著的影响。Allen（1994）把证券市场交易量指标引入货币需求函数，通过对80年代数据的回归分析发现，货币需求量与包括GDP交易、金融交易在内的经济体系所有交易的相关性仍十分显著。谢富胜、戴春平（2000）把股市市值引入货币需求函数，对1994年1季度到1999年2季度的数据回归分析发现，股市市值与货币需求呈显著的正相关。
我国股票市场的发展已成为国民经济运行不可或缺的一部分，股票二级市场对货币需求的影响主要体现在三个方面：（1）财富效应。股票市值的上升意味着持有股票的人们的名义财富增加，居民收入上升，货币需求相应增加。（2）交易效应。股票作为一种金融商品,其交易也需要凭借货币作为媒介物；股票市值上升往往伴随着股市交易量的扩大，成交量越大，需要用来完成媒介作用的货币就越多,相应地,对货币的需求也就越大。（3）替代效应。股票市值上升，会使得人们调整自己的资产结构，多持有股票，少持有货币，货币在人们资产组合中的比重下降，会降低货币需求。股票二级市场对货币需求的净影响由这三方面的效应共同决定。
一、我国股票二级市场对货币需求的实证分析
1.模型的建立。VECM是在VAR模型基础上导出的，也被称为协整的VAR模型，主要用于协整序列的相关分析，下式就是VECM的一般形式：
若Yt且是一阶协整的，那么Yt的动态特性就可以用VECM来描述。EngleandGranger（1987）证明，如果Yt中变量间存在有一阶协整关系，那么矩阵П的秩r=R(П)＜n。于是，П可分解为两个矩阵的乘积，П=αβ，其中α、β均为n×r阶。β称作协整参数矩阵，它的每一列都是一个协整向量，β=(β1，β2，……βr)，共有r个。其中βY t-1 ～I（0）（若时间序列变量水平数据是平稳的记为I(0)，若是经n次差分后是平稳的记为I(n)），它内含r个误差修正项。α称作调整系数矩阵，或称修正系数矩阵。α中每个元素都表示相应的误差修正项对差分的被解释变量的调整速度。它实际上是以协整关系为约束条件的VAR模型，使用它的优势在于能够把系统内变量间的长期均衡关系和短期动态特征结合在一个模型中分析，保持信息的完整性。
本文实证分析的数据从1997年第1季度至2007年第4季度，样本数据共44个，且所有数据均为名义变量，数据来源于深、沪证券交易所，国家统计局，国研网，中国经济信息网等网站。理论上，决定货币需求的因素主要有规模变量和机会成本变量，考虑股票二级市场对货币需求的影响，我们选取以下变量：(1)国内生产总值（GDP）。理论上，GDP对货币需求的影响成正方向变化。由于GDP具有明显的季节性，我们先用X＿11加法季节调整模型对其进行了调整，取对数。(2)利率（R）。利率反映居民和企业持有货币的机会成本，我们选取一年期存款利率。(3)消费者价格指数(CPI)。CPI能从一定程度上反映通货膨胀率,为使价格具有可比性，将公布的月同比指数换算成定基指数（基期为1997年1月），然后取季度内三个月的平均值作为该季度的CPI。由于其存在明显的季节趋势,也用X＿11加法季节调整模型进行调整，取对数。(4)股票指数（SZ）。我们采用上证综合指数，为了使其更具有代表性，用季度内三个月的平均值作为该季度的上证综合指数，取对数。(5)货币指标（M1）。取对数。
2.实证检验。（1）间序列平稳性检验。在做VECM之前，应首先进行时间序列的平稳性检验，平稳性检验可以归结为时间序列的单位根检验，本文采用常用的ADF检验。我们通过基本时序图确定ADF检验在如下：①包含常数项和趋势项②仅包含常数项③不包含常数项和趋势项；三个模型中如何进行选择。按照AIC和SC选取差分项的滞后阶数，以使随机误差项为白噪声。最后结合自相关函数法检验做出判断(本文中的计算软件采用EViews4.0)。检验结果表明，M1 GDP SZ CPI R在1%的显著水平下都是I(1)，即它们本身不是平稳的，但它们的一阶差分却(DM1 DGDP DSZ DCPI DR)都是平稳的。以上是用ADF检验的结果，我们又用自相关函数法做了检验，结果也表明上述变量都是I(1)。（2）于VECM的协整性检验。在时间序列变量都为I(1)的基础上，我们来检验它们之间是否存在协整关系。对于多个变量间的协整检验一般用Johansen的检验方法。Johansen协整检验的目的判断所研究的变量有几个协整关系。有两个统计量被用来进行协整检验：一个是迹统计量；另一个是最大特征值统计量。协整检验时，我们首先选择模型，根据数据的显著性特点,我们选择协整部分和VAR中均有截距的模型，仍然用AIC和SC来确定模型的滞后阶数。实证检验结果表明：迹统计量和最大特征值统计量在5%的显著水平上表明M1和其它所选变量之间具有一个协整关系。（3）于VECM的Granger因果关系检验。Granger因果检验有两种形式：一种是传统的基于VAR模型的检验；另一种则是基于VECM的检验。两者间的区别在于如果非平稳变量间存在着协整关系，则因果检验应考虑使用后者，否则得出的结论可能出现偏误，而且基于VECM的因果分析不仅能避免伪回归，还可以从长期和短期这两个层次的因果关系来把握系统内变量间的动态联系（Masih, A. & Masih, R.，1996）。短期因果关系以VECM估计结果中Yt从1到p-1阶滞后值系数的联合分布显著性来判断，表达了Yt受各滞后差分项影响的情况。长期因果关系则以误差纠正项系数的显著性来判别，表达了Yt受Yt-1影响的情况。实证检验结果表明：①M1的误差修正项系数在5%的显著水平下是显著的，表明所选变量是M1的长期原因；②从GDP、R、CPI、SZ四个变量的Wald值可以看出，它们是M1的短期原因；③SZ的误差修正项系数在5%的显著水平下也是显著的，表明所选变量是SZ的长期原因；④从M1、GDP、R、CPI四个变量的Wald值可以看出，它们是SZ的短期原因；⑤从而我们得出M1与SZ互为强因果关系（当变量之间同时具有短期和长期因果关系是，称之为强因果关系），也就是说股票市场的波动会影响M1，同样M1的变动也会影响股票市场。（4）整方程。最后，我们给出5%的显著水平上M1和所选变量之间的协整方程如下（[ ]中的数据为t值，大于2.1则表示在5%的水平下显著）：M1=2.137131GDP-0.007651R+4.008064CPI+0.12444SZ-11.44387，[-43.0604]、[ 0.7427][-2.1832]、[-4.2548]极大似然值264.3781。协整方程反映的是变量之间的长期均衡关系：①GDP、SZ两变量与M1正相关，这与我们的理论预期相同，GDP增加意味着参与实体经济的货币需求也会增加，同样股价指数上升也会增加货币需求。②利率R这个系数并不是很显著，正好说明了我国利率工具效果并不理想，需要进一步加快利率市场化改革的进程。③CPI与M1正相关，与刘勇（2004）采用1994年1季度到2002年4季度数据实证得出的结论相同。
二、小结
股票市场的股价指数与M1互为强因果关系，且长期来看二者之间具有正相关关系，也就是意味着股票市场股价指数的上升，对货币需求会相应增加。正如石建民（2001）所认为的，股票市场的发展，使得央行的货币供给有相当一部分并没有进入生产、消费和流通等实体经济环节，而是被股票市场所吸收。股票市场的“赚钱效应”吸走了大量本应该进入实体经济的货币，使得许多货币不能转化为扩大投资、刺激消费等推动经济增长的动力。因此，我们认为随着中国A股市场的快速发展，货币政策的制定应该考虑到股票市场的货币需求量。政府应该拓展多种投资渠道来引导投资、分流资金，所谓“疏胜于堵”；并且采用多种调控手段进一步完善股票市场的监管机制，减少违规资金的流入，使中国A股市场在一个健康的环境下发展。
作者单位：河北理工大学经济管理学院
参考文献：
[1]谢富胜，戴春平.中国货币需求函数的实证分析[J].金融研究,2000,1：58-60.
长征的故事范文5
从全球证券市场看,蓝筹股是成熟市场的标志之一。蓝筹股在国外证券市场上已经不仅仅是市场炒作的概念,同时更是推动市场发展的根本所在。考察成熟股票市场上典型蓝筹股的形成过程,我们进一步发现,一家公司必须随着市场的变化不断推出新的产品,有领先的技术,当公司发展到一定阶段时公司通过收购和兼并迅速扩大规模,牢固占领市场才能成长为一只蓝筹股。
由于蓝筹股在股市上表现独特,国外市场上投资基金将大量的投资目标锁定在蓝筹股上。蓝筹股出色的市场表现,赢得投资者的青睐,也带动了相关金融创新品种产生和发展,蓝筹股基金、股指期货、指数基金、教育储蓄投资基金、养老基金和保险基金等金融创新产品不断推出,它们多数投资于蓝筹股或基于蓝筹股的衍生产品如蓝筹股指数,以其投资风险相对较小,市场形象好,吸引了大量投资者。但是,在我们这样一个只有短短十年历史的证券市场上,投资者对蓝筹股的认识还相当有限,甚至市场还缺乏真正意义上的蓝筹股。
在本研究中,将集中探讨在我们这样一个不太成熟的股票市场上,有没有蓝筹股存在?能否构建一套合理的定量指标体系来筛选中国市场的蓝筹股?对所筛选出的蓝筹股能否通过市场实证检验来判断其波动性、收益性的状况?如果目前中国市场的蓝筹股缺乏或过少,我们又怎样来培育之?以及如何开发中国市场的蓝筹股指数类产品,包括中国蓝筹股指数、蓝筹股指数基金以及其他的蓝筹股指数衍生产品等?开展对这些问题的研究探讨,对于改善我国证券市场结构、培育正确的投资理念和投资行为以及提高证券市场效率具有十分重要的意义。
本报告重点研究以下内容:
一、筛选蓝筹股的基本方法、步骤。我们采用逐步淘汰法来筛选蓝筹股。首先,根据上市日期,选出符合条件的股票(为保证有足够的观察时间,本研究确定 1997年12月31日以前已经在上海和深圳两个交易所发行A股和B股并挂牌交易的上市公司股票作为备选对象,研究结束期为1999年12月31日,即至少有24个月的上市交易记录)。然后,根据不同的指标条件,逐步选出符合条件的股票。最后,选出符合所有条件的股票,将所有符合条件的股票作为样本蓝筹股。并通过放松各指标和约束条件,选出不同标准的样本蓝筹股,进行综合比较分析。
二、中国蓝筹股的筛选指标体系构建。在综合考虑既有蓝筹股基本概念和研究成果的基础上,首先我们提出了一套反映蓝筹股特征的指标体系,包括:总股本、每股收益、净资产收益率、主营利润比重、净利润增长率。其次,确定蓝筹股的具体选择标准:以1997-1999年整个市场均值的三年移动平均值为基准,即总股本2.8亿股,每股收益0.24元,净资产收益率9.14%,主营利润比重354.14%,净利润增长率9.82%,并根据证券市场的实际状况有条件地放松和约束部分指标,作为选择蓝筹股的依据。最后,我们确定三种不同标准来分别选取不同的样本蓝筹股,以便进行比较分析。其中,样本蓝筹股的标准I为:仅以1999年度值为参照,总股本5.6亿股;每股收益0.36元;净资产收益率10%;主营利润比70%;净利润增长率10%.根据我们设定的条件,只有8只股票完全符合标准,由此组成样本蓝筹股I.样本蓝筹股标准II为:以1997-1999年各上市公司三年均值为参照,按照每股收益高于市场25%,即0.30元;净资产收益率维持配股条件,即≧10%;主营利润比重70%;净利润增长率超过市场平均水平的50%,即14%;总股本超过市场平均的 100%,即5.6亿股。计算备选股票以上蓝筹股指标的三年均值,利用EXCEL软件的数据排序功能,采取逐步筛选的办法,选出符合所有条件的股票10 只,组成样本蓝筹股II.样本蓝筹股标准III为:仍以1997-1999年各上市公司的三年均值为选择依据,但按照每股收益0.36元;净资产收益率 10%;主营利润比重70%;净利润增长率略为超过市场平均水平,即10%;总股本略微超市场均值的50%,即4亿股的标准。采取与样本蓝筹股II同样的筛选方法,选出符合所有条件的股票21只,组成样本蓝筹股III.
三、样本蓝筹股的实证分析。样本蓝筹股的实证分析主要包括对各样本蓝筹股与整个市场的流动性、波动性及风险性的市场检验。我们以所筛选出的蓝筹股为样本,构造蓝筹股基本数据的时间序列,并通过定量分析手段探讨蓝筹股与我国股市之间的关系。实证结果表明,1998年整个市场的流动性平均为0.075,而三种标准的样本蓝筹股平均流动性分别为0.082(标准I)、0.057(标准II)、0.072(标准III),即:BL1>ML> BL3>BL2.因此,整个市场的流动性强于标准II和标准III的样本蓝筹股的流动性,而比标准I的样本蓝筹股流动性要小。在1998年,样本蓝筹股流动性指标和市场流动性指标之间存在着正相关(如,标准II的样本蓝筹股流动性指标与市场流动性指标的相关系数为0.546981,表明两者存在中等程度的正线性相关),两者的变化态势基本相同。
从理论上来说,蓝筹股应该有较好的稳定市场作用,蓝筹股的波动性要比整个市场的波动性小很多。但从实证结果来看,标准I的样本蓝筹股波动性指标比市场的波动性指标波动幅度还要大。不过,标准II和标准III的样本蓝筹股在上海股市非急速波动的一段时期(1998年1月-1999年6月,如图3-4),其波动幅度要略小于整个市场的波动幅度,表现出一定的市场稳定作用。
计量分析结果显示,标准I、标准II和标准III的样本蓝筹股 值分别为1.15、1.03和0.87,即 (1)> (2)> (3)。因此,三种标准的样本蓝筹股风险水平与市场风险的平均水平相差不大,标准I、II样本蓝筹股的风险水平略高于市场的平均风险水平,标准III的样本蓝筹股风险水平略低于市场的平均风险水平。这同时也表明,目前市场上样本蓝筹股还不能较好地规避风险。
四、中国证券市场蓝筹股的培育。以上选取的样本蓝筹股市场表现不佳,这在较大程度上表明目前我国证券市场上还缺乏真正意义上的蓝筹股,因此必须加快对蓝筹股的培育。
结合我国证券市场发展的具体情况和蓝筹股发展的各种环境,我们提出了以下的蓝筹股培育措施:(1)提高上市公司业绩,培育公司的持续发展能力。业绩是评价企业好坏与否的重要砝码,也是作为蓝筹股公司最基本的条件;(2)改革和完善上市公司的经营管理制度,完全按照现代企业制度来构建和运作企业;(3)大力发展主营业务,培育上市公司的综合竞争力;(4)积极稳妥地推进上市公司的国有股减持计划,通过适当降低国有股比例促使其投资主体的多元化,最终达到完善上市公司股本结构和治理结构之目的;(5)我国各级政府和管理部门应积极推出各种切实可行的优惠政策,并加强市场监管力度,严厉打击各种市场违规行为,尽快实施上市公司退市机制,把真正优秀的企业留给证券市场,为我国蓝筹股的培育和发展营造一个良好的市场环境;(6)通过对投资者进行宣传教育,倡导正确的投资理念,使投资者逐步改变炒题材、炒概念的投机习惯,树立中长期的价值型投资理念和理性投资行为。
五、我国蓝筹股指数类产品的初步设计。根据实际需要,我们对中国蓝筹股指数、蓝筹股指数期货和蓝筹股指数基金等品种进行了初步设计,其中中国蓝筹股指数的设计是重点。
在蓝筹股指数设计方面,我们采取类似于上证综合指数的编制方法来编制南方证券的中国蓝筹股指数,但为了准确反映蓝筹股的变化趋势,我们采用了蓝筹股的流通市值和流通股本。我们将在每年年报结束日止(4月30日)定期对市场所有的股票进行重新筛选,确定新的蓝筹股样本,并采取“除数修正法”来对相应的蓝筹股指数进行修正。以前面所选取的蓝筹股为样本,以1998-1999年每周的样本蓝筹股交易数据为基础,计算出期间(1998.01.09- 2000.01.07)蓝筹股指数I、II、III的每周交易数据,得到相关的指数模拟运行结果。为选取合适的样本蓝筹股来构造中国蓝筹股指数,我们以蓝筹股指数的长期收益率r和波动性β两个参数作为指数选取的标准,并定义收益-波动比率k=r/β来反映蓝筹股指数合理性,即通常该比率越大(即波动性越小而成长性越高),则表明以该标准选取的样本蓝筹股指数越好。通过构建模型,计算出各样本蓝筹股指数的r、β和k值,得到k(III)>k(II)>k(I)的实证结果,表明样本蓝筹股指数III具有更好的收益-波动性。因此,标准III选取的样本蓝筹股最适合用于编制中国蓝筹股指数。
长征的故事范文6
关键词：货币政策 股票市场 状态空间模型
一、引言
自1990年12月上海证券交易所和1991年7月深圳证券交易所正式营业以来，我国股票市场取得了巨大的发展。据统计，截至2011年底，我国股票市场上市公司总数达到2342家，流通市值达到16.49万亿元，而股票总市值也已达到了21.46万亿元，证券化率已达45.54%，以上数据显示，随着股票市场的不断发展及市场化程度的不断提高，股票市场的融资功能、资源配置功能等逐渐显现出来，股票市场已经成为我国社会主义经济体系的重要组成部分，在国民经济中发挥着越来越重要的作用。
根据市场有效性假说，股票一种作为金融资产，其价格会受到不断传达至股票市场的新信息的影响。货币政策作为政府调整宏观经济的一种手段，其所传递的信息也将会对股票市场的价格产生一定的影响。但是对于货币政策影响股票市场的渠道和效果各国经济学家尚没有统一的定论。
二、文献综述
国外已有的文献主要从货币供应量和利率两个方面研究货币政策是否对股价产生影响，且结论也不尽一致。Bernanke（2005）研究表明，联邦基金利率预期之外下降25个基点，股价指数将会增长1%，非预期的货币政策变动对股票市场的超额收益有很大的影响。Nuno Cassola（2008）等对欧洲GDP、M2、短期利率、债券收益率及股价指数之间采用SVAR模型进行实证分析，得出利率和资产价格在欧洲货币政策传导机制中发挥着重要的作用，股市的周期性波动与货币政策的短期冲击密切相关。Leitemo(2009)研究发现，股票实际价格和利率之间存在显著的相互关系，联邦基金利率升高100个基点，股票实际价格立刻下降7%-9%。Edouard Challe等（2011）研究表明股票市场对货币政策的变动无论在数量还是质量上都符合经验估计，预期之外的名义利率变化对股票价格会产生显著的影响。联邦基金利率变动25个基点，会使股票指数变动0.5%到2.3%不等。
国内学者在研究货币政策与股票市场关系时，主要选取的变量包括货币供应量、利率、存款准备金率以及银行信贷规模等。一些学者认为货币政策不能显著地影响股票价格。如孙华妤、马跃（2003）采用滚动式VAR模型进行研究，发现货币供给量对股市影响不大，并且存在时滞。张蕾、郑振龙（2007）对1996-2006年短期利率与上证综指间的动态相关性进行了实证研究，发现2002年之前利率与股指之间有微弱的动态负相关性，但在2002年之后这种负相关性逐渐增强，表明我国金融市场存在分割性并逐步走向成熟。
另一部分学者则通过实证研究认为货币政策对股票价格有着显著的影响。如刘文超、韩非（2010）运用协整回归方法，研究结果表明：货币供应量同比变动同股票市场存在着长期均衡关系。其中M0和M1的同比增速是上证综指的格兰杰原因。货币政策在紧缩期对股市的负面作用大于其在扩张期的积极影响。郑鸣，倪玉娟（2011）运用MS―VAR方法分析货币政策与沪、深股市收益率的动态相关性及与股票市场特征的关系。实证表明，货币供应量与股市的相关性比利率与股市的相关性要高。
从上述文献可以看出，目前学者研究在研究货币政策对股票市场的影响时，大多采用固定参数模型，得出了一些有价值的结论，对我国货币政策操作有一定的指导意义。但是由于货币政策存在着一些不可观测的因素，采用上述固定参数模型难以准确反应现实情况。近年来，由于经济改革、外界冲击和政策变化等因素的影响，中国的经济结构逐渐发生变化，货币政策冲击对股市的影响也越来越不固定，因此需要构建时变参数模型才能更好地反映货币政策对股市影响的动态性。本文拟采用时变参数的状态空间模型对货币政策对股票市场的影响进行分析。
三、实证研究
状态空间模型表达了由于输入引起系统内部状态的变化，并由此使输出发生的变化，是反映动态系统的完整模型，它不仅能反映系统内部状态，而且能揭示系统内部状态与外部的输入和输出变量的联系。
（一）变量的选取与数据处理
本文采用上证综合指数的对数的差分即上证综指收益率（dlnindex）作为自变量，采用广义货币供应量对数的差分即货币供应量变化率（dlnm2）、利率对数的差分即利率变化率（dlnr）作为自变量建立时变参数状态空间模型。本文设定了一个虚拟变量t来考察货币政策在股权分置改革前后对股市影响的效果。
本文选取样本为1997年1月至2011年12月的月度数据。数据均来自于中经网统计数据库。
（二）单位根检验
采用时间序列建模，为避免伪回归问题，要求序列是平稳序列或序列之间存在协整关系，因此，需要先对各变量进行平稳性检验。本文采用ADF检验，检验结果表明，广义货币量（M2）、利率（R）、上证综合指数（index）的对数序列在5%的置信水平下均为一阶差分平稳过程，即都是一阶单整时间序列。
（三）协整检验
Johansen协整检验是一种以模型为基础的检验回归系数的方法，它能够同时对多变量进行协整检验。本文采用Johansen协整检验方法，结果表明，在5%的显著性水平下，各变量之间都存在着长期协整关系。
（四）状态空间模型分析
利用状态空间模型的时变参数模型来研究上证综合指数收益率（dlnindex）、广义货币供应量增速（dlnm2）、利率变化率（dlnr）之间的关系，t为虚拟变量，以实行股权分置改革为界，2005年12月以前取0,2006年1月以后取1。该模型的量测方程为：
@signal dlnindex=c(1)*t+sv1*dlnm2+sv2*rr+sv3
其状态方程为：
@state sv1=sv1(-1)
@state sv2=sv2(-1)
@state sv3=c(3)*sv3(-1)+c(4)*sv4(-1)+c(5)*sv5(-1) +[var = exp(c(2))]
@state sv4=sv3(-1)
@state sv5=sv4(-1)
估计得到如下结果，括号内为z统计量：
(-8.36E+08)
(8.07E+12) (-3.90E+15) (-6.21E+13) (-1.29E+13)
经过z统计量检验，上述模型在5%的显著性水平下是显著的，进而可以得到广义货币供应量变化率和利率变化率对上证综指收益率的弹性变化趋势，如图1、图2所示：
图1广义货币供应量变动率对上证指数收益率的影响系数
图2利率变动对上证综指收益率的影响系数
从图中可以发现在1997年-1999年间，我国股市变动剧烈，货币供应量变动和利率变动对股市影响十分显著。在此期间广义货币供应量变动率对上证指数收益率的影响系数为[-0.044,0.26]，利率变动对上证指数收益率的影响系数为[-0.153,0.59],并且变动十分剧烈。究其原因，1997年席卷亚洲的金融危机对经济造成了巨大冲击，为了刺激经济增长，央行开始实行积极的货币政策，货币供应量逐月增加，利率不断降低，银行信贷不断增加，从而使我国股票市场在1998年5月前后走出了一波不断上涨的行情。这一时期货币政策对股市收益率的影响十分显著。此后，货币政策调控的效果显现，股票市场逐渐恢复稳定，虽然央行继续坚持执行积极的货币政策，广义货币供应量增速保持在15%左右，利率水平维持在3%左右，股票市场对货币政策的预期比较稳定，货币政策对股票市场的影响未现巨大波动。即便是1999年至2001年的牛市行情，货币政策对股票市场影响的系数也变动较小，在这一阶段，货币政策对股市的影响有所减弱。
2005年股权分置改革开始实行，并于2006年全面展开。我们发现，股改前后，影响系数有着显著的变化。股改之前，由于国家法人股的无法上市流通，市场流通股规模较小，因而股票市场受货币政策影响的变动幅度也较小。股权分置改革后，央行执行宽松的货币政策，虽然货币供应量增速依然维持在15%左右，但利率始终在3%以下，居民储蓄率不断降低，大量的资金涌入股市，促使我国股市走出一波前所未有的牛市行情。从图中结果可以看出，2006年以后，货币政策对股市影响的系数变动率有所增大。货币供应量变化率对上证综指收益率的影响不断增强，从2006年7月的0.001增加到2011年12月的0.071，并在09年以后影响逐步减弱，而利率变化率对股市收益率的负向影响则从0.05增加至0.37，并在09年以后逐步增强。这也一定程度上表明股权分置改革提高了我国货币政策对股票市场的影响力度。
2008年，美国次贷危机引发的金融危机席卷全球，为了克服金融危机，国家出台了四万亿经济刺激计划，并实行了宽松的货币政策，货币供应量增速一度达到30%，利率降低到1%以下，并在1.5%左右波动，股票市场出现了上升行情。随着经济的企稳回升，资产泡沫凸现，为了抑制资产泡沫，国家开始执行稳健的货币政策，货币供应量增速有所放缓，利率也有所提升，股市也表现出了疲软的态势，这与图中曲线的斜率变缓，利率变动率的系数为负并不断增加相吻合，这表明在这一段时间，货币供应量变化率对股市的影响是显著的，但是影响作用在减弱，而利率变化率对股市的影响作用却在加强，这也能解释在利率调整公告前后，股市出现巨大波动的原因。
四、结论及建议
本文采用时变参数状态空间模型实证分析了股指收益率与货币供应量变化率、利率变化率之间的关系，实证结果表明：货币政策调整对股票市场影响是显著的，但是在不同阶段采取不同的手段对股市的影响效果是不同的。在经济危机时期，货币政策的微小变动都会带来股市的巨大波动，并且货币供应量增速越高，股市收益率水平越高，提升利率对股市的抑制作用要比降低利率对股市的促进作用要大。在经济过热时期，货币供应量变动对股市收益率的影响较小，但利率变动对股市收益率的影响依然显著，并且呈现出一定的波动性，提高利率会降低股市收益率，反之亦然。股权分置改革提高了货币政策的股票市场传导的有效性，使得股票价格对货币政策信息的反应更加灵敏。
鉴于货币政策对股市影响的有效性，结合我国货币政策最终目标，虽然稳定币值和促进经济增长仍是央行的首要任务，但货币政策应适当关注股票市场价格的波动，并将股票价格等指标作为重要的参考依据，可以适时建立股票价格波动的监控体系。从长远来看，我国的货币政策目标不仅仅是确保人民币币值的稳定，更应当是保证金融稳定，不仅包括物价稳定，还应包括银行体系的利率稳定和汇率稳定以及股票价格在内的资产价格的稳定。从货币政策中介目标来看，央行应着重推进利率的市场化进程，强化利率传导机制的作用，提高利率变动对金融资产价格变化的传导效应。
参考文献：
[1]孙华妤，马跃.中国货币政策与股票市场的关系[J].经济研究.2003;7
[2]张蕾、郑振龙.股票价格与短期利率动态相关性的实证分析[J]. 商业经济与管理.2007;5
[3]刘文超、韩非.我国货币政策对股票市场影响的不对称性分析[J].上海金融.2010;9
