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長征的故事范文1
簡述財政政策對股票市場的影響
一，純粹的市場經濟，這種模式下，一切商業活動，一切商品和服務的價格由市場的供求關系來決定。但如果存在市場不靈，比如壟斷、傾銷、金融危機等情況，市場的靈活性就會失去效益。
二，計劃經濟。這種模式一個國家所有的需求和供給都由政府來決定，并按份額分配。缺陷是指令太多，經濟難以創造效率。
三，混合經濟模式。就以市場經濟為主，當市場出現不靈的情況下，政府通過改變政策來調控經濟的變化。
財政政策對股市有哪些影響?
1、財政政策，主要就是政府的收入和支出。收入上，大部分來源于稅收，加上少量的自營項目。支出，主要是對各行業的投資，對有潛力項目的開發，公共設施的建設(修路、建學校等)，社會保障的轉移支付等。
當價格水平上漲過快，增加稅收可以從某種程度上降低一定的CPI。這對股市而言就是利空，稅收增多，人們的可支配性收入就減少了，從而投資于股市的資金就減少。反之減稅，則是利好。
而政府的支出上，支出越大，代表某個項目、行業獲的資金越多，這是促進經濟發展最重要的因素。對股市而言，大資金主力也就有了方向，對股市是利好。反之，支出減少是利空。
政府支出和收入之間如果出現差額，會對國債產聲影響。當出現赤字，也就是支出大于收入，政府就發國債來平衡資產負債表。這時候國債就會上升。反之，有盈余，會下降。
2、貨幣政策。貨幣政策影響利率、貨幣供應量、匯率。
當經濟出現相對衰退時，或物價大幅下跌時，利潤降低，企業生產較少的產品，從而投資減少，國內產出降低。這時降低利率，可以使企業貸款后的還貸壓力減小;人們買房積極;利率降低，匯率也降低，凈出口也會增多。國內投資增多，從而使刺激經濟高速發展，對股市是較大的利好。
如利率上升，匯率也上升，是政府覺得經濟過熱，短期的緊縮措施，對股市是利空。但在國際市場上，本國 利率上升，那其他國家的貨幣相對貶值，就會有很多國際熱錢投入中國，往往金融地產受益，但這樣就會不斷產生較大的泡沫，泡沫越大，引發的風險就越大。
宏觀政策對股市的影響
一、宏觀經濟分析
宏觀經濟運行分析
證券市場歷來被看作“國民經濟的晴雨表”，是宏觀經濟的先行指標;宏觀經濟的走向決定了證券市場的長期趨勢。只有把握好宏觀經濟發展的大方向，才能較為準確的把握證券市場的總體變動趨勢、判斷整個證券市場的投資價值。宏觀經濟狀況良好，大部分的上市公司經營業績表現會比較優良，股價也相應有上漲的動力。
為了把握國內宏觀經濟的發展趨勢，投資者有必要對一些重要的宏觀經濟運行變量給予關注。
A.國內生產總值GDP
國內生產總值是一國(或地區)經濟總體狀況的綜合反映，是衡量宏觀經濟發展狀況的主要指標。通常而言，持續、穩定、快速的GDP增長表明經濟總體發展良好，上市公司也有更多的機會獲得優良的經營業績;如果GDP增長緩慢甚至負增長，宏觀經濟處于低迷狀態，大多數上市公司的盈利狀況也難以有好的表現。我國經濟穩定快速增長，2006年GDP同比增長10.7%;07年一季度GDP同比增長率達到了11.1%。近一兩年來，上市公司業績的快速增長正是處于宏觀經濟持續向好、工業企業效益整體提升大背景下的增長，中國經濟的快速增長為上市公司創造了良好的外部環境。
B.通貨膨脹
通貨膨脹是指商品和勞務的貨幣價格持續普遍上漲。通常，CPI(即居民消費價格指數)被用作衡量通貨膨脹水平的重要指標。溫和的、穩定的通貨膨脹對上市公司的股價影響較小;如果通貨膨脹在一定的可容忍范圍內持續，且經濟處于景氣階段，產量和就業都持續增長，那么股價也將持續上升;嚴重的通貨膨脹則很危險，經濟將被嚴重扭曲，貨幣加速貶值，企業經營將受到嚴重打擊。除了經濟影響，通貨膨脹還可能影響投資者的心理和預期，對證券市場產生影響。CPI也往往作為政府動用貨幣政策工具的重要觀測指標，今年以來我國CPI高位運行，因此在每月CPI數據公布前后，市場也普遍預期政府將會采取加息等措施來抑制通貨膨脹，引發了股市波動。
C.利率
利率對于上市公司的影響主要表現在兩個方面：第一，利率是資金借貸成本的反映，利率變動會影響到整個社會的投資水平和消費水平，間接地也影響到上市公司的經營業績。利率上升，公司的借貸成本增加，對經營業績通常會有負面影響。第二，在評估上市公司價值時，經常使用的一種方法是采用利率作為折現因子對其未來現金流進行折現，利率發生變動，未來現金流的現值會受到比較大的影響。利率上升，未來現金流現值下降，股票價格也會發生下跌。
D.匯率
通常，匯率變動會影響一國進出口產品的價格。當本幣貶值時，出口商品和服務在國際市場上以外幣表示的價格就會降低，有利于促進本國商品和服務的出口，因此本幣貶值時出口導向型的公司經營趨勢向好;進口商品以本幣表示的價格將會上升，本國進口趨于減少，成本對匯率敏感的企業將會受到負面影響。當本幣升值，出口商品和服務以外幣表示的價格上升，國際競爭力相應降低，一國的出口會受到負面影響;進口商品相對便宜，較多采用進口原材料進行生產的企業成本降低，盈利水平提升。
目前，人民幣正處于漸進的升值進程中，出口導向型公司特別是議價能力弱的公司盈利前景趨于黯淡，亟待產業升級，提高利潤率和產品的國際競爭力;需要進口原材料或者部分生產部件的企業，因其生產成本會有一定程度的下降而受益;國內的投資品行業能夠享受升值收益也會受到資金的追捧。人民幣小幅升值，房地產、金融、航空等行業將直接受益，而對紡織服裝、家電、化工等傳統出口導向型行業而言則帶來負面影響。
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長征的故事范文2
關鍵詞：股指期貨；現貨市場；波動性
中圖分類號：F830.91文獻標識碼：A文章編號：1001-6260（2008）03-0086-09
滬深300股指期貨的模擬交易已經1年多，我國股指期貨的正式推出也箭在弦上，股指期貨推出到底會對股票市場的波動性產生什么樣的影響，不僅是市場參與者、管理者關注的熱點，也受到很多學者的關注。目前關于股指期貨對現貨市場影響的研究成果大多集中于美國和英國等成熟市場，而對新興市場的研究還較少。由于日本、韓國與中國為鄰，經濟息息相關，文化上有互通性，社會心理也有相近性，本研究選取日本的N225指數期貨、韓國KOSPI200指數期貨和我國臺灣地區證交所加權指數TWSE期貨作為樣本進行實證分析，以期通過發達證券市場和新興證券市場的經驗數據對股指期貨推出后現貨市場波動性變化進行較為全面的研究。特別是韓國KOSPI200指數期貨和我國臺灣地區證交所加權指數期貨，是目前全球市場交易量很大或增長很快的品種，而它們當時推出股指期貨時股票市場的發展狀況與我們股票市場目前的實際發展狀況比較接近，其實證結果對我們股指期貨推出后研究現貨市場波動性的變化具有一定的指導作用。
一、相關文獻綜述
學術界關于股指期貨與現貨市場波動性關系的研究常常集中于股指期貨引入后對現貨市場的波動性能否產生影響以及影響程度有多大等相關問題上。在諸多的研究結論中，存在著兩種截然不同的觀點，一種觀點認為股指期貨的引入使得現貨市場的波動性增加，而另一種觀點認為股指期貨引入后現貨市場的波動性不變或者減少。
Edwards（1988）、Becketti等（1990）、Baldauf等（1991）、Brorsen（1991）及Pericli等（1997）先后對股指期貨推出后S&P500股票市場波動性進行了實證研究，得出的結論是股指期貨并沒有使得現貨市場的波動性增加。Brorsen雖然發現引入指數期貨后S&P500股票市場的日股價變化的方差發生了變化，但長期指數價格變化的方差沒有發生顯著變化，說明股指期貨對現貨市場波動性的影響即使存在也是非常短暫的。Baldauf等使用ARCH模型對S&P500指數的波動性進行了研究，認為指數期貨上市對股票市場波動性影響并不顯著。Freris（1990）對香港恒生指數期貨推出前后的現貨市場波動性進行了分析，認為指數期貨對股票指數波動沒有產生影響。Hodgson等（1991）分析了引進股指期貨后澳洲所有普通股指數的波動情況發現，股指期貨并沒有加大澳洲股市的波動。Gerety等（1991）通過研究道瓊斯工業指數期貨對股價指數的影響發現，變異比率并無明顯改變。Laatsch等（1988）對MMI股票指數期貨和構成指數的20只成份股的關系所進行的研究認為，期貨交易沒有使現貨市場波動變大。Lee等（1992）分別研究了美國價值線指數、香港恒生指數、澳洲所有普通股指數、新加坡交易的日經指數和英國的FT-SE100指數期貨與相應的現貨市場的關系，發現：美國市場中期波動上升，長期并無影響；香港市場的波動短期下降，長期上升；澳洲市場無顯著變化；日本市場的波動顯著上升；英國市場的波動短中期上升，長期并無影響。Charles等（1997）研究了1978年至1995年世界股票指數期貨市場上12種股指期貨與股指波動性后顯示，推出股指期貨后，股指波動性不變的近八成，只有少數股指表現為波動性增加。
Powers（1970）指出，期貨市場實質上提高了金融市場的深度，擴大了信息量，現貨市場的波動性會相應降低。Stroll等（1988）認為期貨市場提高了現貨市場的有效性并降低其波動性。Lee等（1992）研究了1984 年至1988年香港恒生指數期貨與恒生指數的關系認為，股指期貨不但沒有增加現貨市場的波動性，甚至在某種程度上減小了波動幅度。Bessembinder等（1992）分析了1978年至1989年S&P500指數期貨推出前后的情況，發現期貨市場的引入使現貨市場波動性減小。Robinson（1993）對1980 年至1993年FT-SE100指數的期現貨市場的研究表明，引入期貨市場后現貨市場波動性減小。Antoniou等（1995）利用日收益率數據，對FT-SE100股票指數期貨的交易對基礎現貨市場的波動性的影響進行了研究。他們利用GARCH模型對信息與波動性之間的關系進行了檢驗。結果表明，期貨交易導致了現貨市場波動性的增加，但這種波動性并非是市場投機行為擾亂市場所致，而是源于股指期貨的引入提高了現貨市場信息流的速度與質量。
Cox（1976）認為，由于衍生市場中大量無信息交易者的存在，股指期貨使得現貨市場波動性增加。Finglewski（1984）也斷定期貨交易者相比于現貨交易者，掌握的信息資源更少，這就會增加股市的波動性。Harris（1989）認為，由于期貨市場交易成本相對較低，投資者交易頻繁，引發了更多的不確定性并由此增加了現貨市場的波動性。指數期貨的引入使得現貨市場的波動性增加。Damodaran（1990）研究了S&P500指數期貨后發現，S&P500成份股的波動有增大的趨勢。Lockwood等（1990）對道瓊斯工業指數的研究表明，道瓊斯工業指數引入后現貨市場收益率變異系數上升。Antoniou等（1995） 對FT-SE100指數進行的研究表明，期貨市場改善了現貨市場的信息傳遞效率，使得現貨市場的信息傳遞速度和所傳遞信息的質量增加，并使得股價的波動性增加。
國內學者對這一問題也進行了相關的研究。史美景等（2007）對香港恒生指數H股指期貨引入前后現貨市場的波動性變化進行了研究，結果發現，在期貨和約未上市前，波動性干擾反應在時間上的持續性效果較久，而在股指期貨推出之后，其波動性干擾因子的影響反應速度更快，市場波動性降低了。李華等（2006）對日經225指數對現貨市場的波動性影響效應進行了研究，發現在股指期貨推出之初現貨市場的反應較強，波動性較大，之后其波動性逐漸減小。肖輝等（2004）運用高頻數據對S＆P500股指與股指期貨的日內互動關系所進行的研究發現，股指收益率與股指期貨收益率之間存在著即時互動關系，三種波動率度量方法均發現股指期貨已實現波動率明顯大于股指已實現波動率。這說明股指期貨的引入可能對現貨市場波動性產生一定的影響。
綜上所述，雖然關于股指期貨與現貨市場波動性關系的實證結論不一，但學術界還是傾向于指數期貨的引入并沒有導致現貨市場波動性增加的觀點，即使股票市場的波動性可能有所增加，也只是表現在短期，而且這種短期的波動性增加還可能是由于信息的數量增加和質量提高所致，股指期貨其實發揮了穩定股票市場的功能。本文嘗試著對這一問題進行實證分析。
二、波動性的檢驗方法
指數期貨的引入與股票市場波動性關系的研究可以從定性和定量兩方面來考慮，即：（1）指數期貨是否對股票市場的波動性產生了影響；（2）如果存在這種影響，那么這種影響是穩定了基礎現貨市場，還是加劇了現貨市場的不穩定性。在定性上，即指數期貨是否對現貨市場產生影響這一問題，在股票指數系列服從正態分布的條件下，可以直接通過F檢驗來進行，但事實上金融時間序列基本上都具有尖峰厚尾、時變方差特征，并不服從正態分布，所以這種方法并不實用。常常使用GARCH模型來對以上問題進行檢驗。而且，由于信息的基礎性要素作用，信息數量和質量的變化往往會影響現貨指數價格波動性的變化，使得波動性呈現出時變性特點。對這種波動時變性，可以用GARCH過程建立收益率序列的條件方差模型來處理。常用的GARCH模型如下：
（一）GARCH(p,q)
誤差項服從GARCH(p,q)過程的模型如下：
這里，式（1）是條件均值方程，式（2）是條件方差方程，It-1是信息集，p是GARCH項的階數，q是ARCH項的階數。GARCH模型要求αi≥0以及βj≥0。
（二）TARCH（p,q）
由于股價下跌過程中的波動性比股價上漲過程中的波動性更大，股票價格對這種信息的反應具有非對稱性。對于這種“非對稱性”反應，通常可以采用門限ARCH（Threshold ARCH）模型來刻畫。
TARCH模型的條件方差模型為：
當γ＜0時，存在杠桿效應；如果γ≠0，則影響是非負的。
正如前面所述，對于股票價格波動性的變化到底是由于期貨交易沖擊還是由于信息變化所致，可以從定性和定量兩個方面來進行分析。定性上來看，從期貨交易本身是否對股票市場的波動性產生了影響可以看出問題的本質；如果期貨交易的引入確實加劇了股票市場的波動性，則這種波動性可能來源于兩個方面：一是對信息的快速反應，二是期貨市場對現貨市場價格的擾動。因此，可以進一步從定量上來進行區分。為了剔除信息的干擾影響，我們要著重分析，引入期貨交易之后信息與波動性之間所存在的關系問題。
對于股指期貨是否對股票指數的波動性產生了影響這一定性的問題，我們在條件方差方程中引入了一個啞元變量，在引入期貨前值為0，引入期貨后值為1。因此式（2）變為：
這里，DF是啞元變量。如果啞元變量具有統計顯著性，則表明期貨交易的存在對現貨市場的波動性產生了影響。類似地，TARCH、EGARCH模型的條件方差模型中也可加入啞元變量。
對于股指期貨到底是增加了還是減少了股票市場波動性這一定量問題，我們可以把研究期間劃分為引入期貨前、后兩個子期間。利用GARCH模型分別對兩個子期間進行估計，從而可以對引入期貨市場前后現貨市場的波動性進行比較。
GARCH模型應用的前提是收益率序列是平穩的，因此在進行GARCH建模之前，必須首先對序列進行單位根檢驗，常用ADF（Agument DickeyFuller）檢驗。
三、模型的參數估計及分析
（一）樣本和數據說明
選取日本、韓國和臺灣地區的股指分別為日經平均股價指數N225、漢城加權指數KOSPI200和臺灣加權指數TWSE，其股指期貨的推出日期分別為1988.7.3、1996.5.3、1998.7.21。
考慮到各指數的上市時間及考察期間的適當性，日本、韓國和臺灣地區的樣本區間分別設定為1984.1.4―2007.12.28、1990.1.4―2007.12.28和1990.1.3―2007.12.31。利用各股價指數的日收盤數據，通過Rt=log(pt[JB（/]pt-1[JB）])來計算對數收益率。為了檢驗期貨市場的引入對現貨市場波動性的影響，針對三種指數收益率序列，我們設置一個啞元變量序列，將引入指數期貨前該變量值設為0，引入期貨后該值設為1。
交易量的變化能反映市場投資者的參與程度和市場規模的發展變化，因此，我們將期貨市場交易量的變化作為期貨市場發展階段劃分的依據。按照這三個市場股指期貨上市后交易量的變化情況，將三個期貨市場劃分為初期、發展期、成熟期3個子區間。日本總樣本區間劃分為：初期1988.7.3―2002.6.7，發展期2002.6.10―2003.3.14，成熟期2003.3.17―2007.12.28。韓國總樣本區間劃分為：初期1996.5.3―1998.4.27，發展期1998.4.28―2001.6.27，成熟期2001.6.28―2007.12.28。臺灣地區總樣本區間劃分為：初期1998.7.21―2002.12.31，發展期2003.1.2―2004.3.23，成熟期2004.3.24―2007.12.31。
由于期貨市場的發展存在階段性變化，因此為了進一步分析期貨市場開設以后，期貨市場對現貨市場波動性的影響，我們將期貨市場的發展劃分為起步期、發展期、成熟期三個階段，通過對不同階段設置（0,1）啞元變量，檢驗期貨市場的不同發展階段對現貨市場波動性的影響是否發生變化。具體地，針對每一個國家和地區，在期貨市場發展的三個階段，進行兩次檢驗，即期貨市場從起步期到發展期的檢驗（起步期，啞元變量值為0；發展期，值為1），從發展期到成熟期的檢驗（發展期，啞元變量值為0；成熟期，值為1）。
由于N255、KOSPI200和TWSE指數收益率序列均不服從正態分布，無法直接運用F檢驗通過正態分布的統計方法檢驗引入期貨后股價指數收益率序列的波動性，只能通過GARCH模型來進行檢驗。
（二）期貨市場的引入對股票市場波動性總體影響的計量檢驗
1．股價指數收益率序列的單位根檢驗
表1給出了N255、KOSPI200和TWSE指數收益率序列全樣本的單位根檢驗。從ADF的檢驗結果可以看出，各時期N255、KOSPI200和TWSE指數收益率序列是平穩的，即服從I(0)過程，從而可對其進行建模。此外，出于后文計量檢驗的需要，表1也分別給出了引入期貨市場前后日本N225指數收益率序列、韓國KOSPI200指數收益率序列和臺灣加權指數TWSE收益率序列子樣本的單位根檢驗結果。
2．TARCH檢驗和EGARCH檢驗
正如前面所述，由于股價對不同信息通常具有非對稱反應，因此利用非對稱GARCH模型對股價指數收益率數據進行檢驗更為合理。以下分別給出了N255、KOSPI200和TWSE指數收益率序列的TARCH、EGARCH模型的檢驗結果。
為了檢驗日本股市波動性的加劇是由于期貨市場的引入加速了信息的流動而導致的，還是確實是由于期貨市場加劇了現貨市場的不穩定性而導致的，我們分別研究了在引入期貨市場前后日本股市收益率序列波動性的變化。無論是TARCH模型，還是EGARCH模型，引入期貨市場后，α1值都減小，而β1值增加。α1與昨日市場有關的價格變化對今日指數價格變化的影響相關，從而α1被視為“信息”系數，本文實證檢驗中α1的減小說明，在引入期貨市場后，新信息對股價變化的影響速度在減慢。β1反映“舊信息”對股價的影響。引入期貨市場后，信息流速的減慢將導致β1的增加，“舊信息”將對近日的股價產生較大的影響。
綜合α1、β1可以看出，期貨市場的引入確實擾亂了現貨市場的穩定性。股指期貨的引入的確使得現貨市場波動性增加，而且這種增加并不是由于信息流動速度的加快而產生的。
（2）韓國股票市場波動性檢驗
韓國股票市場波動性檢驗結果如表3所示。從檢驗結果來看，韓國KOSPI200指數收益率序列服從AR(2)[CD1]TARCH(1,1)、AR(2)[CD1]EGARCH(1,1)過程。啞元變量DF的系數δ顯著為正，表明指數期貨的引入，確實加劇了韓國股票市場的波動性。顯著的γ值表明股市具有杠桿效應。
為了檢驗引入期貨市場前后韓國股市收益率序列波動性的變化情況，分別通過TARCH模型和EGARCH模型進行了檢驗。從其檢驗結果來看，無論是TARCH模型，還是EGARCH模型，期貨市場的引入確實擾亂了現貨市場的穩定性。期貨市場的引入確實引起了現貨市場波動性的增強，而且這種增強并不是由于信息流動速度的加快而產生的。
表4列出了對臺灣地區TWSE指數收益率序列波動性關于TARCH和EGARCH的實證研究。從其結果來看，該收益率序列服從AR(3)[CD1]TARCH(1,1)、AR(3)[CD1]EGARCH(1,1)過程，引入期貨市場因素的啞元變量的系數δ并不具有統計顯著性，表明臺灣地區引入指數期貨后，現貨市場的波動性并未發生顯著變化。γ具有統計顯著性，表明股價對利空消息的反應確實大于對利好消息的反應，股市具有杠桿效應。由于全樣本的檢驗結果反映出現貨市場波動性并未受到任何的影響，因此，進一步進行引入子樣本的檢驗就沒有了實質性的意義。
[HT5"H]表4 TWSE指數收益率序列的TARCH、EGARCH檢驗（全樣本）
（三）不同發展階段股指期貨對股票市場波動性的影響
為了進一步從定量上分析股指期貨引入對現貨市場波動性的影響，本部分通過TARCH模型分別對N255、KOSPI200和TWSE指數收益率序列就不同發展階段（初期、發展期和成熟期）的子樣本進行實證檢驗。從表1股價指數收益率序列的單位根檢驗結果可以看出，在期貨市場處于初期―發展期、發展期―成熟期間，日本、韓國和臺灣地區指數收益率序列分別是平穩的，即各自服從I(0)過程，從而可對其進行TARCH檢驗。以下是這三個國家和地區子樣本的檢驗結果。
1．日本期貨市場不同發展階段股票市場的波動性檢驗
從表5對N225指數收益率序列的實證檢驗結果來看，當期貨市場從初期過渡到發展期，表示期貨市場階段性變化的系數δ顯著為正，這說明當期貨市場進入發展期以后，期貨市場引起了現貨市場波動性的加劇。當期貨市場從發展期過渡到成熟期時，表示期貨市場階段性變化的系數δ為負，但不顯著，表示進入成熟期的期貨市場對現貨市場波動性沒有顯著影響。
2．韓國期貨市場不同發展階段股票市場的波動性檢驗
KOSPI200指數收益率序列不同發展階段波動性檢驗結果如表6所示。其指數收益率序列的檢驗結果表明，當期貨市場從初期過渡到發展期，表示期貨市場階段性變化的系數δ顯著為正，表明當期貨市場進入發展期以后，期貨市場引起了現貨市場波動性的加劇。但當期貨市場從發展期過渡到成熟期時，表示期貨市場階段性變化的δ系數為負，而且不顯著，表示進入成熟期的期貨市場對現貨市場波動性沒有顯著影響。
3．臺灣地區期貨市場不同發展階段股票市場的波動性檢驗
臺灣地區TWSE指數收益率序列的檢驗結果表明(見表7)，當期貨市場從初期過渡到發展期，表示期貨市場階段性變化的系數δ并不顯著，表明當期貨市場由初期進入發展期后，期貨市場對現貨市場波動性沒有顯著影響；當期貨市場從發展期過渡到成熟期時，表示期貨市場階段性變化的系數δ顯著為負，表明進入成熟期的期貨市場顯著降低了現貨市場的波動性。這一點與表4所示的總樣本檢驗結果是一致的。
四、研究結論及啟示
（一）研究結論
本文以N255、KOSPI200和TWSE指數為樣本，通過TARCH和EGARCH建模，從樣本總體和分階段子樣本分別對其股指期貨推出與股票市場波動性的關系進行了實證檢驗。其結果歸結如下：
從全樣本的檢驗結果來看，在日本和韓國，指數期貨的引入確實加劇了股票市場的波動性，而且這種波動性的加劇是由于期貨市場擾亂了現貨市場的穩定性所致。而在臺灣地區，引入指數期貨后，現貨市場的波動性并未發生顯著變化。
從分階段子樣本的檢驗結果來看，在日本，當股指期貨剛開始引入到發展期，股指期貨的確加劇了股票市場波動性的變化，但當進入成熟期時，期貨市場對現貨市場波動性的影響并不顯著；在韓國，當期貨市場進入發展期以后，期貨市場也引起了現貨市場波動性的加劇，當期貨市場從發展期進入成熟期以后，期貨市場對現貨市場的波動性沒有顯著影響；但在臺灣地區，在期貨市場進入發展期以后，期貨市場對現貨市場波動性沒有顯著影響，而進入成熟期的期貨市場顯著降低了現貨市場的波動性。這充分說明，在日本和韓國，股指期貨的引入對現貨市場波動的影響僅僅表現在短期，長期并無影響。
從實證檢驗結果來看，日本和韓國股票市場中股指期貨對現貨市場波動性的短期影響并不是由于信息因素所引致的，的確是由于期貨市場交易的高杠桿性所致。
（二）啟示
股指期貨的引入對現貨市場波動性的影響因國家或地區的不同而不同，而且這種影響在期貨市場引入及以后發展的不同階段也有所不同。正如學術界的主流觀點一樣，總體上，股指期貨的引入不會增加現貨市場的波動性。即使在一些國家和地區，這種波動性增加的跡象存在，也只是短期的。在長期中，股指期貨并不會增加現貨市場的波動性，甚至還會減少現貨市場的波動性，發揮期貨市場穩定現貨市場波動性的基本功能。而且從本文的研究結論來看，股指期貨推出前后，成熟股票市場與新興股票市場具有大致相同的特征。這一實證結論，對于即將推出的我國股指期貨具有現實的指導意義。
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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.
長征的故事范文3
關鍵詞 股票市場 發行制度 全面管制
一、中國股票市場發行制度經歷的三個階段
(一)實驗期階段
在1993年以前，深、瀘兩個交易所在各自地方政府的領導，進行股票發行上市實驗，其參照規則主要是地方規章，尚未形成比較規范的制度。這一階段的主要特點是實驗，錯了可以再改。
(二)計劃管理階段
從1993年至1998年，國務院證券委和中國證監會的成立，《股票發行交易與管理暫行條例》和《公司法》的出臺，標志著統一的全國股票市場的建立和股票市場發行制度的確立。股票發行規模列入國家計劃，發行人材料經有關管理機構審批。因此，這一階段的股票發行制度稱為審批制。這一階段的特點是政府等有關部門在股票發行過程中起主導作用，券商和其他中介機構起從屬作用，其責任和義務也不明確。
(三)逐步向市場化發展階段
1999年證券發行主管部門停止下達發行計劃，開始向市場化方向改革。1999年7月1日《證券法》的實施和中國證監會依據《證券法》制訂的《中國證監會股票發行審核委員會條例》、《新股發行定價報告指引》、《關于進一步完善股票發行方式的通知》、《中國證監會股票發行核準程序》、《股票發行上市輔導工作暫行辦法》等一系列文件的出臺，確立了股票發行核準制的框架，市場化的股票發行制度趨于明朗。2001年4月1日，中國證監會正式取消了實行了9年之久的審批制(指標制)，開始實行核準制(通道制)。
從中國股票發行制度所經歷的三個階段可以看出，全面管制是中國發行制度的核心內容。這種發行制度在嚴格規范發行行為的同時也大大地降低了整個股票發行市場的效率。
二、以全面管制為核心的股票發行制度存在的問題
(一)上市成本不斷增加，尋租現象嚴重
無論是審批制還是核準制，都有其天然的缺陷，都與市場的自由屬性存在著沖突。從審批制到核準制，實質并沒有改變，指標也并沒有取消，所不同的是掌握權從以前的政府手中轉移--到了券商手中。這種轉變，一方面使券商在選擇企業時，提高了選擇標準，更加注重企業質量，增加了券商的主動性，另一方面券商手中的通道成了稀缺資源，各種尋租現象比比皆是，直接造成企業上市的直接成本不斷增加。在大勢疲軟的情況下，某些券商通過買賣通道來獲取收益，致使通道費用飛漲。由于承銷費是按總融資額計算的，因而造成許多優質企業由于融資額不高而無法上市。于是，許多企業通過了輔導期又進入了由于通道缺乏而造成的漫長等待期，這無疑又增加了企業上市的間接成本，嚴重阻礙了資金的運行通道，降低了股票市場資金的流動性。
(二)資源配置功能弱化，資金使用效率低下
通過資源的優化配置，可以使資金優先流入有發展前景的上市公司，通過上市公司的發展資金再流入社會，支持股市實質性發展，實現資本市場的良性循環。然而許多上市公司在大量募集到資金以后改變投向或閑置，使得股市并沒有充分體現資源優化配制功能，資本市場并沒有實現良性循環機制。例如，根據2001年中報所反映的數據，深、瀘交易所閑置資金最多的10家公司閑置資金總量達370億元，占總資產的比例高達60％以上。而“委托理財”的資金很大部分又重新回流股市，形--成惡性循環，即由發行泡沫形成的資金又回流到市場進一步吹大泡沫。這種資源配置功能弱化、資金使用率低下的現象，不僅帶來社會資源的巨大浪費，而且進一步積聚了股票市場的風險。
(三)股票發行審核程序存在缺陷，設計目標難以實現
首先，發行審核的法律依據不完善。目前，股票發行核準所依據的法律法規主要是《公司法》、《證券法》以及《股票發行交易與管理暫行條例》。股票監管部門公布的一系列準則、格式以及指導意見也是發行審核的依據。盡管監管部門一直在努力，但發行審核的一整套完整的法規體系尚未真正建立起來。《證券法》實施以后，有關發行審核的規章了許多，但由于這些規章制定的較為倉促，所以還存在許多疏漏和不足，需要進一步的完善。
其次，發行審核的程序存在較大缺陷。無論是證監會職能部門審核，發審委形式通過，還是發審委進行嚴格審核，都無法解決是依法進行合規性審核還是進行實質性判斷的矛盾問題。因為，在中國當前的情況下，無法解決所存在的道德風險問題。發審委制度設計是以發審委委員名單保密為前提的，許多業內人士呼吁發審委審核的整個過程應公開化，但在實際操作過程中由于存在種種困難而無法實施。
最后，發行審核難以實現其最初設計的目標。發行審核制度的設計目標是使優質的企業能優先通過符合規定性的審核而得以從股票市場籌集所需的發展資金。但無論是審批制(指標制)還是核準制(通道制)，由于主承銷商資格不是由市場決定，所以受非市場化的各種因素影響，發行審核還是不能實現其設計的目標。
(四)定價機制存在缺陷，中小投資者利益得不到有效保護
目前的增發定價機制存在較大缺陷，不確定的人為因素太多。
首先，中小投資者并無定價自。目前上市公司增發新股普遍采用機構在網下累計投標詢價并定價，然后和網上定價發行相結合的發行方式。這樣，中小投資者只有被動接受機構定價而無參與定價權。
其次，定價隨意性過大，投資者難以把握。上市公司增發新股與配股不同，發行價格一般采用上、下限大于30％的區間，上市公司和主承銷商根據申購情況確定有效申購倍數并定價。這樣人為的不確定性太大，只要價格在有效區間變化，1倍和10倍甚至更高都可以算有效申購倍數。
再次，網上、網下分配的比例形同虛設。隨著增發新股的進行，有一些上市公司給網上、網下分配比例，并且使用雙向回撥機制。而由于網上、網下沒有完全隔離開來，使用回撥機制使網上、網下中簽率相同，加上網下的機構投資者只交小比例定金，投資基金還不設上限，利用資金的放大效應，散戶無法競爭過機構。最終都形成從網上向網下回撥的結果。
最后，同上網定價發行相比，增發的價格確定過程，讓人無從把握。在認購踴躍的情況下。包括上下限很多個價位都可以定為發行價，承銷商想定多少都行，主觀隨意性特別大。尤其是網上、網下可相互回撥的情況下，網下的機構投資者只繳小比例定金，嚴重損害了網上中小投資者的利益。
三、中國股票市場發行制度的創新和發展
根據成熟股票市場的經驗，推行股票發行機制的市場化是中國資本市場發展的必然選擇。隨著中國加入wTO和金融自由化進程的推進，資本市場的股票發行制度改革也應有所突破。其發展方向必然是向完全市場化的“注冊制”過渡。
(一)從核準制逐步向注冊制過渡
中國的股票發行制度必然要經歷從行政審批制到核準制再到注冊制的過程。但是，注冊制是與市場經濟相聯系的，它必須在一個成熟的市場環境下才能存在。因此，中國股票發行制度市場化進程，應在首先明確目標的前提下，穩步扎實向前推進。
首先，發審委對發行申請的通過與否應當逐步公開化。一是發審委委員名單應公開化，接受大眾監督，只對具體參與討論的委員名單加以保密；二是發審委委員在拿到要審核的材料之前，企業和中介機構可以向他們認為有必要向其說明的委員進行溝通和陳述，但應向監管機關和公眾進行說明。
其次，在市場大規模擴容期過去之后，應對發審委制度進行改革，如可以改為專家聽證制度或通訊審核制度，這樣可以在相當大的范圍內進行審議。而發審委則是一個流動性較大、陣容龐大的專家庫，每次的專家審議意見不再是最后表決，而是提出所存在的問題，也可以就是否允許其發行股票提出傾向性意見，由證監會的決策人士具體決定是否可以核準。
最后，初步過渡到注冊制，擬發行公司提前若干時間向證監會提出注冊申請，證監會應當有足夠的專業人員對這種申請進行符合規定性的審核，只要通過的就可以著手采取各種市場接受的方式發行，發行之后即可以上市。同時也可以考慮將上市的批準權交給交易所。
(二)建立完善的信息披露制度
完善的信息披露制度是實行注冊制的重中之重，因為完善的信息披露制度能有效保護中小投資者的利益，促進股票市場的健康發展。具體來說可采取一定措施從供給和需求兩方面加大上市公司虛假信息的成本，并完善《證券法》中的民事損害賠償制度，對虛假信息的上市公司給予嚴厲的懲罰。
(三)股票發行定價逐步向市場化推進
在實行注冊制的情況下，發行定價市場化是關鍵，只有讓全部投資者通過市場法則，在完善的信息披露制度下，自主的決定投資行為，從而真正實現優勝劣汰，通過市場的供求關系來作為確定股票發行價格的主要因素，才能實現新股定價的合理性。但是，中國股票市場在發展過程中具有較大的特殊性，其規范運作必須逐步推進。
長征的故事范文4
關鍵詞:貨幣需求；股票市場；貨幣政策；VECM
近期我國股票二級市場空前繁榮，大量“熱錢”涌入。中國人民銀行連續六次加息（并于今年減征15%的利息稅，相當于 “變相”加息），多次提高法定存款準備金率等貨幣政策措施的出臺，目的就是收縮貨幣流動性，借此使中國經濟平穩增長。國外和國內都有學者實證分析得出股票市場對貨幣需求具有顯著的影響。Allen（1994）把證券市場交易量指標引入貨幣需求函數，通過對80年代數據的回歸分析發現，貨幣需求量與包括GDP交易、金融交易在內的經濟體系所有交易的相關性仍十分顯著。謝富勝、戴春平（2000）把股市市值引入貨幣需求函數，對1994年1季度到1999年2季度的數據回歸分析發現，股市市值與貨幣需求呈顯著的正相關。
我國股票市場的發展已成為國民經濟運行不可或缺的一部分，股票二級市場對貨幣需求的影響主要體現在三個方面：（1）財富效應。股票市值的上升意味著持有股票的人們的名義財富增加，居民收入上升，貨幣需求相應增加。（2）交易效應。股票作為一種金融商品,其交易也需要憑借貨幣作為媒介物；股票市值上升往往伴隨著股市交易量的擴大，成交量越大，需要用來完成媒介作用的貨幣就越多,相應地,對貨幣的需求也就越大。（3）替代效應。股票市值上升，會使得人們調整自己的資產結構，多持有股票，少持有貨幣，貨幣在人們資產組合中的比重下降，會降低貨幣需求。股票二級市場對貨幣需求的凈影響由這三方面的效應共同決定。
一、我國股票二級市場對貨幣需求的實證分析
1.模型的建立。VECM是在VAR模型基礎上導出的，也被稱為協整的VAR模型，主要用于協整序列的相關分析，下式就是VECM的一般形式：
若Yt且是一階協整的，那么Yt的動態特性就可以用VECM來描述。EngleandGranger（1987）證明，如果Yt中變量間存在有一階協整關系，那么矩陣П的秩r=R(П)＜n。于是，П可分解為兩個矩陣的乘積，П=αβ，其中α、β均為n×r階。β稱作協整參數矩陣，它的每一列都是一個協整向量，β=(β1，β2，……βr)，共有r個。其中βY t-1 ～I（0）（若時間序列變量水平數據是平穩的記為I(0)，若是經n次差分后是平穩的記為I(n)），它內含r個誤差修正項。α稱作調整系數矩陣，或稱修正系數矩陣。α中每個元素都表示相應的誤差修正項對差分的被解釋變量的調整速度。它實際上是以協整關系為約束條件的VAR模型，使用它的優勢在于能夠把系統內變量間的長期均衡關系和短期動態特征結合在一個模型中分析，保持信息的完整性。
本文實證分析的數據從1997年第1季度至2007年第4季度，樣本數據共44個，且所有數據均為名義變量，數據來源于深、滬證券交易所，國家統計局，國研網，中國經濟信息網等網站。理論上，決定貨幣需求的因素主要有規模變量和機會成本變量，考慮股票二級市場對貨幣需求的影響，我們選取以下變量：(1)國內生產總值（GDP）。理論上，GDP對貨幣需求的影響成正方向變化。由于GDP具有明顯的季節性，我們先用X＿11加法季節調整模型對其進行了調整，取對數。(2)利率（R）。利率反映居民和企業持有貨幣的機會成本，我們選取一年期存款利率。(3)消費者價格指數(CPI)。CPI能從一定程度上反映通貨膨脹率,為使價格具有可比性，將公布的月同比指數換算成定基指數（基期為1997年1月），然后取季度內三個月的平均值作為該季度的CPI。由于其存在明顯的季節趨勢,也用X＿11加法季節調整模型進行調整，取對數。(4)股票指數（SZ）。我們采用上證綜合指數，為了使其更具有代表性，用季度內三個月的平均值作為該季度的上證綜合指數，取對數。(5)貨幣指標（M1）。取對數。
2.實證檢驗。（1）間序列平穩性檢驗。在做VECM之前，應首先進行時間序列的平穩性檢驗，平穩性檢驗可以歸結為時間序列的單位根檢驗，本文采用常用的ADF檢驗。我們通過基本時序圖確定ADF檢驗在如下：①包含常數項和趨勢項②僅包含常數項③不包含常數項和趨勢項；三個模型中如何進行選擇。按照AIC和SC選取差分項的滯后階數，以使隨機誤差項為白噪聲。最后結合自相關函數法檢驗做出判斷(本文中的計算軟件采用EViews4.0)。檢驗結果表明，M1 GDP SZ CPI R在1%的顯著水平下都是I(1)，即它們本身不是平穩的，但它們的一階差分卻(DM1 DGDP DSZ DCPI DR)都是平穩的。以上是用ADF檢驗的結果，我們又用自相關函數法做了檢驗，結果也表明上述變量都是I(1)。（2）于VECM的協整性檢驗。在時間序列變量都為I(1)的基礎上，我們來檢驗它們之間是否存在協整關系。對于多個變量間的協整檢驗一般用Johansen的檢驗方法。Johansen協整檢驗的目的判斷所研究的變量有幾個協整關系。有兩個統計量被用來進行協整檢驗：一個是跡統計量；另一個是最大特征值統計量。協整檢驗時，我們首先選擇模型，根據數據的顯著性特點,我們選擇協整部分和VAR中均有截距的模型，仍然用AIC和SC來確定模型的滯后階數。實證檢驗結果表明：跡統計量和最大特征值統計量在5%的顯著水平上表明M1和其它所選變量之間具有一個協整關系。（3）于VECM的Granger因果關系檢驗。Granger因果檢驗有兩種形式：一種是傳統的基于VAR模型的檢驗；另一種則是基于VECM的檢驗。兩者間的區別在于如果非平穩變量間存在著協整關系，則因果檢驗應考慮使用后者，否則得出的結論可能出現偏誤，而且基于VECM的因果分析不僅能避免偽回歸，還可以從長期和短期這兩個層次的因果關系來把握系統內變量間的動態聯系（Masih, A. & Masih, R.，1996）。短期因果關系以VECM估計結果中Yt從1到p-1階滯后值系數的聯合分布顯著性來判斷，表達了Yt受各滯后差分項影響的情況。長期因果關系則以誤差糾正項系數的顯著性來判別，表達了Yt受Yt-1影響的情況。實證檢驗結果表明：①M1的誤差修正項系數在5%的顯著水平下是顯著的，表明所選變量是M1的長期原因；②從GDP、R、CPI、SZ四個變量的Wald值可以看出，它們是M1的短期原因；③SZ的誤差修正項系數在5%的顯著水平下也是顯著的，表明所選變量是SZ的長期原因；④從M1、GDP、R、CPI四個變量的Wald值可以看出，它們是SZ的短期原因；⑤從而我們得出M1與SZ互為強因果關系（當變量之間同時具有短期和長期因果關系是，稱之為強因果關系），也就是說股票市場的波動會影響M1，同樣M1的變動也會影響股票市場。（4）整方程。最后，我們給出5%的顯著水平上M1和所選變量之間的協整方程如下（[ ]中的數據為t值，大于2.1則表示在5%的水平下顯著）：M1=2.137131GDP-0.007651R+4.008064CPI+0.12444SZ-11.44387，[-43.0604]、[ 0.7427][-2.1832]、[-4.2548]極大似然值264.3781。協整方程反映的是變量之間的長期均衡關系：①GDP、SZ兩變量與M1正相關，這與我們的理論預期相同，GDP增加意味著參與實體經濟的貨幣需求也會增加，同樣股價指數上升也會增加貨幣需求。②利率R這個系數并不是很顯著，正好說明了我國利率工具效果并不理想，需要進一步加快利率市場化改革的進程。③CPI與M1正相關，與劉勇（2004）采用1994年1季度到2002年4季度數據實證得出的結論相同。
二、小結
股票市場的股價指數與M1互為強因果關系，且長期來看二者之間具有正相關關系，也就是意味著股票市場股價指數的上升，對貨幣需求會相應增加。正如石建民（2001）所認為的，股票市場的發展，使得央行的貨幣供給有相當一部分并沒有進入生產、消費和流通等實體經濟環節，而是被股票市場所吸收。股票市場的“賺錢效應”吸走了大量本應該進入實體經濟的貨幣，使得許多貨幣不能轉化為擴大投資、刺激消費等推動經濟增長的動力。因此，我們認為隨著中國A股市場的快速發展，貨幣政策的制定應該考慮到股票市場的貨幣需求量。政府應該拓展多種投資渠道來引導投資、分流資金，所謂“疏勝于堵”；并且采用多種調控手段進一步完善股票市場的監管機制，減少違規資金的流入，使中國A股市場在一個健康的環境下發展。
作者單位：河北理工大學經濟管理學院
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長征的故事范文5
從全球證券市場看,藍籌股是成熟市場的標志之一。藍籌股在國外證券市場上已經不僅僅是市場炒作的概念,同時更是推動市場發展的根本所在?？疾斐墒旃善笔袌錾系湫退{籌股的形成過程,我們進一步發現,一家公司必須隨著市場的變化不斷推出新的產品,有領先的技術,當公司發展到一定階段時公司通過收購和兼并迅速擴大規模,牢固占領市場才能成長為一只藍籌股。
由于藍籌股在股市上表現獨特,國外市場上投資基金將大量的投資目標鎖定在藍籌股上。藍籌股出色的市場表現,贏得投資者的青睞,也帶動了相關金融創新品種產生和發展,藍籌股基金、股指期貨、指數基金、教育儲蓄投資基金、養老基金和保險基金等金融創新產品不斷推出,它們多數投資于藍籌股或基于藍籌股的衍生產品如藍籌股指數,以其投資風險相對較小,市場形象好,吸引了大量投資者。但是,在我們這樣一個只有短短十年歷史的證券市場上,投資者對藍籌股的認識還相當有限,甚至市場還缺乏真正意義上的藍籌股。
在本研究中,將集中探討在我們這樣一個不太成熟的股票市場上,有沒有藍籌股存在?能否構建一套合理的定量指標體系來篩選中國市場的藍籌股?對所篩選出的藍籌股能否通過市場實證檢驗來判斷其波動性、收益性的狀況?如果目前中國市場的藍籌股缺乏或過少,我們又怎樣來培育之?以及如何開發中國市場的藍籌股指數類產品,包括中國藍籌股指數、藍籌股指數基金以及其他的藍籌股指數衍生產品等?開展對這些問題的研究探討,對于改善我國證券市場結構、培育正確的投資理念和投資行為以及提高證券市場效率具有十分重要的意義。
本報告重點研究以下內容:
一、篩選藍籌股的基本方法、步驟。我們采用逐步淘汰法來篩選藍籌股。首先,根據上市日期,選出符合條件的股票(為保證有足夠的觀察時間,本研究確定 1997年12月31日以前已經在上海和深圳兩個交易所發行A股和B股并掛牌交易的上市公司股票作為備選對象,研究結束期為1999年12月31日,即至少有24個月的上市交易記錄)。然后,根據不同的指標條件,逐步選出符合條件的股票。最后,選出符合所有條件的股票,將所有符合條件的股票作為樣本藍籌股。并通過放松各指標和約束條件,選出不同標準的樣本藍籌股,進行綜合比較分析。
二、中國藍籌股的篩選指標體系構建。在綜合考慮既有藍籌股基本概念和研究成果的基礎上,首先我們提出了一套反映藍籌股特征的指標體系,包括:總股本、每股收益、凈資產收益率、主營利潤比重、凈利潤增長率。其次,確定藍籌股的具體選擇標準:以1997-1999年整個市場均值的三年移動平均值為基準,即總股本2.8億股,每股收益0.24元,凈資產收益率9.14%,主營利潤比重354.14%,凈利潤增長率9.82%,并根據證券市場的實際狀況有條件地放松和約束部分指標,作為選擇藍籌股的依據。最后,我們確定三種不同標準來分別選取不同的樣本藍籌股,以便進行比較分析。其中,樣本藍籌股的標準I為:僅以1999年度值為參照,總股本5.6億股;每股收益0.36元;凈資產收益率10%;主營利潤比70%;凈利潤增長率10%.根據我們設定的條件,只有8只股票完全符合標準,由此組成樣本藍籌股I.樣本藍籌股標準II為:以1997-1999年各上市公司三年均值為參照,按照每股收益高于市場25%,即0.30元;凈資產收益率維持配股條件,即≧10%;主營利潤比重70%;凈利潤增長率超過市場平均水平的50%,即14%;總股本超過市場平均的 100%,即5.6億股。計算備選股票以上藍籌股指標的三年均值,利用EXCEL軟件的數據排序功能,采取逐步篩選的辦法,選出符合所有條件的股票10 只,組成樣本藍籌股II.樣本藍籌股標準III為:仍以1997-1999年各上市公司的三年均值為選擇依據,但按照每股收益0.36元;凈資產收益率 10%;主營利潤比重70%;凈利潤增長率略為超過市場平均水平,即10%;總股本略微超市場均值的50%,即4億股的標準。采取與樣本藍籌股II同樣的篩選方法,選出符合所有條件的股票21只,組成樣本藍籌股III.
三、樣本藍籌股的實證分析。樣本藍籌股的實證分析主要包括對各樣本藍籌股與整個市場的流動性、波動性及風險性的市場檢驗。我們以所篩選出的藍籌股為樣本,構造藍籌股基本數據的時間序列,并通過定量分析手段探討藍籌股與我國股市之間的關系。實證結果表明,1998年整個市場的流動性平均為0.075,而三種標準的樣本藍籌股平均流動性分別為0.082(標準I)、0.057(標準II)、0.072(標準III),即:BL1>ML> BL3>BL2.因此,整個市場的流動性強于標準II和標準III的樣本藍籌股的流動性,而比標準I的樣本藍籌股流動性要小。在1998年,樣本藍籌股流動性指標和市場流動性指標之間存在著正相關(如,標準II的樣本藍籌股流動性指標與市場流動性指標的相關系數為0.546981,表明兩者存在中等程度的正線性相關),兩者的變化態勢基本相同。
從理論上來說,藍籌股應該有較好的穩定市場作用,藍籌股的波動性要比整個市場的波動性小很多。但從實證結果來看,標準I的樣本藍籌股波動性指標比市場的波動性指標波動幅度還要大。不過,標準II和標準III的樣本藍籌股在上海股市非急速波動的一段時期(1998年1月-1999年6月,如圖3-4),其波動幅度要略小于整個市場的波動幅度,表現出一定的市場穩定作用。
計量分析結果顯示,標準I、標準II和標準III的樣本藍籌股 值分別為1.15、1.03和0.87,即 (1)> (2)> (3)。因此,三種標準的樣本藍籌股風險水平與市場風險的平均水平相差不大,標準I、II樣本藍籌股的風險水平略高于市場的平均風險水平,標準III的樣本藍籌股風險水平略低于市場的平均風險水平。這同時也表明,目前市場上樣本藍籌股還不能較好地規避風險。
四、中國證券市場藍籌股的培育。以上選取的樣本藍籌股市場表現不佳,這在較大程度上表明目前我國證券市場上還缺乏真正意義上的藍籌股,因此必須加快對藍籌股的培育。
結合我國證券市場發展的具體情況和藍籌股發展的各種環境,我們提出了以下的藍籌股培育措施:(1)提高上市公司業績,培育公司的持續發展能力。業績是評價企業好壞與否的重要砝碼,也是作為藍籌股公司最基本的條件;(2)改革和完善上市公司的經營管理制度,完全按照現代企業制度來構建和運作企業;(3)大力發展主營業務,培育上市公司的綜合競爭力;(4)積極穩妥地推進上市公司的國有股減持計劃,通過適當降低國有股比例促使其投資主體的多元化,最終達到完善上市公司股本結構和治理結構之目的;(5)我國各級政府和管理部門應積極推出各種切實可行的優惠政策,并加強市場監管力度,嚴厲打擊各種市場違規行為,盡快實施上市公司退市機制,把真正優秀的企業留給證券市場,為我國藍籌股的培育和發展營造一個良好的市場環境;(6)通過對投資者進行宣傳教育,倡導正確的投資理念,使投資者逐步改變炒題材、炒概念的投機習慣,樹立中長期的價值型投資理念和理性投資行為。
五、我國藍籌股指數類產品的初步設計。根據實際需要,我們對中國藍籌股指數、藍籌股指數期貨和藍籌股指數基金等品種進行了初步設計,其中中國藍籌股指數的設計是重點。
在藍籌股指數設計方面,我們采取類似于上證綜合指數的編制方法來編制南方證券的中國藍籌股指數,但為了準確反映藍籌股的變化趨勢,我們采用了藍籌股的流通市值和流通股本。我們將在每年年報結束日止(4月30日)定期對市場所有的股票進行重新篩選,確定新的藍籌股樣本,并采取“除數修正法”來對相應的藍籌股指數進行修正。以前面所選取的藍籌股為樣本,以1998-1999年每周的樣本藍籌股交易數據為基礎,計算出期間(1998.01.09- 2000.01.07)藍籌股指數I、II、III的每周交易數據,得到相關的指數模擬運行結果。為選取合適的樣本藍籌股來構造中國藍籌股指數,我們以藍籌股指數的長期收益率r和波動性β兩個參數作為指數選取的標準,并定義收益-波動比率k=r/β來反映藍籌股指數合理性,即通常該比率越大(即波動性越小而成長性越高),則表明以該標準選取的樣本藍籌股指數越好。通過構建模型,計算出各樣本藍籌股指數的r、β和k值,得到k(III)>k(II)>k(I)的實證結果,表明樣本藍籌股指數III具有更好的收益-波動性。因此,標準III選取的樣本藍籌股最適合用于編制中國藍籌股指數。
長征的故事范文6
關鍵詞：貨幣政策 股票市場 狀態空間模型
一、引言
自1990年12月上海證券交易所和1991年7月深圳證券交易所正式營業以來，我國股票市場取得了巨大的發展。據統計，截至2011年底，我國股票市場上市公司總數達到2342家，流通市值達到16.49萬億元，而股票總市值也已達到了21.46萬億元，證券化率已達45.54%，以上數據顯示，隨著股票市場的不斷發展及市場化程度的不斷提高，股票市場的融資功能、資源配置功能等逐漸顯現出來，股票市場已經成為我國社會主義經濟體系的重要組成部分，在國民經濟中發揮著越來越重要的作用。
根據市場有效性假說，股票一種作為金融資產，其價格會受到不斷傳達至股票市場的新信息的影響。貨幣政策作為政府調整宏觀經濟的一種手段，其所傳遞的信息也將會對股票市場的價格產生一定的影響。但是對于貨幣政策影響股票市場的渠道和效果各國經濟學家尚沒有統一的定論。
二、文獻綜述
國外已有的文獻主要從貨幣供應量和利率兩個方面研究貨幣政策是否對股價產生影響，且結論也不盡一致。Bernanke（2005）研究表明，聯邦基金利率預期之外下降25個基點，股價指數將會增長1%，非預期的貨幣政策變動對股票市場的超額收益有很大的影響。Nuno Cassola（2008）等對歐洲GDP、M2、短期利率、債券收益率及股價指數之間采用SVAR模型進行實證分析，得出利率和資產價格在歐洲貨幣政策傳導機制中發揮著重要的作用，股市的周期性波動與貨幣政策的短期沖擊密切相關。Leitemo(2009)研究發現，股票實際價格和利率之間存在顯著的相互關系，聯邦基金利率升高100個基點，股票實際價格立刻下降7%-9%。Edouard Challe等（2011）研究表明股票市場對貨幣政策的變動無論在數量還是質量上都符合經驗估計，預期之外的名義利率變化對股票價格會產生顯著的影響。聯邦基金利率變動25個基點，會使股票指數變動0.5%到2.3%不等。
國內學者在研究貨幣政策與股票市場關系時，主要選取的變量包括貨幣供應量、利率、存款準備金率以及銀行信貸規模等。一些學者認為貨幣政策不能顯著地影響股票價格。如孫華妤、馬躍（2003）采用滾動式VAR模型進行研究，發現貨幣供給量對股市影響不大，并且存在時滯。張蕾、鄭振龍（2007）對1996-2006年短期利率與上證綜指間的動態相關性進行了實證研究，發現2002年之前利率與股指之間有微弱的動態負相關性，但在2002年之后這種負相關性逐漸增強，表明我國金融市場存在分割性并逐步走向成熟。
另一部分學者則通過實證研究認為貨幣政策對股票價格有著顯著的影響。如劉文超、韓非（2010）運用協整回歸方法，研究結果表明：貨幣供應量同比變動同股票市場存在著長期均衡關系。其中M0和M1的同比增速是上證綜指的格蘭杰原因。貨幣政策在緊縮期對股市的負面作用大于其在擴張期的積極影響。鄭鳴，倪玉娟（2011）運用MS―VAR方法分析貨幣政策與滬、深股市收益率的動態相關性及與股票市場特征的關系。實證表明，貨幣供應量與股市的相關性比利率與股市的相關性要高。
從上述文獻可以看出，目前學者研究在研究貨幣政策對股票市場的影響時，大多采用固定參數模型，得出了一些有價值的結論，對我國貨幣政策操作有一定的指導意義。但是由于貨幣政策存在著一些不可觀測的因素，采用上述固定參數模型難以準確反應現實情況。近年來，由于經濟改革、外界沖擊和政策變化等因素的影響，中國的經濟結構逐漸發生變化，貨幣政策沖擊對股市的影響也越來越不固定，因此需要構建時變參數模型才能更好地反映貨幣政策對股市影響的動態性。本文擬采用時變參數的狀態空間模型對貨幣政策對股票市場的影響進行分析。
三、實證研究
狀態空間模型表達了由于輸入引起系統內部狀態的變化，并由此使輸出發生的變化，是反映動態系統的完整模型，它不僅能反映系統內部狀態，而且能揭示系統內部狀態與外部的輸入和輸出變量的聯系。
（一）變量的選取與數據處理
本文采用上證綜合指數的對數的差分即上證綜指收益率（dlnindex）作為自變量，采用廣義貨幣供應量對數的差分即貨幣供應量變化率（dlnm2）、利率對數的差分即利率變化率（dlnr）作為自變量建立時變參數狀態空間模型。本文設定了一個虛擬變量t來考察貨幣政策在股權分置改革前后對股市影響的效果。
本文選取樣本為1997年1月至2011年12月的月度數據。數據均來自于中經網統計數據庫。
（二）單位根檢驗
采用時間序列建模，為避免偽回歸問題，要求序列是平穩序列或序列之間存在協整關系，因此，需要先對各變量進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗，檢驗結果表明，廣義貨幣量（M2）、利率（R）、上證綜合指數（index）的對數序列在5%的置信水平下均為一階差分平穩過程，即都是一階單整時間序列。
（三）協整檢驗
Johansen協整檢驗是一種以模型為基礎的檢驗回歸系數的方法，它能夠同時對多變量進行協整檢驗。本文采用Johansen協整檢驗方法，結果表明，在5%的顯著性水平下，各變量之間都存在著長期協整關系。
（四）狀態空間模型分析
利用狀態空間模型的時變參數模型來研究上證綜合指數收益率（dlnindex）、廣義貨幣供應量增速（dlnm2）、利率變化率（dlnr）之間的關系，t為虛擬變量，以實行股權分置改革為界，2005年12月以前取0,2006年1月以后取1。該模型的量測方程為：
@signal dlnindex=c(1)*t+sv1*dlnm2+sv2*rr+sv3
其狀態方程為：
@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)
估計得到如下結果，括號內為z統計量：
(-8.36E+08)
(8.07E+12) (-3.90E+15) (-6.21E+13) (-1.29E+13)
經過z統計量檢驗，上述模型在5%的顯著性水平下是顯著的，進而可以得到廣義貨幣供應量變化率和利率變化率對上證綜指收益率的彈性變化趨勢，如圖1、圖2所示：
圖1廣義貨幣供應量變動率對上證指數收益率的影響系數
圖2利率變動對上證綜指收益率的影響系數
從圖中可以發現在1997年-1999年間，我國股市變動劇烈，貨幣供應量變動和利率變動對股市影響十分顯著。在此期間廣義貨幣供應量變動率對上證指數收益率的影響系數為[-0.044,0.26]，利率變動對上證指數收益率的影響系數為[-0.153,0.59],并且變動十分劇烈。究其原因，1997年席卷亞洲的金融危機對經濟造成了巨大沖擊，為了刺激經濟增長，央行開始實行積極的貨幣政策，貨幣供應量逐月增加，利率不斷降低，銀行信貸不斷增加，從而使我國股票市場在1998年5月前后走出了一波不斷上漲的行情。這一時期貨幣政策對股市收益率的影響十分顯著。此后，貨幣政策調控的效果顯現，股票市場逐漸恢復穩定，雖然央行繼續堅持執行積極的貨幣政策，廣義貨幣供應量增速保持在15%左右，利率水平維持在3%左右，股票市場對貨幣政策的預期比較穩定，貨幣政策對股票市場的影響未現巨大波動。即便是1999年至2001年的牛市行情，貨幣政策對股票市場影響的系數也變動較小，在這一階段，貨幣政策對股市的影響有所減弱。
2005年股權分置改革開始實行，并于2006年全面展開。我們發現，股改前后，影響系數有著顯著的變化。股改之前，由于國家法人股的無法上市流通，市場流通股規模較小，因而股票市場受貨幣政策影響的變動幅度也較小。股權分置改革后，央行執行寬松的貨幣政策，雖然貨幣供應量增速依然維持在15%左右，但利率始終在3%以下，居民儲蓄率不斷降低，大量的資金涌入股市，促使我國股市走出一波前所未有的牛市行情。從圖中結果可以看出，2006年以后，貨幣政策對股市影響的系數變動率有所增大。貨幣供應量變化率對上證綜指收益率的影響不斷增強，從2006年7月的0.001增加到2011年12月的0.071，并在09年以后影響逐步減弱，而利率變化率對股市收益率的負向影響則從0.05增加至0.37，并在09年以后逐步增強。這也一定程度上表明股權分置改革提高了我國貨幣政策對股票市場的影響力度。
2008年，美國次貸危機引發的金融危機席卷全球，為了克服金融危機，國家出臺了四萬億經濟刺激計劃，并實行了寬松的貨幣政策，貨幣供應量增速一度達到30%，利率降低到1%以下，并在1.5%左右波動，股票市場出現了上升行情。隨著經濟的企穩回升，資產泡沫凸現，為了抑制資產泡沫，國家開始執行穩健的貨幣政策，貨幣供應量增速有所放緩，利率也有所提升，股市也表現出了疲軟的態勢，這與圖中曲線的斜率變緩，利率變動率的系數為負并不斷增加相吻合，這表明在這一段時間，貨幣供應量變化率對股市的影響是顯著的，但是影響作用在減弱，而利率變化率對股市的影響作用卻在加強，這也能解釋在利率調整公告前后，股市出現巨大波動的原因。
四、結論及建議
本文采用時變參數狀態空間模型實證分析了股指收益率與貨幣供應量變化率、利率變化率之間的關系，實證結果表明：貨幣政策調整對股票市場影響是顯著的，但是在不同階段采取不同的手段對股市的影響效果是不同的。在經濟危機時期，貨幣政策的微小變動都會帶來股市的巨大波動，并且貨幣供應量增速越高，股市收益率水平越高，提升利率對股市的抑制作用要比降低利率對股市的促進作用要大。在經濟過熱時期，貨幣供應量變動對股市收益率的影響較小，但利率變動對股市收益率的影響依然顯著，并且呈現出一定的波動性，提高利率會降低股市收益率，反之亦然。股權分置改革提高了貨幣政策的股票市場傳導的有效性，使得股票價格對貨幣政策信息的反應更加靈敏。
鑒于貨幣政策對股市影響的有效性，結合我國貨幣政策最終目標，雖然穩定幣值和促進經濟增長仍是央行的首要任務，但貨幣政策應適當關注股票市場價格的波動，并將股票價格等指標作為重要的參考依據，可以適時建立股票價格波動的監控體系。從長遠來看，我國的貨幣政策目標不僅僅是確保人民幣幣值的穩定，更應當是保證金融穩定，不僅包括物價穩定，還應包括銀行體系的利率穩定和匯率穩定以及股票價格在內的資產價格的穩定。從貨幣政策中介目標來看，央行應著重推進利率的市場化進程，強化利率傳導機制的作用，提高利率變動對金融資產價格變化的傳導效應。
參考文獻：
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[2]張蕾、鄭振龍.股票價格與短期利率動態相關性的實證分析[J]. 商業經濟與管理.2007;5
[3]劉文超、韓非.我國貨幣政策對股票市場影響的不對稱性分析[J].上海金融.2010;9
