前言：中文期刊網精心挑選了冬至的古詩范文供你參考和學習，希望我們的參考范文能激發你的文章創作靈感，歡迎閱讀。
冬至的古詩范文1
【關鍵詞】股權分置改革；非流通股股東承諾；民事訴訟機制
股權分置改革是為了解決我國上市公司非流通股暫不流通問題而進行的改革，即通過一系列制度性的安排和變更，改變上市公司的一部分股份上市交易，一部分股份暫不上市交易的狀況，使非流通股獲得上市流通權。非流通股股東通過支付對價，承諾其可流通將不會損害流通股股東的利益，如果流通股股東同意該承諾，則給予非流通股的流通權。因此承諾的履行與否關系到股權分置改革中流通股股東的切身利益，加強對承諾的履行監管，懲戒和制裁違反承諾的行為，對保護“后股權分置時代”流通股股東的權益具有重要的意義。
1.對于非流通股股東承諾的性質分析
股權分置改革中非流通股股東為獲得市場流通，做出各種不同類型的承諾：承諾延長禁售期，并輔以流通底價限制；承諾股份追送；承諾股價低于承諾價格差額補足；承諾若股價下跌至一定水平則增持公司股票；承諾上市公司股改后每年的利潤分配比例；承諾持股比例；承諾在未來某一時間段內以某一固定價格收購流通股東持有的股份等等。對于非流通股股東承諾的法律性質，理論和實務界眾說紛紜，主要有以下幾種代表性的觀點。①
1.1 要約說
該種觀點認為股改承諾非但沒有“承諾”之實，而且沒有“承諾”之名，充其量是非流通股股東向流通股股東發出的“要約”。一經相關股東會議通過該要約，即視為流通股股東已對此要約作了承諾，方具備法律效力。否則，股改承諾的法律效力就處于不確定狀態。
1.2 法律文件說
該種觀點認為判定這些承諾是否具有法律效力，主要看其是否形成了有約束力的法律文件。在理論上，如果這些承諾形成了法律文件，比如是包含在股東大會通過的議案中，則應具有法律效力，必須得到遵守，如果違約，作為合約另一方的流通股股東可以啟動一定的法律程序，包括等。如果僅是大股東單方面的承諾，未經過股東大會決議或簽署協議等具有法律效力的程序，則不具有法律約束力。
1.3 合同說
這種觀點認為承諾具有合同性質，上市公司以及非流通股股東對流通股股東實施補償以及股份禁售、限售設定、維持股價穩定等承諾應當定性為具有法律效力的合同。
1.4 道義承諾說
這種觀點認為股改承諾本質上是一種自律承諾，非流通股股東是否信守承諾，本質上是誠信問題。雖然對于違背承諾，監管機構可能會給予制裁，但那主要是從維護市場秩序的角度考慮的，而非承諾本身衍生的法律責任。
1.5 單方法律行為說
該種觀點認為承諾實際上是非流通股股東對自己民事義務的一種設定，是為了獲取流通權采取支付對價之外的一種單獨的允諾，屬于一種單方民事行為。非流通股股東作出正式承諾以后，未經流通股股東同意，不得擅自變更或者解除。
上述觀點從不同角度對承諾的法律性質進行了解讀，本文采納合同說，理由為：由于特殊原因我國非流通股與流通股并存已延續了十幾年，非流通股的數量多，人數少，股權集中，而流通股比重小，人數多，股權分散，同股同利卻不同價。在股權分置改革中非流通股股東與流通股股東雙方相互協商，為確保解禁后流通股股東不因股價下跌而遭受巨大損失，流通股股東作出承諾給予一定的補償，另一方同意后則其可在市場流通，亦即承諾補償換取市場流通權。雙方在協商過程中是平等自愿的，承諾是雙方的、有效力的法律行為，而要約說和法律文件說看成效力待定的行為，道義承諾說看成無法律效力的行為，單方法律行為看作是單方主體的行為。流通股股東與非流通股股東之間所進行的民事交易，雙方之間形成合同法律關系，表決通過的含有承諾的改革方案是合同關系的載體。
2.股權分置改革中非流通股股東違反承諾時的民事訴訟訴訟機制
在股權分置改革啟動五年后，最近由北京法律界人士針對1400余家上市公司股改及其承諾實現情況所作的調查顯示，絕大多數股改承諾到期的上市公司非流通股東都已實現承諾，但目前仍有數十家上市公司股改承諾沒有兌現，給接受股改方案的流通股股東打了一張大大的白條。②根據《上市公司股權分置改革管理辦法》第五十條規定，股權分置改革中做出承諾的股東未能履行承諾的，證券交易所對在其進行公開譴責，中國證監會責令其改正并采取相關行政監管措施；給其它股東的合法權益造成損害的，依法承擔相關法律責任。目前對于違反承諾的行政懲罰力度太弱，根據承諾的合同性質，流通股股東可以通過民事訴訟機制追究違反承諾的非流通股股東的責任。
2.1 原告與被告
非流通股股東作出承諾時的流通股股東，其作為協商的一方自然可以做原告。股權分置改革完成之后再購入證券的流通股股東是否為正當的原告，有學者持反對觀點，認為以時間點來確定原告資格。③此種觀點有待商榷，一方面根據合同標的物轉讓權利義務轉移原理，證券不具有人身屬性，證券轉讓，在證券之上的權利義務隨之而轉讓予第三方受讓者，原股東退出關系，受讓者承受其權利與義務，所以再購入證券的流通股股東有資格作為正當的原告。另一方面協商時的流通股股東可能因無利益損失而缺乏追究違反承諾責任的動力與積極性。
作出股權分置改革承諾的非流通股股東作為被告。這里要注意雖然作為承諾的方案是通過上市公司對外公開的，但是上市公司不是被告。一方面上市公司僅是流通股股東與非流通股股東進行民事交易的平臺，上市公司不是民事法律行為的主體，其不承擔任何權利義務。上市公司流通股股東分散且人數多，承諾的同意無法通過一對一的形式，而上市公司的股東分類表決制度提供了一個有效地平臺。另一方面在追究非流通股股東違反承諾責任的民事訴訟中，人數往往眾多，為防止矛盾判決的出現要求判決的既判力擴張，“在必須大范圍地擴張判決效力的場合，如果將與案件請求具有最密切的正或反的利害關系人排除在訴訟之外，達到的判決卻要拘束他們是不恰當的”④，因此讓最有利害關系的當事人作為原告或者被告尤為必要，且利害關系沖突的雙方在法庭上相互提交證據和辯論也使擴張的判決具有正當性與合理性。
2.2 證明責任
被告違反承諾的行為，依據情況原告可要求其實際履行（如果實際履行可能）、撤銷交易、返還不當得利或者賠償損失。如果股權分置改革承諾的方案中有明確的損害賠償額，則只要證明存在違反承諾的行為，則可依照該損害賠償額進行賠償。但是大多數承諾方案中并沒有此類條款，此種情形時訴訟中的證明責任方面主要有兩個方面：一是違反承諾的行為與損害結果之間的因果關系，二是損害賠償額的計算。
對于因果關系的證明，由于證券流通市場的技術性很強，所以因果關系推定成為證券違法行為的一項基本原則。推定存在因果關系，利于制裁違反承諾的非流通股股東，保護廣大流通股股東的利益有重要意義。作為被告的非流通股股東想因果關系的存在可提出如下證明：原告已經轉讓全部證券；明知存在承諾行為而購買證券；損失或部分損失是由系統性風險造成的；屬于惡意投資、操縱證券價格等等。損害賠償額的具體計算由于證券市場的技術性及變動性，導致其不可能準確計算與量化。虛假陳述行為的司法解釋中提供了一個有意的探索即采用直接計算法估算出投資者的證券差價損失，之后在其間進行必要的扣減。
注釋：
①劉紀鵬.股改不應該是補償歷史而是對價未來[J].證券時報,2005-9-26.
②參見《上市公司打白條 股改承諾如兒戲》.經濟參考報,2010-11-17.《調查顯示:多家上市公司非流通股東未兌現股改承諾》,2010-11-21,新浪網finance.省略/roll/20101121/08023526828.shtml.
③李曉紅,蔡奕.股權分置改革承諾的法律界定與履行監管[J].證券市場導報,2007(4):9-16,
④谷口安平.判決效力的擴張與當事人適格[J].王亞新,劉榮軍譯.程序的正義與訴訟(增補本)[M].中國政法大學出版社,2002:281.
參考文獻
[1]吳泓主編.中國證券市場發展的法律調控[M].法律出版社,2001.
[2]谷口安平.判決效力的擴張與當事人適格[A].程序的正義與訴訟(增補本)[M].王亞新,劉榮軍譯.中國政法大學出版社,2002.
[3]鐘金光.大股東違背承諾怎么辦?[J].國際金融,2005(10):36-37.
冬至的古詩范文2
本文以2010年4月16日股指期貨上市交易為一個關鍵的時間點，選取A股市場滬深300指數1665個日收益數據進行分析，揭示股指期貨上市運行后，現貨市場波動性的實際變化。本文運用EGARCH模型，在引入虛擬變量的基礎上分析股指期貨上市前與后的變化，研究指數日收益率的波動性變化程度。
實證分析結果表明，滬深300股指期貨的上市交易降低了我國A 股市場日收益率的波動性具有穩定市場的作用。
【關鍵詞】股指期貨；滬深300指數；波動性；EGARCH 模型
一、緒 論
股票指數期貨是現代資本市場的產物，以股票指數為標的設計標準的可交易期貨合約，方便投資者進對沖交易規避市場風險。2010年4月16日，中國金融期貨交易所正式推出滬深300股指期貨IFl005、IFl006、IFl009、IFl012，合約掛盤基準價為3399點，標志著我國資本市場的又一歷史性發展。然而在中國資本市場的發展進程中，股指期貨能否起到平衡劑和穩定劑的作用？尤其是中國股指期貨推出20個交易日內，A股滬市卻大跌400多點，不僅沒有起到維穩的作用，反而起了加速器——助漲助跌的作用，這是中國投資者、監管者和學者共同面對的問題。
波動性，即價格非預期變化的趨勢，為股票市場的重要特征之。GARCH模型是在ARCH模型的基礎上發展起來的，大量的實證研究都表明，GARCH模型對金融時間序列數據波動性存在比較好的擬合結果。但GARCH 模型有對分布的對稱性要求，而改進的EGARCH 模型作為GARCH 模型的非線性擴展，進一步擴大了GARCH 組模型的應用范圍。
本文選擇最能代表A 股滬深兩市的滬深300指數作為研究對象，運用GARCH模型通過對比滬深300股指期貨上市前后的日交易數據，定量分析統計分析滬深300指數波動性變化，進而引入虛擬變量，運用EGARCH（1，1）模型對樣本進行再次擬合，通過觀察虛擬變量的估計值，分析得出股指期貨上市后對A 股市場波動性影響方向與程度，并最終為后期進一步完善我國股指期貨的運行模式、促進我國資本市場的健康發展提供學術研究參考。
本文的結論建立在對虛擬變量的回歸分析的結果上，若虛擬變量的取值顯著大于零，則說明股指期貨上市交易后使得市場的波動性增大；若虛擬變量的取值顯著小于零，則驗證股指期貨上市后現貨市場的波動性減??；若虛擬變量的取值顯著等于零，則表示股指期貨上市對現貨市場的波動性沒有影響。
二、樣本描述
（一）樣本數據
根據事件研究法，選取時間點作為分界，將數據分成兩個部分，然后對數據的變化是否有顯著差異性進行分析。滬深300指數于2005年4月8日正式開始后，股指期貨于2010年4月16日上市，因此選取2010年4月16日為時間點對2005年4月8日至今（2012年2月16日）的1665個數據進行對比分析，為方便描述股票市場的波動特征，分析使用對數收益率。
（二）數據統計描述
由滬深300指數收益率序時圖直觀分析可得，股市收益率波動有明顯的聚集性、時變性特征：在2005年4月8日至2012年2月16日共計1665個交易數據中前700個左右交易日波動幅度較小，而在700到1100交易日之間波動幅度增大，之后波動幅度再次縮小。
進一步對數據進行描述統計分析：
由上圖可見，滬深300股指收益率峰度為5.41顯著大于3—正態分布的峰度值，滬深300股指收益分布有明顯的尖峰特性。
三、波動性影響的實證分析
為檢測股指期貨上市對滬深300 指數波動性是否存在影響、有怎樣的影響，引入虛擬變量，反映指數期貨上市前后市場價格波動的變化程度。
設虛擬變量為DF：
股指期貨上市前DF=0：2005年4月8日至2010年4月16日；
股指期貨上市后DF=1：2010年4月16日至2012年2月16日。
原GARCH 模型條件方差變換為：
原EGARCH（p，q）條件方差變換為：
若DF檢測結果顯著性，則顯示對波動性有影響；進一步DF不同數值顯示波動性的變化方向和程度。若DF>0，則表示股指期貨上市后現貨市場的波動性加??；若DF=0則說明波動性不變；若DF
（一）滬深300指數波動性的EGARCH模型分析
使用EGARCH（1，1）模型對滬深300指數序列進行擬合，對參數進行估計，驗證結果顯示且統計結果顯著；參數估計的其他項也顯著不等于零，概率prob值小于1%顯著性水平。
（二）實證結果分析
檢測結果顯示，5%顯著性水平下HS300指數回歸分析中，各系數的估計結果是顯著的，虛擬變量DF顯著不為零，反映出股指期貨的推出對滬深300 股指的波動性產生了顯著影響；另DF=-0.07662為較小的負值，顯示雖股指期貨的上市交易對滬深300 股指的對波動性有減緩作用，但影響作用有限。
四、結論
協整關系可理解為兩變量間具有長期穩定關系，理論和實證分析股指期貨與股票指數之間存在著長期協整關系。本文運用GARCH模型，實證分析滬深300指數期貨上市后有助于減緩現貨市場波動性但效果有限。
我國股指期貨的上市，完善了我國股票市場的價值發現機制改變了我國股市單邊交易的情形，改善了我國資本市場的風險管理手段和交易機制。理論上股指期貨可以起到穩定股價使A股市場上股票估值趨于合理的作用，但另一方面國內外部分實證研究顯示，股指期貨對股指有“助漲助跌”的作用，在一定程度上會增加現貨市場的波動性。就歷史經驗而言，即使在短期內對其現貨市場波動性影響較小甚至加大其現貨市場波動性，但長期看伴隨著股指期貨市場將日趨成熟和各種市場參與者特別是基金公司、證券公司等機構投資者的參與深入研究，現貨市場的波動性亦將逐步減小。
參考文獻
[1]李華、程婧．股指期貨推出對股票市場波動性的影響研究．金融與經濟，2006，（2）：81-83
[2]王石．中國金融衍生品研究與中國期貨市場實踐．吉林大學．2006
[3]康繼田．滬深300指數收益率波動性研究．中南政法大學研究生學報．2011
冬至的古詩范文3
【關鍵詞】股指期貨 滬深300股指 波動關系
一、國內外相關文獻綜述
Antoniou（1995）實證分析FTSE100指數與指數期貨的關系，發現指數期貨加劇股價波動。Harrison（2005）以S&P500股指研究1985-1996年樣本區間的市場數據，發現股指期貨對股指波動性不存在影響。邱長溶（2007）實證分析香港恒生H股指期貨，結果顯示股指期貨推出降低市場波動性。由于數據樣本和研究市場的差別終出現不同結果，因此，股指期貨推出對現貨市場價格波動性究竟存在何種影響有待進一步驗證。
二、股指與股指期貨波動性的實證分析
（一）數據選取及處理
本文以2010年4月16日至2014年7月16日滬深300股指和股指期貨為樣本區間，剔除節假日和無效數據后共1028個樣本數據。定義HS300和IF300分別表示滬深300股指和滬深300股指期貨的時間序列， Pst表示t日股指收盤價，波動率Rst=（lnPst-Pst-1）。
（二）實證分析
第一，對HS300和IF300數據進行統計性描述。由圖1和2可知，股指與股指期貨走勢，但股指期貨的波動率略高于股指。股指偏度為0.4378，峰度為2.0639，股指期貨偏度0.5022，峰度2.1793，由于標準正態分布峰度為3，偏度為0，可見HS300和IF300序列呈現出金融時間序列數據特有的尖峰和厚尾現象，不服從正態分布。
圖1 股指期貨與股指市場走勢圖
圖2 股指期貨與股指波動率分布圖
第二，ADF單位根檢驗。在1%和5%臨界水平下變量HS300、IF300均為非平穩時間序列，對數處理后LNHS300和LNIF300的ADF值均小于檢驗水平臨界值。
表1 單位根檢驗結果
序列 DW值 ADF值 5%臨界值 1%臨界值 P值 結論
HS300 1.850698 -2.932238 -3.506374 -4.161144 0.1619 非平穩
IF300 1.798059 -3.440087 -3.506374 -4.161144 0.0580 非平穩
LNHS300 1.946853 -8.271841 -3.506374 -4.161144 0.0000 平穩
LNIF300 2.056364 -7.500394 -3.506374 -4.161144 0.0000 平穩
第三，協整檢驗。依據AIC和SC準則P為1時，AIC值最小值-9.1472，SC最小值-8.8913，LR值為52.9789，模型最優滯后期為1。原假設最多存在一個協整向量的跡檢驗和最大特征值統計量均低于5%臨界值，標準化協整向量（1.0000，-0.989527）。股指與股指期貨間存在長期均衡關系。誤差修正值參數- 0.0194，即市場具有自動恢復到均衡狀態的功能。
ECM =LNHS300（-1）-0.989527*LNIF300（-1）-0.078757
（0.02494）
第四，格蘭杰因果檢驗。股指期貨不是引起股指波動的格蘭杰原因，接受原假設。股指不是股指期貨變動的格蘭杰原因，拒絕原假設。因此，股指單向影響股指期貨。
表2 格蘭杰因果檢驗結果
Null Hypothesis： Lags： 1 Lags： 2 Lags： 3
F-Statistic Prob.F-Statistic Prob. F-Statistic Prob.
LNIF300 does not Granger Cause LNHS300 0.36210 0.5504 0.06035 0.9415 0.29298 0.8302
LNHS300 does not Granger Cause LNIF300 7.96146 0.0071 3.46632 0.0404 2.54320 0.0702
第五，脈沖響應及方差分解。股指在受沖擊時滯后2期反應最明顯，隨后趨于平穩；股指期貨在受股指沖擊時，滯后2，3期較顯著并趨于收斂。
圖3 脈沖響應函數圖
由方差分解可知，股指滯后1期受自身影響，隨后逐漸減弱，至第10期仍有99.25%影響源于自身。股指期貨滯后1期的影響來自于期貨市場本身，隨后期貨市場貢獻率逐步降低，在第10期82.31%來自股指期貨影響，17.69%來自股指影響。由此可知，短期內股指對市場波動的影響大于股指期貨。
表3 方差分解表
滬深300指數價格的方差分解 滬深300股指期貨的方差分解
Period S.E. LNHS300 LNIF300 S.E. LNIF300 LNHS300
1 0.063532 100.0000 0.000000 0.063532 100.0000 0.000000
2 0.085702 99.70889 0.291107 0.085702 92.83200 7.168001
… … … … … … …
10 0.131326 99.24506 0.754944 0.131326 82.31059 17.68941
三、實證研究結論
首先，通過單位根檢驗和格蘭杰因果檢驗可知，股指單向影響股指期貨市場，這充分說明在我國資本市場期貨的價格發現功能還未合理實現。其次，協整檢驗分析得出，股指與股指期貨市場存在正向相關關系，且股指引導著股指期貨市場走向。最后，由方差分析結果發現，短期內股指對市場波動的影響大于股指期貨。
冬至的古詩范文4
關鍵詞：聯動機制 Granger 風險因果檢驗 行為金融
一、引言
隨著經濟一體化與金融全球化的發展，國際股市間的聯動趨勢日趨明顯，美國“次貸危機”期間全球主要股指同時暴跌即是例證之一。我國證券市場經過20余年的發展，正逐步邁向國際化之路，與市場的關聯性也隨之逐步增強。研究我國A股與美股、港股之間的跨市場聯動機制，對我國資本市場的國際化、國際金融危機系統性風險的監管以及投資者分散風險都具有重要的現實意義。
二、理論假說
本文基于行為金融理論提出了關于美國、香港、中國股市關聯性的兩個假說。利用2001年至2010年標準普爾指數、香港恒生指數以及上證綜指的收盤數據，按照股指走勢將整體樣本劃分為5個階段，對三地股市之間影響力的變化做出檢驗。
假說1：經濟全球化使得各國經濟互相影響，中國A股與美股、港股聯動性也在上升。
假說2：不同形態下，股市間聯動性表現強弱不一，股市的危機與繁榮導致聯動性的變化。
三、分階段實證檢驗
分階段的長期數據相關性能清晰刻畫出我國A股與美股、港股之間的聯動機制。2000-2010年，三地股市分別經歷了各自的衰退期和繁榮期。根據行為金融理論，投資者在牛市會過度自信，頻繁交易；而在熊市各國股市間的長期均衡關系重新顯現。因此在不同的市場環境下，三地股市間的聯動性會發生變化。
第一階段（ -2001年）：
我國股市初期處于摸索階段，A股與世界其他股市相比走勢相對獨立。從早期研究論文如俞世典（2001），朱宏泉（2001），韓非（2005）等學者的文獻中可以發現當時A股市場與市場幾乎沒有相關性。
第二階段（2001-2005年）：
21世紀初互聯網的崛起使得我國不少IT企業赴美上市，股市互聯網泡沫把一次短暫的牛市從美國帶到了大陸；同時，QFII的出現使得A股與港股出現了一定程度的聯動性，尤其是隨著大陸企業赴港上市數量的增加，A股與H股之間的聯動性加強，從表1： 2001-2005年的數據可以看出，在大趨勢上恒生指數與上證綜指已經出現了一定程度的因果關系。
第三階段（2005-2007年）：
2005年4月29日，中國證監會宣布啟動股權分置改革試點工作，提出了對價并軌的改革思路，加快了A股“市場化”的腳步；此外，B股對境內投資者開放，中國股市與國際金融市場開始交融，恰逢國際市場泡沫繁榮，全球股市一片欣欣向榮。從表1：2005-2007年的數據中可以看出，三地股票市場已出現明顯的因果關系。值得注意的是，從2005年開始的這一波全球性的牛市中，由于各個市場內部刺激因素不同導致市場漲勢不一，如標普500指數最大漲幅為38.7%左右，恒生指數上漲高達140%，上證綜指則是令人吃驚的513%的漲幅。從如上表現來看，雖然大范圍的牛市具有傳導性，但由于各地政策、法規、投資者偏好等因素，各地市場表現會有較大不同。
第四階段（2007-2009年）：
2007年10月至2009年9月，以雷曼兄弟的破產為標志，次貸危機拖累了全球金融市場，從表1：2007-2009年的數據中不難發現三地市場的聯動性依然存在。需要指出的是，在全球性的熊市到來時，由于恐慌情緒極易在投資者中蔓延，每個利空消息不僅影響本地市場，也易影響到市場，所以雖然在之前的牛市中三地市場表現不盡相同，但本次危機過后，A股、恒生與標普指數均下跌60%左右。
第五階段（2009年- ）：
2008年下半年全球政府都出臺了各自的救市行動，救市行動持續一年之后，各國表現各不相同，中國由于經濟依然持續較為穩定的發展使得股市在2008年大底的上方60%-100%的區間內震蕩徘徊，而歐美市場則由于各自債務危機的蔓延而顯得不容樂觀，因此這段時期內大陸A股走勢與世界格局出現了一定的脫離，但是否持續依然需要關注。
四、研究結論與政策建議
1.研究結論
隨著我國中國大陸股市國際化步伐的日益加快，中國大陸股市與國際證券市場日益融合；通過對金融危機背景下美國、中國香港和中國大陸資本市場關聯性研究，我們可以得出結論：
中國大陸股市和中國香港、美國股市具有聯動性。通過實證分析我們可以看到中國大陸和中國香港、美國股市在5%的顯著性水平下具有協整關系，因此可以認為三地股市具有長期共同趨勢。三地出現聯動性的原因在于金融危機的傳染效應。
同時，三地市場之間的聯動性表現在不同的市場形態下（繁榮期與危機期）會發生變化，具體表現為牛市來臨時各地市場會有較大的強弱區分，而在危機來臨時三地市場相互影響，聯動性增強
2.政策建議
(1)對于投資者而言，應具有國際投思維
個人或機構投資者，都應該認識到中國股市是一個不斷國際化的股市。因此，投資者應該利用中國A股市場與股市的聯動性進行套利活動，獲取投資收益最大化。例如中國大陸投資者可以通過QDII和銀行代客理財等方式投資美國市場。
(2)對于監管者而言，應加強宏觀審慎監管
監管層應通過加強宏觀審慎監管，防止國際資本市場傳導引起的系統性風險殃及我國資本市場，防止國際資本利用股指期貨操縱中國大陸股市，并通過國際合作降低對我國資本市場的不利影響。
參考文獻：
［1］楊天宇，王卓君.不同市場態勢下美國、香港、中國大陸股市之間的聯動性研究［A］.2009
［2］吳劉杰，喬桂明.后危機時代美國、中國香港和中國大陸股市的聯動性研究［J］.金融觀察，2011
冬至的古詩范文5
關鍵詞：大股東 再融資 股權成本 債務成本
一、上市公司再融資行為分析
(一)股票市場融資發展現狀隨著我國股票市場的發展，股權融資占企業融資總額的比重呈上升趨勢。1995年我國企業通過股票市場的籌資額為150.32億元，到2005年，企業股權融資額已經達到了1182.62億元。這一變化改變了以往主要依靠銀行融資的單一模式，2000至2005年我國股票市場融資情況如(表1)所示。由表(1)可以看出，2000至2005年我國股票市場的籌資功能日益增強，保持穩定籌資水平的股票已經成為大眾化的投資方式。
(二)上市公司再融資發展狀況及特征再融資是相對于首次股票發行而言的。首次股票發行(InitialPublicOffering，IPO)是在增資擴股的情況下，公司的首次公開股票發行。上市公司除首次公開發行新股融資以外的所有從股票市場上的直接融資行為均稱為“再融資”。我國目前采用的再融資方式是配股、新股增發和發行可轉換債券。(1)增發新股融資。增發新股是指上市公司向全體社會公眾新發行股票。與首次發行的區別在于本次發行是在已有股票上市流通情況下再次發行。雖然中國證券監督管理委員會的相關規定中，嚴格規定了增發新股融資企業所應具備的條件，但利用增發新股籌集資金的增長態勢是不可逆轉的。(2)配股融資。配股是指以相同的價格和比例對老股東配售新股。股東可以選擇放棄或將這一權利轉讓給其他人。配股是增發新股的一種特殊形式，在增發對象、定價及被使用頻率上均有所不同。2000～2005年我國A股市場股權融資情況如(表2)所示，由(表2)可知，2000～2005年之間，無論從配股比例和實行配股再融資的比例均逐年下降，配股公司數從2000年的162家下降到2005年的2家，配股比例從2000年的24.86％下降到2005年的0.14％。雖然配股再融資的比重下降，但從近6年的融資情況來看配股融資仍是再融資的重要方式。(3)可轉換債券融資。可轉換債券是一種兼具股權性和債權性的組合融資工具。可轉換債券的發行者除承諾在規定日期向投資者支付一定利息和到期償還本金外，還承諾投資者在債券發行后的一段時間內可按照約定條件將持有的債券轉換成一定數量的發行公司的股票。從2000年到2005年可轉換債券融資的比重相對于配股和新增股這兩種股權融資來說是相對較低的。這6年間可轉換債券融資總額僅為446.13億元，占6年內總籌資額的5.50％。新增股與配股融資總額則達到了3637.14億元，占籌資總額的40.19％。這說明我國上市公司再融資偏好股權融資，債權融資采用相對較少采用。
二、上市公司股權再融資偏好分析
(一)融資的國際比較與分析在未來較長時期內，我國是一個資本短缺的國家，如何使有限的資源提供給最需要資本同時又有投資回報作保障的企業，是優化資本市場資源配置的核心問題。我國目前的融資順序對優化資本市場資源配置是不利的。內源性融資在我國被視為最后一個融資環節，由于大部分公司自我積累和盈利能力較差，內源性融資來源匱乏。但為滿足資金需求，上市公司只能在股權融資和債權融資之間進行抉擇。由于股權融資的低風險及所籌集資金缺乏上市公司呈現出股權融資優于債權融資，即股權融資偏好現象。相比較而言，美國、英國和德國企業均具有明顯的內源性融資特征，在外源融資中美、英、日、德四國以銀行貸款為主要形式，比重均在20％1,2上，通過發行股票和債券融資的比重不到10％。直接融資中美國以債券融資為主，占9.3％，股權融資僅占0.8％。西方發達國家公司在融資結構上有一定差異，但本質上并無區別，即其融資順序與Gordon Donaldson(1961)提出的融資選擇的啄食順序相符，即企業融資或再融資應遵循：內源融資――債券融資――股權融資的先后順序。我國上市公司的融資和再融資的過程中，股權融資優先于債券融資，與“啄食順序理論”明顯相悖。
(二)股權再融資偏好成因分析――基于融資成本角度上市公司融資時，不僅要向資金融出方支付資金使用費，向中介機構支付中介費，還會產生其他相關費用，這些需要付出的代價即融資成本。融資成本是以融資成本率來衡量的，其公式為：融資成本率=資金使用費/(融資總額-融資費用)……(1)。融資成本可劃分為：股權融資成本和債權融資成本。股權融資成本主要包括向股東發放的股利、股權融資交易費用、發行股票的負動力成本和發行股票的信息不對稱成本。債權融資成本包括向債權人支付的利息、債權融資交易費用、破產成本和預算硬約束的厭惡成本。當上市公司被大股東控制時，融資中的大股東成本才是真正影響上市公司融資的成本，如果股權融資較債權融資對大股東有利，大股東即會選擇股權融資。融資決策中起決定性作用的是不同融資方式下的大股東成本。債權人的利息是企業必須支付的，而股東的股息與企業利潤相關，利潤高則股息高，利潤低則股息低，無利潤則可不發放股利。債權人面臨的風險明顯要小于股東。同時，企業利潤需先支付債權人的利息，然后才分配股息。企業破產時債權人對剩余財產的要求權優先于股東，企業債務融資成本明顯低于股權融資成本。(圖1)反映債務融資成本與股權融資成本之間的關系：從(圖1)可以看出，股權融資成本Ke線高于債務融資成本Kd線，說明股權融資成本比債務融資成本高。股權融資成本隨負債率的提高而上升，其上升幅度取決于負債帶來額外收益的多少。其計算公式：Ke(股權融資成本)=K(資產收益率)+[D(負債額)/s(股本額)]*[K(資產收益率)-Kd(負債利率)]……(2)。就債權融資而言，雖成本較低，卻是一種“硬約束”成本，企業必須按債權債務合約規定定期支付利息，否則會引發破產清算；就股權融資而言，盡管成：本較高，卻是一種“軟約束”成本，即股權成本具有相當的靈活性和不確定性，企業可以根據實際經營狀況和當時的支付意愿來決定是否支付股息，沒有固定支付的規定。由于這種差異，股權實際成：本可能遠低于其理論成本，在特定環境下(市場不發達、效率低下)，甚至會出現股權融資實際成本低于債權融資成本的情況。研究表明，現階段我國上市公司的股權融資成本低于債權融資成本，上市公司股權融資偏好是成本錯位下的自然后果。融資成本高低是影響再融資方式選擇的重要因素。上市公司偏好股權再融資，很大程度上是大股東控制下的上市公司股權融資成本低于債權融資成本。上市公司大股東可將股權融資成本控制在較低的水平：一是大股東控制上市公司配股價或增發價格。我國股票發行是稀缺資源，公司配股或增發新股時采用較高價格進行，有利于大股
東。而高價配股或增發方案由大股東操縱，降低了上市公司的股權融資成本；二是大股東將股票分紅率控制在較低水平。由于上市公司特殊的股權結構，股利分配由大股東和經營者操縱，上市公司不分紅或少分紅的現象相當普遍。債權融資卻要支付固定利息費用，因此，我國債權融資成本高于股權融資成本；三是籌資費用率較低。我國上市公司配股和增發新股的籌資費用一般在1％-5％之間，明顯低于西方國家的發行費用。在大股東控制下，上市公司股權融資成本較低，大股東自身的成本也相應降低，這是上市公司偏好股權再融資的原因之一。
(三)股權再融資偏好成因分析――基于大股東利益角度我國的股權結構分為可流通股和非流通股。非流通股主要是指國家股和法人股，其掌握著上市公司的控制權。(1)增發對大股東利益的影響。設：c－上市公司增發前總股本；Ccs－上市公司增發前流通股股本；Cns－上市公司增發前非流通股股本；P－增發前公司股票二級市場價格；Pns－非流通股股價；Pi－增發價格；Ph－增發新股上市后二級市場除權價格；N－增發新股數量；NI－增發中按一定比例向原流通股股東配售部分；N2－增發中向社會公眾發行部分；Vcs－增發后流通股股東財富變化；Vns－增發后非流通股股東財富變化；Vnc8－增發后新流通股價變化。為簡化問題，不考慮籌資成本。因P＞Pi＞Pns，即：增發前公司股票二級市場價格大于增發價格，而增發價格大于非流通股股價。增發前公司老股東的股票財富價值=Ccs*P+Pns*Cns，增發后公司獲得現金流人為N*Pi，除權價格為：Ph=(Cns*P+Pns*Cns+N*Pi)/(C+N)，所以非流通股股東擁有的股份價值為Ph*Cns。非流通股股東的財富變化是：Vns=[Ccs*Cns*(P-Pns)+N*Cns(Pi-Pns)/(C+N)。根據P＞Pi＞Pns，可以推出Vns＞0，非流通股股東財富增加。進一步可以得出以下結論：第一，增發價格越高，大股東財富值越大；第二，非流通股股本越大，大股東財富越大。(2)配股對大股東利益的影響。當非流通股股東放棄配股權時，這時的配股即是增發的一種特殊形式，可以得出與增發相同的結論：大股東財富會增加。當非流通股參與配股時，假設N2為非流通股股份的配股比例，配股后非流通股股東支出現金為N2*P，則非流通股股東擁有的股份價值為：Ph*(Cns-N2)-N2*P；大股東財富變化為：Vns=[Ccs*Cns*(P-Pns)+Ccs*Cns*(Pns-Pi)+Cns*N1*(Pi-Pns)]/(C+N)。同樣，根據P＞Pi＞Pns可以得到Vns＞，說明通過增發股票的形式依然可以使大股東財富增加。無論是從融資成本的角度，還是從大股東利益角度，股權融資均能使大股東財富得到增長，而上市公司的控制權集中在大股東手中，導致了上市公司強烈的股權再融資偏好。
三、上市公司股權再融資偏好的弊端及其治理對策
首先，損害了投資者利益與長期投資積極性。通過股權再融資，上市公司成為大股東的“提款機”，嚴重損害了廣大投資者的利益，挫傷了股民長期投資的積極性，造成股市短期行為嚴重、投機之風盛行。其次，扭曲了證券市場的資源優化配置功能。證券市場是一個優化資源配置調解所，但有的上市公司借用了證券市場這一獨特功能的便利性和有益性，利用股票市場進行圈錢，從而導致價值投資理念失去落腳點，給證券市場的正常運作和健康發展帶來了嚴重的負面影響。再次，導致資本使用效率不高。許多上市公司不能有效利用募股資金，輕易將資金投到不熟悉、與主業不相關的產業中，這種盲目融資和投資帶來的最直接后果使公司盈利能力不能同步提高，資金使用效率低下。最后，不利于公司成長。由于大量廉價權益資本的流入，造成上市公司投資行為隨意，募集資本的使用效率普遍不高。投資方向的混亂，不利于形成企業核心能力。股權融資下的股利政策可能帶有管理層的主觀偏好，容易造成公司資源浪費和人為操縱，
冬至的古詩范文6
【關鍵詞】石油市場 股票市場 互動機制 格萊杰因果 變系數狀態空間模型
一、引文
石油是重要的能源資料，是國民經濟中重要的生產要素之一，石油價格的波動對于國民經濟中的能源部門能夠產生很大的影響；另外隨著各種以石油為標的的金融衍生品的發展，石油超越了一般商品的屬性而具有很強的金融屬性，對于石油的投機會掩蓋石油真正的供求關系，造成石油價格的異常波動；股票市場是經濟的“晴雨表”，研究石油的商品屬性與金融屬性對于股票市場的影響機制具有很強的現實意義。探索石油市場與股票市場的互動關系對于認識國際油價波動對我國和世界經濟的影響具有明顯的意義。
二、理論分析
從理論上，股票市場與石油市場的互動機制可以從經濟基礎層面、市場傳染層面與資金的跨市流動三個方面進行解釋。經濟基礎層面，長期而言，由于兩類市場表現均與經濟走勢相一致，兩者具有基于經濟基礎的信息共享以及信息溢出C制，這為市場聯動提供了前提條件。從市場傳染層面看，高風險時期的恐慌情緒和羊群效應將加速金融風險跨市場傳染，導致該階段石油市場與股票市場的聯動效應特征脫離經濟基礎聯系而產生放大效應。從資金流動層面看，石油市場所展現的“金融屬性”使得石油的投資與投機需求在某些階段可能超過真實需求。近年來技術手段的發展與金融監管的放松為資金在股票市場與石油衍生品市場迅速流轉提供了客觀條件，投資者的趨利性引導資金流入潛在收益更高的市場。
三、石油市場與股票市場互動機制的實證檢驗
（一）樣本的選擇與數據處理
本文選取中美兩國的股市數據為樣本，中國選取滬深300指數（HS）作為代表，美國選取標普500指數（SP）作為代表，油價選用美國能源部（EIA）公布的美國西德克薩斯輕質原油（WTI）價格，樣本選用2016年1月2日至2016年12月22日的數據，剔除無效的樣本值之后共229個數據，對各個指數進行了對數差分獲得對數收益率：為避免出現“偽回歸”問題，本文采用ADF單位根方法檢驗數據的平穩性，結果顯示各市場的收益率序列均滿足平穩性條件。在此基礎上使用Johansen協整檢驗分析市場間是否存在穩定聯系，結果顯示兩地股票市場和石油市場存在長期的均衡關系。
（二）實證檢驗及結果
在上文協整檢驗的基礎上，本文首先對兩類市場進行格萊杰因果檢驗，以檢驗兩類市場互動的方向性，之后運用空間狀態模型檢驗兩類市場互動的程度。
1、格萊杰因果檢驗。通過格萊杰因果檢驗可以識別股票市場與石油市場價格之間互動機制的方向性和因果關系。本文選擇合適的滯后階數2，用Eviews軟件做出格萊杰檢驗結果如表1。在10%的顯著性水平下，從實證結果可以看出，中國股市和美國股市與國際原油價格之間僅存在單向格萊杰因果關系，不存在雙向的格萊杰因果關系。在中國，股指是石油價格的格萊杰原因，但石油價格不是股指的格萊杰原因，即中國股市對于石油市場具有價格引導關系，這表明由于石油的投資需求與經濟景氣程度息息相關，股票市場反映的信號功能會顯著影響石油市場投資者的交易策略，從而引起資本的跨市場流動，進而對石油價格造成影響。
2、狀態空間模型。格蘭杰因果檢驗顯示存在中美兩國股票市場與石油市場的單向價格引導關系，那么兩地股市與石油價格的影響大小和持續性究竟如何？使用固定系數模型檢驗股票市場與石油市場這種價格引導關系可能存在偏差，本文運用狀態空間模型研究這一關系，探究影響系數的動態變化，構建了如下狀態空間模型，進行實證，得出了以下結果。
2016年以來中國股市對于石油市場的引導關系一直較弱，在2016年前半年一直接近于0，這表明中國股市所代表的經濟基礎對于國際油價的影響程度較為微弱，變系數在后半年發生較大波動，這表明前半年中國的經濟基礎對于國際油價的影響相對較弱，而后半年慢慢稍稍變強。
2016年以來，石油市場對于美國股市的價格引導關系一直存在，且影響較為顯著，系數一直在0.05上下波動。變系數長期為正，說明了石油市場對于股票市場的價格引導具有持續性的特征，石油價格的波動會影響股市的能源板塊的關聯公司的業績表現，進而影響整個板塊的股價，最終對美國股市產生影響。
四、結論與啟示
本文從理論與實證層面對于石油市場與股票市場的互動機制進行探究，將石油市場與股票市場的互動機制分為經濟基礎，市場傳染以及資本的跨市場流動三個方面。經濟基礎方面，石油市場與股票市場通過與石油相關聯的公司相互影響；市場傳染方面：當某一市場發生高風險事件，不僅影響本市場，恐慌情緒也會蔓延到其他市場；資本的跨市場流動方面，石油的金融屬性和投資者的趨利行為為資本的跨市場流動提供了可能。實證方面，本文選取中美兩國股市作為樣本，首先運用格萊杰因果檢驗法檢驗股票市場與石油市場互動的方向性，結果表明，中國的股市單向地對于石油市場具有影響，石油市場對于美國股市單向地產生影響；其次在格萊杰因果檢驗的基礎上，運用狀態空間模型檢驗影響程度的強弱，結果表明中國股市對于石油市場的影響較弱，石油市場對于美國股市的影響較強。
本文通過梳理石油市場與股票市場的相互影響，對于這兩類市場的互動機制進行了簡略的探究，為我們正確認識國際油價的波動對于中美兩國股市的影響提供了一點幫助。
參考文獻：
[1]Michael Soucek，and Neda Todorova.Economic signifi-
cance of oil price changes on Russian and Chinese
stock markets .Applied Financial Economics.2013-
（23）
[2]從榮剛.國際油價對中國股市和石油公司影響的實證分
析[J].武漢金融.2012（07）