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股票市場范文1
(一)在股票市場與貨幣政策調控目標的關系方面
1．與最終目標的關系研究。Borio.C(1994)認為在一個有效的資本市場中，央行沒有理由去關注資產價格的波動。只有當資產價格波動影響到貨幣政策最終目標時，貨幣政策才應干預資本市場。而國內學者錢小安(1998)在研究了資產價格變動對貨幣政策的影響后指出，資產價格變化對貨幣需求的穩定性、貨幣政策的執行會產生較大的沖擊，應在確定貨幣政策目標、運用貨幣政策等方面作出相應的調整。Friedman(2000)通過對美國股票價格在一個較長時期中對通貨膨脹和產出的影響進行實證分析，認為股票價格對產出和通貨膨脹的影響并不顯著。但就我國情況，謝平、焦瑾璞(2002)認為1999年下半年開始的貨幣政策機制緊縮效應與股票市場的關聯在增強。央行為提高穩健貨幣政策的有效性應當關注股票市場的發展。同期，易綱等人(2002)借助模型分析發現，貨幣數量與通貨膨脹的關系不僅取決于商品和服務的價格，而且在一定意義上取決于股市。當股市價格偏離穩態越來越遠時，經濟運行將是不安全的。因此，央行制定貨幣政策應同時考慮股市價格和商品與服務的價格，但是央行的根本目標仍是維護幣值的穩定。較權威的中國人民銀行研究局課題組(2002)的研究報告也認為對股市波動央行應關注但沒必要盯住。
2．與中介目標的關系研究。貨幣需求方面：Friedman(1988)認為股票市場通過財富效應、資產組合效應、交易效應和替代效應對貨幣需求產生影響。Friedman&McComac(1991)分析了美國和日本的股票價格與貨幣需求的關系，結果顯示股票價格對貨幣需求具有負向影響。國內學者易行健等人(2004)實證檢驗了我國股票市場發展對貨幣需求的影響，估計了包含股票市場成交額的季度貨幣需求函數，得出我國股票市場成交額減少了各個層次貨幣需求的結論。進而趙明勛(2005)實證檢驗了我國股票市場對貨幣需求的綜合效應，結果表明股票市場的發展傾向于減少狹義和廣義的貨幣需求，且對廣義貨幣需求的影響小于對狹義貨幣需求的影響。
具體到股票二級市場，據石建民(2001)、高莉、樊衛東(2001)的實證研究表明，股票二級市場對貨幣需求具有統計顯著性，為正相關關系。股票二級市場對M1需求的影響要大于對M2的影響。
貨幣供給方面：周英章、孫崎嶇(2002)對中國1993—2001年股市價格波動與貨幣供應量之間的關系進行實證研究，發現二者之間存在著長期穩定的均衡關系，但股市價格波動明顯領先于貨幣供應量且對貨幣供應結構的穩定性構成較強的正向沖擊，從而加大了央行貨幣調控的難度，削弱了宏觀需求管理的有效性，故建議貨幣政策應密切關注股價波動。在股票價格對各層次的貨幣供應量影響方面，王維安、楊靖(2003)通過對中國1999～2002年的實證分析認為，股價變化引起的替代效應和轉換效應是存在的，替代效應作用于短期，而轉換效應會在一段時滯后顯現。金德環、李勝利(2004)則進一步研究了中國股市價格和貨幣供應量的關系，實證結果顯示股市價格和M0、M2之間存在著長期穩定的協整關系，它可以用貨幣供應量M0和M2來解釋，但股價變化不是引起貨幣供應量變化的原因。(三)在股票市場與利率手段的關系方面
Rigobon＆Sack(2001)實證檢驗的結果表明，標準普爾500指數每升降5％就可能導致利率升降25個基本點，利率對股市波動的反應強烈。國內學者王軍波、鄧述慧(1999)通過分析央行利率政策對股票市場的短期和長期影響，發現利率政策在短期和長期上對股價波動幅度、股票成交量等都有顯著的影響，只是對股票市場的短期影響有反常現象，而長期影響則是穩定的。但是高俊峰(2004)在分析利率政策對我國股市的短期和長期效應后，則認為我國利率政策對股市的短期效應非常明顯，但長期效應與理論分析有出入。他認為長期效應還要受資本市場和貨幣市場的完善程度、相互間溝通程度以及長短期證券工具的豐富程度的制約，而這恰是我國的不足。具體到利率調整對股票交易量的影響方面，李敏、金光(2004)通過實證分析認為該影響存在時滯，這一時滯約在15到30天之間；而且利率調整不對股票交易量產生決定性影響。
(二)在關于股票市場與貨幣政策傳導效應的關系方面
陸蓉(2003)通過構建向量誤差修正模型進行脈沖反應分析和方差分解，度量了股票市場的貨幣政策效應，她認為貨幣政策目標能否實現，很大程度上取決于貨幣市場與資本市場的一體化程度。楚爾鳴(2005)進一步的實證分析表明，中國貨幣政策通過貨幣供應量作用于股票市場的效應明顯，但傳導過程中的“q”渠道和“財富效應”渠道等并沒有充分發揮作用。宋宸剛、譚曉蓉(2001)還對股市泡沫的產生及其對貨幣政策傳導效應的影響作了分析，這個研究對當前股市或許具有現實意義。
具體深入到貨幣政策傳導有效性方面，茍文均(2000)分析了資本市場有效傳導貨幣政策的條件，探討了貨幣政策變革的基本方向。欒怡(2001)開始注重資本市場的發展對貨幣政策有效性的影響。江其務(2001)、許祥秦(2001)在研究中國貨幣政策失效問題時提到股票市場的因素，進而陳柳欽(2002)系統分析了資本市場發展對貨幣政策的影響，并重點闡明了我國資本市場有效傳導貨幣政策的阻礙因素。劉志陽(2002)則從實證分析的角度提出貨幣政策的股市傳導機制模型并進行檢驗，得出結論：貨幣政策與資本市場的相關度在逐步增強，這使得資本市場對貨幣政策的有效性產生了較大沖擊；當局應對現有貨幣政策框架進行調整，重點是貨幣政策中介目標的利率取向和最終目標的股價參考。劉嶺(2003)進一步通過分析不同貨幣政策傳導機制，討論了QFII對中國貨幣政策有效性的影響。許崇正(2003)則詳細分析了中國股票市場傳導貨幣政策低效的原因，并且與陳建新(2003)提出了扭轉中國股市傳導貨幣政策低效的對策。
三、二者的互動分析
股票市場和貨幣政策調控二者之間存在互動關系：
(一)股票市場對貨幣政策調控的影響
1．股票市場對貨幣政策傳導機制的影響。貨幣政策股票市場傳導的財富效應和資產負債表效應，它們所成立的前提是：金融市場是完全競爭市場，貨幣市場和資本市場是一體的，沒有阻滯。也就是說，要具有充分發展的金融市場，這樣的市場資金配置效率高，現實中歐美等發達國家的金融市場接近于此。
近兩年我國股票市場成功地進行了股權分置改革，實現了國有股和法人股的全流通，流通市值占GDP的比重迅速上升，股市規模進一步擴大，股市發展態勢良好，這是有利因素。但種種制約因素使我國的證券市場并沒有呈現出明顯的財富效應來響應央行貨幣政策的傳導：①貨幣市場和資本市場相互分割，一體化程度不高，貨幣和證券兩種資產自身的聯接效應以及兩種資產價格的聯接效應還有市場之間市場交易的非對稱信息對稱化效應不明顯。②我國股票市場投機性太強，股票價格易縱，上市公司信息披露造假，市場信用體系并不健全，相關的法律法規急需完善。③市場規模尚需進一步擴大。
2．股票市場的發展對貨幣政策調控最終目標的影響。傳統意義上貨幣政策最終目標是維持物價穩定，促進經濟增長。這種只關注實體經濟價格水平，不顧及虛擬經濟資產價格的目標取向，在貨幣政策的實施過程中遭受到越來越多的尷尬和無奈。事實證明：股票價格已不能再排除在貨幣政策視野范圍之外。隨著資本市場在社會經濟生活中日益重要、流通市值占GDP比重日益提高以及股指和GDP的相關度日益加強，貨幣政策通過股票市場的財富效應和資產負債表效應對實體經濟的影響必然會日益加深，這其中作為主要表現形式的股價波動對央行貨幣政策調控最終目標的完善已提出迫切要求。
3．股票市場的發展對貨幣政策調控中介目標的影響。我國將貨幣政策中介目標定為貨幣供應量，與其相應的操作手段是基礎貨幣。貨幣供應量取決于基礎貨幣投放的多少和貨幣乘數的大小。股票市場的發展將深刻影響貨幣供應量。因為伴隨其發展，大量社會閑置資金將進人股市，銀行、企業和居民的原有貨幣需求將發生變化，從而基礎貨幣在他們之間的分配比例也將改變，這將影響基礎貨幣的創造能力。而且由于股票價格的上漲，居民會減少現金持有，更多地進行證券投資，從而造成流通中現金漏損減少，貨幣乘數增大。股票市場的發展還將使居民、企業、機構投資者和商業銀行通過貨幣市場和資本市場進行資金配置的互動加強，這將影響商業銀行超額準備金的穩定性，從而影響貨幣政策的執行效力?？尚械慕鉀Q方法是在貨幣政策的調控方式上更多的采用利率手段，因為貨幣市場的利率變化將通過股票市場的財富效應和資產負債表效應對實體經濟產生影響，從而幫助央行實現貨幣政策意圖。
(二)貨幣政策調控對股票市場的影響
貨幣政策調控對股票市場的影響，集中體現在股票價格的變動上。上文提及的貨幣政策的利率調控手段，實質上就是央行通過利率變化來改變貨幣和證券這兩種資產的相對價格，從而吸引資金由貨幣市場流向資本市場，最終影響股票價格。貨幣供應量的變化同樣會對股票價格產生影響。當央行增加貨幣供應量時，居民手中持有的現金將增加，貨幣的邊際收益下降，而就短期看居民出于交易動機和預防動機的貨幣需求變化不大，投機需求則會出現較大變化，于是股票價格將被推高。
四、政策建議
為了實現我國股票市場和貨幣政策調控的良好互動，政府應在如下三個方面調整完善政策：
1．央行在制定貨幣政策時應關注股價波動
2006年來我國股市發展迅猛，資本市場在國家經濟生活中的位置愈發重要，股指與GDP的相關度也在加強，這意味著股票市場的財富效應和資產負債表效應會日益明顯。而央行將股票價格納入貨幣政策視線將適逢時機。
2．推進利率市場化改革
股票市場的深入發展將使作為我國貨幣政策中介目標的貨幣供應量越來越不具有可控性、可測性和相關性。利率手段將成為可行的目標取向。而這要求政府有力推進利率市場化改革，形成合理的利率風險結構和期限結構，以有效聯接貨幣市場和資本市場。
3．加強貨幣市場和資本市場的互動
政府應加強監管，嚴查違規資金人市，一方面要擴大商業銀行資金通過機構投資者進入股市的渠道，逐漸放寬商業銀行的業務范圍，允許其從事證券投資業務；另一方面要努力擴大券商進入同業拆借市場的數量，鼓勵其進入銀行的國債回購市場。通過兩個市場的互動，提高我國金融資源的配置效率。
[摘要]股票市場與貨幣政策調控之間存在互動關系，而且越來越密切。股票市場的發展深刻影響著貨幣的供給需求、貨幣政策傳導機制和貨幣政策調控目標，而貨幣政策通過貨幣供應量變化、利率變化等調控手段也在影響著股票市場。在我國股市深刻變化的今天，對股票市場與貨幣政策調控的關系進行研究具有重要意義。
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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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5.財政政策對證券市場的影響
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關鍵詞：股災；起因；反思；建議
中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2016）05-75 -03
資本市場，尤其是股票市場是一國經濟發展的晴雨表，它的繁榮與否一方面能映射出一國的經濟狀況，另一方面也能反作用于實體經濟，一個健康穩定的股票市場能夠通過有效發揮其資源配置功能和再融資配置功能促進企業的優勝劣汰，引導整個市場經濟向前發展。2015年以來的中國股票大幅波動，從2015年6月12日的上證指數5178點暴跌至2016年元月27日2638點，半年時間跌幅為49.1%，是中國證券市場上前所未有的，這次“股災”對中國的證券市場影響深遠，分析本輪導致股災的成因，反思中國證券市場，對促進我國資本市場的健康發展大有裨益。
一、本輪牛市的起因
2015年，中國資本市場在結束了長達7年的熊市，杠桿資金開啟了A股“牛市”模式，滬深兩市單日成交額新高不斷被刷新，創業板、中小板指數節節攀升，上證指數一舉突破5千點，中國資本市場由此成為全球最為關注的市場，成為更多普通投資者財富管理的新場所。本輪牛市的起源和發展有其獨特的特點，具體分析如下：
（一）流動性過剩的配置
流動性過剩，在宏觀經濟上表現為貨幣增長率超過GDP增長率。2010年以來，我國經濟逐漸提檔換速，GDP和固定資產投資增長率持續下行，由中高速發展進入新常態，而同期廣義貨幣（M2）增長率持續升高。 2014～2015年，M2與GDP、固定資產投資增長率的顯著背離，經濟的流動性過剩為股票市場提供了充裕的貨幣供給，為“牛市”打下了堅實的基礎。同時期房地產投資降溫，無風險利率下行、存款利率下調等因素使得股票等風險資產獲得更多青睞，投資者的資產配置結構發生變化（見下圖）。
（二）融資杠桿的加大
2014年10月以來，我國兩融余額快速增長，到2015年6月，兩融余額增長了244%。截至2015年6月17日，兩融余額達到2.26萬億，占A股流通市值4.1%。除了兩融外，傘形信托、場外配資等隱秘的杠桿融資方式對牛市也起著推波助瀾的作用。2015年6月份，場外股票配資規模約為5000億元，杠桿比率更高，穩定性更弱。
在現有分業監管體制下，金融創新增加了監管死角和盲區。傘形信托、銀行理財的結構化產品、民間配資公司和新興的P2P網絡配資平臺等杠桿工具，事實上都是銀行理財資金流入股市的渠道。銀行資金有配置股市的強大需求，而金融產品創新和新興的網絡信息產品使得銀行資金入市效率極高，銀行監管部門卻很難有效監控這一奔涌的龐大資金流。在高杠桿資金的助推下，我國短時間內股指迅速上漲，從而吸引了更多的高杠桿資金，導致股指在幾個月內增長了近150%。
（三）官方輿論的推動
本輪牛市能夠在短時間內實現股指的大幅上漲與官方輿論是分不開的，新華社和人民日報對股市上漲罕見的正面論斷對牛市行情的發展起到了助推作用。
2014年7月25日人民日報2版刊登《外資機構齊聲唱多A股市場》，當天上證指數上漲了1.28%，A股完成了熊市的筑底。2015年3月30日，人民日報18版刊登《A股已處牛市中把握牛市“紅利”》，當天上證指數上漲2.59%，4月1日人民日報2版刊登《股市震蕩不改“慢?！壁厔荨?，當天上證指數上漲1.66%。官方輿論對于牛市行情是樂觀其成的，且把股市對經濟的支持作用提高到前所未有的程度，把股市繁榮與支撐經濟轉型聯系在一起，從而吸引了更多的投資者和資金入市，推動股市屢創近年新高。
二、中國“股災”的成因分析
2015年6月中下旬，在監管去杠桿、高估值等內因及香港政改、美聯儲加息等多個外因作用下，中國式“股災”于6月12日正式開啟。A股在短短半年時間內先后經歷4跌，近20次“千股跌?！?，上證綜指重挫49%，最低達到2638.3點；深證成指重挫51%，最低達到8986.5點；創業板指重挫54%，最低達到1779.2點。本輪“股災”的形成主要原因如下：
（一）價格和價值的背離
“華爾街教父”格雷厄姆在《證券分析》《論價值投資》等多本著作中強調“股票價格圍繞其‘內在價值’上下波動，股票價格長期看有向‘內在價值’回歸的趨勢”。
2014下半年以來，我國實體經濟進入“新常態”，經濟增速持續放緩，實體產業面臨著較為嚴峻的形式。在此背景下，我國股市卻被資金、杠桿和政策引導的多種因素持續推高，走出了一波牛市。中小板和創業板個股更是誕生眾多“妖股”，市盈率持續上升，股災開始前夕的6月17日中小板靜態市盈率85.06，而創業板市盈率更是高達140.07，同期道瓊斯工業指數、納斯達克綜合指數平均市盈率僅為17和24.8，全球其他主要市場的平均市盈率也在15-20的范圍內，我國股票價格嚴重脫離價值可見一斑，這也是后期盡管政府屢屢出手“救市”也難阻止我國各大股市指數“回歸”的趨勢。
此外，雖然2010年起我國資本市場開展了融資融券業務，但相比融資業務，融券渠道較為狹窄，我國上市公司股票中僅32%可以融券，相比美國的93%和中國臺灣地區的78%，可融券的標的占比較低，且融券的要求更高，同期融券業務的余額不足融資業務余額的1%，無法有效對價格價值偏離及時進行糾正，導致在我國證券市場持續出現“單邊市”的非成熟情況。
（二）金融分業監管下場外配資的作用
隨著互聯網金融的興起，金融業務、產品的創新日新月異，金融機構的職能邊界、功能邊界逐漸模糊，在分業監管的體制下，市場極易利用不同監管者的信息不對稱導致的監管真空實現監管套利。2015年，沉寂了7年的股市在政策和資金的撬動下煥發活力，銀行資金通過多種渠道和形式進入股市，銀行理財資金、傘形信托、私募基金配資模式、員工持股計劃配資模式等，使得不同類型的金融機構業務相關性大幅提高，證監會和銀監會等單一監管機構實際上難以掌握這些資金的確切數據和杠桿率水平。
在“慢?！弊儭隘偱！钡那闆r下，2015年6月，證監會對場外配資出臺了最嚴禁令，要求全面清理場外配資，并勒令證券公司不得為場外配資活動提供便利?！案壮樾健笔降拇直┦饺ジ軛U的證券顯然對配資規模及去杠桿可能帶來的影響缺乏預判，直接導致了本輪股災。雖然后續國家出臺了各種政策試圖“救市”，但是在場外配資接連被強行平倉的情況下，“救市”也難以發揮有效作用。
（三）熔斷機制的磁吸作用
熔斷機制是指當股指波幅達到規定的熔斷點時，交易所為控制風險采取的暫停交易措施，磁吸效應是指“實行漲跌停和熔斷等機制后，證券價格將要觸發強制措施時，同方向的投資者害怕流動性喪失而搶先交易，反方向的投資者為等待更好的價格而延后交易，造成證券價格加速達到該價格水平的現象”。熔斷機制起源于美國股市，隨后日本、韓國、新加坡等國證券市場都引入了熔斷機制，熔斷機制在保證各國股市整體穩定，防止出現非理性股票價格波動以及系統性的恐慌和暴跌方面起到了積極作用。
經歷了股市多跌后，2015年12月4日由上海證券交易所、深圳證券交易所和中國金融期貨交易所等三家交易所了熔斷機制相關規定，旨在抑制系統性恐慌導致的非理性拋售。然而與其他國家的熔斷機制相比，我國的熔斷機制主要有以下幾個特點：第一，熔斷閾值較低，我國的第一檔熔斷閾值僅為5%，較別國更易觸發；第二，我國兩檔的觸發閾值間隔較小，與別國5%以上的間隔不同，我國兩檔觸發閾值僅相隔2%，在觸發第一檔熔斷閾值后，極易發揮熔斷機制的磁吸效應，觸發第二次熔斷，造成更大的恐慌；第三，我國股市個股已設有漲跌幅限制，其實本質上已經設置了熔斷，在此基礎上設計的熔斷機制較漲跌停更易造成流動性風險。我國2016年開年的V3版股災即是在熔斷機制的磁吸作用下開啟，雖然2016年1月7日，為維護市場平穩運行，經中國證監會批準，三大交易所取消了實施了僅四天的熔斷機制，但由此造成的后果持續發酵，上證綜指短時間內加速下行，由3549點下挫近1000點。
三、中國“股災”的反思
2014年，國務院印發《關于進一步促進資本市場健康發展的若干意見》（國發[2014]17號），明確“進一步促進資本市場健康發展，健全多層次資本市場體系，對于加快完善現代市場體系、拓寬企業和居民投融資渠道、優化資源配置、促進經濟轉型升級具有重要意義”。2015年，股市的大起大落，暴露了我國資本市場存在的眾多問題，也是我國資本市場走向成熟的“學費”，只有深刻反思才能實現資本市場健康發展。
一是建立大金融監管體系，從根源上抑制監管套利。英美各國在金融危機后都對金融監管體制進行了徹底而全面的改革。美國在金融危機后設立了金融穩定監督委員會（FSOC），促進了分業監管機構之間的合作；英國在英格蘭內部成立了金融政策委員會（FPC）負責宏觀審慎管理，在FPC下設審慎監管局（PRA）負責對吸收存款機構、保險公司以及系統重要性投資機構進行審慎監管，同時對不受PRA監管的其他金融服務公司（如資產管理公司）進行監管，實現了微觀和宏觀審慎的協調統一。我國也應借鑒經驗，整合央行與其他不同領域監管機構的功能，發揮監管機構在應對金融危機中的主導作用，加速金融監管改革的轉型，通過宏觀審慎與微觀審慎雙管齊下，功能監管與機構監管并重有效實現對大金融體系的監管。此外，大監管機構應該建立大數據技術，實現監管數據的整合和共享，降低跨領域監管成本與難度，使跨領域合作與監管成為可能。
二是多管齊下，倡導價值投資理念。有別于歐美資本市場機構投資者占主要地位，我國股市散戶的比例較高，在滬深交易所開戶的個人投資者99%以上是投資金額少于50萬元的中小投資者（占我國城鎮人口的14%），這些投資者完成的交易約占股票交易總量的60%，他們相比于機構投資者交易行為更不理性，導致我國股市具有換手率居高不下，股指易受輿論影響造成股市非理性波動等特性，如何教育中小投資者，引導散戶形成價值投資理念至關重要。第一，利用稅收杠桿撬動長期投資理念。2015年9月7日，財政部、國家稅務總局、證監會聯合印發《關于上市公司股息紅利差別化個人所得稅政策有關問題的通知》（財稅[2015]101號），該政策體現出國家鼓勵長期投資、價值投資、抑制短期炒作的政策意圖，未來應繼續積極探索差別化資本利得稅等引導中小投資者價值投資；第二，依法治國，建立公平公正的市場交易環境。2013年以來，我國先后出臺《關于進一步加強資本市場中小投資者合法權益保護工作的意見》《關于進一步促進資本市場健康發展的若干意見》，強調了資本市場中小投資者權益保護的制度體系，體現了國家營造公平公正市場交易環境的意志。目前看，內部消息、老鼠倉、欺詐發行、操縱市場等違法行為依然存在，直接侵害中小投資者的切身利益。未來研究要完善法律保障中小投資者知情權，健全企業信息披露違規問責機構，健全上市公司股東投票和表決機制，確保市場的公平公正；第三，健全投資回報機制，引導上市公司回報投資者。目前，我國的資本市場仍過度強調融資功能淡化回報功能，不利于價值投資。未來應根據上市公司所在版塊、行業、年限和發展階段等情況，引導和鼓勵公司制定差異化的分紅政策。同時豐富分紅方式，盡快推出優先股制度。
三是尊重市場規律，處理好政府和市場的關系。十報告明確指出“經濟體制改革的核心問題是處理好政府和市場的關系，必須更加尊重市場規律，更好發揮政府作用”。鄒昊平在《政策性因素對中國股市的影響：政府與股市投資者的博弈分析》中指出，中國股市是一個較典型的政策市，在某段時間內，政策是造成股市異常波動的首要因素。而在2015年股市的巨幅波動過程中，無論是牛市階段還是熊市階段都能看見政府的影子，從人民日報的“四千點是A股牛市開端”到全面清理配資，從A股市場全面放開“一人一戶”到隨后出臺限制減持股份、一系列的救市行為，政策成為股市走勢的重要因素。目前，我國資本市場仍處于發展階段，距離成熟仍有一段距離，政府應該發揮其指揮棒的作用，通過建立長期、穩定的政策營造公平的市場環境，從而有效發揮股票市場資源配置、價值發現的功能，使得股票市場服務于實體經濟，促進經濟的發展。與此同時，政府必須要尊重市場規律，不引導市場的單邊化發展，不能脫離實際“制造”出一個“意愿慢?！?。
2015年股市的巨幅波動是對中國資本市場監管者及投資者的一次再教育，廣大中小投資者付出了慘痛的代價，股市的波動在一定程度上也對我國經濟的發展產生了微妙但真實的影響，我們必須汲取教訓，通過完善股票發行、分紅制度、稅收引導、建立大金融監管體系等一系列舉措來建立健全一個健康的股票市場，助力實現“中國夢”。
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要注意風險：股票市場并不是人們現在看到的這樣樂觀，因為我們國家的經濟處于一個大的深度調整時期，所以股票市場的表現是一種反彈，可能下跌的動力會更大，所以要注意風險。
股票投資不要選擇長線投資，因為我們國家的經濟處于下滑階段，股票市場的反彈就會是階段性的反彈，所以如果做長線的話，基本上處于一種做過山車的感覺，回報率會很低，甚至虧損。
股票市場目前的環境不是很好，整體上來說，今年和明年是我們國家經濟轉型的關鍵時間段，這時候很多的企業可能出現重大的調整，所以這時候股票投資不靈活的話，虧損也會很厲害。
人民幣目前出去一個下調階段，我們國家的企業固定資產和國債就會出現某種程度的貶值，這樣的情況下，企業本身的投資效益就是下滑，股票市場的上漲動力也會減小，不過出口型比較好
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(一)向量自回歸(VAR)模型的簡單說明本文在分析時所采用的是向量自回歸模型。傳統的經濟計量方法是以經濟理論為基礎來描述變量關系的模型。但是,經濟理論通常并不足以對變量之間的動態聯系提供一個嚴密的說明,而且內生變量既可以出現在方程的左端又可以出現在方程的右端使得估計和推斷變得更加復雜。為了解決這些問題而出現了一種用非結構性方法來建立各個變量之間關系的模型。VAR模型就是非結構化的多方程模型。VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型,從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。
(二)數據說明本文采用的數據從1994年1月至2014年9月的月度統計數據,變量說明如表1:通過消費價格指數的差分,我們可以得到通貨膨脹率pi,由費雪方程(1+實際利率)*(1+通貨膨脹率)=1+名義利率可得實際利率ri=i-pi文中采用上證綜指指數代表股票市場的價格變動。為消除貨幣供應量的季節波動,分別對m0,m1,2移動平均進行去季節趨勢的處理。同時,為了避免數據出現異方差性,研究過程中將對所有的數據進行取對數處理,處理后的數據如表2:由于三種貨幣量的高度相關性,我們在接下來的模型操作中將會將其分為三個變量組進行討論,即第一變量組:lst,lm0,lri,lpr;第二變量組:lst,lm1,lri,lpr;第三變量組:lst,lm2,lri,lpr。
(三)具體分析1、單位根檢驗為了避免“偽回歸”現象發生,保證回歸結果的無偏性和有效性,必須先對各個變量序列進行平穩性分析。因為對變量關系進行的傳統顯著性檢驗因假設前提不成立將失去意義,只有模型中的變量滿足平穩性要求時,傳統的計量經濟分析方法才是有效的。常用的檢驗方法有DF檢驗、PP檢驗和ADF檢驗等,在此我們采用ADF檢驗方法對各組變量的數據進行單位根檢驗。2、向量自回歸模型分析(1)滯后階數的確認。由于Granger因果檢驗對于滯后階極其敏感,選取不同的滯后階有可能帶來截然不同的檢驗結果,而Granger因果檢驗是基于VAR的滯后階進行的,因此,在進行Granger檢驗前必須嚴格確定VAR的滯后階。本文再次運用的檢驗指標為AIC指標確認的滯后階數,各不同變量組最優滯后階數如下。3、模型結果分析(1)利率與股票市場的關系。利率的變動在短期內對股票市場的影響明顯,中長期的影響不顯著。相反,股票市場的變動不論短期還是長期,均無法對利率產生顯著地影響,側面反映了我國政府在控制利率變動時,并不主要以控制股票市場為主要調控目標。(2)存款準備金率與股票市場的關系。無論短期長期,存款準備金率都很難顯著地影響股票市場的走勢。而股票市場的價格走勢在中短期內對存款準備金率的影響不明顯,但長期來看,股票市場對存款準備金率的調整,有著較為明顯的格蘭杰影響。(3)貨幣供應量與股票市場的關系。與預期一致,對股票市場產生最明顯影響的貨幣量為流通中的貨幣總量(M0),且M0對于股票市場的影響僅在短期內顯著,并且,股票市場在短期內對流通中的貨幣總量的影響也是十分可觀的。與之形成鮮明對比的,在長期過程中,貨幣量對股票市場的影響十分有限。
二、結論與分析
(一)貨幣政策對股指的影響。從前一部分的實證分析我們可以得出,利率已經初步具備了影響股市的能力,但由于我國股市股權結構不合理、投機性過強等原因,股價指數對利率變動的反應并不是很敏感,利率對股市的影響能力有待提高,當然這需要一個健康的股市為前提。貨幣供應量的不同統計口徑對股市的影響各不相同。M0對股價指數在短期內有著顯著的影響。M0作為在銀行體系以外流通的現金,是與消費變動關系最密切的統計量,若M0增加,市場多出來的流動性更傾向于流向資本市場(如股市),從而推動股市的上揚。但是,對于國家宏觀調控而言,此分析的實際作用并不很強,M0具有十分強的流動性,央行難以對其進行全面的控制。另外,M1對股市的影響很微弱,主要原因是M1的主要組成部分是活期存款,這部分資金則是生產資料市場購買力的主要媒介,對股市不產生直接的影響。M2作為廣義貨幣供應量,等于M1+企事業定期存款+居民儲蓄存款,其流動性較弱,尤其是準貨幣(M2－M1)的流動性最差,顯然對股市無法產生顯著的影響。不同于被普遍認可的“央行降準將推高股價”的觀點,本文研究反映出準備金率與股票市場的高度分離性。金融機構存款準備金率的變動基本上不會對股票市場產生實質性的影響。所謂的推高論,從某種意義上講或許只是名義上的利好消息被炒作后放大化的市場過度反應。
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關鍵詞：股票收益率；GARCH模型；統計檢驗
在風險管理中，我們往往關注的就是資產收益率的分布。許多實證研究表明，金融資產收益率分布表現出尖峰、厚尾的特征。另外,收益率序列還具有條件異方差性、波動聚集性等特點。選擇合適的統計模型對金融資產收益率分布進行描述顯得尤為重要。
1數據選取
本文實證分析的數據選取上海股市綜合指數(簡稱上證綜指)每日收盤指數?？紤]到我國于1996年12月16日開始實行漲跌停板限價交易，即除上市首日以外，股票、基金類證券在一個交易日的交易價格相對上一個交易日收市價格的漲跌幅不得超過10%，本文把數據分析時段選擇為：1996.12.16-2007.05.18，共2510組有效數據。數據來源為CCER中國經濟金融數據庫。數據分析采用軟件為Eviews5.1。通過對原始序列的自然對數變換，得到上證綜指收益率序列，有2509個數據，記為RSH。
2基本統計分析
2.1序列的基本統計量
對稱分布的偏度應為等于0，而上證綜指收益率的偏度為負值，說明該序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出現正值的概率小于收益率出現負值的概率。另外，已知正態分布的峰度等于3，而上證綜指收益率的峰度是8.919924，遠大于3，這表明RSH序列不服從正態分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相關性
采用Ljung-BoxQ統計量檢驗上證綜指收益率序列的自相關性。原假設為序列不存在階自相關。根據上證綜指收益率的10階滯后期的Q統計值及其相應概率值可知，上證綜指收益率的相關性并不顯著。
2.3序列的平穩性和正態性
為了避免偽回歸現象的發生，在建立回歸模型之前須對收益率序列進行平穩性檢驗。采用ADF方法檢驗RSH序列的平穩性，其檢驗統計值為-51.7733，遠小于MacKinnon的1％臨界值，認為上證綜指收益率序列不存在單位根，是顯著平穩的。這就避免了非平穩性帶來的許多缺陷。上證綜指收益率序列的D.W.值為1.9705，非常接近于2，表明其殘差序列不存在序列相關。
本文使用Jarque-Bera方法對RSH序列其進行正態性檢驗，檢驗統計值為3682.735(p=0.000)，概率值足夠小以至于必須懷疑原假設的正確性。這也就說明，用正態分布對中國股市收益率的波動性進行描述是不正確的。
2.4ARCH效應檢驗
大量的實證分析表明，大多數金融資產收益率序列的條件方差具有時變性，即ARCH效應。利用ARCH-LM方法檢驗殘差序列中是否存在ARCH效應。選擇滯后階數為5階，檢驗統計值為28.92598(p=0.000)，表明殘差存在顯著的ARCH效應，至少存在5階的ARCH效應。這就意味著必須估計很多個參數，而這卻是很難精確的做到。在這種情況下，可以用一個低階的GARCH模型代替，以減少待估參數的個數。
3分布模型的確定
金融時間序列的分布往往具有比正態分布更寬的尾部。為了更精確地描述這些時間序列分布的尾部特征，本文分別運用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型擬合樣本數據。
較之其它模型，GARCH-t(1,1)模型的對數似然值有所增加，同時AIC和SC值都變小，這說明GARCH-t(1,1)模型對上證綜指收益率序列波動的刻畫能力要強于其它模型。對模型中的未知參數進行極大似然估計，得出GARCH-t(1,1)模型為：
均值方程為：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程為：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH項和GARCH項的系數都是顯著的，且兩項系數之和為0.9592，小于1，滿足參數約束條件。另外，系數之和非常接近于1，表明收益率序列的條件方差所受的沖擊是持久的，這對所有的未來預測都有重要作用。
4分布模型的檢驗
模型建立的好壞首先要檢驗其是否有效的消除原序列的異方差性。另外，基于收益率序列概率積分變換的檢驗方法，可以檢驗序列分布與理論分布的擬合情況。對原序列做概率積分變換，然后檢驗變換后的序列是否服從i.i.d.（ol）均勻分布。一般地對變換后的序列進行BDS檢驗，以判斷其是否是獨立同分布。而運用Kolmogorov-Smirnov(K-S)檢驗則可以檢驗變換后的序列是否服從均勻分布。
4.1殘差序列的ARCH-LM檢驗
對新方程產生的殘差序列{εx}進行ARCH-LM檢驗，以觀察是否還存在ARCH效應。選擇滯后階數為1階，ARCH-LM檢驗統計值為0.629764(p=0.426)。伴隨概率顯著不為0，即接受原假設，認為殘差序列{εx}不存在ARCH效應。這說明，用GARCH-t(1,1)模型擬合樣本數據可以消除序列的異方差效應。
殘差εxt的分布為vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根據殘差序列的數值，變換為vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度為vx=4.6528的t分布函數，對其進行概率積分變換，得到新序列記為{ut}。新序列{ut}在理論上應是獨立同分布序列，且服從(0,1)的均勻分布。因此，本文通過BDS檢驗、K-S檢驗對新序列{ut}的分布進行檢驗。
4.2BDS檢驗
BDS檢驗的原假設是序列為獨立同分布的隨機變量。根據表中的概率值可知，在顯著性水平α=0.05下，認為新序列{ut}為獨立同分布的變量。
4.3K-S檢驗
對新序列{ut}進行K-S檢驗，其檢驗統計值為0.0175(p=0.4245)，這表明，用新序列{ut}服從獨立同分布的(0,1)均勻分布。這也說明了GARCH-t(1,1)模型可以較好的擬合上證綜指收益率序列的分布。
5結論
本文對上證綜指對對數收益率序列的分布模型進行了實證研究。在現實生活中，金融收益序列分布不僅呈現出偏斜、尖峰、厚尾等特征，還具有異方差的特性，本文首先通過大量的統計檢驗方法驗證了金融時間序列的各項特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滯后收斂性，從而大大減少了參數的個數，提高了參數估計的準確性。在運用正態分布假設的GARCH模型來描述金融收益序列的條件分布時，正態分布假設常常被拒絕，人們用一些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布來替代正態分布假設，從而得到一系列GARCH模型的擴展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依據嚴密的統計分析方法選擇了GARCH-t(1,1)模型描述上證綜指對數收益率序列的分布。最后，根據各項模型檢驗結果說明，用GARCH-t(1,1)模型描述上證綜指收益率序列是有充分理由的。
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