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利率對證券市場的影響范文1
關鍵詞：證券市場 證券投資 非穩態供求均衡
研究股票市場的另一種理論方法是股票市場的微觀結構方法，該方法研究投資主體的行為及相互影響，認為證券市場的運行機制是市場運行的基礎，研究的基本問題是在給定的均衡機制和交易委托流之下市場價格的產生機制。
Giovanni Cespa的均衡價格方法無疑是借助了微觀經濟的市場供求理論思想和方法，認為股票價格是供求相等時的價格，市場表現是交易者個人行為的綜合，所以了解個人決策有助于研究市場價格變化的原因、特征以及經濟人或經濟組織在特定經濟制度下的行為及均衡的實現機制。
本文在Giovanni Cespa的均衡價格方法基礎之上進一步從證券市場的需求、供給的動機、變化和影響因素出發，研究證券市場的非穩態均衡形成機制和運動過程，研究的本質不同是把證券市場的需求、供給和供求的均衡均看作一個動態過程。
證券市場的非穩態需求分析
首先從需求的角度進行分析，把證券市場的需求定義為眾多投資者對證券的購買。與消費品不同，投資者對證券的需求動機是盈利而非消費。為了分析的方便，先作一些假設，然后再把這些假設一層一層剝掉以還其本來面目。
假設一：假設每位投資者在進行投資時均以高收益、低風險作為投資對象效用評價的依據，且均對效用的大小進行了慎重分析。
在該假設下，證券的效用可表示為其盈利率和安全性的函數，即TU=f(R,S)。其中，TU為效用，其決定了投資者對證券的需求；R為盈利率，具體值為每股盈利額除于每股股價；S為安全性，可由企業的負債率、流動率、速動率、企業所處行業、企業規模、企業信用等級等因素綜合評價而得。投資者在安全性水準下，希望獲取最大盈利率，亦即
在盈利率的水準下，希望獲取最大安全性，亦即
假設二：投資者對證券的效用認識相同，即同一證券對不同投資者的效用相同。
在假設一和假設二下，各證券的效用應相同。因為，如果某只證券由于某種原因效用增加（如盈利增加或風險減少），該證券必將得到投資者的追捧，價格上升，盈利率下降，效用減少；相反，如某只證券由于某種原因效用減少（如盈利下降或風險增加），該證券必將得到投資者的遺棄，價格下降，盈利率上升，效用增加。
假設三：假設經濟運行平穩，不存在經濟周期；政府也沒有必要進行利率、稅收、投資、行政法令等宏觀調控；企業盈利穩定，不存在虧損和倒閉的可能性。
在假設一、假設二和假設三下，因企業證券、企業債券、國債的安全性相同，均為無窮大，所以其盈利率也應相同，證券需求者即為投資者，不存在投機行為，證券市場的股指恒定。
部分放棄假設三：假設整體經濟運行平穩，政府對經濟不進行任何干預，但放棄企業盈利穩定的假設。
在部分放棄假設三下，由于企業盈利不穩，甚至會出現虧損，這時證券的風險性大于國債的風險性，在人們追求高盈利、低風險條件下，證券的盈利率應大于國債的盈利率。因為如果證券的盈利率小于或等于國債的盈利率，人們會追捧國債，遺棄證券，致使證券的價格降低，盈利率增加，直至證券的盈利率大于國債的盈利率一定程度為止。
這時，如果存在著上百只證券、債券或國債，可以把它們描述在盈利率―安全性坐標系中（如圖1所示），點（Si,Ri）表示第i只證券在該坐標系中的坐標點。根據以上上百個這樣的點可回歸出一條曲線AB。曲線上安全性最大的點為國債B，其相應的盈利率也最低；安全性最小的點是風險企業的證券A，這類企業的負債率高，流動率低，速動率低或處于風險產業，其相應的盈利率大。在同一市場條件下，企業證券的盈利率大于國債的盈利率，否則投資者會因國債的風險小，而追捧國債，遺棄證券，證券的價格下降，盈利率上升。由于投資者對證券效用認識相同，以上曲線上各點的效用應相同，所以該曲線可以稱為無差異曲線。這條曲線是投資者群體行為的結果，從而也就決定了證券、債券和國債之間的相對價格。
因為存在著一些企業盈利增加，一些企業盈利減少或虧損，這時可能會出現一些投機行為，但因經濟總體運行平穩，企業的平均盈利不變，投資者會意識到股市不會過度繁榮，股指不會走得太遠，因而不會出現過度投機行為。
完全放棄假設三：放棄經濟運行平穩及不存在經濟周期的假設。
在完全放棄假設三下，這時企業的盈利會隨經濟景氣情況普遍上升或普遍下降，政府也會采取利率、稅收或行政來調控經濟。在這種情況下，以上的無差異曲線會發生相應的移動或變化。
當利率下調，投資者追捧證券，致使證券的價格上升，盈利率下降，導致整個無差異曲線下移；當利率上調，國債利率上升時，投資者遺棄證券，致使證券的價格下降，盈利率上升，導致整個無差異曲線上移；當企業的盈利增加時，證券盈利率上升，投資者追捧證券，致使證券價格上升，證券盈利率下降，最終無差異曲線不會移動；當企業的盈利降低時，證券盈利率下降，投資者遺棄證券，致使證券價格下降，證券盈利率上升，最終無差異曲線不會移動。
放棄假設二：放棄投資者對證券的效用認識相同。
以上的分析，都假設投資者對證券效用的認識相同，而投資著對證券的效用認識不可能完全相同。在某時刻，一些投資者會認為i證券的效用大于j證券的效用，而另一些投資者會認為j證券的效用大于i證券的效用。這一方面是因為投資者對盈利率和安全性的價值觀不同，另一方面是因為上市公司信息披露不充分和不對稱，不同投資者對不同證券會有不同的預期，每位投資者又不會只分析一只證券。這樣一來，在放棄假設二的條件下，當因利率下調或部分企業盈利上升等原因，一些投資者致使一些證券的價格上升時，由于投資者對多只證券平行分析而產生的比價效應，另一些投資者會追捧另外一些證券。證券價格相互攀比，相互促進，致使股指連續上升。這時也就出現了齊漲共跌的局面，出現了板塊聯動效應，出現了嚴重的投機行為，這些又反過來加重了股指的攀升。相反，當因為利率上調或企業盈利下降，一些投資者致使一些證券的價格下降時，證券的需求會持續下降。
放棄假設一：現在把“假設每位投資者在購買證券時都進行了慎重分析”的“都”字放棄。
因為，在眾多投資者中，有相當一部分投資者，并沒有做到慎重分析，這部分投資者可稱為賭性投資者?？梢哉J為，這部分需求的大小，取決于前期投資者（或投機者）的盈利，即取決于獲利盤B的大小。某只證券獲利盤可用該只證券流通股中現在獲利股數和獲利的大小表示，也可將其定義為流通股獲利率。當B增加時，賭性需求增加，當B減少時，賭性需求減少。
按以上的分析，證券的需求量與上述因素之間的關系可以表示為下列需求函數的形式。
QD=F(R,S,Pr，B）其中，QD為對某只證券的需求量，R為該證券的盈利率，S為該證券的安全性，ΔPr為相關證券的價格變化，B為該證券的獲利盤。
QD與各因素的關系為
另外，需求量還受外界信息的影響。當利好信息出現時，出現搶購，需求增加；當利空信息出現時，出現恐慌，需求減少。
把外界信息也考慮進去，得到需求量的表達式為：
其中，ΔI為有關信息的變化，+ΔI為利好信息，-ΔI為利空信息。
各因素對QD的影響程度，取決于不同的證券市場和時期。對于比較成熟的市場，R、S對QD的影響較大；對于新興、不成熟的市場，ΔPr、ΔI對QD的影響較大。
除了以上影響QD的因素以外，QD還受市場總資金供給量的影響。當入市資金放寬，貨幣供給增加，對證券的需求增加；當限制資金入市，貨幣供給減少，資金離場，對證券的需求減少；當新股發行增加，吸引大量的二級市場資金到一級市場申購，二級市場有效資金減少，對證券的需求減少；新股上市，吸引部分二級市場資金承接，二級市場的有效資金減少，對證券的需求減少。把市場的資金供給量M也考慮進去，則有：
證券市場非穩態供給分析
以上是從證券市場需求角度所作的分析，把證券需求定義為眾多投資者對證券的購買。下面是從證券市場供給方面進行分析，把證券市場供給定義為眾多證券持有者對證券的賣出。
證券持有者為先前認為某只（或多只）證券的效用被低估，或認為某只（或多只）證券的未來收益會增加，或其它原因預期股價會上升而先前購入者。當股價上升時，越來越多的持有者會認為其效用達到了其應有值或達到了對其預期，所以越來越多的證券持有者會賣出。因而供給量QS與獲利盤B有著正向的關系，即
。
另外，供給量QS還和相關證券的價格升降ΔPr有關。當相關證券的價格下降時，QS增加；當相關證券的價格上升時，QS減少。即
， 。
除此之外，供給量還受外界信息ΔI的影響。當利空信息出現，出現恐慌拋售，供給增加；當利好信息出現，惜售心理加重，供給相對減少。即
。
綜上所述，證券的供給量QS與以上各因素的關系，可表示為以下的供給函數的形式。
證券市場非穩態供求均衡分析
以上分別討論了證券市場的需求、供給及其影響需求和供給的相關因素。當需求與供給相均衡時，股價穩定；當需求大于供給時，股價上升；當需求小于供給時，股價下降。供給與需求的變化決定了股價的運動和成交量的變化。
利率對證券市場的影響范文2
1．公開市場到期資金與準備金率政策的操作空間。2010年lO月份外匯占款達到5190億元，是前9個月2239億元的的一倍多，也是2008年1月份和4月份以來的高點。因此在以1O月份為基礎的后兩個月的新增外匯占款，即12月到2011年1月為3000億元左右，因此到2011年1月的#I-~E占款為1．25萬億元。同時，2011年1月份公開市場到期資金達到6500億，同期銀行存款規模增長25000億，市場中資金流入達到3．75萬億元。央行在2010年l1月29日上調準備金率，鎖定流動性大約5000億元，此時市場流動性為正2．25萬億元。這里我們可以分析，市場間資金凈投入在5月和6月達到了18260億元，這時市場流動性已經超過了央行所認為的最佳流動性，因此，這就為上調準備金率提供了操作空間。從另一方面來看，銀行間市場在5月和6月公開市場將會有巨額到期資金，央行會在5月或者6月有一次準備金率的上調，但幅度不大?？梢宰C明，5月12日央行上調準備金率是符合我們的分析結果的。
2央行票據發行額度和發行頻率對上證指數的影響。其一，銀行間進行回購業務的回購利率；其二，央票票據。其中央票利率對證券市場的影響更大，更為重要。央行票據主要分為3個月期和1年期兩個期限，主要是央行控制市場流動性的一種公開市場業務操作工具。央行票據的發行頻率和發行利率對市場流動性的影響最為關鍵。央行票據發行頻率的多少，直接反映銀行控制市場流動性的決心。另外，央行票據利率和期限對市場利率起著重要的引導作用，這就意味著加息政策的使用在定程度上需要以央行票據利率互為參考基礎。央票發行額度和次數的增多也說明政府對于市場中資金面的判斷，當投資者形成預期，市場中的系統性風險會被提前消化，指數的波動也會提前做出反應。．
二、央票利率通過利率政策對證券市場的影響
(1)央票利率與存款利率的比較研究。央票利率表示了央行在回收市場流動性時愿意承擔的資金成本，央票利率定的低，則金融機構認為收益太低而不愿意購買央票，因此會導致央票發行遇到困難。3月期央票利率和3月期存款利率之間的差額可以很明確的反映出購買成本和支付收益之間的關系。隨著2010年11月到2011年4月的3次加息，兩者之間的差額在縮小，央票利率與存款利率差額由負轉正并不斷增加，因此可以解釋，央票發行利率過低是導致加息的一個重要因素。因為如果央票利率過低，或者央票利率低于存款利率，銀行會失去購買意愿，央行控制市場流動性的效果就會大打折扣，而央行又不能將央票利率提高太多，這樣會給央行的利率政策帶來壓力。這就陷入了一個商業銀行與央行，央票利率與利率政策的博弈。
(2)利率政策對證券市場的影響。利率政策與證券市場具有很強的相關性，作為系統性風險的一種，類似于準備金政策，這類政策往往會給證券市場產生很大的波動。因此以上通過分析央票利率和國債收益率與利率政策的相關性，也就可以得出其與證券市場的相關性。
三、結論及建議
(1)從公開市場到期資金可以分析出當前市場流動性的充裕與否，準備金率政策主要是為了對沖外匯占款增加而導致的資金壓力，所以結合公開市場到期資金和外匯占款就可以得出準備金政策的操作空間。
(2)央票的發行可以在短期內回收流動性，但當央票到期時央行又面臨資金重新投放的窘境，央票發行金額的多少在短期內直接影響到資本市場流動性。另一方面央票金額的增加又間接說明市場流動性充裕，這就說明了證券市場的資金環境相對充裕。從以上分析可以得出，央票發行金額多，證券市場表現就好。
利率對證券市場的影響范文3
Markowitz認為，市場上的投資者都是理性投資者，投資者可以分散投資來實現投資組合利益的最大化以及風險的最小化。Sharpe在此基礎上提出了資本資產定價模型（CAPM），他將證券的風險分為兩種，一種是非系統性風險，另一種是系統性風險，非系統性風險可以通過分散投資來消除，而系統性風險無法通過分散投資來消除。CAPM模型的具體形式是：
■
其中，E（ri）表示某種證券的預期收益，rf表示無風險資產的收益，E（rM）表示分散化的投資組合的預期收益，也就是說，有價證券的風險補償收益等于該證券的β系數乘以投資組合的預期收益。
但是該模型并沒有考慮到投資者的價值取向，在現實中，投資者的世界觀、生活方式、生活狀態、心態情緒都可能影響到資產的定價，噪聲交易者的存在也表明了許多依據CAPM模型進行的證券定價并非有效，與之相比，行為資產定價模型（BAPM）有更大的優勢。
二、文獻綜述
Shefrin and Statman提出了財富的單一驅動力來解釋價格有效市場與價格無效市場的區別，他們認為，單一的驅動因素影響均值方差有效邊界、證券投資組合收益分布、風險溢價、期權定價以及期限結構等，這個單一的驅動因素就是使證券投資組合收益最大化所需的信息的最小量，而噪聲交易者作為第二驅動因素會在很大程度上對價格進行干擾。1991年，Ferson and Harvey發現噪聲交易者使收益曲線和市場投資組合之間產生聯系；1992年，Chopra，Lakonishok and Ritter發現噪聲交易者使市靚潞統常收益之間產生聯系；1993年，Canina and Piglewski發現噪聲交易者使期權定價的主動波動和客觀對等物之間產生差距；1994年，Brown and Schaefer發現噪聲交易者使市場投資組合風險利率和長期利率的波動加劇，以上研究均表明，財富的單一驅動力不符合證券市場的實際。
CAPM模型成立的基礎之一是市場完全是由信息交易者構成的，然而噪聲交易者的存在使CAPM模型難以成立。1994年，Shefrin and Statman針對證券市場上的噪聲現象提出了行為資產定價模型（BAPM）。該模型將投資者分為信息交易者和噪聲交易者，信息交易者符合CAPM的模型標準，不同個體間有良好的均值-方差特性，而噪聲交易者經常會對證券價格進行高估或低估，從而擾亂證券市場的平衡，噪聲交易者之間存在明顯的異方差特點。
三、理論分析
設ρ*為均值―方差有效邊界上的投資收益率，是市場投資組合的函數，β*（Z）是相對于ρ*衡量的證券Z的β系數，i1為無風險利率，EΠρ（Z）為證券Z的期望收益率，A（Z）為證券的反常收益率，當價格有效時，Z（Z）為0，則證券Z的期望收益為：
■ （1）
在市場上存在噪聲交易者的情況下，設ρMV為市場投資組合均值―方差有效邊界的收益率，ρ（Z）為這種情況下證券的均值―方差，β（Z）是行為β，且■，β（ρ*）是度量ρ*有效程度的指標，且■。假設ρ*與ρMV的標準差相同，所以β（ρ*）≤1。β*（Z）衡量與有效市場因素ρ*有關的風險，■衡量與證券Z相對于ρ*有關的風險溢價，因此行為資產定價模型的公式為：
■ （2）
當證券市場價格有效時，反常收益A（Z）為0，該公式反映了市場β與反常收益A（Z）之間的線性關系：證券反常收益與該證券均值―方差有效邊界的β系數成正比，與證券市場的β系數成反比。鑒于β（ρ*）≤1，在■相同的情況下，證券市場的β與反常收益成正比。
在CAPM中的標準β取決于公司規模、賬面價值、以及市場組合，而BAPM中的行為β更多的考慮到了投資者的價值特征。一般情況下，傳統的β值大于行為的β值，定義噪聲交易者風險為NTR，用NTR來表示傳統β與行為β之間的關系，其表達式為：
■ （3）
四、實證分析
（一）數據來源及說明
鑒于15山水SCP001、11云維債、12云煤化MTN1、10中鋼債、10英利MTN1這五種公司債券在近期發生違約，這五種債券的發行情況勢必會對證券市場造成噪聲現象，從而引起債券市場的波動，本文從這五種違約債券發行時的區間成交量、區間成交金額、凈資產平均收益率（ROE）、總資產平均報酬率（ROA）出發，研究違約公司債券對其他公司債券收盤價的影響，由于證券市場中發行的公司債券數目較多，本文選取了收據較為全面、代表性較強的50家公司債券作為研究對象。所以的數據均來自萬德數據庫，全文采用SPSS軟件輔助分析。
（二）SPSS軟件的實現
表一 其他公司債券收盤價與違約公司債券相關因素的相關性
■
由上表可得，其他公司債券的區間收盤價與違約公司債券的Pearson相關系數分別為：0.884、0.884、0.904、0.907，相關度較高。顯著性分別為0.046、0.047、0.035、0.033，均小于0.05，所以拒絕原假設，其他公司的區間收盤價與違約公司的區間成交量、區間成交金額、凈資產平均收益率、總資產平均報酬率有極大的相關性。因此，違約公司債券的噪聲效果會影響到整個債券市場的定價情況。
（三）數據分析
凈資產收益率ROE又稱股東權益回報率、凈資產利潤率，是凈利率與平均股東權益的百分比，使公司稅后利潤除以凈資產得到的百分比率，它衡量了股東權益的收益水平以及公司運用自由資本的效率。ROE值與投資收益正相關，ROE值越高，自有資本獲得凈收益的能力越強。上述違約公司債券的凈資產收益率均為負值，其中，12云煤化MTN1的ROE值為-46.25%，11云維債的ROE值為-749.75%。因此，以上發行違約公司債券的公司的公司資本結構有較大的漏洞，持續盈利能力不強，短期盈利能力也普遍較弱，由于上述違約公司的凈資產收益率與普通的公司差距明顯，ROE對證券市場的噪聲影響也因此會非常明顯，對一般公司債券的收盤價也有極大的相關性。
總資產報酬率ROA是衡量每單位資產創造多少利潤的指標，又稱投資盈利率、企業資金利潤率，使企業在一定時間內實現的利潤與同期資產平均占用額的比率，它繼續深入的分析了資產盈利能力以及經營負債的能力。上述發行違約公司債券的公司中，除了10中鋼債的ROA值為證書外，其他的違約公司均為負數，其中，11云維債的ROA值最低，低至-5.55%，由此可得，這些違約公司的資產利用效率較低，資金平均占用率過高，成本費用過高，利潤總額下降過快，經營管理水平較差，由此反映出這種違約公司債券的噪聲影響較大，會很容易引發證券市場的波動。
（四）違約公司債券產生噪聲的原因
15山水SCP001是第一起超短融違約事件，所謂超短融，是指銀行間市場發行的期限在270天以內的債務融資工具。本文以該違約公司債券為例，分析違約公司債券噪聲產生的原因。
1.基本面角度。2014年中國經濟步入新常態，然而水泥業的發展前景卻不容樂觀。首先，與水泥業相關的固定投資增速指標創13年來的新低，房地產投資增速也下滑至17年以來的最低水平；其次，水泥價格行情下降，水泥產業產能過剩，水泥市場逐步衰退，從而導致從事該行業的各公司盈利水平產生波動。
2.噪聲交易者角度。母公司內部產生股東控制權的紛爭，權力的混亂致使母公司拒絕繼續為子公司輸入資金，票據提前到期條款頻繁發生導致該公司的資金鏈斷裂，最終形成全面的資不抵債的情況，流動性危機逐步產生并繼續惡化，由此可見，公司治理環境是導致公司債券違約的重要原因之一。
根據收集到的數據顯示，最近幾期15山水SCP001的平均成本費用利潤率為-5.3453%，這表明該公司的經營狀況欠佳，然而，該公司的平均區間收盤價為103.0314元/股，累計區間成交量為5，280，000，000股，累計區間成交金額為5，360，965，895.364元，并不低于市場平均水平，這說明該公司債券對市場造成的噪聲影響過大，對投資者的投資策略產生了過多的干擾，因此該種債券違約的影響范圍也^大。
五、建議和策略
利率對證券市場的影響范文4
證券投資作為風險投資，風險主要的指向就是投資者的投資與預期相分離，證券投資的收益不具備確定性。證券投資的風險類型很多，其中市場風險是系統風險和非系統風險的結合體。市場風險主要是指證券市場本身因各種因素的影響引起的證券價格變動風險。證券市場的變化很快，所有的變化都會影響供求關系。在證券市場的現實發展中，證券市場的冷熱與政策和現實環境有著密不可分的關系。而風險也是體現證券市場價值的重要要素，沒有風險，就沒有利潤，風險和利益并存是證券市場最為基礎的特征。
一、證券投資風險的認定
風險主要是指事件發生后，其損失機會或損害的可能性、不確定性。證券投資中，風險和收益是一對矛盾結合體，有收益就有風險，二者存在內部的必然性。證券投資的風險可以運用科學的手段進行一定程度的預測分析，通過對對主客觀風險、市場及經營風險等要素進行控制。證券投資在運行過程中處于動態的、復雜的交互性的選擇過程，對市場的了解，對投資時機選擇，對投資品種的確定，都是影響風險和收益程度的要素。一個證券在一定時期內收益率、收盤價、上期收盤價、單位紅利及股息收入等指標產生的，都是需要在現實操作中進行評估和預測的，收益率的方差和標準測度是證券投資的重點。證券投資風險的分類標準是從多個方面界定的，根據風險構成可以分為系統風險，如利率風險、匯率風險、政治風險等，業包括相對應的非系統風險，例如企業經營風險、財務風險、操作風險等。根據操作角度一般劃分為，選擇風險和投資者風險。證券投資風險的主要表現形式就是股票、債券、衍生證券。
二、提高證券投資市場風險控制的對策
1、正確運用證券投資風險測的重點理論方法。從風險的定義來看，證券投資的風險是在證券投資過程中，投資者的收益和本金遭受損失的可能性?？茖W的測度理論是規避風險的重要手段，只有科學的理論，才能達到其控制目的。證券投資風險的理論主要是效用函數的概念，風險金測度模型，標準風險測度模型，隨機優勢選擇模型理論，均值――方差測度理論。值理論，下偏矩測度理論，VaR測度理論，信息嫡測度理論等。在實際操作中，新的風險測度指標主要從定量、定性及定性與定量相結合三個方面提出，在定量測度方面，主要基于損失序列、緊迫程度、分布和頻度進行風險測度；在定性測度方面，是投資者對某證券投資風險的定性判斷，在投資市場上主要是指主觀風險的評估問題；在系統測度方面，兼顧指標的定性和定量兩個方面，將兩者有機地結合起來，使其平衡單方測度可能產生的矛盾。
2、強化對風險的預測與控制。證券投資風險主要分為非系統風險的控制和系統風險控制。風險預測是為了更好地控制風險，證券投資風險的預測主要是計算出各標準時段內投資風險，形成風險時間序列，然后對其進行預測。預測的準確性和可靠性，這里使用組合預測的方法，使預測模型更具有對環境變化的適應能力。非系統風險，主要控制方式是確定各類投資的權重，實現投資的多樣化，對風險本質的認識及測度指標的定義是風險預測和控制的基礎。系統風險的控制主要方法是利用金融衍生工具，如股票指數、期貨進行系統風險的控制研究，在確定多個證券的情況下，設定滿足預期的約束條件，進而確定各類投資的權重，通過目標收益率與期望收益率進行比較，作為風險控制的分界線。設定股票投資組合即現貨、股票指數期貨、觀測時期數，組合現貨持有量，保證在一定預期收益的前提下，投資風險最小?，F貨與期貨組合后的收益率可通過目標收益率、期望收益率及調整后的現貨收益率計算得出，進而實現對風險投資的優化。
3、降低政府對證券市場的干預作用。市場存在一定的缺陷，市場的自由調控作用難以對資源進行有效的配置和優化，政府需要選擇多種方式對證券市場進行調控，對證券投資實施法制建設和監管，并且把握調控的力度。在相關法律法規的參與下，杜絕證券市場中出現無序競爭的現象，證券市場具有復雜的經濟體系它的運行和發展需要有一定的法律依據，實現對市場主體的調節和規范作用。有關證券市場的法律、法規及相關政策、規則發生變化，可能引起證券市場價格波動，使投資者存在虧損的可能，投資者將不得不承擔由此造成的損失。機構投資者具有信息、資金上的優勢，個人投資者盲目跟從就容易導致投機風氣的盛行，對機構投資者進行有效的培養，并有效發展證券投資基金，是證券市場健全的方式。如果能深入分析有關企業或公司的經營材料，并不為表面現象所動，看出它的破綻和隱患，并作出冷靜的判斷，則可有效回避經營風險。
4、規避市場風險的存在方式。在某些特殊的情況下，政府會改變發展證券市場的戰略部署，出臺一些扶持或抑制市場發展的初期，在社會經濟比較繁榮時，市場風險來自各種因素，每種股票價位變動，其公司利潤有保證，歷史數據詳細的分析，是要掌握趨勢，了解收益的持續增長能力，了解其循環變動的規律。有的企業受其自身的經營限制，其股價出現不穩定狀態，就要選擇買賣時機，當股價低于標準誤差下限時，可以購進股票，當股價高于標準誤差上限時，最好把手頭的股票賣掉。注意投資期，經濟氣候好時，股市交易活躍，經濟氣候不好時，股市交易必然凋零，不要把股市淡季作為大宗股票投資期，根據歷史資料分析，正確地判定當時經濟狀況在興衰循環中所處的地位。股市得變化對經濟氣候的反映更敏感，不可抗力因素導致的風險，上市公司所處行業整體經營形勢的變化，或者經營決策重大失誤等，使投資者的交易委托無法成交或者無法全部成交，投資者將不得不承擔由此導致的損失。證券產生影響的風險，它通常是由某一特殊的因素引起，與整個證券市場的價格不存在系統、全面的聯系，而只對個別或少數證券的收益產生影響。
5、綜合性風險的防范。綜合性風險主要包括經營風險、購買力風險、利率風險。在現實生活中，所有企業都受全局性因素的影響，這些因素包括社會，政治，經濟等各個方面。在購買股票前，要認真分析有關投資對象，與那些經營狀況不良的企業或公司保持一定的投資距離，在購買股票前，要認真分析有關投資對象，研究它現在的經營情況以及在競爭中的地位和以往的盈利情況趨勢，如果能保持收益持續增長、發展計劃切實可行的企業當作股票投資對象，較好地防范經營風險。在規劃和政策既定的前提條件下，政府應運用法律手段，經濟手段和必要的行政管理手電引導證券市場健康、有序地發展。在通貨膨脹期內，應留意市場上價格上漲幅度高的商品，從生產該類商品的企業中挑選出獲利水平和能力高的企業來。周期波動是經濟發展過程中常見的現象，我國經濟在年度間的頻繁波動是一種隨機波動，盡量了解企業營運資金中自有成份的比例，利率升高時，會給借款較多的企業或公司造成較大困難，從而殃及股票價格，而利率的升降對那些借款較少、自有資金較多的企業獲公司影響不大。由于通貨膨脹、貨幣貶值給投資者帶來實際收益水平下降的風險，它是與整個股票市場或者整個期貨市場或外匯市場等相關金融投機市場波動無關的風險，由特殊因素引起的，股民可通過投資的多樣化來化解風險，對證?煌蹲手械姆縵招枰?有宏觀與微觀上的認識，防止易變的收入將導致收益和現金流量的不確定。
利率對證券市場的影響范文5
(一)資本市場籌資
1.對投資者的影響
證金公司評級資信高,有政府背景,其發行的債券和股票具有信用風險低、收益低但收益穩定的特征。對于風險厭惡、期望穩定收入的投資者,購買證金公司的股票和債券是優先選擇。
2.對資本市場的影響
一般而論,證金公司發行債券和股票,將會使資本市場證券的供給增加,資本市場擴容會導致價格指數下跌。但在中國居民高儲蓄率背景下,證金公司所發行的信用風險較低收益較高的債券和股票,可以成為居民銀行儲蓄的替代品。優質資產可以激發資本市場的有效需求,所以轉融通業務不一定會對資本市場整體平均價格水平形成負沖擊,相反,由于其特性所吸納的新增入場資金,可能會穩定市場甚至推動價格指數上升。
(二)貨幣市場籌資
1.對機構投資者的影響
對于貨幣市場的資金供給方,金融機構投資者如商業銀行、基金公司、保險公司等來說,由于借款人證金公司的信譽級別高,其轉融通業務具有市場壟斷性質,該項借款是較安全的。為金融機構創造穩定收入流的同時,合理規避了資金的應用風險,符合金融機構的合理、分散化資金配置要求。
2.對貨幣市場的影響
中國的現狀是貨幣市場資金盈余,資本市場資金短缺。證金公司從貨幣市場籌資而將資金應用于資本市場,打破了貨幣市場和資本市場長期以來隔絕的局面,使資金能夠在貨幣市場和資本市場上合理調節盈余,有利于我國金融市場自由化、一體化的發展。同時,證金公司作為控制資金進入資本市場的源頭,其授信規模能夠較大程度影響到資本市場資金的規模,便于防范、控制以及化解金融風險。
二、從資金應用看轉融通業務對我國證券市場的影響
(一)對投資者的影響
1.新的盈利方式
在轉融資業務推出以前,投資者只能做多。轉融資業務為投資者提供了新的盈利方式,預計市場下跌時做空,同樣可以盈利。
2.風險對沖
投資者可以根據自己的風險偏好,合理配置投資組合進行風險對沖。多元化的投資策略,做空做多方式的應用提供了新的風險防范方式。
(二)對金融機構的影響
1.對證券公司的影響
轉融資業務為證券公司提供了新的盈利模式。首先,擴大了的交易量和換手率勢必會增加證券公司的傭金收入。其次,證券公司轉融資支付給證金公司的利息小于其收取客戶的利息,該利息差利潤占經紀業務收入的比重有逐漸放大的趨勢,成為證券公司未來收入的重要來源。再次,新業務的開展有利于證券公司客戶的維護和挖掘工作,這會促使證券公司進行業務創新,提供給客戶更全面更綜合性的服務。
2.對商業銀行的影響
《辦法》規定轉融資業務須在商業銀行開通專用賬戶,這為商業銀行提供了短期資金。但證券第三方存管保證金是否從商業銀行轉出,是否由證金公司直接掌控,會對商業銀行的資金存量造成一定影響。
(三)對資本市場的影響
1.有利影響
(1)價格發現功能。在做多和做空兩種勢力的對比下,市場能夠將更多信息融入價格。被市場低估的證券會被大量做多,而被高估的證券會被大量做空,這使得市場定價將回歸到合理區間,市場的價格發現功能將得到完善。(2)提供市場流動性。證金公司為資本市場注入資金,資金供給的增加會產生對證券的需求,提高市場的交易金額。同時,轉融資模式下的一買一賣,也必然加大市場交易的換手率,這將提高資本市場的活躍度,為市場提供流動性。(3)對證券市場的宏觀調控證金公司能在源頭上控制資金的規模,便于對證券市場的宏觀調控。市場過熱泡沫嚴重時,證金公司可以收縮轉融資的放款額,減少資金供給,以緩解過熱經濟。證金公司可以按照資本市場對資金的需求強度調節資金供給,也可以按照國家政策和指示對市場進行監控,引導市場健康發展。
2.不利影響
利率對證券市場的影響范文6
【摘要】近年來,資本與金融項目對我國國際收支的影響越來越顯著,而其中證券投資賬戶的比重從1997年開始大幅上升,尤其近幾年出現大額逆差。本文對證券投資賬戶資本進行研究,分析其發展的歷程和現狀以及呈現出的規律和態勢,用實證方法檢驗了證券投資賬戶的一系列影響因素,并建立了簡單模型。
【關鍵詞】證券投資賬戶;順差;單位根檢驗;誤差修正
一、引言
證券投資賬戶在國際收支資本與金融賬戶中占有很重要的地位,研究證券投資賬戶對于一國的國際收支平衡是非常必要的。我國證券投資賬戶差額在1997年之前都很小,在資本與金融賬戶中所占的比重也很小,而1997年開始大幅上升。隨著我國分別于2002年11月和2006年8月先后推出QFII和QDII制度,資本市場不斷對外開放,不僅使得我國的資本市場得到了全球資本的空前關注,也為國內企業和個人購匯對外金融投資提供了規范的渠道。近年來,我國證券投資項目呈現兩大特點:境外對我國證券投資,特別是股本證券的投資快速增長;我國機構對外證券投資大幅增長。但是,我國國際收支中證券投資賬戶大多表現為逆差,尤其是2006年逆差達676億美元,是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因導致的。雖然證券投資逆差可以在一定程度上緩解我國的資本賬戶順差,但是越來越多的證券投資逆差已經給中國經濟造成了一些負面效應。調節證券投資賬戶要遵循經濟發展的客觀規律,同時要符合我國資本市場發展的現狀。本文在解析中國證券投資現狀的基礎上,實證分析了證券投資賬戶運行的動態規律以及各種關鍵因素對它的影響,最后得出結論并提出了相關的政策建議。
二、證券投資賬戶解釋變量選取及數據整理
(一)解釋變量的選取
總體來看,中國證券投資規模較小,管制較嚴,開放程度較低,因而影響的因素主要以政策及短期的沖擊因素為主,另外還受一些長期的宏觀影響因素的左右。從時間趨勢來看,我國資本項目下證券投資的開放程度呈現一定的周期性特征,說明我國對證券投資政策時緊時松,是漸漸放松的過程。伴隨著我國資本市場、債券市場的進一步開放,合格境外機構投資者(QFII)、合格境內機構投資者(QDII)等政策出臺和業務的開展,證券投資項目更加活躍。從證券投資項目的特征和規律來看,解釋變量具有以下重要的作用:
1.證券市場的開放程度(EOSM):證券市場的開放程度對于中國這樣一個證券投資規模小、管制較嚴的證券投資賬戶十分重要。開放程度高,則證券投資較活躍,可擴大投資規模,從而擴大證券賬戶的余額。但我國傳統上對證券開放程度的測量沒有一種固定而有效的方法。筆者現以美國為參照,假定美國的開放程度為完全開放,則中國證券賬戶的投資規模同GDP的比例除以美國證券賬戶同美國GDP的比例作為衡量我國證券市場開放度的指標。
2.國內外的實際利差(ISRR):利率是資本的收益,同時也是資本的機會成本,一個國家國內外的利差,是驅動其資本流動的重要因素。但是名義的利率并不能反映中國與外國利差的真實情況,真正驅動國際資金流動的是真實利差。筆者選取以美國為代表的外國利率,剔除價格因素的影響,反映兩者的真實利差。
3.實際匯率(RFER):匯率是影響證券投資及國際資本流動的重要驅動因素。國際資金圍繞匯率進行的套匯及投資行為對我國證券投資賬戶的影響同樣十分重要。筆者認為,匯率的變動可能會影響我國證券投資規模的大小。
4.外匯儲備(BFR):一國外匯儲備,表明了一個國家對外投資的需要和能力的大小,外匯儲備多,則以外國債券形式表示的外匯的數量就多,購買的能力也越大。而我國商業銀行外匯頭寸的調撥又在證券投資賬戶中起重要作用,因而可作為對證券投資賬戶的解釋變量。
5.財政赤字:如果一國財政赤字嚴重,會引發物價的上升和影響經濟的發展,但它有一定的通脹預期。加上稅收的關系,通常會引起包括通過證券投資方式在內的資本外逃。
6.匯率的預期:對匯率穩定的預期會減少證券投資活動的活躍程度,從而減少證券投資的余額規模;相反,對匯率變動的強烈預期是資本流動的重要驅動因素,會增加證券投資余額規模。1998年資本外逃現象的出現跟匯率貶值的預期有很大關系。近年來,人民幣升值的強烈預期也是證券投資賬戶變動的重要影響因素。
7.亞洲金融風暴:眾所周知,1998年爆發了影響世界的亞洲金融風暴。很顯然,這一因素對我國證券投資賬戶余額產生了極大的影響,由于確定市場經濟的方向,從1993年開始,我國證券投資賬戶開始順差,并逐年遞增。我國在1998年之前證券投資賬戶余額還是順差。但是由于1998年亞洲金融風暴的影響,我國證券投資賬戶受到外資的沖擊,資本大量外逃。1998年我國證券投資賬戶出現大額逆差,針對這一影響因素,筆者選取了虛擬變量D2來度量這一影響因素,在1998年以前為0,在1998年及其之后為1。
8.QFII:它是影響我國證券投資賬戶的一個重要因素。由于我國QFII啟動較晚,2002年11月中國證監會與中國人民銀行聯合下發了《合格境外機構投資者境內證券投資管理暫行辦法》,QFII制度進入試點,累計投資額度上限為40億美元。2003年6月瑞士銀行有限公司和野村證券株式會社成為首批獲得投資額度的QFII。直到2007年12月,QFII投資額度擴大至300億美元,QFII的額度相對證券投資賬戶額來說較小。筆者采用虛擬變量D3來度量這一影響因素。以2003年第一支QFII進入中國為分界線,2003年之前為0,2003年及其之后為1。
9.經濟增長率(GDPR):經濟增速是反映我國經濟發展水平最直接的指標,他反映我國的經濟發展狀況:經濟增長率過低,預示著整體經濟進入衰退期,如果出現持續降低,可能會動搖投資者的信心,引發資本外逃;經濟增長率高,可以增強投資者對該國經濟增長的信心,吸引資本進入。所以經濟增長率因素對證券投資賬戶毫無疑問有著重要的影響。
(二)數據來源
證券投資賬戶余額PIB來源于國家外匯管理局1982-2007年的《中國國際收支平衡表》。中美兩國利率分別來源于中國人民銀行網站和美國勞工部網站中美兩國的物價水平分別來源于中國統計局《中國統計年鑒-2007》和美國勞工部。中美的匯率來源于中國商務部網站中國1982-2007年的GDP數據取自中國統計局《中國統計年鑒-2007》。
三、實證部分
(一)平穩性檢驗
根據現代計量經濟學理論,如果兩個變量存在時間趨勢,即使兩者不相關,也有可能出現較高的R2值。所以,如果兩個序列非平穩,即使兩個序列互相獨立,在經濟上也無任何相關關系,但用傳統的回歸方法及顯著性檢驗時,仍可能會顯示出兩者在統計上有高度的相關關系,即出現所謂的“虛假回歸”現象。此時,傳統的統計變量如R2、t、F檢驗都不能用來判斷非平穩時間序列之間是否存在回歸關系的依據?；诖?本文在對時間序列進行回歸分析之前,首先對時間序列進行平穩性檢驗。鑒于實踐中的運用,筆者采用ADF檢驗時間序列的單位根檢驗。利用Eviews5.1軟件進行檢驗,結果如表1所示。
從表1可以看出,PIB、ISRR、EOSM、GDP、BFR、RFERl六個變量在5%顯著性水平下都沒有通過檢驗,表明這六個變量是非平穩的。對這六個變量分別進行一階差分處理后,再進行ADF檢驗,檢驗結果如表2所示。
從表2可以看出,以上六個變量一階差分后的時間序列在5%的顯著性水平下拒絕了原假設,表明這六個變量一階差分后的時間序列不存在單位根,是平穩的。因此這六個變量都是一階單整,即均為I(1)過程。
(二)模型的建立
根據現代計量經濟理論,當兩個序列具有同階單整,就可以對其進行協整分析,那么證券投資賬戶影響因素的待估計模型可以設定為:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4GDPR+β5BFR+β6D1+β7D2+β8D3+μ
其中β1,β2,β3,β4,β5,β6,β7,β8為各個影響因素的系數,β0為截距項,μ為隨機誤差項。
1.顯著性檢驗
通過Eviews軟件估計出各個系數的值,各個系數的顯著性見表3。
從上面的結果來看,估計出來的方程式為:
PIB=24116.68624×ISRR-13229.64438×GDPR-12863.66009
×RFER-975335.5412×BFR-9401.280526×D1+17172.46207
×D2-3674.981025×D3-797208.3605×EOSM+60737.88391
從表3中可以看出,擬合出來的模型不十分理想。除ISRR、RFER、常數項的系數較為顯著之外,其他的系數都不顯著。從中可以推斷出,虛擬變量D2的不顯著,是由于1998年亞洲金融風暴和虛擬變量D1所表示的對將來匯率預期存在重復性,因為1998年金融風暴使得投資者產生了匯率預期。所以這里保留D1,剔除D2的影響。虛擬變量D3的不顯著性是由于QFII的數量太小,所占證券投資賬戶額的比率太小導致的,也應給予剔除。
2.相關性檢驗
另外,通過對各個變量之間的相關性分析,可以得出個別變量之間存在較高的相關性:見表4。
從表4中可以看出,ISRR和GDPR的相關系數為0.627925,這兩者存在較高的相關性,當一個國家處于高經濟增長率的情形下,資本在高經濟增長的國家投資收益將高,并且投資者對該國的經濟保持了較強的信心,外資流入增多。在這種情況下,貨幣當局為了防止經濟的泡沫和經濟過熱,將會采取擴大利差的行為。因此可以只考慮ISRR的影響,而剔除掉GDPR的影響。
還可以看到,ISRR和BFR之間的相關系數為-0.432356,這表明這兩者之間存在較高的負相關性。在現實情況中,還可以了解到,我國通過外匯儲備途徑投放了大量的基礎貨幣。當外匯儲備增長越大時,通過這一途徑投放的基礎貨幣也越大,這將使得我國的利率下降,從而擴大利差。這兩者之間存在較為明顯的負相關性,有理由剔除BFR因素的影響,而用ISRR來代替這種影響。
經過進一步分析,根據解釋變量的多重共線性和相關因素經濟意義的考慮,剔除了重復影響的因素及作用不明顯的因素,保留了ISRR、RFER、D1、EOSM這四個有明顯影響力和不存在明顯相關性的解釋變量,筆者重新建立了回歸模型:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4D1+μ
通過OLS方法得出回歸結果:
PIB=41728.99504+14276.30835×ISRR-1072503.802×EOSM-7711.491137×RFER-9513.401765×D1
其中,統計量的特征如表5所示。
從表5可以看出,在重新設定了模型以后,各變量系數都是顯著的,F檢驗的結果也顯著。
3.自相關檢驗
這里運用布雷殊-戈弗雷(BG或LM)檢驗來檢驗模型是否存在自相關的問題,應用于回歸模型結果如表6。
從檢驗的結果表明不能拒絕無自相關的假設,即誤差項不存在自相關的問題。
4.協整檢驗
進一步檢驗模型是否存在協整關系。筆者對模型的殘差數列進行ADF單位根檢驗,檢驗殘差序列的平穩性。結果如表7所示。
結果表明,可以拒絕原假設,殘差序列平穩。這就表明解釋變量與被解釋變量之間存在協整關系,即具有一種穩定的長期關系。
從上面的實證結果可知,ISRR的系數為正,說明中美實際利差為正,就會吸引外國的資金向中國注入,從而導致證券投資賬戶出現順差。但是由于我國長期對利率實行嚴格的管制,利差對證券投資賬戶余額的影響相對較小。EOSM的系數為負,表明隨著我國證券市場的開放,更多的資金是向國外流動,這與我國長期以來的制度與政治因素所帶來的風險及國內企業存在許多缺陷及對外國股權投資的熱衷所造成資金外逃的沖動有關。從結果可以看出,證券市場的開放程度對證券投資賬戶的影響作用十分明顯。RFER的系數為負,表明了真實匯率的變動方向與證券余額的方向相反,在匯率上升、人民幣貶值的情況下會產生一種貶值預期,從而導致資金流出,使證券賬戶出現逆差。D1系數的負號,表明在存在變動預期的情況下,證券投資余額有反相的變動。這表明,我國匯率總體來說可能存在一種升值的預期,從而導致了這種反向關系。最后,從模型的總體結果表明,該模型較好地解釋了證券投資賬戶余額的情況,有一種長期的均衡關系。
據格蘭杰定理,從上面修正后的模型可以得出誤差修正模型,模型方程如下:
PIB=β1ISRR+β2EOSM+β3D1+β4RFER+β5ECMt-1+μ
其中,PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER分別表示PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER的一階差分,ECMt-1表示滯后一期的RESIDUAL。
(三)回歸結果
通過Eviews軟件估計出各個系數的值,見表8所示。
通過誤差修正模型估計短期證券投資余額方程為:
PIB=10605.26535×ISRR-1280469.588×EOSM-7724.709517×D1
+1665.057042×RFER-1.20313529×ECMt-1-709.3398396
誤差修正模型為:
PIB=10605.26535×ISRR-1280469.588×EOSM-1.20313529×ECMt-1
T值1.422889-2.795078-5.394787
-7724.709517×DD1+1665.057042×DRFER-709.3398396
-1.3335750.231971-0.311071
R2=0.750453Durbin-Watson=2.0768145
其中誤差修正項為:
ECMt-1=DPI-(41728.99504+14276.30835×ISRR-1072503.802×EOSM
-7711.491137×RFER-9513.401765×D1)
誤差修正模型描述的是各個變量之間短期波動的相互影響,PIB證券賬戶余額在短期內時根據實際利差、證券賬戶開放程度、匯率預期、實際匯率和長期均衡關系失衡程度來調整。從表8中可以看出,誤差修正模型很不理想,所以,筆者剔除不顯著的幾個變量,剔除了DD1和RFER,重新做誤差修正模型,結果如下:
PIB=-1256751.029×EOSM-1.214702179×ECMt-1+11756.23137
-2.87-5.521.77
×ISRR589.5842432
-0.27
R2=0.687798Durbin-Watson=2.079531F-statistic=18.62446
經過剔除變量之后,誤差修正項的系數還是-1.2,說明雖然被解釋變量趨于長期均衡的關系比較顯著,但是在短期內確定性變量對我國證券投資賬戶余額的影響是不明顯的,在偏離均衡值之后一段時間內,較難得到調整。