长征小故事

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长征小故事范文第1篇

关键词：股票市场；一月效应；收益率

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1001-6260（2009）02- 0096-05

在发达工业国家的股票市场和新兴证券市场上均存在着明显的违背市场有效性的现象，而股票的季节效应是其中之一。 在季节效应的研究中，尤以“一月效应”较为具有代表性。“一月效应”是指1月份的股票收益率显著高于其他月份。在许多国家,如美国、加拿大、意大利、荷兰、比利时、日本、新加坡等,股市1月份的收益率要远远高于其它月份,尤其是小市值的股份更甚。本文试图通过实证研究来验证中国股票市场是否存在显著的“一月效应”。

一、文献回顾

国外对一月效应的研究始于20世纪40年代。Wachtel(1942)在《股票价格确定的季节性变动》一文中提出纽约股票市场1月份会出现超常的收益率和交易量。Rozeff等(1976)对月份效应做了系统的研究，发现纽约股票市场在1月份有超常的收益率和交易量，并认为这种现象是由于投资者在上一年年末为了避税而抛售股票，然后在新一年年初大量购入所致(避税说，Tax LossSelling)。持这种观点的还有Keim(1983)和Reinganum(1983)等。Keim(1980)对美国股市的一月效应和公司规模的关系做了较为全面的研究。他将所有的公司以市值大小为标准构造了10个组合，每年年初根据前一年末的数据更新一次。研究结果显示：相对于其他11个月份，股票在1月份的日收益率明显高于其它月份；公司的规模大小与股票的收益率呈负相关，小公司的一月效应比大公司明显。

20世纪80年代中期，美国对月份效应的研究范围从股票市场拓展到债券和期货市场。Smirlock(1985)研究了1978―1985年的数据,发现低等级公司的债券在1月份的收益率显著地大于它们的平均月收益率，即低等级公司债券的收益率存在一月效应，但是高等级公司的债券和美国政府债券的收益率不存在一月效应。Laura等(2003)研究了美国市政债券封闭式基金减税卖出和一月效应的关系，实证证明了减税卖出假说，且发现与经纪商相关的市政债券基金呈现出更大的减税卖出行为。

除了美国的股票、债券和期货市场外，许多学者发现其他国家的股票市场也存在一月效应。Gultekin等(1983)对1959―1983年17个主要工业国的股市指数进行了研究，通过非参数检验证明，除了美国之外，其它工业国的股票市场收益率也存在一月效应。他们进一步研究了每个税收年度1月份的收益率，发现存在月份效应的13个国家中，除了澳大利亚以外，其余12个国家1月份的收益率都比其他大多数月份的收益率要高。虽然他们不能肯定避税说是月份效应的直接原因，但他们认为月份效应确实与税收有关。另外，他们的研究中使用的指数是按照公司市值为权数构成的，大公司的股票在指数中占的权数很大，但结果仍然表明大部分的工业国存在月份效应。这说明了公司规模并不是引起月份效应的主要原因。Alexakis(1995)等的研究表明许多发达国家的金融市场都存在星期效应。

我国对金融市场一月效应的研究始于20世纪90年代。张仁良等（1997）研究了香港股市的小盘股效应和日历效应，研究结果表明香港股市小盘股1月份的收益率与其它月份的收益率差异很大，大盘股的一月效应更加明显。朱宝宪等(2001)以1995―1997年深沪两市286只股票的周均收益率进行检验，认为数据支持“一月效应”，但因为春节的缘故，被移到了2月或3月。奉立诚(2003)认为，中国股票市场并不存在绝大多数工业发达国家股票市场和其它某些新兴股票市场所普遍具有的“一月份效应”，但是沪深两市均存在显著的“月初效应”，这说明在某种意义上股市缺乏有效性。李锐(2003)检验了1993年1月2日到2002年12月3日的上证综合指数和深证成份指数，证实中国股票市场不存在“一月份效应”，但却存在“十二月份效应”。这些文章采用的数据主要是中国早期股票市场的数据，缺乏规范性，同时由于近年来国家出台了许多管制措施，股票市场越来越规范，他们的研究结论对于如今的中国股票市场的指导意义越来越弱。

近年来，国内研究一月效应所使用的数据区间不断扩大，方法也不断更新。周少甫等（2004）应用无条件波动的修正Levene检验和条件波动的GARCH模型对上海股市的星期效应进行实证研究,结果显示上海股市存在显著的周一高波动现象,他们对此利用混合分布模型进一步研究，认为周末信息的积累可能是周一高波动现象的原因。徐国栋等（2004）运用标准的K-S非参数检验和虚拟变量回归的方法,利用1993年至2003年的股票指数从三个层次（月份/季度/半年度）对我国沪深股市的日历效应进行了较为全面的分析和检验。研究结果表明：上海市场存在着较为显著的季节效应,而深圳市场的季节效应并不明显；研究还发现,沪深两市均存在较为显著的12月份效应,这与中国股市特殊的政策和市场背景是分不开的。他们认为季节效应的存在,从一个角度反映了我国股市运行的低效率,这在上海股市表现得更为明显。张璇（2004）利用沪深股市A股综合指数的1316个交易日的收益率对沪深股市的日历效应进行了研究，结果显示沪深股市在周五有明显的正的超额收益率,存在显著的星期效应,但是月份效应不太明显,只表现为微弱的一月效应。李凌波等（2004）对中国证券市场中开放式基金和封闭式基金的日历效应进行了实证检验,并与指数基准进行了比较。结果表明中国基金市场存在一定程度的日历效应。而且，上海基金指数和大部分开放式基金周一日收益率相对更高；上半月的日收益率均值低于下半月的日收益率均值；封闭式基金在3月份的收益率较高，8月份的收益率较低。

二、样本数据和研究方法

（一）样本数据

考虑到1997年以前,中国股票市场还处于初创时期,股市受政策影响出现暴涨、暴跌的可能性大,由此可能会掩盖股市变动的某些规律,1996年12月16日管理层引入10%的日收益率涨跌停板制度,股市暴涨、暴跌的现象得到了控制。为了保证结论的稳健性,所以本文采用1997年1月2日―2007年12月30日上证及深证A股综合指数的日收盘数据(搜狐股票)。

（二）研究方法

1.股票市场日收益率模型

许多研究成果表明普通股票的价格运动服从多重随机漫游。因此，一个证券组合的收益率可以用下述模型来描述：

Rt=u+§t

其中，Rt是所研究指数的收益率，其计算方法为 Rt=（Pt-Pt-1）/Pt-1,Pt为证券组合在t 时期的期末价值,u为证券组合的平均收益率，§t是白噪声。这就是平均收益率不变模型。即证券组合的收益率不随时间变动而变动。但是有实证证明证券组合的收益率的分布在短期内是有些变动的。因此可以将该模型改成以下形式:

Rt =β1+∑122βiM2t+§t

其中，M 是一年中的某个月。

2.分析方法

为了检验中国A股市场是否存在显著的一月效应，即1月份的每个交易日的平均收益率的在12个月中是否有显著不同，标准的虚拟变量回归式为：

Rt=β1+∑122βiMit+§t

其中，Rt为上证或深证每日的收益率；Mit为一年中月份i的虚拟变量。例如i=1如果观察的收益率为1月份某天的收益率，那么M1t=1,否则M1t=0。在这一模型中，β1 代表一年中1月份的日平均收益率，βi （i=1,3,4,.....12）代表一年中1月份的日平均收益率与其他月份的日平均收益率之差。因此，该模型是用于检查一年中各月的日平均收益率是否一致。如果所有参数βi （i=1,3,4,.....12）在统计上不同时等于0，那么就表明存在显著的“一月效应”。

三、实证结果

(一)沪深A股各月的日收益数据基本特征

从表1、表2可以看出,在所采集的样本时期内,沪深A股日平均收益分别为0.057225和0.849,用于度量股票收益波动性的标准差分别为4．87%和2．92%,表明上证A股平均收益高于深证A股,但两股市波动性差别不大。

表1 上海A股市场各月的日收益的基本统计概况

1997―2007均值最大值最小值标准差偏度峰度t 检验值样本值所有交易日0.0579.856-8.9114.873-0.0621.6510.65427291月0.0729.051-7.2173.298-0.0412.0951.0761942月0.1048.132-8.9116.970-0.3681.9390.7431653月0.1354.943-5.4162.159-0.4431.955-0.0682544月0.1929.294-5.6174.9840.5311.6031.7212445月0.0724.643-8.8313.002-0.9421.963-0.4692086月0.0069.025-8.2564.6470.5142.015-0.0082737月0.0046.458-5.3932.802-0.1751.566-1.5422408月0.0315.332-8.3565.465-0.5192.0761.3922319月-0.0436.587-6.8014.719-0.0061.225-0.40222310月0.0079.856-4.8046.8291.0171.6441.23718311月-0.0134.935-4.8512.221-0.1461.3131.43322512月0.1034.201-3.3471.3090.3681.192-0.674240

表2 深圳A股市场各月的日收益率的基本统计概况

1919―2007均值最大值最小值标准差偏度峰度T检验值样本数所有交易日0.03323.899-92.99852.925-13.997453.4390.82722661月0.3829.995-7.6612.5880.0312.138-0.2211982月0.2767.950-9.9932.374-0.4544.4621.1421583月0.0887.494-7.3241.933-0.4232.406-0.0872244月0.2768.705-6.3012.1770.5272.2391.2312185月0.1147.591-10.0072.651-0.5422.5810.1231806月-0.43223.899-92.9197.331-10.265132.885-0.5761987月-0.0785.269-8.8981.992-0.5303.281-0.0981568月-0.0167.342-9.4862.053-0.0703.6791.4231929月-0.0275.958-9.1921.8760.2763.8690.08519110月-0.0958.551-6.1181.9020.6334.7750.08615811月-0.0745.221-4.6071.6030.6330.3890.19218712月-0.0524.136-7.5821.4980.0764.361-0.921198

沪深两市A 股市场各月的日平均收益率呈现明显差异，在沪市，上半年的收益率要好于下半年。根据偏度、峰度等统计值来看，4、6、10、12等月份为右偏倚，其他月份为左偏倚。除1月和5月份外，2、4、6、8、9等月份的分布呈现厚尾特征。较高的日收益率来自2、3、4、12等月份，较低的日收益率分别6、7、9、11等月份。

表3 一月效应的实证检验

沪市最小二乘法(ols)深市最小二乘法（ols）常数项0.324（0.426）-0.035(0.824)2月0.2122（0.467）-0.0298(0.794)3月-0.231(0.563)0.0176(0.965)4月0.1865(0.8021)0.3024(0.4321)5月-0.4253(0.3415)0.0726(0.9543)6月-0.2131(0.4234)-0.1098(0.7654)7月-0.6759(0.1798)0.0164(0.9728)8月0.5672(0.3876)0.5867(0.1341)9月0.3761(0.4681)0.0698(0.8722)10月-0.6371(0.3241)0.0678(0.8722)11月0.3178(0.6423)-0.2108(0.5780)12月-0.473(0.4211)-0.1921(0.654)DW统计量1.869(1.078)1.793(0.678)自由度(0.2986)(10.178)(0.6986)(12.689)

在深市，正的日收益率来自上半年的1―5月份。从峰度、偏度等统计值来看，7、8、9月的日平均收益率服从正态分布，4、9、10、11月份为右偏倚，其他月份为左偏倚。除了7、8、9月份外，2、6、10、12月份的分布呈现明显的厚尾特征。与沪市相比，深市较高的日收益率来自1、2、4、5月份，较低的日收益率来自6、7、9、10等月份。

（二）一月效应的检验

从表3的实证检验来看，中国股市不存在明显的一月效应。用于检验一年中各月日平均收益率是否相等的统计量均在统计上不显著。对于沪市来说，统计量仅为1.078 ,相对应的p 值为29.86%，而对于深市来说，统计量仅为0.678，相应的p值为69.86%，因此本文的实证研究结果表明我国不存在明显的“一月效应”。

四、结论

通过分析1997―2007年沪深两市股票的日收益率，得出以下结论：我国股市不存在明显的“一月效应”，即我国股市1月份不存在明显的超额收益。这一结果或许有点出人意外，但并不代表中国股票市场不存在月份效应，其月份效应表现为3、4月份有着较高的收益率，而12月份的收益率较低。出现这一情况的原因可能是：首先，根据EMH假说，市场如果出现无风险套利机会，将会很快消失，正如美国股市一样，在“一月效应”得到证实后，尤其在整个的20世纪90年代，“一月效应”没有得到大量证据的支持。其次，通过简单检查上海交易所和深圳交易所的交易量和换手率，在沪深两市1月份的交易量和换手率相对其他月份较低，这与市场中的资金供应量有关，说明资金的进场是逐渐的过程或者新资金的进场建仓还需要时间。另外，认知与行为偏差、季节性的信息流出政策调整等也是造成这一结果的原因。在一个完全有效的市场中，投资者可以根据信息很快纠正被错误定价的股票，套利机会消失，所以我们要做的就是加强和规范信息披露机制，更好地引导投资者，使其能正确

投资，营造一个有效的市场。

参考文献：

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Empirical Study on January Effect of Chinese Stock Market

LI Hong bing1 SUN Li min2

(1.School of Earth Sciences and Resources, China University of Geosciences, Beijing 100081; 2.School of Economy and Management, China Agricultural University, Beijing 100083)

长征小故事范文第2篇

[摘要]随着资本市场的发展和金融创新的深化，股票市场对货币政策的影响越来越大，并逐渐成为货币政策传导的重要渠道。由于市场规模有限、金融一体化程度较低等因素的制约，我国股票市场的货币政策传导效率低下。因此，应借鉴西方发达国家已有的理论和成功经验，通过扩大股票市场规模、调整和优化市场结构、疏通货币市场和资本市场的联系渠道等途径，构筑股票市场传导货币政策的基础条件。同时，中央银行货币政策的最终目标应关注资产价格的变化。

货币政策传导机制描述了货币当局借助于货币政策工具实现货币政策最终目标的作用过程，它是货币政策有效发挥作用的基础。随着资本市场的日趋发育成熟，股票市场对货币政策的影响也越来越大。从一些西方发达国家的经验来看，股票市场已成为货币政策传导的重要渠道之一，但目前我国货币政策与股票市场之间的联系并不密切，股票市场在货币政策传导中的作用还不明显。因此，积极借鉴国外已有的理论与成功经验，构筑股票市场传导货币政策的基础条件，对提高我国货币政策的有效性具有重要的理论与现实意义。

一、货币政策传导机制与股票市场

随着资本市场的迅速发展和金融创新的深化，股票市场对实体经济的影响日益增强，股票价格指数与GDP之间呈现出一定的正相关性，股市已成为宏观经济的“晴雨表”。同时，股票市场对货币政策的影响也越来越大，其规模的扩大和结构的不断变化影响着货币供给与需求，从而影响着货币政策的制定、实施和传导效率。西方经济学家关于货币政策传导机制与股票市场关系的研究很多，归纳起来大致有两类，即通过研究货币供给对投资或对消费的影响来揭示货币政策传导机制与股票市场的关系。从西方发达国家货币政策的实践来看，股票市场传导货币政策主要包括以下几种路径：

1.资产结构调整效应渠道

资产结构调整效应以詹姆斯。托宾的q理论为支撑。托宾（JamesTobin，1969）认为，货币供给通过利率变动影响收入变化，其间存在着一个股票市价或企业市价变化的问题和一个固定资本重置价格变化的问题，即货币政策是通过影响证券资产价格从而使投资者在不同资产之间做出选择而影响经济活动的。为此，托宾引入一个新概念“q”，即企业的市场价值与资本重置成本的比值。q的高低决定了企业的投资愿望，q高意味着企业的市场价值要高于其资本的重置成本，相对于企业的市场价值，新厂房和设备的投资比较便宜，因而企业可通过发行股票获得价格相对低廉的投资品，从而增加投资，经济呈现出景气态势。相反，如果q低，即企业的市场价值低于其资本的重置成本，则投资萎缩，经济不景气。

托宾的q理论突破了传统货币政策传导机制理论囿于货币供应量和货币流通速度的局限性，将货币传导分析推广到整个金融结构，从而将货币部分地内生化。该理论为从资产结构调整角度解释货币政策的传导提供了一个很好的思路。具体而言，当一国中央银行实行扩张性货币政策时，其货币供应量（M）的增加将导致利率（r）下降，而股票和债券的相对收益率将会上升，经由公众的资产结构调整效应最终促使股票价格（*）上升，q相应上升，带动企业投资（I）扩张，最终使国民收入（Y）增加。这一货币政策传导机制可表示为：Mr*qIY。

2.财富效应渠道

莫迪格利亚尼（FrancoModigliani，1971）在其生命周期消费模型中指出，消费者是具有理性的，个人将在更长的时间内计划他们的消费和储蓄行为，以期在整个生命周期内实现消费资源的最佳配置。因此，决定消费的不是现期收入，而是消费者的毕生资财，包括人力资本、真实资本和金融财富，股票是金融财富的一个主要组成部分。因此，货币供给量的变动将通过改变利率和股票价格来影响居民的金融财富（w）及其一生的财富量（LR），进而影响其消费需求（C）和国民收入（Y）。财富效应理论的货币政策传导机制可描述为：Mr*WLRCY。20世纪90年代全球性的股票市场繁荣，尤其是美国股票市场的空前繁荣所引发的消费增长，为股票市场的财富效应提供了直接的实证支持。S.Ludvigson&C.Steindel（1999）对美国股票市场财富效应进行分析后得出结论：股票财富与社会总消费之间存在着显著的正向关系，股票市场的不断发展确实增加了市场中的消费。但计量结果同时也显示，股票市场财富效应相当不稳定，而且很难消除这种不稳定性。

3.流动性效应渠道

流动性效应理论认为，企业或居民在选择持有何种资产时会考虑流动性的要求。其原因在于耐用消费品（如汽车、住宅等）的流动性较弱，当发生财务困难而必须出售这些资产时，不可能完全收回它们的价值；而金融资产（如银行存款、股票或债券）的流动性很强，在需要时可以很容易地按市场价值出售而收回现金。当预期自己将陷入财务困境时，人们通常愿意持有流动性强的金融资产，而不愿意持有缺乏流动性的耐用消费品。因此，如果消费者陷入财务困境的可能性提高，耐用消费品支出就会减少；反之，如果消费者陷入财务困境的可能性减小，耐用消费品支出就会增加。

消费者的资产负债状况对消费者评价自己是否陷入财务困境具有重要的影响。具体说来，当消费者持有的金融资产与负债相比为数较多时，他们对发生财务危机的可能性的估计比较小，因而就更愿意购买耐用消费品。因此，当股票价格上升时，金融资产的价值将提高，消费者因财务状况比较稳定，对陷入财务困境的可能性估计就很低，因而耐用消费品支出将会增加。由此可见，货币和股票价格之间存在着比较密切的联系，它们之间的联系及对经济的影响过程也就是货币政策的传导过程。这一过程被米什金（Frederics.Mishikin，1977）描述为：M*金融资产价值财务危机可能性耐用消费品开支Y。

4.资产负债表渠道

伯南科和格特勒（BenBernanke&MarkGertler，1995）在分析了美国20世纪30年代经济大萧条之后认为，传统的货币政策传导渠道没有考虑经济对货币政策的反应，因而是不完全的，甚至像“黑箱”，同时利率渠道的传导作用很难得到实证研究的支持。基于此，他们提出了资产负债表渠道（也称为净财富额渠道），认为货币政策可以通过影响潜在借款人（企业或居民）的资产负债表质量或财富净值而对经济运行产生影响。

借贷市场存在着一种非常重要的现象——信息不对称，而正是这种现象的存在，导致了逆向选择和道德风险问题。金融机构为了防止借款人的败德行为给自己带来损失，其授信额度控制以借款人的财富净值为基准，并采取抵押和担保的方式。企业净值的增加会减少逆向选择和降低道德风险，因为较高的净值意味着借款人拥有较多的担保品，逆向选择的损失将减少，从而鼓励对投资支出的融资贷款。同时，企业较高的净值意味着所有者在该企业投入了较多的股本，而股本投入越多，所有者从事风险项目的意愿也就越低，也不会将公司的贷款投向于个人有利但不能增加公司利润的项目，从而降低了道德风险。因此，当货币供给量增加、股票价格上升时，企业的净值也将随之提高，逆向选择和道德风险减少，导致贷款和投资支出增加，从而促进经济增长。其货币政策传导机制可描述为：M*逆向选择&道德风险贷款IY。

5.股票市场渠道

RalphChami（1999）等通过分析股票市场的内在作用机理，提出了不同于托宾q理论和财富效应的货币政策传导新机制——股票市场渠道。RalphChami认为，企业股东的收益包括股票红利和股票价格上升两个部分，但无论哪一种收入都表现为名义收入，其实际价值取决于价格水平或通货膨胀水平的高低。中央银行通过改变货币政策变量（如货币供应量等），影响经济社会的一般物价水平（通货膨胀水平），居民拥有的股票的收益和资本金（表现为名义收入）将会受到一般物价水平的影响，股票的价格便会发生波动，这样股票持有人就会随着通货膨胀的变化而改变其对股票投资回报率的要求，公司为了满足股东的要求就会相应调整生产，最终使总产量上升。这一货币政策传导机制可表述为：MP股票除息价值本期股票真实回报&消费I资本存量下一期产出。

二、我国股票市场传导货币政策的障碍因素分析

股票市场有效传导货币政策与股市的制度基础、市场规模以及各金融市场之间一体化程度高低等因素密切相关。上文在分析股票市场的货币政策传导渠道时，实际上隐含了一些基本前提条件：一是规范、成熟的股票市场制度与一定的市场规模；二是股票市场与货币市场、信贷市场之间一体化程度较高；三是良好的宏观经济环境和稳定的投资者预期等等。经过10多年的发展，我国资本市场已初具规模，股票市场和资产价格变化对货币政策的影响逐渐显现。但是，由于我国资本市场起步比较晚，在上述几个方面与西方发达国家成熟股市相比还存在明显的差距，并进而成为制约股票市场有效传导货币政策的重要因素。

1.股票市场规模偏小，缺乏有效传导货币政策的市场基础

一般而言，大规模、高效率的股票市场可以充分反映全社会资金供求关系及其变化，同时也能将这种对货币政策变化所做出的反应通过其广泛的覆盖面和影响力传递到现实经济中去。从我国的现实情况看，尽管股票市场取得了很大发展，但其规模仍然相对偏小。根据中国证券监督管理委员会公布的有关统计资料，截止2002年底，我国深沪两市上市公司总数为1224家，股票市价总值38329亿元人民币，占GDP的37.43％，若扣除不能上市流通的部分，股票流通市值为12485亿元人民币，占GDP比重（即国民经济证券化率）仅为12.19％，这一比例不仅远低于同期美国的120％、英国的138％、香港地区的180％，甚至也低于印度的75％、泰国的92％。同时，股票市场结构不合理。从现代技术管理的角度来看，我国证券市场还没有形成合理的层级结构，目前仍然缺乏适应于创业型中小企业的二板市场和场外交易市场，投资者选择余地小；市场的地域分布不合理，广大中西部地区缺乏应有的市场布局；证券交易品种太少，与证券相关的金融衍生工具，如股票指数期货、债券期货等尚未推出，投资者缺乏有效的避险工具。由此可见，规模有限、结构失衡的股票市场对经济和金融的影响程度有限，难以发挥资本市场对我国国民经济应有的支撑和促进作用，通过股票市场传导货币政策的有效性必然会受到较大限制。

2.股票市场与货币市场之间的一体化程度较低

货币政策的有效传导依赖于完善的金融市场体系，只有当货币市场和资本市场一体化程度较高时，各个市场的资金价格才能有效地引导资金在不同市场之间迅速流动，以达到调节资金供求的目的。从目前我国的现实情况来看，货币市场和资本市场之间的利率（收益率）缺乏内在联系，股票的价格变化尚不能准确反映货币政策的松紧。其主要的原因在于，我国金融市场的发展思路是优先发展能够为经济发展筹集资金的资本市场（主要是股票市场），从而使货币市场的发展滞后于资本市场。我们知道，货币市场对货币政策的敏感性以及其对货币政策的影响要高于资本市场，而货币市场滞后于资本市场的现实，使两个市场的利率与收益率存在明显的差异，投资者在货币政策变动时对银行存款、股票等不同的金融资产的收益率难以进行有效比较，从而降低了他们对于货币政策的敏感性。因此，货币政策试图通过中介目标调控股票价格，并使之达到预期目的的可能性不大。

3.股票市场的财富效应尚不明显

20世纪90年代，美国等西方国家之所以能够通过股票市场财富效应来激活市场，促进经济良性循环，股票市场的长期繁荣是一个不可忽略的因素。股市的持续繁荣不仅使投资者因金融财富增加而派生出额外消费支出，而且有助于投资者形成良好的收入预期（在心理上将股票投资收人由暂时性收入转为持久性收入），从而使长期边际消费倾向（MPC）呈现出扩大趋势，消费支出进一步增加。同时，较为合理的投资者结构（在美国，居民个人主要通过各种基金组织参与股市）可以确保个人投资者在很大程度上分享股市持续繁荣的成果。财富效应之所以在我国股票市场难以显现，主要是因为我国股票市场持续繁荣的趋势不明显，股价波动幅度过大，投机成分较多，投资者难以形成“持久性”收入预期。同时，不合理的投资者结构也制约了财富效应的形成。一直以来，我国证券市场投资者结构呈现出以散户为主导的格局。据统计，截止2002年底，我国投资者开户数达6884万户，个人投资者占开户总数的99.13％，但由于投资水平不高、获取信息的能力有限，整体投资收益不高，而拥有资金、信息优势的机构投资者却成为股市繁荣的最大获利者。但这些机构投资者通常由少数人或经济主体投资，投资收益分配严重向机构投资者和个人大户倾斜，中小投资者难以分享股价上升的成果。根据一般的经济学原理，低收入者的MPC要高于高收人者，因此机构投资者和个人大户并未将股票投资所赚取的收益主要用于消费，而是滞留在股市通过循环投资以获取更大收益，财富效应难以有效形成和充分发挥。因此，货币政策变量的变化能够调整的主要是社会资金的分配结构，货币政策难以通过财富效应渠道实现有效传导。

4.股票市场存在明显的制度缺陷

由于历史的、体制性的原因，我国股票市场的功能定位被简化为“融资”——为国有企业的发展和改革筹集资金，这种政策取向导致股票市场在发展和运行中存在一系列制度缺陷：（1）公司上市制度不科学。目前我国公司上市制度已由审核制改为核准制，虽然不再由政府直接审批，但仍需由券商推荐，并经过专家评审等程序。因此，我国上市公司的质量仍然存在问题，而上市公司的总量仍受计划的严格限制，股票的供给不能对股市需求变动做出灵敏的反应。（2）股权结构不合理。我国上市公司大多是通过对国有企业进行改制而组建起来的，现有上市公司的股权结构中设置有国有股（含国家股、国有法人股）、法人股、内部职工股和社会公众股等，且股权过度集中于国有股，而国家作为公司大股东无法解决“所有者缺位”问题，导致我国上市公司中“内部人控制”现象相当普遍，社会公众股东的投资行为也趋于短期化。国有股、企业法人股等不能上市流通，不仅造成市场分割，不利于上市公司的资产重组与资源的有效配置，降低了证券市场的效率，而且进一步放大了政策变动对股票市场的冲击，扭曲股票市场的价格形成机制。（3）信息披露制度不规范。一些上市公司不能及时、准确地披露法定信息，有的公司甚至隐瞒重大事件或散布虚假信息，以达到上市、资产重组或操纵股价等目的。（4）证券监管体制不完善。长期以来，我国证券监管沿袭计划经济管理模式，监管手段偏重于“政策化”，股市运行的政策性特征明显，证券监管中计划机制与市场机制、行政手段与法律手段运用不协调。正因为股票市场存在上述制度性缺陷，股价严重偏离上市公司的真实价值，货币政策的变化在大多数情况下只能激发股市投机或引起股价大幅波动，而不能借助于股票市场影响实际经济活动。因此，从总体上讲，目前股票价格指数与CDP的相关性较弱，股市还不能作为国民经济的“晴雨表”。

三、提高我国股票市场货币政策传导效率的对策建议

股票市场的发展拓宽了货币政策的作用范围，增加了货币政策的传导途径，但货币政策传导渠道和传导主体的增加也使货币政策传导机制更加复杂，中央银行货币政策的实施难度也随之加大。因此，理顺股票市场的货币政策传导渠道，实现股票市场和货币政策的良性互动，已成为各国中央银行普遍关注的问题。随着我国证券市场的进一步发展，股票市场在转化储蓄、刺激消费、优化资源配置和传导货币政策，进而促进经济增长等方面的功能将会逐渐显现出来。因此，积极借鉴国外已有的理论与成功经验，构筑股票市场传导货币政策的基础条件，提高货币政策的传导效率，是我国股票市场发展和货币政策实践中的一个重要课题。

1.扩大股票市场规模，调整和优化市场结构

作为资本市场的核心部分，股票市场无疑是未来我国货币政策传导的重要渠道，但要发挥股票市场的货币政策传导功能，必须有一定规模的、高效率的股票市场为支撑。因此，应逐步扩大市场规模和优化市场结构，为构建新的货币政策传导机制奠定市场基础。（1）有计划、有步骤地扩大股票市场规模。一是扩大投资者规模，包括发展机构投资者和中小投资者。前者如允许社会保障基金、养老基金和银行信贷资金进入证券市场，以及大力发展证券投资基金（目前发展投资基金对吸引中小投资者，确保他们分享股票市场繁荣的成果和稳定股市、放大财富效应具有独特的作用）。后者包括加强宣传教育，引导居民进行长期投资；普及营业网点，为普通居民尤其是广大城郊居民提供通过购买基金间接参与股市的机会。二是扩大市值规模，包括增加上市公司数量和提高上市整体质量。需要注意的是，股票市场规模的扩大必须兼顾供给与需求两个方面，否则会引起股价的大幅度波动，反而不利于货币政策的实施。（2）建立多层次的证券市场体系，弥补证券市场的结构性缺陷。在市场级次结构方面，建立以场外交易市场、二板市场、主板市场和债券市场为主体的、与“金字塔”式企业层级结构相适应的市场结构体系；加快金融创新步伐，尽快推出股票指数期货等金融衍生工具，为投资者提供有效的避险工具与渠道；在市场布局方面，适当增加新的交易所和地区性证券交易中心，特别要结合国家西部大开发战略的实施，增加中西部地区的市场布局；改革和完善B股市场，逐步实现A股市场与B市场的并轨整合。

2.推进股票市场的制度改革与建设

股票市场的效率和质量在很大程度上决定了其传导货币政策效率的高低，我国股票市场货币政策传导渠道不畅通，其中一个重要原因就是股票市场存在明显的制度缺陷。因此，应推进股票市场的制度改革与建设，为完善我国股票市场的货币政策传导机制构筑制度基础。（1）调整股票市场的功能定位。在规范和发展股票市场的基础上，弱化股票市场的政策，积极培育和发挥股市在优化资源配置、转化储蓄、刺激消费等方面的作用，为股票市场传导货币政策构筑新的渠道。（2）进一步改革公司上市制度和股票发行制度，由核准制逐步过渡到注册制，真正让市场选择上市公司和决定股票的发行规模与价格，有关管理部门主要审核公司提供材料的真实性以及是否达到了规定的最低要求。同时应取消所有制歧视，对国有企业和非国有企业实行同一标准。（3）通过减持国有股等途径优化股权结构，进一步完善公司治理结构，真正发挥股东大会、董事会、监事会对经营者的约束功能，并可考虑建立内部审计委员会制度；设置中小股东保护机制，改变中小股东在公司治理中的完全外在性，使中小股东在公司治理中发挥其应有的积极作用；采取多种方式逐步解决国有股、法人股的上市流通问题，改变国有股“所有者虚位”现象，建立国有股东“用脚投票”的机制。（4）规范上市公司的信息披露，并建立信息披露的事后跟踪制度，对上市公司及会计事务所、审计事务所等中介机构提供虚假信息的行为应予以追究和惩处。（5）建立和完善政府监管、证券业自律、社会舆论监督等多层次的证券监管体系，强化证券监管；证监会、银监会、保监会等金融监管部门应加强协调配合，以适应“分业监管”体制下金融混业经营发展的需要；加强证券监管的国际协调与合作，适应证券市场对外开放的要求。与此同时，通过倡导理性投资与长期投资、设立官方股价指数平准基金等途径，构建科学合理的股市稳定机制，减少市场波动的频度与幅度，消除因股价异常波动而产生的股市“幻觉”。总之，应通过上述制度建设使股票价格能较好地反映市场供求关系及其变化，最终使股票市场与货币政策紧密联系起来，并实现二者之间的良性互动。

3.开辟资本市场与货币市场的联系渠道

货币市场与资本市场是一种既竞争又互补的关系，货币市场与资本市场的良性互动发展，是金融业有效运作的市场基础和现代金融体系的内在要求。因此，应积极开辟资本市场与货币市场的联系渠道，提高金融市场各组成部分之间的一体化程度，使中央银行货币政策工具能够协调运作从而提高货币政策的传导效率。（1）建立规范的证券融资渠道，有条件地使银行业与证券业、证券市场与信贷市场的资金互相融通，提高资金使用效率，有效控制资金供求量。如鼓励和引导银行信贷资金通过合法途径进入资本市场、让符合条件的商业银行到资本市场筹集资金等，实现商业银行与资本市场的协同发展，提升金融市场合理配置资源的功能；（2）进一步扩大券商进入同业拆借市场的规模，完善股票质押贷款办法，允许更多券商进人银行间的国债回购市场。这样不仅有利于降低商业银行体系的巨大存差，而且有利于放大券商在二级市场中的运作能量，使股市行情得以延续与强化，从而不断吸引场外资金进入和促进资本市场发展，进而促进资本市场“财富效应”与“资产结构效应”的形成与发挥；（3）进一步放宽商业银行的经营范围，将传统的存贷业务扩展到投资银行业务，允许商业银行在企业兼并重组和银行不良资产剥离等方面发挥其作用。

4.货币政策的最终目标应关注资产价格的变化

长征小故事范文第3篇

关于IPO长期表现的研究较早见于Stoll和Curley（1970），他们以美国证券市场中205只规模较小的新股为研究样本，发现短期内这些股票存在着超额收益，但长期的收益率弱于市场大盘的收益率。Ritter（1991）以1975年到1984年间在美国证券市场新发行的1526个IPO公司为样本，发现这些公司上市三年后的收益率为34.47%，然而以行业和规模为标准所选择的匹配公司同时期的收益率为61.86%，与这些匹配公司的收益相比，这些IPO公司的长期收益率显著低于匹配公司的收益率。Ritter把这种现象称为首次公开发行IPO（Initial Public Offering，简称IPO）的长期弱势。Ritter的实证结论使得IPO长期弱势成为IPO研究领域的热点问题之一。然而，并不是所有的研究都表明美国证券市场中IPO的股票存在长期弱势，Alon Brav，Christopher Geczy and Paul A.Gompers（2000）运用了不同于Ritter的研究方法，他们以1975年到1992年期间在美国证券市场首次公开发行的4622家上市公司为样本，对它们进行了长期价格表现的研究，结果却没有发现显著的长期弱势现象的存在。

二、文献综述

国内的相关研究起步较晚，直到2000年我国国内的学者才开始对IPO股票进行长期表现方面的研究，这可能是两方面的因素造成的：一是我国的证券市场属于新兴市场，同时存在流通股与非流通股的问题、投机性强、发行制度不完善、机构投资者所占比重较小等方面的问题等，不太适合进行长期表现研究；二是长期表现研究需要大量的数据处理。如果没有专门的数据库，完全靠手工收集收据的工作量是难以想象的。陈工孟、高宁（2000）以1992年1月到1995年8月在我国证券市场新上市的335只股票为样本，研究了它们的长期表现情况，结果发现我国的A股股票经过市场指数收益调整之后的三年期持有收益为-11.65%，存在着长期弱势的现象。沈艺峰、陈雪颖（2002）以1993年4月25日到1998年6月30日之间在深圳证券交易所上市的283只A股为样本，对它们的长期表现进行了研究，结果发现在上市后的前12周内，新股表现出了弱于市场的走势，但其后的66周的收益率却强于市场的收益率，而到了第78周，这些股票的长期收益率更显著高于市场的收益率。杨丹、林茂（2006）选取了1995年1月到2000年12月沪深交易所新上市的774只A股股票为样本，计算了这些IPO股票的等权平均、流通市值加权平均和总市值加权平均收益率，并使用不同的市场指数及配比股票组合的收益率加以调整来评价IPO的长期市场表现。经过实证研究发现：我国IPO股票在上市三年内总体表现出长期强势；IPO长期超常收益率对使用何种参照指标的收益率来调整以及使用何种加权平均方法很敏感。

三、研究设计

（一）样本选取 本文选取的样本是从2004年1月1日至2007年10月12日在深圳证券交易所中小板市场首发上市的股票，截止到2010年12月31日已经有三年的交易数据的174只中小企业板股票。

（二）基准收益率的选择 在新股长期走势的研究中，基准收益率的选择非常关键。如果基准收益率本身就不能代表均衡收益率，则新股收益率与基准收益率之间就不存在可比性，而新股长期走势的研究也将不具有任何讨论价值。为了选择中小板综合指数（ZXBindex）的替代变量，本文计算了从中小板推出以来，其与上证综合指数（SHindex）、上证综合A股指（SHindexA）、深证综合指数（SZindex）、深证综合A股指数（SZindexA）之间的相关系数，计算结果如表1所示。

由表1可以看出，只有深证综合A股指数（SZindexA）与中小板综合指数的相关系数最高，达到了0.96633，因此本文选择了深证综合A股指数作为中小板综合指数的替代变量，作为基准收益率。

（三）研究方法 在新股长期走势研究中，为了发现新股隐藏在市场背后的收益特点，一般采用的方法是，将计算得到的长期收益减去市场同期的指数收益，如果扣除市场指数收益以后，新股的长期收益仍然不等于零，那么就可以认为新股具有正的或负的长期收益。由于深证中小板综合指数的基准日为2005年6月7日，而我们选择样本的起始点为2004年（中小板推出的年份），因此选择深证中小板综合指数作为基准收益率具有不可逆推性。因此本文采取的方法为：首先计算中小板综合指数之后，其与上证综合指数、上证综合A股指数、深证综合指数和深证综合A股指数之间的相关性，求出与中小板综合指数相关系数最大的指数，然后用该指数替代中小板综合指数作为基准收益率。本文的研究借鉴了Philip J.Lee，Stephen L.Taylor和Terry S.Walter（1999）、 Douglas A.Hensler，Marin J.Herrera，Larry J.Lockwood（2000）所用的研究方法，即利用累积超额收益率CAR（cumulative abnormal returns，简称CAR）模型计算新股长期收益，计算过程为：

其中，arit是股票i在第t时期的超额收益率；rit是第i只股票在第t时期的简单回报率； E（rmt）是第i只股票在第t时期的基准收益率。 ARt为新股的简均超额收益率，CARq，s表示从时期q到时期s的累积超额收益率。

四、实证结果分析

在本文的研究中，选择的事件研究窗口是企业上市后的三年，为了与国外的研究相比较，假设一年的交易日有252个，这样3年有756个交易日。另外，假设一个月的交易日为21天，即股票从上市首日到第21个交易日为第一个事件月，即交易月。这和Ritter（1991）、Loughran&Ritter（1995）的定义是一致的。因此本文中月指的是交易月，年指的是交易年。由于我国的股市在新股上市的首日没有价格涨跌幅的限制，而新股在上市首日的涨跌幅一般比较大，因此选择的研究起始点为新股上市后的第二天，以上市首日的收盘价作为新股长期走势研究的起点。本文研究了新股上市后1个月、3个月、6个月、12个月、18个月、24个月和36个月的走势。计算的各个期间的算术平均CAR数值如表2所示。

根据计算结果，可以看出中小板新股在上市的首月就表现出了弱势，随着时间的流逝，其弱势程度逐渐增加，在新股上市后的6个月里，其弱势程度最大，上市后6个月的简均累积超额平均收益（CAR）达到了-22.88%。其后，作为次新股，其弱势程度逐渐减少，在24个月时累计超额平均收益（CAR）为-7.58%，在其作为普通股上市的第三年也就是第36个月，其表现出了正的超额收益，数值为10.86%。

五、结论

通过选用2004年～2007年深圳证券交易所中小板市场首发上市且截止到2010年12月31日已经有三年交易数据的174家中小企业板上市公司作为样本，研究其在上市后三年内的市场表现，笔者发现：我国中小板新股在上市后的两年内存在着显著的弱势现象，也就是说，如果把所有新股作为投资组合，在前24个月的时间里，投资者将获得负的超额收益，而只有持有36个月也就是三年之后，才能获得正的超额收益，但是其收益率也比较低，仅为10.86%。即便如此，投资于三年期的中小板新股也不是明智的投资之举，因为在计算中还没有考虑到相应的通货膨胀率的影响，也没有考虑到无风险利率的变化。这说明我国中小板股票的投资价值比较低，不利于吸引广大的投资者分散自己的投资组合。这或许可以从一个侧面反映我国居民的投资渠道比较窄的原因是我国的股市也不是一个很好的长期投资的场所，而广大的投资者只能将资金存入银行或者拿去炒楼。因此，可以推出这样的结论：在我国的股市中，如果选择新上市的中小板股票作为一个投资组合长期持有的投资策略是不明智的选择。投资同样数额的资金于大盘指数，会获得比中小板新股更高的收益。

长征小故事范文第4篇

关键词：股指期货；波动性；TARCH模型；Granger因果检验；脉冲响应函数

中图分类号：F830.9　文献标识码：A　文章编号：1000-176X(2010)04-0048-07

一、问题的提出

随着中国资本市场的逐步开放，特别是后金融危机时期对风险管理有了更高的要求，股指期货作为风险管理的工具之一，在中国资本市场的推出已列上了日程。股指期货的推出对现货市场波动性的影响，一直是学术界争论的焦点。本文希望通过分析沪深300指数仿真期货交易的推出，对中国现货市场波动性的影响，为即将推出的中国境内股指期货提供参考。

在中国推出股指期货之前，为了争夺资金和分享期货市场的利润，先后有十几只以中国股指为标的物的金融衍生品相继在境外市场推出，最早的是香港交易所在1997年9月12日推出的恒生中资企业指数期货和期权，影响力最大的是由新华富时公司编制的，在新加坡交易所推出的新华富时A50指数期货合约。2006年10月30日，中金所推出了仿真指数期货――沪深300指数仿真期货交易合约，国内大量投资者积极参与仿真交易，学习股指期货全新的交易规则，沪深300指数仿真期货交易推出后的发展特点和经验教训，对中国正式推出股指期货制定相关制度和交易规则有很好的参考价值。因此，本文实证数据选取了沪深300指数仿真期货。

对股指期货与现货之间的关系，学术界主要有两种截然相反的观点：一种观点认为股指期货市场存在众多的投机者，增大了股市价格变动的不稳定性，另一种观点认为股指期货可以通过套期保值来减少股市的不确定性，有稳定股市的作用。研究股指期货的文献以分析美国市场为主，近年来对韩国、日本和印度等新兴的资本市场的研究逐渐增多。其中支持股指期货市场增大现货市场波动性的研究中，主要包含以下解释：一是风险偏好论。认为股指期货交易者的风险偏好决定了期货对现货价格变化波动性的影响，厌恶风险的套利者为主时稳定股票市场，投机者为主时破坏市场的稳定性，以Weller和Yano的研究结论为例。二是信息传播论。股指期货降低传播信息的成本，提高信息流动的效率，股市价格可以更好地反映市场的变动，从而增大了市场价格的波动性。支持信息传播观点的有Froot和Perold，Antoniou和Holmes，Lee和Ohk 。三是非同步交易。股指期货与现货市场的交易失去应有的联系时，变为互不相关的两个独立的市场，股市失去了规避风险的工具，造成市场的波动性增加，Harris研究了1987年股灾得出此结论。

国内研究股指期货的文献受到中国没有引入股指期货的限制，仅有少量文献对中国台湾和香港市场仿真股指期货的实证研究。与国外市场的研究结论相同，多数支持股指期货的推出不会破坏股市的稳定性的结论，并认为期货可以有效地减少股市信息的非对称。在少数认为股指期货增大波动性的文献中，也提到只是轻微地增大了波动性，同时提高了市场的有效性。本文通过对中金所推出的沪深300指数仿真期货对中国证券市场的影响的研究，以期为中国即将推出的以沪深300指数为标的股指期货提供一些参考。

分析引入股指期货与股市互动关系的文献中，普遍采用了ARCH模型和VAR模型。本文首先选用了非对称的ARCH模型来对股指期货推出前后和中国股市价格变化的波动性关系进行实证分析，将时间分为推出前，推出后初期和长期三个阶段，具体分析股指期货的推出后不同时期对股票市场价格变化波动性的影响。选用了GRANGER因果检验，脉冲响应函数来检验重大负面信息冲击下，股指期货与现货市场之间是否存在滞后关系，股指期货的冲击对现货市场的影响和对现货市场变化的贡献度。

二、实证研究假设

1987年美国股灾后引起了人们对股指期货与现货联动关系的重视，美国政府在研究股灾成因后，于1988年发表了《布雷迪报告》(Brady Commission Report)，认为在股灾发生时股指下跌引起投资者购买指数期货合约来避险，大量的指数期货合约又引发股指进一步下跌，之后美国政府制定了限制期货发展的风险防范条例。通过对股灾当天的实证分析，多数学者反对《布雷迪报告》的结论。Edwards和Aggarwal认为股指期货助推了股指下跌但不是引起股灾的根源，相反在长期有稳定市场的作用。在对其他国家的证券市场的实证研究得出的结论中，也没有发现股指期货会破坏股市稳定性的证据。

假设1：同等条件下，股指期货的推出与现货市场的波动性不相关。

在分析股指期货影响的文献中，多数支持期货不会增加股市的波动性的结论，部分认为期货可以稳定股市的波动性。股指期货套期保值的避险作用，减少了股市风险的不确定性，同时期货的价格领先股市价格变化，投资者可以通过期货价格的变化来预测股市指数的总体趋势。Danthine、Edwards、Antonio、Holmes和Priestley对美国市场的实证研究得出以上结论。在其他市场上，Lee和Ohkt分析了澳大利亚市场的数据也认为股指期货不会破坏市场的稳定性。郭睿、李华和程婧、刘考场、李树丞和舒杨对中国台湾，香港和韩国等新兴的股指期货市场分析，也没有发现股指期货增加现货市场波动性的证据。

假设2：同等条件下，股指期货的推出与现货市场的信息对现货市场的冲击正相关。

Cox、Ross、Antonio和Holmest使用不同模型分析美国证券市场，得出股指期货的交易成本低廉和高杠杆率优势，比股市更容易吸引投资者进入，同时投资者掌握整个市场的宏观经济信息比上市公司信息更加容易，信息首先在成本最低的市场上开始传播，然后通过市场间的经济联系传递到其他市场。因此，期货市场的推出改善了股市信息的传播速度，提高了股市价格对宏观市场信息变化的敏感程度。

假设3：同等条件下，股指期货的推出与现货市场的非对称效应负相关。

股指期货提高市场信息传播效率的作用还体现在弱化股市的非对称效应。Cox、Antoniou、Holmes和Priestley分析了美国市场的非对称效应，Subrahmanyam和Merton对多个国家的股指期货市场实证研究，也支持引入股指期货可以弱化非对称效应的结论。引入金融衍生品有助于弱化股市的非对称效应，期货市场反映股市综合指数信息，由于交易成本和掌握信息的成本都低于股市，投资者在充分把握市场信息，面对市场利空信息时做出的投资决策更加理性。在中国市场的实证研究中，丁娟、陈浪南和黄杰鲲认为中国股市存在与成熟的证券市场相同的非对称效应。在中国台湾市场上，郭睿认为台湾股指期货市场存在众多的散户投资者，散户投资者在期货市场中以投机

交易为主，台湾市场上投机交易超过了套期保值和套利交易，台湾股指期货市场存在显著的非对称效应，通过两个市场的经济联系外溢到现货市场上。

假设4：同等条件下，股灾中股指期货的波动与现货市场的波动正相关。

1987年10月股灾之后，在布雷迪报告(Brady Commission Report)中最先提出了股指期货可能引发现货市场的瀑布效应，并对瀑布效应的产生过程进行了详细的描述。邢精平对美国、法国、日本和香港等市场的股指期货推出前6个月至推出后1年涨跌幅度的研究得出，股指期货的推出短期内有助涨助跌的作用。长期看，在一个明显的上涨或下跌行情中，有熊市助跌、牛市助涨的作用。田树喜对1997年亚洲金融危机时期，同时运用VAR和EGARCH分析了香港恒生指数期货，发现股灾期间股指期货与现货之间互动造成恶性循环，加速了股指进一步下跌。周翔和蒋翔林对全球7个股票市场在2008年11月次贷危机时期的数据，运用风险-Granger因果检验进行了分析，指出股指期货对现货存在着更多显著的单向风险溢出效应，股指期货对现货起到了重要的价格决定作用。

三、研究方法

1．样本描述

数据来源于wind咨询金融终端，剔除了节假日数据。本文数据均选择日收盘价，自2003年10月30日到2009年10月30日的沪深300指数，共1566个数据。4种仿真期货交易合约中成交量最大的是沪深300期货当月合约，本文的仿真指数期货选用沪深300期货当月连续指数，从上市日期2006年10月30日到2009年10月30日共785个数据。按照股指期货推出和完善的时间将数据分成3个阶段：第一阶段是从2003年10月30日到2006年10月29日；第二阶段从2006年10月30日到2006年12月31日；第三阶段从2007年1月1日到2009年10月30日。

将时间分为三个阶段是出于以下考虑：沪深300仿真指数期货在2006年10月30日推出，以此划分阶段便于比较沪深300仿真指数期货推出后对现货市场的影响。仿真指数期货推出后，投资者和机构交易踊跃，成交量和持仓量持续高升，初期阶段的市场波动性高，运行没有规律性。仿真指数期货市场在2007年初逐渐步人正轨，投资者参与的心态逐渐成熟理性。以2007年初为分界线，来划分第二阶段和第三阶段，分析股指期货推出后短期和长期对现货市场的影响，可以更好地反映出股指期货在不同时期对现货市场的影响。2008年，受到股票市场泡沫严重和美国次贷危机的双重影响，沪深股票市场的大幅暴跌，股指从1月15日开始下跌，持续到n月4日。对瀑布效应的检验选取2008年1月14日到11月4日的沪深300指数和沪深300期货当月连续指数各212个数据。

2．数据处理

用p1代表t期的收盘价格指数，Pt-1为t-1期的指数值，Rt表示t期的指数的收益率。用涨跌幅度来计算的收益率公式为Rt＝[(P1－Pt-1)/Pt-1]×100％，收益率的涨跌幅度随价格的上升而加大。为了避免收益率随价格上涨而增大，同时保证收益率序列的平稳性，采用对数差分的方法，之后乘以100，来增大差分的结果，指数日收益率的计算方法如下：

R1＝100％×(lnP1-lnPt-1)

(1)

沪深300指数日收益率的序列描述性统计量：

对沪深300指数日收益率序列和沪深300指数仿真期货日收益率序列进行ADF单位根检验来验证其平稳性。包含常数项，不包括时间趋势项，滞后项选择17阶。通过对价格指数进行对数差分后(也就是得到其收益率)，在所有显著水平下都拒绝了存在单位根的原假设，收益率序列是平稳序列，解决了价格指数可能存在的不平稳问题。

3．模型选择

(1)检验波动性和非对称效应的TARCH模型

金融数据的时间序列存在波动聚集和异方差性，OLS回归模型的假设前提是“同方差性”，因此在研究金融产品价格波动性时，普遍采用异方差模型，使用最为广泛的是Engle在1982年提出的自回归条件异方差模型(ARCH模型)。

Yeh和Lee 实证研究发现，中国证券市场存在杠杆效应(非对称效应也称为“杠杆效应”)，指利空消息对股票市场的波动性影响比利好消息对股票市场的波动影响更大。因为GARCH模型不能反映非对称效应，广义门限自回归条件异方差(TARCH)模型能够很好地反映股票市场的非对称效应，TARCH模型的一般形式如下：

均值方程：yt＝xtθ＋εt，t＝1，2，…，T

(2)

条件方差方程：

α是滞后期残差平方项的系数，表示近期市场中信息对市场波动性的冲击，β是滞后期条件异方差的系数，表示旧信息对市场波动性的冲击，是非对称效应项，当γ≠0时，说明存在非对称效应。利好消息对条件方差有α倍的冲击，利空消息对条件方差有α＋Β倍的冲击。当γO时，波动性增大。本文在总体检验的条件方差引入虚拟变量D来反映沪深300仿真指数期货的推出对股票市场波动性的影响，φD表示股指期货对现货市场波动性的影响，分时段的检验中没有添加虚拟变量。

均值方程改为：Rt＝pRt－3＋u1

(4)

条件方差方程：

(2)检验瀑布效应的VAR模型

VAR模型用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击，解释经济冲击对经济变量产生的影响。

使用Granger因果关系检验来判断现货市场与股指期货市场的变化是否是对方变化所引起的，Granger因果检验由Granger(1969)提出，实质上是检验一个变量是否受到其他变量的滞后影响，分析经济时间序列变量之间的因果关系。

选用脉冲响应函数方法(impulse response function)来分析一个信息变化产生的影响，如何传播到现货市场和股指期货市场的日收益率的。

四、实证分析结果

我们所做的分析结果中，检验波动性的TARCH模型支持假设1，但拒绝假设2、假设3和假设4。可以认为股指期货的推出对现货市场的波动性影响微弱，并没有改善信息传播的质量和速度，轻微增大了现货的非对称效应；在股灾中，股指期货与现货存在一定的引导关系，但是不能证明股指期货引发了现货的瀑布效应。

1．TARCH模型检验结果

从表2可以得到以下结论：

TARCH模型虚拟变量的系数φ，表示沪深300指数仿真期货对沪深300指数的影响，φ系数显著为正，数值很小仅为7.64E-05，表明股指期货的推出对现货市场波动性的影响不大，支持假设1。股指期货推出前总的影响α＋Β为0.950，股指期货推出后初期总的影响是0.369低于推出前，表明

信息对价格波动性的冲击减小，信息的变化以更慢的速度传递到现货市场的价格变化上；远期的总影响是0.887，与推出前的影响相似，信息的冲击没有更快地反应在现货市场的价格上，拒绝假设2。TARCH模型的非对称效应项系数γ显著大于0，中国证券市场存在杠杆效应，推出股指期货前的系数为0.011，推出后初期系数为0.638，推出后远期的系数为0.110，股指期货的推出初期使现货市场的非对称效应增大，远期非对称效应逐渐减小，略高于股指期货推出前，投资者面对利空信息的反映没有更加理性，拒绝假设3。

ARCH项的系数α，表示近期市场的噪音和信息的重要性，一般情况下，推出股指期货后，α都会增大，市场更关注新信息对股市的影响，这是由于股指期货的推出改善了信息传播的速度和质量。从股指期货推出之前的α为0.034到股指期货开始之后初期为-0.287，表明股指期货刚推出时，投资者集中开户投资热情高涨，忽视了近期的信息；远期为0.002说明股指期货没有改善信息传播的速度。GARCH项系数β，表示过去的信息对于未来波动性的影响效果。通常情况下，β会减小，过去的信息对股市的影响变小。β从0.916下降到0.656，表示股指期货推出初期，过去的信息对未来波动性的影响变小；远期下降到0.889，逐渐恢复到股指期货推出前的水平。在长期，股指期货的推出对信息传播的速度和效率并没有改善的作用。

2．VAR模型检验结果

(1)格兰杰因果检验

用格兰杰因果检验来对股指期货和现货市场的价格引导关系做检验，得出在95％的置信水平下，现货和股指期货市场之间相互存在显著的Granger关系。在2008年股市大跌中，现货市场和股指期货市场存在相互抛压的影响，但是现货市场对股指期货市场的影响，比股指期货对现货市场的影响更加显著。

(2)脉冲响应函数

脉冲响应函数可以描绘出扰动项的影响是如何传播到各变量的。从图l中可以看出。当本期给现货市场日收益率一个正的冲击，股指期货市场日收益率在第一期迅速反应，给股指期货市场带来了同向的冲击，冲击幅度很大，对股指期货的响应是0.025。在第二期减小至第五期，冲击的影响消失。从图2中可以看出，当期给股指期货市场日收益率一个正的冲击，现货市场日收益率在第一期冲击幅度很小，从第二期开始冲击显著，但也仅为0.005，第三期到第六期小幅波动后，第七期冲击的影响消失。现货市场对股指期货市场的冲击更加显著，冲击的反应速度也更快，不能证明股灾时期，股指期货市场的推出在现货市场上引发瀑布效应。

五、结论及建议

本文针对股指期货的推出对现货市场影响的实证研究，得出如下主要结论及相关政策建议：

第一，非对称模型的计算结果表明，沪深300仿真期货的推出对沪深300指数初期有增大波动性的作用，远期对波动性的影响逐渐消失。没有发现股指期货的推出促进信息传播的速度和质量，与其他国家的实证研究结论相同。在检验非对称效果的模型中，我们得出股指期货的引入，在初期加剧了现货市场对信息的非对称性，交易者面对利空信息的反应相对利好信息变得更加不理性，远期对非对称效应的影响逐渐消失。

第二，使用VAR模型对现货市场和股指期货市场的检验，股指期货与现货有相互引导的作用，并没有找出股指期货引起现货市场出现瀑布效应的证据，相反，现货市场对股指期货市场的冲击高于股指期货市场对现货市场的冲击。由于本文实证研究所用的是仿真数据，结论存在一定的局限性。

长征小故事范文第5篇

关键词：货币政策；股票市场；消费效应；投资效应

20世纪80年代以来，随着资本市场全球化、金融创新等在各国股票市场不断深化，股票市场的融资功能、资源配置功能等也逐渐显现出来，在人们的日常经济活动中发挥的作用也越来越明显，这使许多国家的货币当局更加重视股票市场在货币政策传导机制中发挥的作用，因而股票市场的影响也不可避免地成为了中央银行制定货币政策考虑的重要因素之一。鉴于此，本文对股票市场货币政策的传导效应进行文献综述。

一、股票市场货币政策传导效应的理论研究综述

根据资本市场的货币政策传导理论，货币政策通过股票市场的传导分为货币政策的内部传导和货币政策的外部传导：一是货币政策通过操作工具将其政策意图导入股票市场。二是股票市场通过消费和投资对实体经济产生影响。

（一）货币政策传导到股票市场

理论上根据最终作用的对象不同，可以将货币政策对股票市场的影响分为直接影响和间接影响。其中直接影响是指货币政策的变化（如调整利率、货币供应量等）会通过改变金融市场上各种资产的相对收益，使资金从收益低的资产流向收益高的资产，从而影响股票价格；而间接影响则是指货币政策的变化会通过影响实际经济，即使投资者对于股票市场经济基本面预期的改变，进而影响股票价格。

（二）货币政策通过股票市场传导到实体经济

在传导的第二环节中，股票市场通过消费效应和投资效应两个渠道作用于实体经济。

股票市场的消费效应主要可以分为财富效应、流动性效应和通货膨胀效应。一是财富效应。莫迪利安尼（1971）提出了生命周期理论，生命周期理论通过对利率波动引起消费者持有财富价格变化的研究，研究了货币政策的财富效应传导渠道，该理论基础是消费和储蓄的生命周期理论。二是流动性效应。米什金（1977）提出了流动性效应理论，他认为当股票价格上升时，居民金融资产增加，他们比过去拥有更强的防御风险的能力，增加了对耐用品的消费，因而股票市场的繁荣带动了社会需求的增加，米什金也将这个过程称作股票市场的流动性效应。三是通货膨胀效应。拉尔夫（1999）提出了通货膨胀效应理论，当物价上升时，股东通过股价和股利获得的实际收入相比较名义收入就有所降低，拉尔夫将这种资产价值的降低称之为通货膨胀税，这种通货膨胀税降低了股票的预期收益率，使人们削减了当前的消费。

股票市场的投资效应分为托宾q效应和资产负债表效应。一是托宾q效应。托宾（1969）提出了股价同投资互相关联的理论，该理论认为在资本市场存在的条件下，通过利率的变化会引起资产价格的波动，进而影响企业的投资支出和重置成本，最终导致收入和产出发生变化。二是资产负债表效应。Bernanke和Gertler（1995）提出资产负债表效应的关键是货币供应量的变化引起了股票价格的变化，进而影响了企业资产负债表的变化，这些变化也使得企业的逆向选择和道德风险产生变化，银行对于企业的信贷也发生改变，最终影响企业的投资支出。

二、股票市场传导效应影响实体经济的实证研究综述

（一）货币政策内部传导的研究综述

Keran（1971）实证研究了美国15年的股票价格和货币供应量数据，结论说明名义货币存量通过公司的期望收益和通货膨胀对股票价格产生间接影响。Hamburger，Kochin（1972）研究发现货币供应量对股票价格具有短期的直接影响，利率对股票价格具有长期的深远影响。Rahman，Mustafa（1997）分析了多个国家股票价格和利率的关系认为，大多数国家股票价格与利率之间不存在明显格兰杰因果关系，但是可能存在一个显著的长期协整关系。同时说明了股票市场与货币市场是密切相关的。ColmKearney，KevinDaly（1998）研究了在开放经济环境下货币政策的波动怎样作用于资产价格、通胀水平和实际产出。并用澳大利亚1972-1994年月度数据做了实证分析。结论有两点：货币的波动性越高，金融资产价格的波动性越低，产出的波动性越高；在没有外汇市场作用的条件下，货币的波动性主要通过各个子金融市场传导。钱小安（1998）选用1994年3月到1997年6月的M0、M1、M2的同比增长率作为货币供应量指标，沪、深股票价格指数的同比增长率作为资产价格指标进行分析，发现中国M0对股票价格有正影响，但M1对股票价格有负影响，货币供应量导致的预期通货膨胀效应对股票价格的影响不容忽视。Zandi、Parker（1999）做了大量研究表明股市作为货币政策传导渠道的重要作用，进而显示了在成熟的股票市场中股票已经成为货币政策传导的一条重要途径。拉尔夫、托马斯和科奈尔（1999）的论文中对在一般经济均衡条件下对股市渠道的存在和作用机制做了详尽的理论和实证分析，证明股票收益与货币供应量、通货膨胀率及产出增长率等宏观经济变量存在一定的相关性。易纲、王召（2000）指出，在短期、中短期和中长期，没有预料到的货币供给增加，使股票价格上升；而在长期，没有预料到的货币供给增加，不影响股票价格和货币中性。孙华妤、马跃（2003）应用滚动式VAR方法，对1993年10月至2002年6月的数据进行了分析，他们发现所有的货币供给量对股市都没有影响。刚猛、陈金贤（2003）通过误差修正模型检验，研究了1995-2001年间实际股票收益、通货膨胀和实际经济活动三者之间的关系，得到两个基本结论：一是中国股市中股票不是通货膨胀保值品，实际股票收益与通货膨胀呈负相关。二是中国股市支持了效应假说，长期中实际股票收益率与通货膨胀呈明显负相关关系，通货膨胀与实际经济活动呈反向关系，实际股票收益与实际经济活动呈正相关关系，但短期中实际股票收益率与通货膨胀和实际经济的关系不显著，通货膨胀与实际经济呈明显负相关关系。美国经济学家Rigobon、Sack（2002）实证分析了美国货币政策对股市的影响，结果显示，股市波动对货币政策的反应十分强烈。Cassola、Morana（2004）实证分析了欧元区内货币政策和股票市场的关系，研究表明股票价格渠道在欧元区的货币政策传导过程中扮演重要角色，股票价格含有对货币政策执行有利的信息。货币政策对股票市场有强烈的影响，而且对通货膨胀有长期的影响。同时他们认为货币政策的实施未必能很好的控制或避免股票市场的波动。徐慧贤、郭玉洁（2007）进一步研究了货币需求与股票市场的关系，认为中国股票市场交易额与货币需求总量之间呈反向相关，即股票市场对货币需求产生负向效应。货币需求与股票市场交易额之间存在协整关系，估计系数表明中国股票市场的发展与扩张减少了对M1与M2的需求，体现了极强的资产替代效应和交易效应；同时，股票价格上涨降低了货币流通的速度。王立民、王婷（2008）在研究2007年中国股票价格时发现，央行货币政策的频繁变动（主要是通过存款准备金率和利率的调整）并未造成股市如期下跌，反而出现持续上升。并对其根本原因做出了分析，认为主要是在中国名义利率与实际利率的差别导致了股市的这种反常表现。

（二）货币政策外部传导的研究综述

1、股票价格变动对消费的影响。前美联储主席格林斯潘（1999）曾提出金融资产的财富效应，即当消费者财富增加时，这对总需求是一种额外的刺激。他还提出了格林斯潘方程：即一美元的股市额外财富会增加4美分-5美分的当前消费。高莉、樊卫东（2001）对1992年到1999年期间的全社会消费品零售总额和居民持有的股票资产进行回归，得出中国股票市场的财富效应并不明显，其对全社会消费品零售总额的贡献度仅为0.039。李振明（2001）根据1980年至1994年的统计数据拟合了包括居民资产在内（不包括股票资产）的消费函数，并对1999年股市5.19的井喷行情进行了分析，结果发现，即使是股票市场的大幅上涨也没能使居民的消费支出明显增加，因而财富效应不会对宏观经济产生显著影响。中国人民银行研究局课题组（2002）对深沪综合指数、股票市值、同期社会消费品零售总额及工业增加值进行分析得出，深沪两市股票指数与社会消费品零售总额负相关，表明了部分货币并没有进入消费领域或实体经济，其原因是由于中国股票市场的深度与广度不够以及中国特殊经济背景使股票市场传导渠道的财富效应难以发挥。骆柞炎（2004）以1992-2002年的经济数据为样本，对中国股市财富效应进行实证分析表明，中国股市存在微弱的财富效应，金融资产的MPC为0.0486，股市财富效应对总消费的影响占总消费变动率的平均比例为1.33%。马辉、陈守东（2006）的实证研究表明，收入水平是影响居民消费的最重要因素。中国股市在全样本期并没有显著的财富效应，他们认为中国股市“牛短熊长”的主要运行特征使得中国股市没有真正形成长期的大牛市，短期的股市上涨根本不能形成较强的财富效应。杨新松（2007）根据1996年1季度至2006年4季度的数据，运用滚动样本进行回归分析后得出结论：中国股票市场存在财富效应，但在某些时间段只表现为股市投资对消费的替代效应。

2、股票价格变动对投资的影响。石建民（2001）对1993年一季度到2000年三季度的季度数据进行分析，股票市场q效应等因种种制度、政策因素影响，迟迟没有得以充分发挥。魏永芬、王志强（2002）以上海综指代表股价水平，并以固定资产投资代表投资变量来验证q效应，结果表明二者之间并不存在因果关系，股票价格的上升对投资没有影响。这也就说明货币政策引起的股价上涨对投资支出没有产生刺激作用。巴曙松（2002）认为中国股市因为缺乏健康的评价机制和收购兼并机制，对投资效率的提高所发挥的作用十分有限，即使是在投资规模的扩大方面，其影响也是不容高估的。并且股市筹资仍未成为中国投资的主渠道，企业从股市筹集的资金也并没有得到充分有效的运用，股市筹资功能不强。

三、总结和评价

综上所述，目前国外对于股票市场货币政策传导效应的理论研究已经相对比较成熟。由于中国股票市场起步较晚以及股票市场体制不完善等客观原因的存在，国内学者对股票市场货币政策传导机制的研究相对较少，相关研究主要从亚洲金融危机发生之后开始出现，现在学术界针对中国股票市场货币政策传导机制发挥情况的研究在许多方面还有分歧，对于中国股票市场货币政策传导效应的影响因素也没有达成一致的意见，并且在实证研究中结合中国股票市场发展和宏观经济环境等具体国情对中国股票市场货币传导机制综合分析的文章较少，符合中国国情具有针对性的研究较少且分歧较大。

参考文献：

1、Cassola, Morana. Monetary policy and the stock market in the euro area[J].Journal of Policy Modeling, 2004(3).

2、Frederic S.Mishkin.The Household Balance Sheet and the Great Depression[J].Journal of Economic History,1978(12).

3、J.A.Tobin.General Equilibrium Approach to Monetary Theory[J]. Journal of Money,Credit and Banking,1969(1).

4、Bernanke,Gertler.Inside the Black Box:the Credit Channel of Monetary Policy Transmission[J]. Journal of Economic perspectives,1995(9).

5、Colm Kearney，Kevin Daly.The Causes of Stock Market Volatility in Australia[J]. Applied Financial Economics, 1998(8).

6、Robert Rigobon and Brian Sack.Measuring the Reaction of Monetary policy to The Stock Market[J].The Quarterly Joumal of Economies,2003(5).

7、徐慧贤,郭玉洁.中国股票市场与货币需求的实证分析[J].内蒙古财经学院学报,2007(1).

8、王立民,王婷.2007年中国股市与利率关系研究[J].北京科技大学学报,2008(3).

9、骆柞炎.近年来中国股市财富效应的实证分析[J].当代财经,2004(7).

10、马辉,陈守东.中国股市对居民消费行为影响的实证分析[J].消费经济,2006(4).