股票市场论文范文
时间：2023-03-28 17:52:36
导语：如何才能写好一篇股票市场论文，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。
篇1
对于某一投资资产的收益率或看好或不看好，这种现象被称作为异质信念（HeterogeneousBelief）,投资者的这种分歧会自然而然地体现在他们的投资行为上，进而反映到该资产的价格当中。在融资融券业务推出之前，投资者看好一只股票，可以进行买入，但是当投资者对某只股票持悲观情绪时，拥有:该只股票的投资者可以选择卖出，而不持有该只股票的投资者却无法在市场上表达自己的“投资情绪”。在融资融券推出之后，这种情况得到了改变，投资者可以根据自己的判断利用融券业务对股票进行卖空。因此，在融资融券推出之后，股票的价格对市场上信息的反映应该会更好、更快。故提出以下假设。假设1：对于加入融资融券标的样本股票而言，与加入之前，其盈余公告后漂移的程度会减少。假设2：对于盈余公告含有“坏消息”的股票而言，融资融券对其盈余公告后漂移的影响程度会大于盈余公告含有“好消息”的股票。提出这一假设的主要原因是，在投资者尚未持有该股票的情况下，对于有利好消息，投资者可以通过使用自有资金直接在市场上进行买入，并不一定需要使用融资业务，但是对于利空消息，投资者只能通过融券业务进行卖空。
二、样本选取与研究设计
（一）样本选取
前文提到考虑到第一批融资融券标的股票交易不活跃的问题，本文选取之后分别在2011年12月5日、2013年1月31日和2013年9月16日所进行的三次比较大规模的标的扩容股票为研究样本。实际上在2014年9月22日也进行过一次大规模的标的扩容，但是由于文章需要用到公司年报数据，而2014年的年报在2015年才会，故不将此次纳入研究范围。此外，本文还按照以下标准对融资融券标的中的股票实行了进一步的筛选：（1）剔除财务状况异常的*st或st股票，因其不具备与其他样本相同的特点；（2）剔除在样本区间内已累计停牌超过30个交易日或以上的上市公司股票，因其在事件窗口区间内大部分时间都处于停牌状态，市场反应可能已经不单单只针对盈余公告这个因素；（3）原先加入过标的但是后来被剔除的股票；（4）因文章的相关数据处理需要用到分析师的盈余预测，所以没有此类数据的股票只能予以剔除；（5）为确保预测数据的可信度，且对样本股票进行了盈余预测的机构数平均为10家，剔除对该只股票进行盈余预测的机构数不够10家的股票。最后筛选出符合条件的样本股票数为278只。此外，本文的年报EPS数据来自国泰安数据库，EPS预测数据来自WIND数据库，笔者通过手动收集这些数据并根据研究需要进行相应地处理，处理方式主要是通过MicrosoftOfficeExcel以及相应的计算机程序。
（二）研究设计
首先，按照公式1计算出每只股票的未预期盈余（UnexpectedEarnings）。UE是一个衡量未预期盈余大小绝对值的指标，其中，EPSactual是上市公司股票年报所公布的实际每股收益，EPSpredicted是在WIND数据中获取的分析师在事前对该只股票每股收益所作出的预测。UE=EPSactual-EPSpredicted(公式1)由于UE的绝对值不足以说明其未预期盈余的程度，因此根据公式2对个股的UE进行标准化。其中，SUE是标准化未预期盈余（StandardizedUnexpectedEarnings）,分母为每股收益预测值的标准差。计算出样本股票的SUE的目的在于测量股票的未预期盈余程度，正的SUE意味着利好消息，而负的SUE则意味着利空消息。对于两种不同的消息，市场对他们的反应是不同的，所以必须以SUE为标准将样本股票分为SUE+与SUE-两组，以验证融资融券分别对他们的影响。
三、结论
篇2
（一）模型的假定与说明
将A股的上市公司分为优质公司和劣质公司两类，其中具备以下两条件的为优质公司：（1）遵循产业资本与金融资本之间无套利的定价。（2）在所属行业中占有重要地位、业绩优良、红利优厚、有良好发展前景的公司。否则，为劣质公司。
经典的公司金融理论指出，大股东在二级市场的交易行为就会透露出关于公司状况（博弈论中的类型）的信息（博弈论中的信号）。那么，普通投资者就可以通过观察那些交易信息来判断公司的情况（类型）。在模型建立之前，对基于此理论建立的模型进行了下述假定：首先，假设非流通股股东拥有信息优势，对于公司股价是否合理、公司是否优质具有较多的信息。而市场流通股东较少地知道公司的真实经营信息，不能简单地观察出公司的优劣，他们主要观察大小非股东的减持与否来大概地推断有关公司的信息。这种情况极大地增加了现存流通股东预期的不确定性，进而形成市场的恐慌和低效率。其次，按照初步测算的2008年6月中旬A股加权平均动态市盈率20多倍左右来看，优质公司的大小非解禁对市场的冲击理论上来说是有限的，优质公司的大小非减持并不存在明显的套利机会，这个阶段的错误定价反而可能带来投资的机会以及并购的机会等。而劣质公司的重置成本很低，所以，取得股票的成本会成为左右他们是否减持的决定因素之一。劣质公司的大小非减持会显著伤害到现存流通股东的利益，打击市场信心。再次，模型中假设非流通股股东先行动，流通股股东总是观察非流通股股东行为后行动。
（二）模型的建立
对于"大小非"减持与否，以及现存流通股东继续持有股票还是离场，基于一个经典的动态不完全信息模型。面对优质上市公司和劣质上市公司，让自然先行动，选择公司的类型，给定公司是否优质的先验概率均为0.5，即流通股东在初始状态下认为公司优劣的概率均为50%。接着是拥有信息优势的大小非优先行动，选择减持还是不减持，现存流通股东在观察到大小非的行动后再行动，选择离场还是不离场。现存流通股东只能观察到大小非是否减持，而不能知道公司准确的状况（类型），即不知道公司股价是否合理，是否有优质。因而流通股东只能根据大小非是否减持以及以上模型中的不同的收益或是效用的支付，来选择他们的策略和行动。
在股权分置改革的后续阶段，中国市场上投资主体的博弈对象已经逐步由机构投资者与散户的对抗，转变为主要是解禁的非流通股股东和流通股股东的博弈，价值估值体系正在逐步形成，资本市场价格发现功能逐步增强。同时，并购重组大潮也随着全流通时代的开启而到来，整体上市成为未来企业上市的主流。在这场洗心革面的调整中，中国股市未来的格局发生大幅改变，一方面，会出现一大批香港等成熟市场上常见的一大批仙股、一元股、每天交易只有一笔两笔的垃圾股，以及一批在业绩健康增长驱动下的蓝筹；另一方面，全流通过程中所带来的并购重组机会也加速了股价两极分化的过程，整体上市则使得股票市场与上市公司业绩的关联性更加提升。整个市场将随着上市公司的业绩增长平稳上扬，伴随中国经济增长上升的整个过程，告别此前的过高估值、过大波动等市场特征，进入所谓经济增长和上市公司业绩坚实基础驱动下的市场特征，并开始真正逐步成为中国经济的晴雨表。
二、研究背景
大小非的逐步解禁对我国的资本市场有着怎样的影响，业界和学术界众说纷纭。安信证券（2008）认为减持对市场的影响更有可能是通过"挤出效应"来体现的，减持对市场更多的是一种"心理效应"，减持规模的积累令投资者形成一种心理上的担忧。
从长期看，陈晓升（2008）认为应该对大小非进行客观认识和估计，在享受了股改红利之后同样不应忽视股改的"下半场"大小非本身也是市场的一部分，有自身的话语权。我们也于2008年初撰文从托宾Q理论的角度对金融资本和产业资本的套利进行了分析，本文正是基于这种套利观点，进而通过博弈论讨论这种行为为后市场带来的主要的变化：市场分化将逐步加速，出现一批业绩优良有较好发展前景的蓝筹股和大量的廉价的"仙股"分化并存的现象。
篇3
关键词：债券市场股票市场相关性分析相关系数因果关系
Abstract:WeanalysizeChina''''sstockmarketandbondmarketcorrelationusingcorrelationcoefficientandGrangercausality.Theresultshowsthat:statebondindexandstockindexexistcorrelation,stockindexexistsunidirectionalGrangercausalityrelationshiponbondindex;statebondyieldsandstockyieldsexistweakcorrelation,butGrangercausalityrelationshipdoesnotexist.Accordingly,weputforwardsomeproposalsonhowtoimprovetheefficiencyofChina''''scapitalmarket.
Keywords:bondmarket;stockmarket;correlationanalysis;correlationcoefficient;causalityrelationship
股票市场和债券市场是证券市场的两个基本组成部分，是筹资者和投资者进行交易的最重要场所。股票市场和债券市场的规模决定筹资量的大小。在整个社会资金供给量相对稳定的前提下，如果股市行情看涨，股票市场收益率提高，资金在利润的引导下必定从债券市场转向股票市场。反之亦然。股票市场和债券市场之间这种此消彼长的关系就是所谓的“翘翘板效应”。当前，我国正处在股权分置改革的变革时期，股票市场和债券市场是否存在“翘翘板效应”以及该效应的大小也就成为一个很重要的命题。我们选取2003年2月4日至2006年2月17日的上证综合指数（SZ）和上证国债指数（GZ）作为样本数据，主要采用相关系数和Granger因果关系进行研究。
根据表1的上证综指和国债指数的相关系数分析，可以看出，2003年、2004年为正相关关系，2005年为负相关关系，2003至2005年总体程度上呈负相关关系。随着中国资本市场的发展，居民投资对象也不仅仅局限于银行存款、国债等风险较小的金融工具，越来越多的资金涌入股票市场寻求资本保值增值，股票市场和债券市场的“翘翘板效应”逐步表现出来。我们有充分的理由相信，这种效应会在将来更加强烈和明显。
根据表2的格兰杰因果关系检验，从滞后2期至7期，上证综合指数和国债指数存在单向格兰杰因果关系。上证综合指数的变化会引起国债指数的变化，即沪市股票行情的变化会引起国债市场行情的变化，但是反向关系并不成立。原因很简单：被称作金边债券的国债的信用等级在所有的债券中是最高的，大部分居民将国债投资作为储蓄的一种变相形式；中国几千年的文化习俗都强调储蓄的重要性，因此当股市风险增大时，会有大量资金涌入国债市场；但是当国债市场收益不景气的时候，表明无论什么金融工具都很难在保证资金安全性的前提下取得好的收益，大部分居民会选择持币观望或者消费，而不会投入股票市场。
2上证综指收益率和国债收益率相关性分析
笔者根据国债综合指数和国债指数计算出上证综指日收益率和国债指数日收益率，计算公式如下：
上证综指日收益率：RLNSZt=log(SZt)–log(SZt-1)
国债指数日收益率：RLNGZt=log(GZt)–log(GZt-1)
下面，我们采用同样的相关分析方法分析二者之间的相关关系。
根据表3的相关系数分析结果，可以看出，2003年、2004年国债收益率和股票综合收益率呈微弱的正相关关系，2005年呈微弱的负相关关系。2003年至今，两种金融工具的收益率呈微弱的正相关关系。总体而言，二者收益率没有必然相关关系。原因在于：一方面，股票市场和国债市场之间的资金流动并不顺畅，限制较多，大多数机构投资者尤其以保险资金和社保基金等对风险要求较为严格的资金大部分都投资于国债和金融债市场，政策规定不允许其将过多资金投资于股市，在国债市场收益率较低的情况下也无法将资金转移到股票市场；另一方面，过去股票市场的退出机制并不完善，很多居民投资者在套牢的情况下很难退出，资金流通不通畅，收益率作为投资风向标的作用并不明显。
根据表4的格兰杰因果关系检验得出结论，从滞后2期至7期，上证国债收益率和综合指数收益率都不存在格兰杰因果关系。这与相关系数分析的结论一致。
3政策建议
发达资本市场和我国资本市场对比分析表表5
发达资本市场
中国资本市场
1．国债指数和股票指数存在强相关关系，双向格兰杰因果关系。
1．国债指数和股票指数弱负相关关系，股票指数对债券指数存在单向格兰杰因果关系。
2．国债收益率和股票收益率存在强相关关系，双向格兰杰因果关系。
2．国债收益率和股票收益率存在微弱相关关系，不存在格兰杰因果关系。
3．强式有效市场，信息和资本自由流动。
3．弱式有效市场，信息和资本流通不畅。
4．资本追随利润自由流动，不同市场和地区之间的套利活动频繁，导致不同市场和地方的收益率趋于平衡。因此股票市场和债券市场的收益率存在强相关关系。
4．资本项目管制较多，无法进行自由流动和套利。不同市场的资金进入和退出机制并不健全，国际和国内市场资本流通不畅。因此股票市场和债券市场的收益率不存在强相关关系，仅仅表现在市场行情即指数的相关关系上。
根据表5的结论，为了更好的发挥证券市场的价格发现和资金配置的功能，提高我国资本市场的效率，我们建议重点发展以下几个方面：（1）积极稳妥地推进股权分置改革，尽快解决国家股、法人股上市问题。上市公司设置国家股、法人股，而且国家股和大部分法人股不能流通，这是我国股市在特殊情况下的产物，它既不符合《公司法》，也不符合国际惯例。国外股票市场的ARCH类模型参数估计之所以趋于合理，其中一个重要的原因是证券市场规模的壮大。因为只有规模足够大，才能避免少数人操纵股市，减少过度投机。我国证券市场还不十分活跃,还存在少数人操纵价格，使股票市场过度波动的现象，这与国家股、部分法人股不能流通这个因素有关。（2）稳定证券市场结构，积极培养一支结构合理的投资者队伍。中国股市存在着过度投机现象，因此，要注意投资者队伍的素质培养，培养一批具有专业投资理念的从业人员，必然可以有效地缓解我国股市严重的投机现象。具体来讲，可以从以下几个方面着手：一是在证券结构方面，要发展大盘股，按照产业政策，对高新技术企业及重点能源、交通、原材料企业，要支持它们上市筹资；二是在需求结构上，要增加机构投资者，组建真正的投资基金，因为真正代表投资者的基金组织都是比较稳定的，一般是以投资为主，而不是以投机为主。（3）政府应避免过多行政干预，让股票市场尽快市场化、法制化、规范化。在完善的金融市场上，政府主要是利用政策手段，制定各种政策法规来影响市场各主体的行为，以达到间接地调控市场的目的。成熟股市的股价由市场自由调节，并且波动时间一般都比较长。每一次大的政策变动，都会引起股票市场短期的剧烈波动，从而助长股票市场的投机行为。政府对股市的管理更应该走上正规化、法制化的轨道，加快建立法治秩序，改善法规体系与司法效率，包括建立能切实保证公司董事和高管人员履行对全体股东的受托责任的法律制度，建立有效的股东权利和债权人权利的保障机制。完善的公司法和证券法是证券市场健康运行的基本先决条件，迄今为止中国证券市场的发展过程证明了这一点。（4）规范证券市场的信息机制，使股票价格能准确地反映股票的真实价值。由于我国股票市场在信息分布、信息加工和信息传递等方面都存在许多不足，市场交易者的行为非理性和大量的噪声交易，使证券市场价格产生剧烈波动，市场信息效率低，无法实现证券市场的价值发现功能、优化资源配置功能。要使股票市场稳定发展，必须规范信息运行机制，构建合理的“信息——预期——价格”机制，严格执行《证券法》，尽快完善现行信息披露制度，使其具有更强的可操作性。应规范上市公司及会计事务所、律师事务所等中介机构的信息披露制度，建立风险内部约束和法律外部制约机制，确保证券市场的基础信息具有充分性、完整性、真实性和可靠性。监管机构应在更广泛的范围对违规进行查处，同时可考虑修改信息披露制度中的处罚条例，加大处罚力度。（5）加快制度创新和制度发展，弥补制度缺口，建立有利于市场发育成熟的制度。要加快产品创新和拓展市场的深度与广度，建立基于市场的金融创新机制，发展多层次、多品种、多渠道的完整市场，循序渐进地放松管制和进行监管改革，促进市场发育，加速经济与金融自由化进程。监管改革主要涵盖两个方面，一是实现监管机构的独立化和专业化，二是由替代市场作用的监管转向推动市场发展的监管。也要加快完善市场主体的治理结构和自律机制，包括执业标准、运作质量、生存能力和竞争力的提升，以及交易所等自律组织和证券公司等市场机构的独立、专业化运作。还要加快推动配套改革支持，包括政商关系再造，推进市场导向的国有资产管理体制改革，推进政府改革与政府职能的转换。（6）加大对外开放力度，促进我国证券市场与国际标准接轨。随着我国证券市场的发展与完善，已经吸引越来越多的境外投资者进入国内进行直接投资，与此同时，也有越来越多的境内公司选择海外上市，伴随资本的大量流动及经济全球化的日益推进，我国股票市场与国际接轨是必由之路。当然，要彻底转轨，需要全社会巨大的、长时期的努力，而不会一蹴而就。
参考文献：
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[4]文忠桥.国债投资的利率风险免疫研究[J].数量技术与经济研究，2005，(8).
篇4
【论文摘要】本文首先回顾了行为股利理论的相关文献，然后在此基础上，选取的A股市~20022007年上市公司作为研究样本，结合股权分置改革，运用行为股利理论探讨我国上市公司现金股利政策影响因素，为拓展行为公司财务在中国股票市场的应用提供了新思路。
【论文关键词】行为股利理论；现金股利；股权分置改革
一、行为股利理论的理论综述
行为股利学派从行为科学角度研究股利政策，改变了传统理论的思维方法和分析方法，极大地拓展了财务学家的研究视野，使得对‘骰利之谜”的阐释进入一个全新的领域。由于行为股利学派是行为财务学在公司股利决策领域的延伸，所以行为股利理论的很多分析方法都来源于行为财务学。
(一)国外行为股利理论文献回顾
Lintner(1956)提出股利行为模型，根据公司公平的观点，即把盈利中的多少返还给投资者是公平的，设定了一个股利支付的目标比率。由于公司管理者认为稳定支付现金红利的公司将受投资者欢迎，存在现金红利溢价，投资者对公司增加和减少现金红利的态度具有不对称性。因此，公司尽可能稳定现金红利支付水平不轻易提高或降低。Shefrin和Statman(1984)在投资者自我控制问题、期望理论和后悔厌恶(regretaversion)的基础上提出了一个解释投资者为何偏好现金股利的模型。现金红利可以使投资者克服自我控制问题。同时，公司支付现金红利有利于投资者从心理上容易区分公司盈利状况，避免遗憾心理，增加投资者的主观效用。这一理论可以说明公司支付现金红利实际上是迎合投资者偏好。Baker和Wurgler(2002)通过放松MM股利无关论的有效市场假定，构建了股利‘‘迎合理论”(cateirngtheoryofdividendso)该理论认为由于投资者通常对公司进行分类，支付现金红利的公司和不支付现金红利的公司被视为两类。投资者对这两类公司的兴趣及红利政策偏好时常变化，进而对股票价格产生影响。公司管理者通常迎合投资者偏好制定红利政策，迎合的最终目的在于获得股票溢价（dividendpremium)。即当投资者对支付现金红利的股票给予溢价时，管理者就支付现金红利；当投资者偏好股票股利，对发放股票股利的股票给予溢价时，管理者就改为发放股票红利。
(二)国内行为股利理论回顾
近年来，国内学者也开始运用行为股利理论，讨论了我国上市公司股利政策的形成机理。陈炜(2003)采用超额收益率的事件研究法，利用深市1995～2002年数据，提出中国上市公司股利支付政策的制定与公司管理层迎合市场和投资者需求有关，某时期市场对某种股利政策感兴趣，则投资者倾向于该种股利政策。黄果和陈收(20o4)运用Baker和Wurgler的投合理论研究认为，中国上市公司管理层根据股票价格所反映出来的投资者的需求，投其所好制定出相应的股利政策以实现公司价值最大化的经营目标。饶育蕾和马吉庆(2004)研究认为，我国证券市场的投资者对现金股利存在心理值域，一旦派现超越这一值域，不仅使企业流出大量现金，而且可能物极必反，引起投资者对恶意派现的猜忌。由于流通股和非流通股并存，也有学者提出上市公司发放股利并没有真正考虑流通股股东的利益。沈艺峰、黄娟娟(2007)认为，在一个中小股东法律保护较弱的市场中，对于股权相对集中的上市公司，大股东存在利用股利剥削中小股东的动机，作为股利供给方的上市公司所制订的股利政策往往只迎合了大股东的股利需要，而忽视了中小投资者的股利需要。
(三)本文思路
由于我国特殊的经济体制、客观环境以及股权分置导致的流通股东与非流通股股东的目标函数不一致，形成了上市公司股利政策的支付水平偏低、分配动机复杂和政策稳定性较差三大特征。股权分置改革之前，国内股票市场中大量国有股和法人股非流通，这使得中国股票市场长期处于供不应求的买方市场状态，造成股市过度投机，短线投资者远多于长线投资者。他们绝大多数对上市公司派现不感兴趣，而是更为关注二级市场上股票价格的涨跌。同时，上市公司的流通股股东持股数量约占总股数的l／3，流通股股东很难对上市公司的股利决策产生影响。而Baker和wurgler的股利迎合理论以及所进行的两个检验的样本都是基于股权相对分散、中小投资者法律保护较好的美国证券市场，他们并没有考虑到类似于在中国等股权相对集中、而中小投资者法律保护又较差的国家里股权结构对上市公司股利政策所产生的影响。目前，股权分置改革已基本完成，在股权分置改革的特殊背景下，运用行为股利理论探讨上市公司现金股利政策据有一定的现实意义。
二、现金股利实证分析
(一)模型建立和样本选取
本文选取中国所有上市公司2002～2007年的年度股利分配政策作为研究样本，剔除了下列上市公司：①含有B股或H股上市公司的样本；②上市公司处于特殊处理(ST或PT)的样本；③在2007年l2月31日之前未完成股权分置改革的上市公司④金融或公共事业行业上市公司的样本；⑤上市公司总资产或净利润小于0的样本；⑥所需变量数据缺失的样本。本文选取每股现金股利作为被解释变量，股权分置改革从根本上对股权结构产生了影响，国内外很多学者在股利政策的研究都表明股权结构是影响上市公司股利政策的重要因素，所以本文将股权结构作为解释变量。为了量化股权结构，本文取了股权结构的两个重要表现形式作为解释变量：流通股比例和第一大股东持股比例。因此，建立以下模型：CDPS=a+bLTBL+cH1+dEPS+eRI+Ⅱ￡PC+gDA+hSIZE+8其中：a为常数项；b—h为回归系数；￡为残差项。
考虑到各公司经营状况差异较大以及不同年份各影响因素对现金股利政策的不同影响，因此，该模型适合本文分析的需要，即通过分别计量股权分置改革前后股利政策与第一大股东持股、流通股比例、盈利能力、现金充裕度等因素之间的关联性并对关联性作纵向比较，来考察股改前后对上市公司股利政策是否有影响。为股权分置改革对上市公司股利政策的影响的理论解释提供进一步的经验证据，控制变量包括每股收益(EPS)、业务收入增长率(RI)、每股现金净流量(EPC)、资产负债率(D／A)企业规模(Size)。
(二)现金股利实证结果分析
1．股改前2002～2005年数据回归分析结果(表1)。
表1显示：(~)AdjustedR—squared达到了0．304，说明模型的拟合度较好；F值较大，说明模型的整体显著性水平也很好。Durbin—Watson值接近2，反映自变量并没有自相关现象。②常数项、第一大股东持股比例（HI）、每股收益(EPS)、企业规模(Size)的t统计值都大于2，且在5％的置信水平上显著。③流通股比例(LTBL)、业务收入增长率(RI)、每股现金净流量(EPC)的t统计值小于2，说明参数非显著可取。
通过上述分析，可以推出股权分置改革前第一大股东持股比例、每股收益和企业规模对每股现金股利都有影响，呈现正相关关系，其中每股收益和第一大股东持股比例对每股现金股利的影响较大。值得注意的是，流通股比例与每股现金股利呈正相关关系，但不显著。由此推断：股改前，流通股比例对每股现金股利的影响甚微，上市公司在发放现金股利时几乎并没有考虑流通股股东这一因素。
2．股改后2006～2007年数据回归分析结果(表2)
2)。表2显示的是股改后流通股比例、第一大股东持股比例、每股收益、业务收入增长率、每股现金净流量、资产负债率、企业规模对每股现金股利的影响的回归分析结果。表2显示：①AdjustedR—squared达到了0．343，说明模型的拟合度较好；F值较大，说明模型的整体显著性水平也很好，Durbin—Watson值接近2，反映自变量并没有自相关现象。②除业务收入增长率、每股现金净流量的t检验值小于2外，其余五个自变量连同常数项的t统计值都大于2，说明参数通过显著性检验，参数显著可取。③回归结果显示，股权分置改革后，流通股比例、第一大股东持股比例、每股收益、资产负债率、企业规模对每股现金股利都有影响，其中第一大股东持股比例、每股收益、企业规模与每股现金股利呈现正相关的关系；流通股比例、资产负债率和每股现金股利呈现负相关的关系。
三、结论及建议
(一)研究结论
从以上分析可以看出，股权分置改革前后，流通股比例与每股现金股利之间的关系发生了显著的变化，由股改前的正相关转为了股改后的负相关，同时参数估计值由股改前的非显著可取变为显著可取。换言之，股改前流通股比例对每股现金股利几乎无影响；而股改后，流通股比例越高，每股现金股利越低，且参数估计值的绝对值增大了2倍，说明股改后流通股比例对每股现金股利的影响更大。股改前后第一大股东持股比例与每股现金股利以及现金股利发放率均呈现正相关的关系，这与先前一些学者提出的我国上市公司存在的大股东侵占中小股东利益和现金股利的‘隧道”效应是相吻合的。但从股改前后参数估计值的比较来看，股改后，参数估计值在减小，即第一大股东持股比例对每股现金股利的影响程度在降低。根据股利迎合理论，以往的股利政策仅仅为了迎合大股东的需要，而不考虑广大中小股东利益的局面有所改观，这说明股改的效应开始体现。
此外，股改前后现金股利和每股收益都表现出正相关的关系，这与先前一些学者得出的现金股利与当期盈余呈显著的正相关关系，随盈利波动现象突出的结论是一致的。值得一提的是，股改前后每股现金净流量、营业收入增长率与每股现金股利关系不显著。说明一方面企业管理者在制定股利政策时并未考虑企业的现金流，另一方面，由于我国证券市场的投机气氛很浓，大部分流通股股东只想赚取买卖差价，获取资本利得，并不关心现金股利的发放，所以企业制定现金股利政策时并未考虑外部投资者是否会看好企业的成长潜力。
篇5
关键词：股票收益率；GARCH模型；统计检验
在风险管理中，我们往往关注的就是资产收益率的分布。许多实证研究表明，金融资产收益率分布表现出尖峰、厚尾的特征。另外,收益率序列还具有条件异方差性、波动聚集性等特点。选择合适的统计模型对金融资产收益率分布进行描述显得尤为重要。
1数据选取
本文实证分析的数据选取上海股市综合指数(简称上证综指)每日收盘指数。考虑到我国于1996年12月16日开始实行涨跌停板限价交易，即除上市首日以外，股票、基金类证券在一个交易日的交易价格相对上一个交易日收市价格的涨跌幅不得超过10%，本文把数据分析时段选择为：1996.12.16-2007.05.18，共2510组有效数据。数据来源为CCER中国经济金融数据库。数据分析采用软件为Eviews5.1。通过对原始序列的自然对数变换，得到上证综指收益率序列，有2509个数据，记为RSH。
2基本统计分析
2.1序列的基本统计量
对称分布的偏度应为等于0，而上证综指收益率的偏度为负值，说明该序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出现正值的概率小于收益率出现负值的概率。另外，已知正态分布的峰度等于3，而上证综指收益率的峰度是8.919924，远大于3，这表明RSH序列不服从正态分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相关性
采用Ljung-BoxQ统计量检验上证综指收益率序列的自相关性。原假设为序列不存在阶自相关。根据上证综指收益率的10阶滞后期的Q统计值及其相应概率值可知，上证综指收益率的相关性并不显著。
2.3序列的平稳性和正态性
为了避免伪回归现象的发生，在建立回归模型之前须对收益率序列进行平稳性检验。采用ADF方法检验RSH序列的平稳性，其检验统计值为-51.7733，远小于MacKinnon的1％临界值，认为上证综指收益率序列不存在单位根，是显著平稳的。这就避免了非平稳性带来的许多缺陷。上证综指收益率序列的D.W.值为1.9705，非常接近于2，表明其残差序列不存在序列相关。
本文使用Jarque-Bera方法对RSH序列其进行正态性检验，检验统计值为3682.735(p=0.000)，概率值足够小以至于必须怀疑原假设的正确性。这也就说明，用正态分布对中国股市收益率的波动性进行描述是不正确的。
2.4ARCH效应检验
大量的实证分析表明，大多数金融资产收益率序列的条件方差具有时变性，即ARCH效应。利用ARCH-LM方法检验残差序列中是否存在ARCH效应。选择滞后阶数为5阶，检验统计值为28.92598(p=0.000)，表明残差存在显著的ARCH效应，至少存在5阶的ARCH效应。这就意味着必须估计很多个参数，而这却是很难精确的做到。在这种情况下，可以用一个低阶的GARCH模型代替，以减少待估参数的个数。
3分布模型的确定
金融时间序列的分布往往具有比正态分布更宽的尾部。为了更精确地描述这些时间序列分布的尾部特征，本文分别运用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型拟合样本数据。
较之其它模型，GARCH-t(1,1)模型的对数似然值有所增加，同时AIC和SC值都变小，这说明GARCH-t(1,1)模型对上证综指收益率序列波动的刻画能力要强于其它模型。对模型中的未知参数进行极大似然估计，得出GARCH-t(1,1)模型为：
均值方程为：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程为：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH项和GARCH项的系数都是显著的，且两项系数之和为0.9592，小于1，满足参数约束条件。另外，系数之和非常接近于1，表明收益率序列的条件方差所受的冲击是持久的，这对所有的未来预测都有重要作用。
4分布模型的检验
模型建立的好坏首先要检验其是否有效的消除原序列的异方差性。另外，基于收益率序列概率积分变换的检验方法，可以检验序列分布与理论分布的拟合情况。对原序列做概率积分变换，然后检验变换后的序列是否服从i.i.d.（ol）均匀分布。一般地对变换后的序列进行BDS检验，以判断其是否是独立同分布。而运用Kolmogorov-Smirnov(K-S)检验则可以检验变换后的序列是否服从均匀分布。4.1残差序列的ARCH-LM检验
对新方程产生的残差序列{εx}进行ARCH-LM检验，以观察是否还存在ARCH效应。选择滞后阶数为1阶，ARCH-LM检验统计值为0.629764(p=0.426)。伴随概率显著不为0，即接受原假设，认为残差序列{εx}不存在ARCH效应。这说明，用GARCH-t(1,1)模型拟合样本数据可以消除序列的异方差效应。
残差εxt的分布为vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根据残差序列的数值，变换为vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度为vx=4.6528的t分布函数，对其进行概率积分变换，得到新序列记为{ut}。新序列{ut}在理论上应是独立同分布序列，且服从(0,1)的均匀分布。因此，本文通过BDS检验、K-S检验对新序列{ut}的分布进行检验。
4.2BDS检验
BDS检验的原假设是序列为独立同分布的随机变量。根据表中的概率值可知，在显著性水平α=0.05下，认为新序列{ut}为独立同分布的变量。
4.3K-S检验
对新序列{ut}进行K-S检验，其检验统计值为0.0175(p=0.4245)，这表明，用新序列{ut}服从独立同分布的(0,1)均匀分布。这也说明了GARCH-t(1,1)模型可以较好的拟合上证综指收益率序列的分布。
5结论
本文对上证综指对对数收益率序列的分布模型进行了实证研究。在现实生活中，金融收益序列分布不仅呈现出偏斜、尖峰、厚尾等特征，还具有异方差的特性，本文首先通过大量的统计检验方法验证了金融时间序列的各项特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滞后收敛性，从而大大减少了参数的个数，提高了参数估计的准确性。在运用正态分布假设的GARCH模型来描述金融收益序列的条件分布时，正态分布假设常常被拒绝，人们用一些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布来替代正态分布假设，从而得到一系列GARCH模型的扩展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依据严密的统计分析方法选择了GARCH-t(1,1)模型描述上证综指对数收益率序列的分布。最后，根据各项模型检验结果说明，用GARCH-t(1,1)模型描述上证综指收益率序列是有充分理由的。
参考文献
［1］高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用及实例［M］.北京:清华大学出版社,2006.
［3］易丹辉.数据分析与Eviews应用［M］.北京:中国统计出版社,2002.
［4］刘仁和，陈柳钦.中国股票市场波动的统计特征分析［J］.现代管理科学，2005,（1）:108~109.
篇6
关键词：股票收益率；GARCH模型；统计检验
在风险管理中，我们往往关注的就是资产收益率的分布。许多实证研究表明，金融资产收益率分布表现出尖峰、厚尾的特征。另外，收益率序列还具有条件异方差性、波动聚集性等特点。选择合适的统计模型对金融资产收益率分布进行描述显得尤为重要。
1数据选取
本文实证分析的数据选取上海股市综合指数(简称上证综指)每日收盘指数。考虑到我国于1996年12月16日开始实行涨跌停板限价交易，即除上市首日以外，股票、基金类证券在1个交易日的交易价格相对上1个交易日收市价格的涨跌幅不得超过10%，本文把数据分析时段选择为：1996.12.16-2007.05.18，共2510组有效数据。数据来源为CCER中国经济金融数据库。数据分析采用软件为Eviews5.1。通过对原始序列的自然对数变换，得到上证综指收益率序列，有2509个数据，记为RSH。
2基本统计分析
2.1序列的基本统计量
对称分布的偏度应为等于0，而上证综指收益率的偏度为负值，说明该序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出现正值的概率小于收益率出现负值的概率。另外，已知正态分布的峰度等于3，而上证综指收益率的峰度是8.919924，远大于3，这表明RSH序列不服从正态分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相关性
采用Ljung-BoxQ统计量检验上证综指收益率序列的自相关性。原假设为序列不存在阶自相关。根据上证综指收益率的10阶滞后期的Q统计值及其相应概率值可知，上证综指收益率的相关性并不显著。
2.3序列的平稳性和正态性
为了避免伪回归现象的发生，在建立回归模型之前须对收益率序列进行平稳性检验。采用ADF方法检验RSH序列的平稳性，其检验统计值为-51.7733，远小于MacKinnon的1％临界值，认为上证综指收益率序列不存在单位根，是显著平稳的。这就避免了非平稳性带来的许多缺陷。上证综指收益率序列的D.W.值为1.9705，非常接近于2，表明其残差序列不存在序列相关。
本文使用Jarque-Bera方法对RSH序列其进行正态性检验，检验统计值为3682.735(p=0.000)，概率值足够小以至于必须怀疑原假设的正确性。这也就说明，用正态分布对中国股市收益率的波动性进行描述是不正确的。
2.4ARCH效应检验
大量的实证分析表明，大多数金融资产收益率序列的条件方差具有时变性，即ARCH效应。利用ARCH-LM方法检验残差序列中是否存在ARCH效应。选择滞后阶数为5阶，检验统计值为28.92598(p=0.000)，表明残差存在显著的ARCH效应，至少存在5阶的ARCH效应。这就意味着必须估计很多个参数，而这却是很难精确的做到。在这种情况下，可以用1个低阶的GARCH模型代替，以减少待估参数的个数。
3分布模型的确定
金融时间序列的分布往往具有比正态分布更宽的尾部。为了更精确地描述这些时间序列分布的尾部特征，本文分别运用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型拟合样本数据。
较之其它模型，GARCH-t(1，1)模型的对数似然值有所增加，同时AIC和SC值都变小，这说明GARCH-t(1，1)模型对上证综指收益率序列波动的刻画能力要强于其它模型。对模型中的未知参数进行极大似然估计，得出GARCH-t(1，1)模型为：
均值方程为：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程为：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH项和GARCH项的系数都是显著的，且两项系数之和为0.9592，小于1，满足参数约束条件。另外，系数之和非常接近于1，表明收益率序列的条件方差所受的冲击是持久的，这对所有的未来预测都有重要作用。
4分布模型的检验
模型建立的好坏首先要检验其是否有效的消除原序列的异方差性。另外，基于收益率序列概率积分变换的检验方法，可以检验序列分布与理论分布的拟合情况。对原序列做概率积分变换，然后检验变换后的序列是否服从i.i.d.（ol）均匀分布。1般地对变换后的序列进行BDS检验，以判断其是否是独立同分布。而运用Kolmogorov-Smirnov(K-S)检验则可以检验变换后的序列是否服从均匀分布。4.1残差序列的ARCH-LM检验
对新方程产生的残差序列{εx}进行ARCH-LM检验，以观察是否还存在ARCH效应。选择滞后阶数为1阶，ARCH-LM检验统计值为0.629764(p=0.426)。伴随概率显著不为0，即接受原假设，认为残差序列{εx}不存在ARCH效应。这说明，用GARCH-t(1，1)模型拟合样本数据可以消除序列的异方差效应。
残差εxt的分布为vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根据残差序列的数值，变换为vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度为vx=4.6528的t分布函数，对其进行概率积分变换，得到新序列记为{ut}。新序列{ut}在理论上应是独立同分布序列，且服从(0，1)的均匀分布。因此，本文通过BDS检验、K-S检验对新序列{ut}的分布进行检验。
4.2BDS检验
BDS检验的原假设是序列为独立同分布的随机变量。根据表中的概率值可知，在显著性水平α=0.05下，认为新序列{ut}为独立同分布的变量。
4.3K-S检验
对新序列{ut}进行K-S检验，其检验统计值为0.0175(p=0.4245)，这表明，用新序列{ut}服从独立同分布的(0，1)均匀分布。这也说明了GARCH-t(1，1)模型可以较好的拟合上证综指收益率序列的分布。
5结论
本文对上证综指对对数收益率序列的分布模型进行了实证研究。在现实生活中，金融收益序列分布不仅呈现出偏斜、尖峰、厚尾等特征，还具有异方差的特性，本文首先通过大量的统计检验方法验证了金融时间序列的各项特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滞后收敛性，从而大大减少了参数的个数，提高了参数估计的准确性。在运用正态分布假设的GARCH模型来描述金融收益序列的条件分布时，正态分布假设常常被拒绝，人们用1些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布来替代正态分布假设，从而得到1系列GARCH模型的扩展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依据严密的统计分析方法选择了GARCH-t(1，1)模型描述上证综指对数收益率序列的分布。最后，根据各项模型检验结果说明，用GARCH-t(1，1)模型描述上证综指收益率序列是有充分理由的。
参考文献
［1］高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例［M］.北京：清华大学出版社，2006.
［3］易丹辉.数据分析与Eviews应用［M］.北京：中国统计出版社，2002.
［4］刘仁和，陈柳钦.中国股票市场波动的统计特征分析［J］.现代管理科学，2005，（1）：108~109.
篇7
做空机制是与做空紧密相连的一种运作机制，是指投资者因对整体股票市场或者某些个股的未来走向（包括短期和中长期）看跌所采取的保护自身利益和借机获利的操作方法以及与此有关的制度总和。
国外特别是发达国家的股票市场一般都有比较完善的做空机制，通常包括主动性做空与被动性做空两种基本形式。主动性做空机制是指投资者预期股票市场价格将要下跌并积极利用这种下跌来获取相应利润的操作行为以及配套的相关制度，具体包括利用信用交易进行卖空和利用股指期货来进行做空。信用交易卖空的基本运作程序是，投资者（保证金空头交易者）以部分现金或有价证券作担保，委托卖出股票时由证券商贷给股票，到期按规定归还股票并向证券商支付利息。在这过程中，融券的数额取决于规定的保证金率，即投资者交付的保证金占融券折合资金额的比例。在利用股指期货卖空中，投资者先是在判断股指将要下跌时卖出股指期货合约，其后待股指下跌时买进以进行对冲。被动性做空机制是指投资者预见到大势或个股未来走向不好的情况下离场观望，即通常所说的卖出股票而持有货币。在主动性做空机制下，投资者进行操作的动机主要是利用财务杠杆，寻求高卖低买的机会以获利（保值也可以看作一种获利），在被动性做空机制下，投资者进行操作的目的之一是避免“套牢”，即股票的市场价格下跌到低于其买价而致使其帐面发生亏损（此时股票虽然没有卖出，但已经失去了进一步操作的灵活性）之二是回避或者减少实际可能发生的亏损。不论投资者的具体动机如何，做空机制实际上都起着降低市场风险的作用。
中国股票市场的做空机制是不完善的，因为它只有被动性做空，没有主被动性做空被动性做空的目的是避险，做空投资者的资金处于闲置状态，资金增值的要求暂时无法实现，因此，投资者一般只在较少情况下才愿意做空卖出股票。与之相对应的是，绝大多数上市公司经营业绩的提高远远滞后于其股票价格的攀升，股票市场整体上仍然是一种典型的“零和”博奕形态，投资者要获利就要不断地低买高卖推升股指，形成强烈的做多愿望。这就使得被动做空的卖方力量经常小于积极做多的买方力量，做空与做多难以形成良性的平衡关系，致使股票市场的风险不断积聚。而且，股票市场上所存在的利益格局通常还会进一步加剧这种失衡：
首先，券商以及其他中介机构倾向于诱导投资者积极做多，因为做空通常会导致价格下降、成交量和成交金额减少，相应地降低其佣金收入。
其次，上市公司从总体上来说往往也有引导投资者做多的意愿，因为这样可以推升公司股票价格、提高其市场形象并进而增加今后能够筹措资金的数量，如配股和增发新股时的价格高低与其市场价格的高低有着非常密切的内在联系。
再次，管理层在某种程度上也有鼓励做多的倾向，因为股指的上升通常会被认为是国民经济形势发展向好的体现，股市的财富效应对经济发展也能在某种程度上起到推动作用。特别重要的是，股市的持续上扬有利于更多的国有企业改制后上市融资，有利于国有股减持，有利于创业板的开设，等等。
最后，股票价格的不断上升、成交金额的不断放大还会给国家提供日益增加的印花税，对改善财政收支结构起到重要的作用。
由此可见，要维持中国股票市场的平稳运行，降低市场风险，就需要改变目前单边做多的市场机制，完善并强化做空机制；短期要以加快信用交易推出步伐为重点，中长期要做好各种基础性工作，适时推出股指期货交易。
二、构建完整做空机制的可行性研究
在我国开展信用交易和股指期货交易首先遇到的是法律障碍，如《证券法》规定股票只能采取现货方式、银行资金流入证券市场受到有关法规严格限制。法律限制信用交易、把期货交易排除在外的主要考虑是防范由此产生的各种风险及风险的扩散，维护金融市场的稳健运行。然而，就股票市场的实际运行情况来看，不规范的信用交易一直存在，往往是监管部门严加查处时收敛一些，风头一过又重新活跃。因此，对信用交易与其采取堵还不如积极疏导。而且，就中国资本市场与货币市场的协调发展、股票市场发展的现实情况和未来需要来看，开展股票信用交易并以此为基础在将来开设股指期货交易的条件也已基本成熟；
首先，广大投资者的风险意识不断强化，自我控制能力日趋提高，为开设股票信用交易、股指期货交易提供了巨大的市场需要。目前6100万投资者当中相当一部分都曾深刻体验过股市赚钱与赔钱的悲喜剧，心理承受能力较前几年明显提高，基本上具备了从事信用交易所需要的心理素质和初步的操作技巧。至于建立在信用交易基础上的股指期货交易也会有巨大的市场需求，因为它可以满足多种市场需要，投资者既可以将其作为一个有更大获利机会的投资品种，也可以用它来为现货交易进行保值。
其次，管理层对市场监管的方向已基本明确，手段也日益成熟，在可预见的时期内股票市场的风险将可能控制在可以调节的范围之内，为开设股票信用交易和股指期货交易提供了良好的运行空间。就近期来看，监管的重点集中于上市公司的规范运行以及对市场操纵行为进行严肃查处上，市场运行规范度较过去显著提高，市场波动的幅度和频率都大大下降。就长期来看，市场化和保护投资者尤其是中小投资者利益已经作为管理层监管市场的基本取向，从根本上结束了过去那种由于监管思路不清晰而陷于市场经常性波动之中的被动情况，今后再次出现因监管政策变化而导致市场激烈动荡甚至逆转的可能性明显降低，股市监管的理性化为股票市场稳健运行提供了制度上的保证，为信用交易和股指期货交易的顺利进行提供了适宜的市场环境。
再次，期货市场的发展为开设股指期货交易提供了基本的市场环境。股指期货作为金融期货的一个重要品种，其运作成功需要有比较完善的期货市场为基础，否则就有可能遭至失败，甚至如过去开设的国债期货一样最后不得不关闭。我国期货业经我国期货业经过多年的清理整顿后，目前即将步入健康发展轨道，其积累的经验和教训将有助于股指期货的顺利推出及平稳运行。
最后，中国股票市场要与国际股票市场接轨，必须引进信用交易和股指期货交易。特别是考虑到中国即将加入WTO，中国金融市场包括股票市场融入世界金融市场的步伐不断加快，我们也必须未雨绸缪，尽可能早地推出股票信用交易方式和股指期货交易方式，以迅速提高我国广大投资者特别是机构投资者管理市场风险的能力。
三、开展股票信用交易和股指期货交易应采取的主要举措
第一，广泛开展股票信用交易和股指期货交易的宣传教育，提高投资者的风险意识、风险控制及处理能力。一是通过券商提供信用交易、股指期货交易的基本运行机制和主要操作技巧，对广大投资者进行信用交易和股指期货交易的基础教育，二是帮助证券市场的主要媒体进行信用交易和股指期货交易的系列讲座，帮助投资者逐渐掌握运用信用交易以及股指期货交易所需的实际操作手段和方法。
第二，建立和健全从事信用交易和股指期货交易的各种规章制度。根据中国证券市场的发展需要，尽快修改《证券法》、《商业银行法》、《期货交易管理暂行条例》等法规，制定《股票信用交易管理办法》、《股指期货交易管理办法》；在编制更加科学合理的全国股票市场价格指数、厘定每一个指数所对应的现金额的基础上，人民银行、中国证监会等监管部门主要应制定如下法规：一是能够提供信用交易和股指期货交易的券商的资格认定。二是制定统一的基本保证金率，并允许券商根据其具体情况在一定幅度内上下浮动。为了保证信用交易、股指期货交易的稳步推进，基本保证金率应遵循先高后低、适时调整的基本原则，特别是对做多保证金率和做空保证金率可以分别规定，以达到引导市场运行的目的。三是规定券商贷放资金的利息率和货放时间，以控制券商信用扩张的能力。四是要求券商交投资者的现金帐户和保证金帐户分类管理，加强保证金帐户的风险控制。可以规定开投保证金帐户的最低资金要求，以及投资者开设信用交易。股指期货交易所必须的最短入市时间。最低保证金要求和最短入市时间也遵循先高后低、适时调整的基本原则。
篇8
论文提要:股权分置改革完成后，我国的资本市场得到极大的发展。公司债券1市场也面临着全新的发展环境，2007年中国证监会正式《实施公司债券发行试点办法》。本文基于新的经济发展形势，探讨公司债券市场发展的必要性、可行性，进而提出发展公司债券市场的建议。
近年来，全球金融形势日益复杂多变，金融危机时有发生，成熟的债券市场，不仅是金融危机的避风港，更是经济的稳定器。我国股票市场自股权分置改革完成以来，实现了制度性变革，得到了极大的发展，然而债券市场特别是公司债券市场的发展依然滞后。为此，本文探讨在当前有利的发展环境下，公司债券市场发展的新契机。
一、发展公司债券市场的必要性
（一）国际上，从金融危机看债券市场尤其是公司债券市场的“备用轮胎”2意义。
1997年爆发的东南亚金融危机，其原因是多方面的，但是这些东南亚国家无一例外都缺乏一个相对有效的资本市场，融资严重依赖银行体系，短期融资（经常是外币融资）过度，期限与币种双重错配。当大量的资本流入突然逆转时，便导致货币和银行危机。在危机发生后，出现资产价格暴跌时，一个发达的公司债券市场能在银行资本基础受到急剧削弱，严重妨碍其放贷能力时，能够作为公司融资的重要渠道，及时跟进，解决企业部门的燃眉之急，进而缓解经济危机的影响。显然东南亚国家由于缺乏由债券市场提供的减震机制，没有债券市场能够为投资者提供资金转移的缓冲区域。
因此，正如戈登斯坦3所指出的那样，新兴国家防范和化解货币错配风险的措施之一就是，应优先发展本国债券市场，鼓励发展可供使用的风险对冲保值工具。金融体系的多样化可以避免金融领域的问题扩展到整个经济领域。从实践来看，危机之后，东南亚各国亡羊补牢，迅速发展了债券市场尤其是公司债券市场。例如韩国、马来西亚公司债余额占GDP比重由1997年29.5％、16.53％上升到2001年的38.2％和31.74％。而我国公司债券市场的发展相对落后。
美国在上世纪80年代初以及80年代末90年代初，曾经发生过两次银行业危机，一次因拉美债务危机而起，另一次源自商业不动产危机。在这两次危机中，美国银行部门遭受了重大损失，其资本基础受到急剧削弱，严重妨碍其放贷能力，此时，美国的债券市场在不同程度上，起到替代银行体系，为企业融资发挥了重要作用。这就是债券市场对银行体系的备用轮胎作用。
（二）在国内，发展公司债券市场是优化资本市场结构、拓宽企业的筹资途径、避免风险过度集中在银行体系、并为投资者提供更多投资工具的有利措施。
目前我国的资本市场已初具规模，但是单一资本市场结构所暴露出来的一系列问题，如投资品种的匮乏和避险工具的缺乏，远远不能满足投资者日益增长的对不同投资品种的需求，也不能满足企业的融资需求。
长期以来，我国企业融资中银行贷款的占比很高，银行体系承担了大量债务风险。银行资金来源短期化，资金运用长期化趋势明显，资产负债期限错配问题严重。由于存在人民币升值预期，资产负债结构中的货币错配现象也逐渐显现。期限和货币的双重错配使得银行体系面临着较大的利率风险、汇率风险和流动性风险，不利于整个国家金融体系的稳定。而公司债券的发行将风险分散到众多投资者身上，且能通过二级市场更好的识别和量化风险变化，因此，公司债券市场能比银行贷款分散更多的风险。
目前我国流动性充裕，而投资者缺乏投资途径，除了低收益的储蓄存款，只有高风险的股票市场和房地产市场，中间没有过渡地带，易受外部冲击的影响。股权分置改革完成后，我国的股票市场由熊转牛，资金大量流入股市，事实证明，非理性的操作导致了股票市场的大起大落，而一个发达的公司债券市场则能充当较好的资金转移的避风港和缓冲地带的角色。
发展公司债券市场，可以形成结构优化的资本市场，促使企业在面对更大的投融资约束时，更理性地选择风险最小、成本最低的融资渠道；投资者在面对这样的市场时才能更加理性地投资和发掘资本价值。
二、发展公司债券市场的可行性
从市场前景出发，与国际资本市场相比，我国的公司债券市场有巨大的发展空间，为了加快资本市场改革发展，国家已经开始着手大力发展公司债券市场，现阶段公司债券市场发展面临着良好契机。
（一）宏观经济的持续高增长率和高储蓄率,为公司债券市场的发展创造了良好的经济环境
中国经济20多年的快速增长引起了世界的瞩目。尽管出现过较大的经济波动，但近年来经济保持了稳定的增长。储蓄水平不断提高，经济保持高速增长。从中长期趋势看，中国金融市场将保持一个宽松的资金环境，这必将推动公司债券市场的大发展。其一：中国经济的持续高增长奠定了保持高储蓄的基础，为债券市场提供充足的资金来源；其二：人口老龄化趋势的加速，预防性储蓄将增加，从而形成对债券市场稳定的中长期需求；其三：需求约束、产能过度是中国经济面临的中长期挑战，从商品市场转移出的资金将转向包括债券产品在内的金融投资；其四：随着对商业银行资本充足率考核逐渐严格，银行资金运用将转向能够节约资本使用的债券投资方面，从而对债券投资形成较为强劲的需求。
（二）公司债券市场面临的微观金融环境有了一定改善
公司债券市场的微观金融环境已在逐渐改善。一是投资主体不断成熟。二是监管理念和制度的创新。以银行间债券市场为例，近年来这一市场之所以产品、交易方式、工具等不断创新，一个重要原因就在于监管理念和方式的变化；三是投资者保护制度逐渐完善，证券投资者保护基金以及保险保障基金已经设立，存款保险制度也在建立之中；四是社会信用体系逐渐改善，信用体系建设近年来获得较快进展。与此同时,信用评级等中介服务也在逐渐规范和发展,这些都为准确披露和评估公司债券的风险创造了有利条件；五是随着金融产品创新的发展，围绕公司债券信用增级以及其它风险管理手段的创新也将不断发展。公司债券作为一种具有信用风险的产品，除了通过信息披露和评级正确揭示风险外，还可借助各种金融产品和工具管理其风险。比如，创立由各类资产支持或担保的公司债券、信用衍生产品(CDO、CDS等)，就可为公司债券的风险管理提供有效手段。
（三）发展公司债券市场的政策力度有了增强
股权分置改革完成以来，股票市场发生了制度性的变革，得到了极大的发展，而债券市场发展缓慢，与股票市场形成了鲜明的对比，这与我国构建多层次资本市场、优化资本市场结构的设想是相悖的。因此，中央经济工作会议提出要提高直接融资比重，指出资本市场的发展壮大，需要特别重视公司债券市场的发展。主管部门在经济发展的良好环境下，适时推出许多鼓励和支持公司债券市场发展的措施。其中2007年7月14日中国证监会正式了《实施公司债券发行试点办法》，为公司债券市场的快速健康发展提供了良好的法律基础，使过去一些束缚公司债券市场发展的制度性因素得到解决，对其发展具有极大的推动作用。
1、市场化定价，利率无限制。债券发行的票面利率由发行人和保荐人(主承销商)通过市场询价协商确定。在升息周期中，公司债在票面利率的设计上，具有更为广阔的创新空间。通过市场机制发现了债券发行人的信用价值，为今后公司债券科学、规范定价提供了参考。
2、发行程序简化。以往公司债券的发行需要经过额度审批和发行审核两道程序，而现在公司债的发行是由证监会主导，采取随报随批的模式，发行审批程序相对简单，审批速度较快。
3、募集资金用途。债券发行募集资金可用于偿还借款、补充流动资金或股权(资产)收购，范围较广。
4、采用了“一次核准，分期发行”的方式，发行时间更为宽泛。一方面可以防止资金的闲置，降低资金使用成本；另一方面，发行人可以根据对市场利率水平判断和资金需求状况，进行有节奏的发行，有利于降低融资成本。
5、同时在固定收益平台和竞价交易系统上市流通。固定收益平台适合机构投资者之间进行大宗债券交易，而交易所原有的交易系统具有实时、连续交易的特性，比较适合普通投资者参与债券交易。多种交易方式的有机结合，满足了不同投资者交易的偏好，可引导建立分层次市场。
6、债券条款设计创新。债券可以对条款设计创新，比如设置回售条款，因此为投资者提供了较大的操作空间，提升了债券的价值，提高了债券的吸引力。
7、可以免担保。原来《企业债券管理条例》第三十六条规定，“发行人在债券发行前应提供保证担保，但中国人民银行批准可免予担保的除外。担保工作经中国人民银行认可后，方可发行债券。”而现在公司债发行无强制性规定。
长江电力2007年第一期公司债券在2007年10月12日在上海证券交易所挂牌上市。长江电力公司债的顺利发行和上市标志着公司债发展进入一个新的阶段。
三、发展公司债券市场的建议
上文中探讨了发展公司债券市场的必要性以及在新的经济环境下，公司债券市场发展的新契机。但是是不是就意味着公司债券市场发展一定能够成功呢？我们看到，虽然在发行制度上，现行法规已经极大地改变了过去受束缚的局面，改善了一些过去导致公司债券市场发展滞后的因素。但是仍然需要制度创新来解决债券的偿付和流动性问题。可以从以下方面解决：一是继续加快国债市场发展，建立一个健全的基准市场，完善基准收益率曲线。二是完善公司治理结构，加强约束机制，发展更多的合格发债主体。三是培育投资者队伍，引进专业机构投资者。四是加快固定收益平台建设，完善做市商机制，建立分层次市场，提高二级市场流动性。五是完善信用评级体系，鼓励本土评级机构的发展。
综上所述，公司债券市场的发展面临着一个较好的时机，公司债券市场的发展，可以改变我国间接融资占主导地位、风险过度集中在银行体系、企业融资渠道匮乏、资本市场结构不健全的局面，因此探讨其发展是具有一定现实意义的。
参考文献:
1.王一萱.《公司债券市场：理论、实践、政策建议》深圳证券交易所网站
2.延红梅.《我国企业债券市场发展缓慢的原因及对策》[J]济南金融2006,(2)
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关键词：股票收益率；GARCH模型；统计检验
在风险管理中，我们往往关注的就是资产收益率的分布。许多实证研究表明，金融资产收益率分布表现出尖峰、厚尾的特征。另外,收益率序列还具有条件异方差性、波动聚集性等特点。选择合适的统计模型对金融资产收益率分布进行描述显得尤为重要。
1数据选取
本文实证分析的数据选取上海股市综合指数(简称上证综指)每日收盘指数。考虑到我国于1996年12月16日开始实行涨跌停板限价交易，即除上市首日以外，股票、基金类证券在一个交易日的交易价格相对上一个交易日收市价格的涨跌幅不得超过10%，本文把数据分析时段选择为：1996.12.16-2007.05.18，共2510组有效数据。数据来源为CCER中国经济金融数据库。数据分析采用软件为Eviews5.1。通过对原始序列的自然对数变换，得到上证综指收益率序列，有2509个数据，记为RSH。
2基本统计分析
2.1序列的基本统计量
对称分布的偏度应为等于0，而上证综指收益率的偏度为负值，说明该序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出现正值的概率小于收益率出现负值的概率。另外，已知正态分布的峰度等于3，而上证综指收益率的峰度是8.919924，远大于3，这表明RSH序列不服从正态分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相关性
采用Ljung-BoxQ统计量检验上证综指收益率序列的自相关性。原假设为序列不存在阶自相关。根据上证综指收益率的10阶滞后期的Q统计值及其相应概率值可知，上证综指收益率的相关性并不显著。
2.3序列的平稳性和正态性
为了避免伪回归现象的发生，在建立回归模型之前须对收益率序列进行平稳性检验。采用ADF方法检验RSH序列的平稳性，其检验统计值为-51.7733，远小于MacKinnon的1％临界值，认为上证综指收益率序列不存在单位根，是显著平稳的。这就避免了非平稳性带来的许多缺陷。上证综指收益率序列的D.W.值为1.9705，非常接近于2，表明其残差序列不存在序列相关。
本文使用Jarque-Bera方法对RSH序列其进行正态性检验，检验统计值为3682.735(p=0.000)，概率值足够小以至于必须怀疑原假设的正确性。这也就说明，用正态分布对中国股市收益率的波动性进行描述是不正确的。
2.4ARCH效应检验
大量的实证分析表明，大多数金融资产收益率序列的条件方差具有时变性，即ARCH效应。利用ARCH-LM方法检验残差序列中是否存在ARCH效应。选择滞后阶数为5阶，检验统计值为28.92598(p=0.000)，表明残差存在显著的ARCH效应，至少存在5阶的ARCH效应。这就意味着必须估计很多个参数，而这却是很难精确的做到。在这种情况下，可以用一个低阶的GARCH模型代替，以减少待估参数的个数。
3分布模型的确定
金融时间序列的分布往往具有比正态分布更宽的尾部。为了更精确地描述这些时间序列分布的尾部特征，本文分别运用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型拟合样本数据。
较之其它模型，GARCH-t(1,1)模型的对数似然值有所增加，同时AIC和SC值都变小，这说明GARCH-t(1,1)模型对上证综指收益率序列波动的刻画能力要强于其它模型。对模型中的未知参数进行极大似然估计，得出GARCH-t(1,1)模型为：
均值方程为：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程为：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH项和GARCH项的系数都是显著的，且两项系数之和为0.9592，小于1，满足参数约束条件。另外，系数之和非常接近于1，表明收益率序列的条件方差所受的冲击是持久的，这对所有的未来预测都有重要作用。
4分布模型的检验
模型建立的好坏首先要检验其是否有效的消除原序列的异方差性。另外，基于收益率序列概率积分变换的检验方法，可以检验序列分布与理论分布的拟合情况。对原序列做概率积分变换，然后检验变换后的序列是否服从i.i.d.（ol）均匀分布。一般地对变换后的序列进行BDS检验，以判断其是否是独立同分布。而运用Kolmogorov-Smirnov(K-S)检验则可以检验变换后的序列是否服从均匀分布。4.1残差序列的ARCH-LM检验
对新方程产生的残差序列{εx}进行ARCH-LM检验，以观察是否还存在ARCH效应。选择滞后阶数为1阶，ARCH-LM检验统计值为0.629764(p=0.426)。伴随概率显著不为0，即接受原假设，认为残差序列{εx}不存在ARCH效应。这说明，用GARCH-t(1,1)模型拟合样本数据可以消除序列的异方差效应。
残差εxt的分布为vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根据残差序列的数值，变换为vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度为vx=4.6528的t分布函数，对其进行概率积分变换，得到新序列记为{ut}。新序列{ut}在理论上应是独立同分布序列，且服从(0,1)的均匀分布。因此，本文通过BDS检验、K-S检验对新序列{ut}的分布进行检验。
4.2BDS检验
BDS检验的原假设是序列为独立同分布的随机变量。根据表中的概率值可知，在显著性水平α=0.05下，认为新序列{ut}为独立同分布的变量。
4.3K-S检验
对新序列{ut}进行K-S检验，其检验统计值为0.0175(p=0.4245)，这表明，用新序列{ut}服从独立同分布的(0,1)均匀分布。这也说明了GARCH-t(1,1)模型可以较好的拟合上证综指收益率序列的分布。
5结论
本文对上证综指对对数收益率序列的分布模型进行了实证研究。在现实生活中，金融收益序列分布不仅呈现出偏斜、尖峰、厚尾等特征，还具有异方差的特性，本文首先通过大量的统计检验方法验证了金融时间序列的各项特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滞后收敛性，从而大大减少了参数的个数，提高了参数估计的准确性。在运用正态分布假设的GARCH模型来描述金融收益序列的条件分布时，正态分布假设常常被拒绝，人们用一些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布来替代正态分布假设，从而得到一系列GARCH模型的扩展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依据严密的统计分析方法选择了GARCH-t(1,1)模型描述上证综指对数收益率序列的分布。最后，根据各项模型检验结果说明，用GARCH-t(1,1)模型描述上证综指收益率序列是有充分理由的。
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