票据市场论文十篇

票据市场论文篇1

摘要：票据市场在货币市场中扮演着重要的角色,它是与实体经济联系最为紧密的市场,它的发展对拓宽企业融资渠道,改善商业银行信贷资产质量,以及加强货币政策的传导都发挥了积极的作用。然而,我国的票据市场发展至今还存在很多问题,这也对货币政策的实行造成了很大的影响。本文基于票据市场存在的问题,对其对货币政策效果的影响进行探讨,并在最后提出相关建议。

关键词：票据市场货币政策信用

一、票据市场影响货币政策传导的理论基础

货币政策是指中央银行为实现既定的经济目标(稳定物价,促进经济增长,实现充分就业和平衡国际收支),运用各种工具调节货币供给和利率,进而影响宏观经济的方针和措施的总合。货币政策的实施需要在一个有效的市场环境内,而货币市场因其能够灵活反映短期资金供给与需求的变化,比较准确的反映出市场信息,成为货币政策的理想实施场所。如前所述,票据市场在货币市场中占有重要的地位,因此通过票据市场对货币政策的传导进行研究,有利于加深对货币政策有效性的认识,同时也可由此找出货币政策传导不利的原因。

在货币政策工具中,再贴现政策和公开市场业务都可以在票据市场中得以实施。再贴现政策是中央银行通过制定和调整再贴现利率来干预和影响市场利率以及货币市场的供应和需求,从而调节市场货币供应量的一种政策措施。公开市场业务则是指中央银行通过买进或卖出有价证券,吞吐基础货币,调节货币供应量的活动。目前,世界各主要发达国家的银行和金融机构都设有功能齐全的票据专营机构,各国中央银行也将公开市场操作和再贴现作为货币政策调控的重要手段,把货币政策直接传导到基层商业银行和企业,并通过票据市场来吸收反馈、调控或修改货币政策。首先,中央银行通过调节再贴现利率和额度,影响人们运用票据进行融资的成本,由此发挥金融宏观调控的作用,调节货币供应量。其次,通过再贴现对象和再贴现票据的选择,直接引导信贷资金的流向,促进信贷结构的调整,从而增强货币政策工具选择的灵活性。最后,通过公开市场业务在票据市场买卖各种票据,进行国民经济的宏观调控,促进商业票据流通,减少资金占用,加速资金周转。因此,票据市场是中央银行运用货币政策实行宏观调控的理想场所。

二、我国票据市场存在的问题及对货币政策的影响

1.票据市场信用制度不健全,影响货币政策的预期目标

我国的票据市场建立之初,市场经济制度才开始建立,信用机制也刚刚起步,在这样的环境下,票据市场的信用状况至今为止仍不容乐观,违约行为时常发生,而且市场上充斥着大量的假票据和克隆票据,为贴现资金带来了很大的安全隐患。目前我国的票据信用形式主要是由银行承兑汇票,其中一个原因便是市场信用制度的不健全,导致票据的买卖双方不得不选择信誉度高的银行作为中介来进行承兑,虽然要付出一定的成本,但同时也得到了较好的安全保障。所以,在我国银行承兑汇票在票据市场中占有很大的比例。

但与此同时,在贴现与承兑的过程中所产生的信用风险转由银行承担。如前所述,当市场上存在假票据或克隆票据时,银行的信用风险将大大增加,进而影响我国金融系统的稳定,出于安全方面的考虑,央行有可能会行使最后贷款人的职责,将资金注入有风险的金融机构,从而维持金融的稳定。但同时这也是一种投放基础货币的行为,导致货币供应量的变化,最终可能会对货币政策的目标产生影响。

另外,在一个具有完善的信用机制的票据市场中,票据的高安全性相对会具有高流动性,而商业银行也倾向于持有这种票据,其持有票据的货币则是从超额准备金中提取的,这样就会降低商业银行的超额准备金率,其他条件不变的情况下,货币乘数增大,进而货币供应量增加。然而由于我国票据市场信用机制的不健全,票据的安全性和流动性都还存在一定的问题,因此商业银行对票据的持有意愿并未达到发达票据市场的水平,所以我国票据市场对货币乘数的影响较弱。

2.票据市场交易结构存在问题,影响货币政策的操作力度

我国票据市场交易主体缺乏,票据种类单一,贴现和再贴现规模小,是票据市场发展以来一直都面临的问题。一个完善的票据市场,可以将供求双方有机地联系在一起,形成相互制约的整体,中央银行通过这样的体系传导政策会得到显著的效果。由于我国票据市场交易主体贫乏,只有企业,商业银行和中央银行,银行要“身兼数职”,且各银行间利益趋同,相互很难制约。而且银行出于其本身对存贷规模的追求,以及不良资产率降低的需要,作为票据交易的一方,很难公正、客观地承担起有效传导货币政策的任务。

票据市场种类单一,市场规模小,直接影响了中央银行通过公开市场业务实施国民经济的宏观调控。进行公开市场业务要以丰富的票据种类和一定的票据规模为基础,以我国目前的票据市场情况来看,除了支票和银行汇票较为普及以外,本票和商业汇票较少,而且商业汇票中一大部分都是银行承兑汇票,银行承兑仍占有绝对的地位。并且,尽管我国近几年票据市场的发展速度加快,但同发达国家比还存在很大差距,票据市场远未达到央行宏观调控所需要的票据规模,不利于公开市场业务的灵活操作。

3.票据市场定位不明确,阻碍货币政策功能的发挥

关于我国票据市场定位的问题,主要争论在于贴现票据是否要严格区分为贸易性票据和融资性票据。在国际上,贴现票据并无贸易性和融资性的区分,各商业银行审查的重点是风险程度。但从我国国情出发,为防范风险,将票据市场限定为发展以真实贸易背景的票据为前提的市场,不支持融资性票据的贴现和再贴现。然而,在实际的操作中,很难区分贸易性和融资性的票据,中央银行也并没有明确的标准和规范的制度,商业银行很难操作,许多融资性票据经过技术操作后进入市场。当然,这也反应了在市场经济下,供需是由市场决定的,融资性票据有其存在的必要性,说明企业的融资需求可以通过票据市场满足。

正是由于我国政策管制和市场客观需要的矛盾,使得我国票据融资波动较大。融资性票据的出现是市场发展的必然,如果我国不明确解决这个问题,势必使商业银行在业务拓展中遇到经营和政策的风险,导致运作不畅,最终中央银行的货币政策的功能发挥也会收到阻碍。

三、关于我国票据市场发展的政策建议

1.完善票据市场的信用机制

票据市场是一个古老的融资市场,其建立的基础就是商业信用,因此一个完善的信用环境是票据市场发展的基础,同时也为货币政策的有效实行提供了必备的条件。但是信用制度的完善是一个漫长的过程,而且有赖于整个社会的经济、法律、道德等因素的改善。而当前票据市场本身应该注意的是信息披露的加强,或者考虑建立票据风险基金,用于参与发行者的违约支付。另外,社会约束措施可以通过建立信用评级机构来执行,负责审核票据市场主体的信用等级,完善信用评级制度,一方面确保票据的安全性、流动性,另一方面可以促进企业重视自身信用的建设。

2.扩大票据交易品种,培育多元化参与主体,健全市场运行机制

票据市场基础是票据业务,因此扩大票据交易的种类和规模,并进行品种创新,是票据市场发展的必要出路。所以,中央银行应该对符合条件中小企业的票据承兑、贴现申请大力予以支持,稳步推进商业银行的汇票业务,扩大票据承兑、贴现量,努力拓宽票据承兑贴现面。另外,鼓励推进融资性票据的使用也是近几年我国票据市场发展的一个重要因素,但我国目前还处在探索使用的过程中,接下来应注重培育和拓展规范、高效的融资性票据市场。

此外,积极发展票据市场的中介机构,培育多元化的市场参与主体,也是我国票据市场应着重解决的问题。

3.积极发挥宏观调控作用,创造有利的发展环境

再贴现是央行执行货币政策的重要工具之一,再贴现率应该体现中央银行的政策意图,如果中央银行希望实行适度从紧的货币政策,则应将再贴现利率定得高于货币市场利率,以引导货币市场利率上行,反之,则应低于当期的货币市场利率,以便引导货币市场利率下行。但我国由2001年开始,再贴现率一再提高,2001年由2.16%提高到2.97%,2004年3月25日,中央银行又将再贴现率由2.97%提高到3.24%,致使再贴现业务量迅速减少,2007年,再贴现率一度上调为4.32%,过高的再贴现率大大限制了票据市场的贴现规模,阻碍票据市场的拓展,实施再贴现政策也没有达到预期的目标,再贴现率过高的问题已成为各界共识,因此,2008年11月27日央行将再贴现率下调到2.97%,以期由此活跃企业间商业票据市场,增强企业间的商业信用,为企业提供更多的融资支持。而票据市场的活跃,则更利于货币政策的有效传导。

另外,在完善法律制度和监管机制的同时,放松政府的过度管制。从法律上规范票据市场的秩序,为金融机构的创新提供法律的保障,建立完善的信息披露机制,以及完备的市场准入和推出机制,对于我国的票据市场是非常必要的。但同时也应该放开对票据市场的过度管制。因为虽然我国票据市场的制度是政府强制推行的,但在现阶段票据市场各方面逐步趋于市场化,政府应为票据市场提供有利的政策环境,建立完善的机制,而不是过度的管制和过多的参与,既由一个创建者转变为一个监管者。只有这样,才有利于票据市场的活跃,提高主体参与的积极性,从而使票据市场自我完善。

参考文献:

[1]张立云.我国票据市场现状分析及相关建议[J].时代金融,2007.1.

票据市场论文篇2

关键词:货币政策;票据市场;传导机制;VAR模型

中图分类号:F822 文献标识码:A 文章编号:1003-5192(2009)03-0044-06

Research of Chinese Monetary Policy Transmission Via Commercial Paper Market

ZHANG Zong-yi, GU Min

(School of Economy and Business Administration, Chongqing University, Chongqing400044, China)

Abstract:Based on the analyzed of the mechanism and feasibility of monetary policy transmission in Chinese commercial paper market, this paper uses VAR (Vector Auto-regression),Granger Causality Tests and IRF(impulse response function) to carry out the empirical analysis of the effect of Chinese monetary policy transmission via the commercial paper market during Dec.2001-Dec.2008 Based on the empirical analysis, this paper put forward some policy countermeasures.

Key words:monetary policy; commercial paper market; transmission mechanism; VAR model

1 引言

票据市场是指票据的承兑和贴现市场,是货币市场的重要组成部分。与同业拆借市场、债券回购市场等其他货币市场相比,票据市场不仅是金融机构进行流动性管理的重要场所,也是企业进行短期融资的重要场所,因此票据市场对货币政策反映十分灵敏。据统计,自2008年9月份人民银行实施适度宽松的货币政策以来,短短三个月时间,票据贴现余额就由9月末的1.49万亿增加到12月末的1.89万亿,其增加额约占同期各项贷款增加额的30%,较好地落实了中央银行的货币政策意图。由此可见,我国票据市场已成为中央银行传导货币政策的重要平台,因此开展对我国票据市场货币政策传导效应的研究,对于进一步发挥我国票据市场的货币政策传导功能、疏通货币政策传导渠道,具有重要的理论和实践意义。

2 文献回顾

早在上世纪90年代,国外一些学者就已经注意到了票据市场在货币政策传导中的作用。Friedman & Kuttner[1]通过实证研究证明,商业票据与短期国债的利差包含了未来实际总产出的有关信息,因此可以将其作为中央银行货币政策操作的中介目标。Kashyap、Stein & Wilcox[2]等认为,紧缩性货币政策会导致企业外源融资结构发生变化,在银行贷款减少的情况下,企业会更多地依靠商业票据进行融资,导致票据市场利率提高。Boschen & Mills[3]运用相量自回归(VAR)模型分析认为,货币政策冲击会对包括商业票据利率在内的多个货币市场变量产生影响,但这种影响持续的时间较短。

与国外相比,尽管国内在货币政策传导机制及效用方面的研究成果较多,但针对票据市场货币政策传导效用方面的研究开展较少,主要研究成果集中在对票据市场在货币政策传导中的作用及存在问题的分析上。唐雪莲[4]分析了我国票据市场对货币政策传导的制约,并就进一步发展票据市场、疏通货币政策传导提出了政策建议。许世琴[5]分析了票据市场在货币政策传导中的作用以及我国票据市场在货币政策传导中存在的问题,并就疏通货币政策传导提出了有关建议。白娜、张亚珍[6]从实务的角度对票据融资快速发展导致货币虚增的过程进行了分析,并对发展我国票据市场提出了相关建议。总体上看,上述文献为系统了解我国票据市场的货币政策传导机制及其对货币信贷运行的影响等提供了很好的参考,但由于均未进行实证研究,有关研究成果难免缺乏说服力。为弥补以往研究的不足,本文将在总结分析票据市场的货币政策传导机制以及我国票据市场发展现状的基础上,运用相量自回归模型(VAR)、格兰杰因果检验、脉冲响应函数(IRF)等计量分析方法,对2000年12月~2008年12月我国票据市场的货币政策传导效应进行实证分析。通过本文研究,希望能为更好地发挥我国票据市场的货币政策传导功能、疏通货币政策传导渠道提供一些理论上的帮助。

3 票据市场传导货币政策的机制及前提

根据传统的IS-LM模型,货币政策是通过利率的变化来影响实体经济的,其作用的发挥可以分为两个阶段:第一阶段是货币政策在金融系统中的传导,即中央银行通过货币政策工具操作改变货币市场利率;第二个阶段是货币政策通过金融系统对实体经济产生影响,即变化了的市场利率对实体经济产生影响。由于票据市场的参与主体包括企业、金融机构和中央银行三方,因此中央银行可以通过票据市场直接将货币政策意图传递给实体经济,实现货币政策的有效传导。根据货币政策在票据市场上的传导过程,可以将其传导机制表示为:货币政策操作票据市场利率票据融资规模总产出。具体为,中央银行通过货币政策操作使票据市场利率发生变化,从而影响企业在票据市场上的融资需求,导致票据融资规模发生变化,进而对企业生产经营活动产生影响,导致总产出发生变化,由此实现货币政策的有效传导。从上述票据市场的货币政策传导机制可以发现,为确保票据市场传导货币政策功能的有效发挥,至少需要具备三个前提条件:一是票据市场具有一定的规模,能够为中央银行货币政策操作提供足够的回旋空间;二是票据市场利率实现市场化,中央银行可以通过货币政策操作影响票据市场利率;三是票据融资是企业重要的融资渠道,票据融资规模的变化会对企业生产经营产生影响。总体上看,目前我国票据市场已初步具备这些条件。

3.1 票据市场发展迅速,市场交易量和存量初具规模

近年来,我国票据市场发展迅速,市场规模不断扩大。票据融资余额和票据交易额分别由2000年的0.2万亿和0.6万亿猛增至2008年的1.9万亿和13.5万亿,年均增幅分别为37%和46%。此外,与同属货币市场的同业拆借市场相比,2000年票据交易额为同业拆借交易额的96%,2008年增至99%。随着票据市场的快速发展,票据市场已成为我国金融市场的重要组成部分,为中央银行货币政策操作提供了较大的回旋空间。

3.2 票据市场利率已初步实现市场化,能较为准确地反映中央银行的货币政策意图

1998年3月,人民银行放开了票据转贴现利率,转贴现利率基本实现市场化,成为继同业拆借利率和债券回购利率后,又一个能灵敏反映市场资金供求情况的利率指标。而同时,票据贴现利率也逐步由主要参照再贴现利率的利率形成机制变为主要参照转贴现利率、同业拆借利率或债券回购利率等货币市场利率的利率形成机制。随着上海银行间同业拆放利率(Shibor)的正式运行,票据贴现利率与Shibor的相关度也不断提高。可见,票据市场利率已基本实现市场化,能较为准确地反映中央银行的货币政策意图,因此中央银行可通过货币政策操作影响票据市场利率,并通过票据市场将货币政策意图传递给实体经济。

3.3 票据融资已成为企业短期融资的重要方式,对企业产出影响较大

与贷款相比,票据融资更为便捷,加上市场化的票据融资利率往往低于管制的贷款利率,因此票据融资逐渐成为企业短期融资的重要渠道。2008年,我国新增票据融资0.7万亿,占企业新增短期间接融资(短期贷款+票据融资)的39%,占各项新增贷款的13%。

3.4 票据经营专业化程度提高,为活跃市场交易创造了条件

随着票据市场规模不断扩大,为防范票据风险,增强竞争优势,近年来我国票据市场出现了明显的经营集中化和专业化趋势。目前我国已初步形成了两种模式的票据市场专营机构,一种是以工商银行为代表设立的全国性票据营业部,另一种是各股份制商业银行设立的票据贴现窗口[7]。作为票据市场的交易主体,票据专营机构通过大量转买、转卖票据,发挥着做市商的职能,有效提高了票据市场交易的活跃性,促进了票据交易价格形成,为票据市场传导货币政策创造了条件。

综上所述,目前我国票据市场已初步具备了传导货币政策的条件,下面我们将对我国票据市场的货币政策传导效应进行实证分析。

4 票据市场货币政策传导效应的实证研究

4.1 实证研究方法

本文将采用向量自回归模型(VAR)对我国票据市场的货币政策传导效应进行实证研究。VAR模型是描述变量间动态关系的一种实用方法,常用于预测相互联系的时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态影响,从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响,是各国学者研究货币政策及其传导效应的常用工具。一般的p阶无约束VAR(记为VAR(p))模型具有如下形式

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+et, t=1,…,T(1)

其中Yt是一个k维向量,p为自回归滞后阶数,et是k维扰动向量,并且et与t-1期及其以前的变量不相关。

根据VAR模型的特点,确定本文的研究思路为:首先,建立包含票据市场利率、票据融资规模和总产出在内的VAR模型,并基于该模型进行协整检验,以确定票据市场利率、票据融资规模和总产出之间是否存在长期稳定的关系;随后,进行格兰杰因果检验,以分析票据市场利率对票据融资规模、票据融资规模对总产出的作用效果;最后,利用VAR模型的动态模拟技术――脉冲响应函数,对票据市场利率对票据融资规模、票据融资规模对总产出的影响进行动态模拟,以更直观的方式比较其传导效应。

4.2 变量选择

根据对票据市场传导货币政策机制的分析,货币政策通过票据市场进行传导的过程为:货币政策操作票据市场利率票据融资规模总产出,因此本文根据该传导过程进行变量选择。从票据市场利率看,由于目前我国尚未形成一个统一的票据市场,市场主体之间的交易以点对点、面对面的询价为主,因此还难以对整体票据市场利率进行统计,因此本文选择与票据市场利率具有较强相关性的同业拆借利率作为票据市场利率的变量。从票据融资规模看,以票据贴现作为其变量。从总产出看,一般是用GDP来度量,但由于我国只公布每季度的GDP数据,没有GDP的月度数据,因此本文以工业增加值来近似代替GDP作为总产出的变量。此外,将居民消费价格指数(CPI)作为进入VAR模型的变量,以解决价格水平在紧缩性政策冲击下不降反升的所谓“价格迷”现象。

4.3 数据来源与处理

本文样本区间为2000年12月~2008年12月,所有数据均为月度数据,所有数据均来源于“中经网统计数据库”。银行间市场同业拆借加权平均利率记为LL;票据贴现利用X-11方法进行季节调整,并作对数处理,记为PJTX;工业增加值经过居民消费价格月定基比指数(基期为2000年12月)调整后得到实际值月度工业增加值,然后利用X-11方法进行季节调整,并作对数处理,记为GYZJZ;居民消费价格指数采用月同比指数,记为CPI。

4.4 平稳性检验

由于大多数经济指标的时间序列都是非平稳序列,对这类时间序列进行回归分析时往往会出现“伪回归”现象,从而导致分析结论无效。因此在进行VAR估计前,首先需要进行平稳性检验。本文采用ADF方法对上述变量的时间序列进行平稳性检验,检验过程中,滞后项的确定采用AIC准则和SC准则,检验结果见表1。检验表明,在1%的显著性水平下,所有变量的水平序列都是非平稳的,而它们的一阶差分都是平稳的,即都是I(1)序列。

4.5 协整检验

根据协整理论,虽然一些经济变量本身是非平稳序列,但它们之间可能存在某种平稳的线性组合,这种线性组合反映了变量间的长期稳定关系,也即协整关系。根据ADF单位根检验结果,由于LL、PJTX、GYZJZ和CPI的时间序列都是I(1)序列,满足协整检验的前提条件,因此可以对它们进行协整检验。本文运用的Johansen多变量协整检验是基于向量自回归(VAR)模型的检验方法,因此在进行检验前,必须首先对VAR模型进行估计。由于我们已确定了VAR模型中包含的变量为LL、PJTX、GYZJZ和CPI,因此需要确定模型的滞后阶数k。综合AIC信息准则和SC信息准则,最终确定k=3。基于该VAR(3)模型进行Johansen协整检验,检验结果见表2。检验结果表明,在1%的显著性水平下,变量LL、PJTX、GYZJZ和CPI的时间序列存在1个协整关系,因此我国票据市场有传导货币政策的可能性。

4.6 格兰杰因果检验

协整检验说明LL、PJTX、GYZJZ和CPI的时间序列之间存在长期稳定的均衡关系,但并不能说明这种均衡关系是否构成因果关系。因此本文将对上述变量进行格兰杰因果检验,从而进一步明确货币市场利率与票据融资规模之间、票据融资规模与总产出之间是否存在因果关系,检验结果见表3。从检验结果看,在5%的显著性水平下,货币市场利率(LL)与票据贴现(PLTX)之间、票据贴现(PLTX)与工业增加值(GYZJZ)之间均存在单向的格兰杰因果关系。检验结果表明:货币市场利率变化会引起票据融资的变化,而票据融资的变化也会引起总产出变化。因此,在我国货币政策的票据市场传导机制是存在的,我国票据市场在货币政策传导中的作用较为显著。

4.7 脉冲响应分析

格兰杰因果检验证明了我国票据市场具备传导货币政策的功能,为了对我国票据市场的货币政策传导效应进行更为直观的分析,下面本文将运用基于VAR模型的脉冲响应函数(IRF)进行分析。IRF描述的是一个内生变量对一个标准单位误差的反应,具体地说,它描述的是在随机误差项上加一个标准差大小的新息冲击后,对内生变量的当前值和未来值的影响。由于各变量进入VAR模型的顺序会影响模型的分析结果,因此本文根据货币政策通过票据市场传导时,各变量发生作用的先后顺序,确定进入VAR模型的变量顺序为:LL、PJTX、GYZJZ、CPI。由于CPI是为解决“价格迷”而进入VAR模型的,因此将其置于GYZJZ之后。

下面,我们基于上述VAR(3)系统进行脉冲响应分析。首先,给货币市场利率(LL)一个Cholesky标准差大小的冲击,得到关于票据贴现(PJTX)的脉冲响应函数图(图1);然后,给票据贴现(PJTX)一个Cholesky标准差大小的冲击,得到关于工业增加值(GYZJZ)的脉冲响应函数图(图2)。在图1和图2中,横轴均表示冲击作用的滞后期间数(单位:月),这里选择时间滞后为24期。图1的纵轴表示票据贴现,实线表示票据贴现对货币市场利率冲击的响应函数;图2的纵轴表示工业增加值,实线表示工业增加值对票据贴现冲击的响应函数。

从图1可以看到,票据贴现在货币市场利率的正向冲击下,前两个月反应不太稳定,但从第3个月开始持续出现负向响应,并在第11个月达到响应峰值,为-2.9%,此后负向响应逐步减弱,到第24个月衰减为-1.5%。这说明货币市场利率的变化对票据贴现的影响是反向的,即货币市场利率提高,票据贴现会减少,反之,货币市场利率降低,票据贴现则增加。

从图2可以看到,工业增加值在票据贴现的正向冲击下,前两个月反应不太稳定,但从第3个月开始持续出现正向响应,正向响应在第24个月达到1.3%。这说明票据贴现的变化对工业增加值的影响是正向的,增加票据贴现能够刺激工业增加值增长,而且作用持续的时间较长,反之,减少票据贴现则会起到抑制工业增加值增长的作用。

脉冲响应函数分析的结论支持格兰杰因果检验的结论,即货币市场利率变化会影响票据贴现,而票据贴现的变化又会影响总产出。同时,通过脉冲响应分析我们可以更直观地看到,票据贴现变化与货币市场利率变化反向,而总产出变化与票据贴现变化同向。可见,我国票据市场的货币政策传导机制是存在的,其作用的路径是:货币市场利率票据融资总产出。

5 结论与建议

5.1 主要结论

通过实证研究得出如下结论:

第一,我国票据市场已初步具备传导货币政策的条件。经过近年来的快速发展,我国票据市场已具备一定的规模,能够为中央银行货币政策操作提供较大的回旋空间;票据市场利率基本实现市场化,中央银行可以通过货币政策操作影响票据市场利率;票据融资成为企业重要的短期融资渠道,票据融资变化会对企业生产经营产生影响。

第二,我国票据市场已具备传导货币政策的功能,并在传导货币政策中发挥了较为显著的作用。实证研究表明,货币市场利率的变化可以对票据市场融资规模产生影响,而票据融资规模变化会导致总产出变化。因此,当中央银行以货币市场利率作为货币政策操作目标时,其货币政策意图可以通过票据市场传导到实体经济中。

第三,票据市场对货币政策反映非常灵敏。由于本文采用了月度数据,从脉冲响应分析中可以清晰地看到票据市场对货币政策反映非常灵敏,因此,当中央银行以票据市场作为货币政策操作平台时,将大大缩短货币政策传导到实体经济的时滞。

5.2 政策建议

根据上述研究结论,为进一步发挥票据市场在传导货币政策中的作用,提出如下建议:

第一,建立统一的票据市场。只有建立了统一的票据市场,才能形成统一的市场利率,达到资源优化配置的目的,也只有在统一的市场上,中央银行才能更好地运用货币政策工具实施宏观调控。

第二,进一步丰富票据市场交易工具。在规范发展银行承兑汇票的同时,加快发展商业承兑汇票,促进商业本票的发展,同时适时推出融资性票据,丰富票据市场的交易品种,扩大票据市场规模,更好地发挥票据市场的融资功能。

第三,积极推动票据市场交易主体多元化。积极推动票据专营机构的发展,培育做市商制度,同时有序推进更多的非银行金融机构、基金管理公司、企业及个人投资者参与票据市场交易,促进票据市场交易主体多元化,提高票据市场竞争效率,以合理形成票据市场价格机制。

第四,充分发挥再贴现利率在货币政策传导中的作用。增强再贴现利率与货币市场利率的联动性,合理确定再贴现利率与货币市场利率、贴现利率、转贴现利率之间的利差范围,逐步理顺价格框架体系,以发挥再贴现利率在票据市场利率形成中的信号作用和引导作用。

参 考 文 献:

[1]Friedman B M, KuttnerK N. Money, income, prices, and interest rates[J]. The American Economic Review, 1992, 3: 472-492.

[2]Kashyap A K, Stein J C, Wilcox D W. Monetary policy and credit conditions: evidence from the composition of external finance[J].The American Economic Review, 1993, 3: 78-98.

[3]Boschen J F, Mills L O. The relation between narrative and money market indicators of monetary policy[J]. Economic Inquiry, 1995, 1: 24-44.

[4]唐雪莲.票据市场发展对货币政策传导的影响[J].银行与经济,2003,(6):31-33.

[5]许世琴.票据市场与货币政策传导的研究[J].生产力研究,2004,(7):51-52.

票据市场论文篇3

 【关键词】 非流通股解禁 托宾q值 供求关系 股票市场估值中枢

一、前言

2005年的股权分置改革和2006年开始的非流通股解禁是为了解决我国股票市场中股权分置这一制度性问题而进行的创新。股权分置这一制度性缺陷造成了金融资本与产业资本的割裂，使占总股本三分之二的非流通股不具备流动性，股权分割为价格悬殊的流通股和非流通股，撑起了高市盈率的流通股价总体水平。股权分置改革以及非流通股的逐步解禁使得原来不能在二级市场流通的法人股可以公开在二级市场减持与流通。这就打通了金融资本与产业资本之间相互转换的渠道，开启了国内a股市场金融资本和产业资本之间的套利机制。

经济学奖得主詹姆斯·托宾（james tobin）在1997年所著的《货币、信贷与资本》指出，q是指市场价值mv与重置成本rc的比率，即q=mv/rc，q比率决定了厂商的投资水平。托宾q值事实上就是股票市场对企业资产价值与生产这些资产的成本的比值进行的估算。高q值意味着高产业投资回报率，此时企业发行的股票的市场价值大于资本的重置成本，企业有强烈的进入资本市场变现套利动机。当q值较大时，企业会选择减持后将金融资本转换为产业资本；而当q值较小时，企业会将产业资本转换成金融资本，即继续持有股票或选择增持股票。

我国上市公司的托宾q值的高低将决定产业资本与金融资本转换策略和解禁后非流通股股东的行为，进而改变股票市场供求关系。市场供求关系的失衡将导致股票价格的波动，直到市场整体价格水平调整到一定合理区域后供求关系将达到的新的平衡。本文目的在于利用托宾q值实证分析非流通股解禁对我国股票市场估值水平的影响，判断现阶段我国资本市场估值中枢的变化趋势。

二、实证分析设计

研究前提假设，一是我国股票市场达到了弱式有效或市场有效性逐步增强。在有效市场中，股票的价格是围绕价值波动的，市场价格是真实价值的无偏反映。二是托宾q值（以市价估算）偏高的情况下，原有非流通股股东抛售意愿强烈，市场供求失衡后将会寻求股票价格和交易量的新均衡。三是在有效股票市场中，市场整体价格水平的调整是市场估值回归于公司内在价值的必然过程，是市场对此前估值水平过高的一种修复。

本文以我国a股市场中证100成份股为研究对象，实证分析非流通股解禁对股票市场估值水平影响。根据戈登模型估算的各样本股票价值与其净资产的比值，统计样本股票理论托宾q值集q1；再根据各样本股票市值与其净资产的比值，统计样本股票市价托宾q值集q2；在此基础上对q1和q2进行对比分析。

以全部a股公司总市值合计与净资产合计的比值来估算a股市场托宾q近似值，并且统计出从1993年至2008年4月18日q值的变化情况和2008年4月18日国际主要股票市场同期的市价净资产比率（托宾q近似值）的平均值。然后把我国股票市场整体q值和样本股票托宾q值的算术平均值分别与国际市场托宾q值横向对比分析。

根据戈登（gordon）提出的股票估值模型，股票的价格等于未来现金股利的折现价值。假设股票未来的每股赢利以固定增长率g增长，分红时的派现率为固定比例k，这样，股息也将以固定增长率g增长。再假设投资者的股权期望收益率为市场无风险利率和股权风险溢价erp之和。则股票价格为：

 股改对上市公司分红派现的提振作用在2006年报中充分显现。多数上市公司在股改方案中附加了分红承诺，履行这些承诺将对上市公司中长期的经营行为构成约束，客观上使得上市公司在承诺履行期内保持业绩的持续稳定增长和较高的分红派现比例，而且蓝筹公司始终保持了比较高的派现比率。因此，本文的研究中取k为45%。

股票估值的本质是将未来收益折现，所以这里采用流动性较好的中长期国债的到期收益率作为市场无风险利率。rf取2007年12月最新10年期记账式特别国债（八期）的票面年利率，为4.41%。

2005年、2006年和2007年我国股票市场每股收益增长率都是大幅增加，其中2006年超过40%，2007年为41.46%。根据北京大学宋国青教授（2003）的研究，我国经济的黄金增长时期已经持续了25年，并且这种高速增长还将持续20年，至少前10年gdp的增速应该在8%以上。本文谨慎的只取g为7.48%。

在本文中，erp采用周游的研究结果6.02%。

综上所述，戈登模型中各变量赋值如表1。

根据戈登模型得到各样本股票价值pt，统计出样本股票理论托宾q值集q1。再根据样本股票2008年4月18日市价p，统计市价托宾q值集q2。样本股票（601001）当日停牌，取前一个交易日的市价；而样本股票（600887）由于异常变动，年度为负，取上一年度数据为et。

三、实证结果分析

1、样本股票理论托宾q值集q1与市价托宾q值集q2对比分析

根据戈登估值模型估算样本股票理论托宾q值集q1，即各样本股票戈登模型估值与其净资产的比值的集合。再根据2008年4月18日样本股票市价估算样本股票市价托宾q值集q2，即各股票市值与其净资产的比值的集合。其算术平均值参照表2。

从样本股票市价托宾q值集q2与样本股票理论托宾q值集q1的对比中，q2算术平均值远高于q1算术平均值。

 从样本股票托宾q值取值的分布来看，q2中数值主要集中在偏高的q值区域：86%的大于等于2；41%的大于等于4；15%的大于等于6。而中数值相对处于偏低的q值区域：32%的小于2；88%的小于4。现阶段，样本股票中81%的上市公司的市价托宾q近似值高于用戈登模型估算的理论托宾q值；市价托宾q近似值集q2中数值整体上明显高于理论托宾q近似值集q1中数值。样本股票托宾q近似值集q1和q2数值分布如图1。

在研究的样本中，截至2008年4月18日，按市价估算的托宾q近似值中有86%大于等于2，41%大于等于4。另外，根据平安证券课题组的研究结果，截至2008年4月10日，整个a股市场中的行业或公司个体，90%以上的公司的市价托宾q值都在2以上，69%以上的公司q值在3以上，46%以上的公司q值在4以上。这说明样本股票市价托宾q值较理论托宾q值整体上要明显偏高，整个市场中的市价托宾q值也明显偏高。

2、样本股票、a股整体市场和世界主要市场托宾q值横向对比分析

对样本股票、a股整体市场和世界主要市场托宾q值进行比较，如表3。

（数据来源：平安证券课题组《“大小非”减持的影响及对策》。）

至2008年4月18日，国际市场托宾q均值为2.63，样本股票按市价所得市价托宾q近似值集q2的算术平均值为4.46，高出国际市场均值69.6%。而同期，样本股票理论托宾q值集q1的算术平均值为2.64，仅高出国际平均标准0.4%。

从1993年至2008年4月18日，我国a股市场托宾q近似值（即全部a股公司总市值合计与全部a股公司净资产合计的比值）与上证指数变化趋势总体情况如图2所示。从图中可以看出，q值大体在2～5之间波动，最近16年的平均值约为3.4，托宾q值与上证指数自2005年以来的变化趋势保持一致。在开始股权分置改革的2005年，我国股票市场托宾q值达到最低点为1.66，而在市场指数创新高和市场整体价格水平偏高的2007年则达到历史峰值6.38。至2008年4月18日，q值回落至3.82，较历史均值仍高12%。如果把同期国际主要股市平均的托宾q近似值作为基准，则a股市场整体托宾q近似值约较国际基准高出45%。

四、结论

在本文研究前提假设的基础上，综合上述实证分析，可以看出样本股票和我国整体股票市场现阶段市价托宾q值严重偏高，以戈登模型估算的理论托宾q值接近于国际水平。托宾套利机制形成后，我国股票市场市价托宾q值有可能逐步回归于国际平均的托宾q值水平（相当于是以戈登模型估算的理论托宾q值水平）。进而，随着非流通股的逐步解禁，产业资本与金融资本的套利通道打开了。在托宾q套利机制作用下，股票市场供求严重失衡，上市公司股票价格将会不断下行，寻找股价与交易量的新的均衡，新均衡的市场整体价格相对于解禁初期是呈下降趋势的。

有效市场中股票的价格是围绕其价值波动的，市场价格是真实价值的无偏反映。在有效的资本市场中，只有市场估值中枢的下移才会使市场整体价格水平呈下降趋势。考虑到我国股票市场达到了弱式有效或者说是市场有效性在逐步增强，从2007年10月到2008年6月的市场下跌是供求严重失衡后市场估值体系重构过程中对市场估值水平过高的一种修复，即是市场估值中枢下移回归于公司内在价值的必然过程。

通过样本股票、a股整体市场和世界主要市场托宾q值实证分析，可以得出如下三个结论。

 一是样本股票市价托宾q值集q2中数值整体上远高于样本股票理论托宾q值集q1中数值；而a股市场整体托宾q近似值远高于国际主要股票市场托宾q值平均值。综合来看，我国股票市场现阶段市价托宾q值（股票市值与其净资产的比值）偏高。

二是在托宾q值偏高的前提下，非流通股的逐步解禁使得产业资本与金融资本的托宾套利机制形成，进而导致市场供求关系严重失衡。

三是股权分置通向“全流通”的过程也是我国股票市场估值体系重构的过程。在托宾q值严重偏高的前提下，非流通股的逐步解禁使市场供求关系严重失衡，市场估值体系将重构，我国a股市场估值中枢将呈逐步下行趋势。

【参考文献】

[1] 詹姆斯·托宾：货币、信贷与资本[m].大连：东北财经大学出版社，2000．

[2] 吴晓求：股权分置改革后的中国资本市场[m].北京：中国人民大学出版社，2006. 

[3] 平安证券课题组：“大小非”减持的影响及对策[j].证券市场红周刊，2008（20）.

[4] 刘蓬勃：中国股票市场弱式有效的实证研究[j]．世界经济情况，2006（8）．

[5] 戴晓凤、杨军、张清海：中国股票市场的弱式有效性检验：基于单位根方法[j].系统工程，2005（11）.

票据市场论文篇4

关键词：CAPM模型中国股市实证检验

1、文献综述：

西方早期的检验多为支持CAPM模型。Black、Jensen和Scholes在1972年对纽约证券交易所1926年至1965年期间的所有股票数据进行了实证检?3，他们的计算结果和零β资本资产定价模型相一致，他们估计证券市场线上没有非线形的证据，斜率为正且不可能为零,但同时也发现，非系统风险对收益率有影响，低β股票收益率高于CAPM的预测值，而高β股票收益率却低于CAPM的预测值。

近些年，中国经济学界也对CAPM模型的适应性检验做了很多尝试，这其中有，阮涛、林少宫(2000)1利用上海股票市场的四十支股票对上海市场进行了模型的实证研究，否定了CAPM在上海证券市场上的有效性。

靳云汇、刘霖(2001)2关于中国股票市场CAPM的实证研究表明无论是否存在无风险资产，都不能否定用以代表市场组合的市场综合指数的有效性。但是，股票收益率不仅与β之外的因子有关，而且与β之间的关系也不是线性的。

2、数据的选取与检验方法：

2.1、数据的选取

2.1.1、股票的选取

本文选取的时间范围是从1995年到2010年，采用沪深A股市场月度数据。股票数据来源于万德数据库。

2.1.2、市场指数的选取

2005年以前选取沪深综合指数的平均数，以后选取沪深300指数。综合指数来源于锐思数据库，沪深300指数来源于万德数据库。

2.1.3、无风险利率的选取

本文选取的无风险利率主要是三个月居民定期存款利率，由于1996年5月份以前找不到该利率，故使用一年期居民定期存款利率转化成月度利率后作为替代无风险利率。数据来源于锐思数据库。

4、结论

本文通过对中国A股市场50只股票的时间序列以及横截面检验，可得如下结论：中国股市对系统风险的分散效果较好，但还不成熟；系统风险对股票的收益率的影响较显著，但不呈现线性关系。CAPM模型目前还不完全适用于中国股市。（作者单位：江西财经大学）

参考文献：

［1］阮涛、林少宫,CAPM模型对上海股票市场的检验，《数理统计与管理》，2000年7月，第2期第19卷

票据市场论文篇5

[关键词]山东上市公司资本结构市场时机理论

市场时机理论认为：股票高估时企业会选择发行股票，股票低估时企业会选择回购股票，对企业来说并不存在最佳的资本结构。本文利用市场时机理论讨论股票价格对资本结构的影响。

一、研究设计和样本选择

1.研究设计

本研究主要考察股票价格对资本结构的影响，本文分以下两个步骤进行回归分析：

首先单独分析股票价格对资本结构的影响，然后加入公司规模、盈利能力、公司担保价值三个控制变量，检验股票价格对资本结构的影响是否还有解释作用，回归模型如下：

其中：D：账面总借款

A：账面总资产

M：每股股票价格

B：每股资产账面价值

PPE：固定资产账面价值

EBIT：息税前利润

2.样本选择

本文选用了1994年～2006年上市的山东省上市公司为样本，其数据均来源于CSMAR数据库。剔除了金融公司、st公司、pt公司等数据异常或缺少数据的公司，共得到62家上市公司的数据。

二、实证检验及结果分析

在不考虑其他影响资本结构的因素的情况下，研究不同上市年度股票价格对资本结构影响的变化，以回归模型进行回归分析。我们以每个上市公司IPO时间为一个时点，对每个时点的上市公司横截面数据进行回归,发现只有在IPO当年和IPO后第一年股票价格对资本结构具有显著的负影响，在其他年份均没有显著的关系。

为了更进一步分析股票价格对资本结构的影响，加入公司规模、盈利能力、公司担保价值为控制变量，进行回归，结果见表。

市值与账面值比（M/B）在IPO当年和IPO+8年与资本结构呈显著的负相关关系，在IPO+1年却与资本结构呈显著的正相关关系，在其他年度与资本结构的关系均不明显。这说明，在山东上市公司中没有发现显著的市场时机选择行为，然而山东上市公司近十年的平均市盈率为73倍，公司管理者却没有充分利用市场对股票价格的高估状况。山东上市公司的近十年加权平均平均收益率为4.36%，而《公司法》对上市公司增发的条件是最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6%，山东很多上市公司没有达到增发的要求。而且，在IPO+8年，我们可以看到，M/B与资本结构呈显著的负相关关系，符合市场时机理论。可见，再融资政策没有消除市场时机的基本存在特征，但却从市场外部对企业融资条件设置了制度性限制，影响了市场时机对企业融资选择的作用机理。山东上市公司受到再融资政策的限制导致M/B没有显著地影响公司的资本结构，再融资政策约束下的市场时机没有对企业的融资行为产生影响，在IPO后的7年里，普遍的股权融资偏好并没有转变为现实的融资结果。

三、结论

随着股票价格高低水平的变化，企业存在融资时机或融资窗口，总体来看企业并不存在最佳资本结构，发行被高估的股票可以获得市场时机选择的好处，所以当市场非理性表现为高估股票时，企业应该发行适量的股票，争取足够的现金流，投资于合适的项目。

参考文献：

[1]汤海容张凤:股票市场时机选择与资本结构[J].统计与决策，2006，（4）

[2]蒋培宇:山东重启“融资门”[N].21世纪经济报道，2006年9月20日第012版

票据市场论文篇6

【关键词】MFDFA；分形市场理论；股票市场

一、引言

分形理论的出现打破了投资者完全理性的假定，否定了金融市场完全符合正态性、线性的假设，比有效市场理论更具有一般性，并且能够对股票市场的异常现象做出解释，分形理论的这种非线性分析方法逐渐成为金融理论研究的趋势。

分形特征主要是指长期记忆性（持续性）、长期相关性，也就是说今天的事件将影响未来的事件，这反映了事件的持续性和可预测性，分形分析是通过具有时变性的参数如尺度函数、广义指数、广义分形维、局部指数和奇异多重分形谱等来刻画金融时间序列的局部分形特征，将会更加真实地表述股票的价格或收益率变化的复杂统计特征。

二、研究现状

伴随着金融市场全球化趋势的深入，国外学者已经开始了包含分形理论在内的各种非线性理论的研究，我国学者对于分形理论的研究起始于20世纪90年代后期，主要集中在对股市有效性的实证检验和我国股市分形特征的系统研究。我国的张维和黄兴（2001）、崔振南和张慎峰等（2003）、范英和魏一鸣（2004）、杨一文等（2003）也开始利用R/S分析方法对我国证券市场进行了实证分析，均证明了我国股市的长期记忆性的存在。

本文主要运用了多重分形消除趋势分析方法(MFDFA)对上海股票市场进行了分析研究，以上海股票市场的市场日收益率、周收益率、月收益率数据做为研究对象，纵向的比较了上海股市在不同的时间区间上的分型特征以及在时间上规律性和波动性。本文与前面的学者进行的研究不同之处或者说是改进之处在于：

1.样本区间的扩大。数据采样区间扩大，时间跨度为20年，比前面学者所用的数据区间多。多重分形分析方法实证的有效性不在于数据点的多少，而在于数据区间的长短，从后面本文实证研究的循环周期可以看出，本文的实证所用的时间区间比前面学者所用的更加有效。

2.数据处理、分析角度的不同，本文从纵向角度研究了上海股票市场日收益率、周收益率、月收益率的分型结构，找出了上海股市在不同时间增量上的收益率的不同分形特征，并根据它们的变化趋势，通过对比找出了上海股市分型结构的时间特征。

三、运用MFDFA分析方法对中国股市进行研究

本文主要利用多重分形消除趋势分析方法（MFDFA）法，对上海股票市场的日收益率、周收益率、月收益率序列进行实证分析，以验证上海股票市场的分形特征。文中的日收益率为等权平均市场日收益率，市场收益基本计算公式为：

采用中国股市最有代表性的上海股票市场的日收益、周收益率、月收益率的数据序列进行实证分析，以验证上海股票市场的多重分形特征的存在性和时间敏感性，三个收益率均采用的是1991年1月21日至2011年9月30日的数据序列。根据上述MFDFA方法的步骤，取q=-3，-2，-1，1，……10，n=1，2，3，4，分别对沪市的日收益、周收益率、月收益率序列进行多重分形分析，在95%置信度下的广义Hurst指数的拟合结果见下表1。

（一）上海股票市场分形特征实证分析

1.当时，对于给定的阶拟合多项式，上海股票市场的日收益率、周收益率、月收益率的广义Hurst指数都大于0.5，因此收益率序列都具有长程相关性特征，这也与以前学者分析的单分形结果相吻合。对于给定的n阶拟合多项式，收益率的广义都随着q的增大而减小：从上面三个图可以看出收益率序列都表现出了多重分形特征，不能用简单的单分形进行描述。

2.当q>0时，h（q）估计值的拟合误差均较小，当q为负数或较小正数时，广义Hurst指数H（q）>0.5，此时收益率的小幅波动的影响被放大，呈现出收益率序列中长程相关性的一面，突出了市场内在因素的作用；当q为较大的证书时，广义Hurst指数H（q）

3.上海的股市确实存在分形结构，当然也就存在长记忆性。从上面的表格可以看出，不管是日收益率还是周、月收益率，它们在不同的时间增量收益率上赫斯特指数都是大于0.5的，所以分形结构的存在是明显的。

（二）上海股票市场收益率序列时间特征分析

1.对于给定的n和q，月收益率序列的h（q）值大于周收益序列的h（q），日收益率序列的h（q）均小于月、周收益率序列。月收益率序列的相关程度最高，周收益率序列其次，日收益率序列的相关程度最低，从而说明上海股票市场月收益率序列的波动程度最低。这就说明股票收益在短期内波动比较厉害，随着时间的增长，股票的收益趋于稳定。另外，从图1到图3可以看出，三个收益率序列在q>0时，广义Hurst指数相差不大，上海股票市场三个收益率序列在3阶拟合多项式时较好。这就说明上海股市不同时间增量收益率的稳定性是不同的，这种稳定性随着时间增量的增加而增加。从日到周、月，上海股票市场收益率序列Hurst指数都是在不断增加的，日收益率序列从0.531到0.701、周收益率序列从0.7793到0.9135、月收益率序列从0.7793到1.0335。

2.中国股市存在非周期循环，也就是记忆消失的期限。从上面的回归图及统计表格可以看出，收益率的循环存在两个周期，一个周期循环在为320个交易日，这种现象在日和周收益率上表现的比较明显。另外一个周期循环大约为1200个交易日，这应该与我国的社会主义市场经济体质有关，受宏观调控影响比较大，股市一般是超前于经济形式而发生变化，这一点在这里体现的十分明显。

四、结束语

上海股票市场的多重分形结构的存在意味着日、周和月收益率的波动均呈现出一种非线性变化。这种非线性变化呈现出随机性和不确定性的背后却有着内在的相关性。上海的股票市场并不是一个有效的市场.对于这种现象的解释是:人们对于信息的反应有一个延迟，信息的到来并没有直接反应到价格里，投资者在趋势十分明显之前忽略了信息，然后以累积的方式对所有以前忽略的信息作出反应，这意味着人们以非线性的方式对信息作出反应，同时意味着现在受到了过去的影响。另外，从长期来看，月收益率具有更高的稳定性，收益率中两个循环周期明显是针对宏观调控政策变动，这也可以说是中国计划的市场经济的优越性的体现。

参考文献

[1]张维,黄兴.沪深股市的R/S实证分析[J].系统工程,2001(1):2-5.

[2]崔振南,张慎峰,吴育华.上海综合指数的R/S分析[J].数量经济技术经济研究,2003(10):104-107.

[3]范英,魏一鸣.基于R/S分析的中国股票市场分形特征研究[J].系统工程,2004(11):46-51.

[4]杨一文,刘贵忠,蔡毓.基于模糊神经网络和R/S分析的股票市场多步预测[J].系统工程理论与实践,2003,23(3):70-76.

票据市场论文篇7

【关键词】有效市场假说;股票收益;账面市值;成交量

一、引言

有效市场假说的研究起源于路易斯巴舍利耶(Bachelier，1900)，他从随机过程角度研究了布朗运动以及股价变化的随机性，并且他认识到市场在信息方面的有效性：过去、现在的事件，甚至将来事件的贴现值反映在市场价格中。他提出的基本原则是股价遵循公平游戏模型。Fama(1970)在总结了前人的理论和实证的基础上，并借助Samuelson(1965)的分析方法和Roberts(1967)提出的三种有效形式，提出并深化了有效市场假说。

二、有效市场假说中的两种理论假设

根据芝加哥大学著名教授Fama所总结的有效市场假说，若市场是有效的，当前股票的成交量对股票未来收益率是没有预测作用的。因此，在以有效市场假说为理论基石的CAPM等传统资产定价模型中，成交量是不被考虑的因素。但是在投资管理的实务领域，以股票的成交量作为研判未来股票价格变化的依据，则是证券分析中的一个重要工具。近年来，学界对这些问题争论颇多，并逐渐形成两种理论假说来解释实证结果，即Campben，Grossman和Wang(1993)提出的资产配置假说，以及Morse(1980)提出的信息不对称假说，而Llorente，Michaely，Saar和Wang(2002)则试图将上述两种看似矛盾的理论假说统一起来形成资产配置与信息不对称统一假说。

(一)资产配置假说

Campben等(1993)的实证研究发现，高成交量交易日的股票收益率更易在随后交易日中表现出反转。他们提出了基于投资者资产配置的理论模型对此进行解释：非股票资产风险收益关系的变化导致投资者进行资产比例的重新配置(Hedgingtrades)驱动成交量的变动，例如股票以外的其他资产的收益下跌，使得投资者增加股票投资的比重，从而导致成交量放大，可见成交量变化仅仅表示其他资产收益相对于股票收益的变化，而且由于这种成交量的变化并不表明股票的基本价值发生变化，因此成交量的变化是暂时的，未来股票收益将会反转，即：股票以外其他资产收益下降导致投资者大量买入股票，从而成交量增加、同时股价上升，但一旦资产配置结束，股价将会下跌，回复到基本价值。

Conrad等(1994)采用周收益率数据，基于股票成交量构造投资组合，研究交易策略的盈利性，实证结果支持了Campbell等(1993)的假说：本周成交量较高的股票，在下一周股价出现了反转;相反，本周成交量较低的股票，在下一周股价则保持惯性。

(二)信息不对称假说

Mooe(1980)认为，股票交易的发生是由于拥有内幕信息的投资者与不知情的投资者之间对股票价值的不同判断所致，因此信息不对称程度越高，股票交易越活跃，股票成交量也越大。可见，成交量高低就表示未公开信息的多寡，未公开信息越多，则随着信息的公开，未来股票收益将呈现于惯性，即原先股价上涨的股票未来继续上涨、原先股价下跌的股票未来继续下跌。其实证结果显示，股票成交量与后一交易日股票超常收益率的绝对值显著正相关。

Stickel和Verrecchia(1994)发现，若股票在季度盈余公告日的成交量较小，则后一交易日的股价往往发生反转，反之，若季度盈余公告日的成交量较大，则后一交易日的股价倾向于保持惯性。他们认为，这是因为成交量越大，股票交易由内幕信息拥有者驱动的可能性越大，故股价越倾向于保持惯性。

三、与有效市场假说背离的市场异象

20世纪80年代以来，国外学者在金融学实证研究中发现了许多与有效市场假说背离，主流数理金融理论无法解释的市场异象，账面市值比效应就是其中之一。账面市值比效应是指股票投资收益与公司账面市值比正相关，即投资于高账面市值比公司的股票能够获取较高收益，而投资于低账面市值比公司的股票通常收益较低。对于账面市值比效应成因的解释存在很大分歧，一种观点认为原因在于风险因素无法观测，另一种观点则认为原因在于定价偏误。低账面市值比公司多为成长型公司，投资者将其股票称为成长型股票;高账面市值比公司的股票通常被称为价值型股票。在账面市值比效应研究中，价值型股票因具有较高投资价值受到更多关注，而收益率水平较低的成长型股票往往被忽视。通过对成长型股票收益率的观察可以发现，尽管其整体表现弱于价值型股票，但投资其中一些股票却可获得很高的收益率。传统的财务报表分析通常依据未完全反映在股价中的信息分辨事后赢家和输家，很难确定这种分析对成长型股票是否有效，因为成长型公司往往因宣传或近期较好的市场表现而受到偏离基本面的价值高估。研究发现，市场往往对成长型股票的当前基本面进行自然外推，或者忽视前期投资对未来收益的影响。

四、资本市场中的争论

20世纪80年代以前，经典金融理论以有效资本市场假说为基础，认为公司股票价格能够快速、准确地反映所有信息，任何利用已公开信息的投资策略都不可能获得超额收益。从上世纪80年代开始，学者们逐渐发现许多与CAPM模型预测不一致的异象或迷。Basu(1977)首先提出了市盈率比效应，他在实证研究中发现低市盈率的股票比高市盈率的股票赚取明显高的收益率。其他一些重要的异象包括账面市值比效应、规模效应、杠杆效应、短期收益动量效应、长期收益反转效应以及对信息反应过度和反映不足的现象等。围绕上述异象，传统金融学家和行为金融学家展开了激烈的争论。传统金融学家继续尝试用理性定价的思想对异象进行解释，而行为金融学家则构造了大量基于信念和偏好的资产定价模型来诠释这些异象。在这些研究成果的基础上，Fama和French(1993)通过大量实证检验归纳出包含市场系统风险、规模效应(Size effect)和价值效应(BM effect)的三因素模型。三因素模型的提出消除了一部分异象，并且在各国的实证中得到了很好的应用，受到了学者们较为广泛的认同。

Fama和French(1993)三因素模型虽然承认存在CAPM无法解释的现象，但他们并不认为Sizeeffect和BM effect是市场无效的证据，而认为这两者代表了没有被系统风险所包含的额外风险，超额收益只是对投资者所承担这些额外风险的补偿。但是，Lakonishoketal (1994)认为BM effect的出现是由于投资者对公司基本面过度反应造成的。Daniel和Titman (1997)也认为Size和BM不是风险因素，而是代表投资者对小规模公司和价值公司的偏好，投资者偏好导致这些特征因素对公司股票收益率产生影响。关于三因素模型是风险模型还是特征模型，学者们所得到的经验证据并不一致，研究结论无法统一，至今还是争论不休。

票据市场论文篇8

关键词：货币供应量；货币流通速度；股票市场

1、前言

伴随着全球资本市场规模的不断扩大，资本市场对国内经济、国际经济的影响力迅速上升，特别是2008年美国次贷危机引发的全球经融危机爆发之后，资本市场受到不小的冲击，各国纷纷采取货币政策以减少此次危机带来的损害。在这个背景下，货币政策与资本市场的关系成为当前货币理论研究中的热点。

美国应用经济学家Goodhart将资产价格用作制定货币政策的思想，研究发现货币供应量与股票价格之间没有影响。Prinkel和Keran应用回归分析方法研究结果表明货币供应量的变化与股票价格变化之间存在正向关系。Berkman和Lynge研究发现货币供应量变化与股票价格变化之间存在逆向变化的关系。Pearce和Roley在研究货币供应量与股票价格关系时，发现没预期到的货币供应量变化与股票价格变化之间成反比。Hardouvelis研究发现货币供应变化与资产价格之间存在明显的逆向变化关系。Lastrapes研究发现在货币中性的条件下，货币供给量的突然变化与股票价格短期变化之间存在正向关系。

我国学者对中国货币数量与股票价格之间的关系也已作了大量的研究。钱小安发现沪指、深指与M0同向变化、与M1无关、M2反向变化。孙华妤和马跃的研究结果表明所有的货币供应量对股市都没有影响。易纲和王召指出，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，货币中性。周英章和孙崎岖认为股票价格对M1影响最大，对M0影响次之，对M2影响最小。王召和易纲在《货币政策与金融资产价格》一文中指出：若投资于高科技或规模经济所带来的劳动生产率提高，那么扩张货币政策的结果是股市价格的上升和商品物价水平的下降。这些研究主要侧重于对货币供应量与股票价格之间的关系进行实证研究。

我们发现上述研究存在一定的局限性，主要有：(1)或许是受期限较短的约束，这些研究大多忽视了1998年中国货币政策体制性变革因素可能对研究结论的影响。(2)有些研究仅从金融变量与宏观经济的相关性入手来进行实证检验，由相关性高低来确认货币供应量与股票价格之间关系，这是不够的。(3)有些研究不大关注计量检验的前提条件，选取数据较为粗略。

本文应用1993年到2009年的经济金融月度数据，主要应用动态式的计量检验方法对M1和M2及其变化与股票价格的关系进行实证检验和理论分析，以确定二者之间的关系。

2、样本和变量的选择及模型设定

2.1样本数据选择

本文选取1993年-2009年的上证指数的月度数据、流通中的现金(M0)月末余额、狭义货币(M1)月末余额和广义货币余额(M2)月末余额进行实证分析。数据主要来源于国家统计局、中国人民银行统计月报、中经网统计数据库、部分年份统计年鉴和相关处理数据。

2.2变量的选择

本文在选取宏观经济变量时，考虑了2个条件：(1)数据的可得性；(2)数据的代表性。本研究选取了上证指数月度值、流通中的现金(M0)月末余额、狭义货币(M1)月末余额、广义货币余额(M2)月末余额和货币数量余额的增减变化率共5个指标为模型分析变量。

2.3模型设定

(1)本论文在研究M0、M1、M2与股票价格之间协整关系的分析时，主要运用的是股票指数回归残差序列的ADF检验，来判断协整关系。

(2)本论文在研究M0、M1、M2与股票价格之间Granger因果检验，本文按照上述数据资料，对股票价格与M0、M1、M2分别进行Granger检验。目的是关注M0、M1、M2的变化与股票价格变化之间是否存在影响关系。

(3)本论文在研究新增货币量增减方向与股票价格关系和货币增速与股票价格关系时，主要运用统计分析中的相关系数和计量模型回归进行研究的。本文的主要结论也是出于此部分的分析。

2.4研究思路和方法

本论文就是基于这种想法，大体思路如下：

(1)分析M0、M1、M2与股票价格之间协整关系，目的是探索它们之间在长期是否存在一定的均衡关系，从而证实本文研究的必要性；

(2)在上述分析的基础上，研究分析M0、M1、M2与股票价格之间因果关系，目的是检验他们之间的短期动态关系，为下文的研究提供依据；

(3)研究分析新增货币量增减方向与股票价格关系，目的是为中央银行的货币政策制订及实施和投资者的投资决策的完善提供一个前瞻性的预测分析参考。

本论文将采取数学模型分析与理论分析相结合的方法，分析股票价格与中国货币供应量之间的关系。

3、实证分析

3.1， M0、M1、M2与股票价格之间协整关系的分析

我们应用Eviews软件对股票价格与M0、M1、M2之间协整关系进行检验结果，结果发现SP与M0、M1、M2之间存在协整关系(见表1)，

而且按照下文的Granger因果分析，我们认为是SP的变化对货币供应量存在长期的影响。

3.2 M0、M1、M2与股票价格之间Granger因果检验

在确认了货币供给量和股票价格的平稳性和协整关系后，我们对M0、M1、M2与股票价格之间的关系进行Granger因果检验，结果发现，M0、M1、M2不是SP的Granger原因，而SP却是M0、M1、M2的Granger原因(见表2)。这意味着M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化，但是股票价格对M0、M1、M2有一定影响。这说明在中国应用货币供应量的信息是不能提高对股市的预测能力的。

3.3新增货币量增减方向和股票价格关系

按照前文的分析结果，M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化。那股票价格和货币供给量还有没有深层次的关系呢？本文研究结果见图1、图2、图3。从图1、图2、图3可以看出，在中国新增M1的增减方向与股指的涨跌方向基本同步而M0和M2却没有这种结果。若某年新增M1是增加的，那么该年上证指数是上涨的；

若某年新增M1是下降的，那么该年上证指数是下跌的，这也与它们之间的相关系数为正而且达到0.4相互印证。这为我们预测股市的走向提供了一个很有意义的方法，提高了投资者对股市大势走向的判断能力，但是这只是我们的统计分析描述。

3.4 M2-M1增速和股票价格关系

从图4可以看出，在中国货币供应量M2- M1的增速时间趋势图与上证指数走势大体一致。结果分析表明：由涨转跌时，M2-M1的增速领先，指数变化可能滞后；由跌转涨时，指数领先，M2-M1的增速滞后，与前文类似，这同样有助于提高投资者对股市大势走向的判断。

本文应用计量模型，对上述统计分析结果进行实证分析，以检验它们之间的相关程度，增加可信性。模型回归结果如下：

SP1=-6 041.738 951+0.693 124 946 4*M11

(3.785 821)R2=0.627 026

由于上述统计分析表明SP的变化量与新增货币供应量M1走势一致，所以本文只做它们之间的回归。回归结果显示，模型拟合较好,这正好能印证前文的分析。

4、新增M1增减和M2-M1增速影响股指走势的机制

综合上述对中国货币供应量与股票价格关系的检验发现：新增货币供应量M1增减的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致；货币供应量M2- M1的增速时间趋势图与上证指数走势也大体一致。所以，中国货币政策对股票市场的影响是通过新增M1和M2- M1增速变化来实现的。这种传导模式与一般的经验和理论都不相符。而且从我们的实证分析来看，在中国货币供应量的增加却没有带来股票价格的变化，也就是说目前中国的货币政策不能有效地通过资本市场传递。我们认为在这个传递过程中可能存在以下主要障碍。

(1)中国股票市场规模较小。中国股市起步较晚，规模过于狭小。至2008年，沪深股市总值扣除不流通的部分仅占GDP比重的仅为7.2%，这一比率远低于美国的139%、英国的163%、中国香港的200%。

(2) 中国居民家庭参与股票市场的程度较低。货币供应量的增加会引起价格的变化，只有当居民持有股票占其全部金融资产的较大比重时才有明显的作用。据统计全国参与股票市场的家庭还不到0.46%，而且都集中在城镇和大中城市。所以货币供应量增加时，股市财富效应和流动性效应影响作用大大降低，股票价格上涨的可能性很低。

(3) 中国股票市场上市公司数量少，直接融资少，股票融资在全社会固定资产投资中的比重较低。同时上市公司结构不合理、股权结构不合理和市场投资结构不合理也是货币政策不能有效地通过资本市场传递的重要原因。

从理论上讲，货币供应量变动可直接影响居民货币余额，从而通过利率变动影响进而影响流入股市资金。但我们的研究表明货币供应量变动对股市的直接影响不大，这可能是中国特殊的体制和文化背景所致，而股市却对货币供应量变动有着较大的影响，中国货币政策主要是通过影响进入股市的银行可贷资金的变动进而影响股市的。在国家建立了银行信贷资金合规进入股市的途径后，货币政策变动(比如新增M1变动)通过货币市场利率渠道影响股指。实践证明，在中国利率尚未完全市场化，货币供应量难以对股票市场产生有效影响，同时货币供应量的可控性相对也较差，央行难以通过货币供应量来有效影响股票市场。这与本文分析结果一致。

在有些研究文献中，不同的货币政策指标对股市影响是不同的，存款利率和M1对股市的影响要比M2对股市的影响更为迅速，而且从长期来看，M1对股市回报方程的解释力要大于存款利率的解释力1。在中国M1层次反映的是现金与企业活期存款，流动性强，而M2主体部分为定期存款和居民储蓄，所以M2增减变动对股市的影响应该不如M1的增减变动，这与我们的结论相符，即新增货币供应量M1的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致。股市对M1增减反应一致不难解释，在中国M1对存款利率变动比较敏感，存款利率与货币市场利率息息相关。M1的增减变动会影响银行可贷资金的调节，进而对利率产生影响，从所以影响证券经营机构的融资成本和融入量，最终影响到股市回报2。按照货币市场利率和股票市场价格之间的负相关关系可知，当M1相对上年是增加的，则会引起利率的下降，导致股市可贷资金的增多，大量流动资金从货币市场流入股票市场，股票价格上升；当M1相对上年是减少的，则会引起利率的上升，导致货币投机需求减弱，进入股市资金成本上升，股市资金趋紧引起股票价格回落。本文认为在股指达到最低开始反弹时，指数有上升趋势，但实体经济会滞后一段时间，所以会出现由跌转涨时，指数领先，M2-M1的增速滞后；实体经济从繁荣转向不活跃时，M2可能进入其他市场，M2-M1变化要先于股指变化。

以上认识对于中国的货币政策实践是有意义的，为中央银行的货币政策制订及实施和投资者的投资决策的完善提供一个前瞻性的预测分析框架。但是，这种结论只适合目前中国股市，是暂时的、相对的，并且随着金融市场的发展，和金融体制改革的深化，货币供应量与股市之间的关系将越来越密切。

5、结语

本文通过对货币供应量M0、M1、M2与股票价格关系的理论分析和实证检验，得出如下结论：

(1)应用VAR模型、ADF检验、Granger因果关系检验和脉冲-响应函数分析，得出在中国M0、M1和M2并不能引起股票价格的变化。

(2) 通过实证检验表明：SP与M0、M1、M2的水平序列不平稳但一阶差分平稳；SP与M0、M1之间不存在协整关系，SP与M2之间存在协整关系。

(3)对新增货币量增减方向与股票价格变化关系分析表明在中国M1的时间趋势图与股票价格变化的走势非常一致，若某年新增M1与上年相比是增加的，那么该年上证指数上涨的可能性很大。

本文发现当中国中央银行意图影响股票市场时，只能选择其他货币政策工具，而不能是货币数量。同时，本文认为投资者在预测股市走向时要尽可能关注新增货币数量M1变化，它们与股票走向很一致。但以上结论仅基于月度数据分析所得，而且时间跨度相对大，其可信度尚需时间和实践的进一步检验，而它们之间是否有更深层次的传递机制还有待继续研究。

参考文献：

[1]中国经济增长与宏观稳定课题组.中国可持续增长的机制：证据、理论和政策[M].经济研究，2008(10)：13～25，51.

[2]盛松成，吴培新.中国货币政策的二元传导机制-“两中介目标，两调控对象”模式研究[M].经济研究，2008(10)：37～51.

票据市场论文篇9

Abstract： The paper， which is based on the Efficient Market Hypothesis（EMH）， detailed studies on the effective degree of Chinese stock market. The author uses the sampling statistics to make an empirical analysis of the effective degree of the Chinese stock market. At first， we should adopt the regression model of serial correlation test to test the market index yield data. It is concluded that the Chinese stock market is at the level of Weak-form Efficiency. Then we introduce the Event Study Method into our study. After the calculation of the Abnormal Return on the market， we may actually check whether the efficiency of our market is Semi-strong-form or not. And then we elaborates the view that Chinese stock market has reached the level of Weak-form Efficiency， but does not has any characteristics of Semi-strong-form Efficient Market.

关键词： 有效市场假设；股票市场；有效性；事件研究法

Key words： efficient market hypothesis；stock market；efficiency；event study method

中图分类号：F83 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2013）10-0160-04

0 引言

我国股票市场自20世纪90年代以来获得迅猛发展，在规模和结构上都产生了深刻的变化。近10年来，随着向市场经济的转型和加入世贸组织之后对外开放水平的不断提高，股票市场的资源配置功能也有了相当大的改善。但是近年来我国股票市场持续低迷，次贷危机、欧债危机等国际性金融事件以及国内股权分置改革、金融经济软着陆等事件均使我国股市发生了巨大波动，并且伴随着某些上市公司造假行为的揭露，这都引发了我们对我国股票市场机制的完善和有效程度的深刻思考。面对我国的股票市场是否实现了自己的最优化配置、是否已经具备西方股市的成熟度等问题，传统的资本市场理论已经显得无能为力，资本市场的政策运转有待新的理论给予解释和指导。现代资本市场理论的核心内容之一就是对资本市场效率的研究尤其是对股票市场效率的研究。

1 有效市场假设简述

有效市场假设最早可以追溯到Gibson（1889）对市场有效性思想的描述，该假设的框架由芝加哥大学财务系教授Fama（1970）建立，他认为有效的证券市场是证券价格能够充分反映投资者可以获得的信息，即在有效的市政中无论随机选择哪种证券，投资者都只能获得与投资风险相当的正常收益率。在证券市场上，不同的信息对价格的影响程度不同，为此Fama将影响证券价格的有关信息分为历史价格信息、公开信息和内部信息三大类，并且定义了三种不同的市场效率并且将有效市场分成弱式有效市场、半强式有效市场、强式有效市场三个层次。

2 我国股票市场弱式有效的实证分析

2.1 研究方法 根据有效市场的定义，当现在的价格充分反映历史价格信息时，投资者不可能通过股价的历史变动来预测未来股价的变动，此时的市场是弱式有效的。因此若证券市场达到弱式有效，证券价格时间序列将呈现随机行为，各期证券价格的相关系数将为零。Fama（1965）通过对1957年年底至1962年9月道琼斯30种工业股票进行自相关检验，研究美国证券市场的效率水平，检验结果表明所有的相关系数均很小，并无显著地大于零。该实证研究说明证券价格的时间序列不存在显著的系统性变动规则，因此美国证券市场达到弱式有效水平。

本文也使用序列相关检验研究我国上海和深圳两个市场是否已经具备弱式有效的特征。首先建立自回归模型：Pmt=θ0+θiPm（t-i）+εi，（i=1，2，…，n）。

其中：Pmt为市场指数在第t期收盘时的数值，Pm（t-i）为

市场指数在第t-i期收盘时的数值；θ0为常数项，θi为第t期与第t-i期收益率的相关系数；εt是随机项，其有E（εt）=0，Var（εt）=σ2。若证券市场达到弱式有效，则Pmt与Pm（t-i）之间是相互独立的，或者说，其相关系数θi应等于零；反之，Pmt与Pm（t-i）之间的相关系数不等于零。然而，问题在于证券的后期价格是在前期价格基础上的递增或递减，对前期价格存在依赖关系。为了克服这一问题，一般采用收益指标而不采用价格指标。即：Rmt=θ0+θiRm（t-i）+εt，（i=1，2，…，n）

其中：Rmt表示第t期市场指数收益率，Rmt=■，Rt-i是证券在第t-i期的收益率；εt是随机项，其有E（εt）=0，Var（εt）=σ2。如果市场是弱式有效，则证券收益率时间序列将呈现随机行为，上式中的θi参数与零相比不应该具有统计意义上的显著性。

2.2 样本选取 本文所使用的数据为上海证券交易所与深圳证券交易所的每日的指数收益，收益采用沪深股市每日指数计算得出。在上海证券交易所的所有指数中，选取的样本指数为上证A股指数和上证180指数；在深圳

证券交易所中选取的样本指数为深证成指和深证100R指数。

在样本区间的选择上，本文选择2009年5月4日至2010年5月4日的时间序列作为分析对象。本文的所有指数数据都来源于大智慧软件。

2.3 实证分析 利用eviews软件的计算，在显著性水平为5%时，深沪股市各综合指数的自回归情况见表1。

从表1可以看出，当显著水平为5%时，在样本期间，上述4种指数，除深证100R指数滞后4天的相关系数具有显著性意义，其他均不具有显著意义，从沪深股票市场所选的市场指数基本上不存在显著的自相关关系。这表明我国上海和深圳股票市场基本上达到了弱式有效水平。

3 我国股票市场半强式有效的实证分析

3.1 研究方法 1969年以前的所有关于市场有效性的实证研究都存在一个致命的缺点即无法解决验证有效市场假设时的联立假设问题。1969年，Fama等人在研究配股信息的公布对股价的影响时提出了事件研究法。该方法巧妙地解决了联立假设问题，它通过考察某一事件的出现对股票价格或收益率的影响来判断市场的有效程度。如果某事件出现以后，股价能在短时期内得以迅速调整并自动恢复到均衡，从而使得任何以该事件为基础的交易不能获得超额利润，则表明市场是有效的；反之，市场是无效的。

运用事件研究法，首先要对股票绩效进行评估，本文应用市场模型来评估股票绩效：Rit=■i+■iRmt+μit

Rit是第i种股票在第t期的实际收益率，■i和■i是根据样本时限内第i种股票的实际收益率和市场收益率为样本数据估计的参数估计值，μit是第t期的误差项，即

残差。

3.2 事件选择 本文研究的事件为2009年10月20日率先在希腊爆发的欧洲债务危机，考察市场价格对其的反应。研究时间划分为两个区间：事件窗和后事件窗，本文以希腊债务危机的爆发时间t=0为事件日，T=-20～20为事件窗与后事件窗，长度为41天。以上市公司2009年年度财务报表所揭示的每股普通股收益的1.0531（2010年一年期贷款基准利率为5.31%）作为2010年的预期，如果2010年年报所揭示的每股普通股收益小于预期，则定义欧债危机爆发为利差消息，以“-”表示；反之，如果实际的每股普通股收益高于预期则为利好消息，以“+”表示。

3.3 样本选取与数据处理 在上海市场上涉及金融、钢铁、地产、煤炭等25个行业中各选1只具有代表性的股票，以上证A股指数作为市场指数，同理也在深圳市场上选择25只股票作为样本股，以深证成指指数作为市场指数。样本时限选取以2009年10月20日为对称轴向前后延伸各20个交易日，即从2009年9月14日至2009年11月17日。在这期间进行了转、增或配股的股票，本文都进行了复权处理。

3.4 实证分析

3.4.1 计算50家上市公司在研究期间的收益率Rit和市场收益率Rmt，即：Rit=■ Rmt=■

其中Pit是第i种股票在第t期的收盘价；Pi（t-1）是第i

种股票在第t-1期的收盘价。

3.4.2 对每一只股票i利用Eviews以最小二乘法（OLS）估计其系数■i、■i，再将事件窗内的市场收益Rmt代入各只股票的估计方程中，便可求得各股票在其事件窗内的正常收益■it，即：

■it=■i+■iRmt，（i=1，2，…，50；t=-20，-19，…，0，1，…，19，20）

其中■it是第i种股票在第t期的正常收益率。

3.4.3 计算样本期间各种股票每日的超常收益率，即：

ARit=μit=Rit-■it=Rit-（■i+■iRmt）

其中，ARit是第i种股票，在第t期的超常收益率。

3.4.4 计算“+”和“-”组在时间T=-20～20平均日超常收益率，分别计为AAR（+）、AAR（-）和累计平均超常收益率，计为CAAR（+）、CAAR（-）：

AARt=■■AR■，CAAR=■AARt，（t，T=-20，-19…，

-1，0，1，…，19，20）

3.4.5 利用excel软件，计算上海股票市场样本期间的数据得到表2。

3.4.6 利用excel软件，计算深圳股票市场样本期间的数据得到表3。

3.4.7 把上述计算结果合成图1和图2。

3.4.8 根据事件研究法，假定在一个半强式有效的市

场上出现利好消息，那么市场上可能会出现两种情况（负面消息则相反）：①利好消息在投资者预料之中，并且投资者对这一利好消息的预期是逐渐形成的，那么股票价格在消息公布之前就会逐渐走高，获得超常收益率；消息正式公布那天股票价格不会由于消息的因素发生波动，从公布的第二天起，该种股票价格趋于稳定，超常收益率消失；②利好消息出乎投资者预期，股价在该消息公布之前不会发生大波动，收益率只是正常收益率，公布那天股价一次性上涨带来正的超长收益率，第二天起股价恢复稳定，投资收益率恢复正常。

从以上两幅图中可以看出，无论是上海股票市场还是深圳股票市场，欧债危机爆发前后的20天内CAAR发生了陡峭的变化，对危机爆发的反应图线也与理论上完全不同，从总体上来说欧债危机的爆发基本上是一个负面的消息，但股票市场价格对这一事件并没有作出合理反应。这种市场反应说明，信息不对称使投资者并没有完全、及时地获得信息并对信息作出反应，信息提前泄露与利用内幕信息进行交易比较普遍。因此可以认为，我国股票市场尚未达到半强式有效。

4 结论及建议

从现阶段来看我国的股票市场已经具备了弱式有效市场的基本特征，同时也能够比较有效的配置社会资源，但是仍旧还没有达到半强式有效市场的程度，因而尚存在利用公开信息获取超常利润的可能。

要全面提高我国证券市场的效率，一方面券商和企业上层人士要依法自律，另一方面应着重加强法制建设，加强证券立法和监管，完善信息披露制度，做好信息管理和工作，将我国股票市场尽快发展为半强式有效市场，为国民经济的发展作出贡献。

参考文献：

[1]吴世农.我国证券市场效率的分析[J].经济研究，1996，（4）：13-19.

[2]邓子来，胡健.市场有效理论及我国股票市场有效性的实证检验[J].金融论坛，2001，（10）：44-50.

[3]刘红忠.投资学[M].北京：高等教育出版社，2007：113.

[4]龙小波，吴敏文.证券市场有效性理论与中国证券有效性实证研究[J].金融研究，1999，（3）.

[5]Fama E. Efficient capital markets： A review of theory and empirical work[J]. Journal of Finance，1970，25：383-417.

票据市场论文篇10

关键词：动量现象 公司规模 股票市场

一、文献回顾及研究背景介绍

动量效应描述了股票市场中的惯性现象，前一时期收益率较高的股票组合，在后一时期仍然会产生较高的收益率。也就是说，在不存在交易成本的前提下，卖出“输家组合”，用这些资金买入相同金额的“赢家组合”，即可构造出无成本的盈利性资产。说到动量现象不得不提到Jegadeesh和Titman，这两位学者揭开了动量效应研究的篇章。他们在美国市场桑买入过去3-12个月的股票收益率前10%的股票，卖出收益率后10%的股票，可以在未来3-12个月内获得1%的超额收益。

Allaudeen Hameed与Yuanto Kusnadi对六个亚洲股票市场进行了研究，发现在1981至1994年间，亚洲股票市场上存在着小而显著的动量现象，但同时如果控制亚洲市场的公司规模，动量现象则并不明显。Carlos Forner, Joaquin Marhuenda发现在西班牙市场上，12个月时期内存在明显的动量策略收益，而在60个月时期内存在着明显的反转策略收益。 Stan Hurm与Vlad Pavlov研究了澳洲市场的动量现象，得到的结论是澳洲市场上存在着很强的中期动量效应。Joseph Kang, Ming-hua Liu, Sophie Xiaoyan Ni使用了A股市场中的数据进行分析，发现短期的反转效应来源于个别股票信息的过度反应，而中期性的动量利润则与股票市场的过度反应无关。

程兵、梁衡义、肖宇谷使用沪深两市1995年之前上市的公司为样本，发现中国市场上存在明显的动量效应，并且在牛市时，动量效应强于反转效应，熊市时反之。CAPM模型无法解释动量效应，可以用投资者对信息的反应来解释。王志强、王月盈、徐波、段谕等发现中国市场和成熟市场中有显著不同的动量表现，价值型或成长型、高价或低价、高换手率或低换手率等因素会对股票的动量现象有较为明显的影响。

传统的金融学理论认为，市场上的参与者是理性的，可以对市场上的信息进行正确有效地反应。但行为金融学者认为，市场是非有效性的，投资者对市场上的信息产生认识过度或认识不足的现象。一些国内外学者指出，当一些股票有较好的盈利，会提高投资者对这些股票的预期收益，因而会产生动量超额收益。

而且，中国A股市场作为一个新兴国家市场，无论监管水平还是投资者结构，和成熟市场都有着较大区别。中国A股市场经过了多年的改革与完善，较好地遏止了坐庄恶意操纵股票价格的现象，但是由于信息披露不够及时、准确、透明，加之监管措施不到位，导致股票在定向增发等重大信息披露时，仍然会产生对信息过度反应。此外，中国市场个人投资者占大多数，而这些个人投资者获取信息的能力更为有限，且在交易过程中的情绪化会产生羊群效应，助长了动量现象的产生。此外，中国股票市场中在陆续开展融资融券业务以及股指期货交易业务，改善了过去股票市场无做空机制的现象。然而中国股票市场做空门槛仍然比较高，参与做多与做空的投资者不对称性较强。这些因素都会致使中国市场的动量现象，从构成和特征和成熟市场有所不同。

另外，传统的动量效应分析集中于动量效应的存在性分析，而对动量现象成因分析的研究较少。Allaudeen Hameed的研究中提到了，公司规模是亚洲市场动量现象不同于美国市场的因素之一，而徐信忠和郑纯毅也发现规模、账面价值与市值比，流通股比例，换手率等因素也可以解释动量现象。本文则利用沪深股票市场中的数据，分类成为大盘股和小盘股，对比不同规模公司是否会产生较明显的动量效应差异。

二、数据及研究方法

本文使用的数据来自于wind数据库及通达信股票行情软件。样本区间为2010年1月至2011年12月的沪深300成分股周数据。沪深300成分股为优质公司股票，可以较好地代表沪深股票市场，并使得分析结果更可信。在这段时期中，市场处于箱型震荡状态，因此可以排除牛市及熊市对分析结果的影响。此外由于笔者采用周数据而非月数据，因此并不需要太宽的样本区间即可提供足够的数据量。公司规模按照基准日流通股股本计算，并剔除掉在2010年1月至2011年12月之间上市的股票样本。股票价格采取复权处理，将资本化的股利整合到股票价格中，使其更客观地反映股票的价格及投资者的收益。

本文采取传统的重叠度量抽样方法，国内外大部分研究都采用这种统一的方法。

首先，按照2010年1月基准日的流通市值降序排列，前三分之一的股票构成大公司组合（B），后三分之一的股票构成小公司组合（S）。

其次，在按规模分类的基准上，将每个规模再按收益率细分，在每一个形成期内（F周）收益率为前30%的股票为赢家组合（W），收益率为后30%的股票为输家组合（L），这样一来，我们就有了4个组合，即BW，BL，SW，SL。而零成本套利组合分别为BW-BL和SW-SL。

第三，以等金额权重持有组合中的每一只股票，并经历H周的持有期。若BW-BL或SW-SL为正，则说明存在动量现象。这种策略也被成为（F，H）策略。在本文中，考虑F=1,2,4及H=1,2,4的策略，即短期动量收益策略。

此外，对于持有期超过一周的组合，我们取周几何平均收益。

三、检验结果

从表中的检验结果我们会发现如下几个问题：

第一，无论是大公司组合，还是小公司组合，都存在着大量不显著的结果，这和之前学者研究结果不尽相同。笔者认为其原因为选取的区间为震荡市区间，在牛市和熊市中，动量现象十分明显，而在震荡市中，形成羊群效应较为困难，因此产生有差异的结果。

第二，小公司组合动量效应的显著性大于大公司组合动量效应的显著性。当F=4时，大公司几乎很难产生明显的动量效应，但小公司则相反。另外随着形成期时间的延长，大公司动量效应的显著性有所降低。

第三，我们可以发现，无论是大公司还是小公司，在此期间都产生了负的动量效应，也就是说，取得了正的反转收益。输者组合和赢者组合既有可能表现出正的收益，也有可能表现出负的收益，但总体来看，输者组合未来表现要优于赢者组合，这说明在震荡市中，反转策略要优于动量策略。

四、结论

通过上述研究可以得出，动量效应在震荡市中的表现与牛市和熊市的表现有较大差异，而且不同规模的公司在动量效应的表现上也有一定的差异。

对于大公司股票来说，参与大规模公司股票的投资者，更多的是出于保值升值的目的，因而大公司股票的价格在震荡市中相对较稳定，规律性并不强，很难产生明显的动量现象和反转现象。

对于小公司股票来说，参与的投资者怀有投机目的的更多，加之小公司流通股本较低，因而小公司股票波动的较剧烈，产生明显的负的动量效应。

参考文献：