股票市場(chǎng)論文范文
時(shí)間：2023-03-28 17:52:36
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篇1
對(duì)于某一投資資產(chǎn)的收益率或看好或不看好，這種現(xiàn)象被稱作為異質(zhì)信念（HeterogeneousBelief）,投資者的這種分歧會(huì)自然而然地體現(xiàn)在他們的投資行為上，進(jìn)而反映到該資產(chǎn)的價(jià)格當(dāng)中。在融資融券業(yè)務(wù)推出之前，投資者看好一只股票，可以進(jìn)行買入，但是當(dāng)投資者對(duì)某只股票持悲觀情緒時(shí)，擁有:該只股票的投資者可以選擇賣出，而不持有該只股票的投資者卻無(wú)法在市場(chǎng)上表達(dá)自己的“投資情緒”。在融資融券推出之后，這種情況得到了改變，投資者可以根據(jù)自己的判斷利用融券業(yè)務(wù)對(duì)股票進(jìn)行賣空。因此，在融資融券推出之后，股票的價(jià)格對(duì)市場(chǎng)上信息的反映應(yīng)該會(huì)更好、更快。故提出以下假設(shè)。假設(shè)1：對(duì)于加入融資融券標(biāo)的樣本股票而言，與加入之前，其盈余公告后漂移的程度會(huì)減少。假設(shè)2：對(duì)于盈余公告含有“壞消息”的股票而言，融資融券對(duì)其盈余公告后漂移的影響程度會(huì)大于盈余公告含有“好消息”的股票。提出這一假設(shè)的主要原因是，在投資者尚未持有該股票的情況下，對(duì)于有利好消息，投資者可以通過(guò)使用自有資金直接在市場(chǎng)上進(jìn)行買入，并不一定需要使用融資業(yè)務(wù)，但是對(duì)于利空消息，投資者只能通過(guò)融券業(yè)務(wù)進(jìn)行賣空。
二、樣本選取與研究設(shè)計(jì)
（一）樣本選取
前文提到考慮到第一批融資融券標(biāo)的股票交易不活躍的問(wèn)題，本文選取之后分別在2011年12月5日、2013年1月31日和2013年9月16日所進(jìn)行的三次比較大規(guī)模的標(biāo)的擴(kuò)容股票為研究樣本。實(shí)際上在2014年9月22日也進(jìn)行過(guò)一次大規(guī)模的標(biāo)的擴(kuò)容，但是由于文章需要用到公司年報(bào)數(shù)據(jù)，而2014年的年報(bào)在2015年才會(huì)，故不將此次納入研究范圍。此外，本文還按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)融資融券標(biāo)的中的股票實(shí)行了進(jìn)一步的篩選：（1）剔除財(cái)務(wù)狀況異常的*st或st股票，因其不具備與其他樣本相同的特點(diǎn)；（2）剔除在樣本區(qū)間內(nèi)已累計(jì)停牌超過(guò)30個(gè)交易日或以上的上市公司股票，因其在事件窗口區(qū)間內(nèi)大部分時(shí)間都處于停牌狀態(tài)，市場(chǎng)反應(yīng)可能已經(jīng)不單單只針對(duì)盈余公告這個(gè)因素；（3）原先加入過(guò)標(biāo)的但是后來(lái)被剔除的股票；（4）因文章的相關(guān)數(shù)據(jù)處理需要用到分析師的盈余預(yù)測(cè)，所以沒(méi)有此類數(shù)據(jù)的股票只能予以剔除；（5）為確保預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)的可信度，且對(duì)樣本股票進(jìn)行了盈余預(yù)測(cè)的機(jī)構(gòu)數(shù)平均為10家，剔除對(duì)該只股票進(jìn)行盈余預(yù)測(cè)的機(jī)構(gòu)數(shù)不夠10家的股票。最后篩選出符合條件的樣本股票數(shù)為278只。此外，本文的年報(bào)EPS數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，EPS預(yù)測(cè)數(shù)據(jù)來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，筆者通過(guò)手動(dòng)收集這些數(shù)據(jù)并根據(jù)研究需要進(jìn)行相應(yīng)地處理，處理方式主要是通過(guò)MicrosoftOfficeExcel以及相應(yīng)的計(jì)算機(jī)程序。
（二）研究設(shè)計(jì)
首先，按照公式1計(jì)算出每只股票的未預(yù)期盈余（UnexpectedEarnings）。UE是一個(gè)衡量未預(yù)期盈余大小絕對(duì)值的指標(biāo)，其中，EPSactual是上市公司股票年報(bào)所公布的實(shí)際每股收益，EPSpredicted是在WIND數(shù)據(jù)中獲取的分析師在事前對(duì)該只股票每股收益所作出的預(yù)測(cè)。UE=EPSactual-EPSpredicted(公式1)由于UE的絕對(duì)值不足以說(shuō)明其未預(yù)期盈余的程度，因此根據(jù)公式2對(duì)個(gè)股的UE進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。其中，SUE是標(biāo)準(zhǔn)化未預(yù)期盈余（StandardizedUnexpectedEarnings）,分母為每股收益預(yù)測(cè)值的標(biāo)準(zhǔn)差。計(jì)算出樣本股票的SUE的目的在于測(cè)量股票的未預(yù)期盈余程度，正的SUE意味著利好消息，而負(fù)的SUE則意味著利空消息。對(duì)于兩種不同的消息，市場(chǎng)對(duì)他們的反應(yīng)是不同的，所以必須以SUE為標(biāo)準(zhǔn)將樣本股票分為SUE+與SUE-兩組，以驗(yàn)證融資融券分別對(duì)他們的影響。
三、結(jié)論
篇2
（一）模型的假定與說(shuō)明
將A股的上市公司分為優(yōu)質(zhì)公司和劣質(zhì)公司兩類，其中具備以下兩條件的為優(yōu)質(zhì)公司：（1）遵循產(chǎn)業(yè)資本與金融資本之間無(wú)套利的定價(jià)。（2）在所屬行業(yè)中占有重要地位、業(yè)績(jī)優(yōu)良、紅利優(yōu)厚、有良好發(fā)展前景的公司。否則，為劣質(zhì)公司。
經(jīng)典的公司金融理論指出，大股東在二級(jí)市場(chǎng)的交易行為就會(huì)透露出關(guān)于公司狀況（博弈論中的類型）的信息（博弈論中的信號(hào)）。那么，普通投資者就可以通過(guò)觀察那些交易信息來(lái)判斷公司的情況（類型）。在模型建立之前，對(duì)基于此理論建立的模型進(jìn)行了下述假定：首先，假設(shè)非流通股股東擁有信息優(yōu)勢(shì)，對(duì)于公司股價(jià)是否合理、公司是否優(yōu)質(zhì)具有較多的信息。而市場(chǎng)流通股東較少地知道公司的真實(shí)經(jīng)營(yíng)信息，不能簡(jiǎn)單地觀察出公司的優(yōu)劣，他們主要觀察大小非股東的減持與否來(lái)大概地推斷有關(guān)公司的信息。這種情況極大地增加了現(xiàn)存流通股東預(yù)期的不確定性，進(jìn)而形成市場(chǎng)的恐慌和低效率。其次，按照初步測(cè)算的2008年6月中旬A股加權(quán)平均動(dòng)態(tài)市盈率20多倍左右來(lái)看，優(yōu)質(zhì)公司的大小非解禁對(duì)市場(chǎng)的沖擊理論上來(lái)說(shuō)是有限的，優(yōu)質(zhì)公司的大小非減持并不存在明顯的套利機(jī)會(huì)，這個(gè)階段的錯(cuò)誤定價(jià)反而可能帶來(lái)投資的機(jī)會(huì)以及并購(gòu)的機(jī)會(huì)等。而劣質(zhì)公司的重置成本很低，所以，取得股票的成本會(huì)成為左右他們是否減持的決定因素之一。劣質(zhì)公司的大小非減持會(huì)顯著傷害到現(xiàn)存流通股東的利益，打擊市場(chǎng)信心。再次，模型中假設(shè)非流通股股東先行動(dòng)，流通股股東總是觀察非流通股股東行為后行動(dòng)。
（二）模型的建立
對(duì)于"大小非"減持與否，以及現(xiàn)存流通股東繼續(xù)持有股票還是離場(chǎng)，基于一個(gè)經(jīng)典的動(dòng)態(tài)不完全信息模型。面對(duì)優(yōu)質(zhì)上市公司和劣質(zhì)上市公司，讓自然先行動(dòng)，選擇公司的類型，給定公司是否優(yōu)質(zhì)的先驗(yàn)概率均為0.5，即流通股東在初始狀態(tài)下認(rèn)為公司優(yōu)劣的概率均為50%。接著是擁有信息優(yōu)勢(shì)的大小非優(yōu)先行動(dòng)，選擇減持還是不減持，現(xiàn)存流通股東在觀察到大小非的行動(dòng)后再行動(dòng)，選擇離場(chǎng)還是不離場(chǎng)?，F(xiàn)存流通股東只能觀察到大小非是否減持，而不能知道公司準(zhǔn)確的狀況（類型），即不知道公司股價(jià)是否合理，是否有優(yōu)質(zhì)。因而流通股東只能根據(jù)大小非是否減持以及以上模型中的不同的收益或是效用的支付，來(lái)選擇他們的策略和行動(dòng)。
在股權(quán)分置改革的后續(xù)階段，中國(guó)市場(chǎng)上投資主體的博弈對(duì)象已經(jīng)逐步由機(jī)構(gòu)投資者與散戶的對(duì)抗，轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕墙饨姆橇魍ü晒蓶|和流通股股東的博弈，價(jià)值估值體系正在逐步形成，資本市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能逐步增強(qiáng)。同時(shí)，并購(gòu)重組大潮也隨著全流通時(shí)代的開(kāi)啟而到來(lái)，整體上市成為未來(lái)企業(yè)上市的主流。在這場(chǎng)洗心革面的調(diào)整中，中國(guó)股市未來(lái)的格局發(fā)生大幅改變，一方面，會(huì)出現(xiàn)一大批香港等成熟市場(chǎng)上常見(jiàn)的一大批仙股、一元股、每天交易只有一筆兩筆的垃圾股，以及一批在業(yè)績(jī)健康增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)下的藍(lán)籌；另一方面，全流通過(guò)程中所帶來(lái)的并購(gòu)重組機(jī)會(huì)也加速了股價(jià)兩極分化的過(guò)程，整體上市則使得股票市場(chǎng)與上市公司業(yè)績(jī)的關(guān)聯(lián)性更加提升。整個(gè)市場(chǎng)將隨著上市公司的業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)平穩(wěn)上揚(yáng)，伴隨中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升的整個(gè)過(guò)程，告別此前的過(guò)高估值、過(guò)大波動(dòng)等市場(chǎng)特征，進(jìn)入所謂經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和上市公司業(yè)績(jī)堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)驅(qū)動(dòng)下的市場(chǎng)特征，并開(kāi)始真正逐步成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)的晴雨表。
二、研究背景
大小非的逐步解禁對(duì)我國(guó)的資本市場(chǎng)有著怎樣的影響，業(yè)界和學(xué)術(shù)界眾說(shuō)紛紜。安信證券（2008）認(rèn)為減持對(duì)市場(chǎng)的影響更有可能是通過(guò)"擠出效應(yīng)"來(lái)體現(xiàn)的，減持對(duì)市場(chǎng)更多的是一種"心理效應(yīng)"，減持規(guī)模的積累令投資者形成一種心理上的擔(dān)憂。
從長(zhǎng)期看，陳曉升（2008）認(rèn)為應(yīng)該對(duì)大小非進(jìn)行客觀認(rèn)識(shí)和估計(jì)，在享受了股改紅利之后同樣不應(yīng)忽視股改的"下半場(chǎng)"大小非本身也是市場(chǎng)的一部分，有自身的話語(yǔ)權(quán)。我們也于2008年初撰文從托賓Q理論的角度對(duì)金融資本和產(chǎn)業(yè)資本的套利進(jìn)行了分析，本文正是基于這種套利觀點(diǎn)，進(jìn)而通過(guò)博弈論討論這種行為為后市場(chǎng)帶來(lái)的主要的變化：市場(chǎng)分化將逐步加速，出現(xiàn)一批業(yè)績(jī)優(yōu)良有較好發(fā)展前景的藍(lán)籌股和大量的廉價(jià)的"仙股"分化并存的現(xiàn)象。
篇3
關(guān)鍵詞：債券市場(chǎng)股票市場(chǎng)相關(guān)性分析相關(guān)系數(shù)因果關(guān)系
Abstract:WeanalysizeChina''''sstockmarketandbondmarketcorrelationusingcorrelationcoefficientandGrangercausality.Theresultshowsthat:statebondindexandstockindexexistcorrelation,stockindexexistsunidirectionalGrangercausalityrelationshiponbondindex;statebondyieldsandstockyieldsexistweakcorrelation,butGrangercausalityrelationshipdoesnotexist.Accordingly,weputforwardsomeproposalsonhowtoimprovetheefficiencyofChina''''scapitalmarket.
Keywords:bondmarket;stockmarket;correlationanalysis;correlationcoefficient;causalityrelationship
股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)是證券市場(chǎng)的兩個(gè)基本組成部分，是籌資者和投資者進(jìn)行交易的最重要場(chǎng)所。股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)的規(guī)模決定籌資量的大小。在整個(gè)社會(huì)資金供給量相對(duì)穩(wěn)定的前提下，如果股市行情看漲，股票市場(chǎng)收益率提高，資金在利潤(rùn)的引導(dǎo)下必定從債券市場(chǎng)轉(zhuǎn)向股票市場(chǎng)。反之亦然。股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)之間這種此消彼長(zhǎng)的關(guān)系就是所謂的“翹翹板效應(yīng)”。當(dāng)前，我國(guó)正處在股權(quán)分置改革的變革時(shí)期，股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)是否存在“翹翹板效應(yīng)”以及該效應(yīng)的大小也就成為一個(gè)很重要的命題。我們選取2003年2月4日至2006年2月17日的上證綜合指數(shù)（SZ）和上證國(guó)債指數(shù)（GZ）作為樣本數(shù)據(jù)，主要采用相關(guān)系數(shù)和Granger因果關(guān)系進(jìn)行研究。
根據(jù)表1的上證綜指和國(guó)債指數(shù)的相關(guān)系數(shù)分析，可以看出，2003年、2004年為正相關(guān)關(guān)系，2005年為負(fù)相關(guān)關(guān)系，2003至2005年總體程度上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。隨著中國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展，居民投資對(duì)象也不僅僅局限于銀行存款、國(guó)債等風(fēng)險(xiǎn)較小的金融工具，越來(lái)越多的資金涌入股票市場(chǎng)尋求資本保值增值，股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)的“翹翹板效應(yīng)”逐步表現(xiàn)出來(lái)。我們有充分的理由相信，這種效應(yīng)會(huì)在將來(lái)更加強(qiáng)烈和明顯。
根據(jù)表2的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，從滯后2期至7期，上證綜合指數(shù)和國(guó)債指數(shù)存在單向格蘭杰因果關(guān)系。上證綜合指數(shù)的變化會(huì)引起國(guó)債指數(shù)的變化，即滬市股票行情的變化會(huì)引起國(guó)債市場(chǎng)行情的變化，但是反向關(guān)系并不成立。原因很簡(jiǎn)單：被稱作金邊債券的國(guó)債的信用等級(jí)在所有的債券中是最高的，大部分居民將國(guó)債投資作為儲(chǔ)蓄的一種變相形式；中國(guó)幾千年的文化習(xí)俗都強(qiáng)調(diào)儲(chǔ)蓄的重要性，因此當(dāng)股市風(fēng)險(xiǎn)增大時(shí)，會(huì)有大量資金涌入國(guó)債市場(chǎng)；但是當(dāng)國(guó)債市場(chǎng)收益不景氣的時(shí)候，表明無(wú)論什么金融工具都很難在保證資金安全性的前提下取得好的收益，大部分居民會(huì)選擇持幣觀望或者消費(fèi)，而不會(huì)投入股票市場(chǎng)。
2上證綜指收益率和國(guó)債收益率相關(guān)性分析
筆者根據(jù)國(guó)債綜合指數(shù)和國(guó)債指數(shù)計(jì)算出上證綜指日收益率和國(guó)債指數(shù)日收益率，計(jì)算公式如下：
上證綜指日收益率：RLNSZt=log(SZt)–log(SZt-1)
國(guó)債指數(shù)日收益率：RLNGZt=log(GZt)–log(GZt-1)
下面，我們采用同樣的相關(guān)分析方法分析二者之間的相關(guān)關(guān)系。
根據(jù)表3的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果，可以看出，2003年、2004年國(guó)債收益率和股票綜合收益率呈微弱的正相關(guān)關(guān)系，2005年呈微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系。2003年至今，兩種金融工具的收益率呈微弱的正相關(guān)關(guān)系?？傮w而言，二者收益率沒(méi)有必然相關(guān)關(guān)系。原因在于：一方面，股票市場(chǎng)和國(guó)債市場(chǎng)之間的資金流動(dòng)并不順暢，限制較多，大多數(shù)機(jī)構(gòu)投資者尤其以保險(xiǎn)資金和社?；鸬葘?duì)風(fēng)險(xiǎn)要求較為嚴(yán)格的資金大部分都投資于國(guó)債和金融債市場(chǎng)，政策規(guī)定不允許其將過(guò)多資金投資于股市，在國(guó)債市場(chǎng)收益率較低的情況下也無(wú)法將資金轉(zhuǎn)移到股票市場(chǎng)；另一方面，過(guò)去股票市場(chǎng)的退出機(jī)制并不完善，很多居民投資者在套牢的情況下很難退出，資金流通不通暢，收益率作為投資風(fēng)向標(biāo)的作用并不明顯。
根據(jù)表4的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得出結(jié)論，從滯后2期至7期，上證國(guó)債收益率和綜合指數(shù)收益率都不存在格蘭杰因果關(guān)系。這與相關(guān)系數(shù)分析的結(jié)論一致。
3政策建議
發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)和我國(guó)資本市場(chǎng)對(duì)比分析表表5
發(fā)達(dá)資本市場(chǎng)
中國(guó)資本市場(chǎng)
1．國(guó)債指數(shù)和股票指數(shù)存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，雙向格蘭杰因果關(guān)系。
1．國(guó)債指數(shù)和股票指數(shù)弱負(fù)相關(guān)關(guān)系，股票指數(shù)對(duì)債券指數(shù)存在單向格蘭杰因果關(guān)系。
2．國(guó)債收益率和股票收益率存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，雙向格蘭杰因果關(guān)系。
2．國(guó)債收益率和股票收益率存在微弱相關(guān)關(guān)系，不存在格蘭杰因果關(guān)系。
3．強(qiáng)式有效市場(chǎng)，信息和資本自由流動(dòng)。
3．弱式有效市場(chǎng)，信息和資本流通不暢。
4．資本追隨利潤(rùn)自由流動(dòng)，不同市場(chǎng)和地區(qū)之間的套利活動(dòng)頻繁，導(dǎo)致不同市場(chǎng)和地方的收益率趨于平衡。因此股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)的收益率存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。
4．資本項(xiàng)目管制較多，無(wú)法進(jìn)行自由流動(dòng)和套利。不同市場(chǎng)的資金進(jìn)入和退出機(jī)制并不健全，國(guó)際和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)資本流通不暢。因此股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)的收益率不存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，僅僅表現(xiàn)在市場(chǎng)行情即指數(shù)的相關(guān)關(guān)系上。
根據(jù)表5的結(jié)論，為了更好的發(fā)揮證券市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)和資金配置的功能，提高我國(guó)資本市場(chǎng)的效率，我們建議重點(diǎn)發(fā)展以下幾個(gè)方面：（1）積極穩(wěn)妥地推進(jìn)股權(quán)分置改革，盡快解決國(guó)家股、法人股上市問(wèn)題。上市公司設(shè)置國(guó)家股、法人股，而且國(guó)家股和大部分法人股不能流通，這是我國(guó)股市在特殊情況下的產(chǎn)物，它既不符合《公司法》，也不符合國(guó)際慣例。國(guó)外股票市場(chǎng)的ARCH類模型參數(shù)估計(jì)之所以趨于合理，其中一個(gè)重要的原因是證券市場(chǎng)規(guī)模的壯大。因?yàn)橹挥幸?guī)模足夠大，才能避免少數(shù)人操縱股市，減少過(guò)度投機(jī)。我國(guó)證券市場(chǎng)還不十分活躍,還存在少數(shù)人操縱價(jià)格，使股票市場(chǎng)過(guò)度波動(dòng)的現(xiàn)象，這與國(guó)家股、部分法人股不能流通這個(gè)因素有關(guān)。（2）穩(wěn)定證券市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，積極培養(yǎng)一支結(jié)構(gòu)合理的投資者隊(duì)伍。中國(guó)股市存在著過(guò)度投機(jī)現(xiàn)象，因此，要注意投資者隊(duì)伍的素質(zhì)培養(yǎng)，培養(yǎng)一批具有專業(yè)投資理念的從業(yè)人員，必然可以有效地緩解我國(guó)股市嚴(yán)重的投機(jī)現(xiàn)象。具體來(lái)講，可以從以下幾個(gè)方面著手：一是在證券結(jié)構(gòu)方面，要發(fā)展大盤股，按照產(chǎn)業(yè)政策，對(duì)高新技術(shù)企業(yè)及重點(diǎn)能源、交通、原材料企業(yè)，要支持它們上市籌資；二是在需求結(jié)構(gòu)上，要增加機(jī)構(gòu)投資者，組建真正的投資基金，因?yàn)檎嬲硗顿Y者的基金組織都是比較穩(wěn)定的，一般是以投資為主，而不是以投機(jī)為主。（3）政府應(yīng)避免過(guò)多行政干預(yù)，讓股票市場(chǎng)盡快市場(chǎng)化、法制化、規(guī)范化。在完善的金融市場(chǎng)上，政府主要是利用政策手段，制定各種政策法規(guī)來(lái)影響市場(chǎng)各主體的行為，以達(dá)到間接地調(diào)控市場(chǎng)的目的。成熟股市的股價(jià)由市場(chǎng)自由調(diào)節(jié)，并且波動(dòng)時(shí)間一般都比較長(zhǎng)。每一次大的政策變動(dòng)，都會(huì)引起股票市場(chǎng)短期的劇烈波動(dòng)，從而助長(zhǎng)股票市場(chǎng)的投機(jī)行為。政府對(duì)股市的管理更應(yīng)該走上正規(guī)化、法制化的軌道，加快建立法治秩序，改善法規(guī)體系與司法效率，包括建立能切實(shí)保證公司董事和高管人員履行對(duì)全體股東的受托責(zé)任的法律制度，建立有效的股東權(quán)利和債權(quán)人權(quán)利的保障機(jī)制。完善的公司法和證券法是證券市場(chǎng)健康運(yùn)行的基本先決條件，迄今為止中國(guó)證券市場(chǎng)的發(fā)展過(guò)程證明了這一點(diǎn)。（4）規(guī)范證券市場(chǎng)的信息機(jī)制，使股票價(jià)格能準(zhǔn)確地反映股票的真實(shí)價(jià)值。由于我國(guó)股票市場(chǎng)在信息分布、信息加工和信息傳遞等方面都存在許多不足，市場(chǎng)交易者的行為非理性和大量的噪聲交易，使證券市場(chǎng)價(jià)格產(chǎn)生劇烈波動(dòng)，市場(chǎng)信息效率低，無(wú)法實(shí)現(xiàn)證券市場(chǎng)的價(jià)值發(fā)現(xiàn)功能、優(yōu)化資源配置功能。要使股票市場(chǎng)穩(wěn)定發(fā)展，必須規(guī)范信息運(yùn)行機(jī)制，構(gòu)建合理的“信息——預(yù)期——價(jià)格”機(jī)制，嚴(yán)格執(zhí)行《證券法》，盡快完善現(xiàn)行信息披露制度，使其具有更強(qiáng)的可操作性。應(yīng)規(guī)范上市公司及會(huì)計(jì)事務(wù)所、律師事務(wù)所等中介機(jī)構(gòu)的信息披露制度，建立風(fēng)險(xiǎn)內(nèi)部約束和法律外部制約機(jī)制，確保證券市場(chǎng)的基礎(chǔ)信息具有充分性、完整性、真實(shí)性和可靠性。監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)在更廣泛的范圍對(duì)違規(guī)進(jìn)行查處，同時(shí)可考慮修改信息披露制度中的處罰條例，加大處罰力度。（5）加快制度創(chuàng)新和制度發(fā)展，彌補(bǔ)制度缺口，建立有利于市場(chǎng)發(fā)育成熟的制度。要加快產(chǎn)品創(chuàng)新和拓展市場(chǎng)的深度與廣度，建立基于市場(chǎng)的金融創(chuàng)新機(jī)制，發(fā)展多層次、多品種、多渠道的完整市場(chǎng)，循序漸進(jìn)地放松管制和進(jìn)行監(jiān)管改革，促進(jìn)市場(chǎng)發(fā)育，加速經(jīng)濟(jì)與金融自由化進(jìn)程。監(jiān)管改革主要涵蓋兩個(gè)方面，一是實(shí)現(xiàn)監(jiān)管機(jī)構(gòu)的獨(dú)立化和專業(yè)化，二是由替代市場(chǎng)作用的監(jiān)管轉(zhuǎn)向推動(dòng)市場(chǎng)發(fā)展的監(jiān)管。也要加快完善市場(chǎng)主體的治理結(jié)構(gòu)和自律機(jī)制，包括執(zhí)業(yè)標(biāo)準(zhǔn)、運(yùn)作質(zhì)量、生存能力和競(jìng)爭(zhēng)力的提升，以及交易所等自律組織和證券公司等市場(chǎng)機(jī)構(gòu)的獨(dú)立、專業(yè)化運(yùn)作。還要加快推動(dòng)配套改革支持，包括政商關(guān)系再造，推進(jìn)市場(chǎng)導(dǎo)向的國(guó)有資產(chǎn)管理體制改革，推進(jìn)政府改革與政府職能的轉(zhuǎn)換。（6）加大對(duì)外開(kāi)放力度，促進(jìn)我國(guó)證券市場(chǎng)與國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)接軌。隨著我國(guó)證券市場(chǎng)的發(fā)展與完善，已經(jīng)吸引越來(lái)越多的境外投資者進(jìn)入國(guó)內(nèi)進(jìn)行直接投資，與此同時(shí)，也有越來(lái)越多的境內(nèi)公司選擇海外上市，伴隨資本的大量流動(dòng)及經(jīng)濟(jì)全球化的日益推進(jìn)，我國(guó)股票市場(chǎng)與國(guó)際接軌是必由之路。當(dāng)然，要徹底轉(zhuǎn)軌，需要全社會(huì)巨大的、長(zhǎng)時(shí)期的努力，而不會(huì)一蹴而就。
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篇4
【論文摘要】本文首先回顧了行為股利理論的相關(guān)文獻(xiàn)，然后在此基礎(chǔ)上，選取的A股市~20022007年上市公司作為研究樣本，結(jié)合股權(quán)分置改革，運(yùn)用行為股利理論探討我國(guó)上市公司現(xiàn)金股利政策影響因素，為拓展行為公司財(cái)務(wù)在中國(guó)股票市場(chǎng)的應(yīng)用提供了新思路。
【論文關(guān)鍵詞】行為股利理論；現(xiàn)金股利；股權(quán)分置改革
一、行為股利理論的理論綜述
行為股利學(xué)派從行為科學(xué)角度研究股利政策，改變了傳統(tǒng)理論的思維方法和分析方法，極大地拓展了財(cái)務(wù)學(xué)家的研究視野，使得對(duì)‘骰利之謎”的闡釋進(jìn)入一個(gè)全新的領(lǐng)域。由于行為股利學(xué)派是行為財(cái)務(wù)學(xué)在公司股利決策領(lǐng)域的延伸，所以行為股利理論的很多分析方法都來(lái)源于行為財(cái)務(wù)學(xué)。
(一)國(guó)外行為股利理論文獻(xiàn)回顧
Lintner(1956)提出股利行為模型，根據(jù)公司公平的觀點(diǎn)，即把盈利中的多少返還給投資者是公平的，設(shè)定了一個(gè)股利支付的目標(biāo)比率。由于公司管理者認(rèn)為穩(wěn)定支付現(xiàn)金紅利的公司將受投資者歡迎，存在現(xiàn)金紅利溢價(jià)，投資者對(duì)公司增加和減少現(xiàn)金紅利的態(tài)度具有不對(duì)稱性。因此，公司盡可能穩(wěn)定現(xiàn)金紅利支付水平不輕易提高或降低。Shefrin和Statman(1984)在投資者自我控制問(wèn)題、期望理論和后悔厭惡(regretaversion)的基礎(chǔ)上提出了一個(gè)解釋投資者為何偏好現(xiàn)金股利的模型。現(xiàn)金紅利可以使投資者克服自我控制問(wèn)題。同時(shí)，公司支付現(xiàn)金紅利有利于投資者從心理上容易區(qū)分公司盈利狀況，避免遺憾心理，增加投資者的主觀效用。這一理論可以說(shuō)明公司支付現(xiàn)金紅利實(shí)際上是迎合投資者偏好。Baker和Wurgler(2002)通過(guò)放松MM股利無(wú)關(guān)論的有效市場(chǎng)假定，構(gòu)建了股利‘‘迎合理論”(cateirngtheoryofdividendso)該理論認(rèn)為由于投資者通常對(duì)公司進(jìn)行分類，支付現(xiàn)金紅利的公司和不支付現(xiàn)金紅利的公司被視為兩類。投資者對(duì)這兩類公司的興趣及紅利政策偏好時(shí)常變化，進(jìn)而對(duì)股票價(jià)格產(chǎn)生影響。公司管理者通常迎合投資者偏好制定紅利政策，迎合的最終目的在于獲得股票溢價(jià)（dividendpremium)。即當(dāng)投資者對(duì)支付現(xiàn)金紅利的股票給予溢價(jià)時(shí)，管理者就支付現(xiàn)金紅利；當(dāng)投資者偏好股票股利，對(duì)發(fā)放股票股利的股票給予溢價(jià)時(shí)，管理者就改為發(fā)放股票紅利。
(二)國(guó)內(nèi)行為股利理論回顧
近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者也開(kāi)始運(yùn)用行為股利理論，討論了我國(guó)上市公司股利政策的形成機(jī)理。陳煒(2003)采用超額收益率的事件研究法，利用深市1995～2002年數(shù)據(jù)，提出中國(guó)上市公司股利支付政策的制定與公司管理層迎合市場(chǎng)和投資者需求有關(guān)，某時(shí)期市場(chǎng)對(duì)某種股利政策感興趣，則投資者傾向于該種股利政策。黃果和陳收(20o4)運(yùn)用Baker和Wurgler的投合理論研究認(rèn)為，中國(guó)上市公司管理層根據(jù)股票價(jià)格所反映出來(lái)的投資者的需求，投其所好制定出相應(yīng)的股利政策以實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)。饒育蕾和馬吉慶(2004)研究認(rèn)為，我國(guó)證券市場(chǎng)的投資者對(duì)現(xiàn)金股利存在心理值域，一旦派現(xiàn)超越這一值域，不僅使企業(yè)流出大量現(xiàn)金，而且可能物極必反，引起投資者對(duì)惡意派現(xiàn)的猜忌。由于流通股和非流通股并存，也有學(xué)者提出上市公司發(fā)放股利并沒(méi)有真正考慮流通股股東的利益。沈藝峰、黃娟娟(2007)認(rèn)為，在一個(gè)中小股東法律保護(hù)較弱的市場(chǎng)中，對(duì)于股權(quán)相對(duì)集中的上市公司，大股東存在利用股利剝削中小股東的動(dòng)機(jī)，作為股利供給方的上市公司所制訂的股利政策往往只迎合了大股東的股利需要，而忽視了中小投資者的股利需要。
(三)本文思路
由于我國(guó)特殊的經(jīng)濟(jì)體制、客觀環(huán)境以及股權(quán)分置導(dǎo)致的流通股東與非流通股股東的目標(biāo)函數(shù)不一致，形成了上市公司股利政策的支付水平偏低、分配動(dòng)機(jī)復(fù)雜和政策穩(wěn)定性較差三大特征。股權(quán)分置改革之前，國(guó)內(nèi)股票市場(chǎng)中大量國(guó)有股和法人股非流通，這使得中國(guó)股票市場(chǎng)長(zhǎng)期處于供不應(yīng)求的買方市場(chǎng)狀態(tài)，造成股市過(guò)度投機(jī)，短線投資者遠(yuǎn)多于長(zhǎng)線投資者。他們絕大多數(shù)對(duì)上市公司派現(xiàn)不感興趣，而是更為關(guān)注二級(jí)市場(chǎng)上股票價(jià)格的漲跌。同時(shí)，上市公司的流通股股東持股數(shù)量約占總股數(shù)的l／3，流通股股東很難對(duì)上市公司的股利決策產(chǎn)生影響。而Baker和wurgler的股利迎合理論以及所進(jìn)行的兩個(gè)檢驗(yàn)的樣本都是基于股權(quán)相對(duì)分散、中小投資者法律保護(hù)較好的美國(guó)證券市場(chǎng)，他們并沒(méi)有考慮到類似于在中國(guó)等股權(quán)相對(duì)集中、而中小投資者法律保護(hù)又較差的國(guó)家里股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)上市公司股利政策所產(chǎn)生的影響。目前，股權(quán)分置改革已基本完成，在股權(quán)分置改革的特殊背景下，運(yùn)用行為股利理論探討上市公司現(xiàn)金股利政策據(jù)有一定的現(xiàn)實(shí)意義。
二、現(xiàn)金股利實(shí)證分析
(一)模型建立和樣本選取
本文選取中國(guó)所有上市公司2002～2007年的年度股利分配政策作為研究樣本，剔除了下列上市公司：①含有B股或H股上市公司的樣本；②上市公司處于特殊處理(ST或PT)的樣本；③在2007年l2月31日之前未完成股權(quán)分置改革的上市公司④金融或公共事業(yè)行業(yè)上市公司的樣本；⑤上市公司總資產(chǎn)或凈利潤(rùn)小于0的樣本；⑥所需變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文選取每股現(xiàn)金股利作為被解釋變量，股權(quán)分置改革從根本上對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了影響，國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者在股利政策的研究都表明股權(quán)結(jié)構(gòu)是影響上市公司股利政策的重要因素，所以本文將股權(quán)結(jié)構(gòu)作為解釋變量。為了量化股權(quán)結(jié)構(gòu)，本文取了股權(quán)結(jié)構(gòu)的兩個(gè)重要表現(xiàn)形式作為解釋變量：流通股比例和第一大股東持股比例。因此，建立以下模型：CDPS=a+bLTBL+cH1+dEPS+eRI+Ⅱ￡P(guān)C+gDA+hSIZE+8其中：a為常數(shù)項(xiàng)；b—h為回歸系數(shù)；￡為殘差項(xiàng)。
考慮到各公司經(jīng)營(yíng)狀況差異較大以及不同年份各影響因素對(duì)現(xiàn)金股利政策的不同影響，因此，該模型適合本文分析的需要，即通過(guò)分別計(jì)量股權(quán)分置改革前后股利政策與第一大股東持股、流通股比例、盈利能力、現(xiàn)金充裕度等因素之間的關(guān)聯(lián)性并對(duì)關(guān)聯(lián)性作縱向比較，來(lái)考察股改前后對(duì)上市公司股利政策是否有影響。為股權(quán)分置改革對(duì)上市公司股利政策的影響的理論解釋提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，控制變量包括每股收益(EPS)、業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率(RI)、每股現(xiàn)金凈流量(EPC)、資產(chǎn)負(fù)債率(D／A)企業(yè)規(guī)模(Size)。
(二)現(xiàn)金股利實(shí)證結(jié)果分析
1．股改前2002～2005年數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果(表1)。
表1顯示：(~)AdjustedR—squared達(dá)到了0．304，說(shuō)明模型的擬合度較好；F值較大，說(shuō)明模型的整體顯著性水平也很好。Durbin—Watson值接近2，反映自變量并沒(méi)有自相關(guān)現(xiàn)象。②常數(shù)項(xiàng)、第一大股東持股比例（HI）、每股收益(EPS)、企業(yè)規(guī)模(Size)的t統(tǒng)計(jì)值都大于2，且在5％的置信水平上顯著。③流通股比例(LTBL)、業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率(RI)、每股現(xiàn)金凈流量(EPC)的t統(tǒng)計(jì)值小于2，說(shuō)明參數(shù)非顯著可取。
通過(guò)上述分析，可以推出股權(quán)分置改革前第一大股東持股比例、每股收益和企業(yè)規(guī)模對(duì)每股現(xiàn)金股利都有影響，呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，其中每股收益和第一大股東持股比例對(duì)每股現(xiàn)金股利的影響較大。值得注意的是，流通股比例與每股現(xiàn)金股利呈正相關(guān)關(guān)系，但不顯著。由此推斷：股改前，流通股比例對(duì)每股現(xiàn)金股利的影響甚微，上市公司在發(fā)放現(xiàn)金股利時(shí)幾乎并沒(méi)有考慮流通股股東這一因素。
2．股改后2006～2007年數(shù)據(jù)回歸分析結(jié)果(表2)
2)。表2顯示的是股改后流通股比例、第一大股東持股比例、每股收益、業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率、每股現(xiàn)金凈流量、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模對(duì)每股現(xiàn)金股利的影響的回歸分析結(jié)果。表2顯示：①AdjustedR—squared達(dá)到了0．343，說(shuō)明模型的擬合度較好；F值較大，說(shuō)明模型的整體顯著性水平也很好，Durbin—Watson值接近2，反映自變量并沒(méi)有自相關(guān)現(xiàn)象。②除業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率、每股現(xiàn)金凈流量的t檢驗(yàn)值小于2外，其余五個(gè)自變量連同常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)值都大于2，說(shuō)明參數(shù)通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，參數(shù)顯著可取。③回歸結(jié)果顯示，股權(quán)分置改革后，流通股比例、第一大股東持股比例、每股收益、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)規(guī)模對(duì)每股現(xiàn)金股利都有影響，其中第一大股東持股比例、每股收益、企業(yè)規(guī)模與每股現(xiàn)金股利呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系；流通股比例、資產(chǎn)負(fù)債率和每股現(xiàn)金股利呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系。
三、結(jié)論及建議
(一)研究結(jié)論
從以上分析可以看出，股權(quán)分置改革前后，流通股比例與每股現(xiàn)金股利之間的關(guān)系發(fā)生了顯著的變化，由股改前的正相關(guān)轉(zhuǎn)為了股改后的負(fù)相關(guān)，同時(shí)參數(shù)估計(jì)值由股改前的非顯著可取變?yōu)轱@著可取。換言之，股改前流通股比例對(duì)每股現(xiàn)金股利幾乎無(wú)影響；而股改后，流通股比例越高，每股現(xiàn)金股利越低，且參數(shù)估計(jì)值的絕對(duì)值增大了2倍，說(shuō)明股改后流通股比例對(duì)每股現(xiàn)金股利的影響更大。股改前后第一大股東持股比例與每股現(xiàn)金股利以及現(xiàn)金股利發(fā)放率均呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系，這與先前一些學(xué)者提出的我國(guó)上市公司存在的大股東侵占中小股東利益和現(xiàn)金股利的‘隧道”效應(yīng)是相吻合的。但從股改前后參數(shù)估計(jì)值的比較來(lái)看，股改后，參數(shù)估計(jì)值在減小，即第一大股東持股比例對(duì)每股現(xiàn)金股利的影響程度在降低。根據(jù)股利迎合理論，以往的股利政策僅僅為了迎合大股東的需要，而不考慮廣大中小股東利益的局面有所改觀，這說(shuō)明股改的效應(yīng)開(kāi)始體現(xiàn)。
此外，股改前后現(xiàn)金股利和每股收益都表現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系，這與先前一些學(xué)者得出的現(xiàn)金股利與當(dāng)期盈余呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，隨盈利波動(dòng)現(xiàn)象突出的結(jié)論是一致的。值得一提的是，股改前后每股現(xiàn)金凈流量、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率與每股現(xiàn)金股利關(guān)系不顯著。說(shuō)明一方面企業(yè)管理者在制定股利政策時(shí)并未考慮企業(yè)的現(xiàn)金流，另一方面，由于我國(guó)證券市場(chǎng)的投機(jī)氣氛很濃，大部分流通股股東只想賺取買賣差價(jià)，獲取資本利得，并不關(guān)心現(xiàn)金股利的發(fā)放，所以企業(yè)制定現(xiàn)金股利政策時(shí)并未考慮外部投資者是否會(huì)看好企業(yè)的成長(zhǎng)潛力。
篇5
關(guān)鍵詞：股票收益率；GARCH模型；統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)
在風(fēng)險(xiǎn)管理中，我們往往關(guān)注的就是資產(chǎn)收益率的分布。許多實(shí)證研究表明，金融資產(chǎn)收益率分布表現(xiàn)出尖峰、厚尾的特征。另外,收益率序列還具有條件異方差性、波動(dòng)聚集性等特點(diǎn)。選擇合適的統(tǒng)計(jì)模型對(duì)金融資產(chǎn)收益率分布進(jìn)行描述顯得尤為重要。
1數(shù)據(jù)選取
本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)選取上海股市綜合指數(shù)(簡(jiǎn)稱上證綜指)每日收盤指數(shù)?？紤]到我國(guó)于1996年12月16日開(kāi)始實(shí)行漲跌停板限價(jià)交易，即除上市首日以外，股票、基金類證券在一個(gè)交易日的交易價(jià)格相對(duì)上一個(gè)交易日收市價(jià)格的漲跌幅不得超過(guò)10%，本文把數(shù)據(jù)分析時(shí)段選擇為：1996.12.16-2007.05.18，共2510組有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源為CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)分析采用軟件為Eviews5.1。通過(guò)對(duì)原始序列的自然對(duì)數(shù)變換，得到上證綜指收益率序列，有2509個(gè)數(shù)據(jù)，記為RSH。
2基本統(tǒng)計(jì)分析
2.1序列的基本統(tǒng)計(jì)量
對(duì)稱分布的偏度應(yīng)為等于0，而上證綜指收益率的偏度為負(fù)值，說(shuō)明該序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出現(xiàn)正值的概率小于收益率出現(xiàn)負(fù)值的概率。另外，已知正態(tài)分布的峰度等于3，而上證綜指收益率的峰度是8.919924，遠(yuǎn)大于3，這表明RSH序列不服從正態(tài)分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相關(guān)性
采用Ljung-BoxQ統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)上證綜指收益率序列的自相關(guān)性。原假設(shè)為序列不存在階自相關(guān)。根據(jù)上證綜指收益率的10階滯后期的Q統(tǒng)計(jì)值及其相應(yīng)概率值可知，上證綜指收益率的相關(guān)性并不顯著。
2.3序列的平穩(wěn)性和正態(tài)性
為了避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，在建立回歸模型之前須對(duì)收益率序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF方法檢驗(yàn)RSH序列的平穩(wěn)性，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-51.7733，遠(yuǎn)小于MacKinnon的1％臨界值，認(rèn)為上證綜指收益率序列不存在單位根，是顯著平穩(wěn)的。這就避免了非平穩(wěn)性帶來(lái)的許多缺陷。上證綜指收益率序列的D.W.值為1.9705，非常接近于2，表明其殘差序列不存在序列相關(guān)。
本文使用Jarque-Bera方法對(duì)RSH序列其進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為3682.735(p=0.000)，概率值足夠小以至于必須懷疑原假設(shè)的正確性。這也就說(shuō)明，用正態(tài)分布對(duì)中國(guó)股市收益率的波動(dòng)性進(jìn)行描述是不正確的。
2.4ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)
大量的實(shí)證分析表明，大多數(shù)金融資產(chǎn)收益率序列的條件方差具有時(shí)變性，即ARCH效應(yīng)。利用ARCH-LM方法檢驗(yàn)殘差序列中是否存在ARCH效應(yīng)。選擇滯后階數(shù)為5階，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為28.92598(p=0.000)，表明殘差存在顯著的ARCH效應(yīng)，至少存在5階的ARCH效應(yīng)。這就意味著必須估計(jì)很多個(gè)參數(shù)，而這卻是很難精確的做到。在這種情況下，可以用一個(gè)低階的GARCH模型代替，以減少待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。
3分布模型的確定
金融時(shí)間序列的分布往往具有比正態(tài)分布更寬的尾部。為了更精確地描述這些時(shí)間序列分布的尾部特征，本文分別運(yùn)用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型擬合樣本數(shù)據(jù)。
較之其它模型，GARCH-t(1,1)模型的對(duì)數(shù)似然值有所增加，同時(shí)AIC和SC值都變小，這說(shuō)明GARCH-t(1,1)模型對(duì)上證綜指收益率序列波動(dòng)的刻畫能力要強(qiáng)于其它模型。對(duì)模型中的未知參數(shù)進(jìn)行極大似然估計(jì)，得出GARCH-t(1,1)模型為：
均值方程為：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程為：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH項(xiàng)和GARCH項(xiàng)的系數(shù)都是顯著的，且兩項(xiàng)系數(shù)之和為0.9592，小于1，滿足參數(shù)約束條件。另外，系數(shù)之和非常接近于1，表明收益率序列的條件方差所受的沖擊是持久的，這對(duì)所有的未來(lái)預(yù)測(cè)都有重要作用。
4分布模型的檢驗(yàn)
模型建立的好壞首先要檢驗(yàn)其是否有效的消除原序列的異方差性。另外，基于收益率序列概率積分變換的檢驗(yàn)方法，可以檢驗(yàn)序列分布與理論分布的擬合情況。對(duì)原序列做概率積分變換，然后檢驗(yàn)變換后的序列是否服從i.i.d.（ol）均勻分布。一般地對(duì)變換后的序列進(jìn)行BDS檢驗(yàn)，以判斷其是否是獨(dú)立同分布。而運(yùn)用Kolmogorov-Smirnov(K-S)檢驗(yàn)則可以檢驗(yàn)變換后的序列是否服從均勻分布。4.1殘差序列的ARCH-LM檢驗(yàn)
對(duì)新方程產(chǎn)生的殘差序列{εx}進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，以觀察是否還存在ARCH效應(yīng)。選擇滯后階數(shù)為1階，ARCH-LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為0.629764(p=0.426)。伴隨概率顯著不為0，即接受原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列{εx}不存在ARCH效應(yīng)。這說(shuō)明，用GARCH-t(1,1)模型擬合樣本數(shù)據(jù)可以消除序列的異方差效應(yīng)。
殘差εxt的分布為vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根據(jù)殘差序列的數(shù)值，變換為vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度為vx=4.6528的t分布函數(shù)，對(duì)其進(jìn)行概率積分變換，得到新序列記為{ut}。新序列{ut}在理論上應(yīng)是獨(dú)立同分布序列，且服從(0,1)的均勻分布。因此，本文通過(guò)BDS檢驗(yàn)、K-S檢驗(yàn)對(duì)新序列{ut}的分布進(jìn)行檢驗(yàn)。
4.2BDS檢驗(yàn)
BDS檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列為獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量。根據(jù)表中的概率值可知，在顯著性水平α=0.05下，認(rèn)為新序列{ut}為獨(dú)立同分布的變量。
4.3K-S檢驗(yàn)
對(duì)新序列{ut}進(jìn)行K-S檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為0.0175(p=0.4245)，這表明，用新序列{ut}服從獨(dú)立同分布的(0,1)均勻分布。這也說(shuō)明了GARCH-t(1,1)模型可以較好的擬合上證綜指收益率序列的分布。
5結(jié)論
本文對(duì)上證綜指對(duì)對(duì)數(shù)收益率序列的分布模型進(jìn)行了實(shí)證研究。在現(xiàn)實(shí)生活中，金融收益序列分布不僅呈現(xiàn)出偏斜、尖峰、厚尾等特征，還具有異方差的特性，本文首先通過(guò)大量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法驗(yàn)證了金融時(shí)間序列的各項(xiàng)特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滯后收斂性，從而大大減少了參數(shù)的個(gè)數(shù)，提高了參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性。在運(yùn)用正態(tài)分布假設(shè)的GARCH模型來(lái)描述金融收益序列的條件分布時(shí)，正態(tài)分布假設(shè)常常被拒絕，人們用一些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布來(lái)替代正態(tài)分布假設(shè)，從而得到一系列GARCH模型的擴(kuò)展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依據(jù)嚴(yán)密的統(tǒng)計(jì)分析方法選擇了GARCH-t(1,1)模型描述上證綜指對(duì)數(shù)收益率序列的分布。最后，根據(jù)各項(xiàng)模型檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，用GARCH-t(1,1)模型描述上證綜指收益率序列是有充分理由的。
參考文獻(xiàn)
［1］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模:Eviews應(yīng)用及實(shí)例［M］.北京:清華大學(xué)出版社,2006.
［3］易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用［M］.北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2002.
［4］劉仁和，陳柳欽.中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)的統(tǒng)計(jì)特征分析［J］.現(xiàn)代管理科學(xué)，2005,（1）:108~109.
篇6
關(guān)鍵詞：股票收益率；GARCH模型；統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)
在風(fēng)險(xiǎn)管理中，我們往往關(guān)注的就是資產(chǎn)收益率的分布。許多實(shí)證研究表明，金融資產(chǎn)收益率分布表現(xiàn)出尖峰、厚尾的特征。另外，收益率序列還具有條件異方差性、波動(dòng)聚集性等特點(diǎn)。選擇合適的統(tǒng)計(jì)模型對(duì)金融資產(chǎn)收益率分布進(jìn)行描述顯得尤為重要。
1數(shù)據(jù)選取
本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)選取上海股市綜合指數(shù)(簡(jiǎn)稱上證綜指)每日收盤指數(shù)。考慮到我國(guó)于1996年12月16日開(kāi)始實(shí)行漲跌停板限價(jià)交易，即除上市首日以外，股票、基金類證券在1個(gè)交易日的交易價(jià)格相對(duì)上1個(gè)交易日收市價(jià)格的漲跌幅不得超過(guò)10%，本文把數(shù)據(jù)分析時(shí)段選擇為：1996.12.16-2007.05.18，共2510組有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源為CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)分析采用軟件為Eviews5.1。通過(guò)對(duì)原始序列的自然對(duì)數(shù)變換，得到上證綜指收益率序列，有2509個(gè)數(shù)據(jù)，記為RSH。
2基本統(tǒng)計(jì)分析
2.1序列的基本統(tǒng)計(jì)量
對(duì)稱分布的偏度應(yīng)為等于0，而上證綜指收益率的偏度為負(fù)值，說(shuō)明該序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出現(xiàn)正值的概率小于收益率出現(xiàn)負(fù)值的概率。另外，已知正態(tài)分布的峰度等于3，而上證綜指收益率的峰度是8.919924，遠(yuǎn)大于3，這表明RSH序列不服從正態(tài)分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相關(guān)性
采用Ljung-BoxQ統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)上證綜指收益率序列的自相關(guān)性。原假設(shè)為序列不存在階自相關(guān)。根據(jù)上證綜指收益率的10階滯后期的Q統(tǒng)計(jì)值及其相應(yīng)概率值可知，上證綜指收益率的相關(guān)性并不顯著。
2.3序列的平穩(wěn)性和正態(tài)性
為了避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，在建立回歸模型之前須對(duì)收益率序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF方法檢驗(yàn)RSH序列的平穩(wěn)性，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-51.7733，遠(yuǎn)小于MacKinnon的1％臨界值，認(rèn)為上證綜指收益率序列不存在單位根，是顯著平穩(wěn)的。這就避免了非平穩(wěn)性帶來(lái)的許多缺陷。上證綜指收益率序列的D.W.值為1.9705，非常接近于2，表明其殘差序列不存在序列相關(guān)。
本文使用Jarque-Bera方法對(duì)RSH序列其進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為3682.735(p=0.000)，概率值足夠小以至于必須懷疑原假設(shè)的正確性。這也就說(shuō)明，用正態(tài)分布對(duì)中國(guó)股市收益率的波動(dòng)性進(jìn)行描述是不正確的。
2.4ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)
大量的實(shí)證分析表明，大多數(shù)金融資產(chǎn)收益率序列的條件方差具有時(shí)變性，即ARCH效應(yīng)。利用ARCH-LM方法檢驗(yàn)殘差序列中是否存在ARCH效應(yīng)。選擇滯后階數(shù)為5階，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為28.92598(p=0.000)，表明殘差存在顯著的ARCH效應(yīng)，至少存在5階的ARCH效應(yīng)。這就意味著必須估計(jì)很多個(gè)參數(shù)，而這卻是很難精確的做到。在這種情況下，可以用1個(gè)低階的GARCH模型代替，以減少待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。
3分布模型的確定
金融時(shí)間序列的分布往往具有比正態(tài)分布更寬的尾部。為了更精確地描述這些時(shí)間序列分布的尾部特征，本文分別運(yùn)用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型擬合樣本數(shù)據(jù)。
較之其它模型，GARCH-t(1，1)模型的對(duì)數(shù)似然值有所增加，同時(shí)AIC和SC值都變小，這說(shuō)明GARCH-t(1，1)模型對(duì)上證綜指收益率序列波動(dòng)的刻畫能力要強(qiáng)于其它模型。對(duì)模型中的未知參數(shù)進(jìn)行極大似然估計(jì)，得出GARCH-t(1，1)模型為：
均值方程為：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程為：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH項(xiàng)和GARCH項(xiàng)的系數(shù)都是顯著的，且兩項(xiàng)系數(shù)之和為0.9592，小于1，滿足參數(shù)約束條件。另外，系數(shù)之和非常接近于1，表明收益率序列的條件方差所受的沖擊是持久的，這對(duì)所有的未來(lái)預(yù)測(cè)都有重要作用。
4分布模型的檢驗(yàn)
模型建立的好壞首先要檢驗(yàn)其是否有效的消除原序列的異方差性。另外，基于收益率序列概率積分變換的檢驗(yàn)方法，可以檢驗(yàn)序列分布與理論分布的擬合情況。對(duì)原序列做概率積分變換，然后檢驗(yàn)變換后的序列是否服從i.i.d.（ol）均勻分布。1般地對(duì)變換后的序列進(jìn)行BDS檢驗(yàn)，以判斷其是否是獨(dú)立同分布。而運(yùn)用Kolmogorov-Smirnov(K-S)檢驗(yàn)則可以檢驗(yàn)變換后的序列是否服從均勻分布。4.1殘差序列的ARCH-LM檢驗(yàn)
對(duì)新方程產(chǎn)生的殘差序列{εx}進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，以觀察是否還存在ARCH效應(yīng)。選擇滯后階數(shù)為1階，ARCH-LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為0.629764(p=0.426)。伴隨概率顯著不為0，即接受原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列{εx}不存在ARCH效應(yīng)。這說(shuō)明，用GARCH-t(1，1)模型擬合樣本數(shù)據(jù)可以消除序列的異方差效應(yīng)。
殘差εxt的分布為vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根據(jù)殘差序列的數(shù)值，變換為vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度為vx=4.6528的t分布函數(shù)，對(duì)其進(jìn)行概率積分變換，得到新序列記為{ut}。新序列{ut}在理論上應(yīng)是獨(dú)立同分布序列，且服從(0，1)的均勻分布。因此，本文通過(guò)BDS檢驗(yàn)、K-S檢驗(yàn)對(duì)新序列{ut}的分布進(jìn)行檢驗(yàn)。
4.2BDS檢驗(yàn)
BDS檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列為獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量。根據(jù)表中的概率值可知，在顯著性水平α=0.05下，認(rèn)為新序列{ut}為獨(dú)立同分布的變量。
4.3K-S檢驗(yàn)
對(duì)新序列{ut}進(jìn)行K-S檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為0.0175(p=0.4245)，這表明，用新序列{ut}服從獨(dú)立同分布的(0，1)均勻分布。這也說(shuō)明了GARCH-t(1，1)模型可以較好的擬合上證綜指收益率序列的分布。
5結(jié)論
本文對(duì)上證綜指對(duì)對(duì)數(shù)收益率序列的分布模型進(jìn)行了實(shí)證研究。在現(xiàn)實(shí)生活中，金融收益序列分布不僅呈現(xiàn)出偏斜、尖峰、厚尾等特征，還具有異方差的特性，本文首先通過(guò)大量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法驗(yàn)證了金融時(shí)間序列的各項(xiàng)特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滯后收斂性，從而大大減少了參數(shù)的個(gè)數(shù)，提高了參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性。在運(yùn)用正態(tài)分布假設(shè)的GARCH模型來(lái)描述金融收益序列的條件分布時(shí)，正態(tài)分布假設(shè)常常被拒絕，人們用1些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布來(lái)替代正態(tài)分布假設(shè)，從而得到1系列GARCH模型的擴(kuò)展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依據(jù)嚴(yán)密的統(tǒng)計(jì)分析方法選擇了GARCH-t(1，1)模型描述上證綜指對(duì)數(shù)收益率序列的分布。最后，根據(jù)各項(xiàng)模型檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，用GARCH-t(1，1)模型描述上證綜指收益率序列是有充分理由的。
參考文獻(xiàn)
［1］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：Eviews應(yīng)用及實(shí)例［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2006.
［3］易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用［M］.北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2002.
［4］劉仁和，陳柳欽.中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)的統(tǒng)計(jì)特征分析［J］.現(xiàn)代管理科學(xué)，2005，（1）：108~109.
篇7
股票市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論研究中的一個(gè)新課題。當(dāng)經(jīng)濟(jì)學(xué)家詳細(xì)探討了貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融中介與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系后，感到如何界定股票市場(chǎng)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用是非常重要的，其目的是要揭示未來(lái)股票市場(chǎng)的發(fā)展前景和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛力。對(duì)于股票市場(chǎng)尚未充分發(fā)展的許多發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō)，假如股票市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著正相關(guān)關(guān)系，那么，促進(jìn)股票市場(chǎng)的發(fā)展就是顯而易見(jiàn)的政策建議。
截至2000年3月初，我國(guó)股票市場(chǎng)的A股流通市值已達(dá)10609．4億元，在上海與深圳證券交易所上市發(fā)行A股的公司達(dá)到了929家。股票市場(chǎng)的規(guī)模和流動(dòng)性指標(biāo)與發(fā)展中國(guó)家以及發(fā)達(dá)國(guó)家相比，已經(jīng)達(dá)到較高的水平。我國(guó)1993—1999年間A股流通市值與GDP的比率平均為0．052，46個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家在1976—1993年間的平均比率為0．32。1993—1999年間我國(guó)A股的平均交易率(股票成交金額與GDP的比率)為0．275，1976—1993年間美國(guó)股市的平均交易率為0．29，英國(guó)為0．253，韓國(guó)為0．183，泰國(guó)為0．144。顯然，我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展與國(guó)民經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系越來(lái)越緊密了。
怎樣研究和確定股票市場(chǎng)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系呢?萊文和澤爾沃斯(LevineandZeros，1998)在總結(jié)阿切和喬萬(wàn)諾維克(AtjeandJovanovie，1993)等人研究成果的基礎(chǔ)上，再次證實(shí)了一個(gè)重要的假設(shè)：股票市場(chǎng)的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。
本文運(yùn)用萊文和澤爾沃斯(1998)提出的方法對(duì)1993—1999年期間我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，以檢驗(yàn)我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否起到了促進(jìn)作用。一、變量與數(shù)據(jù)的解釋
為了檢驗(yàn)股票市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系，我們需要確定以下幾個(gè)方面的指標(biāo)。
(1)股票市場(chǎng)發(fā)展的指標(biāo)。下述四個(gè)指標(biāo)可以反映我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展水平。
第一個(gè)指標(biāo)是資本化率，用Capitalization表示，等于每一季度A股流通市值與名義季度GDP的比率，我們用它來(lái)反映股市的發(fā)展?fàn)顩r。之所以選擇流通市值而不是市價(jià)總值，是因?yàn)槲覀冋J(rèn)為國(guó)家股和法人股并沒(méi)有上市流通，不具備股票市場(chǎng)應(yīng)有的風(fēng)險(xiǎn)分散、信息收集等功能，只有社會(huì)公眾股才能代表我國(guó)股票市場(chǎng)的規(guī)模和發(fā)展水平。股票市場(chǎng)規(guī)模越大，募集資本和分散風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)?？紤]到B股相對(duì)于A股規(guī)模較小，1999年底B股流通市值僅為A股流通市值的3．5％，將B股舍去不會(huì)影響計(jì)量模型的準(zhǔn)確性。流通市值等于在上交所和深交所上市的股票A股流通市值之總和。1998年和1999年的季度流通市值數(shù)據(jù)來(lái)自《上海證券交易所統(tǒng)計(jì)月報(bào)》(1998．1—1999．12)和《深圳證券交易所市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)》(1998．1—1999．12)；上交所1994年第三季度至1997年第四季度的流通市值和深交所1994年第一季度至1997年第四季度的流通市值來(lái)自《中國(guó)證券期貨統(tǒng)計(jì)年鑒》(1995—1998年)；上交所1993年第一季度至1994年第二季度的流通市值和深交所1993年的季度流通市值無(wú)法從公開(kāi)出版物上獲得現(xiàn)成數(shù)據(jù)，我們利用上市公司每季度末的流通股本和股票的收盤價(jià)計(jì)算而得。1992年第四季度至1999年第四季度的季度GDP數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)》(1992．11—2000．2)。
第二個(gè)指標(biāo)是交易率，用Value表示，等于上交所和深交所每季A股總成交金額與季度名義GDP的比值。反映出以經(jīng)濟(jì)總量為基礎(chǔ)的股市流動(dòng)性。1998年第一季度至1999年第四季度的A股成交金額來(lái)自《上海證券交易所統(tǒng)計(jì)月報(bào)》(1998．1—1999．12)和《深圳證券交易所市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)》(1998．1—1999．12)；1994年至1997年的A股成交金額來(lái)自《中國(guó)證券期貨統(tǒng)計(jì)年鑒》(1995—1998年)；1993年的A股季度成交金額在公開(kāi)出版物上難于找到現(xiàn)成的數(shù)據(jù)，我們依據(jù)《中國(guó)證券報(bào)》(1993．1—1993．12)和《證券市場(chǎng)周刊》(1993．1—1993．2)上的數(shù)據(jù)計(jì)算得出。
第三個(gè)指標(biāo)是換手率，用Turnover表示，等于A股季度成交金額除以A股季度流通市值。高換手率意味著相對(duì)低的交易費(fèi)用。第二和第三個(gè)指標(biāo)均反映了股票市場(chǎng)的流動(dòng)性(Liqridity)。
第四個(gè)指標(biāo)是股票市場(chǎng)收益率波動(dòng)，用Volatility表示，等于滬市A股指數(shù)的季度標(biāo)準(zhǔn)差。滬市A股指數(shù)來(lái)自《中國(guó)證券報(bào)》(1993．1—1999．12)。在我們研究的期限內(nèi)，深市和滬市大盤的走勢(shì)基本一致，因此，我們只計(jì)算了滬市A股指數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。因?yàn)樯鲜泄镜募径燃t利分配數(shù)據(jù)無(wú)法精確得到，所以我們?cè)谟?jì)算股票收益率的波動(dòng)時(shí)，只計(jì)算了資本利得的標(biāo)準(zhǔn)差。
(2)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)。考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們使用三個(gè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)。
第一個(gè)指標(biāo)是實(shí)際GDP季度環(huán)比增長(zhǎng)率，用GY表示。我們以1993年第一季度為基期，計(jì)算各季的商品零售價(jià)格指數(shù)(RPI)，基期RPI=100。用名義GDP除以當(dāng)季的RPI就得到實(shí)際GDP季度環(huán)比增長(zhǎng)率。在計(jì)算各季的商品零售價(jià)格指數(shù)時(shí)，采用商品零售價(jià)格的月度環(huán)比數(shù)據(jù)，其中1996年和1997年各月的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)物價(jià)及城鎮(zhèn)居民家庭收支統(tǒng)計(jì)年鑒》(1996年、1997年)，其它年份的商品零售價(jià)格月度環(huán)比數(shù)據(jù)散見(jiàn)于《價(jià)格理論與實(shí)踐》(1992．11—2000．1)、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)》(1992．11—1996．2)、《宏觀經(jīng)濟(jì)管理》(1994．8—1996．2)。需要指出的是，在Capi-talization、Valre以及下文中的Savings、Depth指標(biāo)中，我們使用的均是名義GDP，這是因?yàn)橥ㄘ浥蛎浕蛲ㄘ浘o縮同時(shí)作用于這些指標(biāo)的分子與分母，兩者相除在一定程度—亡抵銷了這種影響。
第二個(gè)指標(biāo)是國(guó)有單位固定資產(chǎn)投資季度環(huán)比增長(zhǎng)率，用GC表示。理由是：①無(wú)法獲得資本存量的季度折舊數(shù)據(jù)，所以不使用資本存量增長(zhǎng)率指標(biāo)；②無(wú)法獲得全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完整的季度數(shù)據(jù)，由于我國(guó)上市公司絕大多數(shù)屬于國(guó)有企業(yè)，股票市場(chǎng)的發(fā)展和國(guó)有企業(yè)的投資活動(dòng)聯(lián)系較為密切，所以使用國(guó)有單位固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)。各季度國(guó)有單位固定資產(chǎn)投資的名義值同樣除以季度零售物價(jià)指數(shù)而化為實(shí)際值，然后再計(jì)算各季度的環(huán)比增長(zhǎng)率。1993年第一季度至1999年第四季度的名義國(guó)有單位固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)》(1992．11—1994．5)和《宏觀經(jīng)濟(jì)管理》(1994．8—2000．2)。
第三個(gè)指標(biāo)是居民的銀行儲(chǔ)蓄率，用Savings表示，等于居民本季度末的儲(chǔ)蓄存款余額減去上季度末的儲(chǔ)蓄存款余額再除以該季度的名義GDP。1993年第一季度至1997年第四季度的居民儲(chǔ)蓄存款季度末余額來(lái)自《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》(1995—1998年)，1998年第一季度至1998，年第四季度的居民儲(chǔ)蓄存款季度末余額來(lái)自《宏觀經(jīng)濟(jì)管理》(1998．5—2000．2)。
(3)傳統(tǒng)的金融深化指標(biāo)。用Depth來(lái)表示，測(cè)定金融中介的規(guī)模，等于金融中介的流動(dòng)負(fù)債(現(xiàn)金以及銀行與非銀行金融中介的活期和帶息流動(dòng)負(fù)債)與當(dāng)季GDP的比率，即M2／GDP。這里的M2是上季度末和本季度末廣義貨幣供應(yīng)量(M2)存量的算術(shù)平均值。1993年第一季度至1997年第四季度的M2來(lái)自《中國(guó)金融年鑒》(1995—1998年)，1998年第一季度至1999年第四季度的M2來(lái)自《宏觀經(jīng)濟(jì)管理》(1998．5—2000，2)。因?yàn)?993年前后M2的統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生了變化，所以1993年第一季度的Depth指標(biāo)中的M2更指1993年第一季度末的廣義貨幣供應(yīng)量余額。在現(xiàn)實(shí)世界中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到許多因素內(nèi)影響。為了檢驗(yàn)股票市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系是否獨(dú)立于其它變量，有必要結(jié)合相定變量進(jìn)行分析。金融中介與股票市場(chǎng)在優(yōu)比資源配置中的功能有很多重疊之處，西方關(guān)于金融中介的理論表明金融中介同樣能夠降低信息獲取成本、促進(jìn)對(duì)大企業(yè)的控制，以及提供風(fēng)險(xiǎn)分散和提高流動(dòng)性的機(jī)制。但越來(lái)越多的理論和實(shí)證研究表明股票市場(chǎng)和金融中介在經(jīng)濟(jì)體系中提供了不盡相同的功能。例如，股票市場(chǎng)在提供風(fēng)險(xiǎn)分散和提高流動(dòng)性機(jī)制方面似乎有更大的優(yōu)勢(shì)，而金融中介在降低信息獲取成本和對(duì)大企業(yè)控制方面似乎比股市做得更好。因此，我們把股票市場(chǎng)和金?謚薪櫸旁諭桓瞿P橢薪惺抵ぱ芯?，壹s煅榘私鶉謚薪槎躍迷齔さ撓跋旌蠊善筆諧∮刖迷齔ぶ淶南喙匭浴6?、回归结果及其分?/P>
運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)之間的關(guān)系進(jìn)行線性回歸，我們得到以下幾個(gè)結(jié)果：結(jié)果一：Capitalization、Value和Capitalization(-2)和Capitalization(-4)、Value(-4)都顯著地進(jìn)入回歸模型(相應(yīng)的t檢驗(yàn)值都大于1．71)。
當(dāng)期的Capitalization、Value和GY之間的高相關(guān)度并不一定說(shuō)明股票市場(chǎng)的發(fā)展推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增因?yàn)楫?dāng)期經(jīng)濟(jì)的繁榮同樣會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期股票市場(chǎng)交易的活躍。在回歸模型中，CaPitalization(-4)的偏相關(guān)系數(shù)比Capital-ization的偏相關(guān)系數(shù)要大(由1．93增加到2.37)，而Value(-4)的偏相關(guān)系數(shù)與Value的偏相關(guān)系數(shù)相比，則沒(méi)有發(fā)生多少變化(由0．63變化到0．60)。這說(shuō)明當(dāng)期股票市場(chǎng)的規(guī)模和流動(dòng)性水平與一年后經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的相關(guān)度是非常高的。僅僅根據(jù)上述數(shù)據(jù)，我們?nèi)匀徊荒艿贸龉善笔袌?chǎng)推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論。因?yàn)檫€存在著另外‘下問(wèn)題——“價(jià)格效應(yīng)”，即預(yù)期將來(lái)經(jīng)濟(jì)的繁榮會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期股票價(jià)格的上漲、股票交易的活躍?！皟r(jià)格效應(yīng)”會(huì)使股票流通市值擴(kuò)大，成交金額增加。為了檢驗(yàn)“價(jià)格效應(yīng)”是否是促成GY和Capitaliza-tion(-4)，Value(-4)之間高相關(guān)性的主要原因，我們把Capitalization(-4)和Value(-4)放在同一個(gè)方程中進(jìn)行回歸，表1顯示的回歸結(jié)果表明價(jià)格效應(yīng)不是主要原因。因?yàn)镃apitalization(-4)仍然顯著地進(jìn)入回歸模型，而且Capitaliza-tion(-4)的偏相關(guān)系數(shù)雖然有所下降(由2．37下降為2．28)，但依然相當(dāng)大。由于，我們大膽地引申出如下結(jié)論：這些年我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)在總體上起到了有力的促進(jìn)作用。為了增強(qiáng)這一結(jié)論的說(shuō)服力，下述幾個(gè)方面的論證無(wú)疑是必要的。
首先，銀行貸款得到的是固定的利息收入，無(wú)法分享高風(fēng)險(xiǎn)投資帶來(lái)的高收益。因此，銀行的中長(zhǎng)期貸款總是在貸款合同中規(guī)定貸款的用途，限制企業(yè)將資金投資于高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目。投資者購(gòu)買股票能夠通過(guò)股票價(jià)格的上漲，分享高風(fēng)險(xiǎn)投資帶來(lái)的高收益，因此，上市公司將籌集的資金大部分用于知識(shí)、技術(shù)更加密集的項(xiàng)目得到了投資者的認(rèn)可，而且企業(yè)在投資這些項(xiàng)目時(shí)不再面臨短期還本付息的壓力。上市公司確實(shí)也將80％以上的資金用于新建、擴(kuò)建項(xiàng)目和技改項(xiàng)目，這些項(xiàng)目的投資回報(bào)率一般都較高。
其次，上市公司的股票價(jià)格是廣大投資者對(duì)公司投資決策、管理水平、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)較為客觀的評(píng)價(jià)，會(huì)對(duì)公司管理層產(chǎn)生一定的監(jiān)督壓力。朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)的高市盈率會(huì)促使上市公司管理層增加對(duì)科研的投入，增加產(chǎn)品的科技含量。同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)上市公司股票價(jià)格的差異反映了投資者對(duì)公司經(jīng)營(yíng)管理水平的不同評(píng)估，公司的股票價(jià)格隨著不盡如人意報(bào)表的公布而下跌，這些都是投資者迫使企業(yè)管理層改善自身管理水平、提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的一種市場(chǎng)壓力。股價(jià)的低迷也將使公司配股資金的籌集遇到極大的困難，這是股票市場(chǎng)保證資源優(yōu)化配置的一項(xiàng)重要機(jī)制?？v觀目前國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于中國(guó)股市有效性的實(shí)證研究結(jié)果，大部分結(jié)論支持中國(guó)股市已逐漸達(dá)到弱式有效性，即股票價(jià)格反映了所有過(guò)去的價(jià)格和交易信息。股票市場(chǎng)達(dá)到弱式有效性也意味著股票市場(chǎng)配置資源的效率在不斷提高。
第三，國(guó)有銀行在貸款項(xiàng)目的選擇上并沒(méi)有一套科學(xué)、嚴(yán)格的評(píng)估方法，而且還要經(jīng)常發(fā)放一些低效的政策性貸款，對(duì)那些效率低下的國(guó)有企業(yè)進(jìn)行“輸血”，使銀行信貸資源沒(méi)有實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置。我國(guó)公司上市名額非常稀缺，證監(jiān)會(huì)的選擇盡管不是最優(yōu)的，但是基于“稀缺性”所形成的遴選機(jī)制，使獲準(zhǔn)上市的企業(yè)往往是該行業(yè)、該地區(qū)的優(yōu)秀企業(yè)，相對(duì)說(shuō)來(lái)，募集資金的流向和使用效率還是相當(dāng)高的。此外，我國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)上市公司配股權(quán)的獲得規(guī)定了年度凈資產(chǎn)收益率的下限，這是保證資源優(yōu)化配置的一項(xiàng)重要制度。
第四，我國(guó)國(guó)有企業(yè)所有者缺位，對(duì)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)者的監(jiān)督非常缺乏，作為大信貸者的國(guó)有銀行，同樣面臨委托——的沖突問(wèn)題，對(duì)企業(yè)信貸的使用缺乏事后的監(jiān)督，使資源在企業(yè)內(nèi)部并沒(méi)有得到最優(yōu)的配置。將國(guó)有企業(yè)推向股票市場(chǎng)，建立起董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)、股東大會(huì)，特別是吸納的法人投資者對(duì)國(guó)有企業(yè)管理者存在著一定程度的監(jiān)督。上市公司要定期公布中報(bào)、年報(bào)和一些重要事項(xiàng)，也就增加了國(guó)有企業(yè)管理的透明度，便于企業(yè)接受外部投資者的監(jiān)督。對(duì)1998年底已在滬深兩市交易的174家上市公司的統(tǒng)計(jì)顯示：1994年至1998年間總經(jīng)理共發(fā)生了65次非正常變更(排除因年齡、生病這兩種原因引起的變更)，平均每家公司為0．37次。上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)差、公司發(fā)生購(gòu)并引起股權(quán)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)是總經(jīng)理非正常變更的主要原因。我們的統(tǒng)計(jì)表明，在1998年發(fā)生的52起實(shí)質(zhì)性資產(chǎn)重組(第一大股東易主)中，總經(jīng)理全部被更換。通過(guò)股票市場(chǎng)，對(duì)上市公司管理者內(nèi)部監(jiān)督、外部約束的加強(qiáng)有利于實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。
結(jié)果二：在股票市場(chǎng)的規(guī)模指標(biāo)和流動(dòng)性指標(biāo)都進(jìn)入模型的三個(gè)回歸方程中，Val-ue、Valre(-2)和Valre(-4)都不再顯著地進(jìn)入回歸模型(相應(yīng)的t檢驗(yàn)值都較小)。
這說(shuō)明在我國(guó)股市發(fā)展處于初級(jí)階段的這幾年里，股票市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大，也就是我們所說(shuō)的“擴(kuò)容”，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于提高股票市場(chǎng)的流動(dòng)性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。這一結(jié)論與萊文和澤爾沃斯(1998)得出的結(jié)論差異較大。萊文和澤爾沃斯對(duì)42個(gè)國(guó)家作了跨國(guó)分析后認(rèn)為，提高股票市場(chǎng)的流動(dòng)性，便利股票的交易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用大于擴(kuò)大股市規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。對(duì)此，我們的解釋是：提高股票市場(chǎng)的流動(dòng)性，能夠降低投資股票的風(fēng)險(xiǎn)，從而使投資者更愿意投資于高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的長(zhǎng)期項(xiàng)目。但是我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展尚處于初級(jí)階段，廣大投資者對(duì)新股的需求遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于供給，存在著新股的“短缺”現(xiàn)象，這也是我國(guó)對(duì)新股發(fā)行實(shí)行配額制的原因。在這種情況下，投資者購(gòu)買新股的熱情決不會(huì)因?yàn)楣善笔袌?chǎng)流動(dòng)性的降低而減少。更重要的一個(gè)原因可能是直接融資替代間接融資使資源配置的優(yōu)化效應(yīng)大于因股市流動(dòng)性增加而加強(qiáng)了對(duì)企業(yè)管理層的監(jiān)督所實(shí)現(xiàn)的優(yōu)化資源配置的效應(yīng)。而且，股市規(guī)模的擴(kuò)大便于投資者隱藏私人信息，對(duì)私人信息的壟斷能使投資者獲取更高的交易利潤(rùn)，這就激勵(lì)投資者花費(fèi)更高的成本去搜集企業(yè)信息。這些信息將隨著股票交易逐漸滲入到股票價(jià)格中，股票價(jià)格對(duì)企業(yè)信息的反映越是充分，股票市場(chǎng)的價(jià)格信號(hào)功能和對(duì)管理者的監(jiān)督控制功能就越完善，資源的配資效率就越高。
結(jié)果三：換手率指標(biāo)Turnover、Turnover(-2)、Turnover(-4)都不顯著地進(jìn)入回歸模型。而且換手率的偏相關(guān)系數(shù)相當(dāng)小，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)聯(lián)度很低。
我國(guó)股票市場(chǎng)的換手率極高，1993年至1999年年度平均換手率為5．27，1976—1993年間美國(guó)的平均換手率0．493，日本為0．469，泰國(guó)為0．739，韓國(guó)為0．832財(cái)。我國(guó)股票市場(chǎng)的換手率不僅高，而且與實(shí)質(zhì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相脫離，由換手率指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間關(guān)系的非顯著性可以看出，我國(guó)股票市場(chǎng)的投機(jī)性非常強(qiáng)。在一個(gè)股機(jī)性很強(qiáng)的股票市場(chǎng)中，投資者購(gòu)買股票是為了在短期內(nèi)將股票在一個(gè)更高的價(jià)位上拋售，追求的目標(biāo)純粹是資本利得。這種短期行為使投資者更關(guān)注股票的技術(shù)分析、K線形態(tài)、炒作概念，而對(duì)上市公司的投資決策、管理效率、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)、行業(yè)發(fā)展都不會(huì)花費(fèi)足夠的精力去調(diào)查研究。這樣，上市公司的管理層就不會(huì)面臨中小股東的監(jiān)督壓力，而且股票價(jià)格中包含的實(shí)質(zhì)信息也會(huì)非常少。股票價(jià)格與公司實(shí)際經(jīng)營(yíng)管理狀況相脫離，資本市場(chǎng)對(duì)上市公司管理層的監(jiān)督就被削弱了。
結(jié)果四：Volatility和Volatility(-4)都不顯著地進(jìn)入回歸模型，Volatility(—2)顯著地進(jìn)入回歸模型，而且Volatility(—2)的偏向關(guān)系數(shù)是-1．09。
這說(shuō)明我國(guó)股票市場(chǎng)收益率的波動(dòng)在一定程度上影響了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。股票市場(chǎng)總體收益率波動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差可以看作是投資股票的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，這種風(fēng)險(xiǎn)是無(wú)法用投資組合加以克服的。因此，這種市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)越大，則風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的投資者就越不愿意投資于股市，他們寧愿將錢存在銀行里，追求低風(fēng)險(xiǎn)的穩(wěn)定收益。這勢(shì)必會(huì)影響新股的發(fā)行規(guī)模、發(fā)行市盈率以及已上市公司的配股功能。這從一定程度上證實(shí)了德龍等人(BradfordDelongetal，1989)的觀點(diǎn)：股票市場(chǎng)收益率的波動(dòng)會(huì)阻礙投資和資源的優(yōu)化配置。
結(jié)果五：金融深化的指標(biāo)Depth顯著地進(jìn)入所有的回歸模型，而且Depth的偏回歸系數(shù)是負(fù)的。
這一檢驗(yàn)結(jié)果與其他學(xué)者的研究結(jié)論相似，金融中介的發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。
三、進(jìn)一步解釋
一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率由人均資本存量和全要素勞動(dòng)生產(chǎn)率決定，股票市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用也是通過(guò)影響人均資本存量和全要素勞動(dòng)生產(chǎn)率來(lái)實(shí)現(xiàn)的。居民的儲(chǔ)蓄存款是社會(huì)的人力資本投資、企業(yè)固定資產(chǎn)投資、研究與開(kāi)發(fā)的重要資金來(lái)源，而這些方面的投資決定了一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的高低。因此，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)中國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可得性，我們可以從以下兩個(gè)回歸模型進(jìn)行分析：
1.中國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展與國(guó)有單位固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)的相關(guān)性模型。這一模型的回歸結(jié)果顯示，除了Capitalization(-2)和Vaule(—2)外，其余衡量我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展?fàn)顩r的幾個(gè)指標(biāo)均不顯著地進(jìn)入回歸模型。
Capitalization(-2)和Vaule(-2)的偏回歸系數(shù)均為正，這說(shuō)明股票市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大，交易的活躍增加了國(guó)有單位固定資產(chǎn)的投資。而且這個(gè)效應(yīng)滯后了半年，說(shuō)明我國(guó)上市公司從資金募集到項(xiàng)目投資的間隔大約為半年左右。同時(shí)，股票融資和國(guó)有單位固定資產(chǎn)投資之間的正相關(guān)關(guān)系也說(shuō)明股票市場(chǎng)的直接融資和銀行的間接融資并不是純粹的替代交系，企業(yè)從股票市場(chǎng)募集資金后確實(shí)會(huì)減少向銀行借款，但是企業(yè)募集資金的大部分卻是投向一些技術(shù)含量較高、投資周期較長(zhǎng)的新項(xiàng)目，而這些項(xiàng)目在企業(yè)上市之前是很難從銀行獲得貸款的。即使能夠獲得銀行貸款，也會(huì)因?yàn)橘Y金成本過(guò)高降低了投資項(xiàng)目的收益率而被企業(yè)放棄。如果這些項(xiàng)目獲得資本市場(chǎng)的支持，就可以轉(zhuǎn)變成新的生產(chǎn)能力，其收益率是比較高的。從這個(gè)角度看，股票市場(chǎng)優(yōu)化資源配置的功能確實(shí)加快了企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。研究顯示，當(dāng)期固定資產(chǎn)投資的增加只是等量的增加了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，而投資項(xiàng)目外部性的逐漸溢出則提高了全社會(huì)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)以更快的速度增長(zhǎng)。鑒于我國(guó)季度勞動(dòng)生產(chǎn)率數(shù)據(jù)難覓，我們無(wú)法對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率和股票市場(chǎng)發(fā)展的相關(guān)性進(jìn)行回歸。
2．中國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展與居民銀行儲(chǔ)蓄的相關(guān)性模型。這一模型的回歸結(jié)果顯示：
結(jié)果一：當(dāng)期、滯后半年和滯后一年的Capitalization和Value均顯著地進(jìn)入回歸模型(相應(yīng)的t檢驗(yàn)值均大于1．71)。股票市場(chǎng)的規(guī)模指標(biāo)和交易率指標(biāo)與居民銀行儲(chǔ)蓄率呈負(fù)相關(guān)性。
這說(shuō)明，股票市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大、交易的活躍將誘使居民減少投機(jī)性貨幣需求，將這部分儲(chǔ)蓄存款投資到股票市場(chǎng)中。因?yàn)?，投機(jī)性貨幣需求追求的只是資產(chǎn)的最高期望收益，股票價(jià)格的普遍上漲、市場(chǎng)成交量的放大使股票投資的收益率遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)了銀行儲(chǔ)蓄。1999年“5．19”行情啟動(dòng)后，第三和第四季度居民儲(chǔ)蓄存款余額僅比上季度增加了190．83億元和257．69億元，而1998年第三和第四季度居民儲(chǔ)蓄存款余額則分別比上一季度增加了1633億元和1827億元。2000年2月14日股市暴漲了9％以后，滬深兩市開(kāi)戶的投資者在3天內(nèi)劇增了7萬(wàn)多戶。股票一級(jí)市場(chǎng)的穩(wěn)定性高收益也吸引著大量的資金滯留在股票一級(jí)市場(chǎng)中，隨著股市的不斷“擴(kuò)容”，越來(lái)越多的儲(chǔ)蓄存款加入到“搖獎(jiǎng)隊(duì)伍”。我們的實(shí)證結(jié)果證明了本斯維格和史密斯(BenciVengaandSmith，1991)提出的觀點(diǎn)：股票市場(chǎng)流動(dòng)性的提高、交易成本的下降將導(dǎo)致居民銀行儲(chǔ)蓄率的下降。居民儲(chǔ)蓄存款的下降會(huì)減少銀行的可貸資金，進(jìn)而使新增投資下降，最終減緩了一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。本文前面的回歸結(jié)果卻表明股票市場(chǎng)推動(dòng)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。對(duì)此，我們的解釋是：a．在我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展的初期階段，股票市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)的資源配置優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用要大于居民銀行儲(chǔ)蓄率下降導(dǎo)致的投資下降對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用；b．國(guó)有企業(yè)通過(guò)新股發(fā)行和配股融通到的資金部分補(bǔ)償了銀行門接融資的下降；c．近年來(lái)我國(guó)銀行業(yè)一直處于“超存”的狀態(tài)，居民儲(chǔ)蓄存款的下降，一部分減少了銀行的超額準(zhǔn)備金，資金的更加有效利用還提高了投資收益率。
結(jié)果二：Volatility(-2)和Savings呈顯著性正相關(guān)關(guān)系。
這說(shuō)明股票市場(chǎng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)越高，居民就越青睞收益穩(wěn)定的銀行儲(chǔ)蓄。股票市場(chǎng)上投資者數(shù)量的減少，交易資金的下降將削弱股票市場(chǎng)功能的發(fā)揮，從而阻礙經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。這一結(jié)果進(jìn)一步論證了本文Volatility(-2)和GY之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。
結(jié)果三：GY(-4)在所有的回歸方程中都和Savings呈非常顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。
這說(shuō)明上一年收入的增加會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期居民銀行儲(chǔ)蓄率的下降。一種可能的解釋是：根據(jù)持久收入假說(shuō)，如果居民預(yù)期未來(lái)的收入會(huì)保持現(xiàn)在的增長(zhǎng)速度或以更高的速度增長(zhǎng)時(shí)，他們會(huì)在下一年度增加消費(fèi)，減少儲(chǔ)蓄，提前享受未來(lái)收入增長(zhǎng)帶來(lái)的好處，從而盡量使較長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)的消費(fèi)趨于平穩(wěn)。這樣，我們就會(huì)看到儲(chǔ)蓄率將隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高而下降。四、結(jié)論
篇8
論文提要:股權(quán)分置改革完成后，我國(guó)的資本市場(chǎng)得到極大的發(fā)展。公司債券1市場(chǎng)也面臨著全新的發(fā)展環(huán)境，2007年中國(guó)證監(jiān)會(huì)正式《實(shí)施公司債券發(fā)行試點(diǎn)辦法》。本文基于新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)，探討公司債券市場(chǎng)發(fā)展的必要性、可行性，進(jìn)而提出發(fā)展公司債券市場(chǎng)的建議。
近年來(lái)，全球金融形勢(shì)日益復(fù)雜多變，金融危機(jī)時(shí)有發(fā)生，成熟的債券市場(chǎng)，不僅是金融危機(jī)的避風(fēng)港，更是經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定器。我國(guó)股票市場(chǎng)自股權(quán)分置改革完成以來(lái)，實(shí)現(xiàn)了制度性變革，得到了極大的發(fā)展，然而債券市場(chǎng)特別是公司債券市場(chǎng)的發(fā)展依然滯后。為此，本文探討在當(dāng)前有利的發(fā)展環(huán)境下，公司債券市場(chǎng)發(fā)展的新契機(jī)。
一、發(fā)展公司債券市場(chǎng)的必要性
（一）國(guó)際上，從金融危機(jī)看債券市場(chǎng)尤其是公司債券市場(chǎng)的“備用輪胎”2意義。
1997年爆發(fā)的東南亞金融危機(jī)，其原因是多方面的，但是這些東南亞國(guó)家無(wú)一例外都缺乏一個(gè)相對(duì)有效的資本市場(chǎng)，融資嚴(yán)重依賴銀行體系，短期融資（經(jīng)常是外幣融資）過(guò)度，期限與幣種雙重錯(cuò)配。當(dāng)大量的資本流入突然逆轉(zhuǎn)時(shí)，便導(dǎo)致貨幣和銀行危機(jī)。在危機(jī)發(fā)生后，出現(xiàn)資產(chǎn)價(jià)格暴跌時(shí)，一個(gè)發(fā)達(dá)的公司債券市場(chǎng)能在銀行資本基礎(chǔ)受到急劇削弱，嚴(yán)重妨礙其放貸能力時(shí)，能夠作為公司融資的重要渠道，及時(shí)跟進(jìn)，解決企業(yè)部門的燃眉之急，進(jìn)而緩解經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響。顯然東南亞國(guó)家由于缺乏由債券市場(chǎng)提供的減震機(jī)制，沒(méi)有債券市場(chǎng)能夠?yàn)橥顿Y者提供資金轉(zhuǎn)移的緩沖區(qū)域。
因此，正如戈登斯坦3所指出的那樣，新興國(guó)家防范和化解貨幣錯(cuò)配風(fēng)險(xiǎn)的措施之一就是，應(yīng)優(yōu)先發(fā)展本國(guó)債券市場(chǎng)，鼓勵(lì)發(fā)展可供使用的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖保值工具。金融體系的多樣化可以避免金融領(lǐng)域的問(wèn)題擴(kuò)展到整個(gè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。從實(shí)踐來(lái)看，危機(jī)之后，東南亞各國(guó)亡羊補(bǔ)牢，迅速發(fā)展了債券市場(chǎng)尤其是公司債券市場(chǎng)。例如韓國(guó)、馬來(lái)西亞公司債余額占GDP比重由1997年29.5％、16.53％上升到2001年的38.2％和31.74％。而我國(guó)公司債券市場(chǎng)的發(fā)展相對(duì)落后。
美國(guó)在上世紀(jì)80年代初以及80年代末90年代初，曾經(jīng)發(fā)生過(guò)兩次銀行業(yè)危機(jī)，一次因拉美債務(wù)危機(jī)而起，另一次源自商業(yè)不動(dòng)產(chǎn)危機(jī)。在這兩次危機(jī)中，美國(guó)銀行部門遭受了重大損失，其資本基礎(chǔ)受到急劇削弱，嚴(yán)重妨礙其放貸能力，此時(shí)，美國(guó)的債券市場(chǎng)在不同程度上，起到替代銀行體系，為企業(yè)融資發(fā)揮了重要作用。這就是債券市場(chǎng)對(duì)銀行體系的備用輪胎作用。
（二）在國(guó)內(nèi)，發(fā)展公司債券市場(chǎng)是優(yōu)化資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、拓寬企業(yè)的籌資途徑、避免風(fēng)險(xiǎn)過(guò)度集中在銀行體系、并為投資者提供更多投資工具的有利措施。
目前我國(guó)的資本市場(chǎng)已初具規(guī)模，但是單一資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)所暴露出來(lái)的一系列問(wèn)題，如投資品種的匱乏和避險(xiǎn)工具的缺乏，遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能滿足投資者日益增長(zhǎng)的對(duì)不同投資品種的需求，也不能滿足企業(yè)的融資需求。
長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)企業(yè)融資中銀行貸款的占比很高，銀行體系承擔(dān)了大量債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。銀行資金來(lái)源短期化，資金運(yùn)用長(zhǎng)期化趨勢(shì)明顯，資產(chǎn)負(fù)債期限錯(cuò)配問(wèn)題嚴(yán)重。由于存在人民幣升值預(yù)期，資產(chǎn)負(fù)債結(jié)構(gòu)中的貨幣錯(cuò)配現(xiàn)象也逐漸顯現(xiàn)。期限和貨幣的雙重錯(cuò)配使得銀行體系面臨著較大的利率風(fēng)險(xiǎn)、匯率風(fēng)險(xiǎn)和流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，不利于整個(gè)國(guó)家金融體系的穩(wěn)定。而公司債券的發(fā)行將風(fēng)險(xiǎn)分散到眾多投資者身上，且能通過(guò)二級(jí)市場(chǎng)更好的識(shí)別和量化風(fēng)險(xiǎn)變化，因此，公司債券市場(chǎng)能比銀行貸款分散更多的風(fēng)險(xiǎn)。
目前我國(guó)流動(dòng)性充裕，而投資者缺乏投資途徑，除了低收益的儲(chǔ)蓄存款，只有高風(fēng)險(xiǎn)的股票市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)，中間沒(méi)有過(guò)渡地帶，易受外部沖擊的影響。股權(quán)分置改革完成后，我國(guó)的股票市場(chǎng)由熊轉(zhuǎn)牛，資金大量流入股市，事實(shí)證明，非理性的操作導(dǎo)致了股票市場(chǎng)的大起大落，而一個(gè)發(fā)達(dá)的公司債券市場(chǎng)則能充當(dāng)較好的資金轉(zhuǎn)移的避風(fēng)港和緩沖地帶的角色。
發(fā)展公司債券市場(chǎng)，可以形成結(jié)構(gòu)優(yōu)化的資本市場(chǎng)，促使企業(yè)在面對(duì)更大的投融資約束時(shí)，更理性地選擇風(fēng)險(xiǎn)最小、成本最低的融資渠道；投資者在面對(duì)這樣的市場(chǎng)時(shí)才能更加理性地投資和發(fā)掘資本價(jià)值。
二、發(fā)展公司債券市場(chǎng)的可行性
從市場(chǎng)前景出發(fā)，與國(guó)際資本市場(chǎng)相比，我國(guó)的公司債券市場(chǎng)有巨大的發(fā)展空間，為了加快資本市場(chǎng)改革發(fā)展，國(guó)家已經(jīng)開(kāi)始著手大力發(fā)展公司債券市場(chǎng)，現(xiàn)階段公司債券市場(chǎng)發(fā)展面臨著良好契機(jī)。
（一）宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高增長(zhǎng)率和高儲(chǔ)蓄率,為公司債券市場(chǎng)的發(fā)展創(chuàng)造了良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境
中國(guó)經(jīng)濟(jì)20多年的快速增長(zhǎng)引起了世界的矚目。盡管出現(xiàn)過(guò)較大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，但近年來(lái)經(jīng)濟(jì)保持了穩(wěn)定的增長(zhǎng)。儲(chǔ)蓄水平不斷提高，經(jīng)濟(jì)保持高速增長(zhǎng)。從中長(zhǎng)期趨勢(shì)看，中國(guó)金融市場(chǎng)將保持一個(gè)寬松的資金環(huán)境，這必將推動(dòng)公司債券市場(chǎng)的大發(fā)展。其一：中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)高增長(zhǎng)奠定了保持高儲(chǔ)蓄的基礎(chǔ)，為債券市場(chǎng)提供充足的資金來(lái)源；其二：人口老齡化趨勢(shì)的加速，預(yù)防性儲(chǔ)蓄將增加，從而形成對(duì)債券市場(chǎng)穩(wěn)定的中長(zhǎng)期需求；其三：需求約束、產(chǎn)能過(guò)度是中國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨的中長(zhǎng)期挑戰(zhàn)，從商品市場(chǎng)轉(zhuǎn)移出的資金將轉(zhuǎn)向包括債券產(chǎn)品在內(nèi)的金融投資；其四：隨著對(duì)商業(yè)銀行資本充足率考核逐漸嚴(yán)格，銀行資金運(yùn)用將轉(zhuǎn)向能夠節(jié)約資本使用的債券投資方面，從而對(duì)債券投資形成較為強(qiáng)勁的需求。
（二）公司債券市場(chǎng)面臨的微觀金融環(huán)境有了一定改善
公司債券市場(chǎng)的微觀金融環(huán)境已在逐漸改善。一是投資主體不斷成熟。二是監(jiān)管理念和制度的創(chuàng)新。以銀行間債券市場(chǎng)為例，近年來(lái)這一市場(chǎng)之所以產(chǎn)品、交易方式、工具等不斷創(chuàng)新，一個(gè)重要原因就在于監(jiān)管理念和方式的變化；三是投資者保護(hù)制度逐漸完善，證券投資者保護(hù)基金以及保險(xiǎn)保障基金已經(jīng)設(shè)立，存款保險(xiǎn)制度也在建立之中；四是社會(huì)信用體系逐漸改善，信用體系建設(shè)近年來(lái)獲得較快進(jìn)展。與此同時(shí),信用評(píng)級(jí)等中介服務(wù)也在逐漸規(guī)范和發(fā)展,這些都為準(zhǔn)確披露和評(píng)估公司債券的風(fēng)險(xiǎn)創(chuàng)造了有利條件；五是隨著金融產(chǎn)品創(chuàng)新的發(fā)展，圍繞公司債券信用增級(jí)以及其它風(fēng)險(xiǎn)管理手段的創(chuàng)新也將不斷發(fā)展。公司債券作為一種具有信用風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)品，除了通過(guò)信息披露和評(píng)級(jí)正確揭示風(fēng)險(xiǎn)外，還可借助各種金融產(chǎn)品和工具管理其風(fēng)險(xiǎn)。比如，創(chuàng)立由各類資產(chǎn)支持或擔(dān)保的公司債券、信用衍生產(chǎn)品(CDO、CDS等)，就可為公司債券的風(fēng)險(xiǎn)管理提供有效手段。
（三）發(fā)展公司債券市場(chǎng)的政策力度有了增強(qiáng)
股權(quán)分置改革完成以來(lái)，股票市場(chǎng)發(fā)生了制度性的變革，得到了極大的發(fā)展，而債券市場(chǎng)發(fā)展緩慢，與股票市場(chǎng)形成了鮮明的對(duì)比，這與我國(guó)構(gòu)建多層次資本市場(chǎng)、優(yōu)化資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的設(shè)想是相悖的。因此，中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議提出要提高直接融資比重，指出資本市場(chǎng)的發(fā)展壯大，需要特別重視公司債券市場(chǎng)的發(fā)展。主管部門在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良好環(huán)境下，適時(shí)推出許多鼓勵(lì)和支持公司債券市場(chǎng)發(fā)展的措施。其中2007年7月14日中國(guó)證監(jiān)會(huì)正式了《實(shí)施公司債券發(fā)行試點(diǎn)辦法》，為公司債券市場(chǎng)的快速健康發(fā)展提供了良好的法律基礎(chǔ)，使過(guò)去一些束縛公司債券市場(chǎng)發(fā)展的制度性因素得到解決，對(duì)其發(fā)展具有極大的推動(dòng)作用。
1、市場(chǎng)化定價(jià)，利率無(wú)限制。債券發(fā)行的票面利率由發(fā)行人和保薦人(主承銷商)通過(guò)市場(chǎng)詢價(jià)協(xié)商確定。在升息周期中，公司債在票面利率的設(shè)計(jì)上，具有更為廣闊的創(chuàng)新空間。通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制發(fā)現(xiàn)了債券發(fā)行人的信用價(jià)值，為今后公司債券科學(xué)、規(guī)范定價(jià)提供了參考。
2、發(fā)行程序簡(jiǎn)化。以往公司債券的發(fā)行需要經(jīng)過(guò)額度審批和發(fā)行審核兩道程序，而現(xiàn)在公司債的發(fā)行是由證監(jiān)會(huì)主導(dǎo)，采取隨報(bào)隨批的模式，發(fā)行審批程序相對(duì)簡(jiǎn)單，審批速度較快。
3、募集資金用途。債券發(fā)行募集資金可用于償還借款、補(bǔ)充流動(dòng)資金或股權(quán)(資產(chǎn))收購(gòu)，范圍較廣。
4、采用了“一次核準(zhǔn)，分期發(fā)行”的方式，發(fā)行時(shí)間更為寬泛。一方面可以防止資金的閑置，降低資金使用成本；另一方面，發(fā)行人可以根據(jù)對(duì)市場(chǎng)利率水平判斷和資金需求狀況，進(jìn)行有節(jié)奏的發(fā)行，有利于降低融資成本。
5、同時(shí)在固定收益平臺(tái)和競(jìng)價(jià)交易系統(tǒng)上市流通。固定收益平臺(tái)適合機(jī)構(gòu)投資者之間進(jìn)行大宗債券交易，而交易所原有的交易系統(tǒng)具有實(shí)時(shí)、連續(xù)交易的特性，比較適合普通投資者參與債券交易。多種交易方式的有機(jī)結(jié)合，滿足了不同投資者交易的偏好，可引導(dǎo)建立分層次市場(chǎng)。
6、債券條款設(shè)計(jì)創(chuàng)新。債券可以對(duì)條款設(shè)計(jì)創(chuàng)新，比如設(shè)置回售條款，因此為投資者提供了較大的操作空間，提升了債券的價(jià)值，提高了債券的吸引力。
7、可以免擔(dān)保。原來(lái)《企業(yè)債券管理?xiàng)l例》第三十六條規(guī)定，“發(fā)行人在債券發(fā)行前應(yīng)提供保證擔(dān)保，但中國(guó)人民銀行批準(zhǔn)可免予擔(dān)保的除外。擔(dān)保工作經(jīng)中國(guó)人民銀行認(rèn)可后，方可發(fā)行債券?！倍F(xiàn)在公司債發(fā)行無(wú)強(qiáng)制性規(guī)定。
長(zhǎng)江電力2007年第一期公司債券在2007年10月12日在上海證券交易所掛牌上市。長(zhǎng)江電力公司債的順利發(fā)行和上市標(biāo)志著公司債發(fā)展進(jìn)入一個(gè)新的階段。
三、發(fā)展公司債券市場(chǎng)的建議
上文中探討了發(fā)展公司債券市場(chǎng)的必要性以及在新的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，公司債券市場(chǎng)發(fā)展的新契機(jī)。但是是不是就意味著公司債券市場(chǎng)發(fā)展一定能夠成功呢？我們看到，雖然在發(fā)行制度上，現(xiàn)行法規(guī)已經(jīng)極大地改變了過(guò)去受束縛的局面，改善了一些過(guò)去導(dǎo)致公司債券市場(chǎng)發(fā)展滯后的因素。但是仍然需要制度創(chuàng)新來(lái)解決債券的償付和流動(dòng)性問(wèn)題?？梢詮囊韵路矫娼鉀Q：一是繼續(xù)加快國(guó)債市場(chǎng)發(fā)展，建立一個(gè)健全的基準(zhǔn)市場(chǎng)，完善基準(zhǔn)收益率曲線。二是完善公司治理結(jié)構(gòu)，加強(qiáng)約束機(jī)制，發(fā)展更多的合格發(fā)債主體。三是培育投資者隊(duì)伍，引進(jìn)專業(yè)機(jī)構(gòu)投資者。四是加快固定收益平臺(tái)建設(shè)，完善做市商機(jī)制，建立分層次市場(chǎng)，提高二級(jí)市場(chǎng)流動(dòng)性。五是完善信用評(píng)級(jí)體系，鼓勵(lì)本土評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)的發(fā)展。
綜上所述，公司債券市場(chǎng)的發(fā)展面臨著一個(gè)較好的時(shí)機(jī)，公司債券市場(chǎng)的發(fā)展，可以改變我國(guó)間接融資占主導(dǎo)地位、風(fēng)險(xiǎn)過(guò)度集中在銀行體系、企業(yè)融資渠道匱乏、資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)不健全的局面，因此探討其發(fā)展是具有一定現(xiàn)實(shí)意義的。
參考文獻(xiàn):
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關(guān)鍵詞：股票收益率；GARCH模型；統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)
在風(fēng)險(xiǎn)管理中，我們往往關(guān)注的就是資產(chǎn)收益率的分布。許多實(shí)證研究表明，金融資產(chǎn)收益率分布表現(xiàn)出尖峰、厚尾的特征。另外,收益率序列還具有條件異方差性、波動(dòng)聚集性等特點(diǎn)。選擇合適的統(tǒng)計(jì)模型對(duì)金融資產(chǎn)收益率分布進(jìn)行描述顯得尤為重要。
1數(shù)據(jù)選取
本文實(shí)證分析的數(shù)據(jù)選取上海股市綜合指數(shù)(簡(jiǎn)稱上證綜指)每日收盤指數(shù)?？紤]到我國(guó)于1996年12月16日開(kāi)始實(shí)行漲跌停板限價(jià)交易，即除上市首日以外，股票、基金類證券在一個(gè)交易日的交易價(jià)格相對(duì)上一個(gè)交易日收市價(jià)格的漲跌幅不得超過(guò)10%，本文把數(shù)據(jù)分析時(shí)段選擇為：1996.12.16-2007.05.18，共2510組有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源為CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)分析采用軟件為Eviews5.1。通過(guò)對(duì)原始序列的自然對(duì)數(shù)變換，得到上證綜指收益率序列，有2509個(gè)數(shù)據(jù)，記為RSH。
2基本統(tǒng)計(jì)分析
2.1序列的基本統(tǒng)計(jì)量
對(duì)稱分布的偏度應(yīng)為等于0，而上證綜指收益率的偏度為負(fù)值，說(shuō)明該序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出現(xiàn)正值的概率小于收益率出現(xiàn)負(fù)值的概率。另外，已知正態(tài)分布的峰度等于3，而上證綜指收益率的峰度是8.919924，遠(yuǎn)大于3，這表明RSH序列不服從正態(tài)分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相關(guān)性
采用Ljung-BoxQ統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)上證綜指收益率序列的自相關(guān)性。原假設(shè)為序列不存在階自相關(guān)。根據(jù)上證綜指收益率的10階滯后期的Q統(tǒng)計(jì)值及其相應(yīng)概率值可知，上證綜指收益率的相關(guān)性并不顯著。
2.3序列的平穩(wěn)性和正態(tài)性
為了避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，在建立回歸模型之前須對(duì)收益率序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF方法檢驗(yàn)RSH序列的平穩(wěn)性，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為-51.7733，遠(yuǎn)小于MacKinnon的1％臨界值，認(rèn)為上證綜指收益率序列不存在單位根，是顯著平穩(wěn)的。這就避免了非平穩(wěn)性帶來(lái)的許多缺陷。上證綜指收益率序列的D.W.值為1.9705，非常接近于2，表明其殘差序列不存在序列相關(guān)。
本文使用Jarque-Bera方法對(duì)RSH序列其進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為3682.735(p=0.000)，概率值足夠小以至于必須懷疑原假設(shè)的正確性。這也就說(shuō)明，用正態(tài)分布對(duì)中國(guó)股市收益率的波動(dòng)性進(jìn)行描述是不正確的。
2.4ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)
大量的實(shí)證分析表明，大多數(shù)金融資產(chǎn)收益率序列的條件方差具有時(shí)變性，即ARCH效應(yīng)。利用ARCH-LM方法檢驗(yàn)殘差序列中是否存在ARCH效應(yīng)。選擇滯后階數(shù)為5階，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為28.92598(p=0.000)，表明殘差存在顯著的ARCH效應(yīng)，至少存在5階的ARCH效應(yīng)。這就意味著必須估計(jì)很多個(gè)參數(shù)，而這卻是很難精確的做到。在這種情況下，可以用一個(gè)低階的GARCH模型代替，以減少待估參數(shù)的個(gè)數(shù)。
3分布模型的確定
金融時(shí)間序列的分布往往具有比正態(tài)分布更寬的尾部。為了更精確地描述這些時(shí)間序列分布的尾部特征，本文分別運(yùn)用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型擬合樣本數(shù)據(jù)。
較之其它模型，GARCH-t(1,1)模型的對(duì)數(shù)似然值有所增加，同時(shí)AIC和SC值都變小，這說(shuō)明GARCH-t(1,1)模型對(duì)上證綜指收益率序列波動(dòng)的刻畫能力要強(qiáng)于其它模型。對(duì)模型中的未知參數(shù)進(jìn)行極大似然估計(jì)，得出GARCH-t(1,1)模型為：
均值方程為：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程為：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH項(xiàng)和GARCH項(xiàng)的系數(shù)都是顯著的，且兩項(xiàng)系數(shù)之和為0.9592，小于1，滿足參數(shù)約束條件。另外，系數(shù)之和非常接近于1，表明收益率序列的條件方差所受的沖擊是持久的，這對(duì)所有的未來(lái)預(yù)測(cè)都有重要作用。
4分布模型的檢驗(yàn)
模型建立的好壞首先要檢驗(yàn)其是否有效的消除原序列的異方差性。另外，基于收益率序列概率積分變換的檢驗(yàn)方法，可以檢驗(yàn)序列分布與理論分布的擬合情況。對(duì)原序列做概率積分變換，然后檢驗(yàn)變換后的序列是否服從i.i.d.（ol）均勻分布。一般地對(duì)變換后的序列進(jìn)行BDS檢驗(yàn)，以判斷其是否是獨(dú)立同分布。而運(yùn)用Kolmogorov-Smirnov(K-S)檢驗(yàn)則可以檢驗(yàn)變換后的序列是否服從均勻分布。4.1殘差序列的ARCH-LM檢驗(yàn)
對(duì)新方程產(chǎn)生的殘差序列{εx}進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，以觀察是否還存在ARCH效應(yīng)。選擇滯后階數(shù)為1階，ARCH-LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為0.629764(p=0.426)。伴隨概率顯著不為0，即接受原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列{εx}不存在ARCH效應(yīng)。這說(shuō)明，用GARCH-t(1,1)模型擬合樣本數(shù)據(jù)可以消除序列的異方差效應(yīng)。
殘差εxt的分布為vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根據(jù)殘差序列的數(shù)值，變換為vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度為vx=4.6528的t分布函數(shù)，對(duì)其進(jìn)行概率積分變換，得到新序列記為{ut}。新序列{ut}在理論上應(yīng)是獨(dú)立同分布序列，且服從(0,1)的均勻分布。因此，本文通過(guò)BDS檢驗(yàn)、K-S檢驗(yàn)對(duì)新序列{ut}的分布進(jìn)行檢驗(yàn)。
4.2BDS檢驗(yàn)
BDS檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列為獨(dú)立同分布的隨機(jī)變量。根據(jù)表中的概率值可知，在顯著性水平α=0.05下，認(rèn)為新序列{ut}為獨(dú)立同分布的變量。
4.3K-S檢驗(yàn)
對(duì)新序列{ut}進(jìn)行K-S檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為0.0175(p=0.4245)，這表明，用新序列{ut}服從獨(dú)立同分布的(0,1)均勻分布。這也說(shuō)明了GARCH-t(1,1)模型可以較好的擬合上證綜指收益率序列的分布。
5結(jié)論
本文對(duì)上證綜指對(duì)對(duì)數(shù)收益率序列的分布模型進(jìn)行了實(shí)證研究。在現(xiàn)實(shí)生活中，金融收益序列分布不僅呈現(xiàn)出偏斜、尖峰、厚尾等特征，還具有異方差的特性，本文首先通過(guò)大量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法驗(yàn)證了金融時(shí)間序列的各項(xiàng)特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滯后收斂性，從而大大減少了參數(shù)的個(gè)數(shù)，提高了參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性。在運(yùn)用正態(tài)分布假設(shè)的GARCH模型來(lái)描述金融收益序列的條件分布時(shí)，正態(tài)分布假設(shè)常常被拒絕，人們用一些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布來(lái)替代正態(tài)分布假設(shè)，從而得到一系列GARCH模型的擴(kuò)展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依據(jù)嚴(yán)密的統(tǒng)計(jì)分析方法選擇了GARCH-t(1,1)模型描述上證綜指對(duì)數(shù)收益率序列的分布。最后，根據(jù)各項(xiàng)模型檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，用GARCH-t(1,1)模型描述上證綜指收益率序列是有充分理由的。
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中國(guó)股票市場(chǎng)論文范文一：
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