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長征小故事范文第1篇

關鍵詞：股票市場；一月效應；收益率

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1001-6260（2009）02- 0096-05

在發達工業國家的股票市場和新興證券市場上均存在著明顯的違背市場有效性的現象，而股票的季節效應是其中之一。 在季節效應的研究中，尤以“一月效應”較為具有代表性。“一月效應”是指1月份的股票收益率顯著高于其他月份。在許多國家,如美國、加拿大、意大利、荷蘭、比利時、日本、新加坡等,股市1月份的收益率要遠遠高于其它月份,尤其是小市值的股份更甚。本文試圖通過實證研究來驗證中國股票市場是否存在顯著的“一月效應”。

一、文獻回顧

國外對一月效應的研究始于20世紀40年代。Wachtel(1942)在《股票價格確定的季節性變動》一文中提出紐約股票市場1月份會出現超常的收益率和交易量。Rozeff等(1976)對月份效應做了系統的研究，發現紐約股票市場在1月份有超常的收益率和交易量，并認為這種現象是由于投資者在上一年年末為了避稅而拋售股票，然后在新一年年初大量購入所致(避稅說，Tax LossSelling)。持這種觀點的還有Keim(1983)和Reinganum(1983)等。Keim(1980)對美國股市的一月效應和公司規模的關系做了較為全面的研究。他將所有的公司以市值大小為標準構造了10個組合，每年年初根據前一年末的數據更新一次。研究結果顯示：相對于其他11個月份，股票在1月份的日收益率明顯高于其它月份；公司的規模大小與股票的收益率呈負相關，小公司的一月效應比大公司明顯。

20世紀80年代中期，美國對月份效應的研究范圍從股票市場拓展到債券和期貨市場。Smirlock(1985)研究了1978―1985年的數據,發現低等級公司的債券在1月份的收益率顯著地大于它們的平均月收益率，即低等級公司債券的收益率存在一月效應，但是高等級公司的債券和美國政府債券的收益率不存在一月效應。Laura等(2003)研究了美國市政債券封閉式基金減稅賣出和一月效應的關系，實證證明了減稅賣出假說，且發現與經紀商相關的市政債券基金呈現出更大的減稅賣出行為。

除了美國的股票、債券和期貨市場外，許多學者發現其他國家的股票市場也存在一月效應。Gultekin等(1983)對1959―1983年17個主要工業國的股市指數進行了研究，通過非參數檢驗證明，除了美國之外，其它工業國的股票市場收益率也存在一月效應。他們進一步研究了每個稅收年度1月份的收益率，發現存在月份效應的13個國家中，除了澳大利亞以外，其余12個國家1月份的收益率都比其他大多數月份的收益率要高。雖然他們不能肯定避稅說是月份效應的直接原因，但他們認為月份效應確實與稅收有關。另外，他們的研究中使用的指數是按照公司市值為權數構成的，大公司的股票在指數中占的權數很大，但結果仍然表明大部分的工業國存在月份效應。這說明了公司規模并不是引起月份效應的主要原因。Alexakis(1995)等的研究表明許多發達國家的金融市場都存在星期效應。

我國對金融市場一月效應的研究始于20世紀90年代。張仁良等（1997）研究了香港股市的小盤股效應和日歷效應，研究結果表明香港股市小盤股1月份的收益率與其它月份的收益率差異很大，大盤股的一月效應更加明顯。朱寶憲等(2001)以1995―1997年深滬兩市286只股票的周均收益率進行檢驗，認為數據支持“一月效應”，但因為春節的緣故，被移到了2月或3月。奉立誠(2003)認為，中國股票市場并不存在絕大多數工業發達國家股票市場和其它某些新興股票市場所普遍具有的“一月份效應”，但是滬深兩市均存在顯著的“月初效應”，這說明在某種意義上股市缺乏有效性。李銳(2003)檢驗了1993年1月2日到2002年12月3日的上證綜合指數和深證成份指數，證實中國股票市場不存在“一月份效應”，但卻存在“十二月份效應”。這些文章采用的數據主要是中國早期股票市場的數據，缺乏規范性，同時由于近年來國家出臺了許多管制措施，股票市場越來越規范，他們的研究結論對于如今的中國股票市場的指導意義越來越弱。

近年來，國內研究一月效應所使用的數據區間不斷擴大，方法也不斷更新。周少甫等（2004）應用無條件波動的修正Levene檢驗和條件波動的GARCH模型對上海股市的星期效應進行實證研究,結果顯示上海股市存在顯著的周一高波動現象,他們對此利用混合分布模型進一步研究，認為周末信息的積累可能是周一高波動現象的原因。徐國棟等（2004）運用標準的K-S非參數檢驗和虛擬變量回歸的方法,利用1993年至2003年的股票指數從三個層次（月份/季度/半年度）對我國滬深股市的日歷效應進行了較為全面的分析和檢驗。研究結果表明：上海市場存在著較為顯著的季節效應,而深圳市場的季節效應并不明顯；研究還發現,滬深兩市均存在較為顯著的12月份效應,這與中國股市特殊的政策和市場背景是分不開的。他們認為季節效應的存在,從一個角度反映了我國股市運行的低效率,這在上海股市表現得更為明顯。張璇（2004）利用滬深股市A股綜合指數的1316個交易日的收益率對滬深股市的日歷效應進行了研究，結果顯示滬深股市在周五有明顯的正的超額收益率,存在顯著的星期效應,但是月份效應不太明顯,只表現為微弱的一月效應。李凌波等（2004）對中國證券市場中開放式基金和封閉式基金的日歷效應進行了實證檢驗,并與指數基準進行了比較。結果表明中國基金市場存在一定程度的日歷效應。而且，上海基金指數和大部分開放式基金周一日收益率相對更高；上半月的日收益率均值低于下半月的日收益率均值；封閉式基金在3月份的收益率較高，8月份的收益率較低。

二、樣本數據和研究方法

（一）樣本數據

考慮到1997年以前,中國股票市場還處于初創時期,股市受政策影響出現暴漲、暴跌的可能性大,由此可能會掩蓋股市變動的某些規律,1996年12月16日管理層引入10%的日收益率漲跌停板制度,股市暴漲、暴跌的現象得到了控制。為了保證結論的穩健性,所以本文采用1997年1月2日―2007年12月30日上證及深證A股綜合指數的日收盤數據(搜狐股票)。

（二）研究方法

1.股票市場日收益率模型

許多研究成果表明普通股票的價格運動服從多重隨機漫游。因此，一個證券組合的收益率可以用下述模型來描述：

Rt=u+§t

其中，Rt是所研究指數的收益率，其計算方法為 Rt=（Pt-Pt-1）/Pt-1,Pt為證券組合在t 時期的期末價值,u為證券組合的平均收益率，§t是白噪聲。這就是平均收益率不變模型。即證券組合的收益率不隨時間變動而變動。但是有實證證明證券組合的收益率的分布在短期內是有些變動的。因此可以將該模型改成以下形式:

Rt =β1+∑122βiM2t+§t

其中，M 是一年中的某個月。

2.分析方法

為了檢驗中國A股市場是否存在顯著的一月效應，即1月份的每個交易日的平均收益率的在12個月中是否有顯著不同，標準的虛擬變量回歸式為：

Rt=β1+∑122βiMit+§t

其中，Rt為上證或深證每日的收益率；Mit為一年中月份i的虛擬變量。例如i=1如果觀察的收益率為1月份某天的收益率，那么M1t=1,否則M1t=0。在這一模型中，β1 代表一年中1月份的日平均收益率，βi （i=1,3,4,.....12）代表一年中1月份的日平均收益率與其他月份的日平均收益率之差。因此，該模型是用于檢查一年中各月的日平均收益率是否一致。如果所有參數βi （i=1,3,4,.....12）在統計上不同時等于0，那么就表明存在顯著的“一月效應”。

三、實證結果

(一)滬深A股各月的日收益數據基本特征

從表1、表2可以看出,在所采集的樣本時期內,滬深A股日平均收益分別為0.057225和0.849,用于度量股票收益波動性的標準差分別為4．87%和2．92%,表明上證A股平均收益高于深證A股,但兩股市波動性差別不大。

表1 上海A股市場各月的日收益的基本統計概況

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

表2 深圳A股市場各月的日收益率的基本統計概況

1919―2007均值最大值最小值標準差偏度峰度T檢驗值樣本數所有交易日0.03323.899-92.99852.925-13.997453.4390.82722661月0.3829.995-7.6612.5880.0312.138-0.2211982月0.2767.950-9.9932.374-0.4544.4621.1421583月0.0887.494-7.3241.933-0.4232.406-0.0872244月0.2768.705-6.3012.1770.5272.2391.2312185月0.1147.591-10.0072.651-0.5422.5810.1231806月-0.43223.899-92.9197.331-10.265132.885-0.5761987月-0.0785.269-8.8981.992-0.5303.281-0.0981568月-0.0167.342-9.4862.053-0.0703.6791.4231929月-0.0275.958-9.1921.8760.2763.8690.08519110月-0.0958.551-6.1181.9020.6334.7750.08615811月-0.0745.221-4.6071.6030.6330.3890.19218712月-0.0524.136-7.5821.4980.0764.361-0.921198

滬深兩市A 股市場各月的日平均收益率呈現明顯差異，在滬市，上半年的收益率要好于下半年。根據偏度、峰度等統計值來看，4、6、10、12等月份為右偏倚，其他月份為左偏倚。除1月和5月份外，2、4、6、8、9等月份的分布呈現厚尾特征。較高的日收益率來自2、3、4、12等月份，較低的日收益率分別6、7、9、11等月份。

表3 一月效應的實證檢驗

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

在深市，正的日收益率來自上半年的1―5月份。從峰度、偏度等統計值來看，7、8、9月的日平均收益率服從正態分布，4、9、10、11月份為右偏倚，其他月份為左偏倚。除了7、8、9月份外，2、6、10、12月份的分布呈現明顯的厚尾特征。與滬市相比，深市較高的日收益率來自1、2、4、5月份，較低的日收益率來自6、7、9、10等月份。

（二）一月效應的檢驗

從表3的實證檢驗來看，中國股市不存在明顯的一月效應。用于檢驗一年中各月日平均收益率是否相等的統計量均在統計上不顯著。對于滬市來說，統計量僅為1.078 ,相對應的p 值為29.86%，而對于深市來說，統計量僅為0.678，相應的p值為69.86%，因此本文的實證研究結果表明我國不存在明顯的“一月效應”。

四、結論

通過分析1997―2007年滬深兩市股票的日收益率，得出以下結論：我國股市不存在明顯的“一月效應”，即我國股市1月份不存在明顯的超額收益。這一結果或許有點出人意外，但并不代表中國股票市場不存在月份效應，其月份效應表現為3、4月份有著較高的收益率，而12月份的收益率較低。出現這一情況的原因可能是：首先，根據EMH假說，市場如果出現無風險套利機會，將會很快消失，正如美國股市一樣，在“一月效應”得到證實后，尤其在整個的20世紀90年代，“一月效應”沒有得到大量證據的支持。其次，通過簡單檢查上海交易所和深圳交易所的交易量和換手率，在滬深兩市1月份的交易量和換手率相對其他月份較低，這與市場中的資金供應量有關，說明資金的進場是逐漸的過程或者新資金的進場建倉還需要時間。另外，認知與行為偏差、季節性的信息流出政策調整等也是造成這一結果的原因。在一個完全有效的市場中，投資者可以根據信息很快糾正被錯誤定價的股票，套利機會消失，所以我們要做的就是加強和規范信息披露機制，更好地引導投資者，使其能正確

投資，營造一個有效的市場。

參考文獻：

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Empirical Study on January Effect of Chinese Stock Market

LI Hong bing1 SUN Li min2

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

長征小故事范文第2篇

[摘要]隨著資本市場的發展和金融創新的深化，股票市場對貨幣政策的影響越來越大，并逐漸成為貨幣政策傳導的重要渠道。由于市場規模有限、金融一體化程度較低等因素的制約，我國股票市場的貨幣政策傳導效率低下。因此，應借鑒西方發達國家已有的理論和成功經驗，通過擴大股票市場規模、調整和優化市場結構、疏通貨幣市場和資本市場的聯系渠道等途徑，構筑股票市場傳導貨幣政策的基礎條件。同時，中央銀行貨幣政策的最終目標應關注資產價格的變化。

貨幣政策傳導機制描述了貨幣當局借助于貨幣政策工具實現貨幣政策最終目標的作用過程，它是貨幣政策有效發揮作用的基礎。隨著資本市場的日趨發育成熟，股票市場對貨幣政策的影響也越來越大。從一些西方發達國家的經驗來看，股票市場已成為貨幣政策傳導的重要渠道之一，但目前我國貨幣政策與股票市場之間的聯系并不密切，股票市場在貨幣政策傳導中的作用還不明顯。因此，積極借鑒國外已有的理論與成功經驗，構筑股票市場傳導貨幣政策的基礎條件，對提高我國貨幣政策的有效性具有重要的理論與現實意義。

一、貨幣政策傳導機制與股票市場

隨著資本市場的迅速發展和金融創新的深化，股票市場對實體經濟的影響日益增強，股票價格指數與GDP之間呈現出一定的正相關性，股市已成為宏觀經濟的“晴雨表”。同時，股票市場對貨幣政策的影響也越來越大，其規模的擴大和結構的不斷變化影響著貨幣供給與需求，從而影響著貨幣政策的制定、實施和傳導效率。西方經濟學家關于貨幣政策傳導機制與股票市場關系的研究很多，歸納起來大致有兩類，即通過研究貨幣供給對投資或對消費的影響來揭示貨幣政策傳導機制與股票市場的關系。從西方發達國家貨幣政策的實踐來看，股票市場傳導貨幣政策主要包括以下幾種路徑：

1.資產結構調整效應渠道

資產結構調整效應以詹姆斯。托賓的q理論為支撐。托賓（JamesTobin，1969）認為，貨幣供給通過利率變動影響收入變化，其間存在著一個股票市價或企業市價變化的問題和一個固定資本重置價格變化的問題，即貨幣政策是通過影響證券資產價格從而使投資者在不同資產之間做出選擇而影響經濟活動的。為此，托賓引入一個新概念“q”，即企業的市場價值與資本重置成本的比值。q的高低決定了企業的投資愿望，q高意味著企業的市場價值要高于其資本的重置成本，相對于企業的市場價值，新廠房和設備的投資比較便宜，因而企業可通過發行股票獲得價格相對低廉的投資品，從而增加投資，經濟呈現出景氣態勢。相反，如果q低，即企業的市場價值低于其資本的重置成本，則投資萎縮，經濟不景氣。

托賓的q理論突破了傳統貨幣政策傳導機制理論囿于貨幣供應量和貨幣流通速度的局限性，將貨幣傳導分析推廣到整個金融結構，從而將貨幣部分地內生化。該理論為從資產結構調整角度解釋貨幣政策的傳導提供了一個很好的思路。具體而言，當一國中央銀行實行擴張性貨幣政策時，其貨幣供應量（M）的增加將導致利率（r）下降，而股票和債券的相對收益率將會上升，經由公眾的資產結構調整效應最終促使股票價格（*）上升，q相應上升，帶動企業投資（I）擴張，最終使國民收入（Y）增加。這一貨幣政策傳導機制可表示為：Mr*qIY。

2.財富效應渠道

莫迪格利亞尼（FrancoModigliani，1971）在其生命周期消費模型中指出，消費者是具有理性的，個人將在更長的時間內計劃他們的消費和儲蓄行為，以期在整個生命周期內實現消費資源的最佳配置。因此，決定消費的不是現期收入，而是消費者的畢生資財，包括人力資本、真實資本和金融財富，股票是金融財富的一個主要組成部分。因此，貨幣供給量的變動將通過改變利率和股票價格來影響居民的金融財富（w）及其一生的財富量（LR），進而影響其消費需求（C）和國民收入（Y）。財富效應理論的貨幣政策傳導機制可描述為：Mr*WLRCY。20世紀90年代全球性的股票市場繁榮，尤其是美國股票市場的空前繁榮所引發的消費增長，為股票市場的財富效應提供了直接的實證支持。S.Ludvigson&C.Steindel（1999）對美國股票市場財富效應進行分析后得出結論：股票財富與社會總消費之間存在著顯著的正向關系，股票市場的不斷發展確實增加了市場中的消費。但計量結果同時也顯示，股票市場財富效應相當不穩定，而且很難消除這種不穩定性。

3.流動性效應渠道

流動性效應理論認為，企業或居民在選擇持有何種資產時會考慮流動性的要求。其原因在于耐用消費品（如汽車、住宅等）的流動性較弱，當發生財務困難而必須出售這些資產時，不可能完全收回它們的價值；而金融資產（如銀行存款、股票或債券）的流動性很強，在需要時可以很容易地按市場價值出售而收回現金。當預期自己將陷入財務困境時，人們通常愿意持有流動性強的金融資產，而不愿意持有缺乏流動性的耐用消費品。因此，如果消費者陷入財務困境的可能性提高，耐用消費品支出就會減少；反之，如果消費者陷入財務困境的可能性減小，耐用消費品支出就會增加。

消費者的資產負債狀況對消費者評價自己是否陷入財務困境具有重要的影響。具體說來，當消費者持有的金融資產與負債相比為數較多時，他們對發生財務危機的可能性的估計比較小，因而就更愿意購買耐用消費品。因此，當股票價格上升時，金融資產的價值將提高，消費者因財務狀況比較穩定，對陷入財務困境的可能性估計就很低，因而耐用消費品支出將會增加。由此可見，貨幣和股票價格之間存在著比較密切的聯系，它們之間的聯系及對經濟的影響過程也就是貨幣政策的傳導過程。這一過程被米什金（Frederics.Mishikin，1977）描述為：M*金融資產價值財務危機可能性耐用消費品開支Y。

4.資產負債表渠道

伯南科和格特勒（BenBernanke&MarkGertler，1995）在分析了美國20世紀30年代經濟大蕭條之后認為，傳統的貨幣政策傳導渠道沒有考慮經濟對貨幣政策的反應，因而是不完全的，甚至像“黑箱”，同時利率渠道的傳導作用很難得到實證研究的支持?；诖?，他們提出了資產負債表渠道（也稱為凈財富額渠道），認為貨幣政策可以通過影響潛在借款人（企業或居民）的資產負債表質量或財富凈值而對經濟運行產生影響。

借貸市場存在著一種非常重要的現象——信息不對稱，而正是這種現象的存在，導致了逆向選擇和道德風險問題。金融機構為了防止借款人的敗德行為給自己帶來損失，其授信額度控制以借款人的財富凈值為基準，并采取抵押和擔保的方式。企業凈值的增加會減少逆向選擇和降低道德風險，因為較高的凈值意味著借款人擁有較多的擔保品，逆向選擇的損失將減少，從而鼓勵對投資支出的融資貸款。同時，企業較高的凈值意味著所有者在該企業投入了較多的股本，而股本投入越多，所有者從事風險項目的意愿也就越低，也不會將公司的貸款投向于個人有利但不能增加公司利潤的項目，從而降低了道德風險。因此，當貨幣供給量增加、股票價格上升時，企業的凈值也將隨之提高，逆向選擇和道德風險減少，導致貸款和投資支出增加，從而促進經濟增長。其貨幣政策傳導機制可描述為：M*逆向選擇&道德風險貸款IY。

5.股票市場渠道

RalphChami（1999）等通過分析股票市場的內在作用機理，提出了不同于托賓q理論和財富效應的貨幣政策傳導新機制——股票市場渠道。RalphChami認為，企業股東的收益包括股票紅利和股票價格上升兩個部分，但無論哪一種收入都表現為名義收入，其實際價值取決于價格水平或通貨膨脹水平的高低。中央銀行通過改變貨幣政策變量（如貨幣供應量等），影響經濟社會的一般物價水平（通貨膨脹水平），居民擁有的股票的收益和資本金（表現為名義收入）將會受到一般物價水平的影響，股票的價格便會發生波動，這樣股票持有人就會隨著通貨膨脹的變化而改變其對股票投資回報率的要求，公司為了滿足股東的要求就會相應調整生產，最終使總產量上升。這一貨幣政策傳導機制可表述為：MP股票除息價值本期股票真實回報&消費I資本存量下一期產出。

二、我國股票市場傳導貨幣政策的障礙因素分析

股票市場有效傳導貨幣政策與股市的制度基礎、市場規模以及各金融市場之間一體化程度高低等因素密切相關。上文在分析股票市場的貨幣政策傳導渠道時，實際上隱含了一些基本前提條件：一是規范、成熟的股票市場制度與一定的市場規模；二是股票市場與貨幣市場、信貸市場之間一體化程度較高；三是良好的宏觀經濟環境和穩定的投資者預期等等。經過10多年的發展，我國資本市場已初具規模，股票市場和資產價格變化對貨幣政策的影響逐漸顯現。但是，由于我國資本市場起步比較晚，在上述幾個方面與西方發達國家成熟股市相比還存在明顯的差距，并進而成為制約股票市場有效傳導貨幣政策的重要因素。

1.股票市場規模偏小，缺乏有效傳導貨幣政策的市場基礎

一般而言，大規模、高效率的股票市場可以充分反映全社會資金供求關系及其變化，同時也能將這種對貨幣政策變化所做出的反應通過其廣泛的覆蓋面和影響力傳遞到現實經濟中去。從我國的現實情況看，盡管股票市場取得了很大發展，但其規模仍然相對偏小。根據中國證券監督管理委員會公布的有關統計資料，截止2002年底，我國深滬兩市上市公司總數為1224家，股票市價總值38329億元人民幣，占GDP的37.43％，若扣除不能上市流通的部分，股票流通市值為12485億元人民幣，占GDP比重（即國民經濟證券化率）僅為12.19％，這一比例不僅遠低于同期美國的120％、英國的138％、香港地區的180％，甚至也低于印度的75％、泰國的92％。同時，股票市場結構不合理。從現代技術管理的角度來看，我國證券市場還沒有形成合理的層級結構，目前仍然缺乏適應于創業型中小企業的二板市場和場外交易市場，投資者選擇余地??；市場的地域分布不合理，廣大中西部地區缺乏應有的市場布局；證券交易品種太少，與證券相關的金融衍生工具，如股票指數期貨、債券期貨等尚未推出，投資者缺乏有效的避險工具。由此可見，規模有限、結構失衡的股票市場對經濟和金融的影響程度有限，難以發揮資本市場對我國國民經濟應有的支撐和促進作用，通過股票市場傳導貨幣政策的有效性必然會受到較大限制。

2.股票市場與貨幣市場之間的一體化程度較低

貨幣政策的有效傳導依賴于完善的金融市場體系，只有當貨幣市場和資本市場一體化程度較高時，各個市場的資金價格才能有效地引導資金在不同市場之間迅速流動，以達到調節資金供求的目的。從目前我國的現實情況來看，貨幣市場和資本市場之間的利率（收益率）缺乏內在聯系，股票的價格變化尚不能準確反映貨幣政策的松緊。其主要的原因在于，我國金融市場的發展思路是優先發展能夠為經濟發展籌集資金的資本市場（主要是股票市場），從而使貨幣市場的發展滯后于資本市場。我們知道，貨幣市場對貨幣政策的敏感性以及其對貨幣政策的影響要高于資本市場，而貨幣市場滯后于資本市場的現實，使兩個市場的利率與收益率存在明顯的差異，投資者在貨幣政策變動時對銀行存款、股票等不同的金融資產的收益率難以進行有效比較，從而降低了他們對于貨幣政策的敏感性。因此，貨幣政策試圖通過中介目標調控股票價格，并使之達到預期目的的可能性不大。

3.股票市場的財富效應尚不明顯

20世紀90年代，美國等西方國家之所以能夠通過股票市場財富效應來激活市場，促進經濟良性循環，股票市場的長期繁榮是一個不可忽略的因素。股市的持續繁榮不僅使投資者因金融財富增加而派生出額外消費支出，而且有助于投資者形成良好的收入預期（在心理上將股票投資收人由暫時性收入轉為持久性收入），從而使長期邊際消費傾向（MPC）呈現出擴大趨勢，消費支出進一步增加。同時，較為合理的投資者結構（在美國，居民個人主要通過各種基金組織參與股市）可以確保個人投資者在很大程度上分享股市持續繁榮的成果。財富效應之所以在我國股票市場難以顯現，主要是因為我國股票市場持續繁榮的趨勢不明顯，股價波動幅度過大，投機成分較多，投資者難以形成“持久性”收入預期。同時，不合理的投資者結構也制約了財富效應的形成。一直以來，我國證券市場投資者結構呈現出以散戶為主導的格局。據統計，截止2002年底，我國投資者開戶數達6884萬戶，個人投資者占開戶總數的99.13％，但由于投資水平不高、獲取信息的能力有限，整體投資收益不高，而擁有資金、信息優勢的機構投資者卻成為股市繁榮的最大獲利者。但這些機構投資者通常由少數人或經濟主體投資，投資收益分配嚴重向機構投資者和個人大戶傾斜，中小投資者難以分享股價上升的成果。根據一般的經濟學原理，低收入者的MPC要高于高收人者，因此機構投資者和個人大戶并未將股票投資所賺取的收益主要用于消費，而是滯留在股市通過循環投資以獲取更大收益，財富效應難以有效形成和充分發揮。因此，貨幣政策變量的變化能夠調整的主要是社會資金的分配結構，貨幣政策難以通過財富效應渠道實現有效傳導。

4.股票市場存在明顯的制度缺陷

由于歷史的、體制性的原因，我國股票市場的功能定位被簡化為“融資”——為國有企業的發展和改革籌集資金，這種政策取向導致股票市場在發展和運行中存在一系列制度缺陷：（1）公司上市制度不科學。目前我國公司上市制度已由審核制改為核準制，雖然不再由政府直接審批，但仍需由券商推薦，并經過專家評審等程序。因此，我國上市公司的質量仍然存在問題，而上市公司的總量仍受計劃的嚴格限制，股票的供給不能對股市需求變動做出靈敏的反應。（2）股權結構不合理。我國上市公司大多是通過對國有企業進行改制而組建起來的，現有上市公司的股權結構中設置有國有股（含國家股、國有法人股）、法人股、內部職工股和社會公眾股等，且股權過度集中于國有股，而國家作為公司大股東無法解決“所有者缺位”問題，導致我國上市公司中“內部人控制”現象相當普遍，社會公眾股東的投資行為也趨于短期化。國有股、企業法人股等不能上市流通，不僅造成市場分割，不利于上市公司的資產重組與資源的有效配置，降低了證券市場的效率，而且進一步放大了政策變動對股票市場的沖擊，扭曲股票市場的價格形成機制。（3）信息披露制度不規范。一些上市公司不能及時、準確地披露法定信息，有的公司甚至隱瞞重大事件或散布虛假信息，以達到上市、資產重組或操縱股價等目的。（4）證券監管體制不完善。長期以來，我國證券監管沿襲計劃經濟管理模式，監管手段偏重于“政策化”，股市運行的政策性特征明顯，證券監管中計劃機制與市場機制、行政手段與法律手段運用不協調。正因為股票市場存在上述制度性缺陷，股價嚴重偏離上市公司的真實價值，貨幣政策的變化在大多數情況下只能激發股市投機或引起股價大幅波動，而不能借助于股票市場影響實際經濟活動。因此，從總體上講，目前股票價格指數與CDP的相關性較弱，股市還不能作為國民經濟的“晴雨表”。

三、提高我國股票市場貨幣政策傳導效率的對策建議

股票市場的發展拓寬了貨幣政策的作用范圍，增加了貨幣政策的傳導途徑，但貨幣政策傳導渠道和傳導主體的增加也使貨幣政策傳導機制更加復雜，中央銀行貨幣政策的實施難度也隨之加大。因此，理順股票市場的貨幣政策傳導渠道，實現股票市場和貨幣政策的良性互動，已成為各國中央銀行普遍關注的問題。隨著我國證券市場的進一步發展，股票市場在轉化儲蓄、刺激消費、優化資源配置和傳導貨幣政策，進而促進經濟增長等方面的功能將會逐漸顯現出來。因此，積極借鑒國外已有的理論與成功經驗，構筑股票市場傳導貨幣政策的基礎條件，提高貨幣政策的傳導效率，是我國股票市場發展和貨幣政策實踐中的一個重要課題。

1.擴大股票市場規模，調整和優化市場結構

作為資本市場的核心部分，股票市場無疑是未來我國貨幣政策傳導的重要渠道，但要發揮股票市場的貨幣政策傳導功能，必須有一定規模的、高效率的股票市場為支撐。因此，應逐步擴大市場規模和優化市場結構，為構建新的貨幣政策傳導機制奠定市場基礎。（1）有計劃、有步驟地擴大股票市場規模。一是擴大投資者規模，包括發展機構投資者和中小投資者。前者如允許社會保障基金、養老基金和銀行信貸資金進入證券市場，以及大力發展證券投資基金（目前發展投資基金對吸引中小投資者，確保他們分享股票市場繁榮的成果和穩定股市、放大財富效應具有獨特的作用）。后者包括加強宣傳教育，引導居民進行長期投資；普及營業網點，為普通居民尤其是廣大城郊居民提供通過購買基金間接參與股市的機會。二是擴大市值規模，包括增加上市公司數量和提高上市整體質量。需要注意的是，股票市場規模的擴大必須兼顧供給與需求兩個方面，否則會引起股價的大幅度波動，反而不利于貨幣政策的實施。（2）建立多層次的證券市場體系，彌補證券市場的結構性缺陷。在市場級次結構方面，建立以場外交易市場、二板市場、主板市場和債券市場為主體的、與“金字塔”式企業層級結構相適應的市場結構體系；加快金融創新步伐，盡快推出股票指數期貨等金融衍生工具，為投資者提供有效的避險工具與渠道；在市場布局方面，適當增加新的交易所和地區性證券交易中心，特別要結合國家西部大開發戰略的實施，增加中西部地區的市場布局；改革和完善B股市場，逐步實現A股市場與B市場的并軌整合。

2.推進股票市場的制度改革與建設

股票市場的效率和質量在很大程度上決定了其傳導貨幣政策效率的高低，我國股票市場貨幣政策傳導渠道不暢通，其中一個重要原因就是股票市場存在明顯的制度缺陷。因此，應推進股票市場的制度改革與建設，為完善我國股票市場的貨幣政策傳導機制構筑制度基礎。（1）調整股票市場的功能定位。在規范和發展股票市場的基礎上，弱化股票市場的政策，積極培育和發揮股市在優化資源配置、轉化儲蓄、刺激消費等方面的作用，為股票市場傳導貨幣政策構筑新的渠道。（2）進一步改革公司上市制度和股票發行制度，由核準制逐步過渡到注冊制，真正讓市場選擇上市公司和決定股票的發行規模與價格，有關管理部門主要審核公司提供材料的真實性以及是否達到了規定的最低要求。同時應取消所有制歧視，對國有企業和非國有企業實行同一標準。（3）通過減持國有股等途徑優化股權結構，進一步完善公司治理結構，真正發揮股東大會、董事會、監事會對經營者的約束功能，并可考慮建立內部審計委員會制度；設置中小股東保護機制，改變中小股東在公司治理中的完全外在性，使中小股東在公司治理中發揮其應有的積極作用；采取多種方式逐步解決國有股、法人股的上市流通問題，改變國有股“所有者虛位”現象，建立國有股東“用腳投票”的機制。（4）規范上市公司的信息披露，并建立信息披露的事后跟蹤制度，對上市公司及會計事務所、審計事務所等中介機構提供虛假信息的行為應予以追究和懲處。（5）建立和完善政府監管、證券業自律、社會輿論監督等多層次的證券監管體系，強化證券監管；證監會、銀監會、保監會等金融監管部門應加強協調配合，以適應“分業監管”體制下金融混業經營發展的需要；加強證券監管的國際協調與合作，適應證券市場對外開放的要求。與此同時，通過倡導理性投資與長期投資、設立官方股價指數平準基金等途徑，構建科學合理的股市穩定機制，減少市場波動的頻度與幅度，消除因股價異常波動而產生的股市“幻覺”?？傊?，應通過上述制度建設使股票價格能較好地反映市場供求關系及其變化，最終使股票市場與貨幣政策緊密聯系起來，并實現二者之間的良性互動。

3.開辟資本市場與貨幣市場的聯系渠道

貨幣市場與資本市場是一種既競爭又互補的關系，貨幣市場與資本市場的良性互動發展，是金融業有效運作的市場基礎和現代金融體系的內在要求。因此，應積極開辟資本市場與貨幣市場的聯系渠道，提高金融市場各組成部分之間的一體化程度，使中央銀行貨幣政策工具能夠協調運作從而提高貨幣政策的傳導效率。（1）建立規范的證券融資渠道，有條件地使銀行業與證券業、證券市場與信貸市場的資金互相融通，提高資金使用效率，有效控制資金供求量。如鼓勵和引導銀行信貸資金通過合法途徑進入資本市場、讓符合條件的商業銀行到資本市場籌集資金等，實現商業銀行與資本市場的協同發展，提升金融市場合理配置資源的功能；（2）進一步擴大券商進入同業拆借市場的規模，完善股票質押貸款辦法，允許更多券商進人銀行間的國債回購市場。這樣不僅有利于降低商業銀行體系的巨大存差，而且有利于放大券商在二級市場中的運作能量，使股市行情得以延續與強化，從而不斷吸引場外資金進入和促進資本市場發展，進而促進資本市場“財富效應”與“資產結構效應”的形成與發揮；（3）進一步放寬商業銀行的經營范圍，將傳統的存貸業務擴展到投資銀行業務，允許商業銀行在企業兼并重組和銀行不良資產剝離等方面發揮其作用。

4.貨幣政策的最終目標應關注資產價格的變化

長征小故事范文第3篇

關于IPO長期表現的研究較早見于Stoll和Curley（1970），他們以美國證券市場中205只規模較小的新股為研究樣本，發現短期內這些股票存在著超額收益，但長期的收益率弱于市場大盤的收益率。Ritter（1991）以1975年到1984年間在美國證券市場新發行的1526個IPO公司為樣本，發現這些公司上市三年后的收益率為34.47%，然而以行業和規模為標準所選擇的匹配公司同時期的收益率為61.86%，與這些匹配公司的收益相比，這些IPO公司的長期收益率顯著低于匹配公司的收益率。Ritter把這種現象稱為首次公開發行IPO（Initial Public Offering，簡稱IPO）的長期弱勢。Ritter的實證結論使得IPO長期弱勢成為IPO研究領域的熱點問題之一。然而，并不是所有的研究都表明美國證券市場中IPO的股票存在長期弱勢，Alon Brav，Christopher Geczy and Paul A.Gompers（2000）運用了不同于Ritter的研究方法，他們以1975年到1992年期間在美國證券市場首次公開發行的4622家上市公司為樣本，對它們進行了長期價格表現的研究，結果卻沒有發現顯著的長期弱勢現象的存在。

二、文獻綜述

國內的相關研究起步較晚，直到2000年我國國內的學者才開始對IPO股票進行長期表現方面的研究，這可能是兩方面的因素造成的：一是我國的證券市場屬于新興市場，同時存在流通股與非流通股的問題、投機性強、發行制度不完善、機構投資者所占比重較小等方面的問題等，不太適合進行長期表現研究；二是長期表現研究需要大量的數據處理。如果沒有專門的數據庫，完全靠手工收集收據的工作量是難以想象的。陳工孟、高寧（2000）以1992年1月到1995年8月在我國證券市場新上市的335只股票為樣本，研究了它們的長期表現情況，結果發現我國的A股股票經過市場指數收益調整之后的三年期持有收益為-11.65%，存在著長期弱勢的現象。沈藝峰、陳雪穎（2002）以1993年4月25日到1998年6月30日之間在深圳證券交易所上市的283只A股為樣本，對它們的長期表現進行了研究，結果發現在上市后的前12周內，新股表現出了弱于市場的走勢，但其后的66周的收益率卻強于市場的收益率，而到了第78周，這些股票的長期收益率更顯著高于市場的收益率。楊丹、林茂（2006）選取了1995年1月到2000年12月滬深交易所新上市的774只A股股票為樣本，計算了這些IPO股票的等權平均、流通市值加權平均和總市值加權平均收益率，并使用不同的市場指數及配比股票組合的收益率加以調整來評價IPO的長期市場表現。經過實證研究發現：我國IPO股票在上市三年內總體表現出長期強勢；IPO長期超常收益率對使用何種參照指標的收益率來調整以及使用何種加權平均方法很敏感。

三、研究設計

（一）樣本選取 本文選取的樣本是從2004年1月1日至2007年10月12日在深圳證券交易所中小板市場首發上市的股票，截止到2010年12月31日已經有三年的交易數據的174只中小企業板股票。

（二）基準收益率的選擇 在新股長期走勢的研究中，基準收益率的選擇非常關鍵。如果基準收益率本身就不能代表均衡收益率，則新股收益率與基準收益率之間就不存在可比性，而新股長期走勢的研究也將不具有任何討論價值。為了選擇中小板綜合指數（ZXBindex）的替代變量，本文計算了從中小板推出以來，其與上證綜合指數（SHindex）、上證綜合A股指（SHindexA）、深證綜合指數（SZindex）、深證綜合A股指數（SZindexA）之間的相關系數，計算結果如表1所示。

由表1可以看出，只有深證綜合A股指數（SZindexA）與中小板綜合指數的相關系數最高，達到了0.96633，因此本文選擇了深證綜合A股指數作為中小板綜合指數的替代變量，作為基準收益率。

（三）研究方法 在新股長期走勢研究中，為了發現新股隱藏在市場背后的收益特點，一般采用的方法是，將計算得到的長期收益減去市場同期的指數收益，如果扣除市場指數收益以后，新股的長期收益仍然不等于零，那么就可以認為新股具有正的或負的長期收益。由于深證中小板綜合指數的基準日為2005年6月7日，而我們選擇樣本的起始點為2004年（中小板推出的年份），因此選擇深證中小板綜合指數作為基準收益率具有不可逆推性。因此本文采取的方法為：首先計算中小板綜合指數之后，其與上證綜合指數、上證綜合A股指數、深證綜合指數和深證綜合A股指數之間的相關性，求出與中小板綜合指數相關系數最大的指數，然后用該指數替代中小板綜合指數作為基準收益率。本文的研究借鑒了Philip J.Lee，Stephen L.Taylor和Terry S.Walter（1999）、 Douglas A.Hensler，Marin J.Herrera，Larry J.Lockwood（2000）所用的研究方法，即利用累積超額收益率CAR（cumulative abnormal returns，簡稱CAR）模型計算新股長期收益，計算過程為：

其中，arit是股票i在第t時期的超額收益率；rit是第i只股票在第t時期的簡單回報率； E（rmt）是第i只股票在第t時期的基準收益率。 ARt為新股的簡均超額收益率，CARq，s表示從時期q到時期s的累積超額收益率。

四、實證結果分析

在本文的研究中，選擇的事件研究窗口是企業上市后的三年，為了與國外的研究相比較，假設一年的交易日有252個，這樣3年有756個交易日。另外，假設一個月的交易日為21天，即股票從上市首日到第21個交易日為第一個事件月，即交易月。這和Ritter（1991）、Loughran&Ritter（1995）的定義是一致的。因此本文中月指的是交易月，年指的是交易年。由于我國的股市在新股上市的首日沒有價格漲跌幅的限制，而新股在上市首日的漲跌幅一般比較大，因此選擇的研究起始點為新股上市后的第二天，以上市首日的收盤價作為新股長期走勢研究的起點。本文研究了新股上市后1個月、3個月、6個月、12個月、18個月、24個月和36個月的走勢。計算的各個期間的算術平均CAR數值如表2所示。

根據計算結果，可以看出中小板新股在上市的首月就表現出了弱勢，隨著時間的流逝，其弱勢程度逐漸增加，在新股上市后的6個月里，其弱勢程度最大，上市后6個月的簡均累積超額平均收益（CAR）達到了-22.88%。其后，作為次新股，其弱勢程度逐漸減少，在24個月時累計超額平均收益（CAR）為-7.58%，在其作為普通股上市的第三年也就是第36個月，其表現出了正的超額收益，數值為10.86%。

五、結論

通過選用2004年～2007年深圳證券交易所中小板市場首發上市且截止到2010年12月31日已經有三年交易數據的174家中小企業板上市公司作為樣本，研究其在上市后三年內的市場表現，筆者發現：我國中小板新股在上市后的兩年內存在著顯著的弱勢現象，也就是說，如果把所有新股作為投資組合，在前24個月的時間里，投資者將獲得負的超額收益，而只有持有36個月也就是三年之后，才能獲得正的超額收益，但是其收益率也比較低，僅為10.86%。即便如此，投資于三年期的中小板新股也不是明智的投資之舉，因為在計算中還沒有考慮到相應的通貨膨脹率的影響，也沒有考慮到無風險利率的變化。這說明我國中小板股票的投資價值比較低，不利于吸引廣大的投資者分散自己的投資組合。這或許可以從一個側面反映我國居民的投資渠道比較窄的原因是我國的股市也不是一個很好的長期投資的場所，而廣大的投資者只能將資金存入銀行或者拿去炒樓。因此，可以推出這樣的結論：在我國的股市中，如果選擇新上市的中小板股票作為一個投資組合長期持有的投資策略是不明智的選擇。投資同樣數額的資金于大盤指數，會獲得比中小板新股更高的收益。

長征小故事范文第4篇

關鍵詞：股指期貨；波動性；TARCH模型；Granger因果檢驗；脈沖響應函數

中圖分類號：F830.9　文獻標識碼：A　文章編號：1000-176X(2010)04-0048-07

一、問題的提出

隨著中國資本市場的逐步開放，特別是后金融危機時期對風險管理有了更高的要求，股指期貨作為風險管理的工具之一，在中國資本市場的推出已列上了日程。股指期貨的推出對現貨市場波動性的影響，一直是學術界爭論的焦點。本文希望通過分析滬深300指數仿真期貨交易的推出，對中國現貨市場波動性的影響，為即將推出的中國境內股指期貨提供參考。

在中國推出股指期貨之前，為了爭奪資金和分享期貨市場的利潤，先后有十幾只以中國股指為標的物的金融衍生品相繼在境外市場推出，最早的是香港交易所在1997年9月12日推出的恒生中資企業指數期貨和期權，影響力最大的是由新華富時公司編制的，在新加坡交易所推出的新華富時A50指數期貨合約。2006年10月30日，中金所推出了仿真指數期貨――滬深300指數仿真期貨交易合約，國內大量投資者積極參與仿真交易，學習股指期貨全新的交易規則，滬深300指數仿真期貨交易推出后的發展特點和經驗教訓，對中國正式推出股指期貨制定相關制度和交易規則有很好的參考價值。因此，本文實證數據選取了滬深300指數仿真期貨。

對股指期貨與現貨之間的關系，學術界主要有兩種截然相反的觀點：一種觀點認為股指期貨市場存在眾多的投機者，增大了股市價格變動的不穩定性，另一種觀點認為股指期貨可以通過套期保值來減少股市的不確定性，有穩定股市的作用。研究股指期貨的文獻以分析美國市場為主，近年來對韓國、日本和印度等新興的資本市場的研究逐漸增多。其中支持股指期貨市場增大現貨市場波動性的研究中，主要包含以下解釋：一是風險偏好論。認為股指期貨交易者的風險偏好決定了期貨對現貨價格變化波動性的影響，厭惡風險的套利者為主時穩定股票市場，投機者為主時破壞市場的穩定性，以Weller和Yano的研究結論為例。二是信息傳播論。股指期貨降低傳播信息的成本，提高信息流動的效率，股市價格可以更好地反映市場的變動，從而增大了市場價格的波動性。支持信息傳播觀點的有Froot和Perold，Antoniou和Holmes，Lee和Ohk 。三是非同步交易。股指期貨與現貨市場的交易失去應有的聯系時，變為互不相關的兩個獨立的市場，股市失去了規避風險的工具，造成市場的波動性增加，Harris研究了1987年股災得出此結論。

國內研究股指期貨的文獻受到中國沒有引入股指期貨的限制，僅有少量文獻對中國臺灣和香港市場仿真股指期貨的實證研究。與國外市場的研究結論相同，多數支持股指期貨的推出不會破壞股市的穩定性的結論，并認為期貨可以有效地減少股市信息的非對稱。在少數認為股指期貨增大波動性的文獻中，也提到只是輕微地增大了波動性，同時提高了市場的有效性。本文通過對中金所推出的滬深300指數仿真期貨對中國證券市場的影響的研究，以期為中國即將推出的以滬深300指數為標的股指期貨提供一些參考。

分析引入股指期貨與股市互動關系的文獻中，普遍采用了ARCH模型和VAR模型。本文首先選用了非對稱的ARCH模型來對股指期貨推出前后和中國股市價格變化的波動性關系進行實證分析，將時間分為推出前，推出后初期和長期三個階段，具體分析股指期貨的推出后不同時期對股票市場價格變化波動性的影響。選用了GRANGER因果檢驗，脈沖響應函數來檢驗重大負面信息沖擊下，股指期貨與現貨市場之間是否存在滯后關系，股指期貨的沖擊對現貨市場的影響和對現貨市場變化的貢獻度。

二、實證研究假設

1987年美國股災后引起了人們對股指期貨與現貨聯動關系的重視，美國政府在研究股災成因后，于1988年發表了《布雷迪報告》(Brady Commission Report)，認為在股災發生時股指下跌引起投資者購買指數期貨合約來避險，大量的指數期貨合約又引發股指進一步下跌，之后美國政府制定了限制期貨發展的風險防范條例。通過對股災當天的實證分析，多數學者反對《布雷迪報告》的結論。Edwards和Aggarwal認為股指期貨助推了股指下跌但不是引起股災的根源，相反在長期有穩定市場的作用。在對其他國家的證券市場的實證研究得出的結論中，也沒有發現股指期貨會破壞股市穩定性的證據。

假設1：同等條件下，股指期貨的推出與現貨市場的波動性不相關。

在分析股指期貨影響的文獻中，多數支持期貨不會增加股市的波動性的結論，部分認為期貨可以穩定股市的波動性。股指期貨套期保值的避險作用，減少了股市風險的不確定性，同時期貨的價格領先股市價格變化，投資者可以通過期貨價格的變化來預測股市指數的總體趨勢。Danthine、Edwards、Antonio、Holmes和Priestley對美國市場的實證研究得出以上結論。在其他市場上，Lee和Ohkt分析了澳大利亞市場的數據也認為股指期貨不會破壞市場的穩定性。郭睿、李華和程婧、劉考場、李樹丞和舒楊對中國臺灣，香港和韓國等新興的股指期貨市場分析，也沒有發現股指期貨增加現貨市場波動性的證據。

假設2：同等條件下，股指期貨的推出與現貨市場的信息對現貨市場的沖擊正相關。

Cox、Ross、Antonio和Holmest使用不同模型分析美國證券市場，得出股指期貨的交易成本低廉和高杠桿率優勢，比股市更容易吸引投資者進入，同時投資者掌握整個市場的宏觀經濟信息比上市公司信息更加容易，信息首先在成本最低的市場上開始傳播，然后通過市場間的經濟聯系傳遞到其他市場。因此，期貨市場的推出改善了股市信息的傳播速度，提高了股市價格對宏觀市場信息變化的敏感程度。

假設3：同等條件下，股指期貨的推出與現貨市場的非對稱效應負相關。

股指期貨提高市場信息傳播效率的作用還體現在弱化股市的非對稱效應。Cox、Antoniou、Holmes和Priestley分析了美國市場的非對稱效應，Subrahmanyam和Merton對多個國家的股指期貨市場實證研究，也支持引入股指期貨可以弱化非對稱效應的結論。引入金融衍生品有助于弱化股市的非對稱效應，期貨市場反映股市綜合指數信息，由于交易成本和掌握信息的成本都低于股市，投資者在充分把握市場信息，面對市場利空信息時做出的投資決策更加理性。在中國市場的實證研究中，丁娟、陳浪南和黃杰鯤認為中國股市存在與成熟的證券市場相同的非對稱效應。在中國臺灣市場上，郭睿認為臺灣股指期貨市場存在眾多的散戶投資者，散戶投資者在期貨市場中以投機

交易為主，臺灣市場上投機交易超過了套期保值和套利交易，臺灣股指期貨市場存在顯著的非對稱效應，通過兩個市場的經濟聯系外溢到現貨市場上。

假設4：同等條件下，股災中股指期貨的波動與現貨市場的波動正相關。

1987年10月股災之后，在布雷迪報告(Brady Commission Report)中最先提出了股指期貨可能引發現貨市場的瀑布效應，并對瀑布效應的產生過程進行了詳細的描述。邢精平對美國、法國、日本和香港等市場的股指期貨推出前6個月至推出后1年漲跌幅度的研究得出，股指期貨的推出短期內有助漲助跌的作用。長期看，在一個明顯的上漲或下跌行情中，有熊市助跌、牛市助漲的作用。田樹喜對1997年亞洲金融危機時期，同時運用VAR和EGARCH分析了香港恒生指數期貨，發現股災期間股指期貨與現貨之間互動造成惡性循環，加速了股指進一步下跌。周翔和蔣翔林對全球7個股票市場在2008年11月次貸危機時期的數據，運用風險-Granger因果檢驗進行了分析，指出股指期貨對現貨存在著更多顯著的單向風險溢出效應，股指期貨對現貨起到了重要的價格決定作用。

三、研究方法

1．樣本描述

數據來源于wind咨詢金融終端，剔除了節假日數據。本文數據均選擇日收盤價，自2003年10月30日到2009年10月30日的滬深300指數，共1566個數據。4種仿真期貨交易合約中成交量最大的是滬深300期貨當月合約，本文的仿真指數期貨選用滬深300期貨當月連續指數，從上市日期2006年10月30日到2009年10月30日共785個數據。按照股指期貨推出和完善的時間將數據分成3個階段：第一階段是從2003年10月30日到2006年10月29日；第二階段從2006年10月30日到2006年12月31日；第三階段從2007年1月1日到2009年10月30日。

將時間分為三個階段是出于以下考慮：滬深300仿真指數期貨在2006年10月30日推出，以此劃分階段便于比較滬深300仿真指數期貨推出后對現貨市場的影響。仿真指數期貨推出后，投資者和機構交易踴躍，成交量和持倉量持續高升，初期階段的市場波動性高，運行沒有規律性。仿真指數期貨市場在2007年初逐漸步人正軌，投資者參與的心態逐漸成熟理性。以2007年初為分界線，來劃分第二階段和第三階段，分析股指期貨推出后短期和長期對現貨市場的影響，可以更好地反映出股指期貨在不同時期對現貨市場的影響。2008年，受到股票市場泡沫嚴重和美國次貸危機的雙重影響，滬深股票市場的大幅暴跌，股指從1月15日開始下跌，持續到n月4日。對瀑布效應的檢驗選取2008年1月14日到11月4日的滬深300指數和滬深300期貨當月連續指數各212個數據。

2．數據處理

用p1代表t期的收盤價格指數，Pt-1為t-1期的指數值，Rt表示t期的指數的收益率。用漲跌幅度來計算的收益率公式為Rt＝[(P1－Pt-1)/Pt-1]×100％，收益率的漲跌幅度隨價格的上升而加大。為了避免收益率隨價格上漲而增大，同時保證收益率序列的平穩性，采用對數差分的方法，之后乘以100，來增大差分的結果，指數日收益率的計算方法如下：

R1＝100％×(lnP1-lnPt-1)

(1)

滬深300指數日收益率的序列描述性統計量：

對滬深300指數日收益率序列和滬深300指數仿真期貨日收益率序列進行ADF單位根檢驗來驗證其平穩性。包含常數項，不包括時間趨勢項，滯后項選擇17階。通過對價格指數進行對數差分后(也就是得到其收益率)，在所有顯著水平下都拒絕了存在單位根的原假設，收益率序列是平穩序列，解決了價格指數可能存在的不平穩問題。

3．模型選擇

(1)檢驗波動性和非對稱效應的TARCH模型

金融數據的時間序列存在波動聚集和異方差性，OLS回歸模型的假設前提是“同方差性”，因此在研究金融產品價格波動性時，普遍采用異方差模型，使用最為廣泛的是Engle在1982年提出的自回歸條件異方差模型(ARCH模型)。

Yeh和Lee 實證研究發現，中國證券市場存在杠桿效應(非對稱效應也稱為“杠桿效應”)，指利空消息對股票市場的波動性影響比利好消息對股票市場的波動影響更大。因為GARCH模型不能反映非對稱效應，廣義門限自回歸條件異方差(TARCH)模型能夠很好地反映股票市場的非對稱效應，TARCH模型的一般形式如下：

均值方程：yt＝xtθ＋εt，t＝1，2，…，T

(2)

條件方差方程：

α是滯后期殘差平方項的系數，表示近期市場中信息對市場波動性的沖擊，β是滯后期條件異方差的系數，表示舊信息對市場波動性的沖擊，是非對稱效應項，當γ≠0時，說明存在非對稱效應。利好消息對條件方差有α倍的沖擊，利空消息對條件方差有α＋Β倍的沖擊。當γO時，波動性增大。本文在總體檢驗的條件方差引入虛擬變量D來反映滬深300仿真指數期貨的推出對股票市場波動性的影響，φD表示股指期貨對現貨市場波動性的影響，分時段的檢驗中沒有添加虛擬變量。

均值方程改為：Rt＝pRt－3＋u1

(4)

條件方差方程：

(2)檢驗瀑布效應的VAR模型

VAR模型用于分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，解釋經濟沖擊對經濟變量產生的影響。

使用Granger因果關系檢驗來判斷現貨市場與股指期貨市場的變化是否是對方變化所引起的，Granger因果檢驗由Granger(1969)提出，實質上是檢驗一個變量是否受到其他變量的滯后影響，分析經濟時間序列變量之間的因果關系。

選用脈沖響應函數方法(impulse response function)來分析一個信息變化產生的影響，如何傳播到現貨市場和股指期貨市場的日收益率的。

四、實證分析結果

我們所做的分析結果中，檢驗波動性的TARCH模型支持假設1，但拒絕假設2、假設3和假設4?？梢哉J為股指期貨的推出對現貨市場的波動性影響微弱，并沒有改善信息傳播的質量和速度，輕微增大了現貨的非對稱效應；在股災中，股指期貨與現貨存在一定的引導關系，但是不能證明股指期貨引發了現貨的瀑布效應。

1．TARCH模型檢驗結果

從表2可以得到以下結論：

TARCH模型虛擬變量的系數φ，表示滬深300指數仿真期貨對滬深300指數的影響，φ系數顯著為正，數值很小僅為7.64E-05，表明股指期貨的推出對現貨市場波動性的影響不大，支持假設1。股指期貨推出前總的影響α＋Β為0.950，股指期貨推出后初期總的影響是0.369低于推出前，表明

信息對價格波動性的沖擊減小，信息的變化以更慢的速度傳遞到現貨市場的價格變化上；遠期的總影響是0.887，與推出前的影響相似，信息的沖擊沒有更快地反應在現貨市場的價格上，拒絕假設2。TARCH模型的非對稱效應項系數γ顯著大于0，中國證券市場存在杠桿效應，推出股指期貨前的系數為0.011，推出后初期系數為0.638，推出后遠期的系數為0.110，股指期貨的推出初期使現貨市場的非對稱效應增大，遠期非對稱效應逐漸減小，略高于股指期貨推出前，投資者面對利空信息的反映沒有更加理性，拒絕假設3。

ARCH項的系數α，表示近期市場的噪音和信息的重要性，一般情況下，推出股指期貨后，α都會增大，市場更關注新信息對股市的影響，這是由于股指期貨的推出改善了信息傳播的速度和質量。從股指期貨推出之前的α為0.034到股指期貨開始之后初期為-0.287，表明股指期貨剛推出時，投資者集中開戶投資熱情高漲，忽視了近期的信息；遠期為0.002說明股指期貨沒有改善信息傳播的速度。GARCH項系數β，表示過去的信息對于未來波動性的影響效果。通常情況下，β會減小，過去的信息對股市的影響變小。β從0.916下降到0.656，表示股指期貨推出初期，過去的信息對未來波動性的影響變?。贿h期下降到0.889，逐漸恢復到股指期貨推出前的水平。在長期，股指期貨的推出對信息傳播的速度和效率并沒有改善的作用。

2．VAR模型檢驗結果

(1)格蘭杰因果檢驗

用格蘭杰因果檢驗來對股指期貨和現貨市場的價格引導關系做檢驗，得出在95％的置信水平下，現貨和股指期貨市場之間相互存在顯著的Granger關系。在2008年股市大跌中，現貨市場和股指期貨市場存在相互拋壓的影響，但是現貨市場對股指期貨市場的影響，比股指期貨對現貨市場的影響更加顯著。

(2)脈沖響應函數

脈沖響應函數可以描繪出擾動項的影響是如何傳播到各變量的。從圖l中可以看出。當本期給現貨市場日收益率一個正的沖擊，股指期貨市場日收益率在第一期迅速反應，給股指期貨市場帶來了同向的沖擊，沖擊幅度很大，對股指期貨的響應是0.025。在第二期減小至第五期，沖擊的影響消失。從圖2中可以看出，當期給股指期貨市場日收益率一個正的沖擊，現貨市場日收益率在第一期沖擊幅度很小，從第二期開始沖擊顯著，但也僅為0.005，第三期到第六期小幅波動后，第七期沖擊的影響消失?，F貨市場對股指期貨市場的沖擊更加顯著，沖擊的反應速度也更快，不能證明股災時期，股指期貨市場的推出在現貨市場上引發瀑布效應。

五、結論及建議

本文針對股指期貨的推出對現貨市場影響的實證研究，得出如下主要結論及相關政策建議：

第一，非對稱模型的計算結果表明，滬深300仿真期貨的推出對滬深300指數初期有增大波動性的作用，遠期對波動性的影響逐漸消失。沒有發現股指期貨的推出促進信息傳播的速度和質量，與其他國家的實證研究結論相同。在檢驗非對稱效果的模型中，我們得出股指期貨的引入，在初期加劇了現貨市場對信息的非對稱性，交易者面對利空信息的反應相對利好信息變得更加不理性，遠期對非對稱效應的影響逐漸消失。

第二，使用VAR模型對現貨市場和股指期貨市場的檢驗，股指期貨與現貨有相互引導的作用，并沒有找出股指期貨引起現貨市場出現瀑布效應的證據，相反，現貨市場對股指期貨市場的沖擊高于股指期貨市場對現貨市場的沖擊。由于本文實證研究所用的是仿真數據，結論存在一定的局限性。

長征小故事范文第5篇

關鍵詞：市場占有率 顧客價值 生命周期價值

一、市場占有率分析

絕對市場占有率對于研究目標企業來說沒有太多意義，補缺者的市場占有率分析應該是與主要競爭對手的相對市場占有率分析。得到的相對市場占有率要說明情況還必須要與以下4個指標進行綜合分析：

1、銷售網絡分布情況。企業確定其營銷戰略是“量”或者“網絡”時，銷售情況和市場占有率的表現會有很大差別。當企業進行銷售網絡的搭建時，資源大量被培養長期持久的銷售能力占用，短期之內的市場占有率可能不如將其營銷戰略制定為盡力擴大銷售量的企業理想。因此沒有堅實網絡基礎的市場占有率評價應該被適當降低，而具有良好市場網絡和銷售制度的市場占有率在未來有較大成長性。

2、對某些客戶和銷售區域的依賴程度。企業可以通過單個渠道客戶實現某個銷售量也可以依靠廣泛的銷售渠道客戶實現這個銷售量，企業應該擁有足夠多的渠道客戶數量和合理的平均訂單規模。對于某些客戶和銷售區域的依賴程度太高企業的市場份額基礎就不穩定，所得到的市場占有率評價應該被調低。但是過低的平均訂單規模則有可能說明企業投入資源的回報率過低，其市場占有率背后的成本過大也應該被相應低估。

3、對某些產品的依賴程度。同樣的很多小型企業對于其產品組合中的某條產品線或者說某個產品項目依賴性太高，此時的市場占有率會面臨兩種主要威脅：一方面，由于缺乏對主打產品的保護會使其面臨過大的競爭壓力，其創作的市場機會沒有相關產品進行補充會給其他企業創造可乘之機；另一方面，一旦市場出現比較大的變化，依賴于某個產品的銷售量建立起的市場就會突然崩潰，而企業來不及培養第二個支持產品會使企業面臨資金鏈的斷裂危險。

4、對于某些企業不能完全掌控的資源的依賴程度。如研究目標企業這樣的小型企業特別容易發生過與依賴銷售人員，或某些銷售人員的情況。然而銷售人員是企業最難以控制的資源之一，核心人員的變動會對這樣的企業造成嚴重打擊。企業必須學會不斷的向核心員工學習，將他們的資源不斷轉變為組織資源，盡可能的降低組織依賴性增加抵御突然的人動的傷害。

二、顧客終身價值分析

顧客終生價值指標通過測定顧客在現在和未來各期能夠給企業帶來的利潤給企業提供了對于未來可獲得利潤的估算途徑，并為企業決定使用于開發一個新顧客的合理成本以及挽留一個即將失去的顧客而支付的最高限額。

除此之外，明確測定顧客和顧客之間的價值的不等是企業充分利用其資源，提高投資回報率的理想途徑，通過將追求市場份額轉向追求客戶份額，提高市場占有率質量是企業走向成熟的表現。首先，不同的客戶購買的噴碼機數量和型號不同，耗材使用量不同，給企業創造的毛利有極大差別。其次，不同顧客的保持成功存在顯著差異，一些顧客總比另一些顧客更容易產生需要企業解決的問題，也更難于創造一個令雙方愉快的銷售和服務過程體驗，同時降低顧客滿意度和員工滿意度。

三、顧客保持率和顧客獲得率測定

顧客保持率測定企業和既有顧客保持關系的比率可以用業務量的比或顧客數的比獲得。企業的顧客保持率是對企業的產品和服務對于目標市場利益訴求滿足程度的綜合考量，可以作為如研究目標企業的一個關鍵目標完成質量的衡量指標。在進行這個指標的比較時要注意考慮企業進入行業的時間，對于一個剛進入市場的企業來說，其顧客保持率要低于熟悉這個市場的企業。

顧客保持率主要衡量了銷售實現之后的相關服務提供質量，企業還可以通過測定新顧客的獲得率來發現企業競爭方向的設定是不是符合市場的未來變化，銷售實現之前的銷售服務質量如何。同樣新顧客的獲得率也必須要結合企業的發展階段和市場營銷戰略來考慮。成長期的企業和產品產生的新顧客獲得率通常高于成熟期的企業和產品，此時更高的顧客保持率顯得更有效。

四、人均銷售和單位費用銷售回報

人均銷售通過一定銷售時期每個員工對于銷售貢獻的測定可以反映企業各個銷售服務網點的人員配置合理性和銷售服務人員的努力程度。因此一個比較低的人均銷售值意味著企業可能需要審核銷售服務單位擁有的資源，調整營銷資源配置，提高銷售產出；對銷售服務人員進行培訓，幫助他們開發新客戶，增加人均客戶數，提升客戶質量；優化營銷組合，提升企業的品牌識別度和忠誠度。提高銷售服務團隊的銷率。

人均銷售的關注重點是企業人力資源的配置合理性，因此企業還需要同時測定單位費用銷售回報這個指標以完成更全面的資源配置評估。通過對每指出單位銷售費用獲得的銷售額可以幫助管理人員更好分配各銷售區域之間的費用支出，并避免管理人員根據經驗在銷售費用回報已經降低的區域分配過多的資源而不能對正在成長的地區提供足夠的支持。

五、人員流動率和關鍵員工流失率