票据市场论文第1篇

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.

票据市场论文第2篇

一、前言。

票据市场是指以实质交易为基础的、以自偿性为保证的短期资金交易或融资活动，是货币市场中最基础和交易主体最广泛的组成部分。票据市场上交易的票据主要有三种，即汇票、本票和支票，其中汇票又分为银行汇票和商业汇票。

票据市场的快速发展，对改善融资结构、拓宽企业融资渠道、优化商业银行资产负债管理，以及丰富中央银行货币政策手段都起着非常重要的作用。从金融市场参与者的角度看，相对于资本市场直接融资和银行信贷间接融资，票据融资是最方便快捷的融资方式。票据市场相对较高的收益和良好的市场流动性，又使其成为理想的短期投资工具。从加强金融宏观调控的角度看，以票据为标的物的再贴现政策是三大货币政策工具之一，是满足金融机构短期流动性需求的重要手段。从促进社会经济和谐发展的角度看，发展票据市场能够为社会提供持续丰富的短期融资渠道，优化社会资源配置。因此，许多国家和地区都通过政策扶持方式，支持票据市场发展。

国外票据市场的发展模式主要有三种：以美国为代表的放任经营模式、以英国为代表的引导专营模式和以日本为代表的强管制模式。它们都有发达的市场经济水平、健全的市场经济体制、成熟的资本市场和货币市场体系及完善的规章制度等。这为票据市场健康有序发展、支持货币政策尤其是票据的再贴现政策充分发挥效应提供了重要条件。目前，发达国家的票据市场呈现以下特点：票据多样化，融资性票据与交易性票据并存、再贴现操作方式趋同，再贴现利率多层次、中介机构多元化等。

我国票据市场起步较晚，在本世纪初开始快速增长，2001~2008年商业汇票年累计承兑量由1.2万亿元增加到7.1万亿元，年均增长29%；贴现量由1.4万亿元增加到13.5万亿元，年均增长41%；期末商业汇票未到期余额由0.5万亿元增加到3.2万亿元，贴现余额由0.3万亿元增加到1.9万亿元。2008年，票据融资高达13.4万亿元，2009年初，票据融资更是大幅增长，仅1月和2月，票据融资增加1.11万亿元。票据融资快速发展有效扩大了金融机构对中小企业的信贷支持，票据融资已成为中小企业重要的短期融资方式。票据市场参与主体多元化，基础设施不断完善，业务创新明显加快。

二、我国票据市场存在的问题。

目前，我国票据市场主要存在着以下问题：

1.票据的信用基础薄弱。信用是票据存在和发展的基础。良好的信用环境，是票据市场健康持续发展的前提。而中国信用制度不健全和信用状况不佳是票据市场发展的最大障碍。在企业方面，由于部分企业信用差，影响了部分票据的使用和流通，从而使市场对所有票据的信用产生怀疑，导致“劣质信用驱逐优质信用”，动摇了市场的信用基础。更有甚者，一些企业利用金融机构间信息不对称，套、骗银行信用，使银行在承兑、贴现等业务活动中采取保守原则，极大地阻碍了票据业务的发展。而且企业在被发现造假之后，受到的处罚也较少，不会影响其在市场上的信誉和生存。在银行方面，有的银行机构受手续费和赚取利差的诱惑办理超过自身能力的银行承兑汇票，一旦到期无款垫付，就借故拖延或无理拒付，造成到期承付率下降，银行承兑汇票无条件到期付款的信用基础受到质疑。即使是银行之间也存在信用差异的问题，不是所有银行的票据都可以被贴现或转贴现，这也在一定程度上阻碍了票据业务的发展。

2.缺乏全国统一、完善的商业票据市场。首先，由于缺乏统一高效的登记、托管、交易平台，票据市场处于分割状态，仅在部分中心城市形成了区域性票据中心，缺乏一个全国统一、完善的市场。

其次，票据在各行各地区之间的流动性较差。由于各商业银行票据交易的操作流程、业务制度自成体系，人为地制约了票据流通，阻碍了全国性统一商业票据市场的形成和进一步发展。

3.交易品种单一，交易主体少，信用风险集中在银行。从交易品种上看，在西方发达国家，票据市场工具和产品种类繁多，而目前我国票据市场的交易品种主要是商业汇票，银行承兑汇票占95%,商业承兑汇票在票据市场交易中只占不足5%,在单一银行承兑汇票的情况下，票据业务发展完全依赖于银行信用，既不利于银行防范票据风险，也不利于企业扩大票据融资，不利于票据市场的进一步拓展。从交易主体上看，主要是一些大中型企业和国有商业银行、股份制商业银行参与票据交易，而众多的中小企业、中小商业银行和非银行金融机构参与市场的程度十分有限，所占的市场份额很小。由于票据业务的发展完全依赖于银行信用，使商业银行成为票据风险的最终承担者，既不利于金融体系分散和降低风险，也不利于推动商业信用的票据化和扩大票据融资。

4.法律、法规建设滞后，票据制度不健全。健全完善的法律、法规是是稳健发展的条件，我国现有的票据法律制度僵化死板，不能适应现实的需要。我国《票据法》第十条规定：票据的签发、取得和转让，应当遵循诚实信用原则，具有真实的交易关系和债权债务关系。《票据法》第七十三条规定：本法所称本票，是指银行本票。这表明，融资性票据—商业本票，在我国目前是被法律所禁止的，使得长期以来，商业票据只能作为一种支付结算手段和信用工具，其作为融资工具的功能未能得到很好发挥，从而限制了中国票据市场的规模，导致市场缺乏广度和深度。

另一方面，我国没有规定相应的较为详细的操作规定、防范手段和票据责任的规定，导致票据制度被滥用，而且又无人负责。

如虽然规定票据的开出必须有真实的贸易背景，但没有规定对贸易背景的审查义务，所以导致上述有关贸易背景的规定有名无实；又如对票据质押没有规定相关的办理程序，只靠相关银行规定相应的内部工作制度，但它们的效力如何是一个很大的问题，有些规章甚至与票据法本身相互冲突。

5.交易方式落后，票据欺诈风险越来越大。我国目前票据业务还是分散在商业银行的各级经营网点，采用实物交割柜台交易。

票据从签发、承兑、背书转让到贴现、转贴现，仍采用手工操作，市场电子化交易程度很低，票据交易范围有限，交易信息不畅、不集中、不透明，缺乏有效的价格形成机制和统一控制票据风险的手段，使票据市场不能摆脱实物票据制约，难以形成统一的登记保管和交易清算体系，为个别商业银行故意压票、退票提供了机会，也为不法分子伪造、变造票据创造了机会。

6.利率机制僵化。合理有效的票据市场利率机制，有利于票据市场的流通，提高票据的收益性。1996年6月，中国人民银行取消对同业拆借利率的限制，但票据市场利率仍受中央银行管制。1998年12月，虽将贴现利率改为在再贴现利率的基础上，按不超过同期贷款利率加点生成，但没有从根本上改变贴现利率被管制的性质。

7.缺乏权威的资信评级机构。

我国目前尚没有很权威的资信评级机构，即使是现有的信用评级公司也水平参差不齐，缺乏统一规范的管理，指标评价体系多受主观因素的影响，可信度很难令人信服，投资者只能自己通过一些渠道进行评价，风险评价成本的存在阻碍了投资者进入票据市场的步伐。

由于缺乏能在全国范围内被普遍公认的权威性资信评估机构对票据进行评级，配套的社会信用评估制度、信息披露制度等规范管理制度尚未出台，企业的信用没有一个比较权威的参照系，致使商业票据的广泛可接受性大打折扣。

三、对我国票据市场发展的建议。

第一，建立票据信用信息系统，强化信用约束，为票据业务发展提供一个良好的环境。这套系统的主要功能是对票据违规行为当事人的有关信息进行统计，并向社会公众提供查询，藉此规范票据行为，维护诚信的社会环境。系统的主要功能包括票据违规信息统计功能、多渠道的信息查询功能以及灵活的信息输出和报表管理功能等等。建议由人行牵头，金融机构和信誉良好的企业参加，建立金融机构之间的定期通报制度，并将其纳入企业信贷登记系统，定期公布相关企业的信用评级制度，加大信用环境治理的力度和公开性，确保信用信息的公开、公正和透明。

对恶意逃避银行债务，有不良票据行为的企业，金融机构应合力制裁。同时，对随意延压、无理拒付行为的承兑银行，要进行公开曝光，并依法给予处罚，直至暂停或取消其承兑资格。

由于目前我国信用评级机构存在规模小而松散、业务范围不统一、人员素质不高等缺陷，所以有必要在我国建立统一的票据信用评级机构。建议先由中国人民银行总行负责组建全国性的票据评级机构，当评测机制走上正轨后，再将原有的依附于银行的票据评级机构脱离银行体系，独立为中立的市场中介机构。

第二，加快跨行电子商业汇票系统的建设，推进全国统一的票据市场的形成。为了解决票据业务和票据市场现有的弊端，便利企业支付和融资行为，支持商业银行票据业务创新，中国人民银行于2008年作出建设电子商业汇票系统的决策。该系统定位于依托网络和计算机技术，接收、登记、转发电子商业汇票数据电文，提供与电子商业汇票货币给付、资金清算等相关的业务处理服务功能，并提供纸质商业汇票登记查询功能及商业汇票公开报价功能的业务处理平台。该系统建成后，将对我国票据市场的发展、对全国统一的票据市场的形成起到深远的影响。

基于我国票据市场的现实状况，建议在上海建立全国统一的票据市场。短期目标为：以电子商业汇票系统为平台，实现商业汇票签发、托管、查询、鉴证、交易、结算等业务功能的电子化处理，初步形成全国统一的商业汇票市场。长期目标应当是：建成以完善的法律法规为保障，以现代化信息技术系统为支撑，丰富的票据产品为内容，具备有效实现社会短期资金合理配置，传导中央银行货币政策、发现和生成短期资金价格等多种功能，促进上海国际金融中心的建设。

第三，丰富交易品种，扩大市场主体。一是大力推广商业承兑汇票，改变目前银行承兑汇票一枝独秀的局面，鼓励实力雄厚、资信良好的大型企业集团和上市公司利用商业承兑汇票进行融资。

二是大胆创新，积极开发商业票据业务新品种，如开展票据贴现买方付息、企业贴现回购、商业汇票保证、贷款协议回购等业务。

三是有序发展融资性票据，分阶段逐步放开，建立专业性的商业票据发行公司和规范的票据交易所，培育和拓展规范、高效的融资性票据市场。四是放宽市场准入，允许私营企业和民间票据进入市场，积极扶持对符合条件的中小企业开展票据承兑和贴现业务，并给予适当的优惠政策。

第四，逐步完善利率机制。

根据目前实际，建议逐步放宽利率浮动范围，推进差别利率，增加利率弹性，在票据市场发展到一定程度后，放开票据转让利率、贴现利率和再贴现利率的管制，以市场信息化管理为基础，由供需双方自主入市、自动议价、自愿成交。

第五，完善相关法律法规的建设。建议尽快修订完善《票据法》，完善关于票据承兑、贴现、转贴现和再贴现的有关内容，加强适用性和针对性；完善各类实施细则，加强监管类规则的制定和执行，避免在票据业务上的无序竞争和互相压价；建立健全商业承兑汇票签证制度、市场准入和退出制度、保证金制度和抵押担保制度，使票据市场在更为合理完善的法律框架下健康发展。

参考文献：

[1]冯菊平，发展票据市场推动金融中心建设，文汇报，2009.06.01.

[2]欧阳卫民，我国票据业务发展及票据电子化处理的重要意义，金融时报，2009.06.01.

[3]易新，当前票据市场发展的缺陷与趋势探析。武汉金融，2007年第11期。

[4]杜建良，苑士杰，魏力国，当前我国票据市场发展中存在的问题及建议，河北金融，2007年第6期。

票据市场论文第3篇

关键词：股票市场发展；流动性；成交量；换手率；协整；因果关系

中图分类号：D922.291.91 文献标志码：A文章编号：1673－291X（2011）17－0089－04

股票市场日益增长的重要性使得人们重新审视资本市场发展与经济增长的关系。股票市场长足稳健的发展是否对于经济增长起到贡献作用已经不仅是学术上的一个热点，还是关系到政治政策以及协调发展的立足点。而对于政府是否应该干预股市，在什么程度上干预，怎么样干预更是政治领域的一个核心内容。

本篇文章的出发点是：基于前人的理论基础，检验中国股票市场的发展与经济增长是否存在长期稳定的均衡关系，并在前人的计量方法上进行指标的改进，创新性地从流动性的视角来度量股票市场对于经济增长的影响。这种长期的均衡关系显然是无法单一地从数据的走势和波动观察出来的，因此，我们对于所得到的数据应用了协整技术，利用VAR模型、VECM模型和Granger因果关系检验等计量手段，尽量争取得到一组没有争议的结论。

本文是按照下面的构架进行安排的：首先，在第一部分介绍了关于股票市场在经济增长之中扮演角色的有关理论，总结了现存的有关文献。在第二部分讨论了有关数据和计量方法。第三部分讨论了关于股票市场市值，成交额与经济增长关系的计量结果。第四部分，本文创新性地进行了模型的改进，在协整关系中加入换手率，企图从换手率入手，讨论股市流动性与经济增长的长期关系。

一、历史的实证回顾

（一）股票市场的流动性

Levine（1991）和Becivenga，Smith，Starr（1996）认为，由于股票市场使得投资者可以迅速且低廉的方法来改变他们的股票组合，股票市场减少了交易的金融资产的风险性。①公司通过权益的变动可以很容易地筹资。资产的风险性更低，公司更容易筹资构成了股票市场辅助资源配置的工具，进而加快经济长足稳健的发展。同时，更多的投资自然可以进一步促进经济的发展。然而Levine却在1997年提出，流动性的增加将对经济增长产生负面的影响。在1996年，Demirguoc-Kunt和Levine的论述中提出了关于负面影响的三条渠道。第一，更强的股票市场的流动性增加了投资的回报，从而减少了储蓄率；第二，更强的流动性减少了不确定性，而人们不确定性的减少更体现了人们的预防性储蓄；第三，流动性更强的股票市场使得那些不满足的投资者快速地买卖股票，从而限制公司对股权的控制，进而影响公司的治理，对经济的增长产生不利的影响（这也可以在Jensen和Murphy 1990年的文章中体现）。

（二）实证的检验

Arestis et al.在2005年观察了希腊、印度、韩国、菲律宾、南非和台湾六个国家和地区1962―2000年的发展数据。在文献中，不同国家的观察数据分别来自不同的经济时期，其中，最小的样本有30个观察点，最大的样本韩国和希腊，分别有39个观察点。文章定义了“金融结构STR”（即股票市场总市值与银行信贷的比值）。更高的STR就意味着经济更加依赖于股票市场，而更低的STR显示着经济对于银行更多的依赖。基于Cobb-Douglas生产函数，并结合“产出/劳动力比值”、“资本/劳动力比值”和金融结构STR，时间序列的分析结果显示，对于大多数的样本国家，金融结构STR对于促进经济的增长有着很重要的意义。

Levine 和Zervos 在1998年论述了银行体系的发展，股票市场的流动性和股票市场总市值对于经济增长的预测起到很大的帮助作用，而股票市场的波动与经济的增长有着无意义的相关性。①基于1976―1993年的47个国家的经验，文章结合了世界资本市场，对于股票市场的流动性、规模和波动是否与经济增长、资本积累、促进生产、提高储蓄率具有高度相关性作出了结论。研究结果显示了在控制了初始收入、初始教育投资、政治稳定性、财政政策、开放市场和宏观经济稳定的情况下对于股票市场发展和经济增长存在着统计显著的长期均衡的关系。而同时，银行系统的发展同样在解释经济发展中具有更重要的作用。

Beck和Levine（2004）利用了面板数据和计量手段，结合了1976―1998年共40个国家的面板数据，除了股票市场、银行体系与经济增长的关系。文章的独特之处是确定了“股票成交额/GDP”的系数在整体回归中显著大于0。②这也为本文的作者选择的变量提供了理论基础。

Levine和Zervos在1996年，抛开银行的影响因素研究了股票市场发展与经济增长的长期关系。他们研究了1976―1993年来自41个国家的数据，进行了时间序列的回归分析。在他们的文章中，他们选用了Demirguc-Kunt和Levine（1996）所提出的数据指标，指标包括了股票市场规模、流动性以及与世界资本市场整合关系。文章包含大量的控制变量：人均GDP的对数、中学入学率的对数、和革命的数量、政府消费性支出对GDP的比值、通货膨胀率和黑市交易比率。在利用工具变量的估计方法后，文章显示股票市场发展与控制以上变量之后的经济增长具有显著的正相关关系，这其中显示出两者在长期的过程中存在着稳定的均衡关系。

二、数据和计量方法

（一）数据

对于中国股票市场与经济发展的实证检验，本文选择了1998年第一季度至2010年第三季度的季度数据。对于经济发展，文章选择了国民生产总值作为衡量指标。经济增长的程度用国民生产总值的增长率（计量中用GDP表示）作为度量指标。而对于股票市场的流动性，本文选择了两个指标：股票市场的成交额与国民生产总值的比值（计量中用Turnover表示），股票市场的换手率（计量中用TurnoverRate表示）。而通过对历史文献的总结和整理，作者增加了了股票市场总市值与国民生产总值的比值（计量中用Capitalization表示），以确保模型的完整性。

所有使用的数据来自国泰安经济与金融研究数据库、中经网络统计数据库。

（二）计量方法

文章利用了向量自回归（VAR）的方法来进行实证分析（有关的文章可以参考Gonzalo 1994；Hargreaves 1994；Haug 1996）。

考虑下面的VAR模型：

Zt＝Φ+Φt+Π1Zt-1+…+ΠkZt-k+Et，t＝1，…T（1）

经济学假设可以看作是对于模型系数的限制：

H0：f（π）＝0（2）

其中，π＝vec（P），是模型（1）中的向量，P＝[Π1，…，Πk]并且f（.）是二阶连续可微的，且F（）＝f（）/'，并且rank（F（.））=m。

利用简单回归（OLS）的方法估测VAR方程：

Zt＝0+1t+1Zt-1+…+kZt-k+k+1Zt-k-1…+pZt-p+t（3）

其中p≥k+dmax＝k+2，i.e

等式（3）可以改写形式：

Zt＝τt+xt+yt+t（4）

其中：

＝[0，1]

τt＝[1，t]

xt＝[Z't-1，…，Z't-k]'

yt＝[Z't-k-1，…，Z't-p]'

＝[1，…，k]

＝[k+1，…，p]

三、实证研究结果

（一）单位根检验

首先利用Augmented Dickey-Fuller（ADF）单位根检验，来检验每一个变量的稳态。零假设为变量拥有单位根，备则假设为其不含有单位根。

利用计量经济学研究软件（Oxmetrics、EViews），作者首先选择了最好的滞后系数，并同时检验了其是否含有常数项和时间趋势。通过文献的参考，选择信息量指标集AIC和SC作为检验的指标（以SC为主）。

表1展示了单位根检验的结果。我们可以看出，每一个变量都是非稳态的，即，所有变量都具有单位根，因此，我们可以预计所有向量可以一阶整合。

（二）协整过程

本文将协整两次，第一次的协整关系由股票市场总市值，股票市场的成交额与国民生产总值组成。而第二次，文章创新性地将协整关系改进，加入换手率因素，来提高流动性对于模型的影响，希望从中得出比较理想的结果。

下面表示的是在没有引入换手率变量得到的协整关系，即在三者之间确实存在长期的均衡。下面是得到的协整方程：

GDP=+0.01279*Capitalization_1-0.008482*Turnover_1+ 0.5947*GDP_1

-0.006108*Capitalization_2+0.008245*Turnover_2+ 0.2621*GDP_2

+0.002665*Capitalization_3-0.01611*Turnover_3- 0.1785*GDP_3

+0.003928*Capitalization_4-0.0153*Turnover_4+ 0.06707*GDP_4

-0.01002*Capitalization_5-0.003788*Turnover_5- 0.01711*GDP_5

+0.0005526*Trend+0.02143

为了进一步了解协整关系，我们建立了VECM模型，希望能得到进一步的结论。通过对VECM的数据的检验，我们发现，对于流动性（此协整模型中用交易额来表示），流动性指标对于GDP存在滞后影响，影响阶数达到三阶，这是我们很高兴能得到的结论。由于其对股票市场的流动性对经济增长的影响，为了确定其因果关系，我们需要对流动性指标与经济增长做因果关系检验，我们选择了Granger因果关系检验来验证我们的结论。

Granger因果关系检验向我们展示了三个变量的因果关系。我们可以看出，虽然股票市场的交易额对于GDP没有直接的因果关系，然而，其对于股票市场的总市值产生了显著性的影响，Granger因果关系假设被拒绝。而虽然股票市场的总市值对于GDP的影响没有通过假设检验，然而通过P值我们可以发现其存在一定影响关系。因而，我们初步得到了股票市场对于经济增长的影响。

通过对中国股票市场和宏观经济，从1998年第一季度到2010年第三季度的综合数据，我们得出了以上的协整向量，说明中国股票市场的发展与经济的增长确实存在长期较稳定的均衡关系，即股票市场总市值的增加会促进GDP的增长，而股票的流动性（这里指成交额）却对GDP的增长产生负面的影响。这与之前讨论的历史理论相一致。但是，由于本文从股票的流动性角度进行创新，希望引入新的指标来体现中国股票市场的流动性，于是，本文加入了换手率变量，对协整方程进行改进，在确定滞后阶数的前提下，确定协整向量的数量。结果显示，在股票市场总市值、成交额、换手率与国民生产总值中存在两种显著的长期均衡关系。

通过软件的方程表示，我们可以得到新的协整方程如下：

GDP=-0.005478*Capitalization_1+0.005322*Turnover_1- 0.01445*TurnoverRate_1

+0.6601*GDP_1-0.004567*Capitalization_2+ 0.001263

*Turnover_2

+0.01263*TurnoverRate_2+0.1621*GDP_2+ 0.002671

*Capitalization_3

-0.01911*Turnover_3+0.02394*TurnoverRate_3- 0.1104*GDP_3

+0.005387*Capitalization_4- .02792*Turnover_4+ 0.04141*TurnoverRate_4

+ 0.02188*GDP_4 + 0.0004007*Trend + 0.01443

新的模型告诉我们，经济的增长与股票市场的总市值、股票市场的成交额、股票市场的换手率之间存在长期稳定的均衡关系。股票市场的总市值、换手率都与GDP存在反向波动的关系，而股票市场的成交额与GDP的增长率存在同向的关系，即股票市场成交额的上升会是GDP的增长率产生上升的趋势。而这样的结论与Singh（1997）的结论相一致。

为了进一步完成对模型的观测，与前面的方法相同，我们应用了VECM模型。对于VECM模型的观测，我们可以得出以下结论，股票市场流动性对于经济增长确实产生长期的影响，其中二阶滞后成交额对于经济增长有着显著的正影响，而换手率虽然对于经济影响没有直接影响，但是我们发现其对于成交额产生了显著的负面影响。

对于模型的进一步探索，同样需要我们进行Granger因果关系检验。Granger因果关系检验所支持的结论同样与上述得到的结论相符，即股票市场的流动性（成交额与换手率）对经济的增长产生长期稳定的影响，其中，成交额为正向影响，而换手率为负向，两者都是通过对股票市场总市值的影响，进而长期作用于经济增长，产生影响。

四、结论

本文利用中国1998年第一季度至2010第三季度的数据，主要从流动性的视角进行了关于股票市场发展是否对经济增长产生影响的研究。本文独特的地方，是从流动性着手，在协整关系中引入了“换手率”作为一个检验指标。并且，通过实证的分析，发现在股票市场发展与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。而发现股票市场的流动性会对经济增长产生长期的影响，其中，股票市场的成交额对经济增长会产生同向的影响，而股票市场的换手率会对经济增长产生负面的影响，两者都是通过股票市场的总市值来影响的。虽然很多学者也已经从理论和实证等方面对该问题进行了研究，但依然无法达到共识。但是在Demetrades和Hussein 1996年的文章中，以及Luintel和 Khan 1999年的文章中，有很强的证据证明这是由于国家的不同而不同的。因此，本文在对于中国股票市场与宏观经济的研究上或许有一些帮助。

本文作者对于中国股票市场发展与经济增长做了两次协整关系。第一次协整中，作者用股票市场总市值和成交额来表示股票市场的发展；而出于流动性的视角，在第二次协整中，作者引入换手率来进一步检验我国股票市场的流动性对于经济增长的影响，以此来得到进一步的结论。每一次协整后都通过VECM模型和Granger因果关系检验对模型进行进一步的探索，进而得出所有的结论。最后，由于数据处理方面的原因，作者不得不将一些月度数据转为季度数据，因此，一些信息的缺失将不可避免，望见谅。

参考文献：

[1] ARESTIS， PHILIP and DEMETRIADES， PANICOS （1997）， ‘Financial Development and Economic Growth： Assessing the Evidence’， The Economic Journal， 107： 783-99.

[2] ARESTIS， P.， AMBIKA D. LUINTEL and KUL B. LUINTEL （2005）， ‘Financial Structure and Economic Growth’. Working Paper No. 06/05， Centre for Economic and Public Policy， University of Cambridge， June.

[3] AKINLO A. ENISAN， AKINLO O. OLUFISAYO. ELSEVIER.（2009） ‘Stock Market Development and Economic Growth： Evidence from Seven Sub-Sahara African Countries’. The Journal of Economics and Business. 61：162-171

[4] ARESTIS， P.， PANICOS O. DEMETRIADES and KUL B. LUINTEL （2001）， ‘Financial Development and Economic Growth： The Role of Stock Markets’， Journal of Money， Credit and Banking， 33（1）：16-41.

[5] ATJE， R. and B. JOVANOVIC （1993）， ‘Stock Markets and Development’， European Economic Review， 37：632-40.

BOYD， J.H and B.D. SMITH （1998）， ‘The Evolution of Debt and Equity Markets in Economic Development’， Economic Theory， 12：519-60.

[6] DEMIRGUC-KUNT， ASLI and ROSS LEVINE （1996）， ‘Stock Markets， Corporate Finance and Economic Growth： An Overview’， World Bank Economic Review， 10（2）： 223-39.

[7] INDRNI CHAKRABORTY， Does Financial Development Cause Economic Growth？ The Case of India， South Asia Economic Journal 2008，（9）：109

[8] SINGH， AJIT （1997）， ‘Financial Liberalization， Stockmarkets and Economic Development’， The Economic Journal， 107：771-82.

The stock market development and the economic growth From the view of liquidity

LIU Yu-sheng

(Finance college,China people's university,Beijing 100872,China)

Abstract: Based on the important conclusion from the perspective, liquidity is the mobility, the turnover of exchange rate in two ways. Since reunification by vector （ VAR ） the establishment of a model for further study of the stock exchange volume and economic growth of a long-term equilibrium of relations, and VECM model and Granger causality tests to establish a model for further verification. Research shows that the stock market liquidity and economic growth of the matter. further research exchange rate for the mobility of influence may be the conclusion is that the stock market liquidity and economic growth is a long-term equilibrium of relations, and fluidity of the transaction and the existence of positive economic growth, while exchange rates and economic growth in the negative relations, both on the stock market by the market to further the impact of economic growth.

票据市场论文第4篇

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.

票据市场论文第5篇

关键词：票据法；新常态；影响

2015年中国经济发展进入了新常态，正在由高速发展进入中高速增长，无论是经济发展方式、经济结构还是经济发展动力都在发生变化。现代各国的票据实践已经证明： 票据对促进交易繁荣和活跃资金融通起了不可忽视的作用。但随着票据业务的不断创新发展，现有票据法逐渐显示出其不适应性，下文通过票据市场存在的问题讨论我国票据法的修改及完善。

1 现行票据法与票据市场不相适应的规定

1.1 缺乏融资性票据，融资不足

所谓融资性票据是指没有真实商品交易背景，纯粹以融资为目的的商业票据，其实质上是一种类似于信用放款，但比信用放款更为优良的融资信用工具。一个活跃的、高效的票据市场必然存在大量的、有着各种不同需求的市场参与者，丰富的、满足各种市场交易主体需求的短期融资工具，以及完成各种不同市场功能的结构模式。

融资性票据与目前《票据法》中所称“票据”的最大区别是不再要求具有“真实贸易背景”。我国《票据法》规定票据必须具有真实的交易关系或债权债务关系，一方面我国的票据市场只承认交易性票据，不承认融资性票据；另一方面我国票据市场缺乏商业本票这一在国外市场上起到积极融资性作用的票据形式。

在新常态下迎难而上的中小企业面临着巨大的考验，中小企业本身就面临着难以得到外部资金扶持、销售渠道单一等问题，中小企业若想要进行融资，不但会面临融资成本较高的问题，还会遇到手续繁复、时间较长，容易造成错失机遇、流动资金难以周转等问题。从一定程度上说融资性票据可以解决中小企业融资难的问题。

1.2 电子票据的流通缺乏法律支撑，推广进程缓慢

电子票据是随着经济的发展而逐渐产生并发展起来的，电子商务交易的各方都通过无纸化的电子票据来进行支付和结算， 票据电子化将是票据发展的趋势。电子支付系统改变了传统的支付结算方式，降低了成本，提高了效益，从而得到迅速发展。新的支付工具和支付系统在给人们带来高效的同时，也对传统法律制度形成了强烈的冲击。现行的票据法是建立在纸质票据的基础上的，不能有效地适用于电子支付。

1.3 票据业务资金、功能异化，未能有效推动实体经济发展

一方面在2015年国企改革对股票市场的巨大利好影响的情况下，企业票据融资去向会出现异化，偏离企业运转的主业，去追逐高收益、高风险的资本市场投资。另一方面因存在利益驱动，很多企业通过开票―贴现―转化为保证金―再开票的循环模式在银行间操作进行套现。这种票据功能资金异化形式得不到有效的抑制，使很多流通中的票据失去融通的意义，变成资本获利的手段。同时也会造成票据市场的超常规活跃，在融资过程中占用了银行贷款规模也会反向影响实体经济。

2 新常态对修改《票据法》的影响

2.1 增加融资性票据，解决中小企业融资难问题

一是删除第十条中关于“具有真实的交易关系和债权债务关系”和第二十一条中“汇票的出票人必须与付款具有真实的委托付款关系”的规定，只保留第二十一条中“汇票的出票人必须具有支付汇票金额的可靠资金来源”的规定。同时，建议相关监管部门进一步完善内部管理机制，减少融资性票据流通可能诱发的金融风险。

二是增加商业本票这一票据形式，完善我国票据体系。商业本票在短期融资市场上可以起到快速筹措资金、降低融资成本的作用。商业本票的合法化不但可以起到增加社会直接融资比重，而且可以解决中小企业融资难的问题。

三是建立完善的票据信用评级体系。发行融资性票据的关键在于企业的信用，中小企业只有将其偿债能力、信用等级、盈利能力一系列指标公开透明化，建立票据信用评级体系，融资性票据才能实现其流通性、融资性的使命。

2.2 电子票据合法地位纳入法律中

作为一种新型的票据支付、流通手段，电子票据实质是票据的电子化。但是这种电子便捷的形式并没有产生客户的共鸣，因此一是借鉴于市场实践我们可以将电子票据纳入传统《票据法》书面形式之中。扩大解释《票据法》理论和实践中的“书面形式”，使其既包括以纸面票据为工具的支付又包括以数据电文为基础的电子票据，为票据交易行为提供统一的规则。二是建立客户保护机制。为增强电子票据的认知度，在宣传电票时应明确票据主体的权利和义务。三是充分吸取国外先进技术，加强网络安全建设，强化资金安全性、信息保密性保障。

2.3 发挥票据作用，引导资金流向

规范票据融资行为，引导票据资金走向主要需要一是健全《票据法》等相关法律法规，使其起到在票据流通的基础上引导资金流向实体经济。二是建立风险防控机制，银行金融机构应顺应新常态的形式，改变以往粗放式的发展模式，更细致化的改善经营方式，以内部考核等机制为抓手引导银行分支机构强化风险意识，加强成本收益理念，更加理性的发展票据业务。

正如经济学家吴敬琏说的“只有比较高的效率支撑的中速或者低速增长，才能算是一个真正的新常态。没有效率的增长是维持不下去的”。如何做到效率？关键是在于制定票据制度的理论层面与新常态下市场实际情况相互匹配，逐步引领我国中小企业摆脱困境、引导实体经济冲出传统竞争困境，真正做到有效率的新常态。

参考文献：

[1]李建华.电子商务中电子票据的法律问题[J].法制与环境，2000（3）.

[2]郑洋一.票据法之理论与实务[M].台湾三民书局，2001.

[3]汪世虎.票据法律制度比较研究[M].北京法律出版社，2003.

[4]边维刚，刘为霖.票据融资与票据市场[M].北京中国金融出版社，2000.

[5]汪世虎.票据法律制度的比较研究[M].法律出版社，2003.

票据市场论文第6篇

【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】

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[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）.

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[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）.

票据市场论文第7篇

股票市场作为金融市场的重要组成部分，最初产生的目的是为企业获得融资，使企业获得充足的资金，以促进宏观经济更好的发展。自从1976年罗斯提出APT理论以来，宏观经济变量与风险一起成为了影响股票市场的因素，使得股票市场与宏观经济变量的相互关系有了理论依据。从此，股票市场与宏观经济变量的相互影响关系就成为学者们研究的热点问题。股票市场的发展壮大不仅增强了资本市场的活动能力，一定程度上也将反作用于实体经济，对各个宏观经济变量产生影响，再由宏观经济变量反作用于股票市场而起到循环作用。而政府采取宏观经济调控手段，也是基于这样的作用机制来对资本市场和实体经济进行调节。因而，在目前情况下对我国的股票市场和宏观经济变量是否存在关联性进行深入的研究，显得十分必要。

世界上所有的新兴证券市场都会不可避免的受到宏观调控的干预，中国股票市场作为一个发展仅有二十余年的新市场，更是需要国家的宏观调控。但是，国家对股票市场的宏观调控不能盲目的进行，要实行有效的调控措施，对宏观经济变量与股票市场的关系必须有明确的了解。由于宏观经济变量众多，且与股票市场的关系也各不相同，因此宏观经济变量对股票市场的作用机制比较复杂。本文以实证的方式，通过运用多种计量方法建立模型来研究股票市场与宏观经济变量之间是否存在关联性，以及存在怎样的关联性。

二、文献回顾

Chen等（1986）在APT的基础上建立了一个向量自回归（VAR）模型，他们研究发现宏观经济变量通过影响贴现率成为股市风险因素之一，还发现宏观经济变量和股票价格之间存在长期的均衡关系。Grange（r1981）提出了协整分析理论，为检验宏观经济变量与股市的关联性提供了的另一种方法。Fama（1990）用多因素模型证实了美国经济中货币供应量与通货膨胀率对股市收益率有显著的影响，并指出货币供应量、通货膨胀是通过影响实体经济增长来对股市产生作用的。Benranke和Kuttne（2004）利用VAR方法，考察了未预期货币政策对股票市场的影响。实证结果表明，货币政策对股票市场有影响，但货币政策的变动只能解释部分股票价格的变动。钟小强（2008）利用VAR模型和协整理论对于货币政策对股市的有效性进行实证检验，结果表明股指和货币供应量、利率之间存在稳定的长期均衡关系；同时货币供应量是股指的格兰杰原因，利率不是股指的格兰杰原因；相对于利率，货币供应量对股市的影响更大。

孙云玉（2009）采用2000—2007年的数据分析中国股市价格波动与货币供应量之间的关系，结果表明二者之间存在着长期稳定的均衡关系，股市价格对不同层次货币供应量影响程度不同，M1对股市价格影响最大，但反过来股市价格则对M0影响最大，对M1仅有一定程度的影响。

三、宏观经济变量与股票市场关联性的理论分析及研究假设

本文将以股票定价理论为基础，分别从宏观经济变量对股票市场产生的影响和股票市场对宏观经济变量产生的影响这两个方面进行简要的理论分析，为实证分析提出相关的理论假设奠定基础。

（一）股票定价理论

作为资本市场理论的核心内容，股票定价理论经历了从传统理论向现论转变的过程。传统股票定价理论主要指稳固基础理论，其基本思想是，股票具有内在价值，它是股票价格稳固的基点，股票价格决定于内在价值。股票价格总是围绕其内在价值而上下波动的，当股票市价高于其内在价值时，就出现卖出机会，反之亦然。传统的定价理论着重于价值发现功能，即从企业角度入手考察股票价格决定因素。

现代定价理论则从投资者的角度出发，更多地考虑到投资者的现实情况，即投资者往往不是投资于一种股票，而是投资于由多种股票形成的组合。现代股票定价理论的代表人物Markowitz在1952年发表了《证券组合的选择》一文，他根据统计学上的均值、方差和协方差等指标，将单个股票和股票组合的收益和风险进行量化，将复杂的投资决策问题简化为收益-风险（期望值-方差）的二维问题，给出了投资者如何通过建立有效边界，并根据自身风险承受能力选择最优投资组合，以实现投资效用最大化的一整套理论，即现代证券组合理论。

（二）宏观经济变量对股票市场产生的影响

股价的波动取决于预期的未来现金流的波动性、未来贴现因子的波动性及两者之间的相关性。而未来现金流、贴现因子直接受企业层面实体因素的影响，如企业的盈利能力、资本结构、营运杠杆、管理水平等；企业的实体因素又受行业因素、宏观经济基础变量（如国内生产总值、货币供应量、通货膨胀、实际利率、汇率与进出口等）及宏观调控政策（如财政政策、货币政策）的影响。因此，股价的变动因素取决于上述经济实体变量及相关政策变量，股指的变化也应由这些变量的变化所决定。如图1所示所有因素都是通过作用于供求关系而影响股票价格。图1

（三）股票市场对宏观经济变量产生的影响

股票市场作为一种日益重要的投资方式，其在筹集资金、促进企业经营机制的转换和优化资源配置这三方面对宏观经济也产生越来越重要的影响。股票市场对宏观经济的影响，主要是通过消费、投资、货币政策和汇率等渠道来产生作用的：（1）股票价格一般被认为是经济运行的先行指标，具有国民经济“晴雨表”的功能。股票市场对GDP的作用主要通过股票市场的消费和投资两个渠道来推动。（2）股市市场对货币供应量的影响主要体现在股市价格波动改变了货币需求的稳定性,从而对货币供应带来冲击，并推动货币供应的存量和结构发生相应变化。（3）股票市场对汇率的影响主要体现在股价上升还将增加国内投资者的财富，增加货币需求，推动国内利率的上升，而国内利率的上升还将进一步刺激资本流入，使本币升值，汇率上升。

（四）研究假设

综合已有的宏观经济变量与股票市场关系的理论研究，我们可以看出二者之间的影响是相互的，并且是复杂的、不确定的。具体到我国的经济来说，这种影响也是不确定的。这种不确定性，一方面是由于影响机制本身的复杂性，另一方面也与我国股票市场的自身发展特点密切相关。本文关于宏观经济变量和股票市场价格指数关联性实证分析的理论假设如下：

假设1：股票市场价格指数和国内生产总值正相关消费、投资和进出口都是总产出的组成部分，它们增加表明国内总需求增加，并决定国内生产总值增加，公司利润也随之增加。国内生产总值的任何增加，都会影响国内公司现金流同方向变化。一般来说，在其他条件不变的情况下,股票价格也会同方向变化。因此，股市表现和国内市场总值，甚至和消费、投资、进出口之间应存在正向关系。

假设2：股票市场价格指数和通货膨胀率成负相关通常认为实际通货膨胀率和非预期通货膨胀率之间存在正相关关系。因此，在其他条件不变的情况下，通货膨胀和资产价格之间就会存在一种反向关系。如果通货膨胀使产品售价上升，导致公司利润增加，从而使公司现金流增加且这种增加是同步的，上述关系可能不再成立。因此，通货膨胀和股票价格存在一种不十分确定的负相关关系。

假设3：股票市场价格指数和利率正相关一般假设名义利率和价值模型的无风险利率之间存在一种正相关关系，因此名义利率的变化将会使资产价格向相反方向运动。因为利率降低一般使投资者要求贴现率下降，在预期股利不变的条件下，股票的内在价值将会上升。

假设4：股票市场价格指数和货币供应量关系不确定从长期来看，股市上涨根本动力应该是经济增长和企业营利能力的增强。但在短期内，资金是股市的物质基础，资金的流入流出是造成股市涨跌的直接因素。当货币供应增加超过民众因经济增长及支付习惯和制度等变动引起的需求增加时，市场利率会下降，就会存在部分资金流入股票市场，从而提高股市成交量和成交金额。当股市扩容有限时，股价将上涨。可见，货币变动领先于股价变动，且两者之间是正相关关系，但同时货币供给增长会刺激经济增长，会使企业现金流增加，从而提高股票价格。可是货币供给增加有可能导致流通中的货币过多，这在一定程度上会导致通货膨胀，从而使资产价格向相反的方向运动。这样，股价指数和货币供给应该反向变化。综上所述,货币供给和股票价格变动方向更应该由经验证据来决定。

四、宏观经济变量与中国股票市场关联性的实证分析

本文采用向量自回归（VAR）模型对宏观经济变量与股票市场的关联性进行考察，主要遵循如下步骤：首先进行数据来源和变量的选择，之后进行单位根检验，并以平稳的时间序列数据构造VAR模型进行结构分析，最后从协整检验和Granger因果检验等角度来进一步验证变量之间的关系。

（一）样本选择与数据处理

本文选取1998年1月至2009年9月的月度数据对中国股票市场进行实证分析，数据均来源于RESSET金融研究数据库、大智慧系统软件、中国统计年鉴和中国人民银行的官方网站。由于月度数据会存在一定的季节性，因此，为了消除季节因素的影响，本文用X-n的方法对样本数据进行调整，得到剔除季节因素的数据。

（二）变量定义

本文选取上海证券交易所股票价格综合指数（SZ）作为股市指标；国内生产总值GDP由于是年度数据，很难得到月度数据，故在实证分析中我们将采用工业增加值（GYZJZ）来代替GDP；货币供应量本文采用M2来反映货币供应量;通货膨胀率用某一具有代表性的物价指数比如居民消费价格指数（CPI）来反映通胀情况；利率作为国家宏观经济调控的中间目标之一，本文选用的是实际贷款利率并选6个月贷款利率作为短期利率的代表，以5年期贷款利率作为长期利率的代表；汇率本文选用外汇储备（WHCB）作为汇率指标。

（三）实证检验

大部分有关宏观经济的模型，都是利用经济理论来建立变量之间关系的联立方程模型。但是，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在等式的左端又可以出现在等式的右端，这使得估计和推断更加复杂。为解决这些问题，产生了一种用非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型，就是本章所采用的向量自回归模型（VAR）。向量自回归模型通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响，对宏观经济变量这一时间序列的相关分析具有较好的预测和解释能力。由于宏观经济中包含有许多的变量，无法明确的知道每一个变量是如何影响股票市场的，故本文将他们拆分开来进行研究。1.GDP、投资、储蓄、消费、对外贸易与股票市场关联性的研究。本节选取的宏观经济变量有工业增加值（GYZJZ）、储蓄额（CXE）、社会消费总额（SHXFE）、固定资产投资（GDZCWCE）、进出口额（JCKE）。

（1）单位根检验。由于Johansen协整检验，以及VAR模型的构建是要求变量都是一阶单整的，故本文要对所选的变量进行单位根检验。本文选取的检验方法是ADF检验。由表1可知，我们所选取的变量都是一阶单整的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前也要先确定模型的滞后阶数，本文参考了LR（极大似然比值）、SC值、AIC值，结合实际情况，选取滞后一阶的VAR模型。由运算结果我们可以看到上证综指拟合的方程拟合优度为0.90，调整后的拟合优度为0.89，说明模型拟合的还算是比较成功的。得到上证综指与宏观经济变量的数学公式：SZ=0.85*SZ（-1）-0.005*CXE（-1）+0.02*GDZCWCE（-1）-0.23*GYZJZ（-1）+0.44*JCKE（-1）+0.15*SHIXFZE（-1）+25.53由上述公式我们可以看到，上证综指与自身前一期的指数成正向变化，与固定资产完成额、进出口额、社会消费总额的前一期值成正向变化。固定资产完成额的增加，表明实业投资的增加，实业投资与股票市场投资是相互促进的，实业投资的增加必然会带动股票市场的发展。进出口的增加，则有利于国内企业的发展，使得企业的利润增加，同时使得企业的股票价格上扬。而消费的增加，一方面使得企业的销售增加，另一方面消费还推动经济的发展。这两方面的作用都将有利于股票市场的发展，体现在股票价格的上扬上。上证综指与工业增加值的前一期变化成反向变化，在本期的关系中也是负向相关，这与我们前期理论分析结论有些出入，原因可能有以下几点：第一，本文用工业增加值来替代GDP，替代性可能不够。第二，我国股票市场的发展轨道与国外的股票市场很不一致。我国股票市场起步较晚，起步原因较特殊，而且还有中国股市自身特有的特点，这使得我国的股票市场的有效性不是很强，导致股票价格会经常出现异常性的波动。

（3）Johansen协整检验。协整检验是检验变量之间是否存在着长期稳定的关系。我们依然选用特征根检验法对上述模型进行了协整检验。检验结果表明这几个变量之间存在三个协整关系见表2：这说明上证综指和宏观经济变量之间是存在着长期稳定的关系的。同时也说明了宏观经济变量之间也是存在着长期的相互关系的。这从另一方面为我们前面的理论假设中提到的宏观经济变量之间相互传导影响股市提供了实证支持。协整方程式如下：SZ=1.49CXE+2.90GDZCWCE-5.38GYZJZ+12.97JCKE-2.005SHXFZE从上述公式中得出，长期储蓄额的增加，使得货币供给增加，更多的资金进入股市，让股市资金充足，促使股价上升，因此股价与储蓄额是正向波动的，这和我们前面的理论假设是一致的。固定资产投资长期的增加，意味着社会大环境的良好发展，增强股票投资者的信心，从而给股票市场良好的信号，使得股票价格上涨，这也和我们前面的理论假设是一致的。进出口额的增加表明我国对外贸易的良好发展，同时也表明国家大力发展对外经济。这至少对外贸企业是一个良好的发展机会，外贸企业的发展，也会带动其他的提供原料和销售的上下游的企业的发展。企业基本面发展良好，反映在企业股票上，促使股票价格上升。但我们也可以看到社会消费的增加会使股票价格下降。其可能原因为，消费的过快增加会使物价上涨过快，产生一定的通货膨胀和投资心理恐慌，从而对股市产生不利影响。

（4）格兰杰因果检验。对上述变量进行格兰杰因果检验，来检验变量之间是否存在格兰杰因果关系，见表3。由表3可知：工业增加值可以单向格兰杰引起上证综指的变化，社会消费总额的变化也可以单向格兰杰引起上证综指的变化。同时，上证综指可以单向格兰杰引起进出口额的变化。固定资产完成额和进出口额与上证综指之间不存在格兰杰因果关系。这说明上证综指与宏观经济变量之间是存在格兰杰因果关系的，不仅宏观经济变量会引起上证综指的变化，而且上证综指也会反作用于宏观经济变量。最终我们可以发现，这五个变量可以同时格兰杰引起上证综指的变化，这与我们前面的理论假定相吻合，即宏观经济变量可以通过错综复杂的相互关系来共同对股票市场产生作用。

2.货币政策、财政政策、汇率与股票市场关联性的研究。

货币政策指标、财政政策指标和汇率是代表宏观经济政策的传统指标，建立它们与股票市场的计量模型并进行分析，可以更详细的了解宏观经济政策与股票市场之间的相互影响机制。本小节选取的宏观经济变量有货币供给（M2）、财政收入（CZSR）、财政支出（CZZC）、外汇储备（WHCB）等。

（1）单位根检验。由表4可知，上述的变量都是一阶单整的。说明这些数据是符合我们进行协整检验的要求的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前，要先确定滞后阶数。这里还是采用LR似然比和SC值、AIC值相结合的方法，综合考虑，选取一个较合理的滞后阶数。这里我们选取滞后一阶的方式来构建VAR模型。其方程式为：SZ=0.8352SZ（-1）+0.006CZSR（-1）+0.048CZZC（-1）-0.317WHCB（-1）+0.0169M2（-1）-2310.5由上面的公式我们也可以发现，上证综指仍旧受自身前一期的影响。同时，短期财政支出和财政收入的变化均会引起上证综指正向的变化。但从长期来看，财政收入的过多增加可能会不利于股市的发展，这和财政收入的来源有很大的关系。因为财政收入主要来源于税收和国债，税收的增加，加重了企业和投资者的负担，减少了资金供给，长此以往，对资本市场将产生不利影响。M2将引起上证综指的同向变化，这和我们前面关于货币供给量的理论假设是一致的。货币政策的预期效应、资产组合效应和内在价值增长效应都体现了货币供给量的变化将引起上证综指的正向变化。短期外汇储备将引起股票市场反方向的变化。外汇储备虽然有利于货币供给量的增加，但是我国目前的外汇储备量已经过量，故而它的负面影响也开始显现。这也和我们的理论是基本一致的。

（3）Johansen协整检验。对上述VAR模型进行协整检验，发现上述的模型中存在着协整关系。这说明了股票市场和宏观经济变量之间存在着长期稳定的关系。我们将上证综指的协整方程式列出，详细地分析变量之间的长期关系。SZ=-1.24CZSR+4.03CZZC+2.17M2-26.74WHCB由上面的协整方程式，我们可以得到变量间的长期关系，和我们分析VAR模型时提到的一样，财政收入的系数在长期协整关系式中变为负数，即财政收入的增加，长期而言是不利于股市的。其余的变量的系数都没有改变正负。这说明，在长期中，宏观经济变量与股票市场之间的关系是符合我们的理论假设的。

（4）格兰杰因果检验。我们需要分析这几个宏观经济变量与股价是否存在格兰杰因果关系，因此我们要对它们进行格兰杰因果检验。我们从表5中可以看出，外汇储备的格兰杰引起上证综指的变动。而且，这些变量还能同时格兰杰引起上证综指的变动，说明货币政策、财政政策和汇率不但可以单方面影响股票市场，而且可以综合起来对股票市场产生一定的影响。表5格兰杰因果检验同时我们也看到，上证综指不能格兰杰引起财政政策变量的变化，不能格兰杰引起货币供给量和汇率的变化。反过来看这也说明了就中国股市而言，汇率与股市是汇率导向模型的传导机制。股票导向的传导机制，在中国还没有成熟的条件形成，股票市场对汇率的影响作用还没有发挥作用。股票市场不能对货币供给量产生影响，这也和我国的实际国情有关，一般认为货币供给量是受中央控制来调节宏观经济的。

票据市场论文第8篇

股票市场作为金融市场的重要组成部分，最初产生的目的是为企业获得融资，使企业获得充足的资金，以促进宏观经济更好的发展。自从1976年罗斯提出APT理论以来，宏观经济变量与风险一起成为了影响股票市场的因素，使得股票市场与宏观经济变量的相互关系有了理论依据。从此，股票市场与宏观经济变量的相互影响关系就成为学者们研究的热点问题。股票市场的发展壮大不仅增强了资本市场的活动能力，一定程度上也将反作用于实体经济，对各个宏观经济变量产生影响，再由宏观经济变量反作用于股票市场而起到循环作用。而政府采取宏观经济调控手段，也是基于这样的作用机制来对资本市场和实体经济进行调节。因而，在目前情况下对我国的股票市场和宏观经济变量是否存在关联性进行深入的研究，显得十分必要。世界上所有的新兴证券市场都会不可避免的受到宏观调控的干预，中国股票市场作为一个发展仅有二十余年的新市场，更是需要国家的宏观调控。但是，国家对股票市场的宏观调控不能盲目的进行，要实行有效的调控措施，对宏观经济变量与股票市场的关系必须有明确的了解。由于宏观经济变量众多，且与股票市场的关系也各不相同，因此宏观经济变量对股票市场的作用机制比较复杂。本文以实证的方式，通过运用多种计量方法建立模型来研究股票市场与宏观经济变量之间是否存在关联性，以及存在怎样的关联性。

二、文献回顾

Chen等（1986）在APT的基础上建立了一个向量自回归（VAR）模型，他们研究发现宏观经济变量通过影响贴现率成为股市风险因素之一，还发现宏观经济变量和股票价格之间存在长期的均衡关系。Grange（r1981）提出了协整分析理论，为检验宏观经济变量与股市的关联性提供了的另一种方法。Fama（1990）用多因素模型证实了美国经济中货币供应量与通货膨胀率对股市收益率有显著的影响，并指出货币供应量、通货膨胀是通过影响实体经济增长来对股市产生作用的。Benranke和Kuttne（2004）利用VAR方法，考察了未预期货币政策对股票市场的影响。实证结果表明，货币政策对股票市场有影响，但货币政策的变动只能解释部分股票价格的变动。钟小强（2008）利用VAR模型和协整理论对于货币政策对股市的有效性进行实证检验，结果表明股指和货币供应量、利率之间存在稳定的长期均衡关系；同时货币供应量是股指的格兰杰原因，利率不是股指的格兰杰原因；相对于利率，货币供应量对股市的影响更大。孙云玉（2009）采用2000—2007年的数据分析中国股市价格波动与货币供应量之间的关系，结果表明二者之间存在着长期稳定的均衡关系，股市价格对不同层次货币供应量影响程度不同，M1对股市价格影响最大，但反过来股市价格则对M0影响最大，对M1仅有一定程度的影响。三、宏观经济变量与股票市场关联性的理论分析及研究假设本文将以股票定价理论为基础，分别从宏观经济变量对股票市场产生的影响和股票市场对宏观经济变量产生的影响这两个方面进行简要的理论分析，为实证分析提出相关的理论假设奠定基础。

（一）股票定价理论

作为资本市场理论的核心内容，股票定价理论经历了从传统理论向现论转变的过程。传统股票定价理论主要指稳固基础理论，其基本思想是，股票具有内在价值，它是股票价格稳固的基点，股票价格决定于内在价值。股票价格总是围绕其内在价值而上下波动的，当股票市价高于其内在价值时，就出现卖出机会，反之亦然。传统的定价理论着重于价值发现功能，即从企业角度入手考察股票价格决定因素。现代定价理论则从投资者的角度出发，更多地考虑到投资者的现实情况，即投资者往往不是投资于一种股票，而是投资于由多种股票形成的组合。现代股票定价理论的代表人物Markowitz在1952年发表了《证券组合的选择》一文，他根据统计学上的均值、方差和协方差等指标，将单个股票和股票组合的收益和风险进行量化，将复杂的投资决策问题简化为收益-风险（期望值-方差）的二维问题，给出了投资者如何通过建立有效边界，并根据自身风险承受能力选择最优投资组合，以实现投资效用最大化的一整套理论，即现代证券组合理论。

（二）宏观经济变量对股票市场产生的影响

股价的波动取决于预期的未来现金流的波动性、未来贴现因子的波动性及两者之间的相关性。而未来现金流、贴现因子直接受企业层面实体因素的影响，如企业的盈利能力、资本结构、营运杠杆、管理水平等；企业的实体因素又受行业因素、宏观经济基础变量（如国内生产总值、货币供应量、通货膨胀、实际利率、汇率与进出口等）及宏观调控政策（如财政政策、货币政策）的影响。因此，股价的变动因素取决于上述经济实体变量及相关政策变量，股指的变化也应由这些变量的变化所决定。如图1所示所有因素都是通过作用于供求关系而影响股票价格。

（三）股票市场对宏观经济变量产生的影响

股票市场作为一种日益重要的投资方式，其在筹集资金、促进企业经营机制的转换和优化资源配置这三方面对宏观经济也产生越来越重要的影响。股票市场对宏观经济的影响，主要是通过消费、投资、货币政策和汇率等渠道来产生作用的：（1）股票价格一般被认为是经济运行的先行指标，具有国民经济“晴雨表”的功能。股票市场对GDP的作用主要通过股票市场的消费和投资两个渠道来推动。（2）股市市场对货币供应量的影响主要体现在股市价格波动改变了货币需求的稳定性,从而对货币供应带来冲击，并推动货币供应的存量和结构发生相应变化。（3）股票市场对汇率的影响主要体现在股价上升还将增加国内投资者的财富，增加货币需求，推动国内利率的上升，而国内利率的上升还将进一步刺激资本流入，使本币升值，汇率上升。

（四）研究假设

综合已有的宏观经济变量与股票市场关系的理论研究，我们可以看出二者之间的影响是相互的，并且是复杂的、不确定的。具体到我国的经济来说，这种影响也是不确定的。这种不确定性，一方面是由于影响机制本身的复杂性，另一方面也与我国股票市场的自身发展特点密切相关。本文关于宏观经济变量和股票市场价格指数关联性实证分析的理论假设如下：

假设1：股票市场价格指数和国内生产总值正相关消费、投资和进出口都是总产出的组成部分，它们增加表明国内总需求增加，并决定国内生产总值增加，公司利润也随之增加。国内生产总值的任何增加，都会影响国内公司现金流同方向变化。一般来说，在其他条件不变的情况下,股票价格也会同方向变化。因此，股市表现和国内市场总值，甚至和消费、投资、进出口之间应存在正向关系。

假设2：股票市场价格指数和通货膨胀率成负相关通常认为实际通货膨胀率和非预期通货膨胀率之间存在正相关关系。因此，在其他条件不变的情况下，通货膨胀和资产价格之间就会存在一种反向关系。如果通货膨胀使产品售价上升，导致公司利润增加，从而使公司现金流增加且这种增加是同步的，上述关系可能不再成立。因此，通货膨胀和股票价格存在一种不十分确定的负相关关系。

假设3：股票市场价格指数和利率正相关一般假设名义利率和价值模型的无风险利率之间存在一种正相关关系，因此名义利率的变化将会使资产价格向相反方向运动。因为利率降低一般使投资者要求贴现率下降，在预期股利不变的条件下，股票的内在价值将会上升。

假设4：股票市场价格指数和货币供应量关系不确定从长期来看，股市上涨根本动力应该是经济增长和企业营利能力的增强。但在短期内，资金是股市的物质基础，资金的流入流出是造成股市涨跌的直接因素。当货币供应增加超过民众因经济增长及支付习惯和制度等变动引起的需求增加时，市场利率会下降，就会存在部分资金流入股票市场，从而提高股市成交量和成交金额。当股市扩容有限时，股价将上涨。可见，货币变动领先于股价变动，且两者之间是正相关关系，但同时货币供给增长会刺激经济增长，会使企业现金流增加，从而提高股票价格。可是货币供给增加有可能导致流通中的货币过多，这在一定程度上会导致通货膨胀，从而使资产价格向相反的方向运动。这样，股价指数和货币供给应该反向变化。综上所述,货币供给和股票价格变动方向更应该由经验证据来决定。

四、宏观经济变量与中国股票市场关联性的实证分

本文采用向量自回归（VAR）模型对宏观经济变量与股票市场的关联性进行考察，主要遵循如下步骤：首先进行数据来源和变量的选择，之后进行单位根检验，并以平稳的时间序列数据构造VAR模型进行结构分析，最后从协整检验和Granger因果检验等角度来进一步验证变量之间的关系。

（一）样本选择与数据处理

本文选取1998年1月至2009年9月的月度数据对中国股票市场进行实证分析，数据均来源于RESSET金融研究数据库、大智慧系统软件、中国统计年鉴和中国人民银行的官方网站。由于月度数据会存在一定的季节性，因此，为了消除季节因素的影响，本文用X-n的方法对样本数据进行调整，得到剔除季节因素的数据。

（二）变量定义

本文选取上海证券交易所股票价格综合指数（SZ）作为股市指标；国内生产总值GDP由于是年度数据，很难得到月度数据，故在实证分析中我们将采用工业增加值（GYZJZ）来代替GDP；货币供应量本文采用M2来反映货币供应量;通货膨胀率用某一具有代表性的物价指数比如居民消费价格指数（CPI）来反映通胀情况；利率作为国家宏观经济调控的中间目标之一，本文选用的是实际贷款利率并选6个月贷款利率作为短期利率的代表，以5年期贷款利率作为长期利率的代表；汇率本文选用外汇储备（WHCB）作为汇率指标。

（三）实证检验

大部分有关宏观经济的模型，都是利用经济理论来建立变量之间关系的联立方程模型。但是，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在等式的左端又可以出现在等式的右端，这使得估计和推断更加复杂。为解决这些问题，产生了一种用非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型，就是本章所采用的向量自回归模型（VAR）。向量自回归模型通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响，对宏观经济变量这一时间序列的相关分析具有较好的预测和解释能力。由于宏观经济中包含有许多的变量，无法明确的知道每一个变量是如何影响股票市场的，故本文将他们拆分开来进行研究。

1.GDP、投资、储蓄、消费、对外贸易与股票市场关联性的研究。本节选取的宏观经济变量有工业增加值（GYZJZ）、储蓄额（CXE）、社会消费总额（SHXFE）、固定资产投资（GDZCWCE）、进出口额（JCKE）。（1）单位根检验。由于Johansen协整检验，以及VAR模型的构建是要求变量都是一阶单整的，故本文要对所选的变量进行单位根检验。本文选取的检验方法是ADF检验。由表1可知，我们所选取的变量都是一阶单整的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前也要先确定模型的滞后阶数，本文参考了LR（极大似然比值）、SC值、AIC值，结合实际情况，选取滞后一阶的VAR模型。由运算结果我们可以看到上证综指拟合的方程拟合优度为0.90，调整后的拟合优度为0.89，说明模型拟合的还算是比较成功的。得到上证综指与宏观经济变量的数学公式：SZ=0.85*SZ（-1）-0.005*CXE（-1）+0.02*GDZCWCE（-1）-0.23*GYZJZ（-1）+0.44*JCKE（-1）+0.15*SHIXFZE（-1）+25.53由上述公式我们可以看到，上证综指与自身前一期的指数成正向变化，与固定资产完成额、进出口额、社会消费总额的前一期值成正向变化。固定资产完成额的增加，表明实业投资的增加，实业投资与股票市场投资是相互促进的，实业投资的增加必然会带动股票市场的发展。进出口的增加，则有利于国内企业的发展，使得企业的利润增加，同时使得企业的股票价格上扬。而消费的增加，一方面使得企业的销售增加，另一方面消费还推动经济的发展。这两方面的作用都将有利于股票市场的发展，体现在股票价格的上扬上。上证综指与工业增加值的前一期变化成反向变化，在本期的关系中也是负向相关，这与我们前期理论分析结论有些出入，原因可能有以下几点：第一，本文用工业增加值来替代GDP，替代性可能不够。第二，我国股票市场的发展轨道与国外的股票市场很不一致。我国股票市场起步较晚，起步原因较特殊，而且还有中国股市自身特有的特点，这使得我国的股票市场的有效性不是很强，导致股票价格会经常出现异常性的波动。

（3）Johansen协整检验。协整检验是检验变量之间是否存在着长期稳定的关系。我们依然选用特征根检验法对上述模型进行了协整检验。检验结果表明这几个变量之间存在三个协整关系见表2：

这说明上证综指和宏观经济变量之间是存在着长期稳定的关系的。同时也说明了宏观经济变量之间也是存在着长期的相互关系的。这从另一方面为我们前面的理论假设中提到的宏观经济变量之间相互传导影响股市提供了实证支持。协整方程式如下：SZ=1.49CXE+2.90GDZCWCE-5.38GYZJZ+12.97JCKE-2.005SHXFZE从上述公式中得出，长期储蓄额的增加，使得货币供给增加，更多的资金进入股市，让股市资金充足，促使股价上升，因此股价与储蓄额是正向波动的，这和我们前面的理论假设是一致的。固定资产投资长期的增加，意味着社会大环境的良好发展，增强股票投资者的信心，从而给股票市场良好的信号，使得股票价格上涨，这也和我们前面的理论假设是一致的。进出口额的增加表明我国对外贸易的良好发展，同时也表明国家大力发展对外经济。这至少对外贸企业是一个良好的发展机会，外贸企业的发展，也会带动其他的提供原料和销售的上下游的企业的发展。企业基本面发展良好，反映在企业股票上，促使股票价格上升。但我们也可以看到社会消费的增加会使股票价格下降。其可能原因为，消费的过快增加会使物价上涨过快，产生一定的通货膨胀和投资心理恐慌，从而对股市产生不利影响。

（4）格兰杰因果检验。对上述变量进行格兰杰因果检验，来检验变量之间是否存在格兰杰因果关系，见表3。由表3可知：工业增加值可以单向格兰杰引起上证综指的变化，社会消费总额的变化也可以单向格兰杰引起上证综指的变化。同时，上证综指可以单向格兰杰引起进出口额的变化。固定资产完成额和进出口额与上证综指之间不存在格兰杰因果关系。这说明上证综指与宏观经济变量之间是存在格兰杰因果关系的，不仅宏观经济变量会引起上证综指的变化，而且上证综指也会反作用于宏观经济变量。最终我们可以发现，这五个变量可以同时格兰杰引起上证综指的变化，这与我们前面的理论假定相吻合，即宏观经济变量可以通过错综复杂的相互关系来共同对股票市场产生作用。

2.货币政策、财政政策、汇率与股票市场关联性的研究。货币政策指标、财政政策指标和汇率是代表宏观经济政策的传统指标，建立它们与股票市场的计量模型并进行分析，可以更详细的了解宏观经济政策与股票市场之间的相互影响机制。本小节选取的宏观经济变量有货币供给（M2）、财政收入（CZSR）、财政支出（CZZC）、外汇储备（WHCB）等。

（1）单位根检验。由表4可知，上述的变量都是一阶单整的。说明这些数据是符合我们进行协整检验的要求的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前，要先确定滞后阶数。这里还是采用LR似然比和SC值、AIC值相结合的方法，综合考虑，选取一个较合理的滞后阶数。这里我们选取滞后一阶的方式来构建VAR模型。其方程式为：SZ=0.8352SZ（-1）+0.006CZSR（-1）+0.048CZZC（-1）-0.317WHCB（-1）+0.0169M2（-1）-2310.5由上面的公式我们也可以发现，上证综指仍旧受自身前一期的影响。同时，短期财政支出和财政收入的变化均会引起上证综指正向的变化。但从长期来看，财政收入的过多增加可能会不利于股市的发展，这和财政收入的来源有很大的关系。因为财政收入主要来源于税收和国债，税收的增加，加重了企业和投资者的负担，减少了资金供给，长此以往，对资本市场将产生不利影响。

M2将引起上证综指的同向变化，这和我们前面关于货币供给量的理论假设是一致的。货币政策的预期效应、资产组合效应和内在价值增长效应都体现了货币供给量的变化将引起上证综指的正向变化。短期外汇储备将引起股票市场反方向的变化。外汇储备虽然有利于货币供给量的增加，但是我国目前的外汇储备量已经过量，故而它的负面影响也开始显现。这也和我们的理论是基本一致的。

（3）Johansen协整检验。对上述VAR模型进行协整检验，发现上述的模型中存在着协整关系。这说明了股票市场和宏观经济变量之间存在着长期稳定的关系。我们将上证综指的协整方程式列出，详细地分析变量之间的长期关系。SZ=-1.24CZSR+4.03CZZC+2.17M2-26.74WHCB由上面的协整方程式，我们可以得到变量间的长期关系，和我们分析VAR模型时提到的一样，财政收入的系数在长期协整关系式中变为负数，即财政收入的增加，长期而言是不利于股市的。其余的变量的系数都没有改变正负。这说明，在长期中，宏观经济变量与股票市场之间的关系是符合我们的理论假设的。

（4）格兰杰因果检验。我们需要分析这几个宏观经济变量与股价是否存在格兰杰因果关系，因此我们要对它们进行格兰杰因果检验。我们从表5中可以看出，外汇储备的格兰杰引起上证综指的变动。而且，这些变量还能同时格兰杰引起上证综指的变动，说明货币政策、财政政策和汇率不但可以单方面影响股票市场，而且可以综合起来对股票市场产生一定的影响。表5格兰杰因果检验同时我们也看到，上证综指不能格兰杰引起财政政策变量的变化，不能格兰杰引起货币供给量和汇率的变化。反过来看这也说明了就中国股市而言，汇率与股市是汇率导向模型的传导机制。股票导向的传导机制，在中国还没有成熟的条件形成，股票市场对汇率的影响作用还没有发挥作用。股票市场不能对货币供给量产生影响，这也和我国的实际国情有关，一般认为货币供给量是受中央控制来调节宏观经济的。

票据市场论文第9篇

关键词:鞅方法;股票市场;等价鞅测度;上证综合指数;深证成分指数

中图分类号:F830.91文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)18-0074-02

一、引言

自1953年Doob首次系统地提出鞅论以来,作为有效的理论工具已广泛应用到各个领域,如马氏过程、点过程、估计理论、随机过程等。在这些应用中,等价鞅测度成为了分析金融产品定价,消费金融投机套利机会,降低金融产品投资风险的主要工具。

在中国股票市场中,等价鞅测度是定价期权的关键,鞅假设是检验中国股票市场弱势有效性[1]的基础,面对金融危机中的股票市场,如何利用鞅方法对股票市场进行期权定价的有效分析呢?

文献[2]给出了零时刻的定价公式,而本文从鞅方法基本内容出发,通过对股票市场中指数O―U模型期权定价进行再分析,得到对股票市场中的期权定价加入有效性假设研究的基础上的股票市场结论。

二、预备知识

1.鞅的定义。为了便于后面的说明,现在引入鞅的定义。

由于研究股票市场需要,故定义贴现股票价格过程的鞅测度。

在等价鞅测度下,下面命题对研究股票收益率十分必要。命题[4]:在等价鞅测度下,每一种风险资产的期望收益率都等于无风险资产收益率。

三、主要结论

为了研究股票市场期权定价加入有效性假设的一般性结论,先定义弱势有效市场假设。

定义4[1]:弱势有效市场的市场效率最低,是指当前股票价格能够充分的反映股票本身历史价格所包含的信息,在这种市场上,股票价格过去的变动趋势对于判断价格的未来走势没有任何关系,股票价格是相对独立的。弱势在文献[2]中,对指数O―U模型给出了零时刻的价格定价公式,在这基础上,我们引入p*等价鞅测度,而在期权定价的鞅方法中最重要是找到等价鞅测度[5],使得贴现的股票价格过程是鞅。由金融理论知在弱势有效中期权价格是其终期支付的数学期望贴现值(以无风险利率贴现),所以O―U型欧式期权在零时刻价格就变为:

四、应用举例

为了对定价公式进行实际应用,现以上证综合指数与深证成分指数收益率鞅性分析为例。数据来源于CCER股票价格收益数据库[6],本文收集了1995年3月至2008年3月上证综合指数与深证成份指数收益率指标共300个数据,相关的基本情况如下表所示:

从下表可以看出,上证综合指数与深证成分指数收益率的趋势随着时间变化呈现出向下降趋势,即这个随机过程是一个超“鞅”,这对参与投资者来说极为不利。

通过实例分析,得出一些基本结论:(1)投资者介入股市面临的是系统性风险,无法运用市场的手段消除;(2)说明中国股票市场尚未达到弱势有效,投资我国股市风险很大,但其股票价格是可以预测的,也就表明中国股市存在超额收益;(3)从风险与收益对比的角度衡量,中国股市的进一步发展赖于在制度方面作出改革。总的来说,中国股票市场还远未成熟。

参考文献:

[1]刘堰.中国股票市场弱势有效性分析――鞅方法[J].河北理工大学学报:社会科学版,2007,(7):109-115.

[2]王铁.用鞅方法定价指数O―U过程模型[J].辽宁大学学报:自然科学版,2004,(4):334-337.

[3]林正炎,陆传荣,苏中根.概率极限理论基础[M].北京:高等教育出版社,1999.

[4]王俊,罗猛.简析等价鞅测度及其应用[J].知识丛林,2004,(9):119-121.

[5]YanJ A.Introduction to Martingales in Option Pricing. LN in Math. 4 , LiuBie J u Center for Math Sciences , the Press of City