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长征小故事范文1
[关键词] 有效资本市场 市盈率 半强有效性
自上世纪90年代以来，我国证券市场发展迅速，大批企业通过证券市场筹集大量资金，对企业的发展起到了至关重要的作用，因此，证券市场在我国经济所起的资源配置作用日趋重要。而证券市场资源配置功能的发挥，取决于证券市场的效率。证券市场效率指的是调节和分配资金的效率，即证券市场能否将资金分配到最能有效地使用资金的企业。证券市场的效率可分为两个方面，内在效率和外在效率。内在效率是指证券市场的交易运营效率，即证券市场能否以最短的时间最低的交易成本为交易者完成一笔交易，它反映了证券市场的组织功能和服务功能的效率。外在效率是指证券市场的资金分配效率，即市场上的股票价格是否能根据有关信息做出及时的反应，它反映了证券市场调节和分配资金的效率。这两个效率中，外在效率是核心，而内在效率的低下也必然会影响外在效率。对证券市场效率的研究主要集中在证券市场的外在效率，即证券市场有效假说理论中的市场有效性。本文拟就此问题来展开论述，实证检验上海股票市场有效性。
一、有效市场理论起源及有效市场的划分
有效资本市场指一个证券价格能够根据新信息的出现而迅速进行调整的市场，即现行的证券价格能够反映有关证券的全部信息。更确切地说，有效市场即指信息有效市场。早期关于有效资本市场的研究大多是建立在随机漫步假说基础上的，该假说认为股票价格的变化是随机的。1900年Bachelier撰写的具有开创性的论文，以及Coles在1933年对有效性的经验研究。Bachelier在他的论文中提出了随机游程假说(Random Walk Hypothesis．RWH)，即商品的价格走势是随机的，不能预测。1933年Coles与其同事Jones在研究了美国股票价格在过去几十年中的价格走势后，正式提出了RWH，认为美国的股票价格与随机游程假设完全适应，这是有关市场有效性的最早研究。
自Roberts(1967)以来，人们就根据信息集的不同将市场有效性分为弱有效性、半强有效性和强有效性三个层次。Fama是有效市场理论的集大成者，他根据所包含的信息集不同把整个有效市场假说分为三个次级假说：
弱有效市场假说（weak-form EMH）认为，当前的证券价格完全反映所有的证券市场信息，包括历史价格序列、收益率、交易量等，由于弱有效市场假说认为当前市场价格已经反映了所有过去收益率和任何其他证券市场信息，这意味着过去的收益率和其他市场数据与未来收益率没有什么关系，因此，若根据过去收益率或者任何其他历史市场数据反映的交易规律进行证券买卖决策，基本上不能获利。
半强有效市场假说（semi strong-form EMH）认为，证券价格能够根据所有公开信息迅速调整，也就是说当前证券价格完全反映所有的公开信息。半强有效市场假说包含弱有效市场假说，因为弱有效市场假说考虑的所有市场信息都是公开的。公开信息还包括所有非市场信息，如收益与股利分派公告、市盈率（P/E）、股利收益率（D/P）、账面价值/市场价值比率（BV/MV）等。这个假说意味着那些以公布后的重要信息作为买卖决策依据的投资者不会从其交易中获取超过平均水平的收益率，因为证券价格已经反映了所有这些新的公开信息。
强有效市场假说（strong-form EMH）认为，股票价格全面反映了所有公开的与未公开的信息。这意味着任何投资者都不能独占与价格形成相关的信息。因此，没有投资者可以持续地获得超过平均水平的收益率。
二、国内研究现状
自中国股市建立以来，对股市是否有效的研究从未中断。吴世农1993年在天津国际研讨会上发表的《关于深圳股市有效性的实证研究》可算是用实证方法研究中国股市有效性的开山之作，1994年又发表了《上海股票市场效率的分析与评价》。随后又有众多学者对此问题进行研究，如俞乔、胡金焱、陈立新、冉茂盛、胡昌生等，由于选取的样本数据多少不一，样本时限长短不同，得出的结论也不相同。
吴世农通过对以深圳股市的五家上市公司为样本的相关性检验，认为深圳股市没有达到弱有效状态。俞乔以沪市综合指数（1990.12.19－1994.4.28）与深市综合指数（1991.4.3－1994.4.28）为样本，通过一系列检验，认为沪市与深市都没有达到弱有效。胡金焱认为1992年5月20日后中国股票市场基本达到了弱有效性。陈立新以1997年1月2日～2000年12月31日沪市综合指数为样本，认为上海股市达到了弱有效，但还没达到半强有效。冉茂盛等运用R/S方法，对1995年1月1日～2000年12月31日期间的沪市与深市进行检验，认为中国股票市场属于弱有效。胡昌生等通过AR―GARCH―M模型检验1992年5月21日～2003年9月20日的上海股市，认为1996年12月16日以后的股市具有弱有效性。
此外，还有众多的研究，虽然结论不一，但大多认为1996年12月16日以前的上海股市没有达到弱有效，1996年12月16日以后上海股市达到或渐趋弱有效市场。
三、半强有效市场假说检验理论
半强有效市场假说认为，证券价格迅速根据公开信息的公布进行调整；也就是说，证券价格完全反映所有的公开信息。目前，可把检验半强有效市场假说的研究分成两组：
1.运用除弱有效市场假说中的纯市场信息（如股价等）以外的其他可获得的公开信息来预测未来收益率的研究。这些对整个市场收益率或单个股票收益率的研究包括收益率的时间序列分析、收益率的横断面分布分析或其他一些特性（如市盈率等）的分析。支持有效市场假说的人们认为：根据过去的证券收益率或公开信息来预测未来收益率的分布是不可能的。
2.分析股票价格能以多快的速度对具体的重大经济事件做出调整的事件研究。由此推导出的一种方法可检验能否在重大事件公布后，投资于一种证券并获取可观的异常收益率。有效市场假说的拥护者认为证券价格会十分迅速地进行调整，以致投资者不可能在只支付正常交易成本的情况下，通过在重大信息公布后投资而获得超额的风险调整收益率。
在这两组检验中，分析的重点都是异常收益率，这种异常收益率偏离了证券的长期预期收益率，偏离了与该证券本身所具有的风险特征相应的收益率及该时期整体市场收益率。
本文利用历史市盈率与收益率之间的相关性来检验有效市场假说。认为低市盈率股票的收益率要好于高市盈率股票的收益率，因为高成长性公司股票具有较高的市盈率，但市场却倾向于高估这种成长潜力，这样就会高估高成长性公司的股票价格而低估具有较低市盈率的低成长性公司的股票价格。这两者之间的相关性意味着投资者可以用公开获得的市盈率来预测未来的异常收益率，这构成了反对半强有效市场假说的证据。Basu（1977）证实低市盈率股票获得较高的收益率，高市盈率股票获得较低的收益率。
四、半强有效市场检验
市盈率又称股份收益比率或本益比，为股票市价与其每股收益的比值，计算公式为：
市盈率＝（当前每股市场价格）/（每股盈利）＝P/E
由于公司年报中的财务信息在年报公开披露之前不能为广大投资者所获得，考虑我国实际情况，上市公司大多在会计年度结束后的第二年的三、四月份披露年报，因此，投资者此时才能根据年报中的财务信息重新调整投资组合，并预期收益率。本文设定投资者在每年的五月份根据上一年公司年报中的市盈率重新调整投资组合，并持有此组合一年，依此类推，由于数据的限制，根据2004年年报财务信息在2005年5月调整的投资组合持有至2005年12月31日结束。
本文的数据选取区间为1996年5月1日～2005年12月31日，选取对象为会计年度结束于每年12月31日、财务数据与交易数据在组合持有期间完整的上海股票市场A股股票。这样的安排是出于这样的考虑：首先，对于股票市场初期，弱有效市场尚未达到，半强有效市场更是空谈；其次，B股的投资者在境外或中国香港、澳门、台湾等地，虽说在2001年对内地投资者开放，但仍需用外币购买，因此，对国内投资者来说，A股的意义远大于B股。
在选定数据区间和数据对象后，依据股票的市盈率进行分组，首先对市盈率小于零和大于200的股票单独分组，然后对其间的股票平均分为五组,从低到高依次为第一组至第五组。之所以分为五组，是对于组合数量和每组股票数量的一个权衡，这样能使每组股票样本数量不致偏离100太多。组合数量过多，则初始几年的每组股票数量过少；组合数量过少，则后几年每组股票数量过多。
对于无风险收益率的选择，在考虑我国实际情况后，选取三月期存款利率为替代物。市场收益率则以A股市场收益率为替代物。
在资本资产定价模型（CAPM）中，有
E(Ri)=RFR+βi(Rm-RFR)（1）
其中E(Ri)为资产i的期望收益率，RFR为无风险收益率，βi为资产i的系统风险，Rm为市场组合的收益率。
在本文中，将在Eviews 5.0 中估计的模型为方程（1）的变型：
Rpt-Rft=ap+bp(Rmt-Rft) （2）
其中Rpt为组合P在t月的收益率；Rft为无风险资产t月收益率；Rmt为市场组合在t月收益率；ap为组合p的估计截距，其经济含义是差异收益率；bp为组合p的估计斜率，经济含义为系统风险。以上收益率均为对数收益率。
本文所有股票月收益率来源于CSMAR数据库，无风险收益率来源于中国人民银行网站，所有收益率均为对数收益率。模型（2）由Eviews 5.0 估计得出的结果如下表：
市盈率小于零是由于公司处于亏损状态，而大于200的市盈率可以说是投资者和庄家恶意追捧的结果，对理性的投资者而言，重要的是第一至第五组的股票。下面着重分析第一至第五组。上表表明，组合月收益率从第一组至第五组依次递减，低市盈率组合得到相对高的收益率，而高市盈率组合仅得到低收益率。根据资本资产定价理论，高收益与高风险相对应，然而，令人意外的是，低市盈率组合并没有对应高的系统风险（即斜率 bp），而且所有的系统风险都是显著的；上表表明系统风险从第一组至第五组逐渐增加，高市盈率对应高风险，低市盈率则有低风险。各组的R2除第一组相对较低外，其他各组都较高，这说明组合收益率中可用风险溢价解释的程度较高。
截距的经济含义可以看作是组合收益率在考虑了风险溢价后的差异收益率，仅有第五组的估计值在5％的水平下是显著的，说明组合收益率的差异主要来自于风险溢价的不同。在表中，在考虑了各组系统风险后，可以看出低市盈率组合的市场表现明显优于高市盈率组合。
五、结论
通过以上的实证研究可以看出，市盈率与收益率显著负相关，投资者可以根据公司年报中的财务信息来调整自己的投资组合以获得超额收益，这与半强有效市场假说明显相抵触。因此，我们可以说上海A股市场没有通过市盈率检验的半强有效市场假说，上海A股市场尚未达到半强有效市场阶段。
参考文献：
[1]胡昌生刘宏:中国股票市场有效性实证研究[J].统计与决策，2004
[2]吴世农:关于深圳股市有效性的实证研究，天津国际研讨会,1993
长征小故事范文2
一、利用学校课堂主渠道。有针对性地进行教育训练
首先，让每位任课老师都参与进来，对班级中患有孤独症的儿童有一个比较全面的了解，进而给他们制定出科学可行的教学目标和计划。对这些儿童实施个别化教学，确定各自的训练方法。这样，孤独症孩子在课堂上就会始终被老师所关注，处在师生互动的氛围中，没有那种被冷漠、被边缘化的感觉，这一点对患有孤独症孩子的康复训练尤为重要。人际交往障碍、语言发育缺陷是孤独症儿童的重要特征。他们往往独自一人活动，对周围事物漠不关心、旁若无人。让这些孩子身处在班集体氛围中，本身就是为患有孤独症孩子进行康复训练提供了一个良好的场所。例如：我在课堂上教学生读“牙刷”一词时，也有意地要求一位姓王的孤独症孩子和同学们一道读，虽然他是被动的、不情愿的，但还是勉强的站起来把小嘴动了几下。尽管是这样，我还是表扬了他，并用手轻轻地抚摸了他。在后来的教学中，我用同样的方法让他尽可能地参与进来，鼓励他说话。渐渐地他表现的主动多了。
二、利用活动课和游戏课增强训练力度
游戏这类集体活动课本身对培养学生集体意识，特别是对患有孤独症儿童显得更加重要。在活动课中，让同学们在一起进行滑滑梯、荡秋千、平衡木等游戏。这对他们行为、语言交流的康复有较好的效果。老师要充分利用活动内容强化活动效果，然而孤独症儿童沉浸在自我的世界中，对周围的事物没有任何兴趣，要培养他们做游戏的兴趣，全靠老师的细心和耐心来系统的引导。有一次，我带学生进行感觉统合的康复训练时，其他同学都按要求进行各自的康复训练活动，只有患孤独症的小王站在一旁，目光呆滞、不愿参与、漠不关心的样子。这时，我就走过去把他带到滑梯旁，并且拿出棒棒糖来引诱、刺激他，还让其他同学表演给他看。最终，在老师的鼓励下，他也能坐在滑梯上玩了，脸上露出了难得的笑容。我就立即用手摸摸他、拍拍肩的方式来亲近他。后来，我在上活动课的时候总是有意识地强化他的参与，尽可能地让他和同学们一起活动。就这样不断地进行康复训练，最令我欣慰的是一些比较简单的活动他也能参加了，他和同学们的距离越来越近了。
三、利用科学成果强化康复训练
在学校里，我们运用教育医学领域对孤独症儿童的康复训练的研究成果贯穿在教学过程中，我们要求各任课老师明确任务，对这些孩子，见缝插针地强化训练。针对孤独症儿童存在的人际交往障碍和语言缺陷等，我采用了“目光接触”训练和“呼名应答”训练的方式，经常地、不分场合地找机会训练。这些孩子从不和别人正视，感情木然，为了唤醒这些孩子交往的意识，我就用目光接触的训练式强化对他的康复训练。一开始，任凭你怎样呼唤，他总是不看你。在这种情况下，我总是强行拽着他，让他看着我，直到目光正视着我为止，就这样经过一段时间强化训练，他渐渐地有反应了，虽然要呼唤几次，他才看我一下，但毕竟还是有起色了。同样，我用呼名应答的训练方式强化了呼喊他姓名让他应答，也取得了—定的进步。
四、利用“家长学校”完善训练成果
老师要利用“家长学校”的平台，向家长阐述学生在课外的总体要求，特别是要一对一地和家长交流学生的具体康复训练情况，安排好家长在家的训练项目，争取家长们的配合。这样就能够把孤独症儿童在学校的训练成果很好地加以巩固，同时老师还要保持与家长沟通，及时让家长了解孩子在学校里的一些情况。通过这种方式，我们对患有孤独症儿童的康复训练有了良好的效果。
长征小故事范文3
【关键词】羊群效应；CKK模型；上证50指数
一、引言
股票市场中的“羊群行为”（Herd behavior）是一种典型的非理，它是指投资者在信息不确定和信息不对称的情况下，投资行为受到其他投资者的影响，模仿追随他人决策，而不考虑自己的信息的行为。由于羊群行为是涉及多个投资主体的相关，对于市场的稳定性及市场效率有很大的影响，羊群效应对股市的影响分析如下。
1、由于信息的不完全和信息不对称，“羊群行为”者往往会忽略或不信任自己基于私人信息所作出的判断，转而追随其他投资者的决策。股市中的股评家往往会成为“羊群行为”的主导者。这种追随会导致市场信息传递链的中断，出现两类现象：（1）“羊群行为”的趋同性削弱了市场基本面因素对未来价格走势的影响。当投资基金出现“羊群行为”时，“羊群行为”者将在同一时间集中买入或卖出同一股票，当巨额的买卖超过市场所能提供的流动性时，股票的超额需求将会导致股价的波动，当基金卖出股票时，将使这些股票的价格出现一定幅度的下跌，当基金买入股票时，则使这些股票短期内出现大幅上涨。从而导致股价的不连续性和大幅变动，破坏了市场的稳定运行。（2）如果“羊群行为”是因为投资者对相同的基础信息作出了迅速反应，在这种情况下，投资者的“羊群行为”加快了股价对信息的吸收速度，促使市场更为有效。
2、“羊群行为”容易导致市场对某一信息或政策的过度反应，加剧市场的波动，不利于股市的健康发展。在股市大盘上升时，追涨将导致股价超过股票所代表资产的价值，股市将产生泡沫，在股市下行时，大规模的平仓将加深股市危机，使投资者对股市失去信心，对股市及上市企业产生不利的影响。
3、“羊群行为”的不稳定性和脆弱性将导致金融市场价格的不稳定性和脆弱性。“羊群行为”的产生是由于信息的不对称和信息不完全，一旦信息状态出现变化或政策有所改变，“羊群行为”将会迅速改变。这时将会如“羊群行为”出现时一样，甚至会更大幅度的造成市场的变动。
来自金融市场中的大量历史数据表明，参与羊群行为的主体一般所获收益率比较低，甚至亏损。羊群行为的程度和股市的价格波动形成正反馈机制，这种正反馈机制将扩大某些信息对股市的影响，导致市场过度反应。因此，无论对于个体还是对整个市场而言，非理性的羊群行为的存在都是不利的。羊群行为是导致市场价格波动过度的一个重要因素，因此，对股市羊群效应的研究具有重要的理论和现实意义。
二、文献综述
Wermers（1995）；Christie和Huang（1995）；Chang，Cheng和Khorana（2000）用CKK模型对美国、香港、台湾、韩国籍日本股票市场羊群效应的存在性进行了实证性检验，
Chang等（2000）等应用LSV、PCM、CH以及CSAD等方法对羊群效应进行了实证与检验；宋军和吴冲峰（2001）基于CASD模型使用个股收益率的分散度指标对我国股市的羊群行为与美国股市羊群行为进行了对比实证研究，结果发现我国证券市场的羊群行为程度较强。孙培源、施东晖（2002）使用CAPM模型发现我国股市存在一定程度的羊群效应。国内采用用ARCH模型检验羊群效应的研究较少，蒋学雷等（2003）使用资产收益率建立的ARCH（3）模型研究表明我国股市存在羊群效应，但并未采用上证指数日收盘价数据做出分析。
三、理论分析及模型建立
本文采用CCK模型（蒋学雷，陈敏，吴国富（2003））对股市的羊群行为进行检验，该方法的一个优点是可以利用公开的价格数据对整个市场的羊群行为进行实证研究。使用CSAD（Cross -sectional Absolute Deviation）来度量市场的分散程度，则CCK模型描述如下：
为t时刻市场横截面绝对偏离度，是股票i在t时刻的收益率，是市场组合在t时刻的收益率，建立回归方程为：
若时，则证明市场存在羊群效应。
本文选取上证50指数及成分股在2000年1月4日至2012年3月30日的日收盘数据进行检验，因为上证50指数成分股每半年进行调整，本文选取成分股为经过调整后的股票数据。为避免出现伪回归，对数据进行平稳性检验，数据均为平稳序列，选择EVIEWS5.0对模型进行最小二乘回归，回归结果为：
（22.00995） （5.637675） （-1.78880）
从回归结果看，显著为负，表明我国股票市场存在羊群效应，且非常显著。
四、结论
本文选择上证50指数及其成分股对中国股市羊群行为进行了实证检验，证明我国股市存在羊群行为，这可能是因为：（1）中国股市并不是一个完全有效市场，容易受政策的影响。（2）且投资者水平参差不一、良莠不齐，投资理念不同，对投资的分析缺乏专业知识和工具，致使其的投资行为较强的依赖于政策及各种信息，投资行为不理性。
市场参与者的非理性投资行为使得市场出现羊群效应。股票市场中的羊群效应加剧了金融市场的波动，加大了金融市场的风险，不利于股票市场向一个成熟有效的市场发展。
因此，我国应该加强立法和监管，建设规范有效地资本市场。建立完善的多层次资本市场，对不同成熟度的企业及投资者进行区分，有限责任公司、非上市股份有限公司，上市公司在不同的资本市场进行融资，从而逐步培育优良的上市公司主体。加强上市公司的信息披露及信息真实性的审查，逐步消减信息不完全性和不对称性。对老鼠仓行为进行严查严惩，杜绝股市参与者跟风投资的侥幸心理。
同时，对机构投资者及个体投资者加强投资知识的培训与宣传，强化投资者的投资甄别意识与能力，这对我国资本市场的健康发展能起到良好的促进作用。
理性的市场和理性的投资者能有效减少羊群效应，确保我国股票市场的平稳运行，提高市场的成熟度，保护企业直接融资市场的健康有序发展，保护投资者的利益。
参考文献：
[1]宋军，吴冲锋.基于分散度的金融市场的羊群行为研究[J].经济研究，2001（11）：21-27.
[2]宋军，吴冲锋.证券市场中羊群行为的比较研究[J].统计研究，2001（11）：1-2.
[3]张宗强，伍海华.基于上证180指数股票的羊群行为实证研究[J].财经理论与实践，
2005（1）：1-3.
长征小故事范文4
【关键词】 古钩藤;血糖;小鼠
古钩藤又名海上霸王、白叶藤、牛角藤等等，为萝摩科植物古钩藤Cryptolepis buchananiiRoem. et Schult 的地上部分。多生于阳坡，攀援于其他树上，分布于广东、广西、云南、贵州等地。具有舒筋活络、消肿止痛、解毒等功效，用于治疗腰痛、腹痛、跌打损伤、骨折、痈疮、癣等疾病[1]。目前，治疗糖尿病的口服药物多为西药，但副作用较多，研究中草药在治疗糖尿病这方面的作用是现展趋势。古钩藤对血糖的影响在文献中没有详细的记载。本实验主要通过对正常血糖小鼠以及建立葡萄糖所致小鼠急性高血糖模型，研究古钩藤水提液对小鼠的降血糖作用，为其进一步开发和临床应用提供理论依据。
1材料与仪器
1.1动物昆明种小鼠，雌雄兼用，体质量(20±2)g，普通级小鼠，由广西中医学院实验动物中心提供，合格证号:桂医动字11004号。
1.2药物和水提液的制备古钩藤全草采于广西中医学院植物园，全草晒干。取古钩藤500 g加8倍水浸泡2 h，第1次煎煮2 h，过滤，取滤液;第2次再煎煮1 h，过滤，取滤液，将两次滤液合并，静置过夜，过滤，滤液加热浓缩至500 g/500 ml，按需要配制所需给药浓度。
1.3试剂盐酸二甲双胍片(甲福明)，北京四环制药有限公司生产，批号20080114;格列本脲，山西汾河制药有限公司生产，批号20081209;葡萄糖氧化酶法测定试剂盒，四川省迈克科技有限责任公司生产，批号0608111。
1.4仪器TU-1901双光束紫外可见光分光光度计，北京普析通用仪器有限责任公司;台式离心机，16K，珠海黑马医学仪器有限公司产品;电子天平，EL204，梅特勒-托利多仪器(上海)有限公司产品;数显恒温水浴锅，HH-8，国华电器有限公司产品。
2方法和结果
2.1古钩藤水提液对正常小鼠血糖的影响取小鼠48只，雌雄各半，体质量(20±2)g，随机分为空白对照组，格列本脲组，古钩藤水提物高剂量组(30 g/kg)和低剂量组(15 g/kg)，每组12只。格列本脲组和古钩藤各给药组灌胃1次/d，空白对照组给予等体积生理盐水，各给药容量均为20 ml/kg体质量，连续10 d。末次给药前小鼠禁食不禁水12 h，末次给药1 h后摘眼球取血，以3 000 r/min离心10 min，分离血清，GOD-PAP法测定血糖含量，严格按照血糖试剂盒说明进行血糖测定。实验结果用t检验法进行统计学分析，比较各给药组与阳性药组之间的差异。结果见表1。由表1可知，古钩藤水提物高、低剂量对小鼠的正常血糖没有影响。
2.2古钩藤水提物对葡萄糖所致高血糖小鼠的影响取小鼠60只，雌雄各半，体质量(20±2)g，随机分为空白对照组，模型对照组，二甲双胍组(750 mg/kg)和古钩藤水提物高剂量组(30 g/kg)、低剂量组(15 g/kg)，每组12只。二甲双胍组和古钩藤水提物各给药组灌胃1次/d，空白对照组和模型对照组给予等体积生理盐水，各给药容量均为20 ml/kg，连续10 d。末次给药前小鼠禁食不禁水12 h，末次给药1 h后，空白对照组灌胃生理盐水，其余各组均灌胃葡萄糖溶液2.5 g/kg，分别于灌胃后30，60 min和120 min用玻璃毛细管从小鼠眼眶静脉丛取血，离心3 000 r/min×10 min，分离血清，GOD-PAP法测定血糖含量，严格按照血糖试剂盒说明进行测定。实验结果用t检验法进行统计学分析，比较各给药组与模型组之间的差异。结果见表2。表2可知，检测30，120 min内古钩藤水提物2个剂量组对葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用，60 min高剂量组对葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用。
2.3古钩藤水提物对小鼠体质量的影响取小鼠60只，雌雄各半，体质量(20±2)g，分组参照“2.2”，少1个模型组;二甲双胍组和古钩藤水提物各给药组灌胃1次/d，空白对照组给予等体积生理盐水，各给药容量均为20 ml/kg体质量，连续10 d。分别在第5，10天小鼠禁食前称体质量，观察小鼠体质量变化，实验结果用t检验法进行统计学分析，比较各给药组与正常对照组之间的差异。结果见表3。表1古钩藤水提物对正常小鼠血糖的影响表2古钩藤水提物对葡萄糖所致高血糖小鼠的影响
表3古钩藤水提物对小鼠体质量影响由表3可知，古钩藤水提物第5天和第10天对小鼠体质量没有影响(P>0.05)。
3讨论
糖尿病是世界范围最常见的疾病之一，已经成为继心血管、肿瘤之后的第3大严重威胁人类健康的非传染病。目前全球有1.5亿糖尿病患者，预计到2025年将增加至3亿。2003年中国已经成为糖尿病第2大国，拥有2380万糖尿病患者[2]。目前临床上降血糖药的主力军仍然是西药[3]，但西药在治疗中存在着副作用多的缺点，例如低血糖症，胃肠道反应等不良反应，肝、肾毒性，心脏毒性等[3]。因此从天然药物中寻找降血糖有效成分的研究日益受到重视。中药治疗糖尿病有独到之处，如降糖作用温和持久，毒性和不良反应小，具有综合治疗作用，可有效地延缓并发症的发生与发展。本实验中发现古钩藤水提液对正常小鼠血糖水平无明显影响，而对葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用。实验只是对古钩藤水提液降血糖作用进行初步研究，有助于明确中药古钩藤水提液的降血糖作用，并对相关的中药开发和临床应用提供线索。有关古钩藤降血糖作用机理和有效成分有待进一步研究。
参考文献
[1]全国中草药汇编编写组.全国中草药汇编，下册[M].北京:人民卫生出版社，1976:170.
长征小故事范文5
关键词：货币政策；股票市场；消费效应；投资效应
20世纪80年代以来，随着资本市场全球化、金融创新等在各国股票市场不断深化，股票市场的融资功能、资源配置功能等也逐渐显现出来，在人们的日常经济活动中发挥的作用也越来越明显，这使许多国家的货币当局更加重视股票市场在货币政策传导机制中发挥的作用，因而股票市场的影响也不可避免地成为了中央银行制定货币政策考虑的重要因素之一。鉴于此，本文对股票市场货币政策的传导效应进行文献综述。
一、股票市场货币政策传导效应的理论研究综述
根据资本市场的货币政策传导理论，货币政策通过股票市场的传导分为货币政策的内部传导和货币政策的外部传导：一是货币政策通过操作工具将其政策意图导入股票市场。二是股票市场通过消费和投资对实体经济产生影响。
（一）货币政策传导到股票市场
理论上根据最终作用的对象不同，可以将货币政策对股票市场的影响分为直接影响和间接影响。其中直接影响是指货币政策的变化（如调整利率、货币供应量等）会通过改变金融市场上各种资产的相对收益，使资金从收益低的资产流向收益高的资产，从而影响股票价格；而间接影响则是指货币政策的变化会通过影响实际经济，即使投资者对于股票市场经济基本面预期的改变，进而影响股票价格。
（二）货币政策通过股票市场传导到实体经济
在传导的第二环节中，股票市场通过消费效应和投资效应两个渠道作用于实体经济。
股票市场的消费效应主要可以分为财富效应、流动性效应和通货膨胀效应。一是财富效应。莫迪利安尼（1971）提出了生命周期理论，生命周期理论通过对利率波动引起消费者持有财富价格变化的研究，研究了货币政策的财富效应传导渠道，该理论基础是消费和储蓄的生命周期理论。二是流动性效应。米什金（1977）提出了流动性效应理论，他认为当股票价格上升时，居民金融资产增加，他们比过去拥有更强的防御风险的能力，增加了对耐用品的消费，因而股票市场的繁荣带动了社会需求的增加，米什金也将这个过程称作股票市场的流动性效应。三是通货膨胀效应。拉尔夫（1999）提出了通货膨胀效应理论，当物价上升时，股东通过股价和股利获得的实际收入相比较名义收入就有所降低，拉尔夫将这种资产价值的降低称之为通货膨胀税，这种通货膨胀税降低了股票的预期收益率，使人们削减了当前的消费。
股票市场的投资效应分为托宾q效应和资产负债表效应。一是托宾q效应。托宾（1969）提出了股价同投资互相关联的理论，该理论认为在资本市场存在的条件下，通过利率的变化会引起资产价格的波动，进而影响企业的投资支出和重置成本，最终导致收入和产出发生变化。二是资产负债表效应。Bernanke和Gertler（1995）提出资产负债表效应的关键是货币供应量的变化引起了股票价格的变化，进而影响了企业资产负债表的变化，这些变化也使得企业的逆向选择和道德风险产生变化，银行对于企业的信贷也发生改变，最终影响企业的投资支出。
二、股票市场传导效应影响实体经济的实证研究综述
（一）货币政策内部传导的研究综述
Keran（1971）实证研究了美国15年的股票价格和货币供应量数据，结论说明名义货币存量通过公司的期望收益和通货膨胀对股票价格产生间接影响。Hamburger，Kochin（1972）研究发现货币供应量对股票价格具有短期的直接影响，利率对股票价格具有长期的深远影响。Rahman，Mustafa（1997）分析了多个国家股票价格和利率的关系认为，大多数国家股票价格与利率之间不存在明显格兰杰因果关系，但是可能存在一个显著的长期协整关系。同时说明了股票市场与货币市场是密切相关的。ColmKearney，KevinDaly（1998）研究了在开放经济环境下货币政策的波动怎样作用于资产价格、通胀水平和实际产出。并用澳大利亚1972-1994年月度数据做了实证分析。结论有两点：货币的波动性越高，金融资产价格的波动性越低，产出的波动性越高；在没有外汇市场作用的条件下，货币的波动性主要通过各个子金融市场传导。钱小安（1998）选用1994年3月到1997年6月的M0、M1、M2的同比增长率作为货币供应量指标，沪、深股票价格指数的同比增长率作为资产价格指标进行分析，发现中国M0对股票价格有正影响，但M1对股票价格有负影响，货币供应量导致的预期通货膨胀效应对股票价格的影响不容忽视。Zandi、Parker（1999）做了大量研究表明股市作为货币政策传导渠道的重要作用，进而显示了在成熟的股票市场中股票已经成为货币政策传导的一条重要途径。拉尔夫、托马斯和科奈尔（1999）的论文中对在一般经济均衡条件下对股市渠道的存在和作用机制做了详尽的理论和实证分析，证明股票收益与货币供应量、通货膨胀率及产出增长率等宏观经济变量存在一定的相关性。易纲、王召（2000）指出，在短期、中短期和中长期，没有预料到的货币供给增加，使股票价格上升；而在长期，没有预料到的货币供给增加，不影响股票价格和货币中性。孙华妤、马跃（2003）应用滚动式VAR方法，对1993年10月至2002年6月的数据进行了分析，他们发现所有的货币供给量对股市都没有影响。刚猛、陈金贤（2003）通过误差修正模型检验，研究了1995-2001年间实际股票收益、通货膨胀和实际经济活动三者之间的关系，得到两个基本结论：一是中国股市中股票不是通货膨胀保值品，实际股票收益与通货膨胀呈负相关。二是中国股市支持了效应假说，长期中实际股票收益率与通货膨胀呈明显负相关关系，通货膨胀与实际经济活动呈反向关系，实际股票收益与实际经济活动呈正相关关系，但短期中实际股票收益率与通货膨胀和实际经济的关系不显著，通货膨胀与实际经济呈明显负相关关系。美国经济学家Rigobon、Sack（2002）实证分析了美国货币政策对股市的影响，结果显示，股市波动对货币政策的反应十分强烈。Cassola、Morana（2004）实证分析了欧元区内货币政策和股票市场的关系，研究表明股票价格渠道在欧元区的货币政策传导过程中扮演重要角色，股票价格含有对货币政策执行有利的信息。货币政策对股票市场有强烈的影响，而且对通货膨胀有长期的影响。同时他们认为货币政策的实施未必能很好的控制或避免股票市场的波动。徐慧贤、郭玉洁（2007）进一步研究了货币需求与股票市场的关系，认为中国股票市场交易额与货币需求总量之间呈反向相关，即股票市场对货币需求产生负向效应。货币需求与股票市场交易额之间存在协整关系，估计系数表明中国股票市场的发展与扩张减少了对M1与M2的需求，体现了极强的资产替代效应和交易效应；同时，股票价格上涨降低了货币流通的速度。王立民、王婷（2008）在研究2007年中国股票价格时发现，央行货币政策的频繁变动（主要是通过存款准备金率和利率的调整）并未造成股市如期下跌，反而出现持续上升。并对其根本原因做出了分析，认为主要是在中国名义利率与实际利率的差别导致了股市的这种反常表现。
（二）货币政策外部传导的研究综述
1、股票价格变动对消费的影响。前美联储主席格林斯潘（1999）曾提出金融资产的财富效应，即当消费者财富增加时，这对总需求是一种额外的刺激。他还提出了格林斯潘方程：即一美元的股市额外财富会增加4美分-5美分的当前消费。高莉、樊卫东（2001）对1992年到1999年期间的全社会消费品零售总额和居民持有的股票资产进行回归，得出中国股票市场的财富效应并不明显，其对全社会消费品零售总额的贡献度仅为0.039。李振明（2001）根据1980年至1994年的统计数据拟合了包括居民资产在内（不包括股票资产）的消费函数，并对1999年股市5.19的井喷行情进行了分析，结果发现，即使是股票市场的大幅上涨也没能使居民的消费支出明显增加，因而财富效应不会对宏观经济产生显著影响。中国人民银行研究局课题组（2002）对深沪综合指数、股票市值、同期社会消费品零售总额及工业增加值进行分析得出，深沪两市股票指数与社会消费品零售总额负相关，表明了部分货币并没有进入消费领域或实体经济，其原因是由于中国股票市场的深度与广度不够以及中国特殊经济背景使股票市场传导渠道的财富效应难以发挥。骆柞炎（2004）以1992-2002年的经济数据为样本，对中国股市财富效应进行实证分析表明，中国股市存在微弱的财富效应，金融资产的MPC为0.0486，股市财富效应对总消费的影响占总消费变动率的平均比例为1.33%。马辉、陈守东（2006）的实证研究表明，收入水平是影响居民消费的最重要因素。中国股市在全样本期并没有显著的财富效应，他们认为中国股市“牛短熊长”的主要运行特征使得中国股市没有真正形成长期的大牛市，短期的股市上涨根本不能形成较强的财富效应。杨新松（2007）根据1996年1季度至2006年4季度的数据，运用滚动样本进行回归分析后得出结论：中国股票市场存在财富效应，但在某些时间段只表现为股市投资对消费的替代效应。
2、股票价格变动对投资的影响。石建民（2001）对1993年一季度到2000年三季度的季度数据进行分析，股票市场q效应等因种种制度、政策因素影响，迟迟没有得以充分发挥。魏永芬、王志强（2002）以上海综指代表股价水平，并以固定资产投资代表投资变量来验证q效应，结果表明二者之间并不存在因果关系，股票价格的上升对投资没有影响。这也就说明货币政策引起的股价上涨对投资支出没有产生刺激作用。巴曙松（2002）认为中国股市因为缺乏健康的评价机制和收购兼并机制，对投资效率的提高所发挥的作用十分有限，即使是在投资规模的扩大方面，其影响也是不容高估的。并且股市筹资仍未成为中国投资的主渠道，企业从股市筹集的资金也并没有得到充分有效的运用，股市筹资功能不强。
三、总结和评价
综上所述，目前国外对于股票市场货币政策传导效应的理论研究已经相对比较成熟。由于中国股票市场起步较晚以及股票市场体制不完善等客观原因的存在，国内学者对股票市场货币政策传导机制的研究相对较少，相关研究主要从亚洲金融危机发生之后开始出现，现在学术界针对中国股票市场货币政策传导机制发挥情况的研究在许多方面还有分歧，对于中国股票市场货币政策传导效应的影响因素也没有达成一致的意见，并且在实证研究中结合中国股票市场发展和宏观经济环境等具体国情对中国股票市场货币传导机制综合分析的文章较少，符合中国国情具有针对性的研究较少且分歧较大。
参考文献：
1、Cassola, Morana. Monetary policy and the stock market in the euro area[J].Journal of Policy Modeling, 2004(3).
2、Frederic S.Mishkin.The Household Balance Sheet and the Great Depression[J].Journal of Economic History,1978(12).
3、J.A.Tobin.General Equilibrium Approach to Monetary Theory[J]. Journal of Money,Credit and Banking,1969(1).
4、Bernanke,Gertler.Inside the Black Box:the Credit Channel of Monetary Policy Transmission[J]. Journal of Economic perspectives,1995(9).
5、Colm Kearney，Kevin Daly.The Causes of Stock Market Volatility in Australia[J]. Applied Financial Economics, 1998(8).
6、Robert Rigobon and Brian Sack.Measuring the Reaction of Monetary policy to The Stock Market[J].The Quarterly Joumal of Economies,2003(5).
7、徐慧贤,郭玉洁.中国股票市场与货币需求的实证分析[J].内蒙古财经学院学报,2007(1).
8、王立民,王婷.2007年中国股市与利率关系研究[J].北京科技大学学报,2008(3).
9、骆柞炎.近年来中国股市财富效应的实证分析[J].当代财经,2004(7).
10、马辉,陈守东.中国股市对居民消费行为影响的实证分析[J].消费经济,2006(4).
长征小故事范文6
关键词：美国货币政策；溢出效应；价格示范效应
作者简介：袁鹏(1972-)，男，河南唐河人，河南财经学院金融学院讲师，中山大学岭南学院博士研究生，主要从事货币政策、金融机构与金融市场研究。
中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2010)01-0046-04 收稿日期：2009-09-01
一、文献的简要回顾
与本研究相关的文献主要有三类：一类是有关货币政策溢出效应效果研究；另一类是有关货币政策溢出效应传导机制研究；还有一类是有关美国货币政策对我国经济的溢出效应研究。
国内外有关货币政策对本国股票市场影响的研究文献较多。总的来讲，稳健的结论认为货币政策影响本国股票市场的回报。例如，美国联邦基准利率提高1％，美国股市下降5.3％(Bernanke et al，2005)，5.5％(Ehrmann et al，2004)，6.2％(Rigobon et al，2004)，7％-9％(Bjornland et al，2009)。孙华好、马跃(2003)对我国股票市场实证研究后认为利率影响股票价格，而货币数量对股票市场不起作用。殷波(2009)的研究表明中短期内货币政策对股票市场回报水平存在显著影响，并表现出较强的非对称效应。
然而，在美国货币政策对外国金融市场影响的研究方面，研究文献相对较少，结论存在争议。例如，Mann等(2004)用月度资料实证研究了6个国际股票指数对美国货币政策的敏感性，结论是美国货币政策变量几乎不能解释和预测国际股票回报。Ehrmann和Fratzscher(2006)通过对全球50个股票市场的研究表明美国联邦基金利率上调100个基点全球股市回报平均下降约3.8％，范围从0到10％。
货币政策溢出效应的传导机制大致有三种：金融渠道，贸易渠道和心理渠道。例如，Cushman和Zha(1997)以加拿大为案例，研究发现汇率是货币政策溢出效应最重要的传导渠道。Kim(2001)用低频数据在VAR框架下作了实证研究，认为利率是货币政策溢出效应最重要的传导渠道。Dong He等(2008)认为外部冲击可透过实质经济与金融市场渠道，以及投资者、消费者情绪传导至另一经济体。
叶辅靖(2008)定性分析了美国货币政策对中国出口、通货膨胀的影响。Johansson(2009)在误差修正模型框架下证明，联邦基金利率是中国实际产出的Granger原因，而美国货币供给对中国产出无明显影响。庄佳(2009)的实证检验也表明美国货币政策对中国产出存在着正向的溢出效应，但在短期美国货币政策冲击对我国产出变动的贡献率要小于其对G7国家的影响。吴宏、刘威(2009)实证研究发现美国货币政策对我国贸易顺差波动影响尤为显著。就笔者所知，迄今尚未有在SVAR模型框架下实证检验美国货币政策对我国金融市场影响的文章，本文试图填补这方面的空白。
二、模型的设定、变量选取和数据说明
(一)结构向量自回归模型
在研究货币政策传导及其溢出效应时，结构向量自回归是最常用的方法。标准的向量自回归模型可以表述如下：
Xt＝A0＋A1Xt-11＋L＋ApXt-p＋et (1)
其中Xt代表n'1内生变量向量。A0为n'1的常数矩阵，A1，L Ap为n'n的系数矩阵，p为最大滞后阶数，ei为n'1的向量白噪声扰动项。
如果行列式det(L)的根都在单位圆外，(1)式满足平稳性条件，可以将其表示为无穷阶的向量移动平均形式VMA(￥)
Xt＝B(L)et
(2)这里忽略了常数项。B(L)是滞后算子L的参数矩阵。
假设正交结构扰动项ut可以表示为扰动项et的线性组合，即
et＝Sut
(3)其中S为n'n的矩阵，由(2)、(3)式可得SVAR模型如下：
Xt＝B(L)Sut
(4)
Christiano等(1998)将Xt。中的变量区分为三块：第一块变量Xt。的当期值出现在货币当局t期的信息集，即货币政策决策规则中包含这些变量的当期值；第二块变量X2,是货币政策工具变量；第三块变量X3t。的当期值不出现在货币当局t期的信息集。Christiano等(1998)证明，只要正确选取X1t、X2t、X3t。中的变量，使其满足分块递归的要求，采用Chol-esky分解，X2t对应的结构型冲击就可以被识别。
(二)变量选取和数据说明
参照已有货币政策研究的模型设定，选取如下经济变量来构建本文的SVAR模型。美国产出(yt)、美国通货膨胀(pt)、联邦基金利率(rt)、美国股票市场真实回报(st)、我国股票市场真实回报(pt)和联邦基金利率作为美国货币政策变量，被大部分文献所采用。美国产出、美国通货膨胀作为影响美国货币政策的宏观变量出现在货币当局期的信息集内，也是可能影响我国股票市场真实回报的重要外部变量。美国股票市场真实回报是深受美国货币政策影响的变量，也是可能对我国股票市场真实回报有价格示范效应的外部冲击变量。鉴于美国经济规模庞大，假定所有美国变量都会对我国股票市场真实回报产生同期影响，我国股票市场真实回报不会对美国变量产生同期影响。因此有
X1t＝(yt，Pt)'X2t＝(rt) X3t＝(st，pt)'从而，(4)式可以表示为：
根据数据的可获得性，本研究使用1996年2月-2009年9月的月度数据。美国产出用美国工业生产指数增长年
率表示；美国通货膨胀用美国消费者物价指数(经季节调整)的环比增长年率表示；联邦基金利率用年率表示；美国股票市场真实回报用标准普尔500指数月度真实回报率代表，我国股票市场真实回报采用上证综合指数月度真实回报率代表。上述股票市场真实回报率用经消费者物价指数调整后的股票价格指数取对数再差分计算得到。数据来源为中经统计专网、BvD数据库。
三、实证结果分析
(一)模型滞后阶数确定及平稳性
经单位根检验(结果如表1所示)，模型中的变量除联邦基金利率在0.10的显著水平平稳外，其他变量都在0.05的显著水平上平稳。因此，模型的移动平均表示VMA(￥)是收敛的。参照Likelihood Ratio(LR)原则，选择6项滞后建VAR(6)模型。模型特征多项式所有的特征值都落在单位圆内，满足平稳性要求。模型残差的自相关LM检验值为27.59，p-value为0.32，拒绝残差有自相关；模型残差的White异方差检验值为969.64，p-value为0.05，可以视为不存在异方差。
(二)美国货币政策对我国股票市场的影响及传导机制分析
利用脉冲响应函数可以考察美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报的动态影响。本研究分析的是当美国变量产生Cholesky一个标准差的冲击时，我国股票市场真实回报变化的动态路径。同时，配合上、下两个标准差的置信区间讨论，能够清楚看到美国冲击是否具有统计上显著的影响力。
SVAR模型的脉冲响应函数如图1所示：选定24期作为观察动态影响的期间，横轴代表冲击发生后的期数，纵轴表示我国股票市场真实回报对各个变量的响应，单位是百分点，实线表示脉冲响应函数曲线，两条虚线代表两倍标准差的置信区间。从脉冲响应函数图上可以清楚看到，美国的产出、通货膨胀、联邦基金利率、美国股票市场真实回报产生Cholesky一个标准差的冲击时，分别会对我国股票价格产生不同程度的影响。
当美国联邦基金利率产生一个标准差的冲击时，如图1(c)所示，我国股票市场真实回报除第3期为负向反应，其他各期大致呈现正向波动的反应，其中在第1期股票价格上涨1.06％，统计上比较显著，在第5期达到最大值1.56％，而且呈现统计上显著的正向反应，第13期之后则反应逐渐平稳。此结果显示当美联储采取紧缩性的货币政策，投资者会产生美国乃至全球通货膨胀趋缓的预期，令投资信心增加，我国股票市场真实回报上升。
当美国通货膨胀产生一个标准差的冲击时，如图1(b)所示，我国股票市场真实回报从第1期开始表现为负向反应，股票市场真实回报下降0.6％，负向反应在第4期达到最大值1.9％，而且在统计上显著不等于零。随后振荡收敛，第12期之后的冲击反应才逐渐平稳。该结果显示当美国通货膨胀上升，在人民币与美元汇率保持相对稳定条件下，投资者预期我国未来通货膨胀上升，股票市场真实回报下降。
当美国产出产生一个标准差的冲击时，如图1(a)所示，我国在第1期表现为负向反应，股票市场真实回报下降0.56％，在第2期达到上升的最大值1.38％，而且在统计上显著异于零。该结果说明，从统计显著性的意义上来讲，我国股票市场真实回报对美国产出冲击的反应是正面的，美国经济的增长带动投资者对我国企业尤其是出口导向型企业的盈利向好预期，我国股票市场真实回报上升。
当美国股票市场真实回报产生一个标准差的冲击时，如图1(d)所示，我国股票市场真实回报从第1期开始产生正向反应，回报上升0.7％，随后除3、7、12期为负的反应外，其余各期均为正的反应。此结果说明美国股市对我国股市有一定的价格示范效应，但结合2倍标准差的置信区间分析，不具有统计的显著性。
综上所述，美国联邦基金利率在第5期对我国股票市场真实回报冲击十分明显，美国通货膨胀在第4期对我国股票市场真实回报冲击显著，美国产出在冲击发生后第2期对我国股票市场真实回报冲击十分明显。在考察的24期内，美国股票市场真实回报对我国股票市场真实回报冲击在统计上不显著。因此，可以认为美国货币政策对我国股票市场溢出效应的传导机制主要是通过美国产出和通胀的冲击，影响投资者对企业未来业绩的预期实现的，而美国货币政策溢出效应经由美国股票市场价格示范效应传递的机制不显著。
(三)美国货币政策在我国股票市场真实回报的要素贡献
预测误方差分解反应当一个变量冲击对某一内生变量变动的相对重要性。因此，可以用预测误方差分解来讨论4个外部变量对我国股票市场真实回报的动态影响。有关我国股票市场真实回报的预测误方差分解的结果如表2。
整体而言，我国股票市场真实回报解释其本身波动的比例最大(71.12％-96.26％)，至于其他部分，美国通货膨胀、联邦基金利率解释能力较好，美国股票市场真实回报的解释能力较小，不足2％。
纵向来看，美国货币政策在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为1.81％，随后逐步增大，在冲击发生后第13期达到最大值7.43％，然后逐步下降，在第24期为7.33％，可见，美国货币政策对我国股票市场的溢出效应是短期的。美国产出在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.52％，在第二期陡然升至3.47％，在第8期超过5％，然后缓慢上升，在16期超过6％，24期达到6.49％，凸显美国经济经济增长影响我国股票市场真实回报的长期波动。美国通货膨胀在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.59％，快速升至第3期的3.11％，第4期的7.79％，第5期的10.8％，第13期后稳定在13％左右，美国通货膨胀在解释我国股票市场真实回报波动的比重上升较快，显示投资者对美国通胀向全球传递的担忧。美国股票市场真实回报在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.82％，随后在波动中缓慢上升，第16期大于1.5％，第24期达到1.67％，解释我国股票价格波动的比重较小。
横向来看，在冲击发生后第1期，联邦基金利率是除我国股价自身之外解释能力最强的，达1.8％，而其他因素的解释能力都不足1％。在第2期和第3期美国产出成为我国股价自身之外解释能力最强的，从第4期开始通货膨胀成为解释能力最强的因素。由此可见，在短期内，我国股票市场真实回报对美国货币政策的反应是最敏感的。在中长期，美国经济的基本面比货币政策更能解释我国股票市场真实回报的波动。
四、主要结论及研究展望
笔者在SVAR模型框架下分析美国货币政策及其他美国经济、金融因素对我国股票市场的溢出效应。参照Chris-tiano等(1999)的分块方法，按照变量当期值是否出现在货币当局的信息集将变量分为3块，从而可以恰好识别SVAR模型。在此基础上使用1996年2月-2009年9月的月度数据，就美国货币政策对我国股票市场真实回报的溢出效应进行了实证检验。实证结果表明：
第一，美国货币政策对我国股票市场真实回报具有显著的溢出效应，即扩张性的货币政策使我国股票市场真实回报下降。以向前预测24期来观察，当美国联邦基金利率产生一个标准差的冲击时，我国股票市场真实回报除第3期产生负向反应，其他各期大致呈现正向波动的反应，其中在第l期股票市场真实回报上涨1.06％，统计上比较显著，在第5期达到最大值1.56％，呈现统计上显著的正向反应。
第二，在短期，美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报波动贡献大，而在中长期美国的通货膨胀、产出冲击贡献大。在冲击发生后第1期，联邦基金利率是除我国股价自身之外解释能力最强的，达1.8％，而其他因素的解释能力都不足1％。在第2期和第3期美国产出成为我国股价自身之外解释能力最强的，从第4期开始通货膨胀成为解释能力最强的因素。
