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股票市场范文1
(一)在股票市场与货币政策调控目标的关系方面
1．与最终目标的关系研究。Borio.C(1994)认为在一个有效的资本市场中，央行没有理由去关注资产价格的波动。只有当资产价格波动影响到货币政策最终目标时，货币政策才应干预资本市场。而国内学者钱小安(1998)在研究了资产价格变动对货币政策的影响后指出，资产价格变化对货币需求的稳定性、货币政策的执行会产生较大的冲击，应在确定货币政策目标、运用货币政策等方面作出相应的调整。Friedman(2000)通过对美国股票价格在一个较长时期中对通货膨胀和产出的影响进行实证分析，认为股票价格对产出和通货膨胀的影响并不显著。但就我国情况，谢平、焦瑾璞(2002)认为1999年下半年开始的货币政策机制紧缩效应与股票市场的关联在增强。央行为提高稳健货币政策的有效性应当关注股票市场的发展。同期，易纲等人(2002)借助模型分析发现，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且在一定意义上取决于股市。当股市价格偏离稳态越来越远时，经济运行将是不安全的。因此，央行制定货币政策应同时考虑股市价格和商品与服务的价格，但是央行的根本目标仍是维护币值的稳定。较权威的中国人民银行研究局课题组(2002)的研究报告也认为对股市波动央行应关注但没必要盯住。
2．与中介目标的关系研究。货币需求方面：Friedman(1988)认为股票市场通过财富效应、资产组合效应、交易效应和替代效应对货币需求产生影响。Friedman&McComac(1991)分析了美国和日本的股票价格与货币需求的关系，结果显示股票价格对货币需求具有负向影响。国内学者易行健等人(2004)实证检验了我国股票市场发展对货币需求的影响，估计了包含股票市场成交额的季度货币需求函数，得出我国股票市场成交额减少了各个层次货币需求的结论。进而赵明勋(2005)实证检验了我国股票市场对货币需求的综合效应，结果表明股票市场的发展倾向于减少狭义和广义的货币需求，且对广义货币需求的影响小于对狭义货币需求的影响。
具体到股票二级市场，据石建民(2001)、高莉、樊卫东(2001)的实证研究表明，股票二级市场对货币需求具有统计显著性，为正相关关系。股票二级市场对M1需求的影响要大于对M2的影响。
货币供给方面：周英章、孙崎岖(2002)对中国1993—2001年股市价格波动与货币供应量之间的关系进行实证研究，发现二者之间存在着长期稳定的均衡关系，但股市价格波动明显领先于货币供应量且对货币供应结构的稳定性构成较强的正向冲击，从而加大了央行货币调控的难度，削弱了宏观需求管理的有效性，故建议货币政策应密切关注股价波动。在股票价格对各层次的货币供应量影响方面，王维安、杨靖(2003)通过对中国1999～2002年的实证分析认为，股价变化引起的替代效应和转换效应是存在的，替代效应作用于短期，而转换效应会在一段时滞后显现。金德环、李胜利(2004)则进一步研究了中国股市价格和货币供应量的关系，实证结果显示股市价格和M0、M2之间存在着长期稳定的协整关系，它可以用货币供应量M0和M2来解释，但股价变化不是引起货币供应量变化的原因。(三)在股票市场与利率手段的关系方面
Rigobon＆Sack(2001)实证检验的结果表明，标准普尔500指数每升降5％就可能导致利率升降25个基本点，利率对股市波动的反应强烈。国内学者王军波、邓述慧(1999)通过分析央行利率政策对股票市场的短期和长期影响，发现利率政策在短期和长期上对股价波动幅度、股票成交量等都有显著的影响，只是对股票市场的短期影响有反常现象，而长期影响则是稳定的。但是高俊峰(2004)在分析利率政策对我国股市的短期和长期效应后，则认为我国利率政策对股市的短期效应非常明显，但长期效应与理论分析有出入。他认为长期效应还要受资本市场和货币市场的完善程度、相互间沟通程度以及长短期证券工具的丰富程度的制约，而这恰是我国的不足。具体到利率调整对股票交易量的影响方面，李敏、金光(2004)通过实证分析认为该影响存在时滞，这一时滞约在15到30天之间；而且利率调整不对股票交易量产生决定性影响。
(二)在关于股票市场与货币政策传导效应的关系方面
陆蓉(2003)通过构建向量误差修正模型进行脉冲反应分析和方差分解，度量了股票市场的货币政策效应，她认为货币政策目标能否实现，很大程度上取决于货币市场与资本市场的一体化程度。楚尔鸣(2005)进一步的实证分析表明，中国货币政策通过货币供应量作用于股票市场的效应明显，但传导过程中的“q”渠道和“财富效应”渠道等并没有充分发挥作用。宋宸刚、谭晓蓉(2001)还对股市泡沫的产生及其对货币政策传导效应的影响作了分析，这个研究对当前股市或许具有现实意义。
具体深入到货币政策传导有效性方面，苟文均(2000)分析了资本市场有效传导货币政策的条件，探讨了货币政策变革的基本方向。栾怡(2001)开始注重资本市场的发展对货币政策有效性的影响。江其务(2001)、许祥秦(2001)在研究中国货币政策失效问题时提到股票市场的因素，进而陈柳钦(2002)系统分析了资本市场发展对货币政策的影响，并重点阐明了我国资本市场有效传导货币政策的阻碍因素。刘志阳(2002)则从实证分析的角度提出货币政策的股市传导机制模型并进行检验，得出结论：货币政策与资本市场的相关度在逐步增强，这使得资本市场对货币政策的有效性产生了较大冲击；当局应对现有货币政策框架进行调整，重点是货币政策中介目标的利率取向和最终目标的股价参考。刘岭(2003)进一步通过分析不同货币政策传导机制，讨论了QFII对中国货币政策有效性的影响。许崇正(2003)则详细分析了中国股票市场传导货币政策低效的原因，并且与陈建新(2003)提出了扭转中国股市传导货币政策低效的对策。
三、二者的互动分析
股票市场和货币政策调控二者之间存在互动关系：
(一)股票市场对货币政策调控的影响
1．股票市场对货币政策传导机制的影响。货币政策股票市场传导的财富效应和资产负债表效应，它们所成立的前提是：金融市场是完全竞争市场，货币市场和资本市场是一体的，没有阻滞。也就是说，要具有充分发展的金融市场，这样的市场资金配置效率高，现实中欧美等发达国家的金融市场接近于此。
近两年我国股票市场成功地进行了股权分置改革，实现了国有股和法人股的全流通，流通市值占GDP的比重迅速上升，股市规模进一步扩大，股市发展态势良好，这是有利因素。但种种制约因素使我国的证券市场并没有呈现出明显的财富效应来响应央行货币政策的传导：①货币市场和资本市场相互分割，一体化程度不高，货币和证券两种资产自身的联接效应以及两种资产价格的联接效应还有市场之间市场交易的非对称信息对称化效应不明显。②我国股票市场投机性太强，股票价格易纵，上市公司信息披露造假，市场信用体系并不健全，相关的法律法规急需完善。③市场规模尚需进一步扩大。
2．股票市场的发展对货币政策调控最终目标的影响。传统意义上货币政策最终目标是维持物价稳定，促进经济增长。这种只关注实体经济价格水平，不顾及虚拟经济资产价格的目标取向，在货币政策的实施过程中遭受到越来越多的尴尬和无奈。事实证明：股票价格已不能再排除在货币政策视野范围之外。随着资本市场在社会经济生活中日益重要、流通市值占GDP比重日益提高以及股指和GDP的相关度日益加强，货币政策通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济的影响必然会日益加深，这其中作为主要表现形式的股价波动对央行货币政策调控最终目标的完善已提出迫切要求。
3．股票市场的发展对货币政策调控中介目标的影响。我国将货币政策中介目标定为货币供应量，与其相应的操作手段是基础货币。货币供应量取决于基础货币投放的多少和货币乘数的大小。股票市场的发展将深刻影响货币供应量。因为伴随其发展，大量社会闲置资金将进人股市，银行、企业和居民的原有货币需求将发生变化，从而基础货币在他们之间的分配比例也将改变，这将影响基础货币的创造能力。而且由于股票价格的上涨，居民会减少现金持有，更多地进行证券投资，从而造成流通中现金漏损减少，货币乘数增大。股票市场的发展还将使居民、企业、机构投资者和商业银行通过货币市场和资本市场进行资金配置的互动加强，这将影响商业银行超额准备金的稳定性，从而影响货币政策的执行效力。可行的解决方法是在货币政策的调控方式上更多的采用利率手段，因为货币市场的利率变化将通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济产生影响，从而帮助央行实现货币政策意图。
(二)货币政策调控对股票市场的影响
货币政策调控对股票市场的影响，集中体现在股票价格的变动上。上文提及的货币政策的利率调控手段，实质上就是央行通过利率变化来改变货币和证券这两种资产的相对价格，从而吸引资金由货币市场流向资本市场，最终影响股票价格。货币供应量的变化同样会对股票价格产生影响。当央行增加货币供应量时，居民手中持有的现金将增加，货币的边际收益下降，而就短期看居民出于交易动机和预防动机的货币需求变化不大，投机需求则会出现较大变化，于是股票价格将被推高。
四、政策建议
为了实现我国股票市场和货币政策调控的良好互动，政府应在如下三个方面调整完善政策：
1．央行在制定货币政策时应关注股价波动
2006年来我国股市发展迅猛，资本市场在国家经济生活中的位置愈发重要，股指与GDP的相关度也在加强，这意味着股票市场的财富效应和资产负债表效应会日益明显。而央行将股票价格纳入货币政策视线将适逢时机。
2．推进利率市场化改革
股票市场的深入发展将使作为我国货币政策中介目标的货币供应量越来越不具有可控性、可测性和相关性。利率手段将成为可行的目标取向。而这要求政府有力推进利率市场化改革，形成合理的利率风险结构和期限结构，以有效联接货币市场和资本市场。
3．加强货币市场和资本市场的互动
政府应加强监管，严查违规资金人市，一方面要扩大商业银行资金通过机构投资者进入股市的渠道，逐渐放宽商业银行的业务范围，允许其从事证券投资业务；另一方面要努力扩大券商进入同业拆借市场的数量，鼓励其进入银行的国债回购市场。通过两个市场的互动，提高我国金融资源的配置效率。
[摘要]股票市场与货币政策调控之间存在互动关系，而且越来越密切。股票市场的发展深刻影响着货币的供给需求、货币政策传导机制和货币政策调控目标，而货币政策通过货币供应量变化、利率变化等调控手段也在影响着股票市场。在我国股市深刻变化的今天，对股票市场与货币政策调控的关系进行研究具有重要意义。
股票市场范文2
简述财政政策对股票市场的影响
一，纯粹的市场经济，这种模式下，一切商业活动，一切商品和服务的价格由市场的供求关系来决定。但如果存在市场不灵，比如垄断、倾销、金融危机等情况，市场的灵活性就会失去效益。
二，计划经济。这种模式一个国家所有的需求和供给都由政府来决定，并按份额分配。缺陷是指令太多，经济难以创造效率。
三，混合经济模式。就以市场经济为主，当市场出现不灵的情况下，政府通过改变政策来调控经济的变化。
财政政策对股市有哪些影响?
1、财政政策，主要就是政府的收入和支出。收入上，大部分来源于税收，加上少量的自营项目。支出，主要是对各行业的投资，对有潜力项目的开发，公共设施的建设(修路、建学校等)，社会保障的转移支付等。
当价格水平上涨过快，增加税收可以从某种程度上降低一定的CPI。这对股市而言就是利空，税收增多，人们的可支配性收入就减少了，从而投资于股市的资金就减少。反之减税，则是利好。
而政府的支出上，支出越大，代表某个项目、行业获的资金越多，这是促进经济发展最重要的因素。对股市而言，大资金主力也就有了方向，对股市是利好。反之，支出减少是利空。
政府支出和收入之间如果出现差额，会对国债产声影响。当出现赤字，也就是支出大于收入，政府就发国债来平衡资产负债表。这时候国债就会上升。反之，有盈余，会下降。
2、货币政策。货币政策影响利率、货币供应量、汇率。
当经济出现相对衰退时，或物价大幅下跌时，利润降低，企业生产较少的产品，从而投资减少，国内产出降低。这时降低利率，可以使企业贷款后的还贷压力减小;人们买房积极;利率降低，汇率也降低，净出口也会增多。国内投资增多，从而使刺激经济高速发展，对股市是较大的利好。
如利率上升，汇率也上升，是政府觉得经济过热，短期的紧缩措施，对股市是利空。但在国际市场上，本国 利率上升，那其他国家的货币相对贬值，就会有很多国际热钱投入中国，往往金融地产受益，但这样就会不断产生较大的泡沫，泡沫越大，引发的风险就越大。
宏观政策对股市的影响
一、宏观经济分析
宏观经济运行分析
证券市场历来被看作“国民经济的晴雨表”，是宏观经济的先行指标;宏观经济的走向决定了证券市场的长期趋势。只有把握好宏观经济发展的大方向，才能较为准确的把握证券市场的总体变动趋势、判断整个证券市场的投资价值。宏观经济状况良好，大部分的上市公司经营业绩表现会比较优良，股价也相应有上涨的动力。
为了把握国内宏观经济的发展趋势，投资者有必要对一些重要的宏观经济运行变量给予关注。
A.国内生产总值GDP
国内生产总值是一国(或地区)经济总体状况的综合反映，是衡量宏观经济发展状况的主要指标。通常而言，持续、稳定、快速的GDP增长表明经济总体发展良好，上市公司也有更多的机会获得优良的经营业绩;如果GDP增长缓慢甚至负增长，宏观经济处于低迷状态，大多数上市公司的盈利状况也难以有好的表现。我国经济稳定快速增长，2006年GDP同比增长10.7%;07年一季度GDP同比增长率达到了11.1%。近一两年来，上市公司业绩的快速增长正是处于宏观经济持续向好、工业企业效益整体提升大背景下的增长，中国经济的快速增长为上市公司创造了良好的外部环境。
B.通货膨胀
通货膨胀是指商品和劳务的货币价格持续普遍上涨。通常，CPI(即居民消费价格指数)被用作衡量通货膨胀水平的重要指标。温和的、稳定的通货膨胀对上市公司的股价影响较小;如果通货膨胀在一定的可容忍范围内持续，且经济处于景气阶段，产量和就业都持续增长，那么股价也将持续上升;严重的通货膨胀则很危险，经济将被严重扭曲，货币加速贬值，企业经营将受到严重打击。除了经济影响，通货膨胀还可能影响投资者的心理和预期，对证券市场产生影响。CPI也往往作为政府动用货币政策工具的重要观测指标，今年以来我国CPI高位运行，因此在每月CPI数据公布前后，市场也普遍预期政府将会采取加息等措施来抑制通货膨胀，引发了股市波动。
C.利率
利率对于上市公司的影响主要表现在两个方面：第一，利率是资金借贷成本的反映，利率变动会影响到整个社会的投资水平和消费水平，间接地也影响到上市公司的经营业绩。利率上升，公司的借贷成本增加，对经营业绩通常会有负面影响。第二，在评估上市公司价值时，经常使用的一种方法是采用利率作为折现因子对其未来现金流进行折现，利率发生变动，未来现金流的现值会受到比较大的影响。利率上升，未来现金流现值下降，股票价格也会发生下跌。
D.汇率
通常，汇率变动会影响一国进出口产品的价格。当本币贬值时，出口商品和服务在国际市场上以外币表示的价格就会降低，有利于促进本国商品和服务的出口，因此本币贬值时出口导向型的公司经营趋势向好;进口商品以本币表示的价格将会上升，本国进口趋于减少，成本对汇率敏感的企业将会受到负面影响。当本币升值，出口商品和服务以外币表示的价格上升，国际竞争力相应降低，一国的出口会受到负面影响;进口商品相对便宜，较多采用进口原材料进行生产的企业成本降低，盈利水平提升。
目前，人民币正处于渐进的升值进程中，出口导向型公司特别是议价能力弱的公司盈利前景趋于黯淡，亟待产业升级，提高利润率和产品的国际竞争力;需要进口原材料或者部分生产部件的企业，因其生产成本会有一定程度的下降而受益;国内的投资品行业能够享受升值收益也会受到资金的追捧。人民币小幅升值，房地产、金融、航空等行业将直接受益，而对纺织服装、家电、化工等传统出口导向型行业而言则带来负面影响。
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股票市场范文3
关键词：股灾；起因；反思；建议
中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2016）05-75 -03
资本市场，尤其是股票市场是一国经济发展的晴雨表，它的繁荣与否一方面能映射出一国的经济状况，另一方面也能反作用于实体经济，一个健康稳定的股票市场能够通过有效发挥其资源配置功能和再融资配置功能促进企业的优胜劣汰，引导整个市场经济向前发展。2015年以来的中国股票大幅波动，从2015年6月12日的上证指数5178点暴跌至2016年元月27日2638点，半年时间跌幅为49.1%，是中国证券市场上前所未有的，这次“股灾”对中国的证券市场影响深远，分析本轮导致股灾的成因，反思中国证券市场，对促进我国资本市场的健康发展大有裨益。
一、本轮牛市的起因
2015年，中国资本市场在结束了长达7年的熊市，杠杆资金开启了A股“牛市”模式，沪深两市单日成交额新高不断被刷新，创业板、中小板指数节节攀升，上证指数一举突破5千点，中国资本市场由此成为全球最为关注的市场，成为更多普通投资者财富管理的新场所。本轮牛市的起源和发展有其独特的特点，具体分析如下：
（一）流动性过剩的配置
流动性过剩，在宏观经济上表现为货币增长率超过GDP增长率。2010年以来，我国经济逐渐提档换速，GDP和固定资产投资增长率持续下行，由中高速发展进入新常态，而同期广义货币（M2）增长率持续升高。 2014～2015年，M2与GDP、固定资产投资增长率的显著背离，经济的流动性过剩为股票市场提供了充裕的货币供给，为“牛市”打下了坚实的基础。同时期房地产投资降温，无风险利率下行、存款利率下调等因素使得股票等风险资产获得更多青睐，投资者的资产配置结构发生变化（见下图）。
（二）融资杠杆的加大
2014年10月以来，我国两融余额快速增长，到2015年6月，两融余额增长了244%。截至2015年6月17日，两融余额达到2.26万亿，占A股流通市值4.1%。除了两融外，伞形信托、场外配资等隐秘的杠杆融资方式对牛市也起着推波助澜的作用。2015年6月份，场外股票配资规模约为5000亿元，杠杆比率更高，稳定性更弱。
在现有分业监管体制下，金融创新增加了监管死角和盲区。伞形信托、银行理财的结构化产品、民间配资公司和新兴的P2P网络配资平台等杠杆工具，事实上都是银行理财资金流入股市的渠道。银行资金有配置股市的强大需求，而金融产品创新和新兴的网络信息产品使得银行资金入市效率极高，银行监管部门却很难有效监控这一奔涌的庞大资金流。在高杠杆资金的助推下，我国短时间内股指迅速上涨，从而吸引了更多的高杠杆资金，导致股指在几个月内增长了近150%。
（三）官方舆论的推动
本轮牛市能够在短时间内实现股指的大幅上涨与官方舆论是分不开的，新华社和人民日报对股市上涨罕见的正面论断对牛市行情的发展起到了助推作用。
2014年7月25日人民日报2版刊登《外资机构齐声唱多A股市场》，当天上证指数上涨了1.28%，A股完成了熊市的筑底。2015年3月30日，人民日报18版刊登《A股已处牛市中把握牛市“红利”》，当天上证指数上涨2.59%，4月1日人民日报2版刊登《股市震荡不改“慢牛”趋势》，当天上证指数上涨1.66%。官方舆论对于牛市行情是乐观其成的，且把股市对经济的支持作用提高到前所未有的程度，把股市繁荣与支撑经济转型联系在一起，从而吸引了更多的投资者和资金入市，推动股市屡创近年新高。
二、中国“股灾”的成因分析
2015年6月中下旬，在监管去杠杆、高估值等内因及香港政改、美联储加息等多个外因作用下，中国式“股灾”于6月12日正式开启。A股在短短半年时间内先后经历4跌，近20次“千股跌停”，上证综指重挫49%，最低达到2638.3点；深证成指重挫51%，最低达到8986.5点；创业板指重挫54%，最低达到1779.2点。本轮“股灾”的形成主要原因如下：
（一）价格和价值的背离
“华尔街教父”格雷厄姆在《证券分析》《论价值投资》等多本著作中强调“股票价格围绕其‘内在价值’上下波动，股票价格长期看有向‘内在价值’回归的趋势”。
2014下半年以来，我国实体经济进入“新常态”，经济增速持续放缓，实体产业面临着较为严峻的形式。在此背景下，我国股市却被资金、杠杆和政策引导的多种因素持续推高，走出了一波牛市。中小板和创业板个股更是诞生众多“妖股”，市盈率持续上升，股灾开始前夕的6月17日中小板静态市盈率85.06，而创业板市盈率更是高达140.07，同期道琼斯工业指数、纳斯达克综合指数平均市盈率仅为17和24.8，全球其他主要市场的平均市盈率也在15-20的范围内，我国股票价格严重脱离价值可见一斑，这也是后期尽管政府屡屡出手“救市”也难阻止我国各大股市指数“回归”的趋势。
此外，虽然2010年起我国资本市场开展了融资融券业务，但相比融资业务，融券渠道较为狭窄，我国上市公司股票中仅32%可以融券，相比美国的93%和中国台湾地区的78%，可融券的标的占比较低，且融券的要求更高，同期融券业务的余额不足融资业务余额的1%，无法有效对价格价值偏离及时进行纠正，导致在我国证券市场持续出现“单边市”的非成熟情况。
（二）金融分业监管下场外配资的作用
随着互联网金融的兴起，金融业务、产品的创新日新月异，金融机构的职能边界、功能边界逐渐模糊，在分业监管的体制下，市场极易利用不同监管者的信息不对称导致的监管真空实现监管套利。2015年，沉寂了7年的股市在政策和资金的撬动下焕发活力，银行资金通过多种渠道和形式进入股市，银行理财资金、伞形信托、私募基金配资模式、员工持股计划配资模式等，使得不同类型的金融机构业务相关性大幅提高，证监会和银监会等单一监管机构实际上难以掌握这些资金的确切数据和杠杆率水平。
在“慢牛”变“疯牛”的情况下，2015年6月，证监会对场外配资出台了最严禁令，要求全面清理场外配资，并勒令证券公司不得为场外配资活动提供便利。“釜底抽薪”式的粗暴式去杠杆的证券显然对配资规模及去杠杆可能带来的影响缺乏预判，直接导致了本轮股灾。虽然后续国家出台了各种政策试图“救市”，但是在场外配资接连被强行平仓的情况下，“救市”也难以发挥有效作用。
（三）熔断机制的磁吸作用
熔断机制是指当股指波幅达到规定的熔断点时，交易所为控制风险采取的暂停交易措施，磁吸效应是指“实行涨跌停和熔断等机制后，证券价格将要触发强制措施时，同方向的投资者害怕流动性丧失而抢先交易，反方向的投资者为等待更好的价格而延后交易，造成证券价格加速达到该价格水平的现象”。熔断机制起源于美国股市，随后日本、韩国、新加坡等国证券市场都引入了熔断机制，熔断机制在保证各国股市整体稳定，防止出现非理性股票价格波动以及系统性的恐慌和暴跌方面起到了积极作用。
经历了股市多跌后，2015年12月4日由上海证券交易所、深圳证券交易所和中国金融期货交易所等三家交易所了熔断机制相关规定，旨在抑制系统性恐慌导致的非理性抛售。然而与其他国家的熔断机制相比，我国的熔断机制主要有以下几个特点：第一，熔断阈值较低，我国的第一档熔断阈值仅为5%，较别国更易触发；第二，我国两档的触发阈值间隔较小，与别国5%以上的间隔不同，我国两档触发阈值仅相隔2%，在触发第一档熔断阈值后，极易发挥熔断机制的磁吸效应，触发第二次熔断，造成更大的恐慌；第三，我国股市个股已设有涨跌幅限制，其实本质上已经设置了熔断，在此基础上设计的熔断机制较涨跌停更易造成流动性风险。我国2016年开年的V3版股灾即是在熔断机制的磁吸作用下开启，虽然2016年1月7日，为维护市场平稳运行，经中国证监会批准，三大交易所取消了实施了仅四天的熔断机制，但由此造成的后果持续发酵，上证综指短时间内加速下行，由3549点下挫近1000点。
三、中国“股灾”的反思
2014年，国务院印发《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》（国发[2014]17号），明确“进一步促进资本市场健康发展，健全多层次资本市场体系，对于加快完善现代市场体系、拓宽企业和居民投融资渠道、优化资源配置、促进经济转型升级具有重要意义”。2015年，股市的大起大落，暴露了我国资本市场存在的众多问题，也是我国资本市场走向成熟的“学费”，只有深刻反思才能实现资本市场健康发展。
一是建立大金融监管体系，从根源上抑制监管套利。英美各国在金融危机后都对金融监管体制进行了彻底而全面的改革。美国在金融危机后设立了金融稳定监督委员会（FSOC），促进了分业监管机构之间的合作；英国在英格兰内部成立了金融政策委员会（FPC）负责宏观审慎管理，在FPC下设审慎监管局（PRA）负责对吸收存款机构、保险公司以及系统重要性投资机构进行审慎监管，同时对不受PRA监管的其他金融服务公司（如资产管理公司）进行监管，实现了微观和宏观审慎的协调统一。我国也应借鉴经验，整合央行与其他不同领域监管机构的功能，发挥监管机构在应对金融危机中的主导作用，加速金融监管改革的转型，通过宏观审慎与微观审慎双管齐下，功能监管与机构监管并重有效实现对大金融体系的监管。此外，大监管机构应该建立大数据技术，实现监管数据的整合和共享，降低跨领域监管成本与难度，使跨领域合作与监管成为可能。
二是多管齐下，倡导价值投资理念。有别于欧美资本市场机构投资者占主要地位，我国股市散户的比例较高，在沪深交易所开户的个人投资者99%以上是投资金额少于50万元的中小投资者（占我国城镇人口的14%），这些投资者完成的交易约占股票交易总量的60%，他们相比于机构投资者交易行为更不理性，导致我国股市具有换手率居高不下，股指易受舆论影响造成股市非理性波动等特性，如何教育中小投资者，引导散户形成价值投资理念至关重要。第一，利用税收杠杆撬动长期投资理念。2015年9月7日，财政部、国家税务总局、证监会联合印发《关于上市公司股息红利差别化个人所得税政策有关问题的通知》（财税[2015]101号），该政策体现出国家鼓励长期投资、价值投资、抑制短期炒作的政策意图，未来应继续积极探索差别化资本利得税等引导中小投资者价值投资；第二，依法治国，建立公平公正的市场交易环境。2013年以来，我国先后出台《关于进一步加强资本市场中小投资者合法权益保护工作的意见》《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》，强调了资本市场中小投资者权益保护的制度体系，体现了国家营造公平公正市场交易环境的意志。目前看，内部消息、老鼠仓、欺诈发行、操纵市场等违法行为依然存在，直接侵害中小投资者的切身利益。未来研究要完善法律保障中小投资者知情权，健全企业信息披露违规问责机构，健全上市公司股东投票和表决机制，确保市场的公平公正；第三，健全投资回报机制，引导上市公司回报投资者。目前，我国的资本市场仍过度强调融资功能淡化回报功能，不利于价值投资。未来应根据上市公司所在版块、行业、年限和发展阶段等情况，引导和鼓励公司制定差异化的分红政策。同时丰富分红方式，尽快推出优先股制度。
三是尊重市场规律，处理好政府和市场的关系。十报告明确指出“经济体制改革的核心问题是处理好政府和市场的关系，必须更加尊重市场规律，更好发挥政府作用”。邹昊平在《政策性因素对中国股市的影响：政府与股市投资者的博弈分析》中指出，中国股市是一个较典型的政策市，在某段时间内，政策是造成股市异常波动的首要因素。而在2015年股市的巨幅波动过程中，无论是牛市阶段还是熊市阶段都能看见政府的影子，从人民日报的“四千点是A股牛市开端”到全面清理配资，从A股市场全面放开“一人一户”到随后出台限制减持股份、一系列的救市行为，政策成为股市走势的重要因素。目前，我国资本市场仍处于发展阶段，距离成熟仍有一段距离，政府应该发挥其指挥棒的作用，通过建立长期、稳定的政策营造公平的市场环境，从而有效发挥股票市场资源配置、价值发现的功能，使得股票市场服务于实体经济，促进经济的发展。与此同时，政府必须要尊重市场规律，不引导市场的单边化发展，不能脱离实际“制造”出一个“意愿慢牛”。
2015年股市的巨幅波动是对中国资本市场监管者及投资者的一次再教育，广大中小投资者付出了惨痛的代价，股市的波动在一定程度上也对我国经济的发展产生了微妙但真实的影响，我们必须汲取教训，通过完善股票发行、分红制度、税收引导、建立大金融监管体系等一系列举措来建立健全一个健康的股票市场，助力实现“中国梦”。
参考文献：
[1]中小投资者保护从规范信息披露开始[D].证券时报网.
[2]许磊行.流动性过剩与我国股票市场的实证分析[J].商业现代化，2009，3（中旬刊）569.
[3]宋熠东.我国流动性过剩与股市泡沫相关性研究[J].新疆财经大学，2008.
[4]李凤云.熔断机制反思[J].中国金融，2016，（02）：63-64.
[5]锵所言.2016开年大事件――A股熔断机制[J].证券市场周刊，2016，（01）.
[6]刘志彪.“股灾”反思和虚实经济协调发展的思考[J].东南学术，2015，（06）：4-11.
[7]宋思颖.互联网金融的发展与金融监管创新[J].股市动态分析，2014，（38）79-81.
[8]邹昊平.政策性因素对中国股市的影响：政府与股市投资者的博弈分析[J].世界经济，2000，（11）：20-28.
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要注意风险：股票市场并不是人们现在看到的这样乐观，因为我们国家的经济处于一个大的深度调整时期，所以股票市场的表现是一种反弹，可能下跌的动力会更大，所以要注意风险。
股票投资不要选择长线投资，因为我们国家的经济处于下滑阶段，股票市场的反弹就会是阶段性的反弹，所以如果做长线的话，基本上处于一种做过山车的感觉，回报率会很低，甚至亏损。
股票市场目前的环境不是很好，整体上来说，今年和明年是我们国家经济转型的关键时间段，这时候很多的企业可能出现重大的调整，所以这时候股票投资不灵活的话，亏损也会很厉害。
人民币目前出去一个下调阶段，我们国家的企业固定资产和国债就会出现某种程度的贬值，这样的情况下，企业本身的投资效益就是下滑，股票市场的上涨动力也会减小，不过出口型比较好
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(一)向量自回归(VAR)模型的简单说明本文在分析时所采用的是向量自回归模型。传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。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方程的左端又可以出现在方程的右端使得估计和推断变得更加复杂。为了解决这些问题而出现了一种用非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型。VAR模型就是非结构化的多方程模型。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型,从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。
(二)数据说明本文采用的数据从1994年1月至2014年9月的月度统计数据,变量说明如表1:通过消费价格指数的差分,我们可以得到通货膨胀率pi,由费雪方程(1+实际利率)*(1+通货膨胀率)=1+名义利率可得实际利率ri=i-pi文中采用上证综指指数代表股票市场的价格变动。为消除货币供应量的季节波动,分别对m0,m1,2移动平均进行去季节趋势的处理。同时,为了避免数据出现异方差性,研究过程中将对所有的数据进行取对数处理,处理后的数据如表2:由于三种货币量的高度相关性,我们在接下来的模型操作中将会将其分为三个变量组进行讨论,即第一变量组:lst,lm0,lri,lpr;第二变量组:lst,lm1,lri,lpr;第三变量组:lst,lm2,lri,lpr。
(三)具体分析1、单位根检验为了避免“伪回归”现象发生,保证回归结果的无偏性和有效性,必须先对各个变量序列进行平稳性分析。因为对变量关系进行的传统显著性检验因假设前提不成立将失去意义,只有模型中的变量满足平稳性要求时,传统的计量经济分析方法才是有效的。常用的检验方法有DF检验、PP检验和ADF检验等,在此我们采用ADF检验方法对各组变量的数据进行单位根检验。2、向量自回归模型分析(1)滞后阶数的确认。由于Granger因果检验对于滞后阶极其敏感,选取不同的滞后阶有可能带来截然不同的检验结果,而Granger因果检验是基于VAR的滞后阶进行的,因此,在进行Granger检验前必须严格确定VAR的滞后阶。本文再次运用的检验指标为AIC指标确认的滞后阶数,各不同变量组最优滞后阶数如下。3、模型结果分析(1)利率与股票市场的关系。利率的变动在短期内对股票市场的影响明显,中长期的影响不显著。相反,股票市场的变动不论短期还是长期,均无法对利率产生显著地影响,侧面反映了我国政府在控制利率变动时,并不主要以控制股票市场为主要调控目标。(2)存款准备金率与股票市场的关系。无论短期长期,存款准备金率都很难显著地影响股票市场的走势。而股票市场的价格走势在中短期内对存款准备金率的影响不明显,但长期来看,股票市场对存款准备金率的调整,有着较为明显的格兰杰影响。(3)货币供应量与股票市场的关系。与预期一致,对股票市场产生最明显影响的货币量为流通中的货币总量(M0),且M0对于股票市场的影响仅在短期内显著,并且,股票市场在短期内对流通中的货币总量的影响也是十分可观的。与之形成鲜明对比的,在长期过程中,货币量对股票市场的影响十分有限。
二、结论与分析
(一)货币政策对股指的影响。从前一部分的实证分析我们可以得出,利率已经初步具备了影响股市的能力,但由于我国股市股权结构不合理、投机性过强等原因,股价指数对利率变动的反应并不是很敏感,利率对股市的影响能力有待提高,当然这需要一个健康的股市为前提。货币供应量的不同统计口径对股市的影响各不相同。M0对股价指数在短期内有着显著的影响。M0作为在银行体系以外流通的现金,是与消费变动关系最密切的统计量,若M0增加,市场多出来的流动性更倾向于流向资本市场(如股市),从而推动股市的上扬。但是,对于国家宏观调控而言,此分析的实际作用并不很强,M0具有十分强的流动性,央行难以对其进行全面的控制。另外,M1对股市的影响很微弱,主要原因是M1的主要组成部分是活期存款,这部分资金则是生产资料市场购买力的主要媒介,对股市不产生直接的影响。M2作为广义货币供应量,等于M1+企事业定期存款+居民储蓄存款,其流动性较弱,尤其是准货币(M2－M1)的流动性最差,显然对股市无法产生显著的影响。不同于被普遍认可的“央行降准将推高股价”的观点,本文研究反映出准备金率与股票市场的高度分离性。金融机构存款准备金率的变动基本上不会对股票市场产生实质性的影响。所谓的推高论,从某种意义上讲或许只是名义上的利好消息被炒作后放大化的市场过度反应。
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关键词：股票收益率；GARCH模型；统计检验
在风险管理中，我们往往关注的就是资产收益率的分布。许多实证研究表明，金融资产收益率分布表现出尖峰、厚尾的特征。另外,收益率序列还具有条件异方差性、波动聚集性等特点。选择合适的统计模型对金融资产收益率分布进行描述显得尤为重要。
1数据选取
本文实证分析的数据选取上海股市综合指数(简称上证综指)每日收盘指数。考虑到我国于1996年12月16日开始实行涨跌停板限价交易，即除上市首日以外，股票、基金类证券在一个交易日的交易价格相对上一个交易日收市价格的涨跌幅不得超过10%，本文把数据分析时段选择为：1996.12.16-2007.05.18，共2510组有效数据。数据来源为CCER中国经济金融数据库。数据分析采用软件为Eviews5.1。通过对原始序列的自然对数变换，得到上证综指收益率序列，有2509个数据，记为RSH。
2基本统计分析
2.1序列的基本统计量
对称分布的偏度应为等于0，而上证综指收益率的偏度为负值，说明该序列的分布是有偏的且向左偏斜，即收益率出现正值的概率小于收益率出现负值的概率。另外，已知正态分布的峰度等于3，而上证综指收益率的峰度是8.919924，远大于3，这表明RSH序列不服从正态分布，而是具有尖峰厚尾特性。
2.2序列的自相关性
采用Ljung-BoxQ统计量检验上证综指收益率序列的自相关性。原假设为序列不存在阶自相关。根据上证综指收益率的10阶滞后期的Q统计值及其相应概率值可知，上证综指收益率的相关性并不显著。
2.3序列的平稳性和正态性
为了避免伪回归现象的发生，在建立回归模型之前须对收益率序列进行平稳性检验。采用ADF方法检验RSH序列的平稳性，其检验统计值为-51.7733，远小于MacKinnon的1％临界值，认为上证综指收益率序列不存在单位根，是显著平稳的。这就避免了非平稳性带来的许多缺陷。上证综指收益率序列的D.W.值为1.9705，非常接近于2，表明其残差序列不存在序列相关。
本文使用Jarque-Bera方法对RSH序列其进行正态性检验，检验统计值为3682.735(p=0.000)，概率值足够小以至于必须怀疑原假设的正确性。这也就说明，用正态分布对中国股市收益率的波动性进行描述是不正确的。
2.4ARCH效应检验
大量的实证分析表明，大多数金融资产收益率序列的条件方差具有时变性，即ARCH效应。利用ARCH-LM方法检验残差序列中是否存在ARCH效应。选择滞后阶数为5阶，检验统计值为28.92598(p=0.000)，表明残差存在显著的ARCH效应，至少存在5阶的ARCH效应。这就意味着必须估计很多个参数，而这却是很难精确的做到。在这种情况下，可以用一个低阶的GARCH模型代替，以减少待估参数的个数。
3分布模型的确定
金融时间序列的分布往往具有比正态分布更宽的尾部。为了更精确地描述这些时间序列分布的尾部特征，本文分别运用GARCH-Normal、GARCH-t和GARCH-GED模型拟合样本数据。
较之其它模型，GARCH-t(1,1)模型的对数似然值有所增加，同时AIC和SC值都变小，这说明GARCH-t(1,1)模型对上证综指收益率序列波动的刻画能力要强于其它模型。对模型中的未知参数进行极大似然估计，得出GARCH-t(1,1)模型为：
均值方程为：RSH=0.0399(1.7435)
方差方程为：2t=0.1137+0.1331×2t-1+0.8261×2t-1
(4.5005*)(6.6345*)(10.3761*)
在方差方程中，ARCH项和GARCH项的系数都是显著的，且两项系数之和为0.9592，小于1，满足参数约束条件。另外，系数之和非常接近于1，表明收益率序列的条件方差所受的冲击是持久的，这对所有的未来预测都有重要作用。
4分布模型的检验
模型建立的好坏首先要检验其是否有效的消除原序列的异方差性。另外，基于收益率序列概率积分变换的检验方法，可以检验序列分布与理论分布的拟合情况。对原序列做概率积分变换，然后检验变换后的序列是否服从i.i.d.（ol）均匀分布。一般地对变换后的序列进行BDS检验，以判断其是否是独立同分布。而运用Kolmogorov-Smirnov(K-S)检验则可以检验变换后的序列是否服从均匀分布。
4.1残差序列的ARCH-LM检验
对新方程产生的残差序列{εx}进行ARCH-LM检验，以观察是否还存在ARCH效应。选择滞后阶数为1阶，ARCH-LM检验统计值为0.629764(p=0.426)。伴随概率显著不为0，即接受原假设，认为残差序列{εx}不存在ARCH效应。这说明，用GARCH-t(1,1)模型拟合样本数据可以消除序列的异方差效应。
残差εxt的分布为vxσ2xt(vx-2)εxt|It-1~t(vx)，根据残差序列的数值，变换为vxσ2xt(vx-2)εxt序列，并按照自由度为vx=4.6528的t分布函数，对其进行概率积分变换，得到新序列记为{ut}。新序列{ut}在理论上应是独立同分布序列，且服从(0,1)的均匀分布。因此，本文通过BDS检验、K-S检验对新序列{ut}的分布进行检验。
4.2BDS检验
BDS检验的原假设是序列为独立同分布的随机变量。根据表中的概率值可知，在显著性水平α=0.05下，认为新序列{ut}为独立同分布的变量。
4.3K-S检验
对新序列{ut}进行K-S检验，其检验统计值为0.0175(p=0.4245)，这表明，用新序列{ut}服从独立同分布的(0,1)均匀分布。这也说明了GARCH-t(1,1)模型可以较好的拟合上证综指收益率序列的分布。
5结论
本文对上证综指对对数收益率序列的分布模型进行了实证研究。在现实生活中，金融收益序列分布不仅呈现出偏斜、尖峰、厚尾等特征，还具有异方差的特性，本文首先通过大量的统计检验方法验证了金融时间序列的各项特性。GARCH模型比ARCH模型有更快的滞后收敛性，从而大大减少了参数的个数，提高了参数估计的准确性。在运用正态分布假设的GARCH模型来描述金融收益序列的条件分布时，正态分布假设常常被拒绝，人们用一些具有尖峰、厚尾特性的分布，如t分布、GED分布来替代正态分布假设，从而得到一系列GARCH模型的扩展形式，如GARCH-t模型、GARCH-GED模型等。本文依据严密的统计分析方法选择了GARCH-t(1,1)模型描述上证综指对数收益率序列的分布。最后，根据各项模型检验结果说明，用GARCH-t(1,1)模型描述上证综指收益率序列是有充分理由的。
参考文献
［1］高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用及实例［M］.北京:清华大学出版社,2006.
［3］易丹辉.数据分析与Eviews应用［M］.北京:中国统计出版社,2002.
［4］刘仁和，陈柳钦.中国股票市场波动的统计特征分析［J］.现代管理科学，2005,（1）:108~109.
