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利率对证券市场的影响范文1
关键词：证券市场 证券投资 非稳态供求均衡
研究股票市场的另一种理论方法是股票市场的微观结构方法，该方法研究投资主体的行为及相互影响，认为证券市场的运行机制是市场运行的基础，研究的基本问题是在给定的均衡机制和交易委托流之下市场价格的产生机制。
Giovanni Cespa的均衡价格方法无疑是借助了微观经济的市场供求理论思想和方法，认为股票价格是供求相等时的价格，市场表现是交易者个人行为的综合，所以了解个人决策有助于研究市场价格变化的原因、特征以及经济人或经济组织在特定经济制度下的行为及均衡的实现机制。
本文在Giovanni Cespa的均衡价格方法基础之上进一步从证券市场的需求、供给的动机、变化和影响因素出发，研究证券市场的非稳态均衡形成机制和运动过程，研究的本质不同是把证券市场的需求、供给和供求的均衡均看作一个动态过程。
证券市场的非稳态需求分析
首先从需求的角度进行分析，把证券市场的需求定义为众多投资者对证券的购买。与消费品不同，投资者对证券的需求动机是盈利而非消费。为了分析的方便，先作一些假设，然后再把这些假设一层一层剥掉以还其本来面目。
假设一：假设每位投资者在进行投资时均以高收益、低风险作为投资对象效用评价的依据，且均对效用的大小进行了慎重分析。
在该假设下，证券的效用可表示为其盈利率和安全性的函数，即TU=f(R,S)。其中，TU为效用，其决定了投资者对证券的需求；R为盈利率，具体值为每股盈利额除于每股股价；S为安全性，可由企业的负债率、流动率、速动率、企业所处行业、企业规模、企业信用等级等因素综合评价而得。投资者在安全性水准下，希望获取最大盈利率，亦即
在盈利率的水准下，希望获取最大安全性，亦即
假设二：投资者对证券的效用认识相同，即同一证券对不同投资者的效用相同。
在假设一和假设二下，各证券的效用应相同。因为，如果某只证券由于某种原因效用增加（如盈利增加或风险减少），该证券必将得到投资者的追捧，价格上升，盈利率下降，效用减少；相反，如某只证券由于某种原因效用减少（如盈利下降或风险增加），该证券必将得到投资者的遗弃，价格下降，盈利率上升，效用增加。
假设三：假设经济运行平稳，不存在经济周期；政府也没有必要进行利率、税收、投资、行政法令等宏观调控；企业盈利稳定，不存在亏损和倒闭的可能性。
在假设一、假设二和假设三下，因企业证券、企业债券、国债的安全性相同，均为无穷大，所以其盈利率也应相同，证券需求者即为投资者，不存在投机行为，证券市场的股指恒定。
部分放弃假设三：假设整体经济运行平稳，政府对经济不进行任何干预，但放弃企业盈利稳定的假设。
在部分放弃假设三下，由于企业盈利不稳，甚至会出现亏损，这时证券的风险性大于国债的风险性，在人们追求高盈利、低风险条件下，证券的盈利率应大于国债的盈利率。因为如果证券的盈利率小于或等于国债的盈利率，人们会追捧国债，遗弃证券，致使证券的价格降低，盈利率增加，直至证券的盈利率大于国债的盈利率一定程度为止。
这时，如果存在着上百只证券、债券或国债，可以把它们描述在盈利率―安全性坐标系中（如图1所示），点（Si,Ri）表示第i只证券在该坐标系中的坐标点。根据以上上百个这样的点可回归出一条曲线AB。曲线上安全性最大的点为国债B，其相应的盈利率也最低；安全性最小的点是风险企业的证券A，这类企业的负债率高，流动率低，速动率低或处于风险产业，其相应的盈利率大。在同一市场条件下，企业证券的盈利率大于国债的盈利率，否则投资者会因国债的风险小，而追捧国债，遗弃证券，证券的价格下降，盈利率上升。由于投资者对证券效用认识相同，以上曲线上各点的效用应相同，所以该曲线可以称为无差异曲线。这条曲线是投资者群体行为的结果，从而也就决定了证券、债券和国债之间的相对价格。
因为存在着一些企业盈利增加，一些企业盈利减少或亏损，这时可能会出现一些投机行为，但因经济总体运行平稳，企业的平均盈利不变，投资者会意识到股市不会过度繁荣，股指不会走得太远，因而不会出现过度投机行为。
完全放弃假设三：放弃经济运行平稳及不存在经济周期的假设。
在完全放弃假设三下，这时企业的盈利会随经济景气情况普遍上升或普遍下降，政府也会采取利率、税收或行政来调控经济。在这种情况下，以上的无差异曲线会发生相应的移动或变化。
当利率下调，投资者追捧证券，致使证券的价格上升，盈利率下降，导致整个无差异曲线下移；当利率上调，国债利率上升时，投资者遗弃证券，致使证券的价格下降，盈利率上升，导致整个无差异曲线上移；当企业的盈利增加时，证券盈利率上升，投资者追捧证券，致使证券价格上升，证券盈利率下降，最终无差异曲线不会移动；当企业的盈利降低时，证券盈利率下降，投资者遗弃证券，致使证券价格下降，证券盈利率上升，最终无差异曲线不会移动。
放弃假设二：放弃投资者对证券的效用认识相同。
以上的分析，都假设投资者对证券效用的认识相同，而投资着对证券的效用认识不可能完全相同。在某时刻，一些投资者会认为i证券的效用大于j证券的效用，而另一些投资者会认为j证券的效用大于i证券的效用。这一方面是因为投资者对盈利率和安全性的价值观不同，另一方面是因为上市公司信息披露不充分和不对称，不同投资者对不同证券会有不同的预期，每位投资者又不会只分析一只证券。这样一来，在放弃假设二的条件下，当因利率下调或部分企业盈利上升等原因，一些投资者致使一些证券的价格上升时，由于投资者对多只证券平行分析而产生的比价效应，另一些投资者会追捧另外一些证券。证券价格相互攀比，相互促进，致使股指连续上升。这时也就出现了齐涨共跌的局面，出现了板块联动效应，出现了严重的投机行为，这些又反过来加重了股指的攀升。相反，当因为利率上调或企业盈利下降，一些投资者致使一些证券的价格下降时，证券的需求会持续下降。
放弃假设一：现在把“假设每位投资者在购买证券时都进行了慎重分析”的“都”字放弃。
因为，在众多投资者中，有相当一部分投资者，并没有做到慎重分析，这部分投资者可称为赌性投资者。可以认为，这部分需求的大小，取决于前期投资者（或投机者）的盈利，即取决于获利盘B的大小。某只证券获利盘可用该只证券流通股中现在获利股数和获利的大小表示，也可将其定义为流通股获利率。当B增加时，赌性需求增加，当B减少时，赌性需求减少。
按以上的分析，证券的需求量与上述因素之间的关系可以表示为下列需求函数的形式。
QD=F(R,S,Pr，B）其中，QD为对某只证券的需求量，R为该证券的盈利率，S为该证券的安全性，ΔPr为相关证券的价格变化，B为该证券的获利盘。
QD与各因素的关系为
另外，需求量还受外界信息的影响。当利好信息出现时，出现抢购，需求增加；当利空信息出现时，出现恐慌，需求减少。
把外界信息也考虑进去，得到需求量的表达式为：
其中，ΔI为有关信息的变化，+ΔI为利好信息，-ΔI为利空信息。
各因素对QD的影响程度，取决于不同的证券市场和时期。对于比较成熟的市场，R、S对QD的影响较大；对于新兴、不成熟的市场，ΔPr、ΔI对QD的影响较大。
除了以上影响QD的因素以外，QD还受市场总资金供给量的影响。当入市资金放宽，货币供给增加，对证券的需求增加；当限制资金入市，货币供给减少，资金离场，对证券的需求减少；当新股发行增加，吸引大量的二级市场资金到一级市场申购，二级市场有效资金减少，对证券的需求减少；新股上市，吸引部分二级市场资金承接，二级市场的有效资金减少，对证券的需求减少。把市场的资金供给量M也考虑进去，则有：
证券市场非稳态供给分析
以上是从证券市场需求角度所作的分析，把证券需求定义为众多投资者对证券的购买。下面是从证券市场供给方面进行分析，把证券市场供给定义为众多证券持有者对证券的卖出。
证券持有者为先前认为某只（或多只）证券的效用被低估，或认为某只（或多只）证券的未来收益会增加，或其它原因预期股价会上升而先前购入者。当股价上升时，越来越多的持有者会认为其效用达到了其应有值或达到了对其预期，所以越来越多的证券持有者会卖出。因而供给量QS与获利盘B有着正向的关系，即
。
另外，供给量QS还和相关证券的价格升降ΔPr有关。当相关证券的价格下降时，QS增加；当相关证券的价格上升时，QS减少。即
， 。
除此之外，供给量还受外界信息ΔI的影响。当利空信息出现，出现恐慌抛售，供给增加；当利好信息出现，惜售心理加重，供给相对减少。即
。
综上所述，证券的供给量QS与以上各因素的关系，可表示为以下的供给函数的形式。
证券市场非稳态供求均衡分析
以上分别讨论了证券市场的需求、供给及其影响需求和供给的相关因素。当需求与供给相均衡时，股价稳定；当需求大于供给时，股价上升；当需求小于供给时，股价下降。供给与需求的变化决定了股价的运动和成交量的变化。
利率对证券市场的影响范文2
1．公开市场到期资金与准备金率政策的操作空间。2010年lO月份外汇占款达到5190亿元，是前9个月2239亿元的的一倍多，也是2008年1月份和4月份以来的高点。因此在以1O月份为基础的后两个月的新增外汇占款，即12月到2011年1月为3000亿元左右，因此到2011年1月的#I-~E占款为1．25万亿元。同时，2011年1月份公开市场到期资金达到6500亿，同期银行存款规模增长25000亿，市场中资金流入达到3．75万亿元。央行在2010年l1月29日上调准备金率，锁定流动性大约5000亿元，此时市场流动性为正2．25万亿元。这里我们可以分析，市场间资金净投入在5月和6月达到了18260亿元，这时市场流动性已经超过了央行所认为的最佳流动性，因此，这就为上调准备金率提供了操作空间。从另一方面来看，银行间市场在5月和6月公开市场将会有巨额到期资金，央行会在5月或者6月有一次准备金率的上调，但幅度不大。可以证明，5月12日央行上调准备金率是符合我们的分析结果的。
2央行票据发行额度和发行频率对上证指数的影响。其一，银行间进行回购业务的回购利率；其二，央票票据。其中央票利率对证券市场的影响更大，更为重要。央行票据主要分为3个月期和1年期两个期限，主要是央行控制市场流动性的一种公开市场业务操作工具。央行票据的发行频率和发行利率对市场流动性的影响最为关键。央行票据发行频率的多少，直接反映银行控制市场流动性的决心。另外，央行票据利率和期限对市场利率起着重要的引导作用，这就意味着加息政策的使用在定程度上需要以央行票据利率互为参考基础。央票发行额度和次数的增多也说明政府对于市场中资金面的判断，当投资者形成预期，市场中的系统性风险会被提前消化，指数的波动也会提前做出反应。．
二、央票利率通过利率政策对证券市场的影响
(1)央票利率与存款利率的比较研究。央票利率表示了央行在回收市场流动性时愿意承担的资金成本，央票利率定的低，则金融机构认为收益太低而不愿意购买央票，因此会导致央票发行遇到困难。3月期央票利率和3月期存款利率之间的差额可以很明确的反映出购买成本和支付收益之间的关系。随着2010年11月到2011年4月的3次加息，两者之间的差额在缩小，央票利率与存款利率差额由负转正并不断增加，因此可以解释，央票发行利率过低是导致加息的一个重要因素。因为如果央票利率过低，或者央票利率低于存款利率，银行会失去购买意愿，央行控制市场流动性的效果就会大打折扣，而央行又不能将央票利率提高太多，这样会给央行的利率政策带来压力。这就陷入了一个商业银行与央行，央票利率与利率政策的博弈。
(2)利率政策对证券市场的影响。利率政策与证券市场具有很强的相关性，作为系统性风险的一种，类似于准备金政策，这类政策往往会给证券市场产生很大的波动。因此以上通过分析央票利率和国债收益率与利率政策的相关性，也就可以得出其与证券市场的相关性。
三、结论及建议
(1)从公开市场到期资金可以分析出当前市场流动性的充裕与否，准备金率政策主要是为了对冲外汇占款增加而导致的资金压力，所以结合公开市场到期资金和外汇占款就可以得出准备金政策的操作空间。
(2)央票的发行可以在短期内回收流动性，但当央票到期时央行又面临资金重新投放的窘境，央票发行金额的多少在短期内直接影响到资本市场流动性。另一方面央票金额的增加又间接说明市场流动性充裕，这就说明了证券市场的资金环境相对充裕。从以上分析可以得出，央票发行金额多，证券市场表现就好。
利率对证券市场的影响范文3
Markowitz认为，市场上的投资者都是理性投资者，投资者可以分散投资来实现投资组合利益的最大化以及风险的最小化。Sharpe在此基础上提出了资本资产定价模型（CAPM），他将证券的风险分为两种，一种是非系统性风险，另一种是系统性风险，非系统性风险可以通过分散投资来消除，而系统性风险无法通过分散投资来消除。CAPM模型的具体形式是：
■
其中，E（ri）表示某种证券的预期收益，rf表示无风险资产的收益，E（rM）表示分散化的投资组合的预期收益，也就是说，有价证券的风险补偿收益等于该证券的β系数乘以投资组合的预期收益。
但是该模型并没有考虑到投资者的价值取向，在现实中，投资者的世界观、生活方式、生活状态、心态情绪都可能影响到资产的定价，噪声交易者的存在也表明了许多依据CAPM模型进行的证券定价并非有效，与之相比，行为资产定价模型（BAPM）有更大的优势。
二、文献综述
Shefrin and Statman提出了财富的单一驱动力来解释价格有效市场与价格无效市场的区别，他们认为，单一的驱动因素影响均值方差有效边界、证券投资组合收益分布、风险溢价、期权定价以及期限结构等，这个单一的驱动因素就是使证券投资组合收益最大化所需的信息的最小量，而噪声交易者作为第二驱动因素会在很大程度上对价格进行干扰。1991年，Ferson and Harvey发现噪声交易者使收益曲线和市场投资组合之间产生联系；1992年，Chopra，Lakonishok and Ritter发现噪声交易者使市靓潞统常收益之间产生联系；1993年，Canina and Piglewski发现噪声交易者使期权定价的主动波动和客观对等物之间产生差距；1994年，Brown and Schaefer发现噪声交易者使市场投资组合风险利率和长期利率的波动加剧，以上研究均表明，财富的单一驱动力不符合证券市场的实际。
CAPM模型成立的基础之一是市场完全是由信息交易者构成的，然而噪声交易者的存在使CAPM模型难以成立。1994年，Shefrin and Statman针对证券市场上的噪声现象提出了行为资产定价模型（BAPM）。该模型将投资者分为信息交易者和噪声交易者，信息交易者符合CAPM的模型标准，不同个体间有良好的均值-方差特性，而噪声交易者经常会对证券价格进行高估或低估，从而扰乱证券市场的平衡，噪声交易者之间存在明显的异方差特点。
三、理论分析
设ρ*为均值―方差有效边界上的投资收益率，是市场投资组合的函数，β*（Z）是相对于ρ*衡量的证券Z的β系数，i1为无风险利率，EΠρ（Z）为证券Z的期望收益率，A（Z）为证券的反常收益率，当价格有效时，Z（Z）为0，则证券Z的期望收益为：
■ （1）
在市场上存在噪声交易者的情况下，设ρMV为市场投资组合均值―方差有效边界的收益率，ρ（Z）为这种情况下证券的均值―方差，β（Z）是行为β，且■，β（ρ*）是度量ρ*有效程度的指标，且■。假设ρ*与ρMV的标准差相同，所以β（ρ*）≤1。β*（Z）衡量与有效市场因素ρ*有关的风险，■衡量与证券Z相对于ρ*有关的风险溢价，因此行为资产定价模型的公式为：
■ （2）
当证券市场价格有效时，反常收益A（Z）为0，该公式反映了市场β与反常收益A（Z）之间的线性关系：证券反常收益与该证券均值―方差有效边界的β系数成正比，与证券市场的β系数成反比。鉴于β（ρ*）≤1，在■相同的情况下，证券市场的β与反常收益成正比。
在CAPM中的标准β取决于公司规模、账面价值、以及市场组合，而BAPM中的行为β更多的考虑到了投资者的价值特征。一般情况下，传统的β值大于行为的β值，定义噪声交易者风险为NTR，用NTR来表示传统β与行为β之间的关系，其表达式为：
■ （3）
四、实证分析
（一）数据来源及说明
鉴于15山水SCP001、11云维债、12云煤化MTN1、10中钢债、10英利MTN1这五种公司债券在近期发生违约，这五种债券的发行情况势必会对证券市场造成噪声现象，从而引起债券市场的波动，本文从这五种违约债券发行时的区间成交量、区间成交金额、净资产平均收益率（ROE）、总资产平均报酬率（ROA）出发，研究违约公司债券对其他公司债券收盘价的影响，由于证券市场中发行的公司债券数目较多，本文选取了收据较为全面、代表性较强的50家公司债券作为研究对象。所以的数据均来自万德数据库，全文采用SPSS软件辅助分析。
（二）SPSS软件的实现
表一 其他公司债券收盘价与违约公司债券相关因素的相关性
■
由上表可得，其他公司债券的区间收盘价与违约公司债券的Pearson相关系数分别为：0.884、0.884、0.904、0.907，相关度较高。显著性分别为0.046、0.047、0.035、0.033，均小于0.05，所以拒绝原假设，其他公司的区间收盘价与违约公司的区间成交量、区间成交金额、净资产平均收益率、总资产平均报酬率有极大的相关性。因此，违约公司债券的噪声效果会影响到整个债券市场的定价情况。
（三）数据分析
净资产收益率ROE又称股东权益回报率、净资产利润率，是净利率与平均股东权益的百分比，使公司税后利润除以净资产得到的百分比率，它衡量了股东权益的收益水平以及公司运用自由资本的效率。ROE值与投资收益正相关，ROE值越高，自有资本获得净收益的能力越强。上述违约公司债券的净资产收益率均为负值，其中，12云煤化MTN1的ROE值为-46.25%，11云维债的ROE值为-749.75%。因此，以上发行违约公司债券的公司的公司资本结构有较大的漏洞，持续盈利能力不强，短期盈利能力也普遍较弱，由于上述违约公司的净资产收益率与普通的公司差距明显，ROE对证券市场的噪声影响也因此会非常明显，对一般公司债券的收盘价也有极大的相关性。
总资产报酬率ROA是衡量每单位资产创造多少利润的指标，又称投资盈利率、企业资金利润率，使企业在一定时间内实现的利润与同期资产平均占用额的比率，它继续深入的分析了资产盈利能力以及经营负债的能力。上述发行违约公司债券的公司中，除了10中钢债的ROA值为证书外，其他的违约公司均为负数，其中，11云维债的ROA值最低，低至-5.55%，由此可得，这些违约公司的资产利用效率较低，资金平均占用率过高，成本费用过高，利润总额下降过快，经营管理水平较差，由此反映出这种违约公司债券的噪声影响较大，会很容易引发证券市场的波动。
（四）违约公司债券产生噪声的原因
15山水SCP001是第一起超短融违约事件，所谓超短融，是指银行间市场发行的期限在270天以内的债务融资工具。本文以该违约公司债券为例，分析违约公司债券噪声产生的原因。
1.基本面角度。2014年中国经济步入新常态，然而水泥业的发展前景却不容乐观。首先，与水泥业相关的固定投资增速指标创13年来的新低，房地产投资增速也下滑至17年以来的最低水平；其次，水泥价格行情下降，水泥产业产能过剩，水泥市场逐步衰退，从而导致从事该行业的各公司盈利水平产生波动。
2.噪声交易者角度。母公司内部产生股东控制权的纷争，权力的混乱致使母公司拒绝继续为子公司输入资金，票据提前到期条款频繁发生导致该公司的资金链断裂，最终形成全面的资不抵债的情况，流动性危机逐步产生并继续恶化，由此可见，公司治理环境是导致公司债券违约的重要原因之一。
根据收集到的数据显示，最近几期15山水SCP001的平均成本费用利润率为-5.3453%，这表明该公司的经营状况欠佳，然而，该公司的平均区间收盘价为103.0314元/股，累计区间成交量为5，280，000，000股，累计区间成交金额为5，360，965，895.364元，并不低于市场平均水平，这说明该公司债券对市场造成的噪声影响过大，对投资者的投资策略产生了过多的干扰，因此该种债券违约的影响范围也^大。
五、建议和策略
利率对证券市场的影响范文4
证券投资作为风险投资，风险主要的指向就是投资者的投资与预期相分离，证券投资的收益不具备确定性。证券投资的风险类型很多，其中市场风险是系统风险和非系统风险的结合体。市场风险主要是指证券市场本身因各种因素的影响引起的证券价格变动风险。证券市场的变化很快，所有的变化都会影响供求关系。在证券市场的现实发展中，证券市场的冷热与政策和现实环境有着密不可分的关系。而风险也是体现证券市场价值的重要要素，没有风险，就没有利润，风险和利益并存是证券市场最为基础的特征。
一、证券投资风险的认定
风险主要是指事件发生后，其损失机会或损害的可能性、不确定性。证券投资中，风险和收益是一对矛盾结合体，有收益就有风险，二者存在内部的必然性。证券投资的风险可以运用科学的手段进行一定程度的预测分析，通过对对主客观风险、市场及经营风险等要素进行控制。证券投资在运行过程中处于动态的、复杂的交互性的选择过程，对市场的了解，对投资时机选择，对投资品种的确定，都是影响风险和收益程度的要素。一个证券在一定时期内收益率、收盘价、上期收盘价、单位红利及股息收入等指标产生的，都是需要在现实操作中进行评估和预测的，收益率的方差和标准测度是证券投资的重点。证券投资风险的分类标准是从多个方面界定的，根据风险构成可以分为系统风险，如利率风险、汇率风险、政治风险等，业包括相对应的非系统风险，例如企业经营风险、财务风险、操作风险等。根据操作角度一般划分为，选择风险和投资者风险。证券投资风险的主要表现形式就是股票、债券、衍生证券。
二、提高证券投资市场风险控制的对策
1、正确运用证券投资风险测的重点理论方法。从风险的定义来看，证券投资的风险是在证券投资过程中，投资者的收益和本金遭受损失的可能性。科学的测度理论是规避风险的重要手段，只有科学的理论，才能达到其控制目的。证券投资风险的理论主要是效用函数的概念，风险金测度模型，标准风险测度模型，随机优势选择模型理论，均值――方差测度理论。值理论，下偏矩测度理论，VaR测度理论，信息嫡测度理论等。在实际操作中，新的风险测度指标主要从定量、定性及定性与定量相结合三个方面提出，在定量测度方面，主要基于损失序列、紧迫程度、分布和频度进行风险测度；在定性测度方面，是投资者对某证券投资风险的定性判断，在投资市场上主要是指主观风险的评估问题；在系统测度方面，兼顾指标的定性和定量两个方面，将两者有机地结合起来，使其平衡单方测度可能产生的矛盾。
2、强化对风险的预测与控制。证券投资风险主要分为非系统风险的控制和系统风险控制。风险预测是为了更好地控制风险，证券投资风险的预测主要是计算出各标准时段内投资风险，形成风险时间序列，然后对其进行预测。预测的准确性和可靠性，这里使用组合预测的方法，使预测模型更具有对环境变化的适应能力。非系统风险，主要控制方式是确定各类投资的权重，实现投资的多样化，对风险本质的认识及测度指标的定义是风险预测和控制的基础。系统风险的控制主要方法是利用金融衍生工具，如股票指数、期货进行系统风险的控制研究，在确定多个证券的情况下，设定满足预期的约束条件，进而确定各类投资的权重，通过目标收益率与期望收益率进行比较，作为风险控制的分界线。设定股票投资组合即现货、股票指数期货、观测时期数，组合现货持有量，保证在一定预期收益的前提下，投资风险最小。现货与期货组合后的收益率可通过目标收益率、期望收益率及调整后的现货收益率计算得出，进而实现对风险投资的优化。
3、降低政府对证券市场的干预作用。市场存在一定的缺陷，市场的自由调控作用难以对资源进行有效的配置和优化，政府需要选择多种方式对证券市场进行调控，对证券投资实施法制建设和监管，并且把握调控的力度。在相关法律法规的参与下，杜绝证券市场中出现无序竞争的现象，证券市场具有复杂的经济体系它的运行和发展需要有一定的法律依据，实现对市场主体的调节和规范作用。有关证券市场的法律、法规及相关政策、规则发生变化，可能引起证券市场价格波动，使投资者存在亏损的可能，投资者将不得不承担由此造成的损失。机构投资者具有信息、资金上的优势，个人投资者盲目跟从就容易导致投机风气的盛行，对机构投资者进行有效的培养，并有效发展证券投资基金，是证券市场健全的方式。如果能深入分析有关企业或公司的经营材料，并不为表面现象所动，看出它的破绽和隐患，并作出冷静的判断，则可有效回避经营风险。
4、规避市场风险的存在方式。在某些特殊的情况下，政府会改变发展证券市场的战略部署，出台一些扶持或抑制市场发展的初期，在社会经济比较繁荣时，市场风险来自各种因素，每种股票价位变动，其公司利润有保证，历史数据详细的分析，是要掌握趋势，了解收益的持续增长能力，了解其循环变动的规律。有的企业受其自身的经营限制，其股价出现不稳定状态，就要选择买卖时机，当股价低于标准误差下限时，可以购进股票，当股价高于标准误差上限时，最好把手头的股票卖掉。注意投资期，经济气候好时，股市交易活跃，经济气候不好时，股市交易必然凋零，不要把股市淡季作为大宗股票投资期，根据历史资料分析，正确地判定当时经济状况在兴衰循环中所处的地位。股市得变化对经济气候的反映更敏感，不可抗力因素导致的风险，上市公司所处行业整体经营形势的变化，或者经营决策重大失误等，使投资者的交易委托无法成交或者无法全部成交，投资者将不得不承担由此导致的损失。证券产生影响的风险，它通常是由某一特殊的因素引起，与整个证券市场的价格不存在系统、全面的联系，而只对个别或少数证券的收益产生影响。
5、综合性风险的防范。综合性风险主要包括经营风险、购买力风险、利率风险。在现实生活中，所有企业都受全局性因素的影响，这些因素包括社会，政治，经济等各个方面。在购买股票前，要认真分析有关投资对象，与那些经营状况不良的企业或公司保持一定的投资距离，在购买股票前，要认真分析有关投资对象，研究它现在的经营情况以及在竞争中的地位和以往的盈利情况趋势，如果能保持收益持续增长、发展计划切实可行的企业当作股票投资对象，较好地防范经营风险。在规划和政策既定的前提条件下，政府应运用法律手段，经济手段和必要的行政管理手电引导证券市场健康、有序地发展。在通货膨胀期内，应留意市场上价格上涨幅度高的商品，从生产该类商品的企业中挑选出获利水平和能力高的企业来。周期波动是经济发展过程中常见的现象，我国经济在年度间的频繁波动是一种随机波动，尽量了解企业营运资金中自有成份的比例，利率升高时，会给借款较多的企业或公司造成较大困难，从而殃及股票价格，而利率的升降对那些借款较少、自有资金较多的企业获公司影响不大。由于通货膨胀、货币贬值给投资者带来实际收益水平下降的风险，它是与整个股票市场或者整个期货市场或外汇市场等相关金融投机市场波动无关的风险，由特殊因素引起的，股民可通过投资的多样化来化解风险，对证?煌蹲手械姆缦招枰?有宏观与微观上的认识，防止易变的收入将导致收益和现金流量的不确定。
利率对证券市场的影响范文5
(一)资本市场筹资
1.对投资者的影响
证金公司评级资信高,有政府背景,其发行的债券和股票具有信用风险低、收益低但收益稳定的特征。对于风险厌恶、期望稳定收入的投资者,购买证金公司的股票和债券是优先选择。
2.对资本市场的影响
一般而论,证金公司发行债券和股票,将会使资本市场证券的供给增加,资本市场扩容会导致价格指数下跌。但在中国居民高储蓄率背景下,证金公司所发行的信用风险较低收益较高的债券和股票,可以成为居民银行储蓄的替代品。优质资产可以激发资本市场的有效需求,所以转融通业务不一定会对资本市场整体平均价格水平形成负冲击,相反,由于其特性所吸纳的新增入场资金,可能会稳定市场甚至推动价格指数上升。
(二)货币市场筹资
1.对机构投资者的影响
对于货币市场的资金供给方,金融机构投资者如商业银行、基金公司、保险公司等来说,由于借款人证金公司的信誉级别高,其转融通业务具有市场垄断性质,该项借款是较安全的。为金融机构创造稳定收入流的同时,合理规避了资金的应用风险,符合金融机构的合理、分散化资金配置要求。
2.对货币市场的影响
中国的现状是货币市场资金盈余,资本市场资金短缺。证金公司从货币市场筹资而将资金应用于资本市场,打破了货币市场和资本市场长期以来隔绝的局面,使资金能够在货币市场和资本市场上合理调节盈余,有利于我国金融市场自由化、一体化的发展。同时,证金公司作为控制资金进入资本市场的源头,其授信规模能够较大程度影响到资本市场资金的规模,便于防范、控制以及化解金融风险。
二、从资金应用看转融通业务对我国证券市场的影响
(一)对投资者的影响
1.新的盈利方式
在转融资业务推出以前,投资者只能做多。转融资业务为投资者提供了新的盈利方式,预计市场下跌时做空,同样可以盈利。
2.风险对冲
投资者可以根据自己的风险偏好,合理配置投资组合进行风险对冲。多元化的投资策略,做空做多方式的应用提供了新的风险防范方式。
(二)对金融机构的影响
1.对证券公司的影响
转融资业务为证券公司提供了新的盈利模式。首先,扩大了的交易量和换手率势必会增加证券公司的佣金收入。其次,证券公司转融资支付给证金公司的利息小于其收取客户的利息,该利息差利润占经纪业务收入的比重有逐渐放大的趋势,成为证券公司未来收入的重要来源。再次,新业务的开展有利于证券公司客户的维护和挖掘工作,这会促使证券公司进行业务创新,提供给客户更全面更综合性的服务。
2.对商业银行的影响
《办法》规定转融资业务须在商业银行开通专用账户,这为商业银行提供了短期资金。但证券第三方存管保证金是否从商业银行转出,是否由证金公司直接掌控,会对商业银行的资金存量造成一定影响。
(三)对资本市场的影响
1.有利影响
(1)价格发现功能。在做多和做空两种势力的对比下,市场能够将更多信息融入价格。被市场低估的证券会被大量做多,而被高估的证券会被大量做空,这使得市场定价将回归到合理区间,市场的价格发现功能将得到完善。(2)提供市场流动性。证金公司为资本市场注入资金,资金供给的增加会产生对证券的需求,提高市场的交易金额。同时,转融资模式下的一买一卖,也必然加大市场交易的换手率,这将提高资本市场的活跃度,为市场提供流动性。(3)对证券市场的宏观调控证金公司能在源头上控制资金的规模,便于对证券市场的宏观调控。市场过热泡沫严重时,证金公司可以收缩转融资的放款额,减少资金供给,以缓解过热经济。证金公司可以按照资本市场对资金的需求强度调节资金供给,也可以按照国家政策和指示对市场进行监控,引导市场健康发展。
2.不利影响
利率对证券市场的影响范文6
【摘要】近年来,资本与金融项目对我国国际收支的影响越来越显著,而其中证券投资账户的比重从1997年开始大幅上升,尤其近几年出现大额逆差。本文对证券投资账户资本进行研究,分析其发展的历程和现状以及呈现出的规律和态势,用实证方法检验了证券投资账户的一系列影响因素,并建立了简单模型。
【关键词】证券投资账户;顺差;单位根检验;误差修正
一、引言
证券投资账户在国际收支资本与金融账户中占有很重要的地位,研究证券投资账户对于一国的国际收支平衡是非常必要的。我国证券投资账户差额在1997年之前都很小,在资本与金融账户中所占的比重也很小,而1997年开始大幅上升。随着我国分别于2002年11月和2006年8月先后推出QFII和QDII制度,资本市场不断对外开放,不仅使得我国的资本市场得到了全球资本的空前关注,也为国内企业和个人购汇对外金融投资提供了规范的渠道。近年来,我国证券投资项目呈现两大特点:境外对我国证券投资,特别是股本证券的投资快速增长;我国机构对外证券投资大幅增长。但是,我国国际收支中证券投资账户大多表现为逆差,尤其是2006年逆差达676亿美元,是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因导致的。虽然证券投资逆差可以在一定程度上缓解我国的资本账户顺差,但是越来越多的证券投资逆差已经给中国经济造成了一些负面效应。调节证券投资账户要遵循经济发展的客观规律,同时要符合我国资本市场发展的现状。本文在解析中国证券投资现状的基础上,实证分析了证券投资账户运行的动态规律以及各种关键因素对它的影响,最后得出结论并提出了相关的政策建议。
二、证券投资账户解释变量选取及数据整理
(一)解释变量的选取
总体来看,中国证券投资规模较小,管制较严,开放程度较低,因而影响的因素主要以政策及短期的冲击因素为主,另外还受一些长期的宏观影响因素的左右。从时间趋势来看,我国资本项目下证券投资的开放程度呈现一定的周期性特征,说明我国对证券投资政策时紧时松,是渐渐放松的过程。伴随着我国资本市场、债券市场的进一步开放,合格境外机构投资者(QFII)、合格境内机构投资者(QDII)等政策出台和业务的开展,证券投资项目更加活跃。从证券投资项目的特征和规律来看,解释变量具有以下重要的作用:
1.证券市场的开放程度(EOSM):证券市场的开放程度对于中国这样一个证券投资规模小、管制较严的证券投资账户十分重要。开放程度高,则证券投资较活跃,可扩大投资规模,从而扩大证券账户的余额。但我国传统上对证券开放程度的测量没有一种固定而有效的方法。笔者现以美国为参照,假定美国的开放程度为完全开放,则中国证券账户的投资规模同GDP的比例除以美国证券账户同美国GDP的比例作为衡量我国证券市场开放度的指标。
2.国内外的实际利差(ISRR):利率是资本的收益,同时也是资本的机会成本,一个国家国内外的利差,是驱动其资本流动的重要因素。但是名义的利率并不能反映中国与外国利差的真实情况,真正驱动国际资金流动的是真实利差。笔者选取以美国为代表的外国利率,剔除价格因素的影响,反映两者的真实利差。
3.实际汇率(RFER):汇率是影响证券投资及国际资本流动的重要驱动因素。国际资金围绕汇率进行的套汇及投资行为对我国证券投资账户的影响同样十分重要。笔者认为,汇率的变动可能会影响我国证券投资规模的大小。
4.外汇储备(BFR):一国外汇储备,表明了一个国家对外投资的需要和能力的大小,外汇储备多,则以外国债券形式表示的外汇的数量就多,购买的能力也越大。而我国商业银行外汇头寸的调拨又在证券投资账户中起重要作用,因而可作为对证券投资账户的解释变量。
5.财政赤字:如果一国财政赤字严重,会引发物价的上升和影响经济的发展,但它有一定的通胀预期。加上税收的关系,通常会引起包括通过证券投资方式在内的资本外逃。
6.汇率的预期:对汇率稳定的预期会减少证券投资活动的活跃程度,从而减少证券投资的余额规模;相反,对汇率变动的强烈预期是资本流动的重要驱动因素,会增加证券投资余额规模。1998年资本外逃现象的出现跟汇率贬值的预期有很大关系。近年来,人民币升值的强烈预期也是证券投资账户变动的重要影响因素。
7.亚洲金融风暴:众所周知,1998年爆发了影响世界的亚洲金融风暴。很显然,这一因素对我国证券投资账户余额产生了极大的影响,由于确定市场经济的方向,从1993年开始,我国证券投资账户开始顺差,并逐年递增。我国在1998年之前证券投资账户余额还是顺差。但是由于1998年亚洲金融风暴的影响,我国证券投资账户受到外资的冲击,资本大量外逃。1998年我国证券投资账户出现大额逆差,针对这一影响因素,笔者选取了虚拟变量D2来度量这一影响因素,在1998年以前为0,在1998年及其之后为1。
8.QFII:它是影响我国证券投资账户的一个重要因素。由于我国QFII启动较晚,2002年11月中国证监会与中国人民银行联合下发了《合格境外机构投资者境内证券投资管理暂行办法》,QFII制度进入试点,累计投资额度上限为40亿美元。2003年6月瑞士银行有限公司和野村证券株式会社成为首批获得投资额度的QFII。直到2007年12月,QFII投资额度扩大至300亿美元,QFII的额度相对证券投资账户额来说较小。笔者采用虚拟变量D3来度量这一影响因素。以2003年第一支QFII进入中国为分界线,2003年之前为0,2003年及其之后为1。
9.经济增长率(GDPR):经济增速是反映我国经济发展水平最直接的指标,他反映我国的经济发展状况:经济增长率过低,预示着整体经济进入衰退期,如果出现持续降低,可能会动摇投资者的信心,引发资本外逃;经济增长率高,可以增强投资者对该国经济增长的信心,吸引资本进入。所以经济增长率因素对证券投资账户毫无疑问有着重要的影响。
(二)数据来源
证券投资账户余额PIB来源于国家外汇管理局1982-2007年的《中国国际收支平衡表》。中美两国利率分别来源于中国人民银行网站和美国劳工部网站中美两国的物价水平分别来源于中国统计局《中国统计年鉴-2007》和美国劳工部。中美的汇率来源于中国商务部网站中国1982-2007年的GDP数据取自中国统计局《中国统计年鉴-2007》。
三、实证部分
(一)平稳性检验
根据现代计量经济学理论,如果两个变量存在时间趋势,即使两者不相关,也有可能出现较高的R2值。所以,如果两个序列非平稳,即使两个序列互相独立,在经济上也无任何相关关系,但用传统的回归方法及显著性检验时,仍可能会显示出两者在统计上有高度的相关关系,即出现所谓的“虚假回归”现象。此时,传统的统计变量如R2、t、F检验都不能用来判断非平稳时间序列之间是否存在回归关系的依据。基于此,本文在对时间序列进行回归分析之前,首先对时间序列进行平稳性检验。鉴于实践中的运用,笔者采用ADF检验时间序列的单位根检验。利用Eviews5.1软件进行检验,结果如表1所示。
从表1可以看出,PIB、ISRR、EOSM、GDP、BFR、RFERl六个变量在5%显著性水平下都没有通过检验,表明这六个变量是非平稳的。对这六个变量分别进行一阶差分处理后,再进行ADF检验,检验结果如表2所示。
从表2可以看出,以上六个变量一阶差分后的时间序列在5%的显著性水平下拒绝了原假设,表明这六个变量一阶差分后的时间序列不存在单位根,是平稳的。因此这六个变量都是一阶单整,即均为I(1)过程。
(二)模型的建立
根据现代计量经济理论,当两个序列具有同阶单整,就可以对其进行协整分析,那么证券投资账户影响因素的待估计模型可以设定为:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4GDPR+β5BFR+β6D1+β7D2+β8D3+μ
其中β1,β2,β3,β4,β5,β6,β7,β8为各个影响因素的系数,β0为截距项,μ为随机误差项。
1.显著性检验
通过Eviews软件估计出各个系数的值,各个系数的显著性见表3。
从上面的结果来看,估计出来的方程式为:
PIB=24116.68624×ISRR-13229.64438×GDPR-12863.66009
×RFER-975335.5412×BFR-9401.280526×D1+17172.46207
×D2-3674.981025×D3-797208.3605×EOSM+60737.88391
从表3中可以看出,拟合出来的模型不十分理想。除ISRR、RFER、常数项的系数较为显著之外,其他的系数都不显著。从中可以推断出,虚拟变量D2的不显著,是由于1998年亚洲金融风暴和虚拟变量D1所表示的对将来汇率预期存在重复性,因为1998年金融风暴使得投资者产生了汇率预期。所以这里保留D1,剔除D2的影响。虚拟变量D3的不显著性是由于QFII的数量太小,所占证券投资账户额的比率太小导致的,也应给予剔除。
2.相关性检验
另外,通过对各个变量之间的相关性分析,可以得出个别变量之间存在较高的相关性:见表4。
从表4中可以看出,ISRR和GDPR的相关系数为0.627925,这两者存在较高的相关性,当一个国家处于高经济增长率的情形下,资本在高经济增长的国家投资收益将高,并且投资者对该国的经济保持了较强的信心,外资流入增多。在这种情况下,货币当局为了防止经济的泡沫和经济过热,将会采取扩大利差的行为。因此可以只考虑ISRR的影响,而剔除掉GDPR的影响。
还可以看到,ISRR和BFR之间的相关系数为-0.432356,这表明这两者之间存在较高的负相关性。在现实情况中,还可以了解到,我国通过外汇储备途径投放了大量的基础货币。当外汇储备增长越大时,通过这一途径投放的基础货币也越大,这将使得我国的利率下降,从而扩大利差。这两者之间存在较为明显的负相关性,有理由剔除BFR因素的影响,而用ISRR来代替这种影响。
经过进一步分析,根据解释变量的多重共线性和相关因素经济意义的考虑,剔除了重复影响的因素及作用不明显的因素,保留了ISRR、RFER、D1、EOSM这四个有明显影响力和不存在明显相关性的解释变量,笔者重新建立了回归模型:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4D1+μ
通过OLS方法得出回归结果:
PIB=41728.99504+14276.30835×ISRR-1072503.802×EOSM-7711.491137×RFER-9513.401765×D1
其中,统计量的特征如表5所示。
从表5可以看出,在重新设定了模型以后,各变量系数都是显著的,F检验的结果也显著。
3.自相关检验
这里运用布雷殊-戈弗雷(BG或LM)检验来检验模型是否存在自相关的问题,应用于回归模型结果如表6。
从检验的结果表明不能拒绝无自相关的假设,即误差项不存在自相关的问题。
4.协整检验
进一步检验模型是否存在协整关系。笔者对模型的残差数列进行ADF单位根检验,检验残差序列的平稳性。结果如表7所示。
结果表明,可以拒绝原假设,残差序列平稳。这就表明解释变量与被解释变量之间存在协整关系,即具有一种稳定的长期关系。
从上面的实证结果可知,ISRR的系数为正,说明中美实际利差为正,就会吸引外国的资金向中国注入,从而导致证券投资账户出现顺差。但是由于我国长期对利率实行严格的管制,利差对证券投资账户余额的影响相对较小。EOSM的系数为负,表明随着我国证券市场的开放,更多的资金是向国外流动,这与我国长期以来的制度与政治因素所带来的风险及国内企业存在许多缺陷及对外国股权投资的热衷所造成资金外逃的冲动有关。从结果可以看出,证券市场的开放程度对证券投资账户的影响作用十分明显。RFER的系数为负,表明了真实汇率的变动方向与证券余额的方向相反,在汇率上升、人民币贬值的情况下会产生一种贬值预期,从而导致资金流出,使证券账户出现逆差。D1系数的负号,表明在存在变动预期的情况下,证券投资余额有反相的变动。这表明,我国汇率总体来说可能存在一种升值的预期,从而导致了这种反向关系。最后,从模型的总体结果表明,该模型较好地解释了证券投资账户余额的情况,有一种长期的均衡关系。
据格兰杰定理,从上面修正后的模型可以得出误差修正模型,模型方程如下:
PIB=β1ISRR+β2EOSM+β3D1+β4RFER+β5ECMt-1+μ
其中,PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER分别表示PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER的一阶差分,ECMt-1表示滞后一期的RESIDUAL。
(三)回归结果
通过Eviews软件估计出各个系数的值,见表8所示。
通过误差修正模型估计短期证券投资余额方程为:
PIB=10605.26535×ISRR-1280469.588×EOSM-7724.709517×D1
+1665.057042×RFER-1.20313529×ECMt-1-709.3398396
误差修正模型为:
PIB=10605.26535×ISRR-1280469.588×EOSM-1.20313529×ECMt-1
T值1.422889-2.795078-5.394787
-7724.709517×DD1+1665.057042×DRFER-709.3398396
-1.3335750.231971-0.311071
R2=0.750453Durbin-Watson=2.0768145
其中误差修正项为:
ECMt-1=DPI-(41728.99504+14276.30835×ISRR-1072503.802×EOSM
-7711.491137×RFER-9513.401765×D1)
误差修正模型描述的是各个变量之间短期波动的相互影响,PIB证券账户余额在短期内时根据实际利差、证券账户开放程度、汇率预期、实际汇率和长期均衡关系失衡程度来调整。从表8中可以看出,误差修正模型很不理想,所以,笔者剔除不显著的几个变量,剔除了DD1和RFER,重新做误差修正模型,结果如下:
PIB=-1256751.029×EOSM-1.214702179×ECMt-1+11756.23137
-2.87-5.521.77
×ISRR589.5842432
-0.27
R2=0.687798Durbin-Watson=2.079531F-statistic=18.62446
经过剔除变量之后,误差修正项的系数还是-1.2,说明虽然被解释变量趋于长期均衡的关系比较显著,但是在短期内确定性变量对我国证券投资账户余额的影响是不明显的,在偏离均衡值之后一段时间内,较难得到调整。