長征故事范文

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交易印花稅大幅減少。伴隨著滬深股市的調整，兩市的交易活躍程度明顯趨弱，加上交易印花稅的下調，兩市代扣的交易印花稅大幅減少。以深圳市場為例，代扣A股交易印花稅減少了58．10％，代扣B股交易印花稅減少了90．02％。

籌資額減少。2002年滬市A股籌資總額達到612．76億元，其中首次發行為516．96億元。共有28家公司實施增發，籌資減少約30億元；實施配股公司從上年的102家銳減至20家，籌資53．71億元，與上年的369億元相比，減少甚巨。

市值嚴重縮水。2flY2年全年新增上市公司9家，較上年少增5家，而且全部在上海市場。目前兩市上市公司總數為1223家，上市股票數達到1310只。受到關注的是，年內共有Pr金田等8只股票退市，同時，也有Pr紅光等16只原來的Pr股票、6只ST股票恢復上市，市場的淘汰機制發揮了作用。從市值來看損失較重，滬深兩市流通市值年終為12484．56億元，減少了1978．61億元，縮水13．68％。基金

2002年是基金業大發展的一年。共有4只封閉式基金實施擴募，募集103．7，3億元；新發4只封閉式基金，募集110億元。新發14只開放式基金，首次募集達447．95億元。同時，基金品種創新，指數型和債券型開放式基金登臺亮相。

但2002年同時也是基金業問題暴露的

基金虧損。截至2002年12月20日，54只封閉式基金中53只出現虧損，虧損額合計82億元；17只開放式基金，13只出現虧損，虧損額合計18億元。總計2002年基金虧損額為100億元。按照規定，絕大多數基金在2002年會計年度無法分紅。

封閉式基金持有人市值損失。一般意義上說，封閉式基金應起到資金“避風港”的作用。但現在封閉式基金的價格漲跌擺脫了凈值牽制而與股票下跌幅度保持一致，已經演變成一個高風險品種。2002年，封閉式基金持有人是證券市場損失最大的投資群體，市值損失幅度超過股票，達到155億元左右。

開放式基金面臨較大贖回壓力。開放式基金發行存在非市場化因素，信息披露不健全，至關重要的持有人結構與比例等信息未公布，潛在贖回壓力巨大。可能會影響和沖擊開放式基金的資產狀況，嚴重的話，可以迫使基金管理人改變原有的穩定的可預期的基金投資策略。

基金治理結構存在重大缺陷。基金管理公司制定并主導基金業的“游戲規則”，其他基金當事人處于弱勢地位。基金持有人對基金管理公司幾乎無法監督，監管部門的行政監管變成保護持有人利益的最主要手段，但是監管力量有限。期市

2002年1至11月份，全國期貨市場總成交額為33644．72億元，較2001年同期增長了25．40％；全國期貨市場總成交量為120248948手，較2001年增長了12．64％。

打破“一豆獨大”局面。2002年，國內期貨市場的重心發生了重大變化，各期貨品種特別是農產品期貨品種強勁上漲，市場也一改連強、滬弱、鄭萎的格局，走出連滬齊頭并進的局面。

市場環境改善。2002年上半年，期貨市場的四個管理辦法《期貨經紀公司高級管理人員資格管理辦法》、《期貨從業人員資格管理辦法》、《期貨交易所管理辦法》和《期貨經紀公司管理辦法》經修改后全部出臺。四個管理辦法的出臺，標志著以清理整頓為背景的期貨監管開始向符合國際化、市場化、法制化為原則的監管方向邁出了實質性的步伐。

戰略投資者出現。從客戶數量和結構上看，2002年期貨經紀公司的開戶數不斷增加。同時，機構開戶的增長率要比個人開戶高出一倍，表明一些理性的機構投資者開始進人市場。

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根據經濟學的理論,股票價值等于其預期收益的現值,即預期收益除以貼現率。而利率的變化導致貼現率同方向變化。因此,在預期收益不變的情況下,股票價值與利率成反比:下調利率使貼現率下降,證券價值升高;反之亦然。

從企業層面來看,利率調整會影響上市公司的資金使用成本,進而影響其預期收益。下調利率,企業借貸成本減少,預期收益增加,股價相應攀升;利率提高,企業借貸成本增加,股價下跌。

從投資市場層面來看,資金為追求收益最大化,總是流向收益較高的市場。下調利率,貨幣收益降低,股市收益率相對升高,一部分資金從銀行流向股市,股市資金增加,股價攀升;反之,上調利率,股價下跌。

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作為國家政策的重要內容,利率政策對一個國家的經濟生活有著非常重要的調控作用。而股市是國家經濟的晴雨表。所以利率政策對股市的影響一直都是業界關注的熱點。

2004年以來中國政府共有9次升息,5次降息,一年期存款利率從1.98%上調至4.14%,之后下調至2.25%。中國股市也經歷了一次過山車,上證指數從998.23點,扶搖直上,沖破了6000點玄關,但好景不長,隨著金融危機席卷全球,中國股市一落千丈,直至最低的1664.93點。那么,利率政策是否真如傳統理論所說,即利率調整與股價呈反方向變化?本文主要從2004年以來歷次利率調整出發,分析在牛熊市中利率調整對股市的影響。

3我國利率的現狀

利率是政府進行宏觀調控的重要工具。2004年以來,我國一年期存貸款利率政策變化見表1:

資料來源:中國證券網。

4利率調整對股市影響的分析

由相關研究可知,上證指數與深圳成分指數的相關性很大,上證指數更具代表性;另一方面,在眾多前人的研究中,對存款利率的研究較多,很少有學者專家研究貸款利率對股市的影響。因此本文選取上證指數作為研究對象,簡單分析我國一年期存款利率對上證指數的影響。表2數據從CCER數據庫獲取,主要記錄上證指數在研究區間內每一天的浮動;研究區間9天,利率調整一般發生在收盤以后,故將利率調整當日或利率調整前一日(2006-8-19等四次利率調整發生在周末)記為D,利率調整后的第一個交易日記為D1,第二個交易日記為D2,以此類推;利率調整前一個交易日記為D-1,以此類推。

4.18次利率上調的市場分析(見表2)

D日,上證指數前4次下跌,后4次上漲。

D-1日,上證指數3次下跌,5次上漲;D-2日1次下跌,7次上漲;D-3日4次下跌,4次上漲;D-4日5次下跌,3次上漲。

D1日,上證指數第1次下跌,后7次都上漲;D2日3次下跌,5次上漲;D3日2次下跌,6次上漲;D4日2次下跌,6次上漲。

利率上調前后9個交易日,上證指數只有第1次下跌,其余7次都有或多或少的上漲。

由此可知:

(1)利率上調前(D-4至D),上證指數波動并無規律性,說明利率上調之前,市場沒有提前做出反應。

(2)利率上調后的4個交易日,上證指數的波動顯示出一定的規律性,即利率上調后股票價格指數隨之上漲。這與利率作用機制背道而馳,但這并非完全不正常,因為影響股票市場的因素很多,利率因素并不能完全決定股價的波動。自2004年10月起,中國股市逐漸穩定,并走向新一輪大牛市。政府做出的利率上調等政策,很大程度上只是為了緩解股市過熱的現象,而投資者看到的只是蒸蒸日上的股市和大量的投資機會,因此當利率上調時,反而說明中國股市仍有上行的空間,以至于中國股市的進一步拉升。

(3)2004年10月29日是前期數次降息之后的第一次升息,在D-4、D-1、D、D1、D2、D4日,都出現了下跌,這比較符合利率的作用機制,利率上調將導致股價下跌。

(4)利率上調后4個交易日的累計指數浮動可觀。可見,在牛市里,利率上調后的短時間內仍有不錯的投資收益。

4.24次利率下調的市場分析(見表2)

D日,上證指數2次下跌,2次上漲。

D-1日,上證指數3次下跌,1次都上漲;D-2日2次下跌,2次上漲;D-3日3次下跌,1次上漲;D-4日3次下跌,1次上漲。

D1,上證指數3次下跌,1次上漲;D2日3次下跌,1次上漲;D3日3次下跌,1次上漲;D4日3次下跌,1次上漲。

利率下調前后9個交易日,上證指數3次下跌,只有第3次上漲。

分析:(1)利率下調前(D-4至D),上證指數波動規律不明顯,說明利率下調之前,市場提前做出反應的動作不大。

(2)利率下調后第1個交易日至第4個交易日,上證指數的波動顯示出一定的規律性,即利率下調后股票價格指數隨之下跌。這也與利率作用機制背道而馳,主要因為從2008年下半年開始,金融危機席卷全球,股市大量資金出逃,中國股市一落千丈,從6000多點,連續下滑直至2000點以下,大熊市到來了。此時的利率政策,是為了刺激內需,穩定中國經濟,將金融危機帶來的損失降至最低點,而投資者的信心出現了問題,看到的只有下跌的預期,不管利率是否下調,中國股市還要下行,投資者繼續拋售,中國股市難止下跌之勢。

(3)2008年11月26日,也就是2008年的第三次降息,一年期存款利率一次性下調108個基點,從6.66%降至5.58%,中國政府為了緩解經濟形勢,重磅出擊,效果明顯,下調當日略有上漲,之后的D1日上證指數上漲1.05%,其余三次都出現了大跌。由此可見,在熊市里,只有較大幅度的降息,才能提振市場的信心,緩解股市的頹勢。

5結論

通過前面的分析可知,利率的作用機制并不是一成不變的,在不同的經濟環境下,利率調整所帶來的效果是不同的。在一般環境中,利率調整與股市是反方向變化的,即利率上調,股市走低;利率下調,股市走高。但在牛市里,利率的上調并不能改變股市上行的趨勢;在熊市中,利率的下調也無法緩解股市的頹勢。

在投資分析中,我們須仔細分析錯綜復雜的經濟形勢,因勢利導,努力實現理論和實踐的統一。

參考文獻

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[2]吳謙.利率變動對股價指數影響的實證分析[J].問題研究,2002,(5):20-21.

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一、為培育國際"巨人"提供資金支持

上市公司中集中了一大批國有大中型企業，隨著證券市場的健康發展，證券市場在深化國有企業改革、建立現代企業制度、為國有經濟的快速發展提供資金支持等方面的作用日益凸現。我國國有經濟的問題，不僅源于國有企業產權界定的缺陷和政企不分的狀況以及由此造成的經營機制的僵化，更重要的還源于國有企業規模小，國有經濟布局太分散。主要表現在：(1)企業規模小、資本金少；(2)難以形成具有國際競爭能力的大型企業。因此，還必須按照國際慣例為企業開辟新的融資渠道，便于上市公司利用資本市場實現規模的迅速擴張，增發新股無疑為形成具有國際競爭能力"巨人"提供有利的資金支持。

二、促進國有經濟的戰略性改組和產業結構調整

從整體上來看，我國國有企業和上市公司中存在著產業結構和產品結構不合理的現象，一方面存在著一些產業、行業，如紡織、輕工、家用電器、包裝、汽車制造等大多數工業生產部門出現生產過剩、產品大量積壓、開工不足等；另一方面一些產業、行業則存在著相對不足。因此，產業結構和產品結構調整的任務十分艱巨。調整產業和產品結構必須與國有企業戰略性改組結合起來，為戰略重組帶來增量資金，能通過證券市場直接融資的發行和上市公司通過配股、增發新股進行再融資手段尤為重要。如增發新股的龍頭股份等5家紡織類上市公司，通過增發新股改變了原先的"大紡織、大化纖"的粗放型結構，轉向"大服裝、大服飾、大工業用布"的都市型紡織結構，帶動了整個紡織行業以上市公司資產重組為契機的結構優化和產業升級。隨著增發新股試點的推廣和拓展，這種對國有經濟戰略改組和產業結構調整作用將會更加明顯。

三、按國際慣例形成上市公司第三種融資渠道

由于計劃經濟體制下大部分國企資本金少、資金極其緊缺，決定了我們總是把融資功能作為上市公司最重要的功能。據匡算，如果保持國有經濟現有的行業和企業分布狀況不變，那么要使國有企業具備在市場上平等競爭的最基本條件，國家至少要投入2－2.5億元。這樣巨額的資金需求單純依靠國有企業自身的積累和國家現有的財政力量顯然是很難得到滿足。但僅靠證券市場已有的發行募集資金和通過配股進行再融資的功能也不能滿足國企改革和上市公司資金的需求，急需融資渠道的拓寬和融資方式的探索，增發新股無疑是除配股以外的有效融資方式，這一方式突破了上市公司只能通過配股進行再融資的單一模式，開辟了證券市場的第三種融資渠道。從試點來看，通過增發新股募集到了上市公司急需的資金，為提高業績和產品結構調整奠定了基礎。但僅僅側重于"解困"是不夠的，應著重于優勢企業，特別是那些主營產品科技含量高、市場需求量大、對國民經濟帶動作用強、急需資金迅速擴大生產規模和增加科技投入的上市公司如清華同方、大唐電信、青島海爾、四川長虹等，使這些公司能按國際慣例為其持續快速發展最大限度的、低成本的籌措到企業急需的資金，使上市公司融資手段向著市場化和國際化方向發展。

四、有利于提高上市公司整體質量

上市公司以增發新股為契機獲得了資產重組和產品、產業調整的機會，這必將對試點企業的資產質量和經營業績帶來較大的影響。現以滬深兩市首批進行"資產重組＋定向配售＋增發新股"試點的5家上市公司(龍頭股份、申達股份、太極實業、上海三毛、深惠中)來說，是先將上市公司的不良資產與行業內其他企業的優質資產進行置換，注入了大量優質資產，公司的資產質量得到改善。

五、改善上市公司的股本結構和法人治理結構

某些國有企業和上市公司資產質量差、虧損嚴重而陷入困境，在很大程度上源于國有企業的產權"虛置"、委托--關系不完善和沒有建立起科學的法人治理結構。在上市公司中也存在著改制不徹底、國家股比例偏大、平均流通A股比例小、行業門類多、傳統工業類上市公司比例大等現象，這些現象的存在很容易造成資源配置不當，企業效益低下，股本結構不合理，法人治理結構不科學等問題。增發新股隨著優質資產的注入和優勢企業的進入，意味著股本結構的變更、主營業務的轉移、產品結構的升級、經營管理人員的更換。通過增發新股的試點企業看，5家公司重組后均改選了董事會和經營班子，新董事會中內部經營者的比例大為下降，專家型人才、社會公眾代表(知名學者、社會名流)入主新董事會，使新班子結構更合理、決策更正確、管理更科學、制約機制得到強化、法人治理結構和股本結構得到改善。如龍頭股份重組后原第十七棉高級管理人員全部隨置出資產離開公司，新公司董事長由上海紡織控股集團董事長"降級"兼任，在確定董事長、總經理后，其余高級管理人員均從社會公開招聘。這樣的董事會和經營班子保證了新公司的高效運作。

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到2000年底,滬深兩交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通過首次公開發行在交易所掛牌上市的,130家是1994年《公司法》出臺以前的定向募集公司,作為歷史遺留問題以推薦的特殊方式在兩家交易所掛牌上市的,此外還有一家是通過換股上市的。本文研究首次公開發行對市場指數的影響,130家歷史遺留問題新股和換股上市剔除在外,929次首次公開發行的年度分布如表1所示。

在證券市場早期,市場總規模有限,新股發行可能會帶來市場指數的變化,所以本文著重研究1995年后的新股發行對市場指數的影響。1995年到2000年共有681次IPO,接近所有IPO的七成半,本文將這681次IPO作為研究樣本。在這681次IPO中,集資規模最小的為3300萬元(0736),集資規模最大的為78.46億元(600019)。發行市盈率最低的為8.25倍(600870),發行市盈率最高的為88.69倍(0993)。681次IPO的集資規模和發行市盈率的分布情況請參見表2。

在1995年至2000年間共72個月中,IPO頻率最高的月份是1997年5月,這個月有40家公司公開發行新股。另外有10個月份,沒有一家公司發行新股。這10個月中有7個月是在1995年,另外1個月是在1998年,2個月是在2000年。其他大多數月份IPO次數少于20次,低于8次的有31個月,9到20次之間有24個月。有7個月的IPO次數超過了20次,全都集中在1996年下半年到1997年上半年之間。

如果按照集資規模劃分,單月IPO集資規模最大的是2000年11月,這個月由于有寶鋼和民生銀行招股,雖然IPO家數只有18家,集資規模卻達到201.53億元。月度IPO集資規模超過60億元的,共有12個月；30億元到60億元之間的有21個月；低于30億元的有29個月。另外,有10個月由于沒有新股上市,集資規模為0。

二、假設

假設一:不同集資規模的IPO對市場指數的影響是否不同?大盤股是否會導致市場指數下跌?本文將681次IPO集資規模排序,排在前68位的為一組,后68位的為一組。前68位的集資規模都在7億元以上,稱為大盤組,后68位的集資規模都小于1億元,稱為小盤組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。

假設二:發行市盈率不同的IPO,對市場指數是否存在不同的影響?本文將681次IPO發行市盈率排序,排在前68位的為一組,后68位的為一組。前68位的發行市盈率都在28倍以上,稱為高價組,后68位的發行市盈率小于14倍,稱為低價組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。

假設三:在大盤處于高位和低位時,IPO是否會對市場指數帶來不同的影響?本文將每個新股刊登招股說明書當日的市場綜合指數,減去1994年年底的市場指數,再除以1994年年底的市場指數,得到各個新股發行時市場指數的相對水平。然后根據該數值的排序,分別從上海市場和深圳市場挑選出排在前34位的共68只新股,作為高位發行組。同樣挑選出排序在后面的68只新股,作為低位發行組。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。

假設四:不同發行頻率的IPO對市場指數的沖擊是否不同?本文用兩種方法衡量發行頻率。第一種方法用發行次數的頻率,將月度發行次數最高的3個月作為一組,稱為高頻組。該組每月發行次數幾乎都在30次以上,共有102次IPO。將月度發行次數低于7次的月份的IPO作為一組,稱為低頻組。該組共有20個月份,78次IPO。第二種方法用月度集資規模指標,將月度集資規模最高的三個月作為高頻組,該組每月集資規模都在116億元以上,共有93次IPO。將月度集資規模低于24.5億元的作為低頻組,該組共有18個月,共有95次IPO。通過比較兩組IPO對市場指數的影響差異,檢驗該假設。

假設五:在不同的新股發行制度下,IPO對市場指數的沖擊是否不同?從1999年起,發行制度經歷了較大的變革。因此本文將1999年作為標準,1999年以前的474次IPO作為舊發行制度組,1999年后的207次IPO作為新發行制度組。通過檢驗兩種發行制度下,IPO對市場指數的影響是否存在顯著差異。

三、比較方法

本文主要檢驗新股發行對市場指數的短期影響,因為單次IPO對市場指數的長期影響應該是比較微弱的,所以本文考察刊登新股招股說明書后一周內5個交易日的市場指數變化。本文假設市場指數短期內的走勢服從帶有短期趨勢的隨機行走模型,即:(t＝1,2,3,4,5)其中,為刊登招股說明書后5天的市場指數回報,是一個白噪音序列,是市場指數回報的短期趨勢,在這里用刊登招股說明書前5個交易日市場指數回報的均值替代。

根據該假設,應該服從均值為0,方差為的正態分布。同樣的,也應該服從均值為0,方差為的正態分布。因此,通過檢驗IPO后的的分布,可以判斷IPO對市場指數短期走勢的影響。如果IPO對后市帶來系統性一致影響,那么IPO后的的分布會有顯著的變化。同樣的,對于兩組不同的IPO,那么應該服從t分布,其中分別為兩個子樣本包含的樣本數量,分別為兩個子樣本的估算方差,分別為兩個子樣本累積超額收益的均值。通過檢驗它們之間CAR的差異是否顯著,可以判斷據以分組的因素是否對市場指數帶來顯著影響。

四、結果

1、總體樣本中IPO對市場指數的短期影響

681次IPO平均對市場指數5天后的累計影響不斷增加,到第5天達到-0.39%,因此總體來看,過去6年IPO對市場指數短期走勢帶來了微略的負面影響。但是,各期累積超額收益的t檢驗值均不顯著,這種負面影響沒有統計上的顯著性,幾乎可以忽略不計。

2、分組檢驗結果

(1)大盤組與小盤組的差異

無論是大盤組,還是小盤組,都對市場指數帶來了負面影響。大盤組發行公告后5天對市場指數產生的累積影響為-1.13%,而小盤組的累積影響則達到-2.18%。盡管兩組對市場指數的影響存在差異,但是兩組差異在統計上并不顯著,t檢驗值僅為0.63。

出乎意料的是,小盤組對市場的負面影響甚至超過了大盤組,這可能與本文的分組方法有關。因為樣本期間內,單個新股的集資規模逐年擴大,使得小盤組68次IPO全部集中在1998年以前,而大盤股68次IPO絕大多數集中在1998年以后。為了回避這種分組方法的影響,本文采取另一種分組方法,即分別在各年度中選取集資規模最大和最小的IPO,組成大盤組和小盤組,檢驗兩組市場影響的差異。

分年度分組的結果顯示,大盤組和小盤組對市場指數的影響也沒有表現出顯著差異,大盤組的5天累積影響為-0.7%,小盤組的5天累積影響為-1.5%,兩者差異的t檢驗值為0.58,沒有通過顯著性檢驗。因此可以判斷,IPO集資規模的不同并沒有導致市場表現的差異。

(2)高價組與低價組的差異

高價組與低價組對市場指數的影響有所不同,高價組的5天累積影響為-0.82%,低價組的5天累積影響為0.21%,兩者差異的t檢驗值為1.05,顯著性水平接近90%。可以判斷,高價組和低價組對市場指數的影響存在顯著差異,市場指數會對IPO發行市盈率做出不同的反應。

(3)發行時機的差異

市場處于高位時發行的IPO,在公布招股說明書后5天內,對市場走勢累積有-1.33%的負面影響,而在市場處于低位時發行的IPO,對市場的走勢幾乎沒有影響。兩者差異的t檢驗值為1.40,顯著性水平接近95%,表明不同的發行時機對市場影響的差異十分顯著。

(4)發行頻率的差異

按照月度集資規模劃分,高頻組和低頻組對市場走勢的短期影響沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗值只有0.86。按照月度IPO家數來分組,高頻組與低頻組對市場走勢的短期影響也沒有顯著差異,兩者差異的t檢驗值只有0.36。由此可以判斷,發行頻率對市場指數的短期走勢沒有影響。

(5)發行制度的差異

新發行制度下,IPO對市場的累積影響為-1.08%。而舊發行制度下,IPO對市場的影響不到1‰,兩者差異的t檢驗值為1.42,顯著性水平接近95%。這表明,在1999年發行制度進行較大的改革后,IPO對市場的短期走勢開始產生負面影響。

有關圖表顯示了市值配售發行方法的市場影響,市值配售組5天累積對市場走勢的影響為0.23%,非市值配售組對市場走勢的5天累積影響達到-1.33%。兩者差異的t檢驗值為1.59,顯著性水平接近95%。這表明市值配售發行方法對市場短期走勢的影響要顯著地小于其他發行方法。

五、回歸分析結果

上述分組檢驗的結果表明,IPO對市場指數的沖擊受發行市盈率、發行時機和發行制度的改革因素的影響,發行節奏和集資規模的影響不大。然而,對發行市盈率、發行時機和發行制度改革三組序列相關分析結果表明,三組序列存在非常顯著的相關性。也就是說,當市場處于高位時,IPO的發行市盈率也偏高,反之,發行市盈率則偏低；發行制度改革前,發行市盈率和市場指數水平都偏低,發行制度改革后,發行市盈率和市場指數水平都偏高。這種相關關系會直接影響前面的分組檢驗結果。

為了控制相關因素的影響,本文選取1995年至1998年的IPO作為子樣本。在這一時期內,由于采用固定市盈率發行,絕大多數新股的發行市盈率都在15倍左右,所以子樣本中發行時機和發行市盈率兩組序列沒有相關性。本文將每次IPO后5天累積超額收益作為被解釋變量,用發行市盈率和發行時機兩個因素對其回歸。由于子樣本是包括滬深兩市4年的混合數據(PanelData),在這里采用固定組差異模型,回歸方程如附注1所示。其中,和是虛擬變量,當IPO在深圳發行時取1,取0,反之,則相反。

回歸分析結果如表3所示。根據回歸分析結果可見,發行時機和發行市盈率兩個因素,在控制了其中一個因素的作用時,另一個因素的作用仍然十分顯著。這表明發行市盈率和發行時機都會決定IPO對市場沖擊的力度。

將上述子樣本擴大至總體樣本,在回歸方程中加入發行制度改革因素,考察在控制發行市盈率和發行時機因素后,發行制度改革是否仍然存在影響。回歸方程如附注2所示。其中發行制度改革為虛擬變量,IPO時間在1999年前,該變量取0,否則取1。

回歸分析結果如表4所示。根據回歸分析結果可見,發行制度改革因素的作用不顯著,表明發行制度改革之所以會影響IPO對市場指數的沖擊,并不是因為本身的原因,而是因為發行制度改革后市場指數和發行市盈率同時也大大提高,導致發行制度改革后IPO對市場沖擊的力度加大了。

注1：90%水平值是指按照從高到低的順序排列,排在第90%的位置上的值。在這里樣本總量為681,即排在第614位的值。10%水平值的含義相同,即排在第68位的值。

結論

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在當前階段，國內對貨幣政策在不同經濟形勢下對股票市場的影響鮮有研究，因此本文采用實證研究方法，著重分析在不同經濟形勢下貨幣政策對股票市場的影響是否一致。

關鍵詞：貨幣政策 股票市場 影響

一、變量選擇及數據來源

本文選擇工業增加值同比增速ip、居民消費價格指數cpi、銀行問同業拆借加權平均利率cibr、廣義貨幣供應M2、金融機構各項貸款loan、上證綜合指數sh等變量，以便對不同經濟形勢下我國貨幣政策對股票市場的長期影響進行實證分析。

二．實證方法說明

首先，本文建立變量的VAR模型：工業增加值同比增速、居民消費指數、銀行問同業拆借加權平均利率或廣義貨幣供應量M2、銀行貸款和上證綜合指數。

其次，本文參考國內經驗選取兩個時問段進行研究：2002年2月至2009年12月，2000年7月至2008年5月。一方面，自2007年美國次貸危機爆發，我國于2008年逐漸受到影響，央行于當年6月降低銀行存款準備金率，從而預示從緊貨幣政策時期的結束和適度寬松貨幣政策的開始。另一方面，2008年5月消費者信心指數和宏觀經濟景氣指數都經歷了大幅下降，說明投資者正逐漸感受到金融危機的影響。因此，通過比較此二個時段下貨幣政策對股票市場的作用效果，可以分析出不同經濟形勢下我國貨幣政策對股票市場長期影響的差異。

三、數據處理

由于月度數據通常包含了年度周期性變化，這對實證分解結果的精準性產生影響；同時由于季節因素的存在，同一年中不同月份的數據往往不具有可比性。因此，在使用月度或季度數據進行分析前，需進行“季節調整”，使得不同月份之問的數據具有可比性，及時準確反映經濟變化。

1、平穩性檢驗

在對時間序列數據進行分析時，要求數據是平穩的，如果用非平穩的時間序列數據進行回歸，可能出現偽回歸現象。但是，真實經濟中的時問變量往往是非平穩的，為了避免偽回歸，傳統做法是對時問序列數據進行差分以消除非平穩性，再對差分以后的數據進行回歸。但是這樣做會丟失原數據序列中的有效信息，所以對數據的容量提出了更高要求。而協整方法卻能夠較好地解決信息丟失的問題。協整分析的第一步是進行單位根檢驗，本文采用ADF方法。

根據檢驗結果顯示：各變量的水平值在10％的顯著性水平之下均不能拒絕單位根的假設，ADF值均大于各自的臨界值，不是平穩序列；各變量的一階差分值均在1％的顯著性水平之下拒絕單位根的假設，均為平穩數列，及所有變量都是一階單整，可以進行協整檢驗。

2、協整性檢驗

由上述對各變量的ADF僉驗可以看到，所有變量在不同時間段都是一階單整，故可以繼續檢驗所選變量是否存在長期協整關系。

本文采用Johansen協整檢驗方法，檢驗結果表明：各個變量在2000．07―2008．05樣本區問和2002．02―2009．12樣本區間均存在協整關系，即各變量問存在長期均衡關系。

四、實證分析

協整性檢驗

通過協整性檢驗證明各個變量之問存在長期均衡關系以后，我們再對變量進行脈沖響應分析。

由研究得知，對2000．07―2008．05期間(非金融危機時期)的數據進行脈沖響應分析，分析結果表明：首先，銀行間市場加權利率(Incibr_sa)發生一個標準差的正沖擊后，上證綜合指數(Insh_sa)在較長時問內保持正向反應，第1期為0．01，第2期接近0．03，在第3期有所下降，此后有所上升，但最終在0．03的正向反應處保持穩定；其次，廣義貨幣供給量(Inm2_sa)發生一個標準差的正沖擊后，上證綜合指數在第1期就有正的的反應達到0．008，第2期達到峰值0．01，后逐漸減小，脈沖響應逐漸收斂，從第5期開始由正轉負，此后基本上保持0．005的負向反應；最后，與廣義貨幣供給量類似，當貸款余額(Inloan_sa)發生一個標準差正沖擊后，上證指數在第1期有接近0．01的正向反應，從第3期開始由正轉負并趨于穩定，長期影響約為0．025的負向反應。

同時，對2002．02―2009．12期間(金融危機時期)的數據進行脈沖響應分析，分析結果表明：首先，上證綜合指數(Insh_sa)對銀行問市場加權利率(Incibr_sa)的反應僅僅在第1期和第2期有微弱的正向反應，此后則保持了較長時期的負向反應，長期在負0．02處保持穩定；其次，上證綜合指數對廣義貨幣供給量(Inm2_sa)的反應在第1期為0．01，第2期為0．02，以后各期逐漸下降和收斂；最后，上證綜合指數對貸款余額(Inloan_sa)的反應僅在第1期和第2期有微弱的正向反應，其余時間都為負向反應，并且逐漸增大。

脈沖響應的分析結果表明：在非金融危機時期，股指對利率保持了長期的正向反應，對廣義貨幣供應量的反應微弱，這些結論均與經濟理論不一致。究其原因，可能是由于在經濟形勢向好期問，投資者情緒高漲，資金面并不能主導股市的方向，在這種經濟形勢下貨幣政策的調整對股票市場的影響較弱。而在金融危機時期，股指對利率短期內保持微弱的正向反應，而長期內保持負向反應；股指對廣義貨幣供應量長期保持正向反應，且廣義貨幣供應量對股票市場的影響比非金融危機時期的影響大。在金融危機時期，股票市場對利率和M2的反應與經濟理論是一致的，即貨幣政策調整能夠有效地對股票市場產生長期影響。

篇6

一、我國股市股價指數與股價背離的現狀

我國股市的股價指數的發展相當快。上證A股指數從1995年的575.19點上漲到2004年6月30日的1468.84點，漲幅達155%。而A股股價的走勢卻不容樂觀，從1995年的6.65元上漲到2004年6月30日的7.26元/股，漲幅只有9.17%。兩者背離之嚴重可見一斑。從所收集到的資料來看：1995年－2004年的上證A股指數與上證A股平均股價每年年終收盤數的對比如下表：

[注：表中的漲跌幅是指這一年和上一年的股價指數或股價相比的變動幅度。其數據是根據深圳市巨靈信息技術有限公司所提供的資料整理所得]

如上表所示，兩者背離最嚴重的是2003年，股價指數上漲了10.57%，股價卻反而下跌了16.77%，兩者的落差竟達27.34%。其次是1996年，股價指數上漲了66.03%，股價僅僅上漲了45.41%，兩者之間的漲幅相差20.62%。兩者的不一致使股市越來越混亂。

其次，以1999年5月19日為分界點，此前的指數高點和低點及以后的高點和低點相比較可以看出，指數大致相同條件下，股票價格水平卻存在較大的差異，如下表：

（資料來源：根據深圳市巨靈信息技術有限公司提供的數據整理所得）

從表中可以清楚的看到，在指數變動幾乎為零的情況下，股票價格變動巨大，最小的變動幅度是6.55%，其他的變動幅度至少都在10%以上，有的幾乎達到30%。如第二組數據，股價指數變動僅為0.06%，而股票價格的變動則為29.34%；而且，二者的變動趨勢甚至是相反的，如第2、3、4、6組數據，指數變動是正向，而股票價格變動則是負向的，而且兩者背離幅度較大，就拿第二組而言，股價指數變動僅為0.06%，但股票價格變動卻為-29.34%，兩者相差近30%；股票價格的變動率百倍于股價指數的變動率，兩者背離的嚴重性在此又一次得到了證明。

二、我國股票市場股價指數與股價背離的原因分析

短短十多年的股市發展，兩者之間竟有如此大的背離，而且還有繼續擴大的趨勢。到底是什么原因造成的呢？

經過分析得出：主要原因是指數編制者的“欺騙性”動機，當股市惡炒大勢已去，股價持續下跌之時，證交所有意讓股指摻水，推高股指，制造虛假繁榮，蒙騙投資者，擴大股價指數與股價的背離。

1、指數計算規則方面有缺陷，新股上市當日就計入指數

起初滬綜指的計算規則是，在新股上市一個月之后計入指數。但隨后修改了兩次：第一次是新股上市一天后計入股指，上海證券交易所于1999年11月8日公告，于1999年11月9日起執行。為使指數更為合理準確地反映新股上市后的市場變化情況，決定上市新股自上市后第二日起計入指數。值得關注的是，公告次日，1999年11月10日浦發銀行上市。第二次是新股上市當日計入股價指數，從2002年9月23日起，上海證券交易所調整指數的計算規則，將新股在上市當日就計算入股指，2002年10月9日中國聯通上市。上海證券交易所兩次修改規則，客觀上對指數變動產生了較大影響。

2、政府有意操縱股指，使股指摻水，使其在認可的范圍內運行

（1）國家利用政策不斷地影響股指。在發達國家中，股市有著經濟走勢“晴雨表”之稱。在我國，股市的走勢與經濟走勢基本不相關。發生這種現象的基本原因在于：十多年來國家的政府部門總是不時地運用政策來影響股市走勢，使其在認可的范圍內運行。市場的投資理念也因此受到了影響，投資者根據政策的變化來買賣股票，而不是看股票的業績。這樣一來，證券市場的市場化行為被政府行為所取代。

（2）政府利用股市的高速擴容來抬高股指。新股上市原本是再正常不過的事情了，但是無節制的大發新股，致使股指波動頻繁。市場的快速擴容,特別是新股的不斷上市,對我國市場的指數(特別是成份指數)編制也帶來了挑戰,其中的關鍵問題是如何保證在高速擴容背景下指數的市場代表性。因為大盤新股通常是流通市值和總市值較大，對相應的成分股指和綜合指數都會產生較大影響。而且，此類上市公司一般屬于大型國有企業，在本行業中具有相當的地位，其市場走勢往往會對行業板塊產生聯動效應，進而牽動大盤走勢。

（3）股權分置懸而不決是關鍵。國有股在形成之初是為了避免國有資產的流失及國有資產的私有化。然而隨著新股的不斷增量上市，國有股、法人股越積越多，成為一個無法滾動的大雪球，阻礙著我國證券市場的正常化運行。國有股和法人股不能流通成為我國股市股價指數與股價背離的重要原因。非流通股占股票發行量的2/3，而且這種上市規則還在繼續。

三、解決我國股價指數與股價背離的方案

1、指數計算規則方面必須完善

新股上市當天不應計入股指，因為目前新股不斷的增量上市，市場擴容的速度太快，對股市的影響較大。從歷史走勢可以看出，每只新股上市都會引發股指巨幅波動，從中國聯通到長江電力的上市，都說明了這一點。所以，筆者認為要消除新股上市對股指波動的影響，必須改變指數的計算規則，新股上市當日不計入股指，在上市一周之后再計入股指。因為現在新股發行量越來越大，而且上市當日股價沒有漲跌幅限制，使得當天股指的波動受這只股票價格波動的影響較大，如果是上市一周之后再計入股指，這時股票價格會相對穩定，漲跌情形已基本到位。

2、政府對股指的影響要保持一定的度

（1）盡量減少政策對股指的直接影響，尤其是不能有意用政策讓股指摻水。

（2）股市擴容速度要減緩，尤其是大盤新股的上市。新股上市無可厚非，但必須是真正經得住市場考驗的、業績真正優良的公司，而不是經過層層包裝的劣質公司。

3、解決股權分置

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關鍵詞：ADF檢驗；協整檢驗；格蘭杰因果關系檢驗

中圖分類號：F830.91文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）02-0159-02

我國股票市場正處于成長階段，經過近20年的發展，股票市場逐漸完善起來，人們的風險意識越來越強烈，國家的調控手段越來越靈活，股票市場的籌資作用日趨明顯。從我國股票市場實際出發，采用格蘭杰因果關系檢驗法對我國股指變動與技術要素進行分析，找出影響我國股票市場指數變動的真正原因。

1 我國股票市場的發展情況

改革開放前，計劃經濟在我國處于主導地位，股票是一個陌生的字眼，利用證券市場進行融資是難以想象的事情，國家利用計劃對經濟進行調控。改革開放以來，我國開始對經濟體制進行改革，開始建設中國特色的市場經濟，經濟規模急劇擴張，靠單一的國家投資不能滿足經濟的需求，這就要求建立資金融通市場，從國家、企業、個人多渠道進行融資。1987年，國務院了《關于加強股票、債券管理的通知》。決定從1988年在上海和深圳進行股份制和股票市場配套改革試點。胡繼之（1989）考察后，認為建立股票市場存在巨大的潛在收益，上海和深圳地方政府開始主動介入交易所的創立和設計工作。1990年底，上海和深圳的證券交易所相繼建立，1990年，我國上市公司只有13家，全年的交易額為20億元。2007年，上市公司有1400余家，流通股本18萬億，日交易量達到幾千億元。

股票市場成立還不足20年，是一個發展中的市場，它還不成熟、不完善。同時，股票市場的監管有很長一段時間處于混亂狀態，為了整頓市場秩序的方式介入股票市場的發展和管理，利用行政代替無序競爭。1992年10月，國務院證券委員會及其辦事機構-中國證監會宣布成立，標志著統一監管體制的初步形成。我國證券市場形成了高度集中的兩所體制，即滬深證券交易所并存發展，股市流通集中在證券交易所的格局，我國股票市場開始步入正軌。

我國股票市場研究起步晚，相對于西方發達的股票市場，很多研究領域還不完善，對我國股票市場進行深入研究是十分必要的。研究股票市場有兩個方向：基本面分析和技術層面分析。基本面分析針對公司本身的發展前景、財務結構、經營狀況，技術分析注重歷史資料分析（成交量、成交價、成交額等），分析股票的供給與需求，對股票市場進行預測。

2 變量選取和模型簡介

2.1 變量選取

證券投資學認為股票市場最基本的表現是成交價和成交量，過去股票的成交價、成交量說明股票了過去的市場行為。證券投資學利用過去和現在的成交量、成交價資料，以圖形分析和指標分析工具來解釋、預測未來的市場走勢。以上證指數和上證180樣本股為研究對象，選取交易量（JYL）、交易價格（JG）、每股凈收益（SY）、股票市盈率（SYL）、股票換手率（HSL）為研究變量，2002年7月至2006年12月為研究區間，利用上證180的編寫方法加權得到相關數據，最后使用格蘭杰因果關系法來論證這些變量與股票指數（GZ）的數量關系。

2.2 模型簡介

采用格蘭杰因果關系法對股票指數與股票技術因素進行分析，格蘭杰因果關系檢驗法由美國計量經濟學家格蘭杰在1969年提出，其主要內容是：首先提出一個包含（x,y）的信息集，然后對信息集X、Y進行平穩性檢驗，當數據存在不平穩性，然后對數據進行協整，如果不存在協整，就需要對數據處理平穩，當數據平穩后，就可以通過統計回歸方法來驗證變量x、y之間的相互因果關系。根據格蘭杰定義，如果變量X有助于預測變量Y，即根據X的過去值對Y進行自回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力則稱尤是Y的格蘭杰原因(記為“X=>Y”)，否則稱為非格蘭杰原因(記為“X/=>Y”)。

3 實證分析

格蘭杰因果關系檢驗的前提條件，要求變量是平穩序列或者兩個相關變量具有協整關系，當兩個變量長期存在穩定關系（存在協整）時，就可以利用格蘭杰因果關系來檢驗著兩個變量的相互關系。檢驗兩個變量是否存在協整關系，前提是這兩個變量為同階平穩的時間序列。

3.1 變量穩定性檢驗

檢驗變量的穩定性一般采用單位根檢驗，檢驗方法有DF檢驗、ADF檢驗、和PP檢驗法，最常用的是ADF檢驗，本文也采用此種方法。臨界值選取采用麥金農法，最優滯后期P選取標準：保證殘差項不相關的情況下，同時采用AIC準則和SC準則作為最佳時滯選取標準，在二者變化量最小時，確定最優滯后長度。對于檢驗回歸中的常數、線性趨勢項存在性檢驗，通過觀察觀察時間序列圖，判定序列中是否存在趨勢項與常數。

利用eviews5.1對變量進行的ADF檢驗結果如下：

從上表可以看出，所有變量都是一階平穩變量，所有變量都不存在常數項，股票指數變化率（GZ）、股票換手率（HSL）、交易價格變動率（JG）、交易量（JYL）為一階滯后項的一階單整序列，每股凈收益（SY）和股票市盈率（SYL）為為三階滯后項的單階單整序列。

3.2 變量協整檢驗

所有的原變量都存在同階單整，就可以對股指變化率與其他變量進行協整檢驗。對于服從過程的變量的協整檢驗，從檢驗的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG（Engle &Granger,1987）兩步法協整檢驗；另一種是基回歸系數的Johansen（1988）檢驗，Johansen和Juselius（1990）提出了一種在VAR系統下用極大似然估計來檢驗多變量間協整關系的方法，即Johansen協整檢驗。本文采用Johansen協整檢驗。

利用eviews5.1對變量進行協整檢驗及過如下：

從上表可以看出股票指數變化率（GZ）與股票換手率（HSL）在95%的條件下存在2個協整關系，在99%的情形下含有1個協整關系。股票指數變化率（GZ）與交易價格變動率（JG）在95%的條件下存在2個協整關系，在99%的情形下含有1個協整關系。股票指數變化率（GZ）與交易量（JYL）不存在協整關系。股票指數變化率（GZ）與每股凈收益（SY）在95%的條件下存在2個協整關系，在99%的情形下含有1個協整關系。股票指數變化率（GZ）與股票市盈率（SYL）在95%的條件下存在2個協整關系，在99%的情形下含有1個協整關系。

3.3 格蘭杰因果關系檢驗

股票換手率（HSL）、交易價格變動率（JG）、每股凈收益（SY）、股票市盈率（SYL）與股票指數變化率（GZ）存在協整關系，僅可以對股票指數變化率（GZ）與股票換手率（HSL）、交易價格變動率（JG）、股票收益（SY）、股票市盈率（SYL）進行格蘭杰因果關系檢驗。

利用eviews5.1對變量進行的格蘭杰因果關系檢驗：

從檢驗結果我們可以清楚的看到，在5%的置信水平下，股票指數變化率（GZ）不是股票換手率（HSL）的格蘭杰原因，而股票換手率（HSL）是股票指數變化率（GZ）的格蘭杰原因。交易價格變化率（JG）、每股凈收益（SY）、股票市盈率（SYL）與股票指數變化率（GZ）互為格蘭杰原因。這說明股指變動率（GZ）受換手率（HSL）的影響，但是股指變動率（GZ）變化不是換手率（HSL）的影響因素；交易價格變化率（JG）、每股凈收益（SY）、股票市盈率（SYL）與股票指數變化率（GZ）是相互影響的因素。

4 研究結論

（1）通過對2002年6月到2006年12月的月度數據進行實證分析結果表明，股票指數變動率與換手率、價格變化率、每股凈收益、股票市盈率存在協整關系，即長期存在穩定關系。股票市場的交易量與股票指數變動率不存在協整關系。以上說明隨著股票市場的完善，在長期條件下，影響股票指數變動率的是換手率、價格變化率、股票收益、股票市盈率。

（2）在長期條件下，人們投資股票更看重換手率、價格變化率、股票收益、股票市盈率，這說明人們的長期投資意識已經建立起來。國家在長期調控可以從換手率、價格變化率、股票收益、股票市盈率入手對人們進行引導。短期中，股票市場存在更多的不穩定因素，股票市場波動劇烈，國家可以出臺一些相關政策使長期股票市場和短期股票市場結合起來，使得股票市場的運行更加穩定。

參考文獻

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［3］張林. 銀行間債券市場七天回購利率影響因素的實證分析［D］.中國債券協會網，2006-07-04.

［4］冉茂盛，張宗益，陳梅.中國股票市場發展與經濟增長的因果關系研究［J］.重慶大學學報.2003,(4): 148-152.

篇8

在上周末平準基金+IPO暫停等多部委“王炸”救市后的第三天，市場仍大幅下挫，股指期貨全部合約上演跌停“奇觀”，同時，恐慌似乎開始向其他市場傳導，中概股大幅下挫，恒生指數創單日最大跌幅，大宗商品全面跌停。然而，在似乎深不見底的黑暗中，卻看見了周三創業板指逆勢翻紅，進而周四周五出現千股漲停，創業板個股基本全漲停的奇觀。本周我們經歷了千股跌停，千股停牌，千股漲停，實在是千古奇觀;我們的感受是萬般恐懼，萬般僥幸，萬般驚喜，但還是要萬萬珍重。

中小創的市場流動性危機是“杠桿負向多米諾循環”關鍵，“杠桿的負向多米諾循環”能夠持續加強的重要原因在于杠桿強平加跌停板制度下，籌碼難以充分交換，形成的流動性危機。造成“想出的出不去，想買入的不敢買入”，造成交易量低迷，市場人氣萎縮和層層“出不去”的套牢盤，而連續無量跌停又會反過來加劇恐慌情緒，造成基金的贖回以及不計成本的出貨，形成“反身性死循環”。 這也是本輪市場急跌過程中沒有任何反彈的重要原因。中小創的市場流動性問題的解決才是化解本輪急跌的重中之重。

本周前三天的救市效果低于預期的很重要原因在于救市方法上只拉權重而忽視中小創，前期國家隊救市為保指數，只拉權重股的做法，極易造成“大小皆失”，而周三救市行動中表現出的“不計指數之得失，抓小放大”的“運動戰”打法為市場注入目前急缺的流動性與賺錢效應。

如果護盤資金為了僅僅維護指數的點位，猛拉權重藍籌，則一方面，避重就輕，沒有將有限的資金注入流動性最緊缺的重災區;另一方面，國家隊對權重藍籌的偏好，又會使得權重藍籌產生賺錢效應，吸引更多資金從中小創進入，由于藍籌相對中小創的巨大市值比，將嚴重惡化中小創本已深重的流動性危機。而隨著權重藍籌的大幅上漲，其本身泡沫也在不斷積聚，任其發展下去，最終也會和中小創一起灰飛煙滅，形成“拉大放小，大小皆失”的局面。

篇9

中國藝術品市場仍處調整期

縱觀2000年以后的中國藝術市場總體行情，當中國藝術品市場歷經了2003、2004、2005三年的高速發展后，由于前期價格上漲過于迅速，藝術品市場出現了一定程度的泡沫，不得不于2006年進入盤整期。經過近一年的調整積累，2007年中國藝術品市場又迎來了快速發展的一年，就在該年中國以強勁的姿態震驚世界，成為世界第三大藝術品拍賣市場，排名僅次于美國和英國。2008年受金融危機影響，國際藝術品拍賣市場普遍一路走低，中國也不例外，藝術品市場出現了調整與波動，也出現了自2000年以來首次的負增長。2009年中國藝術品市場在經過前半年的積極調整之后，又取得了喜人的成績，該年中國藝術品總成交額突破了1200億元的規模。

2010年中國藝術品市場延續了2009年的好形勢，整體規模繼續呈現快速增長的形勢，市場交易總額達到1694億元，比2009年增長 41%。中國已經成為全球藝術品市場重要組成部分，同時在與國際藝術品市場的交流互動中，越來越具有話語權和影響力，國際上各大著名藝術品市場年度報告都紛紛看好中國藝術品市場。2011年中國藝術品市場的整體規模繼續呈現快速增長，市場交易總額達到2108億元，占全球藝術市場的份額達30%，名列世界第一，年增長率為24%，中國已經成為全球最活躍的藝術品市場。2012年中國藝術品市場整體發展降速，市場交易總額為1784億元，同比2011年下滑15%。

雖然根據國際藝術市場報告顯示，中國2011年至2014年四年間連續超過美國，穩居藝術品拍賣成交額榜首，但從國內藝術市場縱向發展及與對比來看，從2012年初中國藝術品市場走入拐點后，就進入了漫長的調整期，直至2015年中國藝術品市場也未出現明顯的回暖跡象。

中國古玩市場格局調整不可逆轉

在近年經濟大環境的影響下，隨著中國藝術品市場進入調整期，中國古玩市場也進入了洗牌調整期。全國各地不少古玩城的商戶紛紛貼出“轉讓”的招牌。“三年不入行，入行虧三年”成為了行內的共識。業內專家稱，古玩市場進入調整“洗牌”期是市場發展的一種必然結果，順應了藝術品市場發展的大趨勢，從長遠來看，有利于促進市場向良性方向發展。

中國全聯民間文物藝術品商會會長、中國古玩研究院院長宋建文稱，國內古玩有形市場在經歷了萌芽發展、火爆繁榮、激烈競爭、冷清低迷幾個發展階段之后，30年來將首次出現全國性的市場格局調整。目前已經出現的不止一個市場的攤位租金降價和不止一個地區的市場轉業倒閉現象，不僅預示了這種市場格局調整的態勢已經出現，而且預示了這種市場格局調整的不可逆轉。

在宋建文看來，全國范圍的古玩有形市場格局的首次調整將主要從四個方面逐漸顯現：一是少數市場的倒閉關門;二是大量名不符實的古玩有形市場開始轉業經營;三是少數真正的古玩有形市場或古玩內涵超過60%以上的古玩有形市場越來越古玩化，成為真正的名實相符的古玩市場;四是古玩有形市場格局調整的初期及很長的一個調整過程中，仍然會有相當一部分古玩與大眾工藝品混合經營的市場存在。

“古玩市場從來就是小眾消費市場，許多人為因素卻把這個小眾市場炒大了。目前國內存在的古玩有形市場，真正具有古玩內涵或者古玩內涵超過60%的名實相符的實際上不足”。宋建文稱。“去粗取精，去偽存真”，大浪淘沙之下，“珍珠”自現，雖然，全國古玩市場的調整對于真正的古玩行從業者來說是一次必須面對的試煉，但經過調整，凈化后的市場對他們來說未必不是好事兒。

中國古玩市場呼喚文化血液注入

宋建文稱，隨著改革開放和市場經濟的發展，古玩行成了許多人眼中賺錢的行業，古玩也被視作投資對象、能翻倍生錢的商品，古玩店、古玩城、古玩商也隨之泛濫起來，古玩行業商業味道太濃，缺乏文化氣息，對古玩的文化內涵與價值的挖掘太欠缺，這是問題的關鍵。

“古玩市場從來就是文化經營市場和文化消費市場。非文化性的經營和消費，不但使少數高端的古玩沒有達到本來應該達到的高端價位，也使大量的中低端古玩遠遠高出了本來應該賣出的中低端價位，更使鋪天蓋地的復制工藝品和新工藝品帶上古玩的桂冠充斥于古玩市場。值得慶幸的是，隨著古玩市場競爭的日益激烈，真正的古玩市場已經意識到或已經開始打起了古玩文化牌，這正是古玩市場成熟與回歸的本質表現”。宋建文說。

篇10

關鍵詞：股票；市場發展；經濟增長；關系；實證研究

1引言

股票市場的漲跌規律源自于對于市場相關的供需關系，股票市場僅僅只是一種經濟現象，體現了經濟市場的一個點或者一個面，股票市場并不能完全對實體經濟的狀況進行評判，兩者雖然具有一定的關聯性，但卻不具有明顯的對等性，它們是相互作用，相互依存的狀態。本文通過對股票市場發展與經濟增長關系的實證研究，探尋兩者的相互作用機制，從而促進股票市場的不斷完善和相關機制的客觀健全性，從而使經濟的增長更加穩定和健康。

2股票市場發展與經濟增長關系的實證分析

2.1變量和數據的資料。論文選取2001年~2016年為樣本時間段，選取這一時間段位樣本數據主要是由于中國股票市場的發展時間不長，2001年之前的交易量過小，上市公司數量不過，其分析的意義不高，且由于時間較為久遠相關的數據保存機制并不完善，無法獲取較為完整的交易相關數據，對變量和指標的應用上會存在一定的缺陷。對于樣本資料相關指標獲取主要從兩方面著手，一是對于經濟增長狀況的相關指標，另一是對于股票市場增長的相關指標。2.2實證研究方法。經濟增長狀況相關指標，是通過國內生產總值（GDP）來表示，論文采用的是2001年~2016年的季度數據，以2001年第一季度為基期，并根據季度等因素印象，進行季度調整從而得到新的GDP。股票市場增長的相關指標有三個方面，即是交易價值（FR）、資本化率（CAP）、季度周轉率（TUR）。交易價值（FR）屬于流動性指標，該指標=每季度股票總成交金額/季度名義GDP；資本化率（CAP）是股票市場規模大小的指標，該指標=每季度股票市價總值/季度名義GDP；季度周轉率（TUR）是對于股票市場流動性指標，該指標=每季度股票總成交金額/季度股票市價總值。三個指標的公式為：TUR=FR/CAP。由于GDP季度趨勢較強，論文采用國際通用的X-11方法對區間樣本書記進行季節調整，并對調整后的國內生產總值命名為GDPDSA，且在此基礎上計算季度周轉率、交易價值和資本化率。2.3實證研究分析。（1）實證模型分析。對于基礎數據統計建立性質模型，此模型成為向量自回歸模型（VAR），該模型中將每一個內在變量在系統內生出的函數進行構造，從而推導出多元時間徐略變量，實現向量自回歸。表達式為：上表達式中：xt是內生變量，Yt是外生變量，At和AO以及B是被測系數矩陣，ηt是隨機系數。在單位根檢驗序列中，若存在單位根即可判斷為非平穩時間序列，所以單位根檢驗（ADF）的過程可以對偽回歸進行檢驗，論文ADF檢驗表達式為：上表達式中：t為時間趨勢，ρ為滯后階數，τ為白噪聲，ADF檢驗中主要對時間趨勢分布進行服從。從宏觀經濟計量的分析中，對于協整方法的分析是平衡經濟變量之間的關系最主要的工具之一，可以采用線性誤差修正的方式對經濟變量之間的關系進行調整，當同階非零單整的時間序列為非穩定時，其中的線性組合可以構成零階單整序列，這就意味著變量之間可能存在一定的協整關系。在股票市場的交易中，對于交易費用、政策、環境等因素的干擾，將導致非對稱調整，其閾值調整的方法是主要的分析工具之一。（2）實證檢驗分析。通過對模型的構建和單位根檢驗以及協整方法的分析，對實證檢驗進行模型的建立。根據實證模型的回歸模型表達式，可以對實證檢驗模型進行檢驗研究。見表1。對單位根檢驗采用的是0.05顯著水平的臨界值作為比較對象，當ADF檢驗＞0.05時，則原假設不成立，序列為不平穩序列，當ADF檢驗＜0.05是，則原假設成立，序列為平穩序列。CAP的ADF檢驗統計量值為0.311252，此時的檢驗臨界值為-1.9331251，ADF檢驗＞0.05，原假設不成立，可判斷為不平穩序列，當對資本化率進行一階差分得到的統計值為-7.452852，檢驗臨界值為-1.93321252，ADF檢驗＜0.05，可判斷為原假設成立，序列平穩。通過表2可以得知FR、TUR以及GDPDSA均需進行一階差分所得到的統計值結論均為假設成立，序列平穩。根據ADF檢驗可以得出所有變量一階差分情況下出現了平穩序列，采用協整檢驗的方法對變量間的協整關系進行檢驗。實證檢驗分析發現，當置信度在95%時，各變量間存在4個協整方程，當置信度在99%是，各變量間存在2個協整方程。

3實證研究結果與分析

3.1實證結果。通過對股票市場發展的CAP、FR、TUR和GDP四個變量進行實證研究分析得出結果如下：股票市場的規模和經濟增長的關系存在負相關，股票市場規模的發展對經濟增長的發展具有反向的作用力，且股票市場的流動性和經濟增長之間的關系并不顯著，無明顯關系。在股票市場的發展進程中，股票市場規模的壯大擠占了國民經濟的發展市場，其流動性對國民經濟增長的發展沒有顯著的作用和影響。3.2實證結果分析。通過對股票市場與經濟增長關系的實證研究結果可以對我國股票市場和經濟增長之間出現的異常表現的原因進行推導分析。在我國經濟企業體制制度下，企業所有權制度中有一種為股權分置的措施，這是國有企業特有的。采取股權分置的主要原因是為了緩解股票市場流通中對于上市公司的壓力以及確保國家對國有上市公司的絕對控股權。這一措施的實施最大限度的達到了制度上的創新和利益上的合理分配，同時能促進股票市場的發展。但同樣也存在一定的弊端。我國股票市場的發展現階段還不能滿足社會經濟發展的需求，且股票市場在發展的進程中，依然存在一些計劃性因素，這是由于我國早期計劃經濟發展所帶來的后遺癥。

4股票市場與經濟增長的相關影響

4.1股票市場對經濟增長的影響。對股票市場發展與經濟增長關系的實證研究是建立在對股票市場和經濟增長理論的基礎上展開的，股票市場股價的起伏是通過消費和投資兩項支出作用于實體經濟的增長中，而這一環節中可以分析出經濟增長的相關效應。由于股票市場具有一定的流動性效應，這大大提高了股票市場的運轉正常模式，同時有利于資源的有效配置，從而促進經濟的增長。在股票價格的相關理論中，托賓的q理論對股票價格和投資做出了重要分析，他認為，q高時，企業投資支出會相應增加，而q低時，企業投資支出會降低。當貨幣供應上升，導致股票價格上升，必然會是的投資支出增加，最終會使得總產出增加，而這也就會致使經濟不斷增長。4.2經濟增長對股票市場的影響。經濟周期的波動對于經濟社會現象來說是較為普遍的，這是現代化經濟特有的一種周期過程，是對現代經濟發展的一種宏觀經濟理論，具有反復性、偏離性、均衡性、調整性和規律性，這種周期性的變化實際上也是股票市場漲跌的主要因素。一方面當社會經濟處于持續增長的情況下，社會資金情況良好，居民對于資金的分配除了消費的增加還會產生一定的投資需求，股票市場的進駐必然成為選擇，當投資取得一定收入后，股票市場自然發生良性發展。反之，則股票市場投資需求下降，市場發展動力不足。另一方面，股票價格的波動主要源自于上市公司的經營情況，當業績較高時，對股票的投資行為增加，股票價格自然上漲。反之，股票價格下降。從宏觀層面看經濟增長的趨勢階段，這一時期的經營業績提高，經濟社會環境提示為良好，投資者的信心充足會追加投資需求，股票市場的發展朝優勢發展，反之，投資者信心不足，投資需求下降，股票市場朝劣勢發展。

5結語

綜上所述，本文主要是通過構建實證模型，并進行對股票市場與經濟增長關系進行分析和研究，通過對相關指標變量的實證研究得出，股票市場發展與經濟增長沒有顯著的關聯性，其股票流動性與經濟發展也沒有顯著關系，但是當股票市場規模擴大后，一定程度上會使得經濟發展受到阻力。

參考文獻

[1]趙文靜,孫大鵬.中國股票市場發展與經濟增長關系的實證研究[J].張家口職業技術學院學報,2012（1）.