长征故事范文

导语：如何才能写好一篇长征故事，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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交易印花税大幅减少。伴随着沪深股市的调整，两市的交易活跃程度明显趋弱，加上交易印花税的下调，两市代扣的交易印花税大幅减少。以深圳市场为例，代扣A股交易印花税减少了58．10％，代扣B股交易印花税减少了90．02％。

筹资额减少。2002年沪市A股筹资总额达到612．76亿元，其中首次发行为516．96亿元。共有28家公司实施增发，筹资减少约30亿元；实施配股公司从上年的102家锐减至20家，筹资53．71亿元，与上年的369亿元相比，减少甚巨。

市值严重缩水。2flY2年全年新增上市公司9家，较上年少增5家，而且全部在上海市场。目前两市上市公司总数为1223家，上市股票数达到1310只。受到关注的是，年内共有Pr金田等8只股票退市，同时，也有Pr红光等16只原来的Pr股票、6只ST股票恢复上市，市场的淘汰机制发挥了作用。从市值来看损失较重，沪深两市流通市值年终为12484．56亿元，减少了1978．61亿元，缩水13．68％。基金

2002年是基金业大发展的一年。共有4只封闭式基金实施扩募，募集103．7，3亿元；新发4只封闭式基金，募集110亿元。新发14只开放式基金，首次募集达447．95亿元。同时，基金品种创新，指数型和债券型开放式基金登台亮相。

但2002年同时也是基金业问题暴露的

基金亏损。截至2002年12月20日，54只封闭式基金中53只出现亏损，亏损额合计82亿元；17只开放式基金，13只出现亏损，亏损额合计18亿元。总计2002年基金亏损额为100亿元。按照规定，绝大多数基金在2002年会计年度无法分红。

封闭式基金持有人市值损失。一般意义上说，封闭式基金应起到资金“避风港”的作用。但现在封闭式基金的价格涨跌摆脱了净值牵制而与股票下跌幅度保持一致，已经演变成一个高风险品种。2002年，封闭式基金持有人是证券市场损失最大的投资群体，市值损失幅度超过股票，达到155亿元左右。

开放式基金面临较大赎回压力。开放式基金发行存在非市场化因素，信息披露不健全，至关重要的持有人结构与比例等信息未公布，潜在赎回压力巨大。可能会影响和冲击开放式基金的资产状况，严重的话，可以迫使基金管理人改变原有的稳定的可预期的基金投资策略。

基金治理结构存在重大缺陷。基金管理公司制定并主导基金业的“游戏规则”，其他基金当事人处于弱势地位。基金持有人对基金管理公司几乎无法监督，监管部门的行政监管变成保护持有人利益的最主要手段，但是监管力量有限。期市

2002年1至11月份，全国期货市场总成交额为33644．72亿元，较2001年同期增长了25．40％；全国期货市场总成交量为120248948手，较2001年增长了12．64％。

打破“一豆独大”局面。2002年，国内期货市场的重心发生了重大变化，各期货品种特别是农产品期货品种强劲上涨，市场也一改连强、沪弱、郑萎的格局，走出连沪齐头并进的局面。

市场环境改善。2002年上半年，期货市场的四个管理办法《期货经纪公司高级管理人员资格管理办法》、《期货从业人员资格管理办法》、《期货交易所管理办法》和《期货经纪公司管理办法》经修改后全部出台。四个管理办法的出台，标志着以清理整顿为背景的期货监管开始向符合国际化、市场化、法制化为原则的监管方向迈出了实质性的步伐。

战略投资者出现。从客户数量和结构上看，2002年期货经纪公司的开户数不断增加。同时，机构开户的增长率要比个人开户高出一倍，表明一些理性的机构投资者开始进人市场。

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根据经济学的理论,股票价值等于其预期收益的现值,即预期收益除以贴现率。而利率的变化导致贴现率同方向变化。因此,在预期收益不变的情况下,股票价值与利率成反比:下调利率使贴现率下降,证券价值升高;反之亦然。

从企业层面来看,利率调整会影响上市公司的资金使用成本,进而影响其预期收益。下调利率,企业借贷成本减少,预期收益增加,股价相应攀升;利率提高,企业借贷成本增加,股价下跌。

从投资市场层面来看,资金为追求收益最大化,总是流向收益较高的市场。下调利率,货币收益降低,股市收益率相对升高,一部分资金从银行流向股市,股市资金增加,股价攀升;反之,上调利率,股价下跌。

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作为国家政策的重要内容,利率政策对一个国家的经济生活有着非常重要的调控作用。而股市是国家经济的晴雨表。所以利率政策对股市的影响一直都是业界关注的热点。

2004年以来中国政府共有9次升息,5次降息,一年期存款利率从1.98%上调至4.14%,之后下调至2.25%。中国股市也经历了一次过山车,上证指数从998.23点,扶摇直上,冲破了6000点玄关,但好景不长,随着金融危机席卷全球,中国股市一落千丈,直至最低的1664.93点。那么,利率政策是否真如传统理论所说,即利率调整与股价呈反方向变化?本文主要从2004年以来历次利率调整出发,分析在牛熊市中利率调整对股市的影响。

3我国利率的现状

利率是政府进行宏观调控的重要工具。2004年以来,我国一年期存贷款利率政策变化见表1:

资料来源:中国证券网。

4利率调整对股市影响的分析

由相关研究可知,上证指数与深圳成分指数的相关性很大,上证指数更具代表性;另一方面,在众多前人的研究中,对存款利率的研究较多,很少有学者专家研究贷款利率对股市的影响。因此本文选取上证指数作为研究对象,简单分析我国一年期存款利率对上证指数的影响。表2数据从CCER数据库获取,主要记录上证指数在研究区间内每一天的浮动;研究区间9天,利率调整一般发生在收盘以后,故将利率调整当日或利率调整前一日(2006-8-19等四次利率调整发生在周末)记为D,利率调整后的第一个交易日记为D1,第二个交易日记为D2,以此类推;利率调整前一个交易日记为D-1,以此类推。

4.18次利率上调的市场分析(见表2)

D日,上证指数前4次下跌,后4次上涨。

D-1日,上证指数3次下跌,5次上涨;D-2日1次下跌,7次上涨;D-3日4次下跌,4次上涨;D-4日5次下跌,3次上涨。

D1日,上证指数第1次下跌,后7次都上涨;D2日3次下跌,5次上涨;D3日2次下跌,6次上涨;D4日2次下跌,6次上涨。

利率上调前后9个交易日,上证指数只有第1次下跌,其余7次都有或多或少的上涨。

由此可知:

(1)利率上调前(D-4至D),上证指数波动并无规律性,说明利率上调之前,市场没有提前做出反应。

(2)利率上调后的4个交易日,上证指数的波动显示出一定的规律性,即利率上调后股票价格指数随之上涨。这与利率作用机制背道而驰,但这并非完全不正常,因为影响股票市场的因素很多,利率因素并不能完全决定股价的波动。自2004年10月起,中国股市逐渐稳定,并走向新一轮大牛市。政府做出的利率上调等政策,很大程度上只是为了缓解股市过热的现象,而投资者看到的只是蒸蒸日上的股市和大量的投资机会,因此当利率上调时,反而说明中国股市仍有上行的空间,以至于中国股市的进一步拉升。

(3)2004年10月29日是前期数次降息之后的第一次升息,在D-4、D-1、D、D1、D2、D4日,都出现了下跌,这比较符合利率的作用机制,利率上调将导致股价下跌。

(4)利率上调后4个交易日的累计指数浮动可观。可见,在牛市里,利率上调后的短时间内仍有不错的投资收益。

4.24次利率下调的市场分析(见表2)

D日,上证指数2次下跌,2次上涨。

D-1日,上证指数3次下跌,1次都上涨;D-2日2次下跌,2次上涨;D-3日3次下跌,1次上涨;D-4日3次下跌,1次上涨。

D1,上证指数3次下跌,1次上涨;D2日3次下跌,1次上涨;D3日3次下跌,1次上涨;D4日3次下跌,1次上涨。

利率下调前后9个交易日,上证指数3次下跌,只有第3次上涨。

分析:(1)利率下调前(D-4至D),上证指数波动规律不明显,说明利率下调之前,市场提前做出反应的动作不大。

(2)利率下调后第1个交易日至第4个交易日,上证指数的波动显示出一定的规律性,即利率下调后股票价格指数随之下跌。这也与利率作用机制背道而驰,主要因为从2008年下半年开始,金融危机席卷全球,股市大量资金出逃,中国股市一落千丈,从6000多点,连续下滑直至2000点以下,大熊市到来了。此时的利率政策,是为了刺激内需,稳定中国经济,将金融危机带来的损失降至最低点,而投资者的信心出现了问题,看到的只有下跌的预期,不管利率是否下调,中国股市还要下行,投资者继续抛售,中国股市难止下跌之势。

(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调108个基点,从6.66%降至5.58%,中国政府为了缓解经济形势,重磅出击,效果明显,下调当日略有上涨,之后的D1日上证指数上涨1.05%,其余三次都出现了大跌。由此可见,在熊市里,只有较大幅度的降息,才能提振市场的信心,缓解股市的颓势。

5结论

通过前面的分析可知,利率的作用机制并不是一成不变的,在不同的经济环境下,利率调整所带来的效果是不同的。在一般环境中,利率调整与股市是反方向变化的,即利率上调,股市走低;利率下调,股市走高。但在牛市里,利率的上调并不能改变股市上行的趋势;在熊市中,利率的下调也无法缓解股市的颓势。

在投资分析中,我们须仔细分析错综复杂的经济形势,因势利导,努力实现理论和实践的统一。

参考文献

[1]高俊峰.浅析利率变动对我国股票市场的影响——以深圳股票市场为例[J].财经论坛,2006,(1):272-273.

[2]吴谦.利率变动对股价指数影响的实证分析[J].问题研究,2002,(5):20-21.

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一、为培育国际"巨人"提供资金支持

上市公司中集中了一大批国有大中型企业，随着证券市场的健康发展，证券市场在深化国有企业改革、建立现代企业制度、为国有经济的快速发展提供资金支持等方面的作用日益凸现。我国国有经济的问题，不仅源于国有企业产权界定的缺陷和政企不分的状况以及由此造成的经营机制的僵化，更重要的还源于国有企业规模小，国有经济布局太分散。主要表现在：(1)企业规模小、资本金少；(2)难以形成具有国际竞争能力的大型企业。因此，还必须按照国际惯例为企业开辟新的融资渠道，便于上市公司利用资本市场实现规模的迅速扩张，增发新股无疑为形成具有国际竞争能力"巨人"提供有利的资金支持。

二、促进国有经济的战略性改组和产业结构调整

从整体上来看，我国国有企业和上市公司中存在着产业结构和产品结构不合理的现象，一方面存在着一些产业、行业，如纺织、轻工、家用电器、包装、汽车制造等大多数工业生产部门出现生产过剩、产品大量积压、开工不足等；另一方面一些产业、行业则存在着相对不足。因此，产业结构和产品结构调整的任务十分艰巨。调整产业和产品结构必须与国有企业战略性改组结合起来，为战略重组带来增量资金，能通过证券市场直接融资的发行和上市公司通过配股、增发新股进行再融资手段尤为重要。如增发新股的龙头股份等5家纺织类上市公司，通过增发新股改变了原先的"大纺织、大化纤"的粗放型结构，转向"大服装、大服饰、大工业用布"的都市型纺织结构，带动了整个纺织行业以上市公司资产重组为契机的结构优化和产业升级。随着增发新股试点的推广和拓展，这种对国有经济战略改组和产业结构调整作用将会更加明显。

三、按国际惯例形成上市公司第三种融资渠道

由于计划经济体制下大部分国企资本金少、资金极其紧缺，决定了我们总是把融资功能作为上市公司最重要的功能。据匡算，如果保持国有经济现有的行业和企业分布状况不变，那么要使国有企业具备在市场上平等竞争的最基本条件，国家至少要投入2－2.5亿元。这样巨额的资金需求单纯依靠国有企业自身的积累和国家现有的财政力量显然是很难得到满足。但仅靠证券市场已有的发行募集资金和通过配股进行再融资的功能也不能满足国企改革和上市公司资金的需求，急需融资渠道的拓宽和融资方式的探索，增发新股无疑是除配股以外的有效融资方式，这一方式突破了上市公司只能通过配股进行再融资的单一模式，开辟了证券市场的第三种融资渠道。从试点来看，通过增发新股募集到了上市公司急需的资金，为提高业绩和产品结构调整奠定了基础。但仅仅侧重于"解困"是不够的，应着重于优势企业，特别是那些主营产品科技含量高、市场需求量大、对国民经济带动作用强、急需资金迅速扩大生产规模和增加科技投入的上市公司如清华同方、大唐电信、青岛海尔、四川长虹等，使这些公司能按国际惯例为其持续快速发展最大限度的、低成本的筹措到企业急需的资金，使上市公司融资手段向着市场化和国际化方向发展。

四、有利于提高上市公司整体质量

上市公司以增发新股为契机获得了资产重组和产品、产业调整的机会，这必将对试点企业的资产质量和经营业绩带来较大的影响。现以沪深两市首批进行"资产重组＋定向配售＋增发新股"试点的5家上市公司(龙头股份、申达股份、太极实业、上海三毛、深惠中)来说，是先将上市公司的不良资产与行业内其他企业的优质资产进行置换，注入了大量优质资产，公司的资产质量得到改善。

五、改善上市公司的股本结构和法人治理结构

某些国有企业和上市公司资产质量差、亏损严重而陷入困境，在很大程度上源于国有企业的产权"虚置"、委托--关系不完善和没有建立起科学的法人治理结构。在上市公司中也存在着改制不彻底、国家股比例偏大、平均流通A股比例小、行业门类多、传统工业类上市公司比例大等现象，这些现象的存在很容易造成资源配置不当，企业效益低下，股本结构不合理，法人治理结构不科学等问题。增发新股随着优质资产的注入和优势企业的进入，意味着股本结构的变更、主营业务的转移、产品结构的升级、经营管理人员的更换。通过增发新股的试点企业看，5家公司重组后均改选了董事会和经营班子，新董事会中内部经营者的比例大为下降，专家型人才、社会公众代表(知名学者、社会名流)入主新董事会，使新班子结构更合理、决策更正确、管理更科学、制约机制得到强化、法人治理结构和股本结构得到改善。如龙头股份重组后原第十七棉高级管理人员全部随置出资产离开公司，新公司董事长由上海纺织控股集团董事长"降级"兼任，在确定董事长、总经理后，其余高级管理人员均从社会公开招聘。这样的董事会和经营班子保证了新公司的高效运作。

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到2000年底,沪深两交易所共有1060家A股上市公司。其中929家是通过首次公开发行在交易所挂牌上市的,130家是1994年《公司法》出台以前的定向募集公司,作为历史遗留问题以推荐的特殊方式在两家交易所挂牌上市的,此外还有一家是通过换股上市的。本文研究首次公开发行对市场指数的影响,130家历史遗留问题新股和换股上市剔除在外,929次首次公开发行的年度分布如表1所示。

在证券市场早期,市场总规模有限,新股发行可能会带来市场指数的变化,所以本文着重研究1995年后的新股发行对市场指数的影响。1995年到2000年共有681次IPO,接近所有IPO的七成半,本文将这681次IPO作为研究样本。在这681次IPO中,集资规模最小的为3300万元(0736),集资规模最大的为78.46亿元(600019)。发行市盈率最低的为8.25倍(600870),发行市盈率最高的为88.69倍(0993)。681次IPO的集资规模和发行市盈率的分布情况请参见表2。

在1995年至2000年间共72个月中,IPO频率最高的月份是1997年5月,这个月有40家公司公开发行新股。另外有10个月份,没有一家公司发行新股。这10个月中有7个月是在1995年,另外1个月是在1998年,2个月是在2000年。其他大多数月份IPO次数少于20次,低于8次的有31个月,9到20次之间有24个月。有7个月的IPO次数超过了20次,全都集中在1996年下半年到1997年上半年之间。

如果按照集资规模划分,单月IPO集资规模最大的是2000年11月,这个月由于有宝钢和民生银行招股,虽然IPO家数只有18家,集资规模却达到201.53亿元。月度IPO集资规模超过60亿元的,共有12个月；30亿元到60亿元之间的有21个月；低于30亿元的有29个月。另外,有10个月由于没有新股上市,集资规模为0。

二、假设

假设一:不同集资规模的IPO对市场指数的影响是否不同?大盘股是否会导致市场指数下跌?本文将681次IPO集资规模排序,排在前68位的为一组,后68位的为一组。前68位的集资规模都在7亿元以上,称为大盘组,后68位的集资规模都小于1亿元,称为小盘组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设二:发行市盈率不同的IPO,对市场指数是否存在不同的影响?本文将681次IPO发行市盈率排序,排在前68位的为一组,后68位的为一组。前68位的发行市盈率都在28倍以上,称为高价组,后68位的发行市盈率小于14倍,称为低价组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设三:在大盘处于高位和低位时,IPO是否会对市场指数带来不同的影响?本文将每个新股刊登招股说明书当日的市场综合指数,减去1994年年底的市场指数,再除以1994年年底的市场指数,得到各个新股发行时市场指数的相对水平。然后根据该数值的排序,分别从上海市场和深圳市场挑选出排在前34位的共68只新股,作为高位发行组。同样挑选出排序在后面的68只新股,作为低位发行组。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设四:不同发行频率的IPO对市场指数的冲击是否不同?本文用两种方法衡量发行频率。第一种方法用发行次数的频率,将月度发行次数最高的3个月作为一组,称为高频组。该组每月发行次数几乎都在30次以上,共有102次IPO。将月度发行次数低于7次的月份的IPO作为一组,称为低频组。该组共有20个月份,78次IPO。第二种方法用月度集资规模指标,将月度集资规模最高的三个月作为高频组,该组每月集资规模都在116亿元以上,共有93次IPO。将月度集资规模低于24.5亿元的作为低频组,该组共有18个月,共有95次IPO。通过比较两组IPO对市场指数的影响差异,检验该假设。

假设五:在不同的新股发行制度下,IPO对市场指数的冲击是否不同?从1999年起,发行制度经历了较大的变革。因此本文将1999年作为标准,1999年以前的474次IPO作为旧发行制度组,1999年后的207次IPO作为新发行制度组。通过检验两种发行制度下,IPO对市场指数的影响是否存在显著差异。

三、比较方法

本文主要检验新股发行对市场指数的短期影响,因为单次IPO对市场指数的长期影响应该是比较微弱的,所以本文考察刊登新股招股说明书后一周内5个交易日的市场指数变化。本文假设市场指数短期内的走势服从带有短期趋势的随机行走模型,即:(t＝1,2,3,4,5)其中,为刊登招股说明书后5天的市场指数回报,是一个白噪音序列,是市场指数回报的短期趋势,在这里用刊登招股说明书前5个交易日市场指数回报的均值替代。

根据该假设,应该服从均值为0,方差为的正态分布。同样的,也应该服从均值为0,方差为的正态分布。因此,通过检验IPO后的的分布,可以判断IPO对市场指数短期走势的影响。如果IPO对后市带来系统性一致影响,那么IPO后的的分布会有显著的变化。同样的,对于两组不同的IPO,那么应该服从t分布,其中分别为两个子样本包含的样本数量,分别为两个子样本的估算方差,分别为两个子样本累积超额收益的均值。通过检验它们之间CAR的差异是否显著,可以判断据以分组的因素是否对市场指数带来显著影响。

四、结果

1、总体样本中IPO对市场指数的短期影响

681次IPO平均对市场指数5天后的累计影响不断增加,到第5天达到-0.39%,因此总体来看,过去6年IPO对市场指数短期走势带来了微略的负面影响。但是,各期累积超额收益的t检验值均不显著,这种负面影响没有统计上的显著性,几乎可以忽略不计。

2、分组检验结果

(1)大盘组与小盘组的差异

无论是大盘组,还是小盘组,都对市场指数带来了负面影响。大盘组发行公告后5天对市场指数产生的累积影响为-1.13%,而小盘组的累积影响则达到-2.18%。尽管两组对市场指数的影响存在差异,但是两组差异在统计上并不显著,t检验值仅为0.63。

出乎意料的是,小盘组对市场的负面影响甚至超过了大盘组,这可能与本文的分组方法有关。因为样本期间内,单个新股的集资规模逐年扩大,使得小盘组68次IPO全部集中在1998年以前,而大盘股68次IPO绝大多数集中在1998年以后。为了回避这种分组方法的影响,本文采取另一种分组方法,即分别在各年度中选取集资规模最大和最小的IPO,组成大盘组和小盘组,检验两组市场影响的差异。

分年度分组的结果显示,大盘组和小盘组对市场指数的影响也没有表现出显著差异,大盘组的5天累积影响为-0.7%,小盘组的5天累积影响为-1.5%,两者差异的t检验值为0.58,没有通过显著性检验。因此可以判断,IPO集资规模的不同并没有导致市场表现的差异。

(2)高价组与低价组的差异

高价组与低价组对市场指数的影响有所不同,高价组的5天累积影响为-0.82%,低价组的5天累积影响为0.21%,两者差异的t检验值为1.05,显著性水平接近90%。可以判断,高价组和低价组对市场指数的影响存在显著差异,市场指数会对IPO发行市盈率做出不同的反应。

(3)发行时机的差异

市场处于高位时发行的IPO,在公布招股说明书后5天内,对市场走势累积有-1.33%的负面影响,而在市场处于低位时发行的IPO,对市场的走势几乎没有影响。两者差异的t检验值为1.40,显著性水平接近95%,表明不同的发行时机对市场影响的差异十分显著。

(4)发行频率的差异

按照月度集资规模划分,高频组和低频组对市场走势的短期影响没有显著差异,两者差异的t检验值只有0.86。按照月度IPO家数来分组,高频组与低频组对市场走势的短期影响也没有显著差异,两者差异的t检验值只有0.36。由此可以判断,发行频率对市场指数的短期走势没有影响。

(5)发行制度的差异

新发行制度下,IPO对市场的累积影响为-1.08%。而旧发行制度下,IPO对市场的影响不到1‰,两者差异的t检验值为1.42,显著性水平接近95%。这表明,在1999年发行制度进行较大的改革后,IPO对市场的短期走势开始产生负面影响。

有关图表显示了市值配售发行方法的市场影响,市值配售组5天累积对市场走势的影响为0.23%,非市值配售组对市场走势的5天累积影响达到-1.33%。两者差异的t检验值为1.59,显著性水平接近95%。这表明市值配售发行方法对市场短期走势的影响要显著地小于其他发行方法。

五、回归分析结果

上述分组检验的结果表明,IPO对市场指数的冲击受发行市盈率、发行时机和发行制度的改革因素的影响,发行节奏和集资规模的影响不大。然而,对发行市盈率、发行时机和发行制度改革三组序列相关分析结果表明,三组序列存在非常显著的相关性。也就是说,当市场处于高位时,IPO的发行市盈率也偏高,反之,发行市盈率则偏低；发行制度改革前,发行市盈率和市场指数水平都偏低,发行制度改革后,发行市盈率和市场指数水平都偏高。这种相关关系会直接影响前面的分组检验结果。

为了控制相关因素的影响,本文选取1995年至1998年的IPO作为子样本。在这一时期内,由于采用固定市盈率发行,绝大多数新股的发行市盈率都在15倍左右,所以子样本中发行时机和发行市盈率两组序列没有相关性。本文将每次IPO后5天累积超额收益作为被解释变量,用发行市盈率和发行时机两个因素对其回归。由于子样本是包括沪深两市4年的混合数据(PanelData),在这里采用固定组差异模型,回归方程如附注1所示。其中,和是虚拟变量,当IPO在深圳发行时取1,取0,反之,则相反。

回归分析结果如表3所示。根据回归分析结果可见,发行时机和发行市盈率两个因素,在控制了其中一个因素的作用时,另一个因素的作用仍然十分显著。这表明发行市盈率和发行时机都会决定IPO对市场冲击的力度。

将上述子样本扩大至总体样本,在回归方程中加入发行制度改革因素,考察在控制发行市盈率和发行时机因素后,发行制度改革是否仍然存在影响。回归方程如附注2所示。其中发行制度改革为虚拟变量,IPO时间在1999年前,该变量取0,否则取1。

回归分析结果如表4所示。根据回归分析结果可见,发行制度改革因素的作用不显著,表明发行制度改革之所以会影响IPO对市场指数的冲击,并不是因为本身的原因,而是因为发行制度改革后市场指数和发行市盈率同时也大大提高,导致发行制度改革后IPO对市场冲击的力度加大了。

注1：90%水平值是指按照从高到低的顺序排列,排在第90%的位置上的值。在这里样本总量为681,即排在第614位的值。10%水平值的含义相同,即排在第68位的值。

结论

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在当前阶段，国内对货币政策在不同经济形势下对股票市场的影响鲜有研究，因此本文采用实证研究方法，着重分析在不同经济形势下货币政策对股票市场的影响是否一致。

关键词：货币政策 股票市场 影响

一、变量选择及数据来源

本文选择工业增加值同比增速ip、居民消费价格指数cpi、银行问同业拆借加权平均利率cibr、广义货币供应M2、金融机构各项贷款loan、上证综合指数sh等变量，以便对不同经济形势下我国货币政策对股票市场的长期影响进行实证分析。

二．实证方法说明

首先，本文建立变量的VAR模型：工业增加值同比增速、居民消费指数、银行问同业拆借加权平均利率或广义货币供应量M2、银行贷款和上证综合指数。

其次，本文参考国内经验选取两个时问段进行研究：2002年2月至2009年12月，2000年7月至2008年5月。一方面，自2007年美国次贷危机爆发，我国于2008年逐渐受到影响，央行于当年6月降低银行存款准备金率，从而预示从紧货币政策时期的结束和适度宽松货币政策的开始。另一方面，2008年5月消费者信心指数和宏观经济景气指数都经历了大幅下降，说明投资者正逐渐感受到金融危机的影响。因此，通过比较此二个时段下货币政策对股票市场的作用效果，可以分析出不同经济形势下我国货币政策对股票市场长期影响的差异。

三、数据处理

由于月度数据通常包含了年度周期性变化，这对实证分解结果的精准性产生影响；同时由于季节因素的存在，同一年中不同月份的数据往往不具有可比性。因此，在使用月度或季度数据进行分析前，需进行“季节调整”，使得不同月份之问的数据具有可比性，及时准确反映经济变化。

1、平稳性检验

在对时间序列数据进行分析时，要求数据是平稳的，如果用非平稳的时间序列数据进行回归，可能出现伪回归现象。但是，真实经济中的时问变量往往是非平稳的，为了避免伪回归，传统做法是对时问序列数据进行差分以消除非平稳性，再对差分以后的数据进行回归。但是这样做会丢失原数据序列中的有效信息，所以对数据的容量提出了更高要求。而协整方法却能够较好地解决信息丢失的问题。协整分析的第一步是进行单位根检验，本文采用ADF方法。

根据检验结果显示：各变量的水平值在10％的显著性水平之下均不能拒绝单位根的假设，ADF值均大于各自的临界值，不是平稳序列；各变量的一阶差分值均在1％的显著性水平之下拒绝单位根的假设，均为平稳数列，及所有变量都是一阶单整，可以进行协整检验。

2、协整性检验

由上述对各变量的ADF佥验可以看到，所有变量在不同时间段都是一阶单整，故可以继续检验所选变量是否存在长期协整关系。

本文采用Johansen协整检验方法，检验结果表明：各个变量在2000．07―2008．05样本区问和2002．02―2009．12样本区间均存在协整关系，即各变量问存在长期均衡关系。

四、实证分析

协整性检验

通过协整性检验证明各个变量之问存在长期均衡关系以后，我们再对变量进行脉冲响应分析。

由研究得知，对2000．07―2008．05期间(非金融危机时期)的数据进行脉冲响应分析，分析结果表明：首先，银行间市场加权利率(Incibr_sa)发生一个标准差的正冲击后，上证综合指数(Insh_sa)在较长时问内保持正向反应，第1期为0．01，第2期接近0．03，在第3期有所下降，此后有所上升，但最终在0．03的正向反应处保持稳定；其次，广义货币供给量(Inm2_sa)发生一个标准差的正冲击后，上证综合指数在第1期就有正的的反应达到0．008，第2期达到峰值0．01，后逐渐减小，脉冲响应逐渐收敛，从第5期开始由正转负，此后基本上保持0．005的负向反应；最后，与广义货币供给量类似，当贷款余额(Inloan_sa)发生一个标准差正冲击后，上证指数在第1期有接近0．01的正向反应，从第3期开始由正转负并趋于稳定，长期影响约为0．025的负向反应。

同时，对2002．02―2009．12期间(金融危机时期)的数据进行脉冲响应分析，分析结果表明：首先，上证综合指数(Insh_sa)对银行问市场加权利率(Incibr_sa)的反应仅仅在第1期和第2期有微弱的正向反应，此后则保持了较长时期的负向反应，长期在负0．02处保持稳定；其次，上证综合指数对广义货币供给量(Inm2_sa)的反应在第1期为0．01，第2期为0．02，以后各期逐渐下降和收敛；最后，上证综合指数对贷款余额(Inloan_sa)的反应仅在第1期和第2期有微弱的正向反应，其余时间都为负向反应，并且逐渐增大。

脉冲响应的分析结果表明：在非金融危机时期，股指对利率保持了长期的正向反应，对广义货币供应量的反应微弱，这些结论均与经济理论不一致。究其原因，可能是由于在经济形势向好期问，投资者情绪高涨，资金面并不能主导股市的方向，在这种经济形势下货币政策的调整对股票市场的影响较弱。而在金融危机时期，股指对利率短期内保持微弱的正向反应，而长期内保持负向反应；股指对广义货币供应量长期保持正向反应，且广义货币供应量对股票市场的影响比非金融危机时期的影响大。在金融危机时期，股票市场对利率和M2的反应与经济理论是一致的，即货币政策调整能够有效地对股票市场产生长期影响。

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一、我国股市股价指数与股价背离的现状

我国股市的股价指数的发展相当快。上证A股指数从1995年的575.19点上涨到2004年6月30日的1468.84点，涨幅达155%。而A股股价的走势却不容乐观，从1995年的6.65元上涨到2004年6月30日的7.26元/股，涨幅只有9.17%。两者背离之严重可见一斑。从所收集到的资料来看：1995年－2004年的上证A股指数与上证A股平均股价每年年终收盘数的对比如下表：

[注：表中的涨跌幅是指这一年和上一年的股价指数或股价相比的变动幅度。其数据是根据深圳市巨灵信息技术有限公司所提供的资料整理所得]

如上表所示，两者背离最严重的是2003年，股价指数上涨了10.57%，股价却反而下跌了16.77%，两者的落差竟达27.34%。其次是1996年，股价指数上涨了66.03%，股价仅仅上涨了45.41%，两者之间的涨幅相差20.62%。两者的不一致使股市越来越混乱。

其次，以1999年5月19日为分界点，此前的指数高点和低点及以后的高点和低点相比较可以看出，指数大致相同条件下，股票价格水平却存在较大的差异，如下表：

（资料来源：根据深圳市巨灵信息技术有限公司提供的数据整理所得）

从表中可以清楚的看到，在指数变动几乎为零的情况下，股票价格变动巨大，最小的变动幅度是6.55%，其他的变动幅度至少都在10%以上，有的几乎达到30%。如第二组数据，股价指数变动仅为0.06%，而股票价格的变动则为29.34%；而且，二者的变动趋势甚至是相反的，如第2、3、4、6组数据，指数变动是正向，而股票价格变动则是负向的，而且两者背离幅度较大，就拿第二组而言，股价指数变动仅为0.06%，但股票价格变动却为-29.34%，两者相差近30%；股票价格的变动率百倍于股价指数的变动率，两者背离的严重性在此又一次得到了证明。

二、我国股票市场股价指数与股价背离的原因分析

短短十多年的股市发展，两者之间竟有如此大的背离，而且还有继续扩大的趋势。到底是什么原因造成的呢？

经过分析得出：主要原因是指数编制者的“欺骗性”动机，当股市恶炒大势已去，股价持续下跌之时，证交所有意让股指掺水，推高股指，制造虚假繁荣，蒙骗投资者，扩大股价指数与股价的背离。

1、指数计算规则方面有缺陷，新股上市当日就计入指数

起初沪综指的计算规则是，在新股上市一个月之后计入指数。但随后修改了两次：第一次是新股上市一天后计入股指，上海证券交易所于1999年11月8日公告，于1999年11月9日起执行。为使指数更为合理准确地反映新股上市后的市场变化情况，决定上市新股自上市后第二日起计入指数。值得关注的是，公告次日，1999年11月10日浦发银行上市。第二次是新股上市当日计入股价指数，从2002年9月23日起，上海证券交易所调整指数的计算规则，将新股在上市当日就计算入股指，2002年10月9日中国联通上市。上海证券交易所两次修改规则，客观上对指数变动产生了较大影响。

2、政府有意操纵股指，使股指掺水，使其在认可的范围内运行

（1）国家利用政策不断地影响股指。在发达国家中，股市有着经济走势“晴雨表”之称。在我国，股市的走势与经济走势基本不相关。发生这种现象的基本原因在于：十多年来国家的政府部门总是不时地运用政策来影响股市走势，使其在认可的范围内运行。市场的投资理念也因此受到了影响，投资者根据政策的变化来买卖股票，而不是看股票的业绩。这样一来，证券市场的市场化行为被政府行为所取代。

（2）政府利用股市的高速扩容来抬高股指。新股上市原本是再正常不过的事情了，但是无节制的大发新股，致使股指波动频繁。市场的快速扩容,特别是新股的不断上市,对我国市场的指数(特别是成份指数)编制也带来了挑战,其中的关键问题是如何保证在高速扩容背景下指数的市场代表性。因为大盘新股通常是流通市值和总市值较大，对相应的成分股指和综合指数都会产生较大影响。而且，此类上市公司一般属于大型国有企业，在本行业中具有相当的地位，其市场走势往往会对行业板块产生联动效应，进而牵动大盘走势。

（3）股权分置悬而不决是关键。国有股在形成之初是为了避免国有资产的流失及国有资产的私有化。然而随着新股的不断增量上市，国有股、法人股越积越多，成为一个无法滚动的大雪球，阻碍着我国证券市场的正常化运行。国有股和法人股不能流通成为我国股市股价指数与股价背离的重要原因。非流通股占股票发行量的2/3，而且这种上市规则还在继续。

三、解决我国股价指数与股价背离的方案

1、指数计算规则方面必须完善

新股上市当天不应计入股指，因为目前新股不断的增量上市，市场扩容的速度太快，对股市的影响较大。从历史走势可以看出，每只新股上市都会引发股指巨幅波动，从中国联通到长江电力的上市，都说明了这一点。所以，笔者认为要消除新股上市对股指波动的影响，必须改变指数的计算规则，新股上市当日不计入股指，在上市一周之后再计入股指。因为现在新股发行量越来越大，而且上市当日股价没有涨跌幅限制，使得当天股指的波动受这只股票价格波动的影响较大，如果是上市一周之后再计入股指，这时股票价格会相对稳定，涨跌情形已基本到位。

2、政府对股指的影响要保持一定的度

（1）尽量减少政策对股指的直接影响，尤其是不能有意用政策让股指掺水。

（2）股市扩容速度要减缓，尤其是大盘新股的上市。新股上市无可厚非，但必须是真正经得住市场考验的、业绩真正优良的公司，而不是经过层层包装的劣质公司。

3、解决股权分置

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关键词：ADF检验；协整检验；格兰杰因果关系检验

中图分类号：F830.91文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）02-0159-02

我国股票市场正处于成长阶段，经过近20年的发展，股票市场逐渐完善起来，人们的风险意识越来越强烈，国家的调控手段越来越灵活，股票市场的筹资作用日趋明显。从我国股票市场实际出发，采用格兰杰因果关系检验法对我国股指变动与技术要素进行分析，找出影响我国股票市场指数变动的真正原因。

1 我国股票市场的发展情况

改革开放前，计划经济在我国处于主导地位，股票是一个陌生的字眼，利用证券市场进行融资是难以想象的事情，国家利用计划对经济进行调控。改革开放以来，我国开始对经济体制进行改革，开始建设中国特色的市场经济，经济规模急剧扩张，靠单一的国家投资不能满足经济的需求，这就要求建立资金融通市场，从国家、企业、个人多渠道进行融资。1987年，国务院了《关于加强股票、债券管理的通知》。决定从1988年在上海和深圳进行股份制和股票市场配套改革试点。胡继之（1989）考察后，认为建立股票市场存在巨大的潜在收益，上海和深圳地方政府开始主动介入交易所的创立和设计工作。1990年底，上海和深圳的证券交易所相继建立，1990年，我国上市公司只有13家，全年的交易额为20亿元。2007年，上市公司有1400余家，流通股本18万亿，日交易量达到几千亿元。

股票市场成立还不足20年，是一个发展中的市场，它还不成熟、不完善。同时，股票市场的监管有很长一段时间处于混乱状态，为了整顿市场秩序的方式介入股票市场的发展和管理，利用行政代替无序竞争。1992年10月，国务院证券委员会及其办事机构-中国证监会宣布成立，标志着统一监管体制的初步形成。我国证券市场形成了高度集中的两所体制，即沪深证券交易所并存发展，股市流通集中在证券交易所的格局，我国股票市场开始步入正轨。

我国股票市场研究起步晚，相对于西方发达的股票市场，很多研究领域还不完善，对我国股票市场进行深入研究是十分必要的。研究股票市场有两个方向：基本面分析和技术层面分析。基本面分析针对公司本身的发展前景、财务结构、经营状况，技术分析注重历史资料分析（成交量、成交价、成交额等），分析股票的供给与需求，对股票市场进行预测。

2 变量选取和模型简介

2.1 变量选取

证券投资学认为股票市场最基本的表现是成交价和成交量，过去股票的成交价、成交量说明股票了过去的市场行为。证券投资学利用过去和现在的成交量、成交价资料，以图形分析和指标分析工具来解释、预测未来的市场走势。以上证指数和上证180样本股为研究对象，选取交易量（JYL）、交易价格（JG）、每股净收益（SY）、股票市盈率（SYL）、股票换手率（HSL）为研究变量，2002年7月至2006年12月为研究区间，利用上证180的编写方法加权得到相关数据，最后使用格兰杰因果关系法来论证这些变量与股票指数（GZ）的数量关系。

2.2 模型简介

采用格兰杰因果关系法对股票指数与股票技术因素进行分析，格兰杰因果关系检验法由美国计量经济学家格兰杰在1969年提出，其主要内容是：首先提出一个包含（x,y）的信息集，然后对信息集X、Y进行平稳性检验，当数据存在不平稳性，然后对数据进行协整，如果不存在协整，就需要对数据处理平稳，当数据平稳后，就可以通过统计回归方法来验证变量x、y之间的相互因果关系。根据格兰杰定义，如果变量X有助于预测变量Y，即根据X的过去值对Y进行自回归时，如果再加上X的过去值，能显著地增强回归的解释能力则称尤是Y的格兰杰原因(记为“X=>Y”)，否则称为非格兰杰原因(记为“X/=>Y”)。

3 实证分析

格兰杰因果关系检验的前提条件，要求变量是平稳序列或者两个相关变量具有协整关系，当两个变量长期存在稳定关系（存在协整）时，就可以利用格兰杰因果关系来检验着两个变量的相互关系。检验两个变量是否存在协整关系，前提是这两个变量为同阶平稳的时间序列。

3.1 变量稳定性检验

检验变量的稳定性一般采用单位根检验，检验方法有DF检验、ADF检验、和PP检验法，最常用的是ADF检验，本文也采用此种方法。临界值选取采用麦金农法，最优滞后期P选取标准：保证残差项不相关的情况下，同时采用AIC准则和SC准则作为最佳时滞选取标准，在二者变化量最小时，确定最优滞后长度。对于检验回归中的常数、线性趋势项存在性检验，通过观察观察时间序列图，判定序列中是否存在趋势项与常数。

利用eviews5.1对变量进行的ADF检验结果如下：

从上表可以看出，所有变量都是一阶平稳变量，所有变量都不存在常数项，股票指数变化率（GZ）、股票换手率（HSL）、交易价格变动率（JG）、交易量（JYL）为一阶滞后项的一阶单整序列，每股净收益（SY）和股票市盈率（SYL）为为三阶滞后项的单阶单整序列。

3.2 变量协整检验

所有的原变量都存在同阶单整，就可以对股指变化率与其他变量进行协整检验。对于服从过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种是基于回归残差的EG（Engle &Granger,1987）两步法协整检验；另一种是基回归系数的Johansen（1988）检验，Johansen和Juselius（1990）提出了一种在VAR系统下用极大似然估计来检验多变量间协整关系的方法，即Johansen协整检验。本文采用Johansen协整检验。

利用eviews5.1对变量进行协整检验及过如下：

从上表可以看出股票指数变化率（GZ）与股票换手率（HSL）在95%的条件下存在2个协整关系，在99%的情形下含有1个协整关系。股票指数变化率（GZ）与交易价格变动率（JG）在95%的条件下存在2个协整关系，在99%的情形下含有1个协整关系。股票指数变化率（GZ）与交易量（JYL）不存在协整关系。股票指数变化率（GZ）与每股净收益（SY）在95%的条件下存在2个协整关系，在99%的情形下含有1个协整关系。股票指数变化率（GZ）与股票市盈率（SYL）在95%的条件下存在2个协整关系，在99%的情形下含有1个协整关系。

3.3 格兰杰因果关系检验

股票换手率（HSL）、交易价格变动率（JG）、每股净收益（SY）、股票市盈率（SYL）与股票指数变化率（GZ）存在协整关系，仅可以对股票指数变化率（GZ）与股票换手率（HSL）、交易价格变动率（JG）、股票收益（SY）、股票市盈率（SYL）进行格兰杰因果关系检验。

利用eviews5.1对变量进行的格兰杰因果关系检验：

从检验结果我们可以清楚的看到，在5%的置信水平下，股票指数变化率（GZ）不是股票换手率（HSL）的格兰杰原因，而股票换手率（HSL）是股票指数变化率（GZ）的格兰杰原因。交易价格变化率（JG）、每股净收益（SY）、股票市盈率（SYL）与股票指数变化率（GZ）互为格兰杰原因。这说明股指变动率（GZ）受换手率（HSL）的影响，但是股指变动率（GZ）变化不是换手率（HSL）的影响因素；交易价格变化率（JG）、每股净收益（SY）、股票市盈率（SYL）与股票指数变化率（GZ）是相互影响的因素。

4 研究结论

（1）通过对2002年6月到2006年12月的月度数据进行实证分析结果表明，股票指数变动率与换手率、价格变化率、每股净收益、股票市盈率存在协整关系，即长期存在稳定关系。股票市场的交易量与股票指数变动率不存在协整关系。以上说明随着股票市场的完善，在长期条件下，影响股票指数变动率的是换手率、价格变化率、股票收益、股票市盈率。

（2）在长期条件下，人们投资股票更看重换手率、价格变化率、股票收益、股票市盈率，这说明人们的长期投资意识已经建立起来。国家在长期调控可以从换手率、价格变化率、股票收益、股票市盈率入手对人们进行引导。短期中，股票市场存在更多的不稳定因素，股票市场波动剧烈，国家可以出台一些相关政策使长期股票市场和短期股票市场结合起来，使得股票市场的运行更加稳定。

参考文献

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在上周末平准基金+IPO暂停等多部委“王炸”救市后的第三天，市场仍大幅下挫，股指期货全部合约上演跌停“奇观”，同时，恐慌似乎开始向其他市场传导，中概股大幅下挫，恒生指数创单日最大跌幅，大宗商品全面跌停。然而，在似乎深不见底的黑暗中，却看见了周三创业板指逆势翻红，进而周四周五出现千股涨停，创业板个股基本全涨停的奇观。本周我们经历了千股跌停，千股停牌，千股涨停，实在是千古奇观;我们的感受是万般恐惧，万般侥幸，万般惊喜，但还是要万万珍重。

中小创的市场流动性危机是“杠杆负向多米诺循环”关键，“杠杆的负向多米诺循环”能够持续加强的重要原因在于杠杆强平加跌停板制度下，筹码难以充分交换，形成的流动性危机。造成“想出的出不去，想买入的不敢买入”，造成交易量低迷，市场人气萎缩和层层“出不去”的套牢盘，而连续无量跌停又会反过来加剧恐慌情绪，造成基金的赎回以及不计成本的出货，形成“反身性死循环”。 这也是本轮市场急跌过程中没有任何反弹的重要原因。中小创的市场流动性问题的解决才是化解本轮急跌的重中之重。

本周前三天的救市效果低于预期的很重要原因在于救市方法上只拉权重而忽视中小创，前期国家队救市为保指数，只拉权重股的做法，极易造成“大小皆失”，而周三救市行动中表现出的“不计指数之得失，抓小放大”的“运动战”打法为市场注入目前急缺的流动性与赚钱效应。

如果护盘资金为了仅仅维护指数的点位，猛拉权重蓝筹，则一方面，避重就轻，没有将有限的资金注入流动性最紧缺的重灾区;另一方面，国家队对权重蓝筹的偏好，又会使得权重蓝筹产生赚钱效应，吸引更多资金从中小创进入，由于蓝筹相对中小创的巨大市值比，将严重恶化中小创本已深重的流动性危机。而随着权重蓝筹的大幅上涨，其本身泡沫也在不断积聚，任其发展下去，最终也会和中小创一起灰飞烟灭，形成“拉大放小，大小皆失”的局面。

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中国艺术品市场仍处调整期

纵观2000年以后的中国艺术市场总体行情，当中国艺术品市场历经了2003、2004、2005三年的高速发展后，由于前期价格上涨过于迅速，艺术品市场出现了一定程度的泡沫，不得不于2006年进入盘整期。经过近一年的调整积累，2007年中国艺术品市场又迎来了快速发展的一年，就在该年中国以强劲的姿态震惊世界，成为世界第三大艺术品拍卖市场，排名仅次于美国和英国。2008年受金融危机影响，国际艺术品拍卖市场普遍一路走低，中国也不例外，艺术品市场出现了调整与波动，也出现了自2000年以来首次的负增长。2009年中国艺术品市场在经过前半年的积极调整之后，又取得了喜人的成绩，该年中国艺术品总成交额突破了1200亿元的规模。

2010年中国艺术品市场延续了2009年的好形势，整体规模继续呈现快速增长的形势，市场交易总额达到1694亿元，比2009年增长 41%。中国已经成为全球艺术品市场重要组成部分，同时在与国际艺术品市场的交流互动中，越来越具有话语权和影响力，国际上各大著名艺术品市场年度报告都纷纷看好中国艺术品市场。2011年中国艺术品市场的整体规模继续呈现快速增长，市场交易总额达到2108亿元，占全球艺术市场的份额达30%，名列世界第一，年增长率为24%，中国已经成为全球最活跃的艺术品市场。2012年中国艺术品市场整体发展降速，市场交易总额为1784亿元，同比2011年下滑15%。

虽然根据国际艺术市场报告显示，中国2011年至2014年四年间连续超过美国，稳居艺术品拍卖成交额榜首，但从国内艺术市场纵向发展及与对比来看，从2012年初中国艺术品市场走入拐点后，就进入了漫长的调整期，直至2015年中国艺术品市场也未出现明显的回暖迹象。

中国古玩市场格局调整不可逆转

在近年经济大环境的影响下，随着中国艺术品市场进入调整期，中国古玩市场也进入了洗牌调整期。全国各地不少古玩城的商户纷纷贴出“转让”的招牌。“三年不入行，入行亏三年”成为了行内的共识。业内专家称，古玩市场进入调整“洗牌”期是市场发展的一种必然结果，顺应了艺术品市场发展的大趋势，从长远来看，有利于促进市场向良性方向发展。

中国全联民间文物艺术品商会会长、中国古玩研究院院长宋建文称，国内古玩有形市场在经历了萌芽发展、火爆繁荣、激烈竞争、冷清低迷几个发展阶段之后，30年来将首次出现全国性的市场格局调整。目前已经出现的不止一个市场的摊位租金降价和不止一个地区的市场转业倒闭现象，不仅预示了这种市场格局调整的态势已经出现，而且预示了这种市场格局调整的不可逆转。

在宋建文看来，全国范围的古玩有形市场格局的首次调整将主要从四个方面逐渐显现：一是少数市场的倒闭关门;二是大量名不符实的古玩有形市场开始转业经营;三是少数真正的古玩有形市场或古玩内涵超过60%以上的古玩有形市场越来越古玩化，成为真正的名实相符的古玩市场;四是古玩有形市场格局调整的初期及很长的一个调整过程中，仍然会有相当一部分古玩与大众工艺品混合经营的市场存在。

“古玩市场从来就是小众消费市场，许多人为因素却把这个小众市场炒大了。目前国内存在的古玩有形市场，真正具有古玩内涵或者古玩内涵超过60%的名实相符的实际上不足”。宋建文称。“去粗取精，去伪存真”，大浪淘沙之下，“珍珠”自现，虽然，全国古玩市场的调整对于真正的古玩行从业者来说是一次必须面对的试炼，但经过调整，净化后的市场对他们来说未必不是好事儿。

中国古玩市场呼唤文化血液注入

宋建文称，随着改革开放和市场经济的发展，古玩行成了许多人眼中赚钱的行业，古玩也被视作投资对象、能翻倍生钱的商品，古玩店、古玩城、古玩商也随之泛滥起来，古玩行业商业味道太浓，缺乏文化气息，对古玩的文化内涵与价值的挖掘太欠缺，这是问题的关键。

“古玩市场从来就是文化经营市场和文化消费市场。非文化性的经营和消费，不但使少数高端的古玩没有达到本来应该达到的高端价位，也使大量的中低端古玩远远高出了本来应该卖出的中低端价位，更使铺天盖地的复制工艺品和新工艺品带上古玩的桂冠充斥于古玩市场。值得庆幸的是，随着古玩市场竞争的日益激烈，真正的古玩市场已经意识到或已经开始打起了古玩文化牌，这正是古玩市场成熟与回归的本质表现”。宋建文说。

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关键词：股票；市场发展；经济增长；关系；实证研究

1引言

股票市场的涨跌规律源自于对于市场相关的供需关系，股票市场仅仅只是一种经济现象，体现了经济市场的一个点或者一个面，股票市场并不能完全对实体经济的状况进行评判，两者虽然具有一定的关联性，但却不具有明显的对等性，它们是相互作用，相互依存的状态。本文通过对股票市场发展与经济增长关系的实证研究，探寻两者的相互作用机制，从而促进股票市场的不断完善和相关机制的客观健全性，从而使经济的增长更加稳定和健康。

2股票市场发展与经济增长关系的实证分析

2.1变量和数据的资料。论文选取2001年~2016年为样本时间段，选取这一时间段位样本数据主要是由于中国股票市场的发展时间不长，2001年之前的交易量过小，上市公司数量不过，其分析的意义不高，且由于时间较为久远相关的数据保存机制并不完善，无法获取较为完整的交易相关数据，对变量和指标的应用上会存在一定的缺陷。对于样本资料相关指标获取主要从两方面着手，一是对于经济增长状况的相关指标，另一是对于股票市场增长的相关指标。2.2实证研究方法。经济增长状况相关指标，是通过国内生产总值（GDP）来表示，论文采用的是2001年~2016年的季度数据，以2001年第一季度为基期，并根据季度等因素印象，进行季度调整从而得到新的GDP。股票市场增长的相关指标有三个方面，即是交易价值（FR）、资本化率（CAP）、季度周转率（TUR）。交易价值（FR）属于流动性指标，该指标=每季度股票总成交金额/季度名义GDP；资本化率（CAP）是股票市场规模大小的指标，该指标=每季度股票市价总值/季度名义GDP；季度周转率（TUR）是对于股票市场流动性指标，该指标=每季度股票总成交金额/季度股票市价总值。三个指标的公式为：TUR=FR/CAP。由于GDP季度趋势较强，论文采用国际通用的X-11方法对区间样本书记进行季节调整，并对调整后的国内生产总值命名为GDPDSA，且在此基础上计算季度周转率、交易价值和资本化率。2.3实证研究分析。（1）实证模型分析。对于基础数据统计建立性质模型，此模型成为向量自回归模型（VAR），该模型中将每一个内在变量在系统内生出的函数进行构造，从而推导出多元时间徐略变量，实现向量自回归。表达式为：上表达式中：xt是内生变量，Yt是外生变量，At和AO以及B是被测系数矩阵，ηt是随机系数。在单位根检验序列中，若存在单位根即可判断为非平稳时间序列，所以单位根检验（ADF）的过程可以对伪回归进行检验，论文ADF检验表达式为：上表达式中：t为时间趋势，ρ为滞后阶数，τ为白噪声，ADF检验中主要对时间趋势分布进行服从。从宏观经济计量的分析中，对于协整方法的分析是平衡经济变量之间的关系最主要的工具之一，可以采用线性误差修正的方式对经济变量之间的关系进行调整，当同阶非零单整的时间序列为非稳定时，其中的线性组合可以构成零阶单整序列，这就意味着变量之间可能存在一定的协整关系。在股票市场的交易中，对于交易费用、政策、环境等因素的干扰，将导致非对称调整，其阈值调整的方法是主要的分析工具之一。（2）实证检验分析。通过对模型的构建和单位根检验以及协整方法的分析，对实证检验进行模型的建立。根据实证模型的回归模型表达式，可以对实证检验模型进行检验研究。见表1。对单位根检验采用的是0.05显著水平的临界值作为比较对象，当ADF检验＞0.05时，则原假设不成立，序列为不平稳序列，当ADF检验＜0.05是，则原假设成立，序列为平稳序列。CAP的ADF检验统计量值为0.311252，此时的检验临界值为-1.9331251，ADF检验＞0.05，原假设不成立，可判断为不平稳序列，当对资本化率进行一阶差分得到的统计值为-7.452852，检验临界值为-1.93321252，ADF检验＜0.05，可判断为原假设成立，序列平稳。通过表2可以得知FR、TUR以及GDPDSA均需进行一阶差分所得到的统计值结论均为假设成立，序列平稳。根据ADF检验可以得出所有变量一阶差分情况下出现了平稳序列，采用协整检验的方法对变量间的协整关系进行检验。实证检验分析发现，当置信度在95%时，各变量间存在4个协整方程，当置信度在99%是，各变量间存在2个协整方程。

3实证研究结果与分析

3.1实证结果。通过对股票市场发展的CAP、FR、TUR和GDP四个变量进行实证研究分析得出结果如下：股票市场的规模和经济增长的关系存在负相关，股票市场规模的发展对经济增长的发展具有反向的作用力，且股票市场的流动性和经济增长之间的关系并不显著，无明显关系。在股票市场的发展进程中，股票市场规模的壮大挤占了国民经济的发展市场，其流动性对国民经济增长的发展没有显著的作用和影响。3.2实证结果分析。通过对股票市场与经济增长关系的实证研究结果可以对我国股票市场和经济增长之间出现的异常表现的原因进行推导分析。在我国经济企业体制制度下，企业所有权制度中有一种为股权分置的措施，这是国有企业特有的。采取股权分置的主要原因是为了缓解股票市场流通中对于上市公司的压力以及确保国家对国有上市公司的绝对控股权。这一措施的实施最大限度的达到了制度上的创新和利益上的合理分配，同时能促进股票市场的发展。但同样也存在一定的弊端。我国股票市场的发展现阶段还不能满足社会经济发展的需求，且股票市场在发展的进程中，依然存在一些计划性因素，这是由于我国早期计划经济发展所带来的后遗症。

4股票市场与经济增长的相关影响

4.1股票市场对经济增长的影响。对股票市场发展与经济增长关系的实证研究是建立在对股票市场和经济增长理论的基础上展开的，股票市场股价的起伏是通过消费和投资两项支出作用于实体经济的增长中，而这一环节中可以分析出经济增长的相关效应。由于股票市场具有一定的流动性效应，这大大提高了股票市场的运转正常模式，同时有利于资源的有效配置，从而促进经济的增长。在股票价格的相关理论中，托宾的q理论对股票价格和投资做出了重要分析，他认为，q高时，企业投资支出会相应增加，而q低时，企业投资支出会降低。当货币供应上升，导致股票价格上升，必然会是的投资支出增加，最终会使得总产出增加，而这也就会致使经济不断增长。4.2经济增长对股票市场的影响。经济周期的波动对于经济社会现象来说是较为普遍的，这是现代化经济特有的一种周期过程，是对现代经济发展的一种宏观经济理论，具有反复性、偏离性、均衡性、调整性和规律性，这种周期性的变化实际上也是股票市场涨跌的主要因素。一方面当社会经济处于持续增长的情况下，社会资金情况良好，居民对于资金的分配除了消费的增加还会产生一定的投资需求，股票市场的进驻必然成为选择，当投资取得一定收入后，股票市场自然发生良性发展。反之，则股票市场投资需求下降，市场发展动力不足。另一方面，股票价格的波动主要源自于上市公司的经营情况，当业绩较高时，对股票的投资行为增加，股票价格自然上涨。反之，股票价格下降。从宏观层面看经济增长的趋势阶段，这一时期的经营业绩提高，经济社会环境提示为良好，投资者的信心充足会追加投资需求，股票市场的发展朝优势发展，反之，投资者信心不足，投资需求下降，股票市场朝劣势发展。

5结语

综上所述，本文主要是通过构建实证模型，并进行对股票市场与经济增长关系进行分析和研究，通过对相关指标变量的实证研究得出，股票市场发展与经济增长没有显著的关联性，其股票流动性与经济发展也没有显著关系，但是当股票市场规模扩大后，一定程度上会使得经济发展受到阻力。

参考文献

[1]赵文静,孙大鹏.中国股票市场发展与经济增长关系的实证研究[J].张家口职业技术学院学报,2012（1）.