票据融资论文范文第1篇

【关键词】 融资成本; 票据贴现; 决策模型

一、引言

受全球金融危机的影响,资金的稀缺性更加凸现,致使企业融资成本极大提高,潜在的投资机会因为没有足够的资金而溜走,企业经营的规模因为缺乏资金而萎缩,有的企业甚至破产。在全球经济普遍不景气的情况下,我国政府采取了宽松的货币政策,有效地刺激了经济增长,四万亿元的投资堪称走向经济复苏的“推力器”。与此同时,我国商业票据市场迅猛发展,有效地促进了资源配置,缓解了企业短期流动资金的需求,有效地降低了企业融资成本。与企业其他融资方式相比较,票据贴现业务的风险较低,票据贴现对票据贴现各参与主体和国家宏观调控部门,客观上都有着重要的意义。2009年初,笔者注意到,我国票据市场的贴现率处于一个不断下降的趋势,央行的再贴现率从4.32%(2008年1月1日)下降到历史最低点1.80%(2008年12月23日),因此本文关注的是在整个宽松货币政策的背景下,企业如何利用国内市场票据贴现率处于历史低点的时机,以最低的资金成本筹集到所需要的资金。

二、文献回顾

国外对票据贴现市场的研究主要集中在票据市场在应对通货膨胀、促进经济发展和有利于中小企业融资等方面,肯定了票据市场的重要性,代表性的有:Jayendu&Richard Zeckhauser(1987)以美国1953年至1984年的通货膨胀为背景,经过实证检验发现,票据市场的建立和完善以及诸多金融衍生工具的出现,有效地降低了通货膨胀所带来的长期投资的风险,使其下降了30%-40%。Mark Gertler和Cara

S.Lown(2000)基于融资理论,实证发现一些有发展潜力但资金匮乏的中小企业可通过票据市场进行融资,解决了这些企业发展过程中的资金约束,促进了美国经济的发展,从而改变了20世纪80年代前只有信用极高的大型企业才能发行债券进行融资的局面。此外,票据市场的发展也使得美国的货币政策变得多样化,政府可以不再仅仅依赖税收政策调节收支。Thomas K.Halm(1993)从商业票据市场本身、参与者以及投资所要面临的风险等方面分析了商业票据市场的特质,认为快速增长的商业票据市场是过去几年债券市场最重要的市场。

国内对票据贴现市场的研究主要集中在分析国内票据贴现市场的功能、现状、原因及对策,还有通过对国内外票据贴现市场的比较得到对我国票据市场发展有意义的启示等。严文兵、阙方平(2002)认为融资性票据具有诸多经济功能,如有利于解决票据交易品种单一,加快我国票据市场的培育和发展;有利于解决监管成本过高的问题,促进宏观调控的完善。(2002)针对我国票据市场流动性较差、再贴现操作过程繁琐、存在票据非法融资现象等问题,提出从中小企业入手培育票源,增强商业票据流动性。何利辉(2003)以英国票据市场的发展为例,认为票据市场是短期资金融通的重要渠道,也是货币政策的重要传导载体,具有多种功能,是货币市场体系中不可缺少的子市场。陈丽英(2005)认为票据市场作为货币市场的子市场,承担着融通短期资金传导货币政策等诸多功能,是企业重要的信用工具和融资手段。巴曙松(2005)认为融资性票据的发展可以扩大票据市场容量,从而提高货币市场乃至整个金融市场的整体效率,改变失衡的市场结构;从而提高金融市场的整合程度。曾涛(2007)对我国真实性票据和融资性票据进行了成本收益的分析及比较,认为我国建立在真实票据理论基础上的现行票据制度限制了各主体获取外部潜在利润的空间,应建立以票据无因性理论为基础的票据制度体系,通过有序发展融资性票据来推动票据市场发展。

综合来看,国内外学者都是从宏观角度研究融资性票据问题和票据市场,鲜有从微观角度来研究票据融资,特别是少有基于企业的视角研究企业融资票据贴现的问题,对企业的票据融资缺乏可操作性的建议。本文在已有相关文献的基础上,通过建立企业票据贴现决策模型,提出一些可操作性的建议,使得企业以最低的资金成本筹集到所需要的资金。

三、票据融资贴现决策模型

(一)相关概念的界定

1.商业票据贴现

商业票据包括商业承兑汇票和银行承兑汇票。票据贴现是指承兑汇票的持票人在汇票到期日前为了获取资金,贴付一定利息并将票据权利转让给银行的信用行为。由于银行承兑汇票,信用等级高在我国票据市场中占主要地位,以及现实中商业承兑汇票贴现的门槛较高,办理的机会很少,本文将商业票据贴现仅限于银行承兑汇票贴现。

2.票据融资贴现

本文所界定的票据融资贴现是指具有真实、合法的交易基础上的银行承兑汇票的贴现,而这种贴现具有融资的功能,并非是一种纯粹的融资工具①。

(二)变量设计(见表1)

(三)建立模型

1.建立票据贴现资金成本模型

由票据融资贴现决策模型,可以看出,影响票据资金成本的因素主要有票据贴现率(DIR)、票据贴现所缴纳的保证金比例(CDCR)和票据贴现费用率(HFR)。票据贴现率越高,票据的资本成本也就越大;银行收取票据贴现费用越多,票据贴现的资金成本也就越高,反之亦然。一般情况下,由于票据的贴现率和贴现的费用率都是固定值,只有银行承兑汇票的保证金比例相对而言具有一定的弹性,企业可以与银行协商,商定最佳的保证金比例,使得票据贴现的资金成本最小。

2.模型的进一步推导和解释

(1)企业在进行短期融资时,有两种方案。一是取得短期流动贷款,二是进行票据贴现。企业进行融资决策的标准就是选取取得资金付出的资金成本最小的那个方案。也就是在既定的市场贴现率水平(DIR)、需缴纳的保证金比例(CDCR)、同期存款利率(DR)和贴现费用率(HFR)情况下,根据票据贴现资金成本模型计算得到的票据贴现资金成本(FCR)与同期贷款利率(LR)进行比较。比较结果存在两种情形。

情形一:前者小于后者(FCR

情形二:若前者大于后者(FCR>LR),则目前暂不进行票据贴现融资,持有票据择机贴现。

(2)在上述情形一中,很容易作出票据贴现的决策,下面进一步讨论在情形二中票据贴现时机的选择。之所以会造成票据贴现资金成本高于同期贷款利率,很大程度上是由于市场贴现利率水平居高不下所致。于是持有票据,在等待未来贴现利率水平下降时进行贴现。问题是,在未来贴现率下降到何种程度企业就可以进行贴现了呢?由对票据贴现资金成本模型的推导可以解决这一问题。

由(6)式推导出票据贴现时机决策模型:

DIR=FCR×(1-CDCR)+CDCR×DR-2HFR(7)

将未来作出融资决策时的贴现率用既定的保证金比例(CDCR)、同期存款利率(DR)、贴现费用率(HFR)和票据贴现资金成本率(FCR)来表示,其中,这里的票据贴现资金成本率是企业可以接受的融资成本水平。

(6)式较(7)式之区别表现在用企业自身能够接受的融资成本率来代替在现有贴现率等情况下计算出来的票据贴现资金成本率,进而推算出企业可以进行票据贴现时的市场贴现利率水平。

特别是,当国家实行从紧的货币政策时,货币市场的流通性减弱,票据的贴现率随之提高,在这种情况下,若进行票据贴现,会付出较大的融资成本。当企业可以预见到在未来一段时间,市场的贴现利率有下降的趋势,那么可以根据上述推论,选择当合适的市场贴现率出现时,进行票据的贴现,获得所需要的资金。

(3)保证金的比例确定。实际工作中,保证金比例的确定需要企业同银行进行协商,对于企业而言,最佳的保证金比例就是使得票据贴现的资金成本最低的保证金比例。

第一,考察票据贴现的资金成本(FCR)与保证金比例(CDCR)的变动关系。

将⑥式对保证金比例(CDCR)求导,可得:

若DIR>DR-2HFR,则(FCR)'CDCR>0(8)

(8)式意味着,只要DIR>DR-2HFR,即银行票据的贴现利率大于同期存款利率与2倍的贴现费用率之差,票据贴现的资金成本随着保证金比例的增加而变高,同样,票据贴现的资金成本也随着保证金比例的减少而降低,两者呈同向变动关系。

若DIR>DR-2HFR,则(FCR)'CDCR

(9)式显示,只要DIR

因此,当DIR=DR-2HFR时,(FCR)'CDCR=0,FCR*=DR为票据贴现资金成本理论上的最小值。实际上,这是一种极端情况,即缴纳保证金所获得的同期存款利息收入扣除票据贴现费用的两倍额度之外恰好弥补所支付的票据贴现利息。

正常情况下,企业进行贴现所支付的票据贴现利息和贴现费用之和是高于缴纳保证金所获得存款收入的,所以,剔除(9)式所存在的前提(DIRDR-2HFR这一前提,这也意味着票据贴现的资金成本与保证金比例是一种正向的变动关系。

第二,鉴于票据贴现的资金成本与保证金比例是一种正向的变动关系这一推论,可知,票据贴现的资金成本的降低可以通过逐步降低票据贴现所缴纳的保证金比例来实现。实际工作中,保证金比例的最终确定是由企业同银行协商决定的。需要注意的是,在谈判的过程中,企业要有明确的可行的保证金比例的底线。

下面根据票据融资贴现决策模型,分析这一底线的确定过程。

由(6)式推导出票据贴现缴纳保证金比例决策模型:

(10)式表明企业应根据自己所能接受的融资成本水平(FCR)、当前市场贴现率水平、票据贴现的费用率和同期存款利率水平来确定保证金比例的底线。最终保证金比例的确定,在确定底线后的基础上取决于双方的谈判。资金雄厚、资信良好、所处具有较稳定发展前景行业、在银行开立存款账户取得银行授信的企业往往能够在谈判中争得先机,大大降低了企业的融资成本。

四、结论与展望

一是一般情况下,企业会利用票据贴现利率与同期贷款利率的差异进行票据的贴现,获得短期流动资金,节约了融资成本。在票据贴现资金成本低于同期贷款利率的情况下,如果该票据贴现成本能为企业所接受,就进行票据的贴现;如果不能,就要考虑何时贴现的问题,可以根据票据贴现时机决策模型(DIR=FCR×(1-CDCR)+CDCR×DR-2HFR),估算出企业可接受的票据贴现率(DIR),待市场利率水平降至这一水平时可进行贴现。

文章只是就在票据市场中具有代表性的银行承兑汇票的票据贴现决策问题进行研究,对于商业汇票贴现的决策也可以参考进行。我国的票据市场发展迅速,不断创新的票据贴现的模式(如买方付息票据贴现融资贴现等)要求对本文票据融资贴现决策模型进行修正,这也是本文进一步研究的内容。此外,众多的专家、学者(严文兵、阙方平、夏洪涛,2002)对我国《票据法》就取消融资性票据贴现的限制提出了建议,如果这项限制被取消,本文所建立的票据融资贴现模型的运用将更加广泛。

【参考文献】

[1] Jayendu&Richard Zeckhauser.Treasury bill,futures as hedges against inflation risk.NBER working paper NO.2322.

[2] MarkGertler & Cara S.Lown.The information in the high yield bond spread for the business cycle:evidence and some implications.NBER working paper No.7549.

[3] Berger,P,&e.Ofek.Divercification’s on Firm Value[J].Journal of Financial Economics1995,(37):39-65.

[4] 严文兵,阙方平,夏洪涛.开放融资性票据业务己成必然之势[J].武汉金融高等专科学院学报,2002(4).

[5] 巴曙松.发展票据市场若干问题研究[J].财会月刊,2005(3).

[6] .对当前票据市场存在问题及对策的探讨[J].福建金融,2002(9).

[7] 何利辉.借鉴西方经验 发展我国票据市场[J].财会月刊,2003 (01B):49-50.

票据融资论文范文第2篇

[关键词] 山东上市公司 资本结构 市场时机理论

市场时机理论认为：股票高估时企业会选择发行股票，股票低估时企业会选择回购股票，对企业来说并不存在最佳的资本结构。本文利用市场时机理论讨论股票价格对资本结构的影响。

一、研究设计和样本选择

1.研究设计

本研究主要考察股票价格对资本结构的影响，本文分以下两个步骤进行回归分析：

首先单独分析股票价格对资本结构的影响，然后加入公司规模、盈利能力、公司担保价值三个控制变量，检验股票价格对资本结构的影响是否还有解释作用，回归模型如下：

其中：d：账面总借款

a：账面总资产

m：每股股票价格

b：每股资产账面价值

ppe：固定资产账面价值

ebit：息税前利润

2.样本选择

本文选用了1994年～2006年上市的山东省上市公司为样本，其数据均来源于csmar数据库。剔除了金融公司、st 公司、pt 公司等数据异常或缺少数据的公司，共得到62家上市公司的数据。

二、实证检验及结果分析

在不考虑其他影响资本结构的因素的情况下，研究不同上市年度股票价格对资本结构影响的变化，以回归模型进行回归分析。我们以每个上市公司ipo 时间为一个时点，对每个时点的上市公司横截面数据进行回归,发现只有在ipo当年和ipo后第一年股票价格对资本结构具有显著的负影响，在其他年份均没有显著的关系。

为了更进一步分析股票价格对资本结构的影响，加入公司规模、盈利能力、公司担保价值为控制变量，进行回归，结果见表。

市值与账面值比（m/b）在ipo当年和ipo+8年与资本结构呈显著的负相关关系，在ipo+1年却与资本结构呈显著的正相关关系，在其他年度与资本结构的关系均不明显。这说明，在山东上市公司中没有发现显著的市场时机选择行为，然而山东上市公司近十年的平均市盈率为73倍，公司管理者却没有充分利用市场对股票价格的高估状况。山东上市公司的近十年加权平均平均收益率为4.36%，而《公司法》对上市公司增发的条件是最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6%，山东很多上市公司没有达到增发的要求。而且，在ipo+8年，我们可以看到，m/b与资本结构呈显著的负相关关系，符合市场时机理论。可见，再融资政策没有消除市场时机的基本存在特征，但却从市场外部对企业融资条件设置了制度性限制，影响了市场时机对企业融资选择的作用机理。山东上市公司受到再融资政策的限制导致m/b没有显著地影响公司的资本结构，再融资政策约束下的市场时机没有对企业的融资行为产生影响，在ipo后的7年里，普遍的股权融资偏好并没有转变为现实的融资结果。

三、结论

随着股票价格高低水平的变化，企业存在融资时机或融资窗口，总体来看企业并不存在最佳资本结构，发行被高估的股票可以获得市场时机选择的好处，所以当市场非理性表现为高估股票时，企业应该发行适量的股票，争取足够的现金流，投资于合适的项目。

参考文献：

[1]汤海容 张 凤:股票市场时机选择与资本结构[j].统计与决策，2006，（4）

[2]蒋培宇:山东重启“融资门”[n].21世纪经济报道，2006年9月20日第012版

票据融资论文范文第3篇

关键词：居民金融资产选择；股票市场发展；协整检验；Granger因果性检验

中图分类号：F832.5文献标识码：A

一、引言

据央行的金融数据显示，近两年来，我国城乡居民人民币储蓄存款余额增速下降。2006年全年居民存款增长2.09万亿元，同比少增1，125亿元。2007年我国股市出现一轮前所未有的牛市行情，大盘放量大涨，投资者热情高涨，开立股票账户的数量不断增加。沪市从2006年1月4日1，163.88点涨至2007年10月16日6，124.04点，上涨了5.26倍；之后又从6，124点高位调整，到2008年9月18日创下1，802点。股市波动成为学者研究的一个热点，深入我国居民金融资产选择与股票市场发展关系有着重要的理论意义和现实意义。首先，通过研究家庭金融资产选择更有利于我们理解风险资产定价问题。曼昆（1991）、卢卡斯（1996）等指出，股权溢价取决于参与率，有限参与对股权溢价有直接影响。如果一个经济体中许多家庭都不持有股票，其股权溢价可能会远远高于完全参与的经济体。因此，要解释资产定价问题首先要对家庭的股市参与行为有很好的理解；其次，以理论及实证分析为依据，国家政府可以更好地通过各种宏观经济政策引导居民家庭进行合理消费和投资，进而更有效地促进股票市场和经济的发展；通过进一步完善市场，创新金融投资工具，为居民家庭提供更好的金融服务，进而提高居民家庭收入。

居民金融资产选择理论源于马柯维茨的投资组合选择理论。国外有关居民家庭金融资产选择的研究可分为微观和宏观两大部分。微观研究是主流，从宏观数据出发的研究大都是一些统计描述和趋势分析，研究方法较为简单。如，Brunner-Meier和Nagel（2004）以个体样本组成的抽样调查数据作为数据选择的基础，从微观层面实证研究发现，居民持有金融资产中风险资产份额不受财富波动的影响，财富波动不影响居民资产配置，也不是风险厌恶随时间变化的原因。Becker和Levine（2004）利用宏观数据研究指出，居民的股市参与行为影响一国金融业的发展程度，进而影响居民对金融资产的选择。国内学者对我国居民金融资产的研究主要是从宏观角度出发，定性分析居民金融资产结构的变动以及对国民经济发展的影响，研究方法也较为简单。例如，吴晓求等（1999）对我国居民收入资本化趋势进行实证研究，认为金融资产结构的变化是我国居民收入资本化的原因。

关于股票市场发展的研究，国外学者主要关注股票市场发展与经济增长之间的关系。其中具有代表性的是Levine和Zervos （1996）的研究，该研究利用回归分析方法证实股票市场发展与长期经济增长存在显著的正相关性。国内有关股票市场发展的研究大都追随国外，也从股票市场发展与经济增长的关系入手。如李冻菊（2006）研究显示，中国经济的持续增长一定程度上促进了股票市场规模的扩大，但反过来股票市场的规模对经济增长的促进作用非常有限。

总结上述两方面的文献，大量关于股市波动原因的研究都是围绕国际热钱的冲击和国内股票市场的不健全展开，鲜见从股市参与者这个最直接的角度来探讨股市波动原因的文献。一国经济增长，居民收入提高，会有更多的闲余资金投资于各个金融市场，包括股票市场；而股票市场的发展又会促进经济增长。有关居民金融资产选择的问题前人已经做过大量研究，对于股票市场发展促进经济增长问题也已经有很多文献。在整个传导链条中，居民金融资产选择与股票市场发展的相互关系却少有人研究，而这一问题恰是本文研究的主题。

二、变量选取与数据说明

我国居民持有的金融资产主要包括现金、储蓄存款和股票。反映居民金融资产选择的主要指标是各种资产占总金融资产的比例，也即金融资产结构。本文中现金占总金融资产的比例用MR表示，储蓄存款所占比例用SR表示。股票市场发展的衡量指标很多，国际通用的主要指标是股票市值占该国GDP的比值，在本文中用STG表示该指标。

本文数据选取的时间跨度为2000年第一季度到2010年第二季度，选取这个时间段的数据主要有两点原因：①股票市场年度数据太少，不适合用年度数据；而股票市场深化程度的衡量指标之一的GDP数据没有月度统计结果；②这期间我国股市经历两次暴跌，相当于一个股市周期。本文数据由中国人民银行网站http：//pbc.省略/以及中国统计局网站http：//stats.省略/统计数据整理得出。本文实证分析部分借助于Eviews5.0完成。

三、居民金融资产结构与股票市场关系实证研究

（一）单位根检验。由于传统的计量经济学方法对非平稳的序列不再适用，许多参数的统计量可能不服从标准正态分布，容易产生“伪回归”的问题。因此，在对MR、SR和STG的长期关系进行协整检验之前需要对变量序列进行平稳性检验。

表1是对以上三个变量进行ADF检验的结果。三个变量水平序列的ADF值均大于1%临界值，是非平稳的；而它们的一阶差分序列都是平稳的，即都是I（1）序列。满足对变量MR、SR和STG进行协整检验的条件。（表1）

（二）协整检验。本文采用基于VAR模型的Johansen多重协整检验法来检验MR、SR和STG的长期关系。根据信息准则，VAR（2）时AIC和SC值都最小，并且此时模型全部的特征根都在单位圆内，是一个平稳系统。协整检验结果如表2所示。（表2）

在表2中，原假设R=0表示时的迹统计量大于5%的临界值，这就需拒绝原假设，即MR、SR和STG三变量直接存在协整关系；在5%的临界水平下，变量MR、SR和STG之间存在唯一的协整关系式。表达式为：

其中，t表示时间，括号内的数值表示各回归系数的标准差。

上面的协整关系式可以进行以下两方面的分析：从定量分析的角度来看，手持现金比例的回归系数是储蓄存款比例回归系数的3倍多，说明我国股市深度的变化多是居民手持现金比例变化的结果。现金的流动性要高于储蓄存款，其投入股市的投机性动机也比较明显。这表明我国居民投资股市的非理性，也就导致股市沿着非正常轨道发展，从而出现最近两年股市的剧烈波动。从定性分析的角度来看，居民手持现金比例以及储蓄存款比例都与股票市场深度成反比关系。这个现象产生的原因主要有两点：第一，直接融资规模的扩大使金融“脱媒”现象愈来愈突出。一些优良企业的长期资金需求越来越多地通过股市解决而不再依赖于银行贷款。在股市行情火暴的情况下，公众对证券投资收益预期与固定资产投资收益预期的非一致性，使公众缺乏增加固定资产投资的动力，而对证券投资则有着极高的参与热情，新增货币大多通过各种途径进入股市；第二，当证券投资的预期收益率大大高于储蓄利率时，居民的储蓄意愿下降，储蓄存款中的很大一部分会漏出银行流入股市。居民储蓄存款的消长与股市的活跃程度存在较密切的关系。

（三）Granger因果性检验。本文使用Eviews计量软件对居民现金、储蓄存款持有比例对股票市场深度分别进行Granger因果性检验，以研究三者之间的短期关系。检验结果见表3。（表3）

表3中的P值表示出现第一类错误的概率，P值越小表明接受原假设的概率越小。其结果的解释可归纳如下：居民持有的现金占金融资产总量的比例与股票市场深度存在相互影响关系，储蓄存款比例对股票市场深度产生影响，而股票市场深度对储蓄存款比例不产生影响。居民作为股票市场的积极参与者，尽管实力不如企业和机构投资者大，但其持有股票比例的变动反映了股票市场的波动。

2005年股权分制改革后，居民投资股票市场的热情更加高涨，其对股票市场发展深度的影响也会进一步扩大。而居民金融资产中储蓄存款所占比例的变动不受股票市场深度变动的影响，原因应该是我国股票市场发展还不成熟，市场波动较大。居民对股票市场的发展还没有形成稳定的预期，参与股票市场大都是短线操作。股票市场的发展不能给予居民稳定的投资信心，进而也就不会对居民持有储蓄存款资产比例的变动产生影响，而只是对居民现金持有比例产生影响。

四、结论及启示

通过理论分析及实证研究，本文得到以下两点结论及启示：

其一，我国居民投资股市的非理性直接增加股市投资的风险，也使股市向着不健康的道路发展。居民投资者要从以往单纯炒作股价获利的方式中解脱出来，走上依赖上市公司真实业绩获利的健康发展道路；从短线操作为主转变为长线投资为主。

其二，从本文实证模型得出的协整关系式中可以看出：储蓄存款比例与股票市值与GDP比例负相关，这与股市财富效应的理论相一致。Granger因果性检验结果表明：储蓄存款比例对股票市场深度产生影响。国家可以通过货币政策降低利率，刺激居民将储蓄存款转移到股票市场上，以托宾q理论的传导机制来实现促进经济增长的目标是可行的。

（作者单位：海南省农村信用社屯昌联社信贷部）

主要参考文献：

[1]Mankiw，N.G.and Zeldes，S.The Consumption of Stockholders and Non

-Stockholders，Journal of Financial Economics[J].1991.29.

[2]Heaton，J.and D.J.Lucas，Evaluating the Effects of Incomplete Markets on Risk Sharing and Asset Pricing[J].Journal of Political Economy，1996.104.3.

[3]Markus K.Brunnermeier and Stefan Nagel，Do Wealth Fluctuations Generate Time-Varying Risk Aversion?Micro-Evidence on Individuals’Asset Allocation，EFA 2005 Moscow Meetings Paper.

[4]Becker，T.and R.Levine，Stock Markets，Banks and Growth：Panel Evidence[J].Journal of Banking and Finance，2004.28.

[5]Levine，R and Zervos，S，Stock market development and long-run growth，World Bank Economic Review，1996.10.

[6]吴晓球，冯巍，李志玲.我国居民收入资本化趋势的实证研究[J].金融研究，1999.1.

票据融资论文范文第4篇

论文摘要：本文根据1994—2005年我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用协整理论，从股融资规模效应视角，对股市融资与产业结构升级的关系进行了实证分析，结果发现股市融资不但没能推动产业结构升级，反而阻碍了产业结构优化，而出现这种理论和实践差异的核心原因在于渐进式改革下国家主导型制度变迁对股票市场的定位和制度设计。

一引言

从1993年开始，上市资源的分配一直采取中央政府按行政条块切块下达上市指标和额度，并对申请公开发行股票企业的产业政策进行了规定，如中国证监会《关于1993年申请公开发行股票企业产业政策问题的通知》明确规定，鼓励能源、交通、通讯等基础产业企业，暂不受理金融企业，控制房地产企业，商业企业则各省不能超过一家；1994年l0月了《上市公司办理配股申请和信息披露的暂行规定》，文件除对配股时限、数量等加以限定外，还强调配股募集资金的用途必须符合国家的产业政策；国家计委2002年1月《“十五”期间加快发展服务业若干政策措施的意见》，提出鼓励符合条件的服务业企业进人资本市场融资；国家经贸委、财政部、科技部和国家税务局2002年7月联合《国家产业技术政策》，支持高新技术企业在证券市场融资；国家发展改革委、国土资源部、商务部、环保总局和银监会2003年12月关于制止钢铁、水泥、电解铝行业盲目投资的若干意见，《意见》特别指出证监会不能核准含有此类项目公司的首次公开发行和再融资的申请；2004年1月国务院签发《国务院关于推进资本市场改革开放和稳定发展的若干意见》，认为资本市场发展有利于国民经济的经济结构调整和战略性重组。中国股市中这种特有的上市机制以及各项产业政策的制定和实施，使股市的资本配置朝着既定的地区和产业倾斜。

另外，西方主要工业化国家的经济发展史也表明，股票市场的发展过程往往就是其产业结构高度化的演进过程。比如在1870年至1920年间，西方主要工业化国家(如美国、英国、德国、法国)的股票市场处于发展初期阶段，其金融资产证券率仅为12％，国民生产总值证券率仅为8％，与此相适应，其产业结构则表现为农业国向工业国过渡时期的特征——第一产业的就业比重高达50％以上，第二产业产值比重仅占25％以上，第三产业极不发达；到二十世纪九十年代，上述国家的股票市场已经高度发达，这些国家的金融资产证券率已经高达50％以上，国民生产总值证券率也达到了较高水平，比如美国的国民生产总值证券率高达l13％，与此同时，这些国家的产业结构也达到了后工业化的水平——无论从就业比重还是从产值比重来看，第一产业迅速下降，第二产业略有上升，第三产业后来居上跃居首位。

综上所述，无论是我国特有的上市机制，还是西方国家的发展经验都表明，股市融资具有促进产业结构升级的作用，但是通过对我国股市目前的发展状况和前人的研究成果进行分析，我们不得不提出一个疑问：我国股市融资对产业结构升级的这促进作用是否实际存在?为了解答这个问题，本文根据我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用资金流量法和协整理论，对股市融资与产业结构升级的关系进行了实证分析，最后对理论上应该而实际上没有起到促进作用的原因进行了深入探讨。

二文献综述

关于股票市场发展与产业增长关系的研究，最早可以追溯到以Levine和Allen等人为代表的新金融发展理论，但是它只是将资本市场纳入研究体系，对于经济增长的研究则始终停留在宏观数据层面，尚没有导人产业和企业层面。Rajan和Zingales(1998)在Levine等人的研究基础上，将金融发展理论的研究范围深入到金融与行业增长率的层面，并通过41个国家、36个行业数据，从一个国家内不同行业对外源融资的依赖程度考察了金融与行业成长率的关系，研究发现金融市场的发挥降低了外源融资的成本，从而把企业从内源融资的束缚中解放出来。ThorstenBeck和Levine(2002)在Rajah和Zingales的方法基础上，首先运用跨行业、跨国家的面板数据检验金融结构与产业增长的相关性，针对银行主导和资本市场主导两种金融体系，检验严重依赖外部融资的产业在哪种体系中增长更快，主要评价金融机构是否促进资本流向了外部融资依赖性强的产业。Fisman和Love(2003)引人了行业增长机会概念，并认为导致金融发展效应差异的因素与其说是行业外部融资依赖度，不如说是行业增长机会。他们的实证过程表明，在单独引入金融发展与增长机会的乘积项或单独引入金融发展与外部融资依赖度的乘积项时，其系数都是显著的。JefreyWurgler(2000)提出了一个新方法：以资本形成对于盈利能力的敏感性(即弹性)来衡量资本配置效率，并运用包括28个制造业部门、跨时33年的面板数据，对65个国家进行了实证分析和比较研究。

与国外利用多个国家宏观数据研究不同，国内研究主要集中在理论研究和以国内中观数据为主的实证研究，研究结论充满争议。归纳起来，关于股票市场与产业升级的关系有两种观点：第一种观点认为，股市融资有利于产业结构的升级，如朱建民和冯登艳(2000)、王军和王忠(2002)、王兰军(2003)、杨德勇和董左卉子(2007)；另一种观点则认为，股市融资与产业结构升级弱相关或不相关。殷醒民(1997)通过对1996年上海证券交易所上市公司股票的制造业结构分析发现上市公司通过资本市场发行股票来募集资金的实际效果是加剧了制造业资金的分散化，并且认为股票市场与国家的产业政策基本上没有联系，蔡红艳和阎庆民(2004)度量了行业成长性，研究发现我国产业结构调整中各行业成长性的此消彼长并未在资本市场中得到体现。

上述研究多以理论研究为主，实证方面的研究主要采取了两种方法。一种是以徐炳胜(2006)为代表的多元统计方法，他主要通过我国资本市场于产业结构有关的经济数据对股市融资与产业结构升级的关系进行了回归分析。另一种方法是基于JeffreyWurgler(2000)的资本配置效率模型，这个模型的出发点是以市场作为配置主体，而且该模型因为缺乏理论依据、关键变量的内涵无法做严格界定，而遭到研究者们的质疑。基于此，本文将根据1994—2005年我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用资金流量法和协整理论，从股市融资规模效应视角，对股市融资与产业结构升级的关系进行实证分析。

三股市融资对我国产业结构升级的实证分析

(一)评价指标体系选取与数据说明

股市融资指标：为了克服异方差和误差项序列相关，本文采用股票市场各年度筹资额分别与当年国民生产总值的比重进行衡量。即：股票融资率SR=股票融资额／GDP。产业结构升级指标：衡量一国产业结构升级的程度，可以通过计算和比较不同年代第二产业增加值／GDP、第三产业增加值／GDP、(第二产业增加值+第三产业增加值)／GDP等指标来衡量。本文选取当年第二、三产业增加值的和与当年国民生产总值之比进行衡量。即：产业结构优化率IR=(第二产业增加值+第三产业增加值)／GDP。

产业绩效指标：产业结构理论中的“黑箱理论”即“投入——产业结构——产出”，产业结构在这里实质是承担一种产业转换器作用，而关于产业结构升级问题研究的核心，同样是如何促进高效率(绩效好)行业比重的提高和低效率(绩效差)行业比重的下降，从而通过产业结构调整实现产业整体绩效的提高。而产业绩效定义是基于企业集合体的角度，因此，本文选择产业利润率来评价，但是由于上市公司多数为各地区的骨干企业或者高新技术企业，因此在税收政策方面往往较非上市公司具有明显的优惠优势，所以以税前净资产利润率IP来评价，即：产业绩效指标IP=(税前利润总额／净资产X100)。考虑到数据的完整性，样本期间选取1991—2005年。数据来源于国家统计局历年统计年鉴和CCER数据分析系统。论文下载

(二)序列平稳性检验

在实际经济活动中，多数时间序列都是非平稳的，这些序列的矩随时间而变化，然而某些非平稳的经济时间序列的某种线性组合却可能不随时间变化，表现出平稳性。20世纪80年代初Engle与Granger提出的协整理论就是解决非平稳时间序列之间协整关系的有效方法。但是协整理论并不是对所有非平稳数据都能处理，它所解决的是某些单整序列的关系问题。根据E—G两步发，为防止伪回归产生，在进行协整分析前，必须检验序列平稳性，即序列单整性检验。单整性是指，如果一个序列经过n阶差分后才能平稳，则称此序列为n阶单整，记为I(n)。同阶单整序列的某种线性组合如果是平稳的，称之为协整。常用的检验方法是ADF法和PP法，本文使用ADF法，采用Eviews5．0计量软件进行实证分析。

首先，作变量SR、GR、IP时序图，初步判断序列平稳性，识别变量截距、趋势特征。从可以看出，各变量可能不平衡，且都有截距项.

然后，采用ADF方法对各变量进行单整检验，得到的结果见。从表3可以看出，GR、SR、IP的检验统计值大于临界值，说明它们是非平稳序列。而它们的差分序列AGR和ASR以95％的置信度通过检验，AIP以90％的置信度通过检验，说明AGR、ASR、AIP为平稳序列。显然，可以判定GR、SR、IP各变量都是一阶单整的，即I(1)序列。

(三)资本市场融资规模与产业结构优化关系的协整检验根据上述单整检验结果，SR、GR和IP这些时间序列虽然自身非平稳，但其某种线形组合却可能平稳。如果存在平稳的线形组合，这个线形组合则反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。以产业结构优化率GR、产业绩效指标IP为被解释变量，资本市场融资率sR为解释变量，建立计量模型：，其中1、为随机扰动项，表示GR、IP中sR无法解释的其他因素，对GR和sR、IP和sR分别进行回归，得到模型(1)和模型(2)：

从回归结果看，模型1的截距项和系数显著，R=0．560618，调整的R=0．516680，F值=12．75923，P值=0．005079；模型2的截距项显著，而系数不显著，其R=0．246154，调整的R=0．151923，F值=2．612246，P值=0．144704。为了检验模型1中GR和sR是否协整，必须进一步对模型的残差平稳性进行检验。提取模型1残差，记为e，对其进行单位根检验，结果见表3。残差e以95％的置信度通过检验，是平稳的。说明GR和SR是协整的，股票市场融资率和产业结构优化率具有长期稳定的均衡关系，股票市场融资率每增长1个百分点，产业结构优化率降低5．523358个百分点，可见我国股票市场融资对产业结构升级不但没有起到推动作用，反而阻碍了产业结构的优化。

为了进一步确定股票市场融资率和产业结构升级的长期均衡和短期影响的关系，建立误差修正模型(ECM)，误差修正模型基本形式是由Davison、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，该模型能解释因变量的短期波动是如何被决定的，一方面，它受到自变量短期波动的影响，另一方面取决于误差修正项(ecm)，即回归模型1的残差序列e。将ecm滞后一阶，建立误差修正模型如下：

上述修正误差模型中ecm(一1)系数为负，说明在短期内或因为政策因素影响，或其他随机干扰影响，导致股票市场融资率与产业结构优化可能偏离均衡值，但这种偏离是暂时的，随着时间的推移这种偏离将因误差的修正回到均衡状态。

四结论

票据融资论文范文第5篇

中图分类号：F831.5

文献标志码：A

文章编号：1000-8772(2015)22-0045-03

一、引言

据统计，2014年末社会融资规模存量为122.86万亿元，是2002年末的8.27倍，年均增长19.3%，在社会融资规模快速增长的同时，金融结构也呈多元化发展，直接融资比例逐步加大，在社会融资活动中的作用明显增强，其对股票价格的影响引起了理论界和实物界的广泛关注。因此，社会融资规模如何保持合理增长，并且如何改善和优化融资结构，以增强金融运行效率和服务实体经济能力，这是今年来中央经济工作会议的一个精神。

针对社会融资规模与资产价格的波动及对实体经济的关系，我国已存在不少实证研究。如，杜龙波，高婧（2014）在理论分析和实证检验的基础上，对我国社会融资规模是否影响房地产价格波动进行了研究，结果表明，社会融资规模和房地产价格之间具有明显的相互作用关系，社会融资规模的增加，会导致房地产价格的上涨，相反，房地产价格的上涨也会引致社会融资规模的上升。[1]郭丽虹，张祥建，徐龙炳（2014）以中国31个省份的月度数据为样本，考擦了社会融资规模以及融资结构对实体经济的影响，研究结果表明，社会融资规模的增长对实体经济发展产生了显著的正向影响，但是，社会融资规模的增长存在一定的门槛水平，只有保持在一个合理的水平以内其增长才更有利于实体经济的发展。盛松成（2012）通过实证分析认为，我国社会融资规模与GDP、社会消费品零售总额、城镇固定资产投资、工业增加值、CPI的相关性显著优于新增人民币贷款，且与市场化利率相关性较强，从而表明社会融资规模是反映金融与经济关系的良好指标。[4]

本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，本文从宏观层面考察了社会融资规模与股票价格的动态关系，这既为金融是否有效地支持股票市场发展提供了实证证据，也为宏观调控引入社会融资规模这一指标的有效性和适用性提供了依据。第二，尽管有大量文献研究了社会融资规模与房地产价格之间的关系，但很少有文献研究融资规模与股票价格的影响关系和作用机制。本文通过检验社会融资规模对股票价格的影响，为厘清我国社会融资规模扩张以及社会融资规模结构的变化对股票价格波动的影响效应提供一个新的视角。

二、数据和研究方法

（一）数据和指标

考虑到数据的可获得性，研究结果的可比性以及小样本时间序列分析对数据的最低要求，本文选取了2002 年1 月至2015 年2月的社会融资规模和上证收盘综合指数的月度数据作为样本。另外，为了过滤实体经济水平、利率、通货膨胀等因素对于社会融资规模和股票价格波动的影响，本文还选取工业增加值代表实体经济水平，银行间7日同业拆借利率代表金融系统的利率水平，消费者价格指数代表通货膨胀水平，并对工业增加值和居民消费价格指数进行census X—13季节调整，以消除序列中所存在的季节效应，同时为了消除时间序列数据异方差的问题，并且保证时间序列的性质，对除利率以外的变量进行自然对数处理。社会融资规模和股票价格的数据来自中国人民银行官网，宏观经济数据来自CCER中国经济金融数据库。

（二）计量方法

1980 年美国经济学家西姆斯（C.A.Sims）所提倡的向量自回归（VAR）正是这样一种方法。本文所采用的VAR模型是一种非结构的向量自回归模型，它是将单个内生变量与其他所有的滞后值的函数来构造模型，用于时间序列系统的预测和分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量所形成的影响。VAR模型表达式为：

三、实证分析

（一）平稳性检验

本文研究中选取的数据均为时间序列数据，时间序列数据在建模过程中可能会存在非平稳性而导致建模过程中伪回归的出现，因此为排除由于数据非平稳而导致的伪回归的出现，我们首先对社会融资规模、股票价格、工业增加值、居民消费价格指数、银行间同业拆借利率的指标数据，以及差分后的序列进行单位根检验。结果发现，各变量原始序列的ADF值在显著性水平为5%时都不显著，说明各变量原始序列在5%显著性水平下都存在单位根，经过一阶差分后，在5%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，即各变量都是一阶单整序列，因此可以进行协整检验分析。

（二）协整检验

在进行协整检验时首要的问题是滞后阶数的确定。本文根据LR、AIC、SC、HQ信息准则确定模型的最优滞后阶数为3，进一步采用Johansen协整检验方法用于分析多变量非平稳时间序列长期稳定的关系，可以得到全部协整关系，并且检验功效更稳定。Johansen协整检验结果如表1 所示，根据检验结果可以判定社会融资规模、股票价格、工业增加值、消费者价格指数、利率五个指标之间存在着1个协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系。

（三）格兰杰因果检验

Johansen 协整检验说明了社会融资规模、股票价格、工业增加值、消费者价格指数、利率五个变量之间存在长期均衡关系，但不能说明五者之间的确切经济含义。我们用格兰杰因果关系检验社会融资规模与股票价格之间的具体关系，通过滞后3阶的格兰杰因果检验发现，社会融资规模和股票价格互为格兰杰原因。这说明，社会融资规模和股票价格具有一定的因果关系，二者相互影响、相互作用。

（四）脉冲响应分析

本文采用乔利斯基（Cholesky）方法进行脉冲响应分析社会融资规模和股票价格之间的动态影响。从脉冲响应函数图分析表明：图1 显示，社会融资规模对股票价格单位新息冲击的响应从第1 期开始为正且呈增长趋势，在第2 期响应程度达到最大为0.12，随后缓慢的降低，在第4 期响应程度降到最低为0.07，然后又逐渐上升，并趋于平稳。从经济意义上来说，在股票市场发展初期，股市存在太大的风险，居民户和企业很少冒险投身于股市，随着金融体系发展，股票市场逐渐完善，居民户和企业开始投资股票，其中投资股市的资金一部分可能通过各种渠道借入银行的资金。图2 显示，股票价格对社会融资规模单位新息冲击的响应在第1 期较小且为正，在第2期达到最大，随后逐渐下降，在第3 期降到最小值后又开始缓慢上升且趋于平稳。

（五）方差分解分析

本文进一步对脉冲反应进行预测误差的方差分解来定量分析每一随机扰动项的冲击对内生变量变化的贡献率，从而了解不同随机扰动项的冲击对模型内生变量的相对重要性。从检验的社会融资规模方差分解结果可以得出，在第1 期，社会融资规模的所有变动全部来自其本身的新息冲击，随着时间的推移，自身影响的贡献率逐渐减弱，而股票价格波动对社会融资规模的影响逐渐增加。从检验得出的股票价格方差分解结果也可以发现，在第1 期，股票价格的所有变动受其本身的新息冲击影响较大，而受社会融资规模的新息冲击的影响较小，随着时间的推移，股票价格受自身影响的贡献率逐渐降低，与此同时社会融资规模对股票价格波动的影响逐渐增加。

四、结论

通过实证检验可以得出如下结论：（1）社会融资规模和股票价格之间存在长期稳定的关系；（2 ）社会融资规模和股票价格互为格兰杰因果关系；（3 ）股票价格上涨能导致社会融资规模的显著增加，社会融资规模的增加也导致股票价格的显著上涨。因此，对社会融资规模的调控是可以影响股票价格的。这一研究结论有助于我国进一步明确社会融资规模在股票价格调控中的作用，保持社会融资规模合理增长，调整和优化社会融资结构对于促进我国股票市场健康、有力的发展具有重要意义。

参考文献：

[1] 杜龙波,高婧.社会融资规模对房地产价格波动的影响研究[J].金融与经济,2014,(06):71.

作者简介：崔文学（1990—），男，河南驻马店人，中南财经政法大学金融学硕士研究生，研究方向：货币理论与政策。