票据市场论文范文第1篇

摘要：本文首先对国内外对中期票据不同理解进行了对比分析，然后详述了中期票据的分类。并根据实际情况，分析了我国引入中期票据市场以来对我国融资状况的影响和意义，最后提出了中期票据市场对我国商业银行带来的问题和改进措施。

关键词：中期票据；中期票据市场；融资方式。

一、国内外关于中期票据的定义。

20世纪80年代早期，在美国等成熟债券市场中，中期票据（Medium-termNotes）作为连接短期商业票据和长期债券之间的“桥梁”性产品出现，其期限通常在2-5年之间。在欧洲货币市场发行的中期票据，称为欧洲中期票据（EMTNs）。随着市场的发展，中期票据逐渐突破了期限的限制，10-30年期限之间的中期票据变得更为普遍，中期票据已成为企业代替中期贷款的又一融资形式。

在我国，所谓银行间债券市场中期票据业务，是继短期融资券之后推出的又一项直接债务融资工具。根据《银行间债券市场中期票据业务指引》（以下简称《指引》），中期票据是指具有法人资格的非金融企业在银行间债券市场上，经监管当局一次注册批准后，在注册期限内按照计划连续、分期地以公募形式发行的，约定在一定期限还本付息的债务融资工具。

二、中期票据的分类。

中期票据是一种直接融资行为，发行者通过发行票据在资金市场上直接从投资者手中获得资金。由于商业票据的期限较短，流动性较高，因此中期票据的二级市场不发达，交易主要集中于一级市场。参与发行过程的主体，依据其所处的地位不同，可以分为三类。

第一，发行者即借款人。在美国市场上，发行者主要是大公司、非银行金融机构，近年银行、政府和政府机构也开始涉足中期票据市场。大型的银行控股公司、企业财务公司发行了大部分的票据。大公司的信誉高，违约风险小，因此他们能够垄断发行市场。在欧洲货币市场上，最开始主要是一些美国企业，他们利用票据筹集低廉的欧洲美元资金为自己的海外子公司融资。此后银行、金融机构、政府纷纷涌人该市场。到19%年3月止，发行在外的欧洲中期票据已达到5000亿美元，远远超过美国市场。

第二，中介机构。主要有以下几类：首先是承销商，可以由一个承销商担任，也可以组成承销团。一般发行都通过承销商，也有一些发行者有自己的发行队伍，主要见于美国市场。但是，直接发行的发行费用较高，每期商业票据如果要直接发行，它的最佳发行规模为20亿美元（美国市场）。美国市场的承销主要由几家大的机构垄断，他们是美林公司（MERRILLYNCH）、高盛（GOLDMENSACHS）、雷蒙兄弟（LEHMENBROTHERS）。欧洲货币市场的发行主要采取承销团的方式，发行者会指定一家主承销商，它负责组织承销团，给发行者提供财务咨询。主承销商并不因为它的特殊地位而获得额外报酬。美国的投资银行主导了欧洲货币市场的承销……其次是由发行者委托的发行和偿付人。人通常是一家具有清算功能的银行，它将表明持有票据的证明提交给承销商，收取资金。当票据到期的时候，它从发行者处收到资金。负责偿付，同时收回证明。有时候人和承销商是同一主体，但是它们在业务上必须分开。在美国市场上还存在着为发行者提供信贷额度或备用信用证的银行或其他机构，这些机构保证在发行者不能偿还本金时负责偿还，或者保证发行者能获得他们想要的金额。欧洲市场缺少这种支持，因为最开始进人市场的发行者主要是信誉卓著的大企业，他们利用欧洲货币市场环境宽松的有利条件，完全依靠自身的实力发行票据，以节省先头手续费。

第三，投资者。购买中期票据的投资者主要是机构投资者，美国市场的这个特征十分明显。因为根据美国《1933年证券法》第4（2）条规定，如果商业票据由机构投资者购买，而且该票据不在市场上交易，该票据的发行可以免于申请登记。货币市场共同基金、保险公司、信托机构、投资公司、养老基金甚至地方政府都参与中期票据投资。其中，货币市场共同基金占据主导地位。主要原因在于票据的面额都比较大，小投资者没有实力参与。欧洲货币市场票据的通常面额为50万美元和1的万美元，美国市场的最小面额为2。5万美元，但是大部分的票据以100万美元的整数倍标值。中期票据项目的设计通常作法，中期票据的发行者与承销商签订一份发行承销合同，与已有的票据包销便利不同，承销商并不负责包销所有票据，他们只承担最大努力义务。该合同与合同、备忘录等文件构成一份项目合同，它规定了中期票据项目的一些基本问题，如发行期限、金额等。此后，发行者可以在合同规定的框架内灵活选择发行商业票据的种类，他可以根据自己的要求和市场资金情况选择币种、期限。每次发行，他只要和承销商签订一份定价补充协定，该协定参考承销合同制定。于是发行者节省了每次发行票据重新拟定合同的成本。发行者一般指定二三家投资银行作为承销商，然后签订多边协定，就票据发行的形式、法律基础、交割时间表作出安排。目前，中期票据的合同条款已经建立起行业标准，节约了拟定合同的时间。传统上中期票据采用私寡发行方式，承销商将票据销售给少数大的机构投资者。近来，公开在货币市场发行的方式逐渐流行，1995年，欧洲货币市场的公开发行量为9印亿美元，比1994年增长69%。

三、中期票据市场的意义。

众所周知，直接融资与间接融资相比，具有市场透明度高、风险分散等特点，有利于金融稳定。成功市场经济国家中直接融资市场在融资体系中均占有主导性地位，而我国金融市场的现状是融资结构明显分化，企业直接债务融资市场发展缓慢。在目前国际经济环境不稳定，国内实施宏观调控，既要防止经济由偏快转向过热，抑制通货膨胀，又要防止经济下滑，避免过大起落的背景下，交易商协会在银行间债券市场推出中期票据业务，是对特定经济发展时期金融创新的全新尝试。中期票据业务的推出，结束了企业中期直接债务融资工具长期缺失的局面，提高了直接融资比例。从宏观层面来看，它有利于进一步提高储蓄向投资转化的效力，降低银行体系的系统性风险，有效平衡银行机构的信贷资源；减轻股权融资的压力，有利于资本市场协调、可持续发展；保证当前宏观调控政策的平稳推进。从微观层面来看，有利于企业优化财务结构，降低融资成本，丰富投资者投资渠道。

四、我国中期票据市场的管理方式。

借鉴美国等市场的成功经验，我国中期票据目前实行交易商协会注册的市场化管理方式，由协会组织银行间债券市场成员进行自律管理。交易商协会的七项自律规则具体地明确了中期票据管理战术。《指引》明确规定企业的注册程序：交易商协会设注册委员会，注册委员会委员由来自银行、券商、基金公司、评级公司等市场相关专业人士组成，目前共有81名注册委员会委员。其中，每周的注册会议由5名注册委员会委员参加，参会委员从注册委员会全体委员中抽取，2名以上（含2名）委员认为不符合相关要求，交易商协会就将不接受发行注册。

《指引》中还明确规定，企业发行中期票据待偿还余额不得超过企业净资产的40%；对于募集资金的规模，指引并没有严格限制，仅规定应用于企业生产经营活动，并在发行文件中明确披露具体资金用途，企业在中期票据存续期内变更募集资金用途应提前披露。而且因为投资期限的延长会增大投资风险，所以《指引》中指出，企业还应在中期票据发行文件中约定投资者保护机制，包括应对企业信用评级下降、财务状况恶化或其他可能影响投资者利益情况的有效措施，以及中期票据发生违约后的清偿安排。由此可见，中期票据进入门槛相对较低、发行更为便利，市场普遍认为它丰富了企业通过银行间债券市场融资的渠道，将会得到发行主体的青睐。尤其是在从紧货币政策环境下，中期票据的发展前景不可限量，并且随着市场的深化，中期票据的交易结构将有更大的创新和丰富，从而带动新型信用债券和结构化证券的涌现，引领中国信用债券市场进入新纪元。

五、中期票据市场在我国的发展有重要意义。

第一，中期票据可以降低企业的融资成本，改善企业的资本结构。根据2008年4月22日首批中期票据在银行间债券市场发行情况来看铁道部两只3年和5年期的中期票据的票面利率分别确定为5.08%和5.28%外，其余6只中期票据的票面利率整齐划一地呈现为3年期5.3%,5年期5.5%的水平。而目前我国银行贷款3年期和5年期利率分别为7.56%和7.74%,两者相比，中期票据有低成本融资的优势。企业作为市场经济中的理性人会主动核算融资成本，降低银行贷款规模，提高直接融资比例和中期融资比例，改善并优化公司融资结构。通过对首批中期票据募集资金的用途分析，可以发现除了用于项目建设投资，中期票据融资的另一大用途就是偿还成本较高的银行贷款，其中，中国交通建设股份有限公司用于置换银行借款的部分约占募集资金的40%。所以在贷款利率高企，货币当局控制银行贷款规模的背景下，中期票据自然受到广大融资者的青睐。预计随着时间的推移，中期票据低融资成本的优势必将凸现，发行中期票据的企业会越来越多。

第二，从投资者的角度，中期票据提供了一种新的固定收益产品。中期票据在银行间债券市场发行和流通，大大地丰富了商业银行等机构投资者投资品种。我国的银行间债券市场是以银行、非金融机构和企业参与的一个债券发行和交易市场。银行间债券市场的原有的中长期品种包括国债、政策性银行债、企业债等，债券品种单一，缺少企业凭借自身信用发行的无担保的固定收益类产品。中期票据的引入将在一定程度上改善这一局面。从2008年2月短期融资券的持有者结构看，商业银行占73.51%,其中全国性商业银行占60.97%,城市商业银行占8.81%,由于短期融资券收益高于同期限央票收益，商业银行更乐意持有短期融资券。类似地，企业发行的中期票据利率会高于同期限国债利率，商业银行等机构投资者投资中期票据可以提高资金的收益率。

第三，中期票据在一定程度上降低了银行的贷款业务，但也为银行中间业务的发展提供了机遇。与中长期贷款相比，中期票据低发行利率的优势十分明显。根据前文的分析，中期票据利率比银行贷款利率低200个基点以上。从长远来看，中期票据低融资成本的优势将吸引更多企业采用中期票据的方式替代贷款融资。从首批发行中期票据企业情况来看，除铁道部以外均为大型央企，资信等级为AAA级，这些企业长期以来都是商业银行的优质客户。优质客户发行中期票据必将使银行企业贷款业务受到很大影响。特别值得注意的是，中国电信股份有限公司和中国交通建设股份有限公司发行中期票据的筹集资金用途包括偿还银行贷款和置换银行贷款。企业从降低融资成本角度选择中期票据替代银行贷款的“脱媒”行为必须引起商业银行的高度重视。从首批中期票据的发行情况来看，主要的国有商业银行和股份制商业银行纷纷加入到中期票据的承销商行列中来。这些商业银行均有短期融资券的承销历史，为银行承销企业中期票据积累了宝贵经验。根据以往短期融资券的承销情况，主承销商能获得的短期融资券的承销费率大约为融资额的0.4%,承销团成员能获得的分销费率大约为融资额的0.15%。因此银行在短期融资券的承销业务中可以获得丰厚的利润。而与短期融资券相比，中期票据的发行规模大许多，所以中期票据的承销业务能为商业银行带来一笔不菲的收入。

以往我国商业银行过分依赖于存贷款利差收入，中间业务收入在总收入中的比重过小。中期票据的承销业务在一定程度上能够改善这一不合理的局面，使商业银行收入结构更加合理，同时承销收入不占用银行资本金和法定准备金等资源，这是承销收入不同于贷款收入的一大优势。面临中期票据的积极和消极作用，商业银行应该客观地看待中期票据所导致的企业“脱媒”现象，抓住机遇迎接挑战。大力发展中期票据的承销业务，建立新型银企关系。根据首批中期票据发行的情况分析，从融资成本的角度，具有优良资信等级的企业倾向于选择中期票据来替代中长期贷款。这些企业都是银行重要的贷款客户。因此银行可以将原有的贷款业务客户转变为中期票据承销业务的客户资源。由于银行和企业有着多年的业务往来，彼此熟悉对方的情况，银行在此基础上开展承销业务可以根据企业的资产负债和现金流状况，为企业量身定做中期票据融资方案，安排发行金额与期限，同时争取中期票据的承销资格。这样既保留了客户资源，又能扩大银行的承销业务。

第四，从货币政策的角度，中期票据缓解了货币政策的压力。在当前金融机构的信贷额度是人民银行货币政策的主要工具之一。从2008年金融机构的贷款数据分析，一季度人民币贷款增加13326亿元，同比少增891亿元，较2007年同期下降7%,信贷额度控制的效果尚属理想。如果按照一季度贷款占全年35%的比例计，则全年贷款将达到3.8万亿，而去年全年新增贷款为3.6万亿。因此可以推断央行将继续采取措施执行信贷规模管制。中期票据作为直接融资，实质上是资金需求方和供给方之间直接的资金融通。投资者购买中期票据一方面满足了一些企业刚性的生产性资金需求，另一方面又避免了通过银行贷款方式的融资所导致的贷款总量快速增长，缓解了货币当局通过信贷规模管制进行货币政策调控的压力。

六、中期票据市场对商业银行带来的问题及建议。

中期票据对银行贷款的替代效应，使商业银行传统业务面临挑战。竞争加剧行业分化，商业银行盈利水平差距扩大。中期票据业务带来了相应的经营风险，为商业银行提出了更高的要求。商业银行是中期票据的主要投资主体，使得信用风险分散的效果并不明显。商业银行在承销中期票据时的余额包销及代清偿增加了商业银行的经营风险。因此，商业银行应大力发展投资银行业务，推动银行阴历模式的转型；延伸客户服务，开发中小企业信贷市场；提高商业银行风险管理的能力，防范中期票据信用风险。

参考文献：

[1]包香明。美中期票据市场概况，推出中期票据扩大直接融资[N].金融时报，2006-03-18.

[2]潘渭河。欧洲票据市场的发展和EMTN[J].国际商务研究，2002,（2）。

[3]俞波。中期票据—企业战略转型的资金助推器。

票据市场论文范文第2篇

市场有效性理论将有效市场按照其有效程度划分为三个市场，有效程度由弱到强依次是：弱式有效市场，半强式有效市场，强式有效市场。关于我国股票市场的有效性研究一直是国内学者研究讨论的重点，市场有效性也对我国股票市场的发展有着很深远的意义。本文按照结论的不同对国内学者的研究成果进行分类总结概括，试图展现我国研究这一领域的研究脉络和相关进展，希望能从这些研究成果中找到推进我国股票市场有效性的途径。

二、论述中国股票市场没有达到弱式有效的文献综述

俞乔（1994）选取沪深两市1990年至1994年间的综合指数数据为样本，运用误差项的序列相关检验、游程检验、非参量性检验三种方进行实证分析，得出结论：沪深两个市场均未达到弱式有效。

奉立城（2000）检验了我国股票市场的“周内效应”，作者发现上海股票市场存在着日平均收益率显著为负的“星期二效应”和显著为正的“星期五效应”。较弱的证据显示深圳股票市场存在着日均收益率显著为负的“星期二效应”和显著为正的“星期五效应”。这表明深沪两市都达不到弱式有效，且上海股市比深圳股市更加没有效率。

张亦春等（2001）选用上证A股综合指数作为样本，运用广义谱域分析对中国股票市场进行了弱式有效检验，发现股价变动不满足鞅过程，更不满足随机漫步，白噪声也无法满足，作者认为中国的股市没有达到弱式有效。

胡昌生等（2004）使用AR-GARCH-M模型，分析了上证综合指数和深证综合指数在1992年5月21日到2003年9月20日之间的每日收盘价格，发现已存在的信息并没有完全地反映在价格中，由此认为中国股市在早期并没有达到弱式有效。

于亦文等（2005）检验了1999年1月至2002年4月的上证综合指数高频收益的序列相关性，采用方差比检验的方法进行实证分析，结果表明样本数据存在显著的正相关，进而作者认为中国股票市场没有达到弱式有效。

三、论述中国股票市场已经达到弱式有效的文献综述

陈小悦等（1997）选取沪深两市1991年到1996年的股票日收益率和周收益率做Dickyr-Fuller检验，得出结论：中国股票市场已经属于弱式有效市场，而且相较于上海股票市场，深圳股票市场率先达到弱式有效。

邓子来，胡健（2001）运用误差项的序列相关性检验法，以沪深股市1998年7-8月份上市公司的股票价格作为样本进行实证研究，得出结论认为我国两个股票市场经过几年的发展已经初步具备了弱式有效。此外，作者还运用了股价自相关检测方法，以深沪股市1997年下半年上市的股票的综合指数为样本进行实证分析，得出了相同的结论即中国股票市场具有了弱式有效性。

冉茂盛等（2001）选取1995年1月至2000年12月的沪深两市的成分指数的周收盘价为样本数据，采用R/S方法对数据进行实证分析检验，得出结论认为中国股票市场达到弱式有效。

张兵等（2003）选用2001年9月以前的股票市场日收盘价做为样本，运用了特别适合转轨经济体中新兴股市的渐进有效性检验，又同时使用了分年度检验的结果，作者认为中国的股市从1997年开始呈现弱式有效。

周四军（2003）首先运用了游程检验法进行检验，选取2000年1至5月的上证综合指数为样本数据，运用游程检验法对样本数据进行实证分析，结果显示样本数据具有随机性，证明我国股票市场的有效性已经达到了弱式有效。作者又运用序列相关性检验了1997年至2001年的沪深两市的成分股指数，实证结果同样证明我国股票市场达到了弱式有效。

张锐力等（2009）运用序列相关性检验以2000年1月7日至2003年12月26日沪市每周末收盘的上证指数和深市每周末收盘的深证成指作为样本对我国股市进行了实证检验，结果表明，深沪两市均已达到弱式有效性。另外作者又运用游程检验法进行检验，选取了深沪两市每周末（2000年1月到2003年12月）的上证指数和深证成指，以及深沪两市中具有代表性的个股各两只作为样本，结果证明所有的检验值均小于临界值，所以游程检验结果承认深沪两市的股票指数的价格变动符合随机过程的假设，即证明深沪两市已达到弱式有效。

通过对于以上文献的研究，尽管对于中国股票市场达到了弱式有效这一观点仍然存在较大争议，但笔者发现，大多数的学者得出的结论都说明我国股票市场的有效性存在着提高的趋势。如高鸿桢（1996）、黄济生等（2001）以及史永东等（2002）都证明了我国股票市场的有效性在不断增强，处于在弱式有效市场和半强式有效市场之间的过渡状态。笔者认为，尽管结论尚存在争议，但很肯定的一点是，我国股票市场的有效性相对金融市场起步较早比较发达的国家来说有很大差距，我们应该加强对这一领域的研究，并找出提高我国股票市场有效性的方法。

参考文献

[1]俞乔.市场有效、周期异常与股价波动――对上海、深圳股票市场的实证分析[J].经济研究，1994，（9）：43-50.

[2]奉立城.中国股票市场的“周内效应”[J].经济研究，2000，（11）.

[3]张亦春，周颖刚.中国股市弱式有效研究综述[J].当代财经，2001，（8）.

[4]胡昌生，刘宏.中国股票市场有效性实证研究[J].统计与决策，2004，（11）.

[5]于亦文，李永俭，于奎.基于高频数据的市场有效性研究[J].统计与决策，2005，（18）：011.

[6]陈小悦，陈晓，顾斌.中国股市弱型效率的实证研究[J].会计研究，1997，（9）.

[7]邓子来，胡健.市场有效理论及我国股票市场有效性的实证检验[J].金融论坛，2001，（10）：45-51.

[8]冉茂盛，张宗益，陈茸.运用RS方法研究中国股票市场有效性[J].重庆大学学报（自然科学版），2001，（6）.

[9]张兵，李晓明.中国股票市场的渐进有效性研究[J].经济研究，2003，（1）：54-61.

[10]周四军.中国股市的弱式有效性检验[J].统计与信息论坛，2003，（2）：E8.

票据市场论文范文第3篇

股票市场作为金融市场的重要组成部分，最初产生的目的是为企业获得融资，使企业获得充足的资金，以促进宏观经济更好的发展。自从1976年罗斯提出APT理论以来，宏观经济变量与风险一起成为了影响股票市场的因素，使得股票市场与宏观经济变量的相互关系有了理论依据。从此，股票市场与宏观经济变量的相互影响关系就成为学者们研究的热点问题。股票市场的发展壮大不仅增强了资本市场的活动能力，一定程度上也将反作用于实体经济，对各个宏观经济变量产生影响，再由宏观经济变量反作用于股票市场而起到循环作用。而政府采取宏观经济调控手段，也是基于这样的作用机制来对资本市场和实体经济进行调节。因而，在目前情况下对我国的股票市场和宏观经济变量是否存在关联性进行深入的研究，显得十分必要。世界上所有的新兴证券市场都会不可避免的受到宏观调控的干预，中国股票市场作为一个发展仅有二十余年的新市场，更是需要国家的宏观调控。但是，国家对股票市场的宏观调控不能盲目的进行，要实行有效的调控措施，对宏观经济变量与股票市场的关系必须有明确的了解。由于宏观经济变量众多，且与股票市场的关系也各不相同，因此宏观经济变量对股票市场的作用机制比较复杂。本文以实证的方式，通过运用多种计量方法建立模型来研究股票市场与宏观经济变量之间是否存在关联性，以及存在怎样的关联性。

二、文献回顾

Chen等（1986）在APT的基础上建立了一个向量自回归（VAR）模型，他们研究发现宏观经济变量通过影响贴现率成为股市风险因素之一，还发现宏观经济变量和股票价格之间存在长期的均衡关系。Grange（r1981）提出了协整分析理论，为检验宏观经济变量与股市的关联性提供了的另一种方法。Fama（1990）用多因素模型证实了美国经济中货币供应量与通货膨胀率对股市收益率有显著的影响，并指出货币供应量、通货膨胀是通过影响实体经济增长来对股市产生作用的。Benranke和Kuttne（2004）利用VAR方法，考察了未预期货币政策对股票市场的影响。实证结果表明，货币政策对股票市场有影响，但货币政策的变动只能解释部分股票价格的变动。钟小强（2008）利用VAR模型和协整理论对于货币政策对股市的有效性进行实证检验，结果表明股指和货币供应量、利率之间存在稳定的长期均衡关系；同时货币供应量是股指的格兰杰原因，利率不是股指的格兰杰原因；相对于利率，货币供应量对股市的影响更大。孙云玉（2009）采用2000—2007年的数据分析中国股市价格波动与货币供应量之间的关系，结果表明二者之间存在着长期稳定的均衡关系，股市价格对不同层次货币供应量影响程度不同，M1对股市价格影响最大，但反过来股市价格则对M0影响最大，对M1仅有一定程度的影响。三、宏观经济变量与股票市场关联性的理论分析及研究假设本文将以股票定价理论为基础，分别从宏观经济变量对股票市场产生的影响和股票市场对宏观经济变量产生的影响这两个方面进行简要的理论分析，为实证分析提出相关的理论假设奠定基础。

（一）股票定价理论

作为资本市场理论的核心内容，股票定价理论经历了从传统理论向现论转变的过程。传统股票定价理论主要指稳固基础理论，其基本思想是，股票具有内在价值，它是股票价格稳固的基点，股票价格决定于内在价值。股票价格总是围绕其内在价值而上下波动的，当股票市价高于其内在价值时，就出现卖出机会，反之亦然。传统的定价理论着重于价值发现功能，即从企业角度入手考察股票价格决定因素。现代定价理论则从投资者的角度出发，更多地考虑到投资者的现实情况，即投资者往往不是投资于一种股票，而是投资于由多种股票形成的组合。现代股票定价理论的代表人物Markowitz在1952年发表了《证券组合的选择》一文，他根据统计学上的均值、方差和协方差等指标，将单个股票和股票组合的收益和风险进行量化，将复杂的投资决策问题简化为收益-风险（期望值-方差）的二维问题，给出了投资者如何通过建立有效边界，并根据自身风险承受能力选择最优投资组合，以实现投资效用最大化的一整套理论，即现代证券组合理论。

（二）宏观经济变量对股票市场产生的影响

股价的波动取决于预期的未来现金流的波动性、未来贴现因子的波动性及两者之间的相关性。而未来现金流、贴现因子直接受企业层面实体因素的影响，如企业的盈利能力、资本结构、营运杠杆、管理水平等；企业的实体因素又受行业因素、宏观经济基础变量（如国内生产总值、货币供应量、通货膨胀、实际利率、汇率与进出口等）及宏观调控政策（如财政政策、货币政策）的影响。因此，股价的变动因素取决于上述经济实体变量及相关政策变量，股指的变化也应由这些变量的变化所决定。如图1所示所有因素都是通过作用于供求关系而影响股票价格。

（三）股票市场对宏观经济变量产生的影响

股票市场作为一种日益重要的投资方式，其在筹集资金、促进企业经营机制的转换和优化资源配置这三方面对宏观经济也产生越来越重要的影响。股票市场对宏观经济的影响，主要是通过消费、投资、货币政策和汇率等渠道来产生作用的：（1）股票价格一般被认为是经济运行的先行指标，具有国民经济“晴雨表”的功能。股票市场对GDP的作用主要通过股票市场的消费和投资两个渠道来推动。（2）股市市场对货币供应量的影响主要体现在股市价格波动改变了货币需求的稳定性,从而对货币供应带来冲击，并推动货币供应的存量和结构发生相应变化。（3）股票市场对汇率的影响主要体现在股价上升还将增加国内投资者的财富，增加货币需求，推动国内利率的上升，而国内利率的上升还将进一步刺激资本流入，使本币升值，汇率上升。

（四）研究假设

综合已有的宏观经济变量与股票市场关系的理论研究，我们可以看出二者之间的影响是相互的，并且是复杂的、不确定的。具体到我国的经济来说，这种影响也是不确定的。这种不确定性，一方面是由于影响机制本身的复杂性，另一方面也与我国股票市场的自身发展特点密切相关。本文关于宏观经济变量和股票市场价格指数关联性实证分析的理论假设如下：

假设1：股票市场价格指数和国内生产总值正相关消费、投资和进出口都是总产出的组成部分，它们增加表明国内总需求增加，并决定国内生产总值增加，公司利润也随之增加。国内生产总值的任何增加，都会影响国内公司现金流同方向变化。一般来说，在其他条件不变的情况下,股票价格也会同方向变化。因此，股市表现和国内市场总值，甚至和消费、投资、进出口之间应存在正向关系。

假设2：股票市场价格指数和通货膨胀率成负相关通常认为实际通货膨胀率和非预期通货膨胀率之间存在正相关关系。因此，在其他条件不变的情况下，通货膨胀和资产价格之间就会存在一种反向关系。如果通货膨胀使产品售价上升，导致公司利润增加，从而使公司现金流增加且这种增加是同步的，上述关系可能不再成立。因此，通货膨胀和股票价格存在一种不十分确定的负相关关系。

假设3：股票市场价格指数和利率正相关一般假设名义利率和价值模型的无风险利率之间存在一种正相关关系，因此名义利率的变化将会使资产价格向相反方向运动。因为利率降低一般使投资者要求贴现率下降，在预期股利不变的条件下，股票的内在价值将会上升。

假设4：股票市场价格指数和货币供应量关系不确定从长期来看，股市上涨根本动力应该是经济增长和企业营利能力的增强。但在短期内，资金是股市的物质基础，资金的流入流出是造成股市涨跌的直接因素。当货币供应增加超过民众因经济增长及支付习惯和制度等变动引起的需求增加时，市场利率会下降，就会存在部分资金流入股票市场，从而提高股市成交量和成交金额。当股市扩容有限时，股价将上涨。可见，货币变动领先于股价变动，且两者之间是正相关关系，但同时货币供给增长会刺激经济增长，会使企业现金流增加，从而提高股票价格。可是货币供给增加有可能导致流通中的货币过多，这在一定程度上会导致通货膨胀，从而使资产价格向相反的方向运动。这样，股价指数和货币供给应该反向变化。综上所述,货币供给和股票价格变动方向更应该由经验证据来决定。

四、宏观经济变量与中国股票市场关联性的实证分

本文采用向量自回归（VAR）模型对宏观经济变量与股票市场的关联性进行考察，主要遵循如下步骤：首先进行数据来源和变量的选择，之后进行单位根检验，并以平稳的时间序列数据构造VAR模型进行结构分析，最后从协整检验和Granger因果检验等角度来进一步验证变量之间的关系。

（一）样本选择与数据处理

本文选取1998年1月至2009年9月的月度数据对中国股票市场进行实证分析，数据均来源于RESSET金融研究数据库、大智慧系统软件、中国统计年鉴和中国人民银行的官方网站。由于月度数据会存在一定的季节性，因此，为了消除季节因素的影响，本文用X-n的方法对样本数据进行调整，得到剔除季节因素的数据。

（二）变量定义

本文选取上海证券交易所股票价格综合指数（SZ）作为股市指标；国内生产总值GDP由于是年度数据，很难得到月度数据，故在实证分析中我们将采用工业增加值（GYZJZ）来代替GDP；货币供应量本文采用M2来反映货币供应量;通货膨胀率用某一具有代表性的物价指数比如居民消费价格指数（CPI）来反映通胀情况；利率作为国家宏观经济调控的中间目标之一，本文选用的是实际贷款利率并选6个月贷款利率作为短期利率的代表，以5年期贷款利率作为长期利率的代表；汇率本文选用外汇储备（WHCB）作为汇率指标。

（三）实证检验

大部分有关宏观经济的模型，都是利用经济理论来建立变量之间关系的联立方程模型。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等式的左端又可以出现在等式的右端，这使得估计和推断更加复杂。为解决这些问题，产生了一种用非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型，就是本章所采用的向量自回归模型（VAR）。向量自回归模型通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响，对宏观经济变量这一时间序列的相关分析具有较好的预测和解释能力。由于宏观经济中包含有许多的变量，无法明确的知道每一个变量是如何影响股票市场的，故本文将他们拆分开来进行研究。

1.GDP、投资、储蓄、消费、对外贸易与股票市场关联性的研究。本节选取的宏观经济变量有工业增加值（GYZJZ）、储蓄额（CXE）、社会消费总额（SHXFE）、固定资产投资（GDZCWCE）、进出口额（JCKE）。（1）单位根检验。由于Johansen协整检验，以及VAR模型的构建是要求变量都是一阶单整的，故本文要对所选的变量进行单位根检验。本文选取的检验方法是ADF检验。由表1可知，我们所选取的变量都是一阶单整的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前也要先确定模型的滞后阶数，本文参考了LR（极大似然比值）、SC值、AIC值，结合实际情况，选取滞后一阶的VAR模型。由运算结果我们可以看到上证综指拟合的方程拟合优度为0.90，调整后的拟合优度为0.89，说明模型拟合的还算是比较成功的。得到上证综指与宏观经济变量的数学公式：SZ=0.85*SZ（-1）-0.005*CXE（-1）+0.02*GDZCWCE（-1）-0.23*GYZJZ（-1）+0.44*JCKE（-1）+0.15*SHIXFZE（-1）+25.53由上述公式我们可以看到，上证综指与自身前一期的指数成正向变化，与固定资产完成额、进出口额、社会消费总额的前一期值成正向变化。固定资产完成额的增加，表明实业投资的增加，实业投资与股票市场投资是相互促进的，实业投资的增加必然会带动股票市场的发展。进出口的增加，则有利于国内企业的发展，使得企业的利润增加，同时使得企业的股票价格上扬。而消费的增加，一方面使得企业的销售增加，另一方面消费还推动经济的发展。这两方面的作用都将有利于股票市场的发展，体现在股票价格的上扬上。上证综指与工业增加值的前一期变化成反向变化，在本期的关系中也是负向相关，这与我们前期理论分析结论有些出入，原因可能有以下几点：第一，本文用工业增加值来替代GDP，替代性可能不够。第二，我国股票市场的发展轨道与国外的股票市场很不一致。我国股票市场起步较晚，起步原因较特殊，而且还有中国股市自身特有的特点，这使得我国的股票市场的有效性不是很强，导致股票价格会经常出现异常性的波动。

（3）Johansen协整检验。协整检验是检验变量之间是否存在着长期稳定的关系。我们依然选用特征根检验法对上述模型进行了协整检验。检验结果表明这几个变量之间存在三个协整关系见表2：

这说明上证综指和宏观经济变量之间是存在着长期稳定的关系的。同时也说明了宏观经济变量之间也是存在着长期的相互关系的。这从另一方面为我们前面的理论假设中提到的宏观经济变量之间相互传导影响股市提供了实证支持。协整方程式如下：SZ=1.49CXE+2.90GDZCWCE-5.38GYZJZ+12.97JCKE-2.005SHXFZE从上述公式中得出，长期储蓄额的增加，使得货币供给增加，更多的资金进入股市，让股市资金充足，促使股价上升，因此股价与储蓄额是正向波动的，这和我们前面的理论假设是一致的。固定资产投资长期的增加，意味着社会大环境的良好发展，增强股票投资者的信心，从而给股票市场良好的信号，使得股票价格上涨，这也和我们前面的理论假设是一致的。进出口额的增加表明我国对外贸易的良好发展，同时也表明国家大力发展对外经济。这至少对外贸企业是一个良好的发展机会，外贸企业的发展，也会带动其他的提供原料和销售的上下游的企业的发展。企业基本面发展良好，反映在企业股票上，促使股票价格上升。但我们也可以看到社会消费的增加会使股票价格下降。其可能原因为，消费的过快增加会使物价上涨过快，产生一定的通货膨胀和投资心理恐慌，从而对股市产生不利影响。

（4）格兰杰因果检验。对上述变量进行格兰杰因果检验，来检验变量之间是否存在格兰杰因果关系，见表3。由表3可知：工业增加值可以单向格兰杰引起上证综指的变化，社会消费总额的变化也可以单向格兰杰引起上证综指的变化。同时，上证综指可以单向格兰杰引起进出口额的变化。固定资产完成额和进出口额与上证综指之间不存在格兰杰因果关系。这说明上证综指与宏观经济变量之间是存在格兰杰因果关系的，不仅宏观经济变量会引起上证综指的变化，而且上证综指也会反作用于宏观经济变量。最终我们可以发现，这五个变量可以同时格兰杰引起上证综指的变化，这与我们前面的理论假定相吻合，即宏观经济变量可以通过错综复杂的相互关系来共同对股票市场产生作用。

2.货币政策、财政政策、汇率与股票市场关联性的研究。货币政策指标、财政政策指标和汇率是代表宏观经济政策的传统指标，建立它们与股票市场的计量模型并进行分析，可以更详细的了解宏观经济政策与股票市场之间的相互影响机制。本小节选取的宏观经济变量有货币供给（M2）、财政收入（CZSR）、财政支出（CZZC）、外汇储备（WHCB）等。

（1）单位根检验。由表4可知，上述的变量都是一阶单整的。说明这些数据是符合我们进行协整检验的要求的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前，要先确定滞后阶数。这里还是采用LR似然比和SC值、AIC值相结合的方法，综合考虑，选取一个较合理的滞后阶数。这里我们选取滞后一阶的方式来构建VAR模型。其方程式为：SZ=0.8352SZ（-1）+0.006CZSR（-1）+0.048CZZC（-1）-0.317WHCB（-1）+0.0169M2（-1）-2310.5由上面的公式我们也可以发现，上证综指仍旧受自身前一期的影响。同时，短期财政支出和财政收入的变化均会引起上证综指正向的变化。但从长期来看，财政收入的过多增加可能会不利于股市的发展，这和财政收入的来源有很大的关系。因为财政收入主要来源于税收和国债，税收的增加，加重了企业和投资者的负担，减少了资金供给，长此以往，对资本市场将产生不利影响。

M2将引起上证综指的同向变化，这和我们前面关于货币供给量的理论假设是一致的。货币政策的预期效应、资产组合效应和内在价值增长效应都体现了货币供给量的变化将引起上证综指的正向变化。短期外汇储备将引起股票市场反方向的变化。外汇储备虽然有利于货币供给量的增加，但是我国目前的外汇储备量已经过量，故而它的负面影响也开始显现。这也和我们的理论是基本一致的。

（3）Johansen协整检验。对上述VAR模型进行协整检验，发现上述的模型中存在着协整关系。这说明了股票市场和宏观经济变量之间存在着长期稳定的关系。我们将上证综指的协整方程式列出，详细地分析变量之间的长期关系。SZ=-1.24CZSR+4.03CZZC+2.17M2-26.74WHCB由上面的协整方程式，我们可以得到变量间的长期关系，和我们分析VAR模型时提到的一样，财政收入的系数在长期协整关系式中变为负数，即财政收入的增加，长期而言是不利于股市的。其余的变量的系数都没有改变正负。这说明，在长期中，宏观经济变量与股票市场之间的关系是符合我们的理论假设的。

（4）格兰杰因果检验。我们需要分析这几个宏观经济变量与股价是否存在格兰杰因果关系，因此我们要对它们进行格兰杰因果检验。我们从表5中可以看出，外汇储备的格兰杰引起上证综指的变动。而且，这些变量还能同时格兰杰引起上证综指的变动，说明货币政策、财政政策和汇率不但可以单方面影响股票市场，而且可以综合起来对股票市场产生一定的影响。表5格兰杰因果检验同时我们也看到，上证综指不能格兰杰引起财政政策变量的变化，不能格兰杰引起货币供给量和汇率的变化。反过来看这也说明了就中国股市而言，汇率与股市是汇率导向模型的传导机制。股票导向的传导机制，在中国还没有成熟的条件形成，股票市场对汇率的影响作用还没有发挥作用。股票市场不能对货币供给量产生影响，这也和我国的实际国情有关，一般认为货币供给量是受中央控制来调节宏观经济的。

票据市场论文范文第4篇

关键词：股票市场收益率 通货膨胀率 费雪效应

引言

在现达的市场经济中，证券市场是金融体系重要组成部分。在筹集资本，资本定价、配置资源等方面有着不可替代的作用。股票市场作为证券市场的主题部分，被称为国民经济状况的“晴雨表”。

1.理论背景

通货膨胀是影响股票市场及股票价格的重要因素。这一因素对股票市场的影响比较复杂。关于股票收益率与通货膨胀率关系的理论和实证研究,最早涉及该领域的研究是费雪(1930)的“费雪效应"，他认为股票名义收益与通货膨胀预期正相关，而实际收益与通货膨胀预期不相关。

2.中国通货膨胀率对股票收益率影响的实证分析

2.1样本选择与模型建立

2.1样本与数据选择

本文运用的均为1996年1月到2009年到10月的月度数据。为克服数据中存在的异方差，实际股票收益被定义为扣除消费物价影响的上证综指、深证成指月度收盘价自然对数的一阶差分。通货膨胀以全国商品零售价格指数计算，所有的数据来自于锐思数据库、世界经济研究数据库。

2.2建立实际股票收益率与通货膨胀之间的关系模型：

RSRt=α+βINFt+μ

其中，RSRt代表第t期股票的实际收益率，INFt代表第t期通货膨胀率，α

上证综指实证检验结果

RSRt=0.012671-0.210749INFt

(1.809348)　(-0.921833)

[0.007003]　[0.228619]

_R2=0.005155　R2=-0.000911　DW=1.888380　F=0.8497762.

深证成指实证检验结果：

RSRt=0.014880+0.158374INFt(1.765763)

(0.575694)[0.008427]　[0.275100]

_R2=0.002017 R2=-0.004068 DW=1.782054 F=0.331424

上证综指的实际股票收益率与通货膨胀率也是成微弱的负相关，不能支持费雪的观点，从而形成费雪效应悖论;深证成指的实际股票收益率与通货膨胀率成微弱的正相关，支持费雪效应。两个交易所的变动方向并不能达成一致，因而我国股票市场的分析结果并不支持费雪效应，而是产生了悖论。

2.2原因分析

2.2.1从通货膨胀刺激股票市场方面看，通货膨胀可以对股价有一定的提升作用。通货膨胀可以刺激消费，扩大企业的盈利能力，促进企业扩大再生产，提高就业率，促使劳动力成本提高，促进社会生产力良性循环，有助于上市公司整体业绩的提升。

2.2.2从通货膨胀压抑股票市场的角度看。通货膨胀是一种货币贬值。政府一般会采取紧缩性的财政政策如控制和减少财政支出，收紧银根，提高市场利率水平，使企业经营出现困难，也使证券市场资金供应紧张。同时，社会无风险收益率的上升，导致股票市场资金进一步撤离，从而使股票价格下跌

2.3造成中国费雪效应悖论的深层原因分析

2.3.1中国股票市场是“政策市”。作为一个建立不久的新兴市场，我国股票市场本身存在着诸多不完善因素，而股市的政策性表现尤为突出。

2.3.2我国股票市场缺乏做空机制。我国股票市场没有开设指数期货、期权、远期合约等金融衍生工具，整个市场处于一种“做多”状态。

2.3.3投机者的心理倾向以及杠杆效应和羊群效应的存在。中国人大多为储蓄偏好者，股票市场作为一个新兴市场，总市值不高，流通市值小。一旦有利好的政策出台，大量居民储蓄流向股票市场，引起波动的较大变动。由于股市缺乏有效的退市机制，当出现股价下跌消息时，造成投资者倾向于选择持续持有股票，等待股价回调。这就是股票价格波动杠杆效应。

3.完善更有效的中国股票市场的对策建议

3.1适度政策干预股市在一国国民经济中占有举足轻重的地位，许多经济危机都是由股市的危机而引发的。但是政府的干预与调控需保证是合理和有限度的，使其能够积极引导股市朝向更规律更健康的方向发展。

3.2建立做空机制要使得我国的股票市场逐步趋于成熟，提高股票市场的效率，实行做空机制是十分必要并且可行的。这有利于资本市场与货币市场的协调、股票市场发展的现实情况和未来需要

3.3培养理性投资者投资者在政策市持续运行时的作用也很重要，他们对政策市变迁的作用在于其作用的间接性，即投资者用脚投票的权力以及投机造成股价波动给国家带来的累积性风险，从而促使国家调整行为策略

参考文献：

[1]滕飞 .中国股票收益与通货膨胀的关系研究.吉林师范大学学报(自然科学版)，2008

[2]刘炫颖.股票收益率的费雪效益检验.新财经

[3]钟伟，张巍.股票收益率与通货膨胀实证关系的研究. 金融市场，2011

[4]刘卫霞，林勇我国股票收益率与通货膨胀关系的分位回归分析.兰州学刊， 2010

[5]中国统计年鉴，中国生活用纸年鉴，中国金融统计年鉴等

作者简介：

票据市场论文范文第5篇

关键词：弗里德曼货币需求函数 股票市场 模型

一、问题的提出

在当今中国相应的宏观经济政策中，货币问题时刻摆在人们的面前。货币的多少能够决定通货膨胀的大小，投资，消费等等众多宏观经济变量。在弗里德曼货币需求函数模型中，把股票、存款、债券的利率纳入其中，并用市场名义利率代替。但是在当今中国股市对于货币需求的贡献仍然未知，自从上海证券交易所1990年成立至今中国股市已经有23年的发展历史，那么中国股市对于经济发展的贡献和货币需求的贡献会是怎么样的呢？所以我们把股票市场中的一些因素比如股票市价总值、股市成交额考虑在内，用定量的方法来解释其中的贡献程度。

二、理论与模型设定

弗里德曼把货币需求的影响因素分为持久收入、存款债券和股票的预期收益、财富结构、预期物价变动水平以及其他随机因素。随后弗里德曼进行分析：首先，W稳定，其次，由于存放货币的收益一般为零，所以rm可以不用考虑，rb re可以用市场利率r代替表示。再次，物价水平的预期变动即通货膨胀率已经包含在市场名义利率中，所以将其去除。最后u也较为稳定，所以将原式简化Md /P=f（Yb R），得出结论：实际货币需求是持久收入和利率的稳定函数。

对于建立模型思路，本文首先建立弗里德曼货币需求函数模型，然后加入股票市场因素作为对比看能否更好地描述货币需求。当然本文为了方便运用数据研究进行了一些变量的替代：首先对于实际货币需求来说，用M2/CPI来进行替代是相对合理的，这里我们暗含了货币供给的货币需求的均衡。其次永久收入对于用GDP进行替代，最后对于市场利率用一年期的存款利率r进行替代。数据上选取1993-2012年所需各项宏观数据。

考虑到实际货币需求与持久收入和市场利率在数据上量纲级差距过大，所以用取对数的方法加以调整。

三、模型的估计与调整

（一）标准的弗里德曼货币需求函数的形式

EVIWS软件建立模型得：ln（）=-2.6490+1.1794ln（GDP）-0.2456ln（R）

t= （-13.1379）（58.4832）（-9.1479）

=0.9973 F=3107.432 DW=1.8788

由数据可以知道，其经济意义检验、统计推断检验。 计量经济学检验都通过。综上，本文至此已经利用弗里德曼的货币需求函数求出我国的货币需求函数，但是此时由于影响货币需求还有其他的因素比如股票市价总值s，股市成交金额t，下面我们对这些因素作分析。

（二）货币需求对股票市场股票市价总值s和股市成交金额t的回归

考虑到股票市场选取的两个因素同时作为单独的变量加入会导致严重的多重共线性，所以考虑用s/t的形式作为单独的一个变量加入。又由于股票市场对货币需求影响肯定会存在滞后的性质，所以在不停的变换s，t的滞后期后选取出最好的方程，回归结果如下：

ln（）=-2.5646+1.1717ln（GDP）-0.2474ln（R）-0.0466log（s（-1）/t（-2））

t=（-13.4218）（68.2830）（-10.1751）（-2.9324）

=0.9978 =0.9973 DW=1.6039 F=2127.329

经济意义检验中各项系数符合经济意义。特别当股票市场行情看跌时，成交量市值下降，所以人们把股票换成货币持有，加大了对货币的需求。统计推断检验中相比前面的弗里德曼货币需求函数相比提高了可绝系数，其次t检验全部通过，F检验全部通过。计量经济学检验中在a=0.01，根据判定区域dU

本文也尝试再加上其他的股票市场的其他解释变量，但会导致可绝系数太高而使模型的预测能力变低，所以不再求导，只求出此简单的四元模型。

四、研究的结论

由以上分析表明弗里德曼的货币需求函数在中国当今的大环境下还是比较试用的，对货币当局的测算货币需求具有相当的借鉴意义。加入的股票市场的两个因素之后，模型得到进一步的完善，也更加适合我国的国情。然而由于本文的数据量中等，得出函数必定存在一定误差。

而且由股票市场上的系数只有0.0466可以看出，因为股票市场在我国发展依然不够成熟，再加上我国金融管制比较紧，股票市场发展不够完善，居民对股票的信心不足等原因，是的股票市场对于货币需求的影响还是有限。

从股票市场因素的滞后期可以看出，中国股票市场的效率不高，市场传导能力不足，对实体经济的影响有限。

五、政策建议

政策制定者可以根据股票市场求出货币需求，再结合上期的货币供给经济状况合理分析，确定最后的货币供给量。对于我国的股票市场，应该大力发展金融市场的创新，提高金融工具的效率，提升股票市场影响力。

参考文献：