证券市场显著特征篇1

关键词：国债市场股票市场波动率变动关系

相关研究概述

国内关于股票市场波动率特征的研究已经有很多。黄后川和陈浪南（2003）对我国股票市场波动率的特性进行了分析，其研究结果表明，上证A股指数的波动率存在显著的持续性和长期记忆特征，且相对于B股指数来说，A股指数的相关度持续性较强。宋逢明和江婕（2003）同样研究了我国股票市场波动率的特性，他们的研究结果表明，由于我国股票市场投资者以散户居多，而且市场存在涨跌幅限制，因此，相对于美国等股票市场成熟的国家来说，虽然在1998年以后我国股票市场的总风险已与成熟市场相当，但是，系统风险在总风险中的比重一直很大，而且，相对稳定性也明显差于成熟市场。李朋和刘善存（2006）根据Campbelletal.（2001）的波动率分解模型，对我国股票市场波动率进行分解为市场、行业和公司波动率，并且研究三种波动率的长期变化趋势；他们的研究结果表明，相对于美国股票市场，我国股票市场在1991年到2004年期间，市场波动率、行业波动率和公司波动率都呈现出下降趋势。而且，按波动率大小排序，我国股票市场中波动最大的是市场波动率，然后依次是公司波动率和行业波动率。

然而，相对于数量可观的股票市场波动率的研究成果，国内关于债券市场波动率的研究则相对较少。吕江林和姜光明（2004）研究了交易所债券波动率的特性，他们对经EGARCH模型回归的残差波动性的实证结果表明，企业债券市场风险高于国债市场，且债券市场风险呈现上升趋势。在与国内债券市场波动率有关的研究中，本文还未发现对波动率随时间变化的趋势进行研究的文献。因此，本文的研究焦点之一便是考察我国国债市场波动率是否随着时间的变化而变化。

在国外学术界，除了分别研究股票市场和债券市场波动率各自的变化特征，还对债券市场波动率变动与股票市场波动率变动之间的关系进行了研究。Reillyetal.（2000）对美国债券市场波动率与股票市场波动率之间的相关性做了市场研究，他们的结果表明，国债市场波动率与股票市场波动率存在非常大的差别，两个市场波动率之间的移动相关系数（movingcorrelation）随时间的变化而变化。YoungandJohnson（2004）研究了瑞士国债市场波动率变动趋势与股票市场波动率变动趋势之间的关系，他们的研究结果表明，瑞士国债市场波动率的变动与股票市场波动率的变动之间不存在着稳定的相关关系。

数据与实证方法

（一）数据选取

本文所有的数据均来自锐思数据库。

国债市场相关数据为中信标普国债指数从2000年1月到2011年12月的行情数据。同其他研究债券的文献一样，本文假定债券的持有期为一个月，即上月末以包含应计利息在内的债券指数收盘价购入，在本月末以上述收盘价卖出。则债券的持有期收益率为：

（1）

股票市场相关数据采用沪深300指数从2002年1月到2011年12月的行情数据。指数的月收益率同样采用上述方法计算，记为rS，t。

（二）实证方法

为了检验国债市场波动率，本文计算如下指标：过去12个月中，月度收益率的移动标准差；月度收益率在12个月中的标准差，该标准差区别于移动标准差，为离散的、非重叠的。以上两个指标用于考察国债市场波动率在2000年1月到2011年12月里的变动情况。

为了考察国债市场波动率相对于股票市场波动率的变动情况，本文计算如下指标：债券收益率12个月中的移动标准差对股票收益率12个月中的移动标准差的比率；债券收益率在12月中的离散非重叠的标准差对股票收益率相应标准差的比率；债券收益率相对于股票收益率的移动系统风险（beta）；债券收益率和股票收益率的36个月移动相关系数。以上指标用于考察国债市场波动率相对于股票市场波动率的变动情况。

实证分析

（一）国债市场波动率

图1给出了中信标普国债指数收益率12月移动标准差趋势图。该图表明，在2001年1月到2005年4月里，国债市场波动率呈现上升趋势。其中，在2004年3月到2005年4月的期间中，波动率较2004年2月增长近一倍；此后，在2005年5月，波动率减小一半多，并在此至2011年12月里呈现下降趋势，其中，在2008年7月到2009年8月的时期里呈现短暂增长趋势。总体来看，在2001年1月到2011年12月的期间里，国债市场波动率趋势在1%的水平下显著为负，t为-2.97。

（二）股票市场波动率

图2给出了沪深300指数收益率12月移动标准差趋势图。该图表明，从2003年2月到2004年1月，股市波动率呈现下降趋势；而从2004年2月到2009年9月，波动率一直处于上升趋势；此后到2011年12月，波动率呈现下降趋势。总的来说，从2003年2月到2011年12月，股票市场波动率趋势在1%水平下显著为正，趋势线斜率的t统计量为5.94。而与此相反，同时期的债券市场波动率趋势在1%水平下显著为负，趋势线斜率的t统计量为-8.00。图1和图2同时表明国债市场和股票市场波动率呈现相反走势。

（三）年标准差

表1给出了两个市场收益率的离散的年标准差。A和B部分分别描述了低和高波动率的年份，国债市场的高波动率在较早的年份，并开始呈现下降趋势，其低波动率出现在最近年份；与此相反的是，股票市场的低波动率出现在较早的年份，并开始呈现上升趋势。

（四）债券市场波动率与股票市场波动率关系

图3描绘了2003年2月到2011年12月，债券市场收益率的12月移动标准差与股票市场收益率的12月移动标准差比率的趋势图。

从图3中可以清楚地看到，在2006年以前，两个市场之间不存在稳定关系；而在此之后，两市场之间的关系比较稳定，这与瑞士市场不相似。两个市场波动率之间的比率恒小于1，因此，债券市场的波动率显著小于股票市场。最高的比率也在0.4以下，这说明债券市场波动率仅占股票市场波动率很小部分。此外，从趋势图上可以得知，比率呈现出下降趋势，趋势检验结果证实了这一结论，比率的趋势显著为负，趋势线斜率的t统计量为-10.23。这一比率趋势与美国市场存在显著为正的趋势相反，也区别于瑞士和英国市场中不显著的趋势。它表明，我国的国债市场波动率与股票市场波动率之间存在一定联系；并且，比率也证实了两市场波动率存在相反变动的趋势。

从表2可知，两市场收益率的年标准差比率较高的出现在2003年至2006年，最高为2004年的30.42%，之后，比率下降，最低为2009年的2.89%。与移动标准差比率相似，年标准差比率也呈现出下降趋势，表明国债市场波动率与股票市场波动率的变动方向相反。

（五）债券市场收益率对股票市场收益率的beta

为了进一步考察两市场波动率之间的关系，本文使用前36个月债券市场收益率对股票市场收益率进行回归，回归方程如下：

（2）

然后，将样本期间每月得到的回归系数beta的趋势图描绘在图4中。

beta值代表了两市场收益率变动之间的相关性。同图3的结果相似，beta的趋势图也表明，在2006年前后，两个市场波动率的变动之间不存在着稳定关系，beta从最低的0.02左右到最高的0.08左右；而之后，beta呈现下降趋势，直至稳定在-0.02附近，这同样表明，两市场之间呈现出稳定的负向变动。beta的趋势检验表明，从2005年2月到2011年12月，beta呈现出显著为负的变动趋势，趋势线斜率的t统计量为-13.41。

（六）债券市场与股票市场的相关系数

两市场收益率的相关系数为前36个月收益率之间的相关系数，然后，从2005年2月到2011年12月，本文将每月计算得到的相关系数的趋势绘制在图5中。

图5中显示的结果与图4类似，即在2006年前后，两市场收益率的变动方向一致，两市场收益率存在正相关关系；之后，相关系数转为负，特别在2008年后，相关系数稳定在-0.4左右，表明两市场的波动率在此时期中存在着稳定的相关关系。此外，趋势分析表明，两市场收益率的相关系数在总体上呈现出显著为负的趋势，趋势线斜率的t统计量为-21.69。

参考文献：

1.黄后川，陈浪南.中国股票市场波动率的高频估计与特性分析.经济研究，2003（2）

2.李朋，刘善存.中国股票市场波动率分解及长期趋势研究.南方经济，2006（7）

证券市场显著特征篇2

关键词:印花税;沪深300指数;GARCH

中图分类号:F810.42文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)04-0010-03

引言

自1990年7月1日深圳证券交易所首次开征证券交易印花税以来,我国股票市场的印花税经过了九次调整(如表1)。由于印花税以买卖、继承、赠与等书立的股权转让书为课税对象,因此其具有税基单一、税率固定、不能有效的抑制非理易对市场的冲击的特点,因此大部分学者建议改变以印花税为主体的税制结构,积极推行以证券交易税和证券所得税为主的征税模式。沪深300指数作为股指期货的交易标的指数推出的时间较短,尚未得到市场的有效检验。而利用实证方法检验印花税调整的影响,如果能够真实的反映印花税的短期效应则能够说明沪深300指数具有一定的市场代表性,股指期货的推出的必要条件已经得到一定程度的满足。

表1印花税调整明细表

一、文献回顾

国外研究文献对于印花税的作用存在差异:Tobin(1984)和Summers(1989)认为,交易税能够降低市场收益的过度波动,主要原因是增大的交易税费会使市场上的短期投机交易减少;而Umlauf(1993)采用事件研究法发现印花税导致波动性显著变大,Kupiec(1996)构造的一般均衡迭代模型表明虽然印花税能够降低风险资产价格的波动性,但是由于价格波动的下降相互抵消使收益率的波动性反而明显增加。

国内学者研究的方向主要集中在印花税与上证综指和深证综指的波动性和流动性以及股票的价格上,范南(2003)利用对股票市场波动性的研究认为,A股市场的波动性与印花税大体保持一致,而B股市场则不同;印花税的影响作用上海证券交易所大于深证证券交易所。史永东(2003)采用Levene统计量和Brown-Forsythe统计量检验研究了税率调整对市场波动性和噪声波动性的影响,发现税率下调则导致市场波动性和噪声波动性一定程度的下降,税率调整的方向和税收收入变化的方向一致,而对券商佣金收入几乎没有影响。刘红忠(2007)借鉴Kupiec(1996)的一般均衡迭代模型发现上调印花税税率比下调引起的波动性更为显著,印花税的不对称影响与市场波动自身的变化尚需分离开来进行实证检验。赵海云(2008)通过构建虚拟变量和GARCH模型进行长短期的分析,得到印花税的调整在短期内对股市有效而在长期无明显影响。王晓玲(2009)首次提出印花税调整对行业存在差异,建议采用与股指变动相关联的浮动税率,真正发挥税收的收入调节作用。

二、实证分析

(一)实证方法

股票市场的波动具有时变性和高度持续性。波动经常出现集聚现象,一段时间连续出现较小的波动,而另一段时间连续出现较大的波动。Granger(1992)通过实证发现短期的金融资产价格及收益率是不可预测的,因此使用时间序列技术,而Bollerslev(1986)提出采用广义自回归条件异方差模型(GARCH)和Engle提出的自回归条件异方差模型(ARCH)能够成功的预测资产的收益率。用GARCH模型进行波动率的估计,实证研究发现在实际的金融市场上,大部分金融变量的方差具有动态特性,比如异方差性和聚集现象。GARCH模型在参数较少的条件下优于ARCH模型,利用GARCH(1,1)模型分析可能同时实现两参数都显著,因此GARCH模型的具体方程为:

均值方程:Yt=βYt-1+ε1

条件差分方程:ht=α0+α1ε2t-1+β1ht-1+D

其中Y为股价指数,D是虚拟变量,在印花税调整前为0,调整后则为1。

(二)数据的选择和来源

鉴于沪深300指数于2005年4月8日正式推出,数据的选择区间为自2007年5月30日印花税率由1‰上调为3‰至2008年9月18日印花税率改为只针对卖方征收1‰的时间段。通过其他学者的研究可以发现印花税的调整在短期内作用明显,而经过市场消化印花税的变动效应后市场的趋势不会发生根本性的改变。而由于股票市场的持续低迷2008年度连续调整印花税率,为区别两次税率调整的不同影响,我们选择印花税调整日前后30日为数据区间。波动数据用沪深300指数变化的对数与100的乘积表示,即Rt=100ln(pt/pt-1)。数据来源于证券之星网站,通过Eviews软件和excel软件进行实证检验。

(三)实证结果

1.描述统计结果

表2沪深300指数描述统计表

■

说明:hs代表沪深300指数,01与02用以区别印花税调整前后,因2008年有两次调整故共分为4个阶段。

通过描述统计发现印花税调整前后数据分布发生明显的变化:2007年5月30日的印花税调整由于政策公布时间和出乎市场预期的原因造成沪深300指数的大幅波动,但该政策只是在一周之内发挥其效应,并没有改变市场快速上涨的整体趋势。而2008年的两次调整因为时间间隔较短造成了政策效应的相互影响,尤其是2008年9月18日的政策出台的印花税率单向征收,汇金公司直接进入股市和控制大小非减持一系列的组合拳使市场的波动明显放大。由于统计区间选择30日数据较小可能造成数据分布的误差,但为研究印花税的短期效应故选择30日数据进行分析。通过描述统计我们可以清楚的发现印花税率调整后的当天的变化幅度最大,而随着时间的增加效应越来越小。

2007年5月30日印花税率调整的幅度高达67%,当日跌幅达6.76%,一周跌幅达15.76%。但沪深300指数的跌幅比上证指数的跌幅较小,充分体现其成分股以大盘蓝筹股为主的特点,在市场发生波动时能够有效的缓解,有利于股指期货交易风险敞口的控制。而在2008年政府的一系列利好消息的推动下沪深300指数的只是在短期内小幅反弹,并没有逆转市场的长期走势。但印花税的市场预期作用难以利用数据进行检验,因此,只针对印花税的短期效应进行波动性的检验。

2.GARCH模型结果

表3沪深300指数GARCH检验结果

通过检验我们可以清楚地发现D的系数与印花税调整的短期效应相一致,2007年的暴跌对应于负数系数,而在2008年的两次调整中以第一次的反映尤其强烈,系数高达3.00。而ARCH和GARCH的大部分系数在5%的置信区间水平下显著,能够较好地反映市场收益率的波动。虽然ARCH和GARCH的系数之和满足小于1的约束条件,但ARCH的系数出现了负数,这可能是由于市场的大幅波动造成,使数据的不存在平稳性,而且2008年两次政策调整的间隔时间较短,使政策的效力形成了混合,难以区分两次调整的影响情况。

2007和2008年是中国股票市场涨跌幅度较大的两年。2006―2007两年的牛市不仅使市值总量达到30万亿,更吸引了一些已经成功在国外上市的大型企业回归A股市场,而随着股权分置改革的基本完成使市场的交易规模大幅扩大,再加之2008全球金融危机的冲击,股票市场出现了不可遏止的暴跌。2008年的两次印花税调整的时期正是中国股市一蹶不振之时,充分发挥了其短期刺激市场的作用,更是创下了沪深300指数单日涨幅9.29%的新高。

三、结论

(一)印花税的短期效应

从短期来看,印花税调整政策的效果较好。2007年5月30日的调整使当时疯狂的市场得到了短暂的冷静,股指经过一个月的调整改变了以垃圾股为主要投机对象的状况,转而以蓝筹股和大盘股为市场拉动的主力,虽然在外资和金融危机的冲击下,股市在2008年经历了大幅回落,但是当时印花税发挥了市场冷静剂的作用。而在2008年的一系列救市措施中印花税的作用尤其突出,特别是只针对卖方针对印花税使其真正发挥了税收中性的作用,鼓励投资长期投资,避免市场的短期投机行为,引导个人投资者的投资理念,向证券交易税和证券所得税过渡。

印花税短期作用明显但并不意味着其不存在长期的市场导向作用,在中国仍以政策市为主导的前提下,以简单易行而有法律保障的税收政策调整市场的波动能够降低市场监督的成本和提高市场调节的效率。印花税在占国家财政收入的比例越来越大,确定合理的税率能够保证财政收入的稳定增长,为中国4万亿刺激内需的政策作保障。这些都无法通过数据反映,但不能忽视印花税对于股票市场和其他市场的长期导向作用。

(二)印花税的改革建议

受市场噪声交易影响,政府应该继续单向征收印花税,以促进市场效率。波动性意味着不确定,它和投资者要求的投资回报水平成正向关系。而投资者要求的回报水平意味着投资成本。投资成本的下降,使更多的潜在的投资项目得到投资,促进市场效率,创造更多的就业机会,促进经济增长。

由于证券市场印花税收入在国家财政收入中的重要作用,政府应该实行“宽税基,低税率”的政策,即在单向收取印花税的同时扩大印花税征税范围。不再使印花税在局限于股票市场,而推广到企业债券和一级发行市场,为证券交易税的征税打下基础。一级市场和二级市场交易成本的不同造成两个市场的相互脱节,印花税代位证券交易税调节二级市场的交易行为已经不能满意市场效率的需要。及早建立与国际接轨并适合中国国情的证券交易和所得税已迫在眉睫。而为提高税收的公平和效率建议推出与股指变动相关联的浮动税率,类似于国家燃油定价机制的税率动态调节机制,即当股价指数一段时间内上涨幅度过大时,就自动征收较高的税率。而当股价指数一段时间内下跌幅度过大时,就自动按较低的税率征收。这可以增加政策的透明度,增加市场预期的可信度,减小股票价格的非理性波动,真正发挥证券交易税的“自动稳定器”的作用。

(三)沪深300指数的质量

沪深300指数在三次印花税调整中的表现突出。由于三次调整的方向,幅度各不相同,故无法进行同类别的比较,但其共性是能够在短期内反转市场的走势,虽然幅度较上证综指和深证综指较小,但波动性并不受税率上升或下降的不同而作用幅度不同并且收益率的变化明显,能够体现政策的效力和意图。

沪深300指数在短期内要成为市场认可的代表指数不仅需要研究印花税调整等政府措施对其的影响,还需要追踪其长期的波动性和流动性水平,通过更多的实证数据和理论研究判断其市场代表性的优劣程度,本文仅通过研究印花税调整对沪深300指数的影响发现沪深300指数能够较好反映市场的波动,并且有效的控制波动性,使股指期货交易的风险控制在适当的幅度内。

参考文献:

[1]赵海云,刘琢琬.论中国股票市场的政府干预――印花税调整的实证分析[J].金融与经济,2008,(6).

[2]范南,王礼平.中国印花税变动对证券市场波动性影响实证研究[J].金融研究,2003,(6).

[3]邵锡栋,黄性芳,殷炼乾.印花税调整对中国股市流动性和波动性的影响[J].统计与决策,2009,(5).

证券市场显著特征篇3

摘要：股票和债券的资产组合是最基本的投资组合方式，研究这两种资产之间的相关性对于投资者来说具有重要的现实意义。本文通过静态与动态的实证分析，初步探索了我国金融危机前后股票市场与债券市场之间的相关性以及其相关性的时变特征。

关键词：股票市场；债券市场；相关性；金融危机；时变特征

一、引言

股票市场和债券市场是金融体系的重要组成部分，也是间接融资的主要方式。作为一国经济的“晴雨表”，股票市场可以反映宏观经济的整体运行情况；而债券市场作为金融市场的“避风港”，其重要性也日益凸显。当前我国居民的投资对象主要集中于股票和债券，股票和债券之间的联动也影响着机构或个人投资的投资组合决策。大多数投资者会根据不同的预期市场行情在股票和债券之间进行策略性的资产分配。只有这样，投资者才能在获得稳健收益率的前提下，尽可能地减小其投资组合的风险。但在2008年金融危机的影响之下，股市大跌，同期的债市投资则获益不菲；而2011年在持续宏观紧缩政策的作用下，股市债市又出现了资金不足、同时低迷的状态。这是否意味着我国的投资者并不是总能够通过股市债市之间的相关关系达到降低风险的目的，它也是本文研究的主要问题。

二、相关文献

国外其实很早就开始研究股票市场与债券市场的相关性问题，至今为止关于该方面的研究也有很多。通过对图表的分析，Shiller（1982）发现股票与债券市场间不存在相关性或相关性很低。在Engle和Granger（1987）提出协整检验之后，对股市和债市相关性的实证研究才开始大量进行。大部分的研究表明，股票市场与债券市场是存在相关性的，但相关系数却因时期和国家的差异有所不同。Shiller和Beltratti（1992）对美国1948年至1989年期间的股票和长期债券收益之间的相关关系进行分析。他们发现股票与债券收益率之间存在一个正的相关关系，但相关程度很小，理论上只有0.06；然而股票与长期债券之间的实际相关程度比理论值要高，达到了0.37。对此他们解释为金融市场行为的非理性导致了市场之间的过度反应。最新的研究主要探讨了股票与债券相关性是否具有时变特征的问题。Scruggs和Glabadanidis（2003）发现股票与债券的协方差矩阵并不稳定，也就是说二者的相关性是随时间变动的。

我国金融市场的特殊性决定了国外研究难以完全揭示我国股市与债市的相关关系。其原因在于我国股票市场的发展历史较短，市场效率偏低；而且债券市场的发展程度也不高。所以我国学者也对股市和债市之间的相关关系进行了研究。

李晓蕾（2005）以2000年1月4日至2004年12月31日为样本区间，通过单位根检验、协整检验和方差分解，对我国股票市场和债券市场的相关性进行了静态与动态分析。徐林（2006）将股票指数和国债指数作为解释变量，分别引入到对方的模型中，直接分析股市与债市之间的相互关系，结果发现股票市场与国债市场之间为此消彼长的关系，且国债市场对股票市场存在较大影响，而股票市场对国债市场影响较小。张丽贤（2009）发现股市与债市收益率之间存在相关性，但相关性较弱；债券收益率是股票收益率的格兰杰原因，而股票收益率并不是债券收益率的格兰杰原因。短期来看，股票市场与债券市场在某些阶段存在均衡关系，或表现为正相关，或表现为负相关。邹军（2011）通过建立向量自回归模型、同时考察脉冲响应函数、方差分解以及格兰杰因果关系，结果发现总样本时期股票市场和债券市场收益率之间不存在长期均衡关系，而子样本期间股市和债市的收益率之间存在相关性。

综上所述，股票收益率和债券收益率之间可能存在长期协整关系，但相关性较小；在短期某一特定的阶段内，它们之间存在或正或负的相关关系。但笔者发现，在进行相关关系的实证分析时，以往的研究对于时间段的确定只是基于两个市场的走势图进行较为主观的划分，由此得出的结论可能并不是很准确。此外，还没有学者就2008年金融危机对我国股市与债市相关关系所产生的影响进行研究。基于Scruggs和Glabadanidis（2003）对股债市相关关系研究的结论，本文将首先对金融危机是否改变了我国股市和债市相关关系的结构进行检验，然后再初步探索08年前后股债市相关性的时变特征。

三、股市和债市的发展规模及波动对比

我国股市和债市已有三十多年的历史，如今两个市场的发展都初具规模，成为投融资的重要场所。图1描述了2005年至2012年我国股票市值和债券存量与GDP的比值，分别用S/G和B/G来表示（数据来源：中国债券信息网）。

图1股票市值和债券存量与GDP的比值

观察上图可以发现，股票市值与GDP的比值出现较大的波动，特别是在2006年到2008年之间，这说明股票市场的融资效率会随着股价的波动产生剧烈的变化。相比而言，债券存量与GDP的比值逐年稳步上升，表明债券市场的融资作用在不断加强。但即便如此，我国股市、债市与GDP的比值在2012年仅为30.56%和45.75%，这和同年美国S/G与B/G的96.30%和240.55%相比还有很大差距。

本文选择上证综合指数和上证国债指数分别反映股票市场和债券市场的总体价格波动状况。这里需要说明的是，由于缺少对企业债券、金融债券等的度量，国债并不能完整描述我国整体债券市场的波动情况。但由其自身的安全性和稳定性，国债的利率客观上起到了基准利率的作用，所以笔者以国债指数来反映债券市场的总体波动是合理的。除此之外，本文对该期的国债指数不加以考虑。作者选取2005年1月1日至2013年5月10日这一区间的数据为研究总样本（数据来源：上海证券交易所）。

图2上证综合指数及股票波动率图3上证国债指数及国债波动率

图2为我国在样本期内上证综合指数及其波动率，竖线代表的是2008年9月18日雷曼兄弟的破产。从图中可以看出，在此之前我国的股市一直处于下跌的状态，此后有短暂的回升并趋于平稳；受金融危机的影响，07、08两年股市的波动尤为剧烈。图3为我国样本期内上证国债指数及其波动率，图中显示我国的国债价格一直都在平稳上升，雷曼兄弟破产时国债出现了短暂的剧烈波动。

四、实证研究设计及分析

时间序列变量之间协整关系是由Engle和Granger在1987年提出的，为了方便研究，先对两个变量的数据进行对数化处理，以LnSt表示对数化后的上证综合指数，LnBt表示对数化后的上证国债指数。

本文采用增广Dickey-Fuller（ADF）的方法进行单位根检验，以判断检验变量的阶数。通过AIC准则确定滞后阶数，对对数化的上证综合指数LnSt和国债指数LnBt进行单位根检验，并比较ADF检验值（选取1%的显著水平）与临界值的大小。结果显示LnSt和LnBt的检验值都大于临界值，不显著，也就是说这两个变量均不是平稳的。再对LnSt和LnBt差分一次，以dLnSt和dLnBt表示差分结果，该结果也可以分别表示股票收益率和债券收益率。由表1可知，dLnSt和dLnBt的ADF检验值均小于临界值，因此LnSt和LnBt这两个变量都是一阶平稳的，即I（1）过程。

表1ADF单位根检验

变量ADF检验值ADF分布临界值（1%的显著水平）

dLnSt-44.92296-3.433384

dLnBt-34.44006-3.433384

协整检验常用的方法有EG两步法和Johansen检验法，其中EG两步法操作简单，但它易受样本大小的影响；Johansen检验虽克服了这些缺点，不过它对样本的要求却非常大。因此综合考虑，本文先对于所有的2025个数据在Eviews中利用Johansen检验来确定上证综合指数和上证国债指数之间是否存在协整关系。

表2Johansen检验结果

零假设：协整向量的数目特征值迹统计量5%显著水平对应P值

0*0.01124322.9455615.494710.0031

至多一个5.28E-050.1066443.8414660.7440

表2的结果表明，在假设协整个数为0的情况下，检验值大于5%显著水平下的临界值（22.94556>15.49471），则拒绝零假设，即股票指数和债券指数之间存在协整关系。利用EG两步法也同样确定了两者之间的长期均衡关系，并得到LnSt和LnBt的协整方程。

LnSt=1.760128+1.257503LnBt

从整个时间段来看股市与债市之间存在长期的均衡关系，且相关关系为正，笔者认为这正是我国证券市场发展逐步成熟规范的一种表现。比起股债市长期的均衡关系，投资者更关注的是自己投资组合的风险是否得以降低。因而本文将验证金融危机是否对股市和债市相关性的结构产生影响。笔者将总体区间大致划分为两个时段，以2008年9月18日雷曼兄弟的破产为分界点，两时期的上证综合指数和上证国债指数分别以LnSt1、LnSt2、LnBt1和LnBt2表示。

如上首先进行对单位根检验，检验结果说明除LnBt1之外，其余分量都是I（1）过程，也就是说第一阶段上证综合指数与上证国债指数并不存在协整关系。这种现象的原因有可能是股市和债市之间并未形成大规模的资金互动，特别是2006和2007两年，股票市场的总市值曾一度达到GDP的101%，相比于债券市场的46%，规模的不成比例，也从侧面说明了股市与债市在该阶段均衡关系不明显。采用EG两步法，利用最小二乘法OLS对第二阶段两分量进行回归，并考察方程的残差et是否平稳。

表3第二阶段残差单位根检验

变量ADF检验值ADF分布临界值（5%的置信度）ADF分布临界值（10%的置信度）

E-2.868099-2.863904-2.568079

上表中列出了两个显著水平，虽然在5%和10%的显著水平下均拒绝零假设，但是ADF检验值十分接近5%水平下的临界值，所以尽管LnSt2与LnBt2存在协整关系，但显著性降低。协整方程为LnSt2=13.59436-1.188491LnBt2，即金融危机之后股市与债市之间整体之间是负相关关系。有趣的是，在对2008年股票与债券相关关系进行分析时，笔者发现二者的负相关系数特别的大，这点也可以从图2和图3上证股票和国债的指数走势中得以印证。这可能是因为受金融危机的影响，2008年我国经济由热转冷，货币政策由“从紧”转为“适度宽松”，百日之内连续五次下调利率，由此促成了债券市场的一波上涨行情。而我国股市则一路下跌，在政府4万亿投资计划和一系列稳市政策刺激之下，在10月份跌至最低点之后才逐步回调。因此在该阶段，股市和债市之间存在十分显著的负相关关系。

简而言之，金融危机之后股市和债市之间总体上保持着此消彼长的负相关关系。这主要是由于我国证券市场尚出于发展和规范的过程中，政府的介入程度很深，因而股票市场和债券市场的相关关系在很大程度上与政府政策有关。

通过以上的这些静态分析，我们可以发现股市与债市之间毫无疑问是相关的，即便在某一阶段并不存在传统意义上的长期均衡关系。整体来看，金融危机前后股市与债市之间相关关系结构的确发生了变化，该变化在2008年尤为明显，同时也初步证明了股债市相关关系是具有时变特征的。所以在接下来的部分，本文将从动态的角度对股市与债市相关关系进行探索。

本文采用股票和债券市场的日收盘数据计算出年度Pearson相关系数以便对股票市场和债券市场的相关程度进行整体认识。如图4显示，在样本期间股市与债市的年度Pearson系数主要有六次明显的变化，也就是说股市与债市在三个阶段处于正相关，在其余阶段负相关。但从整个时间长度来说，二者在多数情况下还是呈现负相关的状态。观察图5也可以得到相似的结论，图5为股票和债券每年的月度收益率线性回归对比图。其中05、06和07三年的斜率接近于零，但总体偏向于正；而08、09两年的斜率为负，并且最为陡峭；10、11、12三年的斜率虽然为负，但整体上要平滑很多。

图4样本期间股债指数年度Pearson系数图5股票与债券月收益率回归对比图

我们可以看到，从05年的下半年到07年的上半年，我国股债市之间经历了一个两年的正相关时期，该时期也正是我国股市进入牛市并大幅上涨的阶段。从宏观经济上看，经济增长偏快，通胀压力不断增强，大量过剩的流动性从居民存款流向股票市场，尽管在紧缩性措施月月连出的环境下，债券市场一波三折，但并未减弱人们的投资热情。直到07年下半年之后，受金融危机的影响，股市便开始进入了漫长的熊市，股债市之间存在着此消彼长的“跷跷板效应”。低迷的股市将很多投资者驱向了债券市场，此时人们开始重新理性地审视收益与风险，而作为一种规避股市风险的投资工具，国债投资的保本增值特性显然具有较大的吸引力。随着2009年我国经济的好转，股市与债市都有不同程度的上涨。而2010年上半年流动性趋紧导致股市持续下跌，资金从股市陆续转移到债市，债券市场迎来小阳春。这也证明了在股票市场前景不明确、经济环境存在较大不确定时，债券为追求稳健收益的资金提供了相对安全的避风港。在2010年末预期高通胀率可能引发央行提准加息的情况下，股市与债市在2011年出现了罕见的双双齐跌，这也恰恰解释了为什么股市和债市在该年内出现了短暂的正相关现象，即政策紧缩导致的系统性风险远远大于股市对债市的撬动作用。自2012年至今，股市和债市有如跷跷板震荡起伏，股票市场表现并不如债券市场理想，但从Pearson系数的整体趋势来看，股市与债市很有可能在2013年的下半年正相关。

五、结论

我国的证券市场是一个新兴的市场，具有其特殊性。本文通过静态与动态的实证分析，初步探索了我国金融危机前后股票市场与债券市场之间的相关性以及其相关性的时变特征。结果表明，在样本期内股市与债市之间存在着长期均衡关系，但金融危机之前二者不存在协整关系，之后股债呈现此消彼长的负相关关系。而且股票和债券的相关系数是时变的，大部分时间表现为负相关，且股债之间的相关性的变化主要受其自身及国内宏观经济政策的影响。这些结论具有深刻的现实意义，在股市和债市负相关的环境中，投资者若要取得较优的回报，投资上应选择股、债两栖的投资组合；但如果股票和债券是正相关的，投资者则不能很好地分散风险。所以机构和个人投资者可以利用股市和债市的波动以及宏观经济形势来预测股票和债券的相关性，这就为投资组合选择和风险管理提供了参考。

尽管本研究还存在一定的不足之处，但其为股票与债券的相关性研究提供了思路，有助于投资者了解两个市场的关系。随着我国股票市场和债券市场的日益发展，本文所进行的相关研究也会得到进一步地完善。

参考文献：

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[5]徐林.我国股市与债市（国债）相关性研究[D].西南财经大学，2006.

证券市场显著特征篇4

关键词:股市;羊群行为;行为金融

一、引言

羊群行为又称群体心理、社会压力、传染等。经济学家用羊群行为描述金融市场中的一种非理,指投资者趋向于忽略自己的私有信息,而跟从市场中大多数人的决策方式。最早提出羊群行为的经济学家是凯恩斯,他提出“在投资收益日复一日的波动中,显然存在某种莫名的群体偏激,甚至是一种荒谬的情绪在影响整个市场的行为”。

伴随着我国股票市场的发展,学者们对我国股票市场的羊群行为进行了大量研究。宋军、吴冲锋(2001)对我国证券市场的羊群行为进行实证研究,并与美国市场作比较,发现我国证券市场存在较高程度的羊群行为。常志平、蒋馥(2002)研究发现:在上涨行情中,我国深圳证券市场与上海证券市场均不存在羊群行为;但在下跌行情中,深圳证券市场与上海证券市场均存在羊群行为,且深圳证券市场更明显。张宗强、金志国、伍海华(2005)运用CSAD法对上证180指数的样本股票进行的实证检验,发现市场上涨期间的羊群行为要强于下跌期间的羊群行为。艾冬青(2006)对我国中小企业板市场进行了研究,最后得出结论:在股价下跌时,中小企业板块表现出明显的羊群效应。本文运用CSAD法,以沪深300指数的样本股(2005年7月11日至2009年3月3日)为研究对象,发现我国股票市场在上涨和下跌阶段均存在明显的羊群行为,且上涨阶段的羊群行为特征更为明显,这与常志平、蒋馥(2002)以及艾冬青(2006)等的研究结果正好相反,造成这种反差的直接原因是样本股选择的差异,更深层次的原因可能在于各个时期投资理念的差异。另外,本文的数据覆盖了股市暴涨以及随后次贷危机所带来的暴跌阶段,而股市剧烈变化与投资者行为密切相关,也是造成本文研究结果与已有结论差异的重要原因。

二、检验方法

对于羊群行为的实证研究,主要分为对基金经理和个体投资者的投资行为的研究。本文是对我国股票市场个体投资者羊群行为的实证研究,这里主要介绍关于后者的研究方法,即CSAD法。其具体设计如下:

根据sharp(1964)提出的资本资产定价模型(CAPM),股票的期望收益率等于无风险利率加上风险溢价,即有:

Et(Ri)=γ0=βi[Et(Rm)-γ0],i=1,•••,N(5)

其中,Et(Ri)表示市场组合t时间的预期收益率,Ri为任意资产i的收益率,Rm为市场证券组合的收益率,γ0为无风险利率,βi为股票的系统风险衡量指标。

对(5)式变形后可以得到:

Et(Ri)-Et(Rm)=(βi-1)[Et(Rm)-γ0](6)

由于股市存在风险溢价(riskpremium),因此市场组合的预期收益率Et(Rm)将大于无风险利率γ0,对(6)式取绝对值后得到:

Et(Ri)-Et(Rm)=(βi-1)[Et(Rm)-γ0](7)

对(7)式加总求和得到:

1N∑Ni-1Et(Ri)-Et(Rm)=1N∑Ni-1(βi-1)[Et(Rm)-γ0](8)

(8)式的左边即为横截面绝对偏离度的期望值E(CSADt),因此可得到如下关系:

E(CSADt)=1N∑Ni-1(βi-1)[Et(Rm)-γ0](9)

对(9)式分别求取Et(Rm)的一阶导数和二阶导数后可以得到:

E(CSADt)Et(Rm)=1N1N∑Ni-1│(βi-1)│>0、E(CSADt)Et(Rm)2=0(10)

即一阶导数大于零,二阶导数等于零,说明在理性资本资产定价模型中个股收益率的绝对差值(CSAD)与市场收益率(Rm)为线性递增关系。由于E(CSADt)和Et(Rm)都是不可测的,因此用E(CSADt)和Et(Rm)分别代替和,即为:

CSADt=1N1N∑Ni-1│(βi-1)│(Rm,t-γ0)(11)

当市场存在羊群行为时,由于市场参与者的行为一致性,个股收益率与市场收益率的绝对差值和市场收益率之间的线性递增关系将不再存在,而会表现为一种非线性的递减增长,在羊群行为严重时甚至变为绝对市场收益的减函数。为描述这种特征,可在上述理性线性关系中加入二次项,即:

CSADt=α+γ1│Rm,t│+γ2R2m,t+εt(12)

其中为εt残差项。检验分散度与市场收益率之间的线性关系,等价于检验上式中回归二次项系数在统计学意义上是否为显著为零。若二次项系数显著不为零,则当二次项系数为负时,市场上存在明显的羊群行为。

考虑到市场上涨和下跌时羊群行为的程度可能有所不同,因此我们对上涨市场和下跌市场分别进行研究,即分别对下面两个方程进行回归分析:

CSADupt=α+γup1│Rupm,t│+γup2(Rupm,t)2+εt(13)

CSADdownt=α+γdown1│Rdownm,t│+γdown2(Rdownm,t)2+εt(14)

其中,CSADupt和Rupm,t分别为市场上涨时的横截面绝对偏离度和市场收益率,而CSADdownt和Rdownm,t分别为市场下跌时的横截面绝对偏离度和市场收益率。它们的检验原理同(12)式相同。

三、数据说明与实证分析

(一)数据说明及处理

本文以沪深300样本股为研究对象,包括从2005年7月11日至2009年3月3日之间共886个交易日的数据。根据我国股市走势,分别对上涨和下跌阶段进行分析,即2005年7月11日至2007年10月16日为上涨阶段,2007年10月17日至2009年3月3日为下跌阶段。

为了使实证结果能更加真实的反映我国股票市场的总体特征,本文对沪深300指数所包含的样本股票进行了筛选,剔除了变动较大以及数据不全的股票,最终留下了212只样本股。为了研究样本之间的差异,将这212只股票按即有标准分成金融地产、工业、原材料、可选消费、公用事业、能源、电信业务、医药卫生、信息技术、主要消费十个行业。所用数据来自wind数据库。相关结果利用eviews5.0和excel软件计算得出。

根据(4)式,先求出CSAD,再根据(13)、(14)式,分别进行回归分析,并对回归参数进行显著性检验,结果如表1、表2所示。

表1:各板块分散度

上涨行情数据下跌行情数据

CSAD(%)排序股票个数CSAD(%)排序股票个数

金融地产2.01472262.2842226

工业1.93276442.0261944

原材料2.07831492.2151449

可选消费1.99183292.0892729

公用事业1.715110182.00461018

能源1.82689142.3016114

电信业务1.8793832.152263

医药卫生1..8836772.241137

信息技术1.9569582.071888

主要消费1.98544142.1862514

数据来源:WIND资讯

表2:各板块回归结果

上涨行情结果下跌行情结果

γ2估计值T检验值检验结果γ2估计值T检验值检验结果

金融地产-0.03076-2.81719显著-0.02078-2.27553显著

工业-0.02515-2.71911显著-0.03338-5.17732显著

原材料-0.02775-2.49005显著-0.03219-4.27196显著

可选消费-0.04031-3.83702显著-0.02948-3.78473显著

公用事业-0.02645-2.21388显著-0.01878-2.06621显著

能源-0.03216-2.40842显著-0.02291-2.13545显著

电信业务-0.02447-1.28272不显著-0.03803-2.6327显著

医药卫生-0.02401-1.70739不显著-0.00984-0.81591不显著

信息技术-0.01852-1.33144不显著-0.01281-1.10053不显著

主要消费-0.03905-3.1333显著-0.03032-3.28303显著

(置信度水平为5%),数据来源:WIND资讯

表1给出了沪深300指数各个行业的分散度水平,并对其进行排序,结果表明我国股票市场各个行业之间的羊群行为程度存在明显差异。同时,研究发现各个行业在上涨阶段的分散度水平明显小于下跌阶段的分散度水平。

表2给出了γ2的估计值,并对其显著性进行检验,得出了T检验值,并对γ2估计值是否显著为负进行判断。研究表明,在股市上涨阶段,γ2的估计值均为负,显著性检验表明电信业务、医药卫生及信息技术板块的γ2值不显著为负;在股市下跌阶段,γ2的估计值同样均为负,显著性检验表明医药卫生和信息技术板块的γ2值不显著为负。另外,除了工业和原材料板块,其他板块的γ2值在上涨阶段明显小于下跌阶段,这表明在市场大幅上涨时,CSADt的递减速度更快,即表现出更为明显的羊群行为。

(二)实证结果分析

由表1、表2可以看出,我国股票市场在上涨阶段的羊群行为特征较下跌行情更为明显。即我国股市有更明显的“追涨”特征。从2005年7月11日到2007年10月16日,我国股市总体上一路高歌猛进,上证综指累计涨幅高达500%,曾一度突破6000点大关,是名副其实的大“牛”市。在这个阶段,受股权分置改革的推行,宏观经济向好,企业利润大幅增加,党的十七大召开,以及08年奥运会等诸多利好因素的影响,股市开始呈现牛市行情直至暴涨,广大学者以及证券分析人士亦对我国证券市场前景普遍看好。随着股指接连创新高,受股市乐观情绪的影响,大批中小投资者投入股市,几乎形成全民炒股的热潮。统计表明,2007年,新入市的投资者平均每天13万户,最多单日开户数达到90多万户,新开户数为3269万户,是2006年A股开户数的10倍,投资者开户数突破1亿大关。但我国中小投资者往往缺乏股票方面的专业知识,获取的有关股市的信息有限,不能对股市进行理性分析,因此他们往往通过观察他人的行为进行投资决策,从而产生从众行为。在这种情况下,一些所谓“庄家”利用投资者的心理,通过一些虚假消息或者采取其他“坐庄”的技术手段,诱使别人跟从自己的交易。由于市场缺乏做空机制,投资者只能通过做多来获益,即使知道相关信息可靠性较低,投资者还是加入到做多的交易中去,从而股市表现出很强的“追涨”倾向。

另外,在这种罕见的大“牛”市环境下,广大投资者在追随他人的投资决策时,往往能从股市上涨中分得一杯羹,即从投资股票中获益。这就使追随者产生一种错觉,即无需掌握充分的股市信息,无需理性的分析,仅仅依据他人的行为进行投资决策就能获得相当的收益。从而客观上纵容了这种从众行为,使我国股市在该阶段呈现较为明显的羊群行为特征。

从2007年10月17日到2009年3月3日,我国股市总体上处于下跌阶段,研究显示,该时期羊群行为特征较上涨期间弱,说明投资者在沪深300指数股票投资上存在“惜售”现象。这可能与沪深300指数样本股的构成以及投资者投资理念的转变有关。沪深300指数是由上海和深圳证券市场中选取300只A股作为样本,选择标准为规模大、流动性好的股票,集中了一批质地较好的公司。样本覆盖了沪深市场六成左右的市值,具有良好的代表性。因此沪深300指数的样本股基本为A股市场上的大盘股、蓝筹股。2002年以来,开放式基金、社保基金、QFⅡ等机构投资者大力倡导价值投资理念,价值投资理念逐渐深入人心。根据价值投资的原则,投资者加大了对国企大盘股、蓝筹股的投资力度,而这些股票绝大部分是以沪深300指数样本股为代表的。价值投资的原则之一是长期持有,因此,投资者在沪深300指数股票投资上存在“惜售”现象,导致下跌期间的羊群行为特征较弱。

从各个板块来看,无论是股市上涨还是下跌阶段,医药卫生和信息技术板块的T检验均不显著。这两个板块T检验不显著的原因如下:信息技术产业的生命周期相对而言较长,由不确定性造成的风险很大,一旦投资项目的成长性和市场前景发生变化,未来的收益预期就会迅速改变,因而投资风险比较大。我国投资者投资理念还不成熟,往往陷入单纯题材炒作的误区,“科技股”、“网络股”神话的破灭是最好的证明。经过多年的讨论,虽然万众关注,翘首以盼,但是医改方案仍然没有能如期推出,导致投资者对医药卫生板块的投资热情不高。研究发现电信业务板块在上涨阶段的T检验并不显著。我国电信行业在这个阶段开始走亲民、低价、优质的路线,这是竞争的必然结果,挤掉水分的电信行业自然挤掉了部分超长收益,使价值逐步回归,不再成为投机者的宠爱。之所以在股市下跌阶段重新引起投资者的关注,是因为人们认识到该板块价值的回归,加之该板块样本股票均为大盘股,在整个股市处于熊市的形式下,自然成为投资者青睐的对象。

四、政策建议

我国股市在2007年的暴涨以及金融危机以来的大跌,羊群行为在其过程中均起了推波助澜的作用。因此要维护我国股票市场的稳定,必须减少羊群行为的发生,应从以下几个方面进行改进:

(1)减少监管部门对证券市场的过度干预

频繁的行政干预破坏了市场的价格发现功能和资源配置功能,导致股价的异常波动。因此,随着市场运行机制的逐渐完善以及管理经验的不断积累,监管层应将重点放在改善股价运行机制和市场信息获得效率上,真正让市场机制决定股市运行,使投资者能够获得较为稳定的长期投资收益预期。

(2)完善信息披露制度

完善市场信息披露制度,增加信息的透明度,完备与上市公司相关的微观信息的,彻底改善一些公司故意隐瞒信息和延迟信息的情况。完善的市场信息披露制度有助于改善投资者中信息不对称的情况,减少“庄家”利用虚假信息来诱导投资者根据其投资行为进行跟风操作,有利于市场稳定。

(3)完善市场运行机制

我国股市由于缺乏卖空机制,投资者只能通过做多来获得收益,这会导致投资者过度投机,导致市场不稳定。因此可以尝试在市场中引入做空机制,利用卖空策略的套利功能对追涨行为进行制约,完善价格发现机制,也可以为价值投资者提供一种套期保值的工具。

参考文献:

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证券市场显著特征篇5

关键词：次级债风险债券市场

随着我国全面实施巴塞尔新协议目标期的日益临近，我国商业银行特别是上市银行正通过多种渠道来补充资本以达到监管的要求，而发行次级债券就成为了目前我国商业银行提高资本充足率的最优路径。

由于次级债券的发行对提高商业银行资本充足率具有立竿见影的效果，这在一定程度上导致了我国商业银行具有强烈发行次级债券的冲动，特别是一些资产质量较差的地方性商业银行，纷纷将其作为提高资本实力的一道捷径；与此同时，市场对次级债券的认同感也较强，特别是出于政府隐性担保的考虑，银行间债券市场机构投资者均将次级债券作为投资级债券来看待，商业银行、基金等投资机构大量持有商业银行次级债券，特别是各大商业银行之间互相持有。因此，我国次级债券发行市场呈现一片繁荣景象，不论是发行总量还是投资者数量自2006年短暂调整后都呈现出稳步上升的态势。但是作为一种金融创新工具，次级债券的偿付顺序较为靠后，隐性风险较大，因此，对于次级债券发行中可能存在的问题，特别是次级债券发行及定价中的风险因素就成为了监管机构和商业银行自身重点关注的课题。

我国商业银行次级债券主要特征

对于商业银行而言，次级债券的发行能够快速补充资本和提高资本充足率，但商业银行发行次级债券也并非无风险负债，对于发行银行而言主要存在发行失败、成本高企和二级市场价格波动等方面的风险。而这些风险的存在又导致了商业银行在确定次级债券利率时面临两难境地：如果发行利率过高，将加重商业银行自身的债务负担，影响盈利能力；但如果利率过低，又会存在发行失败的风险。对于市场投资者而言，他们是次级债券信用风险的主要承担者，如果次级债券利率并未完全体现风险因素，存在低估，一旦发行银行出现财务危机，必将给投资者造成较大损失。但从我国已发行次级债券的定价整体情况来看，发行利率并未真正体现风险与收益的匹配，风险溢价因素考虑不充分。

（一）我国次级债券发行利率水平较低

从次级债券的性质来看，它的发行期限一般不低于5年且清偿顺序是优于股本权益低于公司一般债务，因此，次级债券的这种期限长、无担保、索偿权靠后的特点，决定了其利率必然高企。国外次级债券简易定价方法一般是在同期限国债收益率的基础上加上金融债券的信用补偿溢价（我国目前一般为30－40BP），因次级债券的“次级偿还”性，还要加上次级风险溢价，大约也是20－40BP。如果按照这一方法，目前5年期国债利率为6.1％，则次级债券的利率应在6.9％左右，而我国已发行利率水平最高的浦发银行次级债券也只有5.94。我国次级债券发行利率偏低很大程度上是与商业银行互相持有次级债券有关。因为，商业银行之间互相持有次级债券，出于个性的理性考虑，商业银行在制定发行利率时往往会压低发行利率，从而使我国次级债券发行利率整体偏低。另外，值得注意的是，在发行利率相同、购买金额相同的情况下，商业银行之间相互持有次级债券可能变成一个账面上的数字游戏，商业银行之间无需发生实质的资金转移，而同时提高了资本充足率。因此，银行之间相互持有次级债可能引发的巨大系统性风险是不能忽视的。因为，其中任何一家银行出现偿付危机，都可能引发金融恐慌而导致金融危机的发生。

（二）我国次级债券利率并未体现评级的差别

对于投资者而言，分析发行银行的财务状况以及还款能力存在较大的调查成本，因此，人民银行对于在银行间市场发行的金融债券都要求由第三方独立的评级机构给出投资资信等级，投资者以资信等级为基础来进行投资策略。由于我国资信评级机构普遍规模较小，专业性不强，评级结果权威性不够，导致社会接受程度低，这在一定程度上为次级债券留下了隐性信用风险。从目前已发行的次级债券的资信等级来看，国有商业银行的资信等级要高于股份制银行和城市商业银行，主要依据在于国有商业银行存在国家的隐性担保主体资信等级较高。较高的资信评级在一定程度上促使了商业银行特别是国有商业银行倾向于低利率策略发行次级债券，降低发行成本。同时较高的评级结果也会误导投资者认为次级债券是低风险投资品种，而降低了风险意识。而且我国次级债券的资信等级差别并未在发行利率上得到充分体现。

（三）次级债券的发行会导致商业银行财务负担加重

从国外的经验来看，一般经营情况良好、具备较强盈利能力的商业银行，在资本充足率暂时不足时采取发行次级债的方法补充资本，而我国的商业银行盈利能力还非常有限，是否有承受次级债券高成本是发债银行必须考虑的问题。我国目前次级债券发行总量为2000多亿元，这就意味着商业银行利润每年将减少80多亿元，因此，导致盲目发债可能会加重银行的成本负担，恶化银行的经营状况。

我国商业银行次级债券风险因素分析

在对商业银行次级债券的风险分析中，笔者发现债券的信用等级、债券的选择权以及其他金融子系统的回报率对次级债券的利率产生影响。为了检验上述因素对次级债券利率影响程度，本文选取从2004年7月到2007年12月41期评过级的商业银行金融债券为实证样本，通过实证数据来分析影响次级债券风险溢价的因素。

本文选择国债作为无风险债券，以次级债券的发行利率与无风险利率之差来确定其风险溢价。在确定每一期银行债的风险溢价后，将尝试用一系列变量去解释风险溢价的构成。

首先，设定参数变量。对公开评级结果进行分类，以A-为基准构造虚拟变量。RATE1代表A+，RATE2代表AA-，RATE3代表AA，RATE4代表AA+，RATE5代表AAA。以选择权为基准构造两个虚拟变量：发行人选择权（OPTION1）、投资者选择权（OPTION2）。以浮动利率为基准构造1个虚拟变量：FLOF代表浮动利率。为衡量债券市场上资金的供给程度，本文采集了债券发行当月的存款准备金率的变动率（DRG）作为变量。同时采用股票市场的收益率来衡量金融市场其他子系统的收益率，而股票市场的收益率是以较有代表性的上证指数的月平均指数的增长率（SIG）来描述。另外，本文还考虑了通货膨胀对次级债券利率的影响，采集了自2004初年至2007年8月的CPI同比增长率作为样本数据。

通过上述分析，将每一期银行债券的风险溢价作为因变量，上述所描述的变量作为解释变量进行回归分析，构建了如下方程：

对上述方程采用Eviews软件进行回归分析，经过一系列调试，剔除非显著性变量发行人选择权（OPTION1）、投资者选择权（OPTION2）、月平均指数的增长率（SIG）、每期债和CPI同比增长率，得到以下只包含显著变量的基准模型，在解释变量中，回归的显著变量为评级机构给予的级别、债权优先级别、付息方式以及存款准备金变动率。模型解释了76%的商业银行债券风险溢价的波动。

风险溢价=0.017-0.0042*RATE2-0.0057*RATE3-0.0068*RATE4-0.0069*RATE5-0.009*TYPE1-0.0088*TYPE2+0.048*DRG-0.0041*FLOF+ε

从表1来看，评级结果与商业银行债券的风险溢价显著相关。当评级机构给予的级别越高，市场所索要的风险溢价越低。其中，当债券级别为AA-时，利差相对于A-级债券下降41个BP（BasisPoint）；级别为AA时，下降57个BP；级别为AA+时，下降68个BP；级别为AAA时，下降69个BP。但是市场对A+级债券与A-级债券所索要的风险溢价并无显著不同。在考虑了债券评级结果后，市场仍对债权的优先级别有反应：市场对债权优先级别更高的金融债、次级债所索要的风险溢价显著低于其对混合债索要的风险溢价。其中，次级债的利差比混合债的利差低90个BP；金融债的利差比混合债的利差低88个BP。通过系数限制测试，发现次级债特征与金融债特征对利差的贡献程度并无显著不同。这主要是因为市场认为混合债的违约损失程度并未被充分考虑，因而进一步拉开混合债与次级债、金融债之间的风险溢价差距。如果发行人发行浮动利率债券，将会显著降低市场对债券索要的风险溢价。浮动利率债券与无风险债券的利差比固定利率债券的利差小40个BP。投资者投资债券所面临的一大风险来自市场利率的波动，浮动利率债券有效地降低投资者对利率波动的风险暴露，因此投资者索要的风险溢价降低。法定存款准备金率的变动对债券发行的风险溢价有显著影响：当央行上调准备金率时，债券的风险溢价显著上升。利率是资金的价格，因此利率一定程度上取决于资金的供给和需求。由于银行是债券市场的主要参与者，银行可动用资金的充裕程度对债券市场的资金供给有相当大的影响。一旦存款准备金率上调，债市中的资金供给很可能下降，这将导致资金的价格上涨，最后导致利率上涨。结果显示，不仅利率整体上涨，风险的价格也随着资金供给的下降上涨。

我国发行次级债券的对策建议

在上述实证分析中，评级机构给予的级别、债权优先级别、付息方式以及存款准备金变动率是影响商业银行次级债券风险溢价的主要因素。因此，在未来一段时期，应关注这些因素对风险的影响，借鉴国外成熟经验，按照规范化、标准化、市场化的要求，不断完善科学定价体系，创新设计多样化的债券交易品种。

首先，要加快评级机构建设。从“次贷危机”事件可以看出，评级机构在债券投资中具有重要作用，它是风险的最主要把关者，因此，在控制和防范次级债券的风险过程中，必须加快评级机构的建设，通过机制创新、人才培养以及国际合作等形式，不断提高自身业务水平和竞争力。

其次，要精心设计发债方案。特别是银行发行次级债券的最佳总量以及其对总资产的比例水平。发行的总量过高，无疑会增加银行成本，而发行总量过低又会导致价格信号失真，不能有效地发挥市场约束作用。《巴塞尔资本协议》对次级债券的发行要求是，其比例最多不能超过核心资本的50%，并应有足够的分期摊还安排。发行次级债券的总量成为银行应维持多少资本这个更宽泛问题的不可避免的部分。当前各大银行及银行持股公司已发行次级债券的水平，大多维持在风险权重资产的1.7%到4.0%之间。国外的实证分析也表明，2%到3%的总量要求可能对提供一个有关银行财务状况市场评价的清晰信号是足够的。

最后，大力培育机构投资者。要加强机构投资者的业务创新，不断创新金融工具，大力发展资产管理、投资咨询等现代金融业务，将机构投资者从独自承担风险的泥潭中彻底解脱出来。同时降低进入银行间同业拆借市场的门槛，允许具有法人资格的各类金融机构进入银行间市场投资次级债券，同时允许资金雄厚的企业和个人以委托交易的方式进入银行间市场，降低银行间互持次级债券的比例。规范证券交易的登记结算制度，防止虚假交易和过度投机。

参考文献：

1.丹，耿华.商业银行次级债定价模型[J].广东商学院学报，2007（2）

证券市场显著特征篇6

[关键词]财务特征；Logistic回归；增发股票；发行债券

doi：10.3969/j.issn.1673-0194.2013.14.001

[中图分类号]F276.6[文献标识码]A[文章编号]1673-0194（2013）14-0002-02

2007年8月14日中国证监会了《公司债券发行试点办法》，标志着我国公司债券发行的正式开始，拓宽了上市公司的融资渠道，有利于完善我国金融市场体系、促进资本市场协调发展。目前，公司债券融资已成为上市公司的重要融资方式。在多种融资方式中，通过分析上市公司融资工具选择的影响因素，有助于帮助企业做出合适的融资决策，实现企业的价值。

1国内外研究现状

在默迪里尼和米勒（ModiglianiandMiller）提出了著名的MM理论之后，国外学者针对成熟证券市场中企业资本结构的影响因素进行了大量的理论分析和实证研究。TitmanandWessels（1988）和RajanandZingales（1995）的研究都是国外最具代表性的研究，其结果表明可能影响资本结构的因素有：公司规模、获利能力、资产担保价值（有形资产比例）、公司成长性。TitmanandWessels（1988）认为非负债税盾、盈利的波动性也可能对资本结构产生影响。同时，国外文献表明治理特征显著影响公司的资本结构。KimandSorensen（1992）研究发现，公司管理者拥有较高股权时倾向于选择负债融资，以避免权益成本。

2研究设计

本文只分析上市公司增发新股和发行公司债券这两种再融资方式，因此因变量Y为虚拟变量，若上市公司发行债券则Y为1，增发股票则Y为0。文章将研究公司规模Size、非负债税盾NDTS、盈利性ROA、资产担保价值CVAR、成长性Growth、资产负债率DAR、对上市公司融资方式选择的影响，控制管理层持股比例MBH、股权集中度（Z指数、H指数）、股权制衡度（RPI）、行业和年份5个因素。

（1）公司规模。RajanandZingales（1995）研究表明在G7中除了德国外，公司的负债率与公司的规模呈正相关关系。大公司倾向于债务融资可能的原因是大公司的业务比较分散化并且陷入财务困境的可能性较小，也可能是大公司信息能力强降低了信息不对称的影响从而选择信息敏感度强的股权融资。本文将公司规模定义为总资产的对数。

（2）非负债税盾。权衡理论认为企业发债是为了追求发债带来的税收收益。但非负债税盾如折旧、摊销同样能起到节税的作用，因此非负债税盾会降低企业举债的动力。顾乃康和杨涛（2004）的研究表明非债务税盾大的公司倾向于更多的股权融资。本文将非负债税盾定义为当期计提的折旧和摊销/总资产。

（3）盈利性。根据MM第二定理，普通股股东的期望收益随负债权益比增长而增长。Jensen（1986）认为高的债务限制了管理者用自由现金流追求个人目标，因此在控制权市场有效的情况下盈利能力强的公司会被迫选择债务融资以避免过度投资。为避免负债的利息支出对企业盈利能力的影响，本文使用息税前利润/总资产的3年平均值作为盈利性的指标。

（4）资产担保价值。有形资产特别是固定资产和存货在公司发生财务困境时折价的程度要远远小于无形资产，可以作为债务的抵押品。通常情况，有形资产可以充当抵押品从而降低了债权人遭受的成本，投资者自然更加乐意将钱借给资产担保价值高的企业（RajanandZingales，1995）。因此，固定资产、存货等有形资产越多，企业发债融资成本越低。本文以存货和固定资产整合来衡量资产的担保价值。

（5）成长性。Myers（1977）认为负债率高的公司更可能放弃可盈利的投资项目。因此，权衡理论认为高成长机会的公司将优先选择股权融资。理论同样认为预期未来的增长与长期债务融资负相关。本文将采用P/B作为成长性的变量进行分析。

（6）资产负债率。权衡理论认为，在负债率较小时，税收收益的增量速度高于财务困境成本的增量速度，此时企业举债是有利的；随着负债率的增加，税收收益的增量速度会下降而财务困境成本的边际增量速度上升。据此推断，负债率高的公司会优先选择股权融资，反之则会优先选择债券融资。

选取的样本是在2007年8月14日至2011年12月31日期间发行公司债券或是增发股票的A股上市非金融保险类公司。建立logistic回归模型：

其中，公司规模为总资产的自然对数；非负债税盾为当期计提的折旧和摊销/总资产；盈利性发行前3年的（息税前利润/总资产）的均值资产；担保价值为存货和固定资产之和/总资产；成长性为市净率；资产负债率为总负债/总资产；Z指数为第一大股东持股比例/第二大股东持股比例；H指数为前5位大股东持股比例的平方和；股权制衡度指数为前5大股东的持股比例之和/第一大股东的持股比例-1；年份、行业为虚拟变量。

3实证分析

Logistic回归结果（表1）显示上市公司债务融资倾向与公司规模显著正相关，与资产担保价值正相关但不显著，与H指数显著负相关。此外，债务融资倾向与非负债税盾、成长性、资产负债率显著负相关。值得特别注意的是模型C中债务融资倾向与盈利性呈现正相关关系，且比模型A、B的回归结果更加显著。

Logistic回归的2个模型都表明债务融资（股权融资）与公司的规模存在显著正（负）相关关系，与RajanandZingales（1995）、顾乃康和杨涛（2004）等大部分文献的结论是相同的。对于模型A、B显示公司盈利能力与公司融资方式选择的关系显著水平较低，本文认为可能是有关法规规定上市公司必须最近3个会计年度连续盈利并且最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6%才能公开增发股票，造成了回归结果的偏差。因此，在模型C中剔除了80个公开增发股票的公司，结果显示公司的盈利能力与债务融资（股权融资）存在更为显著的正（负）相关关系。本文认为盈利能力强的公司优先选择债务融资以提高股东的收益并且保证了原有股东的利益不被稀释。

非负债税盾与债务融资（股权融资）存在负（正）相关关系但显著水平低（10%）。从增发公司和发债公司的非负债税盾没有显著差异来看，可能原因是变量无法正确全面地衡量公司的非负债税盾：变量只考虑了折旧和摊销没有考虑其他具有抵税作用的会计科目，而且上市公司公布的数据与其按照税法计算的数据是不同的。回归分析还表明资产担保价值与公司融资方式选择的关系不显著，可能的原因是目前我国市场上公司债券的信用等级都很高而且没有出现违约现象，公司债券市场对资产担保价值不敏感。相反，成长性与债务融资（股权融资）存在负（正）相关关系，但是本文无法确认权衡理论的解释和理论的解释哪个是正确的或者两个都是正确的；资产负债率与债务融资（股权融资）存在负（正）相关关系，符合权衡理论的分析。

对于控制变量，Logistic回归结果显示债务融资与H指数显著负相关、与管理层持股比例负相关但不显著。本文认为管理层持股比例增加降低了管理者和股东之间的成本，进而降低了公司通过负债来减少成本的动力，对于回归结果不显著的可能原因是样本中大部分公司的管理层持股比例很低，其中37.7%的公司的管理层持股比例为0，77.4%的公司低于0.1%。H指数与债务融资存在负相关关系说明了“有效监督假设”成立，股权集中度越高则公司主要股东就有越强的动力监督管理人员以保护自身的利益，从而降低了股权成本。对比分析模型A、B可以得到，外部治理特征对上市公司选择融资方式没有显著影响。

4结论

本文在控制影响上市公司融资方式选择的内外部治理特征、行业和年份的情况下，着重研究我国上市公司融资方式选择和财务特征之间的关系。通过描述统计和Logistic回归模型进行分析，结果显示：债务融资（股权融资）与公司的规模、盈利能力存在显著正（负）相关关系；与非负债税盾、成长性、资产负债率存在显著负（正）相关关系；与资产担保价值存在正（负）相关关系，但在统计意义上关系不显著。进一步的分析显示，大公司利润率的波动小于小公司，说明小公司经营风险比较大。同时，分析结果显示股权集中度会影响公司融资工具的选择，而管理层持股比例、外部治理特征和公司融资工具选择的关系不显著。

主要参考文献

[1]SheridanTitman，RobertWessels.TheDeterminantsofCapitalStructureChoice[J].JournalofFinance，1988（3）.

[2]刘娥平，朱晓玲.从治理特征角度看中国上市公司融资工具的选择[J].生产力研究，2009（2）.

[3]顾乃康，杨涛.股权结构对资本结构影响的实证研究[J].中山大学学报：社会科学版，2004（1）.