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金融危機與股市的關(guān)系范文1

1數(shù)據(jù)采集及變量處理

1.1數(shù)據(jù)采集

采取上證A股的數(shù)據(jù)對中國股市的價量關(guān)系進行檢驗。樣本的時間跨度為2005年6月6日至2011年9月30日。并將樣本期分為兩個子時段，目的是研究不同市場中價量關(guān)系的差異。第一時段為2005年6月6日至2007年10月16日，共計575個交易日數(shù)據(jù)；第二時段為2007年10月17日至2010年9月30日，共計969個交易日數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)樣本選擇以2007年10月16日為分界點，因為分界點之前股市為上升態(tài)勢，分界點之后為下降趨勢，分別呈現(xiàn)出牛市和熊市的狀態(tài)。所有的數(shù)據(jù)均來源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫以及Wind金融數(shù)據(jù)庫。所用分析軟件為EVIEWS6.0和EX-CEL2003。

1.2變量選取

成交量表示為Vt，是對日成交量取對數(shù)后的結(jié)果。日收益率Rt為：Rt=100×（lnPt-lnPt-1)，其中，Pt表示第t個交易日的日收盤價。從表1中可知，收益率均值、中位數(shù)金融危機前均大于危機后，標(biāo)準(zhǔn)差的比較知熊市波動幅度大于牛市，體現(xiàn)了市場在兩個不同發(fā)展階段的走勢。兩階段偏度、峰度說明中國股市收益率具有尖峰厚尾的特征。從JB統(tǒng)計量可知，中國股市的收益率不服從正態(tài)分布。

2模型構(gòu)建——兩時段量價關(guān)系的檢驗與比較

2.1金融危機前后價量關(guān)系的Granger因果檢驗對比分析

對收益率和成交量序列進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示。滯后階數(shù)根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定。由表2可知，在金融危機前的時段，收益率序列平穩(wěn)，而成交量序列非平穩(wěn)，經(jīng)驗證，成交量序列一階平穩(wěn)，因此這一時段，二者不能進行Granger因果檢驗。在金融危機后這一時段，收益率和成交量均為平穩(wěn)序列，二者滿足進行Granger因果檢驗的條件。從表3的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知，金融危機后這一時段中，在5%的顯著性水平下，收益率和成交量存在雙向的因果關(guān)系，在一定程度上，二者可相互預(yù)測。

2.2基于GARCH模型的價量關(guān)系檢驗對比分析

首先，根據(jù)收益率殘差序列的自相關(guān)和偏自相關(guān)系數(shù)確定滯后階數(shù)，結(jié)合金融危機前的交易量序列是一階差分后平穩(wěn)，確定采用ARIMA（3,1,3）模型進行分析。而金融危機后的交易量序列是平穩(wěn)的，且根據(jù)自相關(guān)值拖尾、偏自相關(guān)值3階截尾的特征，確定采用ARMA（3,0）模型進行分析。然后對兩階段收益率殘差序列進行ARCH-LM檢驗，結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下，兩時段的收益率序列均存在ARCH效應(yīng)，可以運用GARCH模型。分別利用ARIMA（3,1,3）和ARMA（3,0）模型將危機前后的交易量序列分解為非預(yù)期交易量Vut和預(yù)期交易量Vet兩個部分。再從非預(yù)期交易量中分解出其超過均值的部分Vut。

2.3各序列對收益率影響的GARCH模型檢驗

選用GARCH（1,1）模型進行實證分析。為了比較不同類型的成交量對收益率波動性的解釋能力，將不同類型的成交量加入到GARCH（1,1）模型的條件方差方程中，模型分別為：模型1σ2t=ω+αu2t-1+βσ2t-1+θ1Vt（1）模型2σ2t=ω+αu2t-1+βσ2t-1+θ2Vet（2）模型3σ2t=ω+αu2t-1+βσ2t-1+θ3Vut（3）模型4σ2t=ω+αu2t-1+βσ2t-1+θ4Vet+θ5Vut（4）模型5σ2t=ω+αu2t-1+βσ2t-1+θ6Vut（5）回歸結(jié)果如表4。通過表4的回歸結(jié)果可以看到金融危機前后兩時段的一些異同。（1）金融危機前，系數(shù)θ1是顯著的，而危機后θ1不顯著，說明危機前成交量對股價的波動具有一定的解釋作用，而危機后則沒有解釋作用。（2）由模型2和3可知，θ2和θ3均不顯著，說明單獨的預(yù)期成交量和非預(yù)期成交量對股價波動都沒有解釋力。但模型4的回歸結(jié)果顯示，二者聯(lián)合起來對股價波動卻起作用。與危機前不同，危機后，θ2不顯著，而θ3顯著；模型4可得出同樣的結(jié)論，表明非預(yù)期成交量對價格有較強的解釋力，而預(yù)期交易量則缺乏解釋力。（3）模型5顯示，非預(yù)期成交量中超過均值的部分的系數(shù)θ6是顯著的。危機后，θ6的值為21.243，統(tǒng)計顯著，且比模型1至模型4的系數(shù)值都要大。說明非預(yù)期成交量中超過均值部分對價格波動的解釋能力優(yōu)于非預(yù)期成交量。且比金融危機前時段解釋力更強。

3結(jié)論及建議

3.1結(jié)論

(1)金融危機前股市的平均收益率遠高于金融危機后的收益率均值，但金融危機前收益率的日波動幅度小于金融危機后的波動幅度。

(2)金融危機前，由于交易量序列不平穩(wěn)，因此不確定交易量與收益率的Granger因果關(guān)系；而金融危機后這一時期，二者具有雙向的因果關(guān)系。

(3)將不同類型的成交量加入到GARCH（1,1）模型的條件方差方程中進行回歸，可知：金融危機前，成交量可以部分解釋股價的波動，而危機爆發(fā)后，量對價的解釋力消失了。其次，非預(yù)期成交量在危機前對股價波動都沒有解釋力，而金融危機后有一定的解釋作用。再次，兩時段中，預(yù)期成交量對波動均不具有解釋力。最后，兩個時段內(nèi)，非預(yù)期成交量中超過均值的部分對股價波動性都具有一定地解釋作用；但是，金融危機后其解釋力更強。

(4)非預(yù)期成交量中超過均值部分的系數(shù)為正，說明交易量放量對市場的沖擊比負的交易量對市場的沖擊大，即非預(yù)期交易量對市場的沖擊存在非對稱性。

3.2建議

金融危機與股市的關(guān)系范文2

關(guān)鍵詞：后金融危機時代；股市；房地產(chǎn)；財富效應(yīng)；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F830.9 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）17-0078-03

引言

財富效應(yīng)是指在其他條件不變的情況下，貨幣余額的變化將會引起總消費開支的變化。

2007年，起源于美國房地產(chǎn)次貸危機的金融危機席卷了全球，掀起了全球范圍內(nèi)的經(jīng)濟動蕩，使世界經(jīng)濟在很長的一段時間內(nèi)處于經(jīng)濟恢復(fù)期，中國也不例外。隨著時間的推移，各國陸續(xù)進入了經(jīng)濟穩(wěn)固復(fù)蘇增長的后金融危機時期。我們以2008年11月我國股市開始回升的時候作為我國后金融危機時期的開始，從金融危機發(fā)生期到后金融危機時期的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)可以看出，在此時間段間，實體經(jīng)濟受到了巨大的沖擊，社會消費增長速度大幅下降。同時期內(nèi)，中國的股票市場與房地產(chǎn)市場也發(fā)生了巨大的變化。后金融危機時代股市和房地產(chǎn)財富效應(yīng)究竟如何成為了人們關(guān)注的重點。從目前的研究現(xiàn)狀上看，對于我國國內(nèi)的股票市場和房地產(chǎn)市場的研究尚有不足，且尚未有人做過后金融危機時代房地產(chǎn)財富效應(yīng)和股票財富效應(yīng)進行比較研究。于是我們在已有相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，根據(jù)我國國情，對后金融危機背景下中國股價波動及房價波動通過財富效應(yīng)對居民消費的影響進行實證研究，并將股市和房地產(chǎn)財富效應(yīng)進行對比得到相關(guān)結(jié)論。

一、股市及房地產(chǎn)財富效應(yīng)測度模型的建立

理論界對資產(chǎn)財富效應(yīng)測度方面的研究，一般是基于Friedman的持久收入假說或Modizliani的生命周期假說框架進行的。根據(jù)這兩個假說，個人對下一期的消費規(guī)劃取決于其一生的財富水平，除非財富水平永久性增加，否則不會改變長期的邊際消費傾向。用模型可以表示為[1]：

式中，xft表示消費者t期的消費支出，zct表示消費者期持有的資產(chǎn)，srt表示消費t者期的收入，rt表示利率，θ表示時間偏好。對上述模型求導(dǎo)，可得消費者的最優(yōu)消費路徑：

但是，消費者的跨期消費會受到現(xiàn)實中存在的流動性約束和消費者的短視行為的影響，從而無法完全合理地規(guī)劃其一生的財富。綜合上述因素，我們假定個人的消費行為受到當(dāng)期的收入波動及資本收益的影響，對收入的安排主要用于消費和儲蓄，在這里我們定義只要不用于消費的資金和資產(chǎn)都稱為儲蓄，儲蓄構(gòu)成股票投資的直接資金來源。生命周期-永久收入模型（LC-PIH）假說雖然在西方經(jīng)濟中得到了較好的驗證，然而對于我國來說，由于我國資本市場尚未完善，消費信貸發(fā)展緩慢，該模型并不能完全解釋我國居民的消費行為。本文結(jié)合我國消費市場的實際情況，并將資產(chǎn)（zc）分為股市資產(chǎn)（gz）和房地產(chǎn)市場資產(chǎn)（fz）在修正后的消費方程的基礎(chǔ)上建立財富效應(yīng)的檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

其中，xft表示期的消費水平，srt表示t期居民可支配收入，gzt表示t期的上證指數(shù)，fzt表示t期的房地產(chǎn)價格指數(shù)，ut表示誤差項。

二、實證研究

（一）變量和數(shù)據(jù)選擇

本文所針對的是后金融危機時代我國股市和房地產(chǎn)財富效應(yīng)，因此，我們將時間段設(shè)定為2008年11月我國股市開始回升的時候到2012年6月為止，使用的數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)。用城鎮(zhèn)居民人均消費來衡量我國居民的消費水平，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入來衡量我國居民的收入水平，用上證指數(shù)來衡量我國股市的財富水平，用房地產(chǎn)價格指數(shù)來衡量我國房地產(chǎn)財富水平。城鎮(zhèn)居民人均收入和城鎮(zhèn)居民人均消費和房地產(chǎn)價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，上證指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于大智慧軟件。由于數(shù)據(jù)的對數(shù)變換不改變原有的協(xié)整關(guān)系，因此，為了消除數(shù)據(jù)的異方差性和熨平數(shù)據(jù)的波動性，我們將搜集到的原始數(shù)據(jù)進行取對數(shù)的處理，得到lnxf、lnsr、lngz以及l(fā)nfz。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

若時間序列中存在單位根，就會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。為了避免此現(xiàn)象的出現(xiàn)，保證回歸結(jié)果的無偏性、有效性跟一致性，本文首先對時間序列進行ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 各相關(guān)序列的ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：（1）Dlnxf表示lnxf的一階差分，其余類同。

（2）檢驗形式的3個參數(shù)依次為截距項、時間趨勢項和滯后期，其中滯后期的確定是AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，由Eviews6.0直接給出。

從表1的檢驗結(jié)果中我們可以看出，對原序列進行一階差分后進行單位根檢驗，在5%的顯著水平下都拒絕存在單位根的假設(shè)，即Dlnxf、Dlnsr、Dlngz以及Dlnfz都為平穩(wěn)序列。因此，lnxf、lnsr、lngz和lnfz均為一階單整序列，即lnxf（1）、lnsr（1）、lngz（1）和lnfz（1）。

（三）協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的前提是各時間序列數(shù)據(jù)都是同階單整的。通過ADF單位根檢驗得知，lnxf、lnsr、lngz和lnfz均為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗的條件。如果兩個或多個時間序列是非平穩(wěn)的，但是它們的某種線性組合是平穩(wěn)的，我們稱它們之間存在協(xié)整關(guān)系，協(xié)整反映了變量之間的長期均衡關(guān)系。由式lnxft=β1lnsrt+β2lngzt+β3lnfzt+c+ut，并結(jié)合Eviews6.0軟件，我們可以得到lnxf、lnsr、lngz和lnfz之間的協(xié)整方程為：

lnxft=0.60629lnsrt+0.091651lngzt+0.15180lnfzt+2.43419

（0.06346） （0.05924） （0.11095） （0.72713）

其中，R2=0.811257，擬合度較高。由協(xié)整方程我們可以看出，收入水平和房地產(chǎn)市場指數(shù)對消費的影響較大，收入每變動1%個單位，消費會隨之變動0.60629%個單位，房地產(chǎn)市場指數(shù)每變動1%個單位，消費隨之變動0.15180%個單位。但股市財富對消費的影響非常小，股市財富每變動1%個單位，消費只會隨之變動0.09165%個單位。

（四）格蘭杰因果檢驗

從檢驗結(jié)果來看，消費水平（lnsf）與居民可支配收入（lnsr）、上證指數(shù)（lngz）以及房地產(chǎn)市場指數(shù)（lnfz）之間存在著協(xié)整關(guān)系，我們可以通過格蘭杰因果檢驗進一步討論變量之間的因果關(guān)系。用Eviews6.0對上述變量作格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2消費水平、收入水平和股市財富水平的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

表2的檢驗結(jié)果顯示，股票指數(shù)（lngz）是房地產(chǎn)指數(shù)（lnfz）的Granger原因，其接受零假設(shè)的概率僅為0.0095，但房地產(chǎn)指數(shù)（lnfz）不是股票指數(shù)（lngz）的Granger原因。消費水平（lnxf）是收入水平（lnsr）的Granger原因，其接受零假設(shè)的概率僅為0.0014，同時收入水平（lnsr）也是消費水平（lnxf）的Granger原因，接受零假設(shè)的概率僅為0.00006。而對于收入水平（lnsr）是股票指數(shù)（lngz）的Granger原因的零假設(shè)，其接受的概率為0.2807，遠大于5%的顯著性水平，說明收入水平（lnsr）不是股票指數(shù)（lngz）的Granger原因。同樣，可以得出股票指數(shù)（lngz）不是收入水平（lnsr）的Granger原因，消費水平（lnxf）與股票指數(shù)（lngz）不互為Granger原因，收入水平（lnsr）與房地產(chǎn)指數(shù)（lnfz）不互為Granger原因以及消費水平（lnxf）與房地產(chǎn)指數(shù)（lnfz）不互為Granger原因等結(jié)論。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述在擾動項上加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量的未來值和當(dāng)期值所帶來的變化，也即一個內(nèi)生變量對誤差變量的反應(yīng)[2]。

通過格蘭杰因果檢驗得知，lnxf和lnsr互為因果關(guān)系，以及l(fā)ngz是lnfz的格蘭杰原因。為了進一步探討我國在后金融危機時代股票市場和房地產(chǎn)市場的財富效應(yīng)、居民收入水平是如何影響居民消費水平的，以及股票指數(shù)和房地產(chǎn)指數(shù)是如何相互影響的，我們做出變量之間的脈沖響應(yīng)函數(shù)，以衡量模型收到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。對此，本出了lnxf對lnsr的脈沖響應(yīng)函數(shù)，lnsr對lnxf的脈沖響應(yīng)函數(shù)以及l(fā)ngz對lnfx的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

圖1（1）顯示，當(dāng)在本期給lnsr一個正沖擊后，lnxf在第1期會產(chǎn)生一個正的效應(yīng)，但在第2期開始效應(yīng)由正轉(zhuǎn)為負。這說明，當(dāng)收入水平受到外部條件而升高時，會在短時間內(nèi)引起消費的增加，但在隨后會給消費帶來反向的沖擊，長時間以后，收入會給消費產(chǎn)生抑制作用，并且該抑制作用會隨著時間的推移而逐漸減小。圖1（2）顯示，當(dāng)在本期給lnxf一個正沖擊后，lnsr會在前2期迅速上升，之后緩慢下降，但一直保持著正的效應(yīng)。這說明，消費水平的某一沖擊會給收入水平帶來同向的沖擊，消費會給收入水平起一個拉動的作用。圖1（3）顯示，當(dāng)在本期給一個正的沖擊后，會在前3期內(nèi)保持上升的趨勢，但在第3期后開始緩慢下降，當(dāng)一直會保持正的效應(yīng)。這說明，股票市場對于房地產(chǎn)市場來說，具有正向的影響。

三、總結(jié)及建議

（一）總結(jié)及原因分析

由協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，股市財富對消費的影響非常小，股市財富每變動1%個單位，消費只會隨之變動0.09165%個單位，股市的財富效應(yīng)十分微弱。而與股市財富效應(yīng)相比，房地產(chǎn)市場指數(shù)對消費的影響較大，房地產(chǎn)市場指數(shù)每變動1%個單位，消費隨之變動0.15180%個單位，房地產(chǎn)財富效應(yīng)更加顯著。

股市財富效應(yīng)微弱的主要原因是由于我國證券市場存在制度缺陷、監(jiān)管力度不完善、上市公司質(zhì)量差，使得股市投資者大多處于投機目的而非對上市公司的長期看好，由此導(dǎo)致我國股市財富并不直接用于消費，而是用于新一輪的股票投機心理預(yù)期的投入。而房地產(chǎn)財富效應(yīng)十分顯著是由于一方面房地產(chǎn)在我國GDP中占比大，另一方面隨著近幾年中國房價的持續(xù)迅猛上揚，消費者對我國房地產(chǎn)市場普遍持看漲預(yù)期，從而對房地產(chǎn)市場的投資不斷增加，并且這種投資形成的擴張財富效應(yīng)加大了消費者的支出。房地產(chǎn)市場財富效應(yīng)亦通過對居民消費的作用最終對宏觀經(jīng)濟的運行產(chǎn)生深遠影響。

（二）建議

針對文中結(jié)論及原因分析，筆者將從股票市場、房地產(chǎn)市場及居民可支配收入3個維度提出可行性建議。

1.從股票市場角度

（1）最根本的是規(guī)范證券市場，提高上市公司的準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，加強對上市公司的監(jiān)管，使得存在于股市中的上市公司具有穩(wěn)定的利益，保持股市的穩(wěn)定，增強投資者對股市的信心。這需要政府拿出決心，對現(xiàn)有證券市場、制度進行整頓，從根源上解決問題。

（2）深化證券品種創(chuàng)新，深化多層次金融市場的產(chǎn)生，提高金融業(yè)在GDP中的占比，從政策上鼓勵投資者加大對金融產(chǎn)品的投資。

2.從房地產(chǎn)市場角度

（1）通過對2008—2012 年后金融危機下的小樣本數(shù)據(jù)進行檢驗，我們發(fā)現(xiàn)房價與居民消費之間存在較強的正相關(guān)關(guān)系。因此，在長期住房需求高于供給，而現(xiàn)階段內(nèi)高房價導(dǎo)致實際投資的相對停滯的大背景下，為使消費長期穩(wěn)定增長，現(xiàn)階段應(yīng)嘗試適度下調(diào)房價，變潛在的住房需求為實際投資，從而確保房地產(chǎn)投資規(guī)模穩(wěn)定增長，之后再根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展情況，有機會的提升房價變動幅度。這樣會拉動內(nèi)需，進而促進中國經(jīng)濟的發(fā)展。

（2）對房價的調(diào)控要合理、適度，不能大波動的實行，否則會令投資者產(chǎn)生下跌的預(yù)期，阻礙財富效應(yīng)；另一方面，應(yīng)該控制房價的過快增長，使人均住房資產(chǎn)增加，促進財富效應(yīng)。

金融危機與股市的關(guān)系范文3

［關(guān)鍵詞］暴漲暴跌；股市；系統(tǒng)性風(fēng)險

作者簡介：王 擎（1973―），男，西南財經(jīng)大學(xué)中國金融研究中心（成都，610074），教授。研究方向：資本市場。

一、引言及文獻綜述

股市波動是股票市場的常態(tài)，股票市場的劇烈波動形成暴漲暴跌，往往給股市運行帶來巨大影響，有時甚至發(fā)生災(zāi)難。如何界定股市的暴漲暴跌，各國股市的暴漲暴跌有沒有內(nèi)在聯(lián)系，這是我們首先需要弄清楚的問題，也是中國股市健康發(fā)展的基礎(chǔ)。

國外一般從股市泡沫角度來研究股票價格的非正常波動，“暴漲暴跌”實質(zhì)是股價“泡沫”的膨脹和破裂。在經(jīng)典的現(xiàn)值模型和市盈率模型基礎(chǔ)上，西方學(xué)者從不同角度創(chuàng)新模型以期對“股市泡沫”加以解釋。如希勒（1984）的Fads模型、艾倫和戈登（1993）的Churning bubbles模型把股票價格“泡沫”作為一種市場自發(fā)力量形成的過程，Barberis, Shleifer和Vishny(1998)從行為金融的角度建立了投資者情緒模型(BSV)，Scheinkman和Wei Xiong(2002)建立了過度自信模型，從投資者行為的角度來解釋“股市泡沫”的產(chǎn)生。

相比西方學(xué)者對“股市泡沫”的研究，中國學(xué)者更直接關(guān)注股市的暴漲暴跌，從目前研究看，股市暴漲暴跌的原因主要可以歸納為以下兩類：

1.股市暴漲暴跌緣于市場制度的缺失。楊元華（1997）認為，從總體上來看，歐美股市暴跌是一種調(diào)整期的反映，而亞洲股市的動蕩更多地表明機制不健全和結(jié)構(gòu)失衡。［1］駱勇（2007）認為，中國股市表現(xiàn)出來的暴漲暴跌是國企改革（包括國有銀行）未完成的代價。［2］謝百三、李政東（2008）認為，中國股市暴漲暴跌根本原因在于制度缺陷，即資本項目的不完全開放，做空機制缺乏，交易所會員制的不合理以及股權(quán)分置改革的影響等。［3］趙紅等（2008）認為，A股市場暴漲暴跌的制度性原因主要在于基金等機構(gòu)投資者收入機制不合理，對股市起到助漲助跌作用；上市公司再融資圈錢行為，嚴(yán)重打擊了投資者的信心。［4］盧林華（2009）認為，中國股市暴漲暴跌的外生因素在于發(fā)行制度不完善，分紅制度不完善，基金制度不完善，監(jiān)管制度不完善等。［5］韓國勇（2009）認為，上市公司缺少回報股東的意識、做空機制缺乏、股市政策依賴性較強等三大弊病，是造成我國股市大起大落的主因；而基礎(chǔ)制度建設(shè)的不完善，過分重視融資而對投資人保護相對淡漠；投資渠道的缺乏，以及投資主體的單一，也是造成股市大起大落的因素。［6］

2.股市暴漲暴跌緣于市場參與者的行為缺陷。孫建軍、王美今（2004）認為，過度自信的投資者通常會推動股市的大起大落。［7］時寒冰（2008）認為，股市暴漲暴跌的根源，是權(quán)力不當(dāng)干預(yù)的結(jié)果。［8］夏和平、田石英（2008）認為，就監(jiān)管者方面考察，導(dǎo)致我國股市暴漲暴跌主要有三個方面的原因，即監(jiān)管理念扭曲、監(jiān)管職能錯位、股市制度缺陷。［9］盧林華（2009）認為，中國股市暴漲暴跌的內(nèi)生根源在于定位偏差，而投機市場博弈行為是股市暴漲暴跌的直接推手。孫立堅（2009）認為，中國股市暴漲暴跌是投資者的“動物精神”和集體非理性的結(jié)果。［10］歐陽文、何德輝（2009）認為，股指的暴漲暴跌主要是由于中國股市中的各市場參與者目標(biāo)之間出現(xiàn)背離，沒有被得到及時的關(guān)注和有效修正。［11］陳國進等（2009）認為，投資者的異質(zhì)信念是我國股票市場價格呈現(xiàn)暴漲暴跌特征的主要原因。［12］

從現(xiàn)有的文獻來看，對中國股市暴漲暴跌的研究，大多都是從暴漲暴跌的原因方面進行定性分析，但暴漲暴跌該如何界定，各國股市暴漲暴跌又有何差異卻基本沒有涉及。本文以中、英、美、日四國股市為研究對象，實證界定四國股市暴漲暴跌的表現(xiàn)，并比較四國股市在暴漲暴跌方面的相同和不同特征，這對于進一步促進中國股市的穩(wěn)健運行和投資者的理性投資具有重要意義。

二、股市暴漲暴跌的實證界定

（一）數(shù)據(jù)及研究方法

為了分析各國股市暴漲暴跌的特點，我們選取中國股市與英國、美國、日本股市作比較。各國股市均選取其最有代表性的指數(shù)作為研究對象，即中國的上證綜合指數(shù)、英國的FTSE100指數(shù)、美國的S&P500指數(shù)、日本的Nikkei225指數(shù)。其中，上證指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于通達信股票交易軟件，其他三個指數(shù)均從省略網(wǎng)站相關(guān)欄目下載獲得。

本文選取四國股市1996年12月20日至2010年11月19日的收益率為研究對象，數(shù)據(jù)頻度為周數(shù)據(jù)。①其中，上證指數(shù)周數(shù)據(jù)和另外三個指數(shù)的周數(shù)據(jù)在計算時間上存在差異，即上證指數(shù)一般以周五作為周數(shù)據(jù)生成日（若周五休市，則往前一日；若仍休市，則依此類推），而英國、美國、日本三個指數(shù)的周數(shù)據(jù)生成日一般是周一。為了更好地達到本文的研究目的，我們將除上證指數(shù)外的三個指數(shù)的周數(shù)據(jù)作了調(diào)整，即先獲取其日數(shù)據(jù)，然后依照上證指數(shù)的周數(shù)據(jù)生成辦法，重新計算三個指數(shù)的周數(shù)據(jù)。

為研究暴漲暴跌的極值，我們使用經(jīng)驗分布函數(shù)來擬合樣本分布。設(shè){X1，X2，…，Xn}是來自總體X的簡單隨機樣本，對于任意x（-∞＜x＜∞），以Vn(x)表示事件{X≤x}在n次簡單隨機抽樣（獨立重復(fù)觀測）中出現(xiàn)的次數(shù)，即樣本的n個觀測值X1，X2，…，Xn中不大于x的觀測值的個數(shù)，則稱Fn(X)= Vn(x)/n，（-∞

進一步，我們認為落入概率密度分布曲線左尾1%和右尾1%的數(shù)據(jù)屬于極值，②于是我們將經(jīng)驗分布的上1%分位數(shù)（99%分位數(shù)）對應(yīng)的值定義為暴漲的臨界值，將下1%分位數(shù)對應(yīng)的值定義為暴跌的臨界值。分別落入這兩個區(qū)間的數(shù)據(jù)則是相應(yīng)的暴漲暴跌的事件。本文采用SPSS軟件進行統(tǒng)計分析。

（二）實證結(jié)果

對暴漲暴跌極值的計算結(jié)果如表1所示。

觀察表1可以發(fā)現(xiàn)，同樣的時間窗口，上證指數(shù)的樣本數(shù)量要比另外三個指數(shù)的樣本數(shù)量少30個，原因應(yīng)該在于中國的節(jié)假日較多導(dǎo)致股市休市時間平均每年多了2天左右。在樣本期間，中國股市暴漲和暴跌的次數(shù)各為6次，其它三個股市暴漲和暴跌的次數(shù)各為7次，數(shù)據(jù)的差異大概也和樣本數(shù)量有關(guān)。

從平均漲跌幅看，上證指數(shù)>FTSE100> S&P500>Nikkei225，說明中國股市作為一個新興市場具有較高的收益率。另外，Nikkei225指數(shù)的平均漲跌幅相比其他三個指數(shù)要小很多，說明其平均收益率是最低的，可能與日本經(jīng)濟長期增長乏力有關(guān)。

從峰度值看，③四個指數(shù)的峰度值均大于0，即都是尖峰肥尾，從大小排序看FTSE100>Nikkei225> S&P500>上證指數(shù)，說明在4個指數(shù)中，F(xiàn)TSE100指數(shù)的頻率分布集中程度最高。FTSE100和上證指數(shù)收益的平均值最為接近，相差僅0.01%，但峰度值卻差異較大，說明FTSE100指數(shù)的肥尾現(xiàn)象更為突出，也就是說，F(xiàn)TSE100的暴漲暴跌次數(shù)相比上證指數(shù)暴漲暴跌次數(shù)可能更多。

從偏度值看均小于零，都是左偏，比較結(jié)果是Nikkei225 S&P500>FTSE100，說明上證指數(shù)的波動性最大，Nikkei225其次，而S&P500和FTSE100的波動性相近。

上證指數(shù)偏度值最小，而方差最大，這或許是因為樣本期間中國股市存在漲跌幅的限制而且不準(zhǔn)賣空，④中國股市的投資者只能反復(fù)地暴炒股票，從股價上升中獲利，這樣的結(jié)果是一方面限制了暴跌的跌幅，使中國股市暴漲暴跌的次數(shù)最少，而另一方面則加大了股市的波動性。

三、世界主要股市暴漲暴跌的比較分析

（一）四個股市暴漲暴跌的表現(xiàn)

1.中國股市

從表2看，中國股市暴漲暴跌主要集中于2008年，有6次，另外2006年發(fā)生2次，其余4次分別發(fā)生在1996年、1997年、2000年、2002年。

從發(fā)生暴漲暴跌的具體事件來看，政策起到關(guān)鍵的作用。在6次暴跌事件中，有4次存在直接的政策利空，包括實施漲跌幅限制、提高存款準(zhǔn)備金率、上調(diào)印花稅等，另外2次是受到全球金融危機的影響。在6次暴漲事件中，同樣有4次直接和政策出臺相關(guān)，另外2次涉及到監(jiān)管部門領(lǐng)導(dǎo)的講話，這其實也暗含著某種政策導(dǎo)向，體現(xiàn)出政策對市的呵護。因此，中國股市的“政策驅(qū)動型”特征比較突出。

2.美國股市

從表3數(shù)據(jù)看，美國股市的暴漲暴跌主要發(fā)生在2008年，有5次事件，顯然也是受到金融危機的影響，另外在2000―2003年“互聯(lián)網(wǎng)泡沫”破滅前后發(fā)生的頻率也相對較高。就程度而言，2008年金融危機期間暴漲暴跌的幅度較大，其余期間的暴漲暴跌幅度都相對較小。在樣本選取區(qū)間內(nèi)，美國股市的最大單周跌幅出現(xiàn)在2008年10月10日當(dāng)周，跌幅達到了18.20%，源于金融危機的加深，市場投資者產(chǎn)生了強烈的悲觀情緒。而樣本期間內(nèi)的最大單周漲幅則出現(xiàn)在2008年11月28日當(dāng)周，漲幅為12.03%，究其原因，美國政府對于當(dāng)時深陷危機之中的金融機構(gòu)的一攬子救助方案或許大大提升了投資者的信心。

從統(tǒng)計結(jié)果看，美國股市的波動幅度并不是很大，暴漲暴跌的程度基本都在10%的范圍以內(nèi)；而且美國股市受政策或政治性講話的影響很小，更多是對經(jīng)濟形勢的自然反映，這凸現(xiàn)出美國股市的相對成熟性。對于有著200多年成長經(jīng)歷的美國股市而言，它的成長絕不是“急來的”，更不是“一夜成名”的，它的每一次大漲背后可能是較長時間醞釀后的“水到渠成”。因此，美國股市的暴漲暴跌多半屬于“市場和事件驅(qū)動型”。

3.英國股市

從英國股市發(fā)生暴漲暴跌的事件看，14次中有8次都與美國股市同步，顯示出英美兩國股市的密切關(guān)聯(lián)性。另外的幾次原因主要有：1997年12月歐盟與俄羅斯之間的《伙伴關(guān)系與合作協(xié)定》正式生效促使歐洲主要股市猛漲，2010年5月歐洲債務(wù)危機對英國股市產(chǎn)生嚴(yán)重的負面影響，2009年2月20日匯豐銀行現(xiàn)金告急，等等。從幅度來講，英國股市最大單周跌幅發(fā)生在2008年10月10日，最大單周漲幅則出現(xiàn)在2008年11月28日這一周，與美國股市完全相同。

總體來講，英國股市的暴漲暴跌也屬于“市場和事件驅(qū)動型”，作為一個高度開放的金融市場，英國股市與美國股市的同步性非常強，同樣，在大多數(shù)時間股市波動并不是很大，而且頻率也并不是很高。

4.日本股市

從表5可以看出，日本股市的暴漲暴跌大多也是受市場和事件的影響，由于日本經(jīng)濟的高度市場化和開放性，因而股市總體上呈現(xiàn)出與歐美股市共同的特征。但具體看，日本股市和歐美股市的同步性并不強，雖然2008年期間受金融危機影響呈現(xiàn)出一定的共性，但日本股市暴漲暴跌的時間與歐美股市并不完全契合。另外，日本股市波動也有一些獨特的原因，如1997、1998年亞洲金融危機的爆發(fā)，2000年互聯(lián)網(wǎng)泡沫的破滅，都使日本股市波動與歐美股市存在差異。

（二）四個股市暴漲暴跌的相關(guān)性及原因

從上面分析可以看出，四個股市指數(shù)走勢完全相同的時間只有一個――2008年10月10日，四個股市受金融危機影響都同時發(fā)生大跌。總體上看，S&P500和FTSE100的暴漲暴跌時間窗口較為接近，14次劇烈波動中有8次波動都同步，說明美國和英國的股市之間關(guān)聯(lián)較為緊密，這與歐美經(jīng)濟的高度市場化和全球化特征相吻合；而上證指數(shù)與Nikkei225的暴漲暴跌時間窗口則顯得更為獨立，說明其存在一定的獨特性。

中國股市從正式建立至今不過20年，仍處于“青年時期”。與英美日三個發(fā)達國家的股市相比，中國股市波動性最大，而且呈現(xiàn)出典型的“政策市”特征。這主要是因為中國經(jīng)濟的兩大特征：中國是一個新興經(jīng)濟體、中國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)軌之中。作為一個新興市場，中國股市表現(xiàn)出較好的成長性，但同時也表現(xiàn)為制度不完善、法規(guī)不健全、投資者不成熟等特征，比如缺乏做空機制、新股發(fā)行制度不合理，證券監(jiān)管法律、配套法規(guī)建設(shè)滯后，投資者投資的非理性等，這導(dǎo)致了股市波動劇烈，炒作之風(fēng)盛行，再加上中國資本市場沒有完全開放，因此中國股市和西方股市存在波動的不一致。作為一個轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體，中國的政府行為和企業(yè)運行機制都處于轉(zhuǎn)型之中，表現(xiàn)出上市公司自我約束能力不夠，政府對股市管理越界等等，加上投資者不成熟，對政府干預(yù)形成非理性預(yù)期和過度依賴，因而導(dǎo)致中國股市“強政策”的特征。

日本是世界經(jīng)濟實力最為發(fā)達的國家之一，金融業(yè)也是高度開放和發(fā)達，但日本股市與英美兩國股市的關(guān)聯(lián)性并不高，而且日本股市的波動也比英美股市更大，我們認為，可能有以下三個原因?qū)е铝巳毡竟墒械莫毺匦浴＃?）上世紀(jì)80年代末股市泡沫破滅。日本股市在1989年摸高至38915點，但其后便開始發(fā)生暴跌，到1990年10月已經(jīng)跌破20000點。股市泡沫破滅使日本證券業(yè)空前蕭條，大量證券公司倒閉，日本實體經(jīng)濟也受到沉重打擊，漫長的熊市一直延續(xù)到2005年。這也許是日本股市這14年的表現(xiàn)獨立于中美英三國的重要背景。（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整滯后，使日本沒有搭上“新經(jīng)濟的快車”。日本一直是個學(xué)習(xí)型的國家，不論是明治維新還是二戰(zhàn)后政府對研究開發(fā)的大力支持，日本都非常善用“拿來主義”。但日本在20世紀(jì)90年代卻沒有重視以信息技術(shù)為主要的高新產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，最終導(dǎo)致日本經(jīng)濟錯失了發(fā)展機遇，與英美國家的經(jīng)濟漸漸拉開了差距。（3）地緣上的差異也使日本股市與英美股市運行不同。日本經(jīng)濟發(fā)展模式雖屬于西方，但所處位置卻在東方，勢必與亞洲國家也存在著千絲萬縷的關(guān)系。上世紀(jì)90年代末的亞洲金融危機就使日本經(jīng)濟受到較大影響，而英美股市由于地緣的關(guān)系沒有發(fā)生大波動。地理位置也決定了日本屬于東亞文化圈，日本國民的消費、投資習(xí)慣更靠近亞洲而不是歐美國家，這也一定程度上影響了日本股市的波動。

四、結(jié)論及啟示

本文運用經(jīng)驗分布函數(shù)對中、美、英、日四國股市的暴漲暴跌進行了界定，刻畫了四個股市暴漲暴跌的表現(xiàn)，并對其表現(xiàn)的差異性進行了對比分析，得到如下結(jié)論：

1.相比美國、英國、日本等發(fā)達國家的股市，中國股市在過去15年間成長性最強，暴漲暴跌的幅度最大，但暴漲暴跌的次數(shù)卻相對較少。作為一個新興市場及轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體，中國股市的暴漲暴跌表現(xiàn)出較強的“政策驅(qū)動型”特征。

2.作為相對成熟的市場，美國、英國、日本股市的暴漲暴跌呈現(xiàn)出明顯的“市場和事件驅(qū)動型”特征。其中，英國和美國由于歷史淵源以及經(jīng)濟發(fā)展模式的趨同使兩國股市波動呈現(xiàn)出較強的同步性；但對日本股市而言，由于上世紀(jì)80年代末股市泡沫破滅、日本產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展滯后、獨特的地緣特征等原因，日本股市波動與英美股市表現(xiàn)有很大不同。

3.當(dāng)爆發(fā)金融危機等影響全球經(jīng)濟的系統(tǒng)性風(fēng)險時，全球股市都無一幸免，不同體制、不同發(fā)展程度的股市都會呈現(xiàn)出較強的共振。

從中我們可以得到以下幾點啟示：

1.在出現(xiàn)金融危機等系統(tǒng)性風(fēng)險時，全世界股市都會受到影響，中國政府應(yīng)當(dāng)加強與世界各國的合作與溝通，共同維護全球經(jīng)濟的平穩(wěn)發(fā)展，共同防范各種系統(tǒng)性風(fēng)險，減小股市的波動。

2.為防范股市的暴漲暴跌，政府應(yīng)該減少對股市運行的政策干預(yù)，完善和規(guī)范制度，加快市場化建設(shè)，規(guī)范和引導(dǎo)中國股市的平穩(wěn)健康發(fā)展。

3.資本市場的開放不僅帶來機遇，同時也帶來危機，要防范股市間的傳染風(fēng)險，在市場風(fēng)險防范機制健全前，應(yīng)謹慎開放資本市場。

注 釋：

①選擇1996年12月16日作為研究的起點是因為從那時開始中國股市開始實行漲跌幅限制，制度的變化可能影響到股市前后表現(xiàn)的差異。為了便于比較研究，其他三個指數(shù)的樣本也選取同樣的時間窗口。另外，若采用日數(shù)據(jù)則數(shù)據(jù)量偏多，不便于進行比較分析，因而采用周數(shù)據(jù)。

②以1%的置信水平來界定暴漲暴跌具有主觀性，當(dāng)然也可以根據(jù)研究需要選用其它的置信水平。

③在SPSS軟件中，實際峰度值已做減3處理，因此大于0的峰度值即為尖峰，小于0的峰度值為低峰。

④ 2010年3月，中國股市開始允許融資融券，而在此之前中國股市是缺乏做空機制的。

主要參考文獻：

［1］楊元華．全球股市緣何暴漲暴跌［J］．中國經(jīng)貿(mào), 1997(10)．

［2］駱 勇．暴漲暴跌的股市:國企改革未完成的代價［J］．現(xiàn)代企業(yè)，2007（9）．

［3］謝百三，李政東．股市暴漲暴跌根在制度缺陷［J］．中國改革，2008（9）．

［4］趙 紅等．中國A股市場暴漲暴跌的制度性原因及對策［J］．十堰職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報，2008（5）．

［5］盧林華．我國股市暴漲暴跌的系統(tǒng)成因［J］．法制與經(jīng)濟，2009（6）.

［6］韓國勇．中國股市為何暴漲暴跌［J］．經(jīng)營管理者．2009（16）.

［7］孫建軍，王美今．股市政策對個體證券投資者交易行為的影響――行為金融理論對我國股市低迷現(xiàn)狀的解釋［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2004（6）．

［8］時寒冰．中國股市為何總是暴漲暴跌［J］．新財經(jīng)，2008（9）．

［9］夏和平，田石英．對我國股市監(jiān)管困境的法律思考［J］．蘇州教育學(xué)院學(xué)報，2008（4）．

［10］孫立堅．“動物精神"驅(qū)動股市暴漲暴跌［J］．社會觀察，2009（9）．

［11］歐陽文，何德輝．關(guān)于中國股市暴漲暴跌的思考［J］．科技和產(chǎn)業(yè)，2009（1）．

［12］陳國進，胡超凡，王 景．異質(zhì)信念與股票收益――基于我國股票市場的實證研究［J］．財貿(mào)經(jīng)濟，2009（3）．

The Analysis and Comparative Study of Stock

Market Extreme ups and downs

――Based on Stock Markets of China, US, UK and Japan

Wang Qing

Abstract:This paper examines the extreme volatilities of stock markets of China, US, UK and Japan, and makes the comparative analysis. We find out that Chinese stock market shows the fastest growth, the extremist up and downs, and the policy-driven characteristics. US, UK and Japan stock markets show the clear market-and-event-driven characteristics. Furthermore, UK and US markets show the similar volatility trends, while the Japanese stock market has its specific volatility feature. In policy implications, every country should exert to cooperate with each other, in cope with the global systematic risk. Chinese government should strengthen the constructions of maketization of stock market, and open the capitalmarket prudentially.

金融危機與股市的關(guān)系范文4

論文關(guān)鍵詞：聯(lián)動效應(yīng)，協(xié)整檢驗，向量誤差修正模型

 

一、引言

1、研究背景

在信息技術(shù)的革新和金融創(chuàng)新的共同推動下，全球金融市場經(jīng)歷了一個快速發(fā)展的階段，隨著國際間資本管制的放松，金融一體化程度不斷加深。股票市場作為金融市場最重要的組成部分之一，其發(fā)展過程中也表現(xiàn)出日益明顯的跨國股市間的聯(lián)動效應(yīng)金融論文，即不同國家或地區(qū)股票市場指數(shù)的共同運動趨勢。中國股票市場近些年開放程度不斷提高，特別是QFII和QDII制度的實施，使中國股市與其他市場股票價格的聯(lián)系更加緊密。香港作為國際化金融中心，其成熟的股票市場體制吸引了大批內(nèi)地優(yōu)質(zhì)企業(yè)到香港上市站。截至2009年2月底，在香港證交所主板上市的H股和紅籌股市值總額已經(jīng)占到香港主板總市值的54.18%，成交量所占比重更是高達68.64%；同時150家H股公司中已有57家也在內(nèi)地交易所發(fā)行A股，實現(xiàn)“A+H”雙重上市。因此境外股市對內(nèi)地市場的影響，可以通過同股同權(quán)的香港H股比價傳遞到內(nèi)地股市。美國經(jīng)濟在世界經(jīng)濟格局中發(fā)揮著舉足輕重的作用和影響，作為最直接反映美國經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r的美國股市，是最能影響全球股市運行的市場之一。本文選擇中國內(nèi)地、香港和美國股票市場進行協(xié)整關(guān)系研究金融論文，以此來研究不同市場之間的關(guān)系。

2、文獻回顧

全球股票市場的聯(lián)動效應(yīng)早期的研究主要集中于發(fā)達國家的股票市場之間。Hilliard（1979）研究了十個主要國家股票市場每日收盤價的同期相關(guān)性和滯后相關(guān)性。Eun和Shim（1989）采用向量自回歸（VAR）模型，通過分析1980-1985年間九個成熟股票市場的日收益情況來研究股市波動的國際傳導(dǎo)機制。Kasa（1992）第一次運用多元協(xié)整方法考察了世界五個主要股票市場，證實了五個市場之間存在長期相關(guān)性站。Karolyi和Stulz（1996）研究了美國和日本股票市場的聯(lián)動性以及影響跨國股市收益相關(guān)性的基本因素。大量研究表明，發(fā)達國家股票市場的聯(lián)動性有增強的趨勢，特別是在股市波動比較大的時期，股市的聯(lián)動效應(yīng)會更加明顯，也即所謂的市場傳染（King & Wadhwani，1990）。

亞洲金融危機爆發(fā)之后，許多學(xué)者就金融危機對亞洲新興市場以及全球股市間聯(lián)動性的影響展開了深入的研究。研究表明，亞洲金融危機之前金融論文，新興股票市場與成熟股票市場間不存在顯著的依存關(guān)系，如Masih等（1999）對1992-1997年美國、日本、英國、德國、新加坡、馬來西亞、香港、泰國股市間長期相關(guān)性的研究。Leong和Felmingham（2003）利用協(xié)整分析、誤差修正模型以及Granger因果檢驗對1990年1月8日~2000年7月6日新加坡、韓國、日本、臺灣和香港股市的日股指進行研究，發(fā)現(xiàn)亞洲金融危機后日本與韓國、新加坡與韓國、新加坡與中國香港以及中國香港與中國臺灣之間股票指數(shù)存在較強的相關(guān)性。

國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究有：俞世典等（2001）根據(jù)1998-2000年的數(shù)據(jù)，運用Granger因果檢驗和協(xié)整檢驗方法，考察了道瓊斯指數(shù)、恒生指數(shù)、納斯達克指數(shù)、日經(jīng)指數(shù)與上證指數(shù)，得出這四個世界主要股票市場對中國股市影響甚微的結(jié)論。陳守東等（2003）應(yīng)用協(xié)整分析，并構(gòu)建了誤差修正模型，對滬、深兩市指數(shù)和世界主要股市指數(shù)之間的關(guān)系進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)各指數(shù)的收益率序列具有相異的短期波動，而國內(nèi)市場與國際市場不存在長期共同趨勢。韓非、肖輝（2005）對中美股市的聯(lián)動性分析表明金融論文，兩者的相關(guān)性很弱，中國股市收盤對美國股市的開盤有影響，但美國股市收盤對中國股市的開盤幾乎沒有影響站。

3、研究內(nèi)容及方法

由Engle和Granger提出的協(xié)整理論（Cointegration）揭示了變量之間一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此被廣泛應(yīng)用于跨國股市間長期共同趨勢的研究。1980年，Sims在改進了聯(lián)立方程組模型缺陷的基礎(chǔ)上提出了向量自回歸（VAR）模型，為研究多個股市之間的相關(guān)性提供了新的分析方法。而此后Johansen將協(xié)整檢驗運用于VAR模型中，不僅豐富了協(xié)整理論，也建立了VAR模型的發(fā)展形式——向量誤差修正模型（VECM），該模型能夠同時反映系統(tǒng)內(nèi)變量間的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)特征。

本文選取滬深300指數(shù)、恒生指數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)分別代表我國內(nèi)地、香港和美國股票市場，截取2005年4月8日—2009年3月13日各指數(shù)的日收盤數(shù)據(jù)金融論文，通過對指數(shù)序列處理后得到收益率序列，結(jié)合協(xié)整分析方法檢驗三者是否存在長期的共同趨勢。2007年4月2日，美國新世紀(jì)金融申請破產(chǎn)保護，被視為次貸危機的肇始。因此本文將指數(shù)序列分為兩個時間段：2005年4月8日-2007年3月30日為第一階段，2007年4月2日-2009年3月15日為第二階段，對不同時間段進行三地股市協(xié)整關(guān)系的具體研究。

二、股市間長期協(xié)整關(guān)系研究

1、樣本選取與數(shù)據(jù)處理

本文選取2005年4月8日—2009年3月13日的滬深300指數(shù)（HS300）、恒生指數(shù)（HSI）和標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)（SP500）分別代表我國內(nèi)地、香港和美國股票市場，數(shù)據(jù)來源于雅虎財經(jīng)證券市場網(wǎng)站（biz.cn.yahoo.com/stock.html）。三地股市的交易時間和所在時區(qū)不同，我國內(nèi)地市場交易時間為9:30~15:00，香港股市交易開始時間比內(nèi)地晚半個小時，結(jié)束于16:00金融論文，兩個市場的交易時間基本重合；而美國紐約股市交易時間是在美國東部時間的9:30~16:00，即中國當(dāng)天晚上22:30到第二天凌晨5:00，故美國股市的開放時間在北京時間深夜，美國股市閉市四個半小時后我國內(nèi)地股市開市，兩者沒有重疊的交易時間站。在同一天內(nèi)，我國內(nèi)地股市首先開放，其次是香港股市，美國股市在香港股市閉市后六個半小時開放。

由于三地股市有不同的節(jié)假日，因此將三者不重合的交易日的股票指數(shù)去掉后共得到900個原始數(shù)據(jù)，為了消除異方差性金融論文，將這些原始數(shù)據(jù)取對數(shù)轉(zhuǎn)化為對數(shù)指數(shù)序列，分別記為：lnHS300、lnHSI、lnSP500，其收益率序列定義為對數(shù)指數(shù)序列的一階差分形式，即：rt=lnPt- ln Pt-1，其中Pt代表各股票指數(shù)的日收盤價。

2、單位根檢驗

在檢驗三地股指序列是否存在協(xié)整關(guān)系之前，首先需要檢驗三個對數(shù)指數(shù)序列的非平穩(wěn)性，采用ADF方法，結(jié)果如表1所示，三個對數(shù)指數(shù)序列都不平穩(wěn)，而將其轉(zhuǎn)化成一階差分形式后的收益率序列滿足平穩(wěn)性要求金融論文，因此三個對數(shù)指數(shù)序列都為I(1)過程。

表1 單位根ADF檢驗結(jié)果

 

變量

檢驗形式

ADF統(tǒng)計量

1%臨界值

5%臨界值

10%臨界值

檢驗結(jié)果

 

 

lnHS300

(0,0,4)

0.790041

-2.567669

-1.941194

-1.616450

 

 

不平穩(wěn)

(c,0,4)

-1.048756

-3.437774

-2.864707

-2.568510

(c,t,4)

-0.006735

-3.968820

-3.415080

-3.129732

 

 

lnHS300

(0,0,3)

-13.32430

-2.567669

-1.941194

-1.616450

 

 

平穩(wěn)

(c,0,3)

-13.35034

-3.437774

-2.864707

-2.568510

(c,t,3)

-13.43464

-3.968820

-3.415080

-3.129732

 

 

lnHSI

(0,0,10)

0.655774

-2.569076

-1.941387

-1.616321

 

 

不平穩(wěn)

(c,0,10)

-0.589287

-3.441736

-2.866455

-2.569447

(c,t,10)

-0.008722

-3.974439

-3.417821

-3.131355

 

 

lnHSI

(0,0,9)

-9.815097

-2.569076

-1.941387

-1.616321

 

 

平穩(wěn)

(c,0,9)

-9.800947

-3.441736

-2.866455

-2.569447

(c,t,9)

-9.950599

-3.974439

-3.417821

-3.131355

 

 

lnSP500

(0,0,16)

-0.340660

-2.570032

-1.941518

-1.616234

 

 

不平穩(wěn)

(c,0,16)

0.133100

-3.444436

-2.867645

-2.570085

(c,t,16)

0.308199

-3.978266

-3.419686

-3.132458

 

 

lnSP500

(0,0,15)

-5.344227

-2.570032

-1.941518

-1.616234

 

 

平穩(wěn)

(c,0,15)

-5.322417

-3.444436

-2.867645

-2.570085

(c,t,15)

-5.570883

-3.978266

金融危機與股市的關(guān)系范文5

關(guān)鍵詞：貨幣供給；估值水平；動態(tài)影響

中圖分類號：F830.1 文獻標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2010）24-0049-04

引言與文獻綜述

流動性對股市的推動或抑制作用是證券投資界討論的焦點話題之一，在宏觀政策和經(jīng)濟形勢發(fā)生變化的每一特定階段，流動性的變化都有可能被分析人士用來作為對股市走勢進行判斷的依據(jù)。然而，流動性分析既不是純粹的技術(shù)分析，也不是純粹的基本面分析，可以解釋為一種基于宏觀經(jīng)濟基礎(chǔ)的趨勢性分析方法。

證券公司的分析師群體整體上都相信流動性對股市的影響，并在各類預(yù)測中把流動性作為因變量之一，從流動性的結(jié)構(gòu)和方向?qū)墒械奈磥磉\行進行預(yù)測。高善文（2009）是對流動性闡釋最為全面的分析師，對大多數(shù)經(jīng)濟事件，總是能夠從流動性的角度找到分析突破口，從而分析流動性的多寡和流向?qū)善笔袌龅淖饔谩Ｔ趯?008―2009年中國A股波動的解釋中，程定華（2009）也是充分利用流動性分析來解釋市場波動的分析師之一，他更加強調(diào)宏觀經(jīng)濟運行和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型背景下的資金流向。比較看來，高善文更加注重流動性所透露出來的總量指向作用，而程定華更加總是流動性的結(jié)構(gòu)性。這類研究的優(yōu)點在于能夠形象直觀地解釋經(jīng)濟中的資金流向和可能的對股市推動的機制。

學(xué)術(shù)界則多基于流動性的各種量化指標(biāo)與股市估值或股票指數(shù)之間的關(guān)系。盡管研究人員從理論的角度往往都有先入為主的討論，但重要的結(jié)論基本都是基于數(shù)據(jù)特征得出的。其研究結(jié)論多表明流動性的常用指標(biāo)如M1、M2等和股票指數(shù)之間存在著非常顯著的相關(guān)關(guān)系。不同的相關(guān)關(guān)系類型有著不同的理論解釋。

無論是證券投資界還是學(xué)術(shù)界，都不懷疑流動性多寡與股票指數(shù)之間存在聯(lián)系，但前者更加注重預(yù)后的經(jīng)驗判斷和預(yù)測，后者更加注重對歷史規(guī)律的總結(jié)。毫無疑問，2008年以來的全球金融危機所帶來的全球性流動性刺激是沒有先例的，在美國表現(xiàn)為M1的大幅飆升，在中國則表現(xiàn)為M2的迅速上揚。不同刺激方式所帶來的流動性變化及其對股市的影響，為這一問題的學(xué)術(shù)研究提供了難得的“全球?qū)嶒灐薄?/p>

從現(xiàn)有學(xué)術(shù)文獻來看，基本著重于研究貨幣供應(yīng)量與股票價格之間的聯(lián)系。目前存在相互矛盾的理論解釋貨幣供應(yīng)量如何影響股票市場價格。國內(nèi)研究則較多集中于股指調(diào)整與貨幣需求的關(guān)系，很少涉及到貨幣供給如何影響股票價格指數(shù)或者股票估值水平。王曉巍、王金暉（2006）認為，股票市場的存在使得貨幣供給的內(nèi)生性增強，央行控制貨幣供給的能力減弱。劉瀾飚、馬英（2004）認為，股票價格是貨幣供給與流動的重要渠道和影響因素。它的變動是經(jīng)濟社會貨幣流與人們預(yù)期變動的綜合體現(xiàn)。王維安、楊靖（2003）指出，資本市場影響貨幣供給流向，數(shù)量和結(jié)構(gòu)等方面內(nèi)容。

一、中國貨幣供應(yīng)機制及其對股市的影響

中國的貨幣政策實施方法與西方國家特別是美國存在較大差異，信貸、貨幣投放提高股市流動性。次貸危機下中國股市狂跌，從2007年跌到2008年10月28日的1 664點，這也預(yù)先反映2007―2008年度上市公司財務(wù)的嚴(yán)峻形勢，也反映了到目前為止的嚴(yán)峻經(jīng)濟形勢。2007年10月以來，因為次貸金融危機導(dǎo)致人們配置更多的現(xiàn)金，股市上資金大大減少。資金的減少意味著為賣出某個股票必然急劇降低其價格，此時股市流動性急劇下降。信貸與貨幣供給存在聯(lián)動的關(guān)聯(lián)性，信貸增加，導(dǎo)致M2增長，又導(dǎo)致M1增加，這最終增強股市的流動性狀況（正如下頁圖1所示）。從M2組成部分來看，居民消費因為是由人們生活習(xí)慣及文化等變化比較小的影響，可以合理假定基本上保持不變（這也是目前極為需要解決的問題如何提高內(nèi)需），那么其變化主要是企事業(yè)單位定期存款、企事業(yè)單位活期存款和居民儲蓄存款引起的。居民儲蓄存款因為居民消費沒有什么大的變化也基本沒有變化。所以最終M2則主要是由于企事業(yè)資金所影響。基于此分析寬松的貨幣政策改善企事業(yè)單位的資金狀況，提供更多的自有資金進入股市。這最終間接地為股市提供更多更好流動性，增加股市流動性，提升股市估值水平。

基于以上分析，我們設(shè)置如下假設(shè):

1.假設(shè):中國的“信貸”、“M2”雙目標(biāo)機制留下了“信貸股市流動性”的通道

信貸資金的增加有利于釋放原“自籌資金”部分，從而形成貨幣供給，包括股市流動性。從過去的趨勢來看，信貸資金的增加將“擠出”部分自有資金，被擠出的自有資金將有可能形成股市的流動性。如果考慮“信貸資金違規(guī)入市”的可能，流動性寬松的論調(diào)是值得肯定的，但畢竟這是一個不穩(wěn)定的量，所刺激的反彈也不具有穩(wěn)定性和可持續(xù)性。該類資金不是股市的長期投資資金，也就不可能持久推動股市估值水平持續(xù)上升，但卻可以在股市上升初期起到很大的重要作用，可以預(yù)見到信貸供給在股指估計水平中有顯著正相關(guān)關(guān)系，但隨著時間增加其影響會衰退。

2.假設(shè)：估值上升源于信貸能夠支持經(jīng)濟持續(xù)反彈，增加股市流動性

這一假設(shè)的思想來源是：美國股市與流動性之間的關(guān)系以亞洲金融危機為分水嶺，此前受流動性推動很明顯。究其原因可能是亞洲金融危機之前美國更大程度上還是一個生產(chǎn)國，流動性能夠推動生產(chǎn)擴張，亞洲金融危機之后，特別是2002年之后，美國更是一個財富型的消費國，流動性對經(jīng)濟（投資）影響甚微，擴張貨幣則往往讓人更多地想到政府對經(jīng)濟下滑的擔(dān)憂，但股市則在經(jīng)濟真正復(fù)蘇之前對此作出正面反應(yīng)。

3.假設(shè): M2的快速增長意味著資產(chǎn)配置從現(xiàn)金轉(zhuǎn)向股票

股市的不確定性減少導(dǎo)致人們資產(chǎn)組合從更安全和流動性比較強的現(xiàn)金或者存款轉(zhuǎn)移出來，現(xiàn)金或者存款則是M2的一個重要組成部分，因此表現(xiàn)為貨幣增長速度大大提高。同時人們將轉(zhuǎn)移出來的現(xiàn)金存款配置更多的股票，導(dǎo)致股票價格的上升。

基于其構(gòu)成可以預(yù)期在經(jīng)濟狀況和企業(yè)投資等私人投資沒有得到明顯改善情況下，M2的增長變化主要是基于企事業(yè)單位定期存款和居民儲蓄存款，因為這是持有現(xiàn)金獲取收益的一個重要方式，所以其改變也就是意味著企業(yè)及個人資產(chǎn)配置的重要改變，因為在經(jīng)濟衰退時私人投資不可能馬上改善，更可能獲取收益就是通過股票市場。綜合我們預(yù)期經(jīng)濟衰退到一定時期M2的快速增長意味著資產(chǎn)配置從現(xiàn)金轉(zhuǎn)向股票。

二、長期股票價格指數(shù)方程設(shè)定

1.長期股票價格指數(shù)方程設(shè)定

首先，我們設(shè)定股票價格指數(shù)與貨幣供給之間的關(guān)系方程，以便測定實際的貨幣供給是否影響股票價格指數(shù)。這部分的研究可以讓我們觀察到相關(guān)理論及實證在中國的適用范圍及是否有什么新發(fā)展。股票價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于CEIC，方程設(shè)定如下：

ISHt=α1+α2Mt+α3CCt+α4GDPt+α5URt

另外，我們加入幾個控制變量。一個是消費者信心指數(shù)，利潤上升，消費者信心指數(shù)上升時，人們趨向更少的風(fēng)險規(guī)避，因此，他們愿意以股票形式持有更多資產(chǎn)，盡管風(fēng)險規(guī)避者認為股票比現(xiàn)金和債券具有更高的風(fēng)險。第二個控制變量是名義GDP。經(jīng)濟中多數(shù)產(chǎn)業(yè)是順周期的，這意味著經(jīng)濟狀況比較好的，產(chǎn)業(yè)發(fā)展也比較好，反之亦然。另外兩個是固定投資和貨幣供應(yīng)量。貨幣供應(yīng)量會極大地影響股市估計水平，盡管這種影響可能長期存在不可持續(xù)性。固定資產(chǎn)投資也會極大影響到股市估計水平，短期直接影響相關(guān)行業(yè)工業(yè)增加值，長期如果考慮到最近固定資產(chǎn)投資都是嚴(yán)格要求適合未來發(fā)展的結(jié)構(gòu)，可以很好地預(yù)期也會提高股市估計水平。

我們的設(shè)定一個是基于基準(zhǔn)模式：不包括固定投資和貨幣量；一個是包括固定投資的貨幣量的股指方程設(shè)定。另外，我們還將樣本劃分為三個不同的時期：一個經(jīng)濟沖擊樣本期間，包括經(jīng)濟高漲和經(jīng)濟衰退時期；一個是信貸高速增長的樣本期間，還有一個全部樣本期間。下文將基于不同設(shè)定及不同樣本期間進行對比研究。

2.協(xié)整關(guān)系檢驗

分析結(jié)果（如下頁表1所示），在10%，但不是在5%的顯著性水平下，基準(zhǔn)樣本下的基準(zhǔn)設(shè)定存在協(xié)整關(guān)系。然而，在包括經(jīng)濟沖擊的基準(zhǔn)模型中則不存在協(xié)整關(guān)系，這表明加入經(jīng)濟沖擊股指設(shè)定開始變得不穩(wěn)定的。相反包括貨幣供給的擴展模型則在基準(zhǔn)模型及包括經(jīng)濟沖擊的擴展模型都存在顯著性關(guān)系。

給定協(xié)整關(guān)系，運用FIML估計協(xié)整參數(shù)，為比較起見也提供FMOLS的估計結(jié)果（如下頁表2所示）。首先是考慮基本設(shè)定，F(xiàn)IML估計第一個參數(shù)從基準(zhǔn)樣本期1.39變?yōu)橥耆珮颖酒陂g1.01，第二個參數(shù)基準(zhǔn)樣本期間-0.74變?yōu)橥耆珮颖酒陂g-5.40。同樣，F(xiàn)MOLS也發(fā)現(xiàn)類似問題，F(xiàn)IML估計第一個參數(shù)從基準(zhǔn)樣本期3.37變?yōu)橥耆珮颖酒陂g1.14，第二個參數(shù)基準(zhǔn)樣本期間-4.54變?yōu)橥耆珮颖酒陂g-0.72，而且標(biāo)準(zhǔn)差變得很大。這兩個方面說明基本設(shè)定存在結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定問題。然而卻發(fā)現(xiàn)長期股指設(shè)定加入貨幣供給變得穩(wěn)定，而且基本上所有參數(shù)高度顯著且有正確符號。同時發(fā)現(xiàn)股指回報與股指存在顯著正相關(guān)，貨幣供給則是正相關(guān)，固定資產(chǎn)投資也是正相關(guān)關(guān)系，盡管消費者信心符號不是太確定。同時從數(shù)值來看，貨幣供給及投資在說明股指的上升中有著重要作用。值得指出的是，在完全樣本期間的擴展模型中標(biāo)準(zhǔn)差顯著變小，尤其是貨幣供給及投資參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，這說明貨幣供給及投資在股指的變化中的重要作用，特別是在經(jīng)濟沖擊狀況下。

3.模型檢驗

接下來是對兩種設(shè)定模型的穩(wěn)定性檢驗。主要基于三個重要樣本期間：1996年1月至2009年4月，這是全部樣本期間；2006年5月至2009年4月，經(jīng)濟沖擊樣本期間，2008年8月至2009年4月，貨幣供給沖擊即貨幣供給急劇上升的樣本期間分別進行特征值波動及Nyblom檢驗。全部樣本適合檢驗是否存在結(jié)構(gòu)突變即協(xié)整方程的不穩(wěn)定性。然而如果結(jié)構(gòu)突變在樣本末期，則相關(guān)檢驗失效。因此，選擇2006年5月至2009年4月，經(jīng)濟沖擊及貨幣供給沖擊的樣本期間更容易發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)突變。

結(jié)構(gòu)穩(wěn)定檢驗結(jié)果（如下頁表3所示）。對于基本設(shè)定，在2005年7月至2009年4月樣本期間拒絕穩(wěn)定的原假設(shè)，Bruggeman et al.（2003）variant of the Nyblom 檢驗基本上在所有樣本都不能拒絕穩(wěn)定的假設(shè)。然而在經(jīng)濟沖擊情況下，特征值波動檢驗和Hansen and Johansen（1999）Nyblom tests分別在5%和10%的顯著性水平拒絕穩(wěn)定的原假設(shè)。在貨幣沖擊樣本期間，則在5%的顯著性水平拒絕穩(wěn)定的原假設(shè)。所有這些結(jié)果證實估值方程存在結(jié)構(gòu)突變，因為在樣本期間末期導(dǎo)致不穩(wěn)定以及相應(yīng)檢驗方法出現(xiàn)問題。相反加入貨幣供給及經(jīng)濟沖擊后，股指方程的穩(wěn)定性檢驗都表明不能拒絕。

更多的證據(jù)可以通過運用Andrews and Kim檢驗考察FIML和FMOLS協(xié)整方程估計參數(shù)。提供了三個不同檢驗結(jié)果。第一，經(jīng)濟沖擊樣本期間，因此潛在的結(jié)構(gòu)突變并沒有影響檢驗結(jié)果（如下頁表4所示）。首先，檢驗經(jīng)濟沖擊樣本期間結(jié)構(gòu)突變，始于2006年5月，終于2008年12月，貨幣供給高速增長即貨幣沖擊顯然沒有包含在此樣本期間。所以之后潛在的突變不會影響此期間的檢驗結(jié)果。表4的結(jié)果顯示，兩種不同設(shè)置股指方程存在結(jié)構(gòu)突變。其次，檢驗經(jīng)濟沖擊，同時包含貨幣沖擊樣本期間，始于2006年5月，終于2009年4月。此時FIML和FMOLS的檢驗表明股指的基準(zhǔn)設(shè)置在分別在10%和5％的顯著性水平拒絕協(xié)整結(jié)構(gòu)突變的原假設(shè)。這表明2006年5月股指方程發(fā)生結(jié)構(gòu)突變。如果全部樣本期間2006年5月存在結(jié)構(gòu)突變，則進一步確認此結(jié)構(gòu)突變。表4表明在1%顯著性水平拒絕原假設(shè)。

從上面分析，我們可以得到，忽視貨幣供給及經(jīng)濟沖擊的股指方程設(shè)計存在明顯的結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定性。相反，加入貨幣供給及經(jīng)濟沖擊后股指方程設(shè)置則是穩(wěn)定的。因此下面將繼續(xù)分析股指方程的短期結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性。

結(jié)論與政策含義

研究表明，貨幣供給在經(jīng)濟危機背景下顯著影響到股市估值水平。這種上升源于兩種重要的內(nèi)生機制推動：一是貨幣供給增加間接提高股市流動性，推動股市估值上升；另一個是與貨幣供給相伴隨的固定投資增加帶來預(yù)期工業(yè)增加值的上升，強化股市流動生的提高。基于此，貨幣供給對于股指上升有著重要作用。

剔出經(jīng)濟沖擊之后的分析結(jié)果，比如東南亞金融危機和次貸危機，固定投資、工業(yè)增加值、消費者信心指數(shù)和股指有協(xié)整關(guān)系，表明存在長期均衡關(guān)系。然后考慮到經(jīng)濟危機及貨幣供給沖擊即最近高速增長信貸資金，這種關(guān)系變得不穩(wěn)定。然后加入經(jīng)濟沖擊及貨幣沖擊卻可以明顯發(fā)現(xiàn)固定投資、貨幣供給、工業(yè)增加值、消費者信心指數(shù)和股指這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系，表明存在長期均衡關(guān)系，而且貨幣供給在其中作用明顯，通過顯著性檢驗，同時方程估計的標(biāo)準(zhǔn)差變小，這說明貨幣供給及固定資產(chǎn)投資在說明股指的作用比較大。這種作用還體現(xiàn)在股指方程的穩(wěn)定性方面。實證表明如果不考慮經(jīng)濟沖擊及貨幣供給沖擊股指方程設(shè)定是不穩(wěn)定的，反之，經(jīng)濟沖擊下貨幣供給沖擊下股指方程是比較穩(wěn)定的。

股指方程長期受到固定投資、貨幣供給、工業(yè)增加值的影響，而且考慮到經(jīng)濟沖擊及貨幣沖擊尤其如此，同時貨幣供給及固定投資表明非常明顯，盡管此時消費者信心指數(shù)的影響不是太確定，因為它在不同的股指方程樣本期間表明有不同的符號。然而短期卻沒有觀察到貨幣供給，最終股市估值水平上升還是有源于三個主要因素：固定資產(chǎn)投資，工業(yè)增加值、消費者信心。基于此，貨幣政策取向應(yīng)尊重股市透出出來的經(jīng)濟擴張或收縮的信號，同時實現(xiàn)資產(chǎn)價格穩(wěn)定和宏觀經(jīng)濟調(diào)控的穩(wěn)健，正確引導(dǎo)人們對未來經(jīng)濟的預(yù)期。

參考文獻：

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金融危機與股市的關(guān)系范文6

一、當(dāng)前金融市場發(fā)展形勢

自從中國加入WTO后，我國也就加入了全球化經(jīng)濟的進程中，而世界經(jīng)濟的波動對我國的經(jīng)濟同樣會產(chǎn)生很大影響。隨著近幾年國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展的不斷完善，以及國內(nèi)繼續(xù)對國際金融危機的一攬子計劃的繼續(xù)實施，在一定程度上加快并推進了經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和結(jié)構(gòu)調(diào)整，呈現(xiàn)了增長速度較快、就業(yè)持續(xù)增長、價格基本穩(wěn)定、國際收支趨向平衡的良好局面。但是，在總體局勢良好的情況下，卻也存在著諸多危機。首先，各地的投資沖動強烈，財政金融系統(tǒng)性風(fēng)險加大，到2010年六月末時候，地方政府融資平臺貸款余額就達到了7．66萬億元，其中劃分為風(fēng)險級別的貸款占到五分之一還多;其次，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)薄弱，農(nóng)產(chǎn)品供求脆弱平衡關(guān)系將長期危機我國物價穩(wěn)定大局;再次，房價與居民收入之間、保障房建設(shè)與需求之間的矛盾依然突出等等。總之，在一向看好的國內(nèi)金融市場的同時，還要看到其潛在的危機。

二、資金泡沫現(xiàn)象及形成原因分析

在目前我國股市中，國內(nèi)諸多的股票價格與其內(nèi)在價值相差甚大，而股市存在泡沫這一事實不可否認。股市走勢由于政策和莊家操縱市場的意愿而出現(xiàn)忽高忽低的現(xiàn)象，這也就意味著股市的泡沫更趨于非理性泡沫。筆者通過對相關(guān)資料的查閱以及統(tǒng)計對股市泡沫問題有以下研究:

2．1貨幣供應(yīng)量與股市中的信息不對稱性

縱觀國內(nèi)十來年的貨幣供應(yīng)量來看，其總體呈現(xiàn)增長趨勢，市場中隨著貨幣量的增加而致使價格不斷上漲，最終構(gòu)成通貨膨脹，造成了資金泡沫的形成。在股市中由于其信息的不對稱，投資者則非理性的去判斷金融資產(chǎn)價格，從而在一定程度上進一步造成股市泡沫產(chǎn)生以及增長。

2．2資金流動

“大規(guī)模固定資產(chǎn)投資”啟動下的流動性仍將繼續(xù)。在2009年時，政府就已經(jīng)實施了大規(guī)模的一攬子刺激計劃，而其中諸多的投資項目屬于大型項目，需要幾年甚至更多時間才能完成。因此，若大幅度緊縮政策不僅會面臨著地方政府的抵觸，也會在一定程度上推遲項目的竣工期限，則對銀行來說則成為不良的貸款影響。則資金流動的現(xiàn)象固然給資金泡沫的增長帶來機會。

2．3通貨膨脹預(yù)期下的投資及投機行為

就目前通貨膨脹的預(yù)期下，有越來越多的投資以及投機資金愿意進入股市等大宗商品市場。而當(dāng)前的資產(chǎn)價格泡沫就是因為全球流動性泛濫而造成的，同時也是全球化和中國特定發(fā)展階段的產(chǎn)物。就如2011年的金融現(xiàn)狀，若當(dāng)時世界主要經(jīng)濟體的經(jīng)濟刺激退出政策超出預(yù)期，如此全球的流動性也將快速降低，同時也會致使資產(chǎn)價格在短期內(nèi)大幅度下降，最終造成國內(nèi)的資產(chǎn)價格泡沫“硬著陸”的現(xiàn)象若國內(nèi)不采取相應(yīng)的舉措。資產(chǎn)膨脹則是資產(chǎn)泡沫形成的基礎(chǔ)，也即是在金融市場中，若資產(chǎn)膨脹到一定程度時，在這種虛擬經(jīng)濟下投機導(dǎo)致資產(chǎn)的市場價格高于內(nèi)在價值。由此，通貨膨脹預(yù)期下的投資以及投機行為將可能進一步產(chǎn)生泡沫。

三、資金泡沫與金融危機

在金融市場中，經(jīng)濟作為一個整體，其每一部分均是不可或缺的，是有著密切聯(lián)系的。無論是在股市，還是房地產(chǎn)業(yè)中，資產(chǎn)泡沫的破裂后果相當(dāng)嚴(yán)重。其最直接的后果就是造成了財富中的雪崩效應(yīng)，也即人們的財富極速縮水。資產(chǎn)泡沫的破裂，財富的消失，失業(yè)以及破產(chǎn)隨之產(chǎn)生。在其影響下，出現(xiàn)經(jīng)濟秩序混亂甚至陷入了停滯狀態(tài)。就像股市和房地產(chǎn)，當(dāng)其出現(xiàn)資金泡沫破裂時，投機者將再無能力償還銀行的貸款，隨著量地劇增，銀行的不良貸款也將迅速增加，導(dǎo)致了金融機構(gòu)中的各種體制弱化，其抗風(fēng)險以及資金周轉(zhuǎn)失靈等問題隨即出現(xiàn)。當(dāng)這種不良的貸款積累到一定程度時，越來越多的銀行開始破產(chǎn)。最終會導(dǎo)致金融體系的不穩(wěn)定，進而引發(fā)金融危機。當(dāng)然，一種資產(chǎn)泡沫的破裂，其造成的經(jīng)濟衰退將會繼續(xù)擴展，對其他行業(yè)的經(jīng)濟造成影響。因此，在世界這個大的經(jīng)濟體中，任何一個行業(yè)的資產(chǎn)泡沫破裂，都將會對整個經(jīng)濟體產(chǎn)生嚴(yán)重影響，而作為貫穿這個大經(jīng)濟體中的金融，也將逐步受到影響，甚至造成金融危機的爆發(fā)。

四、資金泡沫的應(yīng)對策略

4．1調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與拉動內(nèi)需并行在2008年金融危機來臨之前，我國也曾是以出口為主的導(dǎo)向型經(jīng)濟體。然而，作為國內(nèi)主要的出口對象的西方國家，由于金融危機的爆發(fā)，其自身經(jīng)濟的急劇衰退，從而造成對我國的需求減少，進而致使我國在海外市場上的價格不斷降低，最終導(dǎo)致我國沿海大批出口導(dǎo)向型企業(yè)倒閉。由此看出，當(dāng)外部環(huán)境不斷惡化的情況下，拉動內(nèi)需成為國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展壯大的必要，同時也是有效的抵御國外經(jīng)濟波動對我國經(jīng)濟的影響。就像在1997年東南亞金融危機后，我國以投資基礎(chǔ)設(shè)施項目為手段，在當(dāng)時取得了良好的效果，當(dāng)然這與我國當(dāng)時的基礎(chǔ)設(shè)施不完善有很大的關(guān)系。在2010年外需萎縮的局面，以及國內(nèi)部分產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過剩的問題將更加突出。而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，發(fā)展低碳經(jīng)濟，從而能有效的應(yīng)對產(chǎn)能過剩問題。就我國目前的形式來看，國內(nèi)巨大的消費群體來自農(nóng)村，當(dāng)國內(nèi)投資接近飽和時，通過拉動內(nèi)需的措施，對農(nóng)村的社會保障體系建設(shè)項目進行投資，從而增強國家的經(jīng)濟發(fā)展力的作用。

4．2加強金融監(jiān)管，推動體制改革創(chuàng)新

就我國金融市場的發(fā)展?fàn)顩r來看，一個金融體系是在很大程度上可以提高經(jīng)濟實體的發(fā)展質(zhì)量水平，從而防止資金泡沫的發(fā)生嗎，而我國的金融市場卻不容樂觀。筆者認為可以做一下調(diào)整。一方面，加強金融方面的監(jiān)管，特別是對國際上的相關(guān)賬戶的管理，由于我國并沒開放資本賬戶，而國際上的諸多資金卻變相由經(jīng)常賬戶進入國內(nèi)，引發(fā)資金泡沫的形成，同時由于國內(nèi)實體經(jīng)濟對這種過剩的流動性經(jīng)濟不能有效的吸收，進而拉大了國內(nèi)的新產(chǎn)品的價格與其價值的差距;另一方面，建立多層次的資本市場，從而為投資者提供更多的機會與選擇，在一定程度上不僅可以推進我顧產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，而且還可以將資金從股票以及房地產(chǎn)中分流出來。總之，我國的金融機構(gòu)應(yīng)該加強對資本賬戶以及經(jīng)常賬戶進行嚴(yán)格的監(jiān)督，在推動體制改革創(chuàng)新的基礎(chǔ)上，從而健全金融市場，從而防范資金泡沫的形成產(chǎn)生。

4．3調(diào)整貨幣政策

作為經(jīng)濟發(fā)展迅速的日本，在當(dāng)年迫于美國壓力以及國際經(jīng)濟的協(xié)調(diào)，同時在國內(nèi)投資者非理性預(yù)期的狀況下，由于沒能及時對貨幣政策進行有效掌控，最終造成日本泡沫經(jīng)濟的破裂。在上個世紀(jì)80年代，日本政府就是迫于國際壓力，對內(nèi)實施寬松的經(jīng)濟政策．而對外日元升值，從而造成日本國內(nèi)資產(chǎn)泡沫嚴(yán)重，而且此時的日本政府也未選擇合適的時機來控制這一現(xiàn)象，最終導(dǎo)致日本泡沫經(jīng)濟的產(chǎn)生和破滅，這也使日本經(jīng)濟陷入了長達20年的經(jīng)濟衰退之中。在2008年中，金融危機過后，我國就采取了積極的財政政策以及較為寬松的貨幣政策，通過降低融資成本來促進企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，從而拉動國內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展。貨幣目標(biāo)在一定程度上不僅要關(guān)注實體經(jīng)濟，而且還要對金融經(jīng)濟目標(biāo)的關(guān)注。我國經(jīng)濟應(yīng)該以日本為鑒，充分認識世界經(jīng)濟發(fā)展的不平衡。我國目前的經(jīng)濟對外依賴性太大，而國外對人民幣升值欲望較強，同時其存在流動性過剩，這就需要保持我國貨幣政策的獨立性。當(dāng)然，我國還應(yīng)在保持自身經(jīng)濟政策獨立性的同時，采用有效的適合自身的經(jīng)濟發(fā)展政策，在我國也已出現(xiàn)資金泡沫的情況下，如股市和房地產(chǎn)行業(yè)，更應(yīng)該抓住避免泡沫風(fēng)險這個時機，避免重蹈日本經(jīng)濟泡沫經(jīng)濟的覆轍，立足長遠，調(diào)整國內(nèi)貨幣政策，保證我國金融市場健康快速發(fā)展。