證券市場行情范文

前言：我們精心挑選了數篇優質證券市場行情文章，供您閱讀參考。期待這些文章能為您帶來啟發，助您在寫作的道路上更上一層樓。

第1篇

關鍵詞：股票市場 ; 證券公司;經營績效;風險預防

中國自1985年9月第一家證券公司（深圳經濟特區證券公司）成立以來，證券業得到了迅猛發展，截至2009年3月25日，中國已有107家證券公司。當前，我國證券公司所從事的是資本證券業務，但從所有的證券公司財務報告來看，有關股票發行承銷、股票、股票自營買賣、股票投資咨詢等業務成為證券公司的主營業務下載論文。

近年來，隨著我國股票市場的幾次周期波動，證券公司的經營回報一直處于巨虧或巨盈的狀態。例如， 1994年8月1日—2001年6月30日股票市場的股價指數持續攀升，從而使證券公司取得了巨額經營回報；而2001年7月—2005年12月由于股票市場的調整、震蕩、股價指數下滑，證券公司的經營回報出現劇烈波動或持續下降，尤其是其自營投資大量虧損，導致4年中有19家證券公司倒閉或被接管。由此可以看出，證券公司的經營業績取決于股票二級市場的表現；證券公司經營回報與股票市場行情具有某種黏合關聯，而且此種關聯在我國股票市場震蕩劇烈時表現得尤為突出。本文將利用2006年1月—2007年10月股票市場股價一路飆升和2007年11月—2008年11月股票市場股價又急速下跌這兩個時段，分析股市行情與證券公司經營回報的關聯性以及股市行情對證券公司經營回報的作用成因，并從風險防范角度提出消除股市波動對證券公司經營回報影響的建議。

一、 文獻回顧

1.國外對證券公司經營風險與回報的相關研究

國外學者對證券公司經營風險與回報并沒有系統的研究，尤其是以股市環境變化為視角對證券公司的經營表現進行研究的文獻尚未發現。在證券公司的經營行為方面，Dolvin特別強調上市公司的質量與證券公司經營的關系。他認為證券公司的發展以上市公司為依托，良好的上市公司群體無疑有利于證券公司的良好發展［1］。在證券公司的內部控制方面，Santomero和Babbel分析了風險度量問題，強調公司要正常發展就必須建立一個風險控制系統［2］。此外，Cummins從另一角度論述了風險控制問題。他認為產品創新是促進證券公司發展的最好武器，同時各種各樣的創新也體現了這個行業的風險資產多的特征，因此如何做好風險管理是至關重要的［3］?？偟膩砜?，國外學者相關研究的特征是切入點窄、缺乏系統性，并且僅以專題形式對證券公司經營風險與回報的某個方面加以研究。

2.國內對證券公司經營風險與回報的相關研究

國內研究證券公司經營風險與回報問題的學者也不多。陳道江首先提出了我國券商的經營風險問題，并基于三個方面分析成因：(1)證券市場主體制度性缺陷。由于國有股和流通股的人為割裂，導致證券市場上集聚了很大的系統風險。(2)交易機制的缺失。券商目前的經營困境與我國當前市場交易機制的缺陷有關。我國目前還沒有做空機制，是一個單邊市場，贏利的方式只有低買高賣，跌則虧、漲則贏。(3)經營模式單一。當前中國券商主要局限于一級市場的承銷、二級市場的經紀業務和自營及委托理財四項業務，傭金收入占中國券商收入的1/2上，利潤總額的90%以上主要集中在這幾項傳統業務上，而在企業并購重組服務、投資咨詢、金融衍生工具的創新和交易等一些創新型和延伸型業務上則進展不大［4］。伍兵研究了我國證券公司經營風險的外部影響因素。他認為，從2002—2005年我國證券公司出現全行業虧損、面臨著嚴峻的生存危機，原因之一是市場的結構性缺陷造成證券公司一條腿走路的局面。股票市場和債券市場發展的嚴重失衡是我國證券市場制度安排上的另一重大缺陷。盡管我國的企業債券出現得比股票早，但其發展卻相當緩慢。目前企業直接融資主要來源于股票市場，這樣就使得證券公司的業務增長不得不極度依賴于股票市場的表現［5］。此外，馬慶泉提出了為挽救證券公司而挽救股市的觀點，即擱置股權分置問題、大力發展機構投資者、抓好上市企業的誠信問題、優質企業國內上市、股市的單邊性質問題以及處置高風險券商［6］。上述文獻表明，國內學者大多從宏觀角度研究股票市場運作對證券公司經營風險的影響，也有學者從完善內控機制角度對證券公司的危機處理加以論述。

二、實證分析

1.變量設計

目前衡量公司經營回報的指標有很多，如凈利潤、每股收益、總資產收益率等等。本文將選取營業收入、凈利潤、凈資產利潤率、每股收益作為證券公司經營回報的評價指標。所謂營業收入是指證券公司在一定會計期間內日常各項證券業務經營過程中所取得的經濟利益總流入。凈利潤是證券公司在一定會計期間的利潤總額與所得稅的差值。每股收益是反映每股價值的基礎性指標，計算方法為凈利潤與股本總數的比率。每股收益有基本每股收益與稀釋每股收益之分?；久抗墒找媸侵笟w屬于普通股股東的當期凈利潤除以發行在外普通股的加權平均數而得出的每股收益；稀釋每股收益是以基本每股收益為基礎，假定公司所有發行在外的稀釋性潛在普通股均已轉換為普通股，從而分別調整歸屬于普通股股東的當期凈利潤以及發行在外普通股的加權平均數并通過計算而得出的每股收益。凈資產利潤率是凈利潤與平均股東權益的比率，它反映證券公司股東權益的收益水平。該指標值愈高，投資所產生的收益越大。凈資產利潤率有全面攤薄的凈資產利潤率與加權平均的凈資產利潤率之分。全面攤薄的凈資產利潤率等于報告期凈利潤除以期末凈資產。該指標強調期末狀況，是一個靜態指標，反映期末單位凈資產對經營凈利潤的分享狀況。加權平均的凈資產利潤率等于報告期凈利潤除以當期平均凈資產。該指標強調經營期間凈資產賺取利潤的結果，是一個動態的指標，反映公司凈資產創造利潤的能力。

2.研究假設

在深滬股市1 602家上市公司中，共有8家證券公司。本文以這8家證券公司為研究樣本，選取其2006年、2007年以及2008年的財務報告中營業收入、凈利潤、凈資產利潤率、每股收益這四項指標的三年數據進行比較分析

表1深滬8家證券公司營業收入與凈利潤數據列示單位：億元

通過數據比較，筆者發現8家證券公司中至少有7家2007年的數據均高于2006年與2008年。由此可以認為，8家證券公司2007年營業收入等四項指標數據的總體均值分別高于2006年與2008年，而且它們之間具有顯著差異。本文將采取構造密度函數進行統計檢驗的方法，將2007年營業收入等四項指標的總體數據界定為樣本組，2006年與2008年營業收入等四項指標總體數據界定為2007年樣本組下相應的控制組，并對表3與表4的X與Y兩個總體參數存在顯著差異的可能性進行分析。由此提出如下假設：

假設1：證券公司2007年度的營業收入明顯高于2006年度的控制組。

假設2：證券公司2007年度的營業收入明顯高于2008年度的控制組。

假設3：證券公司2007年度的凈利潤明顯高于2006年度的控制組。

假設4：證券公司2007年度的凈利潤明顯高于2008年度的控制組。

假設5：證券公司2007年度的凈資產利潤率明顯高于2006年度的控制組。

假設6：證券公司2007年度的凈資產利潤率明顯高于2008年度的控制組。

假設7：證券公司2007年度的每股收益明顯高于2006年度的控制組。

假設8：證券公司2007年度的每股收益明顯高于2008年度的控制組。

3.數據處理

4.原因分析

通過對深滬8家證券公司近3年數據處理可以看出，與2006年比較，2007年證券業上市公司經營回報漲幅明顯；與2007年比較，2008年證券業上市公司經營回報跌幅顯著。究其原因，筆者認為，股票市場行情變化是促成我國證券公司經營回報頻繁波動的本質因素。這是因為，與股票投資相比，債券投資的收益率顯著偏低。盡管2006—2008年間，銀行多次調整利息，但投資者仍對投資股票感興趣，缺乏對債券的投資熱情，進而不會深度影響債券的供求關系以及債券的價格。然而，2007年與2008年是我國股票市場劇烈震蕩的兩年，股價的波動影響著投資者對股票投資收益的預期，股指的漲與跌與投資者經營股票的投資熱情以及投資行為緊密相關。證券公司的數據顯示，證券公司證券買賣的傭金是公司收入的最主要來源，2007年，8家證券公司的股票買賣費與自營投資收益總計占到營業收入的72%以上。由此可知，股市行情決定股指走向，股指變動影響股民的投資熱情，股票的投資行為改變著證券公司營業收入的重要來源，從而形成了多米諾骨牌效應。

表5深滬證券公司營業收入主要組成的年度數據比較分析單位：億元

（1）2007年股市行情攀升導致證券公司經營回報激增

圖1和圖2顯示了2006—2008年上證指數與深證成指的股價走勢圖。從兩走勢圖看，2006年股價波動很小，股價增長緩慢［7］，2006年1月4日，上證指數開盤價為1 163.88，深證成指為2 873.53；2006年12月29日，上證指數收盤價為2 675.47，深證成指為6 647.14。然而，2007年股票市場的表現超越了投資者的想象力，勇奪全球主流資本市場漲幅的桂冠。其中，2007年10月10日上證指數漲幅達6 124.04，深證成指漲幅達19 600.03，兩市同時創下股票市場建立以來的最高點。從圖1與圖2的走勢圖中可以看出，2007年前10個月股指陡峭攀升，加速了場外資金的入市，股票與基金投資者紛紛通過證券公司開戶賺錢，證券公司也格外重視自有資金的自營業務。筆者認為，2007年不斷刷新的指數高位與成交水平歸因于兩點：一是羊群效應［8］。大量理論研究發現，2007年的股票投資者具有高度的“羊群效應”的傾向。所謂“羊群效應”是指由于對信息缺乏了解，投資者很難對市場未來的不確定性作出合理的預期，往往是通過觀察周圍人群的行為而提取信息，在這種信息的不斷傳遞中，許多人的信息將大致相同且彼此強化，從而產生從眾行為。2007年前10個月在證券公司開戶炒股的投資者與日激增，眾多投資者處于瘋狂的群體非理性狀態。二是正反饋交易策略［9］，即利用反饋機制制定交易策略。通俗地說，是指在價格升高時買進股票，價格下跌時賣出股票。2007年股價指數由年初開始連續10個月走高，這種行情恰好迎合了股民的興趣。這段時間急于入市或放大交易的股票投資者都有使用正反饋交易策略的傾向，部分股票投資者會采用“盲從”或“跟風”等正反饋行為，追隨股票市場的潮流，蜂擁購買各類上漲的股票。羊群效應與正反饋交易策略的有機疊加，促成了幾乎全民炒股，全民致力于賺錢的瘋狂。從表5來看，2007年8家證券公司的股票買賣交易費凈收入比2006年大幅增加，其中增幅最小的是長江證券，達3.4倍之多，增幅最大的是宏源證券，有7.2倍之多；借2007年股價大漲之際，證券公司的自營業務投資成果豐碩，金融資產的公允價值變動收益也均有攀升，這些都可以從表4數據比較中得到印證。

（2）2008年股市行情暴跌導致證券公司經營回報下滑

2008年是股市暴跌的一年。上證指數2008年1月2日的開盤價為5 265.00點，在12月31日的收盤價為1 820.81，其中在10月28日經歷了最低點1 664.93點；深證成指2008年1月2日的開盤價為17 856.15點，在12月31日的收盤價為6 485.51點，其中在10月28日經歷了最低點5 577.23點。圖1與圖2也顯示了深滬兩市2008年的股價走勢。截至2008年年末，有85%以上股市的投資者處于虧損與嚴重虧損狀態，深滬兩市股指持續走低銷蝕了我國數以萬計投資者的資產。2008年股市急速下挫的原因主要有：一是“大小非”解禁［10］。數據顯示，2008年共有1 245.97億股“大小非”解禁，其中股改“大小非”942.73億股，新老劃斷后IPO“大小非”303.14億股。 “大小非”解禁使得上市公司的原始股東將發行價位極低的大小非流通股帶入股市，按照現實高額股價的標準套取現金。由于 “大小非”解禁，股市大額資金流向了少數“大小非”的持有者，造成其他投資者全面虧損，嚴重挫傷了眾多投資者的信心與投資熱情。二是金融危機對股票投資者心理預期的影響。2008年美國次貸危機引發了全球金融危機。這次危機也波及中國的虛擬經濟與實體經濟。2008年下半年，我國外貿企業出口額銳減，數十萬家企業倒閉，就業與擇業矛盾異常突出。在社會需求收縮的背景下，絕大多數股票投資者對經濟晴雨表——中國股市的預期缺乏樂觀。“大小非”解禁與金融危機相互疊加，再加上投資者“追漲殺跌”的心態，使得股票投資者對2008年的投資極為謹慎，盡可能放低股票交易量，做到“優中選優”。從表5可以看出，與2007年相比，2008年8家證券公司的股票買賣交易費凈收入急速下滑，跌幅均在30%—50%之間；在證券公司自身投資方面，8家證券公司中有7家出現虧損，其中有4家凈收益降幅超過了60%。此外， 2008年8家證券公司的金融資產公允價值變動收益全部為負值。

三、 結論與建議

2006—2008年我國證券公司經營回報波動明顯，且波動規律與股市行情波動基本吻合。本文分析的結論是：第一，股票市場行情攀升，證券公司的經營回報良好。第二，股票市場行情慘淡，證券公司的經營回報也明顯下挫。第三，合理預測股票市場行情和實施風險管理，將會提高證券公司經營回報的總體水平。基于此，證券公司有必要從以下方面規范自身經營行為：

1.重視對股票市場風險的預測

證券公司的證券買賣業務、自營投資業務以及所屬金融資產的公允計價均與股票市場的價格行情密切相關，因此，證券公司有必要搜集各種有效信息，把握我國經濟發展走向，科學預測與評價股票市場的短期發展方向與長期運行規律［11］，并通過構建股票市場風險防范體系規劃公司的各項證券業務。

證券公司需要關注的股票市場風險主要有：第一，經濟循環風險。經濟現象同自然界一樣也存在循環現象。經濟繁榮、經濟衰退、經濟蕭條、經濟復蘇是經濟循環的四個階段。在經濟循環的每一個階段，股市的風險程度有著顯著的差異。在經濟繁榮的鼎盛時期往往是股市最牛階段，但其風險也將增大。隨著經濟的衰退直至進入蕭條時期，股市也從不斷走低直到極度低迷。當經濟進入復蘇早期，股市也會先知先覺，走在經濟復蘇的前面。第二，幣值及利率變動風險。人民幣幣值是否穩定會在一定程度上影響股市。如果幣值貶值比率高于股票的投資收益率，投資者就會退出股市，選擇收益率比貶值率高的投資項目進行保值。同樣，利率作為一種經濟杠桿，它的變動對股市的影響更直接，利率的提高和降低會影響股市資金的供應量。在利率不斷走低的前提下，股市會逐漸走高；利率呈上調趨勢時，股市則會呈下降走勢。第三，政策法規風險。政策法規的制訂、實施及變更不僅影響整個經濟，而且對股市的影響也意義深遠。比如國有企業的國有股及法人股的處理以及2009年意欲重啟IPO等。尤其是我國目前的證券市場還處于發展階段，新法規的出臺實施或現有法規的重大修改都會對股市產生不可低估的影響。同時，政府根據股市的冷熱程度出臺一些鼓勵投資或扼制投機的政策也是影響股市的重要因素。

結合上述風險考慮，證券公司必須對幣值及利率的變動、經濟發展趨勢以及政策法規有全面的預測與辨析能力，積極地對各項風險加以預防與化解，努力降低證券買賣收益的波動幅度，合理確定證券自營投資方向。

2.加強對投資操作風險的管理

證券自營買賣主要指證券公司開設證券賬戶買賣有價證券并獲取收益的行為。證券自營買賣的操作情況影響著證券公司利潤表中的投資收益與公允價值變動損益這兩項數據的變化。表5中近三年證券公司的投資收益與公允價值變動這兩項數字的顯著差異及每項數字在相應年度營業收入中所占的比重，說明證券自營買賣也是證券公司經營回報的重要來源。因此，證券公司對自身投資操作風險的管理與預防不可小覷。筆者認為，證券公司作為股票投資者，需要從如下方面管理投資操作風險［12］：第一，股票的選擇。股票市場的股票并非都有操作價值。證券公司在選擇股票時要經歷三個步驟：第一步，確定行業范圍。公司選擇個股時要考慮到行業因素的影響，盡量選擇高成長行業的個股，避免選擇夕陽行業的個股。第二步，分析所選定行業內各家公司的財務報告?！爸褐?，百戰不殆”，股市也是如此。公司需要分析行業范圍內各家公司的經營情況、管理情況、市盈率等眾多財務指標、未來發展前景、利潤預測、已存在或潛在的重大問題，確定各家公司股票的合理價格，進而通過比較市場價位與合理定價的差別來進一步壓縮股票選擇范圍。第三步，運用技術分析方法。在第二步的基礎上，證券公司需要運用一定的技術分析方法，結合所確定范圍的各家股票的周期性波動圖表，充分利用外部環境可能帶來的有利影響，選擇超跌個股。第二，時機的選擇。股市并非每日都有盈利機會，行情有明朗與不明朗之分，操作就有可做和不可做之別。從總體上講，股市操作就是在上升的趨勢中逢低買進，在下跌的趨勢中逢高拋出。證券公司在股市具體操作中需要更多地借鑒技術分析方法，可參考的方法有置位操作與破位操作等。置位操作的原理是在股價上升的趨勢中，等待股價回調到重要的支撐位上買進；在股價下跌的趨勢中等待股價反彈到重要的壓力位上拋出。破位操作的原理是當股價漲破一個重要的壓力位時順勢買進，而當股價跌破一個重要的支撐位時則順勢拋空。其實，證券公司的投資操作風險管理是一項復雜的工程，因此，本文僅為證券公司提供投資操作風險管理的理論思路，期盼證券公司借股票市場行情之勢創造更多的投資回報。

參考文獻

［1］ Dolvin， S.D. Market Structure，Changing Incentives，and underwriter Certification［J］.Journal of Financial Research， 2005，28(3):403-419.

［2］ Santomero，A.M.，Babbel，D.F. Financial Risk Management by Insurers:An Analysis of the Process［J］.Journal of Risk and Insurance，1997，64(2):231-270.

［3］ Cummins， D.J.Convergence in Wholesale Financial Services:Reinsurance and Investment Banking［J］.Geneva Papers on Risk and Insurance， 2005，30(2):187-222.

［4］ 陳道江.我國券商危機的現實分析與對策思考［J］. 學術論壇， 2005，(10):66-73.

［5］ 伍兵.我國證券公司生存危機的外部制度與內部治理缺陷［J］.求索， 2005，(4):23-25.

［6］ 馬慶泉.面臨市場化與國際化競爭的中國證券業［J］.中國金融， 2004，(15):55-56.

［7］ 王德河.股票價格時間序列分形特征的實證研究［J］.審計與經濟研究， 2007，(6):71-76.

［8］ 崔顯林. 論當前股票市場中“羊群效應”的危害與對策［J］. 經濟理論研究， 2009:49-51.

［9］ 何劍，姚益清. 基于正反饋交易理論的中美股市比較研究［J］. 財會通訊， 2009，(2):10-13.

［10］ 李健夫.解決“大小非”問題與拯救中國資本市場［J］.社會科學論壇， 2009，(4):124-151.

第2篇

一股票樣本的選擇和收益的計算

本研究使用1997年1月1日至2006年12月31日在中國上海證券交易所及深圳證券交易所上市交易的全部A股股票作為研究樣本，本研究沒有一概剔除ST以及PT類股票，這是因為:一、雖然該類受到更小日漲跌幅度的限制，但是從月收益的角度看，這種限制帶來的實際影響不大;二、不分情況的一律剔除該類股票導致了嚴重的“先知偏差”(Look－AheadBias)，也就是說，某只股票在被摘牌或退市之前，投資者并不知道它們將被ST或PT處理，因而，事后人為地將它們排除在樣本之外是不合適的，這可能會影響到檢驗的準確。本研究使用的股票交易數據、除權數據均取自深圳匯天奇電腦公司的分析家軟件，公司的流通股本等數據來自天相投資，在計算月收益的時候，如果某一只股票在本月的實際交易時間低于本月交易時間70%的，不計算該股票在本月的收益，以避免過少的交易日導致的月收益數據異常①。對于分紅、配股、送股等情況，一律使用向后復權的方式對收益進行調整。

二過度反應現象的實證檢驗

(一)實證方法

這里使用了與Jegadeesh和Titman(1995)類似的重疊抽樣法，價格慣性檢驗的形成期分別為1、2、3、6、9、12個月，檢驗期為1、2、3、6、9、12個月;價格反轉檢驗的形成期分別為18、24、30、36個月，檢驗期為18、24、30、36個月。在檢驗過程中，為了剔除新股效應對檢驗結果的影響，排除上市不足一年的股票，同時，為了避免交易數據不全對檢驗結果的影響，本研究也排除了在形成期或者檢驗期內缺少月收益數據的股票。進行檢驗的步驟如下:

(1)對于形成期為T個月的檢驗，計算1994年1月向后T個月每支股票的持有期收益和持有指數②的收益，第i支股票在T個月形成期內的持有期收益按照下面的公式計算③:Ri，j=Pi，j－Pi，j－TPi，j－T(1)Pi，j是第i支股票在j個月的收盤價，Pi，j－T是第i支股票在j－T個月的收盤價。同樣，持有指數的收益可以按照如下的公式計算:Rm，，j=Pm，，j－Pm，，j－TPm，，j－T(2)Pm，，j是指數在j個月的收盤價，Pm，，j－T是指數在j－T個月的收盤價。

(2)根據計算所得的持有期收益對所有股票進行排序，然后等分成20組，把持有期收益最高的一組稱為贏家組合，持有期收益最低的一組稱為輸家組合。然后，使用與形成期相同的方法計算接下來的K個月檢驗期內，贏家組合與輸家組合的持有期收益，在計算組合的持有期收益的時候，本研究給每只股票賦予了同樣的權重。

(3)把形成期的起始月向后推一個月，重復第(1)步與第(2)步，一直到2003年12月向前K個月為止。這樣，對于每一個形成期為T期，檢驗期為K期的檢驗，本研究都得到了一個樣本為120－T－K+1個的贏家組合序列和一個樣本同樣為120－T－K+1個的輸家組合序列。如果價格反轉成立，那么贏家組合在檢驗期內持有期收益序列的均值應該顯著大于持有指數收益序列的均值，而輸家組合的序列均值應顯著小于持有指數收益序列的均值，對于價格慣性來說就恰恰相反。為了在統計上檢驗這種顯著性，構造t－統計量。t=珔Rp－珔RmS2p/(120－T－K+1)+S2m/(120－T－K+1槡)(3)其中，珔Rp、珔Rm分別是持有期收益序列和持有指數收益序列的均值，S2p、S2m分別是持有期收益序列和持有指數收益序列的方差。t－檢驗的自由度按照下面的公式計算:f=［S2p/(120－T－K+1)+S2m/(120－T－K+1)］2［S2p(120－T－K+1)］2120－T－K+1+［S2m/(120－T－K+1)］2120－T－K+1(4)如果f不是整數，則取最接近f的自然數。公式中字母的含義同上。

(二)檢驗結果及說明

下表給出的是贏家組合和輸家組合短期內價格慣性現象的檢驗結果。從表中不難看出，短期內無論是輸家組合或者贏家組合，相對于持有市場指數組合的策略而言，超額收益都很低，而且t－檢驗都不顯著，可以認為，在我國證券市場，并不存在價格慣性現象。下表給出的是長期的價格反轉現象檢驗結果。從表中可以發現，從長期看，持有輸家組合可以獲得超過持有市場指數組合20%～70%的收益，而且這種超額收益具有統計上的顯著性，而持有贏家組合的超額收益只是－10%～－20%，而且不具有統計上的顯著性，因此可以認為，在我國證券市場，輸家組合存在顯著的價格反轉現象，而贏家組合的價格反轉現象并不明顯。

第3篇

[關鍵詞]交易者結構；單位根；協整；格蘭杰因果檢驗

[中圖分類號] F832.5［文獻標識碼］ A

[文章編號] 1673-0461(2008)07-0068-05

一、引 言

20世紀60年代末，德姆塞茨（H.省略info.省略）。

參照中國登記結算有限責任公司的《業務統計月報》中的統計口徑，本文中N0和N1的含義分別如下：

N0：開戶的自然人總數的變化額；

N1：一般機構、證券公司、證券投資基金、社會保障基金和QFII的開戶總數的變化額。

（二）研究方法及實證結果

從圖1和圖2中可以發現，SZCZ和N0、SZCZ和N1之間變化趨勢相似，相關系數分別為0.87和0.54，由此可知，市場價格與交易者數量間可能存在協整關系，因此，下文將采用協整和因果關系方法研究不同類型交易者數量變化同證券市場價格之間的定量關系。

對變量組進行協整和因果關系檢驗前，要首先檢驗各變量是否服從單位根過程，即變量序列是否是一階單整過程，記作I（1）。常用的單位根檢驗方法是ADF（augmented Dickey-Fuller）。SZCZ、N0和N1的原序列及其一階差分序列的單位根檢驗結果見下表1。

從表1中可知，在1999年1月至2003年12月的60個月期間，單位根檢驗顯示在1%的顯著性水平下，SZCZ、N0和N1的原序列都是非平穩的I（1）過程，而它們的一階差分都是平穩的I（0）過程，即時間序列SZCZ、N0和N1都是一階單整過程。

對于存在單位根的兩組或兩組以上時間序列，如果它們的線性組合是平穩的I（0）過程，則它們之間存在協整關系。對服從單位根過程的變量組進行協整檢驗，從檢驗方法上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG（Engle &Granger,1987）[14]兩步法協整檢驗；另一種是Johansen和Juselius（1990）[15]提出一種在VAR系統下用極大似然估計檢驗多變量間協整關系的方法，即Johansen協整檢驗。由EG兩步法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性，但在有限樣本條件下，這種估計量有偏，且樣本容量越小、偏差越大。由于本文的有效樣本相對較小，為克服小樣本條件下EG兩步法參數估計的不足，本文采用后者進行分析。

注：1.（c,t,p）為檢驗類型, c和t表示帶有常數項和時間趨勢項, p表示滯后階數,下同.2.臨界值是在相應顯著性水平下得到的Mackinnon值.3.表示原序列的一階差分,下同.4.***表示在1%水平下顯著,下同。

從上文的單位根檢驗結果可知，在1999.1至2003.12的時間段中，SZCZ、N0和N1都是單整的I（1）過程，因此可以對該時間段中的序列分別作協整檢驗。首先，將SZCZ分別和N0和N1進行配對，得到二組向量組合（SZCZ、N0）和（SZCZ、N1），然后分別計算跡統計量和最大特征值統計量。利用上述方法可以得到Johansen協整檢驗所需的跡統計量和最大特征值統計量以及各自檢驗所需的臨界值，實證結果列示在下表2中。

表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設,下同。

從表2中可知，在5%顯著性水平下，跡統計量和最大特征值統計量檢驗都表明SZCZ和N0存在一個協整方程，SZCZ和N0之間存在著長期穩定的均衡關系，而SCCZ和N1之間不存在協整方程。協整方程（此處省略）也表明，SZCZ和N0之間關系是正方向的，這也與常理相符合，根據常理，市場價格最終是由入市交易的交易者在場內通過競價買賣形成的，入市交易者總數可以反映市場行情好壞，而且市場行情的好壞又會對交易者總數產生影響，行情好時交易者開戶入市的熱情就高，交易者數量就多；反之，交易者數量就少。

上述協整檢驗結果表明，SZCZ和N0之間存在長期穩定的協整關系。因此，可以進一步研究它們之間的因果關系。Granger因果檢驗有兩種形式：一種是傳統的基于VAR模型檢驗；另一種則是最近發展起來的基于VEC模型檢驗，兩者區別在于各自適用范圍有所不同，前者僅適用于非協整序列間的因果檢驗，而后者則是用來檢驗協整序列間的因果關系。

Feldstein & Stock（1994）[16]認為，如果非平穩變量間存在著協整關系，則應考慮使用基于VEC模型進行因果檢驗，即不能省去誤差修正項（error correction term, ECT）。由于SZCZ和N0之間存在協整關系，據此，引入下式做VEC形式的Granger因果檢驗：

這里，Yt=（N0,SZCZ），修正系數矩陣θ和βi（i =1,2…n）分別說明變量間長期和短期因果關系（Masih & Masih,1996）[17]。同時，本文也利用基于VAR模型方法加以檢驗，以便相互印證。對于不存在協整關系的SZCZ和N0，由于SZCZ和N0的一階差分均平穩，因此，可以用VAR模型對其差分進行Granger因果分析，檢驗兩者是否存在因果關系及因果關系方向，Granger因果關系檢驗結果分別見表3和表4。

注:1.**表示統計結果在5% 的統計水平下是顯著的;2.LM表示對殘差序列的自相關檢驗,FHET表示對殘差序列的異方差檢驗,FAR1表示對殘差序列1階滯后的ARCH效應檢驗.3.括號內是相應的p統計值4.panel B中的結果是利用傳統的Granger因果檢驗方法得到的統計結果。

表3第一部分表明，在檢驗SZCZ是否是N0的Granger原因時，SZCZ（-1）和ECT（-1）系數均在5%的顯著性水平下異于0，表明SZCZ變動是N0變動的短期與長期Granger原因，且SZCZ（-1）系數符號為正，即SZCZ上升導致N0增加，它們之間存在正向變動關系；ECT（-1）系數符號顯著為負，符合反向修正機制，表明長期內N0對均衡水平偏離可以通過誤差修正項修正和調整。在檢驗N0是否是SZCZ的Granger原因時，在5%置信水平下N0（-1）和ECT（-1）系數均與0無顯著性差異，表明N0變動不是SZCZ變動的短期與長期Granger原因。同時，殘差檢驗也都表明殘差序列不存在自相關、異方差和ARCH效應等現象。從Panel B中可以看出，在用傳統Granger因果方法檢驗時，在1%置信水平下拒絕SZCZ變動不是N0變動的Granger原因的原假設，而接受N0變動不是SZCZ變動的Granger原因的原假設。兩種檢驗方法的實證結果都表明，在滯后2期情況下，無論從短期還是長期來看，SZCZ變化都是N0變化的原因，表明在股價指數上漲后，個人交易者開戶數目紛紛增加，并且時滯為2個月，行情變化確實影響交易者數量變動，但N0變化無法解釋SZCZ變化。

從表4中可以看出，在用傳統的Granger因果方法檢驗時，在5%置信水平下，接受SZCZ變動不是N1變動的Granger原因的原假設，即SZCZ變動不是N1變動的Granger原因，同時也接受N1變動不是SZCZ變動的Granger原因的原假設。因此，在滯后2期情況下，SZCZ變化與N1不存在單向或雙向的因果聯系。

上述實證結果表明，個人交易者總數變化與證券市場價格間存在著長期協整關系，同時，個人交易者總數變化與市場價格間存在單向因果關系，市場價格變化引致個人交易者總數變化；而機構交易者總數變化與市場價格間既不存在長期協整關系，也不存在因果引致關系。

三、研究結論

通過上述的實證研究，本文主要發現以下研究結論。

第一，中國證券市場上的個人交易者總數變化同證券市場價格變化間存在長期穩定的協整關系，而且這種關系是正方向的。因為市場價格最終是由入市交易的交易者在場內通過競價買賣形成的，交易者總數的多少也就反映出市場行情的好壞，而且市場行情的好壞也會對交易者的總數產生影響，行情好時交易者開戶入市的熱情就高，交易者數量就多；反之，交易者數量就少。例如，中國證券登記結算公司的數據顯示，自2003年11月中旬中國股市走出反轉行情之后，投資者信心明顯增強，股票市場開戶數有了顯著增加，截至2004年2月17日，滬深兩市賬戶總數達到7019.29萬戶，2003年底是6992.66萬戶，扣除春節放假休市因素影響，2004年1個月時間賬戶總數增加了26.63萬戶，遠遠超過了2003年的同期水平。

第二，個人交易者總數變化可以由證券市場價格變化進行解釋，證券市場價格變化同個人交易者總數變化間存在顯著的單向因果關系，個人交易者開戶數量變化對證券市場價格變化的敏感度較高，并且，它們之間存在著正方向變動關系，這在一定程度上說明，個人交易者開戶數量變化方向可以作為市場行情的“風向標”。另外，實證結果還表明，盡管從交易者數量上分析，個人交易者在中國證券市場上是“絕對主力”（以在深交所開A股賬戶的交易者為例，其中在1999年1月初至2003年12月末的60個月份中，個人交易者總數占開戶總數的最低比重也達到99.48%），但個人交易者開戶數量變化并未影響證券市場價格變化，這可能由于新開戶入市的個人交易者所擁有的資金量有限，或是由于場外增量資金通過已有賬戶而非新開立賬戶流入股市。

第三，機構交易者總數變化同證券市場價格變化之間并不存在長期穩定的協整關系以及因果關系。本文認為，這可能是由以下原因造成的，首先，無論從資格審查、繁冗的審批程序還是資金來源等方面（比如中國政府對QFII的嚴格監管）考察，中國機構交易者入市交易遠要比個人交易者困難得多，這就造成了機構交易者入市數量的變化量和變化幅度較小，他們數量變化的“剛性”肯定難以反映證券市場價格變化的靈活性。另外，機構交易者可能通過其他途徑而毋需開立新的資金賬戶和股票賬戶將資金引入證券市場，比如通過其他機構賬戶或是違規使用A字頭賬戶（A字頭賬戶為自然人的證券交易賬戶，相對于機構賬戶應為B字頭賬戶）（莊序瑩，2001）的方式進行化名隱蔽投資。由于機構交易者總數變動無法反映市場價格的變動，它們之間的關系顯得較為模糊，從這一點可以看出，機構交易者總數變動同證券市場變化間的關系是不確定的，無法知道機構交易者是否對整個市場起到穩定作用，這也與現有的實證結果相符，即部分學者的研究表明機構交易者能起到穩定市場的作用，如梁宇峰（2000）的研究顯示，證券投資基金的交易頻率要低于其他投資者，在一定程度上有助于穩定市場；也有學者認為機構交易者的存在加劇了市場的劇烈變化，如施東暉（2001）的研究結果表明，國內投資基金存在較為嚴重的羊群行為，投資理念趨同，投資風格模糊，并且在一定程度上加劇了股價波動。

綜上所述，本文的實證研究結果表明，個人交易者總數變化與證券市場價格變化之間存在長期穩定的協整關系，個人交易者總數變化僅是證券市場價格變化的結果和反映，證券市場價格變化無法通過個人交易者總數變化加以解釋和說明，即個人交易者總數并非是市場價格變化的原因。同時，機構交易者總數變化同證券市場價格變化間既不存在長期穩定的協整關系，也不存在因果引致聯系。

[參考文獻]

[1]Demsetz, H., The cost of transaction, Quarterly Journal of Economics[J]. 1968, (82): 33-53.

[2]戴國強,吳林祥.金融市場微觀結構理論[M].上海財經大學出版社,1999.

[3]Bagehot, W., The only game in town [J]. Financial Analysts Journal, 1971, (27):12-14.

[4]Huang R.D. & W.A. Kracaw, Stock Market Returns and Real Activity: A Note [J]. Journal of Finance, 1984, (March): 267-273.

[5]Feldstein, M.S.& J.H. Stock, The use of a monetary aggregate to target nominal GNP[M]. in N.G. Mankiw, eds., Monetary Policy, University of Chicago Press, Chicago, 1994.

[6]Mookerjee, Rajen & Yu, Qiao, Macroeconomic variables and stock prices in a small open economy: The case of Singapore [J].Pacific-Basin Finance Journal,1997, (5):377-388.

[7]施東暉.中國股市微觀行為:理論與實證[M].上海：上海遠東出版社,2001.

[8]金德環，李勝利.我國證券市場價格與貨幣供給量互動關系的研究[J].財經研究,2004(4):5-15.

[9]施東暉，陳啟歡.信息不對稱下的投資者類型與交易行為――來自上海股市的經驗證據[J].經濟科學,2004（5）：58-66。

[10]祁 斌,黃明,陳卓思.機構投資者與股市波動性[J].金融研究.,2006，(9):54-64。

[11]齊偉山, 歐陽令南.機構投資者與盈余公告后的股價行為――基于中國證券市場的經驗分析[J].管理科學.2006(1):85-91.

[12]何 佳,何基報.投資者結構與股價波動關系――基于理論的思考[J].南方經濟，2006，(2):80-90。

[13]何佳,何基報,王霞,翟偉麗.機構投資者一定能夠穩定股市嗎？――來自中國的經驗證據[J].管理世界,2007,(8):35-42.

[14]Engle, R. & C. Granger, Co-Integration and Error Correction Representation, Estimation and Testing[J]. 1987, (55):251-267.

[15]Johansen S.& K. Juselius, Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Application to the Demand for Money[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics,1990,(52):169-210.

[16]Friedman M。Money and the Stock Market [J]. Journal of Political Economy, 1988, (April): 221-224；Masih, A. & Masih, R., Macroeconomic activity dynamics and Granger Causality:

new evidence from a small developing economy based on a vector error-correction modeling analysis [J]. Economic Modeling,1996, (13): 407-426.

[17]梁宇峰.機構投資者是否有助于股市的穩定――國際經驗與中國國情[J].東方證券研究,2000(3).

The Traders’ Structure and Stock Market Price: Evidence from Shenzhen Stock Market

Wang Min1，Liao Shiguang2

（1.Economics & Management School, Shanghai Jiaotong University, Shanghai 200052, China；2.Research Institute, Shanghai Stock Exchange, Shanghai 200120, China）

Abstract: The core issue of micro structure theory is the formation and determination of price. Many scholars have explored its influential factors from different aspects, among which traders’ structure is one of main factors influencing the price. To exploit the micro factors, this paper discusses the relationship between the traders’ structure and the market price with the methods of co-integration test and Granger causality test. The result reveals that there is long-term co-integration between the market price and the changes of the total number of individual traders in Shenzhen stock market, and there is unilateral causality between individual traders’ numbers and market price that is, the changes of the total number can be explained by the market price. While there does not exist co-integration and causality between market price and total number changes of institutional traders.