时间：2023-10-11 16:23:16
引言：易发表网凭借丰富的文秘实践，为您精心挑选了九篇金融危机与股市的关系范例。如需获取更多原创内容，可随时联系我们的客服老师。
关键词:股权激励;金融危机;公司绩效
一、引言
20世纪90年代,在西方盛行已久的股权激励传入中国,在我国理论界、管理层和实务界的推动下逐步推行,势头良好,并对公司治理产生了一定的积极作用。在经历了2006年的狂热后,2007年却出现了逆转,全年仅有13家上市公司公告股权激励计划。一方面是因为中国证监会在2007年3月开展了上市公司治理专项活动,造成上市公司股权激励计划的暂缓实施;另一方面是因为2007年的牛市造成了股票市价严重透支企业业绩,激励对象的收益空间因此不断萎缩,许多上市公司对股权激励开始持观望态度。2008年5月,证监会连续颁布了两个《股权激励有关事项备忘录》,规定上市公司设定的行权指标须考虑公司的业绩情况。国资委又于2008年6月30日公布《关于规范国有控股上市公司实施股权激励有关问题的补充通知》,规定“境内上市公司激励对象股权激励收益占股票期权授予时薪酬总水平的最高比重为40%”。这一系列举措说明了我国股权激励的道路不是一帆风顺的,在激励方案设计和实际运行过程中还存在不少问题。
股权激励机制经过国内外学者长久以来的深入研究,已形成了一个比较成熟的体系。股权激励与企业绩效存在何种关系也一直是大家关注的热点,国内外学者在这方面进行了大量实证研究和实效考察,得出“利益趋同假说”、“管理者防御假说”两种对立的观点和“区间效应理论”。另外也有不少学者认为管理层持股对企业绩效不相关,作用并不显著或没有作用(Himmelberg,1999)。国内学者以我国上市公司作为样本的多个实证研究也发现这样的结论(魏刚、李增泉、陈湘永等,2000;高明华、于东智和谷立日,2001;胡铭、谌新民,2003;冯冰花、苏卫东,2005)。周建波、孙菊生(2003),宋增基(2005),陈勇、廖冠民(2005),俞鸿琳(2006)等也认为,实施股权激励以后上市公司的总体业绩略有上升但并不显著,股权激励的效果较弱。
上市公司实施股权激励机制与公司绩效存在何种关系,现有研究还没有达成一致意见,且大部分研究成果是在不考虑宏观经济和行业因素的情况下得出的,因而所得结论在不同的经济环境中并不能够都适用。股权激励一般将股价作为衡量高管业绩的标准,也反映了股权激励是否有效。但客观来讲,股权激励的效果并不能仅仅用股价或者简单的财务指标来衡量,有必要考虑宏观经济形势的影响。作为一项从西方发达市场经济国家引入的激励约束机制,运用在我国上市公司的实践中效果究竟如何,也是一个值得关注的问题。本文在全球金融危机的大背景下,对中国上市公司实施股权激励对绩效的影响进行了实证研究,有助于中国企业对实施股权激励有一个比较理性的认识。
二、实证研究及分析
两《办法》实施以来,沪深两市共有138家上市公司提出或在原有基础上修改形成了规范的股权激励方案。但随着2007年底以来我国股市由“牛”转“熊”和国际经济危机的影响,曾经风靡一时的A股上市公司股权激励计划开始叫停。2008-2009年3月,已终止股权激励计划的有11家。截至2009年8月,只有40家公司的方案经证监会审核无异议备案后开始实施,这说明公司和监管层在推出和审核股权激励时都非常慎重。借鉴实际情况和前人研究成果,本文提出研究假设1。
假设1:金融危机下,经营者持股比例与公司绩效不存在相关关系。
(一)样本选择和数据来源
本文选取了2005-2008年我国境内上海、深圳股票交易所上市且施行了股权激励的公司作为主要分析对象。考虑到异常值对统计结果的不利影响,剔除业绩过差的ST和注册会计师出具保留意见、拒绝表示意见、否定意见等审计意见的上市公司,以及某些数据未充分披露的金融类企业也不列入其中,最终选择了29个样本。
(二)变量设计
1、绩效变量
衡量上市公司经济绩效的指标很多,仅用一个指标来衡量不可避免会存在很多缺陷,本文选取了反映上市公司经营业绩的10项指标:反映上市公司股本扩张能力的每股净资产X1和每股未分配利润X2;反映上市公司的盈利能力的净资产收益率X3和销售毛利率X4;反映上市公司长期和短期偿债能力的资产负债率X5和流动比率X6;反映上市公司资产管理能力的存货周转率X7和总资产周转率X8;反映上市公司的成长能力营业收入增长率X9和利润总额增长率X10。
2、解释变量
本文研究股权激励力度即管理层股权水平对于公司绩效的关系,用高层管理者持股比例(MSR)――股权激励总数占当时公司总股本(SIZE)比例作为解释变量。
3、控制变量
除了管理层持股变量外,其他的一些变量也会对公司绩效产生影响,对这些变量的忽视,可能会导致伪回归的出现。因此选用公司规模SIZE作为研究的控制变量,以公司账面总资产的自然对数来衡量公司规模。一般企业规模越大,管理层行为越难以受到监控,有损企业价值最大化的风险越大,这可能引发一些严重的问题,对公司绩效产生不利影响。
4、配对T检验
本文采用配对样本T检验,检验上市公司股权激励前后各项财务指标是否有明显变动。利用原假设和样本数据计算T统计量及对应的P值,判断是否存在显著变化。
建立原假设:H0:μ=0,H1:μ≠0,即原假设为样本均值未发生显著变化。
本文采用2005年到2008年的数据,利用SPSS软件得出了净资产收益的配对检验表。得出2007-2008年的P=0.085
5、因子分析
借助因子分析将财务指标进行分类。本文利用2008年12月31日的截面数据进行因子分析,利用SPSS软件,因子得分表达式可以写成:
F1=-0.194X1-0.077X2+0.191X3-0.002X4+0.044X5-0.065X6-0.096X7+0.446X8+0.469X9+0.182X10
F2=0.527X1+0.454X2+0.190X3+0.055X4+0.047X5-0.007X6-0.099X7-0.135X8-0.134X9+0.003X10
F3=0.035X1+0.026X2+0.064X3+0.47X4-0.217X5+0.438X6-0.073X7-0.028X8-0.035X9-0.258X10
F4=-0.128X1-0.072X2-0.018X3-0.198X4-0.443X5+0.128X6-0.639X7-0.056X8-0.11X9+0.272X10
利用旋转后的因子载荷矩阵,用标准化变换后的各变量,计算各因子得分。利用各公共因子的方差贡献率为权重将各因子得分线性加权求和得到综合得分:
V=0.37148F1+0.20348F2+0.13196F3+0.10979F4。
6、回归分析
利用公司绩效的综合得分,采用回归分析,从整体上考察股权激励对公司经营业绩的影响。在借鉴前人研究的基础上,本文构建如下形式的线性模型:V=b0+b1MSR+b2SIZE+εi.。其中定义变量:V――运用因子分子得到的上市公司绩效综合得分;MSR――用于激励的股权总数占总股本的比例;SIZE――上市公司总资产的对数,表示公司规模;b0――常数项;b1――激励股份比例的回归系数;b2――公司规模的回归系数;εi―随机扰动项。利用SPSS软件进行回归分析:
相关系数远小于1,相关关系弱,因此基本不存在多重线性。表2中的t
三、研究结论
通过分析国内外研究发现,虽然学术界主流观点认为对管理层股权激励与公司绩效二者相关,但学者们对股权激励效应的研究仍产生很大的差异。样本选取、数据处理方法、模型构建等的差异都可能造成研究结果的差异。本文在金融危机的背景下,选择目前实施股权激励的A股上市公司作为样本,进行实证研究,表明经营者持股比例与公司绩效不存在相关关系。这样的结果主要是受到金融危机的负面影响,同时在实践中还存在激励成本过高、盲目模仿大公司等问题。
参考文献:
1、秦锂,朱焱.上市公司股权激励现状分析[J].财会通讯,2006(6).
2、伍春来,赵剑波,王以华.基于战略管理的股权激励研究:资源基础观视角[J].人力资源管理,2009(6).
3、Jensen.M.C,Meckling,W.H.Theory of the Firm:Managerial Behavior,Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics,1976(3).
4、Fama,E.F,Jensen.M.Separation of ownership and control[J].Journal of Law and Economics,1983(6).
5、Morck,R.,Shleifer,A.,Vishny,R.W. Management ownership and Market Valuation:Empirical Analysis[J].Journal of Financial Economices,1988(20).
6、魏刚.高级管理层激励与上市公司经营绩效[J].经济研究,2000(3).
1数据采集及变量处理
1.1数据采集
采取上证A股的数据对中国股市的价量关系进行检验。样本的时间跨度为2005年6月6日至2011年9月30日。并将样本期分为两个子时段，目的是研究不同市场中价量关系的差异。第一时段为2005年6月6日至2007年10月16日，共计575个交易日数据；第二时段为2007年10月17日至2010年9月30日，共计969个交易日数据。数据样本选择以2007年10月16日为分界点，因为分界点之前股市为上升态势，分界点之后为下降趋势，分别呈现出牛市和熊市的状态。所有的数据均来源于RESSET金融研究数据库以及Wind金融数据库。所用分析软件为EVIEWS6.0和EX-CEL2003。
1.2变量选取
成交量表示为Vt，是对日成交量取对数后的结果。日收益率Rt为：Rt=100×（lnPt-lnPt-1)，其中，Pt表示第t个交易日的日收盘价。从表1中可知，收益率均值、中位数金融危机前均大于危机后，标准差的比较知熊市波动幅度大于牛市，体现了市场在两个不同发展阶段的走势。两阶段偏度、峰度说明中国股市收益率具有尖峰厚尾的特征。从JB统计量可知，中国股市的收益率不服从正态分布。
2模型构建——两时段量价关系的检验与比较
2.1金融危机前后价量关系的Granger因果检验对比分析
对收益率和成交量序列进行平稳性检验，结果如表2所示。滞后阶数根据SIC准则确定。由表2可知，在金融危机前的时段，收益率序列平稳，而成交量序列非平稳，经验证，成交量序列一阶平稳，因此这一时段，二者不能进行Granger因果检验。在金融危机后这一时段，收益率和成交量均为平稳序列，二者满足进行Granger因果检验的条件。从表3的Granger因果关系检验结果可知，金融危机后这一时段中，在5%的显著性水平下，收益率和成交量存在双向的因果关系，在一定程度上，二者可相互预测。
2.2基于GARCH模型的价量关系检验对比分析
首先，根据收益率残差序列的自相关和偏自相关系数确定滞后阶数，结合金融危机前的交易量序列是一阶差分后平稳，确定采用ARIMA（3,1,3）模型进行分析。而金融危机后的交易量序列是平稳的，且根据自相关值拖尾、偏自相关值3阶截尾的特征，确定采用ARMA（3,0）模型进行分析。然后对两阶段收益率残差序列进行ARCH-LM检验，结果显示，在5%的显著性水平下，两时段的收益率序列均存在ARCH效应，可以运用GARCH模型。分别利用ARIMA（3,1,3）和ARMA（3,0）模型将危机前后的交易量序列分解为非预期交易量Vut和预期交易量Vet两个部分。再从非预期交易量中分解出其超过均值的部分Vut。
2.3各序列对收益率影响的GARCH模型检验
选用GARCH（1,1）模型进行实证分析。为了比较不同类型的成交量对收益率波动性的解释能力，将不同类型的成交量加入到GARCH（1,1）模型的条件方差方程中，模型分别为：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）回归结果如表4。通过表4的回归结果可以看到金融危机前后两时段的一些异同。（1）金融危机前，系数θ1是显著的，而危机后θ1不显著，说明危机前成交量对股价的波动具有一定的解释作用，而危机后则没有解释作用。（2）由模型2和3可知，θ2和θ3均不显著，说明单独的预期成交量和非预期成交量对股价波动都没有解释力。但模型4的回归结果显示，二者联合起来对股价波动却起作用。与危机前不同，危机后，θ2不显著，而θ3显著；模型4可得出同样的结论，表明非预期成交量对价格有较强的解释力，而预期交易量则缺乏解释力。（3）模型5显示，非预期成交量中超过均值的部分的系数θ6是显著的。危机后，θ6的值为21.243，统计显著，且比模型1至模型4的系数值都要大。说明非预期成交量中超过均值部分对价格波动的解释能力优于非预期成交量。且比金融危机前时段解释力更强。
3结论及建议
3.1结论
(1)金融危机前股市的平均收益率远高于金融危机后的收益率均值，但金融危机前收益率的日波动幅度小于金融危机后的波动幅度。
(2)金融危机前，由于交易量序列不平稳，因此不确定交易量与收益率的Granger因果关系；而金融危机后这一时期，二者具有双向的因果关系。
(3)将不同类型的成交量加入到GARCH（1,1）模型的条件方差方程中进行回归，可知：金融危机前，成交量可以部分解释股价的波动，而危机爆发后，量对价的解释力消失了。其次，非预期成交量在危机前对股价波动都没有解释力，而金融危机后有一定的解释作用。再次，两时段中，预期成交量对波动均不具有解释力。最后，两个时段内，非预期成交量中超过均值的部分对股价波动性都具有一定地解释作用；但是，金融危机后其解释力更强。
(4)非预期成交量中超过均值部分的系数为正，说明交易量放量对市场的冲击比负的交易量对市场的冲击大，即非预期交易量对市场的冲击存在非对称性。
3.2建议
【关键词】金融危机，股市，分析
一、前言
随着中国市场经济的不断发展，作为其中重要组成部分的金融市场对中国经济起到越来越重要的作用，也日益受到普通大众的关注。其中关于股票市场价量关系的研究一直是学术界专家学者和金融领域人员的研究热点之一。股市价格的波动性与其成交量间的互动关系，是理解股市波动性的关键指标之一。关于价量关系的研究在研究方法方面日渐成熟，但是，已有文献的研究视角大都只局限在单一时段或者不区分时段，这不利于全面考察中国股市价量间的关系。因此，将沪指划分为金融危机爆发之前和之后的牛、熊市两个时段来全面分析股市的价量关系，并探索交易量对价格波动的深层影响。
二、金融危机下对股市的两点简单的建议和分析
（1）一般情况下，成交量都只能部分的解释收益率。有时二者的关系是模糊不清的，这说明作为技术分析指标之一的平衡成交量法（OBV）具有一定的局限性。因此，技术分析投资者不宜单独使用OBV指标，应将该指标与基本分析及其他技术分析指标结合使用。
（2）完善做空机制。针对非预期交易量对市场冲击的非对称性，需要建立更加有效的做空机制来增加负面信息融入市场交易的能力，可以完善中国的股指期货和融资融券市场，以期能有效拆除市场自发性信息屏蔽，拓展信息流进入市场的数量与效率。
结论
（1）金融危机前股市的平均收益率远高于金融危机后的收益率均值，但金融危机前收益率的日波动幅度小于金融危机后的波动幅度。
（2）金融危机前，由于交易量序列不平稳，因此不确定交易量与收益率的Granger因果关系；而金融危机后这一时期，二者具有双向的因果关系。
（3）将不同类型的成交量加入到GARCH（1，1）模型的条件方差方程中进行回归，可知：首先，金融危机前，成交量可以部分解释股价的波动，而危机爆发后，量对价的解释力消失了。其次，非预期成交量在危机前对股价波动都没有解释力，而金融危机后有一定的解释作用。再次，两时段中，预期成交量对波动均不具有解释力。最后，两个时段内，非预期成交量中超过均值的部分对股价波动性都具有一定地解释作用；但是，金融危机后其解释力更强。
（4）非预期成交量中超过均值部分的系数为正，说明交易量放量对市场的冲击比负的交易量对市场的冲击大，即非预期交易量对市场的冲击存在非对称性。
三、基于个股数据的股票市场流动性溢价存在性检验
1. 变量选取及数据说明
（1） 流动性指标的选择 流动性具有多方面的属性，某一指标一般只能反映流动性某一方面的属性，具体地，选择换手率作为流动性度量的理由有二点：第一，换手率作为衡量 我国证券市场流动性的数量指标，在流动性的衡量中，加入数量指标，会使研究 更有说服力，且其数据容易取得；第二，它有很好的理论支持，在AM（1986） 证明了在均衡时流动性与交易频率相关，高价差的证券分配在预期长持有期（交 易频率低）的组合上，另外Shing-yang（1997）也证明换手率是预期收益的减函数； Amivest 流动性比率比较了一定时期内的成交金额与绝对价格的变化。成交 金额越高，可以吸收更多的价格变化。因此Amivest 流动比率的值越大说明流动 性越高。当一段时间内的收益率为零时，规定这段时间内的Amivest 流动比率的 值为零。由于每个月的Amivest 流动比率的数值很大，因此取其自然对数来衡量流动性的大小。 选择 Amivest 流动性比率指标作为流动性度量的理由有二点：将换手率和 Amivest 流动比率这两个流动性指标一起进行研究，检验流动性与收益之间的关 系是否受不同的流动性度量指标的影响。
（2） 其他变量的选择 从目前国外对股票收益率所取得的实证研究结果来看，对该问题的研究已有 一套成熟的实证体系，虽然我国股市的运行机制尚不完善，存在过度投机以及政 府政策对市场有巨大影响等因素，但大多学者普遍认为：市场风险系数（即β 系 数）对股票收益没有表现出较强的解释能力，而公司规模、帐面/市值比、收益/价格比等变量则表现出较强的解释能力。
2. 股市流动性溢价存在性检验
（1） 实证检验方法及其说明 在已有文献中，关于股市流动性溢价的实证研究大多采用横截面检验或者时 间序列检验。本章构建在时间-截面二维基础上的面板数据（Panel data）回归模 型，对股票市场流动性溢价的存在性进行实证检验。
面板数据模型相对于纯横截面数据模型和纯时间序列模型的优点在于：
①由于观测值的增多，使参数估计值更加可靠；可以深入到每只股票层次、每个影响 收益率的指标层次来研究股票收益率，有利于对比分析，从而体现不同指标对股 票收益率影响的差异；能够识别一些纯横截面数据模型和纯时间序列模型所不能 识别的因素；提高了模型参数估计精度，同时大大降低了多重共线性的影响。
② 对于固定效应模型能得到参数的一致估计量，甚至有效估计量。
③面板数据建模 比单截面数据建模可以获得更多的动态信息。
参考文献：
[1]董玉娇，会计工作面临的机遇和挑战，理论界，2005.10
[2]张静，构建集团化企业货币资金控制系统，财经界，2012.02
[3]毛锐，BF神经网络在作业成本预算中的应用，哈尔滨理工大学学报，2008.03
[4]彭洁，期待最有套期保值策略—基于DCC模型的修正，西南金融，2012.07
关键词:金融危机;金融投机;机遇
席卷全球的金融危机风暴已经进入尾声,为什么这样说,这要从金融危机的成因谈起,这次金融危机的成因表面来看是由于美国的次级贷危机引起的,但是笔者认为,本次金融危机根本原因是一次金融投机家的投机行为,其目的是为了打压美国证券期货市场赚取高额的利润差价,如果确实如此,那么可以确切地说金融风暴已经结束,由金融危机造成的经济下滑现象也将进入底部,由此可以推断在世界范围内绝大多数国家本年度第二季度的各项经济指标将好于第一季度。
一、金融危机成因分析
笔者之所以认为,本次金融危机是一次金融投机家们的投机行为主要基于以下原因,本次金融危机不是市场自身原因造成的,查看历史数据,2008年9月以前世界范围内经济一片繁荣,各国经济指标大多为历史最好,而2008年9月雷曼公司宣布破产保护以后,金融风暴犹如海啸一般短时期迅速席卷全球并迅速影响到实体经济,2008年底世界范围内的经济指标迅速变坏,分析本次金融危机发生前后,没有世界范围的经济衰退、大规模的战争、大规模的自然灾害,由此可以证明此次金融危机主要原因不是市场自身造成的,由此反推出本次金融危机是一次人为投机因素产生的。
下面再通过一些间接现象来分析证明本次金融危机是一次金融投机,要通过直接现象证明本次金融危机是一次金融投机是比较困难的,此次金融危机与1997年的亚洲金融风暴有很大的不同,1997亚洲金融风暴有明确的挑起者——金融大鳄索罗斯,而且投机过程非常明显,因此很容易通过直接现象证明亚洲金融风暴是一次金融投机,而此次金融危机其金融投机过程非常隐蔽和周密,很难从表面现象直接看出这是一次金融投机家们导演的一场大戏。只能从一些间接现象判断本次金融危机是一次金融投机。首先看这些投机分子选择投机的时间,金融危机发生的时间正是美国总统换届之前,这一时期美国政府忙于换届,是应对危机最薄弱的时期;再看金融投机家们针对的对象,此次金融投机的对象是美国证券和期货市场,在金融危机之前美国股市已经连续上涨了五年,美国股市已经出现高市盈率高风险现象;再看本次金融投机家们利用的工具,本次金融危机金融投机家们利用的直接工具是次级贷和次级贷衍生物[1],间接工具是宣传媒体。为了使本次金融危机能够达到金融投机家们的预期效果,可以说他们是挖空了心思,实际上以美国的经济实力化解次级贷危机本来是不难的事情,但是金融投机家们根本不给美国政府机会,甚至不惜以牺牲美国五大投资银行为代价,利用媒体导向制造了一场空前绝后的恐慌来打压美国证券和期货市场,利用了大约半年时间将道琼斯工业指数从12000多点砸到6000多点。石油期货从143美元左右砸到38美元左右,有报道称专家估算2008年金融危机在美国造成了十多万亿美元资产的蒸发[2],那么金融投机家们通过做空美国证券期货市场赚取的利润保守的估计也应当有万亿美元以上。至于说这些金融投机家们在美国证券期货市场通过抄底在未来的市场上赚取的利润更是高得难以估计。
二、预见经济即将好转的根据
文章开头笔者为什么说本次金融危机已经结束了呢?其实这很简单,既然本次金融危机是针对美国证券期货市场的一次金融投机,其目的无非是要通过高抛低吸来赚取差价,只要美国证券期货市场见底了,金融危机也就结束了。根据道氏理论,股市的趋势一旦形成很难改变,从2009年3月10日起美国股市已经连续上涨三周,根据以往的统计数据可以推断美国股市的上涨趋势已经形成,因此即使金融危机造成的危害还会有一定的延续,但是今后一段时间金融投机家们将会利用其资金实力不断推出有利于金融形势好转的消息来刺激美国股市的上涨,这当中可能有小的反复,但是大的趋势已经不可逆转。
预见经济即将好转的根据有三点:(1)美国的经济基本是与证券期货市场同步的,美国证券期货市场见底,经济下滑也应当见底。(2)美国实体经济生产能力在这次金融危机中受到的破坏很小,只要金融形势好转,经济会迅速跟上。(3)世界各国提出了振兴经济的计划,特别是中国已经实施了经济振兴计划,美国奥巴马政府也正在实施多项刺激经济和消费的方案,根据本人在《试用量价时空关系式分析当前金融危机》[3]一文中的论证,目前世界各国提出的宏观振兴经济计划多数将刺激经济的增长。
根据以上三点本人推测全球经济3月份见底,四五月份将开始复苏,最迟6月份各项经济指标将明显好于3月份。
三、面对机遇的措施
1.避开政治阻击,抄底矿产资源。实际上目前的经济形势对于任何投资者来说都是一次难得的抄底机遇,对于正在高速发展的中国而言,更是提供了一次难得的低价获取矿产资源的机会。众所周知,2008年之前只要是中国准备购买的物资国际炒家都会哄抬物价,但是目前如果中国大量购进矿产资源一般不会遇到国际炒家的价格阻击,这是因为如果国际炒家用哄抬物价的方法实行阻击,必然会推高美国证券期货市场,而目前正是国际炒家吸筹阶段很显然对于金融投机家们而言不希望迅速推高美国证券期货市场,所以国际炒家不会用哄抬物价的方法阻击中国收购世界矿产资源。但是国际炒家会用政治手段阻击中国抄底世界矿产资源,3月份澳大利亚否决中国五矿收购案就是政治阻击,因此对于中国的投资者而言要学会灵活运用政治手段,避开政治阻击,抄底世界矿产资源。
2.适度参与美国股市。一般来说股市的底部区域需要一定的时间来形成,因为国际炒家需要慢慢吸筹,以获取暴利。因此短时间内美国股市不会迅速走高,它会慢慢推高或震荡走高,这正是中国资金抄底美国股市的好时机,从历史的教训来看,中国资金参与美国股市最好以民间资金的形式参与,如果以国有资金参与美国股市很难获得发言权。中国资金可以学习日本资金参与美国股市的方法不求控制上市公司,只求影响上市公司。
3.做好准备,迎接外贸发展。此次金融危机对中国外贸企业出口影响很大,但是随着美国经济的复苏,世界经济也会迅速复苏,中国的外贸企业此时应当做好充分准备,及时了解西方国家下一步的需求动向为新的出口做好准备。
四、金融危机后的反思
反思此次金融危机,我们看到中国的在2007年9月至2008年5月先后有8只QDⅡ基金陆续发行并走向海外市场投资[4],其所选时间正是世界证券市场的高点,等于将资金拱手送给国际炒家。而当前应当是参与国际证券期货抄底时间了,我们的QDⅡ基金却一点募集的迹象也没有,这说明中国的基金管理者与国际水平还有相当大的差距。同样在2008年中国的许多银行和大公司在国际证券市场参与了证券期货的买卖,买了个最高点,但是现在当世界证券期货市场出现了极好的机遇时,大多数中国的银行和大公司却不敢参与了。比较中国实体经济应对这次金融危机的措施——中央投资4万亿拉动内需、十大产业调整振兴规划,可以看出中国实体经济应对世界危机的能力远远大于金融虚拟经济应对世界危机的能力。从当今世界范围来看一个国家的金融虚拟经济带来的效益远大于实体经济带来的效益,发展金融虚拟经济,提高自身金融虚拟经济的能力是中国今后发展的一个重点。
最后要说明的是虽然这次金融危机已经结束,但是它带来的危害还会影响到今后很长一段时间内的经济发展。因此虽然今后金融形势会有所好转,全球经济也会逐渐回暖,但是,全球经济的增长的速度可能会放慢,企业要以长远的目光看待经济回暖,调整好自己的发展战略。
参考文献:
[1]外汇通.次级贷危机的过程[EB/OL]./html/2008-03/871173.htm.
[2]环球网.美专家称金融危机让美国损失15万亿美元[EB/OL]./roll/2008-11/279106.html.
[3]胡小平.试用量价时空关系式分析当前金融危机[J].全国商情:经济理论研究,2009,(3).
[4]经济通新闻.[QD追踪]表列去年至今8只QDII基金发行情况[EB/OL]..hk/gate/gb/.hk/we
关键词：后金融危机时代；股市；房地产；财富效应；格兰杰因果检验
中图分类号：F830.9 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）17-0078-03
引言
财富效应是指在其他条件不变的情况下，货币余额的变化将会引起总消费开支的变化。
2007年，起源于美国房地产次贷危机的金融危机席卷了全球，掀起了全球范围内的经济动荡，使世界经济在很长的一段时间内处于经济恢复期，中国也不例外。随着时间的推移，各国陆续进入了经济稳固复苏增长的后金融危机时期。我们以2008年11月我国股市开始回升的时候作为我国后金融危机时期的开始，从金融危机发生期到后金融危机时期的宏观经济数据可以看出，在此时间段间，实体经济受到了巨大的冲击，社会消费增长速度大幅下降。同时期内，中国的股票市场与房地产市场也发生了巨大的变化。后金融危机时代股市和房地产财富效应究竟如何成为了人们关注的重点。从目前的研究现状上看，对于我国国内的股票市场和房地产市场的研究尚有不足，且尚未有人做过后金融危机时代房地产财富效应和股票财富效应进行比较研究。于是我们在已有相关研究成果的基础上，根据我国国情，对后金融危机背景下中国股价波动及房价波动通过财富效应对居民消费的影响进行实证研究，并将股市和房地产财富效应进行对比得到相关结论。
一、股市及房地产财富效应测度模型的建立
理论界对资产财富效应测度方面的研究，一般是基于Friedman的持久收入假说或Modizliani的生命周期假说框架进行的。根据这两个假说，个人对下一期的消费规划取决于其一生的财富水平，除非财富水平永久性增加，否则不会改变长期的边际消费倾向。用模型可以表示为[1]：
式中，xft表示消费者t期的消费支出，zct表示消费者期持有的资产，srt表示消费t者期的收入，rt表示利率，θ表示时间偏好。对上述模型求导，可得消费者的最优消费路径：
但是，消费者的跨期消费会受到现实中存在的流动性约束和消费者的短视行为的影响，从而无法完全合理地规划其一生的财富。综合上述因素，我们假定个人的消费行为受到当期的收入波动及资本收益的影响，对收入的安排主要用于消费和储蓄，在这里我们定义只要不用于消费的资金和资产都称为储蓄，储蓄构成股票投资的直接资金来源。生命周期-永久收入模型（LC-PIH）假说虽然在西方经济中得到了较好的验证，然而对于我国来说，由于我国资本市场尚未完善，消费信贷发展缓慢，该模型并不能完全解释我国居民的消费行为。本文结合我国消费市场的实际情况，并将资产（zc）分为股市资产（gz）和房地产市场资产（fz）在修正后的消费方程的基础上建立财富效应的检验模型：
其中，xft表示期的消费水平，srt表示t期居民可支配收入，gzt表示t期的上证指数，fzt表示t期的房地产价格指数，ut表示误差项。
二、实证研究
（一）变量和数据选择
本文所针对的是后金融危机时代我国股市和房地产财富效应，因此，我们将时间段设定为2008年11月我国股市开始回升的时候到2012年6月为止，使用的数据为月度数据。用城镇居民人均消费来衡量我国居民的消费水平，用城镇居民人均可支配收入来衡量我国居民的收入水平，用上证指数来衡量我国股市的财富水平，用房地产价格指数来衡量我国房地产财富水平。城镇居民人均收入和城镇居民人均消费和房地产价格指数的数据来源于《中国统计年鉴》，上证指数的数据来源于大智慧软件。由于数据的对数变换不改变原有的协整关系，因此，为了消除数据的异方差性和熨平数据的波动性，我们将搜集到的原始数据进行取对数的处理，得到lnxf、lnsr、lngz以及lnfz。
（二）数据平稳性检验
若时间序列中存在单位根，就会出现伪回归的现象。为了避免此现象的出现，保证回归结果的无偏性、有效性跟一致性，本文首先对时间序列进行ADF单位根检验，检验结果如表1所示。
表1 各相关序列的ADF平稳性检验结果
注：（1）Dlnxf表示lnxf的一阶差分，其余类同。
（2）检验形式的3个参数依次为截距项、时间趋势项和滞后期，其中滞后期的确定是AIC准则和SC准则，由Eviews6.0直接给出。
从表1的检验结果中我们可以看出，对原序列进行一阶差分后进行单位根检验，在5%的显著水平下都拒绝存在单位根的假设，即Dlnxf、Dlnsr、Dlngz以及Dlnfz都为平稳序列。因此，lnxf、lnsr、lngz和lnfz均为一阶单整序列，即lnxf（1）、lnsr（1）、lngz（1）和lnfz（1）。
（三）协整检验
协整检验的前提是各时间序列数据都是同阶单整的。通过ADF单位根检验得知，lnxf、lnsr、lngz和lnfz均为一阶单整序列，满足协整检验的条件。如果两个或多个时间序列是非平稳的，但是它们的某种线性组合是平稳的，我们称它们之间存在协整关系，协整反映了变量之间的长期均衡关系。由式lnxft=β1lnsrt+β2lngzt+β3lnfzt+c+ut，并结合Eviews6.0软件，我们可以得到lnxf、lnsr、lngz和lnfz之间的协整方程为：
lnxft=0.60629lnsrt+0.091651lngzt+0.15180lnfzt+2.43419
（0.06346） （0.05924） （0.11095） （0.72713）
其中，R2=0.811257，拟合度较高。由协整方程我们可以看出，收入水平和房地产市场指数对消费的影响较大，收入每变动1%个单位，消费会随之变动0.60629%个单位，房地产市场指数每变动1%个单位，消费随之变动0.15180%个单位。但股市财富对消费的影响非常小，股市财富每变动1%个单位，消费只会随之变动0.09165%个单位。
（四）格兰杰因果检验
从检验结果来看，消费水平（lnsf）与居民可支配收入（lnsr）、上证指数（lngz）以及房地产市场指数（lnfz）之间存在着协整关系，我们可以通过格兰杰因果检验进一步讨论变量之间的因果关系。用Eviews6.0对上述变量作格兰杰因果检验，检验结果如表2所示。
表2消费水平、收入水平和股市财富水平的格兰杰因果检验结果
表2的检验结果显示，股票指数（lngz）是房地产指数（lnfz）的Granger原因，其接受零假设的概率仅为0.0095，但房地产指数（lnfz）不是股票指数（lngz）的Granger原因。消费水平（lnxf）是收入水平（lnsr）的Granger原因，其接受零假设的概率仅为0.0014，同时收入水平（lnsr）也是消费水平（lnxf）的Granger原因，接受零假设的概率仅为0.00006。而对于收入水平（lnsr）是股票指数（lngz）的Granger原因的零假设，其接受的概率为0.2807，远大于5%的显著性水平，说明收入水平（lnsr）不是股票指数（lngz）的Granger原因。同样，可以得出股票指数（lngz）不是收入水平（lnsr）的Granger原因，消费水平（lnxf）与股票指数（lngz）不互为Granger原因，收入水平（lnsr）与房地产指数（lnfz）不互为Granger原因以及消费水平（lnxf）与房地产指数（lnfz）不互为Granger原因等结论。
（五）脉冲响应函数
脉冲响应函数描述在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的未来值和当期值所带来的变化，也即一个内生变量对误差变量的反应[2]。
通过格兰杰因果检验得知，lnxf和lnsr互为因果关系，以及lngz是lnfz的格兰杰原因。为了进一步探讨我国在后金融危机时代股票市场和房地产市场的财富效应、居民收入水平是如何影响居民消费水平的，以及股票指数和房地产指数是如何相互影响的，我们做出变量之间的脉冲响应函数，以衡量模型收到某种冲击时对系统的动态影响。对此，本出了lnxf对lnsr的脉冲响应函数，lnsr对lnxf的脉冲响应函数以及lngz对lnfx的脉冲响应函数。
图1（1）显示，当在本期给lnsr一个正冲击后，lnxf在第1期会产生一个正的效应，但在第2期开始效应由正转为负。这说明，当收入水平受到外部条件而升高时，会在短时间内引起消费的增加，但在随后会给消费带来反向的冲击，长时间以后，收入会给消费产生抑制作用，并且该抑制作用会随着时间的推移而逐渐减小。图1（2）显示，当在本期给lnxf一个正冲击后，lnsr会在前2期迅速上升，之后缓慢下降，但一直保持着正的效应。这说明，消费水平的某一冲击会给收入水平带来同向的冲击，消费会给收入水平起一个拉动的作用。图1（3）显示，当在本期给一个正的冲击后，会在前3期内保持上升的趋势，但在第3期后开始缓慢下降，当一直会保持正的效应。这说明，股票市场对于房地产市场来说，具有正向的影响。
三、总结及建议
（一）总结及原因分析
由协整检验的结果可知，股市财富对消费的影响非常小，股市财富每变动1%个单位，消费只会随之变动0.09165%个单位，股市的财富效应十分微弱。而与股市财富效应相比，房地产市场指数对消费的影响较大，房地产市场指数每变动1%个单位，消费随之变动0.15180%个单位，房地产财富效应更加显著。
股市财富效应微弱的主要原因是由于我国证券市场存在制度缺陷、监管力度不完善、上市公司质量差，使得股市投资者大多处于投机目的而非对上市公司的长期看好，由此导致我国股市财富并不直接用于消费，而是用于新一轮的股票投机心理预期的投入。而房地产财富效应十分显著是由于一方面房地产在我国GDP中占比大，另一方面随着近几年中国房价的持续迅猛上扬，消费者对我国房地产市场普遍持看涨预期，从而对房地产市场的投资不断增加，并且这种投资形成的扩张财富效应加大了消费者的支出。房地产市场财富效应亦通过对居民消费的作用最终对宏观经济的运行产生深远影响。
（二）建议
针对文中结论及原因分析，笔者将从股票市场、房地产市场及居民可支配收入3个维度提出可行性建议。
1.从股票市场角度
（1）最根本的是规范证券市场，提高上市公司的准入标准，加强对上市公司的监管，使得存在于股市中的上市公司具有稳定的利益，保持股市的稳定，增强投资者对股市的信心。这需要政府拿出决心，对现有证券市场、制度进行整顿，从根源上解决问题。
（2）深化证券品种创新，深化多层次金融市场的产生，提高金融业在GDP中的占比，从政策上鼓励投资者加大对金融产品的投资。
2.从房地产市场角度
（1）通过对2008—2012 年后金融危机下的小样本数据进行检验，我们发现房价与居民消费之间存在较强的正相关关系。因此，在长期住房需求高于供给，而现阶段内高房价导致实际投资的相对停滞的大背景下，为使消费长期稳定增长，现阶段应尝试适度下调房价，变潜在的住房需求为实际投资，从而确保房地产投资规模稳定增长，之后再根据经济发展情况，有机会的提升房价变动幅度。这样会拉动内需，进而促进中国经济的发展。
（2）对房价的调控要合理、适度，不能大波动的实行，否则会令投资者产生下跌的预期，阻碍财富效应；另一方面，应该控制房价的过快增长，使人均住房资产增加，促进财富效应。
关键词：股市联动；沪深300；道琼斯工业股票；均值溢出；波动溢出
中图分类号： F831.5 文献标志码： A 文章编号：16720539（2014）01006706
一、引言
随着世界经济一体化的推进和金融全球化的发展，国际资本市场间的联系愈发紧密，国际主要股票市场指数呈现出更加明显的共同变化趋势，2007年源于美国的次贷危机向其他国家和地区的蔓延便是有力的佐证。在国际资本市场中，作为最具成熟资本市场标志的美国股市与作为新兴市场典型代表的中国股市之间的联动性正受到越来越多学者的关注。近年来，中国内地资本市场对外开放程度加深，尤其是针对境内外投资者的QFII、QDII和RQFII审批额度不断扩大，这是否会加强中美股市的联动性？特别地，全球性金融危机对中美股市的联动性有何影响？这些都是当前急需厘清的问题。因此，研究中美股市联动性有助于分析两国资本市场间的联系，对于监管当局控制金融危机的冲击、维护国家金融安全以及国际投资者进行风险管理都有着重要的理论意义和现实意义。
学者们对股市联动性的研究主要从联动性的检验、时变特征、联动的内在机制等方面展开，随着美国次贷危机及欧债危机的爆发，危机中的联动性变化逐渐成为研究的另一焦点。
国外学者的研究大体可以分为两个方面。一方面，有学者检验了不同股市之间的联动性问题。Hilliard [1]研究发现，国际股市收益关联水平较低；而更多学者则认为自20世纪90年代中期以来，国际股市联动性显著增强[2-3]。另一方面，有学者研究了金融危机对联动性的冲击。Dooley和Hutchison [4]研究了次贷危机向新兴市场的传播后发现，中国、马来西亚和韩国一度与美国脱钩，但2008年夏末或秋初又重现关联。相反，Tamakoshi和Hamor [5]发现，希腊债务危机爆发以来，欧洲股市之间的相互依赖性降低。
国内学者重点关注中国股市与其他股市之间的联动性。韩非和肖辉 [6]研究了2000年-2004年美国股市与中国股市开盘价和收盘价之间的关系，发现中美股市之间相关性很弱。进一步地，张兵等 [7]研究认为，中美股市不存在长期均衡关系。关于危机对中国股市关联性的影响问题，国内学者并没用一致的结论。多数学者认为，危机期间股市联动增强[8-9]，少数学者如何光辉等 [10]则认为次贷危机和欧债危机会降低一体化水平，进而造成股市联动水平降低。
从以上研究结果看，随着世界经济一体化进程的加快，国际主要资本市场之间的关联性增强，中国股市与世界资本市场的联系亦愈发紧密。但在危机期间，新兴股市之间以及新兴股市与发达股市之间的联动性尚无定论，其结论因研究对象、样本期间以及实证方法而异。国内已有研究大多数以上证综指代表中国股市，仅有少数学者 [11]研究沪深300股指与世界指数的联动关系。同时这些研究并没有考虑长短期联动关系及极端情形下的联动性。因此，本文以沪深300股指为代表，重新考察中美股市的联动性。
二、实证模型与方法
本文将运用Johansen协整检验分析中美股市的长期均衡关系，分别使用Granger因果关系检验和DCCGARCH模型分析中美两市短期的均值溢出效应和波动溢出效应，在此基础上用分位数回归考察中美股市在极端情形下的联动性。这些模型与方法都很成熟，且应用广泛，介绍从略。
（一） Johansen协整检验
三、样本数据取得与实证结果分析
（一）样本数据取得
本文以沪深300股指（HS300）、道琼斯工业平均指数（DJIA）分别代表中国和美国的股票市场。样本数据来源于锐思数据库，样本期间为2005年4月8日-2013年4月3日（剔除交易日不重合的数据后得到1875组数据），两市指数价格走势如图1所示。为了在时间上进行动态比较分析，以QDII正式实施（2007年7月3日）、QFII审批额度突破150亿美元（2009年8月25日）、RQFII推出（2011年8月17日）作为分界点（用红色虚线标出）。
（二）中美股市长期均衡关系检验
单位根检验的结果（2）说明，HS与DJIA及其对数收益序列本身非平稳，但它们的一阶差分序列（即HSCL和DJCL）是平稳的，即HS与DJIA及其对数收益序列属于一阶单整序列。从各阶段散点图看，中美股指价格序列可能呈线性关系。由此可见，HS与DJIA可能存在协整关系。在这个基础上，通过Johansen协整检验分析中美股指序列（3）之间的长期均衡关系。表1列出三种常用模型下的Johansen协整检验结果。容易发现，除了第一阶段，中美股市不存在显著的协整关系。
[关键词]利率政策；股票市场；影响
[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.24.081
1 引 言
股票市场作为金融市场的重要组成部分，其涨跌震荡不仅影响宏观经济发展，更关系到实体经济运行效率以及广大投资者经济生活的方方面面。利率政策以其更好的可控性与可测性，逐渐成为各国央行青睐的货币政策中介指标，其对股票市场的影响是理解宏观经济与金融市场互动机制的重要视角，值得深入研究。本文通过对国内外相关文献的梳理，旨在分析国内外学者在此方面的研究进展，并予以总结。
2 国内外研究现状
2.1 国外相关研究
西方发达国家金融市场组建较早、发展成熟度高，对本国乃至国际经济发展态势起着重要的反馈与引领作用。受早期宏观经济理论研究的影响，国外针对宏观经济政策与股票市场之间相互作用的研究，集中于回答“货币政策对股市是否中性”“货币政策变动对于股市震荡能否产生真实的影响”“股票市场对于货币政策变化的反映的有效性分析”等问题。在20世纪90年代以前，货币供应量是度量货币政策的主要指标，20世纪90年代后，利率逐渐取代货币供应量成为各国央行首选的货币政策中介工具。Thorbecke是早期研究二者关系的学者，他通过事件分析法指出联邦基金利率与股票收益显著负相关。Rahman和Mustafa[1]分析了多个国家利率与股票价格之间的因果关系，并进行了协整检验，其结果是大多数国家股票价格与利率之间不存在显著Granger因果关系，但存在一个显著的长期协整关系。
在此后的研究中，随着预期、经济周期、区域性、波动性、影响的时滞效应等变量的引入，利率政策调整对股票市场影响的研究范畴不断丰满完善。
经济学家对不同计量模型的构建与使用也存在多样变化，总体看来，主要包括以下几种实证分析方法：OLS回归、格兰杰因果检验、协整分析、VaR方法、非线性模型和GARCH-type模型。[2][3][4][5][6][7]从研究切入的角度来看，国外学者引入不同控制变量，从各个角度针对利率政策和股票市场的关系展开多层次的研究。
Bomfim[8]将利率政策分为预期与未预期两部分，研究发现，未被正确预期的联邦基金利率变化对股票市场波动有显著的负效应，这一效应在短期内更为显著，且未预期利率政策正向变化对股票收益率的影响大于负面变化的影响。在此基础上，Bernake和Kuttner[9]基于单方程方法测出，未预期联邦基金利率每下降25个基点将导致股票指数上升1%。Corallo[10]采用SVAR模型分析了英国和德国国币政策对资产净值及股市的影响，指出未被预期的利率变动对资产价值虽然有负向影响，但这一结果在统计上是不显著的。
着眼于不同经济环境，Mishkin的研究以2008年金融危机爆发为分界点，否定了部分学者“货币政策无用论”的观点，强调了在金融危机中联邦基金利率对股票市场波动具有显著作用，通过降低“负面反馈循环”效应对维护金融稳定发展起积极作用。Shen Wang和Mayes[11]通过对比分析英国、澳大利亚、新西兰以及欧元区中货币政策对股票价格的影响，指出在总体上利率政策对股市指数波动产生显著地负向影响，但在各个股市中的具体表现存在差异：在澳大利亚股市中，利率政策的影响在经济衰退期更为强烈；欧元区与英国的股市在金融危机发生前后，股票指数面对利率政策冲击时的反应方向是不同的。
利率政策对股票市场的影响存在累积效应和时滞效应，体现于作用效果在长期和短期中明显的差异，Rigobon和Sack认为利率与美国标准普尔500指数的负相关关系在短期内更为显著。而Alireza和Strauss依托协整理论，指出新加坡股票市场指数波动受利率政策负向影响要在相对较长的一段时间内才能得以体现。
少数学者针对不同行业展开了研究。Pablo Moya-Martíneza分析了不同行业的负债率和利率敏感性程度，着眼于上市公司股票收益，针对利率变动提出相关经营与投资指导建议，但没有从宏观角度提出政策建议。
2.2 国内文献综述
我国股票市场形成于20世纪90年代，发展时间较短。国内针对货币政策与股票市场两者间内在关系的研究在2000年以后才逐步展开，初期以选取货币供应量为政策变量的研究居多。随着我国央行从货币供应量与利率并行的双重政策中介指标转移为利率政策单一指标，利率波动与股票价格指数变化之间的关系成为学术界考察研究重点。多数研究是借鉴国外已有的研究思路、方法和实证模型，针对我国股票市场的实际运行特征进行实证研究。虽然国内的研究在科研创新方面略逊于国外，但在剖析我国股票市场运行与货币政策行为之间的作用方面更具针对性，从预期、宏观经济环境、长期与短期影响等角度对利率政策与股票市场互动关系展开多层次的研究。
刘迁[12]对比分析未被预期的利率调整对股票市场波动性、收益率的影响，实证结果显示我国股票市场存在显著的利率预期。邹文理[13]运用ARIMA预测方法分析沪深两市股票指数对货币政策的反应，认为未被预期的货币政策将引起经济主体行为的大幅调整，从而导致股票市场的剧烈波动。同时，未预期利率对不同行业影响程度上存在差异，该差异无法通过CAPM理论解释。
基于不同宏观经济环境，朱孝祯[14][15][16]以雷曼兄弟破产为金融危机爆发的标志，运用VAR-MGARCH-BEKK模型，分析我国利率变动在金融危机前后对沪深300指数以及中小板指数的动态影响。结果显示，在金融危机之前，利率与大盘股指数和中小板指数之间存在双向价格溢出效应和波动溢出效应，而在金融危机后，只存在于利率向沪深300指数的单项波动溢出效应。
引入时间因素，刘金全等[17]运用协整模型和误差修正模型，指出我国股票价格对利率变动不仅存在短期的共同波动，也存在长期趋势。平、袭玉荣的研究强调利率政策对股票市场的影响效果在中期与长期内显著，在短期内比较模糊。
国内大多数研究表明，利率政策的调整对股票市场产生负向影响，下调利率将引起股市指数上涨。相反，利率的上调会引起股市指数下跌。[18]但部分学者则得出相反的实证结果，孙伶俐利用事件分析法，认为利率调整对股市价格波动无确定性的关系，利率政策的制定还需结合宏观经济及市场情况综合分析。刘景[19]分析了7次利率下调时股票价格指数的变动情况后指出，股票价格指数对利率的变化不敏感。
3 当前研究的综合评价
综合国内外研究现状可以看出，利率政策对股票市场存在负向影响的观点得到普遍认同，利率作为调控股市的工具作用也得到了肯定和认可。具体来看：第一，相比已被正确预期的利率政策，未被预期的利率政策对股市的调控作用更加明显；第二，宏观经济环境的变动，如金融危机的发生，会对二者的互动关系产生影响；第三，利率政策对股票市场的影响程度存在区域性差异，不同国家和地区政策效果有所不同；第四，利率政策对股市的调控作用往往在长期内更加显著。国内仍有少部分学者认为利率对股市无确定性关系，这可能与我国股市发展不够成熟、利率传导机制阻滞有关。
国内外针对利率政策与股票市场的研究取得了丰硕的成果，但仍有不足之处。如：在考量利率政策与股市的关系时，绝大多数学者将股票市场作为整体进行分析，基于不同行业视角的研究在国内外均较为薄弱。但是，市场聚合很大程度地掩盖了不同行业之间对于利率敏感程度的显著差异，将股票市场整体表现作为研究对象将严重削弱利率政策制定的针对作用。因此，基于不同行业的研究能够更为细致的考察利率政策对股票市场的影响。
深入剖析利率政策对股票市场以及实体经济的互动关系，为制定具有针对性、高效率的利率政策提供新的思路。
参考文献：
[1]Rahman M.，Mustafa.M..Dynamic Linkages and Granger Causality between Short-term USC or Porate Bond and Stock Markets[J].Applied Economics Letter，1997（4）：89-91.
[2]Korkeamki T..Interest Rate Sensitivity of the European Stock Markets before and after the Euro Introduction[J].Int.Fin.Markets.Inst.and Money，2011（21）：811-831.
[3]Atta Ullah Shah，Yasir Kamal，J.U.Rehman.The Interest Rates-stock Prices Nexus in highly Volatile Markets：Evidence from Pakistan[J].Organization，2012（2）：2589-2598.
[4]Das A..Do Stock Prices and Interest Rates Possess a Common trend？[J].Louvain Econ.Rev.，2005（71）：383-390.
[5]Laopodis N.T..Dynamic Linkages between Monetary Policy and the Stock Market[J].Rev.Quant Finance Acc，2010（35）：271-293.
[6]Ballester L.，Ferrer R.，Gonzlez C..Inear and Nonlinear Interest Rate Sensitivity of Spanish Banks[J].The Spanish Review of Financial Economics，2011（9）：35-48.
[7]Kasman S.，Vardar G.，Tunc G..The Impact of Interest Rate and Exchange Rate Volatility on Banks Stock Returns and Volatility：Evidence from Turkey[J].Economic Modelling，2011（28）：1328-1334.
[8]Bomfim A.N..Preannouncement Effects，News Effects，and Volatility：Monetary Policy and the Stock Market[J].Journal of Banking and Finance，2003（27）：133-151.
[9]Bernake B.S.，Kuttner K.N..What Explains the Stock Markets Reaction to Federal Reserve Policy？[J].The Journal of Finance，2005（3）：1221-1257.
[10]Corallo E.The Effect of Monetary Policy on Asset Prices：Evidence from Germany and U.K.[J].Economics，2006（33）：158-166.
[11]Shen Wang，David G.Mayes.Monetary Policy Announcement and Stock Reactions：an International Comparison[J].The North American Journal of Economics and Finance，2012，23（2）：145-164.
[12]刘迁.利率调整的未预期部分对股票市场的影响[D].西安：西北大学，2010.
[13]邹文理.预期与未预期的货币政策对股票市场的影响[J].国际金融研究，2011（11）：88-96.
[14]朱孝祯.中国股票市场波动的影响因素研究――基于金融政策和市场投资者视角的分析[D].长春：吉林大学，2014.
[15]杨新松，龙革.货币政策是否影响股票市场：基于中国股市的实证分析[J].中央财经大学学报，2006（3）：39-44.
[16]周虎群，李育.国际金融危机下人民币汇率与股价联动关系研究[J].国际金融研究，2010（8）：69-76.
[17]刘金全，崔畅，邵欣炜.股票价格与实际利率之间长期协整与短期影响关系的实证检验[J].预测，2005（5）：42-45.
［关键词］暴涨暴跌；股市；系统性风险
作者简介：王 擎（1973―），男，西南财经大学中国金融研究中心（成都，610074），教授。研究方向：资本市场。
一、引言及文献综述
股市波动是股票市场的常态，股票市场的剧烈波动形成暴涨暴跌，往往给股市运行带来巨大影响，有时甚至发生灾难。如何界定股市的暴涨暴跌，各国股市的暴涨暴跌有没有内在联系，这是我们首先需要弄清楚的问题，也是中国股市健康发展的基础。
国外一般从股市泡沫角度来研究股票价格的非正常波动，“暴涨暴跌”实质是股价“泡沫”的膨胀和破裂。在经典的现值模型和市盈率模型基础上，西方学者从不同角度创新模型以期对“股市泡沫”加以解释。如希勒（1984）的Fads模型、艾伦和戈登（1993）的Churning bubbles模型把股票价格“泡沫”作为一种市场自发力量形成的过程，Barberis, Shleifer和Vishny(1998)从行为金融的角度建立了投资者情绪模型(BSV)，Scheinkman和Wei Xiong(2002)建立了过度自信模型，从投资者行为的角度来解释“股市泡沫”的产生。
相比西方学者对“股市泡沫”的研究，中国学者更直接关注股市的暴涨暴跌，从目前研究看，股市暴涨暴跌的原因主要可以归纳为以下两类：
1.股市暴涨暴跌缘于市场制度的缺失。杨元华（1997）认为，从总体上来看，欧美股市暴跌是一种调整期的反映，而亚洲股市的动荡更多地表明机制不健全和结构失衡。［1］骆勇（2007）认为，中国股市表现出来的暴涨暴跌是国企改革（包括国有银行）未完成的代价。［2］谢百三、李政东（2008）认为，中国股市暴涨暴跌根本原因在于制度缺陷，即资本项目的不完全开放，做空机制缺乏，交易所会员制的不合理以及股权分置改革的影响等。［3］赵红等（2008）认为，A股市场暴涨暴跌的制度性原因主要在于基金等机构投资者收入机制不合理，对股市起到助涨助跌作用；上市公司再融资圈钱行为，严重打击了投资者的信心。［4］卢林华（2009）认为，中国股市暴涨暴跌的外生因素在于发行制度不完善，分红制度不完善，基金制度不完善，监管制度不完善等。［5］韩国勇（2009）认为，上市公司缺少回报股东的意识、做空机制缺乏、股市政策依赖性较强等三大弊病，是造成我国股市大起大落的主因；而基础制度建设的不完善，过分重视融资而对投资人保护相对淡漠；投资渠道的缺乏，以及投资主体的单一，也是造成股市大起大落的因素。［6］
2.股市暴涨暴跌缘于市场参与者的行为缺陷。孙建军、王美今（2004）认为，过度自信的投资者通常会推动股市的大起大落。［7］时寒冰（2008）认为，股市暴涨暴跌的根源，是权力不当干预的结果。［8］夏和平、田石英（2008）认为，就监管者方面考察，导致我国股市暴涨暴跌主要有三个方面的原因，即监管理念扭曲、监管职能错位、股市制度缺陷。［9］卢林华（2009）认为，中国股市暴涨暴跌的内生根源在于定位偏差，而投机市场博弈行为是股市暴涨暴跌的直接推手。孙立坚（2009）认为，中国股市暴涨暴跌是投资者的“动物精神”和集体非理性的结果。［10］欧阳文、何德辉（2009）认为，股指的暴涨暴跌主要是由于中国股市中的各市场参与者目标之间出现背离，没有被得到及时的关注和有效修正。［11］陈国进等（2009）认为，投资者的异质信念是我国股票市场价格呈现暴涨暴跌特征的主要原因。［12］
从现有的文献来看，对中国股市暴涨暴跌的研究，大多都是从暴涨暴跌的原因方面进行定性分析，但暴涨暴跌该如何界定，各国股市暴涨暴跌又有何差异却基本没有涉及。本文以中、英、美、日四国股市为研究对象，实证界定四国股市暴涨暴跌的表现，并比较四国股市在暴涨暴跌方面的相同和不同特征，这对于进一步促进中国股市的稳健运行和投资者的理性投资具有重要意义。
二、股市暴涨暴跌的实证界定
（一）数据及研究方法
为了分析各国股市暴涨暴跌的特点，我们选取中国股市与英国、美国、日本股市作比较。各国股市均选取其最有代表性的指数作为研究对象，即中国的上证综合指数、英国的FTSE100指数、美国的S&P500指数、日本的Nikkei225指数。其中，上证指数的数据来源于通达信股票交易软件，其他三个指数均从省略网站相关栏目下载获得。
本文选取四国股市1996年12月20日至2010年11月19日的收益率为研究对象，数据频度为周数据。①其中，上证指数周数据和另外三个指数的周数据在计算时间上存在差异，即上证指数一般以周五作为周数据生成日（若周五休市，则往前一日；若仍休市，则依此类推），而英国、美国、日本三个指数的周数据生成日一般是周一。为了更好地达到本文的研究目的，我们将除上证指数外的三个指数的周数据作了调整，即先获取其日数据，然后依照上证指数的周数据生成办法，重新计算三个指数的周数据。
为研究暴涨暴跌的极值，我们使用经验分布函数来拟合样本分布。设{X1，X2，…，Xn}是来自总体X的简单随机样本，对于任意x（-∞＜x＜∞），以Vn(x)表示事件{X≤x}在n次简单随机抽样（独立重复观测）中出现的次数，即样本的n个观测值X1，X2，…，Xn中不大于x的观测值的个数，则称Fn(X)= Vn(x)/n，（-∞
进一步，我们认为落入概率密度分布曲线左尾1%和右尾1%的数据属于极值，②于是我们将经验分布的上1%分位数（99%分位数）对应的值定义为暴涨的临界值，将下1%分位数对应的值定义为暴跌的临界值。分别落入这两个区间的数据则是相应的暴涨暴跌的事件。本文采用SPSS软件进行统计分析。
（二）实证结果
对暴涨暴跌极值的计算结果如表1所示。
观察表1可以发现，同样的时间窗口，上证指数的样本数量要比另外三个指数的样本数量少30个，原因应该在于中国的节假日较多导致股市休市时间平均每年多了2天左右。在样本期间，中国股市暴涨和暴跌的次数各为6次，其它三个股市暴涨和暴跌的次数各为7次，数据的差异大概也和样本数量有关。
从平均涨跌幅看，上证指数>FTSE100> S&P500>Nikkei225，说明中国股市作为一个新兴市场具有较高的收益率。另外，Nikkei225指数的平均涨跌幅相比其他三个指数要小很多，说明其平均收益率是最低的，可能与日本经济长期增长乏力有关。
从峰度值看，③四个指数的峰度值均大于0，即都是尖峰肥尾，从大小排序看FTSE100>Nikkei225> S&P500>上证指数，说明在4个指数中，FTSE100指数的频率分布集中程度最高。FTSE100和上证指数收益的平均值最为接近，相差仅0.01%，但峰度值却差异较大，说明FTSE100指数的肥尾现象更为突出，也就是说，FTSE100的暴涨暴跌次数相比上证指数暴涨暴跌次数可能更多。
从偏度值看均小于零，都是左偏，比较结果是Nikkei225 S&P500>FTSE100，说明上证指数的波动性最大，Nikkei225其次，而S&P500和FTSE100的波动性相近。
上证指数偏度值最小，而方差最大，这或许是因为样本期间中国股市存在涨跌幅的限制而且不准卖空，④中国股市的投资者只能反复地暴炒股票，从股价上升中获利，这样的结果是一方面限制了暴跌的跌幅，使中国股市暴涨暴跌的次数最少，而另一方面则加大了股市的波动性。
三、世界主要股市暴涨暴跌的比较分析
（一）四个股市暴涨暴跌的表现
1.中国股市
从表2看，中国股市暴涨暴跌主要集中于2008年，有6次，另外2006年发生2次，其余4次分别发生在1996年、1997年、2000年、2002年。
从发生暴涨暴跌的具体事件来看，政策起到关键的作用。在6次暴跌事件中，有4次存在直接的政策利空，包括实施涨跌幅限制、提高存款准备金率、上调印花税等，另外2次是受到全球金融危机的影响。在6次暴涨事件中，同样有4次直接和政策出台相关，另外2次涉及到监管部门领导的讲话，这其实也暗含着某种政策导向，体现出政策对市的呵护。因此，中国股市的“政策驱动型”特征比较突出。
2.美国股市
从表3数据看，美国股市的暴涨暴跌主要发生在2008年，有5次事件，显然也是受到金融危机的影响，另外在2000―2003年“互联网泡沫”破灭前后发生的频率也相对较高。就程度而言，2008年金融危机期间暴涨暴跌的幅度较大，其余期间的暴涨暴跌幅度都相对较小。在样本选取区间内，美国股市的最大单周跌幅出现在2008年10月10日当周，跌幅达到了18.20%，源于金融危机的加深，市场投资者产生了强烈的悲观情绪。而样本期间内的最大单周涨幅则出现在2008年11月28日当周，涨幅为12.03%，究其原因，美国政府对于当时深陷危机之中的金融机构的一揽子救助方案或许大大提升了投资者的信心。
从统计结果看，美国股市的波动幅度并不是很大，暴涨暴跌的程度基本都在10%的范围以内；而且美国股市受政策或政治性讲话的影响很小，更多是对经济形势的自然反映，这凸现出美国股市的相对成熟性。对于有着200多年成长经历的美国股市而言，它的成长绝不是“急来的”，更不是“一夜成名”的，它的每一次大涨背后可能是较长时间酝酿后的“水到渠成”。因此，美国股市的暴涨暴跌多半属于“市场和事件驱动型”。
3.英国股市
从英国股市发生暴涨暴跌的事件看，14次中有8次都与美国股市同步，显示出英美两国股市的密切关联性。另外的几次原因主要有：1997年12月欧盟与俄罗斯之间的《伙伴关系与合作协定》正式生效促使欧洲主要股市猛涨，2010年5月欧洲债务危机对英国股市产生严重的负面影响，2009年2月20日汇丰银行现金告急，等等。从幅度来讲，英国股市最大单周跌幅发生在2008年10月10日，最大单周涨幅则出现在2008年11月28日这一周，与美国股市完全相同。
总体来讲，英国股市的暴涨暴跌也属于“市场和事件驱动型”，作为一个高度开放的金融市场，英国股市与美国股市的同步性非常强，同样，在大多数时间股市波动并不是很大，而且频率也并不是很高。
4.日本股市
从表5可以看出，日本股市的暴涨暴跌大多也是受市场和事件的影响，由于日本经济的高度市场化和开放性，因而股市总体上呈现出与欧美股市共同的特征。但具体看，日本股市和欧美股市的同步性并不强，虽然2008年期间受金融危机影响呈现出一定的共性，但日本股市暴涨暴跌的时间与欧美股市并不完全契合。另外，日本股市波动也有一些独特的原因，如1997、1998年亚洲金融危机的爆发，2000年互联网泡沫的破灭，都使日本股市波动与欧美股市存在差异。
（二）四个股市暴涨暴跌的相关性及原因
从上面分析可以看出，四个股市指数走势完全相同的时间只有一个――2008年10月10日，四个股市受金融危机影响都同时发生大跌。总体上看，S&P500和FTSE100的暴涨暴跌时间窗口较为接近，14次剧烈波动中有8次波动都同步，说明美国和英国的股市之间关联较为紧密，这与欧美经济的高度市场化和全球化特征相吻合；而上证指数与Nikkei225的暴涨暴跌时间窗口则显得更为独立，说明其存在一定的独特性。
中国股市从正式建立至今不过20年，仍处于“青年时期”。与英美日三个发达国家的股市相比，中国股市波动性最大，而且呈现出典型的“政策市”特征。这主要是因为中国经济的两大特征：中国是一个新兴经济体、中国经济正处于转轨之中。作为一个新兴市场，中国股市表现出较好的成长性，但同时也表现为制度不完善、法规不健全、投资者不成熟等特征，比如缺乏做空机制、新股发行制度不合理，证券监管法律、配套法规建设滞后，投资者投资的非理性等，这导致了股市波动剧烈，炒作之风盛行，再加上中国资本市场没有完全开放，因此中国股市和西方股市存在波动的不一致。作为一个转轨经济体，中国的政府行为和企业运行机制都处于转型之中，表现出上市公司自我约束能力不够，政府对股市管理越界等等，加上投资者不成熟，对政府干预形成非理性预期和过度依赖，因而导致中国股市“强政策”的特征。
日本是世界经济实力最为发达的国家之一，金融业也是高度开放和发达，但日本股市与英美两国股市的关联性并不高，而且日本股市的波动也比英美股市更大，我们认为，可能有以下三个原因导致了日本股市的独特性。（1）上世纪80年代末股市泡沫破灭。日本股市在1989年摸高至38915点，但其后便开始发生暴跌，到1990年10月已经跌破20000点。股市泡沫破灭使日本证券业空前萧条，大量证券公司倒闭，日本实体经济也受到沉重打击，漫长的熊市一直延续到2005年。这也许是日本股市这14年的表现独立于中美英三国的重要背景。（2）产业结构调整滞后，使日本没有搭上“新经济的快车”。日本一直是个学习型的国家，不论是明治维新还是二战后政府对研究开发的大力支持，日本都非常善用“拿来主义”。但日本在20世纪90年代却没有重视以信息技术为主要的高新产业的发展，最终导致日本经济错失了发展机遇，与英美国家的经济渐渐拉开了差距。（3）地缘上的差异也使日本股市与英美股市运行不同。日本经济发展模式虽属于西方，但所处位置却在东方，势必与亚洲国家也存在着千丝万缕的关系。上世纪90年代末的亚洲金融危机就使日本经济受到较大影响，而英美股市由于地缘的关系没有发生大波动。地理位置也决定了日本属于东亚文化圈，日本国民的消费、投资习惯更靠近亚洲而不是欧美国家，这也一定程度上影响了日本股市的波动。
四、结论及启示
本文运用经验分布函数对中、美、英、日四国股市的暴涨暴跌进行了界定，刻画了四个股市暴涨暴跌的表现，并对其表现的差异性进行了对比分析，得到如下结论：
1.相比美国、英国、日本等发达国家的股市，中国股市在过去15年间成长性最强，暴涨暴跌的幅度最大，但暴涨暴跌的次数却相对较少。作为一个新兴市场及转轨经济体，中国股市的暴涨暴跌表现出较强的“政策驱动型”特征。
2.作为相对成熟的市场，美国、英国、日本股市的暴涨暴跌呈现出明显的“市场和事件驱动型”特征。其中，英国和美国由于历史渊源以及经济发展模式的趋同使两国股市波动呈现出较强的同步性；但对日本股市而言，由于上世纪80年代末股市泡沫破灭、日本产业结构发展滞后、独特的地缘特征等原因，日本股市波动与英美股市表现有很大不同。
3.当爆发金融危机等影响全球经济的系统性风险时，全球股市都无一幸免，不同体制、不同发展程度的股市都会呈现出较强的共振。
从中我们可以得到以下几点启示：
1.在出现金融危机等系统性风险时，全世界股市都会受到影响，中国政府应当加强与世界各国的合作与沟通，共同维护全球经济的平稳发展，共同防范各种系统性风险，减小股市的波动。
2.为防范股市的暴涨暴跌，政府应该减少对股市运行的政策干预，完善和规范制度，加快市场化建设，规范和引导中国股市的平稳健康发展。
3.资本市场的开放不仅带来机遇，同时也带来危机，要防范股市间的传染风险，在市场风险防范机制健全前，应谨慎开放资本市场。
注 释：
①选择1996年12月16日作为研究的起点是因为从那时开始中国股市开始实行涨跌幅限制，制度的变化可能影响到股市前后表现的差异。为了便于比较研究，其他三个指数的样本也选取同样的时间窗口。另外，若采用日数据则数据量偏多，不便于进行比较分析，因而采用周数据。
②以1%的置信水平来界定暴涨暴跌具有主观性，当然也可以根据研究需要选用其它的置信水平。
③在SPSS软件中，实际峰度值已做减3处理，因此大于0的峰度值即为尖峰，小于0的峰度值为低峰。
④ 2010年3月，中国股市开始允许融资融券，而在此之前中国股市是缺乏做空机制的。
主要参考文献：
［1］杨元华．全球股市缘何暴涨暴跌［J］．中国经贸, 1997(10)．
［2］骆 勇．暴涨暴跌的股市:国企改革未完成的代价［J］．现代企业，2007（9）．
［3］谢百三，李政东．股市暴涨暴跌根在制度缺陷［J］．中国改革，2008（9）．
［4］赵 红等．中国A股市场暴涨暴跌的制度性原因及对策［J］．十堰职业技术学院学报，2008（5）．
［5］卢林华．我国股市暴涨暴跌的系统成因［J］．法制与经济，2009（6）.
［6］韩国勇．中国股市为何暴涨暴跌［J］．经营管理者．2009（16）.
［7］孙建军，王美今．股市政策对个体证券投资者交易行为的影响――行为金融理论对我国股市低迷现状的解释［J］．数量经济技术经济研究，2004（6）．
［8］时寒冰．中国股市为何总是暴涨暴跌［J］．新财经，2008（9）．
［9］夏和平，田石英．对我国股市监管困境的法律思考［J］．苏州教育学院学报，2008（4）．
［10］孙立坚．“动物精神"驱动股市暴涨暴跌［J］．社会观察，2009（9）．
［11］欧阳文，何德辉．关于中国股市暴涨暴跌的思考［J］．科技和产业，2009（1）．
［12］陈国进，胡超凡，王 景．异质信念与股票收益――基于我国股票市场的实证研究［J］．财贸经济，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.
关键词：金融危机、结构升级、次贷危机、产业调整
一直以来，美国号称以精神立国，号称有世界上最完备的监管和银行体系，然而具有讽刺意味的是。这次危机暴露出来的问题恰恰出现在这些方面，这不能不令人反思。同时，这次金融危机也使中国许多深层次问题很快地暴露出来，使我们能更清醒地意识到国内实体与虚拟经济存在的缺陷，必须对症下进行改革，从而把危机转化为发展机遇。
一、促进房产地中介的结构升级
房地产业是国民经济的重要支柱产业，危机出现以后房地产业的低迷状态给国民经济带来不小的震荡，怎样才能让我国的房地产业蓬勃发展起来？房地产中介在房地产经营和销售中扮演着主要角色。危机出现之前。由于房地产中介的不断升温，使得房地产中介行业很难进行完整的结构升级。危机爆发之后，在房地产市场成熟的国家，中介成为房地产经营过程中最为活跃的环节。国外房地产中介机构具有丰富的操作经验，而且拥有相当厚实的经济实力和信息网络，为营造房地产市场的繁荣发挥了重要作用。但是，一直以来，我国对房地产中介公司态度冷淡，尽管已经有许多人介入到房地产中介工作，但由于缺乏相关的政策扶持，房地产中介的发展仍然面临着各种问题。金融危机的爆发为我国房地产中介结构升级带来了机遇。
首先，有些大型房地产中介可以联合中小型房地产中介共同发展。把一些中小型房地产中介不能受理的业务接收过来，将自身受理的小型业务交给他们，每笔业务按照业务量大小相互支付交换费。以促进中小型房地产中介的抗风险性，提高业务量和服务水平，对于大型房地产中介来说也是拓宽自身业务规模的好机会。
其次，部分大型房地产中介可以建立房屋装潢设计和房屋建材机构，推出以房屋销售、装修为一体的经营模式。吸引顾客眼球，让顾客感觉到与该房地产中介做业务的实惠、省心、放心，这种结构升级，对中介公司的未来决策和发展是一次机会。
最后，多数房地产中介可以趁机提高员工的素质，定期开办学习班，采用服务质量等级制淘汰低层次人员，引进专业水平高的人才，确保房地产中介具有开发房地产投资分析、房地产策划、咨询、营销顾问、房地产市场以及外立面、户型设计等的服务内容、质量和水平，从而提升中介公司的实力和市场竞争力。
二、加快业的产业调整
国民经济运作的好坏，决定了一个国家的国力强弱与否，国民经济的来源靠的正是各行各业的利税。不得不承认，国内旅游业对我国在拉动内需、刺激消费、带动相关产业发展、提高人民生活质量等方面起到了突出的作用。据世界旅游组织预测，到2020年，我国将成为世界第一大旅游目的地国家。然而，金融危机对我国旅游业的重创，使我们清醒地看到了国内旅游业的不足。目前，我国旅游业应趁机加快产业调整，扩大产业资源的利用和开发，缩小与国外旅游业的差距，增强国内旅游业的实力。
三、强化政府部门对股市的监管
危机来临之前，我国股市渐长。很难发现股市中存在的问题，但是，危机产生以后直接给我国股市敲响警钟，尤其是政府部股市的监管环节非常薄弱，应侧重从以下两个方面加以完善。
首先，以保护中小者的合法权益为监管目标。在大多数投资者中，中小投资者往往是散户，在股票中处于劣势地位。当某个股票的大庄家瞬间撤走所有资金时，会引发该股票直线下跌，股票的投资者，尤其是中小投资者将受到较大的损害，他们的权益是最容易被漠视的。中小投资者在股票市场的地位虽然不高，但是他们也对股票起着重要的作用，如果某只股票参与的散户较多。也能支撑起该股票的上涨趋势。
其次，国家要不断完善股市制度，加强市场监督，恢复市场信心。一方面，我国股市是一个不成熟的新兴股市，市场失灵主要表现为因股市制度的缺失或不完善而产生的市场无序运行。
四、进一步完善市场的监管与法制建设
期货市场走过的10多年的历程，从初创、探索、清理整顿、恢复性增长到现在的规范发展，虽然已经出台标志期货市场的法规框架，我国期货市场仍然处于初级阶段，金融危机对我国期货市场的严重打击，是之前无法预料和想象的。因此，必须抓住当前国内期货市场的性发展机遇，借鉴美国期货市场的成功做法，进一步完善国内期货市场的监管与相应的法制建设，在乎稳中求发展，为我国股指期货的推出奠定基础。
首先。加强市场自律、规制和政府监管的协调运作。目前我国期货经营机构大部分隶属各地方政府、等。这些机构为求得生存和发展，在拓展业务时往往忽视市场自律。因此，为确保期货市场健康发展，交易所可以从制定契约以自律着手，政府部门则主要通过相关法律规制加以监管为辅。
其次，建立强大的市场风险防范体系。为增进国内市场风险防范体系的效率，应该理顺期货监管体制，确保市场平稳运行。我国应仿照美国成熟的证券期货市场监管模式，结合我国特色，建立起一个以政府依法监管、证监会自律、交易所自我管理的三级监管组织体系。
最后，完善相关立法。由于期货市场一直是变动和创新最为剧烈的领域，导致法律出现空白。在市场条件下，任何客户都不能直接进入市场，使得部分会员利用与客户之间的信息不对称性。
不发展金融自然不会有金融危机，只要发展，就必然时常碰到问题。今天中国因为没有那些五花八门的按揭衍生证券，所以没有金融危机，而美国有了这些才时常出现金融危机，这本身并不说明中国的金融欠发展是正确、是对中国社会更有利的事。而如果中国或任何国家从此限制金融创新、过度强化金融管制，那会像因噎废食一样地错。只有进一步鼓励自发的金融创新、放开金融市场的手脚，中国的金融市场才能深化。
参考文献：
