对跳蚤市场的三方博弈分析
[摘 要] 跳蚤市场为大学生提供了一种重要的消费模式，潜移默化了大学生的消费意识。本文专门针对跳蚤市场这一高校存在的经济现象进行分析，研究在跳蚤市场中毕业生、低年级学生以及二手书店之间的三方博弈过程，对高校管理部门如何规范管理跳蚤市场，避免校外的二手市场侵害学生利益，并指導大学生合理消费提出了决策参考。
[关键词] 三方博弈 子博弈精练纳什均衡 大学生消费 跳蚤市场
作者：李 海 马跃如 曹 裕
摘要：证券市场、外汇市场、货币市场是金融市场的重要组成部分，各个市场之间相互作用，相互影响，国家通过货币政策和财政政策的使用来调节金融市场的失衡，把握我国经济金融体制改革的方向。本为分别从利率、汇率、物价的变动对股市的影响来分析他们与股价之间的联动效应。针对当前抑制通货膨胀、流动性过剩、中国利率的上调空间、人民币汇率机制改革等情形，分析怎样稳定发展证券市场，如何提出可以行之有效的联动措施和手段。
关键词：股价;汇率;利率;物价
一、股市的现状分析
本文选取的数据指标是从1999年1月-2008年6月的上证指标为研究对象，从下图(图1)可见我国股市从2006年年底开始回暖，整个2007年都股指都在单向上升，上证综指和深证综指分别报收于5，261.56点和1，447.02点，同比分别上涨96.7%和162.8%。到2007年底，股市开始回落。2008年初以来，股指总体呈现震荡下跌走势。6月份，我国股票市场价量齐跌。沪市日均交易量为564.6亿元，较上月减少424.2亿元。
图1
二、为何股市在2007年末前后出现如此剧烈的震荡，至今仍在3000点以下徘徊
(一)国际市场因素
受世界经济持续增长、全球流动性充裕、美元贬值、国际投机资金炒作等多种因素影响，近年来国际市场原油、铁矿石、农产品等大宗商品价格持续上涨，加大了世界各国通货膨胀的风险。由于各国的经济结构不同，这样的通货膨胀对各国的影响也不一样。中国作为一个低端制造业大国，属于受影响较深的一个国家。中国流动性过剩问题、通货膨胀问题是全球经济问题波及到中国的反应。
(二)国内市场因素
我国上市公司结构有不够优化，投资者结构不够完善，市场定价效率存在风险。2007年A股市场年日均换手率提高过快，反应了市场交易过于频繁，存在市场投机的可能，助长了A股市场估值水平的非理性程度。截止2007年你底，证券投资基金所持股票市值占市场流通市值的比重为25.7%，占机构投资者所持股票流通市值的55%，而保险公司与社会基金等所占比重仅为6.4%。部分个人投资者风险意识淡薄，风险承担能力差。中小投资者的投资行为和收益结果直接影响社会稳定。
三、汇率对股价的影响
汇率对股价的影响有很多学者进行了实证研究，在不同时期得出的结论也不尽相同。从下图(图2)中可以看到股价和汇率的变动是双向的，在2007年12月份之前，人民币升值，股市不断攀升，汇率对股市的影响是正向的;而到2008年之今，人民币兑美元汇率扔在不断升值，但股市却强烈震荡，此时汇率对于股市的影响是负向的。
图2
从2005年7月21日开始中国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度。在实行浮动汇率以前，我国的汇率大小基本没有变化，一直在8.27左右变动，幅度在0.1%左右，对股价调整没有影响。实行浮动汇率制后，人民币与美元的汇率从2005年7月21日的8.108：1逐渐升值到2008年6月30日的6.8591：1，幅度为18.21%(图2)。人民币升值后，股价逐渐攀升。由于人民币升值的预期带来了潜在的套利价值，吸引国际投机资本(俗称“热钱”)不断流入，以获取汇兑收益，而流动性高且变现容易的股票市场正是最吸引这些投机资本的地方。
另外，巨额的贸易顺差流入使我国外汇储备迅速增长。在目前的外汇管理体制下，央行必然为回收国际垄断资本套利而涌入的外汇，不得不放出大量的基础货币(见图3)。造成资本市场的流动性向股市分流，再次强劲推动股价上涨。
图3
但是，汇率还可以通过投资者心理预期对股票市场产生影响。当人民币存在升值预期时，大量的外部增量资金涌入股票市场，将对股价产生强大的资金推动作用，由此引生泡沫经济。一旦人民币进一步升值的预期消失，这些国际投机资本将会迅速撤资，从而导致泡沫经济崩溃，股票市场价格暴跌。
四、利率对股价的影响
利率是调节资本市场与货币市场的政策工具，我国利率还没有完全实现市场化，还是由人民银行制定利率的变化机制。
图4
从上图(图4)可以看出，在2006年底之前，利率的变化都对股价的调整起到了一定的作用。可之后，股价飞涨，利率在不断调整过程中，对股市的适时效应没有体现出来。从短期来看，当有利率上调预期时，股价会有所增长，当利率上调后，股价有所下降。
从多次的加息情况看，加息后第二天给股市造成的影响往往都是股价大涨，而降息的结构却是股价下跌。短期内利率的变化对于股价的影响是同向的。但是对于长期走势来看，利率对股价还是有反向相关作用的。
从理论上讲，利率的变动会改变居民的金融资产结构。投资者通过对储蓄、国债、股票、邮票、实业等多种投资方式的流动性、安全性和收益性比较之后，达成了多种投资方式与各自风险相对应的均衡。利率一旦变动，各金融品种的平衡将被打破，投资者的资金重新流动、组合，在市场经济条件下，资金总是向利润高的地方流动，利率下降后，存款的收益相应地降低了，直接提高了其他金融投资品种的相对投资收益，在股票市场投资回报不变的情况下，投资股市的机会成本减少，这必将分流部分储蓄进入股市，股市资金供给的增加必将拉动股票价格上升。
实际上，利率上调是一种紧缩的货币政策，不仅要控制股价还要控制物价的稳定。而2007年一年中股价的变化都与利率步伐一致，同时物价也在同样的增长。如果把2007年股市的快速增长归结为流动性货币的大量流入的话，那么在2008年流动性没有明显减少的情况下股市却一直低迷。只能解释为过剩的货币追逐利润较高的资本市场和货币市场，造成股价、房价、物价的持续上升。其中物价的上升是对股价、房价的有效替代。在加之中国股市受到中国利空消息和投资者心理预期不足的影响，过剩货币偏向物价方面转移，造成了股价有所下降，而物价还在不断攀升。
五、物价对股价的影响
我国能源、资源、大豆严重依赖国际市场，本轮物价上涨既有国际因素，也有国内因素;既有需求拉动，也有成本推动。从目前情况来看，物价进一步上涨，输入性通胀可能是主导原因，因而很难通过压缩国内需求来加以根本抑制。从下图(图5)可以看出，物价与股价的变动基本上变动也是双向的。我国物价水平的高位运行，给我国未来经济增长及相应的投资策略增添了一些不确定性。
图5
首先，温和的通胀能够较好的推进经济的快速发展，拉动各项经济指标。使得投资增长，消费增加，促进资本证券市场的活跃。上市公司能够在资本市场获得融资，更好的良性运转。股价在此时，显示出于物价之间的同向变动。但是在高通胀下，美日经济发展的历史表明，美日通胀率分别在13.5%和23%下时，两国股市均有所下挫。但从两国股市长期发展趋势来看，这些短暂时间的下挫更多的是投资者心理的过度反应，在实体经济的有效支持下，不会改变通胀后两国股市长期向牛的轨迹。我国目前物价水平要远低于美日两国曾经的高物价水平，同时，我国实体经济保持增长的趋势是可以确定的。
其次，物价与股价之间的反向变动。2007年有三个月CPI是下降的：2月份、4月份和12月份。而这三个月恰恰都是股价大幅上行，成交量不断放大的月份。2007年4月，全国居民消费价格指数(CPI)同比涨幅为3.3%，5月份为3.4%，仅微涨0.1个百分点。而中国股市在这两个月，从3000点上涨到了4200点，涨幅高达40%，是中国股市2007年大牛市的黄金期，也是中国股市2007年大牛市仅有的两个流金之月。7月，CPI创出了中国CPI10年以来的新高，增长到5.1%，(0.7个百分点)，到2007年10月，全国居民消费价格同比上涨了6.5%。2007年12月，股市再次回暖，成交量从11月下旬的七八百亿元，放大到2000亿元一线，而12月的CPI是十分罕见的下跌的，从11月的6.9下跌到了6.1。
六、联动机制及对策
针对我国现状来看，我国股市难免受到全球通胀的影响，而且人民币的升值对于股价的波动有一定的促进作用。由于我国资本市场的体制结构不完善，利率政策的实施对于股市的调整起到的杠杆作用有限。还有我国股市正逢股改结束，迎接全流通时代的到来，证券市场上大小非解禁带来的大量个股分摊总市值，使得机构撤离股市，大多股民被套牢，对股市失去信心，股指不断震荡。因此，我们要未雨绸缪，制定相应的政策防止暴涨暴跌局面在我国证券市场上演。
(一)建立一个有效、灵活的均衡汇率市场形成机制
2003年以来，在人民币升值预期下，我国外汇供给远远大于需求。为了平衡国际收支，缓解人民币升值的压力，中央银行不得不投放大量基础货币购买外汇，造成货币供应量的过快增长。货币供应量过快增长，又造成国民经济运行中的经济过热迹象。为此，中央银行又只好推出预防性紧缩政策，提高存款准备金率和利率。而利率提高又加剧了短期人民币升值的压力。因此，在当前人民币汇率有管理浮动的体制下，我国货币政策处于两难境地。从长期来看，建立一个有效、灵活的汇率形成机制是一个现实选择。
构筑了三阶段汇率市场化进程：第一阶段，即近期(1-2年之内)适度逐步扩大汇率浮动区间。我国可以通过逐步开放资本项目的可兑换度进行微调。从技术操作层面，最稳健的做法是让人民币兑换美元的汇率波动范围有所扩大，如以1美元兑换8.27人民币为中心，允许上下浮动3-5%个百分点。在积累经验的基础上，可以进一步扩大浮动范围，如使浮动幅度范围围绕中心值上下浮动5-10%。第二阶段，在中期(3-4年)建立适度市场化的人民币汇率生成机制。随着我国国力的日趋增强，人民币日益坚挺，逐步建立适度市场化的人民币汇率形成机制。第三阶段，在远期(年之后)逐步建立完全市场化的汇率生成机制。以市场供求为基础，人民币与美元、欧元和日元在内的一揽子汇率的汇率形成机制，是人民币汇率制度改革的目标趋势。
(二)增强证券市场的流动性，建立稳定股市的联动机制
我国货币政策存在的问题之一是政策传导机制不畅，主要原因是长期以来在相当程度上存在着资本市场与货币市场相互割裂的现象。现行的货币政策中介目标只包括货币市场，当直接融资的比例上升时，货币政策对宏观调控的有效性就可能下降。企业通过资本市场解决资本金不足问题，加大了直接融资规模和比例，客观上要求改变货币政策的传导机制，使其通过市场调节企业，并通过股价变动影响消费和投资，因此需要解决二者相互脱节和发展不平衡问题。
加强二者对接和沟通的一个重要方面，就是拓宽银行资金进入
股票市场的渠道，只要对其中一些不利因素进行有效监控，银行资金进入股票市场后，其流动性、收益性和安全性就都能得到保障，而且还能够成功解决股票市场持续下跌直接影响经济增长的问题。
(三)多种手段恢复股市投资信心，稳定股市波动
在虚拟经济规模日益庞大、金融交易量大大超过实体经济总量的今天，股市已成为影响实体经济的重要因素，甚至虚拟经济和实体经济在某种程度上已由单向决定变为双向互动关系。这一背景下，如果股市受各种因素影响出现巨幅震荡和波动，则可能剧烈打击实体经济预期，并可能造成资金链条断裂等。
鉴于此，更因为目前我国市场主体仍不完善，市场机制、秩序仍不成熟，政府对于目前国内股市，既不应沉迷于政策干预，也不应完全放任自流，特别是在虚拟经济对实体经济产生某种负向传导作用时，政府应通过适度适时的举措，维护股市稳定运行。
股票市场调控应和实体经济调控相互配合。现代经济中，股票市场和实体经济有循环互动关系，股票市场调控在作用于实体经济的同时，也会受到来自实体经济的反作用，因此在调控过程中，应准确判断股价和有关实体经济变量之间相互作用的机理，避免因股票市场的调控而损害实体经济或其他股票市场的正常运行。
(四)构建国际资本向证券市场流动的动态监控与预警机制
目前，我国仍对资本项目的外汇收支实行一定的管制，人民币还不是自由兑换货币。根据我国加入WTO的承诺，境内的银行业、保险业等金融产业将在3-5年时间内逐步实现基本对外开放，证券业、信托业等金融产业也将加快对外开放的步伐。这些开放必然伴随着大量的资本流动，因此，为防范人民币汇率升值对我国证券市场冲击的风险，金融监管部门还必须建立一套完整的国际资本向证券市场流动的动态监控与预警机制。
一方面，应强化国际资本流动向证券市场流动的监管机制，这其中包括加强对信息披露的管理、提高信息透明度等。增加透明度和加强报告制度对于证券市场稳定发展至关重要。另一方面，应通过设计一些风险预警指标，包括单个风险预测、全国性金融风险预测指标等，对国际资本向证券市场流动的风险程度进行测算，做到有严密的风险控制、经常的风险监测、及时的风险报告，并提出防范和化解风险的预备方案。
(作者单位：南京大学经济学院、南京农业大学经济管理学院)
作者：陆岷峰 张 越
【摘要】实体企业“脱实向虚”问题是我国经济转型关键时期各界关注的焦点问题，分析师作为资本市场上联结投资者与管理者的信息渠道，与实体企业的金融化过程存在密切关联。文章以2010—2016年中国非金融业、非房地产业A股上市公司为研究对象，从监督效应和压力效应两方面研究了分析师对实体企业金融化的作用机理，并进一步分析了政府补贴的调节作用。研究结果表明，第一，分析师对实体企业金融化存在两方面的影响，一方面，在当期发挥监督作用，抑制实体企业金融化的程度;另一方面，在滞后一期发挥压力作用，使没有达到盈余预期的企业增加金融资产配置。第二，政府补贴会削弱分析师在实体企业金融化中的监督效应和压力效应。研究结果为金融更好服务实体经济提供了相关的理论支撑，丰富了政府在资本市场与企业之间发挥作用的理论证据，对监管部门完善资本市场制度、政府补贴方式等具有现实的指导意义。
【关键词】实体企业金融化;分析师角色;监督效应;压力效应;政府补贴
★ 基金项目：本文受国家社会科学基金一般项目(编号：18BGL090)、山西省哲学社会科学规划课题(编号：2020YY186)和山西省社会科学界联合会 2020 年度晋商文化研究专项课题(编号：JSKTY202010)资助。
一、引言
实体企业是我国微观经济主体的重要部分，是我国经济健康可持续发展的基础部门。2017年中国共产党第十九次全国人民代表大会指出，我国“实体经济水平有待提高”“必须把发展经济的着力点放在实体经济上”“深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力”。可以看出，如何有效利用资本市场和金融市场为实体企业服务，提高实体企业竞争力，是我国政府关注的热点话题之一。
但是近年来，由于原料价格上涨、人口红利削减、品牌竞争力不足和产能过剩等问题，实体经济持续低迷;但金融及房地产业发展迅速，被公认是两大“暴利行业”。2010年以来，我国的实体企业投资出现“实冷虚热”的现象，表现为较明显的金融化趋势。实体企业金融化有利有弊，一方面，金融投资收益可成为实体企业不断扩张的重要资金来源;另一方面，金融投资虽短期盈余良好，但若影响了实业发展会出现企业“空心化”等现象，降低企业的风险抵御能力，投资者在信息不对称的情况下，无法识别长期且影响实体企业主业发展的金融化决策。分析师在拥有更多上市公司信息的前提下，可以有效提高股票价格信息含量，保护投资者和资本市场，提高资本市场运行效率(张正勇和戴泽伟，2017)。
鉴于此，本文以2010—2016年我国A股非金融类、非房地产类上市公司为研究对象，借鉴宋军和陆旸(2015)的研究思路，通过金融资产配置在总资产中的比重实现对实体企业金融化程度的量化识别，通过监督效应和压力效应，检验分析师对实体企业金融化的作用机理。并在此基础上，探讨政府补贴因素对分析师所发挥效应的调节作用。
二、文献回顾与研究假设
(一)文献回顾
已有文献从多个角度分析了实体企业金融化的动因。如部分学者基于所在国的历史环境和国情，将实体企业金融化的动因归结为：实体领域获利能力下降，金融市场的快速发展、金融创新带来的巨大收益使企业逐渐偏好进行大量短期金融化行为，金融化程度逐渐加深(Krippner，2005;陈雨露，2015;杨松令等，2019)。另一部分学者则将实体企业金融化归因于公司治理观念的改变，认为在新型商业模式下，股东价值最大化观念与股权激励计划盛行，促使高管们通过股票回购、分红等手段操纵股价以实现股东及其他利益相关者价值的最大化(Lazonick，2013)。管理者通過金融交易追逐短期盈利促使企业收入迅速膨胀，从而不断削弱向实体经济投资的热情，企业金融化程度逐渐加深(Lazonick & Osullivan，2000;Stockhammer，2004;杨松令等，2021)。此外，经济和政策环境变化也是学者们针对实体企业金融化成因研究的重点之一，研究认为，在大数据、产业跨界经营模式、“互联网+”等外部因素的影响下，企业可通过传统资源与互联网等新资源的整合，形成新的资金运作架构和金融化模式(张慕濒和诸葛恒中，2013;邓超和许志勇，2017)。目前鲜有研究从资本市场的角度来探讨基于微观视角的实体企业金融化动因，因此本文在微观视角下对实体企业金融化进行机理分析。
分析师被认为是上市公司重要的外部治理机制。其作为联结投资者与企业的纽带，既是解读企业经营状况的中介力量，又是约束企业管理者的外部监督人(Dyck et al.，2008)，其同时扮演着信息使用者与信息提供者的双重角色，可在一定程度上降低投资者与企业间的信息不对称程度(Brown，2005)。但分析师如何在公司决策中发挥治理作用，国内外学者仍存在争议。部分学者认为，分析师在公司决策过程中主要发挥的是监督作用(Jensen & Meckling，1976;Matsunaga & Park，2001)。具体来说，与普通投资者相比，分析师拥有更丰富的专业知识，在长期跟踪同一家公司时，可以更敏感的捕捉到经理人的异常举动(李春涛等，2014)。此外，我国资本市场并不是十分成熟，冗余信息繁多，分析师作为信息中介比普通投资者拥有更大的信息优势。另一部分学者持有不同的观点，认为分析师在公司治理中的主要表现在其给予企业的压力作用(He & Tian，2013)。具体来说，分析师盈余预测及评级已成为现代企业中高管业绩评价的重要指标之一，若企业无法达到分析师对公司盈余的一致预期，不仅会导致不良的市场反应，还会直接影响管理者的薪酬和声誉(谢震和艾春荣，2014)。分析师在公司经营决策中的监督效应和压力效应均已取得较丰富的研究证据，学者们主要探讨了分析师对公司价值、盈余管理、创新绩效等方面的影响(徐欣和唐清泉，2010;Chen et al.，2015;李春涛等，2016)。因此本文认为，分析师的监督作用和压力作用是其发挥外部治理作用的两条重要路径。
国内外学者对实体企业金融化的研究已经有较为成熟的理论和成果，但大多从宏观层面对金融业及实体经济利润率、货币增速等对实体企业金融化的影响因素进行研究(黄群慧，2017;任羽菲，2017)。目前鲜有研究从分析师的角度探讨实体企业金融化的动因。本文借鉴已有成果，探究分析师的监督效应和压力效应在实体企业金融化过程中的作用机理，不仅有助于投资者有效识别实体企业金融化的不同动因和实际经营状况，还能进一步完善投资者与管理者的交流互动，具有一定的理论和现实意义。
(二)理论分析与研究假设
本文假设分析师是客观地对公司进行预测评估，且管理者是理性的，分析师对实体企业金融化的影响主要存在两条路径。其一，监督效应。具体来说，上市公司的过度金融化决策虽然短期可以快速获利，但长期来看可能会损害公司价值;尤其是当金融市场或房地产市场出现波动时，公司面临较大风险，股价有崩盘的可能。分析师通过长期、专业地对特定公司进行跟踪，提供详尽的分析报告和盈余预测，可在一定程度上减少投资者与上市公司间的信息不对称问题，使公司受到较强的外部监督，对管理者的机会主义行为构成约束。其二，压力效应。公司业绩是否达到分析师预测和评级是中小投资者及股东对管理层业绩考核的重要标准之一。一旦企业公布的真实经营水平低于分析师预测，就会出现股价下跌的现象(Dechow et al.，2000)。因此，管理层为了迎合分析师预测，会进行金融类资产配置以在短期提高主要经营指标，达到分析师预测水平。
综上所述，分析师的监督效应可在一定程度上快速发现并抑制管理层的过度金融化投资行为，保护投资者利益。此外，分析师的压力效应可能会使管理层基于上期是否完成分析师预测指标的考量来进行当期的金融类资产配置。因此，本文提出以下研究假设：
H1a：分析师跟踪在当期主要发挥监督效应，且分析师的监督作用越强，实体企业的金融化程度就越弱，呈负相关关系。
H1b：分析师盈余预测在滞后一期主要发挥压力效应，即实体企业在上一期对分析师预测指标的完成度越高，本期的金融化程度就越弱，呈负相关关系。
政府补贴是指政府基于政治、经济政策或特殊原因，向微观经济主体提供无偿资金转移的行为，其积极作用主要表现为：首先，政府补贴可以帮助企业缓解融资约束，降低融资成本，促进创新投入，降低经营风险，提高生产率水平(Honjo，2000;Kang & Park，2012)。其次，政府补贴有利于企业扩大投资规模，产生规模经济，提升公司业绩(王超恩，2016)。最后，政府补贴可以给投资者创造一种利好投资的信号，帮助企业贴上被政府认可的标签，获得政府补贴以外的各种资源(Besharov & Smith，2014)。因此，政府补贴被视为发挥了“扶持之手”的作用。但另一方面，政府补贴的消极作用主要表现为：由于我国市场经济尚处于发展阶段，法律法规的不健全、补贴过程的不透明、政府的目的导向不明确等问题导致政府补贴在占用大量财政支出的同时，并没有达到预期目标。首先，政府官员的政治目标最大化导致政府补贴可能更多的分配给经营业绩较差的公司，以帮助企业扭亏、保牌、配股等目的，达到监管部门的基本要求(陈晓和李静，2001;陈运森和朱松，2009);其次，经济落后地区会由于政府补贴的分配滋生寻租行为，管理者的迎合行为会导致公司生产动力降低，阻碍市场化进程(余明桂等，2010;耿强等，2011)。
综合来看，政府补贴的积极影响和消极影响会同时作用于分析师对实体企业金融化的监督效应与压力效应，存在显著的调节作用。其一，政府补贴是企业日常经营过程中的外生收入，时间、方式等不确定性大大增加了上市公司盈余表现的不确定性，这在一定程度上降低了分析师预测的精确度(Das & Levine，1998)，進而削弱了其对实体企业金融化的监督效应。其二，政府补贴可以缓解企业融资约束，降低现金流压力，部分亏损企业可以从政府方面得到支持，满足监管部门的基本要求。因此，分析师对公司的市场压力会被政府补贴分摊，即实体企业的金融化动机也会相应降低。因此，本文提出以下研究假设：
H2a：政府补贴削弱了分析师对实体企业金融化的监督效应。
H2b：政府补贴缓解了分析师对实体企业金融化的压力作用。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文以实体企业为研究对象，讨论分析师对实体企业金融化的影响机理，故以2010—2016年我国非金融类、非房地产类A股上市公司为研究对象。此外，考虑到我国2007年开始执行新会计准则，规定金融类资产的计量模式由成本计量改为公允价值计量，且2008年和2009年我国实体企业受次贷危机影响较深，金融市场存在异常情况，故本文将2010年定为研究起点。同时，2017年财政部修订了三项金融工具会计准则，企业金融资产的计量由“四分类”变为“三分类”，由于口径不同，因此将2016年作为样本的时间截点。由于我国上市公司的季报和半年报不需要经过外部审计，无法保证数据的真实性，因此本文仅选择上市公司年报披露的数据。
结合研究需要，本文对原始数据做如下处理：(1)剔除样本中被ST、*ST的上市公司;(2)剔除金融行业、房地产行业上市公司;(3)剔除部分数据缺失的公司;(4)剔除没有进行金融类资产投资的公司;(5)剔除分析师没有预测的上市公司。最终筛选出10 056个公司年度观测值。此外，为了剔除异常值对回归结果的稳健性可能产生的影响，本文对主要连续变量采用Winsorize进行1%分位及99%分位的缩尾处理。本文数据由CSMAR数据库及上市公司年度报表整理所得。
(二)指标量化与变量说明
1.被解释变量：实体企业金融化
实体企业金融化是本文的主要研究对象，本文借鉴Demir(2009)、宋军和陆旸(2015)、张成思和张步昙(2016)等的研究，将实体企业金融化量化为金融资产配置之和占总资产的比重。其中，金融资产包括交易类金融资产、投资性房地产、长期金融股权投资、委托理财与信托产品四类，研究将各类金融资产加和除以总资产，形成本文实体企业金融化的量化指标。
2.解释变量：分析师角色
3.调节变量：政府补贴
本文通过两个指标来度量政府补贴，其一，政府补贴连续变量(GovG)，用总资产对企业公布的政府补贴数据进行标准化，减少规模差异;其二，政府补贴虚拟变量(DGovG)，如果上市公司当期接受政府补贴，则记为1;否则，记为0。
4.控制变量
本文参照已有研究中可能影响实体企业金融化的因素，设计控制变量，具体包括：公司规模、资产负债率、营业收入增长率、总资产净利润率、股权集中度、企业性质等。
上述变量的定义和计算方法如表1所示。
四、实证分析与结果讨论
(一)描述性统计
1.实体企业金融化现状描述
本文首先对我国近年来实体企业金融化的发展现状进行了初步描述，统计出2010—2016年我国各行业实体企业金融化的具体情况(如表2所示)。
从表2可以看出，各行业均存在不同程度的实体企业金融化现象。其中，教育业与综合业的实体企业金融化程度最深，其金融类资产占总资产的比重分别高达33.67%和26.54%，约占总资产的三分之一;且大部分行业的实体企业金融化程度均已超过10%。尽管2011—2012年期间，实体企业金融化程度有所缓解，但自2013年开始又出现转折并快速上升。此外，随着供给侧改革的不断加深，低附加值产业的利润率逐年下降;而中国资本市场的不断开放和市场规则的逐渐完善，使部分第一、第二产业呈现出金融化逐渐加速的趋势。
2.主要变量的统计分析
表3为本文主要变量的描述性统计分析。其中，实体企业金融化程度(Fin)均值为9.6%，表明样本公司的金融类资产占总资产比重已达到9.6%;此外，75分位为0.129，表明存在25%的实体企业金融化程度已超过12.9%。分析师跟踪(Analyst)的均值为8.46，但中位数为5，表明分析师跟蹤主要集中于少数几家公司。其他变量的均值与中位数基本相当，表明其呈现正态分布。
表4是主要变量的相关性分析，可以看出，实体企业金融化程度(Fin)与分析师跟踪(Analyst)、分析师预测(Accuracy)分别在1%和5%水平显著负相关，这与H1a，H1b保持一致。政府补贴(GovG)与分析师跟踪(Analyst)、分析师预测(Accuracy)也均在1%水平上存在显著的相关关系，说明政府补贴可能会影响到分析师跟踪和分析师预测，但是否会对实体企业金融化有影响，还需要进一步实证检验。此外，相关系数矩阵结果表明，各变量间不存在显著的多重共线性，可以进行回归分析。
表5为分析师在实体企业金融化过程中的监督效应与压力效应的独立样本T检验结果。可以看出，不论是监督效应还是压力效应，实体企业金融化的方差及均值均存在显著差异，初步证实实体企业金融化程度在分析师不同作用的影响下，存在显著的差异性。
(二)实证结果
表6是研究假设1的实证结果，即分析师跟踪(Analyst)、分析师预测(Accuracy)与实体企业金融化程度的全样本回归结果。结果显示，无论是分析师跟踪，还是分析师预测变量，其检验结果均显著为负。其中，分析师跟踪(Analyst)与实体企业金融化程度在1%水平上呈显著的负相关关系，表明分析师跟踪人数越多，实体企业受到的监督效果越明显，信息不对称程度越小，对管理层的抑制作用越强，实体企业的金融化程度越低，证实了分析师通过监督作用对实体企业金融化起到的抑制效果。
分析师预测(Accuracy)与实体企业金融化程度在5%水平上呈显著的负相关关系，表明分析师的压力效应也会对实体企业金融化程度起到抑制效果，当实体企业在上一期没有达到分析师预测结果时，管理者会更可能出于市场压力进行短期金融投资，进而提高企业的金融化水平。其他控制变量与实体企业金融化程度基本显著，与已有研究成果保持一致。
为了进一步检验政府补贴的调节作用，本文通过分析师跟踪与政府补贴的交互项(Analyst×GovG)及分析师预测与政府补贴的交互项(Accuracy×GovG)来考察政府补贴在其中扮演的角色。表7展示了假设2的全样本回归结果，结果显示，无论是政府补贴连续变量(GovG)还是虚拟变量(DGovG)，其与分析师不同效应的交互项回归系数都显著为正。
具体来说，分析师跟踪(Analyst)与政府补贴连续变量(GovG)和虚拟变量(DGovG)的交互项系数显著性结果一致，均在5%的水平上显著为正。在面对更多分析师跟踪的情况下，获得政府补贴的实体企业与没有获得政府补贴的实体企业相比，企业金融化程度高出1.7%。此外，分析师预测滞后变量(Accuracy)与政府补贴虚拟变量(DGovG)的交互项系数在1%水平上显著为正，说明政府补贴可以缓解实体企业面临的分析师所代表的市场压力，进而降低其进行金融化的动机。
五、稳健性检验
以上实证结果表明，分析师对实体企业金融化存在监督效应和压力效应两方面的影响，且政府补贴对这两种作用均存在调节作用，本文针对上述结果进行了稳健性检验。具体来说，实体企业金融化的度量可以分为狭义和广义两种。由于企业长期发展规划中可能包含长期股权投资部分，故狭义的实体企业金融化度量将上市公司长期股权投资部分从金融类资产中剔除，再用总资产进行标准化(张成思和张不昙，2016;刘贯春，2017)。基于此，本文用狭义实体企业金融化(Fin2)对分析师的监督效应和压力效应进行验证，见表8中的前两列。此外，相对于国有企业来说，民营企业对分析师的关注更为敏感，受到的监督和压力也更为明显，因此，本文将民营企业作为独立样本进行检验，检验结果见表8中的后两列。
以上结果显示，无论是将被解释变量换为狭义的实体企业金融化程度(Fin2)，还是将样本选择限定为民营企业，分析师跟踪(Analyst)和分析师预测(Accuracy)的回归系数都在1%的水平上显著为负。该结果进一步证实了分析师对实体企业金融化的监督作用和压力作用，保证了前文结论的稳健性。
此外，本文将样本限定在民营企业，进一步考察了政府补贴在民营企业中对分析师的监督作用和压力作用的影响，检验结果如表9所示，结果依然支持政府补贴会削弱分析师的监督作用和压力作用，从而降低实体企业金融化程度。
六、研究结论与启示
本文基于微观视角，以2010—2016年我国非金融类、非房地产类A股上市公司为研究对象，实证检验了分析师在实体企业金融化过程中的作用，及政府补贴在其中所扮演的角色。理论分析和实证结果表明，分析师对实体企业金融化的影响存在两种效应：监督效应和压力效应。其一，分析师跟踪可在当期通过改善信息不对称现象发挥监督作用，进而降低实体企业金融化程度。其二，分析师盈余预测可在滞后期给企业带来市场压力，若企业无法达到分析师盈余预测，会通过金融化决策快速提高业绩水平，以缓解股价下跌等市场压力。此外，上述检验结果会受到政府补贴的调节作用，政府补贴一方面会扭曲市場信息传递，导致分析师无法做出准确判断，降低其对实体企业金融化的监督作用;另一方面，政府补贴可以缓解融资约束，对没有达到分析师盈余预测的公司而言更相当于是“雪中送炭”，可在一定程度上缓解市场压力，进而降低实体企业进行金融化的动机。
本文的政策意义主要表现在：第一，规范金融产品投资，引导金融资本有效服务实体企业，防止金融业、房地产业对实体企业的过度掠夺;第二，建立健全政府补贴长效机制，有效激励地方政府对政府补贴的合理运用，规范与扶持上市公司发展。
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作者：牛登云 王志华
摘要：本文使用融券标的扩容这一自然实验检验了期指市场与现货市场交易制度的不对称对市场波动的影响。研究发现：整体而言，沪深300指数成分股的波动率低于非沪深300指数成分股，但沪深300指数成分股的波动率在可以融券卖空后显著增加，表明股指期货与现货市场交易制度不对称程度的降低会增加股票波动。究其原因是我国投资者群体中噪声投资者的比重较大，在股指期货的价格引导作用下，即使是在融券制度实施后，套利投资者的作用仍然有限，导致其不仅不能平抑现货市场波动，反而会加剧现货市场波动。
关键词：交易制度;股指期货;卖空限制;市场波动
一、引言
股指期货是一种重要的金融工具，它一方面能够起到价格发现和价格引导的功能，另一方面作为一项重要的卖空机制，能够发挥套期保值的作用。
2015年6月中旬至8月下旬，中国股票市场出现了自1990年建立以来第一次真正意义上的市场危机。在这次市场危机中，股指期货再次成为舆论关注的焦点。由于我国股票现货市场实行T+1交易制度，当日买入股票的投资者无法卖出，虽然融资融券制度为融券标的股票提供了一个卖空的途径，但是融券费率和融券标的范围的限制使得很多投资者使用股指期货进行对冲，从而造成股指期货的下跌，期指的下跌又进一步引导现货市场的下跌，从而加剧市场波动。
在这一传导链条中，现货市场的T+1制度和期指市场的T+0制度的不对称扮演了重要的角色。在股指期货的价格引导作用下，这种交易制度的不对称性使得在极端市场环境下，市场出现了暴涨暴跌现象。那么，在正常的市场环境下，这种交易制度的不对称性对市场波动会产生怎样的影响?在目前现货市场实行T+0交易制度的呼声越来要高的背景下，对这一问题的研究和解答是十分必要的。对这一问题的研究一方面能够通过明确期指市场与现货市场之间交易制度的不对称对市场波动传导的影响，避免再次发生期货市场与现货市场相互影响，进而导致同时急剧下跌的惨剧;另一方面能够为更加深入理解T+1制度与T+0制度之间的区别提供理论和实证资料，为监管者决策提供支持。
股票现货市场的T+1交易制度相比于T+0交易制度来说，是一种卖空限制。以往对于卖空限制或卖空成本对股票波动率影响的研究显示，不同市场中卖空成本的变化对股票波动率影响的方向并不一致。但大部分研究均认为卖空成本的降低能够使得悲观投资者的私人信息能很快在市场中得到反映，从而避免暴涨暴跌，降低市场波动(Shleifer & Vishny，1997;Hong & Stein，2003;陈国进和张贻军，2009)。但是Kang et al.(2012)等的研究显示，由于噪声投资者的存在，套利行为并不总是能够降低股票波动率。如果市场中噪声投资者的力量很强大，套利投资者即使发现套利机会，也会因为资金限制或者短期爆仓风险而提早清仓，不仅无法起到平滑股价波动的作用，反而会增加股票的波动(Kang et al.，2012)。因此，如果我国噪声投资者的比重较大，那么T+0制度的实施并不能降低股票波动。而且，由于股指期货具有价格引导功能，在噪声交易者无法判断个股价格水平的情况下，股指期货的波动会引导噪声投资者的投资行为，而噪声投资者的频繁交易也可能会放大市场波动。通过以上分析不难看出，仅仅从理论分析的角度并不能确定期指市场与现货市场交易制度不对称对市场波动的影响。然而，对这一问题的实证研究却十分缺乏。
股指期货对现货市场波动的影响一直是一个重要的研究领域，但是相关研究大多比较股指期货实施前后或运行期间市场波动率的变化，而较少去深究其作用机制，本文从交易制度的角度研究股指期货对现货市场波动的影响，即利用融券制度标的股票扩容这一自然事件研究现货市场的T+1制度和期指市场的T+0制度的不对称性对现货股票波动性的影响，弥补了相关研究的不足，丰富了融资融券制度领域的研究成果，期望为我国监管部门完善股指期货、融资融券和现货市场交易制度提供实证参考。
二、文献综述与研究假设
关于股指期货上市对现货市场波动性的影响，由于不同学者在研究时所选取的国家或地区、样本区间、研究工具和研究方法等存在不同，最后得到的结论往往也大相径庭。Stein(1987)认为，期货市场中不知情投机者的噪音交易会使得现货市场的波动增加。Harris(1989)对标普500指数股和非指数股的对比研究发现指数股的波动显著增加，支持了股指期货市场增加现货市场波动性的假说。Antonios & Holmes(1995)分析了FTSE100指数期货上市前后信息和波动的关系，证实了股指期货交易增加了波动，而波动增加是由于市场信息的增加。Chang et al(1999)、Zhong et al(2004)、Bae et al(2004)、Wang et al(2009)的研究也证实在日本、墨西哥、韩国、香港等地的股票市场中，股指期货的上市会增加指数股的波动。
还有一部分学者认为，股指期货会起到稳定现货市场价格的作用。Danthine(1978)认为，期货交易会降低知情交易者纠正错误定价的成本，从而减少市场波动。Bessembinder & Seguin(1992)认为，标普500期货的活跃交易能够稳定现货市场。Mchenzie et al(2001)发现，单只股票期货的上市能够降低标的股票的风险和波动。Drimbetas et al(2007)的研究也证实在希腊股票市场，股指期货能够显著降低现货市场的条件波动。
在对我国股指期货的相关研究方面，陈国进和张贻军(2009)认为，卖空机制的缺失是导致中国股市暴涨暴跌的重要原因，从而建议引进卖空机制;杨阳和万迪昉(2010)通过研究沪深300股指期货上市前后不同阶段的市场波动发现，股指期货上市会使得股票市场波动显著增大，融资融券能够显著降低指数股的波动，且随着市场逐渐完善，股票市场的波动性有显著降低;邢天才和张阁(2010)的研究发现，股指期货的推出对现货市场的波动性没有较大影响，但增大了现货市场的非对称性;许红伟和吴冲锋(2012)的研究发现，沪深300股指期货推出初期我国股票市场质量变差，并且标的指数成分股受到的负面影响要比非成分股大;宋华(2013)的研究发现，现货价格指数的波动主要受其自身的影响，指数期货对其影响不显著，现货价格对期货价格的变化有显著影响;宗计川和李先玉(2013)的研究发现，通过剔除国内经济形势、国际经济形势、投资者情绪及周内效应的影响，沪深300股指期货的推出减小了现货市场的波动性，改善了现货市场的非对称效应。不难发现，目前对于我国股指期货运行状况及其对现货市场波动影响的分析主要集中于分析股指期货上市前后市场波动及市场质量的变化，或者分析运行中两者的相互影响。但是，相关研究并没有关注股指期货影响现货市场的交易制度因素。杨阳和万迪昉(2010)在分阶段检验股指期货对现货市场波动的影响时，考虑了融资融券制度的实施，但是融资融券制度在缺乏转融通制度支持的情况下，作用效果有限;同时样本期较短，对于结论并没有进行详细的解释，相关问题仍需要进一步的研究。
在对融资融券制度的研究方面，徐晓光等(2013)研究认为，推出融资融券后股市波动在统计上显著减小;相比于上证综指，融资融券标的股比重较高的上证50指数更好地体现了融资融券减小股市波动的作用。王性玉等(2013)的研究发现，融资融券交易额与市场流动性、波动性之间存在长期稳定的协整关系;现阶段买空交易比卖空交易对市场的贡献大，做空机制的推出没有造成市场的大幅度波动，并为市场提供了流动性。汪天都等(2014)研究发现融资融券并未影响市场稳定，不存在助涨助跌效应，波动率的高低也不会影响融资融券的开放时机，不存在监管者相机抉择的成分。方立兵(2014)发现融资融券实施后，标的股票的定价效率显著提高。但上述文献均未涉及与股指期货相联系的交易制度不对称问题。
本文主要针对股指期货与现货市场的交易制度的不对称问题进行研究，检验非极端市场条件下，交易制度的不对称性对股票波动的影响。具体而言，融资融券制度的实施使得个股可以卖空，近似实行T+0交易制度，交易制度的不对称性有所减弱，本文旨在研究这种交易制度不对称程度的减弱对股票波动的影响。为此，提出如下两个对立假设：
H1a：交易制度不对称程度的减弱会降低股票波动;
H1b：交易制度不对称程度的减弱会增加股票波动。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文主要比较融券标的扩容前后两个阶段内，股指期货标的股票波动的情况。根据模型特征，本文选择的时间窗是融券标的股票扩容前120个交易日和扩容后120个交易日。
在选择融券标的扩容事件方面，截至2015年12月，沪深300指数总共曾经纳入过655只股票，融资融券总共曾经将963只股票纳入融券标的，并且在2011年12月5日、2013年1月31日、2013年9月16日、2014年9月22日进行过较大幅度的扩容和标的调整。除这几次大幅度扩容外，其他时间也曾进行过个别标的股票的调整。考虑到转融通2012年8月30日正式启动，在转融通制度实施后，融资融券业务才有了比较充足的资金和证券来源，才能真正满足投资者的卖空需求，因此结合股指成分股的调整情况，本文选择转融通实施后的2013年1月31日的扩容作为研究样本，并剔除了在120个交易日区间内交易不足90个交易日的股票，剔除了在120个交易日区间内调入或调出过沪深300指数的股票。
本文所使用的数据来自国泰安经济金融研究数据库。
(二)模型设计
本文主要比较2013年1月31日融券标的扩容前后两个阶段内，股指期货标的股票波动的情况。因此，本文借鉴杨阳和万迪昉(2010)所使用的方法：一是使用横向和纵向比较来检验股票市场波动的差异和变化(Harris，1989;Bae et al，2004)，即通过比较同一阶段不同公司股票价格波动之间的差异和比较相同公司不同阶段股票价格波动的差异;二是使用双差分方法模型，通过构建实验组和对照组，研究市场环境改善后，股指期货对股票市场波动的影响。
本文首先通过横向和纵向比较来得到相关结论。
第一步，对每一阶段横截面进行回归，构建如下回归模型：
STDi=α0+α1HS300i+α2SYSRISKi+α3SIZEi+α4INVPi+εi(1)
其中，STD是股票收益的标准差，反映股票现货市场的波动性，此处使用STD分别计算融券标的扩容前后各120个交易日的股票收益标准差;HS300是虚拟变量，用于衡量股票是否为股指期货标的股，是为“1”，不是为“0”;SYSRISK表示该股票的系统风险，为股票Beta的绝对值与市场收益率标准差之积，此处使用的市场收益为A股市场流通市值加权收益率，来源于国泰安经济金融数据库;SIZE为上市公司规模控制变量，为股票流通市值的对数，使用的是该阶段流通市值的均值，衡量公司层面的非系统性风险;INVP为股票价格水平的倒数，反映了股票波动中与买卖价差相关的部分，计算方法为价格平方的倒数的均值的平方根。
第二步，对股指期货标的指数股和非标的指数股进行分组纵向回归，构建如下回归模型：
STDi=α0+α1SHORTi+α2SYSRISKi+α3SIZEi+α4INVPi+εi(2)
其中，SHORT为虚拟变量，如果样本属于2013年1月31日融券标的扩容后，则为“1”，否则为“0”。
接下来，本文使用双重差分模型，将此次融券标的扩容中的股指期货标的股票作为实验组，将非标的股票作为对照组进行比较，利用事件发生前后的相关数据控制两组之间的系统性差异，从而判断在融券制度所带来的市场制度结构的完善后，股指期货对现货市场波动的影响。
本文构建的双重差分模型如下：
STDi=α0+α1HS300i+α2SHORTi+α3HS300i×SHORTi+α4SYSRISKi+α5SIZEi+α6INVPi+εi(3)
其中，α3是双重差分估计量，反映指数组和非指数组的波动差异在时间前后的差分。
四、实证分析
(一)描述性统计
本文所使用变量的描述性统计如表1所示。虽然样本股票均为融资融券标的股，但不同股票之间波动性存在很大差异，均值为00279，标准差为00074，最大值和最小值分别为01082和00120，差异较大。
(二)均值差异检验
本文对同一阶段的对照组和控制组以及同一组内不同阶段的股票波动进行了均值差异检验，结果如表2所示。
均值差异检验的结果显示：在融券标的股票扩容前，沪深300指数成分股票样本的波动率变量STD的均值为00235，非沪深300指数成分股票样本的波动率变量STD的均值为00292，T检验显著，说明非沪深300指数成分股样本的波动率要显著高于沪深300指数成分股样本;在融券标的股票扩容后，沪深300指数成分股票样本的波动率变量STD的均值为00273，非沪深300指数成分股的波动率变量STD的均值为00282，表明标的股票实施融券制度后，沪深300指数成份股的波动率仍然低于非沪深300指数成分股，但是T检验并不显著。
就沪深300指数成分股样本来看，在可以融券卖出之前，波动率变量STD的均值为00235，可以融券卖出之后，股票波动率变量STD的均值为00273，而且T检验显著，表明融券制度的实施显著提高了沪深300指数成分股的股票收益波动率。就非沪深300指数成分股样本来看，在可以融券卖出之前，波动率变量STD的均值为00292，在可以融券卖出之后，波动率变量STD的均值为00282，表明融券制度的实施降低了非沪深300指数成分股的股票收益波动水平，但是T检验并不显著。
综合均值差异检验的结果不难发现，融券制度的实施在沪深300指数成分股样本和非沪深300指数成分股样本对标的股票的波动率产生了不同方向的影响。融券制度实施后，沪深300指数成分股样本的波动率显著上升，非沪深300指数成分股样本股票的波动率有所下降，这表明股指期货与现货市场交易制度不对称程度的减弱会增加股票波动，假设H1b成立。
(三)回归分析结果
表3是对模型(1)的回归分析结果。由表3可知：(1)在2013年1月31日融券标的扩容前，变量HS300的系数为00002，符号为正，但不显著，说明扩容前是否为沪深300成分股并不显著影响股票的波动水平;系统性风险变量SYSRISK的系数显著为正，说明股票的系统性风险越大，波动越剧烈;规模变量SIZE的系数显著为负，说明小公司的波动性要显著高于大公司;买卖价差变量INVP的系数符号为负，但T检验不显著。(2)在2013年1月31日融券标的扩容后，变量HS300的系数为-00014，符号为负，但T检验不显著，说明沪深300成分股的波动水平要略低于非成分股;系统性风险变量SYSRISK的系数显著为正，说明股票的系统性风险越大，波动越剧烈;规模变量SIZE的系数为正，但T检验不显著;价差变量INVP的系数显著为负，说明价格分歧越大，波动越剧烈。
最后，将全部样本进行截面回归，变量HS300的系数为-00009，符号为负，但T检验不显著，说明整体而言，沪深300指数成分股的波动水平要略低于非成分股;系统性风险变量SYSYRISK的系数显著为正，说明股票的系统性风险越大，波动越剧烈;规模变量SIZE的系数显著为负，说明整体而言，大公司的波动水平要低于小公司;价差变量INVP的系数显著为负，说明投资者对股票价格的分歧越大，股票收益率的波动越剧烈。
表4是对模型(2)的回归分析结果。回归结果显示：(1)沪深300指数成分股在可以融券卖出之后，波动水平显著增加，变量SHORT的系数为00029，符号为正，T检验显著;系统性风险变量SYSRISK的系数显著为正，说明系统性风险越大，沪深300指数成分股的波动越剧烈;规模变量SIZE的系数显著为正，说明对于沪深300指数成分股来说，公司规模越大，波动反而越剧烈，这可能是因为大公司更容易成为利用沪深300指数期货进行套期保值的标的，之前的研究也证实沪深300会加剧现货市场的波动，特别是大公司的波动(杨阳和万迪昉，2010;许红伟和吴冲锋，2012);价差变量INVP的系数显著为负，这说明投资者对股票的价格分歧越小，收益率波动越小。(2)就非沪深300指数成分股样本来看，可以融券卖出后，这类股票的波动水平并没有因此而显著增加，反而有所降低，变量SHORT的系数为-00007，符号为负，但T检验并不显著;系统性风险变量SYSRISK的系数显著为正，说明系统性风险越大，股票的波动越剧烈;规模变量SIZE的系数显著为负，说明小公司的波动水平要显著高于大公司;价差变量INVP的系数显著为负，说明投资者对股票的价格分歧越小，股票收益率波动越小。
在不区分沪深300指数成分股和非成分股的情况下，可以融券卖出并没有显著增加股票的波动性水平，变量SHORT的系数为00004，符号为正，但T检验并不显著;系统性风险变量SYSYRISK的系数显著为正，说明就整体样本而言，系统性风险越大，股票的波动水平越高;规模变量SIZE的系数显著为负，说明就整体样本而言，大公司的波动水平要低于小公司;价差变量INVP的系数显著为负，说明就整体样本而言，投资者对股票价格的分歧越大，股票收益率的波动越剧烈。
表5是对模型(3)的回归分析结果，分别是不包含控制变量的双重差分回归结果和包含控制变量的双重差分回归结果。HS300表示是否为沪深300指数成分股，SHORT表示是否可以融券卖出。
不包含控制变量的双重差分回归分析结果显示：变量HS300的系数为-00058，符号为负且显著，说明沪深300指数成分股的波动水平要显著低于非沪深300指数成分股;变量SHORT的系数为-00010，符号为负且显著，说明在可以融券卖出后，沪深300指数成分股和非成分股的波动水平均显著降低;交互变量HS300*SHORT的系数为00049，符号为正，说明相比于非沪深300指数成分股，沪深300指数成分股在实施融券制度后，波动率有所上升，但交互变量HS300*SHORT的系数的T检验并不显著。
包含控制变量的双重差分回归结果显示：变量HS300的系数为-00032，符号为负且显著，这表明沪深300指数成分股的波动性要显著低于非沪深300指数成分股;变量SHORT的系数为-00008，符号为负但不显著，说明就整体而言，融券卖出并不影响股票的波动性;交互变量HS300*SHORT的系数为00048，符号为正且显著，这表明，相比于非沪深300指数成分股，沪深300指数成分股在可以融券卖出后，波动水平显著提升;系统性风险变量SYSRISK的系数显著为正，说明系统性风险越大，股票的波动越剧烈;规模变量SIZE的系数显著为负，说明小公司的波动水平要高于大公司;价差变量INVP的系数显著为负，说明价格分歧越大，波动越剧烈。
以上实证结果表明，无论是使用横向或纵向比较，还是双差分模型，融券制度实施后，沪深300指数成分股和非沪深300指数成分股的波动率表现出了不同方向的变化。沪深300指数成分股的波动率在实施融券制度后显著上升，非沪深300指数成分股的波动率在实施融券制度后有所下降。这表明，股指期货市场与现货市场交易制度不对称程度的减弱增加了股票的波动。本文认为这可能是因为我国投资者结构中，噪声投资者的比重太大和市场中存在明显的“羊群效应”所致。对沪深300指数成分股来说，由于股指期货具有价格引导功能，在噪音交易者无法判断个股价格水平的情况下，股指期货的波动会引导噪声投资者进行过于频繁的买入和融券卖出操作，这种行为会加剧沪深300指数成分股的波动率;而套利投资者即使能够通过融券卖出及时传递悲观信息，也会因为噪音投资者群体过于庞大，而无法有效套利，甚至因为资金限制会提早退出，从而进一步放大股票波动。对于非沪深300指数成分股而言，股指期货的价格引导作用反而没有那么显著，因此融券制度的实施会在一定程度上降低非沪深300指数成分股的波动水平。
(四)稳健性检验
为了保证实证结果的稳健性，本文接下来对样本区间划分进行调整，使用剔除事件日前后最近30个交易日和使用事件日前后90个交易日的数据为样本，对本文所提出的假设进行检验。
为了节省篇幅，此处只报告针对模型(3)的回归分析结果(见表6)。
剔除融券标的扩容日前后最近30个交易日的回归结果显示：变量HS300的系数为-00041，符号为负且显著，说明沪深300指数成分股的波动水平要显著低于非沪深300指数成分股;变量SHORT的系数为-00012，符号为负，但不显著，说明融券制度的实施在一定程度上降低了标的股票的波动;交互变量HS300*SHORT系数为00062，符号为正且显著，与之前的结论一致，说明相比于样本中的非沪深300指数成分股，样本中的沪深300指数成分股的波动水平在实施融券制度后显著上升;控制变量系数符号基本与之前的实证结果一致。
将窗口调整为融券标的扩容日前后90个交易日的回归结果同样与之前的实证结果一致。
稳健性检验的结论表明，即使在使用剔除了融券标的扩容日前后最近30个交易日的样本或融券标的扩容日前后90个交易日的样本对模型检验，检验结果仍然与之前的回归结果一致。这表明，相比于非沪深300指数成分股，沪深300指数成分股在实施融券制度后，股票收益波动水平显著上升。换言之，在我国股票市场中，股指期货与现货市场交易制度不对称程度的降低会显著提高股票的波动水平。
五、结论与政策建议
本文利用融券标的扩容这一自然实验，检验了在非极端市场环境下，股指期货与股票现货市场交易制度不对称程度的降低对现货市场波动的影响。实证结果表明：在2013年1月扩容的融券标的股票样本中，沪深300指数成分股的波动水平要显著低于非沪深300指数成分股;相比于非沪深300指数成分股，沪深300指数成分股在实施融券制度后，波动水平有了显著的上升，表明股指期货市场和股票现货市场交易制度不对称程度的降低会增加股票波动。本文认为，这一方面可能是因为股指期货能够起到价格发现和价格引导的功能，在当前投资者“羊群效应”等非理性行为显著的情况下(许年行等，2013)，如果股票现货市场允许当日卖空，投资者会根据股指期货进行频繁的买入卖空交易，从而会增加现货股票的波动;另一方面，我国股票市场中噪声交易者比例较高，即使套利交易者利用融券制度进行反向交易，也无法平抑市场波动，反而有可能会因为资金限制而增加市场波动(Kang et al.，2012)。
基于以上分析，本文认为，虽然在此次股灾中，股指期货和现货市场交易制度的不对称在一定程度上加深了市场暴跌的程度，导致了获利的不公平性，但是在非极端市场环境下，特别是在当前我国投资者整体水平不高、非理性交易活跃的情况下，贸然取消现货市场T+1制度是有待商榷的。监管部门应在培养长期价值投资者，引导长期投资资金入市，降低噪声交易者比例之后，再考虑取消现货市场的T+1交易制度。
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Key words：trading rules; stock futures; short-selling restriction; market volatility
(责任编辑：张曦)
作者：李星汉 李诗瑶
【摘要】如今，我国金融创新正在如火如荼地进行。货币市场上，利率改革正在不断强化和完善。外汇市场上，各类交易机制、管理制度也在不断完善和改革。伴随着金融市场蓝图的初步形成，我国三大主要市场的联动性也不断加强。本文运用协整检验、Granger 检验等计量经济学方法，进行实证研究，分析人民币兑美元汇率、人民币利率以及股票价格之间的联动性及强弱程。研究结果说明，三大变量之间确实存在长期协整关系。
【关键词】利率 汇率 股价 联动性
一般而言，我国金融市场包含四大块，涉及到货币市场、资本市场、外汇市场、黄金市场等四大类市场。各大市场间通过各类传导机制，相互关联，产生联动。
在国内外现有研究的基础上，本文运用VAR模型，研究我国金融市场，也就是货币市场、资本市场、外汇市场之间的互动关系。对于变量，分别选取我国各个市场代表性的指标。例如货币市场，选取银行同业拆借市场交易期限为1天的加权平均利率，用变量R表示;资本市场上，选取上海A股股指，选用最高价格之后，用变量GJ表示;外汇市场上，运用人民币兑换美元汇率，计算出平均数后，用变量HL表示。考虑到货币供应量M1、M2对金融市场会产生其他影响，因此本文把货币供应量M1作为外生变量，引入进行实证。实证区间是2007年1月-2016年2月，共计108个观测值。所有数据均来源于同花顺数据库。为了尽可能避免数据存在异方差性和单位不同带来的影响，研究中对所有变量均取对数，分别记为lnGJ，lnHL，lnR。
为了防止伪回归，建立VAR模型前，必须先检验时间序列的平稳性。表1说明，原序列是不平稳的。经过一阶差分后，却变成平稳的。因此说明，我国的人民币兑美元汇率、人民币利率和股價都是一阶单整的，下一步可以进行协整分析。
协整检验前，需建立VAR模型，模型的具体形式可以这样表示：
根据AIC信息准则和SC准则，得出最佳滞后期是2阶。图1结果说明，我国三大市场均受自身滞后值较大影响。从期数来看，受一期滞后值的影响尤其显著。货币市场滞后一期对外汇市场也具有非常显著的影响。货币市场几乎不受资本市场和外汇市场影响，并且受外汇市场的影响超过受到资本市场的影响;资本市场还受外汇市场和货币市场的影响;货币供应量对货币市场和外汇市场影响较为明显。因此，三大市场可以说相互影响、相互关联的。
表2的协整结果说明，5%的置信水平上，基本上可以拒绝原假设。所以，人民币兑美元汇率、人民币利率、我国股价之间，确实存在长期协整关系。
由于股价指数GJ、人民币利率R和汇率HL具有明显的长期均衡关系，下一步可以运用Granger因果检验。表3说明，基本上可以拒绝人民币汇率不是股票价格的granger原因，必须接受股票价格不是人民币汇率的granger原因;可以拒绝人民币利率不是人民币汇率的granger原因，必须接受汇率、股价不是利率的granger原因。
本文主要运用Johansen协整检验和Granger因果检验的经济学计量方法，进行人民币利率、人民币兑美元汇率和我国股价关系的实证研究，得出人民币利率、人民币兑美元汇率、我国股票价格，三个变量之间存在长期协整的关系。尤其需要注意的是，由于资本流动的原因，特别是热钱的影响，我国股价与汇率之间表现明显的负相关。另外，由于我国资本市场成熟度不高，不具有充足的开放性，所以股票市场价格一旦变动，传导到外汇市场的效果比较差。所以，研究结论得出，外汇市场对于股票市场仅仅有单向影响作用。
最后，由于一个国家的实际利率水平的相对提高，会直接导致国际间短期资本的内流，因此，利率对汇率影响也比较显著。
如今，国内外经济环境复杂，尤其是我国经济走势更是扑朔迷离，投资者战胜市场的可能性几乎微乎其微。本文的研究结论，对于投资者理解政策走向具有重要的指导性意义。
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作者简介：姜丽宏(1994-)，汉族，镇江丹阳人，金融学硕士研究生三年级，研究方向：宏观经济。
作者：姜丽宏
摘 要： 有效市场理论是现代证券市场理论体系的支柱之一，也是现代金融经济学的理论基石之一。但有效市场理论在得到广泛赞同和运用的同时，也面临着很大的批评。本文简要阐述了有效市场理论的基本内容，对该理论的作用及缺陷作了评述。
关键词： 有效市场假说 行为金融学 信息经济学
1.有效市场假说的基本内容
股票价格(或其他证券价格)的高低涨落是否有迹可循始终是投资者的最为关心的事件之一。1953年，Kendall对股票价格的历史变化进行了研究，试图寻找某些变化规律，但令人惊奇的是，Kendall的研究表明，股票价格的变化完全无规律可循，无法找到某种可以进行事前预测的股票价格变化模式，股票价格的变化完全是随机的，“机会的精灵”每次任选一个随机数加到股票的当前价格上，形成下一时期的股票价格。
Kendall的这一发现乍看起来似乎令人惊奇，但仔细推敲，却是证券市场的必然选择。假设某人确实找到了某种可预测股票价格未来变化的规律，那么此人无疑是发现了一个可以轻松致富的秘诀，只要按照这一规律的指引去买入卖出股票，就会在短时间内成为世界上最富有的人。但是，这种神话在现实中是不存在的，因为如果这一规律确是存在并且可以为人们所发现、所学习的话，那么它将在很短的时间内失去意义。比如，某一规律表明目前价格为50元/股的A公司股票将在未来两天内上升至60元/股，而所有投资者在了解这一情况后，都希望用50元或稍高一点的价格买入A公司股票，最终结果将是A公司股票在很短时间内就上涨到60元/股。也就是说，由“规律”带来的“好消息”将立即反映在股票价格上，而不是在一段时间之后才反映出来。
Fama在1970年发表了标志着有效市场假说成立的文章《有效资本市场:对理论和实证工作的评价》，在对证券市场进行界定的基础上，他将市场有效性定义为：在证券市场中证券价格总能充分、及时、准确地反映所有对其有影响的全部新信息，则认为该市场为有效市场，而促使新信息迅速反映到证券价格上的力量，是来源于市场竞争使得证券价格在不同的均衡水平之间随机波动，而由新信息引起的价格变动则是相互独立的。Fama在理性预期的基础上给出了一个较为严密、权威性的有效市场假说定义：假定t-1时期的证券价格依赖于未来时期t各种证券价格的联合概率分布的特征，那么市场有效性要求，在决定t-1期的证券价格时，市场充分正确地运用了所有可获得的信息，而这些信息又是被人们用来估计t时期证券价格的联合概率分布的。因此在一个有效率的市场中满足：
其中It-1是t-1时期可获得的所有信息的集合，I是t-1时期市场实际利用的信息的集合。
根据股票价格对相关信息反映的范围不同，可以将市场效率分为三类：弱有效率市场、次强有效率市场和强有效率市场。
弱有效率市场假说是指证券价格已经反映了所有历史信息，如市场价格的变化情况，交易量变化情况，短期利率变化状况，等等。这意味着趋势分析等技术分析手段对于了解证券价格的未来变化、谋取利润是没有帮助的。由于股票价格变化等历史数据是公开的，也是绝大多数投资者可以免费得到的信息，因此广大投资者会充分利用这些信息并使之迅速、完全地反映到证券市场价格上去。
次强有效率市场假说是指证券价格反映了所有公开发布的信息，这些信息不但包含证券交易的历史数据，而且包含诸如公司的财务报告、管理水平、产品特点、盈利预测等各种用于基本分析的信息。同样，如果人们可以公开得到这些信息，则这些信息就不具有什么价值了。
强有效率市场假说是指证券价格反映了所有有关信息，不仅包括历史信息和所有公开发布的信息，而且包括仅为公司内部人掌握的内幕信息。显然，强有效率市场假说是一个极端的假设，如果某些投资者拥有某种内幕消息，他是有可能利用这一消息获取超额利润的。该假说只是强调这种消息不会对证券价格产生较大的影响，这些消息尽管在一开始是秘密的，但很快会透露出来并迅速反映在证券价格的变化上。
2.有效市场假说的意义
有效市场假说的首要意义在于，它探寻了资本市场中价格波动的规律，揭示了价格与信息的密切关系，为研究金融市场中价格形成机制、市场收益结构提供了理论依据，一直是大量实践的基础。有效市场假说对资本市场监管也具有指导意义和政策参考价值。该假说主张市场能充分反映所有信息，投资者都是理性的，不应对市场进行干预。因有效市场假说主要是由理性预期学派所提出来的，它是该学派所倡导的“自由经济”思想在资本市场的反映，故有效市场假说的提出，对当时许多西方国家曾一度施行的政府不干预或少干预经济政策有一定促进作用。
有效市场假说与金融经济学中资本结构理论(MM)和资本资产定价模型(CAPM)几乎是同时提出的，它们之间相互有着紧密的依赖性，在验证有效性时需要均衡模型，而均衡模型的正确前提又在于市场是有效率的。没有对有效市场大量的实证检验作为后盾，以均衡为基础的CAPM的推理过程和期权定价理论很难被迅速地接受。同时，CAPM的发展还促进了有效市场理论的研究，提供了有效性实证研究所需的预期收益率;MM理论的发展也部分地依赖于以有效性为基础的竞争经济理论的发展。
3.针对有效市场假说的批评
3.1理论方面的批评
市场有效性假说认为证券市场中的参与者都是理性投资者，证券市场中的信息是无成本的，股票价格能够及时准确地反映信息的变化，即使是股票价格偏离其内在价值，也会因市场中有效套利机制的作用，迅速恢复到与证券内在价值相一致的水平之上。但是有效市场假说中有关完美理性人、有效套利及完全信息的假定却受到了来自信息经济学和行为金融学的批评。
3.1.1对理性人假设的质疑。在有效市场假说中投资者是完美理性人，其具有稳定且一致的偏好，而且这一偏好具有完备性和传递性，每个投资者都能根据自己的理性清晰地了解自身的偏好，始终以实现自身利益最大化为目标，而且能够通过对信息的准确判断出各种投资策略的结果及其产生的效应。即便市场中有非理性投资者存在，从长期来看，在套利机制的作用下，这些非理性人终将被市场所淘汰，市场中的投资者仍为理性人，市场仍然是有效的。但是在现实中投资者理性的假设很难成立，而且随着行为金融学的发展，人们对现实中人的理性有了更加深刻的认识。行为金融学认为，现实中的投资者仅具有有限理性，其对于风险的偏好程度是不同的，投资决策也往往会受到自身心理变化和外部环境的多重因素影响，造成人在决策过程中存在直觉偏差，使得投资决策具有多变性的，因此他们制定出来的方案未必是最优的。
3.1.2对完全信息假设的质疑。尽管市场有效性假说承认信息收集和处理是存在成本的，但是这一成本并不能影响市场的有效性，证券资产的价格仍然是其各种影响因素的集中表现。但是，信息经济学的研究认为，在证券市场中信息是不完全的，也是不对称的，而且这种信息的不完全性是一种常态，也正是这种不完全信息的存在，才促使投资者不断地寻找更新的信息以赚取超额收益。可是由于信息具有公共物品的性质，证券价格是信息的无差异反映，在投资者利用自己花费成本获得的信息进行证券交易时，其自己花费成本获得的信息将必然反映在股票价格的变化上，而其他没有花费成本获得信息的投资者，完全可以通过观察股票价格的变化，预测影响价格变化的信息集，从而调整自己的投资策略，造成收集信息的投资者的边际收益下降，丧失收集信息的动力，转而进行随机选择证券。这时证券市场也就不存在一般意义上的均衡，市场也就毫无效率可言。
3.1.3对有效套利假设的质疑。有效市场假说认为市场中的套利机制将使非理性者的随机交易行为所造成的股票价格偏差得以修复，使之恢复到与其内在价值相一致的水平。但是，行为金融学认为现实证券市场中的套利行为是基于噪音交易者和缺乏完美替代品的基础上而进行，是有风险的套利活动，在现实的证券市场中的套利活动不是有效套利而是有限套利。
3.2实证方面的批评
尽管许多实证研究对效率市场假说作出了肯定，但同时也确实存在着相当一部分实证研究的结果对效率市场假说提出了质疑。这些研究表明，市场对最近发生的事情总是容易作出过度反应，因而有效市场假说是错误的，市场在一定程度上是无效率的或低效率的。
3.2.1小公司现象与规模现象。自上世纪80年代以来，一些研究结果显示，在排除风险因素之后，小公司股票的收益率要明显高于大公司股票的收益率，不论是总收益率还是经过风险调整后的收益率，都存在着公司规模的增加而减小的趋势。而且，相似的研究还发现，小公司现象主要发生在每年一月，特别是一月的头两个星期。因此，这一现象又称为“小公司一月现象”。
3.2.2期间效应。French对在纽约证券交易所上市的S&P500种股票自1953年至1977年的收益状况的研究发现，这些股票在星期一的收益率明显为负值，对此现象的各种解释都不能令人满意。另一个与此相似的现象是“年末现象”，即在每年12月，公司股票，特别是小企业和那些股票价格在当年已经下落的公司股票的收益呈下降趋势，而在次年1月份又重新回升。
3.2.3反向投资策略。一些研究显示，选择那些不被看好的股票进行投资，可以显著获得高额投资收益，如选择低市盈率的股票，选择股票市场价值与账面价值比值低，历史收益率低的股票，往往可以得到比预期高很多的收益。
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(作者系中央财经大学经济学院产业经济学研究生在读)
作者：王楠楠
今天，我特别兴奋，因为学校要举行一次“跳蚤市场”买卖。
我拿着自己的物品像飞似的来到“跳蚤市场”“啊!”我情不自禁地叫“真热闹。”只见操场上摆放了各种各样的物品，“老板”的叫卖声：“买一送
一、打八折、千年一见”别忘了顾客的欢笑声，各种各样的声音连成了一曲美妙的大合唱。老师们也被吸引过来了，看同学们在购物，她们也想去逛逛，可是没有学生币，不能去买。
我兴奋不已地拿着20学生币买了一款游戏机，用5分钟的时间玩了一遍，然后用40学生币卖了出去。这样一卖我赚了20学生币。我还拿出自己的物品放在货柜上，奇思妙想的广告一出，一眨眼工夫我买出了全部的货品，赚了50学生币。现在我是一个小富翁了，拿着学生币东瞧瞧、西看看，还跟老板们讨价还价买了个不错的玩具，只花10个学生币，还一连串买了5本书，当我想买第6本书时，发现只有7个学生币，于是我高价卖出了一本书，从中又赚了27个学生币
渐渐地我感觉自己就是一个小商人，手中有很多“财产”
逛“跳蚤市场”让我体会到了经商的快乐。
特殊的“跳蚤市场”
作者/沈高幸
“这个陀螺你要不要?质量很好，平衡性也不错。”“这个恐龙玩偶很好玩，还可以摆阵形呢!”“我这个洋娃娃摸上去真舒服。”“我这本书可好看了。”“见过眼睛可以飞出去的熊猫吗?”咦，教室里怎么回事?这么热闹?像炸开了锅似的。原来，是班上举办了跳蚤市场。走，咱们去看看。
你瞧，一向神气十足的缪弘毅手上拿着一个透明的绿色陀螺亮开了嗓门：“不怕货比货，就怕不识货。”正在买东西的张涵棋感兴趣了，赶了过来，说：“这个是什么东西呀?”缪弘毅说：“陀螺呀，现在买大的要2元，小的只需要1元。”张涵棋听了犹豫了一会儿说：“好吧，我带的钱不够，先买小的。”缪弘毅爽快地说：“成交!”张涵棋立刻付了钱，小心翼翼地接过了陀螺玩了起来。看他那爱不释手的样子，就知道这次他是心满意足的。
这时，我又听到了一阵吆喝声，原来是郭骁乐手上拿着一对摩托车，说：“这对摩托车可以发光，晚上还可以照明，而且是配对的。”钱生听了，好奇地问：“郭骁乐，这个几元呀?”“不贵，18元。”钱生听了，一脸惊讶地说：“什么?一个18元，太贵了吧!”郭骁乐听了，连忙解释道：“不对，不对，一个9元。”钱生低头看了看手里的20元，说：“能不能便宜点?不然我就不买了。”郭骁乐见到手的钱就要飞走了，哪里肯，连忙说：“看在你我之间同学的份儿上就降到16元吧!”钱生听了这才慢吞吞地说：“好吧!”
正当吆喝声、讨价还价声不绝于耳的时候，老师宣布今天的展销会结束，可同学们还是意犹未尽。
这真是一次特殊的“跳蚤市场”。它不仅让我从中获得了快乐，还让我感受到父母的辛苦。
江苏省如皋市外国语学校三(4)班
指导老师：李智萍 《跳蚤市场作文500字》
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