冲击效应范文

冲击效应范文（精选7篇）

冲击效应 第1篇

关键词：货币政策冲击,季度效应,脉冲响应

一、引言

对货币政策有效性及其传导机制的研究是宏观经济学的一个重要分支, 截至目前, 国内外已有大量文献充分证实了货币政策的有效性 (Bernanke and Blinder[1];Bernanke and Gertler[2];刘金全[3]) 。出于简便, 绝大多数文献在运用价格粘性 (Price Sticky) 或工资刚性 (Wage Rigidity) 解释货币政策会对实际产出造成影响的同时, 都无一例外地使用了名义工资或名义价格的调整在一年内服从均匀分布, 或者在不同时点以一个固定不变的概率发生的简单假设 (如Taylor[4];Calvo[5]) 。然而现实中的一个有趣现象却是:商品价格的变动或工资合约的设定, 往往集中发生在一年中的某个特定季度。如果名义价格变动或名义工资的调整, 在一年中并不是均匀和随机的, 那么不同季度的货币政策冲击对宏观经济运行的影响, 就应该会有不同的效果, 即应该存在货币政策的季度效应。

在我国, 货币政策已成为宏观调控的主要手段。以调整存贷款基准利率和存款准备金率为例, 2004年初至2011年底, 中国人民银行调整变动金融机构存贷款基准利率和存款类金融机构存款准备金率共计57次。从季度分布来看, 第一季度有12次, 第二季度、第三季度和第四季度分别有14、11和20次。

央行在不同季度出台的货币政策, 是否会对宏观经济的运行产生明显不同的影响, 即我国是否存在货币政策冲击的季度效应?本文采用季度依赖 (Quarter-Dependent) 的可变系数VAR模型, 首次对我国货币政策的季度效应进行了实证检验。实证结果表明, 我国的货币政策冲击确实存在明显的季度效应。第一季度的货币政策冲击对实体经济的作用效果明显大于第二、三季度, 第四季度的货币政策作用效果最小。目前由于缺少微观层面的数据支持, 造成我国货币政策冲击存在季度效应的原因还不明确。本文认为, 名义工资刚性 (Wage Rigidity) 或名义价格粘性 (Price Sticky) 都有可能是造成我国货币政策效果存在季节差异的原因。

本文的研究结论对我国货币政策当局的政策制定和执行具有一定的参考意义。考虑到货币政策冲击的季度效应, 央行在出台和实施货币政策来对宏观经济进行宏观调控时, 不仅要正确认识当前的宏观经济形势, 把握好政策调控的方向和力度, 还要重视到微观层面的企业活动与行为, 充分考虑到企业在不同季度的产品价格变动和工资调整对货币政策效果的不同影响。

二、计量模型与数据

(一) 模型设定

本文运用季度依赖 (Quarter-Dependent) 可变系数VAR模型, 模型的基本设定如下:

这个季度依赖的可变系数VAR模型与传统标准VAR模型最重要的一个区别就在于, 该模型中系数矩阵B (qt) s和C (qt) s中的元素, 也就是式 (1) 中各个滞后解释变量的系数取决于被解释变量Yt所标示的季度qt, 若t期对应的是一年中的第j个季度 (j=1, 2, 3, 4) , 则qt=j。季度依赖的关键含义就是货币政策冲击vm对实际经济变量Yt的特定影响取决于政策冲击所发生的季度qt。

在上述假设货币政策冲击不影响当期宏观变量的可识别条件下, 可以把式 (1) 和式 (2) 调整为标准的VAR简化形式。我们将式 (1) 带入式 (2) , 整理可得季度依赖的标准VAR模型:

缩写成简化形式为:

其中, F (S, q) 是一个季度依赖的系数矩阵, 这个矩阵中的元素随着被解释变量Xt所处的特定季度qt (qt=j, j=1, 2, 3, 4) 的不同而不同。模型 (5) 即是季度依赖的可变系数VAR模型, 我们可以利用此模型来考察我国货币政策冲击是否存在季度效应。

(二) 数据选取与处理

1. 货币政策变量M的选取与处理。

由于我国在1996年正式确定货币供应量作为货币政策中介目标, 并且货币供应量可以由中央银行通过公开市场操作直接控制, 从而更能体现央行货币政策的取向, 因此本文选取1996:Q1-2011:Q4的季度M2数据作为货币政策变量。

2. 非政策变量Y的选取。

本文选取国内生产总值GDP作为宏观经济变量, 同时添加全国居民消费价格指数 (CPI) 作为非政策变量以抵消“价格之谜”的影响。对应于货币政策变量M2, 本文选取1996:Q1-2011:Q4的季度GDP数据, 同时利用国家统计局公布的全国居民消费物价指数月度同比和环比指数, 构造我国居民消费物价定基指数CPI (以1995年1月为基期) 。以上所有数据皆来源于中经网统计数据库。

3. 数据的处理。

首先将国内生产总值GDP和货币供应量M2的季度数据除以定基物价指数 (CPI) , 得到季度实际值, 接着采用X-12季节调整方法, 对国内生产总值GDP和货币供应量M2的时间序列做季节调整, 以消除季节因素的影响。此外, 为了减少各时间序列的波动性, 克服数据中的异方差, 分别对季节调整后的非政策变量GDP、CPI和货币政策变量M2做对数变换, 从而得到各变量的对数序列Ln GDP, Ln CPI和Ln M。

三、实证结果分析

(一) 单位根检验

为了可以应用VAR模型对货币政策冲击进行脉冲响应分析, 首先需要检验各变量时间序列的平稳性。本文采用ADF检验对Ln GDP、Ln CPI和Ln M做单位根检验, 检验结果见表1。

!:"#$%&’C、T (P) *+, -./01、-.2345 (6789。

从表1的单位根检验结果可以看出, Ln GDP、Ln CPI和Ln M的ADF值都大于5%显著性水平下的临界值, 它们都不是平稳序列。因此, 需要对这些变量进行平稳化处理。在对各序列进行一阶差分后, 得到的各差分序列DLn GDP、DLn CPI和DLn M的ADF值皆小于5%的临界值, 表明它们为平稳序列, 从而可以将其带入季度依赖的可变系数VAR模型 (5) 中进行系数估计和脉冲响应分析。

(二) 脉冲响应分析

图1和图2分别给出了DLn GDP和DLn CPI对发生在四个季度的1单位DLn M正向冲击所产生的脉冲反应曲线。从图1可以看出, 发生在第一季度的货币政策冲击对国内生产总值产生了较大程度的影响。DLn GDP对1单位DLn M正向冲击的脉冲响应在4个季度后达到最大值, 随后迅速下降, 并在10季度后逐渐消失。与第一季度的情况相比, 第二、三季度的货币政策冲击对总产出的作用效果明显降低。其中, DL-n GDP对第二、三季度货币政策冲击的反应最大值分别只有0.36和0.53。而第四季度货币政策冲击对总产出的影响非常微弱, DLn GDP对第四季度的一单位DLn M正向冲击的前期反应微弱为负。也就是说, 货币供应量增长率的提高, 不仅没有使得总产出增长率上升, 反而使之出现了一定程度的微弱下降。

从图2可以看出, 物价水平对第一季度的货币政策冲击的响应程度同样较高。DLn CPI对1单位DLn M正向冲击的脉冲反应, 在冲击后的第2季度达到最大值0.52, 并在10季度后逐渐消退。第二、三季度的货币政策冲击, 对物价水平的影响程度要明显小于第一季度, DLn CPI对第二季度冲击的反应最大值也只有0.36, 第三季度更小, 还不到0.11。而第四季度DLn CPI对1单位DLn M正向冲击的反应, 也是前期短时出现较小正值后, 便迅速下降为负值, 出现了微小的负向效应。

通过上述的脉冲响应分析, 可以得到如下的经验事实:我国的货币政策冲击存在明显的季度效应。产出对第一季度货币政策冲击的反应程度最大、持续时间最长, 第二、三季度较小, 第四季度最弱, 甚至出现微小的负向反应。而且, 物价水平对第一季度货币政策冲击的反应迅速而强烈, 第二季度次之, 而对第三、四季度的货币政策冲击反应程度相对较小。

四、结论

本文利用季度依赖的变系数VAR模型和脉冲响应函数, 对我国的货币政策季节效应进行了实证分析, 得到如下结论。

首先, 我国的货币政策冲击存在显著的季度效应, 不同季度出台的货币政策会对宏观经济运行产生不同的特殊影响。其中, 第一季度的货币政策冲击, 对产出和物价水平的影响程度最大, 第二、三季度的政策冲击, 对产出和物价水平的影响程度相对较小, 第四季度的货币政策冲击的效果最为微弱。

其次, 我国货币政策冲击季节效应产生的原因, 很有可能归因于我国名义价格和名义工资的调整刚性。一方面, 我国大部分企业的产品价格变动可能大多发生在春节前后的第一季度;而另一方面, 大部分企业工人名义工资的调整可能发生在一年中的第四季度。由于以上名义价格和名义工资调整的非均衡性, 第一季度的扩张性货币政策冲击, 就会造成产品价格相对较高, 工人工资相对较低, 从而促使企业在第一季度扩大生产, 增加产出。而第四季度的扩张性货币政策冲击, 则会导致产品价格相对较低, 工人工资相对较高, 从而导致企业的生产积极性不高。

参考文献

[1]Bernanke Ben S, Blinder A.The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission[J].American Economic Review, 1992, 82 (4) :901-921.

[2]Bernanke Ben S, Gertler M.1995."Inside the Black Box:The Credit Channel of Monetary Policy Transmission[J].Journal of Economic Perspectives, 1995, 9 (4) :27-48.

[3]刘金全.货币政策作用的有效性和非对称性研究[J].管理世界, 2002 (3) .

[4]Taylor J B.Aggregate Dynamics and Staggered Contracts[J].Journal of Political Economy, 1980, 88 (1) :1-23.

冲击效应 第2篇

以县域经济为研究对象包含了中国经济发展主要的矛盾和瓶颈，如三农问题、乡镇企业问题、收入差距问题、教育公平问题、医疗保障问题等。有效地解决这些问题是强化国民经济、全面建设小康社会、均衡发展的需要。金融作为经济的核心，它在县域的规模、结构及制度安排是解决这一系列问题的基础和关键。

一、县域经济发展的特点

农村在县域范围内占据着绝大部分的领域。我国县域面积约占国土总面积的93﹪，而农村就占国土面积的 85%左右，能被农业利用的土地是县域土地的基本构成，这是县城经济与城市经济相区别的显著特点。如果县域经济不具备这个特点，即所辖的土地被大部分用于工业或其他非农产业，那么，这样的区域经济就不是县域经济，而是城市经济，从而超出了县域经济研究的范畴[1]。因此，对这些土地的利用构成了县域经济的基础产业，农业和农村经济在县域经济中占有极为重要的地位。

农村人口在县域居民中占据着绝大多数。目前，在我国 13 亿人口中，县域人口占 85﹪，而农村人口约占人口总数的 70%。因此，农民的文明和富裕程度对整个县域的经济、社会发展具有举足轻重的影响，农民利益是广大人民群众根本利益的重要组成部分。目前，中国农民收入的总体水平较低，来源渐趋多样化，但地区差距急剧增大。

农业是县域经济的主导产业。农业历来一直是县域经济的主体产业，尽管 20世纪 80 年代以后乡镇工业迅速崛起和发展，县域产业结构发生了重大变化，但农业仍然是县城主要的就业渠道和重要的收入来源，其他部门的经济活动大都或多或少地与农业生产有联系，中西部欠发达省份更是如此。据统计，日前，县城经济人口中从事农业生产活动的劳动力约占 75%，农业产值约占总产值的 35%。

二、完善县域金融制度的配套政策

树立和增强商业银行贷款营销意识。对县域经济的特点和中小企业经营水平和业务实力参差不齐的现状，县域市场中的商业银行分支机构要加大对县域经济中中小企业信贷支持力度，对其进行分类细化管理，以优、大、强为评价标准，挑选其中的优质企业作为主要目标。在对中小企业进行市场细分的基础上，切实转变抓大放小的经营观念，有针对性的实施信贷营销战略，努力开拓信贷市场、培育信贷客户、拓宽信贷投放领域。同时，要加强贷后服务二}二作，优质的贷后服务，对建立良好的银企关系，确保信贷资金安全，提高信贷资金使用效益均起到十分重要的作用，在提供一般性贷后服务的同时，可以将贷后服务内容和范围进行扩张延伸，根据客户的优良程度为其提供存取款、结算、信息服务、理财等全方位的支持和服务。伴随其做强大的特点同时将其培养成为稳定、忠诚的客户群体通过支持县域经济增收节支，努力提高资金使用的安全性、流动性和盈利水平，通过带动县域经济和当地中小客户发展，实现自身的壮大和可持续发展。

建立完善的贷款管理的激励和约束机制。完善的激励约束机制是现代企业成长、发展、运行的基石和重要核心，商业银行作为市场经济中的高风险企业和经济运行核心。建立完善的激励约束机制特别是针对风险极高的信贷业务建立完善的激励约束机制，更是经营工作中重中之重，深化金融改革的当务之急，建立完善的贷款管理的激励和约束机制有利于商业银行科学发展，合理经营，目前我国商业银行在贷款管理激励约束机制方面，存在考核激励体系不够科学、背离市场趋势、显性激励不足、约束形式单一、激励约束行为短期化等问题。针对上述这些问题，可以通过以十-措施和手段进行完善和整改，包括：进一步规范和完善贷款责任制，科学合理的制定对信贷管理人员发放、回收贷款的综合考核体系，在加强贷款质量考核的同时，还应加强对利润私}资金周转速度等重要指标的考核。对造成不良贷款的责任应做客观、公正的评价和认定，对符合国家相关产业政策和信贷指导原则，严格按正常贷款程序发放的贷款，因不可预见的市场风险而形成了不良资产，不应该追究信贷管理人员的责任，要废除一些不合理的考核指标，纠正目前重罚轻奖的信贷考核办法。建立责权利相对应的管理制度，通过利益驱动强化贷款责任，通过增加优质的增量来盘活存量而规避信贷风险，引导新增贷款与经济增长点的结合。增加呆账贷款的追究查处力度，健全呆账贷款的核销中报制度。科学确定贷款的正常损失率，简化贷款手续，有效运用利率杠杆，大力提高商业银行对县域经济的金融服务水平。

加强对县域中小企业的金融支持。县域经济与商业银行有着固有而密切的联系，支持县域经济发展不仅是商业银行履行信贷支农义务的职责所在，而且是巩固商业银行经营网点、促进商业银行综合改革、加快商业银行有效发展的必然选择。加快县域业务发展，提升县域业务竞争力，已经成为商业银行改革和发展中的一个重要课题。县域经济在县域经济中，大型企业较少，主要是中小企业、中小企业在县域经济中具有非常重要的地位、举足轻重的作用，而县域中小企业贷款金额小、频率高、时间急等特点，部分县域中小企业信用度不高、财务管理不规范。县域中小企业自有资金不足，内部管理不规范，缺乏健全的财务制度，加上不少县域中小企业信用观念不强，不符合贷款条件；组织结构过于分散，担保抵押机制不健全，社会服务体系不完善，导致县域中小企业资金短缺，阻碍了对县域中小企业的发展，商业银行应该结合自身的特点为中小企业提供优良的宽松的信贷政策和金融支持，不仅能化解中小企业融资难，也能推动县域经济的快速发展。

在县域经济运行中，科学、合理的县域金融组织和制度体系能够分散存在于农业、农村生产和经营过程中的自然风险和市场风险，以增进县域经济活动的可预见性，促进县域经济发展。为化解县域金融风险，可通过县域金融制度风险进行预警，明晰产权、深化农村信用社改革、建立多层次法人治理结构的农村合作金融组织体系，引导和发展民间金融、发挥民间金融对农村正式金融安排的补充和辅助作用，建立起相关保险制度和贷款抵押担保机制等途径化解县域金融服务风险。

英国退出欧盟对市场的冲击效应研究 第3篇

关键词：英国,欧盟,经济金融

迄今为止英国加入欧盟43年之久,尽管英国在全球经济排名第6位,在欧洲排名第3位,英国仍然不是欧盟核心创始成员国之一,从提出加入欧盟到真正成功也是几经周折。2013年英国首相卡梅伦提出欧盟不进行改革,英国有可能选择“脱欧”的公开讲话,到目前应对欧盟经济复苏的艰难时期,英国和欧盟的争执频频爆发,针对国家主权方面英国不愿上缴更多主权给布鲁塞尔,不愿意因为会计准则改变和英国经济表现相对较好而向欧盟增付21亿欧元的欧盟公共预算“补款”,对欧盟其他成员国来英移民设限,遏制“福利移民”的迁入等。从英国传统的置身欧洲大陆内部纷杂事务之外的“光荣孤立”政策,到其与欧洲大陆社会市场经济背道而驰的推崇市场竞争、主张自由贸易,尤其重视金融市场的作用经济政策来看,选择2016年6月23日全民公投脱离欧盟已经是毋庸置疑的结果。

一、国内外对英国退出欧盟的争论

从英国和欧盟的发展关系来看,英国脱离欧盟这一结果早有学者预言,虽然各位学者对英国脱离欧盟的影响各执己见。从西方学者的观点来看,他们普遍认为英国不应该脱离欧盟。Anatole Kaletsky认为基于政治和经济方面的考量,英国公民意识到脱离欧盟自身将面临怎样的生活后一定会选择留在欧盟。从经济角度出发,如果英国与欧盟贸易关系破裂,英国需要与欧洲进行单一市场谈判,允许其服务业进入其中,而欧盟制造商将根据全球世贸组织规则,享受几乎无限制地根据自己的意愿向英国出售一切商品的权利,这会强烈冲击英国的商品市场。Robin Niblett和Jeanne Park都认为英国与欧盟其他国家的贸易额略低于其贸易额的,因此欧盟是英国目前最重要的市场。贸易很重要,同样重要的是无障碍的欧洲市场。再加上英国对劳动征税的税率最低,帮助其在过去十年内成为欧盟最大的外国直接投资流入国。如果英国脱离了欧盟,即使双方还签订自由贸易区协定,英国也再不能参与规则制定。这将降低英国作为投资目的国的吸引力。此外,如果英国脱离欧盟,就不能享受欧盟与东盟、日本和印度之间缔结的协定。以上结论可以看出国外学者一直坚信英国不应该也不会退出欧盟。

中国学者更多的从英国与欧盟复杂的历史关系推断英国退出欧盟的可能性。崔洪建归结英国疑欧退欧情绪来源于其难以适应加速一体化,欧盟加速一体化不符合英国对自身主权地位的判断。从地理位置上英国素来远离欧洲大陆,保持其自身主权经济发展的独立性,欧盟逐渐提出向经济、货币、财政、银行甚至政治一体化方向发展,所有成员国涉及政治、财政、金融领域的主权向欧盟靠拢,再加上英国拒绝向欧盟增加预算,英国与欧盟的距离越走越远。英国主要的金融政策也与欧盟相去甚远,以德国为首的欧盟国家更加倾向于发展实体经济,其经济基本面良好且金融业在经济总量中所占比例较低,而英国是奉行自由市场为主的经济金融政策,其金融业在欧盟成员国中最发达且占其经济总量的10%以上,如果让英国改变金融政策方向会令其市场失去发展活力,对英国实体经济也会产生不利影响。陈季冰认为英国和欧盟之间“分手”并不容易,当英国首相卡梅伦抛出反对集权式政治联盟,提议全民公投决定是否退出欧盟之际,德国希望英国继续留在欧盟认为双方抱有共同的发展愿景且留在欧盟对英国和德国的经济发展来说具有好处,大洋彼岸的美国也认为它的亲切盟友英国留在欧盟占有一席之地对美国来说也是有利的。赵怀普认为英国对欧盟若即若离的原因在于加入欧盟涉及英国的战略选择,侵蚀了英国的主权和冲击了英美特殊关系。显然中国学者对英国是否应该退出欧盟抱有复杂的态度,部分学者认为英国与欧盟渐行渐远,部分学者认为英国虽然与欧盟之间有分歧,但想要脱离欧盟也不容易,即使目前事实证明英国最后通过公投的方式退出了欧盟。

二、英国退出欧盟对世界经济金融的影响

英国退出欧盟之后,对英国自身汇率,资本、贸易的影响都是巨大的。自从英国公投开始到已经确定退出欧盟这一结果释出,英国汇率对这一结果给出了直接的反应。通过查询银行汇率牌价可知,英镑兑人民币汇率从6月23日起大跌,当日英镑兑人民币中间价是974.4,24日英镑就跌到911.89,跌幅达6.42%,截至目前英镑一直直线下跌,这是英国脱离欧盟之后人们对其经济市场货币信心流失的直观表现。汇率下降致使英镑购买力下降他国货币购买力增强,造成其他国家消费者抢购英国商品的现象,对英国商品市场秩序造成不利影响。英国是欧盟核心成员之一,地理优势及经济联盟使英国和欧盟之间的贸易往来更加便利,退出欧盟使英国要面临与欧盟国家进出口贸易的门槛,关税及交易成本都会提高,这不仅对英国不利,对欧盟国家也是不利的。英镑汇率下降对直接投资及资本流动产生一定影响。有调查显示欧盟占英国国际直接投资比例将近50%,不少英国国民误以为这个比例仅有30%,这也是很多国民提出二次公投的原因,英镑汇率下跌会使直接投资减少,资本流出本国,对英国投资产生冲击。

英国退出欧盟对国际经济金融市场的影响也不言而喻。对于国际外汇市场,英镑汇率的下降肯定会使其他国家货币汇率的上升,日元汇率在当天升至近年来最高点,汇率上升代表一国货币价值的上升,但货币价值提高对一国来说不一定都是好的,每个国家外汇政策都是维持币值稳定,外界冲击使一国货币价值波动有悖于一国的外汇政策目标。我们可以清楚地看到当英镑汇率一路下跌,黄金价格一直飙升,投资者出于规避风险的心态投资黄金拉高价格。英镑、美元等货币与黄金一直存在此消彼长的替代关系,当货币走弱黄金价格就会上升使黄金市场产生波动,虽然会使部分投机者获利但长期来看对投资者是不利的。英国退出欧盟对股市的影响也可通过各国大盘指数看出变化,投资者恐慌情绪带来的也是股市的大幅下降,我国A股、日本韩国的股市都受到相应的冲击有所下降。英国作为欧盟金融业最发达的国家为欧盟各成员国提供成熟完善的金融服务,英国的退出也会使欧盟国家受到金融服务质量的下降。

三、英国退出欧盟对中国的影响

英国退出欧盟对中国贸易的影响。英国退出欧盟对世界贸易格局产生影响,我国也不例外。英国是欧盟中我国第二大贸易伙伴,英镑的持续下跌使我国人民币承受升值压力,人民币购买力增强能够使更多的国民消费进口商品,但英镑贬值会使我国出口英国的商品减少,再加上英国脱离欧盟对其国内经济产生冲击内需减弱,进一步减少贸易进口。为了更好应对这一状况,我国应该适时调整进出口结构,更加注重与欧盟其他成员国之间的贸易联系。英国一旦失去与欧盟之间的贸易便利,一定会把贸易重点转向发展迅速的我国,我们也应提前制定优于我国的贸易策略。

英国退出欧盟对中国投资的影响。2015年10月习近平主席访英加强中英之间的联系,为了符合SDR条件其中中国对英国直接间接投资巨大,英国脱欧英镑缩水势必使我国投资总额减少。我国对英国核电、高铁、通讯方面皆有投资,仅核电一期投资总额180亿英镑,我国投资股份占33.5%即60.3亿英镑,英镑大幅缩水使我国投资总额也大幅下降。不稳定的经济金融市场造成投资环境的不稳定,我国投资方向也应该另辟蹊径。且大量资本会从英国撤出,中国是一个投资者青睐的选择,中国应该提前预防大量资本进入中国对中国资本市场的冲击。

英国退出欧盟对中国国民的微观影响。以上是从宏观方面分析英国退出欧盟对国际或中国经济和金融的影响,大体来看带来的是不利影响,从微观分析其对国民将会带来不少好处。英镑汇率下降,以英镑标价的英国商品价格就会下降,这给历来爱买奢侈品的中国人无疑省下很多资金,也让更多的中国人能消费进口产品。英国国内物价的相对下降,也给其带来旅游商机,外国游客可以趁此机会一览英国风貌。英国也是中国留学生向往的学习圣地,英镑汇率下降也可以为他们学费生活费节省不少资金,这样来看这些并不是英国退出欧盟带来的好处,只是英国汇率下降带来暂时的好处。

四、结论

英国退出欧盟已是不可改变的事实,不管是否符合多数人的愿望,也不管这次公投是否是英国公民利用理智做出的正确决定,都对英国自身及其他国家产生或多或少的影响。像文中分析的那样,短期内英镑汇率的下降对我国国民微观生活带来一些益处,我们可以消费进口品,可以有更多外出旅游和学习的机会。长远来看,英国可以独占自己政治主权及按照自己的政策发展金融经济,但与欧盟关系的破裂致使其商品贸易在欧洲大陆不能自由买卖,对世界贸易格局也产生影响。中国在这一背景下,从自身利益出发,应该改变进出口结构,与欧盟其他成员国建立联系,注意国际资本的流动和中国资本的投资方向,稳定金融市场,为我国经济金融发展奠定基础。

参考文献

[1]崔洪建.英国退出欧盟[J].世界态势,2012(23):32-33.

[2]丁纯.英国和欧盟:斗而不破[J].社会观察,2015(1):50-52.

[3]罗宾·尼布勒特,珍妮·帕克,黄懿杰.英国退出欧盟[J].国际经济评论,2013(2):164-166.

[4]安纳托尔·凯勒茨基.英国为何不应退出欧盟[J].南风窗,2016(6):79.

[5]陈季冰.英国与欧盟,想说再见不容易[J].同舟共进,2013(5):31-33.

[6]赵怀普.英国缘何对欧盟若即若离[J].国际论坛,2005(5):26-30.

[7]曲兵.欲迎还拒,欧盟对英国心态纠结[J].世界知识,2016(6):44-45.

冲击效应 第4篇

1 冲击系数概述

汽车的冲击系数是汽车过桥时对桥梁结构产生的竖向动力效应的增大系数, 汽车荷载的冲击系数可表示为[1]:

其中, Ydmax为在汽车过桥时测得的效应时间历程曲线上最大静力效应处测得的最大静力效应值;Yjmax为在汽车过桥时测得的效应时间历程曲线上最大动力效应处测得的最大动力效应值。

效应值可以取最大挠度位置竖向位移的变化来描述, 称为位移冲击系数, 也可以通过控制截面的应变来计算, 称为应变冲击系数。二者都是用来表现由于汽车的动力冲击作用使桥梁产生的动态增量。瑞士的EMPA实验室自1924年以来对移动荷载的冲击系数进行了十分深入和系统的实验研究, 基于大量的实测数据指出车辆振动本质上是一种强迫共振现象, 用放大谱来计算冲击效应, 即把冲击系数定义为桥梁固有频率的函数来代替现行的按跨度递减的冲击系数公式更为合理。1979年, 加拿大安大略省规范 (Ontario Code) 率先接受了这一新概念, 建立了放大谱的新规定, 1982年又根据新的实测资料作了进一步的修改。在我国JTG D60-2004公路桥涵设计通用规范中也改用了这一计算方法。

目前, 世界各国公路桥梁设计规范对冲击系数的计算公式多数仅以桥梁计算跨径L作为参数, 按L的递减函数进行计算。

2 冲击效应计算比较

2.1 国内桥梁规范中简支梁桥汽车冲击系数的计算方法

1) JTJ 021-89公路桥涵通用设计规范。

L≤5 m时, μ=0.30;L≥45 m时, μ=0;5 m<L<45 m时,

2) JTG D60-2004公路桥涵通用设计规范。

对简支梁桥:

当f<1.5 Hz时, μ=0.05;当1.5 Hz≤f≤14 Hz时, μ=0.176 7ln f-0.015 7;当f>14 Hz时, μ=0.45。

3) CJJ 77-98城市桥梁荷载设计标准。

。当l=20 m时, μ=0.2;当l=150 m时, μ=0.1。

2.2 冲击系数的计算结果比较

本文选用公路交通行业里常用的简支空心板桥的标准图, 用三种冲击系数计算方法计算了公路桥梁中6 m～25 m标准跨径简支空心板桥的冲击系数, 并比较了计入冲击效应的荷载效应与不计冲击效应的荷载效应, 计算结果见表1, 图1～图4。

综合有关文献[6,7,8,9]及表1, 图1～图4可知, 以桥梁计算跨径L作为参数, 按L的递减函数来计算的89规范和城市桥梁荷载设计标准冲击系数均小于按结构基频的方法来计算的04规范, 跨度越小, 两者之间的差别越大。

其中, 在6 m跨时, 89规范比04规范小53.6%, 98标准比04规范小93.1%。在25 m跨时, 89规范比04规范小46.7%, 98标准比04规范小15.8%。三种规范的冲击系数结果有随着跨度的增大而慢慢接近的趋势。但是, 89规范的冲击系数计算公式规定跨度大于45 m时, 冲击系数等于零, 这与实际情况不相符;而04规范以结构基频来计算冲击系数避免了这种情况的发生。04规范汽车荷载对89规范、城市桥梁荷载设计标准中汽车荷载的效应比在计入冲击系数之后会不同程度的提高, 提高幅度在2%～19%。

3 结语

1) 本文主要分析冲击系数对桥梁汽车荷载效应的影响, 为分析桥梁汽车荷载效应的影响因素提供参考, 为设计人员选用一种标准进行分析计算, 达到保证设计质量、提高设计效率的目的提供帮助。2) 本文主要针对中小跨径桥梁进行比较, 大跨度桥梁的汽车荷载效应比较分析有待进一步的分析和研究。3) 本文对汽车荷载效应进行比较时, 主要采用的是89规范、04规范以及98城标中的汽车荷载模式进行分析, 对国外规范采用的汽车荷载效应未进行比较计算, 还需要进一步计算和研究。

摘要：通过以简支梁桥为研究对象, 列举公路桥梁相关规范中冲击系数的计算方法, 使用公路交通行业里常用的简支空心板桥的标准图来进行结果比较, 为分析冲击系数对桥梁汽车荷载效应的影响提供参考。

关键词：公路桥梁,设计规范,汽车荷载效应,比较分析,冲击系数

参考文献

[1]JTG D60-2004, 公路桥涵设计通用规范[S].

[2]CJJ 77-98, 城市桥梁设计荷载标准[S].

[3]JTJ 021-89, 公路桥涵设计通用规范[S].

[4]JTJ 001-97, 公路工程技术标准[S].

[5]JTG B01-2003, 公路工程技术标准[S].

[6]鲍卫刚, 张海龙, 刘菊玖.关于桥梁所承受的冲击力计算方法的研究[J].桥梁建设, 2000 (1) :24-26.

[7]宋一凡, 贺栓海.公路桥梁冲击系数的影响因素分析[J].西安公路交通大学学报, 2001 (4) :47-49.

[8]秦向杰, 葛斌.桥梁冲击系数按结构频率的计算研究[J].山西建筑, 2007, 33 (10) :316-317.

某新型火炮冲击波的生物效应研究 第5篇

1 材料与方法

1.1 实验动物

豚鼠:雄性, 体质健康, 体重300~400 g, 试验组60只, 对照组15只。羊:雄性, 体质健康, 体重20~30 kg, 试验组6只, 对照组1只。

1.2 仪器及耗材

冲击波传感器、全自动生化分析仪、离心机、负压采血管、剪刀、镊子、骨钳。

1.3 试验方法

1.3.1 实验动物的准备

实验前观察羊和豚鼠的呼吸频率、吃草饮水等情况, 并抽血检测羊的乳酸脱氢酶、肌酸激酶、醛固酮和皮质醇等生化指标。

1.3.2 实验动物布放

以0°、17°、60°射角射击时, 分别将1、3、5号实验羊固定于专用实验笼内并布放在炮手位, 2、4、6号羊布放于装填手位置, 羊的布放采取站立位, 模拟乘员实际情况, 头部相对固定, 耳部距地面约900 mm;以17°、60°射角射击时, 将豚鼠固定于专用实验笼内, 在炮手和装填手位置分别布放3笼豚鼠, 每笼5只, 豚鼠采用自然体位, 豚鼠笼放置在羊笼顶部, 距地面950 mm;对照组羊和豚鼠布放于掩体后方 (距炮约50 m) 。

1.3.3 生物效应测试

射击结束时, 采集颈静脉血, 并进行生化检测;于每次射击后一二小时活杀, 对体表和内脏器官系统进行全面大体检查, 并取心、肝、脾、肾、肺、脑标本, 经10%甲醛浸泡, 常规制片, HE染色, 经光学显微镜病理组织学观察。对豚鼠腹腔注射10%水合氯醛麻醉后进行解剖, 重点观察鼓膜损伤情况。

1.3.4统计学分析

应用SPSS 13.0软件进行统计分析。生化指标数据采用±s表示, 采用配对t检验进行分析, 以P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 实验动物的一般情况

实验前, 羊和豚鼠自由饮水和进食, 生命体征正常;在实验过程中羊表现出挣扎样反应, 豚鼠表现出尖叫、惊吓等反应;实验后, 3和7号羊死亡。

2.2 大体解剖结果

2.2.1 羊

在大体解剖过程中发现, 2、6号羊肺部出现不同程度的充血, 有散在的瘀点、瘀斑;实验组所有羊两侧鼓膜全部爆裂伴出血;其他脏器大体观察均正常。

2.2.2 豚鼠

2.2.2. 1 豚鼠鼓膜损伤程度的划分等级[4,5]

鼓膜损伤程度主要依据鼓膜破裂 (即穿孔) 大小而异, 基本分5种病变, 见表1。

2.2.2. 2 豚鼠鼓膜损伤结果

该新型火炮17°和60°射角发射后, 对炮手位和装填手位60只豚鼠鼓膜进行解剖发现, 鼓膜有不同程度的损伤;对照组15只豚鼠鼓膜解剖未见异常。损伤结果见表2。

2.3 生化检测结果

经配对t检验分析, 发射该新型火炮可引起实验羊血液中醛固酮和皮质醇含量降低, 而乳酸脱氢酶活力升高 (P<0.05) , 可能由于冲击波对其脏器造成损伤或实验动物应激反应所致;其他生化指标变化无统计学意义。见表3。

2.4 病理检测结果

实验羊病理检测发现, 1只肝细胞中度肿胀, 5只肝细胞轻度肿胀, 2只肝脏间质中度炎细胞浸润, 1只肝脏间质轻度炎细胞浸润, 1只中央静脉中度扩张, 肝窦轻度淤血;2只肺间质轻度淤血, 1只肺间质中度淤血;2只肾间质轻度淤血。见表4。

3 讨论

冲击波是火炮发射出膛时在炮口周围形成的一种高速高压波, 其所致的生物损伤简称冲击伤。据报道, 影响冲击波损伤的的因素很多, 生物冲击伤主要与冲击波压力的传播速率和压力大小、压力上升时间、持续时间以及生物物种、周围环境压力有关[6]。

听器和肺是对冲击波最敏感的器官[7,8]。豚鼠和羊是测试冲击波生物效应的首选动物, 因豚鼠听觉发达, 能识别多种不同的声音, 当有尖锐的声音刺激时, 常表现耳廓微动, 为听觉耳动反射;羊的胸廓与成人胸廓相当, 羊的皮肤薄而柔软, 比较接近人的皮肤, 其肺淋巴引流较为规则, 易动态观察肺水肿的形成。本次实验结果表明, 动物内脏器官损伤主要与冲击波致伤有关, 本次研究在解剖中发现, 动物内脏器官损伤主要与冲击波致伤有关, 可引起听器、肺、肝损伤, 听器损伤主要表现为鼓膜充血、出血、穿孔, 外耳道积血, 豚鼠的鼓膜破损率达到100%;2只羊肺部出现不同程度的充血, 有散在的瘀点、瘀斑;实验组所有羊两侧鼓膜全部爆裂;其他脏器大体观察均正常。在组织病理学检测方面, 实验羊肺间质轻度、中度淤血, 与杨志焕等[2,9]报道的结果是一致的;肝脏表现为肝细胞轻度、中度肿胀, 肝脏间质轻度、中度炎细胞浸润, 中央静脉中度扩张, 肝窦轻度淤血等;在生化指标方面, 羊血中醛固酮和皮质醇含量降低, 而乳酸脱氢酶的活力升高, 可能与羊应激和脏器受损有关。有待进一步研究。研究冲击波的生物效应最终目的是要归结到对作业人员的防护上, 目前冲击波对人员损伤效应的研究报道不多, 主要通过大量大动物实验的结果外推到人, 迄今尚未形成安全限值标准, 损伤程度与冲击波的量效关系累积效应都是今后值得研究的重要课题[10,11]。

本次研究初步探讨了该新型火炮炮口冲击波的生物效应, 为评估该火炮的综合性能提供了一定的基础数据, 对弹药优化设计和炮口冲击波的防护也有一定意义。

参考文献

[1]Helling ER.Otologic blast injuries due to the Kenya embassy bombing[J].Mil Med, 2004, 169:872-876.

[2]杨志焕, 王正国, 李晓炎, 等.炮口冲击波的生物效应研究[J].弹道学报, 2000, 12 (3) :55-58.

[3]Moe JB, Clifford CB, Sharpnack DD.Effects of blast waves on nonauditory epithelial tissues.Basic and applied aspoects of noise induced bearing loss[M].Plenum Publishing, 1986:473-486.

[4]梁之安, 冯俊明, 杨琼华.压力波对听觉器官的致伤作用——Ι.致伤部位和损伤特性[J].生理学报, 1983, 35 (4) :369-377.

[5]李朝军, 刘兆华, 朱佩芳, 等.冲击波负压暴露对豚鼠鼓膜和听骨链的损伤效应[J].中华创伤杂志, 2006, 22 (8) :617-622.

[6]杨志焕, 周继红, 康建毅, 等.爆炸冲击波生物效应评估进展[J].野战外科通讯, 2006, 31 (3) :8-12.

[7]李兵仓, 张良潮, 陈志强, 等.某榴弹致伤绵羊后的破片伤和冲击伤[J].中华创伤杂志, 1999, 15 (6) :451-454.

[8]杨志焕, 王正国, 唐承功, 等.炮口冲击波的生物效应及其对人员内脏损伤的安全限值[J].振动与冲击, 1999 (4) :39-45.

[9]杨志焕, 王正国, 李晓炎, 等.炮口冲击波引起的山羊病理形态学改变[J].第三军医大学学报, 2000, 22 (7) :639-641.

[10]范俊奇, 董宏晓, 高永红, 等.爆炸冲击波作用下工事舱室内动物损伤效应试验研究[J].振动与冲击, 2013, 32 (19) :43-47.

冲击效应 第6篇

从东亚各国 (地区) 的实际情况来看, 多数年份确实证明了“三元悖论”的存在 (如表1所示) , 不难发现东亚地区一旦受到外部冲击, 各经济体抵御风险的能力会十分脆弱。但是, 近年以来“三元悖论”的存在性受到越来越多的质疑。本文选择东亚9国 (地区) 进行研究, 包括中国、香港、印度尼西亚、日本、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡及泰国。因为这些国家或地区自20世纪80年代以来与美国经济依赖程度不断增强, 并且在这个时期经历了多种汇率制度。另外, 它们还实施了包含积极汇率政策的出口导向战略, 经历了经济高速增长时期, 面临共同的外部冲击, 对外商直接投资都有较大的吸引力。

一、研究设计

由于美国经济冲击对东亚经济的影响程度, 与各国 (地区) 制度因素密切相关, 本文结合东亚各国 (地区) 不同的汇率制度及资本开放程度进行具体的探讨, 旨在对美国经济冲击的具体传导渠道进行识别, 使人们充分认识美国经济对东亚地区的渗透作用, 同时也能为这些地区宏观经济政策的制定起到一定的指导作用。

(一) 变量的选取和测度

本文结合东亚地区具体的汇率制度进行探讨, 先就对东亚各国 (地区) 事实上的 (de facto) 汇率制度进行归类。本文选用R-R分类法, 并在R-R分类基础上进一步归类为固定汇率制度、中间汇率制度和浮动汇率制度 (见表2) 。原始数据来源是Carmen Reinhart的个人主页, 该部分实证分析中的被解释变量是东亚各国 (地区) 的经济波动, 综合反映该地区的经济稳定状态, 用cy表示, 用各国 (地区) GDP年增长率消除趋势后得到的周期数据序列来衡量。

资料来源:东亚货币与金融一体化发展前景[M].北京:经济科学出版社, 2005:115.

资料来源:作者根据Reinhart和Rogoff基于事实上的汇率制度分类结果进行整理。

本文采用HP滤波方法 (平滑参数λ取值100) 消除趋势, 解释变量主要包括美国供给冲击、需求冲击和货币冲击, 并分别用美国通货膨胀率 (infu) 、美国GDP增长率消除趋势后的周期数据 (yu) 、美国联邦基金利率 (r) 表示。本文在扩展的模型中引入了汇率制度、资本开放度, 汇率制度的分类选取在前文中进行了阐述, 在文中用虚拟变量表示:d1表示如果该国或地区为固定汇率制度时取1, 否则取0;d2表示该国或地区为中间汇率制度时取1, 否则取0。另外, 资本开放度采用Kaopen (Chinn and Ito, 2008) 指数表示。Chinn和Ito使用指标综合方法建立了指标KAOPEN, 他们提出了多重汇率、经常账户交易限制、资本账户交易限制和出口收益上缴要求, 并利用主成分分析法来综合这4个指标的取值得到综合的资本开放度。

(二) 回归模型

结合以上变量, 本文在扩展模型中引入了东亚各国或地区的通胀率 (inf) 、东亚各国或地区的汇率变化值 (er) , 汇率制度和资本开放度的数据来源是Carmen Reinhart、Menzie Chinn的个人主页。除此之外其他变量的数据来源于国研网世界经济数据库, 研究区间为1984-2007年, 并建立该部分的基本回归模型如下:

本文在基本回归模型基础上考虑汇率制度的影响, 建立的扩展模型为:

考虑到资本开放度的影响, 加入控制变量后的扩展模型为:

本文中的汇率制度为虚拟变量, 这里讨论的汇率制度以美元为基础货币。各国或地区货币相对美元的汇率是固定还是浮动, 以及浮动幅度的大小, 对美国经济冲击的传导起重要作用, 尤其影响美国货币冲击的传导。因为利率代表国内资本的价格, 而汇率代表国内资本相对国外资本的价格, 所以美国的利率与各国 (地区) 货币汇率密切相关。本文重点考察汇率制度及资本开放度与美国利率相结合产生的影响, 并预期固定汇率制度与美国利率结合的交叉项会加剧东亚经济波动, 即回归系数α4预计为正值。对于解释变量资本开放度, 本文不仅考虑资本开放度本身的影响, 同时也考虑其与美国利率相结合的交叉项的影响。从“三元悖论”的角度来看, 一国如果选择固定汇率制度、资本开放的情况, 就只能放弃货币政策的独立性, 也就意味着受外国货币政策冲击的可能性会更大。

二、实证检验结果及分析

本文采用Hausman检验来选择面板固定效应模型和随机效应模型, 由于该类面板数据模型可能存在序列相关、异方差及截面相关等问题, 会导致结论有偏误, 本文对选定的模型进行相关检验, 并运用可行广义最小二乘法 (FGLS) 进行纠正, 回归结果如表3及表4所示。表3表示基本回归模型估计结果, 方程 (1) 和方程 (3) 采取的是消除序列相关的方法, 而方程 (2) 和方程 (4) 运用的是同时消除自相关和截面相关的FGLS方法, 进行比较得出两种方法得到的结论比较接近, 各回归系数符号相同, FGLS方法得到的系数多数情况下绝对值略小, 这是进一步消除截面相关的影响, 从而也证明模型结论是稳健的。

注:方程 (1) 和 (3) 采取的是消除序列相关的方法 (stata命令xtegar) , 方程 (2) 和 (4) 采取的是同时消除序列相关和截面相关的可行广义最小二乘法 (FGLS, stata命令xtgls) 。固定效应模型 (fe) 括号内的数值为t值, 随机效应模型 (re) 、FGLS模型括号内为z值, *、**、***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平下拒绝零假设, []内给出了相关检验结果的p值, 以下相同。

方程 (1) 和方程 (2) 显示美国三类经济冲击对东亚地区经济波动的影响, 各类冲击回归系数都在1%的水平上显著。infu、yu、r分别代表美国供给冲击、需求冲击和货币冲击, 从表中得知美国供给冲击及需求冲击都会加剧东亚经济波动, 尤其是供给冲击的边际影响相对更大。美国供给冲击的影响即表明美国通胀的传导作用, 美国通胀的变化势必影响美元币值的稳定, 从而以美元计价的原油、大宗商品、原材料等价格发生波动。因此, 美国通胀的变化不仅会通过美国与东亚的直接贸易产生影响, 也会通过影响世界商品价格传导到东亚经济体。美国需求冲击产生的影响相对小一些, 可以归因于需求冲击的传导渠道较为单一, 主要通过贸易渠道进行传导。值得注意的是, 方程 (1) 和方程 (2) 显示美国货币政策冲击并不会加剧东亚地区的经济波动, 反而有平抑作用。究其原因, 一方面与东亚地区较高的资本管制程度密切相关, 对外部金融冲击起到了一定程度的隔离作用;另一方面, 美国货币政策的主要手段是调整联邦基金利率 (Federal funds rate) , 各国 (地区) 可能根据美国利率的调整较快做出反应, 有效避免负面冲击。

考虑东亚各国或地区不同汇率机制的影响, 表3中方程 (3) 和方程 (4) 给出了回归结果, 本文在加入汇率制度变量后运用FGLS方法。相对于基本回归模型, 美国供给冲击及需求冲击的影响都变小了, 本文在这里重点关注不同的汇率机制下美国货币冲击的影响。变量d1r、d2r的回归系数表示固定汇率制度和中间汇率制度下美国货币冲击对东亚经济波动的影响, 这两个方程中r的系数表示浮动汇率制度下美国货币冲击的影响。从回归结果可知与前文中预期的作用方向一致, 固定汇率制度和中间汇率制度下美国货币冲击会加剧东亚地区的经济波动, 并且固定汇率制度下产生的影响相对更大一些, 而浮动汇率制度下美国货币冲击产生的影响却刚好相反。这与Giovanni, Shambaugh (2008) 得出的结论比较接近, 他们认为固定汇率制度下外国利率会对一国经济产生负面影响, 但他们的研究中对东亚及太平洋地区的实证结果并不显著, 而本文在这里针对东亚地区进行的研究得到了显著的结果。浮动汇率制度通常被认为容易引起波动、具有不确定性和风险性, 但国际金融市场允许公司采取对冲操作应对汇率变化, 而在固定汇率制度下面临投机性攻击及货币贬值时通常不能对冲风险, 即使政府为应对投机性攻击而做出政策调整 (比如对商品、服务贸易及资本市场进行管制) 后, 固定汇率制度下也不能进行对冲风险操作。因此, 浮动汇率制度实际上相比固定汇率制度风险更小, 更能隔离外部冲击。

注:方程 (1) 和 (3) 采取的是静态面板数据模型方法 (stata命令xteg) , 方程 (2) 和 (4) 采取的是同时消除序列相关和截面相关的可行广义最小二乘法 (stata命令xtgls) 。模型 (1) 中, 用修正的拉格朗日乘数方法检验序列相关性, ALM (lambda=0) =8.38[0.0038], 表明存在序列相关。模型 (3) 中, 采用Wooldridge test检验误差项的序列相关性, F (1, 8) =39.945[0.0002], 表明存在序列相关;采用Modified Wald test检验组间异方差问题, chi2 (9) =67.78[0.0000], 表明存在异方差;采用Breusch-Pagan LM test检验组间截面相关性, chi2 (36) =80.791[0.0000], 表明存在截面相关。“L.”表示滞后一期。

表4表示扩展模型的检验结果及引进控制变量后的稳健性检验结果, 本文在实证过程中发现当期的资本开放度及与美国利率的交叉项对东亚经济波动的影响并不显著, 进而推测可能存在滞后影响。因此, 在具体的实证中进入模型的是滞后一期的资本开放度及与美国利率的交叉项。考虑资本开放度的因素, 从表4结果可知美国三类经济冲击对东亚经济波动的影响, 与基本回归模型中的结果相近, 资本开放度的影响具有滞后性。在东亚金融危机时, 资本项目开放度较高的东亚国家的经济遭受重创, 而其他条件相似、但资本开放度较低的经济体却表现较好。因此, 在这之后各国对资本开放持谨慎态度, 也就是说东亚地区的资本开放程度并不高, 开放的过程也比较缓慢, 从而产生的影响具有滞后性。从回归结果可知滞后一期的资本开放度对东亚经济波动有正向影响, 即资本开放会加剧东亚地区的经济波动, 东亚金融危机产生的影响也证明了这一点。但出乎意料的是滞后一期资本开放度与美国利率的交叉项, 对东亚经济波动的影响是负向的, 也就是说资本开放并不会引起美国货币冲击加剧东亚地区的经济波动, 表明资本开放并不会使得美国货币冲击的影响产生根本性的变化, 这表明“三元悖论”在现实中的解释存在质疑。因此, 对于资本管制或资本开放对经济的影响, 并不能简单地从理论进行推理, 而应该结合现实条件放到具体经济环境中进行解释。

本文还加入东亚各国 (地区) 的通胀率及汇率变化值作为控制变量进行检验, 检验结果见表4中的方程 (3) 和方程 (4) 。对比消除了自相关和截面相关的FGLS方法得到的检验结果 (2) 和 (4) , 发现引进控制变量后各变量对东亚经济波动的作用方向一致, 但作用强度有小幅度变化, 从结果上可以判断我们建立的模型是稳健的。对比方程 (2) 和 (4) 的检验结果, 美国经济冲击对东亚经济波动的边际效应绝对值都有所减小, 固定汇率制度下美国利率的影响程度也降低了, 显著性也有降低, 在5%的显著性水平下显著, 而中间汇率制度下美国利率的影响变得不显著。所以, 东亚地区通胀率的影响也有滞后性, 滞后一期通胀对东亚经济波动的影响是负向的。

从理论上来看, 根据菲利普斯曲线及奥肯定理的阐述, 失业率与通胀率、失业率与经济增长率两组变量之间都呈反向的对应变动关系, 因而经济增长率与通胀率之间便呈现出同向的对应变动关系, 即适度的通胀是有利于经济增长的, 一定程度的通胀能降低失业率促进经济增长, 不会加剧经济波动。从回归结果还可以看出国内汇率的变动也不会加剧经济波动, 这与浮动汇率制度下美国利率的影响 (方程 (4) r的回归系数可以反映出来) 一致, 进一步说明了汇率的变动可以起到调节国内国外相对资产价格的作用, 对经济稳定并没有负面影响。

三、主要结论及政策含义

本文把美国供给冲击、需求冲击和货币冲击纳入同一个分析框架, 结合东亚地区具体的汇率制度和资本开放度等因素进行综合考察, 通过建立稳健性的计量模型探讨美国经济冲击对东亚地区经济波动的影响, 证明了汇率制度及资本开放度会对美国经济冲击传导产生影响, 不同的汇率制度和资本开放度会导致不同的传导效应, 从而为人们在具体的政策制定中提供了更多参考。

实证结果表明美国供给冲击和需求冲击会加剧东亚地区的经济波动, 其中供给冲击的影响效应较大。而美国货币冲击本身并不会加剧东亚经济波动, 可能归因于美国货币政策的公开性和透明度, 使得各国有充分的反应时间进行应对以消除不利冲击影响。即便如此, 考虑汇率制度因素后却发现固定汇率制度和中间汇率制度都会使得美国货币政策冲击加剧东亚地区经济波动, 尤其是固定汇率制度下的影响更大, 但浮动汇率制度下的美国货币冲击对东亚经济波动的影响却是负向的, 即反而能平抑经济波动, 这表明随市场浮动的汇率制度在一定程度上是有利于经济稳定的。资本开放度对东亚经济波动会产生滞后效应, 滞后一期的资本开放度会加剧东亚地区的经济波动, 但滞后一期的资本开放度与美国货币冲击相结合却不会产生这样的影响。

本文还结合制度因素对可能存在的传导渠道进行了识别, 考虑制度因素后美国经济冲击的传导效应十分显著。文中对五种传导渠道进行了研究, 包括与美国双边进口贸易渠道、出口贸易渠道、东亚国内利率渠道、引进FDI渠道和汇率渠道, 发现美国供给冲击通过除FDI之外的四种渠道传导, 而美国需求冲击主要通过进口贸易渠道和国内利率渠道传导, 其他传导渠道并不显著。美国货币冲击的影响最为明显, 能通过五种渠道进行传导, 这表明进口贸易渠道和国内利率渠道的传导作用比较强, 对美国三大冲击都起到了传导作用, 而外商直接投资渠道的传导最弱, 仅能传导美国货币冲击。

冲击效应 第7篇

融资是借钱买证券,即“买空”;融券是借证券来卖,即“卖空”。融资融券交易,也称信用交易,是指客户在交纳一定比例的保证金后,证券公司向客户出借资金以供其买入证券或者出借证券以供其卖出的一种交易活动。信用交易有助于提升市场的价格发现效率,平衡股市供求关系,买空卖空双向交易机制的建立,能有效降低“单边市”出现的概率,从而有助于稳定证券市场。2010年3月19日,证监会公布融资融券首批6家试点券商,3月30日,上交所和深交所正式向6家试点券商发出通知,将于3月31日起接受融资融券交易申报,融资融券交易正式进入市场操作阶段。2013年1月31日,上交所和深交所融资融券标的股票从278只扩大至500只。融资融券机制的推出,标志着我国“单边市”的结束,它是继股权分置改革后对中国资本市场发展影响巨大的一项金融创新(冯玉梅等,2012)。

目前,我国仍然是转型国家,法律和制度还不完善,政府在经济中仍然发挥着重要的作用,因此每当政府或者立法机构出台新的政策时,股市都会对此作出反应,“两会”行情就是其中的一大特色。一般的观点认为,从政策层面来说,“两会”的召开需要一个和谐、稳定的氛围,在某种程度上管理层也刻意地塑造这样的良好局面;而股票市场对“两会”可能出台的政策有一个良好的心理预期,从而对大盘走势产生积极作用。而另一种解读“两会”行情的观点认为,“两会”行情其实并不是指两市指数要涨多高,而是市场有个稳定的氛围,既然是民主开放的议政会议,就不可能都是利多消息,只认为有好消息而没有利空消息影响行情有点过于天真。因此,所谓的“两会”行情,在开会前,许多大的议题其实已被投资者所熟悉,因而相关公司的股价已经升上了“天”,再挖掘的话需要花费较高的成本;开会期间虽有消息传来,但小打小闹的居多,参与难度较大;最后形成的决议才可能成为未来真正的“投资指针”,在未来经济发展中受益的行业以及相关的上市公司才可能窥出端倪。在融资融券机制推出的背景下研究“两会”行情对于股市冲击的影响,无疑具有很强的现实意义。

鉴于此,本文拟采用事件研究法并以沪深两市为例进行实证研究。本研究以“两会”的召开为事件,选择“两会”召开前的一个月即2月以及“两会”召开后的一个月即3月为时间窗口,结合融资融券机制的推出,研究“两会”行情对于股市的冲击效应。

本文的贡献主要有:(1)在国内首次通过实证检验的方式研究了“两会”召开对股市的影响,从定性分析转变为定量分析,发现“两会”的召开与股票的超额收益负相关。(2)融资融券业务的开展对股市的影响不容忽视,本文研究了融资融券对A股市场特别是“两会”期间的影响,发现融资融券的引入并不一定会平抑投资泡沫,反而与个股的超额收益率正相关。本文还探讨了融资融券对股票收益波动率的影响,发现在“两会”期间,融资融券不但不会减小股价的波动而是会起到反作用。(3)通过区分样本类型,本文还探讨了融资融券机制、“两会”召开对国有控股和民营控股上市公司盈余惯性的影响,发现融资融券以及“两会”因素对前者影响更小。

二、文献回顾

自从融资融券这种信用交易机制被引入证券市场后,学者们针对卖空机制对市场的实际影响进行了深入研究。由于研究背景不同,文献的观点也存在差异。一些研究认为,卖空机制会加剧股市动荡。Henry和Mc Kenzie(2006)实证检验了香港证券市场,发现卖空机制引入与股市波动性存在正向关系。肖欣荣(2010)比较了世界上部分证券市场推出融资融券机制后的影响,并就中国融资融券相关政策法规设计对股市的影响以及可能出现的问题和风险进行了评估,发现融资融券机制在推出初期可能会加大市场的波动性。夏丹、邓梅(2011)的实证研究表明,融资融券对股市波动性和流动性有显著影响,其中融资会显著加大市场波动性,融券会减小市场波动性。冯玉梅等(2012)使用融资融券71只股票的面板数据研究了融资融券对标的股票价格变化的影响,实证检验表明融资融券净额对标的股价波动性和收益率都具有较为显著的正向影响。

而另外一些研究认为,引入卖空机制会平抑市场的波动。Charoenrook和Daouk(2005)以全球111个证券市场为例进行研究,发现那些允许卖空交易的市场的波动性比禁止卖空交易的市场的波动性要小。廖士光、杨朝军(2005)以台湾股票市场为例,研究发现卖空交易额和股价指数正相关,卖空机制对整个市场的波动起到“缓冲”作用。Bris等(2007)以全球47个市场为例进行研究,发现卖空交易可以明显地减小市场波动性,起到市场稳定器的作用。王旻(2008)以台湾市场为例,研究发现在证券市场中引入做空交易机制后,融资买空与融券卖空交易并未加剧证券市场的整体波动性。陈淼鑫、郑振龙(2008)以全球37个国家和地区的证券市场为研究对象,运用各国市场指数的数据探讨了卖空机制对股票指数收益率偏度、波动性和市场崩溃概率等的影响,发现尽管放开卖空限制将导致股指收益率向负向偏离,但并不会加大市场波动性。杨德勇、吴琼(2011)以上海证券市场为例,研究发现融资融券机制能活跃市场交易,抑制市场的波动性。于孝建(2012)研究表明,融资融券推出后股市波动性指标的方差显著减小,说明推出融券交易在一定程度上还是抑制了股市的波动性。Cankaya(2013)指出,英国一项由FSA于2009年开展的研究结果表明,2008年9月那些被临时禁止卖空的股票的波动性远大于伦敦金融时报100指数的股票。

此外,还有些学者认为,卖空机制对于市场波动性的影响并不确定。Bris等(2005)对全球多个国家和地区证券市场的研究表明,市场的波动性与卖空限制的变更没有显著的关联性。廖士光和杨朝军(2005)以香港市场为例,研究发现卖空机制对整个市场的影响是一个复杂的过程,最终的影响方向要取决于市场中卖空交易者的类型、操作策略及交易信息的公开程度。李俊文(2011)运用Granger因果关系检验,发现市场波动性是投资者进行融资融券交易的决策依据之一,但是融资融券交易并未显著影响市场的波动性。肖文彦、王紫菡(2012)利用上证50只首批被允许融资融券交易股票437个交易日的数据做实证研究,发现短期内融资融券机制对我国A股市场波动性的影响并不明显。翟爱梅、钟山(2012)研究发现:在金融危机发生前,卖空机制能抑制价格波动;在危机愈演愈烈时,卖空机制会加剧价格波动;而在危机缓解时,卖空机制对价格波动没有显著影响。

关于卖空机制对市场流动性的影响,有的学者认为卖空机制会提高市场的流动性。Charoenrook和Daouk(2003)研究了全球111个国家和地区的股票市场,他们使用换手率来测度市场流动性,发现那些卖空限制较强的国家的股市流动性显著低于无卖空限制的国家。Chuang和Lee(2010)以台湾证券市场为例研究发现,对台湾50只指数成分股施加卖空限制之后,个股的流动性下降。王旻等(2008)以台湾市场为例研究了融资融券对市场的冲击效应,发现融资买空交易可以提高市场流动性,不过融券卖空交易对市场流动性无显著影响。肖欣荣(2010)研究了全球部分证券市场,发现融资融券机制的推出能在一定程度上提高市场流动性。夏丹、邓梅(2011)的研究表明,融资融券都能显著提高市场流动性。

而另外一些学者认为卖空机制会降低市场流动性。李思(2012)以上证A股换手率代表市场流动性,以融券余额代表卖空交易,实证研究了卖空交易机制与市场流动性的内在关系,发现卖空交易机制推出后,市场流动性并没有提高。于孝建(2012)使用VAR模型以上海证券市场为例的研究表明,融资交易降低了股市流动性,但加大了股市的波动性,而融券交易同时减小了股市流动性和波动性,融资交易对股市的影响程度要大于融券交易。

总的来说,关于融资融券这种卖空机制对股票市场波动性影响的研究存在较大分歧,大致分为三类:一是卖空机制会加剧股市的动荡;二是卖空机制会平抑股市的波动;三是卖空机制对于股市波动性的影响并不确定。融资融券机制对股票市场流动性的影响大致可分为两类:一是卖空机制会提高市场的流动性;二是卖空机制会降低市场的流动性。

上述研究多数是以成熟的证券市场为背景,以新兴市场为例的研究较少。在我国市场,融资融券交易机制的推出仅仅6年多时间,当前关于融资融券机制对市场冲击的研究并不充分,并且,我国是转型市场,相关的法律和制度还不完善,政府新政策的出台对于股市的影响仍然非常大。在现有研究中,缺乏运用事件研究法对“两会”行情进行定量研究的文献,特别是结合融资融券机制进行研究的文献几乎是空白,而在政府对经济的宏观和微观调控还很强的背景下,“两会”具有鲜明的中国特色,“两会”对于经济发展和股市的走向又非常重要,鉴于此,本文拟使用沪深两市数据,运用事件研究法,探讨融资融券交易机制下“两会”对整个市场的冲击效应,以期为推动我国证券市场的发展提供经验借鉴,并提出一些有益的建议。

三、融资融券下“两会”行情的市场冲击效应分析

(一)研究方法

本文采用事件研究法(Event study),该方法研究证券市场上发生某一事件时是否会导致股价波动,这种波动是否会带来超额收益率(Abnormal Returns),并借此种资讯,了解股价的波动与此事件是否有关。

事件定义:本文选取A股市场在2013年融资融券标的扩大之前的股票中没有数据缺失(新增或调出)的股票为样本,以“两会”的召开为事件,选择“两会”召开前的一个月即2月以及“两会”召开后的一个月即3月为时间窗口。

(二)变量说明及计算

1. 累计超额收益。

本文采用经过市场调整的超额收益法来计算盈余惯性,即累计超额收益(CAR),该方法比CAPM模型和市场模型(Market Model)更为简便,并且可以避免贝塔系数估计的不稳定性与不精确性(王景等,2008)。

其中:CAR1为2011年2月的累计超额收益率,此时n=28。以此类推,CAR2、CAR3、CAR4分别代表2011年3月、2012年2月、2012年3月的累计超额收益率,此时n分别为31、29、31。

2. 投资者意见分歧度。

根据前人的文献,有以下几个指标可用来衡量投资者的意见分歧:分析师预测偏差、收益波动性和交易量(Malloy等,2002)。本文采用换手率(HSL)作为投资者意见分歧度的代理变量。原因在于:第一,我国的分析师预测偏差数据有缺失,并且难以精确计算;第二,收益波动性不仅与异质信念有关,还是系统和非系统风险的反映指标,因此不能作为纯粹的意见分歧度的代理变量;第三,如果用换手率而非绝对的交易数量则能很好地规避公司市值大小这一外生因素。所以,使用换手率能较好地表示投资者异质信念的大小。

3. 股票风险。

据已有研究,股票收益波动性更多的是反映股票风险。因此,这里也采用股票收益波动性来表示股票风险,本文采用移动平均的收益波动性(YBDL),用计算起始日前60日经过调整的收益率标准差来表示,具体公式是:

其中:i=1、2、3、4分别表示2011年2月1日和3月1日、2012年2月1日和3月1日。

考虑到GARCH模型更能反映实际数据中的长期记忆性质,特别适用于分析与预测,本文还通过GARCH模型来计算市场的波动性(用GBDL表示,其中GBDL=εt)。具体公式是:

其中:rt-i为股票收益率;ht为条件方差;εt为独立同分布的随机变量;ht与εt互相独立;ut为标准正态分布;c1、ϕi、k、Gi、Ai均为待估系数。

4. 价格动量。

前人文献表明,价格动量也是影响盈余惯性(即累计超额收益)的主要因素之一。对价格动量的测度方法有两种:一种是财务指标分析法,利用公司的各种财务指标(如ROE、PE和PB)与各种预测模型(如股利模型)得到的预测数据之差来代表股价被高估或低估,并以此计算累计超额收益率;另一种是市场衡量法,在市场组合符合均值方差有效配置的前提下,用个股收益率与市场收益率的差值代表价格动量。两种方法相比较而言,市场组合的有效性很难检验,但财务指标分析法缺陷更多。因此,本文采用市场衡量法来计算价格动量(CESYL),用起始日前30天的累计超额收益率表示。具体的公式是:

其中:i=1、2、3、4分别表示2011年2月1日和3月1日、2012年2月1日和3月1日。

5. 虚拟变量。

MARCH表示“两会”召开对股票影响的月度变量,2月份“两会”没有召开,MARCH取值为0,而3月份取值为1。RZRQ表示是否引入融资融券交易机制,在2011年“两会”期间融资融券交易量非常之少,对股市几乎没有影响,因而2011年的RZRQ取值为0,2012年取值为1。

6. 其他变量。

股票的盈余惯性及收益波动性与股市的大环境也有关系。因此,本文也将市场收益率(SCSYL)作为自变量纳入回归方程中。同时,经验研究发现,股票的波动率与流通股的账面市值比PB也有关系,本文采用它的对数形式即LNPB表示自变量百分比的变化与股票波动率的关系。

(三)样本选取、描述性统计及Granger因果检验

本文样本数据来自瑞思金融数据库,包括2011年2月和3月以及2012年2月和3月的沪深两市融资融券标的上市公司股票的相关数据。融资融券业务虽在2010年3月31日开始试点,但只有首批6家融资融券试点券商,能够融券的股票只有90只,交易量非常小,而且到2010年3月31日,“两会”已经结束,因此本文未将2010年的数据纳入研究范围。直到2011年底扩大标的范围后,融资融券业务才逐渐开展起来,但因为2011年“两会”召开前后的融资融券业务量仍然非常小,可以近似地认为对整个股市没有影响,主要原因在于:截至2011年4月底(此时,“两会”已经结束),融资余额约为250亿元,融券余额为1.5亿元,由于标的股票数量过少、融资融券费用过高(平均每年约为8.5%)、各大券商可供融券股票余额不多、投资者进入门槛高等原因,融资融券交易总量占整个市场交易量的比重非常之少(不到1%),因此仍然可以将2011年“两会”召开前后的融资融券业务视为对整个股市没有影响。

到了2012年“两会”期间,融资融券业务量有较大增长,此时的数据可以反映引入融资融券交易机制对股市的影响。虽然在2013年1月31日,上交所和深交所融资融券标的股票从278只扩大至500只,但是由于本文将2011年视为融资融券业务政策的起点年,2012年则是政策实施后的第一年,而考察某项政策出台效果的最好办法是考察政策实施前后的相邻两年(2011和2012年),而不是跨年考察(考察2011和2013年),因此,本文最终选择了2011和2012年两个年份,并且剔除了数据不全的公司数据,最后收集了“两会”召开前后时间段的252家上市公司相关数据,各变量的描述性统计结果见表1。

从表1中变量CARi的描述性统计值可以看出,2012年各股票超额收益的方差显著降低(CAR3、CAR4的方差显著低于CAR1、CAR2),但是这只能说明股票间的盈余惯性差异减小,而无法说明整个市场的收益波动性减小。而从超额收益的均值来看,CAR2显著小于CAR1(CAR4也显著小于CAR3),似乎可以认为“两会”召开会使股票盈余惯性显著下降。同时,我们也可看出CAR3显著小于CAR1,但CAR4又大于CAR2,因此融资融券是否有挤出股价泡沫的作用还不能直观地看出来。

此外,经过面板数据单位根检验,可知CESYL、HSL、GBDL、YBDL、LNPB均为平稳的面板数据(见表2),因此可以进行后续检验。

注:表中的结果在1%的水平上显著。

下面本文进行格兰杰因果关系检验。通过尝试,发现检验中股票的盈余惯性(CAR)及市场波动性(GBDL)与“两会”因素(MARCH)和融资融券因素(RZRQ)的最佳滞后阶数均为1,对它们进行Granger因果关系检验,结果分别见表3和表4。

由表3可知,滞后一阶的情况下,股票的盈余惯性(CAR)不是“两会”因素(MARCH)和融资融券因素(RZRQ)的Granger原因,而“两会”因素(MARCH)和融资融券因素(RZRQ)是股票盈余惯性(CAR)的Granger原因。

由表4可知,滞后一阶的情况下,市场的波动性(GBDL)不是“两会”因素(MARCH)的Granger原因,而“两会”因素(MARCH)是市场波动性(GBDL)的Granger原因。同时,可以看出市场波动性(GBDL)与融资融券因素(RZRQ)互为Granger因果关系。

(四)模型设计与回归分析

本文在运用事件研究法研究的基础上采用面板数据的优点是:能够克服纯粹时间序列数据和截面数据只从一维角度分析的缺点,并且能够控制个体的异质性;能够给出更多的信息,减少回归变量之间的多重共线性;能够增加自由度,从而提高参数估计的有效性。

1. 融资融券机制的引入以及“两会”召开对股票盈余惯性(CAR)的影响。

我们把融资融券样本分成全样本、国有控股公司和民营控股公司样本,然后用股票盈余惯性的数据(CAR)对融资融券状态变量(RZRQ)、“两会”状态变量(MARCH)以及其他控制变量进行实证分析,建立以下回归模型:

其中:CARi包括2011年2月、3月以及2012年2月、3月的超额累计收益率。引入MARCH和RZRQ是为了控制“两会”前后及融资融券机制的引入对因变量的影响。当观测值是3月的数据时,MARCH为1,否则为0。当观测值是2012年的数据时,RZRQ为1,否则为0。其余变量的定义见前面的研究设计。当不考虑RZRQ的影响时,模型用来检验在做空限制的约束下“两会”召开前股价是否有投机性的泡沫,以及“两会”的召开是否会使股价趋于均衡。如果这种影响存在,那么MARCH系数应显著不为0。当考虑RZRQ的影响后,模型主要用来检验融资融券机制对股票累计超额收益的影响,看其是否具有挤出泡沫的作用,或是起到反作用。如果融资融券机制的引入对股票市场有影响,那么RZRQ系数至少应显著不为0。回归结果见表5。

从表5可以看出,对于全样本、国有控股公司样本、民营控股公司样本,融资融券状态变量(RZRQ)的回归系数都为正值,并且都通过了显著性检验。说明无论对全样本、国有控股公司还是民营控股公司样本,放开卖空限制都将导致盈余惯性正向偏离。这与前文所述的现有文献中的大部分经验结果不同,但与Miller(1977)以及Hong和Stein(2003)的结论基本吻合。可能的原因在于:

一方面,在融资融券这种做空机制引入以前,由于做空机制的限制,那些对证券持悲观态度的投资者因为手中没有相应股票又不能融券卖出,只能作壁上观。因此,其拥有的坏消息无法体现在证券的价格中,只有等到相关负面消息被公开后,证券被大量抛售,才会对证券的价格产生比没有做空限制时更大的负面冲击,导致已实现收益率更为负偏。在引入做空机制之后,悲观投资者有了发言权——融券卖出不被看好的股票,此时的价格就已经包含了负面消息的因素,因此超额收益率有可能低于未引入做空机制时同期的数值。而“两会”召开后因为负面消息已反映在股价中,所以当有关政策正式公布后股价不会受到很大冲击,其超额收益率可能会低于未引入做空机制时的同期水平。

另一方面,融资融券包含两方面的影响,融资是买空而融券是卖空,因此“两融”机制的推出给予市场的是多空两方面的推力,如果多空双方势均力敌,这种机制的作用可能仅仅是加大市场交易的活跃性。目前融资账户的余额大大超过了融券账户的余额,而股票超额收益率的增大也印证了买空的力量强于卖空,这可能与卖空的限制诸如保证金、手续费较买空更多有关。实际上,融资融券费用还是非常高的,平均每年约为8.5%,各大证券公司可供融券的股票余额也不多,投资者并不清楚复杂的交易规则,进入门槛也很高,目前主要是融资交易为主,融券交易只占1%左右,波动也非常大(许红伟、陈欣,2012)。

从表5还可看出,国有控股公司的RZRQ系数要显著小于民营控股公司,并且系数都为正,这说明融资融券业务更加青睐民营控股公司。首先,引入融资融券做空机制后,相对来说,国有控股公司的信息更加公开,即已实现的股票价格中包含了部分负面信息的成分,民营控股公司可能在信息披露方面不如国有控股公司,因此当“两会”召开后消息正式公布时,国有控股公司受到利空消息的冲击就没有民营控股公司那么明显。其次,国有控股公司规模普遍大于民营控股公司,投机者进行融资融券操作时会更加青睐规模较小的公司,以更利于其影响股票价格。此外,目前“两融”业务又以融资买空业务为主,所以就不难理解为何民营控股公司的RZ-RQ系数为正且大于国有控股公司了。

实证结果还表明,“两会”召开有助于降低股票的盈余惯性。这主要是因为中国股市投机氛围很浓,“两会”召开前有一波炒作题材股的行情,热钱在此时也会涌入股市,散户跟风,“两会”召开后相关政策法规正式公布(其实在“两会”召开之前投资者对于许多大的议题已经非常熟悉,对于“两会”之后会出台什么政策已经大致清楚,因此股价中已体现出相关的政策信息,“两会”的作用更多的只是把具体政策变为正式的书面文件而已),投资者意见趋向同质,在融券业务发展还不够充分的环境下,悲观投资者作壁上观,股价不能充分显示多空两方面的消息,更多的是被乐观投资者蓄意抬高,之后股价泡沫往往在“两会”时破裂,热钱离场,股价恢复正常水平,散户被套。因此,“两会”因素代理变量MARCH的系数为负。

进一步比较国有控股和民营控股公司两个子样本,MARCH的系数都为负,但国有控股子样本的系数绝对值0.01985明显小于民营控股子样本的系数绝对值0.02932。其原因可解读为:在政府的宏观调控以及“两会”出台的相关政策下,国有控股公司相对于民营控股公司享受的政策红利更多,投资者更加看好其后续的表现,因此其受到的冲击较小。另外,也可能是由于民营控股公司的规模较小,便于热钱庄家操纵股价,所以如果民营控股公司被庄家控制就很可能出现“两会”前和“两会”后股价两重天的局面。

另外,还可以看出价格动量(CESYL)也是影响盈余惯性(CAR)的主要因素之一。股票前期的超额收益率越高即价格动量越大,则股票的盈余惯性也越大。HSL是投资者异质信念的代理变量,其系数为正说明投资者往往更偏好交易量活跃的股票,他们的行为更多的是短期炒作,投机性较强,并不是长期持有的价值型投资模式。股票风险的代理变量YBDL系数为负也能反映多数市场投资者为风险厌恶者,对风险越高即波动率越大的股票,投资者越不青睐。市场收益率(SC-SYL)系数为正且接近1,表明个股大盘走势正相关。

2. 融资融券机制的引入以及“两会”召开对股票收益波动率(GBDL)的影响。

考虑GARCH模型更能反映实际数据中的长期记忆性质,更适用于分析与预测,本文通过GARCH模型计算出股票收益波动率(GBDL)作为因变量。GARCH模型是专门针对金融数据量体订做的回归模型,除与普通回归相同外,GARCH模型还可对误差的方差进一步建模,特别适合于波动性的分析和预测。为检验融资融券机制的引入对股票收益波动率的影响,结合前人的文献,本文将模型设定为:

其中:GBDL是用GARCH模型计算出的股票收益波动率,作为因变量;MARCH和RZRQ分别表示“两会”召开和融资融券机制引入的虚拟变量;SCSYL表示市场收益率;HSL表示换手率;LNPB表示市值账面比的对数。

本文仍然把样本分为全样本、国有控股公司样本和民营控股公司样本三组,回归结果见表6。从表6可以看出,在全样本中“两会”因素MARCH系数不显著,没有通过T检验,但在两个子样本中都能通过检验且系数为负,说明在其他因素不变的情况下,“两会”召开后,无论是对于国有控股公司,还是对于民营控股公司,股票收益率的波动性都确实下降了。这与之前认为“两会”投资者意见趋于一致,且没有更多的可炒作题材有关。

而融资融券状态变量RZRQ系数为正,说明卖空机制引入后反而加大了股票收益波动率。在全样本及国有控股公司样本中均能通过置信度为5%的检验。而一般的研究认为,在存在卖空限制的条件下,证券市场会更多地体现出“单边市”的特征,一旦出现较为严重的股票供需不平衡,整个市场将会剧烈波动,而在市场允许卖空后,就可以增加证券的供给弹性,起到稳定市场的作用(陈淼鑫、郑振龙,2008)。然而,本文的实证检验与上述研究存在不同,出现这种矛盾的原因可能在于:一方面做空的投资者可能并不是传统意义上的理性人,做空也会出现类似于坐庄现象的大资金恶意炒作,将某只市值较小的股票蓄意打压,通过高卖低买获利。一旦这种情况在市场中成为主流,股票收益波动率反而会加大,不利于股票市场的健康发展。另一方面,还与融资融券的机制以及现状有关,融资余额远远大于融券余额,即多方势力远远胜过空方,买空不仅不会抑制投机泡沫,而且通过杠杆化还会成倍放大“追涨”的作用。因此,即使通常意义上认为卖空会减小波动风险的理论正确,但在实务操作中买空交易远远大于卖空交易的情况下,股票收益的波动率也不会减小。

四、结论及建议

本文实证分析了“两会”对A股市场的影响,发现“两会”召开对于股票盈余惯性的影响为负,可能的原因在于投资者预期“两会”能给股市带来政策利好,资金不断流入股市,一些题材股被过度追捧,盈余惯性增加,形成股价泡沫。“两会”召开后,尽管利好政策公布,但已有预期使股价包含了这些利好信息,因此股价也就缺乏上涨动力,盈余惯性也随之下降。另外,在融券发展还不够充分的环境下,悲观投资者作壁上观,股价不能充分显示多空两方面的消息,更多的是被乐观投资者蓄意抬高,之后股价泡沫往往在“两会”时破裂,热钱离场,股价恢复正常水平。此外,在国有控股公司及民营控股公司两个子样本中“两会”召开与股票收益波动性负相关,说明在其他因素不变的情况下,“两会”召开后股票收益的波动性确实下降了。

本文的实证研究还发现,融资融券机制的推出无论是针对全样本还是针对国有控股或是民营控股公司样本,都会使盈余惯性正向偏离。所以对于刚刚推出卖空交易机制的中国证券市场来说,融资融券对证券市场的作用比较复杂。这种正相关一方面可以解读为与Miller(1977)以及Hong和Stein(2003)的结论相同,即限制卖空交易时,股票收益率分布将负偏,另一方面当放松卖空限制后,由于之前的股价已经包含了不利信息,这些信息释放时带来的冲击减小。另外,从中国证券市场上融资交易和融券交易的余额看,虽然“两融”业务从试点开始一直保持迅猛发展势头,2011年年末、2012年年末“两融”余额分别增至382.07亿元、895.16亿元,但融资占主导,融券仅占4%,融资融券交易的业务发展是失衡的(廖士光,2011),融资做多的势力强大,助推了股票盈余惯性的正向偏离。也就是说,融资融券同时引入了杠杆化的做多和做空信用交易,但由于受到融券标的、手续费、保证金等诸多限制,融券业务发展远不及融资业务,而这种不平衡的发展也是造成其与盈余惯性正相关的原因。

可以看到,融资融券机制引入中国市场后,其业务发展迅速,活跃了市场气氛,某种程度上为A股市场开辟了新的引资渠道。仅从这些角度看,即使融券发展不充分也无伤大雅。但是,本文通过股票收益波动性与融资融券等相关因素的实证研究发现,融资融券机制会加大股票市场的波动性。

现阶段融资融券机制的引入在增加股票盈余的同时也增加了股票收益的波动性。证券监管部门对融资融券业务不同的限制有利于融资业务的发展而不利于融券业务的发展,属于“跛脚前行”。如果引入融资融券机制的目的仅仅是开辟新的资金来源、活跃市场、提升信心、增加成交量,这种目的似乎可以达到。并且管理层对融券业务采取较强的限制可以解释为,一些负面的影响可能会加剧股市动荡,并演变成某些投机者操纵市场的工具。然而,融资融券业务发展比例失衡,这种“跛脚前行”带来的负面效应也很明显,即加大了股市波动性,而且买空业务实际上加剧了股价泡沫,对于证券市场无异于饮鸩止渴,对其长期发展不利。

本文认为,既然推出了融资融券业务,就应充分发挥其两方面的功能,不能只重点发展融资业务,而因噎废食把融券业务作为摆设,监管部门应在科学谨慎地防范风险的同时进一步放松对做空机制的相关限制。有鉴于此,本文提出如下建议:

1.完善风险对冲工具。

虽然中国证券市场推出了股指期货这种风险对冲机制,但中国投资者的对冲经验非常缺乏。此外,融资融券标的范围较小,股指标的不能很好地对两融标的进行复制,因此不能完全对冲风险头寸,还会有一定的风险暴露。所以,一方面可以扩大融资融券标的;另一方面,还可以推出新的针对融资融券的指数品种等其他衍生产品。

2.降低手续费率,提高资金使用效率。

当前,融券的价格和手续费较高,对做空者来说是一个较重的负担。大致来说,目前证券金融公司融券的利率约为9.86%,做空者必须确保获利超过10%左右才能进行做空交易,这对做空者是一个巨大的挑战。高昂的手续费使一些做空者望而却步,严重影响了融资融券的交易总量。因此,为了增加做空交易量,可以考虑适当降低手续费率。

参考文献

肖欣荣.融资融券和股指期货对中国股市的影响:国别经验和初步评估[J].广东金融学院学报,2010(5).

冯玉梅,陈璇,王亚男.融资融券对标的股票价格变化影响的实证研究[J].山东财政学院学报,2012(3).

廖士光,杨朝军.卖空交易机制对股价的影响——来自台湾股市的经验证据[J].金融研究,2005(10).

杨德勇,吴琼.融资融券对上海证券市场影响的实证分析[J].中央财经大学学报,2011(5).

于孝建.融资融券交易对中国股市流动性和波动性的影响[J].华南理工大学学报,2012(2).

廖士光,杨朝军.卖空机制、波动性和流动性[J].管理世界,2005(12).

肖文彦,王紫菡.融资融券机制对我国股市波动性的影响[J].中国证券期货,2012(5).