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長征小故事范文1

[關(guān)鍵詞] 有效資本市場 市盈率 半強有效性

自上世紀90年代以來，我國證券市場發(fā)展迅速，大批企業(yè)通過證券市場籌集大量資金，對企業(yè)的發(fā)展起到了至關(guān)重要的作用，因此，證券市場在我國經(jīng)濟所起的資源配置作用日趨重要。而證券市場資源配置功能的發(fā)揮，取決于證券市場的效率。證券市場效率指的是調(diào)節(jié)和分配資金的效率，即證券市場能否將資金分配到最能有效地使用資金的企業(yè)。證券市場的效率可分為兩個方面，內(nèi)在效率和外在效率。內(nèi)在效率是指證券市場的交易運營效率，即證券市場能否以最短的時間最低的交易成本為交易者完成一筆交易，它反映了證券市場的組織功能和服務功能的效率。外在效率是指證券市場的資金分配效率，即市場上的股票價格是否能根據(jù)有關(guān)信息做出及時的反應，它反映了證券市場調(diào)節(jié)和分配資金的效率。這兩個效率中，外在效率是核心，而內(nèi)在效率的低下也必然會影響外在效率。對證券市場效率的研究主要集中在證券市場的外在效率，即證券市場有效假說理論中的市場有效性。本文擬就此問題來展開論述，實證檢驗上海股票市場有效性。

一、有效市場理論起源及有效市場的劃分

有效資本市場指一個證券價格能夠根據(jù)新信息的出現(xiàn)而迅速進行調(diào)整的市場，即現(xiàn)行的證券價格能夠反映有關(guān)證券的全部信息。更確切地說，有效市場即指信息有效市場。早期關(guān)于有效資本市場的研究大多是建立在隨機漫步假說基礎(chǔ)上的，該假說認為股票價格的變化是隨機的。1900年Bachelier撰寫的具有開創(chuàng)性的論文，以及Coles在1933年對有效性的經(jīng)驗研究。Bachelier在他的論文中提出了隨機游程假說(Random Walk Hypothesis．RWH)，即商品的價格走勢是隨機的，不能預測。1933年Coles與其同事Jones在研究了美國股票價格在過去幾十年中的價格走勢后，正式提出了RWH，認為美國的股票價格與隨機游程假設(shè)完全適應，這是有關(guān)市場有效性的最早研究。

自Roberts(1967)以來，人們就根據(jù)信息集的不同將市場有效性分為弱有效性、半強有效性和強有效性三個層次。Fama是有效市場理論的集大成者，他根據(jù)所包含的信息集不同把整個有效市場假說分為三個次級假說：

弱有效市場假說（weak-form EMH）認為，當前的證券價格完全反映所有的證券市場信息，包括歷史價格序列、收益率、交易量等，由于弱有效市場假說認為當前市場價格已經(jīng)反映了所有過去收益率和任何其他證券市場信息，這意味著過去的收益率和其他市場數(shù)據(jù)與未來收益率沒有什么關(guān)系，因此，若根據(jù)過去收益率或者任何其他歷史市場數(shù)據(jù)反映的交易規(guī)律進行證券買賣決策，基本上不能獲利。

半強有效市場假說（semi strong-form EMH）認為，證券價格能夠根據(jù)所有公開信息迅速調(diào)整，也就是說當前證券價格完全反映所有的公開信息。半強有效市場假說包含弱有效市場假說，因為弱有效市場假說考慮的所有市場信息都是公開的。公開信息還包括所有非市場信息，如收益與股利分派公告、市盈率（P/E）、股利收益率（D/P）、賬面價值/市場價值比率（BV/MV）等。這個假說意味著那些以公布后的重要信息作為買賣決策依據(jù)的投資者不會從其交易中獲取超過平均水平的收益率，因為證券價格已經(jīng)反映了所有這些新的公開信息。

強有效市場假說（strong-form EMH）認為，股票價格全面反映了所有公開的與未公開的信息。這意味著任何投資者都不能獨占與價格形成相關(guān)的信息。因此，沒有投資者可以持續(xù)地獲得超過平均水平的收益率。

二、國內(nèi)研究現(xiàn)狀

自中國股市建立以來，對股市是否有效的研究從未中斷。吳世農(nóng)1993年在天津國際研討會上發(fā)表的《關(guān)于深圳股市有效性的實證研究》可算是用實證方法研究中國股市有效性的開山之作，1994年又發(fā)表了《上海股票市場效率的分析與評價》。隨后又有眾多學者對此問題進行研究，如俞喬、胡金焱、陳立新、冉茂盛、胡昌生等，由于選取的樣本數(shù)據(jù)多少不一，樣本時限長短不同，得出的結(jié)論也不相同。

吳世農(nóng)通過對以深圳股市的五家上市公司為樣本的相關(guān)性檢驗，認為深圳股市沒有達到弱有效狀態(tài)。俞喬以滬市綜合指數(shù)（1990.12.19－1994.4.28）與深市綜合指數(shù)（1991.4.3－1994.4.28）為樣本，通過一系列檢驗，認為滬市與深市都沒有達到弱有效。胡金焱認為1992年5月20日后中國股票市場基本達到了弱有效性。陳立新以1997年1月2日～2000年12月31日滬市綜合指數(shù)為樣本，認為上海股市達到了弱有效，但還沒達到半強有效。冉茂盛等運用R/S方法，對1995年1月1日～2000年12月31日期間的滬市與深市進行檢驗，認為中國股票市場屬于弱有效。胡昌生等通過AR―GARCH―M模型檢驗1992年5月21日～2003年9月20日的上海股市，認為1996年12月16日以后的股市具有弱有效性。

此外，還有眾多的研究，雖然結(jié)論不一，但大多認為1996年12月16日以前的上海股市沒有達到弱有效，1996年12月16日以后上海股市達到或漸趨弱有效市場。

三、半強有效市場假說檢驗理論

半強有效市場假說認為，證券價格迅速根據(jù)公開信息的公布進行調(diào)整；也就是說，證券價格完全反映所有的公開信息。目前，可把檢驗半強有效市場假說的研究分成兩組：

1.運用除弱有效市場假說中的純市場信息（如股價等）以外的其他可獲得的公開信息來預測未來收益率的研究。這些對整個市場收益率或單個股票收益率的研究包括收益率的時間序列分析、收益率的橫斷面分布分析或其他一些特性（如市盈率等）的分析。支持有效市場假說的人們認為：根據(jù)過去的證券收益率或公開信息來預測未來收益率的分布是不可能的。

2.分析股票價格能以多快的速度對具體的重大經(jīng)濟事件做出調(diào)整的事件研究。由此推導出的一種方法可檢驗能否在重大事件公布后，投資于一種證券并獲取可觀的異常收益率。有效市場假說的擁護者認為證券價格會十分迅速地進行調(diào)整，以致投資者不可能在只支付正常交易成本的情況下，通過在重大信息公布后投資而獲得超額的風險調(diào)整收益率。

在這兩組檢驗中，分析的重點都是異常收益率，這種異常收益率偏離了證券的長期預期收益率，偏離了與該證券本身所具有的風險特征相應的收益率及該時期整體市場收益率。

本文利用歷史市盈率與收益率之間的相關(guān)性來檢驗有效市場假說。認為低市盈率股票的收益率要好于高市盈率股票的收益率，因為高成長性公司股票具有較高的市盈率，但市場卻傾向于高估這種成長潛力，這樣就會高估高成長性公司的股票價格而低估具有較低市盈率的低成長性公司的股票價格。這兩者之間的相關(guān)性意味著投資者可以用公開獲得的市盈率來預測未來的異常收益率，這構(gòu)成了反對半強有效市場假說的證據(jù)。Basu（1977）證實低市盈率股票獲得較高的收益率，高市盈率股票獲得較低的收益率。

四、半強有效市場檢驗

市盈率又稱股份收益比率或本益比，為股票市價與其每股收益的比值，計算公式為：

市盈率＝（當前每股市場價格）/（每股盈利）＝P/E

由于公司年報中的財務信息在年報公開披露之前不能為廣大投資者所獲得，考慮我國實際情況，上市公司大多在會計年度結(jié)束后的第二年的三、四月份披露年報，因此，投資者此時才能根據(jù)年報中的財務信息重新調(diào)整投資組合，并預期收益率。本文設(shè)定投資者在每年的五月份根據(jù)上一年公司年報中的市盈率重新調(diào)整投資組合，并持有此組合一年，依此類推，由于數(shù)據(jù)的限制，根據(jù)2004年年報財務信息在2005年5月調(diào)整的投資組合持有至2005年12月31日結(jié)束。

本文的數(shù)據(jù)選取區(qū)間為1996年5月1日～2005年12月31日，選取對象為會計年度結(jié)束于每年12月31日、財務數(shù)據(jù)與交易數(shù)據(jù)在組合持有期間完整的上海股票市場A股股票。這樣的安排是出于這樣的考慮：首先，對于股票市場初期，弱有效市場尚未達到，半強有效市場更是空談；其次，B股的投資者在境外或中國香港、澳門、臺灣等地，雖說在2001年對內(nèi)地投資者開放，但仍需用外幣購買，因此，對國內(nèi)投資者來說，A股的意義遠大于B股。

在選定數(shù)據(jù)區(qū)間和數(shù)據(jù)對象后，依據(jù)股票的市盈率進行分組，首先對市盈率小于零和大于200的股票單獨分組，然后對其間的股票平均分為五組,從低到高依次為第一組至第五組。之所以分為五組，是對于組合數(shù)量和每組股票數(shù)量的一個權(quán)衡，這樣能使每組股票樣本數(shù)量不致偏離100太多。組合數(shù)量過多，則初始幾年的每組股票數(shù)量過少；組合數(shù)量過少，則后幾年每組股票數(shù)量過多。

對于無風險收益率的選擇，在考慮我國實際情況后，選取三月期存款利率為替代物。市場收益率則以A股市場收益率為替代物。

在資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）中，有

E(Ri)=RFR+βi(Rm-RFR)（1）

其中E(Ri)為資產(chǎn)i的期望收益率，RFR為無風險收益率，βi為資產(chǎn)i的系統(tǒng)風險，Rm為市場組合的收益率。

在本文中，將在Eviews 5.0 中估計的模型為方程（1）的變型：

Rpt-Rft=ap+bp(Rmt-Rft) （2）

其中Rpt為組合P在t月的收益率；Rft為無風險資產(chǎn)t月收益率；Rmt為市場組合在t月收益率；ap為組合p的估計截距，其經(jīng)濟含義是差異收益率；bp為組合p的估計斜率，經(jīng)濟含義為系統(tǒng)風險。以上收益率均為對數(shù)收益率。

本文所有股票月收益率來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，無風險收益率來源于中國人民銀行網(wǎng)站，所有收益率均為對數(shù)收益率。模型（2）由Eviews 5.0 估計得出的結(jié)果如下表：

市盈率小于零是由于公司處于虧損狀態(tài)，而大于200的市盈率可以說是投資者和莊家惡意追捧的結(jié)果，對理性的投資者而言，重要的是第一至第五組的股票。下面著重分析第一至第五組。上表表明，組合月收益率從第一組至第五組依次遞減，低市盈率組合得到相對高的收益率，而高市盈率組合僅得到低收益率。根據(jù)資本資產(chǎn)定價理論，高收益與高風險相對應，然而，令人意外的是，低市盈率組合并沒有對應高的系統(tǒng)風險（即斜率 bp），而且所有的系統(tǒng)風險都是顯著的；上表表明系統(tǒng)風險從第一組至第五組逐漸增加，高市盈率對應高風險，低市盈率則有低風險。各組的R2除第一組相對較低外，其他各組都較高，這說明組合收益率中可用風險溢價解釋的程度較高。

截距的經(jīng)濟含義可以看作是組合收益率在考慮了風險溢價后的差異收益率，僅有第五組的估計值在5％的水平下是顯著的，說明組合收益率的差異主要來自于風險溢價的不同。在表中，在考慮了各組系統(tǒng)風險后，可以看出低市盈率組合的市場表現(xiàn)明顯優(yōu)于高市盈率組合。

五、結(jié)論

通過以上的實證研究可以看出，市盈率與收益率顯著負相關(guān)，投資者可以根據(jù)公司年報中的財務信息來調(diào)整自己的投資組合以獲得超額收益，這與半強有效市場假說明顯相抵觸。因此，我們可以說上海A股市場沒有通過市盈率檢驗的半強有效市場假說，上海A股市場尚未達到半強有效市場階段。

參考文獻：

[1]胡昌生劉宏:中國股票市場有效性實證研究[J].統(tǒng)計與決策，2004

[2]吳世農(nóng):關(guān)于深圳股市有效性的實證研究，天津國際研討會,1993

長征小故事范文2

一、利用學校課堂主渠道。有針對性地進行教育訓練

首先，讓每位任課老師都參與進來，對班級中患有孤獨癥的兒童有一個比較全面的了解，進而給他們制定出科學可行的教學目標和計劃。對這些兒童實施個別化教學，確定各自的訓練方法。這樣，孤獨癥孩子在課堂上就會始終被老師所關(guān)注，處在師生互動的氛圍中，沒有那種被冷漠、被邊緣化的感覺，這一點對患有孤獨癥孩子的康復訓練尤為重要。人際交往障礙、語言發(fā)育缺陷是孤獨癥兒童的重要特征。他們往往獨自一人活動，對周圍事物漠不關(guān)心、旁若無人。讓這些孩子身處在班集體氛圍中，本身就是為患有孤獨癥孩子進行康復訓練提供了一個良好的場所。例如：我在課堂上教學生讀“牙刷”一詞時，也有意地要求一位姓王的孤獨癥孩子和同學們一道讀，雖然他是被動的、不情愿的，但還是勉強的站起來把小嘴動了幾下。盡管是這樣，我還是表揚了他，并用手輕輕地撫摸了他。在后來的教學中，我用同樣的方法讓他盡可能地參與進來，鼓勵他說話。漸漸地他表現(xiàn)的主動多了。

二、利用活動課和游戲課增強訓練力度

游戲這類集體活動課本身對培養(yǎng)學生集體意識，特別是對患有孤獨癥兒童顯得更加重要。在活動課中，讓同學們在一起進行滑滑梯、蕩秋千、平衡木等游戲。這對他們行為、語言交流的康復有較好的效果。老師要充分利用活動內(nèi)容強化活動效果，然而孤獨癥兒童沉浸在自我的世界中，對周圍的事物沒有任何興趣，要培養(yǎng)他們做游戲的興趣，全靠老師的細心和耐心來系統(tǒng)的引導。有一次，我?guī)W生進行感覺統(tǒng)合的康復訓練時，其他同學都按要求進行各自的康復訓練活動，只有患孤獨癥的小王站在一旁，目光呆滯、不愿參與、漠不關(guān)心的樣子。這時，我就走過去把他帶到滑梯旁，并且拿出棒棒糖來引誘、刺激他，還讓其他同學表演給他看。最終，在老師的鼓勵下，他也能坐在滑梯上玩了，臉上露出了難得的笑容。我就立即用手摸摸他、拍拍肩的方式來親近他。后來，我在上活動課的時候總是有意識地強化他的參與，盡可能地讓他和同學們一起活動。就這樣不斷地進行康復訓練，最令我欣慰的是一些比較簡單的活動他也能參加了，他和同學們的距離越來越近了。

三、利用科學成果強化康復訓練

在學校里，我們運用教育醫(yī)學領(lǐng)域?qū)陋毎Y兒童的康復訓練的研究成果貫穿在教學過程中，我們要求各任課老師明確任務，對這些孩子，見縫插針地強化訓練。針對孤獨癥兒童存在的人際交往障礙和語言缺陷等，我采用了“目光接觸”訓練和“呼名應答”訓練的方式，經(jīng)常地、不分場合地找機會訓練。這些孩子從不和別人正視，感情木然，為了喚醒這些孩子交往的意識，我就用目光接觸的訓練式強化對他的康復訓練。一開始，任憑你怎樣呼喚，他總是不看你。在這種情況下，我總是強行拽著他，讓他看著我，直到目光正視著我為止，就這樣經(jīng)過一段時間強化訓練，他漸漸地有反應了，雖然要呼喚幾次，他才看我一下，但畢竟還是有起色了。同樣，我用呼名應答的訓練方式強化了呼喊他姓名讓他應答，也取得了—定的進步。

四、利用“家長學校”完善訓練成果

老師要利用“家長學校”的平臺，向家長闡述學生在課外的總體要求，特別是要一對一地和家長交流學生的具體康復訓練情況，安排好家長在家的訓練項目，爭取家長們的配合。這樣就能夠把孤獨癥兒童在學校的訓練成果很好地加以鞏固，同時老師還要保持與家長溝通，及時讓家長了解孩子在學校里的一些情況。通過這種方式，我們對患有孤獨癥兒童的康復訓練有了良好的效果。

長征小故事范文3

【關(guān)鍵詞】羊群效應；CKK模型；上證50指數(shù)

一、引言

股票市場中的“羊群行為”（Herd behavior）是一種典型的非理，它是指投資者在信息不確定和信息不對稱的情況下，投資行為受到其他投資者的影響，模仿追隨他人決策，而不考慮自己的信息的行為。由于羊群行為是涉及多個投資主體的相關(guān)，對于市場的穩(wěn)定性及市場效率有很大的影響，羊群效應對股市的影響分析如下。

1、由于信息的不完全和信息不對稱，“羊群行為”者往往會忽略或不信任自己基于私人信息所作出的判斷，轉(zhuǎn)而追隨其他投資者的決策。股市中的股評家往往會成為“羊群行為”的主導者。這種追隨會導致市場信息傳遞鏈的中斷，出現(xiàn)兩類現(xiàn)象：（1）“羊群行為”的趨同性削弱了市場基本面因素對未來價格走勢的影響。當投資基金出現(xiàn)“羊群行為”時，“羊群行為”者將在同一時間集中買入或賣出同一股票，當巨額的買賣超過市場所能提供的流動性時，股票的超額需求將會導致股價的波動，當基金賣出股票時，將使這些股票的價格出現(xiàn)一定幅度的下跌，當基金買入股票時，則使這些股票短期內(nèi)出現(xiàn)大幅上漲。從而導致股價的不連續(xù)性和大幅變動，破壞了市場的穩(wěn)定運行。（2）如果“羊群行為”是因為投資者對相同的基礎(chǔ)信息作出了迅速反應，在這種情況下，投資者的“羊群行為”加快了股價對信息的吸收速度，促使市場更為有效。

2、“羊群行為”容易導致市場對某一信息或政策的過度反應，加劇市場的波動，不利于股市的健康發(fā)展。在股市大盤上升時，追漲將導致股價超過股票所代表資產(chǎn)的價值，股市將產(chǎn)生泡沫，在股市下行時，大規(guī)模的平倉將加深股市危機，使投資者對股市失去信心，對股市及上市企業(yè)產(chǎn)生不利的影響。

3、“羊群行為”的不穩(wěn)定性和脆弱性將導致金融市場價格的不穩(wěn)定性和脆弱性。“羊群行為”的產(chǎn)生是由于信息的不對稱和信息不完全，一旦信息狀態(tài)出現(xiàn)變化或政策有所改變，“羊群行為”將會迅速改變。這時將會如“羊群行為”出現(xiàn)時一樣，甚至會更大幅度的造成市場的變動。

來自金融市場中的大量歷史數(shù)據(jù)表明，參與羊群行為的主體一般所獲收益率比較低，甚至虧損。羊群行為的程度和股市的價格波動形成正反饋機制，這種正反饋機制將擴大某些信息對股市的影響，導致市場過度反應。因此，無論對于個體還是對整個市場而言，非理性的羊群行為的存在都是不利的。羊群行為是導致市場價格波動過度的一個重要因素，因此，對股市羊群效應的研究具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

Wermers（1995）；Christie和Huang（1995）；Chang，Cheng和Khorana（2000）用CKK模型對美國、香港、臺灣、韓國籍日本股票市場羊群效應的存在性進行了實證性檢驗，

Chang等（2000）等應用LSV、PCM、CH以及CSAD等方法對羊群效應進行了實證與檢驗；宋軍和吳沖峰（2001）基于CASD模型使用個股收益率的分散度指標對我國股市的羊群行為與美國股市羊群行為進行了對比實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國證券市場的羊群行為程度較強。孫培源、施東暉（2002）使用CAPM模型發(fā)現(xiàn)我國股市存在一定程度的羊群效應。國內(nèi)采用用ARCH模型檢驗羊群效應的研究較少，蔣學雷等（2003）使用資產(chǎn)收益率建立的ARCH（3）模型研究表明我國股市存在羊群效應，但并未采用上證指數(shù)日收盤價數(shù)據(jù)做出分析。

三、理論分析及模型建立

本文采用CCK模型（蔣學雷，陳敏，吳國富（2003））對股市的羊群行為進行檢驗，該方法的一個優(yōu)點是可以利用公開的價格數(shù)據(jù)對整個市場的羊群行為進行實證研究。使用CSAD（Cross -sectional Absolute Deviation）來度量市場的分散程度，則CCK模型描述如下：

為t時刻市場橫截面絕對偏離度，是股票i在t時刻的收益率，是市場組合在t時刻的收益率，建立回歸方程為：

若時，則證明市場存在羊群效應。

本文選取上證50指數(shù)及成分股在2000年1月4日至2012年3月30日的日收盤數(shù)據(jù)進行檢驗，因為上證50指數(shù)成分股每半年進行調(diào)整，本文選取成分股為經(jīng)過調(diào)整后的股票數(shù)據(jù)。為避免出現(xiàn)偽回歸，對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)序列，選擇EVIEWS5.0對模型進行最小二乘回歸，回歸結(jié)果為：

（22.00995） （5.637675） （-1.78880）

從回歸結(jié)果看，顯著為負，表明我國股票市場存在羊群效應，且非常顯著。

四、結(jié)論

本文選擇上證50指數(shù)及其成分股對中國股市羊群行為進行了實證檢驗，證明我國股市存在羊群行為，這可能是因為：（1）中國股市并不是一個完全有效市場，容易受政策的影響。（2）且投資者水平參差不一、良莠不齊，投資理念不同，對投資的分析缺乏專業(yè)知識和工具，致使其的投資行為較強的依賴于政策及各種信息，投資行為不理性。

市場參與者的非理性投資行為使得市場出現(xiàn)羊群效應。股票市場中的羊群效應加劇了金融市場的波動，加大了金融市場的風險，不利于股票市場向一個成熟有效的市場發(fā)展。

因此，我國應該加強立法和監(jiān)管，建設(shè)規(guī)范有效地資本市場。建立完善的多層次資本市場，對不同成熟度的企業(yè)及投資者進行區(qū)分，有限責任公司、非上市股份有限公司，上市公司在不同的資本市場進行融資，從而逐步培育優(yōu)良的上市公司主體。加強上市公司的信息披露及信息真實性的審查，逐步消減信息不完全性和不對稱性。對老鼠倉行為進行嚴查嚴懲，杜絕股市參與者跟風投資的僥幸心理。

同時，對機構(gòu)投資者及個體投資者加強投資知識的培訓與宣傳，強化投資者的投資甄別意識與能力，這對我國資本市場的健康發(fā)展能起到良好的促進作用。

理性的市場和理性的投資者能有效減少羊群效應，確保我國股票市場的平穩(wěn)運行，提高市場的成熟度，保護企業(yè)直接融資市場的健康有序發(fā)展，保護投資者的利益。

參考文獻：

[1]宋軍，吳沖鋒.基于分散度的金融市場的羊群行為研究[J].經(jīng)濟研究，2001（11）：21-27.

[2]宋軍，吳沖鋒.證券市場中羊群行為的比較研究[J].統(tǒng)計研究，2001（11）：1-2.

[3]張宗強，伍海華.基于上證180指數(shù)股票的羊群行為實證研究[J].財經(jīng)理論與實踐，

2005（1）：1-3.

長征小故事范文4

【關(guān)鍵詞】 古鉤藤;血糖;小鼠

古鉤藤又名海上霸王、白葉藤、牛角藤等等，為蘿摩科植物古鉤藤Cryptolepis buchananiiRoem. et Schult 的地上部分。多生于陽坡，攀援于其他樹上，分布于廣東、廣西、云南、貴州等地。具有舒筋活絡、消腫止痛、解毒等功效，用于治療腰痛、腹痛、跌打損傷、骨折、癰瘡、癬等疾病[1]。目前，治療糖尿病的口服藥物多為西藥，但副作用較多，研究中草藥在治療糖尿病這方面的作用是現(xiàn)展趨勢。古鉤藤對血糖的影響在文獻中沒有詳細的記載。本實驗主要通過對正常血糖小鼠以及建立葡萄糖所致小鼠急性高血糖模型，研究古鉤藤水提液對小鼠的降血糖作用，為其進一步開發(fā)和臨床應用提供理論依據(jù)。

1材料與儀器

1.1動物昆明種小鼠，雌雄兼用，體質(zhì)量(20±2)g，普通級小鼠，由廣西中醫(yī)學院實驗動物中心提供，合格證號:桂醫(yī)動字11004號。

1.2藥物和水提液的制備古鉤藤全草采于廣西中醫(yī)學院植物園，全草曬干。取古鉤藤500 g加8倍水浸泡2 h，第1次煎煮2 h，過濾，取濾液;第2次再煎煮1 h，過濾，取濾液，將兩次濾液合并，靜置過夜，過濾，濾液加熱濃縮至500 g/500 ml，按需要配制所需給藥濃度。

1.3試劑鹽酸二甲雙胍片(甲福明)，北京四環(huán)制藥有限公司生產(chǎn)，批號20080114;格列本脲，山西汾河制藥有限公司生產(chǎn)，批號20081209;葡萄糖氧化酶法測定試劑盒，四川省邁克科技有限責任公司生產(chǎn)，批號0608111。

1.4儀器TU-1901雙光束紫外可見光分光光度計，北京普析通用儀器有限責任公司;臺式離心機，16K，珠海黑馬醫(yī)學儀器有限公司產(chǎn)品;電子天平，EL204，梅特勒-托利多儀器(上海)有限公司產(chǎn)品;數(shù)顯恒溫水浴鍋，HH-8，國華電器有限公司產(chǎn)品。

2方法和結(jié)果

2.1古鉤藤水提液對正常小鼠血糖的影響取小鼠48只，雌雄各半，體質(zhì)量(20±2)g，隨機分為空白對照組，格列本脲組，古鉤藤水提物高劑量組(30 g/kg)和低劑量組(15 g/kg)，每組12只。格列本脲組和古鉤藤各給藥組灌胃1次/d，空白對照組給予等體積生理鹽水，各給藥容量均為20 ml/kg體質(zhì)量，連續(xù)10 d。末次給藥前小鼠禁食不禁水12 h，末次給藥1 h后摘眼球取血，以3 000 r/min離心10 min，分離血清，GOD-PAP法測定血糖含量，嚴格按照血糖試劑盒說明進行血糖測定。實驗結(jié)果用t檢驗法進行統(tǒng)計學分析，比較各給藥組與陽性藥組之間的差異。結(jié)果見表1。由表1可知，古鉤藤水提物高、低劑量對小鼠的正常血糖沒有影響。

2.2古鉤藤水提物對葡萄糖所致高血糖小鼠的影響取小鼠60只，雌雄各半，體質(zhì)量(20±2)g，隨機分為空白對照組，模型對照組，二甲雙胍組(750 mg/kg)和古鉤藤水提物高劑量組(30 g/kg)、低劑量組(15 g/kg)，每組12只。二甲雙胍組和古鉤藤水提物各給藥組灌胃1次/d，空白對照組和模型對照組給予等體積生理鹽水，各給藥容量均為20 ml/kg，連續(xù)10 d。末次給藥前小鼠禁食不禁水12 h，末次給藥1 h后，空白對照組灌胃生理鹽水，其余各組均灌胃葡萄糖溶液2.5 g/kg，分別于灌胃后30，60 min和120 min用玻璃毛細管從小鼠眼眶靜脈叢取血，離心3 000 r/min×10 min，分離血清，GOD-PAP法測定血糖含量，嚴格按照血糖試劑盒說明進行測定。實驗結(jié)果用t檢驗法進行統(tǒng)計學分析，比較各給藥組與模型組之間的差異。結(jié)果見表2。表2可知，檢測30，120 min內(nèi)古鉤藤水提物2個劑量組對葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用，60 min高劑量組對葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用。

2.3古鉤藤水提物對小鼠體質(zhì)量的影響取小鼠60只，雌雄各半，體質(zhì)量(20±2)g，分組參照“2.2”，少1個模型組;二甲雙胍組和古鉤藤水提物各給藥組灌胃1次/d，空白對照組給予等體積生理鹽水，各給藥容量均為20 ml/kg體質(zhì)量，連續(xù)10 d。分別在第5，10天小鼠禁食前稱體質(zhì)量，觀察小鼠體質(zhì)量變化，實驗結(jié)果用t檢驗法進行統(tǒng)計學分析，比較各給藥組與正常對照組之間的差異。結(jié)果見表3。表1古鉤藤水提物對正常小鼠血糖的影響表2古鉤藤水提物對葡萄糖所致高血糖小鼠的影響

表3古鉤藤水提物對小鼠體質(zhì)量影響由表3可知，古鉤藤水提物第5天和第10天對小鼠體質(zhì)量沒有影響(P>0.05)。

3討論

糖尿病是世界范圍最常見的疾病之一，已經(jīng)成為繼心血管、腫瘤之后的第3大嚴重威脅人類健康的非傳染病。目前全球有1.5億糖尿病患者，預計到2025年將增加至3億。2003年中國已經(jīng)成為糖尿病第2大國，擁有2380萬糖尿病患者[2]。目前臨床上降血糖藥的主力軍仍然是西藥[3]，但西藥在治療中存在著副作用多的缺點，例如低血糖癥，胃腸道反應等不良反應，肝、腎毒性，心臟毒性等[3]。因此從天然藥物中尋找降血糖有效成分的研究日益受到重視。中藥治療糖尿病有獨到之處，如降糖作用溫和持久，毒性和不良反應小，具有綜合治療作用，可有效地延緩并發(fā)癥的發(fā)生與發(fā)展。本實驗中發(fā)現(xiàn)古鉤藤水提液對正常小鼠血糖水平無明顯影響，而對葡萄糖所致高血糖小鼠均有降血糖作用。實驗只是對古鉤藤水提液降血糖作用進行初步研究，有助于明確中藥古鉤藤水提液的降血糖作用，并對相關(guān)的中藥開發(fā)和臨床應用提供線索。有關(guān)古鉤藤降血糖作用機理和有效成分有待進一步研究。

參考文獻

[1]全國中草藥匯編編寫組.全國中草藥匯編，下冊[M].北京:人民衛(wèi)生出版社，1976:170.

長征小故事范文5

關(guān)鍵詞：貨幣政策；股票市場；消費效應；投資效應

20世紀80年代以來，隨著資本市場全球化、金融創(chuàng)新等在各國股票市場不斷深化，股票市場的融資功能、資源配置功能等也逐漸顯現(xiàn)出來，在人們的日常經(jīng)濟活動中發(fā)揮的作用也越來越明顯，這使許多國家的貨幣當局更加重視股票市場在貨幣政策傳導機制中發(fā)揮的作用，因而股票市場的影響也不可避免地成為了中央銀行制定貨幣政策考慮的重要因素之一。鑒于此，本文對股票市場貨幣政策的傳導效應進行文獻綜述。

一、股票市場貨幣政策傳導效應的理論研究綜述

根據(jù)資本市場的貨幣政策傳導理論，貨幣政策通過股票市場的傳導分為貨幣政策的內(nèi)部傳導和貨幣政策的外部傳導：一是貨幣政策通過操作工具將其政策意圖導入股票市場。二是股票市場通過消費和投資對實體經(jīng)濟產(chǎn)生影響。

（一）貨幣政策傳導到股票市場

理論上根據(jù)最終作用的對象不同，可以將貨幣政策對股票市場的影響分為直接影響和間接影響。其中直接影響是指貨幣政策的變化（如調(diào)整利率、貨幣供應量等）會通過改變金融市場上各種資產(chǎn)的相對收益，使資金從收益低的資產(chǎn)流向收益高的資產(chǎn)，從而影響股票價格；而間接影響則是指貨幣政策的變化會通過影響實際經(jīng)濟，即使投資者對于股票市場經(jīng)濟基本面預期的改變，進而影響股票價格。

（二）貨幣政策通過股票市場傳導到實體經(jīng)濟

在傳導的第二環(huán)節(jié)中，股票市場通過消費效應和投資效應兩個渠道作用于實體經(jīng)濟。

股票市場的消費效應主要可以分為財富效應、流動性效應和通貨膨脹效應。一是財富效應。莫迪利安尼（1971）提出了生命周期理論，生命周期理論通過對利率波動引起消費者持有財富價格變化的研究，研究了貨幣政策的財富效應傳導渠道，該理論基礎(chǔ)是消費和儲蓄的生命周期理論。二是流動性效應。米什金（1977）提出了流動性效應理論，他認為當股票價格上升時，居民金融資產(chǎn)增加，他們比過去擁有更強的防御風險的能力，增加了對耐用品的消費，因而股票市場的繁榮帶動了社會需求的增加，米什金也將這個過程稱作股票市場的流動性效應。三是通貨膨脹效應。拉爾夫（1999）提出了通貨膨脹效應理論，當物價上升時，股東通過股價和股利獲得的實際收入相比較名義收入就有所降低，拉爾夫?qū)⑦@種資產(chǎn)價值的降低稱之為通貨膨脹稅，這種通貨膨脹稅降低了股票的預期收益率，使人們削減了當前的消費。

股票市場的投資效應分為托賓q效應和資產(chǎn)負債表效應。一是托賓q效應。托賓（1969）提出了股價同投資互相關(guān)聯(lián)的理論，該理論認為在資本市場存在的條件下，通過利率的變化會引起資產(chǎn)價格的波動，進而影響企業(yè)的投資支出和重置成本，最終導致收入和產(chǎn)出發(fā)生變化。二是資產(chǎn)負債表效應。Bernanke和Gertler（1995）提出資產(chǎn)負債表效應的關(guān)鍵是貨幣供應量的變化引起了股票價格的變化，進而影響了企業(yè)資產(chǎn)負債表的變化，這些變化也使得企業(yè)的逆向選擇和道德風險產(chǎn)生變化，銀行對于企業(yè)的信貸也發(fā)生改變，最終影響企業(yè)的投資支出。

二、股票市場傳導效應影響實體經(jīng)濟的實證研究綜述

（一）貨幣政策內(nèi)部傳導的研究綜述

Keran（1971）實證研究了美國15年的股票價格和貨幣供應量數(shù)據(jù)，結(jié)論說明名義貨幣存量通過公司的期望收益和通貨膨脹對股票價格產(chǎn)生間接影響。Hamburger，Kochin（1972）研究發(fā)現(xiàn)貨幣供應量對股票價格具有短期的直接影響，利率對股票價格具有長期的深遠影響。Rahman，Mustafa（1997）分析了多個國家股票價格和利率的關(guān)系認為，大多數(shù)國家股票價格與利率之間不存在明顯格蘭杰因果關(guān)系，但是可能存在一個顯著的長期協(xié)整關(guān)系。同時說明了股票市場與貨幣市場是密切相關(guān)的。ColmKearney，KevinDaly（1998）研究了在開放經(jīng)濟環(huán)境下貨幣政策的波動怎樣作用于資產(chǎn)價格、通脹水平和實際產(chǎn)出。并用澳大利亞1972-1994年月度數(shù)據(jù)做了實證分析。結(jié)論有兩點：貨幣的波動性越高，金融資產(chǎn)價格的波動性越低，產(chǎn)出的波動性越高；在沒有外匯市場作用的條件下，貨幣的波動性主要通過各個子金融市場傳導。錢小安（1998）選用1994年3月到1997年6月的M0、M1、M2的同比增長率作為貨幣供應量指標，滬、深股票價格指數(shù)的同比增長率作為資產(chǎn)價格指標進行分析，發(fā)現(xiàn)中國M0對股票價格有正影響，但M1對股票價格有負影響，貨幣供應量導致的預期通貨膨脹效應對股票價格的影響不容忽視。Zandi、Parker（1999）做了大量研究表明股市作為貨幣政策傳導渠道的重要作用，進而顯示了在成熟的股票市場中股票已經(jīng)成為貨幣政策傳導的一條重要途徑。拉爾夫、托馬斯和科奈爾（1999）的論文中對在一般經(jīng)濟均衡條件下對股市渠道的存在和作用機制做了詳盡的理論和實證分析，證明股票收益與貨幣供應量、通貨膨脹率及產(chǎn)出增長率等宏觀經(jīng)濟變量存在一定的相關(guān)性。易綱、王召（2000）指出，在短期、中短期和中長期，沒有預料到的貨幣供給增加，使股票價格上升；而在長期，沒有預料到的貨幣供給增加，不影響股票價格和貨幣中性。孫華妤、馬躍（2003）應用滾動式VAR方法，對1993年10月至2002年6月的數(shù)據(jù)進行了分析，他們發(fā)現(xiàn)所有的貨幣供給量對股市都沒有影響。剛猛、陳金賢（2003）通過誤差修正模型檢驗，研究了1995-2001年間實際股票收益、通貨膨脹和實際經(jīng)濟活動三者之間的關(guān)系，得到兩個基本結(jié)論：一是中國股市中股票不是通貨膨脹保值品，實際股票收益與通貨膨脹呈負相關(guān)。二是中國股市支持了效應假說，長期中實際股票收益率與通貨膨脹呈明顯負相關(guān)關(guān)系，通貨膨脹與實際經(jīng)濟活動呈反向關(guān)系，實際股票收益與實際經(jīng)濟活動呈正相關(guān)關(guān)系，但短期中實際股票收益率與通貨膨脹和實際經(jīng)濟的關(guān)系不顯著，通貨膨脹與實際經(jīng)濟呈明顯負相關(guān)關(guān)系。美國經(jīng)濟學家Rigobon、Sack（2002）實證分析了美國貨幣政策對股市的影響，結(jié)果顯示，股市波動對貨幣政策的反應十分強烈。Cassola、Morana（2004）實證分析了歐元區(qū)內(nèi)貨幣政策和股票市場的關(guān)系，研究表明股票價格渠道在歐元區(qū)的貨幣政策傳導過程中扮演重要角色，股票價格含有對貨幣政策執(zhí)行有利的信息。貨幣政策對股票市場有強烈的影響，而且對通貨膨脹有長期的影響。同時他們認為貨幣政策的實施未必能很好的控制或避免股票市場的波動。徐慧賢、郭玉潔（2007）進一步研究了貨幣需求與股票市場的關(guān)系，認為中國股票市場交易額與貨幣需求總量之間呈反向相關(guān)，即股票市場對貨幣需求產(chǎn)生負向效應。貨幣需求與股票市場交易額之間存在協(xié)整關(guān)系，估計系數(shù)表明中國股票市場的發(fā)展與擴張減少了對M1與M2的需求，體現(xiàn)了極強的資產(chǎn)替代效應和交易效應；同時，股票價格上漲降低了貨幣流通的速度。王立民、王婷（2008）在研究2007年中國股票價格時發(fā)現(xiàn)，央行貨幣政策的頻繁變動（主要是通過存款準備金率和利率的調(diào)整）并未造成股市如期下跌，反而出現(xiàn)持續(xù)上升。并對其根本原因做出了分析，認為主要是在中國名義利率與實際利率的差別導致了股市的這種反常表現(xiàn)。

（二）貨幣政策外部傳導的研究綜述

1、股票價格變動對消費的影響。前美聯(lián)儲主席格林斯潘（1999）曾提出金融資產(chǎn)的財富效應，即當消費者財富增加時，這對總需求是一種額外的刺激。他還提出了格林斯潘方程：即一美元的股市額外財富會增加4美分-5美分的當前消費。高莉、樊衛(wèi)東（2001）對1992年到1999年期間的全社會消費品零售總額和居民持有的股票資產(chǎn)進行回歸，得出中國股票市場的財富效應并不明顯，其對全社會消費品零售總額的貢獻度僅為0.039。李振明（2001）根據(jù)1980年至1994年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)擬合了包括居民資產(chǎn)在內(nèi)（不包括股票資產(chǎn)）的消費函數(shù)，并對1999年股市5.19的井噴行情進行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，即使是股票市場的大幅上漲也沒能使居民的消費支出明顯增加，因而財富效應不會對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生顯著影響。中國人民銀行研究局課題組（2002）對深滬綜合指數(shù)、股票市值、同期社會消費品零售總額及工業(yè)增加值進行分析得出，深滬兩市股票指數(shù)與社會消費品零售總額負相關(guān)，表明了部分貨幣并沒有進入消費領(lǐng)域或?qū)嶓w經(jīng)濟，其原因是由于中國股票市場的深度與廣度不夠以及中國特殊經(jīng)濟背景使股票市場傳導渠道的財富效應難以發(fā)揮。駱柞炎（2004）以1992-2002年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)為樣本，對中國股市財富效應進行實證分析表明，中國股市存在微弱的財富效應，金融資產(chǎn)的MPC為0.0486，股市財富效應對總消費的影響占總消費變動率的平均比例為1.33%。馬輝、陳守東（2006）的實證研究表明，收入水平是影響居民消費的最重要因素。中國股市在全樣本期并沒有顯著的財富效應，他們認為中國股市“牛短熊長”的主要運行特征使得中國股市沒有真正形成長期的大牛市，短期的股市上漲根本不能形成較強的財富效應。楊新松（2007）根據(jù)1996年1季度至2006年4季度的數(shù)據(jù)，運用滾動樣本進行回歸分析后得出結(jié)論：中國股票市場存在財富效應，但在某些時間段只表現(xiàn)為股市投資對消費的替代效應。

2、股票價格變動對投資的影響。石建民（2001）對1993年一季度到2000年三季度的季度數(shù)據(jù)進行分析，股票市場q效應等因種種制度、政策因素影響，遲遲沒有得以充分發(fā)揮。魏永芬、王志強（2002）以上海綜指代表股價水平，并以固定資產(chǎn)投資代表投資變量來驗證q效應，結(jié)果表明二者之間并不存在因果關(guān)系，股票價格的上升對投資沒有影響。這也就說明貨幣政策引起的股價上漲對投資支出沒有產(chǎn)生刺激作用。巴曙松（2002）認為中國股市因為缺乏健康的評價機制和收購兼并機制，對投資效率的提高所發(fā)揮的作用十分有限，即使是在投資規(guī)模的擴大方面，其影響也是不容高估的。并且股市籌資仍未成為中國投資的主渠道，企業(yè)從股市籌集的資金也并沒有得到充分有效的運用，股市籌資功能不強。

三、總結(jié)和評價

綜上所述，目前國外對于股票市場貨幣政策傳導效應的理論研究已經(jīng)相對比較成熟。由于中國股票市場起步較晚以及股票市場體制不完善等客觀原因的存在，國內(nèi)學者對股票市場貨幣政策傳導機制的研究相對較少，相關(guān)研究主要從亞洲金融危機發(fā)生之后開始出現(xiàn)，現(xiàn)在學術(shù)界針對中國股票市場貨幣政策傳導機制發(fā)揮情況的研究在許多方面還有分歧，對于中國股票市場貨幣政策傳導效應的影響因素也沒有達成一致的意見，并且在實證研究中結(jié)合中國股票市場發(fā)展和宏觀經(jīng)濟環(huán)境等具體國情對中國股票市場貨幣傳導機制綜合分析的文章較少，符合中國國情具有針對性的研究較少且分歧較大。

參考文獻：

1、Cassola, Morana. Monetary policy and the stock market in the euro area[J].Journal of Policy Modeling, 2004(3).

2、Frederic S.Mishkin.The Household Balance Sheet and the Great Depression[J].Journal of Economic History,1978(12).

3、J.A.Tobin.General Equilibrium Approach to Monetary Theory[J]. Journal of Money,Credit and Banking,1969(1).

4、Bernanke,Gertler.Inside the Black Box:the Credit Channel of Monetary Policy Transmission[J]. Journal of Economic perspectives,1995(9).

5、Colm Kearney，Kevin Daly.The Causes of Stock Market Volatility in Australia[J]. Applied Financial Economics, 1998(8).

6、Robert Rigobon and Brian Sack.Measuring the Reaction of Monetary policy to The Stock Market[J].The Quarterly Joumal of Economies,2003(5).

7、徐慧賢,郭玉潔.中國股票市場與貨幣需求的實證分析[J].內(nèi)蒙古財經(jīng)學院學報,2007(1).

8、王立民,王婷.2007年中國股市與利率關(guān)系研究[J].北京科技大學學報,2008(3).

9、駱柞炎.近年來中國股市財富效應的實證分析[J].當代財經(jīng),2004(7).

10、馬輝,陳守東.中國股市對居民消費行為影響的實證分析[J].消費經(jīng)濟,2006(4).

長征小故事范文6

關(guān)鍵詞：美國貨幣政策；溢出效應；價格示范效應

作者簡介：袁鵬(1972-)，男，河南唐河人，河南財經(jīng)學院金融學院講師，中山大學嶺南學院博士研究生，主要從事貨幣政策、金融機構(gòu)與金融市場研究。

中圖分類號：F830.9　文獻標識碼：A　文章編號：1006-1096(2010)01-0046-04　收稿日期：2009-09-01

一、文獻的簡要回顧

與本研究相關(guān)的文獻主要有三類：一類是有關(guān)貨幣政策溢出效應效果研究；另一類是有關(guān)貨幣政策溢出效應傳導機制研究；還有一類是有關(guān)美國貨幣政策對我國經(jīng)濟的溢出效應研究。

國內(nèi)外有關(guān)貨幣政策對本國股票市場影響的研究文獻較多。總的來講，穩(wěn)健的結(jié)論認為貨幣政策影響本國股票市場的回報。例如，美國聯(lián)邦基準利率提高1％，美國股市下降5.3％(Bernanke et al，2005)，5.5％(Ehrmann et al，2004)，6.2％(Rigobon et al，2004)，7％-9％(Bjornland et al，2009)。孫華好、馬躍(2003)對我國股票市場實證研究后認為利率影響股票價格，而貨幣數(shù)量對股票市場不起作用。殷波(2009)的研究表明中短期內(nèi)貨幣政策對股票市場回報水平存在顯著影響，并表現(xiàn)出較強的非對稱效應。

然而，在美國貨幣政策對外國金融市場影響的研究方面，研究文獻相對較少，結(jié)論存在爭議。例如，Mann等(2004)用月度資料實證研究了6個國際股票指數(shù)對美國貨幣政策的敏感性，結(jié)論是美國貨幣政策變量幾乎不能解釋和預測國際股票回報。Ehrmann和Fratzscher(2006)通過對全球50個股票市場的研究表明美國聯(lián)邦基金利率上調(diào)100個基點全球股市回報平均下降約3.8％，范圍從0到10％。

貨幣政策溢出效應的傳導機制大致有三種：金融渠道，貿(mào)易渠道和心理渠道。例如，Cushman和Zha(1997)以加拿大為案例，研究發(fā)現(xiàn)匯率是貨幣政策溢出效應最重要的傳導渠道。Kim(2001)用低頻數(shù)據(jù)在VAR框架下作了實證研究，認為利率是貨幣政策溢出效應最重要的傳導渠道。Dong He等(2008)認為外部沖擊可透過實質(zhì)經(jīng)濟與金融市場渠道，以及投資者、消費者情緒傳導至另一經(jīng)濟體。

葉輔靖(2008)定性分析了美國貨幣政策對中國出口、通貨膨脹的影響。Johansson(2009)在誤差修正模型框架下證明，聯(lián)邦基金利率是中國實際產(chǎn)出的Granger原因，而美國貨幣供給對中國產(chǎn)出無明顯影響。莊佳(2009)的實證檢驗也表明美國貨幣政策對中國產(chǎn)出存在著正向的溢出效應，但在短期美國貨幣政策沖擊對我國產(chǎn)出變動的貢獻率要小于其對G7國家的影響。吳宏、劉威(2009)實證研究發(fā)現(xiàn)美國貨幣政策對我國貿(mào)易順差波動影響尤為顯著。就筆者所知，迄今尚未有在SVAR模型框架下實證檢驗美國貨幣政策對我國金融市場影響的文章，本文試圖填補這方面的空白。

二、模型的設(shè)定、變量選取和數(shù)據(jù)說明

(一)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型

在研究貨幣政策傳導及其溢出效應時，結(jié)構(gòu)向量自回歸是最常用的方法。標準的向量自回歸模型可以表述如下：

Xt＝A0＋A1Xt-11＋L＋ApXt-p＋et　(1)

其中Xt代表n'1內(nèi)生變量向量。A0為n'1的常數(shù)矩陣，A1，L Ap為n'n的系數(shù)矩陣，p為最大滯后階數(shù)，ei為n'1的向量白噪聲擾動項。

如果行列式det(L)的根都在單位圓外，(1)式滿足平穩(wěn)性條件，可以將其表示為無窮階的向量移動平均形式VMA(￥)

Xt＝B(L)et

(2)這里忽略了常數(shù)項。B(L)是滯后算子L的參數(shù)矩陣。

假設(shè)正交結(jié)構(gòu)擾動項ut可以表示為擾動項et的線性組合，即

et＝Sut

(3)其中S為n'n的矩陣，由(2)、(3)式可得SVAR模型如下：

Xt＝B(L)Sut

(4)

Christiano等(1998)將Xt。中的變量區(qū)分為三塊：第一塊變量Xt。的當期值出現(xiàn)在貨幣當局t期的信息集，即貨幣政策決策規(guī)則中包含這些變量的當期值；第二塊變量X2,是貨幣政策工具變量；第三塊變量X3t。的當期值不出現(xiàn)在貨幣當局t期的信息集。Christiano等(1998)證明，只要正確選取X1t、X2t、X3t。中的變量，使其滿足分塊遞歸的要求，采用Chol-esky分解，X2t對應的結(jié)構(gòu)型沖擊就可以被識別。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說明

參照已有貨幣政策研究的模型設(shè)定，選取如下經(jīng)濟變量來構(gòu)建本文的SVAR模型。美國產(chǎn)出(yt)、美國通貨膨脹(pt)、聯(lián)邦基金利率(rt)、美國股票市場真實回報(st)、我國股票市場真實回報(pt)和聯(lián)邦基金利率作為美國貨幣政策變量，被大部分文獻所采用。美國產(chǎn)出、美國通貨膨脹作為影響美國貨幣政策的宏觀變量出現(xiàn)在貨幣當局期的信息集內(nèi)，也是可能影響我國股票市場真實回報的重要外部變量。美國股票市場真實回報是深受美國貨幣政策影響的變量，也是可能對我國股票市場真實回報有價格示范效應的外部沖擊變量。鑒于美國經(jīng)濟規(guī)模龐大，假定所有美國變量都會對我國股票市場真實回報產(chǎn)生同期影響，我國股票市場真實回報不會對美國變量產(chǎn)生同期影響。因此有

X1t＝(yt，Pt)'X2t＝(rt) X3t＝(st，pt)'從而，(4)式可以表示為：

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究使用1996年2月-2009年9月的月度數(shù)據(jù)。美國產(chǎn)出用美國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)增長年

率表示；美國通貨膨脹用美國消費者物價指數(shù)(經(jīng)季節(jié)調(diào)整)的環(huán)比增長年率表示；聯(lián)邦基金利率用年率表示；美國股票市場真實回報用標準普爾500指數(shù)月度真實回報率代表，我國股票市場真實回報采用上證綜合指數(shù)月度真實回報率代表。上述股票市場真實回報率用經(jīng)消費者物價指數(shù)調(diào)整后的股票價格指數(shù)取對數(shù)再差分計算得到。數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)統(tǒng)計專網(wǎng)、BvD數(shù)據(jù)庫。

三、實證結(jié)果分析

(一)模型滯后階數(shù)確定及平穩(wěn)性

經(jīng)單位根檢驗(結(jié)果如表1所示)，模型中的變量除聯(lián)邦基金利率在0.10的顯著水平平穩(wěn)外，其他變量都在0.05的顯著水平上平穩(wěn)。因此，模型的移動平均表示VMA(￥)是收斂的。參照Likelihood Ratio(LR)原則，選擇6項滯后建VAR(6)模型。模型特征多項式所有的特征值都落在單位圓內(nèi)，滿足平穩(wěn)性要求。模型殘差的自相關(guān)LM檢驗值為27.59，p-value為0.32，拒絕殘差有自相關(guān)；模型殘差的White異方差檢驗值為969.64，p-value為0.05，可以視為不存在異方差。

(二)美國貨幣政策對我國股票市場的影響及傳導機制分析

利用脈沖響應函數(shù)可以考察美國貨幣政策沖擊對我國股票市場真實回報的動態(tài)影響。本研究分析的是當美國變量產(chǎn)生Cholesky一個標準差的沖擊時，我國股票市場真實回報變化的動態(tài)路徑。同時，配合上、下兩個標準差的置信區(qū)間討論，能夠清楚看到美國沖擊是否具有統(tǒng)計上顯著的影響力。

SVAR模型的脈沖響應函數(shù)如圖1所示：選定24期作為觀察動態(tài)影響的期間，橫軸代表沖擊發(fā)生后的期數(shù)，縱軸表示我國股票市場真實回報對各個變量的響應，單位是百分點，實線表示脈沖響應函數(shù)曲線，兩條虛線代表兩倍標準差的置信區(qū)間。從脈沖響應函數(shù)圖上可以清楚看到，美國的產(chǎn)出、通貨膨脹、聯(lián)邦基金利率、美國股票市場真實回報產(chǎn)生Cholesky一個標準差的沖擊時，分別會對我國股票價格產(chǎn)生不同程度的影響。

當美國聯(lián)邦基金利率產(chǎn)生一個標準差的沖擊時，如圖1(c)所示，我國股票市場真實回報除第3期為負向反應，其他各期大致呈現(xiàn)正向波動的反應，其中在第1期股票價格上漲1.06％，統(tǒng)計上比較顯著，在第5期達到最大值1.56％，而且呈現(xiàn)統(tǒng)計上顯著的正向反應，第13期之后則反應逐漸平穩(wěn)。此結(jié)果顯示當美聯(lián)儲采取緊縮性的貨幣政策，投資者會產(chǎn)生美國乃至全球通貨膨脹趨緩的預期，令投資信心增加，我國股票市場真實回報上升。

當美國通貨膨脹產(chǎn)生一個標準差的沖擊時，如圖1(b)所示，我國股票市場真實回報從第1期開始表現(xiàn)為負向反應，股票市場真實回報下降0.6％，負向反應在第4期達到最大值1.9％，而且在統(tǒng)計上顯著不等于零。隨后振蕩收斂，第12期之后的沖擊反應才逐漸平穩(wěn)。該結(jié)果顯示當美國通貨膨脹上升，在人民幣與美元匯率保持相對穩(wěn)定條件下，投資者預期我國未來通貨膨脹上升，股票市場真實回報下降。

當美國產(chǎn)出產(chǎn)生一個標準差的沖擊時，如圖1(a)所示，我國在第1期表現(xiàn)為負向反應，股票市場真實回報下降0.56％，在第2期達到上升的最大值1.38％，而且在統(tǒng)計上顯著異于零。該結(jié)果說明，從統(tǒng)計顯著性的意義上來講，我國股票市場真實回報對美國產(chǎn)出沖擊的反應是正面的，美國經(jīng)濟的增長帶動投資者對我國企業(yè)尤其是出口導向型企業(yè)的盈利向好預期，我國股票市場真實回報上升。

當美國股票市場真實回報產(chǎn)生一個標準差的沖擊時，如圖1(d)所示，我國股票市場真實回報從第1期開始產(chǎn)生正向反應，回報上升0.7％，隨后除3、7、12期為負的反應外，其余各期均為正的反應。此結(jié)果說明美國股市對我國股市有一定的價格示范效應，但結(jié)合2倍標準差的置信區(qū)間分析，不具有統(tǒng)計的顯著性。

綜上所述，美國聯(lián)邦基金利率在第5期對我國股票市場真實回報沖擊十分明顯，美國通貨膨脹在第4期對我國股票市場真實回報沖擊顯著，美國產(chǎn)出在沖擊發(fā)生后第2期對我國股票市場真實回報沖擊十分明顯。在考察的24期內(nèi)，美國股票市場真實回報對我國股票市場真實回報沖擊在統(tǒng)計上不顯著。因此，可以認為美國貨幣政策對我國股票市場溢出效應的傳導機制主要是通過美國產(chǎn)出和通脹的沖擊，影響投資者對企業(yè)未來業(yè)績的預期實現(xiàn)的，而美國貨幣政策溢出效應經(jīng)由美國股票市場價格示范效應傳遞的機制不顯著。

(三)美國貨幣政策在我國股票市場真實回報的要素貢獻

預測誤方差分解反應當一個變量沖擊對某一內(nèi)生變量變動的相對重要性。因此，可以用預測誤方差分解來討論4個外部變量對我國股票市場真實回報的動態(tài)影響。有關(guān)我國股票市場真實回報的預測誤方差分解的結(jié)果如表2。

整體而言，我國股票市場真實回報解釋其本身波動的比例最大(71.12％-96.26％)，至于其他部分，美國通貨膨脹、聯(lián)邦基金利率解釋能力較好，美國股票市場真實回報的解釋能力較小，不足2％。

縱向來看，美國貨幣政策在第一期解釋我國股票市場真實回報波動的比重為1.81％，隨后逐步增大，在沖擊發(fā)生后第13期達到最大值7.43％，然后逐步下降，在第24期為7.33％，可見，美國貨幣政策對我國股票市場的溢出效應是短期的。美國產(chǎn)出在第一期解釋我國股票市場真實回報波動的比重為0.52％，在第二期陡然升至3.47％，在第8期超過5％，然后緩慢上升，在16期超過6％，24期達到6.49％，凸顯美國經(jīng)濟經(jīng)濟增長影響我國股票市場真實回報的長期波動。美國通貨膨脹在第一期解釋我國股票市場真實回報波動的比重為0.59％，快速升至第3期的3.11％，第4期的7.79％，第5期的10.8％，第13期后穩(wěn)定在13％左右，美國通貨膨脹在解釋我國股票市場真實回報波動的比重上升較快，顯示投資者對美國通脹向全球傳遞的擔憂。美國股票市場真實回報在第一期解釋我國股票市場真實回報波動的比重為0.82％，隨后在波動中緩慢上升，第16期大于1.5％，第24期達到1.67％，解釋我國股票價格波動的比重較小。

橫向來看，在沖擊發(fā)生后第1期，聯(lián)邦基金利率是除我國股價自身之外解釋能力最強的，達1.8％，而其他因素的解釋能力都不足1％。在第2期和第3期美國產(chǎn)出成為我國股價自身之外解釋能力最強的，從第4期開始通貨膨脹成為解釋能力最強的因素。由此可見，在短期內(nèi)，我國股票市場真實回報對美國貨幣政策的反應是最敏感的。在中長期，美國經(jīng)濟的基本面比貨幣政策更能解釋我國股票市場真實回報的波動。

四、主要結(jié)論及研究展望

筆者在SVAR模型框架下分析美國貨幣政策及其他美國經(jīng)濟、金融因素對我國股票市場的溢出效應。參照Chris-tiano等(1999)的分塊方法，按照變量當期值是否出現(xiàn)在貨幣當局的信息集將變量分為3塊，從而可以恰好識別SVAR模型。在此基礎(chǔ)上使用1996年2月-2009年9月的月度數(shù)據(jù)，就美國貨幣政策對我國股票市場真實回報的溢出效應進行了實證檢驗。實證結(jié)果表明：

第一，美國貨幣政策對我國股票市場真實回報具有顯著的溢出效應，即擴張性的貨幣政策使我國股票市場真實回報下降。以向前預測24期來觀察，當美國聯(lián)邦基金利率產(chǎn)生一個標準差的沖擊時，我國股票市場真實回報除第3期產(chǎn)生負向反應，其他各期大致呈現(xiàn)正向波動的反應，其中在第l期股票市場真實回報上漲1.06％，統(tǒng)計上比較顯著，在第5期達到最大值1.56％，呈現(xiàn)統(tǒng)計上顯著的正向反應。

第二，在短期，美國貨幣政策沖擊對我國股票市場真實回報波動貢獻大，而在中長期美國的通貨膨脹、產(chǎn)出沖擊貢獻大。在沖擊發(fā)生后第1期，聯(lián)邦基金利率是除我國股價自身之外解釋能力最強的，達1.8％，而其他因素的解釋能力都不足1％。在第2期和第3期美國產(chǎn)出成為我國股價自身之外解釋能力最強的，從第4期開始通貨膨脹成為解釋能力最強的因素。