证券股票论文(6篇)
证券股票论文篇1
建立的定价公式和投资组合理论,在以往实践中的应用情况来看,还是起到了非常重要的作用。据统计显示,在西方的金融投资市场中,有1/3的人利用投资组合理论的进行投资,1/3的人则依赖于技术分析管理,而另一的1/3人仍在坚持基础的分析。虽然以指导决策的手段偏好于个人投资,但组合理论和技术分析所运用的统计工具逐渐被认同,量化地合理地投资行为成为了当前理性投资的一般形式。主观决策则具有很大的随意性,显然现代量化的投资决策更适用于复杂的金融证券投资。从对证券市场的投资行为定量分析来看,揭示出一种客观存在依赖关系的定量关系,同样也是投资决策与管理的基础性工作。处理各种证券投资和经济行为运用统计工具、统计方法可以影响各种因素的综合影响强度。
股票价格指数统计方法的应用
道?琼斯平均股价指数的核心内容涉及:(1)变化趋势与程度两个方面于股票市场股票价格变动的综合反映;(2)根据因子对股票价格对股票市场价格总水平的影响分析;(3)长期的股票价格变化趋势分析;(4)在宏观指标可以预测国家的经济状况和经营业绩。股票价格指数是统计学理论中的一种指数类型。该指数类型反映了股票市场在一定时期之内的股票价格综合变化趋势和程度,且呈现相对动态的特点。由于政治经济、市场经济和投资心理等方面因素的影响,每一种股票的价格都会处于一种不断变动的状态,从而导致股票市场中时时刻刻都有人在进行着股票交易活动。股价平均数是反映在股票价格变动的一般水平。股票的平均价格由股票交易所、金融服务公司、银行或新闻机构共同编制,它也反映了一个股票价格行市变动的一种价格平均水平。股价指数的编制步骤一般为:第一,按期到股票市场上采集样本股票的价格,简称采样。采样的时间隔取决于股价指数的编制周期。以往的股价指数较多为按天编制,采样价格即为每一交易日结束时的收盘价。第二,利用科学的方法和先进的手段计算出指数值,股价指数的计算方法主要有总和法,简单平均法、综合法等,计算手段已普遍使用电子计算机技术,为了增强股价指数的准确性灵敏性,必须寻求科学的计算方法和计算技术的支持。第三,通过新闻媒体向社会公众公开。为保持股价指数的连续性,使各个时期计算出来的股价指数相互可比,有时还需要对指数作相应的调整,具体如何做调整本文将不再赘述。
投资风险的度量的应用
证券市场中的投资人在对相应投资的证券进行预期收益评估以外,还应该对在发生于证券投资过程中的风险因素加以考虑,说具体点就是要进行针对性的有效的估计和分析,只有这样才能够对自己所付出的投资策略和投资经济行为做到心中有数,从而有备无患。也就是说必要的证券投资风险的度量。(1)单一股票(债券)投资风险的度量。如果预期回报率的投资者决策的基础,所以实际收益与预期收益率之间的偏差是他的投资风险。预期的收益率的实际值和预测值可能达到的最小平均偏差(最佳)的估计值。在统计上,这种程度的自回归方差或标准差偏差测量。估计和相同的预期收益,在实践中,我们也可以利用历史数据来估量风险的趋势和程度。(2)证券组合风险的度量。一个证券组合由一定数量的单一证券构成,每一只证券占有一定的比例,我们也可将证券组合视为一只证券,这样,证券组合的风险也可用方差来计量。不过证券组合的方差可以通过由其构成的单一证券的方差来表达。由单一证券构成的证券投资组合,每一只股票均占有一定的比例,我们也可以把证券组合看作是一只证券。这样以来,证券组合的投资风险就可以用测量方差的形式来表达。不过证券组合的方差可以通过由其构成的单一证券的方差来表达。四、结束语总而言之,统计学及相关理论学科在近些年证券投资经济行为交易中应用所呈现的影响作用越来越被人所关注及掌握。不少专业证券投资人士力争应用统计方法将证券投资过程中的风险进行量化,并且对风险进行理性的管理。本文通过以上阐述谨在于促进读者对统计方法于证券投资中应用更为深入和全面的了解,并加强交流学习,希望能为专业投资者对进行证券投资的风险管理,提供一个统计学方面的借鉴。
证券股票论文篇2
摘要：股票和债券的资产组合是最基本的投资组合方式，研究这两种资产之间的相关性对于投资者来说具有重要的现实意义。本文通过静态与动态的实证分析，初步探索了我国金融危机前后股票市场与债券市场之间的相关性以及其相关性的时变特征。
关键词：股票市场；债券市场；相关性；金融危机；时变特征
一、引言
股票市场和债券市场是金融体系的重要组成部分，也是间接融资的主要方式。作为一国经济的“晴雨表”，股票市场可以反映宏观经济的整体运行情况；而债券市场作为金融市场的“避风港”，其重要性也日益凸显。当前我国居民的投资对象主要集中于股票和债券，股票和债券之间的联动也影响着机构或个人投资的投资组合决策。大多数投资者会根据不同的预期市场行情在股票和债券之间进行策略性的资产分配。只有这样，投资者才能在获得稳健收益率的前提下，尽可能地减小其投资组合的风险。但在2008年金融危机的影响之下，股市大跌，同期的债市投资则获益不菲；而2011年在持续宏观紧缩政策的作用下，股市债市又出现了资金不足、同时低迷的状态。这是否意味着我国的投资者并不是总能够通过股市债市之间的相关关系达到降低风险的目的，它也是本文研究的主要问题。
二、相关文献
国外其实很早就开始研究股票市场与债券市场的相关性问题，至今为止关于该方面的研究也有很多。通过对图表的分析，Shiller（1982）发现股票与债券市场间不存在相关性或相关性很低。在Engle和Granger（1987）提出协整检验之后，对股市和债市相关性的实证研究才开始大量进行。大部分的研究表明，股票市场与债券市场是存在相关性的，但相关系数却因时期和国家的差异有所不同。Shiller和Beltratti（1992）对美国1948年至1989年期间的股票和长期债券收益之间的相关关系进行分析。他们发现股票与债券收益率之间存在一个正的相关关系，但相关程度很小，理论上只有0.06；然而股票与长期债券之间的实际相关程度比理论值要高，达到了0.37。对此他们解释为金融市场行为的非理性导致了市场之间的过度反应。最新的研究主要探讨了股票与债券相关性是否具有时变特征的问题。Scruggs和Glabadanidis（2003）发现股票与债券的协方差矩阵并不稳定，也就是说二者的相关性是随时间变动的。
我国金融市场的特殊性决定了国外研究难以完全揭示我国股市与债市的相关关系。其原因在于我国股票市场的发展历史较短，市场效率偏低；而且债券市场的发展程度也不高。所以我国学者也对股市和债市之间的相关关系进行了研究。
李晓蕾（2005）以2000年1月4日至2004年12月31日为样本区间，通过单位根检验、协整检验和方差分解，对我国股票市场和债券市场的相关性进行了静态与动态分析。徐林（2006）将股票指数和国债指数作为解释变量，分别引入到对方的模型中，直接分析股市与债市之间的相互关系，结果发现股票市场与国债市场之间为此消彼长的关系，且国债市场对股票市场存在较大影响，而股票市场对国债市场影响较小。张丽贤（2009）发现股市与债市收益率之间存在相关性，但相关性较弱；债券收益率是股票收益率的格兰杰原因，而股票收益率并不是债券收益率的格兰杰原因。短期来看，股票市场与债券市场在某些阶段存在均衡关系，或表现为正相关，或表现为负相关。邹军（2011）通过建立向量自回归模型、同时考察脉冲响应函数、方差分解以及格兰杰因果关系，结果发现总样本时期股票市场和债券市场收益率之间不存在长期均衡关系，而子样本期间股市和债市的收益率之间存在相关性。
综上所述，股票收益率和债券收益率之间可能存在长期协整关系，但相关性较小；在短期某一特定的阶段内，它们之间存在或正或负的相关关系。但笔者发现，在进行相关关系的实证分析时，以往的研究对于时间段的确定只是基于两个市场的走势图进行较为主观的划分，由此得出的结论可能并不是很准确。此外，还没有学者就2008年金融危机对我国股市与债市相关关系所产生的影响进行研究。基于Scruggs和Glabadanidis（2003）对股债市相关关系研究的结论，本文将首先对金融危机是否改变了我国股市和债市相关关系的结构进行检验，然后再初步探索08年前后股债市相关性的时变特征。
三、股市和债市的发展规模及波动对比
我国股市和债市已有三十多年的历史，如今两个市场的发展都初具规模，成为投融资的重要场所。图1描述了2005年至2012年我国股票市值和债券存量与GDP的比值，分别用S/G和B/G来表示（数据来源：中国债券信息网）。
图1股票市值和债券存量与GDP的比值
观察上图可以发现，股票市值与GDP的比值出现较大的波动，特别是在2006年到2008年之间，这说明股票市场的融资效率会随着股价的波动产生剧烈的变化。相比而言，债券存量与GDP的比值逐年稳步上升，表明债券市场的融资作用在不断加强。但即便如此，我国股市、债市与GDP的比值在2012年仅为30.56%和45.75%，这和同年美国S/G与B/G的96.30%和240.55%相比还有很大差距。
本文选择上证综合指数和上证国债指数分别反映股票市场和债券市场的总体价格波动状况。这里需要说明的是，由于缺少对企业债券、金融债券等的度量，国债并不能完整描述我国整体债券市场的波动情况。但由其自身的安全性和稳定性，国债的利率客观上起到了基准利率的作用，所以笔者以国债指数来反映债券市场的总体波动是合理的。除此之外，本文对该期的国债指数不加以考虑。作者选取2005年1月1日至2013年5月10日这一区间的数据为研究总样本（数据来源：上海证券交易所）。
图2上证综合指数及股票波动率图3上证国债指数及国债波动率
图2为我国在样本期内上证综合指数及其波动率，竖线代表的是2008年9月18日雷曼兄弟的破产。从图中可以看出，在此之前我国的股市一直处于下跌的状态，此后有短暂的回升并趋于平稳；受金融危机的影响，07、08两年股市的波动尤为剧烈。图3为我国样本期内上证国债指数及其波动率，图中显示我国的国债价格一直都在平稳上升，雷曼兄弟破产时国债出现了短暂的剧烈波动。
四、实证研究设计及分析
时间序列变量之间协整关系是由Engle和Granger在1987年提出的，为了方便研究，先对两个变量的数据进行对数化处理，以LnSt表示对数化后的上证综合指数，LnBt表示对数化后的上证国债指数。
本文采用增广Dickey-Fuller（ADF）的方法进行单位根检验，以判断检验变量的阶数。通过AIC准则确定滞后阶数，对对数化的上证综合指数LnSt和国债指数LnBt进行单位根检验，并比较ADF检验值（选取1%的显著水平）与临界值的大小。结果显示LnSt和LnBt的检验值都大于临界值，不显著，也就是说这两个变量均不是平稳的。再对LnSt和LnBt差分一次，以dLnSt和dLnBt表示差分结果，该结果也可以分别表示股票收益率和债券收益率。由表1可知，dLnSt和dLnBt的ADF检验值均小于临界值，因此LnSt和LnBt这两个变量都是一阶平稳的，即I（1）过程。
表1ADF单位根检验
变量ADF检验值ADF分布临界值（1%的显著水平）
dLnSt-44.92296-3.433384
dLnBt-34.44006-3.433384
协整检验常用的方法有EG两步法和Johansen检验法，其中EG两步法操作简单，但它易受样本大小的影响；Johansen检验虽克服了这些缺点，不过它对样本的要求却非常大。因此综合考虑，本文先对于所有的2025个数据在Eviews中利用Johansen检验来确定上证综合指数和上证国债指数之间是否存在协整关系。
表2Johansen检验结果
零假设：协整向量的数目特征值迹统计量5%显著水平对应P值
0*0.01124322.9455615.494710.0031
至多一个5.28E-050.1066443.8414660.7440
表2的结果表明，在假设协整个数为0的情况下，检验值大于5%显著水平下的临界值（22.94556>15.49471），则拒绝零假设，即股票指数和债券指数之间存在协整关系。利用EG两步法也同样确定了两者之间的长期均衡关系，并得到LnSt和LnBt的协整方程。
LnSt=1.760128+1.257503LnBt
从整个时间段来看股市与债市之间存在长期的均衡关系，且相关关系为正，笔者认为这正是我国证券市场发展逐步成熟规范的一种表现。比起股债市长期的均衡关系，投资者更关注的是自己投资组合的风险是否得以降低。因而本文将验证金融危机是否对股市和债市相关性的结构产生影响。笔者将总体区间大致划分为两个时段，以2008年9月18日雷曼兄弟的破产为分界点，两时期的上证综合指数和上证国债指数分别以LnSt1、LnSt2、LnBt1和LnBt2表示。
如上首先进行对单位根检验，检验结果说明除LnBt1之外，其余分量都是I（1）过程，也就是说第一阶段上证综合指数与上证国债指数并不存在协整关系。这种现象的原因有可能是股市和债市之间并未形成大规模的资金互动，特别是2006和2007两年，股票市场的总市值曾一度达到GDP的101%，相比于债券市场的46%，规模的不成比例，也从侧面说明了股市与债市在该阶段均衡关系不明显。采用EG两步法，利用最小二乘法OLS对第二阶段两分量进行回归，并考察方程的残差et是否平稳。
表3第二阶段残差单位根检验
变量ADF检验值ADF分布临界值（5%的置信度）ADF分布临界值（10%的置信度）
E-2.868099-2.863904-2.568079
上表中列出了两个显著水平，虽然在5%和10%的显著水平下均拒绝零假设，但是ADF检验值十分接近5%水平下的临界值，所以尽管LnSt2与LnBt2存在协整关系，但显著性降低。协整方程为LnSt2=13.59436-1.188491LnBt2，即金融危机之后股市与债市之间整体之间是负相关关系。有趣的是，在对2008年股票与债券相关关系进行分析时，笔者发现二者的负相关系数特别的大，这点也可以从图2和图3上证股票和国债的指数走势中得以印证。这可能是因为受金融危机的影响，2008年我国经济由热转冷，货币政策由“从紧”转为“适度宽松”，百日之内连续五次下调利率，由此促成了债券市场的一波上涨行情。而我国股市则一路下跌，在政府4万亿投资计划和一系列稳市政策刺激之下，在10月份跌至最低点之后才逐步回调。因此在该阶段，股市和债市之间存在十分显著的负相关关系。
简而言之，金融危机之后股市和债市之间总体上保持着此消彼长的负相关关系。这主要是由于我国证券市场尚出于发展和规范的过程中，政府的介入程度很深，因而股票市场和债券市场的相关关系在很大程度上与政府政策有关。
通过以上的这些静态分析，我们可以发现股市与债市之间毫无疑问是相关的，即便在某一阶段并不存在传统意义上的长期均衡关系。整体来看，金融危机前后股市与债市之间相关关系结构的确发生了变化，该变化在2008年尤为明显，同时也初步证明了股债市相关关系是具有时变特征的。所以在接下来的部分，本文将从动态的角度对股市与债市相关关系进行探索。
本文采用股票和债券市场的日收盘数据计算出年度Pearson相关系数以便对股票市场和债券市场的相关程度进行整体认识。如图4显示，在样本期间股市与债市的年度Pearson系数主要有六次明显的变化，也就是说股市与债市在三个阶段处于正相关，在其余阶段负相关。但从整个时间长度来说，二者在多数情况下还是呈现负相关的状态。观察图5也可以得到相似的结论，图5为股票和债券每年的月度收益率线性回归对比图。其中05、06和07三年的斜率接近于零，但总体偏向于正；而08、09两年的斜率为负，并且最为陡峭；10、11、12三年的斜率虽然为负，但整体上要平滑很多。
图4样本期间股债指数年度Pearson系数图5股票与债券月收益率回归对比图
我们可以看到，从05年的下半年到07年的上半年，我国股债市之间经历了一个两年的正相关时期，该时期也正是我国股市进入牛市并大幅上涨的阶段。从宏观经济上看，经济增长偏快，通胀压力不断增强，大量过剩的流动性从居民存款流向股票市场，尽管在紧缩性措施月月连出的环境下，债券市场一波三折，但并未减弱人们的投资热情。直到07年下半年之后，受金融危机的影响，股市便开始进入了漫长的熊市，股债市之间存在着此消彼长的“跷跷板效应”。低迷的股市将很多投资者驱向了债券市场，此时人们开始重新理性地审视收益与风险，而作为一种规避股市风险的投资工具，国债投资的保本增值特性显然具有较大的吸引力。随着2009年我国经济的好转，股市与债市都有不同程度的上涨。而2010年上半年流动性趋紧导致股市持续下跌，资金从股市陆续转移到债市，债券市场迎来小阳春。这也证明了在股票市场前景不明确、经济环境存在较大不确定时，债券为追求稳健收益的资金提供了相对安全的避风港。在2010年末预期高通胀率可能引发央行提准加息的情况下，股市与债市在2011年出现了罕见的双双齐跌，这也恰恰解释了为什么股市和债市在该年内出现了短暂的正相关现象，即政策紧缩导致的系统性风险远远大于股市对债市的撬动作用。自2012年至今，股市和债市有如跷跷板震荡起伏，股票市场表现并不如债券市场理想，但从Pearson系数的整体趋势来看，股市与债市很有可能在2013年的下半年正相关。
五、结论
我国的证券市场是一个新兴的市场，具有其特殊性。本文通过静态与动态的实证分析，初步探索了我国金融危机前后股票市场与债券市场之间的相关性以及其相关性的时变特征。结果表明，在样本期内股市与债市之间存在着长期均衡关系，但金融危机之前二者不存在协整关系，之后股债呈现此消彼长的负相关关系。而且股票和债券的相关系数是时变的，大部分时间表现为负相关，且股债之间的相关性的变化主要受其自身及国内宏观经济政策的影响。这些结论具有深刻的现实意义，在股市和债市负相关的环境中，投资者若要取得较优的回报，投资上应选择股、债两栖的投资组合；但如果股票和债券是正相关的，投资者则不能很好地分散风险。所以机构和个人投资者可以利用股市和债市的波动以及宏观经济形势来预测股票和债券的相关性，这就为投资组合选择和风险管理提供了参考。
尽管本研究还存在一定的不足之处，但其为股票与债券的相关性研究提供了思路，有助于投资者了解两个市场的关系。随着我国股票市场和债券市场的日益发展，本文所进行的相关研究也会得到进一步地完善。
参考文献：
[1]EngleR.F.andC.W.Granger.Co-integrationandErrorCorrection：Representation，Estimation，andTesting[J].Econometrica，1987，55：251-276.
[2]RobertJ.Shiller.Consumption，AssetMarkets，andMacroeconomicFluctuations[R].NBERWorkingPaper，NationalBureauofEconomicResearch，Inc.1982.
[3]RobertJ.ShillerandAndreaE.Beltratti.StockPricesandBondYields[J].JournalofMonetaryEconomics，1992，30：25-46.
[4]李晓蕾.中国股市与债市相关性的实证分析[D].对外经济贸易大学，2005.
[5]徐林.我国股市与债市（国债）相关性研究[D].西南财经大学，2006.
证券股票论文篇3
关键词：现金股利；投资价值；道琼斯指数
中图分类号：F832.48文献标识码：A文章编号：1001-828X（2013）06-0-01
一、引言
价值投资所注重的信息包括宏观经济形势、行业与公司状况等基本面信息，但是针对具体选择哪种股票进行投资而言，公司的信息就显得至关重要。发达国家的股票市场更接近于半强势有效市场，如果事实是这样的话，那么个人投资者在进行股市投资时，就应关注上市公司的股利政策，尤其要注意该公司的高股利是否也表明股票的股息率也是高额的，以及哪些行业的股票会带来较高的股息率。本文打算在这方面做些实证研究并给我国的广大个人投资者提出相关建议以供他们选股时作为参考。
二、我国上市公司股利政策状况
2011年11月9日，新任中国证监会主席郭树清首次公开亮相，证监会表示“明确分红比例，提升上市公司对股东的回报”。目前，分红制度改革已在拟IPO（首次公开发行）公司中推行，市场预期证监会还将采取一系列具体举措提升上市公司分红水平，从根本上治理我国A股市场上市公司“重融资、弱分红”的现象。长期以来，A股市场分红比例过低一直遭到诟病。
三、价值投资与股利政策
价值投资最初来自于Graham的《证券分析》一书，在此书中，Graham使用内在价值这一称谓，因此价值投资理论也称之为内在价值理论。徐成刚（2005）在其硕士学位论文中通过比较并整合格雷厄姆和费雪在价值投资理论里的研究成果，并综合其他学者对价值投资的定义，认为价值投资理论主要包括3方面的内容：一是价值投资的“价值”虽然存在不同提法，。二是股价总是围绕内在价值上下波动的。虽然股价是不断波动的，但是上市公司的价值却是相对稳定的。因此，依靠股票市场自身的调节机制，股价最终会向其内在价值靠拢。这使得低价购买内在价值低估的股票，能够带来超额利润。三是价值投资是通过研究合适的企业，来寻找和判断内在价值低估的证券。先提出来股利贴现模型。该模型数学表述如下
四、道氏策略与股息率
道氏策略是由美国的1988年的华尔街杂志所提出的。事实上，本文就是将道氏策略稍加改变，以此考察高股息率证券组合在我国证券市场上的有效性。在介绍道氏策略之前，本文认为很有必要说明道氏策略所依赖的股息率，也就是说道氏策略为什么依据股息率来选择股票。
股息率（DividendYieldRatio），是一年的总派息额与当时市价的比例。以占股票最后销售价格的百分数表示的年度股息，该指标是投资收益率的简化形式。股息率是股息与股票价格之间的比率。在投资实践中，股息率是衡量企业是否具有投资价值的重要标尺之一。
五、高股息率证券组合实证研究
未经风险调整的高股息率股票组合实证研究：
本文采用月度几何平均得到的收益率来作为证券组合和上证指数的每年参照收益率，这是为了用几何平均这一方式尽量减少其他因素对收益率的扰动。下面用2000年证券组合和上证指数来详细说明收益率的计算方法。假设各拿出10000元人民币投资每只股票，共200000元，即赋予每只股票在证券组合中相同的权重0.05。则某只股票某月的收益率等于此月股价之差，然后加上这个月的股利，最后除以上月的收盘价格。这只股票的月末价值则是上月股票价值乘以这个月的收益率，再加上上月股票价值。
2000-2009年证券组合与上证指数月度几何平均收益率统计分析
注：*表示10%的显著性水平，**表示5%的显著性水平，***表示1%的显著性水平。
六、结论
本文对基于高股息率证券组合的价值投资策略在我国证券市场的应用价值进行了研究。基于本文的研究，得到如下的结论：
第一，我国上市公司的股利政策逐渐规范，与股利政策有关的法律法规逐步完善。本文认为随着证券市场的进一步发展以及相关法律制度的完善，我国上市公司的股利政策逐渐向发达国家的股利政策靠拢，现金股利将会逐渐成为股利政策的重点，股利政策的稳定性和连续性逐渐变好，依据股利政策实行情况在我国证券市场进行价值投资的环境逐渐成熟。
第二，我国个人投资者在过去的投资收益亏损严重，而价值投资能够给我国投资者带来收益，并且2003年以来，由于基金、QFll等机构的有力推动，价值投资逐渐成为我国证券市场投资分析的主要方法。
参考文献：
[1]陈鹏.基于高股息率证券组合的投资价值策略在我国证券市场的应用研究[D].浙江：浙江大学，2010.
证券股票论文篇4
【关键词】可转换债券；事件研究法；转换；累积异常收益率
一、引言
可转换债券是公司发行的赋予持有人在一定时间内选择将债券转换为股票的权利的一种公司债券。我国上市公司发行可转换债券始于20世纪90年代。2002年1月28日证监会了《关于做好上市公司可转换公司债券发行工作的通知》后，上市公司可转换债券的发行规模越来越大，可转换债券已经成为上市公司越来越偏好的一种融资工具。但我国由于资本市场发展比较滞后，大众投资者对可转换债券仍然很陌生，目前有关可转换债券的研究也集中体现在其定价和发行时对上市公司市场价值的影响方面，或者集中于关注可转换债券的融资动机，对于其转换时对上市公司股价的影响的研究文献却很少见到。本文利用2003年至2008年间发行可转换债券的上市公司在债转股期间的超额累计收益率在转换前后的差异对债转股对上市公司股票收益率的影响进行了实证研究。
二、文献综述
国外有关可转换债券的文献主要集中在其发行与公司市场价值的关系的相关性这一方面。Myers和Majluf在1984年提出了筹资顺序模型，认为企业的经营者比外部投资者对企业的真实财务状况有着更清楚的了解，使得这两方之间存在显著的信息不对称，其结论是同等条件下发行可转换债券和发行普通债券相比，前者会使外部投资者的悲观情绪蔓延而造成公司市场价值的下降。Noe在1988年扩展的信号传递模型中也认为，与发行普通债券相比，相同条件下发行可转换债券会使公司的股价下跌。而Miller和Rock认为，发行任何融资工具均会传递不利的信息——公司的盈利情况低于预期，这使得公司股价下挫。这就使得所谓的发行可转换债券的公告所带来的“公告效应”与公司的股票收益率之间负相关。而国外学者对各国证券市场发行可转换债券这一“公告效应”与公司市场价值之间的关系所做的实证研究结果却因证券市场的不同而迥异。Kaim和stulz在1992年对美国证券市场所做的实证得出的结论是“公告效应”与公司股价负相关，Abhyankar和Dunning以及RaduBurlacu分别对英国和法国证券市场做的实证得出的结论与美国证券市场是一致的，而De.Roon-Veld和Kang分别对荷兰和日本证券市场得出的结论是“公告效应”与公司股价正相关。
国内对可转换债券的相关研究文献也集中在发行公告对股价影响这一方面。王慧煜（2004）对我国上市公司宣告发行可转换债券前后的股票收益率变动所做的实证研究表明，“公告效应”与股票收益率存在明显的正相关关系，即大众投资者视上市公司发行可转换债券为利好消息。而王培泽（2007）对“公告效应”对股票收益率所做的实证研究却显示出“公告效应”与股票收益率存在明显的负相关的关系这一截然相反的结论。
与国外对“公告效应”与公司市场价值之间的关系所做的研究相比，对转股行为与公司市场价值之间的关系的研究则很少，而转股行为与公司股票收益率之间的关系对于研究投资者的投资结构有着极为重要的意义。
三、数据和研究方法
（一）总体研究思路
本文用事件研究法对可转债债转股对标的股票收益率影响进行分析。将每次转股行为发生前后20天分别作为事件的估计窗口和事件后窗口，即事件窗口为[-20，20]，将估计窗口之前50天的数据应用CAPM模型进行线性回归，并依此回归方程来计算事件的估计窗口和事件后窗口的正常收益率E[Rit|It]，其中E[Rit|It]=α+βRmt，从而计算出事件窗口期间的累计超额收益率CARi（τ1，τ2）。然后计算所有样本的平均异常收益率和平均累计异常收益率CARi（τ1，τ2）。最后用传统的t检验进行分析。
（二）样本的选取
根据上述研究思路，笔者要求选取的样本必须符合如下条件：1.发行可转换债券的时间为2003年1月1日至2007年
12月31日，且必须是上市公司发行的；2.转换期内发生了转股行为，且一次转换成的股本数额至少应该占到转换前流通股股本数额的2%以上；3.转股期间不能长期停牌，因而转股期间长期停牌的样本要舍弃；4.因股改或者限售股解禁等其他影响流通股股本总数的因素要剔除。
（三）数据分析
依据上面样本选取条件，笔者选取了柳化股份等23只个股，每只个股仅选择了一次转股行为。据此对上述样本股票的转股行为前70～21个交易日的个股收益率和指数收益率的数据进行线性回归，得出的回归方程分别如表1所示。
依据上面的收益率方程计算出正常收益率，并依此计算异常收益率和最终的累计异常收益率，计算出的样本平均异常收益率和累计平均异常收益率数据如表2、表3。
对CRAt进行的t检验得出的T统计量为1.541344474，小于显著性水平为5%时的临界值（1.72），因而接受原假设，即实证结果不显著，转股前后股票收益率没有实质性的变化。
四、实证结果分析及政策建议
由上面的图表可以看出，与传统认定的转股短期内会对公司股价产生负面影响的观点截然相反，上述实证得出来的结论认定债转股转换前8天至转换后10天这段区间内股票收益率不降反升，一直到转换后10天以上收益率才开始迅速下降，这与我国当前的可转换债券持有人的结构特征以及我国资本市场本身的不完善有着较为密切的关系。我国可转换债券的持有者中原上市公司的流通股股东占相当一部分比例，因而他们为了其自身利益必然对转股期间的股价实施影响。从图1可以看出，转股前20天至转股前7天，股票收益率整体呈下降趋势，这段期间由于外部市场投资者预期到转股行为，这种转股行为与上市公司增发新股密切相关，势必会对股票收益率造成负面影响，因而这种预期促使他们抛售手中持有的股票而使得股价在这段期间内明显下跌，此时原流通股股东未采取相应的行动。而从转股前6天开始至转股后10天这段期间内股票收益率却显著上升，这段期间随着转股的临近，原可转换持有者为了方便自身的转换，保证在转换后能够获得相应的经济利益，急切需要股价在这段时间保持稳定甚至上升。同时，他们又是原流通股股东，只要他们这段期间不大量抛售手中持有的股票，并且适当买入，就会对该个股市场造成重大影响，他们正是利用这段时间施加影响使得股票收益率不降反升。从转股后第11天开始，股票收益率开始呈现明显下降的走势，这是由于可转换债券的持有人在以较为合适的价格将其持有的可转换债券转换为股票后，在股价由于自身施加影响而处于有利条件下急于将其所持有的股票兑现，这种抛售使得股票收益率从第11天起开始显著下降。此外，市场中的机构投资者拿债转股在短期内作为题材进行刻意炒作的现象也是很常见的，而这种刻意炒作加剧了股票收益率的波动，因此转股期内股票收益率反而上升很容易得到解释。
上述的实证研究表明，市场事先对转股行为存在一定的预期，而临近转股时由于原有流通股股东运用自身优势对股票价格的人为影响，股票收益率出现不升反降的趋势，而转股后一段时间后其又急于兑现可转换债券转股的收益而使股票收益率下降。而对上述结果所做的t检验并没有得出转股与股票收益率负相关的结论，其原因可以归结为以下两个方面：一是由于我国上市公司可转换债券的持有人主要是机构投资者，并且很大一部分可转换债券是优先向原流通股股东配售的，这种以机构投资者为主要持有人的结构特征必然会引起对股价的操纵，这种操纵行为使得转换行为不会与股票收益率负相关，而图1中给出的从转股前20天至转股前7天这段期间内累计超额收益率基本为负可以看出没有操纵股价前的真实状况，这时这种转股预期行为与股票收益率很明显负相关。此外，我国发行可转换债券的时间较短，而且要剔除其他影响转换因素的影响，造成样本数量的缩减，从而对实证结果的显著性也会产生实质性影响。
以上转股行为明显存在着一定的问题，这与我国当前可转换债券发行对象集中于机构投资者是密不可分的。当前我国的转换债券发行的方式是先向原有股东优先配售，原有股东优先配售后的余额再通过网下向机构投资者发售和通过证券交易所系统网上定价发行相结合进行，这种方式是造成可转换债券发行的对象集中于机构投资者的根源，有待于进一步改进。可转换债券配售形式的运作已经在很大程度上阻碍了市场的独立运行，应逐步取消向原有股东配售的方式，但考虑到原有股东股权被稀释的可能，可以采取其他形式进行相应形式的弥补。而剩余金额通过网下向机构投资者发售和通过证券交易所系统网上定价发行相结合与新股的发行类似，这种发行的弊端早已体现。笔者相信，随着新股发行模式的变化，这种不太合适的发行方式将会被舍弃，最终会全部走向证券交易所网上定价这种模式，以彻底解决在发行过程中对象集中于机构投资者的问题。这一过程的最终实现对我国可转换债券市场的长期、稳健发展有着极为重要的意义。
【主要参考文献】
［1］张雪莹，金德环.金融计量学教程［M］.上海：上海财经大学出版社，2005.
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［3］刘成彦，王其文.中国上市公司可转换债券发行的公告效应研究［J］.经济科学，2005，（04）：99-100.
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［5］袁显平，柯大钢.事件研究方法及其在金融经济研究中的应［J］.
统计研究，2006，（10）：31-35.
证券股票论文篇5
关键词：融资融券；波动性；VAR模型
中图分类号：F83文献标识码：A
一、引言
融资融券交易制度是资本市场走向成熟的重要标志，自从2010年3月31日我国融资融券正式进入市场操作阶段起就开始迅速的发展。作为一种信用交易，融资融券是建立在投资者对未来预期基础上衍生出来的一种金融工具，在投资者预期证券价格上涨时向证券公司借入资金买入证券，在预期证券价格下跌时借入证券将其卖出，它的推出为投资者提供了一种规避风险的工具，但它的杠杆效应也可能吸引更多的投机行为从而加剧市场的波动。那么，融资融券交易制度究竟对我国股票市场产生了什么影响，是否加剧了市场的波动性，这是近年来理论界和实务界争论的热点问题。
二、文献综述
大多数学者通过研究得出的结论是融资融券交易可以稳定金融市场，降低市场的波动性。最早就有JamesAngel（1997）通过对美国纽约股票交易所的144只股票的卖空交易与股票价格下跌之间的关系进行分析，结果表明，融券机制在一定程度上具有稳定证券市场的作用。国内对这个问题最早进行研究的是廖世光和杨朝军（2005），他们分别对台湾股票市场和香港股票市场的月度卖空数据进行了研究，发现台湾股票市场的卖空交易额与股价指数之间存在着长期稳定的协整关系，并且股价指数是卖空交易额的格兰杰原因，但是卖空交易额不是股价指数的格兰杰原因，也就是说卖空机制并没有加剧股票市场的波动，由于他们之间存在正向关系，使得卖空机制可以对市场的波动起到平抑作用。而对于香港股票市场，卖空机制推出后，市场波动性加大，但格兰杰因果检验结果证实市场波动性的增加并非是由卖空交易引起的。而后，吴淑琨（2007）、陈淼鑫和郑振龙（2008）、龚红霞（2010）、蔡笑（2010）等人均对台湾或者香港的股票市场进行了分析，得到的结论类似，也就是说结论表明融资融券有助于股票市场的稳定。也有学者通过研究得出的结论是融资融券加剧股票市场的波动。AllenandGale（1991）通过建立理论模型发现实行金融改革，允许卖空机制的实行会影响经济稳定，加剧市场波动。而Chang.et.al（2007）通过对香港股票市场进行研究，同样发现当股票允许卖空交易后波动性增加。国内学者陈思行（2010）使用台湾股票市场的数据进行研究，通过建立GARCH模型和VAR模型进行实证分析，得出结论认为融资融券可以加剧市场的波动性。以上大部分的研究主要是融资融券中的卖空交易对股票市场的影响，而买空交易对股票市场的影响很少。而且由于中国融资融券交易制度2010年才开放，所以关于中国股票市场的研究更少，即使进行研究，也缺乏大量数据的支持，所得结果也颇具争议。综上所述，本文选择从卖空交易和买空交易两个方面入手探讨其对我国股票市场的影响，并且结合近6年的融资融券交易日度数据，以期更深入地反映融资融券交易对股票市场的影响。
三、实证检验
（一）数据来源与指标选取。截至目前，我国开展融资融券交易已经有近六年时间，期间经历了一次大牛市，所产生的数据可以充分说明融资融券对股市波动性是否有影响。因此，本文选取自融资融券交易开始实施时的2010年3月31日至2015年12月31日为止的融资融券日交易余额数据作为研究对象，最终得到融资融券交易数据1，399个。本文研究市场波动时选取2010年3月31日至2015年12月31日的沪深300指数日度数据作为对象，共取得交易数据1，399个。沪深300指数是反映沪深两个市场整体走势的“晴雨表”，指数样本选自沪深两个市场，涵盖了大部分流通市值。而且这个指数会定期进行一定范围的调整，通常是在每年的1月份和7月份，每一次调整大多数调入的都是融资融券的标的股。沪深300指数和融资融券标的股之间有很大的关联，所以本文选取沪深300指数来反映融资融券对股市波动性的影响情况。本文的数据均来源于Wind资讯数据库。
在实证研究中，股市的波动性一般采用收益率的方差或者标准差来衡量，计算收益率的方法有很多，本文选取的计算沪深300指数的收益率的方法：Y=LnHS300t-LnHS300t-1。
融资融券方面，选用中国证券市场上的日度融资余额、日度融券余额以及日度融资融券余额，分别记为MP、SS和MT，并且为了保证数据的平稳性，对时间序列进行了平稳化处理，即对数据取自然对数，记为LNMP、LNSS和LNMT。
（二）实证分析
1、融资融券交易对股市波动性影响的总效应研究。本文首先分析融资融券总体对股市波动率影响力的大小，在这里将引入一个包含沪深300指数日率与融资融券余额的回归方程模型。由于股票价格指数通常采用随机游走模型描述，可以将估计形式设为：Yt=0+1Yt-1+2LNMT+ut。
在运用GARCH模型前，先检验沪深300指数收益率是否具有条件异方差性，对该均值方程进行回归之后，会发现残差在某些区间变化很大，而在某些区间变化很小，这种变化如同波浪一样，这种现象通常被称为波动的集簇性，这说明残差项可能具有条件异方差性。因此，对方程进行条件异方差的ARCHLM检验，得到了在滞后阶数p=1时的检验结果，如表1所示。（表1）可以看出，在滞后一阶的情况下Obs*R-squared值的伴随概率为0，小于显著性水平0.05，因此可以拒绝原假设，即认为该回归具有ARCH效应，应运用GARCH（1，1）模型进行重新估计。
从表2中可以看出ARCH项和GARCH项都是显著的，伴随概率都为0，说明模型整体效果很好。而且ARCH项和GARCH项系数之和小于1，满足参数约束条件。运用GARCH模型做回归分析后，重新进行ARCH-LM检验，得到的Obs*R-squared的相伴概率为0.1754，大于0.05，说明利用GARCH模型消除了残差序列的条件异方差。融资融券余额LNMT的系数0.000651，说明了融资融券加剧了股市的波动性，但是影响的程度很小。（表2）
2、融资融券交易对股市波动性影响的分效应研究。为了进一步检验融资交易额和融券交易额对证券市场稳定性的影响，本文利用Eviews7.0对沪深300指数收益率（Y）、融资交易额对数（LNMP）及融券交易额对数（LNSS）进行单位根检验、VAR模型估计、Granger因果检验。
（1）单位根检验。常用的单位根检验方法是ADF，即检验原序列是否存在单位根，如果不存在单位根，则说明原序列是平稳的。（表3）从表3的检验结果中可以看出，Y、LNMP以及LNSS的ADF值小于1%临界值，表示拒绝原假设，因此，Y、LNMP和LMSS序列都是平稳的I（0）过程。
（2）VAR模型估计。根据上文的结果，确定融资交易与沪深300指数收益率的VAR模型检验滞后最优滞后阶数为7阶，继续进行VAR模型滞后结构的检验，如果全部根的倒数值都在单位圆内，则VAR模型是稳定的，否则是不稳定的。经过检验发现融资交易额与沪深300指数收益率的VAR模型的特征方程根的倒数值均在单位圆之内，表明VAR模型是稳定的。
确定融券交易与沪深300指数收益率的VAR模型检验滞后最优滞后阶数为7阶，继续进行VAR模型滞后结构的检验，如果全部根的倒数值都在单位圆内，则VAR模型是稳定的，否则是不稳定的。经过检验发现融券交易额与沪深300指数收益率的VAR模型的特征方程根的倒数值均在单位圆之内，表明VAR模型是稳定的。
（3）格兰杰因果检验。在经济变量中，虽然有些变量显著相关，但它们未必都是有意义的。因此Granger提出了一个判断因果关系的检验，即格兰杰因果检验。由于买空交易额、卖空交易额和波动性均为平稳序列，所以可以采用格兰杰因果检验方法验证序列间的因果关系。（表4）从表4的结果可以看出：在收益率方程中，拒绝融资交易、融券交易不是股市波动率的Granger原因的原假设，而且两者的联合检验也拒绝原假设。而在融资交易方程中，接受股市波动不能Granger引起融资交易的原假设，在融券交易方程中，拒绝股市波动不能Granger引起融券交易的原假设。说明融资交易与股市波动之间是双向因果关系，而融券交易与股市波动之间是单向因果关系。
四、结论
我国开始引入融资融券交易机制的初衷是抑制证券市场的波动性，但是实证结果表明，融资融券交易机制的引入并没有抑制证券市场的波动性；相反，两者在不同程度上加剧了股市的波动性。这与廖士光和杨朝军等大多数学者得出的结论相反，这可能是因为中国证券市场的特殊性，中国投资者数量的巨大是其他国家没有办法比拟的，而且中国证券市场还处于发展阶段，各方面都有不够成熟，自从融资融券交易机制引入以来，得到了快速的发展，但是依然存在很多的问题。
因此，如何正确发挥融资融券制度的正面影响，还有赖于市场的监管体系、投资者的相关业务知识储备以及融资融券利率的高低。首先，融资融券属于信用交易，其本质具有投机色彩，如果缺乏管理，可能会造成助涨助跌的效应，从而加大股市短期波动，如果被不法利用，还可能滋生操纵股价的行为，甚至扰乱市场秩序。我国从2006年就开始对融资融券的推出做了各项准备工作，监管相关的法律法规也在陆续出台。随着2010年初融资融券交易制度的推出，市场监管体系应该结合实践经验不断地完善相关法律法规以及规章制度，为融资融券的发展创造良好的环境；其次，融资融券在我国推行的时间短，市场还不够成熟，投资者大都缺乏相关业务的知识，并且风险意识较弱。监管机构应该组织证券机构对投资进行业务知识和风险意识的全面教育，提倡理性投资观念，保证融资融券交易合理合法的进行；最后，融资融券和一般交易成本不同的是融资利率和融券利率。美国的融资利率与融券利率均维持在2%左右，而我国的融资利率为8%，融券利率更为10%，这使得投资者的风险更大。我们应该尽早完善定价机制，更多地依靠市场完成价格发现的功能。
主要参考文献：
[1]AngelJJ.ShortsellingontheNYSE.Unpublishedmanuscript，GeorgetownUniversity，1997.
[2]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.
证券股票论文篇6
一、国内文献综述
廖士光和杨朝军［5］(2005)对香港股市的卖空行为进行研究，认为融资融券的卖空机制和市场波动性增加之间没有显著的格兰杰因果关系。陈淼鑫和郑振龙［6］(2008)利用非对称GARCH模型研究融资融券卖空机制和市场波动性之间的关系，认为卖空机制没有明显加剧股市的波动率，而是起到抑制市场波动的作用。杨德勇和吴琼［7］(2011)的研究表明，融资融券交易机制与整个市场的波动性存在长期协整关系，而与市场流动性不存在长期协整关系;融资融券交易对市场流动性和波动性有因果作用。顾海峰，孙赞赞［8］(2013)以沪深股市经验数据为样本，通过OLS模型和格兰杰因果检验，认为股市处于不同行情时，融资融券与沪深股市波动性、流动性的长期关系特点不同。建议在股市上升期增融券减融资，在股市下降期减融券多融资。在达到平抑波动性和增加流动性的运行绩效上突出了监管层的作用。
二、融资融券对保险股票市场影响的实证分析
(一)流动性和波动性指标计算根据前文测量指标的分析，本文选择市场流动性和波动性两个指标衡量保险股票市场情况。我国A股上市的保险公司有中国人寿、中国平安、中国太平洋和新华人寿四家公司，因为我国融资融券从2010年3月31日开始实际操盘运营，而新华人寿在2011年12月上市，缺少数据较多不适合纳入样本。故本文只考虑前三家保险公司的股票价格，并用各家总市值进行加权平均从而得到综合的流动性和波动性指标。两类指标具体计算公式如下:保险市场流动性(LIQ)2．保险市场波动性(VOL)保险市场波动性(VOL)=加权的日震荡波幅=(最高成交价－最低成交价)/(最高成交价+最低成交价)/2(2．2)将三家公司股票数据按照(2．1)、(2．2)式进行计算，根据中国人寿总市值3959．89亿元、中国平安总市值3104．71亿元、中国太平洋总市值123．53亿元(数据来自软件)，分别赋值0.55、0．43、0．02加权平均得到VOL、LIQ。
(二)融资融券对保险股票市场影响实证分析1．实证假设假设一:融资融券能够提高我国保险股票市场的流动性。假设二:融资融券能够降低我国保险股票市场的波动性。本文以在A股上市的中国人寿、中国平安和中国太平洋三家保险公司的数据以及融资融券市场实操阶段的数据为样本，从2010年3月31日到2014年2月11日共计928个数据。本文中流动性、波动性和融资融券余额分别用LIQ、VOL、MP_SS表示，数据处理为Eviews6．0。2．平稳性检验金融数据多为随机时间序列，对时间序列建模首先考虑平稳性，对不平稳的随机变量直接回归，可能会出现虚假回归，分析结果不是有效的。首先对经过加权平均的三个变量进行ADF平稳性检验。通过趋势图可以初步判断MP_SS具有线性趋势，是非平稳序列，而LIQ和VOL较为平稳。接下来ADF检验的统计数据结果如下，也进一步印证了这一估计。对三组数据进行一阶差分后，发现均为平稳序列，即MP_SS、LIQ、VOL实现一阶平稳。3．VAR建模通过ADF检验可以知道三个时间序列满足一阶单整，可以进行VAR模型拟合。VAR方程滞后阶数越大，自由度越小，两者权衡才能更好的拟合数据并且作出预测。所以首先通过LagLengthCri-teria检验来确定VAR模型最佳滞后阶数。在LagLengthCriteria检验的统计图中，我们主要参考AIC、SC最小值准则，根据我们的样本量我们主要参考SC准则。确定结束以后，我们通过AR根图判断定阶后的VAR模型是否稳定。由图4和图5可知，方程根的倒数均在单位圆内部，表明所建立的模型是稳定的。VAR建模通过。4．Johansen协整检验上述的VAR建模滞后阶数为6，AR根图显示模型稳定性检验通过，故可以进行Johansen协整检验，可以根据VAR滞后阶数确定协整检验阶数为5。协整检验结果如表4所示。表4中可以看出，在5%的置信度下，迹统计量检验和最大特征值检验都拒绝了不存在协整关系的原假设，也就是认为融资融券和保险股票市场流动性存在长期协整关系。同理可以分析得到，融资融券和保险股票市场波动性也存在长期协整关系，结果如表5所示。5．格兰杰检验通过上述协整检验，发现融资融券和保险股票市场的波动性、流动性都存在长期均衡关系。也就是说从2010年开始实行的融资融券的业务和保险股票市场运行之间存在着一定关系，但是这种关系是否是因果关系，是单向的还是双向的影响需要进一步验证。下述就是对融资融券机制和保险股票市场流动性和波动性就行格兰杰检验来判断因果关系。通过表6可以发现在5%的显著性水平下，拒绝“融资融券不是流动性的格兰杰原因”，接受“流动性不是融资融券的格兰杰原因”。也就是说融资融券是流动性的格兰杰原因，而且是单向性的原因，即保险股市流动性不是融资融券的原因。同理我们对融资融券和保险股市波动性进行格兰杰检验，在5%的显著性水平下，我们认为保险股市波动性是融资融券机制的格兰杰原因。统计结果如表7所示。6．脉冲响应通过上述的VAR模型和一系列相关检验，我们认为融资融券和我国保险股市的流动性之间具有长期均衡关系，而且融资融券是保险股市流动性的原因。为了进一步研究融资融变量变化对保险股市流动性作用方向，下文进一步做脉冲响应研究，来分析模型的一个变量受到冲击之后对各变量的动态影响，间接反映了变量之间的作用方向。通过给我国融资融券总交易额一个正向冲击，可以得到保险股市流动性的脉冲响应如图6所示。从图6中可以看出，在本期给定融资融券一个正面冲击后，保险股市流动性首先是上升，在第3期达到最高值，然后开始下降并在第4期达到最低值。其后在逐步趋于稳定并在最终稳定在0值附近的正值。表明融资融券受到冲击后，首先将使得保险股票市场流动性上升，后期有所下降，但最终趋于平稳，说明有提高流动性的正向作用。7．方差分解通过脉冲响应函数，我们可以看出融资融券具有提高我国保险市场流动性的作用，也就是融资融券机制一定程度上解释了我国保险市场流动性，为了进一步解释融资融券对股市流动性作用贡献比率，下文对融资融券对保险股市流动性VAR模型做方差分解，结果如表8所示。从表中我们可以看出我国保险股市流动性对自身的解释很高，随着滞后期增加逐步减小但是比例很高。融资融券机制对保险股市流动性的方差解释逐步提高。从数据中可知，融资融券不是一直表现出提高保险股市流动性的作用，而是在波动中逐步趋于稳定，和上文中分析融资融券和保险股市流动性有长期均衡关系的结论是一致的。
(三)结果分析结果1:融资融券机制是我国保险股市流动性的格兰杰原因，并且能够提高保险股市的流动性;但是保险股市的流动性不是融资融券的显著格兰杰原因。融资融券和股市流动性作用关系在不同文献中结论不同，但本文得出融资融券机制有利于提高保险股市流动性的结论。原因可能在于融资融券业务带动保险公司增加成交总金额和加快投资变化频率。我们参考的三家保险公司股票都是较优质的融资融券标的股票，市场对三家股票的融资额度在逐年增长，带动公司股票交易额增长，换手率提高。流动性指标在考虑成交总金额基础上也考虑公司收益率波动，剔除了因恶意虚假操作或者特殊事件导致成交额虚高的现象，以股票收益率平稳增长下成交额的上升来衡量股市流动性。所以，本文得出融资融券有利于提高保险股市流动性的结论是值得参考的。结果2:融资融券不是我国保险股市波动性的格兰杰原因，并且我国保险股市波动性也不是融资融券机制显著的格兰杰原因。很多文献都认为融资融券机制和股市波动性之间存在较强因果关系，认为融资融券可以降低股市波动性。这一结论当然有其合理性:融资融券通过灵活的保证金制度，在股票价格偏离正常价格时可以起到价格稳定剂的作用。但是具体涉及到保险股市波动性时，实证结果认为保险股市波动性和融资融券之间并没有显著因果关系，原因可能是:我国保险行业上市公司仅为中国人寿、中国平安和中国太平洋三家，融资融券影响到的总市值相对较小，同时受限于险资不得大额投资证券业务的监管规定，融资融券价格稳定剂的作用还没有充分发挥出来。对三家保险公司而言，导致价格波动的可能是其他原因而不是融资融券业务。另外根据胡榕［9］和唐艳［10］的研究，融资融券稳定市场的作用并不是一开始就凸显的。这种作用随着市场对融资融券交易的逐步消化才能体现出来。
三、结论和建议
(一)根据自身经济实力，逐步扩大投资融资融券是活跃资本市场，促进资本流动的金融创新产品，但是也必须注意到融资融券业务本身具有高风险性，进入门槛相对较高，不同机构对资金管理水平差异也较大［11］。保险公司要根据自身的实际经济能力和风险承受能力进行投资，实时跟踪偿付能力充足率，保证合理杠杆规模，逐步稳健的扩大投资。
(二)选取标的股票采用一篮子方式，分散风险根据证监会最新统计，融资融券标的股票共有700只，覆盖沪深两市所有股票的28%。保险公司投入融资融券要分散不同行业，避免因某行业特殊事件价格剧烈波动而出现保证金不足甚至爆仓的风险。根据证监会选取标的股票的标准，参考股票的流动性、换手率和波动幅度等客观指标，选取一篮子股票，尽量分散风险，保证了融资融券标的股票在理论上具有较高的流动性和平稳的波动性。
(三)建立内部信息系统，完善监管机制实证结果表明，融资融券机制并不会一开始就降低股市波动性，甚至可能会提高波动性。这种波动性的来源并不是完全来自交易过程，还有来自非交易过程，典型的就是信息泄露引起的股市波动［12］。机构投资者需加强信息披露机制，提高公司信息透明度。尤其是对收益率、交易额产生等信用交易量有重大影响的因素一定要及时准确的披露［13］。