非上市公司股票交易探究论文

【摘要】盈余管理是一种机会主义行为，它的存在与会计准则、市场效率、公司治理结构以及企业的外部监督密切相关。文章以2009—2013年度沪深两市A股制造业微利上市公司为研究对象，在建立盈余管理方式偏好模型的基础上利用多元线性回归探讨制造业微利上市公司盈余管理的存在性及方式选择。今天小编为大家精心挑选了关于《非上市公司股票交易探究论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。

非上市公司股票交易探究论文 篇1：

我国信用风险缓释凭证定价模型研究

【关键词】 信用风险缓释工具; 结构模型; 资产变现率

一、引言

2010年10月，中国银行间市场交易商协会发布《银行间市场信用风险缓释工具试点业务指引》，我国信用衍生品发展正式启动。2016年，《银行间市场信用风险缓释工具试点业务规则》及《中国场外信用衍生产品交易基本术语与使用规则》相继出台，进一步规范我国信用衍生品市场的发展。我国信用缓释工具体系包括：信用风险缓释凭证（Credit Risk Mitigation Warrant，CRMW）、信用风险缓释合约（Credit Risk Mitigation Agreement，CRMA）、信用违约互换（Credit Default Swap，CDS）、信用联结票据（Credit-Linked Notes，CLN）。

我国市场上发行的信用衍生产品主要是信用风险缓释凭证。Wind资讯数据显示：2018年发行CRMW产品50单，名义本金64.25亿元，参考实体35家，标的债券46只;2019年发行CRMW产品91单，名义本金100.57亿元，参考实体62家，标的债券91只;截至2020年9月共有55家CRMW创设机构。鉴于此，本文针对该类产品展开研究。

我国信用风险缓释凭证产品的条款、交易方式及流动性与成熟市场信用衍生品存在明显差异[ 1 ]，直接应用成熟市场上的信用衍生品定价模型必然存在较大误差，建立适应中国缓释凭证条款特征的定价模型，既有理论价值也有实践意义。相对精准的定价模型有助于投资者准确判断投资价值，有助于凭证发行机构和中介机构合理确定公允价值，也有助于监管机构制定相应的监管政策和指导意见。

本文的学术贡献包括三个方面：第一，以KMV模型为基础，以资产不足以偿还全部债务测度破产违约概率，以资产可变现价值低于短期有息负债测度支付违约概率，综合考虑破产违约和支付违约两类信用事件，得到符合产品条款特征的缓释凭证定价模型;第二，以公司资产价值服从几何布朗运动为前提，通过引入时变变现率参数，运用伊藤定理得到资产可变现价值变动过程，并基于此假设计算支付违约概率，克服了传统财务指标仅能静态衡量公司支付违约风险的弊端;第三，选择2018—2020年间作为缓释凭证参考实体出现最为频繁的红狮控股为对象，利用公司资产负债表财务数据和相关市场交易数据，估计挂钩该公司超短期融资券的缓释凭证的理论价格，比较模型计算结果差异，分析差异产生原因，确定应用模型过程中应当重点关注的参数，提供切实可行的模型应用方案。

二、文献综述

（一）国外信用衍生品定价模型研究

国外信用衍生品定价模型分为三类：第一类是结构模型[ 2 ]。该类模型通常假定公司价值服从几何布朗运动，将长期债务以一定比例折算后与短期债务加总作为违约点，利用期权理论，从可观测的股票价值及股票波动率信息中倒推出資产价值及资产波动率，进一步得到破产违约距离和破产违约概率，以违约概率为基础可得信用衍生品的理论价格。结构模型广泛应用于我国商业银行[ 3 ]、房地产企业[ 4 ]、上市公司[ 5 ]及地方政府[ 6 ]债务信用风险度量中，并以其较好的信用风险预测能力被理论界和实务界广泛认可。本文针对破产违约概率和支付违约概率的研究，以KMV这一典型结构模型为基础展开。

第二类是简约模型[ 7 ]。该类模型未对公司资产价值变动过程做任何假定，也未考虑违约发生内在机制，而是直接以外生的泊松过程刻画公司破产违约事件变动规律，以此预测未来特定时间间隔内破产违约概率，进而确定信用衍生品价格。本文未直接采用简约模型计量破产违约和支付违约概率，但借鉴简约模型的思路，参照我国债券违约历史数据信息，以外生方式确定信用事件发生时债券投资者的现金回收比例。因此本文建立的信用缓释凭证定价模型是一类兼具结构模型和简约模型特征的混合模型。

第三类是信用利差模型[ 8 ]。该类模型通过建立信用利差曲线、分析信用利差波动率和信用利差相关系数来确定信用衍生品价值。此类模型的研究成果与本文模型关联程度较弱。

（二）国内信用衍生品定价模型研究

我国学者针对信用衍生品定价模型展开一系列研究。雎岚和施虓文[ 9 ]、张强和吴敏[ 10 ]、任达和赵倩倩[ 11 ]分别运用简约模型构建我国信用风险缓释工具定价模型，选取当时市场流通的CRMW产品对定价模型的合理性和有效性进行实例验证和应用分析，并提出相应政策建议。雎岚和施虓文[ 9 ]采用蒙特卡洛模拟法估计债券现金回收率，并将凭证购买方违约风险考虑在模型中，张强和吴敏[ 10 ]、任达和赵倩倩[ 11 ]利用债券收益率曲线估计违约强度，这三篇文献均将破产违约与支付违约信用事件统一处理，模糊了两类信用风险的差异。扈文秀和李茹霞[ 12 ]运用混合模型思路构建我国CRMW产品定价模型，采用蒙特卡洛模拟方法估计挂钩我国地方政府债的CRMW产品价格，该模型的构建思路与本文最为接近，但两类模型所研究的产品类型不同，考虑的信用事件类型各异，测度违约概率的方法也不一样。

三、模型建立

（一）基本框架

我国信用风险缓释凭证产品通常采取起始日付费、到期日实物交割方式，凭证挂钩标的债券为单一短期债券，且凭证必须与标的债券捆绑销售，不能裸买，凭证条款规定的信用事件为参考实体发生破产、支付违约、债务加速到期、债务违约和偿付变更。目前已发行的凭证产品多以发生破产违约、支付违约作为缓释凭证标的信用事件，本文重点围绕这两类违约风险展开。

按照缓释凭证标准合同文本规定，破产违约包括参考实体解散、不能清偿到期债务且资产不足以清偿全部债务或明显缺乏清偿能力、书面承认其无力偿还到期债务等九种类型，支付违约指参考实体未按约定在标的债务的付息日和本金兑付日足额履行支付义务，未支付款项总金额超过适用的起点金额，且在适用的宽限期届满时仍未纠正①。考虑到相关指标的可量化程度，本文将破产违约限定为公司资产不足以偿还公司总体债务情形，其发生概率为破产违约概率，对应的违约距离为破产违约距离。以公司资产可变现价值低于短期有息负债余额度量支付违约信用事件，其发生概率为支付违约概率，对应的违约距离为支付违约距离。

按照凭证条款设计与安排，凭证到期日与标的债券到期日相同。到期日信用事件发生时，凭证买方将所持公司债券转让给凭证卖方，凭证卖方将到期日债券本金和利息支付给凭证买方。到期日信用事件未发生时，凭证买卖双方没有现金流交换，凭证丧失保护作用。

因此，缓释凭证到期日？子时凭证购买方的现金流结构为：

其中：CRMW？子表示到期日凭证现金流，W？子表示凭证到期日参考实体资产价值，B？子表示到期日参考实体应偿还债务余额，B1？子表示到期日参考实体应偿短期有息负债，B1？子为债务余额的一部分，到期日标的债券面值与利息支付金额之和为F？子+I？子。参数 ？子表示到期日？子时的资产变现率，指到期日公司资产中可以直接变现的比例。参数？茁为现金回收率，表示信用事件发生时债券持有人回收现金金额占应回收债券本金和利息金额的比例，其值介于0～1之间，？茁=1表示凭证发行人全额偿付投资者，？茁=0表示发行人未做任何偿付。

当W？子≥B？子时，？子时资产价值高于应偿还债务余额，参考实体不发生破产违约，以P 表示估值日t时估计的？子时参考实体不发生破产的概率。当 *W？子≥B1？子时，？子时资产可变现价值高于应偿还短期有息负债，参考实体不发生支付违约，以P 表示估值日t时估计的到期日参考实体不发生支付违约的概率。以P 表示估值日t时估计的到期日信用事件不发生的概率，P =min（P ，P ），其中min（x，y）为x值和y值间取最小值的函数，相应地信用事件发生的概率为1-P =1-min（P ，P ）。

估值日t时，信用风险缓释凭证的理论价值为：

其中：CRMWt表示估值日凭证理论价值，PV（）为贴现率函数，贴现率取自与标的债券具有相同信用评级债券的收益率曲线。

（二）破产违约概率

破产违约概率计算分两个步骤：第一步以KMV模型為基础估计资产价值、资产价值增长率及其波动率;第二步利用前步估计结果，计算缓释凭证到期日公司发生破产违约的概率。

KMV模型将估值日股票市场价值Et视为看涨期权，期权执行价格为公司账面债务价值BT，债务集中于未来某一时点T到期，通常设为T=1，以公司最近一个资产负债表日“短期负债+1/2*长期负债”作为BT的近似。到期日T时，期权收益结构为：

其中：ET为到期日T时期权价值，WT为到期日T时参考实体资产价值。模型假定资产价值Wt服从几何布朗运动：dWt= WWtdt+σWWtdZ，其中 W为资产预期增长率，σW为资产波动率，两参数取值均为常数，dZ为标准维纳过程。

KMV模型以期权定价理论为基础，结合信用风险分析模型的思路，利用期权估值模型、期权与标的资产间敏感性关系式，建立联立方程组，倒推出估值日t时资产价值Wt。

以Black-Scholars模型计算出的t时股票市场价值Et为：

其中：

rf表示无风险利率，N（·）为标准正态分布的概率分布函数。

由伊藤定理，股票市场价值Et与资产价值间的关系可描述为：

由式（2）和式（3）可知，股票波动率σE满足条件：

利用一段时间内可观测的股票市场价值Et及其波动率σE数据，求解由方程（2）和方程（4）组成的联立方程组，估计每个交易日资产价值Wt，并据此计算资产价值增长率 W和波动率σW。

t时估计的缓释凭证到期日？子参考实体不发生破产违约的概率为P =P（W？子≥B？子│Wt）=P（lnW？子≥lnB？子│Wt），由资产价值Wt服从几何布朗运动，？子时资产价值变动过程可表示为：

据此可得公司不发生破产违约信用事件的概率为：

（三）支付违约概率

支付违约概率计算思路与破产违约概率相似。资产变现价值变动过程以 tWt表示，参数 t表示t时资产变现率，取值介于0～1之间，反映资产变现能力， t值越大表明公司资产流动性越好，变现能力越强，其值越小表明公司资产流动性越差，变现能力越弱。参数 t随时间推移而变化，称之为时变变现率。由伊藤定理可得资产变现价值 tWt服从几何布朗运动：d（ tWt）= tWt[ Wdt+σWdZ]，其中 W= W+  。特别地，当参数 t不随时间变化时， W= W，为恒定变现率情形。与公式（5）类似，时变变现率假设前提下，t时估计的到期日？子时公司不发生支付违约信用事件的概率为：

四、模型应用

本文选择红狮控股集团有限公司（以下简称红狮控股）为对象，2018年、2019年、2020年市场发行参考红狮控股短期融资券的CRMW产品分别为3单、9单和6单，针对该参考实体债务发行的CRMW产品数量排名居前，其中发行成功8单，未成功10单，发行基本信息见表1。选择红狮控股为对象，着眼于以下两点考虑：一方面，针对公司短期融资券的缓释凭证产品发行频率高，市场影响力大;另一方面，从发行成功率和发行价格的变化中，观察公司信用风险动态变化特征对凭证价格的影响。本文选择2018年10月17日、2019年1月25日、2019年4月15日和2019年7月9日发行成功的信用风险缓释凭证为对象，应用前述CRMW理论定价模型，估计凭证理论价格，并对相关因素做敏感性分析。

（一）相关参数选择

红狮控股是一家非上市公司，营业收入主要来自水泥相关产品，因其股票价值及波动率无法直接获取，本文选择中证水泥指数②作为参照，以缓释凭证发行日前250个交易日该指数收益波动率作为红狮控股股票收益波动率σE的替代，同时计算水泥指数成分股平均市盈率，以行业平均市盈率为基础估计红狮控股股票价值，选择定存整取一年期利率作为无风险收益率。水泥行业相关股票交易数据、水泥行业相关公司财务数据、无风险利率rf数据取自CSMAR数据库，红狮控股财务数据、短期融资券发行信息、缓释凭证发行信息取自上清所网站和银行交易商协会网站。

本文以距离估值日最近一个资产负债表日“短期负债+1/2*长期负债”作为应偿还债务余额总额BT值的近似，以公司资产负债表短期负债信息披露“短期借款（商业银行融资的流动资金贷款）+应付票据（向商业银行融资的银行承兑汇票）+其他流动负债（超短期融资券和短期融资券）”计算得到公司短期有息负债B1？子。

2015—2018年间，红狮控股流动资产占总资产比例平均为35%，考虑部分长期资产的变现能力，将恒定资产变现率参数 值选择为0.50，时变资产变现率相关估计结果见表2。针对2014—2019年间103个主体发行的288只未结束违约流程且无偿付记录违约债券的统计表明[ 13 ]，我国债券平均估算现金回收率为23.50%，地方国有企业估算现金回收率约为30%，民营企业估算现金回收率约为10%。综合考虑红狮控股行业地位、竞争能力和财务信息，本文将现金回收率参数？茁设定为地方国有企业和民营企业债券平均现金回收率的平均值，取值为0.20③。

（二）估值过程

首先，基于迭代法求解方程组，估计方程（2）和方程（4）建立的联立方程组中的未知参数，得到估值日前250个交易日中每个交易日的资产价值Wt，以此为基础计算资产价值增长率的平均值 =  ln（ ），并计算资产波动率σW，由伊藤定理可得资产价值增长率 W= + σ2W/2。其次，以上述参数估计值为输入变量，结合其他参数取值，利用公式（5）计算债券存续期内参考实体不会发生破产的概率，利用公式（6）计算债券存续期内债券不会发生违约支付的概率。最后，利用公式（1）计算缓释凭证理论价格。相关参数选择见表3，估计结果见表4。

（三）估值结果及敏感性分析

模型估计结果表明，资产变现率恒定时，参考红狮控股100元面值18-SCP006、19-SCP001、19-SCP004和19-SCP005超短期融資券所发行的单份CRMW价值分别为0.2680元、1.0275元、0.0301元、0.2897元，资产变现率变动时，同一品种的CRMW价值分别为0.0003元、0.0013元、0元、0.0004元，而同一品种CRMW产品的市场发行价格分别为0.40元（0.41元）、0.61元、0.40元和0.36元。总体而言，恒定资产变现率假设之下得到的凭证理论价格，远高于时变资产变现率假设之下相应产品的理论价格。

由于时变变现率更能准确反映资产变现能力变化情况，也更符合公司营运实际状况，基于该假设得到的凭证理论价格更为合理。各产品实际创设金额远低于计划创设金额，以及2019年10月以后参考红狮控股超短期融资券的所有CRMW产品全部发行失败的实践均表明，市场对CRMW产品认可程度较低，进一步佐证了时变变现率假设的合理性。

图1和图2结果显示，当资产变现率指标以0.50为基准向上或向下发生变动时，公司支付违约概率与CRMW理论价格变化剧烈，资产变现率直接影响公司发生支付违约的概率，进而与破产违约概率综合作用影响信用事件发生概率，成为影响CRMW价值的关键性要素。这一敏感性分析结果表明，模型应用过程中必须高度关注资产变现率指标选择。

五、结论

本文以计量信用风险的结构模型和简约模型为基础，充分考虑我国信用风险缓释凭证标准条款中规定的信用事件既包括参考实体出现破产，也包括标的债券发生支付违约，建立符合我国凭证产品条款实际的凭证定价模型，为我国缓释凭证定价提供坚实理论基础。

本文基于公司资产价值变动过程服从几何布朗运动假设，通过引入时变变现率参数，运用伊藤定理得到资产变现价值变动过程，进一步得到支付违约概率计量指标，并将破产违约概率与支付违约概率综合纳入缓释凭证定价过程中，构建缓释凭证理论定价模型。

本文以我国已发CRMW产品中参考实体出现频率较高的红狮控股为目标，选取挂钩红狮控股超短期融资券的四批CRMW产品为对象，采用估计KMV模型参数的基本思路，应用迭代法估计资产价值及其波动率，据此估计参考实体破产违约概率，并结合资产变现率参数，估计参考实体支付违约概率，最终得到单份CRMW的理论价格。

研究结果表明：第一，基于时变变现率假设得到的凭证理论价格较为合理;第二，支付违约风险是信用风险缓释凭证价值的重要来源;第三，资产变现率是影响CRMW产品价值的敏感性因素。本文建立的理论模型、选择的参数估计方法及采取的模型估计流程，可推广应用于我国市场信用缓释凭证产品定价过程中，助力债券投资者、债券发行人、凭证投资者、凭证发行人、资产评估机构确定合理的CRMW产品公允价值，对促进我国债券市场和信用衍生品市场健康有序发展具有积极意义。

我国资本市场尚未建立起完备的破产信息数据库和支付违约信息数据库，本文计算出违约距离后，利用正态分布概率函数计算破产违约概率和支付违约概率，未能结合参考实体所处行业、规模、资本结构等公司特质性因素建立起违约距离与真实违约概率一一对应关系，更准确地说，本文的破产违约概率应称为破产可能性指标，支付违约概率应称为支付违约可能性指标。此外，模型理论价格是市场参与主体确定产品价格的基础，最终交易价格需要市场参与者结合宏观经济、市场环境、公司财务状况尤其资产变现率等因素相应调整后得到。

本文可从以下几方面拓展研究：第一，本文以市场数据为基础计算参考实体资产价值及其波动率，据此得到CRMW的理论价格，未来可研究以资产负债表账面数据为基础计算相关参数时，破产违约概率、支付违约概率、CRMW理论价格如何变化，并分析这些计算结果与市场数据为基础计算结果间的差异及产生原因;第二，无论理论上还是实践中，资产变现率参数都是影响支付违约概率的重要影响因素，可结合我国资本市场已发生债券违约案例，利用市场数据估计变现率参数;第三，本文假定无风险利率保持恒定，可结合利率期限结构相关模型，研究随机利率情形下的缓释凭证定价模型。

【参考文献】

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[12] 扈文秀，李茹霞.地方政府债券信用风险缓释工具定价研究[J].运筹与管理，2021，30（2）：162-169，209.

[13] 刘逸凡，王志雄，孙海容.中国违约债券的回收率问题探究[J].债券，2020，9（3）：28-33.

作者：郑德渊 温乃馨

非上市公司股票交易探究论文 篇2：

我国微利上市公司盈余管理偏好研究

【摘 要】 盈余管理是一种机会主义行为，它的存在与会计准则、市场效率、公司治理结构以及企业的外部监督密切相关。文章以2009—2013年度沪深两市A股制造业微利上市公司为研究对象，在建立盈余管理方式偏好模型的基础上利用多元线性回归探讨制造业微利上市公司盈余管理的存在性及方式选择。研究显示：真实盈余管理是制造业微利上市公司实施盈余管理的主要方式，但应计利润盈余管理也未退出“历史舞台”，仍辅助真实盈余管理共同实现企业的“管理目标”;在真实盈余管理方式下，费用操控对盈余的影响最大，而销售操控对盈余的影响最小。最后，对规范微利上市公司盈余管理提出适当的对策建议。

【关键词】 微利上市公司; 真实盈余管理; 应计利润盈余管理

在半强式有效资本市场中，委托代理下所有权与经营权的分离必然导致各利益相关方之间存在信息不对称，从而为盈余管理的实施提供必然性与可能性。管理当局基于契约摩擦、资本市场预期、政治成本、政府监管等动机采取逆向选择和道德风险的机会主义行为，就是其在市场经济中为追求自身或公司价值最大化实施盈余管理的行为。简言之，盈余管理就是管理当局追求价值最大化过程中影响财务报告信息披露的行为。决策有用性盈余管理能够增加企业价值，帮助投资者或潜在投资者作出正确决策，促进资源合理有效分配;盈余欺诈或机会主义盈余管理却向资本市场传递扭曲的财务信息，误导投资者或潜在投资者，扰乱资本市场秩序（宁亚平，2005;李兴伟，2013）。上市公司盈余管理对资本市场各参与主体影响巨大，研究并引导上市公司管理层正确、适度实施盈余管理有助于保护投资者利益，健全会计制度与准则，促使市场合理分配资源，完善公司治理结构，从而促进资本市场的不断发展与完善。

一、盈余管理及其方式

盈余管理是指企业管理层运用职业判断或主观意识，有目的地干预公司对外披露财务报告过程，采取变更会计手段，或通过规划真实交易使企业的账面盈余达到所期望水平的机会主义行为（Schipper，1989;Roychowdhury，2006）。会计盈余由权责发生制下确认的应计利润与经营活动产生的实际现金流入盈余构成。应计利润盈余管理是指在会计准则、会计制度内选择合理的会计手段管理盈余，如：计提或转回坏账准备（Rao，1998）;操纵营运资金项目（陆建桥，1999;王生年，2008）;变更固定资产折旧政策（Keating，2000）;计提或转回资产减值（赵春光，2006;王建新，2007;纪金莲，2013;吴克平，2013）;利用金融资产分类操纵公允价值变动损益（叶建芳等，2009;吴克平，2013）;提前或延迟确认营业外收入（吴克平，2013）等。真实盈余管理则是利用实际交易活动安排盈余，如：延迟已有研发计划（Dechow and Sloan，1991;Gunny，2005）;采取销售折扣、价格折扣或者放宽信用政策促进销售（Jackon and Wilcox，2000;Roychowdhury，2006）;扩大生产（Roychowdhury，2006;张俊瑞等，2008）;减少当期酌量性费用（Graham，2005;Roychowdhury，2006;张俊瑞等，2008）等。

盈余管理方式及其选择机制一直是资本市场研究的重点内容之一。Barton（2001）通过联立方程方法先后证实真实盈余管理与应计利润盈余管理可以相互替代。Cohen et al.（2008）发现，在萨班斯（SOX）法案实施之后，真实盈余管理活动有所增加，应计利润盈余管理行为有所减少。李增福、郑友环和连玉君（2011）研究发现在股权再融资过程中，上市公司会同时使用两种盈余管理方式。侯晓红、唐祖薇等（2013）通过盈余管理成本验证真实盈余管理决策与应计利润盈余管理决策是同时作出的，两类盈余管理程度相互影响。蔡春、李明和何辉（2013）发现IPO企业不仅实施了应计利润盈余管理，而且实施了真实盈余管理。

微利上市公司作为证券市场上的特殊群体，有着实施盈余管理的强烈动机。我国微利上市公司操纵盈余的倾向（孙铮、王岳堂，1999）、盈余管理行为的存在性（周晓苏，2004）已先后得到证实。虽然管理当局“灵活”运用会计准则的自由不断受到限制，但仍可利用新会计准则充分发挥其主观意识与职业判断。笔者认为：我国制造业微利上市公司盈余管理普遍存在应计利润盈余管理与真实盈余管理两种方式，其中真实盈余管理是新会计准则实施以来制造业微利上市公司管理盈余的主要方式。

二、研究假设

1998年证监会颁布的《关于上市公司状况异常期间的股票特别处理方式的通知》中，要求证券交易所对出现异常情况的上市公司股票进行特别处理。2003年沪深两市正式实施退市风险警示制度：当上市公司出现财务状况异常或者其他异常情况，导致其股票存在被终止上市的风险或者投资者难以判断公司前景，投资权益可能受到损害的，证券交易所将对该公司股票交易实行特别处理和其他特别处理措施。这一警示制度对我国资本市场上通过严格行政审批制获取上市资格的公司提出又一大挑战，使得紧俏的“壳”资源更加稀缺珍贵，而会计利润作为退市风险警示制度中的关键指标，成为判断上市公司是否能够继续保留“壳”资源的红绿灯。对于报告前濒临亏损、公司治理或经营管理存在问题的上市公司，证监会将毫不犹豫地亮起红灯，其结果就是投资者丧失信心、股票价格下跌，进而损害公司股东利益，增加公司后续融资成本。同时，公司管理人员因为经营不佳，不能获取薪酬契约中的奖金，甚至会受到惩罚。根据理性经济人假设，经济决策的目标是自身价值最大化。在委托代理情况下，披露财务信息的管理者具有强烈动机发挥信息优势，实施逆向选择或道德风险的机会主义盈余管理，以保留“壳”资源，满足债务契约与资本市场预期，规避政府部门监管。

我国上市公司普遍存在以避免亏损为动机的盈余管理（陆建桥，1999;王亚平，2005;吴联生，2007）。微利上市公司往往经营业绩不佳，濒临亏损边缘。为避免亏损带来的一系列惩罚，微利上市公司也普遍存在盈余管理行为。孙铮、王跃堂（1999）证实微利上市公司存在调节非营业项目损益影响盈余的倾向;周晓苏（2004）通过关联规则证实微利上市公司盈余管理的存在;张俊瑞、李彬等（2008）以1998—2005年A股上市公司为研究对象，发现微盈公司存在销售操控、费用操控和生产操控的真实盈余管理操控行为;侯晓红、唐祖薇等（2013）以2001—2009年微利上市公司为样本，证实微利上市公司同时作出真实盈余管理决策和应计盈余管理决策。我国资本市场中，第二产业对GDP的贡献所占比重最大（2009—2013年均在40%以上），其中制造业GDP占第二产业GDP比重均在80%左右，所以针对制造业微利上市公司进行盈余管理研究很有必要。因此，本文提出假设1：

H1：为了避免特别处理、暂停上市、终止上市等处罚，制造业微利上市公司存在同时实施应计利润盈余管理与真实盈余管理的行为。

会计信息，特别是财务报告中的数字会计信息，是上市公司管理层与股东、债务人、相关监管者及政府等利益相关者之间的沟通语言，会计信息的真实性与可靠性对规范资本市场、促进资源合理分配、保护各相关者利益至关重要。美国2002年颁布的萨班斯法案与我国2006年颁布的新会计准则正是提高会计信息真实性与可靠性的有力举措。但作为理性经济人的管理者与会计准则始终存在博弈关系，只要实施盈余管理的成本低于亏损所受惩罚带来的经济损失，盈余管理就会存在。新会计准则谨慎、严格的适用条件极大缩小了管理层利用会计政策实施应计利润盈余管理的空间，如：资产减值一经确认不得转回，在财务报表附注中披露非货币性资产交换、债务重组、投资性房地产、关联方交易中相关资产的公允价值的定价政策、相关损益金额及其影响等。这使管理层将解决“问题”的矛头指向真实盈余管理，即：通过构造真实交易及控制交易发生时间来管理盈余。真实交易活动操控与公司正常的生产经营决策很难区分，比应计利润盈余管理更隐蔽。林永坚、王志强等（2013）以2002—2011年微利A股上市公司为样本，证实新会计准则实施后微利上市公司利用真实盈余管理多于应计项目盈余管理;侯晓红、唐祖薇等（2013）发现微利上市公司根据实施盈余管理成本决策采取应计利润盈余管理还是真实盈余管理。因此，本文提出假设2：

H2：制造业微利上市公司更偏重于使用真实盈余管理。

三、数据来源及研究设计

（一）数据来源及处理

本文选取2009—2013年沪深两市制造业A股上市公司为总样本，数据筛选分为四个步骤：（1）界定加权ROE处于[0，1%]之间的上市公司为微利上市公司;（2）中国证监会颁布的《上市公司新股发行管理办法》中规定公司最近3个会计年度加权ROE平均不低于6%，且预测本次发行完成当年加权平均净资产收益率不低于6%，因此，本文剔除加权ROE处于[6%，7%]的上市公司，以排除上市公司为增发新股进行盈余管理的影响;（3）基于盈余管理计量模型对数据连续性（至少三年）的要求，本文剔除连续性不足的样本;（4）为消除极端值的影响，本文剔除加权ROE小于-50%以及加权ROE大于50%的样本，并且剔除数据缺失、股东权益为负以及主营业务收入为0的样本（见表1）。

（二）研究设计

1.应计利润盈余管理的衡量

本文的研究采用修正琼斯模型来衡量应计利润盈余管理。首先使用制造业非微利上市公司数据分年度进行最小二乘法线性回归，得到参数α1、α2、α3后，计算出微利样本非操纵性应计利润（NDA）;最后得出微利样本操纵性应计利润（DA）。当操纵性应计利润显著不为0时，表明样本公司实施应计利润盈余管理。

=α1*（ ）+α2*（ ）+α3*（ ）+εt

（1）

=α1*（ ）+α2*（ - ）+α3*（ ）                   （2）

= -              （3）

式中：TAt=NTt-CFOt;TAt为总应计利润;NTt为净利润;CFOt为经营活动净现金流量;At-1为上期期末总资产金额;ΔREVt为主营业务收入变动金额;ΔRECt为应收账款变动金额;PPEt为本期固定资产。

2.真实盈余管理的衡量

对真实盈余管理，本文用销售操控、生产操控和费用操控三种手段衡量：（1）销售操控：管理层在临近期末适时地增加销售折扣、现金折扣或者放宽信用条件进行商品促销，以提高销售收入，增加会计盈余。相对于正常商品销售，销售操控因为存在折扣或信用政策使流入企业的现金流低于正常水平，有损于企业的长期发展。（2）生产操控：利用规模效应通过扩大生产降低单位商品成本;当销售收入保持不变时，间接提高当期盈余。过度生产会导致期末存货增加，引起本期已售产品成本与期末存货成本之和增加。因此，相对于正常生产的企业，实施生产操控的企业体现出更高的总生产成本。（3）费用操控：通过缩减可操纵费用（研发开支等研发费用、广告支出等销售费用、维修管理等管理费用）提高当期会计盈余。相对于未实施销售操控的企业，缩减可控费用的企业列支较少的管理费用或销售费用。

根据以下模型，利用制造业非微利样本数据分年度分别对式（4）、式（5）、式（6）进行最小二乘法多元线性回归得出相应参数;将回归得出参数与微利上市公司数据再分别代入式（4）、式（5）、式（6），得出微利上市公司正常经营活动现金流（CFO）、正常产品成本（PROD）和不可操纵性费用（DISEXP）;最后用报表实际值减去正常值，得到真实盈余管理中的销售操控（A_CFO）、生产操控（A_PROD）、费用操控（A_DISEXP）的数据。当销售操控、生产操控、费用操控显著不为0时，表明样本公司实施真实盈余管理。

=α1*（ ）+α2*（ ）+α3*（ ）+εt

（4）

=β1*（ ）+β2*（ ）+β3*（ ）+β4*（ ）+εt                （5）

=γ1+γ2*（ ）+γ3*（ ）+εt （6）

式中：St、St-1为本期与上期销售收入总额（取自财务报表中的主营业务收入）;ΔSt、ΔSt-1分别为本期与上期销售收入差额;PRODt为本期主营业务成本与存货变动额之和;DISEXPt为销售费用与管理费用之和。

3.盈余管理方式的检验

本文借鉴蔡春、李明等（2013），张俊瑞、李彬等（2008），林永坚、王志强等（2013）的研究模型，构造盈余管理方式偏好模型，见式（7）、式（8）。通过式（7）进行最小二乘法多元线性回归，检验新会计准则实施后微利上市公司是否同时存在真实盈余管理与应计利润盈余管理，验证假设1。本文在式（8）中引入虚拟变量SPT，便于微利样本与非微利样本的对比分析。当研究样本加权ROE处于0与1之间时，取SPT=1;否则，SPT=0。式（8）中因变量为应计利润盈余管理与真实盈余管理指标，即DAt、A_CFOt、A_PRODt、A_DISEXPt，通过最小二乘法多元线性回归，探究微利上市公司不同盈余管理方式的使用程度。

ROAt=ρ0+ρ1*（ ）+ρ2*（ ）+ρ3*（ ）+ρ4*（ ）+ ρ4+i*CONTROLSi，t

+εt                    （7）

EMt=η0+η1*SPT+η2*LNAt+η3*REC_Rt+η4*ATU-

RNt+η5*GROWTHt+η6*DEBTt        （8）

为增强模型解释力，本文引入的控制变量为：（1）公司规模LNAt：取总资产自然对数;（2）应收账款占比REC_Rt：取期末应收账款占营业收入比;（3）营运能力ATURNt：取总资产周转率;（4）发展能力GROWTHt：取总资产增长率;（5）总资产结构DEBTt：取资产负债率。

四、实证研究结果分析

（一）盈余管理存在性

本文对制造业微利上市公司应计利润盈余管理变量和真实盈余管理变量进行单样本T检验和中位数检验，通过检验结果是否显著不为0判断研究样本公司盈余管理的存在性。根据两种盈余管理计量模型，微利上市公司操纵性应计利润（DA）、销售操控（A_CFO）、生产操控（A_PROD）、费用操控（A_DISEXP）应显著为0，即当以上四个变量显著不为0时，认为样本公司实施了盈余管理。考虑到公司可能同时采取真实盈余管理中的三种手段，本文设定了计量真实盈余管理的综合指标（RM，RM=A_PROD-A_CFO-A_DISEXP）。当该指标为正时，说明微盈公司采用真实盈余管理向上做大利润。结果显示，2009—2013年度制造业微利上市公司采用应计利润盈余管理方式较少，只有2012年度操纵性应计利润（DA）显著不为0;但真实盈余管理方式普遍存在于2009—2013年度。5个年度内真实盈余管理综合指标（RM）均在5%水平下显著不为0，表明制造业微利上市公司在新会计准则颁布实施后较多使用真实盈余管理方式（见表2）。

从真实盈余管理的手段选择来看，制造业微利上市公司在研究年度内均采用费用操控进行盈余管理。2009年、2010年、2011年与2013年4个年度异常费用（A_DISEXP）的均值与中位数在1%水平下显著为负，2012年度在5%水平下显著为负，说明制造业微利上市公司偏向采用降低销售费用与管理费用来提高公司盈余。异常生产费用（A_PROD）均值与中位数在研究年度内均大于0。2009年、2011年与2013年异常生产费用（A_PROD）均值与中位数在5%水平下显著为正，表明制造业微利上市公司利用规模效应扩大生产以降低销售商品的单位生产成本，从而间接提高盈余水平。异常经营现金净流量（A_CFO）均值与中位数几乎均为负，表明样本公司可能为促进销售提高营业收入而采取价格折扣或者宽松信用政策，从而导致经营现金净流量低于正常水平。但仅2010年度均值、2012年度中位数、2013年均值与中位数通过检验，表明制造业微利上市公司较少通过销售操控实施真实盈余管理。

均值T检验与中位数检验结果表明，制造业微利上市公司存在明显的盈余管理行为，既使用应计利润盈余管理方式又使用真实盈余管理方式;结果还表明在新会计准则实施之后，制造业微利上市公司更偏向使用真实盈余管理方式，假设2得到初步验证。

利用模型（7），对2009—2013年度内微利上市公司进行最小二乘法多元线性回归，回归结果显示，可操纵应计利润与总资产收益率呈显著正相关，表明制造业微利上市公司存在应计利润盈余管理。真实盈余管理手段中销售操控、生产操控与总资产收益率呈显著正相关;费用操控与总资产收益率呈不显著正相关，即制造业微利上市公司同时使用真实盈余管理方式提高公司盈余，假设1得到验证。从两种盈余管理方式与总资产收益率的系数绝对值来看，应计利润盈余管理对公司盈余的影响小于真实盈余管理对公司盈余的影响，假设2得到初步验证（见表3）。

（二）制造业微利上市公司对盈余管理方式的选择

对制造业微利上市公司盈余管理方式偏好模型式（8）分年度进行多元线性回归，得到：（1）各年度各盈余管理手段模型D-W值最小取值为1.485，最大值为2.003，说明模型（8）中残差独立性较强;（2）各年度各盈余管理手段模型回归sig值均为0，表明该模型自变量与因变量之间存在显著的线性关系;（3）各年度各盈余管理手段模型回归结果中各参数的共线性检验值VIF均小于1.5，说明各系数不存在严重共线性（见表4）。

如表4所示，2009—2013年5个年度内制造业微利上市公司经营现金净流量与可操纵性费用显著为负，生产成本显著为正，说明：（1）制造业微利上市公司比非微利上市公司获取更低的经营现金净流量;微利上市公司可操纵费用低于非微利上市公司的可操纵费用，而为降低单位生产成本却拥有高于非微利上市公司的总生产成本。（2）制造业微利上市公司采用的三种真实盈余管理手段中，费用操控对公司盈余影响最大，销售操控最小程度地影响公司盈余。（3）可操纵应计利润未通过检验，表明制造业微利上市公司较少使用应计利润盈余管理。比较应计利润盈余管理方式与真实盈余管理方式下的SPT回归系数绝对值，可得真实盈余管理的使用程度要高于应计利润盈余管理。

同时得到：（1）2011年、2012年、2013年应计利润盈余管理对样本公司盈余有影响;2011年与2013年负向影响盈余，2012年正向影响盈余。（2）制造业微利上市公司在5个年度内均使用销售操控正向影响盈余（其中2009年、2010年、2011年、2012年在10%水平下显著），导致5个年度内异常经营现金净流量为负，即其经营现金净流量低于正常企业经营现金净流量。（3）制造业微利上市公司的生产成本均高于非微利上市公司生产成本（2009年、2012年、2013年在5%水平下显著），即其为了减少销售成本间接提高销售利润实施扩大生产的真实盈余管理手段。（4）制造业微利上市公司异常可操纵性费用正向影响盈余（其中2009年、2011年、2012年、2013年在10%水平下显著），即其通过减少销售费用、管理费用等可操纵性费用间接提高利润总额。

根据各年度各盈余管理手段下回归系数的绝对值可以得出，各年度真实盈余管理程度高于应计利润盈余管理程度;各年度真实盈余管理均正向影响盈余，应计利润盈余管理对盈余的影响方向不定，即其辅助真实盈余管理达到管理层规定的“管理目标”。

五、结论与建议

本文通过对2009—2013年沪深两市A股制造业微利上市公司盈余管理的存在性及两种盈余管理方式偏好实证研究发现，制造业微利上市公司在新会计准则实施后，仍能够在新会计准则监管下实施盈余管理规避证券监管部门的特别处理。同时发现，制造业微利上市公司在新会计准则的限制下，偏好使用真实盈余管理方式，且费用操控的盈余管理程度最高，销售操控的盈余管理程度最低。

根据本文研究结论，实现有效治理盈余管理需从优化公司内部治理结构、提高会计制度执行力度及加强外部监管力度入手。（1）建立有效的治理结构，完善上市公司管理层报酬制度，建立长效激励制度，减弱管理层为短期利益实施盈余管理的动机;削弱高管控制权，健全外部经理人市场，在降低代理成本的基础上减少管理层实施盈余管理的机会;建立披露内部控制鉴证报告制度，已有研究证实自愿披露内部控制鉴证报告的公司内部控制质量较高，相应盈余管理程度较低。（2）会计制度是治理盈余管理最直接有力的手段，但会计制度的制定很难同时满足会计信息的可靠性与及时性。为避免管理层利用信息不对称的优势或会计准则的灰色规定，不仅要详细制定财务报表中披露非经常性损益、公允价值变动损益、政府补助等损益的相关规定，而且要加大披露制度的执行力度，否则会计准则就成为一纸空文。（3）外部监督是督促引导上市公司合理使用盈余管理、规范资本市场良性发展的法治力量。优化审计师队伍，提高审计师素质及独立性，从外部缩减上市公司实施盈余管理的空间;加强行业监管惩罚力度，提高上市公司实施盈余管理成本，使理性经济的管理者对盈余管理望而却步。

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作者：顾煜 贺静

非上市公司股票交易探究论文 篇3：

我国股市流动性效应分析

由于货币供应量持续高速增长，中国宏观层面的流动性过剩问题一直是关注的热点。从长期与短期角度，分别选取四个时间段进行重点考察，实证结果表明:我国股市存在长期流动性效应，股价与货币供应量变动有正的相关关系；短期流动性效应受制度性因素等影响表现比较复杂。进一步选择可反映流动性的外汇储备、储蓄存款和存款准备金率指标与我国股价进行实证分析，结果表明:从短期看，我国股市受这些变量影响，存在流动性效应。

[关键词]货币供应量；股市；流动性效应；资本市场

胡援成(1953—)，男，江西财经大学金融发展与风险防范研究中心主任，金融学首席教授，博士生导师，研究方向为证券投资与金融监管；段希文(1986—)，男，江西财经大学金融学院硕士研究生，主要研究方向为资本市场、国际金融；彭美玲(1983—)，女，江西财经大学金融学院硕士研究生，研究方向为资本市场。(江西南昌 330013)

本文为国家社科基金项目“扩大开放条件下的金融安全和金融监管研究”(项目批准号:07BJY154)的阶段性研究成果。

流动性有微观和宏观两个层面上的定义，中国人民银行认为，流动性是“不同统计口径的货币信贷总量”。流动性过剩直接表现为，货币供应增长过快，以至于超出正常经济活动所需要的货币数量。尽管不同经济体及在不同时期内，货币当局采取的货币统计口径和方法不尽相同，但是流动性过剩通常都会表现为货币供应量的过度增长。本文的流动性效应是指因流动性过剩或不足而导致的股价上涨或下跌现象。

自证券市场成立以来近20年我国经济持续快速增长，货币供应量持续高速增长(货币供应量年均增长在10%以上)带来宏观层面上的长期流动性充盈。长期货币供应量各层次指标与股市价格存在协整关系。而从较短时间来看，我国股市由于存在一些制度性缺陷及受政策干预，短期货币供应量与股市出现偏离长期关系的现象。1992年、1993年都曾因政策干预导致市场下跌，而2001年的国有股减持等市场制度性缺陷更是让股价与货币供应量出现背离。随着股权分置改革的推进，我国流动性过剩问题也日益突出，人民币升值预期、国际热钱大量涌入、国内储蓄资金通过各种渠道注入市场，证券市场价格出现剧烈波动，而随着次贷危机导致全球开始出现流动性不足及市场本身泡沫破裂，我国的资本市场也出现大幅下跌。

基于上述情况，面对我国资产价格持续剧烈波动的局面，我国股票市场是否存在显著的流动性效应值得认真探讨。从理论上说，长期及短期流动性效应将反应为股价大幅度波动，如果没有得到有效调节和控制，将会进一步导致股票市场投机的加剧和泡沫的剧烈膨胀，甚至引发股市泡沫破裂。而根据我国国情，证券市场成立以来市场环境发生巨大的变化，长期流动性效应与短期流动性效应是否存在差异也是需要探讨问题。因此，本文将首先选取各层次货币供应量为流动性指标来考察股市的长期流动性效应及短期流动性效应，然后对股权分置改革后的短期流动性效应做进一步探讨，依据影响流动性过剩的主要因素分析，包括储蓄存款变动、外汇储备变动和存款准备金率变动对股价变动的实证分析，以判别股市的短期流动性效应，最后给出应对这种流动性过剩的政策性建议。

一、文献回顾

针对股市的长短期流动性效应，国外学者做了许多相关研究。Berkman以M1、Morgan和 Lynge以M1和M2 作为货币政策的衡量指标，他们发现货币供应量变化和股市价格变化之间存在着逆向变化的关系。Pearce 和Roley对该命题进行了重新检验，他们以M1为研究对象，并区分了预期和非预期的货币供应量变化，主要研究股票价格如何对非预期货币供应量变化做出反应。他们发现未预期到的货币供应量的变化与股市价格的变化成反比。

Lastrapes使用向量自回归(VAR)分析方法，以产出、实际股票价格指数、利率、物价、货币存量等为变量，利用七国集团各成员国和荷兰的数据对货币供应量的突然变化与股票价格短期反应的关系进行了考察，考察样本区间为1960年—1993年。结果表明，各国的货币供应变动对于实际股票价格具有明显的正效应，只是法国和英国的这种效应较弱。Levine和 Zervos通过多国数据进行实证分析发现，以股票交易量和市值总额的比值计算的股市流动性，与经济增长、资本存量的积累和劳动生产率的提高显著正相关。

国内学者关于这方面的研究也相当多。李红艳、江涛检验了货币供应量和股市价格之间的关系。研究结果表明，20世纪90年代中国股票市场价格与货币供应量之间存在长期均衡的协整关系，其因果关系主要表现为股市价格为因，货币供应量为果，且股票价格对不同层次的货币供应量影响不同，对非现金层次的影响要比现金层次的影响大。周英章、孙崎岖研究了不同层次货币供应量M0、M1和M2与上证A股指数波动之间的关系，其样本区间为1993年1月—2001年4月，研究结果表明，从长期来看，股市价格和货币供应量二者在统计上是高度相关的；就两者的相互作用而言，股市价格占主导地位，对货币供应量的影响比较显著，而货币供应量对股市价格的推动作用则相对较弱。

刘松的研究显示，从年度来讲货币供应量对股市运行有很大影响，股市价格会引起M0的变化，M1对股市价格的变化有影响。易纲、王召也认为，货币政策对金融资产价格(特别是股票价格) 有影响，且当股市价格偏离稳态越来越远时，经济运行将越不安全。刘勇的研究则明确指出，股价指数和居民消费价格指数是一种正相关关系，而与货币供应、利率是一种负相关关系。

陈梦根选取工业增加值、广义货币供应量(M2)、消费者景气指数和国房景气指数等宏观经济指标，考察宏观经济与沪深两市股价走势之间的关系，其样本期间为1997年1月—2004年1月，实证结果却显示不存在协整性特征，认为中国证券市场与国民经济之间尚未呈现出稳定的长期均衡关系，证券市场并未发挥“国民经济晴雨表”的功能。

综上分析可见，尽管国内外学者围绕货币供应量与股价进行了大量研究，但实证分析结果并不一致，多数实证研究表明二者之间存在明显的或相对较弱的相关性，也有少数研究认为二者不相关。认为二者相关的研究中，有的认为是正相关，而更多的则认为是负相关。这里面可能存在两类问题:一是数据期间不一，所反映的经济时段不一样，从而所表现的相关性也不一样；二是宏观流动性也有时段问题，反映长期流动性影响的变量与反映短期流动性影响的变量应该有所区别。因此，本文的目的在于从宏观流动性出发，重点考察长期和短期两类流动性对股市的影响，试图通过长短期两类实证研究得到更为清晰的结果。

二、研究假设

从长期来看，一般而言，货币供应量对股票市场价格影响可通过三种效应实现:一是预期效应，当央行增加货币供应量时，能够影响市场参与者对未来货币市场的预期，从而改变股市的资金供应量，引起资产价格同向变动；二是投资组合效应，当央行增加货币供应量时，人们持币增加，单位货币的边际效用却递减，因此超出日常交易需求的部分货币进入股票市场，引起股价同向变动；三是股票内在价值增长效应，当货币供应量增加时，利率下降，投资增加，通过乘数扩张效应，导致股票投资收益上升，推动股价同向变动。

因此，我们提出假设1:反映长期流动性的货币供应量与股价存在同向变动关系。

我们注意到以往研究的结果，多数表明货币供应量的变动与股市变动呈负相关。但我们认为，这是短期效应的表现，需考虑我国经济的具体特征。我国证券市场成立初期，股市不成熟，投资气氛浓厚，市场规模较小，很容易被操纵，而股价往往要通过行政干预才能回归理性。此外，自我国股票市场建立以来，其制度性缺陷，诸如股权分置、同股不同权、同股不同价、流通股股东缺少话语权等等，均不同程度地影响股价的变动。

因此，我们提出假设2:受制度性因素影响，我国短期流动性与股价变动并不存在显著的同向变动关系。

根据中国人民银行资产负债表分析，从短期看，我们认为，影响短期流动性的因素主要有储蓄存款、外汇储备以及影响基础货币投放的存款准备金率。

1.储蓄存款与股价呈现反向变动关系。由于股市存在的财富效应，货币与金融资产之间存在替代效应。目前我国存款的实际利率水平趋降，而2006年和2007年我国股票价格(上证综指)分别上涨130.43%和96.66%，对高收益率的追求使得对金融资产的需求看涨。与此同时，由于各方原因导致的通货膨胀压力逐渐加大，在本来就偏低的名义利率下，实际利率的相对走低导致储蓄心理的变化。因此，储蓄资金逐步流入证券市场，股价出现上扬。而随着股市泡沫的破裂，储备资金大量回流，股价出现下跌。

2.存款准备金率与股价呈现反向变动关系。以存款准备金率为主要手段的宏观经济政策调控也会显著地影响股市。当中央银行提高存款准备金率时，商业银行的可用资金减少，其可用于贷款和证券投资方面的资金相应缩减，流动性相应收缩，因而投入股市的资金也会相应减少，从而引起股票价格下跌。同时，股票价格的下跌也使公众持有的财富下降，这种财富损失的心理也会引起消费下降。无论是投资的萎缩还是消费的减少，最终将导致产出减少，上市公司业绩预期下降，资产估值下移，从而又引起股票的价格下跌。

3.外汇储备与股价呈正向变动关系。近年来我国经常项目顺差居高不下，资本项目亦如此。人民币升值预期使得大量热钱通过各种渠道涌入境内，加大了国际收支双顺差格局，导致外汇储备快速增长。而在我国目前仍以稳定为第一要义的外汇体制下，外汇储备增长导致基础货币投放量的被动增加，加剧国内流动性过剩局面，大量资金流入资本市场从而催生股价上扬。而股价上涨又在资产组合机制作用下在一定程度上强化人民币升值预期。当然，今年上半年我国股市的大幅度下跌估计与大量内外部资金的撤出股市不无关系，此外，近几年中国人民银行使用期限不等的央行票据来延缓货币投放，调节流动性，这也会多少影响到股价的短期变动。

由上述，我们推出假设3:股权分置改革以来，反映短期流动性的储蓄存款、存款准备金率与股价呈反向变动关系，外汇储备与股价呈正向变动关系。

三、研究数据与实证分析

(一)研究数据

依据假设，本文分两部分进行实证研究。首先，专门研究货币供应量与股价变动的相互关系，然后，研究其他短期流动性指标与股价变动的相互关系。

第一部分，为研究长期与短期流动性效应，本文选取如下指标:货币供应量各层次的期末余额；上证综指(由于上海股市规模大，上证综指是以所有上市公司为样本编制的，较能反映整体股价变动)。由于数据可得性的限制，本文选取的时间范围和样本分别为1990年—2007年的年度数据，以及1996年1月—2008年6月的月度数据，以反映长期性变化；用2001年7月—2005年4月和2005年5月—2008年6月的月度数据，以反映短期变化。

第二部分，为进一步研究股权分置改革以来我国股市面临流动性过剩背景下的短期流动性效应问题，拟选择以下指标:储蓄存款期末余额；存款准备金率；外汇储备期末余额。时间范围和样本为 2005年5月—2008年6月的月度数据。

样本数据来自国家统计局统计年鉴、中国人民银行统计数据、中国证券监督委员会统计数据和WIND资讯数据库。

(二)实证分析

1.货币供应量与股价变动相互关系的实证分析

(1)各变量的统计特征分析

由表1可见，上证指数四组长短期数据中的偏度值均大于0，故表明上证指数呈右偏分布；而从峰度值来看，长期值均远大于3，故呈尖峰厚尾特征，短期值略小于3，则与正态分布比较是平坦的；从其JB值来看，长期上证指数显然是非正态分布的，而短期则基本为正态分布状。另一方面，2001年7月—2005年4月的上证指数波动最小，标准差仅为172.88，而2005年5月—2008年6月的标准差最大，达到1 526.4，是前者的9倍。这四组上证数据充分反映了我国股票市场自股权分置改革以来波动性大大增加，不利于市场稳定。

货币供应量:货币供应量的统计特征非常相似。总体来说，随着货币供应层次的递深，从M0到M2，均值、标准差逐渐增加。从偏度值来看，均略大于0，故均为右偏分布；各时间段各层次货币供应量的峰度值均小于3，故较正态分布更平坦；从JB值来看，由于1991年1月—2008年6月时间段的数据量较大，故JB值较大，经查卡方分布表得，各货币供应量均近似于正态分布。

(2)各变量的平稳性检验

为检验分时段变量是否为平稳序列，现对各时段不同层次货币供应量，即M0、M1、M2以及上证指数(SZZS)进行ADF检验。为减少变量数值和波动上的巨大差异，以及在一定程度上减少异方差性的影响，各变量均取自然对数。

ADF检验结果表明，1990年—2007年，货币供应量与上证指数的对数序列在5%显著性下，均为平稳时间序列；1996年1月—2008年6月的月度数据，货币供应量与上证指数的对数值在5%显著性下，均为非平稳时间序列，服从一阶单整；2001年7月—2005年4月的月度数据，M0的对数值为平稳时间序列，而M1、M2和上证指数为非平稳时间序列，且同服从一阶单整；2005年5月—2008年6月的月度数据则表明，M0和M2为平稳时间序列，而M1和上证指数的对数值为一阶单整。

(3)回归分析

对以上平稳序列进行回归分析，并对非平稳序列残差项进行EG协整检验，平稳则两变量存在协整关系，并最终得出回归方程或误差修正方程(见表2)。

1990—2007年年度数据取对数后为平稳时间序列，各回归方程及变量均显著，上证指数对M0、M1、M2的系数分别为1、0.77和0.71，且均为正，与我们的假设1相符。

1996年1月—2008年6月的月度数据取对数后为一阶单整的时间序列，分析表明，M0、M1、M2均与上证指数存在协整关系，尽管随着M0到M1，相关性和显著性逐渐减弱，但所有层次的货币供应量均与股价有较为明显的正相关性，且误差修正模型中的ecm项均符合逆向修正机制并显著，故该部分实证结果与我们的假设1相吻合。

分析2001年7月—2005年4月的月度数据，由于M0与上证指数取对数后不同阶，故不存在协整关系。SZZS对M1和M2的系数分别为-0.49和-0.48，反映二者的负相关性。误差修正项也符合逆向修正机制并通过了T检验。综合分析结果表明，从短期看，货币供应量与上证指数存在着一定的负相关性，但这种负相关性很不可靠。我们认为，造成这种现象的主要原因是该时期制度性因素的严重干扰，如国有股减持等因素影响相当明显，造成长期与短期流动性效应的较大差异。因此，实证结果与我们的假设2并不矛盾。

分析2005年5月—2008年6月的月度数据，我们发现，股价与各层次货币供应量数据取对数后均不存在协整关系。从统计数据上看，变量间非同阶单位根或残差项不平稳是不存在协整关系的主要原因；从现实看，我们认为，我国近期股市受热钱影响严重，宏观层面的某些流动性因素影响乃是不存在协整关系的主因。因此，为了进一步探究这些因素与股价的相互关系，本文将借助其他短期流动性指标来检验短期流动性效应。

2.其他短期流动性指标与股价变动的相关性分析

现基于基础货币的决定机理，我们选取影响货币供应的变量，包括外汇储备、储蓄存款和存款准备金率，来进一步探讨短期流动性效应。时间段为2005年5月—2008年6月。

首先对外汇储备(whcb)、储蓄存款(cxck)、存款准备金率(ckzbjl)和短期上证指数(sszzs)取自然对数，以反映变量间的相互关系。然后进行统计性描述及检验。由变量的偏度值和JB指数看，储蓄存款为左偏，且表现为非正态分布特征；其他变量均为右偏，且基本呈现正态分布特征。

再检验各变量序列的平稳性。结果发现外汇储备、储蓄存款、存款准备金率和上证指数取对数后，在1%的显著性下，各序列均为一阶单整。

尽管变量均为非平稳时间序列，但它们之间的某个线性组合可能是平稳的，我们利用Johansen协整方法检验各变量之间是否存在协整关系，在建模前依据SC准则、AIC准则确定最优滞后阶数为3，另外选择了线性无趋势项的方程形式。

在5%显著性下，原假设为“协整方程数量为零”时，迹统计量与最大特征值统计量均大于各自临界值，故拒绝原假设rank(∏)?燮0和rank(∏)=0。而原假设为“协整方程数量至多一个”时，迹统计量与最大特征值统计量均小于各自临界值，故接受之。综上分析，检验结果表明变量间存在一个协整关系。依据变量间的经济意义和本文假设，可得如下回归方程:

LNsszzt=-8.33LNcxckt-2.64LNckzbjlt+7.04LNwhcbt+εt

(9.92)(5.5) (10.83)

由上述方程可见，解释变量中储蓄存款、存款准备金率和外汇储备的系数分别为-8.33、-2.64和7.04，各系数的符号与我们假设3中的相关关系相符。虽然这一时段各层次货币供应量与股价并不存在协整关系，但我们进一步分析发现，储蓄存款、存款准备金率和外汇储备变动会显著影响货币供应量，因而能够部分解释流动性的变化。我们的看法是，自股权分置改革以来，受制度性因素影响，加之宏观流动性过剩，股票市场泡沫逐渐形成。又由于种种主客观因素，市场泡沫于2007年11月开始破灭，股价一度出现深幅下跌，股市的剧烈波动大大削弱了市场融资及创新功能，股票市场的稳定与发展受到较大影响。所以，我们认为，客观上存在复杂的短期流动性效应。

四、结论和建议

通过上述实证分析显示，我国股票市场股价存在流动性效应。从长期看，我国股票市场的流动性效应比较明显，股价与货币供应量变动有正的相关关系。从短期看，我国股市的流动性效应同样存在，但由于受到制度性因素的影响，其表现比较复杂，不同时段的流动性效应各不相同，且单凭货币供应量指标难以完全反映出来，需要借助于其他流动性指标。

就长期流动性效应而言，我国监管部门应注意控制货币供应量的增长，保持宏观层面的适度流动性，以防止因货币供应量过快增长导致股市流动性累积效应，影响资本市场的长期稳定。另外还要从完善市场基本制度、上市公司治理等方面着手加强监管，以促使市场逐步完善和成熟，减少我国股市受短期制度性因素的影响。

就短期流动性效应而言，监管部门当务之急是研究如何有效避免由短期流动性溢价进一步演变成股票市场投机泡沫。本文认为，监管部门应主要选择相应政策调控短期流动性过剩，并从以下方面加强监管，以促进股票市场健康有序发展:

(一)合理引导储蓄资金投资资本市场

完善相关政策和环境，推动储蓄多渠道分流。一是要深化股票一级市场发行制度改革，促使资金在各市场间的合理分布，引导驻留在证券市场的资金进入实体经济，改善货币供给结构；二是政府部门应加大投资体制改革力度，改善投资环境，利用税收等手段扶持民间投资，鼓励个人直接投资非上市公司和公用事业建设等项目；三是积极展开投资者风险警示和教育活动，通过政府部门和社会舆论引导个人理性投资资本市场，减少市场投机行为，推动储蓄多渠道分流，实现居民消费、投资和储蓄的平衡；四是要尽快建立中小投资者保护机制。

(二)加强对流入股市热钱的监管

汇率制度改革以来大量热钱通过各种渠道注入境内，资本市场也成了热钱的主要注入市场之一。除了QFII等合规的资金外，地下钱庄、直接投资等渠道注入的违规资金也大大推动了股市价格的波动。因此，监管机构加强对热钱的监管，乃是减少资本市场过剩流动性冲击的重要途径，也是防止资产价格大幅波动的主要手段。

(三)完善市场导向的宏观调控手段

虽然以存款准备金率为主要手段的调控效果较为显著，但是资本市场已累积的泡沫，市场不稳定性因素也在积聚。资本市场收益率过高也使得宏观调控手段难以达到预期效果。此外，据韩国的经验表明，大幅调整存款准备金率，虽然短期内可以及时冻结金融体系的流动性，但是却会产生较大的危害，通过提高准备金率对冲多余的流动性是一种强制性政策工具，其市场化程度较低，容易对银行机构的资金管理产生不利影响，不利于建立和完善市场化的金融调控机制。因此完善宏观调控手段，应充分发挥市场调节功能，有效运用利率政策工具，加快形成市场利率体系，发挥利率政策的调控作用。

(四)进一步完善市场的基础性制度

应尽快建立和完善中小投资者保护机制，监管部门应加强对股市走势研究分析，建立股市预警系统和预警指标系统，提高防范系统性风险的能力，切实保护投资者，尤其是中小投资者的利益。此外，积极发展股票债券等资本市场，加强基础性制度建设，建立多层次市场体系，完善市场功能，提高直接融资比重。通过增加资本市场的供给，扩大资本市场规模来吸纳长期与短期流动性，促进资本市场健康发展。

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【责任编辑:薛 华】

作者：胡援成　段希文　彭美玲