2023年票據市場論文【五篇】

摘要：本文首先對國內外對中期票據不同理解進行了對比分析，然后詳述了中期票據的分類。并根據實際情況，分析了我國引入中期票據市場以來對我國融資狀況的影響和意義，最后提出了中期票據市場對我國商業銀行帶來的問下面是小編為大家整理的2023年票據市場論文【五篇】,供大家參考。

票據市場論文范文第1篇

摘要：本文首先對國內外對中期票據不同理解進行了對比分析，然后詳述了中期票據的分類。并根據實際情況，分析了我國引入中期票據市場以來對我國融資狀況的影響和意義，最后提出了中期票據市場對我國商業銀行帶來的問題和改進措施。

關鍵詞：中期票據；
中期票據市場；
融資方式。

一、國內外關于中期票據的定義。

20世紀80年代早期，在美國等成熟債券市場中，中期票據（Medium-termNotes）作為連接短期商業票據和長期債券之間的“橋梁”性產品出現，其期限通常在2-5年之間。在歐洲貨幣市場發行的中期票據，稱為歐洲中期票據（EMTNs）。隨著市場的發展，中期票據逐漸突破了期限的限制，10-30年期限之間的中期票據變得更為普遍，中期票據已成為企業代替中期貸款的又一融資形式。

在我國，所謂銀行間債券市場中期票據業務，是繼短期融資券之后推出的又一項直接債務融資工具。根據《銀行間債券市場中期票據業務指引》（以下簡稱《指引》），中期票據是指具有法人資格的非金融企業在銀行間債券市場上，經監管當局一次注冊批準后，在注冊期限內按照計劃連續、分期地以公募形式發行的，約定在一定期限還本付息的債務融資工具。

二、中期票據的分類。

中期票據是一種直接融資行為，發行者通過發行票據在資金市場上直接從投資者手中獲得資金。由于商業票據的期限較短，流動性較高，因此中期票據的二級市場不發達，交易主要集中于一級市場。參與發行過程的主體，依據其所處的地位不同，可以分為三類。

第一，發行者即借款人。在美國市場上，發行者主要是大公司、非銀行金融機構，近年銀行、政府和政府機構也開始涉足中期票據市場。大型的銀行控股公司、企業財務公司發行了大部分的票據。大公司的信譽高，違約風險小，因此他們能夠壟斷發行市場。在歐洲貨幣市場上，最開始主要是一些美國企業，他們利用票據籌集低廉的歐洲美元資金為自己的海外子公司融資。此后銀行、金融機構、政府紛紛涌人該市場。到19%年3月止，發行在外的歐洲中期票據已達到5000億美元，遠遠超過美國市場。

第二，中介機構。主要有以下幾類：首先是承銷商，可以由一個承銷商擔任，也可以組成承銷團。一般發行都通過承銷商，也有一些發行者有自己的發行隊伍，主要見于美國市場。但是，直接發行的發行費用較高，每期商業票據如果要直接發行，它的最佳發行規模為20億美元（美國市場）。美國市場的承銷主要由幾家大的機構壟斷，他們是美林公司（MERRILLYNCH）、高盛（GOLDMENSACHS）、雷蒙兄弟（LEHMENBROTHERS）。歐洲貨幣市場的發行主要采取承銷團的方式，發行者會指定一家主承銷商，它負責組織承銷團，給發行者提供財務咨詢。主承銷商并不因為它的特殊地位而獲得額外報酬。美國的投資銀行主導了歐洲貨幣市場的承銷……其次是由發行者委托的發行和償付人。人通常是一家具有清算功能的銀行，它將表明持有票據的證明提交給承銷商，收取資金。當票據到期的時候，它從發行者處收到資金。負責償付，同時收回證明。有時候人和承銷商是同一主體，但是它們在業務上必須分開。在美國市場上還存在著為發行者提供信貸額度或備用信用證的銀行或其他機構，這些機構保證在發行者不能償還本金時負責償還，或者保證發行者能獲得他們想要的金額。歐洲市場缺少這種支持，因為最開始進人市場的發行者主要是信譽卓著的大企業，他們利用歐洲貨幣市場環境寬松的有利條件，完全依靠自身的實力發行票據，以節省先頭手續費。

第三，投資者。購買中期票據的投資者主要是機構投資者，美國市場的這個特征十分明顯。因為根據美國《1933年證券法》第4（2）條規定，如果商業票據由機構投資者購買，而且該票據不在市場上交易，該票據的發行可以免于申請登記。貨幣市場共同基金、保險公司、信托機構、投資公司、養老基金甚至地方政府都參與中期票據投資。其中，貨幣市場共同基金占據主導地位。主要原因在于票據的面額都比較大，小投資者沒有實力參與。歐洲貨幣市場票據的通常面額為50萬美元和1的萬美元，美國市場的最小面額為2。5萬美元，但是大部分的票據以100萬美元的整數倍標值。中期票據項目的設計通常作法，中期票據的發行者與承銷商簽訂一份發行承銷合同，與已有的票據包銷便利不同，承銷商并不負責包銷所有票據，他們只承擔最大努力義務。該合同與合同、備忘錄等文件構成一份項目合同，它規定了中期票據項目的一些基本問題，如發行期限、金額等。此后，發行者可以在合同規定的框架內靈活選擇發行商業票據的種類，他可以根據自己的要求和市場資金情況選擇幣種、期限。每次發行，他只要和承銷商簽訂一份定價補充協定，該協定參考承銷合同制定。于是發行者節省了每次發行票據重新擬定合同的成本。發行者一般指定二三家投資銀行作為承銷商，然后簽訂多邊協定，就票據發行的形式、法律基礎、交割時間表作出安排。目前，中期票據的合同條款已經建立起行業標準，節約了擬定合同的時間。傳統上中期票據采用私寡發行方式，承銷商將票據銷售給少數大的機構投資者。近來，公開在貨幣市場發行的方式逐漸流行，1995年，歐洲貨幣市場的公開發行量為9印億美元，比1994年增長69%。

三、中期票據市場的意義。

眾所周知，直接融資與間接融資相比，具有市場透明度高、風險分散等特點，有利于金融穩定。成功市場經濟國家中直接融資市場在融資體系中均占有主導性地位，而我國金融市場的現狀是融資結構明顯分化，企業直接債務融資市場發展緩慢。在目前國際經濟環境不穩定，國內實施宏觀調控，既要防止經濟由偏快轉向過熱，抑制通貨膨脹，又要防止經濟下滑，避免過大起落的背景下，交易商協會在銀行間債券市場推出中期票據業務，是對特定經濟發展時期金融創新的全新嘗試。中期票據業務的推出，結束了企業中期直接債務融資工具長期缺失的局面，提高了直接融資比例。從宏觀層面來看，它有利于進一步提高儲蓄向投資轉化的效力，降低銀行體系的系統性風險，有效平衡銀行機構的信貸資源；
減輕股權融資的壓力，有利于資本市場協調、可持續發展；
保證當前宏觀調控政策的平穩推進。從微觀層面來看，有利于企業優化財務結構，降低融資成本，豐富投資者投資渠道。

四、我國中期票據市場的管理方式。

借鑒美國等市場的成功經驗，我國中期票據目前實行交易商協會注冊的市場化管理方式，由協會組織銀行間債券市場成員進行自律管理。交易商協會的七項自律規則具體地明確了中期票據管理戰術?！吨敢访鞔_規定企業的注冊程序：交易商協會設注冊委員會，注冊委員會委員由來自銀行、券商、基金公司、評級公司等市場相關專業人士組成，目前共有81名注冊委員會委員。其中，每周的注冊會議由5名注冊委員會委員參加，參會委員從注冊委員會全體委員中抽取，2名以上（含2名）委員認為不符合相關要求，交易商協會就將不接受發行注冊。

《指引》中還明確規定，企業發行中期票據待償還余額不得超過企業凈資產的40%；
對于募集資金的規模，指引并沒有嚴格限制，僅規定應用于企業生產經營活動，并在發行文件中明確披露具體資金用途，企業在中期票據存續期內變更募集資金用途應提前披露。而且因為投資期限的延長會增大投資風險，所以《指引》中指出，企業還應在中期票據發行文件中約定投資者保護機制，包括應對企業信用評級下降、財務狀況惡化或其他可能影響投資者利益情況的有效措施，以及中期票據發生違約后的清償安排。由此可見，中期票據進入門檻相對較低、發行更為便利，市場普遍認為它豐富了企業通過銀行間債券市場融資的渠道，將會得到發行主體的青睞。尤其是在從緊貨幣政策環境下，中期票據的發展前景不可限量，并且隨著市場的深化，中期票據的交易結構將有更大的創新和豐富，從而帶動新型信用債券和結構化證券的涌現，引領中國信用債券市場進入新紀元。

五、中期票據市場在我國的發展有重要意義。

第一，中期票據可以降低企業的融資成本，改善企業的資本結構。根據2008年4月22日首批中期票據在銀行間債券市場發行情況來看鐵道部兩只3年和5年期的中期票據的票面利率分別確定為5.08%和5.28%外，其余6只中期票據的票面利率整齊劃一地呈現為3年期5.3%,5年期5.5%的水平。而目前我國銀行貸款3年期和5年期利率分別為7.56%和7.74%,兩者相比，中期票據有低成本融資的優勢。企業作為市場經濟中的理性人會主動核算融資成本，降低銀行貸款規模，提高直接融資比例和中期融資比例，改善并優化公司融資結構。通過對首批中期票據募集資金的用途分析，可以發現除了用于項目建設投資，中期票據融資的另一大用途就是償還成本較高的銀行貸款，其中，中國交通建設股份有限公司用于置換銀行借款的部分約占募集資金的40%。所以在貸款利率高企，貨幣當局控制銀行貸款規模的背景下，中期票據自然受到廣大融資者的青睞。預計隨著時間的推移，中期票據低融資成本的優勢必將凸現，發行中期票據的企業會越來越多。

第二，從投資者的角度，中期票據提供了一種新的固定收益產品。中期票據在銀行間債券市場發行和流通，大大地豐富了商業銀行等機構投資者投資品種。我國的銀行間債券市場是以銀行、非金融機構和企業參與的一個債券發行和交易市場。銀行間債券市場的原有的中長期品種包括國債、政策性銀行債、企業債等，債券品種單一，缺少企業憑借自身信用發行的無擔保的固定收益類產品。中期票據的引入將在一定程度上改善這一局面。從2008年2月短期融資券的持有者結構看，商業銀行占73.51%,其中全國性商業銀行占60.97%,城市商業銀行占8.81%,由于短期融資券收益高于同期限央票收益，商業銀行更樂意持有短期融資券。類似地，企業發行的中期票據利率會高于同期限國債利率，商業銀行等機構投資者投資中期票據可以提高資金的收益率。

第三，中期票據在一定程度上降低了銀行的貸款業務，但也為銀行中間業務的發展提供了機遇。與中長期貸款相比，中期票據低發行利率的優勢十分明顯。根據前文的分析，中期票據利率比銀行貸款利率低200個基點以上。從長遠來看，中期票據低融資成本的優勢將吸引更多企業采用中期票據的方式替代貸款融資。從首批發行中期票據企業情況來看，除鐵道部以外均為大型央企，資信等級為AAA級，這些企業長期以來都是商業銀行的優質客戶。優質客戶發行中期票據必將使銀行企業貸款業務受到很大影響。特別值得注意的是，中國電信股份有限公司和中國交通建設股份有限公司發行中期票據的籌集資金用途包括償還銀行貸款和置換銀行貸款。企業從降低融資成本角度選擇中期票據替代銀行貸款的“脫媒”行為必須引起商業銀行的高度重視。從首批中期票據的發行情況來看，主要的國有商業銀行和股份制商業銀行紛紛加入到中期票據的承銷商行列中來。這些商業銀行均有短期融資券的承銷歷史，為銀行承銷企業中期票據積累了寶貴經驗。根據以往短期融資券的承銷情況，主承銷商能獲得的短期融資券的承銷費率大約為融資額的0.4%,承銷團成員能獲得的分銷費率大約為融資額的0.15%。因此銀行在短期融資券的承銷業務中可以獲得豐厚的利潤。而與短期融資券相比，中期票據的發行規模大許多，所以中期票據的承銷業務能為商業銀行帶來一筆不菲的收入。

以往我國商業銀行過分依賴于存貸款利差收入，中間業務收入在總收入中的比重過小。中期票據的承銷業務在一定程度上能夠改善這一不合理的局面，使商業銀行收入結構更加合理，同時承銷收入不占用銀行資本金和法定準備金等資源，這是承銷收入不同于貸款收入的一大優勢。面臨中期票據的積極和消極作用，商業銀行應該客觀地看待中期票據所導致的企業“脫媒”現象，抓住機遇迎接挑戰。大力發展中期票據的承銷業務，建立新型銀企關系。根據首批中期票據發行的情況分析，從融資成本的角度，具有優良資信等級的企業傾向于選擇中期票據來替代中長期貸款。這些企業都是銀行重要的貸款客戶。因此銀行可以將原有的貸款業務客戶轉變為中期票據承銷業務的客戶資源。由于銀行和企業有著多年的業務往來，彼此熟悉對方的情況，銀行在此基礎上開展承銷業務可以根據企業的資產負債和現金流狀況，為企業量身定做中期票據融資方案，安排發行金額與期限，同時爭取中期票據的承銷資格。這樣既保留了客戶資源，又能擴大銀行的承銷業務。

第四，從貨幣政策的角度，中期票據緩解了貨幣政策的壓力。在當前金融機構的信貸額度是人民銀行貨幣政策的主要工具之一。從2008年金融機構的貸款數據分析，一季度人民幣貸款增加13326億元，同比少增891億元，較2007年同期下降7%,信貸額度控制的效果尚屬理想。如果按照一季度貸款占全年35%的比例計，則全年貸款將達到3.8萬億，而去年全年新增貸款為3.6萬億。因此可以推斷央行將繼續采取措施執行信貸規模管制。中期票據作為直接融資，實質上是資金需求方和供給方之間直接的資金融通。投資者購買中期票據一方面滿足了一些企業剛性的生產性資金需求，另一方面又避免了通過銀行貸款方式的融資所導致的貸款總量快速增長，緩解了貨幣當局通過信貸規模管制進行貨幣政策調控的壓力。

六、中期票據市場對商業銀行帶來的問題及建議。

中期票據對銀行貸款的替代效應，使商業銀行傳統業務面臨挑戰。競爭加劇行業分化，商業銀行盈利水平差距擴大。中期票據業務帶來了相應的經營風險，為商業銀行提出了更高的要求。商業銀行是中期票據的主要投資主體，使得信用風險分散的效果并不明顯。商業銀行在承銷中期票據時的余額包銷及代清償增加了商業銀行的經營風險。因此，商業銀行應大力發展投資銀行業務，推動銀行陰歷模式的轉型；
延伸客戶服務，開發中小企業信貸市場；
提高商業銀行風險管理的能力，防范中期票據信用風險。

參考文獻：

[1]包香明。美中期票據市場概況，推出中期票據擴大直接融資[N].金融時報，2006-03-18.

[2]潘渭河。歐洲票據市場的發展和EMTN[J].國際商務研究，2002,（2）。

[3]俞波。中期票據—企業戰略轉型的資金助推器。

票據市場論文范文第2篇

市場有效性理論將有效市場按照其有效程度劃分為三個市場，有效程度由弱到強依次是：弱式有效市場，半強式有效市場，強式有效市場。關于我國股票市場的有效性研究一直是國內學者研究討論的重點，市場有效性也對我國股票市場的發展有著很深遠的意義。本文按照結論的不同對國內學者的研究成果進行分類總結概括，試圖展現我國研究這一領域的研究脈絡和相關進展，希望能從這些研究成果中找到推進我國股票市場有效性的途徑。

二、論述中國股票市場沒有達到弱式有效的文獻綜述

俞喬（1994）選取滬深兩市1990年至1994年間的綜合指數數據為樣本，運用誤差項的序列相關檢驗、游程檢驗、非參量性檢驗三種方進行實證分析，得出結論：滬深兩個市場均未達到弱式有效。

奉立城（2000）檢驗了我國股票市場的“周內效應”，作者發現上海股票市場存在著日平均收益率顯著為負的“星期二效應”和顯著為正的“星期五效應”。較弱的證據顯示深圳股票市場存在著日均收益率顯著為負的“星期二效應”和顯著為正的“星期五效應”。這表明深滬兩市都達不到弱式有效，且上海股市比深圳股市更加沒有效率。

張亦春等（2001）選用上證A股綜合指數作為樣本，運用廣義譜域分析對中國股票市場進行了弱式有效檢驗，發現股價變動不滿足鞅過程，更不滿足隨機漫步，白噪聲也無法滿足，作者認為中國的股市沒有達到弱式有效。

胡昌生等（2004）使用AR-GARCH-M模型，分析了上證綜合指數和深證綜合指數在1992年5月21日到2003年9月20日之間的每日收盤價格，發現已存在的信息并沒有完全地反映在價格中，由此認為中國股市在早期并沒有達到弱式有效。

于亦文等（2005）檢驗了1999年1月至2002年4月的上證綜合指數高頻收益的序列相關性，采用方差比檢驗的方法進行實證分析，結果表明樣本數據存在顯著的正相關，進而作者認為中國股票市場沒有達到弱式有效。

三、論述中國股票市場已經達到弱式有效的文獻綜述

陳小悅等（1997）選取滬深兩市1991年到1996年的股票日收益率和周收益率做Dickyr-Fuller檢驗，得出結論：中國股票市場已經屬于弱式有效市場，而且相較于上海股票市場，深圳股票市場率先達到弱式有效。

鄧子來，胡?。?001）運用誤差項的序列相關性檢驗法，以滬深股市1998年7-8月份上市公司的股票價格作為樣本進行實證研究，得出結論認為我國兩個股票市場經過幾年的發展已經初步具備了弱式有效。此外，作者還運用了股價自相關檢測方法，以深滬股市1997年下半年上市的股票的綜合指數為樣本進行實證分析，得出了相同的結論即中國股票市場具有了弱式有效性。

冉茂盛等（2001）選取1995年1月至2000年12月的滬深兩市的成分指數的周收盤價為樣本數據，采用R/S方法對數據進行實證分析檢驗，得出結論認為中國股票市場達到弱式有效。

張兵等（2003）選用2001年9月以前的股票市場日收盤價做為樣本，運用了特別適合轉軌經濟體中新興股市的漸進有效性檢驗，又同時使用了分年度檢驗的結果，作者認為中國的股市從1997年開始呈現弱式有效。

周四軍（2003）首先運用了游程檢驗法進行檢驗，選取2000年1至5月的上證綜合指數為樣本數據，運用游程檢驗法對樣本數據進行實證分析，結果顯示樣本數據具有隨機性，證明我國股票市場的有效性已經達到了弱式有效。作者又運用序列相關性檢驗了1997年至2001年的滬深兩市的成分股指數，實證結果同樣證明我國股票市場達到了弱式有效。

張銳力等（2009）運用序列相關性檢驗以2000年1月7日至2003年12月26日滬市每周末收盤的上證指數和深市每周末收盤的深證成指作為樣本對我國股市進行了實證檢驗，結果表明，深滬兩市均已達到弱式有效性。另外作者又運用游程檢驗法進行檢驗，選取了深滬兩市每周末（2000年1月到2003年12月）的上證指數和深證成指，以及深滬兩市中具有代表性的個股各兩只作為樣本，結果證明所有的檢驗值均小于臨界值，所以游程檢驗結果承認深滬兩市的股票指數的價格變動符合隨機過程的假設，即證明深滬兩市已達到弱式有效。

通過對于以上文獻的研究，盡管對于中國股票市場達到了弱式有效這一觀點仍然存在較大爭議，但筆者發現，大多數的學者得出的結論都說明我國股票市場的有效性存在著提高的趨勢。如高鴻楨（1996）、黃濟生等（2001）以及史永東等（2002）都證明了我國股票市場的有效性在不斷增強，處于在弱式有效市場和半強式有效市場之間的過渡狀態。筆者認為，盡管結論尚存在爭議，但很肯定的一點是，我國股票市場的有效性相對金融市場起步較早比較發達的國家來說有很大差距，我們應該加強對這一領域的研究，并找出提高我國股票市場有效性的方法。

參考文獻

[1]俞喬.市場有效、周期異常與股價波動――對上海、深圳股票市場的實證分析[J].經濟研究，1994，（9）：43-50.

[2]奉立城.中國股票市場的“周內效應”[J].經濟研究，2000，（11）.

[3]張亦春，周穎剛.中國股市弱式有效研究綜述[J].當代財經，2001，（8）.

[4]胡昌生，劉宏.中國股票市場有效性實證研究[J].統計與決策，2004，（11）.

[5]于亦文，李永儉，于奎.基于高頻數據的市場有效性研究[J].統計與決策，2005，（18）：011.

[6]陳小悅，陳曉，顧斌.中國股市弱型效率的實證研究[J].會計研究，1997，（9）.

[7]鄧子來，胡健.市場有效理論及我國股票市場有效性的實證檢驗[J].金融論壇，2001，（10）：45-51.

[8]冉茂盛，張宗益，陳茸.運用RS方法研究中國股票市場有效性[J].重慶大學學報（自然科學版），2001，（6）.

[9]張兵，李曉明.中國股票市場的漸進有效性研究[J].經濟研究，2003，（1）：54-61.

[10]周四軍.中國股市的弱式有效性檢驗[J].統計與信息論壇，2003，（2）：E8.

票據市場論文范文第3篇

股票市場作為金融市場的重要組成部分，最初產生的目的是為企業獲得融資，使企業獲得充足的資金，以促進宏觀經濟更好的發展。自從1976年羅斯提出APT理論以來，宏觀經濟變量與風險一起成為了影響股票市場的因素，使得股票市場與宏觀經濟變量的相互關系有了理論依據。從此，股票市場與宏觀經濟變量的相互影響關系就成為學者們研究的熱點問題。股票市場的發展壯大不僅增強了資本市場的活動能力，一定程度上也將反作用于實體經濟，對各個宏觀經濟變量產生影響，再由宏觀經濟變量反作用于股票市場而起到循環作用。而政府采取宏觀經濟調控手段，也是基于這樣的作用機制來對資本市場和實體經濟進行調節。因而，在目前情況下對我國的股票市場和宏觀經濟變量是否存在關聯性進行深入的研究，顯得十分必要。世界上所有的新興證券市場都會不可避免的受到宏觀調控的干預，中國股票市場作為一個發展僅有二十余年的新市場，更是需要國家的宏觀調控。但是，國家對股票市場的宏觀調控不能盲目的進行，要實行有效的調控措施，對宏觀經濟變量與股票市場的關系必須有明確的了解。由于宏觀經濟變量眾多，且與股票市場的關系也各不相同，因此宏觀經濟變量對股票市場的作用機制比較復雜。本文以實證的方式，通過運用多種計量方法建立模型來研究股票市場與宏觀經濟變量之間是否存在關聯性，以及存在怎樣的關聯性。

二、文獻回顧

Chen等（1986）在APT的基礎上建立了一個向量自回歸（VAR）模型，他們研究發現宏觀經濟變量通過影響貼現率成為股市風險因素之一，還發現宏觀經濟變量和股票價格之間存在長期的均衡關系。Grange（r1981）提出了協整分析理論，為檢驗宏觀經濟變量與股市的關聯性提供了的另一種方法。Fama（1990）用多因素模型證實了美國經濟中貨幣供應量與通貨膨脹率對股市收益率有顯著的影響，并指出貨幣供應量、通貨膨脹是通過影響實體經濟增長來對股市產生作用的。Benranke和Kuttne（2004）利用VAR方法，考察了未預期貨幣政策對股票市場的影響。實證結果表明，貨幣政策對股票市場有影響，但貨幣政策的變動只能解釋部分股票價格的變動。鐘小強（2008）利用VAR模型和協整理論對于貨幣政策對股市的有效性進行實證檢驗，結果表明股指和貨幣供應量、利率之間存在穩定的長期均衡關系；
同時貨幣供應量是股指的格蘭杰原因，利率不是股指的格蘭杰原因；
相對于利率，貨幣供應量對股市的影響更大。孫云玉（2009）采用2000—2007年的數據分析中國股市價格波動與貨幣供應量之間的關系，結果表明二者之間存在著長期穩定的均衡關系，股市價格對不同層次貨幣供應量影響程度不同，M1對股市價格影響最大，但反過來股市價格則對M0影響最大，對M1僅有一定程度的影響。三、宏觀經濟變量與股票市場關聯性的理論分析及研究假設本文將以股票定價理論為基礎，分別從宏觀經濟變量對股票市場產生的影響和股票市場對宏觀經濟變量產生的影響這兩個方面進行簡要的理論分析，為實證分析提出相關的理論假設奠定基礎。

（一）股票定價理論

作為資本市場理論的核心內容，股票定價理論經歷了從傳統理論向現論轉變的過程。傳統股票定價理論主要指穩固基礎理論，其基本思想是，股票具有內在價值，它是股票價格穩固的基點，股票價格決定于內在價值。股票價格總是圍繞其內在價值而上下波動的，當股票市價高于其內在價值時，就出現賣出機會，反之亦然。傳統的定價理論著重于價值發現功能，即從企業角度入手考察股票價格決定因素?，F代定價理論則從投資者的角度出發，更多地考慮到投資者的現實情況，即投資者往往不是投資于一種股票，而是投資于由多種股票形成的組合?，F代股票定價理論的代表人物Markowitz在1952年發表了《證券組合的選擇》一文，他根據統計學上的均值、方差和協方差等指標，將單個股票和股票組合的收益和風險進行量化，將復雜的投資決策問題簡化為收益-風險（期望值-方差）的二維問題，給出了投資者如何通過建立有效邊界，并根據自身風險承受能力選擇最優投資組合，以實現投資效用最大化的一整套理論，即現代證券組合理論。

（二）宏觀經濟變量對股票市場產生的影響

股價的波動取決于預期的未來現金流的波動性、未來貼現因子的波動性及兩者之間的相關性。而未來現金流、貼現因子直接受企業層面實體因素的影響，如企業的盈利能力、資本結構、營運杠桿、管理水平等；
企業的實體因素又受行業因素、宏觀經濟基礎變量（如國內生產總值、貨幣供應量、通貨膨脹、實際利率、匯率與進出口等）及宏觀調控政策（如財政政策、貨幣政策）的影響。因此，股價的變動因素取決于上述經濟實體變量及相關政策變量，股指的變化也應由這些變量的變化所決定。如圖1所示所有因素都是通過作用于供求關系而影響股票價格。

（三）股票市場對宏觀經濟變量產生的影響

股票市場作為一種日益重要的投資方式，其在籌集資金、促進企業經營機制的轉換和優化資源配置這三方面對宏觀經濟也產生越來越重要的影響。股票市場對宏觀經濟的影響，主要是通過消費、投資、貨幣政策和匯率等渠道來產生作用的：（1）股票價格一般被認為是經濟運行的先行指標，具有國民經濟“晴雨表”的功能。股票市場對GDP的作用主要通過股票市場的消費和投資兩個渠道來推動。（2）股市市場對貨幣供應量的影響主要體現在股市價格波動改變了貨幣需求的穩定性,從而對貨幣供應帶來沖擊，并推動貨幣供應的存量和結構發生相應變化。（3）股票市場對匯率的影響主要體現在股價上升還將增加國內投資者的財富，增加貨幣需求，推動國內利率的上升，而國內利率的上升還將進一步刺激資本流入，使本幣升值，匯率上升。

（四）研究假設

綜合已有的宏觀經濟變量與股票市場關系的理論研究，我們可以看出二者之間的影響是相互的，并且是復雜的、不確定的。具體到我國的經濟來說，這種影響也是不確定的。這種不確定性，一方面是由于影響機制本身的復雜性，另一方面也與我國股票市場的自身發展特點密切相關。本文關于宏觀經濟變量和股票市場價格指數關聯性實證分析的理論假設如下：

假設1：股票市場價格指數和國內生產總值正相關消費、投資和進出口都是總產出的組成部分，它們增加表明國內總需求增加，并決定國內生產總值增加，公司利潤也隨之增加。國內生產總值的任何增加，都會影響國內公司現金流同方向變化。一般來說，在其他條件不變的情況下,股票價格也會同方向變化。因此，股市表現和國內市場總值，甚至和消費、投資、進出口之間應存在正向關系。

假設2：股票市場價格指數和通貨膨脹率成負相關通常認為實際通貨膨脹率和非預期通貨膨脹率之間存在正相關關系。因此，在其他條件不變的情況下，通貨膨脹和資產價格之間就會存在一種反向關系。如果通貨膨脹使產品售價上升，導致公司利潤增加，從而使公司現金流增加且這種增加是同步的，上述關系可能不再成立。因此，通貨膨脹和股票價格存在一種不十分確定的負相關關系。

假設3：股票市場價格指數和利率正相關一般假設名義利率和價值模型的無風險利率之間存在一種正相關關系，因此名義利率的變化將會使資產價格向相反方向運動。因為利率降低一般使投資者要求貼現率下降，在預期股利不變的條件下，股票的內在價值將會上升。

假設4：股票市場價格指數和貨幣供應量關系不確定從長期來看，股市上漲根本動力應該是經濟增長和企業營利能力的增強。但在短期內，資金是股市的物質基礎，資金的流入流出是造成股市漲跌的直接因素。當貨幣供應增加超過民眾因經濟增長及支付習慣和制度等變動引起的需求增加時，市場利率會下降，就會存在部分資金流入股票市場，從而提高股市成交量和成交金額。當股市擴容有限時，股價將上漲?？梢?，貨幣變動領先于股價變動，且兩者之間是正相關關系，但同時貨幣供給增長會刺激經濟增長，會使企業現金流增加，從而提高股票價格?？墒秦泿殴┙o增加有可能導致流通中的貨幣過多，這在一定程度上會導致通貨膨脹，從而使資產價格向相反的方向運動。這樣，股價指數和貨幣供給應該反向變化。綜上所述,貨幣供給和股票價格變動方向更應該由經驗證據來決定。

四、宏觀經濟變量與中國股票市場關聯性的實證分

本文采用向量自回歸（VAR）模型對宏觀經濟變量與股票市場的關聯性進行考察，主要遵循如下步驟：首先進行數據來源和變量的選擇，之后進行單位根檢驗，并以平穩的時間序列數據構造VAR模型進行結構分析，最后從協整檢驗和Granger因果檢驗等角度來進一步驗證變量之間的關系。

（一）樣本選擇與數據處理

本文選取1998年1月至2009年9月的月度數據對中國股票市場進行實證分析，數據均來源于RESSET金融研究數據庫、大智慧系統軟件、中國統計年鑒和中國人民銀行的官方網站。由于月度數據會存在一定的季節性，因此，為了消除季節因素的影響，本文用X-n的方法對樣本數據進行調整，得到剔除季節因素的數據。

（二）變量定義

本文選取上海證券交易所股票價格綜合指數（SZ）作為股市指標；
國內生產總值GDP由于是年度數據，很難得到月度數據，故在實證分析中我們將采用工業增加值（GYZJZ）來代替GDP；
貨幣供應量本文采用M2來反映貨幣供應量;通貨膨脹率用某一具有代表性的物價指數比如居民消費價格指數（CPI）來反映通脹情況；
利率作為國家宏觀經濟調控的中間目標之一，本文選用的是實際貸款利率并選6個月貸款利率作為短期利率的代表，以5年期貸款利率作為長期利率的代表；
匯率本文選用外匯儲備（WHCB）作為匯率指標。

（三）實證檢驗

大部分有關宏觀經濟的模型，都是利用經濟理論來建立變量之間關系的聯立方程模型。但是，經濟理論通常并不足以對變量之間的動態聯系提供一個嚴密的說明，而且內生變量既可以出現在等式的左端又可以出現在等式的右端，這使得估計和推斷更加復雜。為解決這些問題，產生了一種用非結構性方法來建立各個變量之間關系的模型，就是本章所采用的向量自回歸模型（VAR）。向量自回歸模型通常用于相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態影響，對宏觀經濟變量這一時間序列的相關分析具有較好的預測和解釋能力。由于宏觀經濟中包含有許多的變量，無法明確的知道每一個變量是如何影響股票市場的，故本文將他們拆分開來進行研究。

1.GDP、投資、儲蓄、消費、對外貿易與股票市場關聯性的研究。本節選取的宏觀經濟變量有工業增加值（GYZJZ）、儲蓄額（CXE）、社會消費總額（SHXFE）、固定資產投資（GDZCWCE）、進出口額（JCKE）。（1）單位根檢驗。由于Johansen協整檢驗，以及VAR模型的構建是要求變量都是一階單整的，故本文要對所選的變量進行單位根檢驗。本文選取的檢驗方法是ADF檢驗。由表1可知，我們所選取的變量都是一階單整的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前也要先確定模型的滯后階數，本文參考了LR（極大似然比值）、SC值、AIC值，結合實際情況，選取滯后一階的VAR模型。由運算結果我們可以看到上證綜指擬合的方程擬合優度為0.90，調整后的擬合優度為0.89，說明模型擬合的還算是比較成功的。得到上證綜指與宏觀經濟變量的數學公式：SZ=0.85*SZ（-1）-0.005*CXE（-1）+0.02*GDZCWCE（-1）-0.23*GYZJZ（-1）+0.44*JCKE（-1）+0.15*SHIXFZE（-1）+25.53由上述公式我們可以看到，上證綜指與自身前一期的指數成正向變化，與固定資產完成額、進出口額、社會消費總額的前一期值成正向變化。固定資產完成額的增加，表明實業投資的增加，實業投資與股票市場投資是相互促進的，實業投資的增加必然會帶動股票市場的發展。進出口的增加，則有利于國內企業的發展，使得企業的利潤增加，同時使得企業的股票價格上揚。而消費的增加，一方面使得企業的銷售增加，另一方面消費還推動經濟的發展。這兩方面的作用都將有利于股票市場的發展，體現在股票價格的上揚上。上證綜指與工業增加值的前一期變化成反向變化，在本期的關系中也是負向相關，這與我們前期理論分析結論有些出入，原因可能有以下幾點：第一，本文用工業增加值來替代GDP，替代性可能不夠。第二，我國股票市場的發展軌道與國外的股票市場很不一致。我國股票市場起步較晚，起步原因較特殊，而且還有中國股市自身特有的特點，這使得我國的股票市場的有效性不是很強，導致股票價格會經常出現異常性的波動。

（3）Johansen協整檢驗。協整檢驗是檢驗變量之間是否存在著長期穩定的關系。我們依然選用特征根檢驗法對上述模型進行了協整檢驗。檢驗結果表明這幾個變量之間存在三個協整關系見表2：

這說明上證綜指和宏觀經濟變量之間是存在著長期穩定的關系的。同時也說明了宏觀經濟變量之間也是存在著長期的相互關系的。這從另一方面為我們前面的理論假設中提到的宏觀經濟變量之間相互傳導影響股市提供了實證支持。協整方程式如下：SZ=1.49CXE+2.90GDZCWCE-5.38GYZJZ+12.97JCKE-2.005SHXFZE從上述公式中得出，長期儲蓄額的增加，使得貨幣供給增加，更多的資金進入股市，讓股市資金充足，促使股價上升，因此股價與儲蓄額是正向波動的，這和我們前面的理論假設是一致的。固定資產投資長期的增加，意味著社會大環境的良好發展，增強股票投資者的信心，從而給股票市場良好的信號，使得股票價格上漲，這也和我們前面的理論假設是一致的。進出口額的增加表明我國對外貿易的良好發展，同時也表明國家大力發展對外經濟。這至少對外貿企業是一個良好的發展機會，外貿企業的發展，也會帶動其他的提供原料和銷售的上下游的企業的發展。企業基本面發展良好，反映在企業股票上，促使股票價格上升。但我們也可以看到社會消費的增加會使股票價格下降。其可能原因為，消費的過快增加會使物價上漲過快，產生一定的通貨膨脹和投資心理恐慌，從而對股市產生不利影響。

（4）格蘭杰因果檢驗。對上述變量進行格蘭杰因果檢驗，來檢驗變量之間是否存在格蘭杰因果關系，見表3。由表3可知：工業增加值可以單向格蘭杰引起上證綜指的變化，社會消費總額的變化也可以單向格蘭杰引起上證綜指的變化。同時，上證綜指可以單向格蘭杰引起進出口額的變化。固定資產完成額和進出口額與上證綜指之間不存在格蘭杰因果關系。這說明上證綜指與宏觀經濟變量之間是存在格蘭杰因果關系的，不僅宏觀經濟變量會引起上證綜指的變化，而且上證綜指也會反作用于宏觀經濟變量。最終我們可以發現，這五個變量可以同時格蘭杰引起上證綜指的變化，這與我們前面的理論假定相吻合，即宏觀經濟變量可以通過錯綜復雜的相互關系來共同對股票市場產生作用。

2.貨幣政策、財政政策、匯率與股票市場關聯性的研究。貨幣政策指標、財政政策指標和匯率是代表宏觀經濟政策的傳統指標，建立它們與股票市場的計量模型并進行分析，可以更詳細的了解宏觀經濟政策與股票市場之間的相互影響機制。本小節選取的宏觀經濟變量有貨幣供給（M2）、財政收入（CZSR）、財政支出（CZZC）、外匯儲備（WHCB）等。

（1）單位根檢驗。由表4可知，上述的變量都是一階單整的。說明這些數據是符合我們進行協整檢驗的要求的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前，要先確定滯后階數。這里還是采用LR似然比和SC值、AIC值相結合的方法，綜合考慮，選取一個較合理的滯后階數。這里我們選取滯后一階的方式來構建VAR模型。其方程式為：SZ=0.8352SZ（-1）+0.006CZSR（-1）+0.048CZZC（-1）-0.317WHCB（-1）+0.0169M2（-1）-2310.5由上面的公式我們也可以發現，上證綜指仍舊受自身前一期的影響。同時，短期財政支出和財政收入的變化均會引起上證綜指正向的變化。但從長期來看，財政收入的過多增加可能會不利于股市的發展，這和財政收入的來源有很大的關系。因為財政收入主要來源于稅收和國債，稅收的增加，加重了企業和投資者的負擔，減少了資金供給，長此以往，對資本市場將產生不利影響。

M2將引起上證綜指的同向變化，這和我們前面關于貨幣供給量的理論假設是一致的。貨幣政策的預期效應、資產組合效應和內在價值增長效應都體現了貨幣供給量的變化將引起上證綜指的正向變化。短期外匯儲備將引起股票市場反方向的變化。外匯儲備雖然有利于貨幣供給量的增加，但是我國目前的外匯儲備量已經過量，故而它的負面影響也開始顯現。這也和我們的理論是基本一致的。

（3）Johansen協整檢驗。對上述VAR模型進行協整檢驗，發現上述的模型中存在著協整關系。這說明了股票市場和宏觀經濟變量之間存在著長期穩定的關系。我們將上證綜指的協整方程式列出，詳細地分析變量之間的長期關系。SZ=-1.24CZSR+4.03CZZC+2.17M2-26.74WHCB由上面的協整方程式，我們可以得到變量間的長期關系，和我們分析VAR模型時提到的一樣，財政收入的系數在長期協整關系式中變為負數，即財政收入的增加，長期而言是不利于股市的。其余的變量的系數都沒有改變正負。這說明，在長期中，宏觀經濟變量與股票市場之間的關系是符合我們的理論假設的。

（4）格蘭杰因果檢驗。我們需要分析這幾個宏觀經濟變量與股價是否存在格蘭杰因果關系，因此我們要對它們進行格蘭杰因果檢驗。我們從表5中可以看出，外匯儲備的格蘭杰引起上證綜指的變動。而且，這些變量還能同時格蘭杰引起上證綜指的變動，說明貨幣政策、財政政策和匯率不但可以單方面影響股票市場，而且可以綜合起來對股票市場產生一定的影響。表5格蘭杰因果檢驗同時我們也看到，上證綜指不能格蘭杰引起財政政策變量的變化，不能格蘭杰引起貨幣供給量和匯率的變化。反過來看這也說明了就中國股市而言，匯率與股市是匯率導向模型的傳導機制。股票導向的傳導機制，在中國還沒有成熟的條件形成，股票市場對匯率的影響作用還沒有發揮作用。股票市場不能對貨幣供給量產生影響，這也和我國的實際國情有關，一般認為貨幣供給量是受中央控制來調節宏觀經濟的。

票據市場論文范文第4篇

關鍵詞：股票市場收益率 通貨膨脹率 費雪效應

引言

在現達的市場經濟中，證券市場是金融體系重要組成部分。在籌集資本，資本定價、配置資源等方面有著不可替代的作用。股票市場作為證券市場的主題部分，被稱為國民經濟狀況的“晴雨表”。

1.理論背景

通貨膨脹是影響股票市場及股票價格的重要因素。這一因素對股票市場的影響比較復雜。關于股票收益率與通貨膨脹率關系的理論和實證研究,最早涉及該領域的研究是費雪(1930)的“費雪效應"，他認為股票名義收益與通貨膨脹預期正相關，而實際收益與通貨膨脹預期不相關。

2.中國通貨膨脹率對股票收益率影響的實證分析

2.1樣本選擇與模型建立

2.1樣本與數據選擇

本文運用的均為1996年1月到2009年到10月的月度數據。為克服數據中存在的異方差，實際股票收益被定義為扣除消費物價影響的上證綜指、深證成指月度收盤價自然對數的一階差分。通貨膨脹以全國商品零售價格指數計算，所有的數據來自于銳思數據庫、世界經濟研究數據庫。

2.2建立實際股票收益率與通貨膨脹之間的關系模型：

RSRt=α+βINFt+μ

其中，RSRt代表第t期股票的實際收益率，INFt代表第t期通貨膨脹率，α

上證綜指實證檢驗結果

RSRt=0.012671-0.210749INFt

(1.809348)　(-0.921833)

[0.007003]　[0.228619]

_R2=0.005155　R2=-0.000911　DW=1.888380　F=0.8497762.

深證成指實證檢驗結果：

RSRt=0.014880+0.158374INFt(1.765763)

(0.575694)[0.008427]　[0.275100]

_R2=0.002017 R2=-0.004068 DW=1.782054 F=0.331424

上證綜指的實際股票收益率與通貨膨脹率也是成微弱的負相關，不能支持費雪的觀點，從而形成費雪效應悖論;深證成指的實際股票收益率與通貨膨脹率成微弱的正相關，支持費雪效應。兩個交易所的變動方向并不能達成一致，因而我國股票市場的分析結果并不支持費雪效應，而是產生了悖論。

2.2原因分析

2.2.1從通貨膨脹刺激股票市場方面看，通貨膨脹可以對股價有一定的提升作用。通貨膨脹可以刺激消費，擴大企業的盈利能力，促進企業擴大再生產，提高就業率，促使勞動力成本提高，促進社會生產力良性循環，有助于上市公司整體業績的提升。

2.2.2從通貨膨脹壓抑股票市場的角度看。通貨膨脹是一種貨幣貶值。政府一般會采取緊縮性的財政政策如控制和減少財政支出，收緊銀根，提高市場利率水平，使企業經營出現困難，也使證券市場資金供應緊張。同時，社會無風險收益率的上升，導致股票市場資金進一步撤離，從而使股票價格下跌

2.3造成中國費雪效應悖論的深層原因分析

2.3.1中國股票市場是“政策市”。作為一個建立不久的新興市場，我國股票市場本身存在著諸多不完善因素，而股市的政策性表現尤為突出。

2.3.2我國股票市場缺乏做空機制。我國股票市場沒有開設指數期貨、期權、遠期合約等金融衍生工具，整個市場處于一種“做多”狀態。

2.3.3投機者的心理傾向以及杠桿效應和羊群效應的存在。中國人大多為儲蓄偏好者，股票市場作為一個新興市場，總市值不高，流通市值小。一旦有利好的政策出臺，大量居民儲蓄流向股票市場，引起波動的較大變動。由于股市缺乏有效的退市機制，當出現股價下跌消息時，造成投資者傾向于選擇持續持有股票，等待股價回調。這就是股票價格波動杠桿效應。

3.完善更有效的中國股票市場的對策建議

3.1適度政策干預股市在一國國民經濟中占有舉足輕重的地位，許多經濟危機都是由股市的危機而引發的。但是政府的干預與調控需保證是合理和有限度的，使其能夠積極引導股市朝向更規律更健康的方向發展。

3.2建立做空機制要使得我國的股票市場逐步趨于成熟，提高股票市場的效率，實行做空機制是十分必要并且可行的。這有利于資本市場與貨幣市場的協調、股票市場發展的現實情況和未來需要

3.3培養理性投資者投資者在政策市持續運行時的作用也很重要，他們對政策市變遷的作用在于其作用的間接性，即投資者用腳投票的權力以及投機造成股價波動給國家帶來的累積性風險，從而促使國家調整行為策略

參考文獻：

[1]滕飛 .中國股票收益與通貨膨脹的關系研究.吉林師范大學學報(自然科學版)，2008

[2]劉炫穎.股票收益率的費雪效益檢驗.新財經

[3]鐘偉，張巍.股票收益率與通貨膨脹實證關系的研究. 金融市場，2011

[4]劉衛霞，林勇我國股票收益率與通貨膨脹關系的分位回歸分析.蘭州學刊， 2010

[5]中國統計年鑒，中國生活用紙年鑒，中國金融統計年鑒等

作者簡介：

票據市場論文范文第5篇

關鍵詞：弗里德曼貨幣需求函數 股票市場 模型

一、問題的提出

在當今中國相應的宏觀經濟政策中，貨幣問題時刻擺在人們的面前。貨幣的多少能夠決定通貨膨脹的大小，投資，消費等等眾多宏觀經濟變量。在弗里德曼貨幣需求函數模型中，把股票、存款、債券的利率納入其中，并用市場名義利率代替。但是在當今中國股市對于貨幣需求的貢獻仍然未知，自從上海證券交易所1990年成立至今中國股市已經有23年的發展歷史，那么中國股市對于經濟發展的貢獻和貨幣需求的貢獻會是怎么樣的呢？所以我們把股票市場中的一些因素比如股票市價總值、股市成交額考慮在內，用定量的方法來解釋其中的貢獻程度。

二、理論與模型設定

弗里德曼把貨幣需求的影響因素分為持久收入、存款債券和股票的預期收益、財富結構、預期物價變動水平以及其他隨機因素。隨后弗里德曼進行分析：首先，W穩定，其次，由于存放貨幣的收益一般為零，所以rm可以不用考慮，rb re可以用市場利率r代替表示。再次，物價水平的預期變動即通貨膨脹率已經包含在市場名義利率中，所以將其去除。最后u也較為穩定，所以將原式簡化Md /P=f（Yb R），得出結論：實際貨幣需求是持久收入和利率的穩定函數。

對于建立模型思路，本文首先建立弗里德曼貨幣需求函數模型，然后加入股票市場因素作為對比看能否更好地描述貨幣需求。當然本文為了方便運用數據研究進行了一些變量的替代：首先對于實際貨幣需求來說，用M2/CPI來進行替代是相對合理的，這里我們暗含了貨幣供給的貨幣需求的均衡。其次永久收入對于用GDP進行替代，最后對于市場利率用一年期的存款利率r進行替代。數據上選取1993-2012年所需各項宏觀數據。

考慮到實際貨幣需求與持久收入和市場利率在數據上量綱級差距過大，所以用取對數的方法加以調整。

三、模型的估計與調整

（一）標準的弗里德曼貨幣需求函數的形式

EVIWS軟件建立模型得：ln（）=-2.6490+1.1794ln（GDP）-0.2456ln（R）

t= （-13.1379）（58.4832）（-9.1479）

=0.9973 F=3107.432 DW=1.8788

由數據可以知道，其經濟意義檢驗、統計推斷檢驗。

計量經濟學檢驗都通過。綜上，本文至此已經利用弗里德曼的貨幣需求函數求出我國的貨幣需求函數，但是此時由于影響貨幣需求還有其他的因素比如股票市價總值s，股市成交金額t，下面我們對這些因素作分析。

（二）貨幣需求對股票市場股票市價總值s和股市成交金額t的回歸

考慮到股票市場選取的兩個因素同時作為單獨的變量加入會導致嚴重的多重共線性，所以考慮用s/t的形式作為單獨的一個變量加入。又由于股票市場對貨幣需求影響肯定會存在滯后的性質，所以在不停的變換s，t的滯后期后選取出最好的方程，回歸結果如下：

ln（）=-2.5646+1.1717ln（GDP）-0.2474ln（R）-0.0466log（s（-1）/t（-2））

t=（-13.4218）（68.2830）（-10.1751）（-2.9324）

=0.9978 =0.9973 DW=1.6039 F=2127.329

經濟意義檢驗中各項系數符合經濟意義。特別當股票市場行情看跌時，成交量市值下降，所以人們把股票換成貨幣持有，加大了對貨幣的需求。統計推斷檢驗中相比前面的弗里德曼貨幣需求函數相比提高了可絕系數，其次t檢驗全部通過，F檢驗全部通過。計量經濟學檢驗中在a=0.01，根據判定區域dU

本文也嘗試再加上其他的股票市場的其他解釋變量，但會導致可絕系數太高而使模型的預測能力變低，所以不再求導，只求出此簡單的四元模型。

四、研究的結論

由以上分析表明弗里德曼的貨幣需求函數在中國當今的大環境下還是比較試用的，對貨幣當局的測算貨幣需求具有相當的借鑒意義。加入的股票市場的兩個因素之后，模型得到進一步的完善，也更加適合我國的國情。然而由于本文的數據量中等，得出函數必定存在一定誤差。

而且由股票市場上的系數只有0.0466可以看出，因為股票市場在我國發展依然不夠成熟，再加上我國金融管制比較緊，股票市場發展不夠完善，居民對股票的信心不足等原因，是的股票市場對于貨幣需求的影響還是有限。

從股票市場因素的滯后期可以看出，中國股票市場的效率不高，市場傳導能力不足，對實體經濟的影響有限。

五、政策建議

政策制定者可以根據股票市場求出貨幣需求，再結合上期的貨幣供給經濟狀況合理分析，確定最后的貨幣供給量。對于我國的股票市場，應該大力發展金融市場的創新，提高金融工具的效率，提升股票市場影響力。

參考文獻：