股票交易论文精选(九篇)

第1篇：股票交易论文范文

关键词:股票成交量;收益率序列相关性

一、文献回顾

在以有效市场假说为理论基石的CAPM等传统资产定价模型中,成交量是不被考虑的因素。但是在投资管理的实务领域,以股票的成交量作为研判未来股票价格变化的依据,则是证券分析中的一个重要工具。

Campbll等(1993)的实证研究发现,高成交量交易日的股票收益率更易在随后交易日中表现出反转。Conrad等(1994)采用周收益率数据,基于股票成交量构造投资组合,研究交易策略的盈利性,实证结果支持了Campbell等(1993)的假说:本周成交量较高的股票,在下一周股价出现了反转;相反,本周成交量较低的股票,在下一周股价则保持惯性。

Stickel和Verrecchia(1994)发现,若股票在季度盈余公告日的成交量较小,则后一交易日的股价往往发生反转,反之,若季度盈余公告日的成交量较大,则后一交易日的股价倾向于保持惯性。他们认为,这是因为成交量越大,股票交易由内幕信息拥有者驱动的可能性越大,故股价越倾向于保持惯性。

二、研究设计

本文的研究期间为1996年1月1日到2008年12月31日,研究数据来自Wind数据库。

1.成交量的衡量

本文借鉴Llorente等(2002)的方法,以经长期时间趋势调整之后的股票换手率来衡成交量 ,计算公式为式(1):

(1)

其中, 表示第t个交易日的股票换手率,定义为当日交易的股数除以总流通股数。

2.成交量与收益率序列相关性的关系模型

Campbell等(1993)发现,股票日收益率的序列相关性主要存在于一阶关系上,二阶以上序列相关性不显著,因此,本文主要研究股票成交量与收益率一阶序列相关性的关系,即成交量对下一期收益率的预测作用,模型如下式2所示:

(2)

其中, 表示股票i在第t个交易日的收益率;表示股票i在第t个交易日的成交量;是股票i的成交量与收益率交乘项的系数,表示个股成交量对收益率序列相关性的影响系数,若 符号为正,则股票成交量的放大倾向于使得股票的收益率表现出惯性,反之则反,而大小则表示成交量对股票收益率时间序列特征的影响程度。

三、实证结果与分析

本文借鉴Lorente等(2002)的研究方法,对每一只样本股票,采用式(2)的OLS回归模型,以整个研究期以及进一步区分牛市、熊市和平衡市作为研究期间,对α、β和γ进行参数估计。对于小、中、大流通市值的三类子样本,分别计算各类样本所包含股票的α、β和γ三个参数的平均值,并统计每类样本中γ

表 时间序列回归结果

四、结论与启示

通过以上实证表明: 第一,无论是在牛市、熊市还是盘整市中,高成交量交易日的股票收益率在随后交易日中都将表现出线反转;第二,牛市和熊市中,股票日成交量对日收益率序列相关性的影响系数与公司规模正相关,与股价波动性负相关,这表明在高成交量的交易日之后,信息不对称程度较高的股票其收益率与信息不对称程度较低的股票相比,更倾向于表现出反转。

本文的研究结论将有助于股市监管者及投资者了解和掌握我国股市成交量变化所预示的股票未来收益率的变动规律,指导其针对不同市值的上市公司制定相应的风险监控措施和投资策略。

参考文献:

第2篇：股票交易论文范文

【论文关键词】有效市场假说；股票收益；账面市值；成交量

一、引言

“有效市场假说”的研究起源于路易斯·巴舍利耶（bachelier，1900），他从随机过程角度研究了布朗运动以及股价变化的随机性，并且他认识到市场在信息方面的有效性：过去、现在的事件，甚至将来事件的贴现值反映在市场价格中。他提出的“基本原则”是股价遵循公平游戏模型。fama（1970）在总结了前人的理论和实证的基础上，并借助samuelson（1965）的分析方法和roberts（1967）提出的三种有效形式，提出并深化了有效市场假说。

二、有效市场假说中的两种理论假设

根据芝加哥大学著名教授fama所总结的“有效市场假说”，若市场是有效的，当前股票的成交量对股票未来收益率是没有预测作用的。因此，在以有效市场假说为理论基石的capm等传统资产定价模型中，成交量是不被考虑的因素。但是在投资管理的实务领域，以股票的成交量作为研判未来股票价格变化的依据，则是证券分析中的一个重要工具。近年来，学界对这些问题争论颇多，并逐渐形成两种理论假说来解释实证结果，即campben，grossman和wang(1993)提出的“资产配置假说”，以及morse(1980)提出的“信息不对称假说”，而llorente，michaely，saar和wang(2002)则试图将上述两种看似矛盾的理论假说统一起来形成“资产配置与信息不对称统一假说”。

（一）资产配置假说

campben等(1993)的实证研究发现，高成交量交易日的股票收益率更易在随后交易日中表现出反转。他们提出了基于投资者资产配置的理论模型对此进行解释：非股票资产风险收益关系的变化导致投资者进行资产比例的重新配置(hedgingtrades)驱动成交量的变动，例如股票以外的其他资产的收益下跌，使得投资者增加股票投资的比重，从而导致成交量放大，可见成交量变化仅仅表示“其他资产收益相对于股票收益的变化”，而且由于这种成交量的变化并不表明股票的基本价值发生变化，因此成交量的变化是暂时的，未来股票收益将会“反转”，即：股票以外其他资产收益下降导致投资者大量买入股票，从而成交量增加、同时股价上升，但一旦资产配置结束，股价将会下跌，回复到基本价值。

conrad等(1994)采用周收益率数据，基于股票成交量构造投资组合，研究交易策略的盈利性，实证结果支持了campbell等(1993)的假说：本周成交量较高的股票，在下一周股价出现了反转；相反，本周成交量较低的股票，在下一周股价则保持惯性。

（二）信息不对称假说

mooe(1980)认为，股票交易的发生是由于拥有内幕信息的投资者与不知情的投资者之间对股票价值的不同判断所致，因此信息不对称程度越高，股票交易越活跃，股票成交量也越大。可见，成交量高低就表示“未公开信息的多寡”，未公开信息越多，则随着信息的公开，未来股票收益将呈现于“惯性”，即原先股价上涨的股票未来继续上涨、原先股价下跌的股票未来继续下跌。其实证结果显示，股票成交量与后一交易日股票超常收益率的绝对值显著正相关。

stickel和verrecchia(1994)发现，若股票在季度盈余公告日的成交量较小，则后一交易日的股价往往发生反转，反之，若季度盈余公告日的成交量较大，则后一交易日的股价倾向于保持惯性。他们认为，这是因为成交量越大，股票交易由内幕信息拥有者驱动的可能性越大，故股价越倾向于保持惯性。

三、与有效市场假说背离的市场异象

20世纪80年代以来，国外学者在金融学实证研究中发现了许多与有效市场假说背离，主流数理金融理论无法解释的市场异象，账面市值比效应就是其中之一。账面市值比效应是指股票投资收益与公司账面市值比正相关，即投资于高账面市值比公司的股票能够获取较高收益，而投资于低账面市值比公司的股票通常收益较低。对于账面市值比效应成因的解释存在很大分歧，一种观点认为原因在于风险因素无法观测，另一种观点则认为原因在于定价偏误。低账面市值比公司多为成长型公司，投资者将其股票称为成长型股票；高账面市值比公司的股票通常被称为价值型股票。在账面市值比效应研究中，价值型股票因具有较高投资价值受到更多关注，而收益率水平较低的成长型股票往往被忽视。通过对成长型股票收益率的观察可以发现，尽管其整体表现弱于价值型股票，但投资其中一些股票却可获得很高的收益率。传统的财务报表分析通常依据未完全反映在股价中的信息分辨事后赢家和输家，很难确定这种分析对成长型股票是否有效，因为成长型公司往往因宣传或近期较好的市场表现而受到偏离基本面的价值高估。研究发现，市场往往对成长型股票的当前基本面进行自然外推，或者忽视前期投资对未来收益的影响。

四、资本市场中的争论

20世纪80年代以前，经典金融理论以有效资本市场假说为基础，认为公司股票价格能够快速、准确地反映所有信息，任何利用已公开信息的投资策略都不可能获得超额收益。从上世纪80年代开始，学者们逐渐发现许多与capm模型预测不一致的“异象”或“迷”。basu(1977)首先提出了市盈率比效应，他在实证研究中发现低市盈率的股票比高市盈率的股票赚取明显高的收益率。其他一些重要的异象包括账面市值比效应、规模效应、杠杆效应、短期收益动量效应、长期收益反转效应以及对信息反应过度和反映不足的现象等。围绕上述“异象”，传统金融学家和行为金融学家展开了激烈的争论。传统金融学家继续尝试用理性定价的思想对“异象”进行解释，而行为金融学家则构造了大量基于信念和偏好的资产定价模型来诠释这些“异象”。在这些研究成果的基础上，fama和french(1993)通过大量实证检验归纳出包含市场系统风险、规模效应(size effect)和价值效应(bm effect)的三因素模型。三因素模型的提出消除了一部分“异象”，并且在各国的实证中得到了很好的应用，受到了学者们较为广泛的认同。

fama和french(1993)三因素模型虽然承认存在capm无法解释的现象，但他们并不认为sizeeffect和bm effect是市场无效的证据，而认为这两者代表了没有被系统风险β所包含的额外风险，超额收益只是对投资者所承担这些额外风险的补偿。但是，lakonishoketal (1994)认为bm effect的出现是由于投资者对公司基本面过度反应造成的。daniel和titman (1997)也认为size和bm不是风险因素，而是代表投资者对小规模公司和价值公司的偏好，投资者偏好导致这些特征因素对公司股票收益率产生影响。关于三因素模型是风险模型还是特征模型，学者们所得到的经验证据并不一致，研究结论无法统一，至今还是争论不休。

第3篇：股票交易论文范文

关键词：投资者 股价波动 信息协议 归纳博弈

引言与文献综述

股市频繁而剧烈的波动不仅严重影响了市场的稳定健康发展，而且在很大程度提高了投资风险，使投资者闻风丧胆，失去投资消费信心。因此，“股价异常波动之迷”一直是学术界和实务界研究的热点，研究股价异常波动对市场稳定和投资者保护具有深远的意义。

对于“股价异常波动之迷”的研究，研究理论依据、方法、角度不同，得出的结论也不同，国内外学者对这一问题的研究一直处于争议之中。De Long等（1990）用市场噪声理论研究发现，投资者的正反馈交易增加了资产价格的波动性。Jegadeesh等（2001）认为投资者的“过度自信”会导致“过度交易”，“过度交易”推动了资产价格波动。Leuz（2004）认为投资者因不能从价格中获得有关股票的完整信息，只能从其他人的行为、决策中获得信息，这种行为加剧了股价波动。国内学者有关股价波动的研究，主要关注机构投资者对股价波动的影响。赵涛、郑祖玄（2002）研究发现机构投资者通过资产重组、关联交易等方式提高该股业绩、制造炒作题材改善股票基本面信息，使散户投资者跟风，加剧股价波动。李竞（2008）通过机构投资者之间的博弈分析发现，由于我国资本市场法制不完善，在不担心违规受到惩罚下，机构投资者可能联合坐庄，一起操纵股价，加剧股价波动。王静涛（2006）认为股价是政府、机构投资者、个人投资者等相互之间博弈的结果，许多机构投资者利用自身的资金、信息、人才、技术等优势，在股市上大肆炒作，加剧了股价的波动。

回顾国内外的相关研究文献可知，从博弈论角度分析投资者对股价波动的影响的文献较少，存在的文献大都用经典博弈论来分析，没有学者运用信息协议下归纳博弈来分析；而且，经典博弈论假定参与人对其所进行的博弈形式拥有充分的认识，是在外生给定的博弈形式下进行博弈，这不符合经济现实中的参与人，主观博弈或归纳博弈更符合假定参与人对博弈形式的客观认识是有限的、主观的，每个参与人在各自的主观博弈模型下学习对手的策略并通过策略互动来学习主观博弈规则并以此为基础进行博弈（黄凯南，2010）。此外，经典博弈论虚构了博弈树中的博弈分枝、决策节，而这些在现实经济博弈中是不存在的，信息博弈下的归纳博弈有形的信息碎片和行为代替无形的博弈分枝和决策节，更加科学合理（M. Kaneko and J.J.Kline，2008）。

因此，本文运用信息协议下的归纳博弈理论来初探股价波动的机理，探析投资者对股价波动的影响，更加符合经济现实，也具有一定的理论意义。

信息协议下归纳博弈的基本分析结构

（一）归纳博弈论的基本假定

1.博弈参与人对客观博弈认识的有限性和主观性。在博弈中，参与人是有限理性的，不可能完全掌握所进行博弈的相关知识，对客观博弈的认识带有主观性；参与人在博弈的时候，最初并不知道他们所进行博弈的博弈规则，对其他博弈参与人的数目、信念、博弈策略知之甚少，甚至完全不知；参与人通过个人积累的经验、教育以及从其他博弈参与人那里学习客观博弈的知识，并进行归纳推导得出自己关于客观博弈的认知信念（Mamoru Kaneko and J.Jude Kline，2008）。

2.博弈参与人对客观博弈认知信念的不断完善性。归纳博弈论区分了客观环境和参与人对博弈的个人认知观念，参与人被假定为最初博弈时拥有对客观环境的认识很少，不断地重复面对给定的客观环境，通过选择可行的行为来积累经验，从经验中构建对客观环境的认知观念，再通过下一次相同或相似的博弈来完善这种认知观念，以此类推，不断地进行博弈，不断根据以前认知观念的记忆来完善对客观环境的认知（Koji HASEBE and Ryuichiro ISHIKAWA，2011）。

3.博弈参与人对客观博弈认知信念的差异性。在同一个博弈中，每个博弈参与人在个人认知观念的构建过程中，因经验不同，即使面对完全相同的客观环境，也会形成不同的客观环境认知观念；而且，每个参与人用以前形成的并能记住的经验不断修正对客观环境的认知观念，每个参与人的记忆能力不同，以记忆中的经验修正后的认知观念自然不同。因此，博弈参与人对客观博弈认知信念的差异性（Koji HASEBE and Ryuichiro ISHIKAWA，2011）。

4.博弈参与人博弈行为的规律性。参与人在博弈时，倾向于遵从一些有规律的行为方式；在短期内，博弈参与人对客观环境的认知观念具有一定的稳定性，他以之前形成的观念进行博弈，认知观念没变，博弈行为也就不会变；除非当博弈参与人掌握更多新信息或客观博弈环境发生重大变化，使博弈参与人认为改变博弈方式进行博弈所获得的收益大于不改变的收益的可能性较大时，才会修正之前的认知观念并进行博弈（Mamoru Kaneko and J.Jude Kline，2008）。

（二）用信息协议表述的归纳博弈

1.信息协议的定义。在经典博弈论中，客观博弈形式是给定的，用博弈树来描述博弈的过程，博弈参与人对博弈树具有完全的认识能力，参与人在决策的任何一步都知道自己所处的决策结在博弈树中的位置，即在博弈树中的哪一个分枝和哪一个决策节，并清楚地记得上一次决策节和下一个决策节是什么。然而，这并不符合现实的决策行为，在动态博弈过程中，这些博弈树的分枝和决策节是不存在的，参与人对自己所进行的博弈处在连续博弈的哪个环节也不清楚，他只是了解博弈的一些信息片段，并以这些信息片段进行决策。为了克服经典博弈论的这个缺陷，归纳博弈论提出信息协议，用有形的信息碎片和行为代替无形的博弈分枝和决策节，进而简化拓展博弈。信息协议由信息碎片、行为和因果关系构成，具体描述如下：信息协议Π=（W，A，），其中，W是信息片段的有限非空集合，A是行为的有限非空集合，是因果关系，为U∞m=0=（（W×A）m×W）的一个子集。将W分为决策碎片（Decision Pieces）WD={w∈W：[（w，a）]u，a∈A且u∈W}和末尾碎片（End pieces）：WE=W-WD（M.Kaneko and J.J.Kline，2008）。

2.用信息协议描述的归纳博弈。如下所示：

参与人、记忆与行为。具体的操作过程是：将信息协议Π=（W，A，）拓展为Π=（（W，A，），π，h），π为参与人函数，h=（h1，...，hn）为支付函数。假定每一个决策信息碎片WD只能由一个参与人接收到，而每一个末尾信息碎片WE，所有参与人都能接收到，参与人在接收到末尾信息碎片后取得支付。m=（m1，...，mn）表示参与人的记忆函数，参与人的行为由其记忆函数描述的记忆决定。参与人在（Π，m）的行为模式σi在是被限定为i的函数，i为对于一些u，有σi∈{a：∈i}；mi=mi隐含σi=σi，这意味着参与人的行为模式函数给其分配一个符合信息协议Π=（（W，A，），π，h）和记忆函数mi的行为（M.Kaneko and J.J.Kline，2008）。

客观环境和经验域。归纳博弈论认为，记忆函数和记忆的积累域决定了参与人的归纳推导观念，在支持完美记忆函数的同时也考虑一些积累域，用信息协议Πo=（（Wo，Ao，o），πo，ho）来描述客观博弈环境。假定参与人通常会遵从特定的行为方式σo =（σo1，...，σon），但是有时也会偶尔偏离这些给定的行为组合，每个参与人在不断重复的客观环境博弈之后，不断通过试误和其他所回忆得起来的记忆来学习客观环境。每个参与人以小的概率进行试误，两个或更多的参与人同时尝试偏离他们行为模式是罕见的事，而且罕见事的记忆可能会在参与人的思维中消失或被遗忘，但是来源于一些经验的其他形式的记忆可能会保留下来成为长期记忆。将参与人的经验域分为积极经验和混合经验（包括积极和消极经验）两部分，积极经验来自参与人自己的尝试，消极经验来自其他参与人的尝试，参与人就是通过自己尝试以及学习其他参与人的尝试来积累经验，并以此形成客观博弈形式的个人认知观念，进而进行博弈（Kaneko M.and J.J.Kline，2008）。

（三）归纳博弈过程与主观博弈均衡

首先，当博弈参与人最初接触到博弈的客观环境Πo=（（Wo，Ao，o），πo，ho），通常依据其记忆函数mo =（mo1，...，mon）从特定的行为方式σo=（σo1，...，σon）中选择符合客观环境的一种行为进行博弈，积累记忆内存（TDi，YDi）；其次，通过积累的记忆内存归纳推导个人观念Πi =（（Wi，Ai，i），πi，hi）；再次，用形成的个人观念进行决策，选择主观策略σi；最后，用决策制定过程积累的经验修正客观环境Πo=（（Wo，Ao，o），πo，ho）并形成新客观环境 ΠoN=（（WoN，AoN，oN），πoN，hoN），并以此为基础再进行新一轮的博弈，如此反复，不断通过重复的博弈，不断修正自己的个人观念。依此类推，每个参与人在每次博弈中都按以上步骤进行博弈，当所有参与人都以个人观念进行决策且其选择的博弈策略是最大化效用的，此时便达到主观博弈均衡。当客观环境Πo =（（Wo，Ao，o），πo，ho）发生重大变化或观察到其他博弈参与人选择某种行为获得更多收益时，更可能改变个人观念Πi =（（Wi，Ai，i），πi，hi），完全尝试新的行为σN=（σN1，...，σNn），通过博弈积累记忆内存（TDi，YDi），归纳推导形成新的个人观念∏Ni=（（WNi，ANi，Ni），πNi，hNi），导致新主观博弈均衡的产生（Kaneko M.and J.J.Kline，2008）。

投资者对个股股价波动影响的归纳博弈分析

（一）投资者买卖股票的交易—信息协议下的归纳博弈

1.股票交易方—归纳博弈参与人。股票市场中的参与主体可以分为投资者、证券机构、交易所和政府监管机构；其中，投资者是股票市场中最重要的主体（李竞，2008）。公司确定股票发行价格并发行后，虽然证券机构、交易所和政府监管机制对股票的交易有一定影响，但是，股票的价格及波动主要由二级市场中投资者的买卖行为决定。因此，股票买卖博弈的参与人是股票的交易方。交易方在买卖股票时，对其交易的股票的业绩、经营管理能力以及对其他交易方类型、交易策略的认知能力是有限的、主观的，不可能完全掌握这些所有真实信息，只能用以前通过经验积累形成的个人认知观念去认知股票买卖交易，通过不断的交易积累经验，不断完善对股票交易的个人认知观念。在不断的股票买卖交易过中，每个交易方经验不一样，对交易的个人认知观念也就不一样，这就导致了股票交易各方个人认知观念的差异性。此外，在短期内，股票交易方对股票交易的个人认知观念具有一定的稳定性，依此选择的交易策略也具有一定的规律性，除非客观环境发生重大变化使其不得不改变个人认知观念，不然会遭受更大的损失，一般情况下，他是不会改变投资策略的。综上分析，股票交易方满足了归纳博弈参与人的基本假定，可以用归纳博弈对股票交易进行深入分析。

2.股票交易中信息协议。在现实生活中，投资者买卖股票成功与否，通常不在于一次交易的成败，而在于在较长时期的多次不断交易，这种多次交易可以用动态博弈来表述。然而，在每一次交易过程中，每一个交易者只知道自己交易在自己交易计划的哪一步，只掌握了有关整个动态博弈的某些信息片段，并不知道自己处在整个动态博弈的哪个位置，也不知道其他交易者处在哪个位置，就不存在博弈树中的决策分枝和决策节，也就不能用经典博弈论中的博弈树来分析，用信息协议来描述更加合理。

3.股票交易—信息协议下归纳博弈。投资者在进行每一次股票买卖时，并不完全了解他所交易的对象—公司股票，并不清楚公司业绩、经营管理能力等基本面的真实信息，也不知道有多少投资者会进行交易，也不清楚每个投资者的类型及其投资策略，对这些信息，由于认知能力的有限性，投资者只掌握有关信息的某些片段；而且，当股票投资者刚从事股票投资时，缺乏投资经验，只能通过观察其他投资者交易股票的行为和有关股票投资的理论知识，凭借自己的记忆归纳推导形成股票投资的个人认知观念。

首先，最初面临股票市场，即股票投资的客观环境Πo =（（Wo，Ao，o），πo，ho），通常会在其个人认知观念中认定的投资组合σo=（σo1 ，...，σon ）中选择一种符合客观环境的方式进行投资，积累记忆内存（TDi，YDi）；其次，通过积累的记忆内存归纳推导个人认知观念Πi =（（Wi，Ai，i），πi，hi）；再次，用形成的个人观念进行决策，选择投资策略σi；最后，用决策制定过程积累的经验修正客观环境Πo =（（Wo，Ao，o），πo，ho）并形成新客观环境∏N0=（（WN0，AN0，N0），πN0，hN0），并以此为基础再进行新一轮的博弈，如此反复，不断通过重复的博弈，不断修正自己的个人观念。依此类推，每个投资者进行每次股票交易都按以上步骤进行博弈，当投资者都以个人观念进行决策且其选择的博弈策略个人主观认为是最大化个人效用的，此时便达到主观博弈均衡。当股票市场Πo=（（Wo，Ao，o），πo，ho）发生重大变化或观察到其他博弈参与人选择某种行为获得更多收益时，股票投资者更可能改变个人观念Πi=（（Wi，Ai，i），πi，hi），完全尝试新的行为σN=（σN1，...，σNn），通过博弈积累记忆内存（TDi，YDi），归纳推导形成新的个人观念∏Ni=（（WNi，ANi，Ni），πNi，hNi），导致新主观博弈均衡的产生。因此，可以认为，投资者进行股票交易即进行信息协议下的归纳博弈。

（二）股价形成、波动机理

在股票市场中，每一次个股股票的交易，并不是所有的股票持有者都会出售股票，只有投资者对个股的个人认知观念发生了变化，认为继续持有该股票不会获得更多的收益或受到更多的损失时才会选择交易股票，也不是所有的投资者都会认为该只股票值得购买持有，因此某只股票某次价格的形成是该只股票的该次交易方进行信息协议下归纳博弈的结果；当有新的投资者愿意购买该只股票或该只股票的部分持有者改变个人认知愿意增持更多股份，同时其他股票持有者改变个人认知观念愿意减持或抛售所持股份，就会进行新的交易，再次进行归纳博弈，形成新博弈均衡价格、新的股价，如此不断交易，不断进行归纳博弈，旧的均衡价格不断破裂，新的均衡价格不断形成，也就导致了股价波动。此外，投资者买卖股票成功与否，通常不在于一次交易的成败，而在于较长时期的连续多次不断交易的结果，也就是说投资者的股票交易是动态连续的。因此，个股股价是股票交易方进行信息协议下动态归纳博弈形成的均衡价格，个股股价波动是信息协议下动态归纳博弈均衡更替的结果。

（三）股价波动的原因分析

1.投资者个人认知观念的变化是股价波动的内在驱动因素。在公司未发行新股前，股票发行后其供给量就由股票的持有者决定，如果个股持有者的个人认知观念没有发生变化，仍然看好所持有的股票，是不愿意交易所持股票的，同时，股票市场上没有持有该股票的投资者对该股的认知观念也没有发生变化，也仍不看好该只股票，仍不愿意购买该股票，也就没有人愿意交易该只股票，就不会进行交易。除非，股票持有者个人认知观念发生变化，部分持有者愿意增仓，部分持有者愿意减仓、清仓；或股票持有者都愿意减仓、清仓，市场上的其他未持有该股票的投资者个人认知观念发生变化，愿意购买；只有出现这两种情况时，个股股票的交易才会进行，否则就不会有交易，个股股价就维持上一次交易价格。因此，投资者个人认知观念的变化是个股股价波动的内存驱动因素，是决定性因素。

2.股票市场环境的变化是股价波动的外在驱动因素。股票市场环境，会影响投资者个人认知观念的形成，通过使投资者个人认知观念的变化而导致股票交易方进行新的一次博弈，形成新的博弈均衡价格，从而影响股价波动。但是，股票市场环境变化对股价波动不起决定性作用，他只能通过改变投资者个人认知观念来影响股价波动，即使股票市场环境发生重大变化，投资者对股票认知观念没有发生变化，股价也不会发生波动，它会保持上一次的博弈均衡价格。只有当股票市场环境发生的变化足以使投资者改变其个人认知观念，股票价格才会发生波动。所以股票市场环境的变化是股价波动的外在驱动因素，不是决定性因素。

结论与启示

本文从投资者角度运用信息协议下的归纳博弈理论来初探股价波动的机理，分析投资者对股价波动的影响，通过研究得出以下结论：第一，投资者进行的股票交易实质上就是信息协议下的归纳博弈。第二，股价是股票交易方进行信息协议下动态归纳博弈形成的均衡价格，股价波动是信息协议下动态归纳博弈均衡更替的结果。第三，投资者个人认知观念的变化是股价波动的内存驱动因素、决定性因素。第四，股票市场环境的变化是股价波动的外在驱动因素、非决定性因素。

本文的结论对稳定股价波动具有重要的启示：一是提高我国上市公司的信息透明度，减小投资者因所掌握的个股信息的变动而不断改变个股的个人认知观念。二是遏制投机的投资者，培育价值投资理念，稳定投资者的个人认知观念。三是完善资本市场法制，创造稳定的、健康的投资环境。

参考文献：

1.De Long，J.Bradford，Andrei Shleifer，Lawrence H.Summers，and Robert J.Waldmann.Noise Trade Risk in Financial Markets[J].Journal of Political Economy，1990，（198）

2.Jegadeesh，N.，S.Titman.Profitability of Momentum Strategies： An Evaluation of Alternative Explanations[J].Journal of Finance，2001（56）

3.Leuz，C.and Verrecchia，R.Firms’Capital Allocation Choices，Information Quality，and the Cost of Capita[R].Work-ing paper，University of Pennsylvania，2004

4.赵涛，郑祖玄.信息不对称与机构操纵—中国股市机构与散户的博弈分析.经济研究，2002（7）

5.李竞.中国个体证券投资者的行为博弈探析.复旦大学硕士学位论文，2008

6.王静涛.发展机构投资者是否有利于股市的稳定—基于博弈角度的分析.金融与经济，2006（6）

7.黄凯南.主观博弈论与制度内生演化.经济研究，2010（4）

第4篇：股票交易论文范文

基于效用理论之上的传统投资决策理论，假定投资者是风险的回避者，投资者根据未来的收益风险状况并从整个投资组合的角度作出投资决定，并且总是作出一致，准确和无偏的理性预期。投资者的行为是理性的，不会受到主观心理及行为因素的左右。然而近二十年的研究表明，传统的投资决策理论假设不尽合理，首先，投资者未必有一致无偏的理性预期。其次，投资者的投资选择与投资者既定的盈利亏损状况密切相关，而非仅决定于未来的收益风险关系。总之，投资者由于受到心理因素的影响而明显具有某些行为特征，投资者行为的非理性方面难以用传统投资决策理论去解释。

处置效应是行为金融理论的重要组成部分。本文借鉴西方行为金融学的实证研究方法，研究中国投资者的处置效应。

理论回顾和动机

1、前景理论

1979年，Kahneman和Tversky(1979)提出了前景理论用于描述不确定性情况下的选择问题。与传统的期望效用理论不同的是，前景理论用价值函数(valuefunction)代替传统的效用函数(utilityfunction)。与效用函数相比，价值函数具有以下特征。

首先，投资者价值函数的自变量是投资者的损益(lossorgain)，而不是资产的数量，因此投资者不是从整个资产组合的角度来作投资决定，而是按组合中各资产的损益水平将其分别对待。实际上，有的投资独立来看可能是没有(或有)吸引力的，但是从整个分散组合的角度来看可能就是一个不错(或不好)的选择。投资者判断损益的标准来自于其投资参考点，参考点的位置取决于投资者的主观感觉并且因人而异。其次，价值函数的形式是"S"型函数，在盈利部分是凸函数，在亏损部分是凹函数。这意味着投资者的风险偏好不是一致的，当投资者处于盈利状态时，投资者是风险回避者；当投资者处于亏损状态时，投资者是风险偏好者。最后，价值函数呈不对称性，投资者由于亏损导致的感觉上的不快乐程度大于相同数量的盈利所带来的快乐程度。因此投资者对损失较为敏感。

2、经验研究

在前景理论的框架下，其它学者对投资者在股票投资上回避实现损失的现象作了近一步的研究。值得一提的是，近年来学者们利用各自所得的独特资料库对处置效应等行为金融课题进行实证研究，并取得较大的进展。

Shefrin和Statman(1985)指出在股票市场上投资者往往对亏损股票存在较强的惜售心理，即继续持有亏损股票，不愿意实现损失；投资者在盈利面前趋向回避风险，愿意较早卖出股票以锁定利润，即出现处置效应的现象。Shefrin和Statman将引致处置效应的原因归结于投资者的心理，投资者为避免实现损失带来的后悔和尴尬而回避实现损失，因为一旦损失实现，即是证明投资者以前的判断是错误的；投资者急于实现盈利是为了证明自我，即骄傲自大心理所致。然而亦有其它学者如Kahneman和Tversky等认为，投资者担心后悔的心理重于自大心理，因此投资者宁可不采取行动，有这样倾向的投资者可能既不愿意实现亏损亦不愿意实现盈利，不卖出盈利的股票是担心股票价格会继续上升。

Odean(1998，1999)利用美国某折扣经纪公司从1987到1993年间共10000个帐户的交易记录研究处置效应。Odean提出了一个度量处置效应程度的指标，他用该指标验证了美国股票投资者存在着较强的售盈持亏的行为趋向，而且这种行为动机不能用组合重组，减少交易成本和反转预期等理性的原因来解释。但是，Odean发现出于避税考虑，美国股票投资者在十二月份卖出的亏损股票较多，处置效应在十二月份因而较不明显。

赵学军和王永宏(2001)对中国股市的"处置效应"进行了实证研究，他们的结论是:中国的投资者更加倾向于卖出盈利股票，继续持有亏损股票，而且这种倾向比国外投资者更为严重。

3、研究动机和贡献

投资者行为研究常常受制于有关投资者交易数据库的获得，至今国外学者在这方面的实证研究几乎都依赖某些特别的数据来源。本文著者有幸得到某著名证券公司的帮助，提供了该公司一营业部在1998至2000年间的交易数据库，这使得我们研究中国投资者行为的愿望得以实现。处置效应反映投资者回避实现损失的倾向，总体上来讲，这种倾向至少是不合适的。因为在很多情况下，处置效应主要是受到投资者心理因素的影响，这会削弱投资者对投资风险和股票未来收益状况的客观判断，非理性地长期持有一些失去基本因素的股票，使得投资者盈少亏多。正因如此，不少流行的投资策略建议投资者使用止损指令来控制损失的程度，但是实践中投资者真正能自制和采纳这类建议的并不多。

相比赵学军和王永宏(2001)对我国投资者处置效应的研究，本文作出以下主要贡献:(1)本文考虑了六种参考点的定义，并比较其中四种不同定义对处置效应结果的影响；(2)本文除了使用Odean(1998)的方法检验处置效应外，亦从比较亏损股票和盈利股票的持有时间来检验处置效应；(3)本文检验了不同规模投资者的处置效应；(4)本文分析了投资者处置效应中的理性因素。

样本与方法

1、样本描述

如前所述，本文考察的对象是某证券营业部共9945个股票帐户在1998--2000年的交易数据库，辅助数据库是深沪两市1998--2000年的行情数据。对原始数据库进行适当处理后，我们可以得到投资者每日股票的交易量、交易价格和清算价格。为简化起见，我们对同一投资者在同一天内对相同股票的交易汇总，如果净额为正，则投资者买入该股票；若净额为负，则投资者卖出该股票；若净额为零，则去掉该该股票交易。这样做的目的在于使当日投资者在特定股票上的交易的含义更明确。对于个人投资者而言，在同一天对同一只股票进行反复买进卖出的意义并不大，原因是这样投资者需要付出交易成本，而从买卖差价中所获得的收益根本无法补偿交易成本。对于机构投资者而言，如果该投资者或投资者集团可以操纵某只股票的价格，则当日反复买进卖出，故意使一些账户盈利或亏损也是可能的。

目前，投资者的注册账户分为个人投资者账户和机构投资者账户，但由于管理上的漏洞和机构投资者为了达到逃避监管、操纵股价的目的，部分机构资金使用个人账户进行操作，根据注册类别来区分个人投资者还是机构投资者是不妥当的。一般来说，个人账户的资金量相对较少，平均股票投资组合市值较小；机构投资者的资金量相对较大，平均股票投资组合市值较大。根据股票投资组合的市值大小来划分个人投资者和机构投资者是可行的。

由于我们研究的核心是个人投资者和机构投资者处置效应上所表现出来的差异，我们将9945个账户按平均投资组合市值分成3类:1、小于50万；2、大于等于50万，但小于等于1000万；3、大于1000万。大致上，我们可以认为第一类是个人投资者，第三类是机构投资者，第二类是个人和机构的混合体。

2、检验处置效应的两个推论

处置效应的基本结论是投资者更愿意卖出盈利股票，和继续持有亏损股票。与此相关的两个推论是:1、卖出盈利股票的比率超过卖出亏损股票的比率；2、持有亏损股票的时间长于持有盈利股票的时间。处置效应还有一个不太适当的推论是卖出盈利股票的数量超过卖出亏损股票的数量，这一推论不适当的原因是当市场处于牛市时，投资者的投资组合中的大部分股票会处于盈利状态，盈利股票的数量远超过亏损股票，买出更多的盈利股票是合理的；而当市场处于熊市时，投资者的投资组合中的大部分股票会处于亏损状态，亏损股票的数量远超过盈利股票，买出更多的亏损股票是合理的，采取推论1的比率方式有利于克服上述问题。此外，从处置效应我们亦可以推论股市在跌市的成交量应少于升市的成交量，本文不拟对这种较为明显的现象展开。

实证研究中，我们考虑了六种定义参考价格的方式:1、投资者最近一次买进的成交价格；2、投资者最近一次买进的清算价格；3、投资者买进交易的平均成交价格；4、投资者买进交易的平均清算价格；5、投资者所有交易的平均成交价格；6、投资者所有交易的平均清算价格。

成交价的优点是与申报价格一致，容易成为投资者心目中的参考价格，清算价格的优点是包含了交易成本，计算的损益更符合实际损益；最近一次买进价格的优点是与投资者最新股价定位一致，缺点是没有考虑历史交易对投资者参考价格的影响，所有交易的平均比所有买进交易的平均能更好地反映投资者的实际成本。总之，参考价格的确定因人而异，在总体上也很难说哪一种定义方式更科学。

第5篇：股票交易论文范文

关键词：机构投资者；羊群行为；正反馈交易；市场稳定性

JEL分类号：G28　中图分类号：F830　文献标识码：A　文章编号：1006－1428(2011)12－0055－08

一、文献综述

机构投资者的崛起是全球金融体系近30年来最重大的变化之一。目前机构投资者已经成为世界主要资本市场的主流投资力量，对全球的资源配置、资本市场稳定和公司治理等都产生了重大而深远的影响。随着中国机构投资者队伍的迅猛壮大，其行为正在对中国资本市场产生越来越大的影响，而其中最突出、最显著的就是对证券市场稳定性的影响。

国内外学者对此进行了多方位的深入研究，无论在理论模型方面还是实证分析上都有着丰富的研究成果。从行为金融理论视角出发，学术界基于不同角度进行分析，其中，关于机构投资者的羊群行为和正反馈交易就进行了多方面的解释，建立了多种理论模型。羊群行为在心理学上被解释为人类的从众心理，从投资角度来看，经济学家将其解释为主体的有限理性。关于羊群行为的检验，比较有影响力的理论模型主要有四种，分别是Scharfstein和Stein(1990)提出的委托羊群行为模型和声誉羊群行为模型，Bikhchandani，High－leifer和Welch(1992)提出的信息串连模型，Lakon－ishok，Shleifer和Vishny(1992)构建的LSV模型。

正反馈交易行为也称为动量交易或惯易，是指买入过去表现好的股票，卖出表现不好的股票(Lakonishok，et al.，1992)。在正反馈交易的形成机制中，羊群行为只是诠释角度之一，学者们还从其他角度对其形成进行了阐释，比如，投资者外推预期(Koutmos，1997)、问题(Lakonishok，Shleifer，Vish－ny，1992)和追随趋势趋向(Andreassen，Kraus，1990)等。有的学者构建了正反馈交易理论模型进行解释，其中具代表性的包括De Long，Shleifer，Summers和Waldmann(1990)的DSSW模型、Barberis和Shleifer(2003)的BS模型，以及Sentana和Wadhwani(1992)的价值预期投资者和反馈交易者的两群体市场模型。那么，如何测量是否存在正反馈交易呢?部分学者设计了指标来进行测算。Grinblatt，Titman和Wermers(1995)设计了GTW指标；Badrinath和Wahal(2002)沿用他们设计的指标，但做出一些改进，引入Hratio将股票分为建仓、持仓调整和清仓三种状态；Shu(2008)假设机构投资者对不同的股票会采取不同的交易行为，构建了MT指标。

在展开对投资者行为进行理论阐释的同时，国内外学者实证分析了机构投资者的羊群行为及反馈交易与市场稳定性之间的关系。国外Lakonishok，Shleifer和Vishny(1992)、Grinblat，Titman和Wermers(1995)、Wermers(1999)、Cohen，Gompers和Vuolteenaho(2002)、Ramalingegowda(2005)等的研究表明机构投资者存在羊群行为或正反馈交易，但其行为促进了市场稳定。国内祁斌，黄明和陈卓思(2006)、姚姬和刘志远(2007)、盛军锋、邓勇和汤大杰(2008)的实证也显示机构投资者在一定程度上稳定了市场。不过，有人持不同的看法。加入时间因素之后，Dreman(1979)、Friedman(1984)、Puckett和yah(2009)认为机构投资者行为在短期加剧了市场波动。国内学者施东晖(2001)、伍旭川和何鹏(2005)、张羽和李黎(2005)、何佳和何基报等(2007)、谢赤和禹湘等(2007)认为国内投资者存在较严重的羊群行为或正反馈交易并加剧了股价波动。

概括而言，国外的理论及实证研究对于机构投资者与股市稳定性的关系倾向于支持机构投资者提高了市场的稳定性，而国内的研究对于机构投资者和市场稳定性的关系没有倾向性的研究结论，研究结论的分歧比较大。由此，进一步对这一问题展开深入而全面的研究就显得尤为重要和迫切。

二、中国机构投资者与市场稳定性的实证研究

(一)研究方法及数据来源

目前，我国的证券投资基金在国内机构投资者中占据主导地位，截至2009年10月末，A股市场上所有基金的资产净值已经达到23407亿元，较十年前的574亿元增长近40倍。其中基金所持股票市值超过2万亿元，占A股可流通市值的15.6％，占A股可自由流通市值约25％。因此，我们在以下实证分析中以证券投资基金为代表性样本进行研究。

如前所述，基金交易行为对市场稳定性的影响可从多个角度来考察。在本文的实证研究中，我们假设基金交易行为(指在股票上的净现金流量)对股票市场稳定性(指股票市场回报变动和市场波动)的影响通过羊群行为和正反馈交易体现。由此，本文将检验基金是否存在羊群行为和正反馈交易，如果存在，其程度如何，是否影响了市场稳定。

文中使用经典的LSV模型，以及Wermers(1999)在LSV基础之上提出的买方羊群测度(BHM)和卖方羊群测度(SHM)来检验投资者羊群行为及其程度，对不同类型基金以及不同时间段的基金羊群行为进行统计分析。实证中，定义HM(i，t)为基金关于股票i在时间t下的羊群测度：

其中boldi,t是股票i在t期末的基金持股比例，ppindexi,t是股票i在t期的收益率于市场上所有股票中的排序值，即将股票按收益由小到大分为10组：－5，－4，－3…3，4，5，以此来区分股票。MT的取值范围为[－5，5]，MT>0意味着机构投资者在该区间对股票采取动量交易，MT

影响市场稳定的因子并不只有交易行为，随着股市中上市公司总市值占GDP的比例不断上升，其与宏观经济及经济政策的相关度在增强。因此，我们在研究基金交易行为对市场稳定性的影响时，需要考虑到宏观经济环境的不同。接下来，本文考察在剔除了宏观经济变量的影响后，基金交易行为对股票市场稳定性的影响，对此，文章采用广义自回归条件异方差模型进行计量分析。

Engle(1982)在研究英国通货膨胀率时提出自回

归异方差模型(ARCH)，Bollerslev(1986)则在ARCH模型的基础上，提出了广义的自回归条件异方差模型，该模型增加了对自相关变量的描述，提高了预测的准确性。同时，Merton(1973)认为证券回报率与波动率相关，Engle，Rubin和Lilien(1987)在此基础上，建立GARCH-in-MEAN模型。Black(1976)和Christie(1982)发现杠杆效应，认为股票回报率与波动性之间存在负的相关关系。即坏消息比好消息对股价影响更大。为了刻画股票市场的杠杆效应，Nelson(1991)在ARCH模型的基础上，假设误差项服从指数分布，建立EGARCH模型，使得模型更适用于实际情况。

本文在GARCH-in-MEAN的基础上，结合Nel－son(1991)的假设，考虑GDP、CPI、M2对市场的影响，建立多变量EGARCH-in-MEAN。我们假设回归误差项服从指数正态分布，同时在后续的数据统计中，我们发现所选的数据并不存在显著的尖峰厚尾的现象，因此本文采用Gausian分布，而不是student t分布。在对回报率进行自相关系数检验中，我们发现回报率存在很强的自相关关系，而GDP，CPI，M2也存在一阶单位根，因此我们采用一阶差分后的平稳数据作为自变量进行研究。建立模型如下：

a2表示GDP增长率的一阶差分对股指回报率的影响；a3表示CPI同比的一阶差分对股指回报率的影响，a4表示M2同比的一阶差分对股指回报率的影响。a5表示收益方差对回报率的影响。β1表示误差绝对值对股指波动率的影响，β2表示利空和利好消息对股指波动率的影响的杠杆效应，β3表示GARCH自相关关系。

羊群行为与正反馈交易检验所用数据主要来源于聚源和Wind数据库，包括2000年到2009年所有基金的半年报和年报的持股明细、个股股本、送股转增、收益率、波动率等数据，市场和个股的流动性方面的数据来自上交所和深交所每年公布的市场质量报告。

我们选取的样本数据包括自2000年到2009年的基金半年报和年报中披露的持股明细，以及这段时间内基金所有持股的送股转增数据。由于基金持股数量增加可能由于送股转增造成，因此我们剔除当期出现送股转增的股票，对于增发、配股等情况造成的持股数量增加，我们视为基金主动增加持股，不做处理。我们还发现有些股票中参与买卖的基金数量较少。或者基金持股的变动数量很细微，如果将这些交易行为视作基金增减持仓，可能会影响最后的羊群结果，因此剔除参与买卖的基金数量小于5的股票和基金持股数量变动小于1000股的样本。

在实证分析剔除宏观经济变量影响之后，基金交易行为对市场稳定性的影响时，我们选取了对股市影响最大的，主要反映经济周期和流动性的指标，包括GDP增速、CPI同比和M2同比(分别用GDP、CPI、M2代表)，在研究宏观经济对股市影响的大部分文献中都是使用这些变量。实证中这些变量存在单位根。

股票方面，我们使用自己构造的股票指数代表市场，包括有基金持股的股票指数、无基金持股的股票指数、基金重仓股指数和基金轻仓股指数。根据所披露的基金持股明细汇总统计，我们得到基金所持股票占该股票总股本的比例值，每半年度进行一次排序，取比例值大于0的股票构造“有基金持股的股票指数”，取比例值等于0的股票构造“无基金持股的股票指数”，取排名前三分之一的股票构造“基金重仓股指数”，取排名后三分之一的股票构造“基金轻仓股指数”。这些指数都是采用流通股本加权的方式，编制软件为天相系统。实证中，我们依次分别以R1、R2、R3和R4代表以上指数的收益率。代表基金行为的指标主要有HM和MT，均为本文之前计算所得。由于宏观经济变量公布时间不同，实证中最终使用的均为季度数据。

(二)实证检验结果

1、羊群行为的实证结果。

我们对不同时间下基金持股的羊群效应进行测度。实证发现随着年份的增加，羊群效应有减弱的趋势，但是羊群行为在1％的水平下统计性显著，最近计算得到的值为0.114。而根据国外研究文献，美国市场1974-1984年间274位基金经理旗下的共同基金的平均值为0.025(Grinblat，Titman和Wermers，1995)，1985-1989年769家免税股票基金的平均HM值为0.027(Lakonishok，Shleifer，Vishny，1992)，1975-1994年间所有共同基金的平均HM值为0.034(Wermers，1999)。相比之下，国内基金的羊群行为更为明显。不过，从HM值的趋势来看，随着市场规模不断扩大，监管层的监管力度加强，基金投资者越来越成熟，国内基金羊群行为的趋势是越来越弱的。

图1显示买方羊群、卖方羊群和整体市场羊群效应相对一致。在2003年和2004年，卖方羊群高于买方，而在2007年下半年，买方羊群行为则高于卖方，到了2008年，卖方羊群则开始高于买方羊群，可以看出基金在不同行情阶段的羊群行为有明显的差异。

那么，不同类型的基金，其羊群行为是否存在差异呢?为此，本文将基金划分为开放式和封闭式、股票型和积极配置型，进行分类计量，计量结果显示，2004年到2008年间，封闭式基金的羊群行为比开放式基金严重。而在2008年金融危机开始，封闭式基金的羊群行为率先于开放式基金开始减弱，但到2008年底，封闭式基金和开放式基金又从“靠拢”向“分离”发展。我们认为出现如此差异的重要原因可能是开放式基金和封闭式基金赎回方式的不同，封闭式基金在到期日之前是没有赎回压力的，而且分红也比较少，所以管理者可能偏向于采用更为激进的交易策略。

同时，股票型基金羊群行为的波动小于积极配置型基金。从图3可见，自2005年股票市场开始复苏，积极配置型投资基金的羊群行为比股票型基金显著，而在2007下半年，当股市走势趋淡时，积极配置型基金的羊群效应开始弱化，这说明由于积极配置型对资产的灵活配置，在股票市场预期好转的时候。积极配置型基金羊群行为比股票型的基金要严重，而在市场预期变坏的情况下，积极配置型基金的羊群行为要低于股票型基金。

既然不同行情下不同类型基金的羊群行为存在差异，那么基金投资不同规模的股票，是否存在羊群行为的差异?我们首先以A股流通股本的大小作为分类标准，在市场上的所有股票中进行排序分类，按股本比例从大到小排序，将前30％、后30％分别作为大盘股和小盘股，将中间的40％作为中盘股。

实证结果显示，小盘股和中盘股的羊群行为均高于大盘股，而中盘股与小盘股的羊群差异不明显。笔者认为造成这种情况的主要原因是，中小盘股公布的

信息比较少，且盘子比较小，易于拉升，带动羊群行为，从而获得正反馈收益。

2、正反馈交易的检验结果。

在正反馈交易的检验中，本文先统计得到所有基金作为整体的MT指标，之后进行不同方向的分解，首先按照封闭式和开放式基金分解，再按照股票型和积极配置型分解，最后按持股流通盘的大小进行分类，统计基金在大、中、小盘三类股票上的MT指标。具体结果及相关分析如下。

2002年到现在，基金整体MT均值处于上升的趋势中，这表明基金的正反馈交易程度是不断上升的，期间在2005年底达到最高点，随着2006到2007年大行情的启动，MT值快速回落，到2007年底，MT值再次回升并于2009年上半年达到高点。从基金整体的MT均值与上证指数的比较可见，MT值与大盘走势有较强的相关性。在股票指数不断涨升的时候，整体MT均值下降；而在市场低迷或是下跌时，整体MT均值便会升高。

Shu(2008)计算得到的美国市场机构投资者MT均值在2004年为0.3左右，1982年到2004年之间最高水平也只有0.5，而目前国内基金的MT均值为1.7，明显高于美国市场。

从基金分类统计的结果来看，封闭式基金的正反馈交易程度较高且波动较剧烈，而开放式基金程度较轻且较平缓。与此类似的是，积极配置型基金的MT值相对平缓，股票型基金的MT值震荡更为剧烈，股票型基金在股市上涨阶段的正反馈程度要高于积极配置型，而当股市处于整理或下跌状态，两类基金的MT值就明显收窄。

此外，基金在大、中、小盘股票上的正反馈交易都比较明显，但小盘股上的MT均值低于大盘股，中盘股的MT均值波动最为剧烈。总体看，机构投资者在大盘股上的正反馈交易行为较中盘和小盘股更为明显。究其主要原因，笔者认为，一方面，大盘股较少而基金越来越多，大量资金追逐不多的大盘股，易于形成正反馈交易；另一方面，流通盘越大，获取超额收益的难度也越大，投资者往往会采取趋势投资的方法，在趋势出现后才加大仓位，从而加剧了正反馈交易。

总之，国内基金的正反馈交易一直存在，在经过一段时间的上升后，目前基本保持稳定，但明显高于国外水平，这种交易行为在一定程度上会增加市场的波动。从正反馈交易行为与市场走势的对比中，我们发现明显的规律，即基金的正反馈交易行为与大盘走势相反，上涨时基金的正反馈交易程度下降，下跌时则上升。此外，不同类型基金和在不同股票上的正反馈交易行为有明显差异，比如封闭式基金的正反馈交易要高于开放式基金，积极配置型基金要低于股票型基金，基金在大盘股上的正反馈交易要高于小盘股。

3、剔除宏观经济影响后的基金交易行为与市场稳定性。

如前“实证方法与数据来源”中所述，我们使用自己构造的股票指数代表市场，分别为：有基金持股的股票指数、无基金持股的股票指数、基金重仓股指数和基金轻仓股指数。

首先，我们对四个指数收益率序列进行统计描述，发现，有基金持股指数和重仓股指数的平均收益率要高于无基金持股指数和轻仓股指数，标准差则反之。无基金持股指数和轻仓股指数的收益率序列出现明显的尖峰、右偏，从Jarque-Bera中可以看出并不能拒绝正态分布假设，同时，从峰度(kurtosis)小于或等于3来看，不存在厚尾现象。

接下来，我们采用自回归条件异方差模型对序列分别进行计量分析。通过EGARCH(1，1)模型，我们估计出模型参数，并且得到Log(GARCH)，其等同于波动率。

四类指数的收益与宏观经济变量有较显著的相关性。观察上面的统计结果，可以发现：(1)代表市场资金充裕度的M2与指数收益呈现显著正相关，这与定性理解相符，市场流动性越充裕，资产收益表现越好；(2)代表经济增速的GDP与指数收益也呈现显著正相关，即经济高增长伴随着上市公司业绩的快速上升，股价顺势上涨；(3)三个重要的宏观经济变量中仅CPI与指数收益相关性较弱，但有基金的组合收益与CPI仍存在显著相关性；(4)各类指数与宏观经济变量的关系不尽相同，所以在对指数的波动率进行估计时，剔除宏观经济变量的影响是有必要的。

表6是我们使用EGARCH-in-MEAN模型对方差进行分析，结果显示：(1)利好和利空信息对指数波动的影响基本上都没有通过显著性检验；(2)从系数正负和数值大小来看，利空信息对指数波动的影响均为正向，即利空会增加指数波动，但在四个指数间存在差异；(3)利好消息对有基金和基金重仓股的影响较小，而利空信息对有基金和基金重仓股的影响却更大。虽然系数都不显著，但是这个现象令我们联想到基金的羊群行为，在市场出现利空消息后，基金的一致行为会增加股票的波动，所以下面我们将收益方差与基金的羊群行为和正反馈交易相对应，看看两者之间的关系。

我们先观察四个指数收益波动的大小，可以发现。数值上并没有绝对高低之分，分阶段来看，在2003-05年和2009年一季，有基金和基金重仓的波动性要大于无基金和基金轻仓，而2006-2008年却是相反的结果。基金轻仓的收益波动最为平稳，其余三个指数收益波动上下震荡非常明显，尤其是有基金持股的股票指数和无基金持股的股票指数。接下来，我们把四个指数的收益波动与之前统计得到的基金羊群和正反馈交易行为数值放在一起比对，可以明显看到：基金羊群行为与有基金指数、基金重仓指数的收益波动之间都存在明显的正相关关系，特别是在2003-2006年和2009年这段时间：而无基金组合和基金轻仓组合与羊群行为关系不明显。正反馈交易方面，2004-2005年和2008-2009年是正反馈交易最高的时期，但其与指数收益波动不存在相关性。

总之，在剔除CPI、GDP和M2等宏观经济变量的影响之后，经过GARCH模型的检验，我们发现：基金持有股票并不能降低股票的波动率，但是股票收益对各类信息包括利空和利好消息的反应能力更加明显：虽然有无基金持有不会造成股票波动性的显著差异，但是基金的交易行为会对其持有的股票产生明显的阶段性影响，当基金羊群处于较高水平时，有基金持股的股票和基金重仓股票收益的波动会出现异常升高和大幅度的震荡。

三、实证研究结论

在对基金持股明细进行统计分析和定量检验其羊群行为和正反馈交易程度之后，我们得到以下主要结论：

第一，投资者的交易行为是影响市场稳定性的重要因素。在对基金交易行为的定量检验中，我们发现，国内基金的羊群行为HM值远大于美国1970年代至1990年代的水平，正反馈交易指标MT远大于美国1980年代到2000年代，说明基金存在非理性投资行为。不过值得关注的是，基金的羊群行为在逐年下降。正反馈交易的程度趋于平稳，这表明基金的投资行为在逐渐趋于理性，对市场稳定性的影响也在朝正面且积极的方向逐步变化。

第二，对不同基金和不同类型股票中基金的交易行为进行细化研究发现：

(1)基金在不同行情阶段的羊群行为和正反馈交易程度有明显的差异。在市场上涨时，基金的买方羊群BHM值明显高于卖方羊群SHM值，MT均值下降；而在下跌阶段，卖方羊群SHM高于买方羊群BHM，MT均值升高，这种规律可能会加剧市场的波动。如市场缺乏做空机制，这种现象更难以有效解决。

(2)封闭式基金的羊群行为HM值和正反馈交易MT值均高于开放式基金。出现这种现象的原因可能与运作方式的差异有关，包括赎回机制上的不同。由于封基的赎回和分红压力要远小于开放式基金，基金作为人，其交易方式也会出现一些变化。

(3)在股市高涨阶段，积极配置型基金羊群测度HM高于股票型基金，市场低迷期。两类基金的羊群行为测度HM趋近；相反，在股市持续上涨时，股票型基金正反馈交易程度MT值高于积极配置型，而低迷，阶段，两类基金的MT值趋近。笔者认为，这可能与积极配置型基金的股票仓位比较灵活有关。

第6篇：股票交易论文范文

【关键词】基金管理公司；惯易策略；反转交易策略

1.引言

机构投资者在股票交易过程中，有两种重要的交易行为，即惯易策略和反转交易策略。前者是指投资者在进行投资时倾向于买入表现好的股票，卖出表现差的股票；后者是指投资者卖出表现好的股票，买入表现差的股票。Lakonishok，Shleifer和Vishny[1]（1992）通过他们所建立的LSV方法发现基金在投资小公司股票时表现出惯易策略，在投资大公司股票时则没有表现出惯易策略；Grinblatt，Titman和Wermers[2]（1995）采用GTW模型，研究发现基金的购买行为同时基于历史收益（即惯性或反转策略）和羊群效应；Pinnuck[3]（2004）运用多元回归模型分析影响机构投资者持股比例的因素，并通过对澳大利亚证券投资基金的实证研究，发现基金偏好持有规模大、流动性好、波动性低和过去业绩表现好的股票，即采用了惯易策略。

近年来我国学术界也开始对我国证券市场上机构投资者交易策略和行为特征进行实证研究，其中较有代表性的成果为，吴世农、吴育辉[4]（2003）利用改进的GTW模型，选择基金重仓持有的股票为研究对象，根据对这些股票过去一段时期的累积超常收益进行分组，分别构造赢家组合和输家组合，研究其未来一段时期的累积超常收益的变化趋势，进而分析未来一段时期赢家组合和输家组合的超常收益与前期或组合形成期的换手率、流通股市值、基金持仓比例、每股收益（EPS）、净资产收益率（ROE）等指标之间的关系，研究发现我国股票市场上存在“赢家变输”和“输家更输”的现象，其原因在于证券投资基金对于表现好和表现差的股票分别采取了反转交易策略和惯易策略；黄静和高飞[5]（2005）以及谢赤、禹湘和周晖[6]（2006）则认为我国证券投资基金基本上采用了惯易策略，而且在基金新买入股票时惯易策略最显著；通过对QFII投资组合数据的统计分析。李学峰，张舰，茅勇峰[7]（2008）通过修改GTW模型，从惯性和反转交易策略的角度对我国证券市场上开放式基金与合格境外机构投资者的交易策略选择进行了实证检验，研究发现，这两类机构投资者总体上都采取了惯易策略，只是境外投资者的惯易策略的程度低于境内投资者。谢赤，禹湘，周晖[8]（2006）采用修改的GTW模型，以基金重仓持有的股票相对于上证综合指数的超常收益率来构造赢家组合和输家组合来研究基金的交易策略，结果表明：中国的证券投资基金整体采用惯易策略，但倾向于买过去表现好的股票，尤其是收益率高于同期上证综合指数收益率的股票；不倾向于卖出过去表现差的股票，即采用高买高卖的策略。

2.实证方法

2.1 股票交易策略的计算公式

在现有文献中，常用下式来衡量投资者在某一只股票上的交易策略：

上式中，为衡量投资者在第i只股票上采取的交易策略。当投资者增持表现好的股票或减持表现差的股票时，>0，表明对该股采取了惯易策略；当减持表现好的股票或增持表现差的股票时，

为第k期期初持有股票i的数量占该股流通数的比例，即=第k期初持有股票i的股份数/第k期初股票i的流通股份数；并以作为第k期末投资者持有该股数量占流通股数的比例；（-）为判断投资者在第k期内交易行为的指标，该值为正时表示增持；反之则表示减持。

=（期末股票复权价格-期初股票价格）/期初股票价格，用来衡量单个股票i的表现；

为证券市场基准组合收益，有些学者以沪深A股指数的加权平均作为市场基准组合收益，即：=（深证A股指数涨跌幅×深市平均A股总市值+上证A股指数涨跌幅×沪市平均A股总市值）/（深市平均A股总市值+沪市平均A股总市值）；有些学者以国债无风险收益作为市场基准组合收益；也有些学者以上证综合指数作为市场基准组合收益的比较标准。

为单个股票超过市场基准组合的超额收益。>0，将股票i定义为好股票，

单只股票交易策略的判别标准，见表1。

注：在已有的文献中，没有单独列出=0这一持有交易策略，在基金公司的重仓股季度持仓变动中，确实有不少股票在一个季度中是保持仓位不变的。所以，本文为了研究的需要增加了“持有”这一交易策略。对于=0这种情况，理论上是有可能的，但是概率很小，本文对这种情况不加考虑，在计算中也没有碰到这种情况。

第7篇：股票交易论文范文

关键词：中国文化　数字命理学　数字偏好

一、引言

中国人喜欢吉利的数字，最典型的就是8和6这两个数字，因为8代表“发”，有发财的含义，6代表“顺”，有六六大顺的意思。在中国文化中，谐音赋予了数字更多的内在含义，如(表1)所示。还有很多人喜欢9，喜欢多个同数相连或者顺连。而在中国股市交易市场中数字命理学是一个基本策略，这其中既有迷信的成分，也包括自我预言的实现。反映出中国社会的一种普遍信念，那就是数字能代表运气。本文通过描述中国股票交易市场中存在的“数字偏好”，比如对“8”的追捧和对“4”的回避，说明数字命理学在交易中有很大的决策引导作用，并由此提出一些建议和看法。

二、文献回顾

(一)价格聚集效应　价格集聚效应是指有些价格数据出现的频率比别的数据出现更频繁的趋势，它是由于人为偏好和一些潜在的价值观等共同作用形成的。比如以0和5为尾号的数据，是表现比较突出的，因为人在叫价的时候趋向于使用这些比较突出的数据。Osbom(1962)是第一个在证券市场上讨论价格集聚效应的人，他使用的是纽约证券交易市场的收盘价格，研究发现最低价和收盘价大多数趋向于整数，然后是二分之一、四分之一等。同时Niederhoffer(1965)在买卖限制方面以及Harris(1991)在纽约证券交易市场的每日收盘价中也发现了这个规律。Aitkett.et.al对澳大利亚市场、Hame.ed andTerry对新加坡市场以及Grossman et al对伦敦交易市场的研究都说明在这三个证券交易市场上存在利用小数交易比用分数交易更频繁的现象，即存在集聚效应。

(二)中国的文化对价格集聚效应的影响　Brown et.al(2002)考察了中国的文化对价格集聚效应的影响。该文献观察到一些特定的数据对中国人来说有特定的含义和意义。因为风水和迷信的关系，一些数据是“不吉利”的，应该避免。比如说，数字“4”是不幸的代表，因为他的发音在中文中和“死”类似。中国人买房子或公寓时都尽量避免地址中有“4”这个数字(Lip，1992；Bita，1997)。中国人都喜欢在买车牌和定住所地址时寻找有“8”的，因为“8”在广东话中代表了“幸运”“成功”等。“8”代表“幸运”的说法蔓延到了中国别的地方，尽管别的方言中没有广东话那样强的联系。在中国的传统文化中“6”预示着“顺利”“吉祥”等意思，尽管这不是基于发音，也没有那么的盛行。所以，被认为“吉祥”的数据是否已经被应用到了价格集聚效应就成为了实证研究的出发点了。BCM考察了亚洲的六个地区，有澳大利亚、香港、印度尼西亚、菲律宾、新加坡和台湾，使用从1994年至1998年每天的收盘价作为研究数据，研究结果表明中国文化和迷信影响了香港交易者的数字偏好，别的五个地区没有太大的影响，包括那些有很高比率华人居住地方，影响都很弱。BCM研究关注的另一个问题是外来因素的影响以及外国投资者在证券市场的潜在影响，他们利用哑变量来控制。BCM注意到中国广为流传的五个节日对证券市场的影响，得出在这几天文化的影响会更突出(Stephanchunk andWong，1991)。并且发现中国文化和迷信在春节、端午节以及中秋节对香港市场有很大影响。

(三)集聚效应在其他市场的发现　像价格集聚效应证明的那样，数据的偏好和组合，就算不是完全，也是大部分渗透到了金融资产市场。集聚效应在黄金价格市场(Ball etall985)，外汇交易市场(GoodhartandCurcio，1991；DeGrauweandDecupere，1992；Gmssman et al，1997；Mitohell and Izan,2006；Sopranzetti and Datar,2002)，证券指数线(Donaldson and Kim，1993；Koediik and Stork.1994；Lev andVarian，1994)以及指数、买卖的特权和债券的未来价格(GwilymetaL，1998a；b)，银行存款利率(Kalan etaL，2004)房地产价格(PalmonetaL，2004)等市场上发现。

综上所述，有关研究主要集中在西方学术界，我国对于这方面研究几乎是空白。这也是本文创作的一个出发点，也是一个重大的创新与突破。

三、研究设计

(一)研究假设　本文主要考察受中国文化影响的数字偏好对股票市场反应的影响，因此将国家的宏观调控、法律等因素作为共性变量而不予讨论。由此，本文提出以下三个假设：

(1)中国文化对选择股票代码的影响。如果我国上市公司在选择代码时不受中国文化的影响，则股票代码的尾数的频率应满足“本福德定律”，即以0结尾出现的频率最大，2其次，4再次，以此类推，最小的为8。然而我国上市公司选择股票代码就像买手机号，由其在空号中选一个，而且只能在一定范围内选取。在选择手机号时，由于我国4的发音与“死”相似，而6的发音与“顺”相似，8的发音与“发”相似，所以4象征着不吉祥，而6和8是变成了吉祥的象征，因此大家都会规避“4”而追求“6”和“8”，并且含4多或者以4结尾的号码一般卖得都比8的便宜。基于以上分析，本文假设我国上市公司在选择股票代码时也会受到类似的影响，由此就提出假设1：

假设1：我国上市公司在选择股票代码时受到中国文化的影响：“追捧8.规避4”

(2)中国文化对股票交易量的影响。股票的交易量催化股价涨跌，一只股票成交量的大小，反映的是该股票对市场的吸引程度。当更多的人或更多的资金对该股票未来看好时，他们就会投入资金买入该股票，从而引起价格上升；当更多的人或资金不看好该股票未来时，他们就会卖出手中的股票，从而引起价格下跌。在此可从股票成交量变化分析某股票对市场的吸引程度。成交量越大，说明越有吸引力，以后的价格波动幅度可能会越大。也可从成交量变化分析某股票的价格压力和支撑区域。在一个价格区域，如果成交量很大，说明该区域有很大的压力或支撑区域，趋势将在这里产生停顿或反转。由此提出了假设2：

假设2：中国文化对股票交易量有影响。股票代码以8结尾会对交易量产生正效应，以4结尾会对交易量产生负效应

(3)中国文化对股价涨跌的影响。“有涨必有跌，有跌必有涨；上涨是因为跌到了支撑位，下跌是因为涨到了压力位；您只需在支撑位买入，压力位卖出，便能轻松获利。”――这是在股票交易中流传的关于股价涨跌的名言。股票的买和卖，其实就是买卖双方的心理博弈。成交价格是买卖双方的利益平衡点，所有的因素最终都通过买卖双方的心理反映到价格上来。所以，股票市场的运行是以市

场信心为基础的，而对于我国大部分的投资者而言。潜在的文化因素对买卖股票还是有很大的影响的。由此提出假设3：

假设3：中国文化对股价涨跌有影响。股票代码以8结尾对股价有正效应。以4结尾会对股价产生负效应

(二)样本选取和数据来源　本文选取上市公司所有股票代码为样本(我国上市公司总数共1643家，其中沪市A股853家，沪市B股30家，深市A股731家，深市B股39家)，统计分析股票代码尾数中0到9这十个数字出现的频率。由频率检验来分析我国上市公司在选择股票代码时是否受到中国文化的影响，股票代码尾数为4的公司数是否明显小于尾数为8的公司数。在模型检验中只选取我国制造业上市公司A股股票代码尾数为4和8的公司为研究样本(主要是为了剔除行业因素的影响，并且要保证样本更具有代表性)；并且剔除sT、*ST的上市公司；由于我国的股民主要是散户，且其散户资金有限，所以本文只选取了2007年年收盘价在20元以内的企业，最终得到107个样本数据。本文数据主要来自Wind(万得)数据库和csMARS据库。

(三)模型建立和变量选取　针对本文的研究假设，本文建立了如下回归模型，并进行了变量选取：

(1)模型1的建立和变量选取。为了研究中国文化对股票交易量的影响，进行了如下变量选取和模型构建：第一，解释变量。基于频率检验的结论，本文取股票代码尾数是4还是8作为中国文化的替代变量，并且设定虚拟变量x，当股票代码以4结尾时赋值0，以8结尾赋值1。第二，被解释变量。本文研究的是文化对股票交易量的影响，所以本文取2007年样本公司的年交易量的对数为替代变量，用Ln(v.)表示。第三，控制变量。通过对文献的回顾与分析，本文选取了三类控制变量。首先是股价因素，本文选取2007年样本公司的年收盘价的对数作为替代变量，用Ln(p)表示。其次是公司的盈利能力，由于散户的专业能力限制，他们在买卖股票时考虑的一个企业的盈利能力，多数是表面的，所以本文选取样本公司的毛利率为替代变量，用ML表示。最后是公司的规模因素，本文选择的是样本公司的总资产作为替代变量，用GM表示。第四，回归模型构建。本文建立模型1：Ln(y1)：c1+c2x+c3Ln(p)+c4ML+c5GM。本文利用得到的107个样本数据，运用Eviews对模型1进行回归检验。

(2)模型2的构建和变量选取。为了研究中国文化对股价涨跌的影响，在上文选取的107个样本基础上，本部分剔除了部分指标数据缺失的公司，最终得到87个样本。第一，解释变量。同上文，取股票代码尾数是4还是8作为中国文化的替代变量，并且设定虚拟变量X，当股票代码以4结尾时赋值0，以8结尾赋值1。第二，被解释变量。股价涨跌几乎是每分每秒都在发生的，因此，本文选取样本公司2008年6月28日前一年的日均涨跌幅作为股价涨跌的替代变量。并且设定虚拟变量y2表示，当日均涨跌幅大于0赋值1，小于等于0赋值O。第三，控制变量。通过整理文献和资料，本文选取了三类控制变量。首先是股利政策因素，本文选取样本公司是否在当年有分红作为替代变量，当其有分红赋值1，无分红赋值0，用虚拟变量GL表示。其次是盈利能力因素，本文选取了每股经营活动产生的现金流量作为替代变量，用CF表示。最后是流动性因素，本文用换手率来替代，用L表示。第四，模型建立。综上所述，建立模型2：Logit(y2)=c1+c2x+c3GL+c4CF+c5L。最后利用选取的87个样本数据对该模型进行回归分析。

四、实证结果分析

(一)频率检验　选取上市公司所有股票代码为样本(我国上市公司总数共1643家，其中沪市A股853家，沪市B股30家，深市A股731家，深市B股39家)，统计分析股票代码尾数中0到9这十个数字出现的频率，结果如(表2)所示。由前文的分析可知，如果我国上市公司在选择代码时不受中国文化的影响，并且满足“本福德定律”，而由(表2)的数据可知：股票代码尾数为4的公司数，无论是在深市还是沪市都是最少的且无论是A股还是B股都是最少的。反之，股票代码尾数为8和6的公司数却都是最多的。同时，4vs8的比率和4vs6的比率(几乎都小于0.5)都几乎是2vs8(较接近1，但是深市B股市场2vs8为0.33，这可能是由于深市受文化影响更大，RB股公司数太少的缘故)的两倍。这说明，4出现的频率远远小于8和6，几乎只是其一半或更少。由上可知，我国上市公司在选择股票代码时受到中国文化的影响，股票代码尾数为4的公司数明显小于尾数为8的公司数。因此，假设1得到了验证。

(二)股票交易量的回归分析　该部分只选取我国制造业上市公司A股股票代码尾数为4和8的公司为研究样本(主要是为了剔除行业因素的影响，并且要保证样本更具有代表性)；并且剔除ST、*ST的上市公司；只选取了2007年年收盘价在20元以内的企业，最终得到107个样本数据。根据模型1，运用Eviews对其进行最小二乘法(OLS)回归检验，回归分析结果如(表3)所示。可以发现，模型的拟合优度(R-squared)为0.623102，在横截面数据的检验中，该值比较理想。同时，F检验中P值几乎为0。这从整体上说明模型I是显著的。再由文化变量(x)的T检验值(1 897339)、P值(0.0606)，这说明该解释变量在0.1显著水平下是显著的。即文化因素对股票交易量的影响是显著的。同时，该系数值为正，这说明当股票代码尾数为8对交易量的影响是正面的。由以上分析可知，中国文化对股票交易量的影响是显著的，并且与假设2的方向是一致的。所以，假设2得到了验证。

(三)股价涨跌的回归分析　在上文选取的107个样本基础上，本部分剔除了部分指标数据缺失的公司，最终得到87个样本。根据模型2，运用Eviews对其进行BinaryLogit回归检验，回归分析结果如(表4)所示。可以看出，模型的拟合优度(McFaddenR-squared)为0.150171，这个值比较小，但是在LR检验中P值几乎为0.043012(小于0.05)。在综合考虑两因素的前提下，这从整体上说明模型2整体上显著的。再由文化变量(x)的z检验值(1.710051)，其P值为0.0873，这说明该解释变量在0.1显著水平下是显著的。即文化因素对股价涨跌的影响是显著的。同时，该系数值为正，这说明当股票代码尾数为8能引起股价的上涨，即影响是正面的。由以上分析可知，中国文化对股价涨跌的影响是显著的，并且与假设3的方向是一致的。所以，假设3得到了验证。

第8篇：股票交易论文范文

关键词：正反馈交易；非对称波动；长期记忆性；股指期货市场

文章编号：2095-5960（2014）01-0028-07

中图分类号：F830.9

文献标识码：A

一、引言及文献回顾

第9篇：股票交易论文范文

【关键词】融资融券 稳定性 流动性 定价效率

国外文献主要是研究融资融券中的卖空交易对股票市场的影响，而对融资融券的买空交易对股票市场的影响研究很少，且研究对象多以美国股票市场为主，对其他国家股票市场和全球股票市场的研究较少。国内学者逐渐同时结合融资买空交易和融券卖空交易两种情况来展开研究，且研究对象集中在我国台湾、香港股票市场，而对于融资融券对大陆股票市场的影响研究较少，这与融资融券业务在我国推出较晚有关。最后，关于融资融券对股票市场影响的研究结论不一，其影响是正还是负，是大还是小，仍未形成一致的结论。

现有文献研究卖空交易是否对股市稳定性产生影响主要是从卖空交易与股市波动、卖空交易与股市收益偏度以及卖空交易与市场崩溃三个角度进行分析。

一、融资融券对股市稳定性的影响

（一）融资融券与股市波动

融资融券与股市波动的关系大致有三种观点：第一种观点认为卖空交易会影响股票市场的稳定，加剧市场波动。Conrad（1994）构建了一个“信息公开”与“信息不公开”的卖空交易模型，研究结果表明，在公开意料之外信息的情况下，卖空交易与股价下跌呈正相关关系，但在不公开意料之外信息的情况下，卖空交易对价格下跌的影响更大。Henry and McKenzie（2006）、Chang.et al（2007）以1992年-2003年香港股票市场的日数据为研究对象，发现允许卖空交易导致个股波动性增加。

第二种观点认为卖空交易不会加剧证券市场的波动，反而对股票市场起到稳定器的作用。Charoenrook and Daouk（2005）对全球111个股票市场1969年12月-2002年12月的数据的研究、Bris.et al（2007）对全球46个股票市场1990-2001年的周数据的研究以及陈淼鑫和郑振龙（2008b）对全球37个股票市场的研究，都认为放开卖空限制不会加大市场的波动性，Charoenrook and Daouk（2005）和Bris.et al（2007）还发现卖空交易可以显著降低市场的波动性。Bai，Chang，and Wang（2006）建立了一个完全理性预期均衡模型，考察了卖空约束对股价和市场效率的影响，发现卖空约束下股价波动性增加。廖士光和杨朝军（2005a）、王旻和吴淑琨和廖士光（2008）分别以1998年8月至2004年2月我国台湾股票市场的月度卖空数据和2000年1月4日-2006年7月31日的台湾市场的日数据进行实证检验，前者认为卖空机制可以对市场波动起到平抑作用，后者认为卖空交易对波动性水平没有显著影响。廖士光和杨朝军（2005b）、Cai et al（2007）、陈淼鑫和郑振龙（2008a）以香港股票市场为研究对象，分别运用协整检验和Granger因果检验、事件研究法、GARCH模型进行实证研究，都发现卖空机制的存在并不会加剧证券市场的波动，反而会使证券市场波动率有所降低。徐海涛（2005）选取29个国家证券市场上具有代表性的市场指数收益率作为整体市场收益的衡量标准，对卖空限制进行实证分析，发现一个市场如果对卖空限制的越严格，其市场收益的波动率也就越高，就是说卖空限制实际上加大了市场的波动程度。

第三种观点认为卖空交易与证券市场波动性关系不大或者卖空交易对证券市场稳定性的影响方向不明确。King等（1993）的实验结果表明，卖空机制没有起到稳定价格的作用，卖空机制对价格泡沫的产生没有显著的影响。Kraus and Rubin（2003）建立了一个理论模型来阐述卖空交易限制放松下对股价收益波动性的影响，结果认为股价波动性有可能增加，也有可能减少，这取决于模型的信息参数和经济外生变量的设定。Battalio and Schultz（2006）用高频数据研究纳斯达克交易所1999-2000年出现的网络股泡沫，没有发现限制卖空对网络股票的价格或者网络股泡沫有任何影响。王旻、廖士光、吴淑琨（2008）利用台湾证券市场的融资融券交易数据，从市场流动性与波动性角度研究融资融券交易对整个市场的冲击效应。研究结果表明，融资买空与融券卖空交易并未显著影响整个市场的波动性水平。唐艳（2012）利用VAR模型、协整分析及脉冲响应等方法，对我国股票市场融资融券试点运行以来的交易情况做实证检验，发现融资交易和融券交易都与股市波动协整，且融券卖空对指数波动的影响要大于融资交易，同时实证结果表明融资融券对股市波动的整体贡献很小，股市波动更多源于外在因素及自身的惯性影响。

（二）融资融券与收益偏度

Miller（1977）、Diamond and Verrecchia（1987）、Hong and Stein（2003）通过建立理论模型得到相似的研究结论：卖空约束下股价收益更加负偏。Bris et a1.（2007）实证结果表明放松卖空约束与市场收益负偏增加相关，但负收益率极端值的分布频数却不会增加。Reed（2003）、Chang et a1.（2007）都以美国股票市场为研究对象，前者认为当未公开信息公开时受到卖空约束的股票的价格调整幅度更大，而后者发现当卖空约束放松时，股票收益率呈现更少的偏度。陈淼鑫和郑振龙（2008b）以1990年1月1日至2007年6月30日37个国家和地区的证券市场作为研究对象，从整个市场层面探讨了卖空机制对股指收益率波动性的影响。经验结果显示放开卖空限制将导致股指收益率向负向偏离。但Charoenrook and Daouk（2005）的经验结果却表明卖空限制对市场收益的偏度并无显著影响。

（三）卖空交易与市场崩溃概率

卖空交易与市场崩溃的关系同样也有三种观点：第一种观点认为卖空约束加大市场崩溃风险，而放开卖空约束可以降低市场崩溃的概率。Scheinkman and Xiong（2003）、Hong and Stein（2003）通过建立理论模型得到一致的结论，都认为限制卖空或存在卖空约束，市场崩溃概率会增加。陈淼鑫和郑振龙（2008b）选取37个国家和地区的证券市场作为研究对象，从整个市场层面探讨了卖空机制对市场崩溃概率的影响。经验结果显示，放开卖空限制可以降低市场崩溃的概率。第二种观点认为允许卖空或放开卖空约束会加大市场崩溃风险。Ofek and Richardson（2003）以美国1998年1月-2000年12月400只网络股为研究对象，发现放松卖空限制导致大量新投资这进场卖空，最后导致股票泡沫破灭。Haruvy and Noussair（2006）研究放松卖空限制跟股票泡沫和市场崩溃的关系也得到相似的结论：允许卖空后，股票供应量增加，市场上的现金增加，会导致泡沫，增加市场崩溃风险。第三种观点则认为允许卖空或卖空约束对股票市场崩溃风险没有影响。Charoenrook and Daouk（2005）对全球111个股票市场以及Bris等（2007）对全球46个股票市场的研究都表明卖空限制或允许卖空交易对市场崩溃的概率并无显著影响。

二、融资融券对股市流动性的影响

现有文献就融资融券对股市流动性影响的研究较少，且得出了不同的研究结论。Charoenrook and Daouk（2003）采用全球111个国家1969年12月-2002年12月的数据，使用面板回归分析和事件研究法检验了卖空交易约束对市场总体流动性水平的影响。研究发现，在附有较为严厉卖空约束条件的新兴市场国家中，股票市场的流动性水平要明显低于没有卖空约束条件的发达国家市场。廖士光、杨朝军（2005b）以1990年1月-2004年12月间香港股票市场的月卖空数据与普通股指数月内标准差为研究对象，发现对于整个股票市场而言，卖空机制推出后，市场流动性先减弱后增强，但Granger因果检验结果证实市场流动性的增强并非是由卖空交易引发的，认为卖空机制对整个市场的影响还取决于市场中卖空交易者的类型、操控策略及卖空信息的公开程度。而同样是以香港股票市场为研究对象，Gao eta1.（2006）发现放松卖空约束减少了交易成本，有助于流动性的提高。骆玉鼎、廖士光（2007）分析保证金率不同的各阶段湾证券市场买空交易对市场流动性的影响，发现卖空交易与市场流动性之间均存在显著的协整关系，且买空交易是市场流动性的Granger原因，融资买空交易为市场提供了流动性。谷文林、孔祥忠（2010）运用单因素方差分析方法，从股市流动性角度研究融资融券业务产生的冲击效应，研究结果表明融资融券业务短期并未对股票市场资本流动性产生显著影响。顾海峰、孙赞赞（2013）以沪深股市2011年8月1日至2012年3月31日的经验数据为样本，通过OLS模型和Granger因果检验，对融资融券与沪深股市流动性和流动性的长期关系和因果关系进行实证分析，发现融资融券与沪深股市流动性和波动性的长期关系因股市行情的不同而呈现出不同特点。

三、融资融券对股市定价效率的影响

从20世纪70年代以来，学术界分别从股价针对新信息调整幅度以及调整速度两个角度出发，发展出了不同的理论模型论证卖空交易对股票定价效率的影响。

Miller（1977）认为当投资者观点不一致（也称为异质信念），即投资者对股票价值的预期不一致时，受卖空约束的股票的价格会被高估，被高估的程度随投资者观点的分散程度增大而增大。Duffie et a1.（2002）构建了异质信念下的动态资产定价模型，该模型认为当允许卖空但卖空存在股票借贷成本时，资产价格被高估的程度甚至可能超过完全禁止证券信用交易的情况。Scheinkman and Wei（2003）认为过度自信造成了投资者之间的异质信念，在卖空交易禁止的情况下，有可能导致股价高估。Jiang（2005）建立了投资者过度自信和卖空约束下的股票市场模型，认为在均衡水平上，由于卖空约束下股价高估和低估的非对称性，因此平均来说，股价存在高估。之后很多国外学者以美国股票市场为研究对象，实证检验卖空约束、异质信念、卖空约束和异质信念共同作用下的股价高估效应，结论大都支持股价高估假说。汪宜霞、张辉（2009）以我国2001～2007年的IPO公司为样本，研究在严格卖空限制下，意见分歧程度的大小是否影响IPO溢价。结果表明，分析师对上市首日价格预测的离散程度越大，上市首日换手率越高，IPO溢价程度越高；分析师预测的乐观极限越高，IPO溢价程度越高。

Diamond and Verrecchia（1987）对Miller（1977）的假定提出质疑，并建立了卖空约束下的理性预期模型，认为资产价格对于未公开信息特别是未公开利空消息的调整速度变慢。Hong and Stein（2003）建立一个理论模型，得出了相似的结论，即卖空交易约束虽然不会导致股价高估，却明显降低了市场的信息效率。很多学者以美国股票市场为研究对象，也得到相似的结论。李宜洋、赵威（2006）通过对香港市场股价涨跌、波动幅度和成交量的对比分析，可以发现融券卖空机制的引入有利于完善证券市场的价格发现机制。廖士光（2011）利用沪深证券市场融资融券标的证券确定与调整事件进行实证分析研究，结果表明融资交易有助于提升标的证券的市场价格，融资融券交易的价格发现功能有待进一步发挥。国内的一些学者还研究过融资融券对投资效率的影响，如李军农和陈彦斌（2004）通过对上海股票市场的实证分析研究了卖空约束对投资效率的影响，发现取消卖空约束，能大幅提高投资者的投资效率。

参考文献

[1]徐海涛.限制卖空对证券市场收益偏度和波动性影响的实证研究[J].辽宁工学院学报，2005（03）.

[2]廖士光，杨朝军（2005a）.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）.

[3]廖士光，杨朝军（2005b）.卖空交易机制、波动性和流动性——一个基于香港股市的经验研究[J].管理世界，2005（12）：6-14.

[4]李宜洋，赵威.关于建立融券卖空机制对股市影响的分析[J] .金融理论与实践，2006（02）.

[5]骆玉鼎，廖士光.融资卖空交易流动性效应研究——台湾证券市场经验证据[J].金融研究，2007（05）：118-132.

[6]陈淼鑫，郑振龙（2008a）.推出卖空机制对证券市场波动率的影响[J].证券市场导报，2008（02）.

[7]陈淼鑫，郑振龙（2008b）.卖空机制对证券市场的影响：基于全球市场的经验研究[J].世界经济，2008（12）：73-81.

[8]王旻，廖士光，吴淑琨.融资融券交易的市场冲击效应研究——基于中国台湾证券市场的经验与启示[J]. 财经研究，2008（10）.

[9]汪宜霞，张辉.卖空限制、意见分歧与IPO溢价[J]. 管理学报，2009（09）.

[10]蔡笑.融资融券对股票市场的影响研究[D].苏州大学，2010.

[11]谷文林，孔祥忠.融资融券业务对市场资本流动性的短期影响[J].证券市场导报，2010（7）：50-52.

[12]廖士光.融资融券交易价格发现功能研究——基于标的证券确定与调整的视角[J].上海立信会计学院学报，2011（01）.

[13]杨德勇，吴琼.融资融券对上海证券市场影响的实证分析——基于流动性和波动性的视角[J].中央财经大学学报，2011（05）.

[14]唐艳.我国股市融资融券与股市波动的VAR模型分析[J].金融与经济，2012（09）：17-20.

[15]顾海峰，孙赞赞.融资融券对中国证券市场运行绩效的影响研究——基于沪深股市的经验证据[J].南京审计学院学报，2013（1）：22-30.