影响中国股市价格波动若干因素的实证分析（之一），本文主要内容关键词为：实证论文,中国论文,股市论文,因素论文,价格论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中国的股市是一个新兴的市场。它的历史尚短，同时又是在经济改革和从计划经济向市场经济转型的过程中运行和发展起来的，因而在结构和运行机制上有一定特殊性，这些特殊性集中地反映为市场交易活动和价格的某些特点。首先，与成熟的股市相比，中国股市价格的整体变动幅度比较大。以深圳市场为例，从1991年初到1998年的7年中， 股价上下颠簸，成份指数的最高和最低水平分别为6103.62和396.52， 相差15倍多，而在同一时期内，美国纽约股市的标准普尔指数最高和最低点分别为757和311，相差只有1倍左右。第二， 中国股市价格的短期振幅也较大，反映为交易日内价格水平上下浮动的范围较大。市场交易的统计资料显示，1996年11月份深市成份指数在每个交易日中的平均振幅为3.68%，即股价在平均日价格水平上下各1.84%的范围内波动，而同期内，纽约标准普尔指数的平均振幅为0.68%，升降区间仅为0.34%。相比之下，深市的价格振幅是纽约市场的4倍多。第三， 中国的股市虽然是新兴市场，市值较小，但是市场的交易活动异常活跃，主要反映为股票市场的换手率很高。根据市场的交易统计，深市流通股的年换手率为1159%，而同期内纽约交易所股票的换手率为59.1%，伦敦仅为40.5%。这说明中国市场上股民的持股时间短，市场交易有较强的短期投机交易性质，价格的波动也就不一定能及时准确地反映股票内在价值的变动情况。
价格波动是股市和整个经济中众多因素变动的集合点。研究价格波动的规律，有助于了解股市结构中最本质的方面。本文以此为目标，主要对上市公司业绩、资金结构与规模、市场结构性价格波动和交易制度进行分析，先从内在的因素入手分析价格水平变化的原因，再从外部因素考察影响价格波动程度的条件。根据研究性质和目的的要求，本文在分析中采取了定性和定量分析相结合的方法，尤其以定量为主。
一、上市公司的经营业绩和风险
股市的价格虽然瞬息万变，但是在变动中总是存在着一个均衡的价格，反映股票的内在价值。相对于价格波动的表象来说，内在价值的变动相对平缓且在短期内遵循单一的方向，不会反复。在此基础上，受外在条件影响，市场价格会围绕内在价值的长期趋势上下浮动。因此，分析价格波动，首先应从内在价值的变动开始，这也就是本文先从上市公司经营业绩入手考察价格变化的根据。
截至1996年底，深沪两地上市的企业已达500多家， 从对这些企业的业绩分析和与其它企业的比较中，可以看出上市公司经营业绩中的几个重要特征：
1.上市公司的业绩水平在总体上高于全国企业的平均水平
上市公司是经过反复审核筛选出来的具有代表性、在业绩上应是最具盈利潜力的优秀企业。事实证明，企业上市后的业绩在总体水平上高于全国企业的平均水平。表1所列的是以上市公司为一方、 全国企业平均水平为另一方的比较结果，其中上市公司的数字是根据1994年到1996年的三个年度中所有在深沪两地上市的公司的有关财务比率取出的平均值，而全国企业的数字是根据中国人民银行统计季报和《中国统计年鉴》的有关数字加工整理而得。
从表1 可以看出上市公司的债务对总资产比率连续三年都低于全国企业平均水平且两者之间的差距越来越大，呈发散型态势。1996年底，上市公司的平均债务比率为47%，而全国企业平均债务比率则为65%。过高的债务水平增加了还款付息压力和出现坏账的可能性，因而全国企业平均信用风险水平高于上市公司。
流动和速动比率反映企业短期资金的流动程度。在这两个指标上，上市企业也胜全国企业平均水平一筹，且差距逐步拉大。这主要是由于大多数企业的流动性指标基本上停留在原有水平，而上市公司的流动资金状况则逐年有所改善。
在企业盈利能力方面，上市公司明显地高于全国企业的平均水平。1994年，上市公司的总资产盈利率为10.2%， 是全国企业平均水平的4倍。一年之后，上市公司的盈利水平降到百分之6.5%，为后者的3倍多。需要指出的是，虽然上市公司的盈利能力与其它企业相比持续遥遥领先，但其优势正逐步丧失：1994年到1996年间，上市公司平均资产盈利率逐年下降，与其它企业的差距正在缩小。
表1.上市公司与全国企业的财务比率比较
财务比率年度 上市公司平均 全国企业平均
1994 0.57 0.62
债务对总资产比率1995 0.53 0.63
1996 0.47 0.65
1994 1.14 1.03
流动比率1995 1.28 1.04
1996 1.42 1.07
1994 0.77 0.66
速动比率1995 0.87 0.66
1996 1.00 0.69
1994 0.102 0.025
总资产盈利表1995 0.065 0.019
1996 0.063 0.017
资料来源：《中国统计年鉴》；中国人民银行统计季报（1997 年1号）；上市公司年度报告。
2.上市公司的短期债务水平过高
虽然上市公司的总体债务水平较全国企业平均债务水平更为合理，但其债务中很大一部分都是短期债务，在债务的内部结构上逊于非上市企业。表2 对上市公司和全国企业的短期债务占总债务的平均比重进行了比较，其中上市公司的数字是通过对20家公司（注：抽样调查的这20家公司包括：信联股份、桂柳IA、东北药、深万山A、青岛国货、 粤美的A、申达股份、株州庆云、鲁石化A、长春高新、粤TCL、鄂武商A、琼能源A、北海新力、深宝安A、青海三普、皖能电力、深达声A、 开开实业、吉诺尔。）的抽样调查综合整理来的。
表2.短期债务的指标比较
上市公司平均 全国企业平均
199519961995
1996
短期债务对总债务比率 0.900.940.66
0.67
短期债务对总资产比率 0.400.370.42
0.41
资料来源：中国人民银行统计季报和对20家上市公司的抽样调查。
1995年和1996年两年中，上市公司的短期债务占总债务的90%以上。相比之下，全国企业的平均短期债务占总债务的比重为三分之二，比上市公司的结构更为合理。综合起来观察，虽然上市公司总的债务水平低于全国平均水平，但其短期债务占总资产的比率已与全国平均水平相去不远（1996年两者分别为37%和41%）。根据国际上通行的信用分析标准，短期债务占总债务一半的水平较为合理。如果短期债务太高，在市场条件发生变化如利率上调、银根紧缩时，企业会面临资金周转困难的局面。因此过高的流动债务，无疑提高了上市企业的信用风险和流动性风险。
3.企业上市后业绩不稳定，有阶段性下滑现象
为了了解企业上市后在业绩方面的动态表现，从而了解业绩变动对价格的影响，在研究中我们根据已有的统计资料对1992年到1996年期间在深圳证券交易所上市的所有公司进行了跟踪分析，结果归纳在表3 中。表中使用了企业的净利润总额而不是每股利润作为比较的基础，这样有利于剔除增发股票对利润产生的摊薄效应，增加可比性。在五个年度新上市的企业中，几乎所有（89%到100 %）的企业都实现了上市当年利润超过上市之前，无论是在经济增长较快的1993年还是在处于调整阶段的1995年都保持了同样的势头。然而从第二年度开始，能够继续保持利润增长的企业的比重出现一定程度的下降，尤以1994年和1995年上市的企业最为明显。例如在1995年上市的9个企业中，有8个在第二年（即1996年）出现了利润下降的情况。出现这种状况的主要原因有以下几点：
表3.企业上市后盈利水平变动情况
每年总利润增长的企业数目以及在同年上市企业中的比重%
上市年度企业数目19921993199419951996
数目 % 数目 % 数目 % 数目 % 数目 %
1992 1717 100 17 100 11 65
4
22
7
42
1993 53 52
98 40 75 20
38 29
55
1994 45 40 90 11
25 30
66
1995 9
8
89
1
11
1996107
99
93
资料来源：深圳证券市场各年度年报。
首先是受到整个宏观景气条件的限制和影响。1995年宏观经济在调整中开始实现“软着陆”，市场出现一定程度的萎缩，对企业业绩产生了负面影响。
其次，企业上市获得资金后，购买大量的固定资产，加大了技术改造方面的投放。这些投资行为在短期内不能马上见利，且加大了企业的年度经营成本。
最后，企业为了顺利发行证券，在上市年度的会计处理上尽量较好地反映企业盈利潜力，一部分成本和亏损在上市后作处理。所以上市年度的财务结果在某种程度是企业能力超水平的表现。
上述原因中，第三点尤其令人担忧：上市前的过度包装会对市场产生误导。在企业的业绩从超水平包装向其正常水平回归时，市场也有一个回归调整的过程，形成价格上的较大幅度回落。当投资者对这种规律性的包装行为和价格调整产生预期后，必然将这种负面的预期融于价格之中。市场上出现的新股上市后价位逐步走低的情况可以说与投资者预见到的盈利水平回归不无联系。
4.非主营业务比重过大加深了企业经营风险
上市企业经营业绩在结构上的一个主要问题是主营业务的利润水平呈下降趋势，企业的总利润水平在很大程度上靠非主营业务尤其是证券投资的收益来支撑。从抽样选出的20家公司的年报分析中可以看出：非主营业务利润在总利润中的比重在近两年中不断增强，正在形成喧宾夺主的态势（见表4）。
表4.上市公司利润结构分析
利润结构以及有关财务比率*19951996
主营业务利润占总利润比重0.65 0.53
投资收入占总利润的比重 0.03 0.27
现金对总资产比率
0.0550.058
证券对总资产比率
0.0030.018
净资产盈利率
0.1050.106
净资产主营业务盈利率
0.0580.034
资料来源：20家抽样上市公司年报。
*各种比率的数值是在对各企业进行单独计算之后取出的中位数。
从总体上看，这些企业1995年和1996年两年总盈利水平持平，净资产盈利率分别为10.5%和10.6%，但其中主营业务盈利率却从5.8 %降为3.4%，其占总利润的比重也从65%跌至53%，相比之下， 投资收入则从3%增加到27%，反映出在1996 年股市价格大幅攀升期间企业积极入市的硕果。再进一步从表5中看各部分利润在1995—1996 年期间的增长比率，利润的结构性变动态势就更加一目了然。与1995年相比，20家上市公司的平均主营利润总额下降14%，非主营业务利润也下降了18%，与此同时投资收入暴涨153%。 这一趋势从企业的证券持有量也可看出分晓：1995—1996年期间，企业证券的平均持有量增长了93%，投入证券活动的资金量大大增加。
表5.上市公司总利润中各部分增长情况
利润以及资产结构1995-1996年间增长率(%)
主营利润-14
非主营利润 -18
投资收益153
期末现金持有额 5.3
期末证券持有额
93
资料来源：20家抽样上市公司年报。
企业从事证券投资活动过度从三个方面增加了企业的经营风险：首先，企业将大量资金投入股市，必然减少对其主营业务的投入和重视，从而影响其主营业务的盈利能力；其次，企业对证券业务既没有专业上的业务经验，又没有操作优势，加之证券投资投机性强、风险高，增加了其收入的不稳定性；第三，许多上市企业从事证券投资的资金来自短期贷款，还款付息压力大，收入的不稳定性直接影响企业的偿债能力，提高了信用风险。
从本节的分析可以看出，股市价格波动的第一个也是最根本的原因是上市公司经营业绩不稳定，信用风险高。由此产生的波动不一定是市场上所观察到的短期的日价格波动，而是价格整体水平在中期内的变化。与短期价格波动相比，这种价格水平在中期的整体浮动所形成的风险难以在短期内消失，是股市价格波动的一个根本性因素。
二、资金的结构、规模与价格波动的关系
股票的价格一方面反映个股的内在价值，另一方面也是市场条件的直接标尺。在市场条件中，资金是最重要的一个方面，直接影响供求关系和价格水平。
1.资金在股价形成中起重要作用
从理论上说，股市的长期均衡条件是股市价格等于个股的内在价值，由外在的市场条件所引起的短期价格波动是价格扰动，其长期均值应为零。资金在证券市场的各个领域如股市、债券市场、货币与外汇市场之间游动，有助于实现整个金融体系的总体均衡，消除价格与内在价值的偏离。然而，这种在成熟了的市场上发展起来的理论在一定程度上与新兴的金融市场特别是中国的股市的现实存在明显差异。在这里，由于信息的传递存在一定程度的偏误和由此导致的投资的盲目性、由体制的特点所导致的高度投机性和资金市场的分割、以及与股市相关的周边市场尚未健全等方面因素的影响，股市的价格不仅在短期、而且在中长期内可能会与个股的内在价值持续性地处于偏离状态。在这种结构的市场上，资金量不仅与价格有密切关系，而且能够在价格形成中起到非常重要的作用。
为了把握资金在价格波动中的作用力度，在以下的分析中使用了计量方法将这一关系具体化和数量化。在统计回归中深市的成份指数和平均市盈率（注：深市成指＝a+b[,1]×个人开户数+b[,2] ×股市交易额+b[,3]×回购交易额+b[,4]×经济景气指数（或+b[,5] ×超前期六个月的经济景气指数） 深市市盈率＝a+b[,1]×个人开户数+b[,2]×股市交易额+b[,3]×回购交易额+b[,4]×经济景气指数（或+b[,5]×超前期六个月的经济景气指数））是内生分析变量， 而可能对其产生影响的外生变量有反映个体投资者活动的开户数、深市总交易额、回购市场交易额以及反映上市企业盈利前景的宏观景气指数。样本阶段为1995年1月至1996年12月。分析结果见表6。
表6.股市价格形成的因素分析：对深市股指和市盈率的统计回归结果*
方程号 分析变量基数外生变量
个人开户数t 总交易额t 回购交易额t
(百万元)(百万元)
b[,1]
b[,2]
b[,3]
1 深市成指t 10730.00002 0.0067 0.0078
(25.9) (0.11) (4.62) (5.19)
2 深市成指t 10720.0066
0.008
(27.2) (5.5) (5.73)
3 深市成指t 9410.0029 0.0142
(18.35)(2.21) (3.59)
4 深市成指t 9720.0006 0.0021 0.0105
(21.2) (1.4) (1.74) (2.82)
5 深市市盈 7.77 0.000036 0.00011
率t (13.61)(3.30) (5.25)
6 深市市盈 7.44 0.000002 0.00016 0.00017
率t
(20.2)(1.23) (1.69)
(5.9)
7 深市市盈 7.31
0.000190.000187
率t (20.87)(2.05)
(6.9)
方程号 外生变量R[2]参数 F参数
景气指数t 景气指数
t+6
b[,4] b[,5]
1 7.51
0.98 305
(0.78)
2 7.8
0.97 214
(0.88)
3
24.190.7719.6
(2.20)
4
25.830.84 21
(2.74)
50.030.97 263
(0.22)
6
0.195
0.92550.5
(2.64)
7
0.189
0.922 64
(2.5)
*回归参数下括号内为t参数统计。
根据表6的结果确定方程3为定型的深市成指统计模型，方程7 为深市平均市盈率统计模型。在定型的方程中，所有变量的t参数都应高于1.64，具有90%以上的置信度。 计算结果显示，股票市场交易额、回购市场交易额和经济景气指数决定了深成指77%的波动幅度，同样的三个变量决定了市盈率变动程度的92%（见两方程的R[2]参数）。回归分析的主要结果可以归结为以下几点：
第一，股票市场的资金活动量对价格水平有明显影响，且两者之间的关系呈正向（变量系数在方程3和方程7中为正值）。这就是说，当市场上交易量大时，股指上升，而交易量小时，股指下滑。这一特定关系反映出中国股市的一个特点，即市场上的交易具有明显的单向性，投资者对市场上价格走势的观点认同程度高，或者说投资者之间相互追随的程度高。涨价时股票抢手，而跌价时则无人接手。在许多国家证券市场上，交易总量与股指不一定存在必然的确定性关系，因为市场上投资人的决策建立在独立判定的基础上，投资者相互之间对个股前景的看法往往相异。中国股市上常见的追涨杀跌行为，与市场上两类投资者的心态有关：个体投资者的损益标准往往是建立在实际的买入成本而不是机会成本之上的，在不低于买入成本的价格上将股票出售是其心理上的承受点；机构投资者的投资行为往往与经营体制和融资方式有关，低价出售股票意味着在会计处理上承报亏损，会造成多方面的负面影响。由于体制上的原因，在许多情况下机构投资活动属于封闭式运作，承认亏损将导致真相公布于众，决策者甚至还须担负责任；许多投资采用的是信用透支的融资方式，在低价位上售出股票造成资金入不敷出，会导致还款危机，而继续持仓有利于等待时机与贷款人商讨推延还款期。由此所形成的涨市与跌市之间的不平衡关系提高了股市价格波动的整体性，进而增加了价格波动的幅度。
其次，回购市场上的融资水平与二级市场交易活动和价格水平密切相关，反映在方程3和7中的系数b[,3]的高t参数值。结果表明，每当全国回购市场的月累计交易额增加1亿元（按每月20个交易日计算， 即每日平均交易额增加500万元）时，深成指增加140点左右。在有关回购市场的研究讨论中，一般认为回购合同的交易量，尤其是短期回购合同（一周以内）的交易量与新股发行有关。这里所证明的回购市场与二级市场的明确关系对于了解资金流入股市的走向有重要意义，是对传统结论的一个有益的补充。
第三，尽管市场上的资金总量对股市的价格波动和市盈率有直接的影响，但是个体投资者（即散户）在市场上的投资活动似乎没有对价格的形成构成决定性的影响。在方程1、4和方程6 中都加进了个人开户数作为外生变量，可是该变量的参数b[,1] 在三个方程中都不具有足够的置信度（t参数小于1.64）。 这表明个人开户行为与市场总体的价格水平在长期趋势上不存在稳定的相关关系；价格的水平是由个人投资者以外的投资资金、主要是机构投资者的资金活动所确定。
第四，股市价格的波动状态在一定程度上反映了企业经营的盈利前景，反映了股票内在价值的变动态势。值得指出的是，股市价格的变动超前于经济景气指数的升落，有一定的预见性。根据分析的结果，超前期大约为半年左右。方程1、2和方程5 中的经济景气指数与股市价格同期，但三者中的系数b[,4]都不具有足够统计置信度；而当方程3、4、6、7使用六个月之后的经济指数，即股价指数超前六个月时，系数b[,5]在三个方程都具有高置信度，t参数都在2以上（置信度高于95%）。这说明市场在决定股价时已考虑到了半年之后的总体经济走势。经济景气的指数每上升一个点，股指变动近25个点，反映了盈利前景预测与价格之间理论上的因果关系。然而，与资金和融资水平相比，经济景气对价格的影响相对微弱。由于指数活动在+10与－10之间，所以深成指因此而产生的变化范围最多不超过500点， 其余部分完全由资金活动量和融资水平所决定，这后两者是对价格水平起决定性的作用因素。
2.个体投资者跟随股价入市
虽然个体投资者的入市行为对股市价格的长期趋势没有影响，但在微观环节上，通过开户行为所表现出来的投资行为可能会与股市价格存在某种联系。在信息不充分的条件下，许多投资者无法也不能够在合理预期的基础上作出独立的投资决策，而是依赖于市场所提供的信号式信息作为决策的依据。
本文研究投资者的开户行为时使用了深成指的日指数和日开户数两个系列的数据，样本阶段为1997年1月初到4月底；在采用时间序列分析方法的基础上，通过变换时滞期考察了开户行为滞后于股指变动1到7个交易日的情况（在分析中发现7日后的关系无置信度）。
无论是从回收系数上还是从t参数值上都可以看出股指的水平与3日后和6日后的股民开户行为有最强的关系，其中6日迟滞期的影响幅度最大。开户行为与股指在时间上的滞后关系说明个体投资者在投资决策上受市场价格表现的引导，将近期内（一个星期）的价格变动趋势作为其开户投资决策的基础（见表7）。
表7.个人开户行为与股市指数
日开户数
当日
1日后2日后
3日后 4日后5日后
深成指 =0.003 +0.021[*] +0.009 +0.024[**] +0.02[*] +0.012
(0.27) (1.75)(0.76)
(2.08) (1.65)
(1.02)
6日后 R[2]
深成指 +0.043[**] 0.935
(3.57)
*具有90%以上置信度（括号中为t参数）。
**具有95%以上置信度。
3.入市资金以机构资金为主体
入市资金的结构与股市的价格水平有直接关系。由于资金的来源不同，每类资金的投资策略、持股时间、信息含量都不相同，不同的资金结构的组合会影响市场上的整体交易活动，从而产生带有一定特殊性的价格波动状态。根据中国金融市场的基本结构，可以将股市的资金来源归结为这样几个方面：（1）散户即个体投资者的存款转化为投资资金；（2）银行资金直接或间接地以贷款和回购等融资方式进入股市；（3）券商将客户的保证金转化为短期的投资资金（尽管这种融资方式超出了政策法规所允许的范围，但在具体运作中这种方式所涉及的资金在市场上的规模不容忽视）。
从统计资料上无法直接查到有关这几类资金的规模和活动规律的数据。但由于银行存款和贷款活动有一定关联性，所以可以通过对这两者的全面分析确定它们与股市交易活动之间的因果关系，分析结果显示：
A.股市交易额与银行存款此消彼长
为了对银行存款行为有一个较全面的描述，我们首先建立以下的基本模型：
存款＝a+b[,1]×货币存量+b[,2]×物价指数+b[,3]×国内生产总值+b[,4]×居民消费额+b[,5]×股市交易总额其中，货币存量选用M[,2]指标，物价指数选用消费品物价指数， 国内生产总值系按当年价格计算的统计数字，居民消费额系指消费品零售额，股市交易额是深沪两市每季度交易总量的合计，存款是消除季节因素后的存款额。以上变量使用的都是季度数字， 样本阶段是从1993 年到1996年。从理论上可以作出这样的推断：货币存量、国内生产总值应与存款总额有正向的共涨共落的关系，而物价指数和消费额应与存款有反向的此消彼长的关系。除此之外，股市交易额变量的系数应反映出存款对股市交易活动的敏感度。统计回归的结果见表8。
表8. 存款行为方程回归分析结果*
外生变量
────
国内生
方程号 分析变量 基数M[,2]
物价产总值消费
b[,1]
b[,2]b[,3]b[,4]
1
总存款
1 088
0.784 -37.960.13 -0.657
(1.97) (26.16) (-3.13) (4.21)
(-2.23)
2
定期存款 5 3100.761 -147.9
0.198-1.7
(2.86) (16.19) (-4.86)
(4.80) (-4.12)
3
活期存款 -2 844
0.07
83.72 -0.081.08
(-1.22) (1.14) (2.18)(1.56) (2.08)
股市交
方程号 分析变量
易总额R[2]参数 F参数
b[,5]
1
总存款
-0.00080.9996 186.54
(-2.71)
2
定期存款 -0.00270.9996 463
(-5.48)
3
活期存款 0.0018 0.992 367
(3.46)
*括号中为回归系数的t参数，用作判定置信度。表9同。
由表8可以看出：存款总量方程（方程1）中所有的系数的符号都与理论上的先期推断相符：在存款量与股市交易总额中存在负向关系：即交易总量的增长导致存款量的减少，资金从储蓄流向股市；从数值上看，股市交易额（每个季度）增加1亿元时，存款减少800万元，变动率为8%（方程中存款以亿元、而交易额以百万元为单位）， 而当国内生产总值上升1亿元时，存款增加1300万元，比率为0.13，小于储蓄率， 两者间的差别应为存款之外的其它方式的投资；物价上涨时，居民为保持实际消费水平而加大名义消费额，从而减少了存款，因而其系数在回归方程中为负数；货币供应量的增加直接或间接地提高了居民的货币收入，从而增加了银行存款，系数也就呈现正值。
除了存款与股市交易额的基本关系之外，表8 的统计分析还显示了另外两个重要结果：即定期存款的资金在股市活跃时流入股市，造成存款减少；而活期存款的规律则与定期存款相反，它与股市交易额水平同涨同落。具体说来，当股市的资金投入量增加、交易额上升时，银行的定期存款减少。股市季度交易额每增加1亿元， 定期存款就会抽走2700万元。活期存款方程（方程3 ）中的系数显示出某些与定期存款的行为相反的关系：活期存款随物价水平的增长而增长，显示居民将活期存款作为消费周转资金的特征，与此相关联的是活期存款与居民消费额所显示出来的正向关系（系数为1.08）；此外，每当股市交易额上升1 亿元时，活期存款增加1800万元。根据活期存款账户的特点，这部分存款增量可以理解为由两个不同的部分组成：一部分是由个人投资者将定期存款转化为投资资金并以其中一部分买下股票或押放作为保证金之后，将其余置放于活期存款账户中作为等待入市的流动资金；还有一部分是机构、企业的入市资金中的一部分作为周转资金暂时呆滞在账户中（根据人行季报的统计口径，券商的保证金不包括在活期存款数字中）。
B.银行资金变动与股市交易活动同步
银行是国民经济的金融体系中最传统也是最重要的组成部分。银行作为整个社会的资金库的地位决定了它与股市的资金活动有必然联系。尽管国家的政策法规禁止银行资金直接投入股市，但在金融体制的实际运行中仍然存在着许多资金间接进入股市的渠道。据此可以建立以下基本模型分析银行的借贷资金与股市交易活动的关系：
借贷总额＝a[,1]+b[,1]×国内生产总值+b[,2] ×消费物价指数+b[,3]×经济景气指数+b[,4]×固定资产投资（或+b[,5] ×固定资产投资（经过季节调整后））+b[,6]×股市总交易额其中：借贷总额是包括银行、信托投资公司、信用社以及财务公司等金融单位的贷款融资总额，是金融部门对所有非金融部门的总债权，从人行统计季报中收集而来，银行融给回购市场的资金不包括在这一规模中；根据理论关系推断，银行贷款应随国内生产总值和物价指数的增长而增长，也就是这两个变量的参数（b[,1]，b[,2]）应为负值；经济景气指数的系数有出现正负值的双重可能：一方面，经济指数上升时，企业为满足市场需要而扩大生产规模需要更多的流动资金和固定资产投资贷款，而另一方面，企业又由于库存减少、资金周转加快而减少了对银行资金的依赖；股市交易额的系数应反映银行资金与交易额之间的关系和影响幅度。统计回归结果见表9。
根据三个统计方程统计回归的结果，方程3 中所有的系数都具有足够统计置信度（t参数大于1.64），成为定型模型。 借贷总额随经济的总规模和物价水平增长而增长，与理论的推断相符。经济景气转好时，企业对银行贷款依赖减少，贷款规模萎缩，所以系数为负值。固定资产投资的统计数字季节性很强，方程中采用经过季节调整的数字后出现了较强的关系，表现为半数的高置信度。固定资产每增加1元， 贷款增加1.68元，反映出投资本身的融资规模以及配套资金的总量。股市交易额的系数在三个回归方程中比较稳定，且置信度较高。按照系数推算的结果，可以看出当股市的季度交易额上升1亿元时，大约有3000 多万元的银行资金直接地或间接地流入股市，这部分资金可以直接变成持股资金或保证金，也可流转到活期账户上成为周转资金，因而它应是通常所说的由银行资金转化来的内圈和外圈的资金之和。
表9. 银行资金与股市交易活动相关分析
外生变量
国内
经济 ─────
生产
景气 固定资产
方程号 分析变量
基数总值物价 投资
b[,1]
b[,2] b[,3] b[,4]
1
借贷总额 -6 473
0.38 250
-269
-0.15
(-1.60) (3.37) (5.48) (2.10)(-1.01)
2
借贷总额 -6 785
0.28 289
-305
(-1.75) (3.47) (6.22) (3.27)
3
借贷总额 -4 966
0.28214.8
-271
(-1.45) (4.1)
(4.11) (-3.33)
固定资产股市
投资(季节
交额
方程号 分析变量调整之后)额 R[2]参数 F参数
b[,5] b[,6]
1
借贷总额0.00340.993435
(2.60)
2
借贷总额0.00310.992517
(2.36)
3
借贷总额 1.68
0.00330.996562
(2.22) (2.84)
C.证券回购市场与股市的资金活动密切关联
资金是存量，而回购交易额是流量，两者之间有周转次数的倍乘关系。股市与回购市场在交易量上的关系通过双变量的统计分析模型加以确定。根据对两者1995—1996年期间的数据的分析，每月股市交易额是同期回购市场交易额的1.6倍。其具体结果如下：
股市交易额＝9324+1.60×回购交易额 R[2]＝0.88
(0.8) (12.92)
回购市场上交易合同期限不同，各种合同的资金周转速度因此存在差异。为把握市场总体的资金量，本文抽取了1996年1月份5个交易日的各种回购合同的详细数据进行分析。在交易金额和合同期天数基础之上计算出加权平均的合同天数为14.56天， 也即回购资金平均每月周转两次。据此，上述统计分析结果中的系数可以由1.60调整为3.20，就是说回购市场的每元资金可连带产生3.20元股市交易额。如果再调整成季度数字，那么就变成每元资金可连带产生9.60（＝3.20×3 ）元股市交易额；或者说当股市交易增加1亿元时，回购市场的资金增加1000万元左右（系数＝1/9.60＝0.104）。
4.股市资金存量和周转规律
从以上两个部分的统计分析结果可知，从银行流入股市内外圈总的资金量占每个季度累计的股市交易总额的70%左右：其中27%是由定期存款转化而来，33%是通过向银行借贷和其它融资方式（包括回购）获得的；前者是个体投资者的资金主体，而后者则是机构投资者（包括企业、机构等）获得的；前者是个体投资者的资金主体，而后者则是机构投资者（包括企业、机构等）资金的重要组成部分； 除此之外， 还有10%的资金来自回购市场，成为机构投资者的另一重要部分。根据这个结构，如果机构投资者的自营资金数量可以忽略不计的话，那么个体投资者的资金应占资金总量的40%（27%相对于70%）左右，而机构投资者的资金比重为60%左右。
在转化为投资的资金中，大约有不到30%左右游弋于场外用作周转，其根据是活期存款、资金总量与股市交易总量之间的系数关系；资金总量为交易总量的70%，而20%又以活期存款的形式回到了银行。据此可知每季度的资金周转频率大约为2，即交易额为平均资金占用量的2倍。如将季度换算为年度，则整个市场的资金年周转频率为8次， 周期为一个半月。图1 在以上分析结果的基础之上将股市的资金结构和流向作了一个概括性描述：
图1.股市资金的流向
本节的分析结果着重说明了股市的资金状况与价格波动的关系。虽然资金量是市场的外部条件，但它在股市价格波动中所造成的影响占了主导地位，甚至超过了经济环境的内在因素在价格变动中的影响。又由于在整个市场的资金构成中，机构的资金占了主导地位，因此市场上的交易活动形成了由机构投资者主导、个体投资者跟随的特点，价格波动状态也由于这种主导与跟随的关系变得更为剧烈和具有单向性。