票据融资论文篇（1）

供应链票据既可依托超短期融资券，也可依托短期融资券。若依托超短期融资券，则无需评级，募集说明书简单，外部审议流程所需时间较短，但注册超短期融资券可能需要发行主体董事会、股东会审议，内部流程耗时会较长。若依托短期融资券发行，则内部审议简单，但需外部评级，外部审议流程较长。因此发行方式需结合发行企业自身特点，根据实际需求对这两种模式效率进行评估和选择。

（二）资金投向和监管

资金回收后可以继续放贷给符合条件的其他上下游企业。此外，若资金投向发行主体的关联企业，则会有利益输送嫌疑。

（三）用款企业准入标准

只需披露用款企业准入标准，比如与发行主体的合作年限、企业财务指标、年采购规模，具体根据发行主体的上下游供应链企业的具体情况来定。

（四）用款规模和期限

可由供应链票据发行主体与上下游企业根据实际情况自行协商。为有效控制风险，发行主体可适当设定某些标准，比如与采购合同、销售合同形成的应付账款、预收账款规模和期限相匹配。另外，用款期限还得和供应链票据发行期限相匹配。用款方式和利率具体可由票据发行主体企业、财务公司和债券主承销签订募集资金专户及资金三方监管协议，约定好三方的权责利，设定好募集资金账户监管频率和供应链融资清单要求，确保募集资金专项账户封闭运行、用款企业符合主体要求以及资金投向合规。

（五）具体操作流程

1.用款人为发行主体下游经销商。用款人为发行主体下游经销商，基于合同约定向发行主体购买产品或服务，发行主体向其提品或服务，希望用款人能够预付部分资金，约定预付款到账后一定时间后发货或提供服务。当用款人资金紧张时，主要通过向银行存入部分或全额保证金，由银行开具承兑汇票，然后用款人向发行主体支付票据；或直接向银行或小贷公司申请流动资金贷款，然后向发行主体支付款项。用款人一般为中小企业，向银行存入的保证金有限或信用能力不高，银行开具票据规模或贷款规模有限，且融资成本昂贵。在供应链票据融资模式下，由发行主体向用款人提供供应链票据融资，操作模式与银行、小贷公司基本相同，然后用款人将发行主体提供的贷款资金再加上自己的自有资金（相当于银行保证金规模）支付给发行主体。因此用款人不仅保证了融资来源，避免了资金链断裂，而且融资成本较低。用款人除了支付贷款外，还支付了自有资金，借款人弃货的可能性比较小，所以发行主体承担的风险较低。此外，发行主体将获得一定的利差（委贷利率减去债券利率），总体的利差收益可以有效覆盖极少数的弃货违约风险。更为重要的是发行主体通过向下游经销商提供贷款可以增加其购买发行主体的商品或服务的积极性，带动更多的经销商参与进来，尤其是中小经销商，帮助发行主体扩大市场份额。

票据融资论文篇（2）

2015年中国经济发展进入了新常态，正在由高速发展进入中高速增长，无论是经济发展方式、经济结构还是经济发展动力都在发生变化。现代各国的票据实践已经证明： 票据对促进交易繁荣和活跃资金融通起了不可忽视的作用。但随着票据业务的不断创新发展，现有票据法逐渐显示出其不适应性，下文通过票据市场存在的问题讨论我国票据法的修改及完善。

1 现行票据法与票据市场不相适应的规定

1.1 缺乏融资性票据，融资不足

所谓融资性票据是指没有真实商品交易背景，纯粹以融资为目的的商业票据，其实质上是一种类似于信用放款，但比信用放款更为优良的融资信用工具。一个活跃的、高效的票据市场必然存在大量的、有着各种不同需求的市场参与者，丰富的、满足各种市场交易主体需求的短期融资工具，以及完成各种不同市场功能的结构模式。

融资性票据与目前《票据法》中所称“票据”的最大区别是不再要求具有“真实贸易背景”。我国《票据法》规定票据必须具有真实的交易关系或债权债务关系，一方面我国的票据市场只承认交易性票据，不承认融资性票据；另一方面我国票据市场缺乏商业本票这一在国外市场上起到积极融资性作用的票据形式。

在新常态下迎难而上的中小企业面临着巨大的考验，中小企业本身就面临着难以得到外部资金扶持、销售渠道单一等问题，中小企业若想要进行融资，不但会面临融资成本较高的问题，还会遇到手续繁复、时间较长，容易造成错失机遇、流动资金难以周转等问题。从一定程度上说融资性票据可以解决中小企业融资难的问题。

1.2 电子票据的流通缺乏法律支撑，推广进程缓慢

电子票据是随着经济的发展而逐渐产生并发展起来的，电子商务交易的各方都通过无纸化的电子票据来进行支付和结算， 票据电子化将是票据发展的趋势。电子支付系统改变了传统的支付结算方式，降低了成本，提高了效益，从而得到迅速发展。新的支付工具和支付系统在给人们带来高效的同时，也对传统法律制度形成了强烈的冲击。现行的票据法是建立在纸质票据的基础上的，不能有效地适用于电子支付。

1.3 票据业务资金、功能异化，未能有效推动实体经济发展

一方面在2015年国企改革对股票市场的巨大利好影响的情况下，企业票据融资去向会出现异化，偏离企业运转的主业，去追逐高收益、高风险的资本市场投资。另一方面因存在利益驱动，很多企业通过开票―贴现―转化为保证金―再开票的循环模式在银行间操作进行套现。这种票据功能资金异化形式得不到有效的抑制，使很多流通中的票据失去融通的意义，变成资本获利的手段。同时也会造成票据市场的超常规活跃，在融资过程中占用了银行贷款规模也会反向影响实体经济。

2 新常态对修改《票据法》的影响

2.1 增加融资性票据，解决中小企业融资难问题

一是删除第十条中关于“具有真实的交易关系和债权债务关系”和第二十一条中“汇票的出票人必须与付款具有真实的委托付款关系”的规定，只保留第二十一条中“汇票的出票人必须具有支付汇票金额的可靠资金来源”的规定。同时，建议相关监管部门进一步完善内部管理机制，减少融资性票据流通可能诱发的金融风险。

二是增加商业本票这一票据形式，完善我国票据体系。商业本票在短期融资市场上可以起到快速筹措资金、降低融资成本的作用。商业本票的合法化不但可以起到增加社会直接融资比重，而且可以解决中小企业融资难的问题。

三是建立完善的票据信用评级体系。发行融资性票据的关键在于企业的信用，中小企业只有将其偿债能力、信用等级、盈利能力一系列指标公开透明化，建立票据信用评级体系，融资性票据才能实现其流通性、融资性的使命。

2.2 电子票据合法地位纳入法律中

作为一种新型的票据支付、流通手段，电子票据实质是票据的电子化。但是这种电子便捷的形式并没有产生客户的共鸣，因此一是借鉴于市场实践我们可以将电子票据纳入传统《票据法》书面形式之中。扩大解释《票据法》理论和实践中的“书面形式”，使其既包括以纸面票据为工具的支付又包括以数据电文为基础的电子票据，为票据交易行为提供统一的规则。二是建立客户保护机制。为增强电子票据的认知度，在宣传电票时应明确票据主体的权利和义务。三是充分吸取国外先进技术，加强网络安全建设，强化资金安全性、信息保密性保障。

2.3 发挥票据作用，引导资金流向

规范票据融资行为，引导票据资金走向主要需要一是健全《票据法》等相关法律法规，使其起到在票据流通的基础上引导资金流向实体经济。二是建立风险防控机制，银行金融机构应顺应新常态的形式，改变以往粗放式的发展模式，更细致化的改善经营方式，以内部考核等机制为抓手引导银行分支机构强化风险意识，加强成本收益理念，更加理性的发展票据业务。

正如经济学家吴敬琏说的“只有比较高的效率支撑的中速或者低速增长，才能算是一个真正的新常态。没有效率的增长是维持不下去的”。如何做到效率？关键是在于制定票据制度的理论层面与新常态下市场实际情况相互匹配，逐步引领我国中小企业摆脱困境、引导实体经济冲出传统竞争困境，真正做到有效率的新常态。

参考文献：

[1]李建华.电子商务中电子票据的法律问题[J].法制与环境，2000（3）.

[2]郑洋一.票据法之理论与实务[M].台湾三民书局，2001.

[3]汪世虎.票据法律制度比较研究[M].北京法律出版社，2003.

[4]边维刚，刘为霖.票据融资与票据市场[M].北京中国金融出版社，2000.

票据融资论文篇（3）

一、引言

受全球金融危机的影响,资金的稀缺性更加凸现,致使企业融资成本极大提高,潜在的投资机会因为没有足够的资金而溜走,企业经营的规模因为缺乏资金而萎缩,有的企业甚至破产。在全球经济普遍不景气的情况下,我国政府采取了宽松的货币政策,有效地刺激了经济增长,四万亿元的投资堪称走向经济复苏的“推力器”。与此同时,我国商业票据市场迅猛发展,有效地促进了资源配置,缓解了企业短期流动资金的需求,有效地降低了企业融资成本。与企业其他融资方式相比较,票据贴现业务的风险较低,票据贴现对票据贴现各参与主体和国家宏观调控部门,客观上都有着重要的意义。2009年初,笔者注意到,我国票据市场的贴现率处于一个不断下降的趋势,央行的再贴现率从4.32%(2008年1月1日)下降到历史最低点1.80%(2008年12月23日),因此本文关注的是在整个宽松货币政策的背景下,企业如何利用国内市场票据贴现率处于历史低点的时机,以最低的资金成本筹集到所需要的资金。

二、文献回顾

国外对票据贴现市场的研究主要集中在票据市场在应对通货膨胀、促进经济发展和有利于中小企业融资等方面,肯定了票据市场的重要性,代表性的有:jayendu&richard zeckhauser(1987)以美国1953年至1984年的通货膨胀为背景,经过实证检验发现,票据市场的建立和完善以及诸多金融衍生工具的出现,有效地降低了通货膨胀所带来的长期投资的风险,使其下降了30%-40%。mark gertler和cara

s.lown(2000)基于融资理论,实证发现一些有发展潜力但资金匮乏的中小企业可通过票据市场进行融资,解决了这些企业发展过程中的资金约束,促进了美国经济的发展,从而改变了20世纪80年代前只有信用极高的大型企业才能发行债券进行融资的局面。此外,票据市场的发展也使得美国的货币政策变得多样化,政府可以不再仅仅依赖税收政策调节收支。thomas k.halm(1993)从商业票据市场本身、参与者以及投资所要面临的风险等方面分析了商业票据市场的特质,认为快速增长的商业票据市场是过去几年债券市场最重要的市场。

国内对票据贴现市场的研究主要集中在分析国内票据贴现市场的功能、现状、原因及对策,还有通过对国内外票据贴现市场的比较得到对我国票据市场发展有意义的启示等。严文兵、阙方平(2002)认为融资性票据具有诸多经济功能,如有利于解决票据交易品种单一,加快我国票据市场的培育和发展;有利于解决监管成本过高的问题,促进宏观调控的完善。(2002)针对我国票据市场流动性较差、再贴现操作过程繁琐、存在票据非法融资现象等问题,提出从中小企业入手培育票源,增强商业票据流动性。何利辉(2003)以英国票据市场的发展为例,认为票据市场是短期资金融通的重要渠道,也是货币政策的重要传导载体,具有多种功能,是货币市场体系中不可缺少的子市场。陈丽英(2005)认为票据市场作为货币市场的子市场,承担着融通短期资金传导货币政策等诸多功能,是企业重要的信用工具和融资手段。巴曙松(2005)认为融资性票据的发展可以扩大票据市场容量,从而提高货币市场乃至整个金融市场的整体效率,改变失衡的市场结构;从而提高金融市场的整合程度。曾涛(2007)对我国真实性票据和融资性票据进行了成本收益的分析及比较,认为我国建立在真实票据理论基础上的现行票据制度限制了各主体获取外部潜在利润的空间,应建立以票据无因性理论为基础的票据制度体系,通过有序发展融资性票据来推动票据市场发展。

综合来看,国内外学者都是从宏观角度研究融资性票据问题和票据市场,鲜有从微观角度来研究票据融资,特别是少有基于企业的视角研究企业融资票据贴现的问题,对企业的票据融资缺乏可操作性的建议。本文在已有相关文献的基础上,通过建立企业票据贴现决策模型,提出一些可操作性的建议,使得企业以最低的资金成本筹集到所需要的资金。

三、票据融资贴现决策模型

(一)相关概念的界定

1.商业票据贴现

商业票据包括商业承兑汇票和银行承兑汇票。票据贴现是指承兑汇票的持票人在汇票到期日前为了获取资金,贴付一定利息并将票据权利转让给银行的信用行为。由于银行承兑汇票,信用等级高在我国票据市场中占主要地位,以及现实中商业承兑汇票贴现的门槛较高,办理的机会很少,本文将商业票据贴现仅限于银行承兑汇票贴现。

2.票据融资贴现

本文所界定的票据融资贴现是指具有真实、合法的交易基础上的银行承兑汇票的贴现,而这种贴现具有融资的功能,并非是一种纯粹的融资工具①。

(二)变量设计(见表1)

(三)建立模型

1.建立票据贴现资金成本模型

由票据融资贴现决策模型,可以看出,影响票据资金成本的因素主要有票据贴现率(dir)、票据贴现所缴纳的保证金比例(cdcr)和票据贴现费用率(hfr)。票据贴现率越高,票据的资本成本也就越大;银行收取票据贴现费用越多,票据贴现的资金成本也就越高,反之亦然。一般情况下,由于票据的贴现率和贴现的费用率都是固定值,只有银行承兑汇票的保证金比例相对而言具有一定的弹性,企业可以与银行协商,商定最佳的保证金比例,使得票据贴现的资金成本最小。

2.模型的进一步推导和解释

(1)企业在进行短期融资时,有两种方案。一是取得短期流动贷款,二是进行票据贴现。企业进行融资决策的标准就是选取取得资金付出的资金成本最小的那个方案。也就是在既定的市场贴现率水平(dir)、需缴纳的保证金比例(cdcr)、同期存款利率(dr)和贴现费用率(hfr)情况下,根据票据贴现资金成本模型计算得到的票据贴现资金成本(fcr)与同期贷款利率(lr)进行比较。比较结果存在两种情形。

情形一:前者小于后者(fcr

情形二:若前者大于后者(fcr>lr),则目前暂不进行票据贴现融资,持有票据择机贴现。

(2)在上述情形一中,很容易作出票据贴现的决策,下面进一步讨论在情形二中票据贴现时机的选择。之所以会造成票据贴现资金成本高于同期贷款利率,很大程度上是由于市场贴现利率水平居高不下所致。于是持有票据,在等待未来贴现利率水平下降时进行贴现。问题是,在未来贴现率下降到何种程度企业就可以进行贴现了呢?由对票据贴现资金成本模型的推导可以解决这一问题。

由(6)式推导出票据贴现时机决策模型:

dir=fcr×(1-cdcr)+cdcr×dr-2hfr(7)

将未来作出融资决策时的贴现率用既定的保证金比例(cdcr)、同期存款利率(dr)、贴现费用率(hfr)和票据贴现资　特别是,当国家实行从紧的货币政策时,货币市场的流通性减弱,票据的贴现率随之提高,在这种情况下,若进行票据贴现,会付出较大的融资成本。当企业可以预见到在未来一段时间,市场的贴现利率有下降的趋势,那么可以根据上述推论,选择当合适的市场贴现率出现时,进行票据的贴现,获得所需要的资金。

(3)保证金的比例确定。实际工作中,保证金比例的确定需要企业同银行进行协商,对于企业而言,最佳的保证金比例就是使得票据贴现的资金成本最低的保证金比例。

第一,考察票据贴现的资金成本(fcr)与保证金比例(cdcr)的变动关系。

将⑥式对保证金比例(cdcr)求导,可得:

若dir>dr-2hfr,则(fcr)'cdcr>0(8)

(8)式意味着,只要dir>dr-2hfr,即银行票据的贴现利率大于同期存款利率与2倍的贴现费用率之差,票据贴现的资金成本随着保证金比例的增加而变高,同样,票据贴现的资金成本也随着保证金比例的减少而降低,两者呈同向变动关系。

若dir>dr-2hfr,则(fcr)'cdcr<0(9)

(9)式显示,只要dir

因此,当dir=dr-2hfr时,(fcr)'cdcr=0,fcr*=dr为票据贴现资金成本理论上的最小值。实际上,这是一种极端情况,即缴纳保证金所获得的同期存款利息收入扣除票据贴现费用的两倍额度之外恰好弥补所支付的票据贴现利息。

正常情况下,企业进行贴现所支付的票据贴现利息和贴现费用之和是高于缴纳保证金所获得存款收入的,所以,剔除(9)式所存在的前提(dirdr-2hfr这一前提,这也意味着票据贴现的资金成本与保证金比例是一种正向的变动关系。

第二,鉴于票据贴现的资金成本与保证金比例是一种正向的变动关系这一推论,可知,票据贴现的资金成本的降低可以通过逐步降低票据贴现所缴纳的保证金比例来实现。实际工作中,保证金比例的最终确定是由企业同银行协商决定的。需要注意的是,在谈判的过程中,企业要有明确的可行的保证金比例的底线。

下面根据票据融资贴现决策模型,分析这一底线的确定过程。

由(6)式推导出票据贴现缴纳保证金比例决策模型:

(10)式表明企业应根据自己所能接受的融资成本水平(fcr)、当前市场贴现率水平、票据贴现的费用率和同期存款利率水平来确定保证金比例的底线。最终保证金比例的确定,在确定底线后的基础上取决于双方的谈判。资金雄厚、资信良好、所处具有较稳定发展前景行业、在银行开立存款账户取得银行授信的企业往往能够在谈判中争得先机,大大降低了企业的融资成本。

四、结论与展望

一是一般情况下,企业会利用票据贴现利率与同期贷款利率的差异进行票据的贴现,获得短期流动资金,节约了融资成本。在票据贴现资金成本低于同期贷款利率的情况下,如果该票据贴现成本能为企业所接受,就进行票据的贴现;如果不能,就要考虑何时贴现的问题,可以根据票据贴现时机决策模型(dir=fcr×(1-cdcr)+cdcr×dr-2hfr),估算出企业可接受的票据贴现率(dir),待市场利率水平降至这一水平时可进行贴现。

文章只是就在票据市场中具有代表性的银行承兑汇票的票据贴现决策问题进行研究,对于商业汇票贴现的决策也可以参考进行。我国的票据市场发展迅速,不断创新的票据贴现的模式(如买方付息票据贴现融资贴现等)要求对本文票据融资贴现决策模型进行修正,这也是本文进一步研究的内容。此外,众多的专家、学者(严文兵、阙方平、夏洪涛,2002)对我国《票据法》就取消融资性票据贴现的限制提出了建议,如果这项限制被取消,本文所建立的票据融资贴现模型的运用将更加广泛。

【参考文献】

[1] jayendu&richard zeckhauser.treasury bill,futures as hedges against inflation risk.nber working paper no.2322.

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[7] 何利辉.借鉴西方经验 发展我国票据市场[j].财会月刊,2003 (01b):49-50.

[8] 陈丽英.对我国票据市场存在的成因分析[j].武汉理工大学学报,2005(1).

票据融资论文篇（4）

二、样本选取与研究设计

（一）样本选取

前文提到考虑到第一批融资融券标的股票交易不活跃的问题，本文选取之后分别在2011年12月5日、2013年1月31日和2013年9月16日所进行的三次比较大规模的标的扩容股票为研究样本。实际上在2014年9月22日也进行过一次大规模的标的扩容，但是由于文章需要用到公司年报数据，而2014年的年报在2015年才会，故不将此次纳入研究范围。此外，本文还按照以下标准对融资融券标的中的股票实行了进一步的筛选：（1）剔除财务状况异常的*st或st股票，因其不具备与其他样本相同的特点；（2）剔除在样本区间内已累计停牌超过30个交易日或以上的上市公司股票，因其在事件窗口区间内大部分时间都处于停牌状态，市场反应可能已经不单单只针对盈余公告这个因素；（3）原先加入过标的但是后来被剔除的股票；（4）因文章的相关数据处理需要用到分析师的盈余预测，所以没有此类数据的股票只能予以剔除；（5）为确保预测数据的可信度，且对样本股票进行了盈余预测的机构数平均为10家，剔除对该只股票进行盈余预测的机构数不够10家的股票。最后筛选出符合条件的样本股票数为278只。此外，本文的年报EPS数据来自国泰安数据库，EPS预测数据来自WIND数据库，笔者通过手动收集这些数据并根据研究需要进行相应地处理，处理方式主要是通过MicrosoftOfficeExcel以及相应的计算机程序。

（二）研究设计

首先，按照公式1计算出每只股票的未预期盈余（UnexpectedEarnings）。UE是一个衡量未预期盈余大小绝对值的指标，其中，EPSactual是上市公司股票年报所公布的实际每股收益，EPSpredicted是在WIND数据中获取的分析师在事前对该只股票每股收益所作出的预测。UE=EPSactual-EPSpredicted(公式1)由于UE的绝对值不足以说明其未预期盈余的程度，因此根据公式2对个股的UE进行标准化。其中，SUE是标准化未预期盈余（StandardizedUnexpectedEarnings）,分母为每股收益预测值的标准差。计算出样本股票的SUE的目的在于测量股票的未预期盈余程度，正的SUE意味着利好消息，而负的SUE则意味着利空消息。对于两种不同的消息，市场对他们的反应是不同的，所以必须以SUE为标准将样本股票分为SUE+与SUE-两组，以验证融资融券分别对他们的影响。

票据融资论文篇（5）

市场时机理论认为：股票高估时企业会选择发行股票，股票低估时企业会选择回购股票，对企业来说并不存在最佳的资本结构。本文利用市场时机理论讨论股票价格对资本结构的影响。

一、研究设计和样本选择

1.研究设计

本研究主要考察股票价格对资本结构的影响，本文分以下两个步骤进行回归分析：

首先单独分析股票价格对资本结构的影响，然后加入公司规模、盈利能力、公司担保价值三个控制变量，检验股票价格对资本结构的影响是否还有解释作用，回归模型如下：

其中：D：账面总借款

A：账面总资产

M：每股股票价格

B：每股资产账面价值

PPE：固定资产账面价值

EBIT：息税前利润

2.样本选择

本文选用了1994年～2006年上市的山东省上市公司为样本，其数据均来源于CSMAR数据库。剔除了金融公司、st公司、pt公司等数据异常或缺少数据的公司，共得到62家上市公司的数据。

二、实证检验及结果分析

在不考虑其他影响资本结构的因素的情况下，研究不同上市年度股票价格对资本结构影响的变化，以回归模型进行回归分析。我们以每个上市公司IPO时间为一个时点，对每个时点的上市公司横截面数据进行回归,发现只有在IPO当年和IPO后第一年股票价格对资本结构具有显著的负影响，在其他年份均没有显著的关系。

为了更进一步分析股票价格对资本结构的影响，加入公司规模、盈利能力、公司担保价值为控制变量，进行回归，结果见表。

市值与账面值比（M/B）在IPO当年和IPO+8年与资本结构呈显著的负相关关系，在IPO+1年却与资本结构呈显著的正相关关系，在其他年度与资本结构的关系均不明显。这说明，在山东上市公司中没有发现显著的市场时机选择行为，然而山东上市公司近十年的平均市盈率为73倍，公司管理者却没有充分利用市场对股票价格的高估状况。山东上市公司的近十年加权平均平均收益率为4.36%，而《公司法》对上市公司增发的条件是最近3个会计年度加权平均净资产收益率平均不低于6%，山东很多上市公司没有达到增发的要求。而且，在IPO+8年，我们可以看到，M/B与资本结构呈显著的负相关关系，符合市场时机理论。可见，再融资政策没有消除市场时机的基本存在特征，但却从市场外部对企业融资条件设置了制度性限制，影响了市场时机对企业融资选择的作用机理。山东上市公司受到再融资政策的限制导致M/B没有显著地影响公司的资本结构，再融资政策约束下的市场时机没有对企业的融资行为产生影响，在IPO后的7年里，普遍的股权融资偏好并没有转变为现实的融资结果。

三、结论

随着股票价格高低水平的变化，企业存在融资时机或融资窗口，总体来看企业并不存在最佳资本结构，发行被高估的股票可以获得市场时机选择的好处，所以当市场非理性表现为高估股票时，企业应该发行适量的股票，争取足够的现金流，投资于合适的项目。

参考文献：

[1]汤海容张凤:股票市场时机选择与资本结构[J].统计与决策，2006，（4）

票据融资论文篇（6）

一、引言

2010年3月31日，我国证券市场引入了融资融券交易这一金融创新机制以后，融资融券与股价波动的相关性这一问题就备受研究者的关注。其实，融资融券与股价波动的相关性问题可以从两个角度来考察：一个角度是融资融券对股价波动的影响。融资融券是否会导致股价波动幅度加大，这可能是监管层特别在意的;另一个角度就是股价波动对融资融券的影响。股价波动如何影响融资买入者或融券卖出者的行为，这其实涉及到股票价格决定的内在逻辑。

假如股票买入者决定是否在某日买入股票，仅仅取决于当前的卖方报价是否超过了未来股利的折现值，超过了就不买;假如股票卖出者是否决定在某日卖出股票，仅仅取决于当前的买方报价是否低于未来股利的折现值，低了就不卖，那么监管层是否允许融资融券对股票价格就不会有什么显著的影响。

然而，事实上市场参与者并不都是严格的基本面分析偏好者。根据折现现金流模型或者根据市盈率等基本面指标来做出投资决策的投资者，只是市场参与者的一部分，甚至只是一小部分。相当一部分投资者可能是技术面分析偏好者，喜欢分析K线图，根据股票近期走势、成交量、人气等与公司基本面关系不大的因素来做出投资决策。那么，在这种情况下，融资融券机制就有可能通过影响人气、成交量或者K线图的图形特征等来对股价波动产生影响。

从一般的投资逻辑来看，似乎融资融券与股价波动是交互影响的。然而，这只是一种推断而已，实际情况究竟如何，还需要基于交易数据进行实证研究，本文的成果就是我们为此做出的一点尝试。

二、文献综述

对于融资融券与股价波动的相关性，国外的研究已进行了很长时间。1977年，Edward M.Miller针对融券受到抑制情况下的股票定价效率问题作了开拓性的研究，提出了股票价格高估假说，即当投资者对股票价格的预期有分歧时，受融券约束的股票的价格会被高估，被高估的程度随着投资者的观点的分歧程度增大而增大。近十几年来的绝大多数实证检验都支持“股价高估”假说。

从“股价高估”假说出发，可以做出的一个假定是：假定融券受到抑制，股票价格可能在某一段时间会偏离价值中枢很远，当然最终还是会再向中枢靠拢;而假定融券未受到抑制，股票价格不会偏离价值中枢很远。这样，从一个较长时间来看，允许卖空将使得股价波动范围变窄。但让人困惑的是，直接针对融资融券与股价波动相关性的实证研究，却并未出现一致的结论。Allen and Gale（1991）的理论模型发现，允许卖空交易会影响股票市场的稳定，加剧市场波动。与其观点相对立，Charoenrook和Daouk（2005）采用全球111个国家1969年12月至2002年12月的数据所做的实证分析表明，与卖空交易禁止的国家相比，法律允许卖空交易的国家的市场总体收益的波动性较小。

国内的实证研究所得出的结论也同样呈现分歧。汪天都（2014）使用方差齐性检验法，发现融资融券并未影响A股市场稳定，不存在助涨助跌效应。于孝建（2012）对A股利用VAR模型的脉冲响应函数进行的实证研究表明，融资交易增大了股市的波动性，而融券交易减小了股市波动性;对于股市波动性，短期（6日）内，融券交易的影响要大于融资交易，但长期来看，融资交易的影响要大于融券交易。

从这一领域比较重要的研究文献来看，已有研究成果多以融资融券交易对较长时间段股价波动的整体影响为单一论点，却忽略了上升趋势和下降趋势时融资融券与股价波动的关联可能具有不同的特点。或者说，我们可以把股价运动的一个较长时间段根据趋势的不同划分为若干个时间区间，分别考察不同性质的时间区间内融资融券交易是否会伴随着股价波动幅度的扩大。

三、模型与变量

1、模型设定

正如前文所述，我们可以把股价运动的一个较长时间段根据趋势的不同划分为若干个时间区间，分别考察不同性质的时间区间内融资融券与股价波动的关联。那么如何界定上升趋势与下降趋势呢？简单的做法就是根据均线系统的状况来区分。短期均线是向上的，可以认为短期趋势是向上的;长期均线是向上的，可以认为长期趋势是向上的。国内投资实务中，短期均线一般用5日、10日均线作为代表，120日、250日均线都已被视作中长期趋势了。为了简化问题，下文的实证分析将分别考察5日均线朝上朝下时、10日均线朝上朝下时融资融券与股价波动的关联。

为此，本文拟建立如式（1）的时间序列回归模型，分别讨论股价在上行趋势、下行趋势下融资融券交易与个股价格波动性的关联。

BD=f（SRZ;SRQ;XRZ;XRQ） （1）

其中，BD描述个股价格的波动性，SRZ、SRQ、XRZ、XRQ分别代表股价上行趋势下的融资交易、上行趋势下的融券交易、下行趋势下的融资交易、下行趋势下的融券交易。

2、变量选取及数据来源

我国沪深两市推行融资融券交易试点已有近5年时间，在保障样本时间序列长度的前提下，为了提高分析结果的可靠程度，本文选取融资融券交易额已形成一定规模的2014年1月2日至2014年6月30日间（共119个交易日）沪市10只融资融券标的股票的相关数据（前复权收盘价、不复权收盘价、融资买入额、融券卖出量、总股本）。为了覆盖多个行业，选取的10只标的股票依次为：中国北车（601299）、康美药业（600518）、伊利股份（600887）、中国建筑（601668）、中国银行（601988）、中国重工（601989）、中国太保（601601）、中信证券（600030）、保利地产（600048）、上汽集团（600104）。若无特殊说明，本文分析所用的各交易日收盘价数据来自大智慧行情软件（2015年3月10日下载），融资融券数据均来自东方财富网。

由于不同股票的实时价格差异较大，各自的总股本数量也完全不同，本文采用个股当日收盘价相对前日收盘价涨幅的百分比表征该股价格短期波动性BDij;采用个股当日融资买入额占该股当日总市值的百分比表征该股融资交易RZij;采用个股当日融券卖出量占该股总股本的百分比表征该股融券交易RQij。其中，i=1，2，...，10，依次代表上述标的股票;j=1，2，...119，分别代表119个交易日。要额外说明的是，各股当日总市值用总股本乘以每股不复权收盘价计算得到。

为描述各股在某一个交易日是处于何种短期趋势，本文引入示性变量α、β来分别表示个股的前复权价格五日均值变化（或十日均值变化），来表征个股在当日是否有上行或者下行趋势，如：

当五日均值变化（或十日均值变化）为零时，αij、βij沿用股票i上一个交易日的状态。

至此，模型中的4个解释变量可分别记为：上行趋势下的融资交易SRZij=αij×RZij;上行趋势下的融券交易SRQij=αij×RQij;下行趋势下的融资交易XRZij=βij×RZij;下行趋势下的融券交易XRQij=βij×RQij。

四、实证分析

1、理论检验

为了更加严谨地论证融资融券交易与股价波动间的关联，在虑及个股走势对投资行为的影响之前，本文首先单纯验证融资交易额、融券交易量与市场平均股价波动的长期均衡关联。出于文章篇幅考虑，这里使用对市场平均股价波动具有象征意义的沪深300指数收盘点位作为被解释变量BD0，将深沪两市融资买入总额（单位：万元）RZ0、融券卖出总量（单位：万股）RQ0作为解释变量，考察其长期均衡关系。由于回归分析的样本时间序列足够长，这里选取滞后阶数12，并依据AIC准则，对三个变量进行ADF单位根检验。其检验结果如表1所示。

由表1的t统计量可看出，无论是否含有趋势项，各变量原序列均在1%显著水平下被认为是平稳序列，为同阶单整（I（0））过程，这是下文Johansen协整检验的必要条件。但在协整检验之前，需要确定被解释变量BD0与两解释变量间的VAR模型最优滞后阶数。其检验结果如表2所示。

表2中共有贯序修正最大似然统计量、最终预测偏误、AIC准则、SC准则、HQ准则等五项检验指标的检验结果，不同指标所确定的最优滞后阶数不尽相同。为了与前文单位根检验的信息准则一致，这里取用最终预测偏误与AIC准则所确定最优滞后阶数3阶。据此，取滞后步长为1至3阶进行Johansen协整检验，基于迹统计量和最大特征根统计量的检验结果如表3所示。

表3的两项统计结果显示，“指数波动与深沪两市融资买入总额、融券卖出总量存在长期均衡关联”的结论在统计意义上显著。由于各变量的单位不统一，且本文更注重个股价格波动与不同走势下融资融券交易的关联，故不在此罗列协整方程中变量间的数量关系。为了给下文的回归分析做好铺垫，这里进一步分析指数波动与融资交易、融券交易的影响方式，其Granger因果关系检验结果如表4所示。

由表4的联合统计量可以看出，融资交易与融券交易均不是指数波动的Granger因，而指数波动在不同滞后阶数下可能是融资交易、融券交易市场总量的Granger因。也就是说，融资交易与融券交易的往期信息并不会对指数波动产生直接影响，但指数波动将在未来不同时期内影响融资交易总体水平与融券交易总体水平。其中，“指数波动是融资交易市场总量的Granger因”这一结论尤其显著。

2、回归分析

前文已就市场平均股价波动与融资融券交易市场总量之间的关联进行了理论分析，但标的股票价格波动与该股融资交易、融券交易之间存在的量化关系仍值得讨论。基于前文给出的被解释变量BDij与解释变量SRZij、SRQij、XRZij、XRQij，针对10组（i = 1，2，...，10）时间序列数据的回归分析如表5、表6所示。其中，表5是五日均值变化趋势下个股价格波动对各解释变量的回归结果，表6是十日均值变化趋势下个股价格波动对各解释变量的回归结果，表中ci为常数项，括号内为t统计量。

可以观察到，20组拟合结果的拟合优度（调整后的R2）并不高，这与各组回归的遗漏变量有关，但不影响本文就四项解释变量系数及其统计量的数据得出结论。若以5%的显著水平为判断依据，从表5和表6的其他统计信息中可以清晰地得出以下结论。

（1）上行趋势下的融资交易与个股价格波动不相关。10只股票五日均线上行趋势下融资交易与其价格波动均不相关，而十日均线上行趋势下该结论大多数成立，仅有伊利股份、中国建筑、中国太保三个例外。

（2）上行趋势下的融券交易与个股价格波动高度相关。在股价呈现上升趋势的过程中，融券交易量越高，伴随着的股价上涨幅度越大;融券交易量越小，伴随着的股价上涨幅度越小。五日均线、十日均线下的检验均表明了这一结论。

（3）下行趋势下的融资交易与个股价格波动相关性部分显著。在五日均线下行时，中国北车、伊利股份、中国建筑、中国太保、中国证券、上汽集团这6只股票的股价波动与融资行为相关;在十日均线下行时，中国北车、伊利股份、中国建筑、上汽集团这4只股票的股价波动与融资行为相关。

（4）下行趋势下部分股票的融券交易与个股价格波动相关。在五日均线下行时，除康美药业、保利地产之外，其余8只股票的股价波动与融券行为相关;在十日均线下行时，除康美药业之外，其余9只股票的股价波动与融券行为相关。

由回归统计量显著的组数作出判断，只有第（2）条最可靠，这恰恰说明了股票交易的复杂性。在一定意义上，没有分歧就没有交易。正所谓“有人辞官回故里，有人星夜赶考场”，在某一个时间点上，针对同一只股票，看多的有看多的理由，看空的有看空的理由。那为什么上行趋势下的融券交易与个股价格波动高度相关呢？第一，这符合葛兰威尔（Granvile）法则的预期。根据均线系统的葛氏法则，移动平均线呈上升状态，股价突然暴涨且远离平均线为卖出信号。第二，这可能与我们选取的时间段有关。2014年上半年，上证综指一直在1974.38―2177.98之间震荡，上下幅度不过203.6点，以2076.18为中轴，震荡幅度在±4.9%以内。在一个震荡市的大环境下，相当多的股票稍微涨一涨又回落了，这就为融券卖出者提供了操作的经验依据。

五、结论

针对上升趋势和下降趋势时融资融券与股价波动的相关性可能具有不同的特点，本文首先验证了2014年上半年融资融券交易总体水平与市场平均股价波动的长期均衡关联;其次，考察了市场平均股价波动与融资交易、融券交易间的影响途径;同时，选取2014年上半年10只融资融券标的股票相关数据，对个股价格在不同变化趋势时与融资融券交易的关联程度进行了细致的量化分析。现归总所得结论如下。

第一，以沪深300指数收盘点位的变化作为衡量市场平均股价波动的被解释变量，将深沪两市融资买入总额、融券卖出总量作为解释变量，考察其长期均衡关系，对三个变量进行ADF单位根检验，各变量原序列均在1%显著水平下被认为是平稳序列;Johansen协整检验表明“市场平均股价波动与深沪两市融资买入总额、融券卖出总量存在长期均衡关联”的结论在统计意义上显著。

第二，由Granger因果关系检验可以看出，融资交易与融券交易均不是市场平均股价波动的Granger因，而市场平均股价波动在不同滞后阶数下可能是融资融券交易市场总量的Granger因。

第三，针对个股的回归分析表明，上行趋势下的融券交易与个股价格波动高度相关，其他情况下融资融券交易与个股价格波动的相关性在不同股票上呈现一定的差异。在股价呈现上升趋势的过程中，股价上涨幅度越大，伴随着的融券交易量越高，融券交易与个股价格波动呈现同向关系。

【参考文献】

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[3] A.Charoenrook and H.Daouk.：A Study of Market-Wide Short-Selling Restrictions Working Paper[EB/OL].http：///

abstract=687562，2005.

票据融资论文篇（7）

一、相关概念

(一)资本结构与融资偏好

企业的资本结构是指企业各种长期资金来源的构成和比例关系,一般长期资金来源包括长期债务资本(如公司债)和权益资本(如普通股)。在许多理论分析中,一般假设企业只以普通股与公司债券两种融资方式筹措经营所需资金。

融资偏好是指导行为主体对于不同融资方式进行选择的排列顺序。

资本结构理论主要有四种,包括美国财务管理学家大卫·杜兰特(DavidDurand)早期的资本结构理论、莫迪格莱尼(F.Modigliani)和米勒(M.Miller)着名的MM理论、以MM理论为基础的权衡理论、迈尔斯(My- ers)和马吉洛夫(Majluf)(1984)的如今称为优序融资理论的资本结构理论。如今影响最大的是优序融资理论,它认为企业融资一般会遵循内部融资、债务融资、权益融资这样的先后顺序。

(二)长期趋势分析和移动平均法

所谓长期趋势是指客观的社会经济现象在某一段较长时期内持续发展变化的趋势。

社会经济现象的发展变化,是受多方面的因素影响的,它除了受长期趋势因素影响之外,还受季节因素、循环因素和不规则因素等变化的影响。长期趋势分析就是采用一定的方法,将趋势因素以外的其他因素的变化影响,加以消除,使社会经济现象的发展变化,独自显示出长期趋势,为探索社会经济现象发展变化的规律性和统计预测提供重要的条件。测定长期趋势的方法,主要有移动平均法和最小平方法。本文拟以中国的公司l2年数据为例,运用移动平均法,来分析中国的资本结构是否符合国外的优序融资理论或国内学者提出的股权偏好理论。

二、我国企业资本结构分析

(一)数据的选择和处理

1.样本的选取。本统计以中国全部企业为统计对象。涵盖了上市公司和非上市公司。我国对于长期资本的取得主要是依靠银行借款、发行债券和股票。而这都属于外部融资的范畴。由于对银行提供的借款划分上市和非上市公司工作难度较大,故此加大样本范围。

2.内容的选择。在选择内容上,以每年的银行信贷增量、债券融资额和股票融资额为对象分析我国企业的资本结构。改变以往只以普通股与公司债券两种融资方式筹措经营所需资金分析资本结构的假设。

3.时间范围。在时间窗口上,为了能对中国企业的融资情况进行纵向对比,本文所选数据的时间窗口为1996—2007年。期间共持续12年。

4.理论假设:不规则变动是由偶然的随机因素所引起的。若从—个较长时期看,则各种偶然因素的随机因素所形成的偏差会相互抵消。故本文采用移动平均法一三项移动平均进行数据修匀来测定融资偏好的长期趋势。

5.数据来源。1999-2007年的信贷数据根据中国人民银行网站的数据整理,1994-1998年的数据根据国家统计局的网站整理。债券和股票数据来源于《中国证券期货统计年鉴(2OO1)>,2001-2004的数据来源于《中国金融发展报告》(李扬,社会科学文献出版社),2005-2007的数据来源于整理而成。

6.银行信贷数据说明。1994--2007年的人民币各项贷款余额分别为39974.77、50544.1、61516.6、74914 1、86524.1 93734.3、99371.07、112314.70、131293.93、158996.23 177363.49、194690.39、225285.28、261690.88。依次得出1995---2007年各项人民币信贷增量数据为10569.33、10972.5、13397.5、11610、11610、11610、7210.2、5636.77、12943.63、18979.23、27702.3、18367.26、17326.9 30594.89、30594.89。

(二)我国企业资本结构与融资偏好问题l2年数据分析

我国金融机构发放给企业的人民币信贷规模,企业的债券融资额及股票融资额如表2所示。

由表1可以看出,我国企业融资的顺序,首先是贷款融资,其次是股票融资,最后是债券融资。从合计数和平均数来看,我国银行信贷占据绝对优势,银行信贷、股票融资和债券融资所占的比重分别是87%、11%和2%。银行贷款融资大概是后两者的6.7倍。从增长速度来看,银行信贷要相对稳定,债券和股票增长的幅度比较大,股票增长最高达到2倍以上,下降最多也达到四成。这很大程度上和当时的政策或市场环境相关。比如,2004年11月,我国允许证券公司可以在由人民银行主管的银行间发行短期短期融资券,使2005年债券融资量有所增长;我国2005年10月通过新的《证券法》和《公司法》之前,对债券融资主体的限定是:“股份有限公司、国有独资公司和两个以上的国有企业或者其他两个以上的国有投资主体设立的有限责任公司”。新法出来后,适当放宽了公司债券的发行条件,不再将公司债券的发行限定在股份有限公司或国有有限责任公司中,尽管仍对公开发行证券公司的净资产、可分配利润、累计债券总额等作出具体规定,但这些新法的出台,无疑对债券的发行增加有着积极的影响,在2007年仅新推出的品种公司债券就发行112 亿元;对于股市,由于2006年工行和中行上市,导致企业融资明显增多,2006年5月份起,恢复A股发行后,企业在股票市场融资步伐明显加快,A股和H股筹资占同比明显多增较多。

为体现我国企业资本结构和融资偏好的长期趋势,下面应用三项移动平均对我国数据进行计算(为的是既能体现数据的真实性,又能得出比较客观的长期趋势),见表3

根据表2,在三项移动平均法下,由总额来看,贷款融资与债券融资是先降后升的趋势,而股票是先升后降再升的趋势。由于三者融资额的数据相差太大,做成图表表达不够理想,故以在三项移动平均法下的数据为基础,计算各自的年增长率,做成表3,再以表3为基础,做成图1,以此来判断融资的发展趋势。

由表1可以看出,贷款融资和债券融资的增长速度大致相同,只是在前期,贷款融资上升和下降的幅度都比债券融资的要大,但在后期,贷款融资上升的幅度大大低于债券融资。这说明,债券市场的融资能力有所增强。股票的增长速度几乎与前两者是相反的,在后期有几年,三者的增长线是一致的,都是上升的,股票融资的增长还超过前两者的增长,但最后一期,股票融资没有继续增长,而是下降。三者增长的变化,基本上和表2的分析结论一致。

(三)基于12年数据对我国企业资本结构与融资偏好问题分析总结

1.我国企业外部融资以贷款融资为主,占据绝对优势。由表2得出,1996-2007年这12年的数据显示,银行信贷所占的比重是87%,是股票融资和债券融资合计的6.7倍。

2.我国债券融资的规模一直很小。这主要是由于我国企业债券的发行条件、利率确定及投资方向都带有浓厚的计划经济色彩。一是明显向国有企业倾斜;二是对企业债的管理思路是,仅把企业债当做固定资产投资的资金缺口,而非从企业融资和资本市场金融品种的角度来管理。

3.股权融资的比例随市场行情而波动。从不同年份对比来看,股市行情好的年份,比如2000年、2005年和2006年,股权融资的比例偏高,而在股市行情不好的年份,如2001年和2002年,股权融资的比例就偏低。这个结果也验证了市场机会假说,即企业总是偏向于选择在股市行情好的时候进行股权融资,因为这样可以融到更多的资金。

4.强烈的股权融资偏好表现并不明显。由于缺少其他的股权再融资渠道,配股在很长一段时间内都是上市公司再融资的主要方式;随着配股门槛的提高,2000年后我国上市公司纷纷选择增发股票这一新的融资渠道.针对增发过多、过滥的问题,中国证监会于2002年又提高了新股增发的条件,2002年和2003年申请增发的上市公司数量明显减少,已增发的上市公司数量减少且融资额也大为降低,上市公司“增发热”逐步降温。股权融资很大一部分原因是在国家政策引导下的结果。

票据融资论文篇（8）

论文关键词：资本市场股市融资产业结构升级

一、引言

从1993年开始，上市资源的分配一直采取中央政府按行政条块切块下达上市指标和额度，并对申请公开发行股票企业的产业政策进行了规定，如中国证监会《关于1993年申请公开发行股票企业产业政策问题的通知》明确规定，鼓励能源、交通、通讯等基础产业企业，暂不受理金融企业，控制房地产企业，商业企业则各省不能超过一家；1994年l0月了《上市公司办理配股申请和信息披露的暂行规定》，文件除对配股时限、数量等加以限定外，还强调配股募集资金的用途必须符合国家的产业政策；国家计委2002年1月《“十五”期间加快发展服务业若干政策措施的意见》，提出鼓励符合条件的服务业企业进人资本市场融资；国家经贸委、财政部、科技部和国家税务局2002年7月联合《国家产业技术政策》，支持高新技术企业在证券市场融资；国家发展改革委、国土资源部、商务部、环保总局和银监会2003年12月关于制止钢铁、水泥、电解铝行业盲目投资的若干意见，《意见》特别指出证监会不能核准含有此类项目公司的首次公开发行和再融资的申请；2004年1月国务院签发《国务院关于推进资本市场改革开放和稳定发展的若干意见》，认为资本市场发展有利于国民经济的经济结构调整和战略性重组。中国股市中这种特有的上市机制以及各项产业政策的制定和实施，使股市的资本配置朝着既定的地区和产业倾斜。

另外，西方主要工业化国家的经济发展史也表明，股票市场的发展过程往往就是其产业结构高度化的演进过程。比如在1870年至1920年间，西方主要工业化国家(如美国、英国、德国、法国)的股票市场处于发展初期阶段，其金融资产证券率仅为12％，国民生产总值证券率仅为8％，与此相适应，其产业结构则表现为农业国向工业国过渡时期的特征——第一产业的就业比重高达50％以上，第二产业产值比重仅占25％以上，第三产业极不发达；到二十世纪九十年代，上述国家的股票市场已经高度发达，这些国家的金融资产证券率已经高达50％以上，国民生产总值证券率也达到了较高水平，比如美国的国民生产总值证券率高达l13％，与此同时，这些国家的产业结构也达到了后工业化的水平——无论从就业比重还是从产值比重来看，第一产业迅速下降，第二产业略有上升，第三产业后来居上跃居首位。

综上所述，无论是我国特有的上市机制，还是西方国家的发展经验都表明，股市融资具有促进产业结构升级的作用，但是通过对我国股市目前的发展状况和前人的研究成果进行分析，我们不得不提出一个疑问：我国股市融资对产业结构升级的这促进作用是否实际存在?为了解答这个问题，本文根据我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用资金流量法和协整理论，对股市融资与产业结构升级的关系进行了实证分析，最后对理论上应该而实际上没有起到促进作用的原因进行了深入探讨。

二、文献综述

关于股票市场发展与产业增长关系的研究，最早可以追溯到以Levine和Allen等人为代表的新金融发展理论，但是它只是将资本市场纳入研究体系，对于经济增长的研究则始终停留在宏观数据层面，尚没有导人产业和企业层面。Rajan和Zingales(1998)在Levine等人的研究基础上，将金融发展理论的研究范围深入到金融与行业增长率的层面，并通过41个国家、36个行业数据，从一个国家内不同行业对外源融资的依赖程度考察了金融与行业成长率的关系，研究发现金融市场的发挥降低了外源融资的成本，从而把企业从内源融资的束缚中解放出来。ThorstenBeck和Levine(2002)在Rajah和Zingales的方法基础上，首先运用跨行业、跨国家的面板数据检验金融结构与产业增长的相关性，针对银行主导和资本市场主导两种金融体系，检验严重依赖外部融资的产业在哪种体系中增长更快，主要评价金融机构是否促进资本流向了外部融资依赖性强的产业。Fisman和Love(2003)引人了行业增长机会概念，并认为导致金融发展效应差异的因素与其说是行业外部融资依赖度，不如说是行业增长机会。他们的实证过程表明，在单独引入金融发展与增长机会的乘积项或单独引入金融发展与外部融资依赖度的乘积项时，其系数都是显著的。JefreyWurgler(2000)提出了一个新方法：以资本形成对于盈利能力的敏感性(即弹性)来衡量资本配置效率，并运用包括28个制造业部门、跨时33年的面板数据，对65个国家进行了实证分析和比较研究。

与国外利用多个国家宏观数据研究不同，国内研究主要集中在理论研究和以国内中观数据为主的实证研究，研究结论充满争议。归纳起来，关于股票市场与产业升级的关系有两种观点：第一种观点认为，股市融资有利于产业结构的升级，如朱建民和冯登艳(2000)、王军和王忠(2002)、王兰军(2003)、杨德勇和董左卉子(2007)；另一种观点则认为，股市融资与产业结构升级弱相关或不相关。殷醒民(1997)通过对1996年上海证券交易所上市公司股票的制造业结构分析发现上市公司通过资本市场发行股票来募集资金的实际效果是加剧了制造业资金的分散化，并且认为股票市场与国家的产业政策基本上没有联系，蔡红艳和阎庆民(2004)度量了行业成长性，研究发现我国产业结构调整中各行业成长性的此消彼长并未在资本市场中得到体现。

上述研究多以理论研究为主，实证方面的研究主要采取了两种方法。一种是以徐炳胜(2006)为代表的多元统计方法，他主要通过我国资本市场于产业结构有关的经济数据对股市融资与产业结构升级的关系进行了回归分析。另一种方法是基于JeffreyWurgler(2000)的资本配置效率模型，这个模型的出发点是以市场作为配置主体，而且该模型因为缺乏理论依据、关键变量的内涵无法做严格界定，而遭到研究者们的质疑。基于此，本文将根据1994—2005年我国股市融资和产业结构有关经济数据，利用资金流量法和协整理论，从股市融资规模效应视角，对股市融资与产业结构升级的关系进行实证分析。

三、股市融资对我国产业结构升级的实证分析

(一)评价指标体系选取与数据说明

股市融资指标：为了克服异方差和误差项序列相关，本文采用股票市场各年度筹资额分别与当年国民生产总值的比重进行衡量。即：股票融资率SR=股票融资额／GDP。产业结构升级指标：衡量一国产业结构升级的程度，可以通过计算和比较不同年代第二产业增加值／GDP、第三产业增加值／GDP、(第二产业增加值+第三产业增加值)／GDP等指标来衡量。本文选取当年第二、三产业增加值的和与当年国民生产总值之比进行衡量。即：产业结构优化率IR=(第二产业增加值+第三产业增加值)／GDP。

产业绩效指标：产业结构理论中的“黑箱理论”即“投入——产业结构——产出”，产业结构在这里实质是承担一种产业转换器作用，而关于产业结构升级问题研究的核心，同样是如何促进高效率(绩效好)行业比重的提高和低效率(绩效差)行业比重的下降，从而通过产业结构调整实现产业整体绩效的提高。而产业绩效定义是基于企业集合体的角度，因此，本文选择产业利润率来评价，但是由于上市公司多数为各地区的骨干企业或者高新技术企业，因此在税收政策方面往往较非上市公司具有明显的优惠优势，所以以税前净资产利润率IP来评价，即：产业绩效指标IP=(税前利润总额／净资产X100)。考虑到数据的完整性，样本期间选取1991—2005年。数据来源于国家统计局历年统计年鉴和CCER数据分析系统。

(二)序列平稳性检验

在实际经济活动中，多数时间序列都是非平稳的，这些序列的矩随时间而变化，然而某些非平稳的经济时间序列的某种线性组合却可能不随时间变化，表现出平稳性。20世纪80年代初Engle与Granger提出的协整理论就是解决非平稳时间序列之间协整关系的有效方法。但是协整理论并不是对所有非平稳数据都能处理，它所解决的是某些单整序列的关系问题。根据E—G两步发，为防止伪回归产生，在进行协整分析前，必须检验序列平稳性，即序列单整性检验。单整性是指，如果一个序列经过n阶差分后才能平稳，则称此序列为n阶单整，记为I(n)。同阶单整序列的某种线性组合如果是平稳的，称之为协整。常用的检验方法是ADF法和PP法，本文使用ADF法，采用Eviews5．0计量软件进行实证分析。

首先，作变量SR、GR、IP时序图(见图1)，初步判断序列平稳性，识别变量截距、趋势特征。从图1可以看出，各变量可能不平衡，且都有截距项。

然后，采用ADF方法对各变量进行单整检验，得到的结果见表3。从表3可以看出，GR、SR、IP的检验统计值大于临界值，说明它们是非平稳序列。而它们的差分序列AGR和ASR以95％的置信度通过检验，AIP以90％的置信度通过检验，说明AGR、ASR、AIP为平稳序列。显然，可以判定GR、SR、IP各变量都是一阶单整的，即I(1)序列。

(三)资本市场融资规模与产业结构优化关系的协整检验根据上述单整检验结果，SR、GR和IP这些时间序列虽然自身非平稳，但其某种线形组合却可能平稳。如果存在平稳的线形组合，这个线形组合则反映了变量之间长期稳定的比例关系，即协整关系。以产业结构优化率GR、产业绩效指标IP为被解释变量，资本市场融资率sR为解释变量，建立计量模型：，其中1、为随机扰动项，表示GR、IP中sR无法解释的其他因素，对GR和sR、IP和sR分别进行回归，得到模型(1)和模型(2)：

从回归结果看，模型1的截距项和系数显著，R=0．560618，调整的R=0．516680，F值=12．75923，P值=0．005079；模型2的截距项显著，而系数不显著，其R=0．246154，调整的R=0．151923，F值=2．612246，P值=0．144704。为了检验模型1中GR和sR是否协整，必须进一步对模型的残差平稳性进行检验。提取模型1残差，记为e，对其进行单位根检验，结果见表3。残差e以95％的置信度通过检验，是平稳的。说明GR和SR是协整的，股票市场融资率和产业结构优化率具有长期稳定的均衡关系，股票市场融资率每增长1个百分点，产业结构优化率降低5．523358个百分点，可见我国股票市场融资对产业结构升级不但没有起到推动作用，反而阻碍了产业结构的优化。

为了进一步确定股票市场融资率和产业结构升级的长期均衡和短期影响的关系，建立误差修正模型(ECM)，误差修正模型基本形式是由Davison、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，该模型能解释因变量的短期波动是如何被决定的，一方面，它受到自变量短期波动的影响，另一方面取决于误差修正项(ecm)，即回归模型1的残差序列e。将ecm滞后一阶，建立误差修正模型如下：

上述修正误差模型中ecm(一1)系数为负，说明在短期内或因为政策因素影响，或其他随机干扰影响，导致股票市场融资率与产业结构优化可能偏离均衡值，但这种偏离是暂时的，随着时间的推移这种偏离将因误差的修正回到均衡状态。

票据融资论文篇（9）

引言

我国《票据法》制定近20年来，对规范票据活动，保障票据当事人合法权益，促进市场经济发展发挥了重要作用。囿于对票据认识的不足及商业信用严重缺失的立法背景，该法在技术上做了诸多有违票据理论的限制性规范，特别是对票据适用范围和主体的限制，严重制约了票据信用和融资功能的发挥，使该法于当下倍受诟病。本文将在探讨有关对融资性票据有限制作用的条款后，对认为存在修改必要之处提出建议。

一、票据市场

票据市场是在商品交易和资金往来过程中产生的以汇票、本票和支票的发行、担保、承兑、贴现、转贴现、再贴现来实现短期资金融通的市场。其主要功能是为企业提供短期融资，市场工具既包括真实性票据也包括融资性票据。我国强调票据应以真实的交易关系为基础，实际上是遏制了融资性票据的功效，从而在整体上抑制了我国票据市场的发展深度和广度。正如谢怀栻先生所言"从立法政策方面说，我国的《票据法》应该主要从其对市场经济的作用去要求，而像现在这样一部票据法，很难说它能真正地促进我国市场经济的发展，对于完善社会主义市场经济体制有所裨益。"①

二、票据无因性

《票据法》第10条第1款规定： "票据的签发、取得和转让，应当遵循诚实信用的原则，具有真实的交易关系和债权债务关系。"要求票据行为具备"真实的交易关系"明显有违票据的无因性原则。票据无因性原则是票据理论的基础，是票据法的生命力所在。票据无因性将票据关系与原因关系切断，使当事人基于票据权利义务关系不以票据赖以产生的民法上的原因关系之确立和有效为前提。如此，当合法持票人向债务人行使付款请求权时，债务人不能基于原因关系不存在或无效进行抗辩。票据的无因性极大增强了票据受让人对票据权利的信心，是票据成为高度信用和流通工具的保证。然而面对雏幼的市场经济，我国立法者担心一旦放开票据使用将造成银行资金空转、市场信用膨胀和通货膨胀，危及金融稳定，于是做出了要求真实的交易关系的特别要求。

显然，立法者对此做出限制"直接目的并不在于否定票据的无因性，而是限定没有支付对价的融通票据在市场上流通。"⑵实践证明，这一设计在一定时期内维护了金融秩序的稳定，限制了票据泡沫，促进了以商品交易为核心的票据流通。但是，它客观上不但成为一些付款银行拒绝付款的借口，也阻碍了我国融资性票据发展。由于此项规定，作为承兑人或付款人的银行在承兑或付款前必须审核票据的签发和背书是否存在真实的交易关系，若不存在真实的交易关系，则票据行为可被认定为无效。虽然《最高人民法院关于审理票据纠纷案件若干问题的规定》明确规定不能将《票据法》第10条作为抗辩条款予以适用，但仍有基层法院将该条第1款当作票据有效性的条款加以引用，这就造成了不必要的纠纷，极大限制了票据的流通。不仅如此，一些银行为了留住客户资源，往往积极帮助客户提供虚假交易发票和证明，使这一规定名存实亡，反而扰乱了金融秩序。大量没有真实交易背景的票据的产生，也在客观上要求我国立法应将融资性票据纳入票据法加以规范。

票据理论将为当事人之间商品交易货款的支付而签发的票据称为真实性票据，而融资性票据是与真实性票据相对的、由有融资需求的商业企业签发的短期融资票据，其目的纯粹在于企业融资，从本质上来说无异于向票据签发者进行信用放款。 ⑴其特点在于：不要求票据签发人与受让人之间具有真实的商品交易关系，即多数情况下只存在资金流而没有商品流；票据签发主体为企业，受让主体为银行、企业或自然人，主体间是一对多的关系。

实践中，银行承兑汇票在发挥融资功能时，可视作融资性票据一类。在远期银行承兑汇票承兑后付款期未到之前，持票人为了尽快获取资金，可以通过贴付一定的利息给银行、企业或个人以融通资金。此外，银行承兑汇票还可以在银行同业间转贴现，同央行再贴现，其实质是运用汇票实现间接借贷。贴现使已承兑银行汇票得以提前融通资金且贴现率通常较银行贷款利率低，融资成本低。

不难窥见，发展融资性票据的优点首先在于有利于完善票据市场，使票据市场成为资本市场；其次，发展融资性票据有利于拓宽企业融资渠道，降低融资成本，完善社会信用体系；最后，发展融资性票据有利于资本的合理配置和金融体系的不断优化。

三、《票据法》对票据行为主体和范围的限制

我国票据法对票据行为主体有诸多限制。限定了主体即意味着限定了其适用范围，限定了适用范围也即限定了票据在这些范围内的功效。迄今，我国票据的使用和流通主要处于中国人民银行和各商业银行的主导之下，就连商业汇票也绝大多数属于银行承兑汇票。②《票据法》第19条第2款规定："汇票分为银行汇票和商业汇票。"但我国对商业汇票的使用规定较为严格，只有在银行开立存款账户的法人及其他组织之间才能使用商业汇票，个人不能使用商业汇票。我国《票据法》第73条第2款规定："本法所称本票，是指银行本票"，这就将本票的出票主体限定为银行；而在国外，企业和个人都是可以出具本票的。《票据法》第78条规定："本票的出票人在持票人提示见票时，必须承担付款的责任"，这说明我国不承认远期不记名本票，远期不记名本票具有信用功能，而即期记名本票只有支付功能。虽然这样限制有其合理考虑，但发达国家通常是通过限制本票的票面金额来防止不利后果而不是禁止出具远期不记名本票。可见，票据的支付、汇兑、结算、信用、融资五大功能在我国只有支付功能发挥较为充分，信用和融资功能则被极大弱化。

四、修改票据法之必然及意义

我国《票据法》无论是对真实交易关系，还是对票据主体和票据适用范围的限制，都不利于票据功能发挥和我国优质票据市场形成。票据市场作为不可替代的短期资金融通市场，在我国金融改革呼声正起时不应也不能被忽视。故此，票据法的修改成为必然。诚然，我国不敢开放融资性票据有市场信用体系不完善等历史原因，但是，随着我国企业征信体系和短期融资券市场的发展，为融资性票据的开放提供了市场条件。与此同时，融资性票据在市场上早已屡见不鲜，与其让这些"非法活动"游离于金融监管之外扰乱正常金融秩序，不如将其纳入法律规范之内，释放其本该有的活力。

五、修改建议

综上所述，建议修改票据法第10条第1款，删除"票据的签发、取得和转让，应当遵循诚实信用的原则，具有真实的交易关系和债权债务关系"；修改第21条第1款，只保留"汇票的出票人必须具有支付汇票金额的可靠资金来源"，回归无因性原则这一票据法根本。修改第73条第2款，对本票的出票人不作主体限制，而只设置出票资格和条件；允许商业汇票的承兑及付款人扩大到有资格的商事主体，允许商业汇票自由转让，完善汇票贴现的相关规定；发展融资性票据，规范票据市场，加强票据风险管控，完善评级授信机制，充分发挥票据的信用融资功能，使《票据法》成为一部真正意义上促进我国市场经济发展，完善市场经济体制的"市场法"。

注释：

①谢怀栻：《票据法概论》，法律出版社，增订版，2006，第33页。

②刘莹：《从融资性票据谈我国票据法的修改》，山西大学学报，2008，（5）.

参考文献：

[1]谢怀栻：《票据法概论》[M]，法律出版社，增订版，2006.

票据融资论文篇（10）

廖士光和杨朝军［5］(2005)对香港股市的卖空行为进行研究，认为融资融券的卖空机制和市场波动性增加之间没有显著的格兰杰因果关系。陈淼鑫和郑振龙［6］(2008)利用非对称GARCH模型研究融资融券卖空机制和市场波动性之间的关系，认为卖空机制没有明显加剧股市的波动率，而是起到抑制市场波动的作用。杨德勇和吴琼［7］(2011)的研究表明，融资融券交易机制与整个市场的波动性存在长期协整关系，而与市场流动性不存在长期协整关系;融资融券交易对市场流动性和波动性有因果作用。顾海峰，孙赞赞［8］(2013)以沪深股市经验数据为样本，通过OLS模型和格兰杰因果检验，认为股市处于不同行情时，融资融券与沪深股市波动性、流动性的长期关系特点不同。建议在股市上升期增融券减融资，在股市下降期减融券多融资。在达到平抑波动性和增加流动性的运行绩效上突出了监管层的作用。

二、融资融券对保险股票市场影响的实证分析

(一)流动性和波动性指标计算根据前文测量指标的分析，本文选择市场流动性和波动性两个指标衡量保险股票市场情况。我国A股上市的保险公司有中国人寿、中国平安、中国太平洋和新华人寿四家公司，因为我国融资融券从2010年3月31日开始实际操盘运营，而新华人寿在2011年12月上市，缺少数据较多不适合纳入样本。故本文只考虑前三家保险公司的股票价格，并用各家总市值进行加权平均从而得到综合的流动性和波动性指标。两类指标具体计算公式如下:保险市场流动性(LIQ)2．保险市场波动性(VOL)保险市场波动性(VOL)=加权的日震荡波幅=(最高成交价－最低成交价)/(最高成交价+最低成交价)/2(2．2)将三家公司股票数据按照(2．1)、(2．2)式进行计算，根据中国人寿总市值3959．89亿元、中国平安总市值3104．71亿元、中国太平洋总市值123．53亿元(数据来自软件)，分别赋值0.55、0．43、0．02加权平均得到VOL、LIQ。

(二)融资融券对保险股票市场影响实证分析1．实证假设假设一:融资融券能够提高我国保险股票市场的流动性。假设二:融资融券能够降低我国保险股票市场的波动性。本文以在A股上市的中国人寿、中国平安和中国太平洋三家保险公司的数据以及融资融券市场实操阶段的数据为样本，从2010年3月31日到2014年2月11日共计928个数据。本文中流动性、波动性和融资融券余额分别用LIQ、VOL、MP_SS表示，数据处理为Eviews6．0。2．平稳性检验金融数据多为随机时间序列，对时间序列建模首先考虑平稳性，对不平稳的随机变量直接回归，可能会出现虚假回归，分析结果不是有效的。首先对经过加权平均的三个变量进行ADF平稳性检验。通过趋势图可以初步判断MP_SS具有线性趋势，是非平稳序列，而LIQ和VOL较为平稳。接下来ADF检验的统计数据结果如下，也进一步印证了这一估计。对三组数据进行一阶差分后，发现均为平稳序列，即MP_SS、LIQ、VOL实现一阶平稳。3．VAR建模通过ADF检验可以知道三个时间序列满足一阶单整，可以进行VAR模型拟合。VAR方程滞后阶数越大，自由度越小，两者权衡才能更好的拟合数据并且作出预测。所以首先通过LagLengthCri-teria检验来确定VAR模型最佳滞后阶数。在LagLengthCriteria检验的统计图中，我们主要参考AIC、SC最小值准则，根据我们的样本量我们主要参考SC准则。确定结束以后，我们通过AR根图判断定阶后的VAR模型是否稳定。由图4和图5可知，方程根的倒数均在单位圆内部，表明所建立的模型是稳定的。VAR建模通过。4．Johansen协整检验上述的VAR建模滞后阶数为6，AR根图显示模型稳定性检验通过，故可以进行Johansen协整检验，可以根据VAR滞后阶数确定协整检验阶数为5。协整检验结果如表4所示。表4中可以看出，在5%的置信度下，迹统计量检验和最大特征值检验都拒绝了不存在协整关系的原假设，也就是认为融资融券和保险股票市场流动性存在长期协整关系。同理可以分析得到，融资融券和保险股票市场波动性也存在长期协整关系，结果如表5所示。5．格兰杰检验通过上述协整检验，发现融资融券和保险股票市场的波动性、流动性都存在长期均衡关系。也就是说从2010年开始实行的融资融券的业务和保险股票市场运行之间存在着一定关系，但是这种关系是否是因果关系，是单向的还是双向的影响需要进一步验证。下述就是对融资融券机制和保险股票市场流动性和波动性就行格兰杰检验来判断因果关系。通过表6可以发现在5%的显著性水平下，拒绝“融资融券不是流动性的格兰杰原因”，接受“流动性不是融资融券的格兰杰原因”。也就是说融资融券是流动性的格兰杰原因，而且是单向性的原因，即保险股市流动性不是融资融券的原因。同理我们对融资融券和保险股市波动性进行格兰杰检验，在5%的显著性水平下，我们认为保险股市波动性是融资融券机制的格兰杰原因。统计结果如表7所示。6．脉冲响应通过上述的VAR模型和一系列相关检验，我们认为融资融券和我国保险股市的流动性之间具有长期均衡关系，而且融资融券是保险股市流动性的原因。为了进一步研究融资融变量变化对保险股市流动性作用方向，下文进一步做脉冲响应研究，来分析模型的一个变量受到冲击之后对各变量的动态影响，间接反映了变量之间的作用方向。通过给我国融资融券总交易额一个正向冲击，可以得到保险股市流动性的脉冲响应如图6所示。从图6中可以看出，在本期给定融资融券一个正面冲击后，保险股市流动性首先是上升，在第3期达到最高值，然后开始下降并在第4期达到最低值。其后在逐步趋于稳定并在最终稳定在0值附近的正值。表明融资融券受到冲击后，首先将使得保险股票市场流动性上升，后期有所下降，但最终趋于平稳，说明有提高流动性的正向作用。7．方差分解通过脉冲响应函数，我们可以看出融资融券具有提高我国保险市场流动性的作用，也就是融资融券机制一定程度上解释了我国保险市场流动性，为了进一步解释融资融券对股市流动性作用贡献比率，下文对融资融券对保险股市流动性VAR模型做方差分解，结果如表8所示。从表中我们可以看出我国保险股市流动性对自身的解释很高，随着滞后期增加逐步减小但是比例很高。融资融券机制对保险股市流动性的方差解释逐步提高。从数据中可知，融资融券不是一直表现出提高保险股市流动性的作用，而是在波动中逐步趋于稳定，和上文中分析融资融券和保险股市流动性有长期均衡关系的结论是一致的。

(三)结果分析结果1:融资融券机制是我国保险股市流动性的格兰杰原因，并且能够提高保险股市的流动性;但是保险股市的流动性不是融资融券的显著格兰杰原因。融资融券和股市流动性作用关系在不同文献中结论不同，但本文得出融资融券机制有利于提高保险股市流动性的结论。原因可能在于融资融券业务带动保险公司增加成交总金额和加快投资变化频率。我们参考的三家保险公司股票都是较优质的融资融券标的股票，市场对三家股票的融资额度在逐年增长，带动公司股票交易额增长，换手率提高。流动性指标在考虑成交总金额基础上也考虑公司收益率波动，剔除了因恶意虚假操作或者特殊事件导致成交额虚高的现象，以股票收益率平稳增长下成交额的上升来衡量股市流动性。所以，本文得出融资融券有利于提高保险股市流动性的结论是值得参考的。结果2:融资融券不是我国保险股市波动性的格兰杰原因，并且我国保险股市波动性也不是融资融券机制显著的格兰杰原因。很多文献都认为融资融券机制和股市波动性之间存在较强因果关系，认为融资融券可以降低股市波动性。这一结论当然有其合理性:融资融券通过灵活的保证金制度，在股票价格偏离正常价格时可以起到价格稳定剂的作用。但是具体涉及到保险股市波动性时，实证结果认为保险股市波动性和融资融券之间并没有显著因果关系，原因可能是:我国保险行业上市公司仅为中国人寿、中国平安和中国太平洋三家，融资融券影响到的总市值相对较小，同时受限于险资不得大额投资证券业务的监管规定，融资融券价格稳定剂的作用还没有充分发挥出来。对三家保险公司而言，导致价格波动的可能是其他原因而不是融资融券业务。另外根据胡榕［9］和唐艳［10］的研究，融资融券稳定市场的作用并不是一开始就凸显的。这种作用随着市场对融资融券交易的逐步消化才能体现出来。

三、结论和建议

(一)根据自身经济实力，逐步扩大投资融资融券是活跃资本市场，促进资本流动的金融创新产品，但是也必须注意到融资融券业务本身具有高风险性，进入门槛相对较高，不同机构对资金管理水平差异也较大［11］。保险公司要根据自身的实际经济能力和风险承受能力进行投资，实时跟踪偿付能力充足率，保证合理杠杆规模，逐步稳健的扩大投资。

(二)选取标的股票采用一篮子方式，分散风险根据证监会最新统计，融资融券标的股票共有700只，覆盖沪深两市所有股票的28%。保险公司投入融资融券要分散不同行业，避免因某行业特殊事件价格剧烈波动而出现保证金不足甚至爆仓的风险。根据证监会选取标的股票的标准，参考股票的流动性、换手率和波动幅度等客观指标，选取一篮子股票，尽量分散风险，保证了融资融券标的股票在理论上具有较高的流动性和平稳的波动性。