经济学年会论文提交

1、阿经济学年会论文败提交类别：金融学作者简介：艾姓名：邵新建；绊 背附录：英文题目隘、摘要和关键词熬A Study按 On the澳 Asymme疤try of 斑the Dyn办amic Re埃lations凹hip Bet懊ween Pr敖ice and邦 Volume柏 in 碍Chinese笆 Stock 哀Market艾 颁 -叭- 班E案vidence八 from 耙 Stock 袄of Shan艾ghai St啊ock Exc靶hange f爱rom 199柏9 to 20氨04皑 爱 案 俺 瓣 斑 哎S案haoxinj颁ian跋（the Sc巴hool of斑 Econom邦i

2、cs ，Na八nkai Un盎iversit瓣y，Tianj挨in 鞍300071，八China 奥）澳Abstrac背t: 叭T吧his pap艾er esta哀blishes八 a robu拜st VAR 啊model o班n the r皑elation般ship be癌tween t靶he stoc叭k index蔼 and tu暗rnover 案using t败he A哎跋stock d拌ata fro拜m Shang凹hai Sto昂ck Exch暗ange挨. To ge懊t the p颁rice皑拜volume 翱relatio摆nship, 哀the VAR隘 toolki耙t

3、 is us百ed incl按uding G氨ranger-袄causali吧ty and 瓣impulse叭 respon柏se func澳tion an懊d varia矮nce-dec氨omposit爱ion. It坝 is obv跋ious th肮at the 瓣interac隘tive 皑relatio坝nship把 betwee氨n the s败tock pr敖ice and捌 volume哎 is asy白mmetric吧: price叭 is str疤ong whi岸le volu俺me is w班eak. 罢T败he anal颁ysis sh把ows tha爸t the s俺h

4、ock fr白om turn八over gi翱ves lim巴ited an哀d brief耙 effect笆s on th叭e index八. 靶H岸owever,半 the in啊crease 肮of inde背x can e胺nhance 芭the tur皑nover 搬signifi唉cantly佰 for a 把quite l埃ong tim哀e. 阿I吧n addit败ion, 摆W罢e elabo隘rate th鞍e intui跋tion板s behin隘d these袄 conclu耙sions a拌nd give爸 some s颁imple e爱xplanat八ions on

5、班 these 肮results疤.瓣K癌ey word蔼s: Rob板ust ; 爱 Impu摆lse Re斑sponse 扒; 疤Stong P八rice an芭d Weak 阿Volume芭中国股票市场价盎量动态关系的非靶对称性研究案 版 绊 跋 蔼跋来自上证A股1邦999伴坝2004的证据挨摘要：本文利用颁上证版A伴股数据，基于稳笆健性的原则建立俺了VAR模型，懊以此模型为基础哀对指数和成交额奥进行了Gran傲ger因果检验板、脉冲响应分析邦和方差分解分析百。结果发现价量俺之间的相互作用奥是非对称的，存稗在明显的盎“稗价强量弱败”氨现象。成交额对靶股票指数的影响拔是有限而短暂的澳，但指

6、数对成交稗额具有显著而持般久的同方向作用班。文章对这些结蔼论所蕴涵的深刻办现实意义进行了扮详尽的分析，并哀对这种非对称性皑做出了初步的理绊论解释。袄关键词： 稳拔健性 俺 脉冲响应 拔 价强量弱凹金融市场的价量暗关系主要是指证氨券价格爱(奥亦包括价格变动板、收益率和波动败率等价格派生指艾标碍)岸和成交量之间的肮相互关系。价量佰关系具有重要的氨理论意义和应用扳价值，正如柏Karpoff八(1987)跋所总结的：价量拌关系有助于对股伴票市场微观结构胺的理解；进行事扮件研究时，结合吧价量关系对结论搬的推断有更大的罢贡献；价量关系爸在研究股价的分癌布状态时具有决肮定性的作用。因爱此它一直是现代摆金融经

7、济学研究碍的热点问题。爱一、股市价量关邦系的研究沿革：阿文献综述爸早期的价量关系半主要集中于收益按率和成交量之间翱的同期静态关系靶上，奥Clark(1芭973)阿和隘Epps(19胺76)翱等建立和发展了安混合分布假说，啊该理论认为信息霸流的冲击导致了扮价量之间的关系哀。唉Copelan埃d(1976)鞍和奥Jenni挨ngs(198昂1)唉提出和发展了信肮息顺序到达模型霸，认为信息的逐唉步扩散过程决定拜了价量关系。进矮入九十年代后，挨价量关系研究的扒主流逐渐转移到唉了收益率和成交巴量之间的动态关翱系上，懊Gallant摆、澳Rossi敖和熬Tauchen坝(1992)笆、瓣Hiemstr靶a

8、霸和百Jones(1哎992)把的研究得出了基安本一致的结论：扮收益率和成交量熬之间存在着动态暗的双向的非线性办因果关系。扳Harris叭和跋Raviv(1背993)袄的模型认为在投袄机性市场上由于靶投资者对信息的败理解不同，导致俺价格的绝对变化半和成交量正相关袄。把Wang(19扳94)背的模型认为理性澳的投资者具有的般私人投资机会和安信息是不同的，疤由此导致的信息暗性交易和非信息凹性交易造成了收埃益率和成交量之颁间不同的动态关柏系。阿Lamoure埃ux摆和芭Lastrap伴es(1990傲)肮发现引入成交量柏后，收益率的笆GARCH罢效应会显著下降昂。但是哎Chen(20啊01)安使用罢

9、EGARCH岸模型对九个国家柏的证券市场的实百证分析表明成交傲量中包含了收益扒生成过程中的某安些信息，但成交半量对收益率的波坝动性没有显著的熬解释作用。罢 懊国内学术界在价胺量基础理论方面扒的研究较少，多鞍数文献主要是借熬鉴国外的理论和埃计量方法对中国佰证券市场上的价皑量关系进行实证隘分析。陈怡玲和捌宋逢明（按20柏00疤）、李双成和王澳春峰艾(2003)笆、 赵留彦和王伴一鸣（跋2003疤）对各自的样本伴进行研究后认为傲非预期交易量相柏对于预期交易量凹对波动率的解释唉能力更强。张维胺和闫冀楠（唉1998白）、王承炜和吴笆冲锋（爸2002百）利用白Baek-Br斑ock跋非参数方法地中氨国股票

10、市场进行爱了邦Granger拜因果关系检验，埃结论认为收益率蔼对交易量存在单把向的线性因果关翱系，长期内存在绊双向的非线性因哀果关系。唐齐鸣背和张学功（皑2005办）、芮萌和孙彦芭丛（颁2003坝）的研究发现存霸在由收益率到成按交量的单向因果颁关系。但赵春光笆和袁坝君丽（板2001靶）使用暗1991暗年安4扒月至坝2001蔼年唉3暗月深圳成指和交芭易量的月度数据盎，认为月度价量罢之间不存在因果阿关系。孙建明（案2003稗）认为交易量增爱量和价格增量之爱间存在双向的懊Granger唉因果关系。赵振巴全和薛丰慧（岸2005案）使用把VAR昂（叭7疤）模型通过分析盎1997坝年佰1绊月至碍2004矮

11、年按5安月的上证综指和捌交易量的每日数拜据也认为交易量半和收益率之间存鞍在双向的因果关疤系。版由上可知，国内霸的诸多研究结论百并不一致，甚至扳相互矛盾。究其按原因主要是：1蔼、数据的时期不笆同，很少考虑特哎定时期内可能的芭结构断点比如1996年底沪深股市都开始实行交易价格的涨跌幅限制制度，这前后的价量关系显然是有系统性差别的，很多研究使用的数据横跨1996年，但很少对此做出相应的调整。巴。2、对数据的翱处理不同，对数霸据过多的处理和阿加工很可能破坏爸了价量关系的直袄觉含义。3、模碍型的滞后期选择蔼差异也很大，一邦些研究缺少一个八较为可信的判断爱程序，直接影响摆了其结论的可信哎性。案中国股票市场

12、本埃身在不断变迁，疤价量关系并不是翱完全稳定的，它奥对上述各个因素扳的反应是非常敏板感的。因此我们败下面的实证研究岸无论是数据的来哎源、处理，还是跋模型的选择、分皑析，都基于稳健白性的原则，尽量罢减少由于主观的斑处理对分析过程拔的干扰，尽量避八免不合理的数据氨发掘 根据D.F.Hendry和秦朵（1998），数据发掘的含义很宽，至少有三层。我们是指“建模者为了证实理论而有意掩盖或摒弃与理论相悖的数据信息”，这实质上是一种数据的操纵。在价量的计量分析中，容易产生这种数据操纵的部分包括单位根检验形式及相应显著性水平的选择和VAR模型滞后期的确定。下文的检验程序为避免这个问题，都采取了严格和稳健的方

13、法。疤。蔼下文首先针对国靶内诸多文献在价懊量因果关系认识跋上的矛盾，通过百向量自回归方法叭，从稳健性的原盎则出发，通过3袄0期滞后模型的啊多重判断，对价办量价量之间Gr隘anger因果爱关系给出较为可啊信的结论。然后百在这种定性判断澳的基础上，尝试俺运用脉冲响应函唉数和方差分解技般术，从定量追踪邦的角度对其动态岸相互作用做进一八步的考察，同时斑分析实证结论所搬隐含的深刻现实安意义。最后对核阿心的结论给出初艾步的理论解释。俺 靶二、样本描述与搬模型构建1. 样本描述半本文的数据选自扳各年中国证券肮期货统计年签唉。由于深圳证券隘交易所笆1999懊年停止了新股上唉市，直到把2004癌年才重新获准中疤

14、小企业板块的上敖市资格，可能会坝造成深证市场价跋量关系的结构性拌变化，本文剔除哀这部分数据。上拔证中涵盖范围广背，具有代表性的皑指数有上证综合拔指数和板A搬股指数，综合指搬数中的熬B暗股经历了一系列疤的结构性变迁，颁其交易规模、价肮格的波动幅度与叭A案股差别很大霸，因此八本文选取上证盎A佰股指数和交易量佰（成交金额）作爸为样本。同时，摆中国股票市场是爸一个新兴的市场安，国家的政策法斑规变化频繁，尤奥其是在市场建立懊初期。班1999柏年新的证券法开艾始实施，市场各熬方参与者之间的捌法律关系也有了霸相对清晰的界定白。因此，本文数佰据选择的时间跨疤度为靶1999凹年阿1般月白1吧日埃至佰2004袄年

15、昂12板月叭31奥日班，共柏1566佰个交易日的数据癌。2.单位根检验蔼为了保证检验结伴果的稳健性，我斑们对价量序列都熬分别进行了不含俺截据和趋势项，按只含截据项，含办有截据项和趋势班项三种形式的检白验。检验结果列癌于下表中。八从表一、二和三般中可以看到，三昂次检验中，在挨1%胺的扮显著性水平上拜都顺利拒绝成交板额含有单位根的邦原假设，即成交哎额序列是平稳的鞍。但在熬10%昂的水平上也无法版拒绝股票指数含懊有一个单位根的爸原假设。对股票八指数的差分（指邦数增量）序列的邦检验显示，指数皑增量是一个平稳碍序列这与金融学中股票价格服从随机游走的假设是一致的。拜。为避免谬误回霸归癌，安下面所建立的柏V

16、AR颁方程组中包括的巴内生变量是成交背额和指数增量（版而非指数本身）特别值得一提的是，二者具有流量意义。分析流量与流量之间的关系在统计和逻辑意义上都是比较合理的，一些研究直接分析股票指数和成交量之间的关系，这种做法是值得商榷的。稗。 表一罢原假设：成交额岸含有一个单位根懊检验形式胺ADF统计量t败值耙1%临界值败5%临界值笆10%临界值版不含截距和趋势半项安-4.62唉-2埃.57把-1.94案-1.61爸只含截距项按-9.78拔-3.43爸-2.86扒-2.57昂含截距和趋势项疤-9.77隘-3.96靶-3.41哎-3.13安注：三种检验形稗式的滞后阶数根按据SC准则确定摆,分别为2阶、班1

17、阶和1阶。表二肮原假设：股票指巴数含有一个单位爸根板检验形式柏ADF统计量t耙值啊1%临界值矮5%临界值班10%临界值昂不含截距和趋势氨项颁-0.29邦-2.57凹-1.94佰-1.62败只含截距项靶-1.86昂-3.43皑-2.86扮-2.57瓣含截距和趋势项百-2.25艾-3.96敖-拔3.41傲-3.13扳注：三种检验形拔式的滞后阶数根吧据SC准则确定耙，皆为0阶。表三蔼原假设：指数增阿量含有一个单位靶根版检验形式捌ADF统计量t摆值扳1%临界值柏5%临界值靶10%临界值澳不含截距和趋势唉项罢-41.14昂-2.57爱-1.94氨-1.62扮只含截距项岸-41.13傲-3.43邦-2.8

18、6搬-2.57暗含截距和趋势项俺-41.18瓣-3.96佰-3.41摆-3.13哎注：三种检验形罢式的滞后阶数根办据SC准则确定办，皆为0阶。班本文分析的对象拔是股票指数和成傲交量，所以模型搬中只包含这两个柏内生变量。VA阿R方程组的表达稗式为： （1）芭 （2扒）百：股票指数差分伴，即指数增量 八：成交额傲和绊为两个白噪声序班列 蔼：为最优滞后时扮期稗3.爱滞后期的确定斑建立哎VAR埃方程组的第一步绊就是确定最优滞昂后时期。滞后期爸的选择标准一般蔼使用绊AIC隘或版SC笆信息准则。随着皑滞后时期数的增把加，待估计参数邦的迅速增加会导霸致模型的自由度奥下降，从而产生扳参数估计的有效颁性问题。因

19、此可隘以首先确立一个稗最大的滞后时期傲数把MAXLAG柏，然后分别计算吧从昂1唉至昂MAXLAG鞍的盎AIC挨或挨SC败值，从中选择一坝个最优滞后期。捌考虑到每日股票隘指数增量和成交佰量在很大程度上皑是由当日新的信伴息所驱动的，而翱在市场上每日都俺有大量新的信息奥产生，某交易日叭的信息（反应在肮滞后的指数增量瓣和成交额的滞后挨项上）对未来价昂量产生有效影响氨的时间不会太长摆，三十个交易日敖作为最大的滞后敖长度应该是可以俺接受的一般每周有五个交易日，三十个交易日相当于42个自然日。班。图一唉将不同的最大滞熬后时期与其对应颁的AIC和SC碍值绘成图一，从俺中可以看到在疤1-30颁的滞后期内，当氨N

20、=26皑时，罢AIC皑达到最小；而当笆N=13哎时，坝SC哀达到最小这与AIC和SC的本身结构是完全吻合的。AIC和SC的设计原理是相同的：随着滞后项的增加，误差平方和逐渐下降，但同时待估参数增加，方程的自由度下降，导致“惩罚项”的数值在增加。但SC的的惩罚项对滞后项数更为敏感，所以SC确定的最优滞后阶数通常小于AIC确定的阶数。白。为了在安13八和背26艾之间做出选择，袄我们使用对数似爱然比检验（阿Log Lik鞍elihood拜 Ratio埃)八来做出判断。检半验程序如下：佰最优滞后阶数是霸对应的原假设为扳似然比统计量霸，即LR渐进服扒从敖分布。皑若艾则拒绝原假设，俺若捌则接受原假设。捌其

21、中，拔分别为别为滞后捌阶数是袄时对应的最大对耙数似然值，叭是确立原假设时罢所施加的约束条背件个数，皑为临界值。败代入滞后期为1皑3和26时相应霸的相关参数，使凹用把Eviews5班.0背软件可以算出似哀然统计量相应的拔P绊值近似为敖1版，因此接受原假斑设，认为最优滞耙后时期数为捌13SC信息准则具有强一致性，即随着样本容量N，它可以渐进地决定真实的滞后阶数。本文的样本容量为1566，因此由SC确定的13阶滞后还是较为可信的。版。三、实证分析拔1.哎G坝ranger因袄果分析芭借助前面建立的唉VAR方程（1搬）和（2），可熬以直接进行线性佰G胺ranger因扒果检验。两个原凹假设的检验结果按列于

22、表四和表五翱中，从中可以看按到，在滞后时期爸数为蔼13捌时，在半1%埃的置信水平上，靶可以拒绝第一个扒原假设：指数增敖量不是成交额的叭G按ranger原澳因，也可以拒绝翱第二个原假设：耙交易额不是指数把增量的岸G捌ranger的懊原因，即价量之拌间是双向线性袄G靶ranger因板果关系。背但是上述检验结鞍论是建立在模型啊滞后期为肮13把的基础上，而滞哀后期为版13跋时的案SC熬和斑AIC柏值与其它滞后期白相比相差并不大胺，而且如果采用盎其它的非挨SC唉或非跋AIC肮准则，得到的最八优滞后期很可能氨不同，那么相应摆的傲G肮ranger因邦果检验的结论就昂未必一样。事实搬上，滞后时期选俺择差异是国

23、内文笆献中诸多因果检隘验结论不一致的办重要原因。根据巴因特里格特碍（2004），安G耙ranger扮因果瓣“碍检验对原始约束芭的滞后阶的选择摆敏感叭”碍。为了保证检验背结论的稳健性，癌我们可以对巴1八至白30办的滞后期分别做凹因果检验，然后哀对结果做统计以傲全面客观地反映敖价量间的百G唉ranger因岸果关系，避免简耙单一次判断所得哀出结论的武断性半。败检验结果如表四靶和表五所示，对昂于第一个原假使扳：指数增量不是翱成交额的芭G笆ranger原霸因，坝30蔼次检验都在俺1%佰的水平上将其拒罢绝，结论是非常伴明确的，指数增坝量对成交额有显埃著的解释作用。爸对于第二个原假八设：成交额不是艾指数增量

24、的昂G艾ranger原安因，扒30颁次检验中有隘11碍次在把1%碍的水平上将其拒佰绝（都是在滞后氨期小于或等于案13罢时发生），有百6摆次在敖5%半水平上将其拒绝扮，有拔3拜次在澳10%笆的水平上将其拒盎绝，还有巴10版次在哀10%板的水平上也无法奥拒绝（其中9次绊发生在滞后期大半于20时），拒暗绝的比例为柏2/3按。因此总体看来巴，在滞后时期小熬于等于艾13癌时，成交额对指疤数增量有着较为安明确的解释作用傲，但随着期限的碍拉长，解释力度伴逐渐下降。因此哎可以得出袄结论一，在短期俺内，指数和成交爸量之间存在双向暗Granger凹线性因果关系，斑但随着期限的拉笆长，成交量对指扒数的解释能力逐办渐

25、下降。扮这种价量关系显罢然是非对称的：傲价强而量弱。肮表四 板 扮 安 肮 氨 隘 盎表五蔼原假设：指数增百量不是成交额的皑Granger安原因绊阶数傲F统计量摆阶数吧F统计量氨1背92.7356癌*阿16捌8.63140伴*般2胺55.0529埃*佰17案7.47013爸*半3伴34.9086啊*爸18懊7.18546挨*佰4疤24.2382跋*碍19哀7.63641熬*翱5叭24.5405碍*翱20拔7.04115蔼*坝6摆24.2944霸*艾21唉6.49769癌*安7凹21.9036版*瓣22斑6.28077艾*邦8按20.7767叭*澳23安5.72840斑*爱9哀19.1751埃*

26、笆24艾5.32046罢*绊10佰18.1642哎*伴25拜5.08758耙*邦11拌16.4747澳*百26埃4.77730皑*巴12拌13.7088斑*颁27碍3.89938澳*哀13澳12.4894班*败28板3.75644爱*扳14熬10.366半*胺29哀3.36248安*扒15邦9.58806癌*拔30挨3.19739隘*跋原假设：成交额暗不是指数增量的肮Granger盎原因办阶数白F统计量版阶数岸F统计量袄1版4.66489安*背16昂1.55838昂*拔2懊3.43991瓣*板17柏1.34165氨3板4.29104版*哀18袄1.50356白*柏4搬6.13955俺*俺19挨

27、1.76329背*背5颁4.96593靶*笆20扮1.68108艾*叭6败4.22030颁*板21拌1.32671捌7哎3.84681靶*熬22办1.28881扮8疤2.81366叭*罢23蔼1.25265版9芭3.91284碍*邦*安24拔1.17788鞍10芭2.76819暗*唉25挨1.24457傲11扮2.39309隘*翱26捌1.38135斑12埃2.34332懊*半27阿1.30986办13邦2.31919盎*翱28扒1.23257耙14佰2.04262阿*盎29肮1.33466爸15伴1.84575昂*癌30耙1.33585懊注： *表绊示在1%的显著哎性水平上拒绝原澳假设耙 *

28、哀表示在5%的显拔著性水平上拒绝爱原假设凹*表示在10%拜的显著性水平上艾拒绝原假设背 肮 此结论意把味着，在岸VAR懊方程组中加入成懊交额和指数变动拌的滞后项，能够霸增强模型对两个版内生变量未来值芭的预测力。这首凹先说明中国市场白还未达到弱式有坝效，当前的价格哎并没有对历史的疤信息做出完全的澳调整，通过分析颁股票历史的价格吧，可以更好地预柏测其未来的价格昂。这与中国股市叭信息批露制度不氨完善，信息不对爱称严重，内幕交懊易盛行的普遍现拌象是完全一致的斑。其次，如果在芭预测股票未来的白价格时，考虑到敖最近几个交易日案的成交量，可以案提高预测的精确芭度。在某种程度半上可以说爱“碍成交量是价格的昂先

29、行指标芭”肮，这与摆Blume啊，哎Easley傲和巴Ohara(般1994)吧的模型结论是一鞍致的。总体看来拔，由于中国股市按的信息扩散、传罢播的效率不高，佰基于量价关系的捌技术分析有其存版在的统计学根据 根据宋逢明（2003），在中国投资者中，“75%的被访问者非常相信或有点相信技术分析”笆。傲2.脉冲响应分靶析扳下面我们借助于坝VAR凹工具箱中的脉冲阿响应函数，对指斑数增量和成交额柏的动态关系做进傲一步的定量分析扳。脉冲反应分析癌的结果（尤其是按初始期的反应）笆在一定程度上依皑赖于内生变量在拜方程组中的顺序啊，因此排序问题澳格外重要。我们安的处理方式是从案指数增量到成交摆额，这主要是出拌

30、于以下的考虑：敖由前面爸G唉ranger因胺果关系的判断可斑知（也是在现实斑的直觉意义上）绊往往是指数变化熬在前，成交额的爱增减在后，指数跋似乎对信息的反唉应更加迅速。昂昂成交额冲击对指安数的作用。从脉搬冲反应图二和表矮六中，可以看到扮，对于成交额一把单位误差标准差绊（约扮23.26挨亿）的新息冲击般，指数增量在第般二日开始做出大罢约搬1.06鞍点的反应，第三瓣日反应达到最大败的案1.32罢点，反应的代数搬值逐渐下降，在啊第五日甚至达到艾负值搬1.57按，此后反应的绝霸对幅度逐渐下降懊向零收敛。更重拜要的是，在初始隘五期的反应中，罢除了三期和五期败外，其余几期的败反应在统计意义办上是完全不显著

31、爱的（从表中可以哀看到反应的标准扮差相对于反应的八绝对值相当大）靶。从图中可以清扳楚的看到，从第安六期开始，反应矮量上下两倍标准爱差的区间已经稳佰定地将笆0斑值包含于内，即岸在统计意义上，袄无法拒绝反应的颁幅度与岸0拔没有区别。因此哀我们得出白结论二，成交额伴对指数增量的拉耙动作用在数量上伴是有限的，在持扮续时间上是短暂安的板。扳一般认为，十几矮年来上市公司的背基本面发展无法哀解释相对高位的鞍指数，股票的投搬资收益与上市公扒司的经营业绩相埃关性不大。相对般于公司的基本面案，股票价格对进版入市场的资金量巴有着更为敏感的柏反应，指数的上板涨在很大程度上百由资金推动的，蔼即中国股市具有盎资金推动型市

32、场傲的特征。较为普唉遍的一个现象是凹，绩优蓝筹股的罢市场表现平平，唉反倒是一些财务伴状况较差甚至是芭被凹ST摆或翱PT绊的小盘股票，在埃一些市场传言的败刺激下，受到中傲小投资者的追捧吧，大量资金进入袄，交易活跃，价傲格被推高偏离其瓣价值，形成一定碍程度的泡沫（王爸惠文，佰2003搬）。澳从我们上面的分办析结果来看，纯背粹的资金（成交白额）对指数的拉半动作用是有限而跋短暂的，这也就搬意味着，如果上爱市公司的质量等艾基本面因素没有罢什么大的改进，绊那么欲保持股票扳指数的上升趋势拜，必然要求资金白的大规模、持续懊性注入，也即是爸需要资金的不断稗推动。但脱离基巴本面的价格上涨吧只能是泡沫，泡捌沫最终的

33、爆裂必皑然严重影响证券哀市场的健康发展芭和经济的稳定增肮长。因此，促进捌证券市场繁荣，敖不能将全部希望坝寄托于各种资金肮的按“碍入市拜”疤，因为资金拉动矮作用是有限而不俺可持续的。事实稗上，允许保险资捌金和养老基金投岸资股票市场，甚八至巴QFII扒的引入并没有拉背动股票指数的持伴续上涨，这已经癌证明了单纯的资坝金拉动力的有限扳性。因此，无论柏是投资者还是证唉券市场的管理者澳都应将关注的焦疤点放在上市企业傲的公司治理和经傲营质量等一系列暗基本面上，寻求邦真正的疤“败大智慧安”奥，避免中国股票暗市场落入泡沫经俺济和吧“唉金钱游戏搬”哀的陷阱之中（暗吴敬琏肮，斑1994）。笆 败佰指数增量冲击对唉成

34、交额的作用。按从图三和表七中袄可以看出，对于般指数增量一单位癌误差标准差（约埃19.86凹点）的新息冲击伴，成交额在第一袄日迅速做出了瓣6.半45把亿的反应，第二胺日反应达到最大凹值蔼12.79扒亿，第三日到第懊十四日，反应幅靶度从哎8.87版亿下降到鞍2.85笆亿，其间有几次笆此小幅的波动。哀从第十五日开始哀，反应量基本呈哎现了一个平滑的跋指数衰减趋势，坝逐渐向零值收敛叭。需要注意的是肮，在第四十五日稗前的反应量在统奥计意义上是显著哎异于零的。从第叭四十六日开始，哀反应量上下两倍啊标准差的区间才皑稳定地将零值包跋含于内。由此可肮知，对于指数增捌量一单位误差标皑准差新息的冲击埃，成交额的同向靶

35、反应（尤其是前败七日）较为剧烈背，且有效持续时绊间长达笆45扳个交易日。由此埃我们得出隘结论三，指数增笆量对成交额具有安显著的同方向推柏动作用，而且其班效力在时间上也按是较为持久的碍。综合结论二和按三可知，指数和扒成交额之间的动奥态相互作用也是傲非对称的，价强吧而量弱。图二和图三 扮表六：指数增量芭对成交额的新息按反应翱 爸 氨表七：成交额对懊指数增量的新息胺反应白时期哎反应量伴标准误昂1案0靶0胺2班1.061板0.628唉3傲1.319爱0.628邦4扒1.063癌0.623唉5吧-1.566摆0.613癌6瓣1.15坝0.60隘7哀-0.571佰0.584半8爱-1.015吧0.579蔼

36、9拜0.618敖0.572哀10暗-0.299稗0.475拜时期稗反应量佰标准误吧1柏6.452坝0.718傲2罢12.794八0.867癌3肮8.867唉0.976澳4埃8.009暗1.048俺5按8.015碍1.104跋6搬7.307隘1.152邦7叭5.836邦1.179爱8翱5.308矮1.212哀9爱4.014挨1.22叭10邦3.116艾1.215皑结论三蕴涵着重昂要的财政意义。柏无论是在绝对数阿量上，还是从占摆比的角度看，股扳票印花税都是中癌央财政收入的一摆个重要组成部分搬。它是根据交易俺额乘以印花税率碍得到。若保持印稗花税率不变，股矮票指数上涨，根澳据上述价量关系澳必然导致成交

37、额胺显著持久的增加爸，相应的印花税俺自然水涨船高。办为验证这一推测疤，可以将上证综胺合指数和股票印跋花税两个时间序伴列进行比较分析颁。从图表中我们捌看到在澳199氨3年至佰2005扮年间，二者基本靶保持了同一变动艾趋势，即，指数柏上升则股票印花傲税增加，指数下氨跌则股票印花税扳减少。股指走势哀在很大程度上决安定了股票印花税伴收入。扮从表八可以看到八股票印花税占中巴央财政收入的比瓣重在艾1993-2扒004靶年间加权平均值艾为澳2.7%百，市场行情较好翱的耙1997爱年至斑2000伴年，该比率平均疤为坝5.38%哀。在股票指数屡熬创新高的耙2000半年，甚至一度达按到霸6.41吧。但是白2002

38、癌至哀2004案年由于市场不景跋气，股票指数相班比前几年大幅缩肮水，市场成交额八明显萎缩，导致盎股票印花税无论凹是绝对量还是占斑财政收入的比例柏与袄1997-20把00艾年相差甚远。图四巴 绊表八：扳上证综合指数和伴股票印花税总额癌 （1993-半2005）翱年份安1993柏1994熬1995疤1996班1997哀1998白上证综指岸1013.39癌674.1哀657.8拜764.65爸1175.59扒1261.04矮印花税（亿元）暗22扮48.77笆26.38鞍127.99扒250.76澳225.75稗印花税占比(%靶)胺2.3败1.68凹0.81昂3.5吧5.93盎4.62摆 瓣（续表）叭

39、1999叭2000靶2001盎2002伴2003哎2004搬2005疤1377.33板1882白1956敖1567.23吧1467.75矮1482.85伴1144.53版248.07奥485.89安291.31叭111.95扮128.35背169.08扳102.8岸4.28吧6.41肮3.4叭1.02柏1.08斑1.1658 稗注：1993-哀2003年数据肮来源于中国证傲券期货统计年鉴把2005邦2004和20哎05年数据根据百中国经济景气白月报2006拜年02期整理隘印花税占比是指啊股票印花税与中稗央财政收入的比般例半股票指数、成交哀额与印花税之间扒的关系也许对中耙国证券市场的制办度变迁有

40、着深刻班的含义。板1978肮年以来中国所经搬历的改革，在实暗质上是一种国家碍主导型的强制性拜制度变迁。一项奥改革的路径，很绊大程度上取决于敖国家的意志。国霸家的目标是追求霸义理性最大化，矮但其行动要受财俺政收入的约束，蔼“把财政决定改革的按起因和路径拜”袄（张宇燕、何帆败，版1997拜）。因此一项改百革对于国家的财半政含义可能直接哀关系到其最终的稗结果。证券市场伴在中国作为一个翱新兴的市场组织爸形式，虽然对其坝初始的功能定位唉和一些具体的体安制设计上，有一疤些偏差，但在短哎短十几年的时间邦内，它已经充分邦显示了其对国家爸收入的巨大潜力按，这也许从根本芭上提供了股票市笆场不断向正确路啊径变迁的最

41、强大凹的动力。因为，癌只有股票市场真办正健康发展了，拜其指数的上涨是绊真正建立在企业靶的基本面上，繁白荣才是理性而可澳以持续的，市场敖各方的参与者（跋包括国家）才能碍真正从中获得自百己的利益。3.方差分解案我们还可以借助爸于方差分解做进拌一步的分析。从蔼方差分解的图表瓣中可以看到，对绊于成交额的预测般误差方差，随着坝时间的延伸，成岸交额本身所解释笆的比例持续下降败，在把28按个交易日后，其爸占比逐渐稳定于柏65巴个百分点，而指扮数增量的解释力伴在逐渐增强，最佰后基本稳定于颁35哎个百分点。对于啊指数增量的预测柏误差方差，随着矮时间的推移，虽按然成交额的解释芭比例有所上升，凹但幅度很小，最俺后逐

42、渐稳定于搬2.58版个百分点，指数搬增量本身的解释稗幅度还是维持在哎97爸个百分点以上。 图五瓣综合整个实证检佰验的过程可以看埃出， Gran哎ger因果检验啊、脉冲反应分析按和方差分解三种班分析的结论是完疤全一致的，即在埃上证A股市场上吧，股票指数和成绊交额之间的相互耙作用是非对称的蔼，价强而量弱。般那么是什么原因稗造成了这种价量肮关系的非对称性澳呢？我们下面给哎出一些初步的、瓣尝试性的解释。岸四、初步的理论翱解释邦我们希望从微观翱的角度寻求某种拌解释。一个相当拌的现实的假设是般，股票的价格和翱对应的成交量都芭是受信息所驱动绊的。它们之间的百相互作用若是不癌对称的，只有两胺种可能的原因，挨一

43、是它们本身包拔含的绝对信息含摆量不同，二是价蔼量本身所包含的把绝对信息量是相胺同的，但是市场斑（投资者）对它矮们所含相同信息柏的消化吸收的程阿度（能力）和速安度是不同的。由蔼于一对价格和成笆交量是投资者基翱于同一信息集同袄时做出的决策，爱它们背后所隐藏把的信息量应该是案完全一样的。因埃此问题的关键是懊市场对它们所做懊出的理解差异。哀首先是市场对成霸交量过于简单的按处理。中国股票拔市场上被普遍接稗受的一个信条是半：只有成交量不坝会骗人。成交量凹代表了市场对成挨交价格的确认程挨度，尽管股票的埃价格可能会在一爸定程度上被人为隘的操纵，但没有瓣成交量（额）配扮合的拜“扮无量上涨岸”版和按“芭无量下跌邦

44、”矮是不会持续的，盎此时趋势反转的半可能性极大。这吧样的看法同我们稗前面分析的结论扮也是一致的。但袄除此之外，对于坝成交量的信息挖案掘就很少见了。奥这方面的一个明办显例证就是在被矮中国投资者广泛爸使用的技术分析扳中扮,挨对价格的信息含扒义进行开发的工奥具纷繁复杂，相斑比之下，关于成巴交量的专门分析罢工具非常少见。班不管这种对价量拜的差别处理是否爱理性，其在股票版市场上产生的后阿果却类似于白“癌预期的自我实现胺”凹：投资者普遍认班为成交量本身所扒包含的信息十分稗有限，那么主动败对它进行的信息扒挖掘就很少，结艾果导致成交量相把对于价格表现出岸的信息价值确实敖很低。可以设想懊：一个成交量冲拌击产生后

45、，它主柏要被当作一个对颁当前价格趋势的班确认指标，那么般在后续时期，投唉资者纯粹基于此办成交量冲击做出跋的对股票标价的板调整就会相对较爱少，其影响自然耙是有限而短暂的爸。相反，一个价摆格变动冲击产生按后，投资者会使佰用各种工具或通耙过其它信息渠道捌分析此冲击，挖巴掘其背后的信息稗含义，并利用它艾来预测未来的价昂格趋势，不断调肮整自己的价格预盎期，并做出应的艾交易量决策。同安时由于中国股票班市场上存在多重鞍信息不对称 如上市公司管理层、大股东和中小股东之间；机构投资者和个人投资者之间；市场政策制定者、监管者和一般投资者之间；“庄家”和散户之间等耙，真实、有价值奥信息的扩散是缓拜慢的。要想完全安理

46、解一个价格冲蔼击的信息含义所皑需要的时间是相笆对较长的，而且班基于不同的信息袄渠道和不同的分懊析方法，对此冲按击的理解可能也摆是差别很大罢(爱对价格的差别理阿解会推动交易量奥)耙，那么基于此价叭格冲击所做出的埃成交量决策也是案动态、持续的。皑因此，从微观的爸角度看，导致价爸量关系非对称的懊主要原因是俺熬投资者本身对交俺易量序列过于简班单的处理。柏坝证券市场上信息哎效率低下，信息熬不对称现象严重笆，真实信息的扩霸散速度缓慢。五、结论 懊本文以稳健性原搬则为指导，通过白建立哀VAR哎模型对上证按A氨股市场指数和成叭交额之间的关系百进行了实证分析搬。结果发现价量拌之间的相互作用捌是非对称的，价哀强而

47、量弱。具体敖地说，多重佰Granger般因果检验发现，按在短期内指数增哎量和成交额之间跋存在着双向的因按果关系，袄但随着期限的拉胺长，成交额对指半数增量的解释能佰力度逐渐下降。半这表明中国股票矮市场的信息效率碍不高，以价量关安系为基础的技术疤分析有其存在的疤统计学根据。班脉冲响应和方差颁分解的分析证实矮：成交额冲击对哎指数的影响是有颁限而短暂的，而哀指数增量冲击对拌成交额具有显著啊而持久的同方向挨作用，指数增量扳对成交额的预测岸误差方差具有相稗当强的解释能力鞍。这充分说明了敖单纯的资金注入板对股指上升的拉坝动作用十分有限袄，要实现股市的巴持续繁荣，必然霸要求我们更加关挨注股市的一系列搬基本面。

48、同时，邦从价量关系的角俺度，可以看出股柏票指数、印花税盎收入和证券市场百制度变迁的内在癌联系，我们认为奥股票市场真正的巴繁荣是市场各方袄参与者（包括国皑家）的利益所在暗，这为中国股票敖市场向正确路径熬变迁提供了持续跋的动力。吧本文最后从微观捌的角度对实证结蔼论做出了初步的巴理论解释，我们败认为主要是绊投资者本身对交半易量过于简单的爱处理和懊股票市场上信息艾效率的低下班导致了这种价量俺关系的非对称性版。参考文献：傲1颁 Blume,搬 L., Ea瓣sley, D爱. and O翱Hara, 巴M. 胺Market 板Statist埃ics and吧 Techni疤cal凹 暗Analysi邦s

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