金融市场动态范文

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［中图分类号］F832 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2012）13-0031-03

2010年3月31日,融资融券交易试点正式在上海证券交易所和深圳证券交易所展开,标志着我国证券信用交易进入了新时代。1988―2007年,日本东京证券交易所融资融券交易额占整个市场交易金额的12%~21%；1999―2007年,我国台湾融资融券交易额比重达到了33%~56%(开昌平，2010)。融资融券交易增加了券商的获利途径,成为继佣金、资产管理以外的第三大收入来源(开昌平，2010)。我国两市建立之初存在融资融券交易,后由于缺乏监管,违规频繁,于1996年被证监会禁止(周远宝,程晓，2009)。重开交易后,随着券商之间竞争的逐渐展开,如何在这个曾经违规频繁的市场上设置科学有效的监管体系,在风险可控的条件下提供充足的流动性,便成了理论界和实务界共同关注的焦点问题之一。

为了监管融资融券交易,各国都制定了详细的保证金体系,但其理论依据和实现手段都未得到清楚的阐述。传统融资融券交易各环节相对独立,缺乏统一的风险控制目标,无法根据客户个性化的担保物组合及市场价格的变化准确调整券商面对的违约风险。本文采用发出追缴通知条件下,券商通过强行平仓获得负收益的条件概率(CPNR)作为风险度量指标。CPNR既考虑了客户违约的可能性,也考虑了强行平仓时市场价格的不确定性。采用样本学习方法构造Markov 链,为CPNR 的计算提供一个广泛适应和易于处理的价格模型。在券商事先确定的风险控制目标下,针对客户个性化的担保物组合及当前市场价格,基于CPNR 风险度量方法设置个性化自适应最小成本保证金体系,以控制交易风险和最小化投资者机会成本。

1 模型的建立

1.1 符号假设

证券交易所规定的最低初始保证金比例记作m,证券交易所规定的最低维持保证金比例记作w,融资者在开始融资时交纳的保证金为Q0(现金)加δP'0(是用于抵押的股票的数量,并且大于等于零),r单期利息率,T合约的寿命,Pi股票在第i天的收盘价格,wi第i天实际的维持保证金比例。

1.2 模型建立

2 实证研究

我们选取上海交易所上证180中的156只股票进行了实证研究,股票数据从股票上市开始到2010年4月30日结束,并且对我们的模型进行了样本外检验,发现根据我们模型设置的保证金体系下,有96%的股票可以通过检验,效果非常好。下图是以SH600000股票为例计算出的一份寿命为30天的合约70天的初始保证金比例和维持保证金比例以及抵押股票所占比率的大小变化,不难发现初始保证金比例大概在58%,维持保证金比例在112%左右。通过我们的动态保证金模型也说明目前国家制定的有关融资融券的两个保证金比例是非常谨慎的(初始保证金50%,维持保证金130%)。

SH600000连续70天计算结果,从上往下依次是股票价格,初始保证金比率,维持保证金比率,用于抵押股票所占总保证金的比率

3 结 论

本文采用样本学习方法构造 Markov 链,为 CPNR 的计算提供一个广泛适应和易于处理的价格模型。在券商事先确定的风险控制目标下,针对客户个性化的担保物组合及当前市场价格，基于 CPNR 风险度量方法设置个性化自适应最小成本保证金体系,以控制交易风险和最小化投资者机会成本。本文在融资融券交易的风险度量方法、保证金体系设置方法、交易流程设计和流程风险管理等方面具有鲜明的特色和创新,具有重要的理论意义与实践价值。

参考文献：

［1］开昌平. 融资融券业务对我国证券市场的影响［J］. 中国金融,2010(4):56-58 .

［2］周远宝,程晓.次贷危机对证券公司融资融券业务风险控制的启示［J］.经济师,2009(10)：84-85.

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一、引言

经济全球化的发展加大了国际金融市场对人民币汇率的影响程度，使得人民币汇率波动呈现常态化。2010年以来，人民币一直处于升值状态，对我国金融市场的发展造成强大的考验，直到2014年以后才开始出现升值和贬值的波动状态。人民币汇率波动常态化对金融市场的影响较大，无论是货币市场还是资本市场，都是人民关注的焦点。因此，本文试图分析人民币波动常态化对我国金融市场的影响，以期为降低我国金融市场受到的国际金融市场的冲击力，营造更健康、更稳定的金融市场发展环境。

二、人民币汇率变动情况

1994年，我国开始外汇管理体制的改革，实行以市场供求为基础的、单一的、有管理的浮动汇率制。2005年7 月，我国进行了汇改，参考一篮子货币进行汇率调节，同时宣布人民币汇率调整为：1美元兑8.11元人民币。2005年汇改之后，人民币汇率一直是比较稳定的逐渐升值。2005年5月，1美元兑7.998元人民币，人民币对美元汇率破8。2007年5月，中国人民银行宣布银行间即期外汇市场人民币对美元交易价浮动幅度由千分之三扩大至千分之五。2010年6 月第二次汇改，人民币汇率进一步升值，2011年10月跌破1：6.35。人民币1995年至今在走势图如下所示。

自2010年汇改以来，人民币不断升值，直到2014年1月，人民币汇率为6.0990，达到低估后，人民币开始波动，到2014年底人民币汇率为6.1369，出现小幅度的贬值，2015年6月，人民币汇率为6.1136，基本与2014年底持平，因此2014年至2015年6月期间，人民币汇率处于稳定状态；但是2015年6月后，人民币开始贬值，到2015年12月，人民币汇率为6.4078，2015年6月至12月期间贬值速度较快；到了2016年，人民币持续贬值，但速度变缓，2016年6月，人民币汇率为6.5889，到2016年11月28日，人民币汇率达到6.9176，突破6.9大关，人民币不断贬值。综上所述，在2005年汇改之后，人民币呈现常态化波动。

三、人民币汇率波动常态化对金融市场的影响

1.人民币汇率波动对银行业的影响

从现实情况来看，人民币汇率波动对银行业的影响较大，具体来说，汇率下降，人民币升值将从以下几个方面影响银行业，首先，人民币升值将造成外贸企业的盈利下降，因此将会影响到外汇企业对银行的贷款质量，其次人民币升值将会促进大量国际游资流出，将会影响到我国金融体系的稳定，同时对银行造成一定的冲击，最后有利于壮大外汇市场交易，给银行带来新的利润增长点。人民币汇率上升，人民币贬值后，将会促进银行外币业务规模夸大，有望提升境外融资存在的汇率收益，同时大量境外资金的流入将会影响的贷款规模。综上岁数，汇率波动常态化对银行既是挑战，也是进一步发展的机遇，汇率波动加剧了行业的竞争，因此银行需要把握汇改创新节奏，稳中求进，提升外汇资金业务产品的创新能力，着眼双向波动应对挑战，立足风险管理抢抓机遇。

2.对股票市场的影响

人民币汇率变动对股票市场的影响具有一定的正相关，即人民币汇率升高，即人民币贬值股市将呈现走高趋势，这是因为人民币贬值后，国内股票市场对境外的资金吸引力加强，境外资金的不断流入将推动股票指数走高；当人民币汇率下降，人民币升值，人民币对境外资金吸引力较少，同时促使境外资本撤离，从而致使大量资金流出，股票下跌。这点从近两年汇率波动与股票指数之间的关系可以看出，2014年下半年到2015年上半年，人民币不断升值，汇率持续下降，此时的A股呈现牛市，到2015年6月份到达高峰的5200点；此后随着人民币不断贬值，汇率从2015年6的6.1169（本文汇率指的是美元）到2016年12月份的6.9289，此时的股价也从高峰的5200点跌倒近期的3100点。目前，人民币对美元的汇率有继续下跌的势，其对股市的首要印象任然是利空的，这是因为汇率下降从一定程度上体现了我国经济的增长速度处于放缓状态，资金流出，经济下行。当前，我国股票市场处于快速的发展时期，随着经济全球化进程的加快及我国改革程度的加深，我国股票市场与国家股票市场的关系将进一步加强，联系将更加紧密，人民币国际化进程大势所趋。

3.对债券市场的影响

人民币汇率波动常态化有利于纠正人民币定价偏差，推进汇率市场化。从历史上看，人民币汇率变化不是影响债券市场变化的主导原因，汇率波动与债券收益之间并未呈现显著的确定关系，当前人民币持续贬值也没有扭转经济疲弱且资金面稳定的格局，因此债券市场供求关系并未显著改变。人民币汇率波动常态化对债券市场的影响有限的原因主要有以下几点：一是当前我国债券市场开放程度有限，人民币汇率波动常态化对债券市场影响不大，从近几年人民币贬值就可以看出，2012年二季度和2014年上半年人民币出现贬值，债券市场的收益呈现下行趋势，但是在2015年初人民币再次贬值，此时的债券收益率呈现上行趋势，由此可以看出汇率波动不仅没有影响债券收益率变化趋势，也不是债券市场风险定价的主导因素，人民币贬值并不是推升债券收益率的核心驱动力。二是市场流动性及央行操控政策影响债券市场，理论上来说，人民币贬值可能从周期定位和流动性层面影响债券市场，但是维持国际收支平衡、稳定金融市场预期是国家的重要目标，因此央行有必要有能力应对流动性缺口。以2012年下半年为例，三季度外汇流入偏少，四季度偏多，因此央行在三季度投放资金，在四季度回笼资金，以稳定金融市场，因此央行出于稳定金融的操控将会淡化汇率波动对债券的影响。

四、结论

综上所述，人民币汇率波动常态化通过影响股票市场来影响金融市场，其对银行业影响有利有弊，对股票市场的影响显著，而对债券市场的影响很小。这是因为市场流动性何央行政策操控才是影响债券市场的主导因素。从长期来看，人民币汇率波动常态化是人民币国际化进程的有效体现，与此同时，也表示者国际金融市场对我国经济的影响将更加明显。因此，需要从多个角度、多个方面去思考解决的方法，减少汇率波动对股票市场的冲击，营造长期稳定、健康发展的股票市场。

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引言

由历史传统积淀形成的道德文化是我国居民消费时间偏好形成的不可或缺的因素。在我国居民消费的时间偏好形成过程中，几千年积淀的中国传统文化潜移默化的影响不可轻视。在当前强调文化对于经济、国民发展作用的触发期，教导人们知足常乐，多积累、少消费，同时影响最为深广的儒家思想也强调消费问题上的节敛等为代表的传统文化对于居民消费时间偏好的影响就不可忽视。从而形成了发源于自然经济的小农消费观，使得中国居民在消费上“抑制现在，预防未来”，引致居民在消费方面的时间偏好，由此引发的一个结果就是在经济增长的动态上会引致居民减少当期消费。这种长期经济增长的动态影响积累起来，就形成当前国内居民持续消费不足的经济发展结构问题，与之消费的时间偏好特征相适应。

因此基于传统文化所形成的消费时间偏好因子决定了我国居民的实际消费与计划消费的不一致，针对于我国居民而言就是引致关联性的当期消费拖延，从而导致当期消费严重滞后于经济增长适应水平。下文居于新古典均衡分析结论，不仅从基于居民微观基础上为政府采取扩大内需的宏观调控政策提供理论视角，更为重要的是为这种宏观调控提供了新的可行的切入点。基于以上分析，同时结合我国目前经济发展状况，如何提高居民消费，进而在此基础上改善经济发展结构及推动社会整体福利的提高，是当前国内宏观调控确保经济增长重点。因此以居民为代表的微观经济主体的消费及其资产回报率的动态均衡成为下文分析的主要对象。

基于新古典均衡理论的分析框架

新古典均衡理论分析框架下，厂商行为相对简单：在竞争性市场中众多厂商以一定的租金率由分散消费者的手中借入资本，并雇佣居民的劳动进行生产与销售产品。同时每个厂商采用生产函数为：Y=F（K，AL），并且生产函数具有新古典生产函数的特征。在此假定下，厂商在竞争性要素市场雇佣工人、租借居民所持有的资本，同时在竞争性产品市场出售其产品。厂商的行为就是：按照利润最大化行为进行生产选择，给所雇佣的劳动及资本按照其各自的边际产品支付报酬。因此厂商对所雇用的劳动按照劳动的边际产品支付报酬，对于所雇佣的资本按照资本的真实报酬率，即资本每单位实际收入进行支付。以上分析表明：居民收入主要是：工资w（t）及资本收入r（t），二者在无限接近于完全竞争市场中近似于外生，单个居民可以根据自身所拥有的禀素数量及质量选取不同级别的报酬，但是在近似完全竞争的市场上并不能内生决定报酬水平。因此工资w（t）及资本收入r（t）在一定程度上相对于居民而言，在无限接近于完全竞争市场中是外生的。

同时新古典均衡理论假定：单个家庭消费所获得效用为：u（c），同时u（c）满足：；此外u（c）满足消费的稻田条件：当c0时， ；当c∞时，。假定表明：u（c）对于c在其定义域内位凹的，其消费具有理性特征，同时表明家庭具有平滑消费意愿的动机。在此基础上可令单个家庭效用函数为：，其中e-p*t为消费者的消费时间偏好，也即是消费贴现因子，ρ＞0表明消费者相比未来消费，当前消费的效用更大。居民家庭总资产为A（t），人均资产为a（t），则a（t）=A（t）/L（t），若a（t）＜0，则表明家庭是负债的。基于前文对于厂商的均衡分析，可以假设家庭的工资收入w（t）和其资产的的报酬r（t）是不被家庭所控制的外生变量，同时家庭的劳动供给无弹性。则家庭资产动态方程为：，则人均资产动态方程为：。即家庭消费的资产预算约束为：。同时依据新古典约束条件——排除旁氏骗局的家庭资产约束为：。

结合以上分析，消费者均衡目标函数为：

则目标函数的汉密尔顿函数为：

由此可得现值汉密尔顿函数为：。可知：qt=λt*eρ*t为现值汉密尔顿乘子。

现值汉密尔顿函数最优化一阶条件为：

（1）

（2）

（3）

（4）

则由最优化一阶条件（1）式可知：

（5）

则有边际效用弹性公式：，结合上式可以得到：

（6）

则联立（1）、（5）、（6）式可以推出：

（7）

则联立（3）、（7）式可推出：根据消费偏好连续性公理，可以假定边际效用弹性不变，即ε（c（t））为常数，记为：ε。所以，令，则。由可以解此微分方程得：c（t）= c（0）*eμ*t，取对数可得消费的动态方程：lnc（t）=c（0）+μ*t。

实证分析

结合前文理论分析得出的消费的动态方程，笔者收集了改革开放后的我国居民消费数据，本文利用居民零售消费总额数据代表居民消费形态。数据来源于相关年度即1992-2010年的《中国统计年鉴》，同时收集对应物价水平，本文利用年度CPI数据代表，对年度数据以1992年为基年进行调整，使其更好地拟合真实数据。首先对数据进行平稳性检验，如表1所示。

由检验结果来看，在5%的显著水平下，数据是平稳的，因此可以进行最小二乘估计，其回归结果如表2所示。

可见在5%的置信水平下，参数是显著的。相关的方程整体性显著，即F检验的P值显著，D.W值处于理想水平。同时由图1可以看出：残差具有平稳形态，其拟合效果显著。

综上可以看出：模型回归具有良好形态，则其最终回归模型为：。则由回归模型本身来看，由时间对于消费的弹性公式：可以知道居民消费的动态弹性为：ηt=0.072*t，表明，改革开放后，随着经济发展，我国居民人均消费随着时间的增加而增加，这也符合新古典经济增长理论，但其增加效果并不显著。侧面表明国内居民消费水平及其消费结构并没有完全契合其经济增长的对应水平，在一定程度上消费滞后于经济增长水平。此外，结合前文可知：，回归参数显示：μ=0.072，即，整理可得：r（t）=ρ+0.072*ε。此式直观地表明：居民动态均衡时的意愿资产回报率就与其消费主观贴现率及其消费边际效用弹性正向线性相关。二者对于居民金融资产均衡动态回报率的边际影响为：。综合分析而言，在一般均衡分析理论框架下，居民所持有金融资产的回报率虽然受到资产需求者对于其资产需求的影响，同时也会受到理性消费主体的主观消费选择及其消费偏好的影响，单个消费者的主观消费贴现越高，也即是消费者越偏向当前消费，其所需求的资产使用报酬就越高，新古典均衡分析表明，理性消费者的主观贴现因子对于其资产报酬率的边际影响为1；同时，更为重要的就是针对我国1992-2010年间，居民消费边际效用弹性对其所要的资产回报率的边际影响为0.072，表明居民消费边际效用弹性每上升1%，其所要的资产回报率就会上升0.072%，反映了居民消费边际效用弹性越大，其对资产使用所期望的回报率越高。同时假定当前厂商及其居民资产流向的金融市场共同决定居民资产回报率的外生，即 r（t）为常数，则可以得出居民消费的主观贴现率与其消费边际效用弹性呈现出负相关关系，其消费边际效用弹性对其消费的主观贴现率的边际影响为：-0.072，表明消费者越偏向当前消费，其边际消费效用弹性就越低；反之亦然。

结论

综上，居民消费的主观贴现因子低于正常水平是我国居民当期消费不足的内因出发基点，而这一点应该成为实施扩大内需宏观调控政策政府干预的起点主要参考变量。因此如何调整居民消费主观贴现因子，使其处于与经济增长相适应的水平，应该成为我国扩大内需政策创新的参考基点。与之相联系的消费贴现因子与居民资产尤其是金融资产回报率的良性互动机制，应成为实施扩大内需宏观调控政策的主要着力点。为从根本上解决由居民主观消费贴现因子与居民资产回报率处于下降螺旋通道而引发的我国居民消费当期抑制问题，拓展政策空间；为实现政府扩大内需，进而促进经济发展提供政策创新新视角。

参考文献：

1.余永定，李军.中国居民消费函数的理论与验证[J].中国社会科学，2000（1）

2.弗兰科·莫迪利亚尼著.费剑平译.莫迪利亚尼文萃[M].商务印书馆，2001

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近年来，山东省荣成市坚持把就业工作放在保障和改善民生的优先位置，力促就业工作实现四个转变，统筹推进城乡就业。全市每年新增城镇就业近万人，转移农村富余劳动力近5000人，城镇登记失业率多年稳定在2%以内。2015年，全市城镇新增就业9448人，农村劳动力转移就业4594人，城镇登记失业率1.5%，就业局势保持高质量稳定。

一、立足经济发展，实现扩大就业由单渠道为主向多渠道并重转变

一是充分挖掘优势企业就业潜力。目前，荣成市50家市级重点企业拥有职工11.49万人，占全市企业员工总数的43.3%。为充分挖掘这些企业的就业岗位，加大调控力度，于每年年初、年中分别对企业劳动力需求情况进行统计调查、分析预测，制定指导性就业计划，一方面满足企业发展的劳动力需求，另一方面吸纳更多的人员就业。2015年，全市市级重点企业共吸纳就业3680多人，占同期企业吸纳就业人数的39%。

二是加大招商引资力度。“十二五”期间，全市累计利用外资5.4亿美元、内资739亿元。目前，全市引资项目共吸纳职工达7.91万人，占全市企业从业人员总数的29.8%。

三是大力发展个体民营经济。荣成市通过鼓励扶持个体私营经济的膨胀发展，解决了国有、集体企业就业岗位不足的问题，推动了就业观念的更新和就业方式的转变。截止2015底，全市个体工商户总数达25945户，从业人员53585人；民营企业总数达10012家，从业人员62648人，对促进就业发挥了重要作用。

四是积极开展劳务输出。充分发挥毗邻日韩的区位优势，大力开展国际国内劳务合作，发展壮大劳务经济。2015年，全市输出劳务1241人，其中跨市输出1014人，境外就业227人，成为扩大就业新亮点。

二、强化就业援助，实现促进就业由市场调节向政府主导转变

（一）完善政策体系，健全长效机制。先后出台了《关于做好重点建设项目和重要政策就业联动机制的通知》、《关于进一步加强普通高等学校毕业生就业工作的通知》等政策文件，全面落实了税费减免、担保贷款、社会保险补贴、降低费率、困难企业岗位补贴等一系列扶持政策，有效调动了企业和个人两方面积极性，对拓宽就业渠道、扩大就业容量发挥了重要作用。2015年，通过落实上述政策，共为企业和职工个人减轻社会保险缴费负担1700多万元，发放企业稳岗补贴600多万元，拨付失业职工再就业岗位补贴、社会保险补贴、培训补贴等共计2476万元，充分满足了就业工作需要。

（二）内引外联并举，破解用工难题。市政府多次专题召开改善用工环境工作会议，要求各镇区、各部门立足自身职能，积极为满足企业用工需求、促进企业加快发展服务。同时，通过现场观摩、工资指导线、提高最低工资标准等措施，全面增强用工吸引力和竞争力。今年以来先后举办了“春风行动”、“民营企业招聘周”等大型就业服务活动，达成就业意向4170余人；组织企业赴河北邯郸、魏县、涉县及省内滕州、肥城等地开展异地招聘活动，协议引进外工1万多人，有效缓解了企业用工紧张局面。

（三）突出援助重点，突破就业难点。将高校毕业生、“3545”大龄失业人员、城乡“双零”就业家庭、农村富余劳动力等9类人员作为重点群体，实施重点帮扶。一是加强资金扶持。将就业困难人员申请反担保人范围由党政机关事业单位人员扩大到市级重点企业中层管理人员，进一步降低自主创业贷款门槛，2015年共发放小额担保贷款537笔、5391万元。全面落实了灵活就业人员、企业招用就业困难人员社会保险补贴，2015年补贴总额达914万元。二是强化就业培训。通过招投标在全市选择确定了16家就业培训定点机构，为失业职工、失地农民、农村转移就业劳动力免费提供中式烹调、汽修、家政服务等30多个工种的技能培训。建立了6处高校毕业生就业见习基地，为择业期高校毕业生免费提供就业见习服务。2015年，全市共举办各类培训班142期、培训7364人，有效提升了各类群体的就业创业能力。三是实施“托底”帮扶。通过大力开发公益性岗位，帮扶“3545”大龄失业人员再就业，规定：凡政府投资建设的市政设施、园林绿化、街道卫生清洁、小区物业管理等公益性岗位，都要报人力资源社会保障部门备案，优先安排“3545”人员。2015，全市共有115名“3545”人员通过公益性岗位实现再就业，占“3545”总人数的9.8%。

三、加快农村劳动力转移，实现城镇就业向城乡统筹就业转变

一是统一就业制度。实行统一的就业准入和职业资格证书制度，只要符合条件，农民工可以到各类企业就业。企业可以在双向选择的基础上，随时自主招用农村劳动力，不受户口和地域限制。无论城乡劳动力，只要与企业签订了劳动合同，明确了劳动关系，全部纳入社会保险统筹范围，依法市享有养老、失业、医疗、工伤、生育等各项社保待遇。

二是统一就业培训。各镇、街道就业服务机构为依托，城乡建设、农业、科技、工青妇等部门协调配合，对现有职业培训力量进行有机整合，充分发挥各类培训机构、培训基地的作用，多方面为农村富余劳动力提供实用技术培训、职业技能培训和创业能力培训，全面提供他们的整体素质和创业就业能力。2015年，全市共举办各类培训班80多期次，参训农村劳动力达11000多人次。

三是统一就业服务。全市初步建立起市、镇（街道）、村（社区）三级公共就业服务体系。全市12个镇、10个街道办事处全部建立了劳动保障事务所，实现了机构、人员、经费、场地、制度、工作“六到位”，就业及人力资源服务、社会保险、劳动关系、公共基础管理等4大类64项服务项目，全部下放镇（街道）办理，大大提升了基层公共平台就业服务水平。政府采用购买服务方式，聘用了985名村（社区）级劳动保障协理员，由市财政按每人每年500元、1000元、1500元三个档次给予岗位补贴。以基层就业服务平台为依托，全市转移就业劳动力都能享受到统一、规范的职业指导、职业介绍、政策咨询等就业服务，为促进农村富余劳动力有序转移发挥了作用。

四、助推全民创业，实现由安置就业向创业带动就业转变