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国际标准刊号：ISSN1005-0167

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中国人民银行杭州中心支行

浙江省金融学会

殷兴山

熊　涛 吕逸君 邹　飞

徐子福 沈荣勤 冯建龙

郭心刚 高　强 吴建林

赵　鹏 王小龙 周建松

宋汉光 许加银 张一兵

郑锦国 陈晋祥 翁国华

周 丽 肖宗富 孔祖根

陆志红

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杭州市延安路 149 号

人民银行杭州中心支行

310001

2016 年第 05 期

货币时论

03 利率走廊模式对我国的影响分析

□杨佳　段军山

12 我国对外直接投资的区位选择因素分析

□梅晓瑜

18 政府行为差异下的最优金融分权：

　　论地方金融管理体制改革

□余霞民

24 欧盟碳期货交易价格及市场风险分析

□苏　蕾　梁轶男

31 房地产市场中利益输送的监管案例研究

□柯宇立　

37 中国住房均价“基钦周期”研究

　　　　—基于百城房价指数波动的实证分析

□王　璐

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厂联络予以调换。

商业银行

44 大数据视角下看账户管理改革

□顾吉锋

资本观察

49 内部控制对现金流风险影响的实证研究

　　　　—来自沪深A股上市公司的经验证据

□周　彤　樊后裕

57 实施熔断制度对我国股票市场波动性影响的研究

□吉　洁　国世平

65 大股东减持的上市公司为何受到机构投资者的追捧？

□温智强

保险市场

75 我国保险营销模式存在的桎梏及对策研究

　　　　—基于营销4C理论视角

□张　华

封面图片来源：@ 视觉中国

032015 / 12

本刊专稿货币时论

032016 / 05

利率走廊模式对我国的影响分析杨 佳 1，段军山 2

（1,2 广东财经大学，广东广州　510000）

摘要：我国正处于金融创新高速发展的时代，传统数量型货币政策面临可测性、可控性、相关性方面的缺陷，亟需对现有的货

币政策进行升级调整。利率走廊模式作为一种价格型货币政策工具，研究它对我国的影响，具有重要的现实意义。本文通过新旧货

币政策对比和引入国外经验，分析利率走廊模式的实施对我国商业银行和中央银行的影响，最后对利率走廊模式的建立提出建议。

关键词：利率走廊；商业银行；中央银行；货币政策

中图分类号：F821.0 文献标识码：A 文章编号 :1005-0167(2016)05-0003-09

作者简介：杨佳（1992-），女，广东潮州人，广东财经大学研究生，研究方向：商业银行经营管理；

作者简介：段军山（1971-），男，湖南常德人，广东财经大学金融学院教授，博士。

一、引言

2014 年 5 月，周小川行长在五道口全球金融论

坛上首次提出要在中国实行利率走廊模式的概念；

与此同时，央行金融研究所副所长纪敏也在文中指

出：“从我国的现实情况看，金融市场的广度、深度

和弹性有待提升，利率市场化和经济转轨进程中不

确定性较大，建立一定宽度的利率走廊是可行的选

择。”官方关于建立利率走廊的探索一直没有停止，

在今年的 2 月份，周小川在国际金融协会 G20 会议

上再一次指出，我国要推动货币政策由数量型向价

格型转变，利率发挥更大作用，就是要逐步建立起

利率走廊制度。目前，随着我国利率市场化进程不

断加快，削弱了数量型货币政策的效果，在该背景

下，利率走廊模式成为了我国货币政策调整的选择。

本文着重分析了利率走廊模式对我国商业银行和中

央银行的影响，指出实行利率走廊模式的必要性。

二、利率走廊文献综述

（一）利率走廊的含义与作用机制利率走廊是指中央银行通过向商业银行提供存

贷款便利工具，将银行间同业拆借利率控制在目标

利率附近。因此，形成了目标利率为中心，央行存

贷款便利利率差为走廊宽度的利率走廊，是实施货

币政策目标的调控方法。最早的利率走廊思想来源

于 Wicksell, 他提出了纯信用银行理论，认为央行可

以通过设定存贷款利率以使市场利率不断接近目标

利率，而不需要改变货币供应量（1917）。Wicksell

只是提出利率走廊的初步框架，而 KevinClinton 则

较为具体地指出利率走廊的实际操作方法和步骤，

他的论文里描述了在没有法定准备金时，只要中央

银行可以设定合理的利率区间加上商业银行追求利

润最大化的目标的行为，就可以达到货币政策操作

的目的并有效地防止利率过分波动（1997）。早期

对于利率走廊的研究，主要集中于对于它的理论层

面的介绍。目前，西方一些经济学家开始通过模

型来研究利率走廊如何对短期市场利率产生影响，

如 Woodford(2000),Whitesell(2006)，Berentsen &

Monnet（2008）及 Lagos(2010) 等人的论文。

王超、陈乐一提出利率走廊的作用机制是建立

在商业银行为理性人的前提之下，如果中央银行实

行的利率走廊是建立零准备金制度下同时该走廊是

对称的，则可以使短期利率与目标利率保持一致。

具体如下：当实际的银行同业间拆借利率高于目标

利率时，这时商业银行会倾向于拆出资金以获得更

大利益，造成了同业拆借市场出现超额货币供给，

导致实际利率下降直至回到目标利率水平。反之，

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当实际的拆借利率低于央行设定的目标利率时，商

业银行拆入资金会比拆出资金得到更大的好处，同

业拆借市场出现了超额货币需求，实际拆借利率上

升最终达到目标利率水平。利率走廊的上下限目的

在于，当商业银行清算出现盈余时，中央银行会迅

速以超额准备金率（利率走廊下限）将其纳为超额

准备金，因此银行并不会在低于超额准备金利率的

利率水平下将资金借给其他银行及金融机构；同时

当出现赤字时，中央银行以它规定的贷款利率（利

率走廊上限）去满足商业银行的资金需求，避免流

动性危机的发生，故商业银行不会以高于央行贷款

利率的利率从其他银行处获得贷款（2015）。

贾德奎、胡海鸥则认为，利率走廊的作用不仅

局限于影响商业银行储备供求的“利益诱导效应”，

还会产生“告示效应”。“告示效应”即在政府货

币政策操作有效且透明的前提下，一旦中央银行公

布目标利率，商业银行便可以得知货币当局的货币

政策目标，并以此对自己的交易行为和储备进行管

理，从而通过短期利率变化引导长期利率的市场预

期，使利率处于稳定水平（2004）。贾德奎、胡海

鸥还指出利率走廊与有管理的浮动利率有着本质的

区别，有管理的浮动利率的运作不考虑市场实际供

求状况的变化，设定的浮动范围也带有强制性，商

业银行只能在规定范围内进行，缺乏灵活性。而在

利率走廊的模式下，两个短期融资工具（存款便利

工具和贷款便利工具）的利率范围并不具有强制

性，同时中央银行的角色仅仅为市场参与者，商业

银行可以在其他商业银行和中央银行这两个市场交

易对象中自由选择（2004）。尽管利率走廊效果显

著，但 Whitesell 提出在利率走廊的实施过程中仍需

通过一定的公开市场操作使市场利率向目标利率接

近。原因在于，作为走廊上限的中央银行贷款利率

为“有抵押”的贷款利率，使上限利率要在原来的

基础上再加上“抵押成本”，导致实际利率上限高

于名义利率上限；并且，下限利率也由于违约风险

的存在而使得其向上移动。上下限利率的向上移动

会使央行原有的目标利率偏离走廊的中心，不利于

货币政策目标的实现，因此中央银行必须通过持有

一定的准备金才可以保持原有的目标利率（2006）。

例如 Keister 以新西兰为例，该国央行使用“日间

借贷”的货币政策工具。额度受目标利率影响而调

整，满足因不确定性导致的商业银行储备需求，在

夜间则进行收缩从而达到减少利率过度波动的效果

（2008）。

（二）利率走廊模式在国际上的应用目前，利率走廊正被广泛应用于经济发展水平

不同的国家和地区，毕燕茹对几种典型的利率走廊

的国际实践进行介绍。以德国联邦银行为例，德国

联邦银行以伦巴德利率为上限、下限为德国联邦银

行的贴现率形成利率走廊。其优点在于，由于伦巴

德贷款局限少且商业银行通常有合格的抵押品进行

贷款，故上限十分有效。缺点则是当货币市场出现

流动性过剩的情况时，市场实际利率会低于利率走

廊下限，导致利率走廊失效。与德国联邦银行比较，

加拿大的利率走廊模式是零准备金的对称型利率走

廊，其对利率的调控效果突出，在大多数时间里市

场利率都稳定在央行的目标水平上。它的特点在于：

一是取消法定存款准备金制度，减少商业银行为达

到法定准备金水平时引起的资金需求波动风险，央

行可以更好预测市场真实的货币需求；二是引入

了实时的大额电子清算系统（LargeValueTransfer

System），便于让中央银行和商业银行都可以随时了

解清算账户状况，降低供求间的不确定性；三是更

加透明的货币政策操作，央行在交易日开始时便宣

布目标利率并承诺当市场利率与目标利率发生偏离

时就进行公开市场操作，有效地引导商业银行预期。

美国的利率走廊与常规的利率走廊有明显区

别，为利率下限高于目标利率的利率倒挂的非对称

利率走廊。在 2008 年的次贷危机之前，美国的货

币政策工具主要为公开市场操作，这一操作是以准

备金相对不足为前提；在危机爆发后，为恢复经济，

美国开始实施 0.25% 的准备金利率，引起了商业银

行大量配置超额准备金，弱化了公开市场操作的功

能。美联储开始实施利率走廊，将美联储的贴现率

作为利率走廊上限，将超额准备金的利率作为利率

走廊下限。目前，上限为 0.75%，下限为 0.25%，

目标利率为 0-0.25%，目标利率低于走廊的下限。

这主要是因为美国目前的利率走廊并不能代替其公

开市场操作，美联储的利率走廊只是美国应对金融

危机所采取的临时政策工具。除上述国家以外，已

明确使用利率走廊的发达国家有新西兰、英国、法

国、日本、意大利等国（2015）。

除此之外，贾德奎、胡海鸥的论文介绍了俄

罗斯、印度、土耳其、纳米比亚等新兴经济体也开

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始了利率走廊模式的实践，运用这一机制对短期利

率和流动性进行调控已成为一种趋势（2004）。而

UmitBulut 则以土耳其为例，2008 年金融危机后发

达国家的量化宽松政策造成了里拉升值和信贷迅速

扩张。为了应对该问题，土耳其央行设计了新的货

币政策框架并利用三个宏观政策工具对利率进行控

制，分别是：准备金要求、准备金选择机制和利率

走廊机制。通过实证分析，利率走廊机制对土耳其

的信贷和总需求均可产生影响（2015）。

（三）利率走廊研究述评基于上述文献可以发现目前学术界关于利率走

廊模式的相关理论，其方向主要集中在两个方面：

利率走廊机制的形成机制和作用机理、利率走廊模

式在各国实践中的应用。依据文献资料，利率走廊

可以通过利益诱导机制使市场利率自发回到政策目

标水平，明显优于现有的数量型货币政策工具。因

此本文在写作中，立足于实行利率走廊模式的背景

同时指出了传统货币政策工具的缺陷，主要分析了

利率走廊模式对我国商业银行和央行的影响，同时

在考虑本国实际基础上参考国际经验，提出建议。

三、我国实行利率走廊的背景

近期央行宣布，从 3 月 1 日起下调金融机构人

民币存款准备金率 0.5 个百分点，将其从 17% 降至

16.5%，这已经是央行从 2015 年以来第六次下调存

款准备金率（图 1）。可以看出，目前我国货币政策

更偏好于数量型而非价格型工具，这是由于我国金

融市场仍不完善、利率市场化进程缓慢造成的，但

是随着市场化改革的推进和市场的发展，数量型货

币政策面临着越来越大的挑战并且有效性不断降低。

图 1　2015 年存款准备金率的调整数据来源：中国人民银行。

（一）数量型货币政策的局限性1. 可测性下降

以第三方支付、P2P、众筹等形式出现的互联

网金融丰富了直接融资模式，民间借贷和银子银行

也改变了传统的货币需求方式，并对货币供给造成

影响。这一变化反映了金融脱媒的趋势不断加强和

银行作为间接融资主体的地位下降。这些直接融资

增加了电子货币的使用频率，货币统计口径扩大，

央行对货币总量的计算变得更加困难。金融机构的

间接融资占比从 2003 年 87.8% 下降到 68.9%。而

直接融资呈现不断上升的趋势，在 2015 年已经达

到 了 37004 亿 元， 占 比 从 3.1% 上 升 到 24%（图

2）。

图 2　2003-2015 年我国融资规模占比　单位：％数据来源：中国人民银行。

2. 可控性降低

作为数量型货币政策的中介目标的货币供应量

假定货币外生决定，但现实表明货币供应量是内生

决定的。这造成了货币流通速度不稳定，进一步加

剧基础货币和货币供应量之间关系的波动性，M2 与

目标值差距逐步拉大，央行很难借助货币供应量去

实现原定的政策目标。

3. 相关性不足

一直以来，传统货币理论认为货币供应量与物

价之间存在正相关的关系，所以数量型货币政策可

以通过货币供应量实现控制物价的最终目标。然而，

表明中国存在着高货币供给增长率与低通胀率共存

的非常规关系。从我国经济数据出发进行的实证

研究，选取居民消费价格指数 (CPI) 与货币供应量

(M2) 这两个变量的月度数据，样本区间是 2008 年

2 月至 2015 年 1 月，数据来源于中国人民银行。根

据 Eviews8.0 的统计结果显示，CPI 和 M2 的相关系

数为 -0.1834，呈负相关。

这主要是因为新增货币分别流向实体和非实体

经济领域，进入非实体领域货币会挤出已有和新增

的货币，使物价下降，反之，进入实体领域的货币

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本刊专稿货币时论

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供应量使物价上升，货币供应量与物价是否同方向

变动取决于不同货币流向对货币的影响程度。

（二）数量型货币政策和价格型货币政策的比较

1. 调节流动性方式不同

在传统的数量型货币政策中，央行通过对公开

市场操作和准备金率来影响基础货币，进一步影响

货币供应量，实现控制物价、稳定实体经济的目标。

在利率走廊模式下，央行不再是货币政策的主体，

央行只需提前设定利率走廊区间范围，市场力量会

自发调节金融结构主体的市场行为需求行为，使调

控效果更具针对性。

2. 货币政策工具不同

公开市场操作、法定存款准备金率、再贴现

率是央行传统货币政策的政策工具；为减少利率

走廊模式在中国实践的阻力，央行推出了一系列

新型的货币政策工具。2013 年初，央行设计了常

设借贷便利（SLF）和公开市场短期流动性调节工

具（SLO）；随后在 2014 年，又给了国家开发银行

一万亿抵押补充贷款（PSL）并通过中期借贷便利

（MLE）向多家商业银行注入了为 2000 亿的流动资

金。

3. 传导机制不同

数量型货币政策通过变动货币供应量来直接影

响社会购买力，实现调控目标。而价格型货币政策

通过变动利率来影响消费者、生产者的成本，进而

影响消费、投资。

四、利率走廊模式对我国商业银行的影响

对于商业银行而言，利率走廊模式的实施可以

减轻其现有的压力，但也会引发商业银行的道德风

险问题，利率走廊模式对商业银行的影响主要表现

在：

（一）降低资本成本，减少商业银行对流动性的“囤积性需求”

在现有的货币政策工具中，央行往往重视的是

货币供应量而忽视了利率的稳定性，造成了当前市

场利率波动过大的不利后果，商业银行等金融机构

无法对将来的利率进行准确的预估。利率的过度波

动，也造成了目前银行风险的容忍度下降，处于预

防性动机的需求银行会进行过度的流动性管理。同

时由于我国存在资产变现难和银行间市场融资难等

问题，商业银行的流动头寸超出合理范围时，囤积

流动性的行为随之出现。

随着利率走廊模式的建立和实施，这一问题会

得以解决。因为从利率走廊制度的运行机制来看，

当市场利率超出利率走廊的上限时，商业银行可以

以利率走廊的上限利率向央行借出资金。这样使有

资金需求的银行可以稳定、方便地从央行手中获得

流动性，“囤积性需求”随之减少。商业银行闲置资

金也减少，降低了资金的成本，提高资金使用效率。

（二）提高了银行定价能力 目前我国商业银行主要使用央行的存贷款基准

利率作为定价基础，原因是市场利率的短期波动太

大。在利率走廊实施后，短期利率就被处于利率走

廊的区间之内，短期利率趋于稳定，在这种基础上

存贷款基准利率的作用淡化，存贷款利率得以放开。

放开贷款利率对商业银行的影响主要表现在市场化

贷款利率可以更好地覆盖风险。我国中小企业融资

难，难以在商业银行获得低利率贷款。贷款利率放

开促使银行根据企业不同的状况制定合理的贷款利

率，减少商业银行坏账率。银行在利率市场化不断

升化后，竞争方式也发生了改变。以前商业银行的

重点在把握关系客户，因为使用央行的存贷款基准

利率的基础上各商业银行的产品同质化，最多通过

非价格竞争手段，如服务质量、营销能力取胜。在

利率走廊作用下，银行的定价能力随之提升，竞争

手段由非价格竞争向价格竞争转变，即商业银行可

以根据不同能力的客户提供不同价格的差异化服务，

竞争力自然也得到了提升。

同时，伴随“统一管理，分级授权”的价格管

理体系的不断完善，商业银行的总分行设置了专门

负责定价管理、利率风险的部门，制定了定价办法

和模型，支持精细化、针对性定价，银行的定价能

力得以大大提升。

（三）发生道德风险和逆向选择的可能性增大

如果商业银行缺少流动性，就可以向央行进行

融资，获取所需资金，这样一来商业银行的流动性

风险也随之消失。银行管理层为了获取更多的回报，

与股东相比，更具有扩大银行经营规模的欲望。在

利率走廊机制下，政府一般作为“最终债务人”，进

072015 / 12

本刊专稿货币时论

072016 / 05

一步激发了银行管理层为提升业绩去进行高风险投

资。以 2008 年全球金融危机为例，美国有些银行

在经营中违反了审慎性要求，甚至其中一些的杠杆

比率超过了 60 倍，过于激进冒险，最终导致严重后

果。目前银行体系的升迁考核制度也加剧了这一问

题，一般考核都与在职期间的业绩直接挂钩，管理

层为了追求任期利润最大化，往往对经营中可能出

现的风险进行掩饰推迟，对银行当前的状况和风险

造假，最终对银行的长远发展带来不利。具体表现

为：人为调整贷款分类；贷新换旧；利用贷款展期；

不计成果扩展业务范围；违规贷款。

从央行和商业银行的关系来看，一方面，央行

成为了商业银行的后盾一些商业银行会产生转移风

险的心理，进行投机行为或减少自己的努力程度，

从而给央行带来损失。另一方面，由于双方的信息

不对称，央行无法完全了解商业银行的经营策略和

经营行为，因此无法对其不良行为给予处罚。从商

业银行和借贷者的关系来看，当银行的贷款利率较

高时，具有偿债能力的低风险企业会退出资本市场，

而高风险企业却有借贷的欲望，出现“劣币驱逐良

币”的现象。

目前，我国商业银行的资产扩张具有刚性，利

率走廊模式的实施，即意味着央行成为金融机构融

资的法定机构。商业银行可能会将从央行获取的固

定利率的资金以较高利率借给企业，从而实现套利。

在信贷套利影响下，行业集中度提高，引起部分行

业出现产能过剩，资产价格泡沫化。一旦泡沫破灭，

投机的高风险企业破产，给商业银行带来了不良贷

款损失。

五、利率走廊模式对我国央行的影响

利率走廊对央行的影响利大于弊，主要表现

在：

（一）货币政策操作更为简便，传导机制更加透明

在利率走廊的作用下，中央银行减少了公开市

场操作的频率和幅度。只要市场机制健全，央行可

以通过建立合理的上下限区间，市场会自发地根据

供求双方力量传导信息，对抑制市场利率异常波动

有重要作用。使用数量型货币政策时，当公众没有

预计到，央行的行动才能发挥作用，央行对经济的

调节主要通过有限或者没有透明度的调节来完成。

但加拿大、欧洲、美国等国家在上世纪末先后实施

了利率走廊模式，提高了货币政策的透明度，它们

的成功实践表明了提高的透明度可以减少操作成本

和提高政策有效性。

以加拿大为例，加拿大取消了法定准备金制

度，通过利率走廊对市场利率进行调节，其上限为

央行向商业银行提供的贷款利率，下限为商业银行

的超额准备金率，上下限利率均与目标利率相差 25

个基点，进而形成了对称的利率走廊。基本操作思

路为：当商业银行出现过多流动性时，可以通过存

入超额准备金存款账户来获得利息；当流动性不足

时，可以向中央银行借贷，以达到日末清算时账户

必须平衡的要求。央行会在每个交易日 9 时公布目

标利率和走廊区间，11:45 时根据银行间同业拆借

市场的交易情况来决定是否干预，晚上 8 时进行当

日最终清算，在清算前会留出半小时给商业银行进

行互相拆借，中央银行只在市场利率偏离目标利率

时才会对其进行干预。

从实践中，加拿大利率走廊模式具有以下优

点：第一，公开市场操作成本与频率降低。在采用

利率走廊之前，加拿大主要依靠买卖国债对利率调

控，但利率走廊实施后，央行只需要调整走廊边界

就可以调整货币政策，公开市场操作频率降低，规

模下降。第二，无需过多操作，宽度一直维持较窄

水平。自 2002 年以来，除少部分时间宽度为 25 个

基点，其余时间大部分固定在 50 个基点。第三，社

会可以更好地预期到央行的政策目的，保证政策顺

利实施。央行确定了目标利率和走廊区间后，通过

公众预期变化和告示效应来影响市场利率，这要求

央行多披露信息，减少与商业银行之间信息不对称。

这样一来，透明度随之提高，公众可以准确预测央

行的政策操作，及时做出反应。

加拿大央行利率走廊模式的成功实施，证明了

该模式的简便性和透明度明显优于数量型货币政策，

为我国央行提供一定的借鉴意义。

（二）符合当前供给侧改革的需求自去年年底，“供给侧改革”一词频频出现。

所谓供给侧改革，即通过优化经济结构实现资源合

理配置，提高经济增长的动力和质量。供给侧改革

的重点是效率优先，强调利率在金融市场中资源配

置的作用，意味着把对利率不敏感的微观主体改革

08 2015 / 12

本刊专稿货币时论

08 2016 / 05

成对利率敏感的微观主体。利率走廊模式可以用于

满足商业银行等金融机构通过市场供求来自发满足

资金需求，比以往更能发挥市场在决定利率的作用。

同时，利率走廊通过对短期利率进行调控来引导个

人消费与企业投资行为，最终实现经济的稳定。利

率走廊为化解产能过剩、降低企业生产成本、防范

金融风险创造了条件，为经济结构调整升级营造合

适的货币金融环境。

目前，在宏观调控符合供给侧改革的要求的呼

声之下，货币政策正在进行转型升级。去年 11 月

19 日下午，央行发布消息称，决定于 2015 年 11 月

20 日下调分支行常备借贷便利利率。对符合宏观审

慎要求的地方法人金融机构，隔夜、7 天的常备借

贷便利利率分别调整为 2.75%、3.25%。下调该利

率，除了有稳定市场预期和引导利率下降的作用，

更重要的意义在于“加快建设适应市场需求的利率

形成和调控机制”、“探索常备借贷便利利率发挥利

率走廊上限的作用”，意味着央行推行利率市场化，

推进数量型货币政策向价格型货币政策转变的决心。

（三）央行下调存款准备金率的压力减轻自 2015 年以来，央行已经多次下调存款准备

金率，但由于政策协调、金融脱媒、资本项目开放

等因素使其收效甚微。央行正在发挥常备借贷便利

作为利率走廊上限的作用，对比每周二、四进行的

公开市场操作，常备借贷便利可以更准确、快速地

应对资金需求变化，有利于金融市场主体形成稳定

预期，缓解了降准的压力。实施利率走廊后，并不

意味着公开市场操作被取代，最优的货币政策操作

应该是二者的结合，实现优势互补。

但法定准备金制度为央行管理储备市场增加困

难。在法定准备金制度时，央行需要同时管理商业

银行的结算账户和准备金账户。在准备金的保持期

时央行只需预测商业银行的储备需求，保持期结束

时结算账户和准备金账户必须同时管理，当二者需

求同时变化时，央行很难准确预测商业银行的需求，

不利于市场利率的稳定。一部分学者认为若取消法

定准备金制度，会导致央行的货币供给无穷大，因

为货币乘数是准备金率的倒数。加拿大、欧洲各国

的实践证明了这种理论是不准确的，因为货币乘数

其实是法定准备金率、超额准备金率、现金漏损率

之和的倒数，超额准备金率和现金漏损率在法定准

备金率为零的情况下仍不为零，所以货币乘数不会

出现无穷大。进一步来说，随着利率走廊模式的不

断推进，我国央行可以逐步实行零准备金制度，零

准备金制度又反过来保障利率走廊的实践效果。

（四）更有助于抑制通货膨胀我国现在的经济情况具有潜在的滞涨迹象。首

先，去年我国 GDP 增速为 6.9%，创 25 年新低，仅

比实现 2020 年全面建成小康社会目标的底线增速

（6.5%）高 0.4 个百分点。与发达国家只需稳定经济

规模即可维持社会稳定不同，我国目前的增速已经

处于经济停滞状态。其次，阻滞的价格传导机制也

掩盖了目前 CPI 对 PPI 的相对高位。通过观察 CPI

与 PPI 的关系（图 3），可以得出 2013 年至 2014 年

底二者的间距基本维持在 4 个单位，2014 年底后该

间距逐步扩大到八个单位左右，说明目前产销体系

的价格传导并不顺畅，相对过剩的需求维持了 4 个

单位的“超涨”。

图 3　2013-2016 年物价指数走势数据来源：国家统计局。

为了防止未来陷入滞涨的格局，央行必须提前

部署，对通货膨胀进行遏制。在上世纪 90 年代之

前，央行主要通过货币供应量来对通货膨胀进行控

制并取得了一定的效果。但之后，货币供应量与通

货膨胀的关系逐渐弱化，使用货币供应量这一货币

工具的政策效果下降。而利率与通货膨胀的关系日

趋稳定，使用利率走廊模式对央行管理通货膨胀能

取得更好的效果。

六、利率走廊有效性的实证分析

（一）模型与变量的选取与说明为研究利率走廊作为价格型货币政策工具的有

效性，本文采用了向量自回归模型 (VAR 模型 )。

在数据的选取上，由于 SHIBOR 是我国目前

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较为权威的基准利率且其市场化程度较高，选取其

作为利率的衡量指标。同时，由于我国货币政策的

目的主要在于稳定物价，因此将居民消费价格指

数（CPI) 作为货币政策有效性的衡量指标。样本采

用月度数据，选取区间为 2008 年 2 月至 2015 年 1

月，数据来源于中国人民银行网站、国家统计局网

站。数据处理采用 EVIEWS8.0 软件。

（二）模型的检验1. 平稳性检验

为避免“伪回归”问题的出现，采用 ADF 检

验方法进行平稳性检验。根据 Eviews8.0 统计结果，

SHIBOR 序列、CPI 序列的 ADF 统计值均小于 5%

临界值，表明了在给定的样本区间内这两个序列是

平稳的，具体结果如表 1 所示。

表 1　平稳性检验结果

变量 ADF 统计值 5% 临界值 检验结果

SHIBOR 序列 -3.3871 -2.8981 平稳

CPI 序列 -3.7127 -2.8968 平稳

2.VAR 模型滞后阶数的选择

建立 VAR 模型之前，要先选择滞后阶数 p。通

过赤池信息准则（AIC) 和施瓦茨准则（SC）来确定

滞后阶数的数据显示，AIC 和 SC 最小值对应的 p 分

别为 5 和 1，由于数据量不大，可选取 AIC 最小值

所对应的 p，故该 VAR 模型滞后阶数为 5。

表 2　AIC、SC 随滞后阶数 p 的变化

Lag LogL LR FPE AIC SC HQ

0 -256.5049 NA 3.0864 6.8028 6.8641 6.8273

1 -152.5105 199.7787 0.2222 4.1713 4.3553 4.2449

2 -151.4787 1.9278 0.2403 4.2494 4.5561 4.3720

3 -144.0191 13.5451 0.2195 4.1584 4.5877 4.3200

4 -136.8055 12.7187 0.2020 4.0738 4.6258 4.2944

5 -130.7541 10.3510 0.1917 4.0198 4.6945 4.2895

6 -128.6541 3.4817 0.2021 4.0698 4.8672 4.3885

7 -126.6181 3.2682 0.2136 4.1215 5.0416 4.4892

8 -122.2037 6.8539 0.2123 4.1106 5.1533 4.5273

3.VAR 模型估计

再得出滞后阶数后，可以对 VAR 模型进行估

计。通过对估计结果的观察可以发现，许多方程参

数的 t 检验值不显著，但我们一般不需要去掉它。

因为 VAR 模型更为看重的是整体效果，而不是个别

检验结果。建立的 VAR 模型如下所示：

　　　

　　　　　　　　　　　　　　　　　　（１）

由式（1）的拟合优度为 0.9317 可知，SHIBOR

和 CPI 存在较强的相关性。

（三）结果分析从模型得出的最终结果表明，对于稳定物价这

一货币政策目标，采用 SHIBOR 是有效的，因此实

施利率走廊对我国具有现实意义。我国应进一步推

动利率市场化，培育 SHIBOR 成为利率走廊的基准

利率，为全面推行利率走廊做好充分准备。

七、政策建议

我国正在进行推行利率走廊的初步探索，但目

前建立完善的利率走廊制度存在一些现实问题：我

国利率市场化程度仍处于较低水平、央行的独立性

和透明度仍不够高、存款准备金制度不完善、实施

利率走廊的配套仍不完善。为了解决这些问题，央

行必须在以下方面做出努力：

（一）深化利率市场化改革利率走廊模式的机制是通过调控短期市场利

率，再通过短期利率去影响中长期利率来稳定经济。

如果短期利率无法向中长期利率进行传导，那么利

率走廊就会失效。因此，我们必须推动利率市场化

进程，为利率有效传导创造条件。

首先，应培育追求利润最大化的商业银行，完

善商业银行内部治理结构，因为商业银行追求利润

最大化的行为是稳定市场利率的必要条件；其次，

继续促进银行间同业拆借市场的发展，丰富同业拆

借市场的交易品种以活跃拆借市场交易，充分发挥

上海银行间同业拆放利率（shibor）作为利率走廊

基准利率的作用。

（二）提高央行的独立性与透明度利率走廊模式的效果必须由一个具有独立性和

透明度的中央银行来保证，引导公众预期是减少利

率波动的重要方法之一。因此，中央银行应该增加

所实施政策的透明度、可信性，这样才能保证市场

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本刊专稿货币时论

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主体理解央行的政策目的，引导公众行为向有利于

实现政策目标的方向前进，从而实现抑制利率波动。

（三）完善存款准备金制度与其他实行利率走廊的国家相比，我国商业银

行的法定准备金率过高，不利于提高资金的流动性。

但短期内快速降低法定准备金率会对整个金融体系

的稳定造成不利影响。为此，在建立利率走廊模式

的过程中，应采取循序渐进的方法降低存款准备金

率，在较长时间内应考虑实施自愿准备金制度，对

法定准备金和超额准备金进行合并。

（四）完善利率走廊所需的配套设施首先，放宽常备借贷便利工具的抵押品范围，

尽快建立抵押品制度。保证抵押品的便利性、可得

性，进一步完善抵押品的评级制度，建立起包括国

债、地方政府债券、金融机构债券、银行贷款在内

的抵押品体系；其次，建立一个央行控制下的全国

统一的清算系统，保证央行和商业银行可以准确地

了解账户的状况；最后，建立利率、货币供应量和

实体经济指标间关系的分析框架，提高对流动性的

预测，减少不可预测的冲击造成的利率波动。

八、结论

利率走廊已在世界多个国家实施，是未来货币

政策发展的趋向。我国现有的数量型货币政策已经

无法满足经济发展的需要，相比较而言利率走廊模

式对商业银行和央行所带来的影响利大于弊，它的

实行一定程度可以缓解目前我国的经济下行带来的

问题。鉴于我国目前实行利率走廊制度的条件未能

完全满足，可以在过渡到利率走廊的同时，采取公

开市场操作进行辅助，避免市场过度波动。

参考文献：[1]毕燕茹.利率走廊机制国际经验及我国的借鉴[J].金融发展评论,2015(4):40－44. [2]刁节文.“利率走廊”调控模式研究[J].工业技术经济,2008(7):150－151,161.[3]方先明.价格型货币政策操作框架：利率走廊的条件、机制与实现[J].经济理论与经济管理,2015(6):43－51.[4]贾德奎,胡海鸥.利率走廊：货币市场利率调控的新范式[J].经济评论,2014(2):94－97.[5]贾德奎,胡海鸥.利率走廊：我国利率调控模式的未来选择[J].财经研究,2014(9): 56－65.[6]纪敏,牛慕鸿.确立央行政策利率预期锚[J].中国金融,2014(9):19－22.[7]乐毅,刁节文.基于Shibor的我国货币政策传导机制有效性实证研究[J].中国集体经济,2015(3):48－49.[8]刘义圣,赵东喜.利率走廊理论评述[J].经济学动态,2012(7):122－129.[9]牛慕鸿,张黎娜.利率走廊、利率稳定性和调控成本[R].中国人民银行工作论文,2015(12).[10]曲彬.我国价格型货币政策调控模式的前瞻性研究——利率走廊”调控新范式初探[J].华北金融,2014(7):8－

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Impacts OfInterest Rate Corridor In China

Abstract: In such an era that financial innovation develops rapidly,traditional quantity-basedmonetary

policy has flaws in testability, controllability and correlation,sowe need to adjust existingmonetary policy.

As a tool of price-basedmonetary policy, analyzing the impacts of interest rate corridor in our country has

important realistic significance. This paper analyzes its effects to commercial bank and central bank through

two ways: the comparisons of old and newmonetary policy,the introduction of foreign experience. Finally,

makingaproposalonhowtoestablishinterestratecorridor.

Key words:InterestrateCorridor;CommercialBank;CentralBank;MonetaryPolicy

责任编辑：林庆堂

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我国对外直接投资的区位选择因素分析梅晓瑜

（浙江工商大学金融学院，浙江杭州　310018）

摘要：由于我国企业的对外直接投资（OFDI）起步较晚，与发达国家相比存在较大差距，且在我国特殊的国情下表现出不同于

理论的新特征，因此研究我国 OFDI 的区位选择因素具有现实意义。本文根据我国国情对引力模型进行了修正，利用 2003~2014 年

我国对 31 个国家（地区）的 OFDI 数据进行 OFDI 区位选择影响因素的实证分析。研究发现，我国 OFDI 更倾向于双边贸易流量较

大、货币贬值以及相关制度较不完善的国家（地区），经济总量对我国 OFDI 有反向作用，而距离的影响并不显著。

关键词：对外直接投资；区位选择；引力模型

中图分类号：F752 文献标识码：A 文章编号 :1005-0167(2016)05-0012-06

作者简介：梅晓瑜（1993-），女，浙江金华人，浙江工商大学研究生。

一、引言

在经济全球化背景下，作为一个外向型经济

的国家，我国的对外直接投资（OutwardForeign

Direct Investment，以下 OFDI 与对外直接投资同

义）显得越来越重要。对外直接投资最初是发达国

家特有的一种经济现象，在 20 世纪 80 年代以前，

全球 90%以上的对外直接投资都来自于发达国家，

而经济基础较为薄弱的发展中国家成为其受资国。

20 世纪 80 年代中期以后，发展中国家（尤其是一

些新兴市场经济国家）由于经济的迅速崛起，其

OFDI 开始快速增长。

我国的对外直接投资起步于改革开放之后，

2003 年开始进入快速发展阶段。近年来，全球外国

直接投资流量普遍下降，而我国政府提出“一带一

路”战略，积极与沿线各国商建自由贸易区，推动

投资贸易便利化，促进我国对外直接投资稳步增长，

加快了企业“走出去”的进程。2015 年，我国企业

对“一带一路”沿线的 49 个国家的直接投资额达

148.2 亿美元，同比增长 18.2%，占对外直接投资总

额的 12.6%。在此背景下，研究我国对外直接投资

的区位选择具有一定的实际意义。

从总体上看，我国对外直接投资的区位分布有

以下几个特点：第一，对亚洲地区的直接投资在全

部 OFDI 中占较大比重，2003 年至 2014 年间，除

两年外其余各年对亚洲投资占比均超过 50%；第

二，对中国香港和开曼群岛、英属维尔京群岛等避

税港的投资比重也较大，且投资额日益增加；第三，

我国对发展中国家的投资比重远远大于发达国家；

第四，我国 OFDI 的资源寻求动机明显。2007~2014

年，采矿业（主要是石油天然气开采业、煤矿开采

和洗选业、黑色金属矿采选业等等）始终位列我国

对外直接投资流向的主要行业前四名。

这些特点也反映出我国对外直接投资存在一些

问题，表现在：第一，我国对外直接投资的区位较

集中。这会加大我国企业海外投资的风险（包括政

治风险和汇率风险等），一旦某国或某地区出现经济

或政治突发性事件，会引起连锁反应，直接影响到

我国国内经济稳定；同时，过度集中的投资客观上

会加大我国企业之间的竞争，使其生存艰难。此外，

大量资金投向避税港，增加了政府对资本监管的难

度，影响金融稳定。第二，我国对外直接投资在产

业分布上也高度集中。截至 2014 年末，我国 OFDI

在五大行业（租赁和商务服务业、金融业、采矿业、

批发和零售业、制造业）的累计存量达到 7391 亿

美元，集中度超过八成，制约了我国 OFDI 国际竞

争力的提高。

基于以上问题，本文试图通过对我国 OFDI 的

实证研究，观察对外直接投资区位选择的新动向，

为更好地贯彻落实“一带一路”战略，推动我国企

业更好地“走出去”提供一定的参考依据。

本文的结构安排如下：第二部分是文献综述；

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第三部分为理论假设；第四部分为模型检验与实证

分析；最后为研究结论与启示。

二、文献综述

通过梳理国内外相关的研究文献发现，已有的

研究文献主要从 OFDI 区位分布的非制度性因素和

制度性因素等方面进行研究。

Tinbergen（1962）的贸易引力模型被广泛用

于对外投资区位分布的解释，许多学者在这一模型

的基础上进行修正，研究了影响 OFDI 的诸多因素。

Culem（1988）对六个工业化国家间 OFDI 的双边

流动进行了研究，认为较低的劳动力成本是吸引直

接投资投向发展中国家的一大原因。Froot&Stein

（1991）通过实证研究指出汇率对于 OFDI 的影响较

大，当母国的货币相对于东道国货币升值时，会促

进对外直接投资。

除了以上一些研究以外，部分学者重点考察

了东道国的制度环境对于一国对外直接投资的影

响。Kaufmann、Kraay&Zoido-Lobaton（1999）在

前人研究的基础上利用六个指数来衡量一个国家政

治基础对于 OFDI 的影响，这６个指数涵盖了制度

与政策的各方面，包括政治稳定性、政治与言论

自由、政府效率、法治程度、管制负担和腐败控制

等，研究指出政府行为会显著影响到对外直接投资。

Kolstad&Wiig（2012）利用中国 2003~2006 年对

104 个国家的数据进行实证分析，发现东道国的制

度环境与中国的 OFDI 负相关，这一结论与传统的

理论预期不符。

国内专家学者对我国 OFDI 区位选择的研究，

经历了从单一影响因素的研究到多种影响因素的研

究，从非制度因素到制度因素、政治因素研究等阶

段，也得出了一些具有中国特色而不同于外国经验

的研究结果。程惠芳、阮翔（2005）利用我国对

32 个国家的 OFDI 截面数据进行了实证研究，发现

东道国市场规模与 OFDI 的关系并不明确。项本武

（2009）的研究也得出了相似的结论，他指出我国

的对外直接投资与东道国市场规模并不存在正相关

关系，并解释这是由于我国 OFDI仍在发展期，不

像发达国家“对大市场做投资，对小市场做贸易”

一样成熟。对此，姚树洁等人（2010）也给出了部

分解释，他们认为现有的 OFDI 理论实际上不能解

释我国大型国有企业的投资行为，因为我国的 OFDI

是国家能源建设全球化战略的一部分，政府会保护

国有企业，使之进行战略性投资。此外，蒋冠宏、

蒋殿春（2012）则认为我国的 OFDI 有明显的市场、

资源和战略资产寻求动机，但“制度风险规避”和

“制度接近”并不那么明显。

总的来说，当前国内外专家学者关于 OFDI 的

理论研究体系已经较为成熟，但对于我国 OFDI 区

位分布的特殊性研究还存在一些不足，具体表现在：

第一，在我国具体的国情下，套用国际经典 OFDI

理论得出了不一致结论。我国 OFDI 是否偏向经济

总量大的市场？是否更偏好制度环境不完善的市

场？这些问题还有待进一步研究。第二，研究背景

问题。2008 年金融危机过后，我国 OFDI 的区位分

布随着国际和国内环境的变化也在相应改变，尤其

是目前我国政府正在积极推进“一带一路”战略，

我国 OFDI 的区位分布是否发生了新变化？

因此，本文基于国内外学者的已有研究，利

用 2003~2014 年我国对 31 个国家（地区）最新的

OFDI 数据进行实证分析，目的在于探讨我国 OFDI

区位选择的新变化。

三、理论假设

随着对引力模型的不断发展，研究发现除了市

场规模、双边贸易和距离之外的其他因素，包括汇

率、制度环境等也对 OFDI 产生了重要影响。本文

着眼于我国特殊国情，拟从以下方面进行研究，并

提出相应理论假设：

（一）东道国经济总量与市场规模根据 Dunning（1980）的研究，海外区位的特

定优势是指其优于国内市场和其他海外市场的优势，

最重要的就是东道国的市场规模和特性。市场寻求

是 OFDI 企业对外直接投资的一大动机，东道国的

市场规模越大，就更有利于其发挥规模经济的优势，

更好地扩大产品市场。因此，本文提出如下假设：

H1：我国的 OFDI 与东道国的经济总量和市场

规模正相关。

（二）母国与东道国的贸易往来Culem（1988）和 Caves（1971）等通过实证

研究发现贸易是对外直接投资的重要影响因素。双

边贸易往来越频繁，投资国对东道国各方面的了解

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就越深，两国隔阂越小，则对外直接投资应越多。

因此，本文提出如下假设：

H2：我国的 OFDI 与双边贸易往来正相关。

（三）母国与东道国的距离一般认为，对外直接投资更偏好距离近的国

家。短距离的运输成本和交易成本都较低，同时距

离近的国家与地区往往文化更相近，沟通障碍更小，

彼此之间也更了解。因此，本文提出如下假设：

H3：我国的 OFDI 与东道国距离负相关。

（四）东道国汇率“相对财富说”指出，汇率是 OFDI 的主要决定

因素（Froot&Stein，1991），即母国的货币升值会

使得外国资产变得更加便宜，增加投资者的相对财

富，当人民币相对于东道国货币升值时，将促进我

国的对外直接投资增加。Aliber（1983）指出，由

于强势货币在价值和购买力上的优势，国际投资会

从货币相对强势的国家流入相对弱势的国家。但需

注意的是，除了当前的汇率影响以外，汇率变动预

期也会对一国的对外直接投资有一定影响。当企业

预期本国货币将贬值时，将加快资产外部化，以防

购买力进一步降低；而当预期为升值时，则会放缓

对外直接投资，等待升值以发挥更大价值。因此，

本文提出如下假设：

H4：我国的 OFDI 将随着人民币的升值而增

加。

（五）东道国的制度环境一国的制度不仅影响本国企业，也会影响外资

企业的发展。较差的制度环境不利于外资企业生存

与发展，使得企业面临的风险加大，为了追求利润

最大化的经营目标，跨国企业会选择性地避开制度

不完善的投资地。因此，本文提出如下假设：

H5：我国的 OFDI 与东道国的制度环境正相

关。

四、模型检验与实证分析

（一）模型设定本文参照蒋冠宏、蒋殿春（2012）的研究，将

OFDI 与部分解释变量取自然对数，从而将模型构

建为以下对数形式：

（1）

（2）

（3）

在模型（1）~（3）中，ofdiij 表示我国对各东

道国的直接投资流量；gdpjt 为东道国的国内生产总

值，表示东道国的经济规模和市场容量；traijt 为我

国与东道国之间的贸易总额；disij 表示我国与各东

道国之间的距离，用以反映投资的成本；ex 为人民

币兑各东道国货币汇率，用以反映东道国货币对人

民币的升值与贬值情况；制度因素主要包括：政治

稳 定 性 psjt（political stability）、 法 治 roljt（rule of

law）和腐败控制 cocjt（controlofcorruption），本文

用这三个指标来衡量东道国的制度环境与制度质量。

将三个指标分别放入三个模型进行检验，一方面是

因为三者之间存在着较高的相关系数，另一方面是

因为在前人的研究中，对于这几个指标进行实证得

出的结果不一致，因此仍然有继续研究的必要。

（二）数据来源本文选择了 2003~2014 年全球 31 个国家与地

区作为研究样本。我国对各东道国对外直接投资流

量的数据来自各年《中国对外直接投资统计公报》；

各国国内生产总值的数据来自世界银行数据库的世

界发展指标；我国与各东道国的贸易总额数据来自

中国统计年鉴相关各期；汇率数据来自于 BVD——

CountryData 各国宏观经济指标宝典，利用东道国

货币兑美元汇率和人民币兑美元汇率进行汇率套算

得出；制度因素的数据来自于由世界银行发布的世

界治理指标（WorldGovernance Indicators，WGI），

该数据数值区间为 -2.5~2.5，数值越高表示制度越

完善。

（三）实证检验本 文 运 用 2003~2014 年 我 国 进 行 OFDI 的 31

个国家与地区的面板数据，并用 Stata 10 进行计量

分析。样本的描述性统计结果如表 1 所示。

在检验之前，为了确保模型不存在严重的共线

性问题，检查主要变量的相关系数矩阵。由结果可

知，ps、rol 和 coc 的相关系数偏高，但由于三者将

出现在不同的检验模型中，因而模型不存在严重的

共线性问题。

在对数据分别使用固定效应和随机效应估计

后，进行 Hausman 检验，其结果拒绝了模型采用

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随机效应，应选用固定效应模型。但由于存在异方

差和序列相关问题，因此本文采用 Driscoll&Kraay

（1998）提出的非参数协方差矩阵估计方法，得到

异方差 - 序列相关稳健型标准误。对全样本数据进

行非参数协方差矩阵估计的结果如表 2 所示。结果

显示，双边贸易总额和距离的系数为正，国内生产

总值、汇率和制度因素的系数为负。

表 1 变量的描述性统计

Variable Mean Std. Dev Min Max

ln(ofdi) 8.65 3.07 0 15.77

ln(gdp) 17.71 1.57 11.98 21.28

ln(tra) 14.76 1.4 10.69 17.83

ln(dis) 8.69 0.73 6.86 9.87

ex -0.02 0.39 -2.36 1.64

ps 0.11 0.97 -2.81 1.49

rol 0.55 1.17 -1.89 2.09

coc 0.62 1.28 -1.73 2.55

表 2　全样本回归结果

　 (1) 式 (2) 式 (3) 式

ln(ofdi)-0.95*** -0.89*** -0.92***

(-0.21) (-0.2) (-0.2)

ln(tra)1.93*** 1.91*** 1.91***

(-0.18) (-0.18) (-0.18)

ln(dis)0.33 0.3 0.34

(-0.26) (-0.26) (-0.27)

ex-0.72** -0.70** -0.71**

(-0.29) (-0.27) (-0.28)

ps-0.20***

(-0.06)

rol-0.21**

(-0.09)

coc-0.14

(-0.09)

常数项-5.83** -6.21** -6.04**

(-1.99) (-2.12) (-2.29)

R2 0.34 0.34 0.34

注释：括号里的数字为标准误差；*、**、*** 分别代表在 10%、5%、1% 的程度上显著。

（四）检验结果分析双边贸易总额 traijt 和汇率 ex 的结果与预期一

致，因此不再展开赘述。而以下因素的实证结果与

理论预期不符，可能的解释如下：

1．关于我国 OFDI 倾向于市场规模较小的国家

（地区）

（1）国内企业竞争力不足，难以与发达国家企

业竞争

发达国家企业以及一些实力雄厚的跨国公司凭

借自身先进的技术和管理经验、积累的商业渠道、

高素质人才等优势，已经抢占了市场份额。相比之

下，我国对外投资的企业竞争实力有限。同时，根

据小规模技术论，发展中国家的 OFDI 企业在同处

于发展中阶段的东道国市场上，与发达国家 OFDI

企业相比具有一定的优势，因为其技术更贴近发展

中国家的经济、社会和文化现实。

（2）我国对避税港的直接投资数额巨大，这类

投资通常表现为中转投资，而避税港的国内生产总

值往往较少

2014 年我国对外直接投资流向中国香港、开曼

群岛、英属维尔京群岛和卢森堡的比重占到当年流

量的 68.4%。实际上我国对避税港投资的最终投资

地并不是避税港本土，通常将避税港作为再次投资

的一个中转站，主要为了获得身份以应对门槛，比

如可以规避国内证监会对于企业海外上市的一些规

定。此外，这类投资还适用于部分出于政治原因使

得我国企业无法或者很难对最终目的地进行投资的

情况。

2．关于我国 OFDI 倾向于制度环境较不完善的

国家（地区）

（1）我国的对外直接投资目前还是由国有企业

主导，受政策驱动明显

截至 2014 年末，我国对外投资的存量中国有

企业占比为 53.6%，这表明在结构层面，受政府决

策影响的投资仍然占据很大比例。国有企业在政府

网络中有其优待通道，并拥有垄断产品的权利，而

相应的，国有企业会被要求遵守政府的计划去获

取包括自然资源在内的战略性资产（Ramasamy，

Yeung&Laforet，2012）。与私营企业对外直接投资

的目的不同，国有企业的首要目的并不是盈利，其

大量对外投资行为具有政治目的，其承受风险的能

力也大大高于私营企业。因此，为了达成获取战略

性资产的目的，国有企业敢于投资制度环境不佳的

国家和地区。

（2）在大量研究中发现我国企业在制度环境较

差的国家中具有竞争优势（Kolstad&Wiig，2012）

与发达国家的企业相比，我国企业能够更好地

应对东道国繁重的规章制度和政治约束，在不透明

且较困难的商业环境中表现较好。

16 2015 / 12

本刊专稿货币时论

16 2016 / 05

（五）稳健性检验本文在重新检验时将各东道国国内生产总值、

贸易总额和汇率都滞后一期，以观察稳健性。可以

看到，各解释变量的系数并无较大变化，显著性也

基本一致，这说明本文的结果是稳健的，因此不再

详细分析。

表 3　稳健性检验结果

　 (1) 式 (2) 式 (3) 式

ln(gdp)lag

-0.91*** -0.86*** -0.89***

(-0.19) (-0.18) (-0.18)

ln(tra)lag

1.81*** 1.79*** 1.79***

（-0.2） （-0.19） （-0.2）

in(dis)0.3 0.26 0.29

（-0.26） （-0.25） （-0.27）

exlag

-0.76*** -0.75*** -0.77***

（-0.18） （-0.2） （-0.2）

ps-0.16**

　（-0.06）

rol-0.15

　（-0.1）

coc-0.08

（-0.1）

常数项-4.17 -4.41 -4.15

（-2.37） （-2.62） （-2.79）

R2 0.32 0.32 0.32

注释：括号里的数字为标准误差；*、**、*** 分别代表在 10%、5%、1% 的程度上显著。

五、结论与启示

（一）结论研究发现，我国对外直接投资的区位选择更倾

向于双边贸易流量较大、其货币相对于人民币贬值

以及相关制度较不完善的国家（地区），此外，经济

总量对我国 OFDI 具有反向作用，而距离因素的影

响并不显著。我国对外直接投资的区位分布很大程

度上与我国特殊的国情有关。因此为了提高我国企

业 OFDI 的效率，优化区位分布，应该从我国国情

出发，完善宏观投资环境，更好地发挥政府扶持与

引导的作用，同时提高企业的竞争力。

（二）启示

通过上述研究，本文得出以下启示：

1．企业的对外直接投资应该坚持以市场为导

向，规避制度风险，致力于企业利润最大化和股东

权益最大化

当前我国进行 OFDI 的企业很多是国有企业，

容易受到政治因素影响而忽略企业面临的风险，相

对具有更高的冒险可能，这不利于企业的长远发展，

只有依市场而动，充分考虑风险才能使企业在经济

全球化的竞争中长盛不衰。

2．有针对性地扩大对一些发达国家和地区的

直接投资，扩大投资地域与产业的范围

相比较于这些地区，我国企业在技术水平、管

理制度、高端人才方面存在明显不足，可以通过收

购发达国家的战略资产来增强企业的竞争力。但值

得注意的是，由于我国的“社会主义市场经济”仍

受到部分国家的质疑，因此我国企业在收购发达国

家的战略资产时应当更加谨慎。

3．不断改善我国跨国企业对外直接投资的宏

观环境

我国政府正积极推进“一带一路”战略，加强

基础设施的互联互通，促进与沿线各国的贸易发展，

拓展相互投资领域。作为国家级顶层战略，“一带一

路”战略势必会促进我国对外直接投资蓬勃发展，

驱动双向投资平衡。我国企业应当抓住机遇，发挥

自身产能、资金等优势，与“一带一路”沿线各国

合作共赢。同时，应完善我国对外直接投资的服务

体系，为企业的 OFDI 提供高水平的法律、咨询服

务，充分发挥行业协会和各类商会的作用，建设完

备的 OFDI 数据库，为企业的对外直接投资提供参

考与智力支持。

参考文献：[1]程惠芳,阮翔.用引力模型分析中国对外直接投资的区位选择[J].世界经济,2005(11):23-30.[2]蒋冠宏,蒋殿春.中国对外投资的区位选择：基于投资引力模型的面板数据检验[J].世界经济,2012(9): 21-40.[3]项本武.东道国特征与中国对外直接投资的实证研究[J].数量经济技术经济研究,2009(7): 33-46．

172015 / 12

本刊专稿货币时论

172016 / 05

[4]姚树洁,刘贻佳,迪伦•萨瑟兰.中国对外直接投资与海外资源寻求型并购——中铝并购力拓的案例分析[J].西安交通大学学报(社会科学版),2010(2): 41-49.

[5]Aliber,R.Z.. Money, multinationals and sovereigns[J].The Multinational Corporations in the 1980s,Cambridge Mass, 1983:117-140.

[6]Anderson,J.E.. A theoretical foundation for the gravity equation[J].The American Economic Review,1979 (4):276-81.[7]Caves,R.E.. International corporations: The industrial economics of foreign investment[J]. Economica,1971:1-27. [8]Culem,C.G.. The locational determinants of direct investments among industrialized countries[J].European economic

review,1988(4):885-904.[9]Dunning,J.H.. Toward an eclectic theory of international production[J]. International Executive, 1980(3):1-3.[10]Froot,K.A.& Stein,J.C.. Exchange rates and foreign direct investment: an imperfect capital markets approach[J].Nber

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ownership[J].Journal of World Business,2012(1):17-25.[14]Tinbergen,J.. Shaping the World Economy, Appendix Ⅵ, An Analysis of World Trade Flows[M].New York:

Twentieth Century Fund,1962.

Analysis on Factors of China's Outward Foreign Direct Investment Location Choice

Abstract: Becauseof thelatestartof foreigndirect investmentofChineseenterprises, thereisstillagap

comparedwith the developed countries.AndChina’sOFDI shows new features under the special national

conditions, which is different from the current theory. So it is of great practical significance to study on the

factors ofChina’sOFDI location choice.According toChina’snational conditions, thispaper changed the

gravitymodelandusedChina'sOFDIdataon31countriesandregionsduring2003~2014 todo theempirical

analysisonfactorsofChina’sOFDIlocationchoice.TheresearchfoundthatChina'sOFDIprefertocountries

with large trade flows, depreciatory currency andworse systems. In addition, themarket scale of the host

countryhasanegativeeffectand thedistancebetween the twocountrieshasnosignificant impactonChina's

OFDI.

Key words:OutwardForeignDirectInvestment;LocationChoice;GravityModel

责任编辑：林庆堂

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本刊专稿货币时论

18 2016 / 05

政府行为差异下的最优金融分权：

论地方金融管理体制改革余霞民

（中国人民银行宁波市中心支行，浙江宁波　315040）

摘要：本文从政府行为的角度出发，认为由于中央政府和地方政府在目标函数上的差异导致其管理金融的理念也不一致，两者

在促进金融发展、维护金融稳定、执行货币政策以及金融创新监管等方面所采取的方式都有所不同。因此，金融管理权在中央和地

方不同的分配状况即金融分权程度的差异会对区域金融发展产生不同的影响。地方金融管理体制改革的最终目标是要通过实现最

优的金融分权来提高金融绩效，从而在地区经济发展中最大程度地发挥金融体系的作用。

关键词：政府行为；金融分权；金融绩效

中图分类号 :F832.1 文献标识码 :A 文章编号 :1005-0167(2016)05-0018-06

作者简介：余霞民（1983-），男，经济学硕士，现供职于中国人民银行宁波市中心支行。

1 目前“金融办”在具体的名称上也不尽相同，主要包括以下几类：1. 金融工作局，如北京市金融工作局；2. 金融服务办公室，如上海、天津、河南等地；

3. 金融工作办公室，如广东、江苏、浙江等 20 个省（市、自治区）；4. 金融管理办公室，如宁夏；5. 金融办公室，如四川和云南。

一、当前地方金融管理体制中存在的问题

近年来，我国地方金融管理体制中出现的一个

突出现象是各级省级政府都成立了定位为地方金融

管理部门的“金融办”1，甚至很多县级政府也都成

立了类似的金融管理机构。总体上看，地方金融办

的成立在推动地区金融改革和发展，化解区域金融

风险等方面发挥了积极的作用，是对地方金融管理

体制的完善和补充。但是，目前地方金融办在履职

中也存在一些亟待解决的问题：

（一）职能界限不清，地方金融管理中重复管理和无人管理的现象并存

尽管省级金融办的“三定”方案中对其职责都

做了明确的规定，但是由于金融办被定位为地方金

融管理部门，因此从理论上讲，一切与地方金融有

关的内容金融办都可以参与管理，这就出现了地方

金融部分领域重复管理的现象。比如对小额贷款公

司的监管，由于其业务也牵涉到人民银行和银监局

等部门的监管范畴，因此出现了小额贷款公司相同

业务由多个部门监管的现象。另一方面，比如民间

金融和互联网金融市场，由于一些领域尚未明确管

理部门，也缺少相关的管理制度，管理的难度较大，

就出现了无人管理的现象；

（二）充当地方政府融资平台，存在干预金融机构的行为

从目前金融办的职责看，鼓励金融机构加大对

本地区经济发展的投入是其一项非常重要的职能。

一些地区的金融办在职责中也包含了促进地方政府

融资的内容，这就容易出现干预金融体系的行为。

比如，2009 年某省农村信用联社组织辖区内 134 家

县级信用社，共计动用近 400 亿元资金通过信托方

式为地方融资平台提供项目资本金，而其背后的推

手就是该省金融办。同时，为了实现本地区的经济

增长目标，有些地方金融办甚至对本地区的信贷额

度做了规定，要求金融机构加大信贷投放，对信贷

增量大的银行实施奖励等；

（三）与中央金融管理机构的关系尚待进一步厘清

金融办代表了地方政府对地区金融进行管理，

而人民银行、银监局等中央金融管理机构则代表了

中央政府，由于两者的立场和目标在一些方面存在

差异，其对区域金融的管理也会出现冲突和矛盾。

因此，明确两者之间的关系对于理顺地方金融管理

192015 / 12

本刊专稿货币时论

192016 / 05

体制至关重要。虽然目前一些省级金融办通过构建

“一办一行三局”的沟通协调机制，与中央金融管理

机构建立了良好的合作关系，但是也有一些金融办

在地方金融管理体制中充当着“监管机构的监管者”

的角色，对中央金融监管部门通过考核、经费支持

等手段进行管理，从而影响了中央管理机构对地方

金融的管理，不利于地区金融的健康发展。

概括来说，当前地方金融管理体制中所存在的

一个突出矛盾是：一方面中央金融管理机构希望通

过加强对地方金融的管理来维护金融稳定，控制金

融风险；另一方面，地方政府则是希望在金融管理

方面拥有更大的权力，从而更好地支配金融资源，

促进本地区经济增长。因此，在地方金融管理体制

改革过程中，中央政府和地方政府如何在金融管理

上实现最优的分权就显得尤为重要。本文试图从政

府行为的角度出发，在分析地方政府和中央政府目

标和行为差异的基础上，提出如何通过实现最优金

融分权达到金融绩效最大化的政策建议。

二、中央政府和地方政府：从目标差异到行为不一致

（一）中央政府和地方政府目标函数的差异

1994 年，我国开始实行以“分税制”为主要内

容的财政管理体制改革，即财政分权。财政分权制

度改变了中央政府与地方政府之间的关系以及对地

方政府的激励机制，加强了地方政府的权利和责任，

增强了地方政府追求区域经济利益的动机和意识，

使政府参与社会经济活动的行为发生了根本性改变：

首先，地方政府对本地经济发展承担了主要责

任，地区经济的发展水平成为评价地方政府政绩的

重要指标；其次，地方政府的财政支出与地方经济

的发展水平紧密联系，地方政府出于扩大财政收入

的目的，需要积极谋求本地经济的发展。而对于中

央政府来说，其也有强烈的经济发展激励，因为一

方面推动经济发展才能保证社会就业，提高人民的

生活水平。另一方面，经济的发展会直接带来财政

收入的增加，提高国家的能力。但是，与地方政府

不同之处在于，中央政府需要从全局整体上促进经

济发展，除了要关注单纯的经济增长以外，还需要

实现其他目标，比如经济发展过程中的社会公平和

区域公平问题，资源节约和环境保护问题，产业在

全国范围内的合理布局问题等等。

因此，在目标方面，中央政府着眼于经济在全

国范围内的全面、协调和可持续发展。而地方政府

的目标则着眼于促进本地区的经济发展，提高本地

区的财政收入，两者存在一定的差异。由于金融体

系在经济发展中的核心作用，中央政府和地方政府

在目标函数方面的差异导致其在金融管理的方式、

理念等方面也存在差异。

（二）中央政府和地方政府在金融管理行为上的不一致

在金融管理过程中，中央政府会综合考虑金融

发展、金融风险和金融稳定之间的关系，而地方政

府在政治和经济利益的激励下，具有强烈发展地方

经济的动机，这种动机在长期以来形成的以投资为

主导的增长模式下，演变为对资金的强烈需求，即

如何能够通过对金融体系的管理来最大程度地促进

本地区经济的增长。具体来说，中央政府和地方政

府在金融管理方面的差异主要体现在以下方面：

1. 促进金融发展

在金融发展方面，地方政府更加关注金融总

量，即可动用的金融资源数量，如何满足本地区经

济发展中的金融需求。地方政府过分追求经济增长

的速度，投资那些能够迅速带来 GDP 的项目，这样

虽然推动了地区经济的发展，但是容易导致金融资

源配置不佳和效率损失。另外，地方政府通过行政

命令，阻碍信贷资金在商业银行内部统一调度和地

区之间横向流动，人为地制造市场封锁和地区分割。

但是对于中央政府来说，在金融发展过程中，在关

注金融总量增加的同时，还需要关注金融结构和金

融效率等方面的内容，希望通过金融结构的优化来

提高金融资源的配置效率，从而在经济发展中最大

程度地发挥金融的作用。

2. 货币政策的实施

制定和实施货币政策是金融管理的重要内容。

货币政策的目标是保持物价稳定并以此促进经济增

长，但是由于地方政府更加关注本地区的经济增长，

中央和地方在对待货币政策的问题上存在较大的差

异。比如地方政府对国家制定的货币政策会采取选

择性的配合策略，即对宽松货币政策的配合度与积

极性要高于紧缩性货币政策。在国家实施宽松货币

政策时，地方政府会通过一系列措施鼓励金融机构

加大信贷投入，支持经济增长。但是在经济过热，

20 2015 / 12

本刊专稿货币时论

20 2016 / 05

面临通货膨胀压力而需要实施紧缩性货币政策的情

况下，地方政府在配合货币政策方面的积极性就明

显不足，比如会通过宣传促进本地区经济发展的必

要性以及在经济周期方面的差异性，要求放宽实施

紧缩政策，甚至通过各种隐性的政策干预金融机构，

违背国家的政策意图，这也会大大削弱货币政策的

实施效果。

3. 维护金融稳定

控制金融风险，维护金融稳定也是金融管理的

重要内容。从中央政府和地方政府的主观意愿上看，

都希望保持区域的金融稳定，因为系统性金融风险

不仅不利于经济发展，也会影响到社会稳定。但是

由于对金融资源的巨大需求，地方政府可能在一定

程度上会忽视在金融发展和创新中存在的金融风险，

从而给地区金融稳定带来不利影响。比如，地方政

府为推进基础设施建设，弥补建设资金不足而设立

的地方投融资平台在近年来快速发展，这也一定程

度上支持了地区经济增长，特别是在保障政府性项

目的资金方面发挥了重要作用。但是一些融资平台

公司的规模过大，而且存在运作不规范、地方政府

违规或是变相提供担保、项目收益不稳定等问题，

这也给地区金融体系带来巨大的风险。

4. 金融创新监管

由于金融业务的高杠杆，存在较高的风险，一

般的金融业务和金融产品都受到较为严格的监管，

任何金融业务和产品的创新都必须经过监管部门的

审批。在这个过程中，中央政府和地方政府的管理

方式可能就有所不同。地方政府具有明显的金融创

新动力，这一方面是由于短期来看，金融创新可以

充分提高金融在经济增长中的作用。另一方面，金

融创新本身也可以作为衡量地方政府政绩的指标之

一。但是在这个过程中，地方政府往往会忽视在金

融创新中所存在的风险。而中央政府出于金融稳定

的需求，在业务监管和创新方面更加谨慎，必须要

充分考虑金融创新给金融稳定带来的影响。

三、地方金融管理体制改革：最优金融分权

从完善地方金融管理体制角度看，主要包括两

方面：一是任何一项地方金融管理的职责都应该有

相应的管理机构来承担，而不能存在管理的空白和

漏洞；二是管理权限的合理分配，即不同的金融管

理职责应该由最适合的管理机构来管理。由于目标

函数差异所导致的中央政府和地方政府在金融管理

方面的不同，使得金融管理中具体某一项职责是由

中央政府还是地方政府来承担对金融发展的影响是

不同的。这就提出了金融的最优分权问题，即如何

在中央政府和地方政府之间实现金融管理权的分配

才能最有利于区域金融和经济的发展。

目前主流观点认为，财政分权是我国经济高速

增长的主要因素，财政分权改革总体上是成功的。

由于财政和金融都是市场经济条件下社会资金的配

置手段，财政主要通过税收、补贴、转移支付等方

式调节社会分配，通过弥补“市场失灵”来提高公

共领域的资源配置效率，并发挥财政资金在提高社

会资金总配置效率上的引导作用。而金融是现代经

济的核心，是市场经济体系的重要组织部分，并以

提高资金配置效率为目标。

从分权的角度来说，在实现财政最优分权的情

况下，必须要实现金融的合理分权，才能从财政和

金融的角度来推动经济的发展。作为经济分权的两

项主要内容，财政分权和金融分权也是有机统一的：

一方面，财政分权对金融分权提出了要求。财政分

权改革导致地方政府收入下降，在财权和事权上存

在严重的不对称，地方政府也加强了对地区金融的

管理和干预，这也带来了一系列的问题，这就要求

通过制度的设计，实现金融的合理分权，从而保持

整个经济的平稳健康发展。另一方面，实现财政和

金融合理分权的最终目的都是希望能够在最大程度

上促进经济的发展，因此两者的最终目标是一致的。

作为经济分权的重要内容之一，金融分权在给

经济发展带来收益的同时，也具有一定成本。

从收益的角度来说，主要包括以下方面：1. 金

融分权可以大大激励地方政府发展本地区金融的动

力，从而可以促进区域金融的发展（特别是金融总

量的增加）以及金融创新的推进；2. 金融分权后，

在地区金融业的发展和规划方面，由于地方政府具

有关于本地区发展情况的信息优势，从而在制定相

关金融发展规划和政策方面能够更加符合本地区的

实际情况。

从金融发展的角度来说，地方政府更加了解和

熟悉本地区的经济发展特性和企业的属性，因此在

制定金融发展规划等方面更加贴近本地区实际，从

212015 / 12

本刊专稿货币时论

212016 / 05

这个意义上来说，一定的金融分权有利于地区金融

发展。

从金融分权的成本来说，则包括以下方面：

1. 金融的不合理分权可能导致金融资源配置效率的

降低。因为从地方政府和中央政府的目标函数来看，

地方政府更加关注本地区的经济增长，因此一旦地

方政府拥有一定的金融管理权，就会加强对金融体

系的干预。比如，如果地方政府拥有金融机构的业

务管理权和人事任命权，就会干预金融机构的业务

行为，引导金融资源投向，从而导致金融资源的不

合理配置，降低配置效率；2. 影响货币政策的实施

效果。由于地方政府对于紧缩性货币政策配合程度

要大大低于扩张性货币政策，因此在紧缩性货币政

策时，地方政府会利用自身所拥有的金融管理权力

影响金融机构的行为，从而影响货币政策在地区的

传导；3. 影响区域的金融稳定。从金融的发展角度

来说，地方政府更加的激进，其关注的是在经济发

展中如何更大程度地发挥金融的作用，因此一旦其

拥有金融管理权，在金融发展中会更加关注金融总

量的扩大，从而在客观上会忽视金融风险，影响金

融稳定。

由于金融分权既有收益也有成本，这就提出了

最优金融分权问题，即在中央和地方之间如何实现

最合理的金融管理权分配。在金融分权标准问题上，

不同主体由于立场不同，其在是否需要金融分权以

及实现多大程度金融分权的问题上观点也不尽相同。

从地方政府的角度来说，在金融管理中希望能够分

配到更多的权力，从而可以更好地支配地方的金融

资源，而中央政府则希望加强对金融的管理，从整

体上维护金融体系的稳定。

尽管要准确地判断中央和地方在金融管理权上

的“黄金分割点”存在很大的难度，但是本文认为

要实现中央和地方的最优金融分权至少应该遵循以

下五个原则：

（一）金融管理权在中央政府和地方政府之间分配的基本标准是“最大化金融绩效”

由于金融管理的最终目标是提高金融发展绩效

并以此促进经济发展，因此最优的金融分权就是能

够使得金融绩效最大化。最优的金融分权模式，不

在于分权程度的大小，而是最有利于地区金融和经

济发展的模式。

（二）在金融管理职责划分上，要形成“大统一、小分权”的地方金融管理格局

凡是涉及社会公众利益的交给中央管理机构进

行审慎监管，不涉及公众利益的领域交由地方管理，

从而形成“大统一、小分权”的地方金融管理格局。

具体来说，从金融机构监管来看，对于吸收公共存

款但受众面较广且具有典型跨区域经营特征的金融

机构，其监管和风险处置权应主要由中央负责。从

金融市场监管来看，对于全国性的交易市场应由中

央予以监管，而对于区域性的交易市场则授权给地

方监管。

（三）地方政府是金融的“管理者”而不是“融资者”

要严格限制地方政府对金融业务的直接干预，

保证地方金融机构的市场主体地位，充分发挥市场

在金融资源配置中的决定性作用。地方金融管理作

为地方政府的一项职能，应着重于政策或规则的制

定以及市场竞争秩序的维护等，而金融资源的配置

则应让位于市场，地方金融管理应通过政策的导向

作用来解决资金不足的问题。

（四）地方金融管理机构和中央金融管理机构之间不是“管理者和被管理者”的关系

两者都是地方金融管理体制中重要的管理主

体，它们在不同的金融管理职责中分别具有不同的

优势。最优金融分权要求中央和地方管理机构实现

职责的合理分配，而不能相互干涉对方的职责范围。

（五）最优的金融分权模式并不是一成不变的，而是为了实现金融绩效的改善而不断地变化

因为随着金融改革的推进，中央政府和地方政

府在金融发展中的作用和角色也会随之发生改变。

因此，要根据经济金融发展形势的变化，以最大化

金融绩效为原则，对金融分权模式进行动态调整。

四、完善地方金融管理体制的政策建议

（一）弱化地方政府干预金融体系的主观动机

22 2015 / 12

本刊专稿货币时论

22 2016 / 05

1. 完善财政分权制度

实现地方政府事权和财权的对称，减少地方政

府对金融机构的干预，使得地方政府在区域金融发

展中真正充当“管理者”的角色，而不是“融资者”

的角色。在财政合理分权的前提下，实现金融的合

理分权。

2. 不断改进对地方政府以 GDP 为基础的相对绩

效考核评估体系

在区分“显性绩效”和“隐性绩效”的基础

上，增加体现地方可持续发展、协调发展的经济社

会指标。弱化 GDP、财政税收指标的考核，主要考

核管理公共事务质量，强调对就业、环境保护、居

民幸福指数和基尼系数等关系民生的指标考核，从

而避免出现地方政府和中央政府行为不一致问题。

3. 理顺金融发展思路，避免金融发展中过分追

求金融资源的总量和金融机构的数量

要根据经济发展的特点，注重金融的全面发

展，促进金融结构优化和金融效率提高。理顺地方

政府与地方性金融机构的关系，对于地方政府参股

的金融机构，地方政府能够退出的应该坚决退出，

避免地方政府既是所有者又是管理者的现象，减少

对地方性金融机构的干预。对于在管理过程中存在

的越权行为，要明确地方政府应该承担的法律责任；

4. 继续推动和完善地方政府债券发行制度

通过规范化的地方债发行，有效解决地方政府

在经济发展中的资金需求。建立符合我国实际的地

方公共机构债券融资制度，为地方政府及其附属机

构提供规范的融资渠道，降低地方政府干预金融机

构的主观动机。

（二）明确地方金融管理机构的职责界限1. 强化地方政府的风险管理职能

特别是对地方性中小金融机构的风险控制，由

于中央管理机构在信息传递等方面存在的长链条，

在地方性金融机构的风险预警等方面可能不具有信

息优势。而地方政府具有信息优势，一旦地方性金

融机构发生风险，地方政府更加敏感。因此，应该

强化地方政府在地方性金融机构的风险处置职责。

2. 在货币政策方面，地方政府不能干预与货币

政策实施有关的内容

比如在信贷总量和信贷的投向上，充分保证金

融机构的市场主体地位，否则会影响货币政策的实

施效果和资金的配置效率。

3. 在金融创新方面，加强金融产业和业务创新

应该鼓励地方政府结合本地的经济发展特点，

加强金融产业和业务创新，但是必须要关注在产品

创新中可能存在的风险以及给金融稳定带来的影响。

4. 地方政府在金融管理中要注意地区金融生态

环境的改善

比如通过加强社会信用体系的建设营造良好的

金融发展环境。同时，地方金融管理部门应该负责

监管一些“一行三会”无法覆盖的金融领域（如融

资性担保公司、民间金融市场等）。

（三）从国家层面出台关于省级金融办履职的指导性意见

目前省一级的金融办都是各省（市、自治区）

根据发展需要结合本地区的实际自行设立的，没有

综合考虑全国的情况，从而出现了其在履职过程中

与国家相关政策相悖的情况。因此建议从国家层面

出台关于省级政府设立金融办相关事宜的文件，从

而在宏观上实现省级金融办职能和定位在全国性的

相对统一。由于各地金融发展的阶段和特点不同，

地方金融办的具体职能不可能完全一致，因此指导

意见不是对金融办所有相关问题作出统一的规定，

而是对一些原则性的问题，比如金融办的性质以及

在地方金融管理体制中的地位等方面的内容提出指

导性的意见。

参考文献：[1]傅勇,李良松.金融分权的逻辑:地方干预与中央集中的视角[J].上海金融, 2015(10).[2]皮建才.中国经济发展中的中央与地方政府边界研究[J].财经问题研究,2008(5).[3]史宇鹏,周黎安.地区放权与经济效率：以计划单列为例[J].经济研究,2007(1).[4]思今.地方金融管理的国际经验及启示[J].中国财政,2010(19).[5]宋立.当前地方金融管理面临的几个问题[J].宏观经济管理,2002(11).[6]宋汉光.地方政府行为与金融体系效率:以长三角经济区为例[J].上海金融,2011(8).

232015 / 12

本刊专稿货币时论

232016 / 05

[7]汤柳.当前制度条件下中央与地方金融管理权的边界确定[J].上海金融,2011(7).[8]严冀,陆铭.分权与区域经济发展：面向一个最优分权程度的理论[J].世界经济文汇,2003(3).[9]张雪兰,何德旭.关于完善我国地方政府金融管理体制的思考[J].财贸经济,2011(7).[10]Beck，T.and Levine，E.，“Industry Growth and Capital Allocation：Does Having a Market-or Bank-Based System Matter? 2002，NBER Working Paper No.W8982.[11]Zhang , T. and H. Zhou , 1998, “Fiscal Decentralization , Public Spending and Economic Growth in China”, Journal

of Public Economics , 67, PP.221-240;

The Optimal Financial Management Decentralization Under the Difference of Government Behavior :

Reform of Local Financial Management Regime

Abstract: Fromtheviewofgovernmentbehavior,thepaperarguethatthewayandphilosophyoffinancial

management is inconsistent between central government and local government due to the differences in their

objective functions. Therefore, the different distribution of financialmanagement between the central and

local governments,namely, thedegreeof financialmanagementdecentralizationwillhavedifferent effects on

theregional financialdevelopment.Theultimategoalof thereformof local financialmanagementregimeisto

improvethefinancialperformancethroughtherealizationoftheoptimalfinancialdecentralization, inorderto

maximizetheroleofthefinancialsystemintheregionaleconomicdevelopment.

Key words:GovernmentBehavior；FinancialManagementDecentralization;FinancialPerformance

责任编辑：林庆堂

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本刊专稿货币时论

24 2016 / 05

欧盟碳期货交易价格及市场风险分析苏　蕾１，梁轶男２

（1,2 东北林业大学经济管理学院，黑龙江哈尔滨　150040）

摘要：就目前国际期货市场发展形势来看，欧洲气候交易所碳期货交易十分活跃 ,本文以欧盟碳期货实际交易数据为例，运用

GARCH 模型和 VaR 方法量化分析欧盟碳期货交易的风险，结果表明：碳市场价格波动具有尖峰、厚尾、自相关、波动性聚类和条

件方差等典型特征，碳市场存在显著的极端价格波动风险。

关键词：碳期货；风险；GARCH

中图分类号：F831.5 文献标志码：A 文章编号：1005-0167（2016）05-0024-07

* 基金项目：黑龙江省自然科学基金项目（QC2015090）；中央高校基本科研业务费专项资金项目（2572015CC04）。

作者简介：苏蕾（1978 －），女，博士，副教授，东北林业大学经济管理学院硕士研究生导师，主要研究方向为碳金融；

作者简介：梁轶男（1991 －），女，东北林业大学经济管理学院硕士研究生，主要研究方向为碳金融。

碳排放交易是一种负外部性，为了促进全球以

二氧化碳为首的六种温室气体减排，加快发展步伐，

同时避免公共物品强制使用和浪费，政府强制介入

减少全球二氧化碳排放量所实行的市场机制。联合

国政府气候委员会在日本谈判并起草《京都议定

书》，开启了碳排放交易的新时代。该协议创造性的

提出将将温室气体作为一种大宗商品，有效地进行

环境资源配置，并对碳排放权进行交易。我国是当

前国际市场上最具实力的碳排放权提供方，每年向

大气中排放二氧化碳约 60 亿吨，初步建立国内碳排

放交易试点，以实现 2020 年降低二氧化碳减排成

本及传导绿色减排政策行动目标。随着应对气候变

化行动和国际碳市场迅速发展，为了从二氧化碳减

排中获得能源效益和经济效益，国际碳期货交易应

运而生，其“金融属性”逐渐显现，同时金融风险

也逐渐显露出来，给碳市场的正常运转造成了障碍。

EUETS 是目前世界上最成功的碳市场，实行总量控

制与配额交易，对管理主体、管制对象和范围、审

核程序和方法都有严格的规定，创建了交易最活跃、

交易品种最多、成交量和成交额最大的碳排放交易

市场。本文以 EUETS 碳市场为实证研究对象，在

综合分析碳期货价格收益率波动特征的基础上，建

立适当的风险计量模型，为中国区域碳排放试点管

控碳市场风险提供科学支撑。

一、文献综述

在碳排放价格实证研究中，Daskalakis,Psychoy

ios,Markellos(2007) 利用跳跃扩散模型首次将研究视

角转向了欧盟碳排放权市场中现货与期货两者价格

之间的关系，将碳资产纳入 ARCH 框架，并对随机

游走的碳现货和期货价格序列运用均衡模型进行了

对比与分析，而且对持有成本的碳现货和期货价格

之间的互动关系进行检验。Seifert,Uhrig-Homburg

(2008) 在研究欧洲碳交易市场运用动态随机一般模

型研究碳现货价格时发现：碳价具有不但具有潜在

的随机属性而且具有短期记忆性，碳现货价格不但

随持有成本变化，而且也随着惩罚成本的变化而变

化，且波动幅度都明显呈正相关。同时他们发现当

最终交割日期无限临近的时候，碳现货价格会急剧

攀升且上升越来越快。在关于碳金融交易市场风险

研 究 中，Larson.D.F. 和 Parks.P(1999 年 ) 在《关 于

碳金融交易风险的研究》报告中指出碳金融的交易

风险存在于项目准备、项目实施、项目评估、项目

认可、二级市场以及目标市场中，按照影响因素把

碳金融的交易风险分为：履约风险、价格风险和政

策风险。而 Dutschkea.M 等则将 CDM风险归类分

为基准线估计风险、商业风险和机构风险。其中，

基准线估计风险是指在没有CDM项目的状况下，

252015 / 12

本刊专稿货币时论

252016 / 05

为了提供相同的服务代替该项目建设的其它项目；

商业风险是指项目开发商可能遭受的如东道国经营

风险、中期中断的风险等；机构风险则是指“附件

一国家”公司可能遭受的破产风险、项目质量风险

和东道国计划外事件风险等。

在关于碳金融发展的研究中，郑勇等 (2010) 提

出，我国在发展碳减排市场方面取得了巨大的进步，

但是由于我国目前还没有引入碳相关的期货，预期

寿命不确定，面临着国际碳交易市场定价权和话语

权缺失的危机。因此，需要实行全国统一的总量控

制，建立碳配额交易制度，以项目市场为主导，建

立以碳排放权为中心的碳金融体系。苏蕾、曹玉昆

等（2012）在详细阐述了国际碳交排放交易发展的

现状及可能存在的问题，指出碳排放权作为一种稀

缺性资源，未来的价格可能会上升，促进新能源的

发展。在关于碳金融交易市场风险的控制研究中，

王留之、宋阳（2009）为了改变我国碳交易的被动

局面，同时促进节能减排工作和产业结构的调整，

他们探索性的提出了金融创新模式并对其政治风险、

经济风险险加以识别、控制与防范。杜莉、孙兆东

等 (2015) 从中国区域内碳排放交易价格和市场风

险特征着手，分析了各区域碳市场的极端风险，在

GARCH（1，1）和 ARCH（1）代表的 ARCH 族模

型下，对不同交易所的极端风险、VAR 的统计特征

和估计模型的准确性加以论证，得出整合并构建全

国统一的碳排放交易市场，建立检测和防控机制的

同时加强政府监管，从而确保碳金融市场平稳健康

发展。

二、 GARCH 模型、在险价值模型及市场风险

（一）GARCH 模型概述为了刻画预测误差的条件方差中可能存在的某

种相关性，1982 年恩格尔提出了自回归条件异方差

(ARCH) 模型。在 GARCH 模型假定中可以有效地规

避碳期货的收益率峰值，可以刻画随时间变化的条

件方差。

在 GARCH 模 型 中， 要 考 虑 两 个 不 同 的 假

设：一个是条件均值，另一个是条件方差。标准的

GARCH(1，1) 模型为：

yt=xtγ+ut，t=1，2，…T（均值方程）

σt2=ω+αut-12+βσt-1

2（方差方程）

其中，由于 σ2 是以前一期碳期货价格为基准

预测得出的方差序列，因此被称作条件方差，也叫

做方差方程。

方差方程给出的方差有三个基本必要条件：

①常数项 :ω；

②从前期得到的波动性信息：ut-12(ARCH 项 )；

③上一期的预测方差：σt-12(GARCH 项 )

（二）在险价值模型及其计算原理在险价值模型 (Value atRisk,VaRModel) 是由

JPMorgan 公司率先提出的。它是能够将多种交易、

不同业务的市场风险进行量化分析从而集成为一个

直观的数字的管理方法。其最突出的特点是能将多

种作用不同的市场因子、具有复杂性动态风险全面

整合，转化为可以量化的数值，可以准确的计量由

于风险来源的多样和相互作用的差异导致的潜在风

险，以免蒙受巨大的损失，且能够较好的适应金融

经济市场的导向，集中体现风险的波动性和不确定

性。基于此，VaR 模型成为测定金融、经济领域测

定风险的主流方法之一，并且在金融监管、风险管

理等领域得到了广泛的应用。所谓 VaR，实质意义

就是风险价值，指在特定的概率水平即在一定的置

信水平下，金融资产或投资组合的在某一时期蒙受

损失的最大可能性，也可以说为此付出的代价。在

计算时，假定投资组合的价值变化在指定的持有期

内服从正态分布，且期望值通常为零，在这些假定

之下，可用公式表示为：

P(ΔPΔt ≤ VaR)=α

字母含义如下：

P 表示资产持有者可能损失不小于 VAR 的概率；

ΔP 表示某一金融资产的价值损失；

VaR 表示给定置信水平下的风险价值；

α 表示置信水平。

本文碳期货合约价格收益率在残差序列服从广

义误差分布（GED）的假设下，可获得一步向前预

测的条件方差序列。根据条件方差，可估算出碳期

货的 VAR 值，即：

VaRt=μ-σtF-1(α)

其中，μ 是期货合约价格日收益率均值，σt

是根据 GARCH 模型在 GED 分布下所产生的条件方

差序列而计算得出的标准差，F-1(α )是所设定分

布的分布函数在 α 置信水平为下的分位数。

26 2015 / 12

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26 2016 / 05

（三）市场风险迄今为止国际组织对于碳金融的市场风险还未

形成统一的界定标准，风险防控相关理论认为：风

险是指某一事件发生的可能性或不确定性、增加引

发，抑或带来亏损、盈利或持平。同时风险是可以

采取一定措施防控的，碳金融市场风险属于广义的

风险。目前国内外碳金融市场属于新兴市场，国际

上还没形成统一的国际碳市场，缺乏有规律性的历

史数据积累、相关政策支持及成熟的避险工具，各

种体制机制还很不完善，面临诸多风险。如参与主

体风险、产品供给风险、信息不对称风险等在碳交

易中都有可能出现异质性。各国家、各地区碳金融

市场在交易品种及制度上有很大的差异，以及客观

上市场因子的波动性，都会增大市场风险。事实上，

我国从 2013开展的 7 个碳排放交易试点以来，由

于排放权的稀缺性，面临了较大的市场压力，而且

碳资产缺乏流动性、信息不透明以及监管不完善等

情况，造成了我国碳交易市场较大的不确定性风险。

三、样本及数据

本文引用 GARCH 模型并基于欧盟碳市场的实

际碳期货交易价格，对期货市场波动性风险进行评

估。实证中的碳期货交易数据均来自于洲际交易所。

EUETS 将交易分为三个阶段，每个阶段受政策导向

和市场因子的影响不同，运行状态也有所差别，本

文重点剖析欧盟碳市场第二阶段的风险，分别选取

2010~2014 年 12 月交割的碳期货合约，将其分别定

义 为 DEC10、DEC11、DEC12、DEC13、DEC14、

DEC15，作为研究碳期货市场风险的数据样本。其

中：DEC10（2008.1.2~2010.8.4） 共 660 个 数

据；DEC11（2008.1.2~2010.8.4） 共 660 个 数

据；DEC12（2008.1.2~2010.8.4） 共 660 个 数

据；DEC13（2008.4.8~2010.8.4） 共 593 个 数 据；

DEC14（2008.4.8~2010.8.4）共 593 个数据。

一般来说，金融数列具有非平稳性，同时考虑

到数据的广泛适用性，本文采用原始碳期货合约数

据对数的形式，即设当日碳收盘价为 Pt，前一日碳

价即为 Pt-1，则日收益率：R(t)=lnPt-lnPt-1

四、国际碳期货在险价值实证分析

（一）统计特征分析及平稳性检验对碳期货日收益率序列统计特征分析，一般将

用到峰度、偏度、J-B 统计量等指标进行统计分析。

其中 S、K 表示偏度和峰度。若变量服从正态分布，

则 S 为零，K 等于 3，因而 J-B 统计量的值为零；

如果变量不是正态变量，则 J-B 统计量将为一个逐

渐增大值。各个碳期货合约数据残差序列的描述性

统计特征如表 1。

由表 1 可知：首先，DEC10 序列的均值最小，

小于其他四种碳期货品种，为 -0.000785，且标准

差最大，为 0.025606，由此可以说明 DEC10 合约

的市场风险相对较大；第二，除 DEC13 期货合约呈

右偏外，其余期货品种均呈现左偏趋势，因此我们

可以认定 5 种碳期货合约均具有不对称性；第三，

按照 J-B 统计量的值来看，5 种碳期货合约 J-B 值

都足够大，因此可以说 5 种碳期货合约均不服从正

态分布；第四，通过观察 5 种碳期货合约品种的峰

度系数值，发现均大于标准值 3，说明各期货品种

序列存在“尖峰厚尾”现象。

在对金融时间序列进行建立模型分析时，由于

时间序列多呈不平稳，所以必须对数据进行平稳化

处理。本文基于单位根的检验方法，即 ADF 检验。

检验结果如表 2。

表 1　碳期货合约描述性统计特征

碳期货品种 最小值 最大值 均值 标准差 偏度 S 峰度 K J-B 统计量

DEC10 -0.093014 0.113543 -0.000785 0.025606 -0.008843 4.896027 98.86882

DEC11 -0.090634 0.115339 -0.000793 0.025392 -0.028777 4.921004 101.5731

DEC12 -0.093254 0.117482 -0.000777 0.024561 -0.051332 5.093867 120.8575

DEC13 -0.085632 0.098631 -0.000909 0.023360 0.009638 4.670004 68.91862

DEC14 -0.125886 0.091076 -0.000880 0.022064 -0.263581 5.674619 183.6197

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表 2 ADF 检验结果

碳期货品种 ADF 值 1% Level 5%Level 10% Level

DEC10 -19.21233 -3.440059 -2.865715 -2.569051

DEC11 -19.47054 -3.440059 -2.865715 -2.569051

DEC12 -19.19110 -3.440059 -2.865715 -2.569051

DEC13 -18.61811 -3.141185 -2.866212 -2.569137

DEC14 -18.66083 -3.141185 -2.866212 -2.569137

由表 2 可以看出，5 个碳期货品种的收益率序列

均是平稳的，5 个品种的收益率数据 ADF 值均远远

小于小于在 1% 的显著性水平下的值，拒绝原假设。

（二）碳价日收益率和异方差波动性分析根据 5 种碳期货合约的收益率，用 eviews7.2

绘制了如下收益率波动图：

图 1　DEC10 合约日均收益率波动

从 图 1 可 以 看 出 DEC10 碳 期 货 合 约 日 收 益

率序列在0 处上下波动，因为 DEC11、DEC12、

DEC13、DEC14 收益率图与 DEC10 十分相似，可

以认为 DEC10 期货合约能够代表其他几种期货的特

征，故省略另外四种碳期货合约的收益率图。此外，

碳价日收益率体现了碳市场一个很大的特点，即各

期货品种在给定的区间表现出无规律的波动幅度时，

未来一段时间的波动幅度也不尽相同，证明各个期

货品种存在很强的波动集聚效应，即方差在不断变

化。

异方差走势代表各个期货合约交易价格的波

动差异，从 5 种碳期货合约选取两种比较典型的期

货合约的异方差走势，即 DEC11 和 DEC14，从图

2、图 3 期货合约的异方差图可以看出：DEC10 和

DEC11 期货合约价格大体走势趋同，有一个最高

点，其余数据大都在中间波动，故将 DEC11 期货

合约异方差图省略，最高值高于 DEC12、DEC13、

DEC14。且 DEC10 和 DEC11 碳期货合约最高价格

比最低价格高出将近 6 倍，该价格的不确定波动说

明碳期货市场存在极端风险。在波动频率方面，通

过波动峰值分析出 DEC14 合约可能发生极端波动的

频率比较高。

图 2　DEC10 期货合约异方差走势

图 3　DEC14 期货合约异方差走势

（三）收益率序列的 ARCH 效应检验表 3　5 种碳期货合约 ARCH 效应检验

碳期货品种 F 统计量 Obs*R2

DEC10 72.46554 65.46545

DEC11 80.88012 72.23396

DEC12 72.94474 65.85510

DEC13 68.62268 61.68440

DEC14 30.02328 28.66631

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表 4　自相关系数

阶数期货品种

１ ２ ３ ４ ５ ６ ７ ８ ９

DEC10 0.077 -0.093 0.052 0.063 0.002 -0.059 0.002 0.067 0.041DEC11 0.082 -0.107 0.052 0.062 -0.005 -0.059 0.011 0.066 0.035DEC12 0.104 -0.101 0.055 0.064 -0.012 -0.055 0.014 0.065 0.038DEC13 0.104 -0.124 0.049 0.078 -0.011 -0.045 -0.013 0.054 0.033DEC14 0.090 -0.122 0.048 0.085 -0.006 0.048 -0.028 0.069 0.032

表 5　偏自相关系数

阶数期货品种

１ ２ ３ ４ ５ ６ ７ ８ ９

DEC10 0.077 -0.099 0.068 0.044 0.004 -0.054 0.006 0.054 0.038DEC11 0.082 -0.115 0.073 0.039 -0.001 -0.052 0.015 0.051 0.034DEC12 0.104 -0.113 0.081 0.037 -0.010 -0.047 0.018 0.051 0.036DEC13 0.104 -0.137 0.081 0.047 -0.010 -0.030 -0.015 0.047 0.024DEC14 0.090 -0.131 0.074 0.058 -0.006 -0.032 -0.031 0.063 0.017

在 进 行 ARCH 效 应 检 验 时 本 文 综 合 采 用

ARCH-LM 及残差平方相关图法。检验结果如表 3

所示。

从表 3 可以看出，在 5% 的显著性水平下，5

种碳期货合约的收益率均拒绝原假设，表明存在

ARCH 效应。同时观察各期货合约的自相关（AC）

及偏自相关（PAC）系数，见表 4、表 5。

通过表 4、表 5 可以看出，各残差序列的 AC

值和 PAC 值均不为 0，由此也可基本判定这 5 种碳

期货合约收益率存在 ARCH 效应。

（四）基于 GARCH 模型的 VAR 估计结合上文各期货合约对数收益率的统计特征，

不难发现均存在条件异方差，本文首先建立 ARMA

（1，1）模型，考虑到碳价收益率序列的“厚尾性”

及“波动性集聚”现象，在对 ARMA 模型进行残

差分析后，发现碳期货价格日收益率存在 ARCH

效应，因此本文将引入广义自回归条件异方差模

型，即 GARCH（1，1） —GED 模型进行建模，

GARCH 模型能够很好地转移分散收益率分布的厚

尾效应。下表给出了各期货合约市场价格收益率序

列的 GARCH（1，1）—GED 模型输出结果。

表 6 是 各 区 域 碳 交 易 所 日 收 益 率 数 据 的

GARCH 模型和 ARCH(1) 代表的 ARCH 族模型参数

估计结果，最后两列数据为 AIC 和 SC 的值，其他

行数据表示的是各碳期货合约品种的均值方程和方

差方程对应的系数，* 为其相对应的P 统计值。

首 先，对 β 系 数 进 行 分 析。Dec10、Dec11、

Dec12、DEC13、DEC14 的 β 系数分别为 0.838393、

0.853020、0.836598、0.886275、0.849086，说明各个

碳期货合约的收益率序列当前方差会各有83.84%、

83.84%、85.30%、83.66%、88.63% 和 84.91% 的概率

延续至下一期并造成冲击。

其次，各期货合约的 α ＜ 0.25，β ＞ 0.75 且

在统计意义上显著，这表明各碳期货合约的日收益

率波动具有一定的持续性，并且 α+β ＜ 1，满足

参数约束条件，表明条件方差序列具有不是很强的

长记忆性，对市场变化的反应较为迅速，表明了收

益率序列的波动持续性较高而且投机因素较强，同

时说明市场的前期波动对后期产生持续影响。

第三，GED 分布的自由度均小于 2，表明各期

货品种收益率序列存在严重的厚尾性；模型的 AIC

值比较小，且均小于 -6，反映了模型的精确性和简

洁性，确定 1 阶最优滞后阶数，说明模型较好地拟

合了数据。

表 7 是计算统计得出的 VAR 结果，表示一定

持有期内和特定的置信水平 99%、95% 以及 90%

各期货合约产生的最大损失，结果表明 VAR 逐渐减

小。

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本刊专稿货币时论

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参考文献：[1]Daskalakis, G.,D. Psychoyios, and R. N. Markellos,Mode]ing CO2 Emission Allowance Pricesand Derivatives:

Evidence from the EuropeanTrading Scheme, Working Paper,2007.[2]Seifert, Uhrig-Homburg, Marliese Wagner, Michael, Dynamic Behavior of CO2 SpotPrices-Theory and Empirical

Evidence.In: Journal of Environmental Economics andManagement,2008,56,180-194.[3]Donald F.Larson,Paul Parks.Risks,Lessons Learned,and Secondary Markets for Greenhouse Gas Reductions[R].Policy

表 6 GARCH 模型估计参数及 AIC、SC 值

碳期货品种均值方程参数

AR (1)

方差方程参数GED AIC SC

φ α β

DEC10-0.8853130.0000*

2.99E-050.0119*

0.1159650.0000*

0.8383930.0000*

1.548615 -4.662307 -4.614605

DEC11-0.8422130.0000*

2.58E-050.0116*

0.1070790.0000*

0.8530200.0000*

1.541369 -4.681395 -4.633694

DEC12-0.8700670.0000*

2.83E-050.0110*

0.1161080.0004*

0.8365980.0000*

1.533043 -4.749868 -4.702167

DEC13-0.5157620.06313*

1.49E-050.1111*

0.0859250.0020*

0.8862750.0000*

1.596183 -4.825144 -4.773312

DEC14-0.4530920.1972*

2.03E-050.1072*

0.1110660.0040*

0.8490860.0000*

1.503544 -4.928886 -4.877054

表 7 VAR 检验结果

碳期货品种 99% 95% 90%

DEC10 0.154509 0.092547 0.070077

DEC11 0.151696 0.088951 0.068901

DEC12 0.137887 0.084121 0.064528

DEC13 0.122434 0.078074 0.058979

DEC14 0.110579 0.070178 0.054024

五、实证结论

本文根据欧盟碳排放交易市场各期货合约品种

日收益率残差序列特征，在充分揭示碳价波动的基

础上，将条件方差纳入 VAR 框架，分析得到以下结

论：

第一，在用在险价值模型量化估算碳期货的市

场动态风险时，首先要准确地刻画该碳期货品种收

益率的波动情况。前文总结出欧盟碳期货的各品种

均体现明显的“厚尾”和“波动性集聚”的效应，

属于广义误差分布，而基于 GED 假设的GARCH模

型可以显著改善这种效应，获得相同分布的残差序

列，可以更好的模拟和预测风险特性。

第二，在 GARCH-GED(1,1)) 模型中，各期货

合约品种价格冲击的衰减速度快慢从而引发风险有

所差异，对市场价格波动的长期记忆性也不一致；

在险价值模型计算的 VAR 值可以有效代表各期货合

约市场风险，但 VAR 反映的最大损失、对市场风险

估计的准确性因碳合约不同而异。

第三，从以上的实证结果不难发现，更高的

置信水平意味着着更高的风险。根据各期货合约的

VAR 值，可以看出 DEC10、DEC11 期货合约风险

不断加大，而 DEC12、DEC13、DEC14 期货合风险

逐渐降低，就目前来讲碳排放交易市场还不是典型

的金融市场，风险的不确定性可能受到 2008 年世

界金融危机、经济形势和能源价格的影响。

考虑到以欧盟为代表的碳市场碳期货合约的价

格波动及风险特征，VAR 模型为准确测量市场风险

提供了有效的工具，可以有效降低市场参与者所面

临的风险。我国 7 个试点的碳市场发展才初具规模，

发展建设还不完善，并且没有引进碳期货等金融衍

生品，为了使碳交易的市场化运作更完善，需要稳

步推进碳期货市场的建立，同时各试点相关交易主

体可以利用 GARCH 模型和在险价值模型对碳市场

价格波动风险量化、管控和防范。

30 2015 / 12

本刊专稿货币时论

30 2016 / 05

Research Working.[4]Paper2090,The World Bank Development Researchroup.Washington D.C,199 Dutschkea. M et al.Value and Risks of

Expiring Carbon Credits from CDM Afforestation and Reforestation [R].HWWA Discussion Paper 290-300.[5]郑勇.对我国面临碳金融及K定价权缺失的思考——我国应尽早建立碳排放权期货交易市场[J].科技进步与

对策,2010,27(22): 146-149.[6]苏蕾,曹玉昆.国际碳排放交易体系现状及发展趋势分析[J].生态经济,2012(11)：51-53.[7]王留之,宋阳.略论我国碳交易的金融创新及其风险防范[J].现代财经,2009(6)：30-34.[8]杜莉,孙兆东.中国区域碳金融交易价格及市场风险分析[J].武汉大学学报（哲学社会科学版）,2015(3)：86-93.[9]高铁梅.计量经济分析方法与建模-EViews应用及实例[M].北京：清华大学出版社,2006.[10]张涛,邓亚昊.中国金融风险管理的建立及市场风险的度量[J].经济研究导刊,2012(34):87-88.

The Price and Market Risk Analysis of EU Carbon Futures

Abstract: Judging f rom the presentdevelopment of the internat ional carbon futures market , the

carbonfutures exchange frequently，sothis paper uses GARCHmodel andVaRmodel based on European

exchange data analyze thevalue at risk of international carbon futures,and empirical results indicate that

theVaRmodelmakesmoreaccurate riskmeasurementof thecarbonmarket than the traditionalmodel in the

samelevelofmarketprice,inspiteofdifferencesintheirpolicyrisk,legalriskandcreditrisk，carbonmarket

riskexistssignificantpricefluctuationrisks.

Key words:CarbonFutures;Risk;GARCH

责任编辑：张　莹

312015 / 12

本刊专稿货币时论

312016 / 05

房地产市场中利益输送的监管案例研究柯宇立

（国家审计署驻上海特派员办事处，上海 200051）

摘要：房地产作为国民经济重要支柱产业，从近 10 年的房地产增加值占 GDP 比重和房地产当年投资完成额占 GDP 比重更是

可以直观看出房地产对国民经济的重大影响。但作为消费品的商品房平均销售价格却在 5 年间呈现快速上升的趋势，且增速和波动

性明显高于同期的居民价格消费指数，这对普通居民的消费能力构成了巨大压力。造成商品房价格快速上涨的原因众多，本文试从

土地市场和房地产融资市场的利益输送角度进行分析，并结合监管中实际案例，最后针对如何减少利益输送等违法行为，使国家宏

观政策调控落到实处，提出合理化建议。

关键词：房地产业；土地市场；房地产融资市场；利益输送；监管

中图分类号 :F293.33 文献标识码 :A 文章编号 :1005-0167(2016)05-0031-06

作者简介：柯宇立，现供职于国家审计署驻上海特派员办事处。

一、房地产业对国民经济的重大影响和现状

（一）重大影响房产作为老百姓“衣食住行”的基本组成部

分，关系民生，在中国目前人多地少和城镇化进程

不断加快的情况下，房地产业的健康发展对提高人

民生活水平、实现小康社会乃至构建和谐社会发

挥着重要作用。同时作为国民经济重要支柱产业，

自 21 世纪以来房地产业的增加值占国民生产总值

（GDP）的比例长期在第三产业中名列前三，并作为

成长最快的行业之一，在投资领域成为加快中国经

济增长的重要引擎。另外房地产业在拉动经济上也

有着其他行业难以比拟的优势，它可以通过拉动钢

铁、建材、化工、家电等上下游 60 余个行业的产业

发展，带动其他行业的产业升级。根据王子龙的研

究，考虑到房地产开发投资通过关联产业和拉动消

费对 GDP 的影响，当前房地产开发投资对经济增长

的总贡献率超过 20%。

通过国家统计局公布的 2005 年至 2015 年 10

年间房地产业增加值占 GDP 比重的趋势图（图 1）

和房地产当年投资完成额占 GDP 比重的趋势图（图

2），可以直观看出房地产业对国民经济的重大影响。

图 1 2005 年至 2015 年房地产业增加值占 GDP 比重

图 2 2005 年至 2015 年房地产当年投资完成额占 GDP 比重的变动

（二）现状1．房价上涨迅速

32 2015 / 12

本刊专稿货币时论

32 2016 / 05

根据国家统计局公布的 2015 年 12 月 70 个大

中城市新建商品住宅价格指数，以 2010 年为基数，

在近 5 年的时间内，70 个大中城市中价格下降的仅

有 6 个，上涨的城市有 64 个，其中一线城市深圳平

均涨幅 82.9%，上海平均涨幅 40.5%，北京平均涨

幅 35.5%。根据中国国家统计局高级统计师刘建伟

解读称，70 个大中城市新建商品住宅同比 2014 年

12 月综合平均涨幅为 7.7%1。

商品房价格过快上涨，不仅对普通居民家庭造

成过重的经济负担，更会当市场价格严重偏离其真

实价值时，导致房地产业价格“虚高”，造成房地产

业虚假繁荣，当假象被打破、房地产泡沫破灭后，

金融体系将出现巨额呆账和坏账。这样的案例不胜

枚举，上世纪 90 年代日本泡沫经济的破灭正是源于

房地产泡沫破灭时对金融体系造成的巨大冲击，进

而导致日本整体国民经济陷入近 10 年的整体衰退，

而 2007 年美国的次贷危机，也是源于房地产泡沫

的破灭，这次金融危机不仅导致美国国内经济迅速

滑坡，也给世界经济带来了严重的打击。

2．房价波动性明显

鉴于房地产业在中国经济和居民生活中的重要

作用，其作为消费品属性的价格趋势应保持相对稳

定，但是对国家统计局公布的 2005 年至 2015 年

10 年间商品房平均销售价格与居民消费价格指数

（CPI）的数据处理发现，商品房平均销售价格增速

相比于 CPI 增速具有明显的波动性（见图 3），特

别是在全球金融危机影响下，2008 年商品房平均销

售价格下跌 1.65%，中国政府为应对金融危机，提

出了 4 万亿的经济刺激计划，银行信贷随之大幅增

加，紧接着 2009 年上半年，在杭州、上海等地出

现了史无前例的“地王”，截至 2009 年底，商品房

平均销售价格上涨 23.18%，而在北京、上海等一线

城市，据媒体报道部分区域的商品房价格更是暴涨

70% 以上，2010 年随着中国人民银行上调存款准

备金率，放出收紧银根的强烈信号，商品房平均销

售价格增速迅速放缓，在随后的 5 年时间里，商品

房平均销售价格增速波幅趋缓，但其波动性仍高于

CPI 增速的波动。

图 3 2006 年至 2015 年商品房平均销售价格增速与 CPI 增速对比图

（三）房价过快上涨的原因商品房价格快速上涨的原因众多，一方面中国

经济在近 10 年间一直保持高速发展，商品房作为消

费品，其价格随着 GDP 增速呈现不断上涨趋势；另

一方面房地产业作为资金密集型行业，房地产开发

商从一级市场拿地环节，到房地产开发、建设、融

资环节，最后二级市场销售等诸多环节都需要大量

资金的投入，在这些环节中除实际成本上涨导致的

价格上升外，由于房地产市场并非一个强有效市场

（根据段芳的实证研究，我国的房地产价格对信息的

反应并不充分与及时，市场信息透明度建设还有待

加强），因此基于权利寻租等在土地市场和房地产融

资市场的利益输送也使得房地产开发商的隐形成本

上升，成为导致房地产价格上涨的一个不容忽视的

原因。

二、房地产利益输送的主要渠道和方式

商品房价格过快上涨的原因众多，作为资金密

集型行业，从房地产开发商拿地成本，到房地产开

发、建设、销售等诸多环节都需要资金的投入。本

文主要从土地市场和房地产融资市场的利益输送这

两方面来分析造成商品房价格虚高的不合理因素。

（一）利益输送的主要渠道1．土地市场的利益输送

土地是人类赖以生存的最重要的资源，中国人

多地少的现状要求必须重视对土地资源的利用和保

护，宪法中就明确了我国实行的是土地所有权和土

1 详见 http://www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/201601/t20160118_1305499.html。

332015 / 12

本刊专稿货币时论

332016 / 05

2 该案例中所有名称和数据进行了保密处理。

地使用权相分离的制度。而 1994 年开始实施的分

税制改革以财政收入集权为主要特征 , 事权和财权

的不匹配促使地方政府将土地一级市场作为地方政

府的主要经营对象。地方政府成立土地储备中心 ,

通过出让土地 , 获取土地出让金，而土地出让收入

逐渐成为地方政府预算外收入的重要来源，俗称

“土地财政”。在现有财政激励下，地方政府官员供

应土地热情高涨，而房价的持续上升，使得房地产

业利润率也水涨船高，房地产开发商对于获取土地

使用权的渴望日益上升，特别是对一些稀缺地块趋

之若鹜，而土地资源的稀缺性，使得手握实权的地

方官员逐渐成为一些不法分子利益输送的对象，权

力寻租事件频发，“土地腐败”成为近年来政府官员

腐败的重灾区。

随着土地市场相关政策法规的逐渐完善，从

2002 年的《招标拍卖挂牌出让国有土地使用权的规

定》到2004年《关于继续开展经营性土地使用权

招标拍卖挂牌出让情况执法监察工作的通知》，再

到2007年《物权法》，明确规定对于商业用地要通

过招标、拍卖等公开竞价方式进行出让；从2008

年《关于促进房地产市场健康发展的若干意见》，到

2010年《关于促进房地产市场平稳健康发展的通

知》，再到2011年的《关于进一步做好房地产市场

调控工作有关问题的通知》，更是严格规范房地产开

发用地的出让，同时加强对土地二级市场的监管。

以前粗暴的违法违规手段逐渐淡出市场，取而代之

的是越来越隐蔽土地违法手段，其中“借股权转让

形式变相倒卖土地”就是通过法律的灰色地带非法

获利的典型案例。

具体案例：2010 年 6 月，黄港市下属龙吴县依

据国家规定，通过公开招标方式，出让武山旅游度

假区内占地 18.72 公顷的土地，该地块依山傍水，

地理位置绝佳，吸引了不少国内著名的房地产开发

商前来询价招标，最后由 A 民营企业在英属开曼群

岛成立的 B 项目公司以 4.67 亿元高价拍得该地，但

在 B 项目公司受让该地块仅 3 天后（此时土地价款

还未完全支付），A 公司即将 B 项目公司 51% 的股

权作价 2.21 亿元转让给著名的 C 房地产开发企业，

此时 B 公司的所有资产即为该地块出让价款，合同

中约定由 C 公司承担全部的房地产开发项目，A 公

司仅作为财务投资人进行最后的利润分成。从表

面上看，A 公司自觉开发实力不够，以低于拍卖价

款 0.17 亿元的价格将部分股权转让给 C 公司，依

赖 C 公司的技术实力进行合作开发。但实际上，早

在 2010 年初，龙吴县武山旅游度假区管委会就与 A

公司秘密签订了招商引资协议，协议约定，由 A 公

司负责对武山旅游度假区内待出让地块进行前期开

发整理，使其具备供应条件，而作为补偿条款，龙

吴县武山旅游度假区管委会承诺整理后的地块由 A

公司进行二级市场开发建设，但出于形式合法合规

的要求，必须进行公开招投标，因此在协议中约定

若公开招标时拍卖价款超过商定的起始价 2.67 亿

元（注：该价格低于同期龙吴县同类地块 1.93 亿

元），度假区管委会将以税收奖励等其他形式予以返

还。在上述案例中，A 公司通过“借股权转让形式

变相倒卖土地”的方式，扣除前期土地开发整理费

用 0.5 亿元，共获利 1.26 亿元。在这次资本运作过

程中，A 公司对当地政府的相关官员进行了利益输

送，通过近乎空手套白狼的方式，获取了巨额的倒

卖土地收益，损害了地方经济利益，增加了房地产

开发商实际的拿地成本。2

2．房地产融资市场的利益输送

房地产融资方式主要可以分为直接融资和间接

融资，直接融资渠道主要是私人借贷、股票融资、

债权融资等，间接融资渠道主要是银行借贷、信

托、保险、基金等。自 1998 年中国实行住房商品

化改革后，在银行信贷支持下，房地产业迅猛发展，

特别是 2008 年国务院办公厅出台《关于促进房地

产健康发展的若干意见》的政策后，房地产信贷政

策进一步放宽，快速发展的房地产市场逐渐脱离经

济基本面的支持，在经历了 2009 年商品房价格飞

涨后，以中国人民银行为首的货币当局开始收紧房

地产信贷工具以遏制房价过快增长，最明显的就是

压缩银行贷款资金对房地产开发企业的投放。根据

国家统计局 2014 年房地产开发企业资金来源分析

（见图 4），房地产开发企业资金中不到 20% 来源于

34 2015 / 12

本刊专稿货币时论

34 2016 / 05

银行贷款。但根据陈嘉音的研究，至少 60% 以上的

房地产开发企业资金都来银行贷款，因为在房地产

自筹资金来源中除企业权益资金外，主要为建筑施

工企业的工程垫款，由于行业竞争激烈，占房地产

项目总投入 30% 至 40% 的建筑施工企业一般都采

用垫资施工，而 80% 的垫资资金也来自银行贷款；

在其他资金来源中，60% 以上部分来自于定金及预

收款，而这部分中 70% 为银行或住房公积金中心发

放的个人住房按揭贷款。

图 4 2014 年房地产开发企业资金来源图

从上述分析可以看出房地产业融资渠道过度集

中于银行，银行信贷政策的每一次变化和调整都会

对房地产业产生巨大的冲击和影响，不利于商品房

价格的健康稳定发展。当房贷政策收紧时，房地产

开发企业的资金链就面临着严峻的挑战，部分房地

产开发企业就会借助利益输送的方式通过“特殊目

的实体（SPV）类定向委托贷款”等业务获取银行

贷款资金。

具体案例：2012 年银行信贷政策收紧，A 房地

产开发企业资金链紧张，通过银行正常渠道无法获

得贷款资金，于是通过向 E 银行相关负责人亲属成

立的 F 资产管理公司支付 2% 贷款资金顾问费（实

际为利益输送）的方式变相获取银行信贷资金。具

体做法为，F 资产管理公司先找到 C 银行，使其以

8% 的无风险表外同业业务贷款利率借款给 B 信托

公司，B 信托通过发行单一来源的信托产品，具体

投向 A 房地产开发公司，并收取 0.8% 的信托通道

费，同时将信托收益权转让给 D 银行，D 银行购买

信托产品后再将信托收益权转让给 E 银行，D 银行

收取 0.1% 的银行通道费。最后 E 银行承担了信托

远期回购的风险，收取 0.1% 的银行表外风险费。

通过这种方式，A 房地产企业变相获得了 E 银行的

贷款，资金成本为 11%，相比正常的贷款利率高出

3%，即变相提高了房地产开发企业融资成本的 3%。

上述资本运作方式可以用流程图（图 5）来表示。

通过上述业务操作，E 银行不仅违背了中国人

民银行、银监会对商业银行进行房地产业信贷政策

宏观调控的意图，为了规避监管使得交易流程复杂

化，参与主体多元化，导致风险隐患升级。据金融

时报报道，2015 年 , 辽宁省股份制商业银行 SPV 类

委托贷款净下降 15.2 亿元 , 其中大型股份制银行收

缩该项业务明显，但风险评估及控制能力相对较弱

的地方中小金融机构却逆势而上 , 迅速增长 , 且地

方中小金融机构 SPV 类定向委托贷款投向以中小微

型企业为主 , 其中小微型房地产企业是定向委贷资

金的主要需求方 , 委贷利率普遍偏高。沈阳市某房

地产企业定向委贷利率高达 21.6%, 其中风险可见一

斑。

图 5 A 企业融资成本流程图

（二）利益输送的主要方式随着市场经济的发展，权力寻租下的利益输送

方式也由过去的简单粗暴型转变为隐蔽型，很多不

法分子利用监管的漏洞和空白，进行利益输送，本

文列举在土地市场和房地产融资市场领域监管中常

见的主要利益输送方式。

1．土地市场领域

（1）通过送房但暂不过户的方式，将利益远期

化，规避监管部门的检查。如有些房地产商将开发

的房屋赠送给地方官员使用，但不急于过户，待该

官员不分管相关土地部门后再过户，规避监管检查；

（2）地方官员通过家属或代理人入股房地产企业，

参与利润分成；（3）地方官员通过家属或代理人成

立咨询公司，房地产企业将违法所得按比例以咨询

服务费形式付给该咨询公司，实现利益输送；（4）

352015 / 12

本刊专稿货币时论

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巨额现金行贿。由于银行转账会留有痕迹，所以目

前通过直接转账行贿的越来越少，转而采取巨额现

金提现的方式，避人耳目，这也解释了为何新闻报

道中巨贪家中常有堆积如山现金的原因。

2．房地产融资市场领域

（1）银行等金融机构放款负责人通过成立咨询

公司，在帮助房地产企业获取资金后，房地产企业

以咨询顾问费形式支付给该咨询公司，实现利益输

送；（2）由于银行等金融机构为提升业绩，往往给

予基层信贷员超额业绩奖金，而相关机构负责人通

过控制信贷员，在违规发放贷款给房地产企业后，

房地产企业以增加存款、购买理财产品等方式，提

升该信贷员的考核业绩，而该负责人根据事先与信

贷员达成的协议，参与金融机构奖金的分成。

三、相关监管政策建议

本文从土地市场和房地产融资市场中利益输送

的角度，分析了商品房价格迅速上涨的原因。那么

从监管层面如何有效的减少利益输送等违法行为，

使国家宏观政策调控落到实处，笔者提出以下建议：

（一）对非法转让、倒卖土地使用权这两种行为方式予以明确界定和区分，对于是否判定为以合法转让形式掩盖非法转让、倒卖土地使用权行为进行可操作性的解释

按照国土资源部 2008 年 8 月颁布的《查处土

地违法行为立案标准》, 凡是违反《中华人民共和

国土地管理法》、《中华人民共和国城市房地产管理

法》等土地管理法律、法规和规章的规定 , 有非法

转让土地、非法占地、破坏耕地、非法批地等行为

之一即为土地违法，而以合法形式掩盖非法目的是

通过使用不直接违反禁止性规定的手段，在实质上

实现法律所禁止内容的行为，在民法理论上称为脱

法行为或规避行为，因此在实际监管中要分析《城

市房地产管理法》的立法目的所保护的公共利益，

分析以股权转让国有土地使用权所体现的当事人利

益。立法这样规定的直接目的就是防止土地“空买

空卖”，如果土地投机者通过倒卖土地牟取巨额利

益，直接抬高土地价格，从而增加了房地产开发成

本，最终损害社会公共利益，其实质就是以股权形

式转让国有土地使用权架空了《城市房地产管理法》

等现行法律对于国有土地使用权的转让的规定，以

形式的“合法化”取得对国有土地使用权的控制，

那么可按刑法的倒卖土地使用权罪论处；如果房地

产开发商在房地产开发过程中，由于资金短缺、市

场低迷等各种因素的影响，在没有满足《城市房地

产管理法》第三十九条“转让房地产，属于房屋建

设的应达到法定投资条件 , 即完成开发投资总额的

百分之二十五以上”的条件下，通过股权形式转让

土地使用权，由于可以避免企业资源、社会资源的

浪费，不侵害公共利益，因而不应视为违法行为。

（二）引导房地产开发企业拓宽融资渠道对于房地产开发企业超额度获取银行信贷资金

行为，可以通过建立同业信息沟通平台使放款银行

获取贷款客户及其关联方、实际控制人真实的征信

信息，消除信息不对称现象，也可以避免“囚徒困

境”式的无序竞争；可以通过穿透法分析贷款的实

际用途，严格控制房地产信贷比重，加大违规惩戒

力度。

在国家宏观调控下，房地产开发企业获取银行

贷款的门槛不断提高，特别是中小型的房地产开发

商如果只能通过银行贷款这一唯一路径获取资金，

就必然会采用各种违法违规方式，而这些行为既增

加房地产开发的隐形资金成本，又会给银行和市场

带来了巨大的风险。因此在当前形势下，治本之路

在于政府出台法律及政策大力开拓房地产融资渠道，

引导房地产开发企业进行多元化融资，寻求与房地

产业的高风险高收益相匹配的融资渠道，如通过改

善房地产企业的债务融资结构、发展房地产投资信

托基金及通过健全房地产债权信用评级体系推行房

地产债权利率市场化、推动房产抵押证券化等方式

形成房地产多元化融资的格局，促进房地产行业稳

定健康的发展。

在这方面可以借鉴西方发达国家的先进经验，

如美国房地产资金构成中银行贷款只占15%，而企

业自有资金占70%。高比例的自有资金，来自于多

元化的企业股东，如保险公司、养老基金等福利基

金、房地产产业投资基金等各类长期投资基金、社

会公众的资金等。

（三）对于权力寻租行为，要强调问责制对土地市场违反乱纪行为进行严格监管，土地

使用权市场作为我国市场经济的重要市场，对市场

经济的良性运行起着至关重要的作用，对于不法分

子不遵循相关土地管理法规，通过勾结政府官员，

36 2015 / 12

本刊专稿货币时论

36 2016 / 05

以非法转让、倒卖土地使用权为手段，牟取暴利的

行为要予以严厉打击。银监会等房地产融资市场监

管机构要加强对银行信贷风险状况的调查分析，经

常性的对房地产信贷操作和业务状况进行稽核，对

违规放贷，特别是以贷谋私、收受房地产开发商贿

赂，协助其骗取银行贷款等问题，要严肃处理，必

要时要追究其刑事责任，使金融机构相关人员切实

意识到违规的成本远高于贪腐所获得的收益。

参考文献：[1]王子龙.房地产业发展动态与战略范式研究[M].北京:科学出版社,2010.[2]陈嘉音.房地产违规信贷模式分析及风险防范[D].上海交通大学,2008.[3]洪银玉,王晓品.防范中小金融机构表外融资风险[N].金融时报,2016-4-18.[4]曹建元.房地产金融[M].上海:上海财经大学出版社,2003.[5]周光权.法学论坛[J].法学论坛,2014(9).[6]金丹.非法转让、倒卖土地使用权罪实务探析[J].中国检察官,2015(7).[7]张莉.徐现祥等.地方官员合谋与土地违法[J].世界经济,2011(3).[8]梁若冰.财政分权下的晋升激励、部门利益与土地违法[J].经济学,2015(9).[9]李京城.防止土地违法行为的对策探析[J].法制与社会,2010(1).[10]段芳.房地产市场半强势有效性研究——基于经济基本面信息的实证研究[J].山西财经大学学报,2011.

Research on Regulation Case of Benefit Transportation on the Real Estatemarket

Abstract: Real estate industry as an important pillar industry of the national economy produce a

significantimpactonthenationaleconomywhichcanbeobservedfromaddedvalueofrealestateaccountsfor

theproportionofGDPandinvestmentamountofrealestateaccountsfortheproportionofGDPduringthepast

10years.Theaveragepriceofcommercialresidentialbuildingasconsumergoodsshowsarapidupwardtrend.

Moreover, the growth and volatility of the average price of commercial residential building are significantly

higher thanCPIat thesameperiodwhichposeabigpressureonpowerofconsumptionforordinaryresidents.

The causes of rapidly rising commercial residential building prices are numerous. This article firstly try to

analyze the reasons frombenefitstransportation on the landmarket and the real estate financingmarket, then

analyze the actual supervision case, finallymake rationalization proposals to reduce the illegal behavior of

benefitstransportationandmakethepolicytofulfillofmacro-economiccontrol.

Key words: Real Estate Industry;LandMarket;Real Estate FinancingMarket; Benefits Transportation;

Supervision

责任编辑：林庆堂

372015 / 12

本刊专稿货币时论

372016 / 05

中国住房均价“基钦周期”研究—基于百城房价指数波动的实证分析

王　璐

（浙江金融职业学院，浙江杭州　310018 ）

摘要：经济（房地产）周期，按照时间长度可分为短周期、中周期和长周期三大类，“基钦周期”属短周期。从百城房价指数动

态看，中国住房均价波动的短周期特征非常明显，历史不会简单重复，但总是惊人的相似，用基钦周期理论研究中国住房价格波动

规律并进行外推预测的现实意义较大，可以为中央“逆周期”调控提供参考。

关键词：住房均价；基钦周期；实证研究

中图分类号：F293.3　文献标识码：A 文章编号：1005-0167（2016）05-0037-07

“基钦周期”是由美国经济学家约瑟夫·基钦

（JosephKitchin）于 1923 年提出。该理论认为经济

波动有大周期和小周期之分，小周期平均长度为 40

个月，一个大周期通常由三四个小周期构成，这种

约 40 个月（2-4 年）左右的周期被称为基钦周期或

短周期。笔者研究发现，中国“百城房价指数”呈现

了较规则的短周期波动。历史不会简单重复，但总

是惊人的相似。2015 年以来，中央出台了一系列有

关房地产方面的促消费、去库存、稳市场的政策组

合拳，央行多轮降准降息降首付，财政降税降费，土

地控供应调结构等等。价格是市场的睛雨表，房地

产市场的供求情况，以及各种调控措施的政策效果

都会在价格上十分灵敏地反映出来。研究房价周期，

可以为国家研究出台有关“逆周期”调控房地产市场

的政策提供重要依据。

一、“基钦周期”的相关理论

（一）经济（房地产）周期的概念宏观经济和房地产的周期波动是经济运行中的

一种客观现象和客观规律，周期波动通常被描述为

一正弦曲线，并通过周期、频率、波峰、波谷、振幅、

阶段和拐点等特征来界定。经济（房地产）周期一般

表述为商业活动围绕其长期趋势的周期性但并非定

期的波动。如图 1 所示，一个经济周期（房地产）由

扩张、紧缩、萧条和复苏四个部分组成，周期的最低

点被称为波谷，最高点被称为波峰。经济周期具有

重复性、持续性、可预测性和上下波动性特点，即认

为未来是过去的重现，过去的运行规律将一直持续

下去。

（二）经济（房地产）周期的分类按照波动的时间长度，一般可将经济（房地产）

周期分为短周期（基钦周期）、中周期（朱格拉周期）

和长周期（库兹涅茨周期）。基钦周期就是短期性

波动，时间一般为 40 月（2-4 年左右）。朱格拉周

期是中长期周期，大约为 10 年左右的时间。库兹涅

茨周期是持续时间较长的房地产周期波动，一般在

15-25 年之间。近 5-6 年来，我国百城房价指数“基

钦周期”波动的特征明显。

（三）影响房价周期变动的因素分析房地产包括住宅和商业地产，其中以住宅为主，

并且二者周期具有一致性。房地产兼具消费品属性

和金融属性。影响房地产周期的因素包括经济增长、

收入水平、城市化进程、人口数量和结构等长期变

量，也包括利率、抵押贷首付比、税收、土地政策等

短期变量，因此，房地产周期可以分为长周期和短周

作者简介：王璐（1988.5—），女，硕士，浙江金融职业学院金融系任教。

38 2015 / 12

本刊专稿货币时论

38 2016 / 05

期，长期看人口，短期看金融。住房市场是受政策变

化影响较大的市场，且产业链条长，自 2010 年全国

各主要城市出台各种较严厉的“限购”等政策以来，

房地产市场可能陷入“一限就死，一死就放，一放就

乱，一乱又需再限”的怪圈。从供求等方面的情况

看，未来一个时期，我国房地产市场延续这一循环的

可能性比较大。

图 1　周期波动基础模型Ⅰ螺旋式上升型、Ⅱ水平式波动型

1. 需求端情况看

一是目前一线城市房价过快上涨的势头基本得

到有效控制，但二三线城市需求的后发效应开始显

现。二是城镇化政策的实施仍将刺激农村农民房地

产需求向城镇持续转移。三是全面放开二孩政策将

为房地产市场需求的持续增长提供重要的新生动力。

四是营改增政策实施利好企业购房需求增加。五是

2015 年加杠杆和五次降息及四次降准等适度宽松货

币政策对房市需求的刺激效应在 2016 年将得到滞

后性显现。然而，一旦刺激需求和去库存等调控目

标基本实现，各项财政货币政策可能逆转，房地产

调控政策可能又会进入“取消限购—恢复限购—又

取消限购”的周期律。

2. 供给端情况看

一是目前全国房地产投资增速已经开始回升，

供给增加。二是一二线城市由去库存转向补库存。

三是三四线城市商品房库存压力虽仍较大，但销售

已经开始出现恢复性增长，库存去化效应已经开始

显现。四是在“土地财政”的政策背景下，各级地

方政府对房地产的依赖仍较大，导致土地投放可能

出现“松—紧—松”的周期性特征。五是对房地产

业贷款的持续增加势必导致房地产供给的增加。一

旦“去库存”演变为“累积新库存”时，信贷等刺

激政策也可能会出现“松—紧—松”的周期特征。

3. 供求均衡结果

供求关系的此消彼涨，可能导致“政策放松

（加杠杆、降息、取消限购等）——刺激需求——

房价上升——库存去化——土地供给增加（补库

存 ） ——政 策 收 紧（降 杠 杆、 升 息、 恢 复 限 购

等）——需求疲软——房价下跌——库存又滞胀”

周期律的再度显现。

二、住房均价“基钦周期模型”的估计与预测

（一）百城住房均价的周期曲线1. 百城房价的周期类型

目前，反映住房价格波动的指数最主要的有两

种，一种是国家统计局公布的全国“70 城房价指

数”，另一种是中国指数研究院公布的“百城房价指

数”。百城房价指数的样本范围比 70 城房价指数的

样本范围大，其代表性和稳定性相对要好一些。百

城房价指数是从 2010 年开始编制的，从近 6-7 年

的历史数据看，百城住房均价的走势呈“螺旋式上

升”态势（见图 1 Ⅰ型和图 2），其同比增长速度则

呈现出一条规则的“水平式波动”曲线（见图 1 Ⅱ

型和图 2），且其周期时间长度为 32 个月（接近 40

个月），属“基钦周期”。

392015 / 12

本刊专稿货币时论

392016 / 05

图 2　全国“百城房价指数”周期波动图（2011 年 6 月 -2016 年 2 月）

数据来源：中国指数研究院网站。

2. 理论周期模型

从数学的角度看，最基本的周期模型是一个

Sin 函数。将 Sin 函数用于周期分析时，其基础表达

式如下：

理论周期模型为：

3. 周期模型参数的估计

周期模型参数的估计可以用迭代法，也可以借

助专业的软件。将 2011 年 6 月 -2016 年 2 月间百

城房价指数的同比增长速度数据输入周期模型的参

数估计软件，即可得到周期模型中的各个参数及检

验结果等情况（见表 1）。

表 1　周期模型

Parameters（参数）：

Value Standard Errory0 4.00862 0.12711

xc -9.20339 0.2981

w 15.92481 0.11218

A 7.10033 0.17533

Anova（方差分析）：

DFSum of Squares

Mean Square

F Value Prob>F

Regression 4 1915.329 478.8322 609.9366 0

Residual 53 41.60778 0.78505

Uncorrected Total

57 1956.937

Corrected Total

56 1347.054

由于收尾概率小于显著水平 0.05，因此检验通

过。最后所得到的周期模型如下：

实际周期模型：

百城房价指数的“螺旋式上升”轨迹、同比增

长速度的“基钦周期”及估计得到的理论周期模型

见图 2 所示。由该图可见 : 一方面，我国百城房价

指数基本上围绕着趋势直线（Y=28.422*x+9148.1）

呈“螺旋式上升”特征；另一方面，百城房价指数

的同比增长速度数列基本呈“水平式波动”特征，

40 2015 / 12

本刊专稿货币时论

40 2016 / 05

其波动的中心轴为 yc=+4%，周期为 32 个月，振幅

为 A=±7.1%。

（二）百城房价基钦周期模型的外推预测由基钦周期理论可知，一个大周期通常由两三

个小周期构成，也就是说 3 个基钦周期构成一个朱

格拉周期。2011 年 6 月 -2016 年 2 月约为 1.5 个左

右基钦周期，2016 年 3 月 -2020 年 8 月约为另 1.5

个基钦周期。从房地产市场供求变化各类因素综合

影响结果看，未来 4-5 年我国住房市场继续呈基钦

周期波动的可能性较大，历史不会简单重复，但惊

人相似是可能的。因此，可以运用基钦周期模型对

我国百城房价的走势作外推预测，以便于为中央政

策决策提供参考。

基钦周期模型外推预测步骤：首先，预估未来

一个时期的周期波动曲线（假定周期重现）。其次，

根据最近一个时期的实际房价（基数为 ai-12）和未

来一个时期的周期波动值（同比增长速度 yi-12），递

推未来一个时期的房价可能值。第三，可以进行点

估计 =ai-12*（yi-12+100%），也可在一定的误差允许

范围内进行区间估计。根据百城房价周期模型和最

近 12 个月（2015 年 3 月 -2016 年 2 月）的住房均

价数据，递推得到 2016 年 3 月 -2020 年 8 月的百

城房价预测值结果见图 3。

图 3　全国“百城房价指数”基钦周期波动预测图（2016 年 3 月 -2020 年 8 月）数据来源：中国指数研究院网站。

三、值得关注的问题

（一）房价总体呈“螺旋式上升”态势，“稳房价”压力较大

由图 3 的预测结果可见：一是自 2015 年 4 月

以来全国百城住房均价持续上涨的态势还将延续

半年左右，预计 2016 年 8 月左右到达一个阶段性

的“波峰”。二是 2016 年 8 月之后百城住房均价可

能要经历一个理性回落的时期，时间长度约为一年

半左右，2018 年 2 月到达“波谷”。三是 2018 年

2 月之后，百城住房均价可能出现较大的恢复性增

长。四是 2019 年 8 月到达一个新的阶段性“波峰”

之后，可能又要出现理性回落，在低位持续徘徊一

个时期，2020 年 8 月左右到达新的“波谷”。五是

百城住房均价年均增速约在 4% 左右（是明显偏高

的），且中间波动仍较大。建议加强逆周期预调和

412015 / 12

本刊专稿货币时论

412016 / 05

微调，力争将全国住房均价的年同比涨幅控制在

2-3% 以内，使其与 CPI 基本同步。

（二）各类城市“冰火两重天”，“分城施策”势在必行

从近 5-6 年情况看，房地产市场阶段性和区域

性分化特点较明显，因此各类型城市的“基钦周期”

表现有差异。

1. 百城房价涨幅出现分化，“三二一”转变为

“一二三”

2011-2012 年间，百城房价的增长顺序显现

为“三线→二线→一线”，即三线快于二线，二线

性快于一线。如 2011 年 8 月“波峰”时三线、二

线、一线的增速依次为：11.32%、10.4% 和 9.6%，

且三线、二线和一线城市房价增幅的差距相对较小。

2012 年 6 月开始，一线城市房价开始领先，百城房

价的增长顺序转变为“一线→二线→三线”，即一线

快于二线，二线性快于三线。特别是在“2012 年下

半年至 2013 年末”、“2015 年下半年至 2016 年初”

这两个“扩张”期，几乎是“冰火两重天”，一线城

市房价两度出现“疯涨”，其中一线城市住房均价的

同比增长周期——基钦周期呈“螺旋式上升”态势。

截至 2016 年 2 月，一线城市住房均价达 3.42 万元，

是二线城市住房均价的 3.4 倍、是三线城市住房均

价的 5 倍，而且其当月同比增长速度达 21.04%，比

二线城市住房均价同比增速高出 19.57 个百分点，

比三线城市住房均价同比增速高出 21.1 个百分点。

二线城市特别是三线城市住房均价则呈“螺旋式

下降”态势，2016 年 2 月百城住房均价中三线城

市住房均价同比增速为 -0.06%，与同期一线城市

+21.04% 住房均价涨幅形成了巨大的反差。

2.“扩张”阶段，部分城市泡沫程度较严重

2010 年 -2011 年，三线个别城市房价出现非理

性暴涨。2010 年下半年开始，温州市“炒房客”纷

纷以民间借贷尤其是以高利贷加杠杆投资当地房地

产，导致民间借贷利率和房价双双暴涨。仅一年左

右，温州民间借贷利率就上涨了 54.4%，温州房价

也在 14 个月中涨了 51%。至 2011 年 11 月，温州

平均房价已高达 21083 元 / 平方米，同比增幅高达

44.48%，比同期百城房价、三线房价同比涨幅高出

38.83 和 36.54 个百分点。且比当月宁波市的房价高

出 64%，比省会杭州市房价还高出 24%。温州泡沫

破裂后，房价持续下跌了 4 年，至 2016 年 2 月跌至

13488 元，还没有恢复到 2010 年暴涨前的水平。

2015 年 -2016 年，一线城市内部分化也十分严

重。2015 年 3 月之前，北京、上海和深圳三个一线

城市房价基本同步。2015 年 3 月之后，深圳房价在

“首付贷”加杠杆等因素的剌激下出现暴涨，其涨幅

已经远远偏离了其他一线城市房价波动范围。2016

年 2 月末，深圳住房均价 4.7 万元，其均价分别比

上海和北京高出 1.01 万元和 1.21 万元，同比涨幅

则高达 52.55%，分别比上海和北京高出 37.54 和

43.56 个百分点。楼市过度火爆，势必会削弱一个

城市的竞争力，导致制造业萎缩。

（三）“库存去化”效应显现，但要防范新一轮“抢地热”

Wind 资讯信息显示，自 2001 年 2 月 -2016 年

2 月这 15 年间 , 全国房地产待售面积同比增长速度

经历了 4 个周期，平均每个周期长度 45 个月，可

见其基钦周期特征也较明显，但其 4 个短周期的

规则性没有百城住房价格的规则性强。2001 年 2

月 -2008 年 2 月这 8 年间，全国待售面积的同比

增长速度“水平波动型”特征相当明显，且“有升

有降”——累积的库存总量只有 1 万亿平方米左右

（2008 年 2 月 1.13 万亿平方米），占用资金不到 1

万亿元，8 年间待售面积累只增长 0.7 倍。而 2008

年 2 月 -2016 年 2 月这 8 年间，全国待售面积呈现

了“只升不降”的态势，待售面积同比增幅并没有

出现“负增长”，而是长期在高位运行——后两个阶

段性“波谷”分别高达 +22.65% 和 +15.66%（见图

4），2016 年 2 月的待售面积已经累积到 7.39 万亿

平方米，比 2008 年 2 月末累计增长了 5.5 倍。如果

按照百城住房均价计算，待售面积占用的资金规模

高达 8.2 万亿元。如果再考虑部分没有统计在内的

三线城市，和大量没有统计在内的四线、五线和六

线城市的待售面积，则全国房地产领域挤占的资金

规模就更加庞大了。据对浙江某地级市调查，民营

工业集团企业涉足房地产投资较普遍，这些集团企

业约有 30% 左右的贷款沉淀在房地产项目上，其中

大部分房地产项目均在四线和五线城市，随着近几

年房价的持续下跌和待售面积的不断增加，已经直

接危及许多工业企业资金链的安全问题。

另 据 Wind 资 讯 的 最 新 数 据 显 示，2016 年 3

月、4 月，随着房地产市场需求的拉动和价格的回

升，全国百城房地产“库存去化”效应已开显现，

42 2015 / 12

本刊专稿货币时论

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图 4　中国房地产待售面积动态图（2001 年 2 月 -2016 年 2 月）数据来源：Wind 资讯。

4 月全国百城待售面积 76290 万平方米，同比增长

10.67%，增速比 2 月份回落 4.99 个百分点，其中住

宅待售面积 45089 万平方米，同比增长 4.5%，比 2

月回落 6.07 个百分点；商品房待售面积 27601 万平

方米，同比增长 22.48%，比 2 月回落 3.05 个百分

点，住宅待售面积回落相对快一点。在看到“去库

存”正面效应的同时，要注意防范部分城市“抢地

热”，防范“去库存”演变为“累积新库存”。

四、对策建议

（一）扩大调查城市和指标范围，全面把握房市情况

从目前的情况看，全国一至五线城市有四五百

家，而国家统计局和中国指数研究院的房价样本只

有 70 个和 100 个城市样本，可见房市调查样本范

围明显偏小，应当要增加三线、四线和五线等类型

城市的调查样本，并且增加住房库存（称待售面积

或空置面积）、土地供给等方面的指标，以利于全面

掌握三线、四线、五线和六线等类型城市房地产库

存去化等情况，为中央宏观调控提供全面、科学的

数据依据。

（二）加强对房市的全方位跟踪监测，逆周期预调微调

一是要跟踪监测房地产市场“销量—销价—空

置量—土地购置—新开工项目—投资”之间此消彼

涨的传导情况，防止房地产市场大起大落的大波动。

二是要跟踪监测一线、二线、三线、四线和五

线城市房地产市场各指标的此消彼涨情况，并相应

采取差别化的应对政策。

三是跟踪监测房地产市场场内、场外杠杆率的

变化情况，防范“首付贷”等违规行为向全国复制。

四是跟踪监测货币政策对房地产市场总量和结

构的影响情况。

五是跟踪监测中央各项房地产市场调控政策的

实际执行情况，对部分突破央行杠杆率政策底线、

泡沫程度较严重的城市，要注意实施“分城施策”，

防范发生区域性和系统性金融风险。

六是跟踪监测房地产周期与宏观经济周期之间

互相关联和互相影响，逆周期预调和微调，确保房

432015 / 12

本刊专稿货币时论

432016 / 05

地产市场平稳健康发展。

（三）择机开展中长周期分析，以弥补短周期预测不足

经济学家熊彼特认为，3 个基钦周期构成一个

朱格拉周期。2011 年 6 月 -2020 年 8 月，约 3 个基

钦周期长度。随着时间的推移，我国房地产市场的

历史数据将不断增多，在短周期预测的基础上，需

要进一步借鉴国外朱格拉周期和库兹涅茨周期的研

究经验，开展中周期和长周期分析预测，以弥补基

钦周期预测即短周期预测的不足。

参考文献：[1]约瑟夫·基钦（Joseph Kitchin）.经济因素中的周期与倾向[M].1923.[2]徐明昌.区域性信贷景气周期的实证研究[J].上海金融，2012(1):108-111.[3]任泽平.中国房地产周期研究[DB/OL].http://stock.eastmoney.com/news/1413,20160225597699626.html，2016.

An Empirical Research on Chinese Real Estate Kitchin Cycle:Taking“Price Indices in 100 Major Chinese

Cities”(HPI-100) as an Example

Abstract: According to their duration, economic(real estate) cycles can be categorized into short-

term cycles,mid-term cycles and long-term cycles. TheKitchin cycle is a type of short-term cycles. As

demonstrated by“Price Indices in 100major Chinese cities”(HPI-100), the fluctuations of Chinese real

estatepricesapparently follow short-termcycles.Onecannever step into the same river twice,but the same

river is still a river. Analyzing the pattern ofHPI-100 fluctuations using the Kitchin cycle theory has a

realisticsignificance,andcanserveasareferenceforanti-cyclepolicies.

Key words:Averagerealestateprices；Kitchincycle；Empiricalresearch

责任编辑：金妍冰

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本刊专稿商业银行

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大数据视角下看账户管理改革顾吉锋

( 中国人民银行嘉兴市中心支行，浙江嘉兴　314000)

摘要：银行账户是商业银行金融服务的基础，也是金融创新的基础，一方面我国的账户管理方式和账户管理对象都发生着质的

变化，另一方面我国的银行账户管理制度难以满足银行业务创新的需要，账户管理方式亟待改革。本文以大数据技术应用为基础，

对账户管理中面临的问题进行了总结和分析，就如何利用大数据技术针对性地解决问题进行探索分析并提出意见建议。

关键词：大数据 ; 账户管理 ; 监管改革

中图分类号：F832.2 文献标志码：A 文章编号：1005-0167（2016）05-0044-05

作者简介：顾吉锋，现任中国人民银行嘉兴市中心支行支付结算科（营业室）科长（主任）。

1 指注册会计师依法接受委托，对被审验单位注册资本的实收情况或注册资本及实收资本的变更情况进行审验，并出具验资报告。

2 指在将企业登记设立时办理的营业执照、税务登记证、组织机构代码证、社会保险登记证和统计登记证统一合并为一张证书一个号码的等级制度，全国自

2015 年 7 月 1 日起在浙江省率先实施试点。

2013 年 11 月，为进一步做好人民币银行结算

账户管理工作，人民银行总行支付结算司起草了

《人民币银行账户管理条例（征求意见稿）》并向全

国各银行业金融机构征求意见。银行账户服务是商

业银行最基础的金融服务，是银行核心竞争力的根

本体现，也是各项金融创新的基础，因而需要改革

银行账户制度以满足银行创新发展的需要。账户管

理改革后，人民银行的账户管理工作面临着两大质

的变化。首先是账户管理方式的转变。人民币银行

结算账户的监管重点逐步从事前监管向事中、事后

监管转变，商业银行将采用备案的方式通过账户管

理系统实时备案新增数据，而不再是现场核准。其

次是账户管理对象的扩大。账户管理对象除了现有

的银行结算账户外，还将涵盖单位保证金账户、定

期存款账户、个人理财账户等。

一、我国账户管理的现状

我国的账户管理体系经历了从无到有、不断发

展的过程，现行的账户管理框架基于 2003 年 9 月 1

日正式施行的《人民币银行结算账户管理办法》（以

下简称账户管理办法）以及相配套的人民币银行结

算账户管理系统（账户管理系统）。账户管理办法及

账户管理系统在其实施及运行的十多年内有效保证

了支付结算工作的正常进行，维护了经济金融秩序

的稳定，促进了经济金融的改革和发展，在推动社

会主义市场经济建设中发挥了重要作用。

根据账户管理办法的规定，将单位银行结算账

户分为核准类账户和非核准类账户。核准类账户由

人民银行分支机构核准开立，主要划分为基本存款

账户、预算单位专用存款账户和临时存款账户，其

中个体工商户凭营业执照以字号或经营者姓名开立

的银行结算账户纳入单位银行结算账户管理。非核

准类账户主要有一般存款账户、非预算单位专用存

款账户，实行备案制，由开户银行通过账户管理系

统向当地人民银行分支机构报备。银行机构负责审

查账户资料的真实性、完整性、合规性，人民银行

分支机构负责监督各类账户的报备情况及合规使用

情况。

二、账户管理存在的问题

（一）账户管理系统尚未建立联网核查，开户核准难

验资 1 取消后开户数量猛增，“五证合一”2 后

变更业务挤占正常业务。账户管理系统没有和市场

主体信用信息公示系统专线等系统联网，依旧自成

体系，无法有效提升人民银行账户业务监管能力和

452015 / 12

本刊专稿商业银行

452016 / 05

核准类银行结算账户业务办理效率。

（二）账户管理系统使用和管理脱节，实时监管难

各商业银行开立的银行结算账户未经核准仍然

可以发生支付结算业务，对商业银行账户管理监督

完全依赖于手工核对和事后现场核查。而目前人民

银行分支机构普遍存在监管力量薄弱的现状，导致

账户现场监管难度较大，管理容易出现漏洞。

（三）账户行政许可办理流程繁琐，提升效率难

目前，绝大多数人民银行分支机构仍要求报送

纸质开户资料（人民银行北京营业管理部、人民银

行舟山市中心支行等已实行开户、变更、销户资料

的影像传输审批），拉长了开户资料传送时间，进而

拉长了账户审批时间，并且商业银行在开户资料真

实性、完整性、合规性审核上对人民银行存在依赖

心理。因此，迫切需要通过改革行政许可和生效日

制度，缩短存款人开户时间，提高存款人身份核实、

变更、年检等方面的效率，提高商业银行服务效率

及核心竞争力。

（四）账户证明文件执行唯一性受限，核验信息难

主要表现在系统不能对已使用过的专用存款账

户、一般存款账户或临时存款账户的证明文件执行

唯一性检测与限止。例如：按照《银行结算账户管

理办法》第十九条规定的同一证明文件 , 只能开立

一个专用存款账户。但在实际操作中账户管理系统

没有严格文件号的录入方式，导致系统不能执行唯

一性判断。操作员即使输入相同的证明号、文件号

与相同资金性质，系统都准予通过，允许重复开立

专用存款账户。因此，部分金融机构为抢占有效的

市场份额，存款大户成为疯抢的对象，为了均衡利

益，大户使用一份文件资料在每个金融机构都开立

专用存款账户，不利于管理。

三、账户管理难题解决路径探索

2005 年人民币银行结算账户管理系统上线，作

为 2003 版账户管理办法的配套系统，为规范账户

管理工作和提升统计分析水平发挥了巨大的作用，

也将账户管理信息化水平提高了一个层次。随着账

户管理目标的改变以及“大数据”分析、“云存储”

技术的广泛应用，人民银行作为人民币银行结算账

户业务的监管部门，有必要站在大数据分析与应用

的视角下适时地转变账户管理方式，重新研究账户

管理系统的升级或重建，进一步提升账户管理系统

的数据关联能力、数据分析能力和实时监管能力。

（一）账户数据和交易数据并重目前，账户管理只局限于账户基础信息本身，

并未关注账户背后的交易信息。但从数据完整性和

管理满足性的角度看，交易信息和账户信息是同等

重要的，而且从账户管理职能转变的趋势看，交易

信息应当成为今后账户监管部门关注的重点；从分

析研究的角度看，账户信息应包含更多的要素，比

如开户代理人信息、交易代理人信息等。

从建设可行性角度看，交易信息采集的难度并

不大，但体量非常巨大。十年前，因为数据存储成

本问题，放弃了对交易信息的管理。时过境迁，数

据存储的成本飞速下降，使得交易数据管理成为可

能。

从数据完整性角度看，还应考虑到第三方支付

机构的账户信息和交易信息。随着互联网金融的发

展，第三方支付机构的开户数量和交易数据成几何

级态势增长，已逐步成为当前乃至今后一段时间内

移动互联支付及支付创新的重要依赖，如不将其纳

入系统管理，势必造成数据分析的严重缺损，从而

影响判断与决策。

（二）后台监控工作任重而道远交易数据的获取，异常交易情况对人民银行的

反馈变得更为直接和迅速。一旦有异常交易信息产

生，人民银行一方面可以根据系统中的账户信息搜

寻更多的背景信息，另一方面可以通过关联方交易

信息基本判定交易性质，对涉及经济犯罪的，可以

要求银行提供更多客户调查信息。

除了异常交易信息的实时预警，人民银行对账

户的检查可以通过后台监控开展非现场检查工作，

从而大量减少现场检查工作量。后台监控的设计原

则应兼顾统一性和灵活性。即常态化的监管方案应

遵循全国统一的原则，同时各地区也可根据地方实

际情况制定个性化监管策略。既解决了当前账户检

查标准不一、检查人员能力参差不齐的难题，又避

免了账户管理工作全国一刀切的局面。

（三）开启远程开户制度2014 年末，人民银行总行下发《中国人民银行

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关于银行业金融机构远程开立人民币银行账户的指

导意见（征求意见稿）》，激起了业内的热烈讨论。

从表面看，前海微众银行、浙江网商银行因为不设

物理网点，而向人民银行倒逼远程开户制度；从实

质看，人民银行希望在落实实名制的前提下，允许

全部银行业金融机构开展远程开户的试点和突破；

从长远看，远程开户是发展互联网金融的重要举措，

在金融历史上会留下浓重的一笔。

1. 远程开户的定义

在《中国人民银行关于银行业金融机构远程开

立人民币银行账户的指导意见（征求意见稿）》中，

人民银行对远程开户的定义是：远程开户是指银行

通过面向社会公众开放的通讯通道、开放性公众网

络以及银行为特定自助服务所建设的终端设施受理

客户开立人民币银行账户的申请，并在完成客户身

份信息核实后，为客户开立人民币银行账户的行为。

从该定义中，可以看到三层含义：

（1）账户的类别

远程开户的对象不仅是单位定期存款、通知存

款、个人非结算账户，而且涵盖了个人结算账户。

因此，对银行线上零售业务的突破意义非凡。

（2）开户的通道

在定义的描述中，明确了网络和自助设备两类

开户通道。通过网络实现开户，是不设物理网点的

网络银行的强烈需求，通过 VTM3 开户是为规范社

区银行运作提供制度保障。

（3）前置的条件

完成客户身份信息核实后，银行为其开立账

户。客户身份信息核实包含两个方面的内容：一是

证明客户身份的证件需要核实；二是证实客户开户

的愿意是真实的。这就要求银行通过个人身份核实

系统和人脸识别等技术实现两个方面的条件满足。

2. 远程开户的意义

远程开户将极大地改变金融业态，无论是银行

的经营方式，还是从业人员思维方式，都将产生巨

大的冲击。

（1）线下网点的竞争优势逐渐丧失

远程开户对用户来说，可以突破空间和时间的

限制享受金融服务，同时，可以提高效率，优化体

验。通过技术进步，突破了“面签 4”的监管要求，

这使得银行通过网点扩张而获得竞争优势的传统做

法失效。而且，随着远程开户的实现，更多的虚拟

产品（如虚拟信用卡等）会加速释放银行的竞争力。

长远来看，银行网点的优势会逐渐丧失，或者说其

扩张的边际效应在快速下降。

（2）推动生物识别技术快速发展

2015 年， 诸 如 南 京 银 行、 攀 枝 花 银 行 将 指

（掌）静脉血管结构识别应用在 ATM 取款业务，但

真正线上的应用还是非常罕见。远程开户对生物识

别技术非常依赖，尤其是快速、不要求专用采集设

备的技术，如人脸识别等。相信，一旦远程开户进

入试点阶段，将极大的推动生物识别技术发展，同

样，当生物识别技术日趋成熟时，不仅会进一步优

化、完善远程开户的客户身份识别，而且，还将延

伸到支付工具的客户身份确认，届时如刷脸支付等

支付方式终将大范围应用。

（3）银行经营模式和思维方式将发生巨变

远程开户的实现，意味着一位拉萨客户在深夜

通过电脑或手机，在东部的某个城商行开立账户，

购买理财产品成为现实。客户不需要考虑路途是否

遥远、交通是否方便、服务态度是否优良等。同样，

银行从业人员的思维方式也将发生巨大变化，需要

更多地关注经营是否专业化、产品是否差异化、营

销方式是否精准化等。甚至更多习以为常的概念和

规则都将发生变化或消失，如同城和异地、总行和

分支机构、考核方式等。

（四）提供高效精准的数据分析账户管理系统应当成为账户数据的集大成者，

按照国民经济的行业分类标准，通过对存量及新增

账户数据的分析，可以非常准确地判断当前我国行

业结构的变化及趋势。而且从企业新增账户数量的

趋势图分析，可以看到私人部门追加固定资产投入

3 VTM 是英文 Video Teller Machine 的缩写，即远程视频柜员机，又名虚拟柜员机。是一种通过远程视频方式来办理一些柜台业务的机电一体化设备。作

为 ATM 功能的延伸产品，VTM 不仅能够实现账户查询、存取款、转账功能，还能够进行发卡、销户、挂失、开具存款证明等。目前，多应用在银行、小贷公

司等经历系统。

4 按照 2003 年发布的《人民币银行结算账户管理办法》规定，“存款人申请开立个人银行结算账户，应向银行出具居民身份证或临时身份证等证明文件”，

即携带本人身份证明材料亲自办理，与银行确立权利义务关系。

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的意愿变化，在一定程度上有利于为货币政策提供

决策依据。

交易信息一旦被纳入账户管理系统，交易信息

为账户监管部门提供了一个更广阔的数据分析空间，

仅交易类型一项，就涵盖了大量支付结算领域的信

息。比如现金支付的比例、地域分布、人群分布、

年龄分布等；比如非现金支付结算工具的应用范围、

地域分布、客户应用偏好等。这些信息是未经粉饰

过的原始数据，其分析结果比当前任何样本调查要

精确得多。届时在以上信息基于大数据分析的基础

上，参照互联网精确推送广告的方法，助力人民银

行在支付工具宣传、推广方面作出更为精确的判断

和决策。

四、大数据背景下的账户管理工作展望

（一）以账户划分为基础，实行多层次账户分类监管

在将所有账户划分为结算账户与非结算账户的

前提下，进一步细化账户分类，如对结算账户而言，

按照账户的资金性质和承担的资金风险，划分不同

监管层次，设置不同级别的用户信息、交易信息校

验手段；按照账户关联程度，设置关联信息强制审

核项；按照账户对应的业务风险等级，设置不同的

账户监管强度，例如对证券资金账户、保证金账户

等设置不同的监管侧重点。此外，还应重点加强对

联名账户、托管账户等支付创新体系下新型账户的

关注和监测。

（二）以账户为纽带，构建非现场账户监管体系

账户，它承载了账户开立前经济主体设立的基

础信息，又掌握了账户开立后一系列经济交易行为

的关键信息。它是账户设立与使用过程中合法性、

真实性的见证者，也是各项经济活动无声的记录者。

基于上述账户的特殊功能，对于同一经济主体，与

之关联的账户应是唯一的。这一唯一的账户串联起

所有经济行为的始末，并以此为纽带构建一个完整

的非现场监管体系。

一是通过提高代理开户账户使用门槛，在一定

程度上限制其账户使用频率、使用区域和使用范围，

有效降低代理开户背后的风险隐患；二是通过账户

信息中的开户代理人信息、使用代理人信息等追查

其他关系人账户，在此基础上加强相关商业银行间

的协作查询，适当地采用停止业务、中支支付或冻

结账户的方法，有效提升交易风险防范能力；三是

通过建立系统内账户黑名单制度，对账户出售者实

行三年的开户限制或存量账户的交易限制，大幅提

高违规惩处的震慑力，有效遏制账户买卖屡禁不止

的现象。

（三）以“云”技术为前提，实现账户数据全方位共享

大数据、“云”存储背景下的账户数据是一系

列经济行为的中心节点，也应当成为各部分实现数

据共享的中心环节，以提高资源利用效率。

一是建立人民银行系统内部数据共享体系。将

征信部门、反洗钱部门、支付结算部门各类信息数

据库通过账户有机整合，不同程度地实现信息共享，

提升对异常经济行为的敏感度。二是建立跨系统的

数据共享体系。以账户为桥梁，将银行、证券、保

险、工商、税务、公安、司法、不动产登记、社保、

公共服务等部门的数据进行部分或整体共享，加强

各职能部门间的协同作战力度。

参考文献：[1]刘春霖.基于大数据技术的银行业发展分析[J].硅谷,2015(4):105-106.[2]江四清,丁昱.大数据技术在中央银行业务中的应用前景分析[J].黑龙江金融,2015(5):50-52.[3]王信淳.纯网络银行及其监管问题研究[J].海南金融,2015(7).[4]胡高霞,吕东.大数据技术在银行业务中的应用[J].武汉金融,2016(1):54-55.[5]王勇.银行结算账户管理问题[J].中国金融,2016(4):100.[6]朱七五.个人银行结算账户管理与主要问题研究及讨论[J].经营管理者,2016(5):65.[7]朱东琴.也谈支付创新对央行账户监管影响[J].科技创新导报,2014(26):180.

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Research on Account Management Reform from the Big Data Perspective

Abstract: Bank account is the foundation of the financial services of commercial banks, also is the

foundationoffinancialinnovations.Ononehand,thewayandtheobjectofaccountmanagementinourcountry

isundergoingqualitativechanges.Onanotherhand,thebankaccountmanagementsysteminourcountrycould

notmeettheneedsofbusinesscreationforcommercialbanks.Thewayofaccountmanagementinurgentneed

of reform.On the basis of the big data technology application, this paper analyze the problem in the account

management,andfinallyproposessuggestionsonhowtousebigdatatechnologytargetedsolvetheproblem.

Key words:BigData;AccountManagement;SupervisionReform

责任编辑：张　莹

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本刊专稿资本观察

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内部控制对现金流风险影响的实证研究—来自沪深 A 股上市公司的经验证据

周　彤 1，樊后裕 2

（1,2 暨南大学管理学院，广东广州　510632）

摘要：本文基于 2010-2014 年沪深 A 股上市公司数据，结合我国企业产权性质与制度背景，从微观层面探讨内部控制对现金流

风险的影响与作用机制。研究发现，企业的内部控制质量与现金流风险显著负相关，内部控制质量越高，企业面临的现金流风险越

小；其原因在于高质量的内部控制不仅能够提高企业经营效率、增强风险防范能力，还能减少管理层侵占和大股东掏空等机会主义

行为的发生。此外，产权性质会显著影响到内部控制与现金流风险的关系，在同等条件下，与国有企业相比，在非国有企业中内部

控制对现金流风险的影响更大。最后，本文就内部控制与现金流风险问题，提出了相关的建议。

关键词：内部控制；现金流风险；产权性质

中图分类号：F272.9　文献标识码：A　文章编号：1005-0167（2016）05-0049-08

一、引言

现金流是企业的血液，更是企业持续经营的前

提和基础。现金流风险过大会损害企业的价值、提

高资本成本，严重时会导致企业资金链断裂，使企业

陷入破产困境。在经济全球化不断深化的今天，随

着外部经营环境的不确定性不断增大、经营的难度

不断攀升，企业面临的现金流风险越来越高。2016

年 2 月，根据德勤会计师事务所发布的一项调查，表

明油价下跌对许多石油企业的资产流动性以及债务

能力等问题有着极大的负面影响，资金断裂的潜在

威胁使得全球约三分之一的石油生产商面临生存危

机。而在我国，企业资金断裂的案例也并非罕见。

例如，2016 年 1 月，号称管理着数百亿资产的上

海长来资产管理有限公司出现资金链断裂，使得对

1300 多位投资人近 4 亿本息的兑付出现困难 1。由

于国家的宏观调控，2015 年是房地产企业最困难的

一年，很多中小房地产企业出现资金周转困难，曾经

的中国地产百强企业——华光地产由于资金链断裂，

无法偿付债务，被法院宣布破产清算。2004 年，由

于管理层盲目扩张、无视经营风险，德隆系出现资金

链断裂，陷入严重债务危机，最终不得不破产重组。

因此考察哪些因素会导致企业资金链断裂，以及哪

些因素能抑制企业现金流风险，已经成为公司财务

学中亟待解答的重要理论和实践问题。

内部控制制度的产生，不仅仅是为了规范公司

治理情况，更重要的是控制企业的舞弊风险。2002

年，美国通过了《萨班斯—奥克斯利法案》，强制要

求企业出具内部控制评价报告，并聘请注册会计师

对相关内部控制进行审计并出具审计报告。同样，

也为了提高我国企业的风险意识、增强其风险防范

能力，2008 年财政部等五部委发布了中国版的“萨

班斯法案”——《企业内部控制规范》。而国内外学

者的研究也证实，企业内部控制体系越完善、质量越

高，企业面临的风险越小。因此，正是在上述理论和

现实背景下，选择沪深 A 股上市公司作为本文的研

究对象，探讨内部控制对现金流风险的作用，并深入

研究二者之间的关系是否受到产权性质的影响。

作者简介：周彤 (1993-)，女，安徽滁州人，暨南大学管理学院研究生，研究方向：资本运营与财务战略；

樊后裕 (1990-），男，湖北咸宁人，暨南大学管理学院研究生，研究方向：内部控制与公司财务。

1 http://www.01p2p.net/article-90245-1.html

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二、理论分析和研究假设

（一）内部控制与现金流风险现金流风险，指的是因企业内部现金流的波动

性增大产生的不确定性而导致的企业经营失败风险

的增加，并且这种风险更多来自于不可预测的因素。

企业的现金流风险主要由以下两个部分构成：一是

现金不足以支付的可能性；二是现金周转速度大幅

减缓的可能性。前者指的是可能存在一定条件下无

法足额支付现金的情况；后者表明的是由于企业现

金周转呆滞，即使其有相应的支付能力，却无法提

供用于支付的现金或现金等价物。它们的共同结果

是：信用水平下降，严重的则导致企业面临财务困

境。

影响现金流风险的因素主要有内部和外部两个

方面。对于外部因素：宏观经济形势周期性的变化

会导致企业面临的经济前景不确定增大，由此引发

企业经营波动性增加，现金流风险加大；而制度环

境、金融市场的发展会缓解企业的融资约束，降低

企业的融资成本，从而减轻企业的流动性风险；此

外企业在产品市场的竞争地位以及竞争强度也会显

著影响现金流的波动性（陈志斌等，2015）。对于

企业内部层面，企业投融资状况、管理层经营决策

能力以及内部控制制度完善情况是影响现金流风险

的主要因素；在企业发展过程中，管理层无视经营

风险，盲目扩张、过度投资以及不合理安排外部融

资，常常会导致企业现金流风险过大，从而陷入财

务危机。

从内部控制制度的产生到发展，虽然它的定

义、涵盖的内容及范围经历了多次修正与完善，然

而不可否认的是其抑制企业风险的实质仍然未变。

在内部控制发展的第五阶段——风险管理整合阶段，

内部控制作为风险管理必不可少的一部分，防范企

业风险是其最重要的功能。而国内外的学者研究表

明，内部控制的确能够有效降低企业在市场中面临

的各种各样的风险。Ashbaugh-Skaife 等（2009）认

为，相比于未披露内部控制缺陷的公司，披露公司

的特有风险、系统性风险和资本成本相对较高。毛

新述和孟杰（2013）研究了内部控制与诉讼风险的

关系，发现高质量的内部控制，有助于降低企业面

临的诉讼风险。戴文涛等（2014）研究了内部控制

质量与企业风险的关系，表明内部控制质量越高，

则企业风险越低。叶康涛等（2015）研究了内部控

制信息披露与股价崩盘风险之间的关系，发现企业

内控信息披露水平的越高，其股价崩盘风险越低。

而对于企业风险中最重要的风险——现金流风险，

内部控制对它的作用机理可以从以下三个方面进行

分析。

1. 内部控制体系的完善以及内部控制的强化，

有助于提高企业的经营效率，降低现金流价值性风

险。提高企业的经营效率和效果是企业内部控制的

基本目标之一，而国内外的学者研究证实内部控制

对经营效率有积极的作用。MeiFeng 等 (2015) 研究

发现，内部控制质量越低，存货周转率越低、存货

减值损失越严重。Cheng等（2013）认为内部控制

质量越高，对企业的非效率投资的抑制作用越强。

因此，高质量的内部控制意味着企业的投资效率、

经营效率越高，从而企业的资金周转越快，现金流

的价值性风险越低。

2. 内部控制体系的完善以及内部控制质量的提

高，有助于增强企业的风险防范能力，降低现金流

运转性风险。企业内部控制体系五要素之一的风险

评估要求管理层在日常经营活动中，识别相关风险

因素，并对其进行有效评估，采取相应策略和措施

加以应对，更有效地控制企业风险（方红星和陈作

华，2015）。因此，强化企业的内部控制，可以使

得企业积极应对外部环境的变化，同时增强企业的

风险防范意识，降低企业经营失败风险。

3. 高质量的内部控制能够降低代理成本，减少

管理层侵占和大股东掏空等机会主义行为的发生，

降低企业现金流法规性风险。内部控制的合规性目

标要求企业设计与执行完善的公司治理体系。内部

控制制度的完善及内部控制质量的提高 , 既有利于

公司内外部的信息沟通，也有利于公司内部利益相

关者之间的权力制衡与协调。杨玉凤等（2010）以

及林斌等（2012）都发现内部控制对于股东与管理

层以及大股东与中小股东之间的代理成本具有显著

的抑制作用。因此，高质量的内部控制能够对公司

管理层和大股东的决策行为产生积极有效的影响，

减少管理层侵占和大股东掏空等机会主义行为的发

生，从而保障企业自由现金流的安全，降低现金流

法规性风险。

由以上分析可知内部控制能够通过提高企业经

营效率、增强企业风险防范能力以及减轻企业代理

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成本，来降低现金流风险，据此提出假设 1：

H1：企业内部控制质量与现金流风险呈负相关

关系，即内部控制质量越高，企业现金流风险越低。

（二）内部控制、产权性质与现金流风险目前，我国的经济处于体制转型的时期，2015

年 9 月出台的《关于深化国有企业改革的指导意

见》，按照十八届三中全会确立的国企改革的基本原

则，明确了国有企业的分类管理、完善现代企业制

度以及发展混合所有制经济等一系列具体措施。由

于产权性质的不同，国有企业与非国有企业在治理

结构和监管环境方面存在较大差异，从而其内部控

制的质量高低对企业现金流风险的作用也产生了不

同的影响。相比于国有企业，内部控制质量降低企

业的现金流风险的作用对民营企业更有效。首先，

由于较少受到来自政府部门的行政干预，民营企业

相对更加以利润最大化或股东价值最大化为经营目

标，它们更有动力通过完善内部控制来提高企业的

经营效率。而国有企业往往承担着来自政府的多重

任务，如发展经济、扩大就业、提高税收、保持社

会稳定等。其次，民营企业控制风险的意愿会更加

强烈。由于“预算软约束”，国有企业遭遇严重的财

务危机甚至陷入破产危局时，通常可以获得政府的

特殊援助保证其继续存活下去（Kornai，1980）。而

民企的经营失败则是由股东自己承担。并且，与国

有企业相比，民营企业的融资环境较差且面临的融

资约束更大，从而其面临的现金流风险较大；为了

控制风险，民营企业会根据市场环境的变化和公司

发展的实际需要，积极主动地完善内部控制建设，

防范各种风险。此外，国企高管往往由政府直接委

派，当国企高管出现违规行为时，监管部门有可能

会对不太严重的违规行为采取纵容、包庇的态度，

使得监管机构对国企高管的监督力度不强，对国企

高管处罚的可能性较民企高管要低，从而在国有企

业中内部控制降低代理成本的作用会受到削弱。因

此，基于以上分析，本文提出假设 2：

H2：在同等条件下，与国有企业相比，在非国

有企业中内部控制对现金流风险的影响更加显著。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源目前我国上市公司的内部控制体系建设正处于

完善阶段，内部控制信息的披露以及市场对内部控

制价值的认识也逐渐深入。本文选择 2010—2014

年沪深 A 股上市公司作为研究对象；另外根据研究

的需要，将对最初样本作以下的处理：1. 剔除所有

金融类上市公司；2. 剔除已发行 B 股、H 股等外资

股的公司。这些公司与只发行 A 股股票的公司相

比，面临的资本市场环境不同；3. 剔除各年 ST 类公

司；4. 考虑到数据滞后期的问题，剔除了当年新上

市公司以及在研究期间已经退市的上市公司；5. 为

控制极端值的存在对数据结果的影响，对模型中的

所涉及到的连续变量进行 1%-99%的 Winsorize 处

理。最后得到 9833 个观测值的样本数据。本文的

全部数据来自于 Wind 和迪博风险管理数据库。

（二）主要变量衡量方式1. 现金流风险的度量

目前主要有以下三种方法衡量现金流风险：

财 务 指 标 度 量 方 法（Beaver，1966；Gentry 等，

1985)、 波 动 性 指 标 度 量 方 法（Froot 等，1993；

Minton 和 Schrand，1999）以及在险价值度量方法

（迟国泰等，2006；张国清，2007）。其中财务指标

度量方法是指，通过选择相关的财务指标来构建现

金流风险评价体系，以此来衡量现金流风险，进而

预测企业未来的财务危机；波动性指标度量方法，

是指用经营现金流的标准差来衡量现金流的波动，

以此作为现金流风险的替代衡量指标；在险价值度

量方法，是指通过构建模型来度量现金流的在险价

值（CashFlowatRisk，CFaR）。本文借鉴陈志斌和

王诗雨（2015）做法，用现金流波动性作为现金流

风险的替代衡量指标。

2. 内部控制质量的度量

如何衡量企业内部控制质量，学术界尚未形

成一致的结论，目前主要有两种方法对其进行衡

量。第一种方法是根据企业内部控制评价报告中披

露的信息作为内部控制质量的衡量指标（Doyle 等，

2007；Ashbaugh-Skaife 等，2008、2009； 方 红 星

和金玉娜，2010）；这种做法通常以披露内部控制

缺陷严重程度为判别标准，确定企业内部控制质量

的高低。由于目前我国针对内部控制缺陷的评价标

准以原则为导向，赋予企业很大的“自由裁量权”，

并没有确定统一的内部控制缺陷的评价标准（丁友

刚和王永超，2013），因此根据企业披露的内部控

制缺陷情况（一般缺陷、重要缺陷或重大缺陷）来

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评价内部控制质量遭到很大的质疑。第二种方法是

通过设置指标体系构造内部控制指数综合评价企业

内部控制质量（陈汉文等，2008；林斌等，2012）。

本文选择第二种方法，采用迪博内部控制指数来衡

量企业内部控制质量。目前，该指数在内部控制的

实证领域已经得到广泛运用（李万福等，2010；林

斌等，2012；毛新述等，2013；张会丽等，2014；

叶康涛等，2015）。迪博内部控制指数（Ic）越大，

说明企业内部控制质量越高。

（三）模型设计与变量定义为了检验本文提出的假设，即内部控制与现金

流风险的的关系；本文借鉴毛新述（2013）、陈志

斌（2015）等研究，构建了如下回归方程：

在模型中，Vcf 代表现金流风险作为被解释变

量，Ic 代表企业内部控制质量作为解释变量；同

时为了保证本文研究结论的稳健性，根据已有的研

究，在模型中加入对现金流风险影响较大的控制变

量。公司规模（Size）、现金持有水平（Ch）、成长

性（Growth）、资本结构（Lev）、盈利能力（Roa）、

固定资产投资水平（Inv）及股利支付（Div）从不

同侧面反映了企业的财务特征，第一大股东持股

比例（First1）则属于公司治理特征变量。陈志斌

（2015）研究表明，市场竞争（Comp）是影响现金

流风险的一个重要因素。此外，本文还控制了年度

和行业固定效应。变量的具体含义及计算方法如表

1 所示。如果内部控制 Ic 的系数显著为负时，则表

明内部控制质量越高，企业的现金流风险越低。

表 1　主要变量描述及定义

变量描述 变量符号 变量说明

被解释变量 现金流风险 Vcft-2 年至 t年（3个估计期）季度经营现金流量净额 /总资产的标准差；Vcf 越

大，表明现金流风险越大

解释变量 内部控制质量 Ic 对迪博内部控制指数取自然对数；Ic 数值越大，表明内部控制质量越高

控制变量

现金持有水平 Ch 期末现金等价物 /期末总资产

公司规模 Size 期末总资产取自然对数

成长性 Growth 销售收入增长率 =（本期销售收入—上期销售收入）/上期销售收入

资本结构 Lev 期末负债总额 /期末总资产

盈利能力 Roa 本年净利润 /本期资产加权平均数

固定资产投资水平

Inv 本期固定资产总支出 /期末总资产

股利支付 Div 本期支付现金股利，Div=1；否则，Div=0

第一大股东持股比例

First1 第一大股东持有股份数量 /当年年末企业总股本

市场竞争程度 Comp 行业内上市公司数目的自然对数；Comp 越大，市场竞争越激烈

行业虚拟变量 Ind 行业哑变量，控制行业因素的影响

年度虚拟变量 Year 年度哑变量，主要为了控制宏观环境、经济因素的变动对企业的影响

四、实证结果分析

（一）描述性统计分析表 2 报告了全样本中主要变量的描述性统计结

果。其中，现金流风险（Vcf）的标准差为 0.020，

最大值是 0.140，最小值是 0.010，均值为 0.040，

表明样本公司的现金流风险有较大的差异。内部控

制质量（Ic）的均值为 6.510，标准差为 0.150，最

小值为 2.190，最大值为 6.900，表明我国上市公

司内部控制质量整体上处于中等水平；现金持有量

Cash 的均值为 0.180，相比于发达国家，我国上市

公司现金持有量偏高；Growth 的均值为 0.220，最

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大值为 1.620，最小值为 -0.340，标准差为 0.270，

说明我国上市公司的成长性有很大差异。

（二）相关性分析表 3 列示了所有变量的 Pearson 相关系数检验

结果，可以看出各变量之间的相关系数均小于 0.5，

且 VIF 值都在 10 以下，说明各主要变量之间不存

在严重的多重共线性问题。从表 3 还可以看出各变

量对现金流风险的影响程度。内部控制质量高低与

现金流风险之间呈显著负相关关系，这与本文的假

设 1 是相符的。

表 2　变量描述性统计

变量名称 观测值 均值 标准差 最小值 中位数 最大值Vcf 9833 0.040 0.020 0.010 0.0300 0.140

Ic 9766 6.510 0.150 2.190 6.530 6.900

Ch 9823 0.180 0.140 0.0100 0.130 0.690

Size 9833 21.95 1.270 19.20 21.78 25.79

Growth 9828 0.220 0.270 -0.340 0.160 1.620

Lev 9833 0.450 0.220 0.050 0.450 0.950

Roa 9832 0.070 0.050 -0.050 0.060 0.290

Inv 9819 0.060 0.050 0 0.040 0.260

Div 9634 0.730 0.450 0 1 1

First1 9833 0.360 0.150 0.0900 0.340 0.760

Comp 9833 4.020 0.960 1.100 4.220 5.330

表 3　相关系数矩阵

Vcf Ic Ch Size Growth Lev Roa Inv Div First CompVcf 1

Ic -0.031*** 1

Ch 0.202*** 0.079*** 1

Size -0.082*** 0.254*** -0.276*** 1

Growth 0.103*** 0.091*** 0.039*** -0.046*** 1

Lev -0.046*** -0.042*** -0.490*** 0.496*** 0.046*** 1

Roa 0.257*** 0.272*** 0.179*** 0.034*** 0.161*** -0.212*** 1

Inv 0.024** 0.082*** -0.035*** -0.031*** 0.033*** -0.137*** 0.099*** 1

Div -0.0130 0.284*** 0.178*** 0.168*** -0.0130 -0.238*** 0.247*** 0.103*** 1

First1 0.069*** 0.123*** -0.020** 0.273*** -0.028*** 0.067*** 0.071*** -0.00200 0.120*** 1

Comp -0.058*** -0.029*** 0.027*** -0.068*** 0.0120 -0.0150 -0.051*** -0.085*** 0.018* -0.108*** 1

注：表中，*** 代表在 1% 水平上显著，** 代表在 5% 水平上显著，* 代表在 10% 水平上显著。

（三）回归结果分析1. 内部控制与现金流风险

表 4 中的模型（1）报告了回归方程全样本回

归的结果，以检验内部控制与现金流风险之间的关

系，结果显示 Ic 的系数为 -0.004，且在 5% 的显著

性水平上显著，结果与假设 1 相符。这表明企业的

内部控制质量越高，现金流风险越小。本文这一结

论对于处在经济转型中的中国企业而言，具有很强

的实践价值。高质量内部控制的建设，对于降低现

金流风险能起到一定的作用。

2. 产权性质对内部控制与现金流风险关系影响

的回归分析

为了进一步验证产权对内部控制与现金流风险

关系的影响，本文将产权性质划分为国有和非国有

两类，分别对内部控制与现金流风险关系进行 OLS

回归分析，回归结果见表 4；其中模型（2）代表在

非国有企业子样本中内部控制与现金流风险关系的

回归结果，模型（3）代表在国有企业子样本中内部

控制与现金流风险关系的回归结果。表 4 的结果显

示，在非国有企业子样本中，内部控制质量的系数

为 -0.007，且在 1% 的水平上显著。而在国有企业

中，内部控制质量的系数仍然为负，但不显著。这

说明，在非国有企业中，由于较少受到来自政府部

门的行政干预，且他们面临的融资约束较大，非国

有企业更有动力通过完善内部控制来降低现金流风

险；而对于国有企业，由于“预算软约束”以及直

接有效的监管缺失，导致内部控制对现金流风险的

影响并不明显。这同本文的假设 2 是一致的。

表 4　回归结果

Variables 模型 (1) 模型 (2) 模型 (3)常数项 0.091*** 0.102*** 0.083***

(0.01) (0.02) (0.01)

Ic -0.004** -0.007*** -0.00200

(0.00) (0.00) (0.00)

Ch 0.032*** 0.029*** 0.035***

(0.00) (0.00) (0.00)

Size -0.002*** -0.002*** -0.002***

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(0.00) (0.00) (0.00)

Growth 0.002** 0.00200 0.003*

(0.00) (0.00) (0.00)

Lev 0.012*** 0.009*** 0.017***

(0.00) (0.00) (0.00)

Roa 0.115*** 0.103*** 0.139***

(0.00) (0.01) (0.01)

Inv 0.022*** 0.015** 0.033***

(0.00) (0.01) (0.01)

Div -0.003*** -0.004*** -0.002*

(0.00) (0.00) (0.00)

First1 0.012*** 0.015*** 0.009***

(0.00) (0.00) (0.00)

Comp -0.001*** -0.001* -0.002***

(0.00) (0.00) (0.00)

行业 控制 控制 控制

年度 控制 控制 控制

N 9544 5482 4062

Adj. 0.155 0.141 0.194

F 54.03 29.08 31.57

注：（1）表中，*** 代表在 1% 水平上显著，** 代表在5% 水平上显著，* 代表在 10% 水平上显著；（2）括号内报告的是相应回归系数的 t 值。

五、研究结论与政策建议

（一）研究结论虽然之前国内外的相关研究表明，高质量的内

部控制能够降低企业的各种风险，但是并没有文献

直接研究内部控制与企业最重要的风险——现金流

风险之间的关系。因此本文在以前文献基础上，选

取 2010-2014年沪深A股上市公司进行研究，探讨

内部控制对现金流风险的作用，并深入分析二者的

关系是否受到产权性质的影响，最终得出了以下结

论：

1. 企业内部控制质量越高，其面临的现金流风

险越低，这是因为内部控制体系的完善，一方面有

助于提高企业的经营效率以及抑制非效率投资，从

而加快资金周转速度，降低现金流价值性风险；另

一方面，内部控制的强化，可以提高企业的风险意

识、增强企业的风险防范能力，使企业积极应对外

部环境的变化，识别相关风险因素，以便采取相应

的风险控制措施，从而降低了现金流运转性风险。

此外，高质量的内部控制能够对公司管理层和大股

东的决策行为产生积极有效的影响，减少管理层侵

占和大股东掏空等机会主义行为的发生，从而保障

企业自由现金流的安全，降低了现金流的法规性风

险。

2. 在同等条件下，内部控制对现金流风险的影

响在国有企业不显著，而非国有企业更加显著。本

文认为，引起这种差异主要原因是国有企业的社会

定位、“预算软约束”以及无效监督。首先，由于较

少受到来自政府部门的行政干预，民营企业相对更

加以利润最大化或股东价值最大化为经营目标，它

们更有动力通过完善内部控制来提高企业的经营效

率。而国有企业往往承担着来自政府的多重任务，

如发展经济、扩大就业、提高税收、保持社会稳定

等。其次，民营企业控制风险的意愿会更加强烈。

由于“预算软约束”，国有企业遭遇严重的财务危机

甚至陷入破产危局时，通常可以获得政府的特殊援

助保证其继续存活下去（Kornai，1980）。而民企的

经营失败则是由股东自己承担。为了控制风险，民

企会根据市场环境的变化和公司发展的实际需要，

积极主动地完善内部控制建设。

（二）政策建议本文利用管理学以及经济学的理论和方法对内

部控制与现金流风险之间的关系以及内在逻辑进行

研究，一方面是为了补充和完善相应领域的学术研

究，在前人的基础上做出一些新的尝试，从而扩展

内部控制的经济后果研究的领域；另一方面，是为

了将理论与实践相结合，为现实中的包括企业管理

者、市场监督者等在内的市场主体如何降低企业的

现金流风险提出些切实可行的建议，使之能在提高

企业可持续发展能力、降低企业经营失败的风险等

方面发挥一定的作用。本文的研究虽然集中在一个

小角度，分析企业管理的特定命题，但它所涉及的

对象和涵盖的层次却是丰富的。企业内部控制与现

金流风险关系的讨论，不对是对企业管理者还是监

管者都有着深刻的意义。

1. 对于企业经营管理者的而言，建立完善的内

部控制体系、提高企业内部控制质量是非常有必要

的。现金流风险过大会损害企业的价值、提高资本

成本，严重时甚至会导致企业资金链断裂，使企业

陷入破产危机。而本文的研究证明，高质量的内部

控制可以降低现金流风险。因此，企业要推进高质

量内部控制体系的建设，发挥内部控制在控制风险

中的重要作用，强化内部控制在资金配置与管理中

的重要导向和监控功能。企业内部职能机构间要形

成权责分明、相互监督、相互制约的制度体系，保

证企业在投资、融资、经营等活动的决策充分考虑

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各种风险因素，降低各环节的风险水平和成本。此

外治理层之间要及时沟通，互通有无，及时传递内

部控制的相关信息，减少企业由于信息不对称导致

的委托代理问题，降低委托代理成本。

2. 对于市场监管者而言，要切实推进内部控制

相关法律法规的实施，致力于提高中国企业内部控

制质量；同时还应重视企业内部控制评价，要求企

业及时、全面地披露内部控制信息。目前，我国只

在上市公司强制执行内部控制，很多中小企业内部

控制建设不完善、不科学，有的甚至没有内部控制；

因而这些企业的风险意识较差，防范能力较弱，在

经营过程中现金流断裂的风险较大，容易陷入财务

危机。因此，下一步监管者应该尽快研究出台针对

中小企业的内部控制相关政策，提高中小企业的内

部控制质量，增强中小企业风险抵抗能力。

3. 对于国企改革而言，应该加快国有企业的混

合所有制的改革进程，大力推进国企产权的多元化。

一方面，国有企业的改革应该明确各类国企的功能

定位；属于市场充分竞争类的国企应该以利润最大

化或股东价值最大化为目标，属于自然垄断和公益

属性的国企应该更多承担社会功能。

另一方面，国企改革应该充分依靠市场机制，

应当更多的通过外部监督机制来保障国有企业的社

会化效益，而非单纯的依靠国有股的产权独大性，

只有在充分实现了国有股同股同权的混合所有制改

革的基础之上，依靠股权份额拥有决策与监督权的

市场化企业形式才能取代传统国企的高管“一言

堂”，也只有实现了资本市场企业组成多元化的良好

态势，才能摆脱国有上市公司的高管绩效自我监督

的怪圈。

参考文献：[1]陈志斌,王诗雨.产品市场竞争对企业现金流风险影响研究——基于行业竞争程度和企业竞争地位的双重考

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[18]Cheng,M., Dhaliwal,D., Zhang,Y.,2013, Does investment efficiency improve after the disclosure of material weaknesses in internal control over financial reporting? [J].Journal of Accounting and Economics, 56:1-18.

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Influence of internal control on cash flow risk and mechanism

—BasedonthedataofShanghaiandShenzhenAsharesoflistingCorporation

Abstract: Based on the data of Shanghai and ShenzhenA shares of listing Corporation during 2010-

2014, combining with the nature of property right and institutional background of enterprise property in

China, this paper explore the influence of internal control on cash flow risk andmechanism from themicro

level.We find that internal control and cash flow risk have a significant negative correlation, high level of

internalcontrolcaneffectively reducecash flow risk in that thehigh levelof internalcontrolcould lower the

probabilityofabehavior,whichistheopportunismsuchastheembezzlementbymanagers.Besides,thisstudy

find that the property rights can affect significantly the relation between internal control and cash flow risk

and this influence ismore remarkable in thenon-state industrial enterprises comparedwith the state-owned

enterprise.These conclusions provide a newperspective and the empirical evidences to understanding of the

mechanism that how the internal control influences cash flow risk. In the end, this study further put forward

relevantsuggestionsabouttheinternalcontrolandcashflowrisk.

Key words:InternalControl;CashFlowRisk;OwnershipType

责任编辑：张　睿

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实施熔断制度对我国股票市场波动性影响的研究吉　洁 1，国世平 2

（1 辽宁大学经济学院，辽宁沈阳　110036；2 深圳大学经济学院，广东深圳　518060）

摘要：实施熔断制度后我国股票市场波动性发生变化，通过构建 GRACH 模型来分析实施熔断制度对股票市场波动性的影响，

可以得出以下结论：（1）实施熔断制度能够对股票市场的波动性产生一定影响；（2）实施熔断制度后的股票市场波动性大于无熔断

制度时的股票市场波动；（3）实施熔断制度后股票市场广义波动受前期冲击的影响变得更大，股票市场的波动性更加不平稳。由此

建议：监管部门推出新的监管制度时必须要谨慎，同时要做好科学论证，并经过市场模拟；要考虑我国市场的背景和特点，不能生

搬硬套他国经验；要考虑时机因素以及实施效果；要充分考虑整个全球金融大环境。

关键词：熔断制度；股票市场；波动性；GARCH 模型

中图分类号：F832.51　文献标识码：A 文章编号：1005-0167（2016）05-0057-08

作者简介：吉洁（1987—），女，广东深圳人，汉族，辽宁大学经济学院博士研究生，中级经济师，研究方向：规制经济学；

作者简介：国世平（1957—），男，湖南邵阳人，汉族，深圳大学经济学院当代金融研究所所长，教授，博士生导师，研究方向：国际金融、港澳经济、中

国经济改革与发展。

一、引言

2016 年第一个交易日（2016 年 1 月 4 日），熔

断制度正式在我国证券市场实施，结果接连触发两

档熔断阈值造成熔断；第四个交易日（2016 年 1 月

7 日）重现第一个交易日的情况。仅四天之内就出

现两次熔断，监管部门不得不在 7 日深夜紧急暂停

熔断制度，熔断制度总共才实施了四天。电流过大

时保险丝会发生熔断，这是为了保护电器不受过量

电流伤害，熔断制度（CircuitBreaker）便类似于

此，是指当某一只个股、指数、期指或商品价格的

波动幅度过大，触发规定的区间阈值时，为了保护

市场，交易会暂停一段时间，或者可以继续进行市

场交易，但价格波动的幅度不能超过规定的限制。

熔断制度最先开始于美国。1987 年的美国股灾

引发了对熔断的思索，于是在一年后的十月，美国

证券交易委员会（SEC）批准熔断制度在纽约证券

交易所（NYSE）实施，美国商品期货交易委员会

（CFTC）批准熔断制度在芝加哥商业交易所（CME）

执行。随后，熔断制度通过在美国市场的实践后，

受到多次修改和完善，基准指数也发生调整，由原

来的道琼斯指数更改为标普 500 指数。目前美国的

熔断制度存在三个熔断阈值，分别是 7%、13% 和

20%，当市场波动幅度触碰到前两个熔断阈值，同

时时间是在早上 9 时 30 分到下午 3 时 25 分之间，

那么交易就会暂停 15 分钟；当市场波动幅度触碰到

第三个熔断阈值，也就是 20% 时，无论何时当天交

易都将暂停至收市。目前，几乎所有世界主要经济

体都对证券市场采取了熔断制度，大致可分为两种

类型：一种是“熔而断”，即当市场波动幅度触碰到

熔断阈值后，便暂停交易一段时间；另一种是“熔

而不断”，即当市场波动幅度触碰到熔断阈值，并不

暂停交易，但是报价必须限制在熔断阈值之间。

2015 年中国的股票市场波动大幅增加，动辄千

股跌停，已酿成股灾。借鉴国外经验的同时广泛听

取大众建议后，经中国证监会同意，2015 年 12 月

4 日上交所、深交所和中金所发布熔断制度的相关

规定，将于 2016 年 1 月 1 日起正式在证券市场上实

施熔断制度，相关规定见表 1。在市场和监管部门

都对熔断制度抱以期望的同时，2016 年 1 月 4 日和

2016 年 1 月 7 日，沪深 300 指数大幅下跌两度触发

熔断阈值（5% 和 7%），引发中国股市的巨震，这

在表 2 沪深 300 股指期货近月合约 IF1601 的日行

情数据中便能够看出。2016 年 1 月 7 日晚间，上交

所、深交所、中金所经中国证监会批准后，不得不

再次发出通告，自 2016 年 1 月 8 日起，暂停实施熔

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断制度。

表 1　实施熔断制度的相关规定

规定 说明

熔断时间长度触发 5% 熔断阈值暂停交易 30 分钟缩短至 15 分钟，但保留了尾盘阶段 14:45 及之后触发 5% 或全天任何时候触发 7% 暂停交易至收市的安排。

与现有涨跌停板制度的衔接

涨跌停板制度规定了单只证券交易价格波动幅度，主要防范单只证券价格的剧烈波动，证券在涨跌停板的价格上仍然可以交易；指数熔断制度是在市场基准指数波动超过一定幅度时，暂停整个市场交易一段时间，防止市场过度反应；触发指数熔断后，熔断范围内的证券在熔断期间均将暂停交易。从今年股市异常波动的情况看，涨跌停板制度在极端情况下不足以发挥稳定市场的作用，引入指数熔断制度的必要性显得比较突出。涨跌停板制度是我国证券市场基础性制度安排，放宽或取消涨跌幅限制度会影响结算风险管理制度、杠杆类业务风控措施、市场监察指标等现行制度安排，对投资者的交易习惯影响也比较大，短期内难以实施。

熔断阈值

在保留 10% 涨跌幅限制的前提下，可选的指数熔断阈值有限，5% 和 7% 两档阈值是三家交易所在对过去 11 年历史数据进行分析测算基础上提出的。其中，5% 作为第一档阈值可以兼顾设置冷静期和保持正常交易的双重需要；触发 7% 的情况虽然较少，但属于需要防范的重大异常情况，应当一并考虑，以此阻断暴涨暴跌等极端异常行情的持续。

基准指数的选择熔断基准指数需要选取代表性强，影响力大，操纵难度较大的指数，沪深 300 指数具备以上特征。相较于单市场指数而言，沪深 300 指数更能全面反映 A股市场总体波动情况；沪深 300 指数的市值覆盖率、跟踪指数产品的数量和规模也占市场主导地位。

双向熔断

双向熔断更有利于抑制过度交易，控制市场波动。境内市场投资者结构以中小散户为主，价格双向波动较大，既出现过恐慌性下跌，也曾出现过快上涨，包括因事故导致市场短期大幅上涨的情况。因此，当市场“暴涨”时，也需要熔断制度稳定市场情绪，防范投资者对市场上涨的过度反应，使投资者拥有更多的时间来进一步确认当前的价格是否合理。

表 2　2015 年 12 月 28 日 -2016 年 1 月 7 日沪深 300 股指期货 IF1601 日行情数据

日期 今开盘 最高价 最低价 成交量 成交金额 持仓量 今收盘 今结算 涨跌 1 涨跌 2

2015.12.28 3791.6 3798.4 3642.8 15233 1704443.550 28222.0 3647.6 3673.0 -141.0 -115.6

2015.12.29 3661.0 3712.0 3653.2 14092 1556378.220 29293.0 3695.8 3701.8 22.8 28.8

2012.12.30 3706.8 3718.6 3665.0 13244 1468429.206 29288.0 3696.8 3700.8 -5.0 -1.0

2015.12.31 3698.8 3734.0 3651.6 13942 1544283.030 29113.0 3658.2 3672.8 -42.6 -28.0

2016.1.4 3640.0 3657.4 3415.8 12513 1334411.766 27612.0 3425.0 3498.0 -247.8 -174.8

2016.1.5 3425.0 3486.6 3341.0 18526 1901580.990 30025.0 3408.8 3395.4 -89.2 -102.6

2016.1.6 3417.2 3501.0 3417.2 17110 1775146.632 28437.0 3465.0 3482.2 69.6 86.8

2016.1.7 3430.2 3438.8 3238.6 4727 476131.992 26483.0 3245.2 3357.4 -237.0 -124.8

注：成交量：手（按单边计算）；成交额：万元（按单边计算）；持仓量：手（按单边计算）涨跌 1 ＝今收盘价－前结算价；涨跌 2 ＝今结算价－前结算价。数据来源：中金所。

熔断制度在我国实施之前，鉴于国外的相关经

验，大多数市场从业者乃至学者们认为熔断制度能

够降低股票市场的波动性，从而在一定程度上降低

市场风险。事实上在熔断制度实施的这 4 天内，股

票市场的波动性是否降低？这正是本文想要研究的。

二、方法设计

（一）波动性的衡量指标能够衡量价格波动或价格变化幅度的指标一般

是收益率，而衡量价格波动率的最直接的指标便是

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收益率的标准差。因此具有市场代表性的指数沪深

300 指数作为本文研究对象，而沪深 300 指数的市

场收益率的标准差则用来衡量股票市场的波动率。

设 rt 表 示 t 期 的 收 益 率，St 为 t 期 的 股 票 市

场价格，St-1 为 t-1 期的股票市场价格。通常情况

下有两种表示收益率的方式，其一，用价格的涨

跌幅来表示收益率 rt，即 ；其二，用对数一阶差分来表示收益率 rt，即 rt=(lnSt-

lnSt-1)×100%，其中 lnSt 和 lnSt-1 分别表示对 St 和

St-1 取自然对数值。现代金融理论已经证实，比起

用价格的涨跌幅等线性构造的收益率，对数一阶差

分的方式表示的收益率更加优越，无论是在统计学

还是计量经济学的意义上，都是比较好的衡量指标，

同时具备稳定性、正态性、独立性、修复性以及连

续性等特征，也更加符合实际情况。因此本文研究

的收益率均采取对数差分的形式。

（二）衡量波动性的模型——GARCH 模型

经典的时间序列进行回归分析时，要求时间序

列平稳，同时要排除自相关和异方差的情况，模型

残差的平方项若出现自相关也算是一种异方差现象。

然而，二十世纪七八十年代之后，很多学者研究金

融的时间序列时发现一些经典时间序列模型有一定

的局限性，包括尖峰、肥尾等特征这都体现了时间

序列的非正态分布性。同时，较大的波动一般会尾

随在较大的波动后，同样较小的波动也往往尾随在

较小的波动后，这就是方差的强聚集性引起的。为

了解决这一特殊问题，开始出现一些方法来处理这

种异方差现象，ARCH 模型就是这时候提出来的。

1982 年 Engle 提出了颇具影响力的 ARCH 模型，即

相关条件异方差模型。ARCH 模型中，当期的回归

误差是对前期随机误差的线性反应，即被解释变量

是时间序列当期的回归误差，解释变量是前期的回

归误差和方差，因此当期的回归误差具有一定的记

忆性。这就是 ARCH 模型以及随后在此基础上演变

而来的其他模型的主要思想。

1.ARCH(q) 模型

（1）

（2）其中｛vt｝序列，E(vt)=0，D（vt）=1

（3）其中 α1，α2…αp，w 为待估系数。当 i 期之

前的未预期收益发生变动时，会对当期的波动程度

产生影响，αi 就决定了这种影响的大小，通常 i ＞

j,αi ＜ αj。若消息越早，则对当前的波动程度产生

越小的影响；若消息早于 q 期之前，则对当前的波

动程度不产生什么影响。

在 ARCH(q) 模型中，为了使 能够满足协方差平稳的条件，则必须要求方程（4）的根位于单位圆

外。

（4）若 αj 为正数或零，则等价于：

（5）

此时， 的无条件方差为：

（6）

2.GARCH(p,q) 模型

现代时间序列模型存在着“波动聚集性”这种

异方差问题，而 ARCH 模型是处理这种问题的一种

较好的解决手段。但是 ARCH 模型依旧有一些缺

陷，由于回归变量的参数存在限制，因此 ARCH(q)

模型难以描述长期的波动程度，但是现代金融的时

间序列，特别是高频的金融时间序列，残差往往具

有很强的长期记忆性。这种缺陷被另一种模型所修

正，1996 年，Bellerslev 提 出 了 GARCH 模 型， 即

广义的自回归条件异方差模型。正因为是广义的条

件方差模型，GARCH 模型不仅考虑了前期的残差

平方项的作用，同时还考虑了前期的广义条件方差

的影响。

GARCH(p,q) 模型是 ARCH(q) 模型的进一步推

广，滞后期的 ARCH 项和滞后期的 GARCH 项都

是模型的回归变量。某种条件下，比如广义方差

不具有影响作用时，即 GARCH(p,q) 中的 p 为 0，

GARCH 模型就等于 ARCH 模型，因此准确来讲

ARCH 模型是 GARCH 模型的一种特殊情况。

GARCH 模型用方程表示如下：

（7）其 中 α1，α2…αp，w，β1…βq 均 为 待 估 参

数。明显能看出，当 q=0 时，GARCH(p,q) 模型将

退化为 ARCH(q)，即 ARCH 模型是 GARCH 模型的

特例。

在 GARCH(p,q) 模型中，为了使能够满足协方

差平稳的条件，必须要求方程（8）的根位于单位圆

外。

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（8）其中 r 为 p 与 q 当中较大的那一个数值。

在 αi 与 βi 为正数或零的前提下，这意味着：

　　（9）GARCH(p,q) 模型中并没有一种固定的办法选

取最优的回归阶数 p 和 q，一般地，GARCH 回归

项的阶数比 ARCH 回归项的阶数要小，大多数情

况下选取 q=1 即可。同时，一般也不适合选取太大

的 ARCH 回归项的阶数 p，因此在实际应用中可以

通过一一列举，比较回归结果当中 AIC 等指标的

情况，从而选取恰当的阶数。GARCH(1,1) 模型在

应用中具有普遍性，同时也减少了回归参数的估计

量，提供了更加精确的回归结果。本文同样是基于

GARCH(p,q) 模型研究实施熔断制度对股票市场的

波动性产生的影响。

（三）虚拟变量虚拟变量，也称作名义变量、虚设变量或哑变

量，是将质变量进行量化，从而用一种人工的变量

表示质的属性，通常记作 D(Dummy)。一般虚拟变

量只有两个值，即 0 和 1。当变量为肯定变量或基

础变量时，D 取 1；当变量为否定变量或比较变量

时，D 取 0。之所以在模型中引入虚拟变量，主要

考虑以下几个因素：第一，能够分析不同属性的变

量对因变量产生的影响；第二，能够将一些异常变

量的影响分离开来；第三，能够提高模型的精确度。

现代计量经济学越来越重视虚拟变量的作用，

更多学者认可了虚拟变量的引入价值。传统的计量

模型中往往忽略了定性的变量，经常选择一些容易

量化的实值变量，然而在现实问题当中，定性变量

的作用十分巨大，如果忽略了这些变量，构建的回

归模型的自相关性会比较大，这时模型回归结果将

会大大降低可信性以及科学性。在回归模型中引入

虚拟变量则能够在一定程度上解决这个问题，将定

性变量比如学历、性别、民族、健康情况、所在省

份等引进回归模型当中，这将使得模型更加完善。

虚拟变量的引入对其他系数的显著性水平也能够产

生重要影响，模型的 AIC 和 SC 值同样会发生明显

变化。另外，引入虚拟变量后，模型中还可以分析

定性变量对因变量的影响程度，这将使模型更加实

用和灵活，使用范围也更加广泛。

根据上述计量经济学的方法和原理，本文的实

证分析思路如下：通过构建 GARCH 模型来衡量股

票市场的波动性，在模型当中，因变量是股票市场

的价格波动性，该方差方程中引入虚拟变量——实

施熔断制度作为自变量，进而研究实施熔断制度对

股票市场波动性的影响。设 f 代表实施熔断制度这

个定性变量，在实施熔断制度调整，f 取 0；在实施

熔断制度之后，f 取 1。分离出 f 这个虚拟变量后，

就能够根据 f 前面的系数 λ 的符号以及其显著性水

平分析实施熔断制度后是否对股票市场波动性产生

影响；如果确实产生了影响，那么是增加了股票市

场的波动性还是降低了波动性。具体来说，若 λ 为

负数时，表示干扰项的方差变小，那么就说明了实

施熔断制度之后，股票市场的波动性降低了；若 λ

为正数时，表示干扰项的方差变大，那么就说明了

实施熔断制度之后，股票市场的波动性变大了；若

λ 的 t 检验未通过，那么就说明了实施熔断制度这

个虚拟变量对股票市场的波动性没有产生影响。将

实施熔断制度这个虚拟变量引入到 GARCH 模型中

后，其模型的形式如下所示：

（10）

（11）

三、模型建立与分析

（一）数据本文以沪深 300 指数 1 作为样本指数。选取沪

深 300 指数的 5 分钟高频数据作为研究对象，样

本 区 间 为 2015 年 12 月 28 日 到 2016 年 1 月 7 日，

共 8 个 交 易 日 2。 由 于 2016 年 1 月 1 日 之 前， 沪

深 300 股指期货的交易时间为上午 9:15-11:30 以及

下午 13:00-15:15，而 A 股市场的交易时间为上午

9:30-11:30 以及下午 13:00-15:00，为了确保股指

期货价格与股票市场价格可以保持同步，因此只抽

取上午 9:35-11:30 以及下午 13:05-15:00 这两个时

间段的指数的交易价格。这样总共得到 384 个 5 分

钟的交易价格。时间上以 2016 年 1 月 1 日为分界，

1 沪深 300 指数的样本选自沪深两个证券市场，覆盖了大部分流通市值，是能够反映股票市场整体走势的一项重要指标。

2 由于熔断制度只存在了 4个交易日，为了统一熔断制度实施前后的交易天数，故只考虑熔断实施前 4天和实施后 4天的交易日的数据。

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分成两个阶段，2015 年 12 月 28 日到 2015 年 12 月

31 日（共 4 个交易日）为阶段Ⅰ，在此阶段尚未

有 熔 断 制 度；2016 年 1 月 1 日 到 2016 年 1 月 7 日

（共 4 个交易日 3）为阶段Ⅱ，在此阶段实施熔断制

度。数据来源为 wind 金融数据库。

（二）单位根检验使用 GARCH 模型的一个必要前提是收益率序

列要是平稳的，因此在构建模型之前必须要对沪深

300 指数的收益率序列进行平稳性检验，本文使用

单位根检验（ADF 检验）这种方法。本文中股票市

场的波动性是用股票收益率来衡量的，因此本文要

对沪深 300 指数的收益率进行单位根检验，而非直

接检验指数。将沪深 300 指数的 5 分钟高频数据代

入收益率的公式 rt=(lnSt-lnSt-1)×100%，计算后便

可以得到代表股票收益率的时间序列。沪深 300 指

数的收益率（用 r 表示）进行 ADF 检验后的结果如

表 3 所示：

表 3 沪深 300 指数的收益率 ADF 检验结果

ADF 检验值

显著性为1% 的临界

值

显著性为5% 的临界

值

显著性为10% 的临

界值P 值

r -23.450 -3.127 -2.231 -1.726 0.000

在显著性为 1%、5% 和 10% 的检验水平下，r

均小于三个临界值，因此沪深 300 指数的收益率 r

是一个平稳的序列，能够构建 GARCH 模型。

图 1　沪深 300 指数日收益率的时间序列图

从图 1 沪深 300 指数日收益率的时间序列图

中，能够粗略看出实施熔断制度之后，波动性有明

显的增加，具体影响要在下文构建的模型中分析。

（三）GARCH 模型1. 实施熔断制度对股票市场波动性的影响

为研究实施熔断制度对股票市场波动性的影

响，本文采用 GARCH 模型对实施熔断制度前后

的两个阶段进行分析。在Ⅰ和Ⅱ阶段，利用沪深

300 指数的数据建立 GARCH 模型。通过比较不同

阶数的模型之后，本文确定了模型的阶数，此处

GARCH（1,1）模型为最优。接着在 GARCH（1,1）

模型中加入实施熔断制度这一个虚拟变量，最后的

均值方程和条件方差方程拟合的结果见表 4：

表 4　GARCH(1,1) 模型的估计结果

系数 标准差 Z 值 P 值AR(1) -0.813 0.151 -5.728 0.000

MA(1) 0.861 0.142 6.512 0.000

方差方程C 6.12E-06 2.13E-06 2.425 0.011

RESID(-1)^2 0.043 0.006 4.134 0.000

GARCH(-1) 0.931725 0.013 85.342 0.000

F 2.14E-06 1.35E-06 1.814 0.062

表上半部分给出了均值方程的参数估计，下半

部分给出了条件方差方程的参数估计，所得模型为：

由表 4 可知，条件方差方程中的 ARCH 项和

GARCH 项的 F 统计量对应的 P 值均为为零，说明

系数都是显著的，GARCH（1,1）模型能够较好地

拟合数据；同时，ARCH 项和 GARCH 项的系数之

和 =0.043+0.932=0.975<1，说明 GARCH（1,1）模

型是稳定的。

同样由表 4 模型的回归结果中可以看出，虚拟

变量 f 的系数是 2.14E-06，为正数，这说明实施熔

断制度后，股票市场波动率的条件方差方程的截距

项变得更大，即实施熔断制度加大了股票市场的波

动率水平。另外，分析 T 统计量和伴随概率，发现

模型的系数在 10% 的显著性水平下异于 0，这进一

步说明了实施熔断制度增强股票市场的波动率在统

3 2016 年 1 月 1 日至 2016 年 1 月 3 日元旦股市放假。

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计学意义上是显著性的。因此，实施熔断制度的确

增大了股票市场的波动性。

2. 实施熔断制度对股票市场波动性的影响程度

为了研究实施熔断制度对股票市场波动性的影

响程度，本文接着采用 GARCH 模型分析实施熔断

制度前后的股票市场波动性的情况。在Ⅰ阶段，通

过沪深 300 指数的数据建立 GARCH 模型。在Ⅱ阶

段，用实施熔断制度这个虚拟变量和沪深 300 指数

通过两步法建立 GARCH 模型，从而将实施熔断制

度对股票市场波动性的影响程度分离开来。具体来

说两步法是首先对实施熔断制度建立模型，将残差

项提取出来，接着用残差项和沪深 300 指数一起建

立 GARCH 模型。如果 ARCH 项的系数比较大，则

表明冲击过后波动的持续时间较短且反应迅速；如

果 GARCH 项系数 β 比较大，则表明对条件方差的

冲击持续时间更久。

表 5　实施熔断制度前后两阶段 GARCH 模型的估计结果

Ⅰ阶段 Ⅱ阶段

α1 0.036 0.051

α2 —— 0.098

α 0.036 0.149

β 0.952 0.814

注：α1 为沪深 300 指数收益率的 ARCH 项系数；α2 为实施熔断制度收益率的 ARCH 项系数。

实施熔断制度前后模型的估计结果如表 5 所

示，其中，在实施熔断制度后的Ⅱ阶段，沪深 300

指数收益率的 ARCH 项系数 α1 为 0.051，实施熔

断制度收益率的 ARCH 项系数 α2 为 0.98，二者

之和为 0.149 即实施熔断制度后 ARCH 项系数为

0.149；实施熔断制度前的 ARCH 项系数为 0.036，

因此实施熔断制度后引起了 ARCH 系数 α 的增加。

对于 GARCH 项系数 β，实施熔断制度后是 0.814，

而实施熔断制度前是 0.952，因此实施熔断制度后

β 出现下降。ARCH 系数增加，GARCH 系数减少，

这说明实施熔断制度后股票市场的广义波动受前期

冲击的影响变得更大，股票市场的波动性更加不平

稳。

四、结论与建议

（一）结论

本文引入虚拟变量——实施熔断制度，构建

GARCH 模型，从而分析了实施熔断制度对股票市

场波动性的影响，得出结论如下：（1）实施熔断制

度能够对股票市场的波动性产生一定影响；（2）实

施熔断制度后的股票市场波动性大于无熔断制度时

的股票市场波动；（3）实施熔断制度后股票市场广

义波动受前期冲击的影响变得更大，股票市场的波

动性更加不平稳。

实施熔断制度后股票市场的波动性加大可能由

以下几方面原因造成：

（1）我国熔断制度设置的两级熔断阈值数值较

低，分别只有 5% 和 7%，同时阈值之间的差距也过

小。同国外成熟的证券市场相比，我国的证券市场

中个人投资者的比例非常大，这也使得股票市场的

波动率往往较高，因此 5% 的熔断阈值很容易就被

触发。

以收盘价来计算，从 2002 年到 2015 年这个时

间区间内，沪深 300 指数的波动振幅大于 5% 的就

达到 67 个交易日；仅仅是 2015 年之中，沪深 300

指数的波动振幅大于 5% 的就高达 15 个交易日，波

动振幅大于 4% 的达到 24 个交易日，波动振幅大于

3% 的达到 41 个交易日。这些数据充分说明了我国

股票市场本身的高波动性。

此外，熔断制度还具有“磁吸效应”，即由于

股票市场价格将要触发熔断阈值时，同方向的交易

者害怕丧失流动性从而抢先交易，反方向的交易者

想要等待更佳的市场价格从而推后交易，这就造成

股票市场的价格加速达到熔断阈值。在触发第一级

阈值 5% 时，由于和第二级阈值仅仅只相差 2%，在

“磁吸效应”的作用下，非常容易再次触发第二级阈

值 7%。

因此熔断制度在我国一直实施的话，熔断可能

成为一种常态。事实上，在我国实施熔断机制的四

个交易日当中，就有两天发生了熔断。

（2）同时在我国证券市场执行个股的涨跌停板

制度和指数的熔断制度，这就导致了流动性的下降。

1996 年 12 月个股的涨跌停板制度开始在我国证券

市场实施，不过这仅仅只对个股产生限制，整体市

场依旧能保持有流动性。

然而熔断制度是针对沪深 300 指数的，同时

触碰到第二级阈值会导致暂停交易直至收市，因此

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相当于将所有股票的日内涨跌幅度缩小到（-7%，

7%），这将直接导致整体证券市场流动性的下降。

（3）同时在我国证券市场实行 T+1 交易制度和

熔断制度，这就加大了市场的流动性风险。在国外

成熟的证券市场中，实施熔断制度的同时采用 T+0

交易制度，这使得投资者的当日回转交易成为可能。

因此当指数触发阈值发生熔断后，投资者也能

够在暂停交易的这一段时间内，冷静判断市场状况，

当恢复交易时能够进行交易，即使第一次做错也有

机会在当天做出弥补，这样就为证券市场创造了流

动性。然而我国的 T+1 交易制度限制了当日的回转

交易，因此当第一次触发熔断阈值后，理性的投资

者尊重市场的趋势，恢复交易时就会选择和市场同

向的操作，因为如果选择反向的操作，做错后当日

无法弥补。

大量投资者选择卖出，这将会引发市场的恐

慌，从而引起更多卖出行为，大量卖单寻找不到买

单时，市场就会发生流动性风险。

（4）相关配套政策包括法律制度等不健全。我

国股市当中存在很多问题，例如退市制度不健全，

存在大量内幕交易，信息披露不及时、不真实、不

准确，分红制度不完善等等。

然而实施熔断制度恰好需要具备这些因素，这

也是实施熔断制度的市场所应该有的基本条件，在

以上因素不够完善的情况下贸然推出熔断制度，更

多的是对市场的心理安抚，实际运行上对股市发挥

作用有限，甚至相反地引起股市的剧烈波动。

我国股票市场缺少相关配套政策，制度上不完

善，而政策制度是决定熔断制度能否对股票市场产

生积极作用的关键因素，缺乏退市制度、信息披露

制度以及分红制度等前提下，熔断制度不可能独立

发挥作用。

在此情况下，为了缓解股灾下的市场剧烈波动

而实施熔断制度，自然无法起到预期效果让熔断制

度发挥正面作用。

（二）建议熔断制度在我国证券市场仅仅实施 4 个交易日

就被紧急叫停，这引发了我们对我国的证券监管制

度的反思，本文提出以下几点建议：

1. 由于证券市场牵涉了众多投资者，包括机构

投资者和个人投资者，因此监管部门推出某一项制

度时必须要谨慎，不仅要争取社会意见，同时还要

做好科学的论证，更重要的是要经过市场的模拟。

目前尚没有足够证据证明实施熔断制度造成了

证券市场的第三次股灾，但是熔断制度仅仅实施 4

个交易日就被暂停，这极大地伤害了监管部门的公

信力。

另外，推出一项监管制度的同时还要考虑其他

相关制度的配合，在我国目前的证券市场上，已经

存在个股的涨跌停板制度，再次实施指数的熔断制

度是否必要这是值得考虑的。

2. 出台一项新的监管制度需要考虑当地市场的

背景和特点，不能生搬硬套他国经验。

国外成熟证券市场的经验我们借鉴的同时，必

须要考虑在本土市场执行能否适应，是否会产生风

险。我国的证券市场并不成熟，充斥着大量的中小

个人投资者，这导致了市场的判断力比较弱，容易

跟风从众，市场抗风险的能力较低。

因此在我国证券市场中实施熔断制度时，很容

易出现羊群效应从而加强了熔断制度的磁吸效应。

另外，我国证券市场中存在大量的杠杆投资，这就

使得市场的波动性更大。

3. 实施监管制度时要考虑到时机因素以及实施

的效果。实施熔断制度的时机选择的不好，恰逢其

他政策的实施。

例如，2016 年 1 月 8 日限制上市公司董事、监

事、高级管理人员和大股东减持的政策到期，同时

注册制的推进是悬在投资者头上的一把剑，因此熔

断机制刚好遭遇利空政策，这都会给实施熔断制度

的效果打个折扣。

4. 随着金融全球化的加深，人民币国际化不断

推进，监管部门制定某项政策时需要充分考虑整个

全球金融大环境。

中国的经济体系同整个世界经济体系联系越加

紧密，证券监管也越加复杂，需要同时考虑利率市

场化、人民币国际化、金融全球化带来的风险，从

而不断总结经验教训，提高整体监管的水平，完善

监管制度。

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参考文献：[1]Philippe jorion.Value at Risk: The New Benchmark for Managing Financial Risk[M]. McGraw-Hill ，2006.[2]Pin-Huang Chou, Mei-ChenLin,2003,“The Effectiveness of Coordinating Price Limits across Futures and Spot

Markets”[J].Journal of futures markets,Vol.23,No.6, pp.577-602.[3]胡俞越，白杨，徐昕.股指期货市场交易熔断机制的国别比较——兼析我国股指期货交易熔断机制的制度设

计[N].期货日报，2007-7-19.[4]刘文财.引入熔断机制需理顺三层关系[N].中国证券报，2015-9-15.[5]桂浩明.中国式“熔断”会有怎样的成效[N].上海证券报，2015-9-10.[6]叶龙招，董亮.涨跌停板上的A 股熔断机制[N].北京商报，2015-9-8.[7]马元月，董亮.熔断机制恐难破千股跌停困局[N].北京商报，2015-9-15.[8]韩万宁.美股熔断机制：两次暴跌的产物[N].中国证券报，2015-9-9.

Circuit Breaker and Volatility of China’s Stock Market: A Study in Impact

Abstract: This paper studies the impact on Volati l i ty of China’s stock market through carrying

out Circuit Breaker using theGARCHmodel. According to the empirical test results, we could get three

conclusions. Based on our test results, we suggest that: It should be cautious to carry out a new policy,

meanwhile scientific demonstration andmarket simulation should be done; The background and features of

China’s stockmarket should be considered;Occasion and the global financial environment should also be

takenintoaccount.

Key words:CircuitBreaker;StockMarket;Volatility;GARCHmodel

责任编辑：金妍冰

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大股东减持的上市公司为何受到机构投资者的追捧？温智强

（暨南大学管理学院，广东广州　510632）

摘要：2015 年伊始的“投资乱象”到底源于什么？为什么发生“大股东减持”的上市公司会受到机构投资者的追捧？更奇怪的

是这类个股出现了超越市场指数的良好涨幅。为了解释这一异象，本文围绕“新国九条”的出台时间，选取了我国上市公司 2012 年

5 月至 2015 年 5 月的数据，从大股东减持的角度进行了研究。本文的研究发现，上市公司的大股东把市值管理作为通道，与机构投

资者合谋侵占外部投资者的利益。在这种情况下，大股东减持的目的不是为了获得超额收益，而是为了“让筹”给机构投资者。本

文进一步研究了“新国九条”对合谋行为的影响，发现文件的出台促进了合谋行为的发生，并且更多的合谋行为与市场气氛无关。

最后，本文检验了流通股数量对合谋行为发生的影响，发现前十大股东的持股比例替代了流通股数量的作用，即前十大股东的持股

比例越高，合谋行为发生的概率越大。

关键词：大股东减持；市值管理；新国九条；机构投资者

中图分类号：F832.7 文献标识码：A　文章编号：1005-0167（2016）05-0065-10

作者简介：温智强，暨南大学管理学院。

1 原文引用于 2015 年 6 月 9 日的中国证券日报。

一、引言

大股东作为股票市场上的信息优势者，其交易

行为常常受到市场的关注。大股东的交易行为对股

价走势具有预测作用：大股东增持后能够获得正的

超额收益（李俊峰等，2011），而大股东的减持往

往预示着股价即将下跌（朱茶芬等，2011）。上述

观点不仅仅是投资者的共识，而且也得到了相关文

献的支持。然而，我国股票市场却出现了一个与投

资者的认识和文献结论相背离的投资异象：大股东

减持之后股价不跌反涨。2015 年1 月 21 日，迪马

股份的控股股东减持 2.13%，随后迪马股份的股价

连续 6 个交易日上涨，累计涨幅超过 18%；2015 年

5 月 7 日，万马股份的控股股东发布减持公告，计

划减持 12.77%，在随后的 6 个交易日，万马股份

的股价累计涨幅超过 50%；东方电热的控股股东在

2015 年 1 月 16 日发布减持 4.99% 的公告，随后的

7 个交易日内，东方电热的股价上涨将近 10%。

上述公司的股价走势并非个例，自 2015 年年

初以来，大股东发布减持公告之后上市公司股价不

跌反涨的异象不断在我国股票市场上演。这是否说

明大股东的交易行为不再具有信息含量？仔细观察

上述投资异象后发现：机构投资者会持有或者购入

这类公司的股票。机构投资者为什么会采用与大股

东完全相反的投资策略呢？相对于个人投资者而言，

机构投资者具有信息优势，其交易行为能够反映公

司的特质信息（侯宇和叶冬艳，2008；Frankel 等，

1999；Bushee 等，2011）。 机 构 投 资 者 买 入 发 生

“大股东减持”的上市公司股票，是否具有特殊的信

息含量？在上述的投资异象中，作为内部人的大股

东减持后股价出现了良好的涨幅，而机构投资者恰

恰在这个时候买入。大股东如此“不精准”的减持

让外人看来匪夷所思，到底大股东减持的真正目的

是什么？机构投资者精准的买入行为给人一种未卜

先知的感觉，是巧合还是猫腻？

在投资异象愈演愈烈的同时，市场上不断传出

质疑以市值管理为名的股价操纵行为的声音。2014

年 12 月 19 日，证监会对中科云网、百圆裤业、宁

波联合等 18 只股票的涉案机构和个人立案调查。证

监会表示，很多机构以市值管理的名义内外勾结，

通过上市公司发布选择性信息操纵股价 1。投资异象

的出现是否与市值管理的违规行为存在某种关系？

以往的文献在研究大股东的减持行为以及机构

投资者的交易行为时将其独立开来，因此，本文试

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图将两者和市值管理怪相联系起来，探究投资异象

的真实原因。

本文的贡献在于：（一）补充大股东减持相关

文献的内容。以往的研究大多认为大股东减持存在

显著的超额收益，大股东的减持预示着股价的下跌。

本文的实证结果解释了大股东减持后，公司的股价

不跌反涨的异象，同时将这种异象与大股东的减持

目的相联系；（二）本文以停牌个股中同时具有“发

生‘大股东减持’”和“机构投资者买入”两个特

征的概率作为大股东与机构投资者借道市值管理合

谋抬升股价的衡量指标，为后续市值管理的相关研

究提供参考；（三）以往关于信号传递理论的研究大

多只是单独关注大股东或者机构投资者的投资行为

的信息含量，本文的研究同时关注两者的投资行为，

提出联合信息传递的观点。

二、文献综述

在内部人交易的文献中，学者们关注的一个

核心问题是内部人交易能否获得超额回报，即是否

具有信息含量。大量国外研究表明，内部人交易

特别是买入股票不仅能够获得短期超额回报，而

且能获得长期超额回报（Finnerty，1976；Gregory

等，1994；Lakonishok 和Lee，2001）。Aboody 等

（2005）以盈余质量衡量信息不对称程度，发现了

公司信息不对称程度越高，内部人交易超常回报也

就越高；Gu 和Li（2012）也发现公司信息透明度

与内部人交易规模和获利水平显著负相关。朱茶芬

等（2011）发现市场认为大股东的减持传达了公司

估值偏高或前景不佳的新信息，因此投资者作出了

显著的负面反应。黄志忠等（2009）通过数据验证

了除高价位减持以外的三个大股东减持的动因：降

低掏空成本、提高投资回报和规避风险。

国内外关于机构投资者投资行为的研究主要

关注机构投资行为对市场波动的影响、与会计信

息含量的关系和及其治理效应。刘京军和徐浩萍

（2012）发现，短期机构投资者与长期机构投资者

相比，对市场收益率和市场稳定性有更显著的影响。

短期机构投资者会加剧市场的波动，而长期机构投

资者起到稳定市场的作用。许年行等（2013）发

现机构投资者的“真羊群行为”加剧了股价崩盘风

险。除了认为机构投资者持股会加剧市场波动外，

也有国外学者认为机构投资者持股可以稳定股价。

Wermers（1999）考察 1975-1994 年美国市场上的

基金交易行为发现，基金的羊群行为有利于股票价

格的加速调整。

杨海燕等（2012）发现机构投资者的类型不同

对会计信息的影响也会不同，总体来看机构投资者

持股降低了财务报告的可靠性但是提高了会计信息

透明度。高敬宗等（2011）发现：随着机构投资者

持股比例的增加，管理层采取的盈余预告精确性提

高，及时性也增强，体现了机构投资者持股的治理

效应。Koh（2007）发现长期机构投资者能够降低

盈余管理的激进程度，而短期机构投资者则对盈余

管理没有影响。Chen 等（2007）也发现长期机构投

资者的投资不仅仅是为了获利，而且还会花费精力

去提高公司治理水平。陆瑶等（2012）发现机构投

资者持股比例降低了公司违规行为倾向，同时增加

了公司违规行为被稽查的可能性。潘越等（2011）

从高管更换的视角研究了机构投资者的治理效应，

发现机构投资者扮演的更多是“合谋者”的角色而

不是“监督者”。机构投资者的持股比例越高，高管

因为业绩差而被撤的可能性越小，即使高管被撤，

在机构投资者持股比例高的公司里也更倾向于从内

部选拔新的高管，为维持自己与高管之间的“合谋”

关系打好基础。

总的来说，国内外关于内部人交易的文献难以

解释我国证券市场出现的投资异象。从已有的关于

机构投资者的文献来看，机构投资者除了会给市场

带来正面影响外，也会出于自身利益实施掏空行为。

三、理论分析与研究假设

2015 年以来，随着各大指数节节攀升，个股

价格也不断创出新高，随之而来的是上市公司股东

的减持潮。一般而言大股东的减持行为会对股价造

成压力。然而，在减持潮中被减持的个股走势与投

资者的认识、已有文献的研究结论截然相反。已有

文献表明，上市公司股东减持的原因有：利用私人

信息在利空消息发布之前提前减持，从而获得超额

收益；根据自身对上市公司业务的了解，在股价

被高估时作出减持。已有的研究结论几乎都认为

股东减持是股价即将走低的信号 (Finnerty，1976；

Gregory 等，1994；Lakonishok 等，2001； 朱 茶 芬

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等，2011)。

但是，在今年以来的减持潮中，被减持的公司

其股价不仅没有下跌，还表现出超过市场指数的上

涨势头。在发布股东大幅减持的公告后，某些个股

第二个交易日却出现了较大的涨幅。并且，机构投

资者大量持有或买入某些发生“大股东减持”的公

司的个股，持股比例甚至达到了 20%。

因此，根据所观察到的投资异象，本文提出假

设 H1：从 2015 年 1 月 1 日起，买入发生“大股东

减持”且有机投资者介入的个股，能够获得高于市

场的收益率。

为什么机构投资者会大量持有或买入发生“大

股东减持”的公司股票呢？更令人匪夷所思的是，

机构投资者持有的、发生“大股东减持”的个股拥

有超过市场指数的涨幅。导致这个现象的原因可能

有两个：机构投资者利用自身的专业知识，买入个

股获得超额收益；机构投资者利用内幕消息获取超

额收益。大股东作为内部人，理论上比外部投资者

具有更强的信息优势。朱茶芬等（2011）通过对大

股东减持时机的研究发现，大股东精准地选择了交

易时机，从而获得了超额收益。这一方面说明了大

股东拥有更多关于公司内在价值和业绩前景的私有

信息，从而选择在市场高估时卖出；另一方面，大

股东也可能提前知晓内幕信息，从而精准地选择了

交易时机。宋玉（2007）认为机构投资者有取得信

息优势的可能性。然而，相比于作为内部人的大股

东，机构投资者显然没有更强的信息优势。综上所

述，机构投资者依靠自身的信息优势买入发生“大

股东减持”的公司个股，并且获得超额收益的假设

不成立。换言之，机构投资者是依靠内幕消息获得

超额收益的。

那么机构投资者为什么能够获得内幕消息？刘

国芳（2014）认为目前存在机构投资者利用市值管

理拉升股价，谋取利益的行为。具体表现为：上市

公司股东通过大宗交易将股票以正常的折扣价卖给

大宗交易商，大宗交易商再以雄厚的资金实力在二

级市场拉升股价至目标价位后卖出，最后减持股东

与大宗交易商按约定的比例将收益分成。施光耀透

露，一些私募基金会打着市值管理的旗号，与上市

公司合作，商量双方出多少钱，配合着做好股票价

格 2。由此可见，市值管理成为了机构投资者获取内

幕消息的一个渠道。

即便机构投资者可以利用内幕消息在二级市场

买入相关个股获利，但是短时间内大量买入，要么

会惊动市场的其他投资者，抬高了买入成本；要么

只能买入少量股份，自然绝对收益也不高。然而，

在机构投资者需要买入个股股份的时候，大股东却

巧合地通过大宗交易进行减持。既没有惊动二级市

场上的投资者，同时又能够让机构投资者在短时间

内大量、低成本地买入相关个股的股票，巧妙地解

决了机构投资者增持的难题。这种巧合难免让人怀

疑机构投资者与大股东之间存在合谋。

那么大股东与机构投资者合谋的动机是什么

呢？耿志民（2012）发现，在获得信息优势之后，

机构投资者便利用自己的资金优势，创造交投活跃

的气氛，吸引个人投资者跟风买进，从而推动股票

价格持续走高。在股价拉升过后，大股东便可以高

位减持或者以高价格进行定向增发，筹集更多的资

金。机构投资者通过买入发生“大股东减持”的个

股，在股价大幅上涨中获利，这是一种比直接支付

现金更好、更合理的“业务报酬”结算方式，是一

种更隐蔽的利益输送途径。综上，大股东的减持行

为和机构投资者采用相应的买入策略有两个原因：

市值管理业务的需要；这是一种理想的利益分配方

式。

因此，本文提出假设 H2：大股东与机构投资

者存在合谋抬升股价的行为。

市值管理是董事会秘书的重要工作内容之一。

“新国九条”提出：鼓励上市公司建立市值管理制

度，这是市值管理首次被写入资本市场顶层制度设

计的国家级文件。因此，在“新国九条”颁布之后，

上市公司的董秘更有动机寻找机构开展市值管理业

务，使得市值管理在更广泛的范围内开展。

“新国九条”明确支持上市公司建立市值管理

制度，但市值管理业务的监管不完善很可能是导致

合谋现象的原因。机构投资者大可以打着“市值管

理”的旗号，从中获取上市公司的内部信息，与大

股东合谋抬升股票价格。并且，这种行为在“新国

2 中国上市公司市值管理研究中心主任施光耀在接受时代周报记者采访时表达了自己对目前市值管理现状的看法。

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九条”颁布之后变得更有法律依据。

因此，本文提出假设 H3：“新国九条”颁布

后，大股东与机构投资者的合谋行为更活跃。

机构投资者在拉涨个股的过程中，如果公司的

股权比较分散，就会有较大的抛压。相对而言，流

通股数量少的个股拉升难度更小，机构投资者更愿

意与这样的上市公司展开“合作”。

因此，本文提出假设 H4：流通股数量少的上

市公司更可能发生大股东与机构投资者合谋抬升股

价的行为。

四、研究设计与方法

（一）样本选择与数据来源本文以 2012 年 5 月 10 日至 2015 年 5 月 10 日，

我国 A 股上市公司数据作为样本。样本时间的选择

以《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》

（新国九条）的发布为中心，选择前后各一年纳入研

究范围。同时为了在论证过程中对比相关指标的变

化，把 2012 年 5 月 10 日至 2013 年 5 月 9 日的数据

纳入研究范围。综上，本文的样本时间范围是 2012

年 5 月 10 日至 2015 年 5 月 10 日。本文所指大股东

为前十大股东，以下简称为“大股东”。

数据来源：

1. 个股的超额收益率数据：来源于 wind 数据

库“区间行情——相对大盘 N 日涨跌幅”。

2. 大宗交易数据：来源于 csmar 的大宗交易数

据库。

3. 停复牌数据：来源于 csmar 的中国股票交易

停复牌研究数据库。

4. 前十大股东减持数据：来源于 csmar 的中国

上市公司内部人交易数据库——二级市场股份增减

持文件。

5. 上市公司的流通股数量、营业收入增长率、

资产负债率和前十大股东的持股比例总和的数据来

自 wind 数据库。

（二）数据处理过程以“csmar 的中国上市公司内部人交易数据

库——二级市场股份增减持文件”为起点：

1. 只保留减持方不为空的数据；

2. 删除减持后大股东发生变更的数据，因为这

部分数据更多地表明上市公司存在重组的需求，而

并非是基于市值管理的合谋行为；

3. 只保留前十大股东减持的数据；

4. 只 保 留 2012 年 5 月 10 日 至 2015 年 5 月 9

日的数据。

以大宗交易原始数据为起点对数据进行以下处

理：

1. 只保留买方为“机构专用”、“券商交易单

元”、“券商交易席位”、“券商自营部”、“券商总

部”的数据；

2. 删除了公司债、B 股和封闭基金的数据；

3. 把同一天、相同成交单价、交易双方一样的

数据合并成一条，视为一次交易行为。

把二级市场增减持的数据与大宗交易数据联系

起来的过程：按照“相同公司、相同成交日期、相

同成交单价”的原则把两个数据表合并。合并之后，

来自于“二级市场增减持”数据的卖方实质上就是

大宗交易当中的卖方。

因为“大宗交易”数据的交易时间与“二级市

场增减持”数据的减持公告时间存在差异，所以需

要把“大宗交易”数据的交易时间“向前追溯”或

者“向后展望”来与“二级市场增减持”数据的减

持公告时间匹配。例如，上市公司 A 的前十大股东

之一 B 在 2014 年 3 月 18 日发生了减持，在“大宗

交易”数据存在一个交易时间，但是 B 发布减持公

告的时间未必就在当天，或前或后，所以需要加减

“减持公告日”的时间来匹配数据。整个匹配过程一

直持续到向前（向后）连续三个交易日没有匹配出

新的交易数据为止。

删除停牌当年新上市的个股，同时对连续变量

的1% 和99% 百分位进行 winsor缩尾处理。

（三）研究设计1. 检验假设 H1：从 2015 年 1 月 1 日起，买入

“发生前十大股东减持”的公司的股票，能够获得高

于市场的收益率。

超额收益和累计超额收益的计算方式如公式

（1）和（2）所示 :

（1）

（2）其中 Ri 表示个股的日收益率，Rm 表示市场指

数的日收益率。

计算 CΔRi 的平均值 C，检验平均值 C 是否显

著大于 0。计算检验统计量：

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（3）

其中 s 表示 CΔRi 的的样本标准差，n 表示样

本容量。

2. 检验假设 H2：大股东与机构投资者存在合

谋抬升股价的行为。

机构投资者买入“发生前十大股东减持”的公

司的股票并非偶然，更多的是以市值管理为口号的

一种合谋行为。与此同时，大股东的减持目的也与

以往文献的结论不同，他们不再是为了在利空消息

出台前通过减持获得超额收益，更多的是一种“让

筹”行为。

在牛市当中，机构投资者买入发生“前十大股

东减持”的公司股票不仅能够获得正的绝对收益，

而且能够获得超过市场指数涨幅的超额收益，机构

投资者自然乐意为之。但是，在熊市当中，即使跑

赢了市场指数，这类个股仍然不能帮助机构投资者

获得正的收益，似乎在熊市当中以买入发生“前十

大股东减持”的公司的股票来开展市值管理是不可

能的。然而，我国自 2010 年 4 月 16 日上市的股指

期货能够较好地解决这个问题。在熊市当中，只要

机构投资者买入需要进行市值管理的个股，同时卖

出相同市值的股指期货，便可以构造一个无风险的

套利策略，从而使得自己在开展市值管理业务的同

时获得无风险收益。

因此，在检验假设 H2 的过程中，本文将先检

验大股东减持的短期超额收益，只要大股东减持的

超额收益小于等于 0，则可以证明大股东减持的目

的是“让筹”而非获得超额收益。接下来再检验机

构投资者买入发生“前十大股东减持”的公司的股

票的超额收益，只要超额收益为正，则可以证明机

构投资者通过买入策略获得了超额收益。

3. 检验假设 H3：“新国九条”的颁布促进了大

股东与机构投资者合谋的发生。

在牛市中，市值管理的方式主要是：减持所持

的股票和增发股票；熊市中则以并购重组和增持公

司股票为主。由此可以推断，机构投资者买入的、

发生“大股东减持”的个股出现重大筹划事项并非

偶然。因此，如果在“新国九条”颁布后的一年里，

所有出现重大筹划事项的个股中，同时具有发生

“大股东减持”和“机构投资者买入”这两个特征的

个股所占的比例显著大于颁布之前对应的比例，则

可以证明“新国九条”颁布后大股东与机构投资者

的合谋行为更活跃。

对于机构投资者买入的、发生“大股东减持”

的个股筹划重大事项的次数的确定：大股东与机构

投资者合谋是为了在短时间内让股价上扬，因此在

大股东减持很久之后才发生重大事项筹划的，不能

纳入统计。本文以三个月为界限，在大股东减持三

个月内出现筹划重大事项的，计入“机构投资者买

入的、发生‘大股东减持’的个股筹划重大事项的

次数”，否则不计入。

4. 为了检验假设 H3 和 H4，建立 logistic 回

归模型。

模型如下：

（4）

变量的含义如表 1 所示：

表 1　变量含义及其计算方法

变量名 变量含义 计算方法

Q是否同时具备“发生大股东减持”、

机构投资者买入这两个特征同时具备两个特征，Q取 1；否则取 0

Tenshare 前十大股东的持股比例 取自最近一个会计年度的财务报告

growth 公司成长性取自最近一个会计年度的财务报告的营业收入相较于上一会计年度的营业收入的增长率

lev 财务杠杆 等于最近一个会计年度的总负债 /总资产

ts 流通股数量 等于流通的 A股总数的自然对数

fz1是否属于子样本

2013 年 5 月 10 日 -2014 年 5 月 9 日

fz2是否属于子样本

2014 年 5 月 10 日 -2015 年 5 月 9 日

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同时，为了排除比例的增加是因为“新国九

条”颁布之后的牛市带来的结果，所以需要检验牛

市前后机构投资者买入发生“大股东减持”的公司

股票的超额收益是否发生变化。

利用双样本 T 检验的方法验证 CAR1 与 CAR2

是否存在显著差异。

计算检验统计量：

（5）

其中，n1 和 n2 分别是两个子样本的容量；

（6）

S1 是 CAR1 对应的标准差，S2 是 CAR2 对应的

标准差。

五、实证结果及分析

（一）描述性统计数据经过处理后最终得到了 237 个同时具有发

生“大股东减持”且有机构投资者买入这两个特征

的公司数据。

从表 2 可以看到，同时具有发生“大股东减

持”且被机构投资者买入这两个特征的公司的数

量逐年增加。表 2 分别列示了三个子样本的时间区

间内具有“两个特征”的样本容量，同时也列示

了 2015 年年初至 2015 年 5 月 9 日这个时间段具有

“两个特征”的公司的数量。

表 2　各个子样本中具有两个特征的个股数量

样本区间 容量2012.5.10-2013.5.9 10

2013.5.10-2014.5.9 46

2014.5.10-2015.5.9 181

2015.1.1-2015.5.9 88

表 3 列示了发生“大股东减持”同时有机构投

资者买入的个股三个月内停牌的数量以及相应期间

整个 A 股市场的停牌总数。

（二）实证分析2015 年伊始市场上出现了一个奇异的现象：机

构投资者积极买入发生“大股东减持”的公司的股

票，并且这类个股还在机构投资者买入之后有较好

的市场表现。为了检验这一奇异现象在统计上是否

有意义，本文通过计算买入这类个股的超额收益对

其进行了统计分析。为了保证结果的可靠性，在计

算超额收益的时候采用了两种计算方法。CAR_HS

是个股与沪深 300 指数相比的累计超额收益；CAR_

GZ 是个股与各自对应的指数相比的累计超额收益，

具体如下：深圳主板和沪市主板的个股，与上证 50

指数对比；中小板和创业板的个股与中证 500 指数

对比。

表 3　停牌的个股分布

样本区间减持公告后三个月内停牌的个股数量

对应期间个股停牌总数

2012.5.10-2013.5.9

1 3517

2013.5.10-2014.5.9

2 1951

2014.5.10-2015.5.9

37 2767

Total 40 8235

表 4　自 2015 年 1 月 1 日起买入特定个股的超额收益率

窗口期 CAR（%） P 值

CAR_HS CAR_GZ CAR_HS CAR_GZ

（0,1） 2.09*** 0.68* 0.0006 0.0678

（0,5） 6.53*** 4.81*** 0.0000 0.0001

（0,10） 12.46*** 8.81*** 0.0000 0.0000

（0,20） 16.65*** 9.01*** 0.0000 0.0001

（0,30） 15.61*** 5.58** 0.0000 0.0188

（0,40） 13.82*** 4.41* 0.0000 0.0612

注：***, **, * 分别代表在 1%，5% 和 10% 的水平上显著。

从表 4 可以看到，自 2015 年 1 月 1 日起，买

入发生“前十大股东减持”且机构投资者介入的公

司的个股，无论是与沪深 300 指数的涨幅相比还是

与各自对应的大盘指数相比都能够获得显著大于 0

的超额收益（在对超额收益是否显著大于零进行 t

检验时本文采用了单侧检验），从而假设 H1 得到了

证明。

从图 1 中可以看到，无论是与何种市场指数对

比，买入发生“前十大股东减持”且机构投资者介

入的公司的个股，其超额收益先随着持有时间增加

而增加，在持有 20 个交易日后超额收益达到峰值，

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随后超额收益开始下降。

图 1　自 2015 年买入的超额收益率曲线图

为了证明大股东与机构投资者之间存在合谋抬

升股价的行为，首先证明大股东减持的目的不是为

了获得超额收益。为了在利空消息出台前通过减持

股份获得超额收益，大股东在减持公告前会持有股

票，在减持公告后会卖出股票。按照这个原则，表

5 计算了（-1,1）和（-5,5）两个窗口期的超额收

益率。从表 5 的结果可以看到，两个窗口期的超额

收益率在统计上并没有显著大于零。本文进一步地

检验了两个窗口期的超额收益是否异于零，结果发

现两个窗口期内产生的超额收益并没有显著异于零。

所以，从表 5 的结果可以得出结论：大股东的减持

并不是为了获得超额收益。

表 5　在减持公告发布之前减持的超额收益

窗口期 CAR（%） P 值 ( 单侧） P 值（双侧）

CAR_HS CAR_GZ CAR_HS CAR_GZ CAR_HS CAR_GZ

(-1,1) 0.03 0.30 0.4685 0.1451 0.9369 0.2903

(-5,5) -0.06 0.16 0.5264 0.4202 0.9471 0.8405

注：***, **, * 分别代表在 1%，5% 和 10% 的水平上显著。

表 6 计算了前十大股东减持公告前后，机构投

资者买入发生“大股东减持”的公司股票的超额收

益。从表 6 的结果来看，短窗口期（-1,0）的超额

收益不大；（0,1）对应的超额收益在统计上没有显

著意义；（0,5）的超额收益在 1.7% 左右，并且在统

计上具有意义。总的来说，只要机构投资者实施买

入股票和卖出对应的股指期货，其在短期内也能获

得正的绝对收益。表 6 在计算超额收益的过程中，

与表 4 一样采用了两种不同的参照对象，其意义在

于：保证结果的可靠性，同时符合实际操作（上证

50 和中证 500 股指期货在 2015 年才正式上市，所

以在此之前，机构投资者的对冲策略只能利用沪深

300 指数的股指期货来实现）。

表 6　机构投资者买入股票的超额收益

窗口期 CAR（%） P 值 ( 单侧） P 值（双侧）

CAR_HS CAR_GZ CAR_HS CAR_GZ CAR_HS CAR_GZ

(-1,0) 0.47* 0.45* 0.0944 0.0774

（0,1） 0.31 0.1 0.1925 0.3270 0.3851 0.6540

（0,5） 1.79*** 1.63*** 0.0035 0.0026

（0,10） 3.63*** 2.93*** 0.0002 0.0003

（0,20） 5.64*** 3.60*** 0.0000 0.0007

（0,30） 4.81*** 2.28** 0.0027 0.0425

（0,40） 4.47*** 2.08* 0.0075 0.0840

注：***, **, * 分别代表在 1%，5% 和 10% 的水平上显著。

按照两种不同的参照对象计算出来的超额收益

CAR_HS 和 CAR_GZ 在（0,20）、（0,30） 和（0,40）

等长窗口期内均为正值，机构投资者实施无风险套

利策略能够获得正的绝对收益。大股东减持的超额

收益为零、机构投资者在不具有信息优势的前提下

获得了高于大股东的超额收益，这两个事实证明了

机构投资者与大股东存在“合作”，否则不会出现如

此反常的结果。CAR_HS 和 CAR_GZ 在 40 个交易

日的最大值均出现在“持有 20 个交易日”后。如前

文所述，市值管理业务是连接大股东与机构投资者

的桥梁。两者的“合作”常常伴随着重大筹划事项

的出现。机构投资者为了在“利好”出现的时候顺

利“出逃”往往会迅速拉升股价，而不会拉长战线。

20 个交易日的超额收益为短期超额收益的峰值恰好

为此提供了证据。

图 2　买入发生“大股东减持“的公司股票的超额收益　

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从表 7 的回归结果可以看到，fz3 的系数显著

为正，说明在“新国九条”颁布之后，停牌个股中

具有“两个特征”（发生“大股东减持”、被机构投

资者买入，以下简称“两个特征”）的概率显著大

于 2012 年 5 月 10 日 -2013 年 5 月 9 日 期 间 的 概

率。同时，fz2 的系数在统计上无异于零，说明了两

个问题：

1.2013 年 5 月 10 日 至 2014 年 5 月 9 月 期 间，

停牌个股中具有“两个特征”的概率与 2012 年 5

月 10 日至 2013 年 5 月 9 日期间的概率在统计上没

有差异，也就是说停牌个股具有“两个特征”的概

率不存在逐年递增的趋势；

2.“新国九条”颁布后的一年里，停牌个股中

具有“两个特征”的概率显著大于“新国九条”颁

布之前。

然而，在“新国九条”颁布之后，我国 A 股市

场便迎来了一波牛市。到底合谋行为的扩大源于牛

市能给合谋行为带来更多的超额收益还是源于“新

国九条”文件的鼓励？为了得到进一步的证据，本

文检验了在“新国九条”颁布前后，机构投资者买

入发生“大股东减持”的公司个股的超额收益是否

发生变化。表 7　logistic 回归的结果

变量名 回归系数及 T 检验的结果

Q

Q

lev -0.146

(0.841)

growth -0.006

(0.916)

tenshare 2.081*

(0.088)

ts -0.133

(0.431)

fz2 0.531

(0.708)

fz3 3.582***

(0.000)

_cons -6.705*

(0.057)

N 8235

Prob > chi2 0.0000

Pseudo R2 0.1356

注：***, **, * 分别代表在 1%，5% 和 10% 的水平上显著。

表 8 展示的是“新国九条”颁布前后买入发生

“大股东减持”的公司个股的超额收益，CAR(1)、

CAR(2) 和 CAR(3) 分别代表子样本 2012 年 5 月 10

日 -2013 年 5 月 9 日、2013 年 5 月 10 日 -2014 年

5 月 9 日 和 2014 年 5 月 10 日 -2015 年 5 月 9 日 对

应的超额收益。表 8 展示了两个 T 检验的结果：超

额收益的差值是否显著小于零；超额收益的差值

是否显著异于零。从表 8 的结果看到：CAR(1)-

CAR(2)、CAR(1)-CAR(3) 和CAR(2)-CAR(3) 在 统

计上与零没有显著差异，说明文件颁布没有影响投

资策略的超额收益（买入具有“两个特征”公司个

股），同时也说明这种投资策略所能获得的超额收益

没有变化的趋势。也就是说牛市的到来并没有给投

资策略带来更多的超额收益，因此合谋行为的扩大

并不是因为牛市能够带来更高的超额收益。

综合表 7 和表 8 的实证结果，可以得出结论：

“新国九条”的颁布促进了机构投资者的合谋，并且

“牛市效应”不会改变此结论。

表 8　“新国九条”颁布前后的超额收益对比

项目 CAR（%） P 值 ( 单侧） P 值（双侧）

CAR_HS CAR_GZ CAR_HS CAR_GZ CAR_HS CAR_GZ

CAR(1)-CAR(2)

-0.90 1.58 0.4062 0.6672 0.8123 0.6657

CAR(1)-CAR(3)

0.69 1.86 0.5355 0.6216 0.9289 0.7568

CAR(2)-CAR(3)

1.59 0.28 0.6668 0.5384 0.6664 0.9233

注：***, **, * 分别代表在 1%, 5%, 和 10% 的水平上显著。

从表 7 的回归结果看到，ts（流通 A 股的数量）

的系数在统计上等于零，回归结果不支持假设 H4，

但是，tenshare（前十大股东的持股比例总和）对合

谋行为却有促进作用。假设 H4 的提出依据是较少

的流通 A 股可以降低机构投资者集中筹码、应对股

价拉升过程中出现的抛压的难度。从 tenshare 的回归

系数显著大于零可以看出，股权集中度高使得实质

上的流通股数量较少。ts 的系数不显著的原因很可

能是因为 tenshare 发挥了 ts 的预期作用。这意味着合

谋行为能否促成，取决于前十大股东的合作程度，

而不是上市公司本身的“硬件”条件：前十大股东

如果愿意“合作”，那么即使上市公司本身的流通

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A 股数量大也不会阻碍合谋行为的发生；如果前十

大股东不愿意“合作”，那么即使上市公司的流通 A

股数量少也不会促成“合谋”。

六、研究结论与政策建议

（一）研究结论本 文 基 于 2012 年 5 月 10 日 至 2015 年 5 月 9

日沪深 A 股上市公司的数据，对发生“大股东减

持”的上市公司股价大幅上扬的反常现象进行验证

和原因探索。研究发现：

1. 从 2015 年起，买入发生“大股东减持”且

有机构投资者介入的上市公司股票能够获得超过市

场指数收益的现象得到了统计数据的支持。

2. 在发生“大股东减持”且同时有机构投资者

买入其股票的上市公司中，大股东的减持行为不是

为了获得超额收益，更多的是“让筹”给机构投资

者；机构投资者买入发生“大股东减持”的公司个

股能够获得超额收益。因此，大股东与机构投资者

之间存在合谋抬升股价的行为。

3. 在“新国九条”颁布前后，机构投资者买入

发生“大股东减持”的公司股票的超额收益没有发

生显著变化，即“新国九条”颁布之后的牛市并没

有改变投资策略的获利水平。与此同时，在“新国

九条”颁布之后，停牌个股中具有“两个特征”的

概率显著大于“新国九条”颁布之前。两个实证结

果联合证明了“新国九条”颁布后合谋行为更加活

跃。

4. 流通股的数量并不会促使合谋行为的发生，

但是前十大股东的持股比例越高合谋行为发生的概

率越大。

（二）政策建议针对实证结果，本文提出以下政策建议：

1. 监管部门和交易所应加紧制定并出台上市公

司市值管理制度建设的细则和指引，防止市值管理

成为机构投资者和大股东的利益输送工具。

2. 市值管理沦为“股价管理”工具的一个重要

原因是机构内部防火墙制度不够完善，泄露了上市

公司的内部消息，滋生了内部交易。因此，证监会

等监管层应该督促券商、基金等机构投资者加强自

身业务防火墙的设置，防止内幕交易的产生。

参考文献：[1]高敬忠,周晓苏,王英允.机构投资者持股对信息披露的治理作用研究——以管理层盈余预告为例[J].南开管

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2008(4):131-145.[4]黄志忠,周炜,谢文丽.大股东减持股份的动因: 理论和证据[J].经济评论,2009(6): 67-73.[5]李俊峰,王汀汀,张太原.上市公司大股东增持公告效应及动机分析[J].中国社会科学, 2011(4): 9210.[6]刘国芳.上市公司市值管理制度亟须“去伪存真”[N].中国证券报, 2014-029(A19).[7]刘京军,徐浩萍.机构投资者:长期投资者还是短期机会主义者?[J].金融研究,2012(9):141-154.[8]陆瑶,朱玉杰,胡晓元.机构投资者持股与上市公司违规行为的实证研究[J].南开管理评论, 2012(1):13-23.[9]潘越,戴亦一,魏诗琪.机构投资者与上市公司“合谋”了吗:基于高管非自愿变更与继任选择事件的分析[J].南

开管理评论, 2011(2):69-81.[10]许年行,于上尧,伊志宏.机构投资者羊群行为与股价崩盘风险[J].管理世界, 2013(7):31-43.[11]宋玉,李卓.机构投资者持股与会计盈余宣告的信息含量[J].证券市场导报,2007(2):29-35.[12]杨海燕,韦德洪,孙健.机构投资者持股能提高上市公司会计信息质量吗?——兼论不同类型机构投资者的差

异[J].会计研究,2012(9):16-23+96.[13]朱茶芬, 李志文, 陈超. A 股市场上大股东减持的时机选择和市场反应研究[J]. 浙江大学学报: 人文社会科学

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74 2015 / 12

本刊专稿资本观察

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Why Institutional Investors Prefer Listed Companies Whose Major Shareholders Sold down Their Shares ？

Abstract: What causes the investment chaos which occurred at the beginning of 2015?Why the

institutional investors prefer the listed companies whosemajor shareholders sold down their shares? The

more confusing thing is that these companies' stocks outperform themarket index. In order to explain the

strangephenomenon,we collecteddate fromMay2012 toMay2015around“NewStateNine”andbegan our

research from themajor shareholders’ selling down behaviors.We found that themajor shareholders and

institutional investors occupied the interests of external investors throughmarket valuemanagement.Major

shareholders selling down their shares aimed to transfer their stocks to the institutional investors instead of

obtaining abnormal return.We examined influence of“NewStateNine”on the co-operations betweenmajor

shareholders and institutional investors.We found that“New StateNine”promoted the collusion between

majorshareholdersandinstitutionalinvestors,andthemarketatmospherehadnothingtodowiththecollusion.

Atlast,weexaminedthequantityofcirculatedstock’sinfluenceonthecollusionbetweenmajorshareholders

and institutional investors.We found that the quantity of circulated stock couldn’t affect the occurrence of

collusionbutthetotalproportionofthetoptenshareholdersdid.Theprobabilityoftheoccurrenceofcollusion

becamegreaterwhenthetotalproportionofthetoptenshareholdersbecamehigher.

Key words:MajorShareholders’Sellingdown;MarketValueManagement;NewStateNine; Institutional

Investors

责任编辑：张　睿

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本刊专稿保险市场

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我国保险营销模式存在的桎梏及对策研究—基于营销 4C 理论视角

张　华

（ 广西大学商学院，广西南宁　530000）

摘要：传统营销观念中以卖方市场为中心，其目的是将产品销售出去以获取利润。然而随着营销观念的转变，保险市场的转

型，在市场引导生产的新常态下，传统营销模式的弊端也日渐凸显，亟须保险营销模式的创新。文中通过分析保险营销模式的发展

现状与存在问题，首次从整合营销的 4C 理论角度，提出了一系列的创新举措，希望以此推动保险业的持续健康发展。

关键词：保险营销模式；4C 理论；创新举措

中图分类号：F842.4　文献标识码：A 文章编号：1005-0167（2016）05-0075-06

作者简介：张华（1992-），女，安徽桐城人，广西大学商学院 2015 级保险硕士，研究方向为商业保险。

保险营销指的是在变化的保险环境中，以保险

为商品，以满足被保险人需求为目的，实现企业经

营目标的一系列活动。很多人混淆了保险营销与保

险推销的概念，其实简单来说，保险营销就是让保

险推销变得多余。就目前保险业发展状况来说，保

险营销远远做的不够。也因为保险营销模式的不够

完善，使得保险推销变得分外廉价，很多国人对保

险存在一定的误解与抵触。保险商品在需求与供给

之间存在着诸多矛盾。由于保险产品建立在大数定

律的基础之上，难免趋于同质化，因此对于日益增

长的保险新需求，个性化需求、客户的潜在需求等

难免反应不够灵敏，同时也碍于投保渠道不够多。

在这些矛盾之上，整合营销的 4C 理论尤为重要。

早期的 4P 理论，从产品（Product），价格（Price），

渠道（Place），促销（Promotion）方面来为企业提

供一个营销策划的框架，然而这些终归都是站在卖

方角度来思考如何营销，现在的市场已经转向买方

市场，我们必须通过 4C 理论进行改革，即以消费

者（consumer）需求为中心，从成本（cost），便利

（convenience）， 以 及 沟 通 (communication) 方 面 来

帮助企业确定市场导向，适时开发适销对路的新产

品；为保险交易双方带来便利，企业准确掌握投保

人需求，投保人也详知各保险产品的特点，能够作

出正确的投保决策。保险营销有效地形成保险供需

平衡，使得保险商品生产与消费达到统一。

一、保险营销模式的发展现状

（一）保险公司的数量进一步增加并多样化

随着国民经济的飞速发展，国人对保险的认识

越来越多。随之而来的大量的投保需求也进一步带

动了保险业的发展。据东方财富网最新报道，2015

年，全国保险业实现保费收入达到 2.43 万亿元，较

2014 年同比增长达到 20.2%，保险业资产已达到

12 万亿，保险业整体利润再创历史新高，预计增长

73%。14 年年底保险机构已达到 180 家之多。具体

数据见图 1。

图 1　近十年保险业发展状况注：来自中经网统计数据库，中经网产业数据库资料

整理。

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本刊专稿保险市场

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在这种机构林立竞争激烈的情况下，保险公司

的数量增加也进一步多样化。专门化改革日渐明显；

在全球金融行业一体化的大环境下，银保合作也逐

渐走向成熟；与此同时，互联网保险借着电子商务

的崛起在保险业中有了长足的发展。2015 年互联网

保险规模突破 2000 亿元，是 2014 年的两倍以上，

参与互联网业务的保险机构也已高达 110 家。详见

图 2。

图 2　近五年互联网保险发展状况注：数据来自保险行业协会资料整理。

（二）保险营销人员队伍飞速壮大自从 1992 年由美国友邦保险公司引入保险代

理人制度以来，营销员队伍已成为保险从业人员的

主体。据笔者了解，截至 2016 年第一季度，我国

营销人员数量已经高达 710 万人次。由于代理人资

格考试的取消，同时低息环境下，保险产品形势大

好，使得 2015 年 11 月份至今为止 5 个月又新增

205 万人，再刷增员速度记录历史新高。

图 3　2009 年—2016 年保险营销人员队伍扩展状况注：2016 年数据截至第一季度。

（三）政府对保险监管更加科学保险作为宏观调控的社会稳定器，被越来越重

视，随着新“国十条”的颁布，中国特色保险监管

新蓝图被绘制。新“国十条”明确提出要推进保险

监管现代化，推进保险监管体系与监管能力现代化；

强调消费者保护，保护消费者权益是保险监管的首

要工作；防范金融风险，建立健全的风险监测预警

机制，加强保险业的风险处置能力。在金融一体化

的大环境下，保监会和保险行业协会的监管更加侧

重于制定完善法律法规，强化责任追究，增强市场

约束，防止风险积累。

二、现行保险营销模式存在的桎梏

（一）产品趋于同质化，消费者不易甄选保险企业应该把消费者放在第一位，创造消费

者比创造产品重要。简言之，创造投保需求更重要。

随着人们对保险的需求日趋增多，保险供给滞后于

市场需求的问题将会越来越突出；由于保险产品的

复杂难懂，也使得很大一部分潜在需求客户望而却

步；随着互联网的发展，人们越来越要求个性化、

差异化的保险产品和服务，而基于大数定律制定的

保险产品往往同质化，比如寿险品种，在短期医疗

保险市场中，有高达 95.8% 的低端补充医保，高端

医疗险占 3.8%，而中端医疗险仅占不足 0.4%。这

些都极大导致了短期医疗保险的同质化，也让消费

者无选择可作。

（二）价格战激烈，成本居高不下成本是指消费者获得满足的成本，企业需要了

解消费者为了满足需求愿意付出多少成本。保险企

业在制定产品时往往更侧重于产品的成本费用，竞

争价格来进行定价，而有投保需求的客户则是从经

济效用以及支付能力来进行选择。在机构林立的激

烈竞争下，各企业为了争夺市场份额，选择了价格

战，车险市场尤甚。安华保险、鑫安保险、紫金财

险、中银保险、中原农业以及诚泰保险 6 家财险公

司近日都披露 2015 年财报显示车险承保全部处于

亏损状态，而车险业多年来始终陷入亏损怪圈，究

其原因，与车险价格战激烈脱不了干系，随着营销

费用的提高，车险理所当然更难盈利。

（三）营销渠道不便，降低客户投保热情便利指购买的便利性，即让客户既买到产品，

也买到便利。这些都要求保险企业要深入了解消费

者的购买方式和偏好。保险在中国由于起步晚，很

多人对其仍然认识不够，没有形成强烈的保险意识，

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本刊专稿保险市场

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因此当人们有投保的愿望时，投保渠道很少或不畅

通，投保过程过于繁琐这些问题都极易打消客户的

投保热情。

（四）沟通不够高效，客户体验感差沟通是指与客户建立有效的双向沟通。良好的

沟通能够培养忠诚顾客。国外某家保险公司在总结

企业利润与客户稳定性关系时，披露如下表一数据：

表 1　企业利润与客户稳定性关系

保险关系 1 年 2 年 3 年 4 年 5 年

企业利润（美元） -21 42 44 49 55

由表 1 可以看出做好与客户之间的沟通多么重

要。然而，由于我国保险营销人员增速过快，前文

提及，截至 2016 年一季度保险营销人员多达 710

万人次，他们学历的普遍不高、门槛低，收入低，

待遇差使得保险业人才队伍整体素质不高，致使投

保过程中存在销售误导、效率低下等问题。同时营

销人员队伍流动性大，离职率高达 34.25%，为投保

人的理赔、续费、定点医院变换等方面造成诸多不

便。这些不仅使得保险公司的培训费用大大增加，

也严重影响客户对保险产品的使用体验，大大降低

了客户的投保热情。

三、基于保险营销 4C 理论下保险营销模式的创新举措

美国整合营销传播之父唐·E·舒尔茨在《整

合行销传播》一书中指出：4P 已经时过境迁，新的

行销世界已经转向 4C。新的观念已经转向买方市

场，研究的重点也由产品转向消费者的需要与欲求。

保险营销的 4C 理论即：以消费者需求为中心，顾

客需求什么产品服务，我们就生产销售什么产品服

务，思索如何为潜在消费者降低获得商品的总成本，

而不是怎么定价让企业短暂最大利益化；思索如何

让消费者更加便利的得到我们的商品，而不是怎样

的渠道更方便企业销售；以及如何与消费者建立有

效的双向沟通从而培养大批忠诚客户，而不是通过

简单的促销暂时吸引顾客。通过站在买方需求的角

度思索如何改善保险营销模式，最终赢得保险企业

与消费者的双赢。接下来我将以 4C 理论为基点来

讨论保险营销模式的创新举措。

（一）以消费者需求为重，完善营销体系传统的 4P 营销理念是以产品为导向，现代市

场则是更奉行以消费者需求为核心的 4C 理论。随

着社会经济水平和科技水平的提高，人们的消费水

平越来越强，同时得到的信息也越来越全面，客户

的综合性理财需求越来越个性化，多样化。在这种

情况下，根据投保人需求来制定一整套解决的保险

方案，这样个性化定制保险方案极其必要。即客户

需要买什么样的保险产品，什么样的险种组合，你

就给他提供什么样的，同时为其提供最优组合。中

国太保于 2010 年 10 月就提出并且实施“以客户需

求为导向”的经营战略。针对不同的客户群，他们

推出了很多创新产品。2014 年，针对寿险，推出了

“财富升级”和“安行宝”产品，对老客户的加保卓

有成效，同比增保 57.5%；针对农业险，相应推出

创新产品有大闸蟹气温指数、保险生猪价格指数、

保险花卉种植设施农业保险、芒果种植大灾保险、

西沙深海网箱台风指数保险。太保还为苏州吴江区

北联村量身定做了一个全方位保险方案，也因此北

联村成为第一个江苏“三农保险示范村”。以客户需

求为导向，创新研发保险产品，也是激发完善保险

体系的根本。

目前我国保险公司普遍分业经营，客户通常不

能在同一个渠道购买所有需要的产品，因此对来自

不同保险公司和营销渠道的保险产品进行整合交叉

营销非常有必要。不同的保险公司指的是由同一集

团进行控股的各子公司，而营销渠道包括公司内部

的团险、个人险、电话、网络营销渠道和公司外部

的银邮等兼业代理渠道。通过对这些渠道资源的整

合，可以最大程度的满足投保人的需求，同时也可

以开发客户的潜在需求，建立良好的客户关系网络。

比如个人险客户可以为公司带来团险客户，汽车险

客户也会有人身险需求。通过这样的专业定制保险

方案，整合资源交叉营销，来完善营销体系。

（二）理性降低成本，合理确定产品价格鉴于保险行业的特殊性，并不适用价格竞争原

则。保险价格的费率是通过对保险标的的风险、保

额损失率、货币市场的利率等多种因素进行综合考

虑，既要考虑消费者的经济效用和支付能力，又要

考虑到保险公司的成本费用。同时，国家为了规范

保险业的竞争，使保险人的偿付能力得到保证，对

保险价格的监管也愈加严格。因此保险营销活动并

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不适用于价格战，保险公司应该在大量历史数据与

信息收集的基础上，经过科学计算，合理厘定费率，

减少由于定价不合理带来的风险。

一味降价会让保险公司退无可退，无利可图，

所以我们可以考虑减少消费者购买保险的成本——

货币成本和耗费的时间、精力、体力以及可能出现

的风险等。这一点我们应该向美国保险业学习。众

所周知，美国保险代理人制度发展的十分成熟，相

关法律制度也较为完善，在这种健全的背景下，他

们有着良好的竞争机制和快捷的购销环境。在美国，

像银行、超市、商场、宾馆等人流聚集地，随处可

见保险销售点，保险真正润物细无声的渗透到人们

的日常生活中，潜在消费者们随时随地可以咨询购

买保险产品，他们也可以根据自己的实际需求直接

获得服务，避免了消费者很多时间成本以及交通成

本的浪费。

同时要降低保险公司的运营成本，在“互联

网 +”的时代，保险公司可以通过集中全国大数据，

建立一体化的客户关系管理系统，云技术资源共享

来提高整个运营系统的效率，有效的整合配置人力

资源，来大大降低公司的运营成本。事实证明，“互

联网 +”时代以数据为核心资源，通过网络技术和

相关平台媒介对保险营销能够产生极大的促进作用，

并且在投保、续保、维护、理赔等方面极大提高效

率，降低运营成本。四大上市保险公司都已经搭建

了自己的网络运营平台，并且反响优良，详情见表

二。与此同时这些系统的构建，对客户关系的管理

也会更加精准高效，如前述，忠诚顾客带来的后续

利润是不容小觑的。哈佛商业评论曾有过结论：企

业提升同样的销量，获得一个新客户的成本是保留

一个老客户成本的 5 倍。尤其对于保险行业的特殊

性，维护客户，降低成本更不可或缺。

表 2　网络数字化产品对四大上市保险公司的影响效果

保险公司

数字化代表产品

影响效果

中国平安

万里通、陆金所

年活跃用户近 7000 万，APP 用户近 2000 万，互联网用户迁徙至核心业务明显提速

中国人寿

国寿 E家 理赔平均处理时效提速 8.9%

中国太保

神行太保“神行太保”投保生效保单占比 100%，寿险作

业时效由 7天缩短为 15 分钟

新华保险

E宝通E宝通承保率 93%，承保覆盖率 48%，累计承

保 113.6 万件，保费总额 52.5 亿元

（三）全方位营销渠道，为客户带去便利 随着计算机、网络为代表的现代科技的飞跃发

展，保险企业的创新也是日新月异，以个人代理人

为核心的营销体系也不可避免地被这些新兴的营销

模式所改变。

如前述，银行保险在我国已得到了各保险公司

的重视，虽是小试牛刀，但未来银保合作势必会越

来越深入，据保险业同业交流数据显示，2015 年 1

月银保渠道实现新单规模保费收入 3519 亿元，与

2014 年同期的 2658 亿元相比增长 32.4%；与 2014

年 12 月的 670 亿元相比，增长更是超过 4 倍，达到

了 425%。这一新单规模保费收入创下了自 2006 年

该项数据统计以来的最高值。

目前银保产品大部分是分红险，重收益轻保

障，产品太过单一，而同时由于客户对银行更信赖，

往往银行销售人员往往会误导顾客，造成退保率高

居不下，这些也是 10 年以来银保上涨趋势变缓的主

因。

银保公司应该加强对销售团队的培训管理，同

时要抓住机遇，转变银保产品的发展方向，回归保

险的保障本质，这也是银保公司的必然选择。

基于数据库的营销作业平台系统也在壮大中，

比如腾讯对外宣传拥有 6 亿潜在金融客户，在经营

微信的基础上，现在正在致力于网络银行的建设；

阿里巴巴通过淘宝、天猫的电子商务平台可以轻易

将支付宝、余额宝这些结算工具、理财产品推向客

户。以支付宝为例，在 2015 年的春节中，投保一

份春节保险的人数超过 1000 万，其中返乡的年轻

群体比例甚大。

互联网时代确实为保险营销带来了革命性变

化。它从根本上解除了投保人在时空上的限制，更

加全面快捷的信息获取使得消费者能够基于知情权

和自主权的基础，根据自己的风险偏好来选择互助

组合和对象。

谈到全方位营销渠道，我们来看一下四大上市

险企：中国人寿、中国平安、中国太保、新华保险。

2015 年个险渠道全面开花，其中增长最多的当属中

国太保。详情见图 4。

究其原因，中国太保高速发展是因为全方位

营销渠道的功劳。从数据库作业平台系统、营销员

展业平台、客户自愿投保平台这些方面全方位多角

度的变革，让中国太保在短短时间内形成了完善的

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“大个险”经营体系。

比如，在营销员展业平台方面，2011 年 5 月，

中国太保就推出“神行太保”移动展业平台，为营

业员提供高达 19 万台的智能移动保险平台；太保

“在线商城”通过互联网连接线上线下，为客户提供

在线产品 82 款和 100 多项服务，2014 年全年线上

服务人次多达 7700 万。在客户自愿投保平台方面，

通过微信、APP 等工具，据笔者了解，截至 2015

年上半年，太保集团微信服务号已拥有超过 400 万

的粉丝，其中有效客户高达 280 万。通过这些新技

术应用，不仅提高了企业的运营效率，同时也提升

了客户体验感，增强了客户忠诚度。

在数据库作业平台系统方面，太保联合集团和

79 家分公司的数据，通过绘制客户脸谱对客户进行

多维度分析，从而发现相应目标群体的投保需求，

进行精准营销。比如，太保对仅有一张长险保单客

户群、缴费期满的客户群以及只为孩子投保的客户

群体进行分类推送，样的按需分类，也使得营销员

们更加省心省力，同时也为客户提供更多优质服务。

太保通过通过营销员、门店、自媒体等接触渠道，

为客户带来便捷的车险、寿险全程服务体验。

通过太保的案例我们也可以得出保险营销模式

的改革势在必行。通过进一步开拓银保以及互联网

渠道、数据库营销达到更为有效的整合资源，交叉

销售，让每一个渠道客户的多元化需求都能够被满

足，持续推进全方位营销渠道，努力打造一个接触

客户多渠道、服务客户标准化、建设试点全功能的

新时代保险企业。

图 4　2015 年四大上市险企同比增长对比注：数据来自金融时报资料整理。

（四）加强保险监管，沟通更加合法高效保险沟通过程中，营销人员的综合素质起着至

关重要的作用。保险服务过程中出现的销售误导，

服务意识不强，理赔不够及时也极大的影响着保险

业的形象。因此 2013 年保监会发布了新的《保险

销售从业人员监管办法》，同时取代 2006 年的《保

险营销员管理规定》，将保险公司营销员与保险代理

人一同纳入管理，并且将营销人员的门槛提高至大

专学历。新“国十条”等保险新政策的出台，对保

险从业人员的素质要求也越来越高。

其实，保险业内一直以来也在做着保险代理人

体制改革的各种尝试。比如，早在 2003 年，恒安

标准人寿就曾推出过“职工制”，虽然最终失败于成

本太高；2012 年起，新光海航人寿、建信人寿、工

银安盛人寿也先后致力于改革代理人体制，但是由

于种种原因，各个试点改革成果收效甚微。

然而随着这些管理新规的出台，经中国保监会

批准，2014 年 4 月，主打推行“员工制”的中美国

际保险销售服务公司成立。中美国际公司推行双轨

制以来，公司给员工同时提供了“员工制”或“代

理制”双项选择，员工可自行选择。若签订“员工

制”劳动合同，将会给予固定底薪 2000-5000 元不

等以及“五险一金”的保障。这些保障都为公司员

工提供了更为切实的社会生活保障。

经采访了解，中美保险“员工制”招募销售人

员占比高达 95%，正式员工月均活动率 80%-90%，

远高于行业代理人 50% 左右的平均活动率。截至

2015 年 7 月，中美国际已实现人均每月 1.6 万元的

标准保费产能，然而 2015 年以来数量总计超过 230

万的四大上市险企人均每月长期寿险保单不足两张，

营销人员连续 3 个月业绩“挂零”的现象仍然十分

普遍，相比而言，从业绩考核来看，中美国际的

“员工制”不可谓不成功。

提升保险从业人员的整体素质，建立相关服务

考核机制，只有这样才能更好地使营销人员重视保

险过程中的服务质量提升。

同时保监会与保险同业协会仍然要与时俱进，

加强对保险从业人员的监管力度，只有这样多管齐

下，才能从根本上强化营销人员的服务意识，提升

保险行业整体素质。

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参考文献：[1]付钢，徐卫兵.我国保险营销渠道低碳发展问题探讨[J].保险研究，2012（4）: 79-85.[2]周宜春.浅谈保险营销模式的发展[J].中小企业管理与科技(下旬刊)，2014（5）:158.[3]李琼，刘庆，吴兴刚.互联网对我国保险营销渠道影响分析[J].保险研究，2015（3）:24-35. [4]曹建平.保险市场营销模式的创新策略探索[J].产业与科技论坛，2013（3）:29-142.[5]唐金成，李亚茹.中国第三方网络保险平台发展研究[J].西南金融，2015（3）:38-43.[6]赵爱清，吴晓芹.论保险电销渠道与传统渠道的整合[J].保险研究，2010（11）:81-86.

Research on the Obstacles and Countermeasure of China's Insurance Marketing Mode

—BasedonthePerspectiveof4CMarketingTheory

Abstract: Theimplementationofinclusivefinancefocusesonruralinclusivefinance,andthedevelopment

of the internet finance provides new ideas and solutions to realize rural inclusive finance. This paper argues

that internet finance can promote the realization of the rural finance by themechanism of improving the

convenience of financial service,broadening thecredit coverage, reducing theprice of financial services and

expanding the scope of the farmers' choices.However, there are still some problems existing in the internet

financewhich impede the realization of the rural inclusive finance, such as not depth fusion of online and

offlinebusiness, imperfectof internet infrastructure,non-standardof thedevelopmentof theinternet finance,

and so on. Finally, aiming at these problems, the paper puts forward the corresponding countermeasures and

suggestions.

Key words:Internetfinance；Ruralinclusivefinance；Realizationmechanism；Difficulty

责任编辑：金妍冰