资金流向实用5篇

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资金流向1

关键词中小地产商；资金；退出；流向

2011年中央政府给过快发展中的房地产进行了强行的降温政策，先后出台了限购（户口、套数等的限购），房贷利率的增加（提高借贷成本），和个人住房房产税的征收等政策，这些措施的出台一定程度上遏制的房价的过快增长，也促进的社会的和谐。政府对房地产的强制降温，迫使一些中小房地产企业退出房地产行业，此次退出并非经济危机所致的倒闭而是有序的退出，也就是说这些中小型房地产企业退出房地产行业时他们的资金是增值或保值退出的，这笔资金相当的大（仅以北京市为例，截止2012年初就有473家房地产企业退出地产行业），这些闲置的资金不可能存进银行，而是要投进增值较快的行业，有可能会进入股市、资源行业、古玩收藏、等。进入股市会加大股市的泡沫，会给多数投资者埋下陷阱同时也不利于我国经济稳定发展，使股市的融资的作用毁于投机的炒作中。若进入资源行业会加速有限资源的过渡挖掘，不利于经济的集约利用和可持续性发展，若进如收藏领域更会造成大量的现金流出出进进不见任何经济效益等。如果政府不能引导这些退出房地产资金投向有利于国家经济发展的行业中去，势必造成新的行业的过渡升温等一系列的经济和社会问题。纵观中国经济的发展和借鉴发达国际成功经验有根据中国目前的经济状况，中国政府可引导房地产退出的闲散资金进入目前国家较为薄弱的制造业、科学研究（新技术、新能源开发等）、科学技术转化等领域等。

一、引导房地产退出的闲散资金有序进入制造行业，提高我国民族品牌制造的能力

政府引导、鼓励房地产退出的资金投入制造行业。我国的民间资本都想拼命挤进与土地、金融等有关高回报率的领域，制造业面临“空心化”之危，我国制造业发展正面临前所未有的困境，一方面，我国制造业仍未摆脱总体质量不高、原创基础能力薄弱、资源与环境损耗较重等“瓶颈”制约；另一方面，制造业企业特别是广大民营中小制造企业普遍受到税负过重、要素价格高企、盈利空间收窄、融资困难等“生死考验”。政府应对我国的制造业加强宏观调控，在税收政策、基本建设用地等给予优先考虑，给制造业创造生存、发展、和壮大的空间。

解决好制造业的面临的一系列窥镜问题，引导中小房地产企业退出的闲散资金进入我国的制造行业。可以从两个方面入手。其一，引导中小房地产企业退出的闲散资金进入原有的知名品牌的制造业，比如海尔、上海宝钢、中国兵器装备集团等，政府可以牵线搭桥为这批资金开辟绿色通道，此举一方面可使得我国的知名品牌制造业可有更高更快的发展，另一方面也使得新投入的资金有一个稳定、良好的回报；其二，新建制造业，政府鼓励这些资金投入新能源、新材料、低能耗的制造业，对于新建的制造业在用地、税收、政府配套的公共设施和人才方面给予大力的支持，使房地产退出的这批资金有较好去处和尽快有所回报。只有这样，这批资金才能稳步的进入制造业，为我国的制造业走向世界加快步伐。

二、政府引导民间资本进入科技研发领域

我国虽有多所研究型大学和各行业科学研究所（机构），但不可否认的是我国的科研能力家发达国家相比是很薄弱。但民间又有藏龙卧虎的科研人才（能工巧匠）。一方面国家的科研经费有限，仅有的科研经费不可能到达民间科研人员手里，另一方面民间的科研人员又无资金的来源，使民间科研不能得到快速的发展。政府可引到从房地产推出的闲散资金投入到科研领域。

政府做主将房地产退出的闲散资金成立一个“民间科研基金”，使民间正在研究的科研项目（专利、专有技术等）有了较为明确的研究时间和比较确切的资金时（通俗点将就是木已基本成舟），可通过严格的筛选允许使用这批资金，待科研成果完成时并转化为生产力时，按略高于国债的利率复利计算本息，归还科研基金。在这个前提下投资者可以有两种选择。1.可以将房地产退出的闲散资金一对一的投入自己比较感兴趣的科研项目，在研发时和未转化生产力之前不求回报，转化后可将投资转为股本，作为永久投资。2.也可以将资金一直投入“民间科研基金”稳拿高于国债利息作为投资回报。为了保持基金的稳定，投资期限至少三年，主要是科学研究的过程和转化需要时间过程。政府要做的是，当这些资金还没转化成为成果之前，先拿出一部分资金补贴作为投资者投入的收入（一般可按高于国家发行国债的利率）。当科研成果转化成生产力后，可从净利润按适当比例抽回“民间科研资金”，用这部分资金归还政府补贴的那部分资金直至还清止（按复利）“科研基金”。这样既给房地产退出的闲散资金找到了出路，也同时解决了民间科研经费难的问题。进一步加快了民间科研的进度同时也将成果转化为生产力。

三、加大科研成果的产业转化

我国虽然我国相比发达的国家在科学技术研发方面有较大的差距，但每年数以万计的发明和专有技术没有转化成为生产力，这在某种程度上讲是一种科研的浪费。中国科学院院士王志珍指出：目前我国的科技成果转化率大约仅为25%，真正实现产业化的不足5%，与发达国家80%的转化率有着霄壤之别。一方面专利的发明者找不到投资者，在缺乏资金的困境中挣扎，甚至有的不得不放弃自己的已研究成功的项目，造成科研和经济上的浪费。另一方面投资者也找不到好的项目，造成大量的资金流向股市或收藏领域等，导致我国股市的融资作用偏离了本身的融资渠道，给机会投资者一可乘之机同时也给广大的散户股民造成血本无归，使我国的宏观经济失去了控制，给社会带来了不和谐的因素。这些先现象信息不对称的结果。政府要为投资者和被投资者搭建一个信息平台。让供需在一个平台上，解决科技成果的产业转化问题。使房地产退出的闲散资金可以进入这个平台寻找适合自己的项目，将科研成果尽快转化为生产力，也使闲散的资金有升值的空间。

房地产退出的闲散资金不是个小数目，政府要引起足够的重视，如果不能将他们引入于中国经济发展相适应的渠道势必将会产生新一轮的经济暗流，会对不很稳定的中国经济卷起浪沙，危害经济稳定和持续的发展。

参考文献

[1]人大代表涂建华在18大两会的讲话。

资金流向2

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资金流向3

关键词：知情交易；EKOP模型；资金流向；超额收益

中图分类号： 文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2012)04-0010-08

一、引 言

知情交易是指由于股票市场中存在着非对称信息，一部分投资者利用自己掌握的私有信息所进行的交易，内幕交易是其突出的表现。知情交易行为严重干扰了股票市场的正常秩序，使股票市场的基本功能难以正常发挥，加大了股票市场的波动，破坏了股票市场“公平、公正、公开”原则，损害了中小投资者的利益，不利于股票市场的健康发展。我国证券监管部门对这一问题一直比较重视，先后出台了一系列法律法规来禁止知情交易行为，加大对知情交易的打击力度，查处了一批对市场危害大的知情交易行为。然而，效果却不太理想，知情交易行为总是屡禁不止，时常在股票市场中兴风作浪。其原因主要在于知情交易行为具有隐蔽性和复杂性的特点，绝大部分知情交易人员在从事知情交易时并不使用自己的账户，有的使用几百个、甚至上千个别人的账户，在股票交易过程中难以监控，使得对知情交易的查处和取证非常困难［1］，给证券监管部门查处和打击这一行为带来了较大的难度。其结果是让一大批知情交易者逍遥法外，而这又在一定程度上助长了知情交易行为。因而，知情交易的防控问题也就成为证券监管部门工作的重点和难点，也成为学术界研究的热点和难点。

目前，国内外学者对知情交易的研究大都集中在知情交易的度量、知情交易对股票市场的影响、知情交易的监管等方面。比如，Easley等率先提出用于度量知情交易的方法，通过估计知情交易者在市场中所占比重而计算得出知情交易概率（PIN）［1］。之后，不少学者都采用PIN来度量知情交易行为［2-3-4］。Wisniewski研究表明，知情交易行为不能提高股票市场的信息效率，不利于股票市场的健康发展［5］。Beny通过对多个国家和地区股票市场的实证分析表明，在更严厉的知情交易管制下，股票市场的流动性更好，从另一个角度证明了知情交易会降低市场流动性［6］。Bris实证研究表明，各国内幕交易法虽然可以降低知情交易的频率，但知情交易的收益却上升了，知情交易执法越严格的国家在并购事件前的超额收益越小［7］。Fernandes和Ferreira认为在实施知情交易监管法规前后，股价信息含量会发生变化，上市公司成本高的国家，对知情交易的监管效果不佳［8］。朱伟骅提出可以通过保证知情交易监管力度的完备性与持续性，完善公司治理，完善投资者保护制度，构建合法公正的内部人交易市场与披露制度等方面来提高知情交易的监管效率［9］。唐齐鸣和张云认为知情交易会加剧公司层面的信息不对称，造成交易量的大幅波动，知情交易者能够获取超额收益，对其他投资者产生不利影响［10］。

相对来说，对于谁是知情交易行为的主要参与者和受益者却研究较少，而且主要是从理论上进行探讨，结合我国股市的具体情况进行实证研究的更是寥寥无几。其实，这个问题看似简单，却是知情交易的核心问题，只有把这个问题搞清楚了，才能找准知情交易的重点监控对象，并把它作为防范和打击知情交易的工作重心，更好地防控知情交易行为，提高监管效率。

因此，本文利用EKOP模型，从资金流向的角度来探讨这个问题。

二、知情交易概率模型

1.模型设定

Easley等［1］（简称EKOP）提出的知情交易概率（PIN），是指某一次交易是源于拥有私有信息的知情交易者的概率。PIN作为度量知情交易的一种结构化模型，采用二叉树来刻画整个交易过程，通过估计知情交易者委托单在所有委托单中的比例，来度量知情交易者的交易占所有交易的比重，可以直接作为衡量知情交易的指标。

假设在一个风险资产的交易市场中，存在多个知情交易者和非知情交易者。投资者在多个交易日进行交易，用i=1,…,I来表示。在每个交易日内，时间是连续的，用t∈［0,T］表示。每天有关于风险资产真实价值的信息事件发生的概率是α，该事件是利好信息的概率是1-δ，是利空信息的概率是δ。因此，每天有利好信息、利空信息和没有信息发生的概率分别为：α(1－δ)、αδ和1－α。

在每个交易日，交易的到达过程都服从泊松分布。知情交易者一般会在有信息事件发生后获得私有信息时才会进场交易，当得到一个利好信息时，知情交易者就会买进股票；反之，当得到利空信息时，将会卖出股票，知情交易者进场交易的订单服从期望值为μ的泊松分布。非知情交易者由于流动性、对冲等需求而进行交易，由于他们没有获得私有信息，无论信息是否发生都要进行交易，非知情交易者每个交易日买入或卖出的市场订单服从期望值分别为εb、εs的泊松分布，知情交易者和非知情交易者的到达过程如图1所示。

根据图1两类交易者的到达过程，可以计算出两类交易者的委托单量，委托单量应为委托单到达率与相应状态发生概率的乘积，总委托单量为：

α((1－δ)(εb+μ)+(1－δ)εs+δεb+δ(εs+μ))+(1－α)εb+(1－α)εs=α(εb+μ+εs)+εb－αεb+εs－αεs=αμ+εb+εs

知情交易者的委托单量为αμ，因而，知情交易者的委托单量占总委托单量的比值，即知情交易概率PIN为：

PIN=αμαμ+εb+εs

2.参数估计

在该模型中有5个未知的参数需要估计，即α,μ,δ,εb,εs。其中，参数α和δ代表每个交易日是否发生信息事件以及是利好信息还是利空信息；参数μ,εb,εs反映知情交易者与非知情交易者的到达率。这5个参数都无法直接观察到，但是可以观察到每天的成交次数，并可以将买方成交次数和卖方成交次数分离开。Easley等［1］提出用极大似然法，从观察到的买入和卖出数据来估计模型中的这5个参数。因此，估计未知系数向量θ=(α,μ,δ,εb,εs)需要一个机构化模型。

在信息事件类型（没有信息事件发生、利好信息发生、利空信息发生）不确定的交易日，全天时间T内，观察到B次买入和S次卖出的似然函数为：

L(B,S/θ)=(1－α)e－εbεbBB!e－εsεsSS!+αδe－εbεbBB!e－(μ+εs)(μ+εs)SS!+α(1－δ)e－(μ+εb)(μ+εb)BB!e－εsεsSS!

再假设每个交易日的信息事件是独立的，则I天的总似然函数为：

L(Mθ)=∏Ii=1L(Bi,Siθ)

其中， 这里M=（（B1,S1）,…,(BI,SI）)，代表数据集：i=1,…，I，表示一个样本期（一个月）中的第i个交易日。

由于εbBi或Bi在极大似然函数估计中可能会出现数据的溢出，为了避免这个问题，Easley等［11-12］将e－εbεBib/Bi变形为e［－εb+Biln(εb)－∑Bii=1ln(i)］。e－εsεSis/Si!、e－(εb+μ)(εb+μ)Bi/Bi!、e－(εs+μ)(εs+μ)Si/Si!的变形也相类似。这样就可以重新得到对数的似然函数：

Log(L(Mθ))=∑Ii=1［－εb－εs+Mi(lnxb+lnxs)+Biln(μ+εb)+Siln(μ+εs)］+∑Ii=1ln［α(1－δ)e－μx－MibxSi－Mis+αδe－μxBi－Mibx－Mis+(1－α)xBi－MibxSi－Mis］

其中，Mi=(min(Bi,Si)+max(Bi,Si))/2,xb=εb/(μ+εb)，xs=εs/(μ+εs)。对上式的似然函数求极大值，就可以估计出参数α,μ,δ,εb,εs的值，进而计算出知情交易概率PIN的值。

三、数据来源及描述性统计

1.样本的选取

为了研究股票市场重大信息事件发生前后，知情交易者是否利用私有信息进行了知情交易，本文选取了2009年进行了重组、高送转（10股送转10股以上）、业绩预增（预增100%以上）和业绩预亏的上市公司，一共选取了118个样本，其中重组28个样本，高送转41个样本，业绩预增24个样本，业绩预亏25个样本。

对样本的选择要符合以下标准：（1）在事件窗口期内（重大信息公布前后）存在连续的交易记录，以增加研究结果的稳定性和可靠性。（2）在事件窗口期内，没有其它重大信息事件的发生，以消除其它事件对它的影响。（3）研究的重组样本不包括原来的大股东通过减持股份而使原来的第二大股东成为大股东的行为，也不包括国有股的无偿划拨而发生的控制权的转移和上市公司的控股公司被收购而引起的股权转移。

2.数据来源

由于知情交易概率模型中参数的估计需要相关股票日内交易的买入和卖出的高频数据，本文所选取日内的高频数据来自国泰安（CSMAR）高频交易数据库，机构投资者资金流向数据来自大智慧SuperView数据，大智慧SuperView软件提供了在沪深证券交易所上市的A股近几年每日的资金流向，该软件按照资金大小把投资者分为散户、中户、大户和机构四类。由于大户中有的是机构投资者以个人名义开设的账户，且资金实力比较雄厚，因而本文把机构和大户统称为机构投资者，把散户和中户统称为中小投资者。其它数据则来自WIND数据库。样本周期为2009年1月1日到2009年12月31日，由于国泰安高频数据库2009年的分笔高频数据已进行了买卖标识（B为买进标识、S为卖出标识），这样就可以直接根据买卖标识数据判断一笔交易是由买方还是卖方发起的，而无需采用Lee和Ready［13］的买卖判断标准，即将成交价与买卖报价的中点相比，高于中点为卖出，低于中点为买进。如成交价等于买卖报价中点，则与上一笔成交价相比较。研究表明，该判断标准无法准确地判断所有交易的买卖归属情况，而买卖分类不准确就会导致对PIN值系统性的估计偏差［14］。因此，直接选取带有买卖标识的数据进行研究，既简化了数据的处理过程，又避免了判断的主观性，使估计结果更加准确、可靠。

的描述性统计

假定信息事件公告日为0，本文将信息事件研究期间分为三个时期，第一个时期是控制时间期间，交易期为（-60，-30），作为研究后两个时期的基准，第二个时期是信息公告前期，交易期为（-30，-1），研究信息公告前私有信息的利用情况，第三个时期是信息公告后期，交易期为（＋1，＋30），研究信息公告后私有信息的利用情况。

利用每个样本的三个时间窗口内的分笔交易数据，分别用来估计PIN模型的参数，这样就可以把每个样本三个时期的PIN值分别计算出来。表1显示了控制时间期、信息公告前期和信息公告后期参数估计及PIN值的描述性统计结果。从整体来看，三个时期的PIN均值为，与王春峰等［15］的研究结果一致。从表1中可以看出，信息公告前期PIN值的均值最大，为，信息公告后期PIN值的均值最小，为，而控制时间期间PIN值的均值介于两者之间，为。说明了在重大信息事件公告之前，知情交易程度是最高的，反映了在我国股票市场中存在利用私有信息进行知情交易的行为。

利用Wilcoxon非参数检验和Mann-Whitney非参数检验，可以判断三个时期的PIN值是否存在显著性差异。从表2中可以看出，两种检验结果都表明，信息公告前期与控制期，信息公告前期与信息公告后期的PIN值在的水平下都存在显著性差异，而信息公告后期与控制期的PIN值在的水平下不存在显著性差异。其中，信息公告后期与信息公告前期的PIN值差异最为明显，Wilcoxon非参数检验和Mann-Whitney非参数检验的Z检验统计量的分别为-和-，其绝对值最大；信息公告后期与控制期的PIN值差异最小，Wilcoxon非参数检验和Mann-Whitney非参数检验的Z检验统计量分别为-和-。从非参数检验的角度验证了信息公告前期知情交易行为在我国股市中最为严重。

四、实证分析

1.研究假设

从上述的分析中，我们得出了知情交易主要发生在信息公告前期的结论，因而，在实证分析中，我们主要研究在信息公告前期作为知情交易行为、超额收益与机构投资者之间的关系。由于机构投资者比中小投资者具有明显的信息优势，他们往往能够通过各种途径提前知道上市公司尚未公开的私有信息，并利用信息优势、资金优势及技术优势进行知情交易。在中国证监会查处的知情交易案件中，涉案的大都是以机构投资者为主。目前，我国股市还属于资金推动型的新兴市场，当机构投资者参与知情交易时，就会导致机构投资者资金的大规模流动，使机构投资者持股的仓位发生变化。一般来说，机构投资者在公司利好信息公告之前，往往会投入大量资金购买相关股票，即采取增仓的操作策略；在利空信息公告之前，采取减仓的操作策略［16］。与此同时，当机构投资者利用私有信息进行知情交易时，资金的大量流动必然会影响到相关股票的价格。一般来说，当机构投资者的资金大量流入时，会导致相关股票价格的上涨，甚至大幅上涨，使得机构投资者可以获得超额收益；反之，当机构投资者的资金大量流出时，会导致相关股票价格的下跌，使机构投资者可以规避风险。因此，本文提出两个研究假设：

假设1 PIN值与机构投资者资金流向有着密切的关系，机构投资者资金流入，PIN值相应增加；机构投资者资金流出，PIN值相应减少。

假设2 机构投资者资金流向与超额收益之间呈现正相关的关系，机构投资者资金流入，超额收益为正；机构投资者资金流出，超额收益为负。

2.研究模型与变量

为了检验信息公告前期知情交易行为与机构投资者仓位的变化之间的关系，以及机构投资者仓位的变化与超额收益之间的关系，本文建立的回归模型如下：

PINj,－t=β0+β1ΔInstitutionj,－t+β2Sj,－t－Bj,－t+β3Transparencyj+β4SC3j+β5Widej,－t+β6Depthj,－t+β7Turnoverj,－t+β8ROEj+β9Assetj+β10Typej+ε1（1）

CARj,－t=β0+β1ΔInstitutionj,－t+β2Sj,－t－Bj,－t+β3Transparencyj+β4SC3j+β5Widej,－t+β6Depthj,－t+β7Turnoverj,－t+β8ROEj+β9Assetj+β10Typej+ε1（2）

本文除了选取知情交易概率、累计超额收益和机构投资者仓位变化三个基本变量外，还选取了买卖次数之差作为投资者对信息反应程度的指标；选取了信息透明度和股权集中度来代表公司治理指标；选取了市场宽度、市场深度和换手率来代表流动性指标；其他控制指标选取了净资产收益率、公司总资产和信息类型。研究变量的具体说明见表3。

3.回归模型估计结果及分析

由于利好信息与利空信息对投资者的知情交易行为会产生不同的影响，如果不加以区别，必然会影响到实证研究的结果。本文采用虚拟变量的方式对不同的信息类型进行区分，即利空信息（预亏）取值为0，利好信息（高送转、重组和预增）取值为1，这样就可以把两种类型的信息加以区别，以避免研究结果的有效性受到影响。

首先，本文对信息公告前期知情交易行为与机构投资者资金流向的关系进行了实证分析，采用面板数据分析方法中的固定效应对方程（1）进行回归，同时进行异方差和自相关调整，得到参数的估计值如表4所示。

实证结果表明，在5%的置信水平下，PIN与Institution之间存在着显著的关系，且Institution的系数为正，验证了PIN与Institution之间存在正相关的关系，说明机构投资者资金流向对知情交易程度有显著的影响，支持了假设1。当某只股票的机构投资者资金流入时，会导致知情交易程度的提高；反之，当机构投资者资金流出时，会导致知情交易程度的下降。资金流向反映了机构投资者在信息公告前期利用信息优势和资金优势进行知情交易的行为。PIN与|S-B|在5%的置信水平下存在显著的正相关关系，意味着投资者对信息反应程度越大，知情交易程度越会提高。代表公司治理的指标Transparency和SC3，分别在1%和5%的置信水平下通过了检验，说明公司治理水平对知情交易程度有显著的影响，从表4可以看出，公司的信息透明度越低，股权集中度越高，知情交易程度越高。反映流动性的指标，除了Wide在10% 的水平通过显著性检验外，其他两个指标Depth和Turnover都没有通过检验，意味着流动性指标市场宽度、市场深度和换手率对知情交易程度的影响不太显著。代表公司业绩的ROE在1%的置信水平下通过了检验，且系数为正，说明公司经营业绩越好，越容易引起知情交易程度的提高。PIN与Asset在5%的置信水平下呈显著的负相关关系，意味着公司规模越大，知情交易程度越低，原因主要在于公司规模越大，越容易受市场的关注，其私有信息越容易被市场发掘和传播，因而知情交易发生的概率越小。代表信息类型的Type在5%的显著性水平下通过了检验，且系数为正，结合前面的假设，说明利好信息对知情交易程度的影响比利空信息更大，也验证了我国股市中投资者更多利用利好信息进行知情交易的事实。

其次，本文对信息公告前期机构投资者仓位的变化与累计超额收益之间的关系进行了面板数据分析，通过对方程（2）的回归，回归结果见表5。实证结果表明，在1%的置信水平下，CAR与Institution之间存在显著的正相关关系，说明机构投资者资金流向对超额收益有着显著的影响，支持了假设2。当相关股票的机构投资者资金流入时，超额收益显著为正；反之，当相关股票的机构投资者资金流出时，超额收益为负。意味着机构投资者在参与知情交易的过程中，遇到利好信息，资金流入，提高持股仓位时，可以获得超额收益；而遇到利空信息，资金流出，降低仓位时，机构投资者可以规避市场下跌的风险。|S-B|没有通过10%的显著性检验，说明超额收益与代表投资者对信息反应程度的指标之间没有显著的关系。代表公司治理的指标Transparency和SC3都通过了5%的显著性检验，说明公司治理水平对超额收益有显著的影响。公司的信息透明度越低，股权集中度越高，即公司治理水平越低，越容易进行知情交易和操纵股票，超额收益越大。代表流动性的指标中，只有Turnover通过了1%的显著性检验，且系数为正，说明超额收益与换手率之间存在显著的正相关关系，而其他两个代表流动性的指标Wide和Depth都没有通过10%的显著性检验，说明微观市场结构中的流动性指标与超额收益之间不存在显著的关系，只能从符号上推断可能存在正面的影响。代表公司业绩的ROE没有通过10%的显著性检验，说明超额收益与公司经营业绩之间没有显著的关系，这也意味着选择经营业绩好的公司不一定能够获得超额收益，这也导致了我国股市中投资者在选股时不重视公司的经营业绩。代表公司规模的Asset没有通过10%的显著性检验，说明超额收益与公司规模之间不存在显著的关系。在5%的显著性水平下，代表信息类型的Type通过了检验，且系数为正，说明投资者利用利好信息获得的超额收益显著性大于利空信息。这与我国股市中没有实行卖空机制有关，

我国股票市场虽然已实行了融券制度，但仍存在不少限制，融券品种和规模都很少，投资者想要卖空股票非常困难，融券制度并没有真正落实。投资者往往利用尚未公开的利好信息来炒作股票，从而在股价的上涨中获得超额收益；而利用尚未公开的利空信息来卖出持有的股票，以规避股价下跌的风险，却难以获得超额收益。

因果检验

为了进一步揭示机构投资者资金流向与知情交易概率及超额收益之间的关系，本文再进行Granger因果检验。检验之前，先进行单位根检验。表6列出了ADF值的检验结果，三个变量PIN、Institution和 CAR的ADF的检验值均小于显著性水平为1%的临界值，说明它们都是平稳序列，可以进行Granger因果检验。

本文分别对PIN与Institution两者之间以及CAR与Institution两者之间作Granger因果检验，均取滞后阶数为2。从表7的检验结果可以看出，在5%的显著性水平下，Institution对PIN和CAR都存在Granger因果关系，而PIN和CAR对Institution均不存在Granger因果关系。说明机构投资者的交易行为是导致知情交易概率和超额收益变化的原因，而知情交易概率和超额收益变化不是投资者交易行为的原因。也就是说，机构投资者是知情交易主要的参与者和受益者。

五、结 论

本文利用EKOP模型对高频数据的挖掘，从机构投资者资金流向的视角，通过对2009年高送转、重组、预增和预亏四种类型的上市公司在信息公告前后知情交易行为的研究，可以得出以下结论：

第一，在我国股票市场，知情交易行为在上市公司信息公告期间是普遍存在的。其中，信息公告前期知情交易行为最为严重，信息公告后期知情交易行为相对较轻，说明知情者在信息公告之前普遍存在利用私有信息进行知情交易的行为。不同信息类型的知情交易行为存在显著的差异，在信息公告前后不同的三个时期，利好信息的PIN值都高于利空信息，反映出知情交易者对利好信息比利空信息更为看重，更多地利用利好的私有信息进行知情交易。

第二，在上市公司信息公告前期，知情交易程度与机构投资者资金流向存在着显著的正相关关系，机构投资者资金流入，会导致知情交易程度的提高；反之亦然。反映了机构投资者在信息公告前期利用信息优势和资金优势进行知情交易的行为，从实证的角度验证了机构投资者是知情交易最主要的参与者。因而，对监管层来说，应该把机构投资者作为重点的监管对象，才能更好地防控知情交易行为。

第三，超额收益与机构投资者资金流向在信息公告前期存在显著的正相关关系，机构投资者资金流入，可以显著提高超额收益；而机构投资者资金流出时，超额收益为负。这意味着在信息公告前期，机构投资者利用利好的私有信息参与知情交易，买进股票，提高持股仓位，可以获得超额收益；而利用利空的私有信息卖出股票，降低持股仓位，可以规避市场下跌的风险。可见，机构投资者是知情交易的受益者，而与之相对的中小投资者却成为知情交易的受害者。因此，要保护中小投资者的利益，就应该大力打击和防控知情交易行为。

第四，机构投资者资金流向对知情交易概率和超额收益存在Granger因果关系，而知情交易概率和超额收益对机构投资者资金流向不存在Granger因果关系。说明机构投资者的交易行为是导致知情交易概率和超额收益变化的原因，而知情交易概率和超额收益变化不是投资者交易行为原因。从另一个角度上看，机构投资者是知情交易主要的参与者和受益者。

参考文献：

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收稿日期：2012-01-12

基金项目：国家社会科学基金重点项目“现代农村金融制度构建与创新研究”（08AJY030）；国家社会科学基金项目“农村公共产品流通体制改革”（10BJY060）

资金流向4

种种迹象表明，全球资金流向正开始新一轮的变局，而该变局到来的速度令许多人始料不及。

全球资金追踪机构新兴市场投资基金研究公司（EPFR）最新数据显示，在截至6月5日的一周内，有超过40亿美元的资金从新兴市场股票基金中撤出。与此同时，从中国股票基金中撤出的资金量达到了2008年第三周以来的最高，从香港股票基金撤出的资金则达到了近十年最高。

资金正在从新兴市场国家撤出的迹象远不止如此。MSCI新兴市场指数目前已跌至自去年9月6日以来低点，该指数今年以来已下跌了9%，而同期MSCI全球指数上涨10%。据彭博社报道，海外热钱的回流在近期给新兴市场带来恐慌，泰国股市11日暴跌%，菲律宾股市暴跌%，印尼股市暴跌%。

“海外投资者不惜任何代价要将资金从泰国股市和其他金融资产中抽走，资金流已经发生逆转，由内流变外流，虽然泰国经济和收入增长仍然良好。”曼谷Kasikorn证券公司投资策略师Kavee Chukitkasem说。

新兴市场国家货币币值也在急速下跌。印度卢比最近对美元暴跌至接近1美元兑59卢比的历史新低，南非兰特和巴西雷亚尔兑美元也触及四年来低点。而为了阻止热钱的快速回流，一些新兴市场国家已经开始采取行动。12日，印尼央行宣布将隔夜存款利率上调25个基点至%，旨在缓和印尼盾面临的越来越大的压力。

资金纷纷撤出新兴市场国家现象的背后正是市场预期的变化——美国经济不断释放出好转信号，虽然美联储的表态似乎仍旧“模棱两可”，但越来越多的市场人士相信美联储将比预想中更快退出量化宽松政策（QE）。美联储主席伯南克日前在国会听证会上表示，现行的量化宽松政策不会变，但也将根据美国就业市场和通胀水平的变化状况，来考虑缩减资产购买计划规模，而美国达拉斯联储主席理查德·费希尔最近则称，美联储将重新评估现行的购债计划，或将做出微调。

“新兴市场已经进入剧烈振荡阶段……投资者担心美联储将逐步退出债券购买计划。”彭博社援引分析师的话称。而法兴银行新兴市场策略负责人甚至在最近的报告中预计，“新兴世界的牛市结束了。我们不再认为新兴市场今年会上行。”

对中国而言，前期较大规模的资本流入趋势能否持续也存在不确定性。外汇占款被视为观察跨境资金流动的重要指标。今年以来截至4月底，央行口径新增外汇占款已超过万亿元，而全口径外汇占款新增量已超过万亿。5月份的数据尚未公布，而业内分析认为，伴随着QE退出预期的增强，人民币升值趋势的放缓，“热钱”流入的动力也在减弱。

最近，人民币汇率频现“中间价升、即期成交价跌”的现象，多名交易员称，市场购汇盘最近已经多于结汇盘了，不排除市场近期出现逆转的可能性，市场变化很快。“外汇局5月份发文从加强银行结售汇综合头寸管理、严查虚假贸易、加大外汇管理核查检查力度等多方面严控外汇资金流入，一定程度上调节了外汇市场的供需。另外，中国最新公布的经济数据尤其是出口数据也并不乐观，影响了市场情绪。以上这些因素，短期内限制了人民币进一步升值的幅度。”国际金融问题专家赵庆明表示。上周公布的一系列数据显示，中国的经济增长进一步放缓，工业生产和房地产投资5月的增速下降，出口增速也远低于预期。

市场预期的转变而引发的流入中国的资本规模大幅下降甚至发生逆转的可能性是存在的。不过，今年全年，中国面临的资本流入的可能性仍大于资本流出的可能性。

资金流向5

此次会议提出的定向下调农村中小金融机构的存款准备金率，主要指的是当地的农商行和农村合作银行，那么，站在银行业运营的角度，下调存款准备金率是否能起到增加当地小额信贷投放，以加强支农资金配给的目的？

县域农商行、

农合行准备金率已经较低

从2007年―2012年央行在存款准备金率设定上的波动趋势来看，很显然，农村的中小金融机构，包括农村商业银行和合作银行，其存款准备金率从2008年以后就开始逐步低于大型金融机构的准备金率。如果说适当降低农村中小金融机构的存款准备金率就能增加对口的小额和支农信贷的话，那么是否说明目前农村中小金融机构%的存款准备金率，实际上并没有起到有效的货币投放和控制的调控作用呢？也就是说，目前农村中小金融机构在准备金率上已经大幅低于大型金融机构，简单依靠下调准备金率，又能释放多少存量资金呢？又是否能通过特定渠道进入支农产业？

存准下降所释放的资金

或将流向城市

就农村中小金融机构，主要是银行的运营模式而言，存在着一定的业务模式扭曲。一般而言，县域的农信社、邮储，包括转制后的农商行，其主要服务对象应该是农村地区的产业和农民，而非通过银行业同业之间的拆借来实现农村储蓄资金的外部投放。在现实的业务操作上，农村金融通过银行渠道汇集资金，但就比例而言，并没有主要流回农村小额信贷市场，而是通过公司业务授信集中于当地公司客户，或者通过“银银平台”等金融市场业务，流向了区域中心的股份制银行和大行，等于是把农村资金抽走，服务于区域经济中心。

所以，在这种农村金融服务的生态下，光靠下调存款准备金率是远远不够的，如果不对农村金融机构的贷款渠道和投向做更多的行业和细分定位，恐怕下降存准所释放的资金最后还是流向了城市。所以，与调整准备金率政策相比，更重要的是从县域农商行的业务结构上进行调整，完全依靠行政化的手段很难推动下层的市场化信贷资金调整，反其道而行之，需要的是银行业务结构的调整，而非简单的定向调准。

优化投放渠道才能治本

央行实行存款准备金的目的，是为了确保商业银行在遇到突然大量提取银行存款时，能有相当充足的清偿能力。这个制度规定，商业银行不能将吸收的存款全部贷放出去，必须按一定的比例，或以存款形式存放在中央银行，或以库存现金形式自己保持。自20世纪30年代以后，存款准备金制度还成为国家调节经济的重要手段，是中央银行对商业银行的信贷规模进行控制的一种制度。中央银行控制的商业银行准备金多少和准备金率高低影响着银行的信贷规模。

存款准备金率与公开市场业务、贴现率一起成为央行调控货币投放的一种宏观政策。近年来，特别是去年6月份市场钱荒现象的出现，让央行看到了现有的几大工具在调控货币和信贷方面的部分失效，于是通过“常备借贷便利”等临时性的工具来进行弥补。但就总体而言，存款准备金率仍然是进行货币政策调整的主要工具之一，其作用主要有两个：一个是控制货币，也就是商业银行信用的乘数效应；一个是保证商业银行的流动性风险应对能力。

然而，从银行业务具体分布和投向来看，发展支农信贷，扶持农业发展属于具体的业务层面，并不涉及整体的货币投放和信贷规模问题。在这个问题上，需要考虑的是如何通过现有的中小金融机构信贷资金的投向渠道优化来满足农业发展，而不是通过最顶层的存款准备金调整来释放资金，进行补充。

一来，这种方式即便能产生作用，也只能解决一时的信贷投向问题，并不能从根本上改变农村金融机构的业务和资金投向；二来，在利率市场化的前景下，农村中小金融机构面临的危机更大，如何吸收客户存款，如何进行高效率的信贷匹配和服务，才是考虑的核心问题，而降低存款准备金率，实际上是降低了其风险意识，容易造成某种认识上的偏差。利率市场化时代，银行的保障将由国家隐形担保转移至存款保险制度，中小银行、农村金融机构的风险相对更大。

从政策意图看，

可能不是全面的货币政策调整

4月22日，央行宣布，决定从2014年4月25日起下调县域农村商业银行人民币存款准备金率2个百分点，下调县域农村合作银行人民币存款准备金率个百分点。

站在央行的角度，央行、银监会早在2010年9月28日就公布了《关于鼓励县域法人金融机构将新增存款一定比例用于当地贷款的考核办法（试行）》，鼓励县域法人金融机构将新增存款主要用于当地贷款，加大县域信贷资金投入，进一步改善农村金融服务。

2013年9月，银监会也了《中国银监会关于进一步做好小微企业金融服务工作的指导意见》，要求各地银行对小微企业贷款增速不低于各项贷款平均增速，增量不低于上年同期。相关部门要对小微企业贷款增长情况按月监测、按季考核，确保各地区实现“两个不低于”目标。？

可见，服务好农村三农信贷需求和促进小微企业发展，是央行和银监会的现有业务导向之一，在现有的监管和执行体制下，还不需要动用存款准备金这一宏观货币调控措施。国务院此番下调农村金融机构的存款准备金率，不排除有其他目的。

如果定向降低存款准备金率主要不是着眼于农业信贷这一业务领域，而是借助农村发展的信贷需求来检验半市场化条件下降准给农村金融机构带来的影响，那么也不失为一种政策微调上的努力。

在国务院考虑以定向降准方式来提升“三农”服务的同时，对于定向降准的机构也特别强调了“符合要求的”机构，意味着并不是所有的县域农商行和合作银行都会被纳入到定向降准的范围。