中国股市价格变动与交易量关系的实证研究
我国股市大单交易对股价影响的实证研究的开题报告
我国股市大单交易对股价影响的实证研究的开题报告一、研究背景大单交易是指交易额在该股票当日总成交金额的一定比例以上的交易。
随着中国股市的开放和发展,大单交易的重要性越来越凸显。
大单交易不仅可能导致股价波动,也可能反映出市场参与者的情绪和行为。
因此,研究大单交易对股价的影响,对于了解市场的运作机制和预测未来市场走势具有重要意义。
二、研究目的本研究旨在通过对中国股市的实证研究,探讨大单交易对股价的影响。
通过对大单交易买入和卖出的交易量和价格的分析,以及对股票价格波动的研究,探索大单交易对股票价格的影响因素和机制。
三、研究内容和方法研究内容:1. 研究大单交易对股票价格的影响;2. 分析大单交易买入和卖出的交易量和价格的关系;3. 探讨不同类型的大单交易对股票价格的影响;4. 考虑市场情绪和其他宏观因素的影响因素。
研究方法:1. 构建股市交易数据的数据库,选取适宜的数据源;2. 统计大单交易买入和卖出的交易量和价格,并对其进行数据清洗和加工;3. 运用回归模型等统计方法,分析大单交易对股票价格的影响;4. 使用Python、Stata等工具进行数据处理与计算。
四、预期成果本研究的预期成果包括:1. 通过对中国股市大单交易数据的实证研究,揭示大单交易对股票价格的影响因素和机制;2. 提供针对大单交易买入和卖出的交易量和价格的影响因素的分析;3. 对市场参与者和投资者的决策提供有价值的参考。
五、研究进度安排1. 数据收集与清洗(1个月);2. 研究框架的建立(1个月);3. 数据分析和处理(2个月);4. 结果展示和分析(1个月);5. 论文完善并撰写成品(2个月)。
六、参考文献1. 蒙纳.股票大单交易的对股票价格的影响分析[J].商业研究,2021(5):70-76.2. 石建华.股市大单交易对股票价格的微观影响机制(Data Symposium 2019)[J]. 大数据,2019(4):16-21.3. 李丹.基于大单交易的股票价格影响研究[J].数据科学,2020(3):72-81.。
中国股市交易量与收益波动关系的实证分析
体现在以 下两个方面: ) ( 交易量对波动性的 1 持续性的 解释能力,
加入 交易 量后, 性的 波动 持续性效应变得越弱, 交易量对波动性 的解释能 力越强; ) ( 交易量对波动性的边际解释能 系数的绝 2 力, 对值越大, 交易量 对波动性的解释能力越强。M H对信息交易 D
大量实证研究发现交易量与波动性之间存在显著的正相 G R H A C 模型, 分析不同性质的交易量对波动性的解释能力以及 关, 大的波动 性总 伴随 着大的交易量。一 些理论试图 解释交易量 信息冲 击对收益波动的 影响。
与波动性之间的这种相关性, 实证研究更多地支持了信息理论 模型, 而市场微观结构理论也指出, 价格的变动主要是在新的信
●
分显著, 资者对信息到达的反应存在一个调 整的过程。 投 关键词 : 交易量 ;波动性; D M H;G R H模型 AC 中图分类号: 2 5 咫3 . 文献标识码 : A 文章编号 :61— 352o )7— 09—0 17 56 (06a 0 4 3
一
、
引言
差作为信息交易量, 然后将信息交易量与非信息交易量加入
考察交易量对波动性影响的核心在于在波动性方程加入交
样本量 均值 标准差 偏度 峰度
r 21 0 0. o 4 1 5 3 0. 5 8 8 3 3 o 8 .3 0 5 . 3
D 统计量 J 统计量 W —B
2. 0 0 1 3 1 9 0 8.
易 量。 交易量对波动性的解释能力( 或交易量的信息代理能力)
0.7 93
表 2波 动 方 程 的 参数 估 计 结 果 :
a 0
0.2 11
a l
0 16 .6
深圳股市交易量及价格的长程相关性研究
常表示同一时间序列在任意两个不同时刻的取值之间的相 关程度, 该函数被定义为:
A ( £ ) = [ ( F ( t ) F ( £ 村, ) ) 一 ( F ( £ , ) ) ] 其中F ( 1 ) 表示时刻t 的时间序列取值, 表示该时间序列的
标准差。
存在持久性特征, 即如果某一时刻序列上升( 下降) , 那么它在
下一个时刻很可能持续上升( 下降) , H越接近于 , 这种可能 性越大; 当D < 0 . 时, 则是一个反持久性过程, 即如果某一时 刻序列上升( 下降) , 那么下一时刻它很有可能下降( 上升) 。 图3 给出了深证成指交易量的 S 分析结果。
的长程相关性特征进行了有益的探讨 。
格指数序列和成交量序列均具有很强的长程相关性 特征,且指数价格与成交量之间存在着较强的互相
关关系, 证实了 金融市场的非有效性特征。
长程相关性也称为持久性, 它描述的是序列的高阶相关结
构。深入研究资本市场的长程相关性, 对于分析与了解市场结 构、 判断市场的走势以及长程相关性对市场风险与未来变化的 影响等方面都具有重要作用。 尤其是近些年来频繁爆发的金融
股票进行实证研究 , 发现其波动率均具有明显的长程相关性 特征。 M a r i a n i 等分别运用重标级差( R / S ) 方法 , 消除趋势波动
表 1 样本 基 本统 计量 分 析
样 本
价 格 样 Leabharlann 数 5 9 O 4 0
均 值
1 0 6 7 6 . 1 7
最 大值
1 9 2 1 9 . 3 1
最 小 值
5 5 7 8 . 2 3 9
标 准 差
3 7 9 6 . 9 9 9
成交量变动对股票价格波动影响的实证研究
究工 作
其中
t
h
A
.
.
K im
和
J
o
hn
R
N o f s in g
e r
在研 究亚 洲
而 非 预 期 的部 分 不 但 与 同 期 的股 价 波动 正
。
投资者金 融 行 为特 征 时
鉴于此
发 现 亚 洲 证 券 市 场 上 的价 格 波 动 受 投
。
相关
.
还 可 以为下 期 的股 价波动提 供 预 测信 息
。
.
为本国货币相对外
。
关 于 成 交 量 与 股 票 价 格 关 系 的 问题 在 理
.
.
国货币的预期贬值率
因此
.
论 界 仍 然没 有取 得 共 识
成
交 量 与股 价 之 间存 在 着 长 期稳 定 关 系
和 股价 之 间没 有关 系 的结论
。
少 部分 学者得 出成 交 量
通常
,
2 ) 我们假定 外国市 场 利 率 ( ) 比较稳定 或 变动较小
更有
“
价走量 先
不 过 将成 交量 划分 为预 期 和 非预 期部 分 后
发现这两个部分对
的说 法
.
。
国外研 究者 己 经 进行 了 大量 的关 于 价量 关 系 的研
Ke
n n e
收益 率 波动 的影 响是 有 区 别 的
动 没 有 明显 相 关 性
,
,
预 期 到 的 交 易量 变动 同 股 价 波
1
。
赵
间接 反 映市 场 参 与 者 的交 易 特 点
速度
、
交易习惯
中国股市量价关系的实证分析
△ l : 0 )(— ) N( e , )2 4
l J epA 曰 : x (  ̄ Ⅳ , )2 5 ) -) (
△ : ( I N 0 , I: , ,
)
并且: l : (+ -') 2 6 l J , l, (- ) Ⅳ, '
对 于 修 正 的 混合 二 元 模 型 , 程 (— 方 2 3 )式 由 下面 的 方 程 ( — )式 来替 代 : 2 7
维普资讯
中国股市量价
关系的实证分析
张小 明 杨建萍 浙江理工大学 3 0 8 1 1 0
满 足 。 isn e (9 8认 为 不 能 直 接 使 用 Lee fl 1 9 ) d 泊 松 分 布 估计参 数 , 但如果 假定( 脚 ) 脚 足 够 大 , 泊 松 分 布 可 以近 似 为相 应 的 正 态分布 : 【 文章 摘 要 】 股 票 市 场 交 易 量 和 价 格 波 动 性 之 间 的 关 系 , 长期 以 来 一 直 都 是 金 融 领 域 的 一 个 重 要 话 题 。 本 文主 要 是 从 金 融 市 场 微 观 结 构 理 论 出 发 , i 用混 合 l 分布假说 (D )来对 中国股市的量价 MH 关 系建 立 模 型 , 采 用 马 尔 可 夫 链 蒙特 卡 罗模拟 方 法 ( C C , 示 了 交易 量 M M )揭 和 价 格 波 动 的 动 态联 动 性 特 征 , 交 易 量 与价 格 波 动 都 有 潜 在 的直 接 因素 一 信息流过 程共 同作 用。
l ) , =, —+ , : a O1 n = , + l #W(, ), 这 样 就 对 T u h n a d Pts18 ) 于 a c e n it(9 3关 混 合 变 量 序列 独 立 假 定进 行 了扩 展 。为 标 准 化 模 型 ,设 参 数 D =l ,标 准 二 元混 合 模 型 ( — )变 为 : 21
中国股票市场量价关系实证研究
困难 。 以我们对时间系列分析时通常要求时间系列是平稳 的。 所 平稳性检验 :平稳性检验有图示判断和单位根检验等很多
带 常数项
V 0.90 2 2
带常数项和趋 势项
0. 03 33
不 带
0. 461 6
p
09 0 .9 5
08 8 .3 3
09 9 .9 2
注 : 内数据为 P值 。 表
表 2 AD F检 验 结 果
1 =1 1 =2 1 =3
II R 。
I p I 。
最著名的量价滞后相关验证非 Ga gr rn e 因果关 系检 验莫 属 , Gagr rne 因果关系检验主要用来检查两个变量之 间的因果关 系 ,
即哪 一 个 是 因 , 一 个 是果 , 者说 两 者 互 为 因 果 。 哪 或
l L,v)n ) dv l— ,于是就得到了 I l /= ( n ( 。 两个相对应的时间序列
深 30 0 指数及其成交量的 日数据 ,从 2 0 06年 3月 2 1日到 2 0 07 年的 7月 2日共 3 1 1 个样本 , 数据来源于大智慧交易系统 , 应用
软件 E i s.。 v w 50 e
分析步骤为 : 出样本期 中各 日成交量和指数 , 找 分别 对他们
进行平稳性检验, 再求出 各日 指数和成交量的变动率:ll l R=
E
表 3 Grn e 因果检验 agr
1 =1 1 =2 1 =3
图 3 成 交量 变 动 率 — . 33 1 25O 9
从 ( r) d/ . v
我国股指期货与股市波动相关关系的实证研究
我国股指期货与股市波动相关关系的实证研究一、研究背景随着中国经济的发展,中国股市及其与之相关的衍生品,如股指期货,从1997年开始增长,我国股市的规模已经超过其他主要发达国家市场,占世界股市总市值的比重也超过了20%,已经发展成为一个全球重要的股票市场。
股票市场上的金融资本是整个实体经济中重要的资本形式之一,在宽松政策的促进下,资本运作相互联系,与政策的改善、物价涨落及其他各种社会变量相互依赖,尤其是与股市波动相关的股指期货衍生品日益受到市场关注,也受到学术界广泛关注,同时,也越来越受到广大投资者的重视。
因此,研究我国股指期货与股市波动的关系显得尤为重要。
二、相关文献综述近六年来,相关文献中对我国股指期货与股市波动的含义已经较为清楚。
第一,赵志明等(2012)采用时间序列模型研究发现,尽管我国股指期货投机收益率低于股票市场,但是股指期货仍然有助于降低股票市场风险。
其次,贾卫斌(2012)利用半参数VAR模型检验了2009年5月到2011表明,熔断保护措施对双边市场中股指期货和股票市场的表现有着重要的影响,同时还发现熔断保护措施能够降低股指期货与股票市场之间的互动行为。
再次,王恩俊(2012)研究发现,虽然投资者可以利用股股指期货作为一个装填风险的工具,但是投资者在具体实践中往往因为投资者自身的主观性偏离了理性投资,给股市带来了重大的不利影响。
最后,程兆辉(2012)发现,FTSE中国A50股指期货在北京A股市场上的联动作用可以加强股票市场的市场效率,从而提高股市的投资回报。
因此,股指期货与股市之间的关系已经受到学者们越来越多的重视。
三、研究方法考虑到对我国股市波动和股指期货之间关系的研究非常复杂,本文使用协整检验和VAR模型来实证地检验股市波动与股指期货之间的关系。
使用的样本数据来自2000年1月到2012年12月的沪深300指数收盘价格、成交量、融资融券余额和股票指数期货收盘价格以及成交量。
根据以上数据,对数据进行ADF正交差相关和VAR模型检验,检验股市波动与股指期货之间的关系。
中国股票市场量价关系浅析
CAIXUN 财讯-13-中国股票市场量价关系浅析□ 天津财经大学 韩潇阳 / 文本文通过论述我国股票市场上股票价格和股票交易量之间的关系,分析研究当股票交易量突然被放大时,股票未来一段时间价格的走势,为股票交易者提供一定的参考依据。
股票市场 量价关系 价格走势在我国股票市场中,股票成交量和成价格有着很密切的关联。
资本市场有句非常著名的话:“量比价先行”。
在日常的交易中很多交易员都把价格和交易量作为基本的分析标的,影响交易的因素有很多,但是交易量和交易价格是其中非常重要的一个因素。
在广泛研究的学术层面,股票和资本市场的量价关系分析一直以来吸引了大量的研究者。
通过对于量价关系的深入分析,广大投资者和交易员能够更加准确地把握市场节奏,广大学者可以更好地揭示信息对资本市场的影响,解释资本市场价格波动,为资本市场管控提供政策依据。
关于量价关系,目前理论界主要存在以下几种模型:信息理论模型、交易理论模型和理念分散模型。
在目前的市场交易过程中,信息时时刻刻会到达市场,投资者买入卖出股票的行为在一定程度上反映了信息的内容,所以说信息内容通过价格和交易量影响了股票价格的走势。
市场上存在大量的信息,各种信息也会以不同的渠道传达到股票市场,传到具体的交易者,因为这些复杂的信息流,无法被所有的交易者实时收到,因此交易量往往会代表者信息,股票价格的升高或者降低代表了信息传递的正负面内容,不知道信息内容的投资者会根据具体个股的量价关系情况,进行投资决策。
我国股票市场相对于世界上其他国家的市场波动率比较大,这是因为有很多信息不对称情况,以及大量信息缺乏的散户交易群体。
大量的股票实际案例表明,我国沪深股票日常交易中,股票价格包含了大量的信息,进而为基于量价关系的技术研究提供了较好的理论支持。
在我国目前的沪深股票交易中,如果某只股票突然出现了利空,大量的投资者就会选择卖出该股票,由于接手盘很小,股票的下跌趋势要远远大于利好消息对该支股票的影响,负面消息对股票的影响非常显著。
我国沪市股票量价关系实证研究
2 收 益 率和 成 交 量序 列 的 统计 特征 。下 面 两 幅 图 分 别 是 上 证 、
综 指 的 日收 益 率 和成 交 量 序 列 图 , 及 表 1 在 不 同 时 间 跨 度 下 以 是 的 收 益 率 和 成 交 量 的描 述 性 统 计 分 析 数 据 , 中列 出 了 收 益 率 和 表
给 出 了数 据 的 序 列 图 和 统 计 描 述 并 就 成 交 量 的 线 性 时 间 趋 势 利 用 回 归
进 行 了 剔 除 。利 用 格 兰 杰 因 果 检 验 研 究 股 票 价 格 和 成 交 量 之 间 的 关
个交 易 日的 上 证综 合 指 数 的 收 盘 价 ( ) 成 交 量 ( ) 据 。所 有 元 和 手 数
的 数 据 同 样 没 有 价 量关 系 。C e 等 ( 0 1 利 用 9 发 达 国 家 和 地 hn 20) 个
区 股 市 的大 盘 数 据 , 格 兰 杰 因果 检 验 检 测 了 股 价 和交 易 量 之 间 用 的 动 态 关 系 , 果 认 为交 易 量 和 股 价 的 绝 对 变 动 量 之 间存 在 正 相 结 关关 系 , 些 市 场 上 是 股 价 变 动 先 于 交 易 量 变 动 , 另一 些 市 场 则 一 而
停 制 度 , 票 的价 格 和交 易 量 的 波 动 具 有 特 殊 性 , 此 本 文 的样 本 股 因 从 19 9 6开始 , 集 从 19 采 9 6年 1 2日至 2 1 月 0 0年 l 1月 4日期 间 3 8 59
了交 易中主要信 息 。本文对 沪 市综合 指 数 和 成 交量进 行 了对数 处理 ,
一
、
ቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
在 股 票市 场 技 术 分析 中 , 格 、 交 量 、 间 和 空 间 是 进 行 分 析 价 成 时 的非 常 重要 要 素 。这 几 个 因素 的具 体 情 况 和 相 互 关 系 是 分 析 的 基 础 。对量 价 关 系 的认 识 是理 解 股 市 波 动 性 的关 键 , 于 深 入 理 解 市 对 场 价 格传 导 机 制具 有 相 当作 用 。在 股 票 交 易 中 , 资 者把 量 价 关 系 投 作 为对 市场未 来 预测 的关 键 指 标 。研 究 股 票市 场 价 量 关 系可 以帮 助
我国股票市场价格波动与成交量关系的实证分析
f 奠。
收 盘 指 数 。 和 a2 别 是方 程 中ARC a 1 9 H 项和 G ARC 项 的参 数 ,“ 1 0 d2 H ≥ , ≥ 0 a 1 <l( + d2反应 了收 益 波 , +d2 。 d 1 ) 动的持续性 。 我 们把 交 易 量 分 解 后 的预 期 交 易量 、 五 、结论 本 文运 用 G ARC 1 模 型 , MDH l M 以 非预期交易量和移动平均交易量三部分一 模型为理论框架 ,实证分析 了中国股票市 起加入到() 5 式的条件方差方程 ,得到() 6 场 波 动性 与交 易量 之 间 的 关 系 ,得 到 了如 式: 下结论 : ^ a o ̄a, 属 + + () =oq1 zl 肛 +g+h+ 6 在 我 国 ,交 易 量 对 股 价 波 动 解 释 能 其 中 ,Vp t 示 移 动平 均 交 易 量 , 力 很 强 , 中 国 股 市 的 短 期 波 动 主 要 是 由 ma 表 V t 示 预 期 交 易量 ,Vu 表 示 非 预期 交 交 易 量 导 致 的 , 而 非 预 期 交 易 嚣 对 中 国 e表 t 易量 。 p l p2 D3 别 反 应 了 这三 种 股 市 波 动 的 解 释 能 力 要 比 预 期 交 易 量 的 、 和 分 交 易量 对 股 价 波动 的影 响 。 立 方 程 ( ) 联 4 、 解 释 能 力 更 重 要 。 中 国 股 市 符 合 混 合 分 ( )和 ( )式 即为本文的实证模犁。 5 6 布 假 说 ( DH ) 论 这 个 主 流 量 价 理 论 , M 理 交 易 量 代 替 的 信 息 流 是 引 起 股 价 波 动 的
中国股票价格预测与实证分析--毕业论文
中国股票价格预测与实证分析--毕业论⽂题⽬《中国股票价格预测与实证分析》学院(部) 财经学院专业⾦融学组员林锦辉(组长)(201301801049蒙祥胜(201301801056)指导教师杨毅2016年4⽉24⽇⽬录1.案例摘要 (1)1.1研究主题 (1)1.2数据类型 (1)1.3起⽌时间 (1)1.4主要研究⽅法 (1)1.5⼩组成员及任务分析 (2)2.模型的提出 (2)3.数据来源 (2)4.建模与分析 (5)4.1古典线型回归模型 (5)4.12多重共线性检验 (6)4.13残差⾃相关性检验 (6)4.131图⽰法 (6)4.133B-G检验法 (7)4.14⾃相关性的修正——⼴义差分法 (7)4.15残差异⽅差检验 (8)4.2VAR模型——向量⾃回归模型 (10)4.21平稳性检验 (10)4.22协整检验 (13)4.23Granger因果检验 (14)4.23VAR模型选择 (15)4.24脉冲检验 (17)4.3ARIMA模型——⾃回归单证移动平均模型 (18)4.31⾃相关系数(AC)与偏⾃相关系数(PAC) (18)5.政策与建议 (21)5.1技术⾯与基本⾯相结合分析。
(21)5.2英国资本市场的桥梁性。
(22)5.3中国股市较强的独⽴性。
(22)5.4中国股市的在技术⾯可研判性不⾼。
(22)1.案例摘要2014年4⽉起,中国股市迎来了股市的春天。
上证指数盘⾯信息显⽰,股指从2000点开始放量上涨,市场开始散发投资的⽓息。
投资者,在⾼回报的驱使下,跑步⼊市。
回顾往昔,中国⾃2007年⾦融风暴席卷全球下,股指呈断崖式下跌。
市场⼀⽚恐慌,⽽导致股市陷⼊了7年的低迷。
中国股市才⾛过25年左右的历史,股市相对于发达国家来说,并不是⾮常完善。
有着,“政府市”的说法。
⽽投资者为散户居多,机构投资者少。
由于中国股市的不成熟性,⽽股市投资本来就充满了风险。
为了,加深对中国股市的了解以及能更好的实现资本保值或增值。
中国股市收益和交易量动态引导关系的实证分析
研究股市收益和交易量之间的关系 , 有助于认识股票市场 内部 的微观结构 、 股市信息的传播方式及 股市价格的分布特征 , 也是研究套利机会和市场效率的重要手段。本文实证研究 沪深 A、 B股市场 日收益 和交易量之间 的线性和非线性 Gagr r e 引导关系 , n 探索我国股票市场的内在特征。
文 献简单 回顾
价量关系理论研究包括 : 1S I 型。在 Jni s (9 1 的序贯信息 (A :eunil a i f ( )A 模 en g 等 18 ) n S Isq etl rv o ay r a l i om tn 模 型 中 , 息序贯到达 市场并传播 、 n r ao ) f i 信 同时驱 动交易量 和价 格 , 交易量 和价格 变动之 间互 为 G agr rne 因果 。( ) D 2 M H。在 Ca ( 3 的混合分布假定 ( D t i ue f ir u os yo ei 模 l k 17 ) r 9 M H:l mx r o dsi tn pt s ) l e t tb i h h s 型 中, 交易量度量信息流速度 , 信息流速度同时影响同期收益和交易量 , 不存在从 交易量 到收益的动态 引导 。在 E p 和 E p (9 6 的 M H模型 中, ps p s17 ) D 交易量度量投资者根据市场信息 调整 自身保 留价格时 的 意见分歧程度 , 意见分歧程度越大交易量越大 , 其结论意味着从交易量到价格波动的正 向引导关系 。 3 ()
和 Jns19 ) oe(94 进一步完善 了 B e ak和 Bok r 的非线性 Gagr c r e 因果检验 , n 并分别检验 了 1 1 至 14 、 95 96 及
14 至 19 年道 ・ 9 7 90 琼斯工业指数 E收益和纽约股市交易量之间的线性和非线性 Gagr l rne 因果 . 发现股市
中国证券成交量实证研究的发展和评价注
Swaminathan (2000) 在其论文的结论部分指 出: “ 价格 和成交量在市场均衡时是 同时决定 的。 产生
价 格 的任何 过程也 同时产生 了成交量 。成交 量也 是 一个普通 容易得 到 的市场 交易数 据 。因此 ,财 务 / 金 融学家 , 例如 Blume (1994 ) 和证 券实务人员
其一 , 为金融 市场结构 研究 提供依 据 : 价格一 成交量 关 系模 型取决 于金融市 场 中信 息 的流动速 度 、信息 的传播方 式 以及市 场价格反 映信 息 的程 度 等 因素 ,所 以价格一 成交量关 系 的实证研究 能 够 帮助研究 者 辨别 对金 融市场 结构 的不 同假说 。 其二 , 为事件研 究 ( event studies ) 提供依 据 。 用 价格 和成交量 的数 据来进行 推 断在事件研 究 中是 很重要 的 。 其 三 ,对 投 机 价 格 的学 术 争 论 有 重 要 的意
中圈分类号:F830. 91
文献标识码:A
文章编号: 1007 一 4392(2006)08 一 0029 一 04
者 的关 注 。
一、 盲 引
Karpoff ( 1987) 提出了研究价格一成交量关系
的 四个 意 义 :
财务 / 金融学 (Finance ) 与经济学有着极为密 切 的关 系 ,财务 / 金 融学 中 的许 多基 础 理论 来 源 于经 济学 ,某 种 意 义上说 经济 学 是 财 务 / 金融 学 的母 科 学 。西 方经济学 的一个基本理 论是 商 品供 给、 需求 关 系及其 均衡 价格 的形成 , 品价格和成 商 交量 是 同时达 到均衡 的 。价格 与成交 量是证券 市 场提 供 的两 种最基本信 息 ,其他 交易指标都 是这 二 者 的衍生 信 息 ,随着证 券研 究数据 库 的 日益完 善 ,对 成交量 领域 的研 究 日益 受 到 财务 / 金融 学
股票市场价格波动的研究与分析
股票市场价格波动的研究与分析一、股票市场价格波动的定义以及原因股票市场价格波动是指在一定时间内股票市场价格呈现出上升或下降的趋势。
股票市场价格波动的原因主要来自经济、政治和社会环境的影响。
经济因素是股票市场价格波动最主要的原因之一,它包括各种宏观经济因素、市场供求关系、政策因素等。
市场供求关系是股票市场价格波动的最核心的原因。
如果市场供应的股票数量大于需求,股票价格就会下降,如果市场需求大于供应,股票价格就会上升。
政策因素引起的股票市场价格波动主要来自于政策的变化对经济的影响,比如政府的财政政策和货币政策等。
社会和政治因素也是股票市场价格波动的一个因素。
社会和政治因素包括宏观的政治环境、社会政治事件等,这些因素会直接或间接地影响到股票市场的情况。
二、股票市场价格波动的影响股票市场价格波动的影响主要分为三个方面:市场风险、投资机会和经济影响。
市场风险是股票市场价格波动最直接的影响,股票市场价格波动的风险包括市场风险、系统风险和非系统风险。
市场风险是指整个股票市场的价格波动对投资者的影响。
投资者可能会因为市场情况不好而亏损,甚至破产。
系统风险是指股票市场的波动对整个经济体系的影响。
非系统风险是指股票市场波动对单一公司的影响。
投资机会是股票市场价格波动的正面影响。
投资者可以在股票市场价格波动时选择在低谷的时候买入股票,在高峰的时候卖出股票,赚取差价。
股票市场价格波动也为投资者提供了寻找高收益投资方式的机会。
股票市场价格波动对整个经济的影响,经济的正面影响是略微明显的,比如股票市场价格上涨可以带动投资者的信心增加,消费者的信心增加。
这样的效果会引起更多的投资和消费情况的改变,而这将会反过来促进经济的增长。
但是当股票市场价格下降,经济的影响也将更为明显。
三、股票市场价格波动的机会与风险找准股票市场价格波动的机会,可以获得更高的投资回报,同时也存在着相应的风险。
这就需要投资者在进行股票投资时,认真分析股票市场价格波动所涉及的信息,及时监测和调整自己的投资策略。
中国股市量价关系的实证分析
n n 无 我 们 把 收盘 价 与 开盘 价 的 差 的 绝对 数 记 为 y ,最 高价 与 最 低 水平 上 显 著 。通 过 检 验 ,lV 和 IN; 相 关 性 。我 们 可 以看 出 : 价 的 差 iN y ,指 数 日收益 率 的 绝 对数 记为 y ,市场 日流 通 市值 模型() lV 的回归系数是 3 .39 ,在模型 ( )中加入成交 g , 1中 n , 693 1 2 n. 4757 .8 变 记为v, i单位是 “ 百万元” 成交量记为N , ,日 ;单位是 “ 百万股” 量 这 个 变 量 后 lV 的 回 归 系数 变 为 3 .86 ,同时 R 由 0 2 4 。
朗 ,随 着股 改的 深入 ,股 票市 场 的 有 效性 得 到 提 高 ,与 其他 市 场 的 对数 值 , 表 示 残 差 。 2 以 收 盘 价减 去 开 盘 价 为 价格 指 标 的 检 验 结 果的 实 证 分析 . 的联 动 性 也 有 所 加 强 ,基 本 符 合 相 关 研 究 的假 设 前 提 。
本 文 用 最 小二 乘 法 对 中 国股 票 市 场 的 价 格 变 动 与 交 易 量 之 间的 关 系进 行 了实 证 研 究 , 以期 对 我 困金 融 市 场 的研 究 基 础 有 所帮助 。
一
其中岛 、层 、 均为待估参数 。 的经济含义是在保持成交 届
量不变的情况下流通市值每变化一个对数单位对 的影 响程度 , 的经济含义是在保持流通市值不变的情况下成交量每变化一个
利 用 E iws 计 软 件 得 到 模 型 ( )和 ( )的 回 归 结 果 ve 5统 1 2
: 20 0 9年 0 9月 2 6日的 日数 据 。 沪深 30指数 样 本 覆 盖 了 沪深 市 场 如表 1 0
股票价格变动与成交量关系分析 c(DOC)
经济与管理学院毕业论文论文题目:股票价格变动与成交量关系分析——以中国A股市场为例学生姓名:罗剑华学号:076121058 专业:经济学方向:投资学指导教师:雷红霞2011年1月16日咸宁学院学位论文原创性声明本人郑重声明:所呈交的学位论文,是本人在导师的指导下,独立进行研究工作所取得的成果,除文中已经注明引用的内容外,本论文不含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成果。
对本文的研究做出重要贡献的个人和集体均已在文中以明确方式标明,本人完全意识到本声明的法律后果由本人承担。
学位论文作者签名:罗剑华日期: 2011、1、20学位论文版权使用授权书本学位论文作者完全了解学校有关保障、使用学位论文的规定,同意学校保留并向有关学位论文管理部门或机构送交论文的复印件和电子版,允许论文被查阅和借阅。
本人授权省级优秀学士学位论文评选机构将本学位论文的全部内容或者部分内容编入有关数据库进行检索,可以采用影印、缩印或扫描等复制手段保存和汇编本学位论文。
本学位论文属于:1、保密□,在年解密后适用本授权书2、不保密□√(请在以上相应的方框内打“√”)作者签名:罗剑华签名日期: 2011、1、20导师签名:雷红霞签名日期: 2011、1、20目录摘要 (1)Abstract (2)一、本文的研究问题、思路与相关概念介绍 (3)(一)研究问题与思路 (3)(二)相关概念 (3)1.股票价格 (3)2.成交量 (4)3.股票价格与成交量的关系 (4)4.中国A股市场 (4)二、股票价量关系研究的重要意义 (4)(一)对股票市场的重要意义 (5)(二)对投资者的重要意义 (5)三、中国A股市场股票价量关系的实证检验和结果分析 (6)(一)实证方法的选择 (6)1.常用的实证方法 (6)2.本文所用的实证方法 (6)(二)数据选择的说明 (6)(三)股票价格与成交量的相关分析 (7)1.相关分析的简介 (7)2.相关分析 (9)(四)股票价格与成交量的回归分析 (9)1.回归分析模型简介 (9)2.绘制散点图 (10)3.模型的函数 (11)4.模型的线性化 (11)5.参数估计 (11)6.模型的检验 (12)四、总结 (13)(一)实证结论 (13)(二)研究缺陷 (13)参考文献 (14)股票价格变动与成交量关系分析——以中国A股市场为例摘要:成交价格和成交量是证券市场行为最基本的表现,价量关系不仅反映了市场中信息的传递方式和投资者对信息的获取和价格发现过程,还为投资者在投资实践过程中判断大市或个股未来运行趋势提供技术支持。
股市量价关系研究
股市量价关系研究量价关系研究一直是金融领域的热点及难点,采用上证综合指数和深证综合指数的成交量和收盘价数据来对两个市场的量价关系进行研究,采用了描述统计和实证分析相结合的方法,研究发现成交量和收益率间存在双向的Granger因果关系,同时通过方差分解发现成交量对收益率的贡献率仅为1%,而收益率序列对成交量的贡献率达到20%。
标签:量价关系;V AR模型;Granger因果关系;方差分解0.引言在华尔街流传着两句非常著名的谚语:“It takesvolume to make prices move”和“V olume is relativelyheavy in bull markets and light in bear markets”。
第一句话可以翻译成“价走量先行”,隐含着量价是正相关关系,量是价的先行指标;第二句话可以翻译成“相对来说,牛市的交易量大,熊市的交易量小”,隐含着价的变动导致了量的变化并且表现出两者之间的正向关系。
然而目前又出现一种量价背离的观点,即在一系列的因素作用下,股票成交量和收盘价的变动呈反向关系。
本文研究目的为探究收盘价和成交量之间为正向影响关系还是呈现出量价背离的特点。
主要采用描述性统计分析和实证分析相结合的研究方法。
1.基本描述统计分析1.1指标的选取本文以上证综合指数和深圳综合指数每日收盘价和成交量研究,分析了中国上海和深圳股市之间的关系,以及成交量为股票价格提供帮助与否。
数据来源于上海证券交易所和深圳证券交易所系统的深圳综合指数收盘价综合指数和相应的每日交易量数据。
样本区间为2006年1月1日至2016年6月20日,时间跨度为10年,共2538组样本。
所有数据均来源于国泰安数据库。
其中,Rt为第t天的对数收益率,Pt表示第t天的收盘价。
之所以要对收盘价取对数之后进行运算,是因为对数收盘价比收盘价具有更好的特性,比如受极端值的影响较小,误差较小等。
1.3均值和标准差分析深证综指日平均收益率的均值略高于上证综指,但相对应的深证综指的标准差也高于上证综指,表现出金融市场高收益高风险的特征。
中国A股市场量价关系的研究
中国A股市场量价关系的研究作者:秦健伟李朕来源:《现代企业文化·下旬刊》 2019年第2期秦健伟李朕济宁学院摘要以中国A 股市场为研究对象,以上证指数为例。
结合上证指数自1998-09-01 到2018-09-01 的成交量表现,通过数据分析,探讨二级市场上的量价关系表现。
结合平滑异同移动平均线MACD、均线理论、K 线理论,总结股票市场的价格变动规律。
关键词中国A 股市场上证指数量价关系均线一、文献综述陈怡玲等(2000)用计量经济学的方法得出结论,价格变动的绝对量与交易量之间呈现正相关关系。
中国股市在股价上涨时对应的总交易量更大, 产生不对称的交易量- 价格变动关系。
李双成等(2008)利用非对称成分CARCH-M 模型对中国股票市场个股的量价关系进行实证分析, 表明股票价格的短期波动主要由非预期交易量解释。
本文希望在此基础上结合“葛兰碧九大法则”根据中国 A 股市场的实际情况将技术分析的一些指标如:MACD、均线、K 线纳入考虑范围,对不同时期的量价关系进行研究。
二、数据描述上交所侧重大中型国有企业, 深交所侧重成长性好的中小企业,上交所的市值比深交所大,成交量也远大于深交所,因此选择上交所的成交量进行分析更有意义。
道氏理论认为价格的波动最终可分为三种趋势:主要趋势、次要趋势和短暂趋势。
主要趋势又分为三个阶段(以上升趋势为例)。
第一阶段是积累阶段,股价横盘整理。
第二阶段是上涨阶段,更多投资者参与市场交易。
第三阶段是市场价格达顶峰后出现的又一个积累期,市场信息更加众所周知,交易更加频繁。
第三阶段结束的标志是下降趋势,之后又进入积累期。
根据道氏理论把上证指数自1998-09-01 到2018-09-01 的数据进行划分。
间隔点的选取一般是选择主要趋势附近的最低点。
数据来自中泰证券交易软件、国家统计局数据库。
下面对二级市场不同时期的量价关系的研究基于上述区域的划分。
三、数据分析(一)1998 年9 月1 日到2005 年6 月6 日上升行情前的积累阶段,1998 年9 月1 日562.2 万的成交量到1999 年6 月25 日5781 万的成交量,是典型的价涨量增,在此之前,上证指数已在1289 点附近的矩形区域内横盘近两年,横盘整理期间5、10、20、30 日线走势基本一致,区别程度不大,所以均线方面选择60 日线、250 日线进行分析。
股票价格变动与交易量关系的回归分析_张新文
优势的一方为了激励另一方进行交易会使交易量
(2)
与价格变化正相关[3]。在国内,吴冲锋等研究了成 交量对价格的影响[4];陈怡玲等发现中国股市的股 票日成交量与当日价格变化之间存在正相关关系
其中 c 为常数 (3)
[5];陈收等研究了证券市场中股票成交量对投资组 合的优化的影响,将成交量问题与投资组合问题 紧密地结合起来[6];王杉等建立了中国股票市场的
交易量之间关系的研究日益受到国内外学者的关
对 上的线性运算,我们有下面结论[8]。
注。在国外,比较著名的早期文献[1][2]从理论上对交
定理 2.1 设
,记
,
易量与价格相关关系进行解释。以 Wang J 为代表
,
则:
的研究工作站在市场微观结构的角度上进行建
(1)
模,指出由于存在信息不对称和流动性需求,处于
[4]郭文博,我国中小企业发展中的融资问题和对策[J].观 察与思考,2006,(2).
综上所述,湖南省中小企业在快速发展的过 [5]曾宝成,谢江红,等.湖南民营经济发展面临的问题与对策
程中在资本运营上还存在一些问题亟待解决,湖
研究[J].企业活力,2008(, 3).
(上接第 14 页)
assumption of sequential information arrival [J].The Joural
[1]陈晓红.中小企业融资与二板市场[J].中南工业大学学 报(社会科学版),2001(, 1).
[2]王 进 , 等 . 关 于 中 小 企 业 资 本 运 作 的 思 考[J]. 软 科 学 , 2002,16 (1).
[3]臧日宏.中小企业管理精要系列— ——资本运营[M].北京: 中国农业出版社,2002.
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性,平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益,请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间:9:00-18:30)。
) = a’ + b ( ∃ P t - Θ ∃ P tD W 检验 2. 376 2. 300 2. 357 2. 139
) + Ξt 的回归结果及统计量 ( ς 2 ) 3 值
R2 F 值
(ς 2) 3 75. 224 74. 656 103. 96 258. 91
188. 189 ( 13. 085) 3 62. 977 ( 12. 033) 3 550. 875 ( 16. 152) 3 144. 075 ( 15. 892) 3
t t t
δ} 的 5 阶偏 本身存在正相关的关系 . 而且从序列{ Μ i 自相关系数看, 所有股票、 股指的一阶和二阶偏自 相关均显著, 大多数股票的前五阶偏自相关都显 δ} 存在自相关的现象 著 . 这表明, 残差序列 { Μ . 实 i 证检验结果支持实证假设 3. 表 3 给出了 4 支典型 股票的式 ( 6) 回归结果, 表 4 给出了 4 支典型股票 δ} 的 5 阶偏自相关系数 的序列{ Μ .
0. 173 0. 150 0. 240 0. 234
171. 2303 144. 7843 260. 8893 252. 5633
注: ( ) 中数值为 t 统计量的值; 3 表示在 0. 01 的水平上显著.
实 证假设 3 交易量与价格变动本身正相关. 如 果以交易量作为被解释变量, 价格变动本身作为 解释变量进行回归分析, 再对回归所产生的残差 序列按照相对应的价格变动的大小来重新排序, 那么新的残差序列将会呈现序列相关. 原始回归方程和广义差分方程分别为 ( 5) V t = m + n∃P t + Μ t (V t - Θ V t- 1 ) = m ’ + n (∃P t - Θ ∃ P t- 1 )
Β
- 55. 180 ( - 3. 191) 3 - 16. 646 ( - 2. 695) 3 - 255. 882 ( - 6. 098) 3 - 48. 354 ( - 4. 695) 3
Χ
327. 602 ( 12. 173) 3 109. 658 ( 11. 208) 3 1007. 09 ( 15. 465) 3 275. 589 ( 16. 982) 3
— 64 —
管 理 科 学 学 报 2000 年 6 月
δ 与 Vδ 的 用统计量 ( ς 2 ) 3 进行异方差检验. 建立 e t t δ δ 2 线性回归模型: e = c + dV + u , 计算回归模型
t t t
的可决系数 R , 则 ( ς 2 ) 3 = nR 2 , 其中 n 为样本个 数 . 当显著水平为 Α时, 如果 ( ς 2 ) 3 < ς 2 1, 1- Α, 则不
( 1)
估参数, 对它的估计采用杜宾两步法 . 实证结果显示 31 支股票和两个股指的系数 Β 一律为负, 表明了日交易量与负的日股价变动负 相关 . 系数 Β 与 Χ的和一律为正, 说明日交易量与 正的日股价变动正相关 . 而且, 系数 Β 与 Χ的和大 ( ) 于系数 Β的绝对值, Β+ Χ Β 的值介于 1. 3 与 5. 6 之间, 平均为 3. 5. 绝大多数的回归系数 Β 与 Χ 都在 0. 01 的水平上显著, 余下的也在 0. 1 的水平 上显著 . 实证检验结果支持实证假设 1. 表 1 列出 了 4 支股票样本的实证结果 .
第3卷第2期 管 理 科 学 学 报 Vol . 3 N o. 2 2000年 6 月 JOU RNAL O F M ANA GEM EN T SC IEN CES I N CH I NA J un. 2000
中国股市价格变动与交易量关系的实证研究
陈怡玲1 宋逢明2
其中 V t 对个股来说是第 t 日的交易股数, 单位为
表 1 (V t - Θ V 股票代码
000008 000037 600642 60069 ∃ P t - Θ ∃ P t- 1 ) + Χ( ∃ P I t - Θ ∃ P I t- 1 ) + Ξt 的回归结果
( 清华大学)
①
摘要: 采用计量经济学的方法对中国股市的价格变动与交易量之间的关系进行了多层次的实 证研究, 并用信息经济学的观点对实证结果进行了分析 . 揭示了中国股市存在不对称的交易量 —价格变动关系, 指出了一般认为股价变动与交易量正相关的结论是不准确的, 并分析了预期 交易量与非预期交易量与股价变动的关系, 对股市信息的作用进行了比较深入的研究 . 所获得 的研究结果对正确认识中国股市的微观结构和进一步规范市场行为有一定的参考价值 . 关键词: 价格变动; 价格波动; 交易量 中图分类号: F 830. 91 文献标识码: A 文章编号: 100729807 ( 2000) 0220062207
i
表 3 (V t - Θ V 股票代码
000008
n
t- 1
) = m’ + n (∃P t - Θ ∃ P t- 1 ) + Ξt 的回归结果 D W 检验
R2 F 值
125. 190 ( 13. 084) 43. 179 ( 13. 036) 299. 196 ( 12. 235) 96. 429 ( 14. 955)
实证假设 2 交易量与价格变动的绝对量正 相关. 若以交易量作为被解释变量, 价格变动的绝 对量作为解释变量进行回归分析, 回归的残差序 列有异方差现象. 与 实证假设 1 的检验类似, 也需用广义差分 方程对实证假设 2 进行检验, 原始回归方程和广
义差分方程分别为 ( 3) V t = a + b ∃ P t + et (V t - Θ V t- 1 ) = a ’ + b ( ∃ P t - Θ ∃ P t- 1 ) ( 4) + Ξt 回归系数 b 反映了价格变动的绝对量与交易量之 δ δ 间的关系 . 然后, 计算式 ( 3) 中的残差 et , 对残差 et
Β+ Χ
272. 422 93. 0122 751. 206 227. 235
D
W 检验
R2
F 值
2. 447 2. 25 2. 314 2. 102
0. 299 0. 281 0. 343 0. 412
174. 7293 160. 3613 215. 6443 289. 9673
注: ( ) 中数值为 t 统计量的值; 3 表示在 0. 01 的水平上显著.
0 引 言
金融资产的价格变动与金融资产的交易量是 研究金融市场常选用的数据, 它们被认为与信息 有着密切关系. 而价格变动与交易量之间究竟有 什么样的关系则仍处于探索中. 准确描述二者之 间的关系对改进事件研究的统计方法, 了解金融 市场的微观结构, 解释金融资产价格的经验分布, 尤其是研究金融资产的流动性等问题都具有重要 的意义. 本文用计量经济学的方法对中国股票市 场的价格变动与交易量之间多层次的关系进行了 实证研究, 以期对建立我国金融市场的研究基础 有所帮助.
第 2 期 陈怡玲等: 中国股市价格变动与交易量关系的实证研究
— 63 —
“万股” , 对股指来说是沪市或深市第 t 日的总交 易量, 单位为 “万手” . ∃ P t 对个股来说是经过除权 调整的收盘股价的日变化, 对股指来说是收盘股 指的日变化 . 为区分正的价格变动和负的价格变 动与交易量的不同关系, 定义虚拟变量 I t , 它在 ∃ P t 为正时取 1, 为负时取零 . ∃P I t 是 ∃P t 与 I t 的 乘积 . 回归方程中系数 Β 反映了负的价格变动与 交易量之间的关系, 而 Β 与 Χ 的和反映了正的价 格变动与交易量之间的关系 . 因为式 ( 1) 不满足 残差项的独立性假设, 所以实际进行参数估计时 用的是广义差分方法构建的回归方程: (V t - Θ V t- 1 ) = Α ’ + Β( ∃ P t - Θ ∃ P t- 1 ) +
1 中国股市价格变动绝对量和价格
变动本身与交易量之间的关系
在对中国股市数据进行初步分析时发现: 价 格 变动绝对量 ∃ P 与交易量 V 正相关, 而价格 变动本身 ∃ P 也与交易量 V 正相关. 国外学者也 曾记载过金融市场中这两种看似矛盾的相关关
①
收稿日期: 1999208223; 修订日期: 2000204210. 基金项目: 国家自然科学基金 “九五” 重大项目资助项目 (79790130). 作者简介: 陈怡玲 (19752) , 女 ( 汉族) , 内蒙宁城人, 硕士.
( 2) Χ( ∃ P I t - Θ ∃ P I t- 1 ) + Ξt 式 ( 2) 中的 Θ是 Ε t 的一阶自回归系数, 也是一个待
图 1 不对称的交易量 - 价格变动关系
根据 Karpoff 的理论, 有以下三条实证假设, 用随 机抽取的 31 支股票以及沪市综合指数和深市综 合指数的数据对它们一一进行检验. 因篇幅所限, 我们仅在附录中列出了 4 支较有代表性的股票的 实证结果供参考. 实证假设 1 交易量与正的价格变动正相 关, 与负的价格变动负相关. 交易量与正的价格变 动的回归直线斜率大于交易量与负的价格变动的 回归直线斜率的绝对值. 原始回归方程为 V t = Α+ Β∃ P t + Χ ∃P I t + Ε t
3 3 3 3
2. 449
0. 173
171. 1973 169. 9323 149. 6833 223. 6533
+ Ξt ( 6)
排序, 构成的新序列记为 { δ Μ i }, 然后检验新序列 δ {Μ i } 是否存在序列相关的现象, 也就是检验新序 δ} 的偏自相关 列{ Μ .
i
33 个样本式 ( 6) 的回归系数 n 均为正, 且在 0. 01 的水平上显著, 说明日交易量与日股价变动