证券投资从业者（persons carrying in investment business）这个概念并不包含单纯的“投资者”（investor），特别是作为个人投资者的普通公众。它所指的主要是在证券市场上为证券投资提供中介服务（如证券经纪）和其它服务（如结算服务）的人，也包括机构投资者（institutional investor）如投资公司（investment companies）及交易商等在内。英国证券法规定，只有获得“授权”（authorization）或者“豁免”（exemption）的人（不限于自然人）才可以从事证券投资业。当然，这里所谓的“授权”与“豁免”均指证券法上的授权和豁免。
1、被授权人（authorized persons）
根据《1986年金融服务法》，可以三种方式成为“被授权人”，即依该法第25条直接由证券监管当局〔1〕授权；依第7条由被认可自律组织授权；依第15条由被认可专业团体给予证明而获得授权。通过这三种途径获得授权的人有以下主体：
（1）被认可自律组织（recognized regulating organization， SRO）之成员。“被认可自律组织”在《1986年金融服务法》第207条〔1〕款被定义为：“依本法之宗旨，任何依国务大臣〔2〕之现行有效命令而为被认可自律组织之团体。”从这个“定义”仍无法得知“被认可自律组织”之确实含义，因此有必要引用第8条的解释，即被认可自律组织是“一个（无论为法人团体或非法人社团）依其强制性规章对投资业进行规范，因投资者为其成员或因他们在其它方面服从其控制故其规章有约束力的团体”。由此可以看出，“成员”即指被认可自律组织中有该组织成员资格的人，也包括那些虽无成员资格，但由于从事投资业务而受自律组织规章约束的人。这样规定的结果便是证券法调整范围大为扩展，并因此在很大程度上解决了某些国家证券市场上因法律无法对那些无“正式资格”但又从事投资业的人无力监管所造成的问题，同时又保留了这些投资者是否参加某一自律组织的选择自由。另外，这一规定并不减损投资从业者努力争取自律组织成员资格的必要性，因为尽管在市场监管方面无正式成员资格的投资从业者也可能被视为自律组织的成员，但这类“成员”却不能因此享受该法第7条〔1〕款的利益，即被认可自律组织成员仅凭其成员资格就可以成为被授权人。
然而，某一成员可能依第7条〔1〕款逃避其必须服从的其它特别法规的限制。因此，《1986年金融服务法》继而规定，在某些成员依该法其它特别条款〔3〕已经成为被授权人时，不适用第7条〔1〕款的规定。
（2）被认可专业团体（recognized professinal bodies，RBP）授权的人。专业团体指规范、管理某类专业行为（professions）的机构。会计师、律师、鉴定人（surveyor）等专业人士（prifessionals）构成了各自的专业团体。与被认可自律组织类似，在监督管理方面，法律要求任何专业人士，无论是否专业团体之成员，在从事其有权从事之行业时应遵守专业团体之规定。
持有专业团体颁发证明的人为被授权人，包括个人、法人团体、合伙、非法人社团。要获得专业团体证明，必须是其成员，或者必须与其成员存在管理或控制关系。
（3）保险公司。《1986年金融服务法》第22条规定保险公司为被授权人，但该保险公司必须于《1982年保险公司法》第3、4条确定的业务范围〔4〕内在英国开展工作且不违反同一法律其它规定。第22条的含义是，保险公司在从事特别法规确定的范围内的业务时勿需《1986年金融服务法》上另外的授权，但如从事其业务范围以外之投资时必须有额外的授权。一般原则是，适用第22条的保险公司除依该条外，不得再根据其他条款被视为被授权人（即不能从事其他业务）；如果适用《1982年保险公司法》但不适用《1986年金融服务法》的保险公司依后一法律的其他条款而成为被授权人，那么目的只能是：便于管理为该公司或与该公司属同一集团〔5〕（group）之其他法人团体的官员、雇员及靠其养活者的利益而设立的退休基金。
（4）友谊会社（friendly Societies）。友谊会社为互助储蓄机构。依照《1974年友谊会社法》为友谊会社之会社，或依该法登记为会社（但非会社之分设机构）的会社，或依其本身之规章在英国某地拥有注册机构的会社，或在英国从事证券投资之会社，在《1986年金融服务法》规定的业务范围内视为被授权人。据此，友谊会社在从事特定范围的业务时也不需要额外的授权。
（5）集体投资机构（collective investment schemes）。《1986年金融服务法》第75条将集体投资机构定义为：集体投资机构是一种包括货币在内的财产的安排，其目的在于使参加这项安排的人（无论以作为财产所有人或部分所有人的方式或别的方式）能够参与或接受来自收购，控股，对财产进行管理或处分的利润或收入，或付自这些利润或收入的总和。这种财产安排的特征是：参加者对财产不拥有日常管理控制权（无论他们是否有权发出指令或参加协商）；参加者出资及投资利润或收入均应集中，该项财产应作为一个整体由机构的经营者或代表机构的经营者加以管理。如果某项财产安排中的财产由法律（主要是指《1986年金融服务法》）规定不能构成集体投资机构财产的投资对象组成；或该项安排之参加者为某部份财产所有人并有权随时撤回其财产；或该项安排缺乏集体投资机构之必要特征，那么这项财产安排就不是集体投资机构。《1986年金融服务法》对集体投资机构的含义、范围进行了极为严格的限定，排除了若干貌似集体投资的财产安排。依照该法，集体投资机构分为两种，一为单位信托机构（unit trust scheme），二为开放式投资公司（openend investment company）。
证券投资从业者（persons carrying in investment business）这个概念并不包含单纯的“投资者”（investor），特别是作为个人投资者的普通公众。它所指的主要是在证券市场上为证券投资提供中介服务（如证券经纪）和其它服务（如结算服务）的人，也包括机构投资者（institutional investor）如投资公司（investment companies）及交易商等在内。英国证券法规定，只有获得“授权”（authorization）或者“豁免”（exemption）的人（不限于人）才可以从事证券投资业。当然，这里所谓的“授权”与“豁免”均指证券法上的授权和豁免。
1、被授权人（authorized persons）
根据《1986年金融服务法》，可以三种方式成为“被授权人”，即依该法第25条直接由证券监管当局〔1〕授权；依第7条由被认可自律组织授权；依第15条由被认可专业团体给予证明而获得授权。通过这三种途径获得授权的人有以下主体：
（1）被认可自律组织（recognized regulating organization， SRO）之成员。“被认可自律组织”在《1986年金融服务法》第207条〔1〕款被定义为：“依本法之宗旨，任何依国务大臣〔2〕之现行有效命令而为被认可自律组织之团体。”从这个“定义”仍无法得知“被认可自律组织”之确实含义，因此有必要引用第8条的解释，即被认可自律组织是“一个（无论为法人团体或非法人社团）依其强制性规章对投资业进行规范，因投资者为其成员或因他们在其它方面服从其控制故其规章有约束力的团体”。由此可以看出，“成员”即指被认可自律组织中有该组织成员资格的人，也包括那些虽无成员资格，但由于从事投资业务而受自律组织规章约束的人。这样规定的结果便是证券法调整范围大为扩展，并因此在很大程度上解决了某些国家证券市场上因法律无法对那些无“正式资格”但又从事投资业的人无力监管所造成的问题，同时又保留了这些投资者是否参加某一自律组织的选择自由。另外，这一规定并不减损投资从业者努力争取自律组织成员资格的必要性，因为尽管在市场监管方面无正式成员资格的投资从业者也可能被视为自律组织的成员，但这类“成员”却不能因此享受该法第7条〔1〕款的利益，即被认可自律组织成员仅凭其成员资格就可以成为被授权人。
然而，某一成员可能依第7条〔1〕款逃避其必须服从的其它特别法规的限制。因此，《1986年金融服务法》继而规定，在某些成员依该法其它特别条款〔3〕已经成为被授权人时，不适用第7条〔1〕款的规定。
（2）被认可专业团体（recognized professinal bodies，RBP）授权的人。专业团体指规范、管理某类专业行为（professions）的机构。师、律师、鉴定人（surveyor）等专业人士（prifessionals）构成了各自的专业团体。与被认可自律组织类似，在监督管理方面，法律要求任何专业人士，无论是否专业团体之成员，在从事其有权从事之行业时应遵守专业团体之规定。
持有专业团体颁发证明的人为被授权人，包括个人、法人团体、合伙、非法人社团。要获得专业团体证明，必须是其成员，或者必须与其成员存在管理或控制关系。
（3）保险公司。《1986年金融服务法》第22条规定保险公司为被授权人，但该保险公司必须于《1982年保险公司法》第3、4条确定的业务范围〔4〕内在英国开展工作且不违反同一法律其它规定。第22条的含义是，保险公司在从事特别法规确定的范围内的业务时勿需《1986年金融服务法》上另外的授权，但如从事其业务范围以外之投资时必须有额外的授权。一般原则是，适用第22条的保险公司除依该条外，不得再根据其他条款被视为被授权人（即不能从事其他业务）；如果适用《1982年保险公司法》但不适用《1986年金融服务法》的保险公司依后一法律的其他条款而成为被授权人，那么目的只能是：便于管理为该公司或与该公司属同一集团〔5〕（group）之其他法人团体的官员、雇员及靠其养活者的利益而设立的退休基金。
（4）友谊会社（friendly Societies）。友谊会社为互助储蓄机构。依照《1974年友谊会社法》为友谊会社之会社，或依该法登记为会社（但非会社之分设机构）的会社，或依其本身之规章在英国某地拥有注册机构的会社，或在英国从事证券投资之会社，在《1986年金融服务法》规定的业务范围内视为被授权人。据此，友谊会社在从事特定范围的业务时也不需要额外的授权。
（5）集体投资机构（collective investment schemes）。《1986年金融服务法》第75条将集体投资机构定义为：集体投资机构是一种包括货币在内的财产的安排，其目的在于使参加这项安排的人（无论以作为财产所有人或部分所有人的方式或别的方式）能够参与或接受来自收购，控股，对财产进行管理或处分的利润或收入，或付自这些利润或收入的总和。这种财产安排的特征是：参加者对财产不拥有日常管理控制权（无论他们是否有权发出指令或参加协商）；参加者出资及投资利润或收入均应集中，该项财产应作为一个整体由机构的经营者或代表机构的经营者加以管理。如果某项财产安排中的财产由法律（主要是指《1986年金融服务法》）规定不能构成集体投资机构财产的投资对象组成；或该项安排之参加者为某部份财产所有人并有权随时撤回其财产；或该项安排缺乏集体投资机构之必要特征，那么这项财产安排就不是集体投资机构。《1986年金融服务法》对集体投资机构的含义、范围进行了极为严格的限定，排除了若干貌似集体投资的财产安排。依照该法，集体投资机构分为两种，一为单位信托机构（unit trust scheme），二为开放式投资公司（openend investment company）。
单位信托：为参加者的利益信托占有财产的集体投资机构。有信托必然就有受托人。涉及单位信托时，受托人（trustee）是指为参加者利益信托占有财产的人；涉及依英国以外或地区的法律规定的集体投资机构，受托人指任何（无论是否基于信托关系）被委托监管财产的人。
开放式投资公司：指一个集体投资机构，在该机构中，某法人团体拥有使用财产的权利，由该法人团体或代表该法人团体管理财产，目的为分散投资风险，并将该法人团体管理或代表该法人团体管理的利益给予该机构成员，并且参加者的权利由该法人团体的证券所代表，并且参加者有权请求该法人团体回购或赎回其证券，或由该法人团体或从该法人团体提供的资金中购回其证券，或该法人保证参加者可在交易所以该财产价值相应的价格出售证券。根据《1986年金融服务法》第24条，集体投资机构的经营者、受托人在有关由经营或构成的投资业务方面，以及由他所从事的与该机构有关或符合其宗旨的投资业方面为被授权人。该法也解释了什么是“经营者”（operator）：涉及只有一个受托人的单位信托时，经营者指经理人，涉及开放式投资公司时，经营者指该公司。
（6）证券和投资委员会（Securities and Investment Board，SIB，以下简称委员会）直接授权的人。持有委员会颁发授权令的人为被授权人。前面已说明，被认可自律组织的成员以其成员资格即成为被授权人，在此之外的大多数授权均采用委员会发放授权令的方式。这种情况下，委员会应要求被授权人将其投资业务严格限于批准的范围内。此外，依《1986年金融服务法》，个人、法人团体、非法人社团均可申请直接授权。
（7）欧共体（European Economy Community，EEC）其他成员国授权的人。作为欧共体成员国，英国有义务在服务业方面消除歧视待遇而进行努力，反映在证券法律制度上，就有了《1986年金融服务法》第31条的规定。该条承认欧共体其他成员国授权从事投资业的人为被授权人，但同时设定了一些必须满足的条件，即必须是在英国以外的某欧共体成员国开业，且该国法律承认他为该国或其他成员国国民，并且依据该国法律有权从事投资；该法律的规定足以保护英国投资者（不限于英国国民），并至少与《1986年金融服务法》关于被认可自律组织的成员及委员会直接授权的人的规定相当，或满足欧共体使涉及投资或相关产业的法律、规定、行政命令相一致或配套的条件。至于“在其他成员国开业”的含义，该法规定为：某人之总机构（head office）位于该成员国，且未从他在英国拥有的永久办事地点办理其投资业，此人就被认为是在该成员国开业。
2.被豁免人（exempted persons）
“豁免”指不需要申请任何形式的授权而依证券法的规定直接获得证券投资从业者的资格。但法律同时授权委员会在必要时取消豁免。被豁免人主要有：
（1）英格兰银行（ Bank of England）。作为英国中央银行，英格兰银行享有崇高而独立的地位，这是英国金融体制的基础。证券法承认英格兰银行的豁免权利，使其不必因申请授权而减损或危及其独立地位。
（2）被认可投资交易所（recognized investment cxchange，RIT）及被认可结算所（recognized clearing houses，RCH）。根据《1986年金融服务法》第36条，被认可投资交易所在涉及其业务范围内构成投资的事务方面为被豁免人。第38条规定，被认可结算所在涉及为投资交易提供结算服务的业务范围内的事务方面为被豁免人。
此外，海外（不限于欧共体）投资交易所和结算所如符合要求也可被认为拥有豁免权。这些要求主要是：海外交易所、结算所根据其规章对在英国的投资者提供的保护至少与《1986年金融服务法》所提供的保护相当；这些机构能够并乐于以分享信息和其他事项的方式与英国负责投资业和其他金融服务业的当局、团体及个人合作；海外机构的监管者与英国监管者之间应有适当的合作方案。另外，有关国家的金融市场向对方开放的程度也是因素之一。
必须注意，海外机构的豁免权由国务大臣〔6〕决定，采用发放认可令（recognition order）的方式。
（3）其他豁免。除了《1986年金融服务法》第45条主要就特定情况下特定职务人员视为被豁免人所列举的十余项豁免〔7〕外，主要的“其他豁免”有如下三种：
A.劳埃德社（Society of Loyd‘s）。又称为劳埃德船级协会，是英国最负盛名的船级评估及保险公司。根据《1986年金融服法》第42条，由劳埃德理事会许可作为劳埃德承销的人员在与劳埃德保险业务有关或符合劳埃德保险业务宗旨的投资业方面为被豁免人。一个国家在其法律中对一个特定作出例外规定是极为独特而罕见的。这一规定也引起了司法界和法学界的争议。不过劳埃德的这项豁免权是极为有限的，并且委员会尚可下令进一步限制甚至取消这项豁免。
B.货币市场机构（Listed money market institutions）。《1986年金融服务法》承认相关法规确认的豁免人为该法所谓的被豁免人。据此，《1987年银行业法》中规定的被豁免人即为《1986年金融服务法》所承认。它们可分为两类：
第一类，国内机构，例如国家储蓄银行（the National Savings Bank），城市银行（municipal Bank），信贷协会（credit unions）等；
第二类，国际组织，如欧洲投资银行（European Investment Bank），国际复兴开发银行（International Bank for Reconstruction and Development），国际货币基金组织（International Monetary Fund）等。
不过，这些货币市场机构只在涉及这些机构之间或它们与其他人之间进行的为《1986年金融服务法》所规定的交易时，才视为被豁免人。
C.指定代表人（appointed representatives）。指定代表人的含义是，由被授权人（即“本人”）根据一项要求或许可其从事相关投资业的契约所雇佣的人，并且本人（即雇主）书面表明接受指定代表人在从事投资业务方面所产生的责任。该指定代表人只在作为代表人应从事的投资业方面为被授权人。因此，对被指定代表人的豁免实际上包含两方面，一是免于申请授权而是根据法律的规定及契约的约定即可从事投资业务；二是对投资从业行为的后果免除责任。
可以看出，与被授权人相比，被豁免人范围是较小的。《1986年金融服务法》制订以前，英国证券业的基本法律是《1958年防止欺诈（投资）法》（Prevention of Fraud （Investment ）Act，1958）根据这部法律，大量的投资公司都享有不同形式的豁免权利，证券业几乎是完全的自律管理。然而，数十年来建立证券监管机构的必要性不断显示；赋予监管机构广泛的权利也就成为制订新法律的指导思想之一。与1958年的法律相比，《1986年金融服务法》缩小了法定豁免的范围；建立了“证券和投资委员会”并赋予它很大的权力，这一权力体现在大多数证券投资从业者资格必须由证券和投资委员会通过授权的方式给予；1986年法律所保留的豁免也设定了严格的条件、范围，并可被监管当局限制、撤销。这样，立法指导思想得以贯彻。
《1986年金融服务法》对于不同从业者的资格得失问题，根据情况的不同规定了程序上和实质上的条件。证券投资从业者资格问题体现国家通过法律的强制性对证券市场的干预，而加强这种干预正是《1986年金融服务法》的立法宗旨，也是该法与《1958年防止欺诈（投资）法》的重大区别所在。为实现这个宗旨，该法就必然着重于对体现国家干预思想的“授权”进行规范，相应地将体现自律管理思想的“豁免”范围大为缩小〔8〕。故本文在讨论这一问题时，也就把范围限于被授权人资格得失的问题；至于被豁免人资格得失，《1986年金融服务法》对此问题要么是参照对被授权人的规定从而对其本身未作具体要求；或者，在有所规定的情况下，也与对被授权人的规定大同小异。
就被授权人而言，法律对其资格得失条件的规定较有代表性的是自律组织的成员、集体投资机构、直接被授权人以及欧共体其他成员国授权的人。尤其对于自律组织授权的人，《1986年金融服务法》有极为详尽的程序上和实质上的要求，这也是本部分讨论的重点。
1.自律组织及其授权的人
尽管有资格从事证券投资业的是被授权人而不是授权人（即自律组织），但法律直接规范的对象却是后者。对于被授权人则是通过对自律组织的实质条件的规定（例如对其规章内容的要求）间接给予规范。这样申请“授权”就为申请“认可”（recognition）所取代，被授权人资格的获得就由被认可自律组织资格的取得所决定，由此可以看出，英国证券法在扩大国家干预的前提下，尽量保留着自律管理的特色。
在程序上，《1986年金融服务法》规定自律组织可向证券和投资委员会申请宣布其为“被认可自律组织”；委员会可指定申请的方式，并可为决定此申请而要求提供各种资料；根据不同的申请，委员会发出的指令（direction）和提出的要求（requirement）可有所不同；委员会可以指定所提供资料的格式和核实资料的方式；申请均应附有自律组织的规章、指南，这些规章、指南应持续有效并以书面或其他可视方式颁布。委员会收到符合规定的申请和资料后，即可或拒绝宣布申请人为被认可自律组织的“认可令”（recognition order）。经过实质性审查，委员会如认为申请人符合各项要求，则认可令；反之，则拒绝认可令。
除申请人不符合实质性规定被拒绝认可外，如果委员会认为存在其他从事与申请人业务相同之业务并已经或可能获得认可令的组织从而对申请人的认可不必要时，也可以拒绝认可。
委员会人拒绝认可令，应给予书面通知，列明在委员会看来没有得到满足的要求，并说明拒绝所根据之理由。
依《1986年服务法》第11条，委员会可其他命令撤销认可令。撤销令（revocation order）应写明其生效的日期；该日期不得早于撤销令发出日后的三个月；在撤销令前应书面通知该自律组织委员会撤销认可令的意图，并采取适当措施引起该组织成员注意，并以适当的方式公布该通知以引起可能受其的公众的注意；该通知应陈述理由，并说明当事人的权利，即该组织及其成员和其他可能受到影响的人在通知送达或公布后三个月内，或在委员会批准的时间内，向委员会提出书面抗议（representation），或向委员会指定的人提出口头抗议；委员会在决定是否撤销认可时应对这类抗议加以考虑。但是，委员会认为撤销认可对公众的利益为必要时，可不受上述关于通知、时间规定的限制。在撤销令时，委员会也应发出书面通知和采取适当措施或公布通知以引起有关人员的注意。
委员会或拒绝认可令建立在实质审查的基础上。实质审查主要是确认自律组织规章是否符合对规章的要求，即规章必须具备的：
（1）保证自律组织成员适宜从事该组织业务范围内的投资业；
（2）关于接纳、开除和惩戒的规定应当公平合理，并有适当的申诉程序；
（3）对投资者提供足够的保护；
（4）有适当的安排及财力以有效监管和执法；可以规定，代表该组织行使的职权，在不影响其责任的前提下，可由其他有能力且乐意的组织或个人行使；
（5）有关于任命；撤销监管官员和执行官员的规定，这一规定必须保证该组织不同成员之间及该组织或其成员与公众之间的利益平衡；
（6）必须建立针对该组织或其成员的投诉调查机制；这项调查职责可由独立于该组织的团体或个人承担；
（7）该组织必须能够并乐于促进及维持较高的投资从业方面诚实标准及公平交易标准，并以分享信息和其他事项的方式与对投资业和其他金融服务业负有监管责任的当局和其他团体、个人合作。
该法同时规定，任何自律组织欲获得认可，其规章不得有限制、扭曲、阻碍竞争的内容；如果有此内容，也不得超过对保护投资者所必要的限度。另外，自律组织的规章必须禁止其成员从事该组织业务范围以外的投资业，除非该成员不以其成员资格也是被授权人，或在该项业务方面为被豁免人。这项禁止性规定的意义在于，任何组织均不得提供“万能”服务，而必须有一定的业务范围。如果某组织成员要超越这一范围，就必须向委员会和其他有关自律组织申请授权。
认可令后，如有以下情况，委员会得另一命令（即撤销令）撤销认可；
（1） 被认可自律组织为获认可必须满足的实质要求未得到满足；
（2） 被认可的自律组织不履行其法定职责；
（3）由于存在从事与该组织相同业务的其他组织且该其他组织已经或可能获得认可而对原被认可组织的续展认可已无必要；
（4）委员会认为撤销认可对投资者利益为必要时；
（5）被认可自律组织请求或同意撤销认可。
撤销令是委员会所能行使的最为严厉的措施。为缓和监管中的严厉程度，增加执法中的灵活性，法律赋予委员会其他武器以供适时选用：
（1）自律组织规章不合规定，特别是包含有限制、扭曲或阻碍竞争的内容，或该内容超出了为保护投资者所必要的限度时，委员会可指令该组织采取适当的措施以保证其规章中不再含有这类内容。
（2）纠正命令（compliance order）请求权。在自律组织未满足法定实质要求或未履行其法定职责时，委员会可以不采取撤销认可令的方式，而是向法院申请“纠正命令”。如果法院确认委员会的看法正确，即可命令该组织采取法院指定的措施以确保有关要求得到满足，或有关职责得到履行。
（3）直接修正（alteration）。如果自律组织的规章违反了关于保护投资者或关于不正当竞争的规定，委员会可以修正或指令该组织修正其规章以满足法律在这方面的要求，这种情况下，委员会应与自律组织协商。此外，如涉及两种以上投资业的自律组织的规章未满足法律对于其中一种投资业的要求，委员会也可以行使这项权力。
如自律组织的规章据此被委员会修正，或依委员会指令而修正，则可向法院起诉。如法院认为该组织的规章勿需修改即可满足法定实质要求，或该组织自己提出的修正方案就可满足法定要求，则可驳回委员会作出的修正或依其指令作出的修正，或命令该组织依自己的提议进行修正。但这项驳回不影响已作出的修正先前的效力。
为满足灵活性的要求，法律还规定，委员会对自律组织规章的修正或依其指令作出的修正并不禁止自律组织在客观情况发生变化时对规章再进行必要的修正或撤销。
相对于自律组织及其授权的人，法律对其他被授权人的实质要求与自律组织基本相同，或是仅有简略规定。下面仅就法律对有代表性的其他被授权人较独特的要求作简要介绍。
2.集体投资机构
法律对集体投资机构的要求较为独特的是，应由集体投资机构的经理人和受托人提起宣布其为被授权人的申请，且经理人与受托人不得为一人；必须向委员会提供一份信托契约（trust deed）以及律师签署的表明该契约符合法律规定的证明；经理人和受托人必须是被授权人，并且未为有关法规禁止担任经理人或受托人；机构名称不得有误导作用；机构宗旨应能合理、成功地实现；机构的参加者应有权以与信托财产价值相当之价格要求机构回赎其投资单位，或经理人应保证参加者能以此价格在交易所出售其投资单位。
委员会应在不迟于收到申请之日后于6个月通知申请人其决定；在授权令时，委员会可证明，表明该投资机构符合为享受欧共体有关法令赋予之权利而必须具备的条件。
在下列情况下，委员会可撤销授权令：
（1）被授权人不再符合获得授权所必须的条件；
（2）为参加者的利益，对该机构的续展授权不再必要；
（3）该机构之经理人或受托人违反有关规定或故意向委员会提供虚假、不实或误导性的信息，或违背根据法律发出的禁令（prohibition）或要求（requirement）；
（4）经理人或受托人要求撤销授权令。但是委员会在确定是否应撤销授权，或撤销授权是否符合参加者的利益或是否与欧共体义务不一致时，如认为应先就涉及该机构之事项加以调查，则可拒绝这一要求。
对集体投资机构不存在认可，因而撤销是直接针对授权令。
3.直接获得授权的人
委员会与其直接授权的人之间不存在中间机构（如自律组织），因此在证券投资从业者资格的丧失方面，与集体投资机构一样，不存在对认可令的“撤销”（revocation）；法律对此规定的是对授权的直接“撤回”（Withdrawl）；此外，还规定了授权的“中止”（suspension）。撤回授权和中止授权的前提相同，委员会根据当事人违反规定的程度和其他因素选择使用。这些前提是：
（1）授权令的持有人不再适于从事证券投资业；
（2）违反有关规定，或有意向委员会提供虚假、不实或误导的信息，或违背依法发出的禁令或要求。
中止授权，顾名思义，为非永久性的资格丧失。在中止授权的特定期间内，或法律规定的特定事项发生前，或法律规定的特定条件得到满足前，原被授权人不再是被授权人。
别的程序上和实质上的要求与法律对其他被授权人的要求基本相同。
4.欧共体其他成员国授权的人
对这类被授权人的要求由各有关国家法律决定，但根据《1986年金融服务法》第31条，这些法律应符合该法在保护投资者利益方面的规定及欧共体在使各国证券法规配套化、一致化方面的要求。程序上，要求这一类被授权人在英国开业前7日内以书面的形式或经批准的其他形式向委员会通知，这项通知中应包含的内容为：关于他所从事或意欲从事的业务的信息；关于有关成员国法律对其授权的信息；有关通知、文件送达的地点，等等。
对于这类被授权人的授权不是来自英国证券监管当局，也并非依据英国法律，因此，不能由英国当局依英国法律撤销和撤回授权。如出现足以导致上述直接获得授权人的资格被撤回或中止的情况，委员会只能根据违反规定的程度和其他因素选择适用“授权终止”（termination）和“授权中止”（suspension）。但是，英国证券监管当局在行使这项权力时，应与有关国家证券监管当局就有关事项进行协商，除非委员会认为，为投资者的利益，有必要立即发出授权终止或授权中止的指令，但也应在发出指令后立刻与有关国家的监管当局协商。协商以后，如委员会认为该有关国家监管当局能保证当事人符合有关法律规定，也可以撤销终止或中止授权的指令。
对证券投资从业者的规范是证券法的核心内容之一。作为证券业及证券市场管理最发达的国家之一的英国，其证券法对这个的处理确有独到之处。
1.对不同的从业者及其资格的规定分散在不同的法规中，但统一于《1986年金融服务法》。这样达到了灵活与统一相结合的目标；不同法规从不同方面对从业者加以规范，相互配合，减少了遗漏，并形成较为严密的体系。
2.对证券投资从业者根据其资格来源详细划分类别，便于具体适用法律。
3.在必要限度内尽量扩大证券法律调整范围，以减少规避监管的可能性。
4.政府监管与自律管理相结合。分别规定证券投资委员会对自律组织的认可监管及自律组织对其成员的授权监管就体现了这种思想。
5.直接管理与间接管理相结合。关于证券和投资委员会与其授权的人之间的直接关系和证券和投资委员会与其认可组织、团体所授权的人之间的间接关系的不同规定体现了这种思想。
证券投资从业者（persons carrying in investment business）这个概念并不包含单纯的“投资者”（investor），特别是作为个人投资者的普通公众。它所指的主要是在证券市场上为证券投资提供中介服务（如证券经纪）和其它服务（如结算服务）的人，也包括机构投资者（institutional investor）如投资公司（investment companies）及交易商等在内。英国证券法规定，只有获得“授权”（authorization）或者“豁免”（exemption）的人（不限于自然人）才可以从事证券投资业。当然，这里所谓的“授权”与“豁免”均指证券法上的授权和豁免。
1、被授权人（authorized persons）
根据《1986年金融服务法》，可以三种方式成为“被授权人”，即依该法第25条直接由证券监管当局〔1〕授权；依第7条由被认可自律组织授权；依第15条由被认可专业团体给予证明而获得授权。通过这三种途径获得授权的人有以下主体：
（1）被认可自律组织（recognized regulating organization， SRO）之成员。“被认可自律组织”在《1986年金融服务法》第207条〔1〕款被定义为：“依本法之宗旨，任何依国务大臣〔2〕之现行有效命令而为被认可自律组织之团体。”从这个“定义”仍无法得知“被认可自律组织”之确实含义，因此有必要引用第8条的解释，即被认可自律组织是“一个（无论为法人团体或非法人社团）依其强制性规章对投资业进行规范，因投资者为其成员或因他们在其它方面服从其控制故其规章有约束力的团体”。由此可以看出，“成员”即指被认可自律组织中有该组织成员资格的人，也包括那些虽无成员资格，但由于从事投资业务而受自律组织规章约束的人。这样规定的结果便是证券法调整范围大为扩展，并因此在很大程度上解决了某些国家证券市场上因法律无法对那些无“正式资格”但又从事投资业的人无力监管所造成的问题，同时又保留了这些投资者是否参加某一自律组织的选择自由。另外，这一规定并不减损投资从业者努力争取自律组织成员资格的必要性，因为尽管在市场监管方面无正式成员资格的投资从业者也可能被视为自律组织的成员，但这类“成员”却不能因此享受该法第7条〔1〕款的利益，即被认可自律组织成员仅凭其成员资格就可以成为被授权人。
然而，某一成员可能依第7条〔1〕款逃避其必须服从的其它特别法规的限制。因此，《1986年金融服务法》继而规定，在某些成员依该法其它特别条款〔3〕已经成为被授权人时，不适用第7条〔1〕款的规定。
（2）被认可专业团体（recognized professinal bodies，RBP）授权的人。专业团体指规范、管理某类专业行为（professions）的机构。会计师、律师、鉴定人（surveyor）等专业人士（prifessionals）构成了各自的专业团体。与被认可自律组织类似，在监督管理方面，法律要求任何专业人士，无论是否专业团体之成员，在从事其有权从事之行业时应遵守专业团体之规定。
持有专业团体颁发证明的人为被授权人，包括个人、法人团体、合伙、非法人社团。要获得专业团体证明，必须是其成员，或者必须与其成员存在管理或控制关系。
（3）保险公司。《1986年金融服务法》第22条规定保险公司为被授权人，但该保险公司必须于《1982年保险公司法》第3、4条确定的业务范围〔4〕内在英国开展工作且不违反同一法律其它规定。第22条的含义是，保险公司在从事特别法规确定的范围内的业务时勿需《1986年金融服务法》上另外的授权，但如从事其业务范围以外之投资时必须有额外的授权。一般原则是，适用第22条的保险公司除依该条外，不得再根据其他条款被视为被授权人（即不能从事其他业务）；如果适用《1982年保险公司法》但不适用《1986年金融服务法》的保险公司依后一法律的其他条款而成为被授权人，那么目的只能是：便于管理为该公司或与该公司属同一集团〔5〕（group）之其他法人团体的官员、雇员及靠其养活者的利益而设立的退休基金。
（4）友谊会社（friendly Societies）。友谊会社为互助储蓄机构。依照《1974年友谊会社法》为友谊会社之会社，或依该法登记为会社（但非会社之分设机构）的会社，或依其本身之规章在英国某地拥有注册机构的会社，或在英国从事证券投资之会社，在《1986年金融服务法》规定的业务范围内视为被授权人。据此，友谊会社在从事特定范围的业务时也不需要额外的授权。
关键词行为金融；证券投资基金；羊群效应；熟悉偏好；过度自信
一、行为金融理论
标准的现代金融理论的模型与范式基本上局限于“理性”的分析框架中，对金融市场的行为进行了理想化的假设，20世纪80年代以来，研究学者日益重视金融市场上的各种异象，而这些异象的理性解释不能令人满意。行为金融理论正是金融学家在研究金融市场异象的过程中形成并不断完善起来的理论体系。行为金融借鉴了行为科学、心理学以及社会科学等研究成果后，将人类心理与行为纳入金融学的研究，从微观个体行为以及产生这种行为的心理、社会动因来研究资本市场的现象和问题。
行为金融理论认为投资者不是理性人，并不具有完全理性，而是行为人，只具有有限理性，不能客观、公正、无偏的加工信息。在信息环境不确定的情况下，投资者的心理容易受到其他投资者的影响，模仿他人决策，而不仔细考虑自身的信息，也就是行为金融理论中的“从众行为”，而如果涉及到多个投资主体，就会进一步引发团体从众跟风的“羊群效应”。除此之外，投资者很多时候的非理还由于本身的“过度自信”，即将成功归于能力，而将失败归于运气和机会的作用，过于相信自己的判断而产生行为偏差。另外，投资者在进行投资时，会选择其感觉非常精于评估的风险事件，避免不熟悉或无法估计概率分布的风险事件，即“熟悉偏好”。总之，人的心理因素对于投资者行为的影响是行为金融研究的主体，伴随着行为金融的发展，相关经济研究对于人的心理分析的依赖也越来越多。
证券投资基金通过发行基金单位，集中投资者的资金，而后由基金托管人托管，基金管理人管理和运用，从事股票、债券等金融投资，作为一种利益共享、风险共担的集合证券投资方式是现代金融体系中不可或缺的组成部分。证券投资基金作为机构投资者，其投资行为也会受到基金托管人及基金管理人不理的影响，所以此时就必须考虑现实中人的心理因素，利用行为金融理论对其投资行为进行阐释。
二、基于行为金融理论的中国证券投资基金投资行为分析
行为金融理论中的投资者有限理性意味着投资者并不完全理性而且不总是理性的，而证券投资基金主要进行股票和债券的投资，充当市场中机构投资者的角色，所以其投资行为势必符合行为金融理论对于投资者的假设，即证券投资基金是有限理性的。行为金融理论为研究中国证券投资基金的投资行为提供了延伸性的启示。
1．证券投资基金投资行为的“羊群效应”
很多时候证券投资基金作为机构投资者会非常注意其他机构的动向，并在这些机构投资者采取行动时，立刻采取相似的行动，这可能是源于其对本身投资决策缺乏把握，也可能是看到其他机构已经获利而相信自己也能获利，或者更可能是由于害怕与众不同，必须采取行动。所以在这种时候证券投资基金不可能理性的考虑该决策究竟会为基金本身带来多少收益，而仅仅是一种盲目的“从众行为”。同时，由于多数作为机构投资者的证券投资基金具有高度的同质性,它们通常关注同样的市场信息,采用相似的经济模型、信息处理技术、组合及对冲策略。在这种情况下,非理性的众多证券投资基金很可能同时采取行动，形成群体性的跟风购买行为，并最终导致“羊群效应”。这时，许多证券投资基金将在同一时间买卖相同股票,买卖压力最终将超过市场所能提供的流动性,从而导致股价的不连续性和大幅变动,破坏市场的稳定运行。
于是，为了避免证券投资基金投资行为的“羊群效应”，政府应该扩大市场容量,提高上市公司股票质量，使众多证券投资基金在挑选其投资股票品种时就有更多的选择余地,理性的进行决策，从而有效地减轻“羊群效应”造成的市场风险和脆弱性。
2．证券投资基金投资行为的“熟悉偏好”
经典投资组合理论认为理性的投资者通常会通过分散投资来规避风险锁定获利。证券投资基金作为投资者通常也会通过投资组合规避风险，但是这种组合的分散程度一般低于经典投资组合理论的建议。很多基金在投资时更愿意选择股票市场，即那些相对熟悉的领域，投资也集中在其比较熟悉的本国市场、本地市场，从而导致投资组合构成上所表现出的分散不足。这主要是由于证券投资基金在评估某些投资时无法估计不确定事物的概率分布，而更熟悉的环境使其感到处于优势，即行为金融中所谓的“熟悉偏好”，但也因此在某种程度上反而提升了投资风险。
这就要求政府促进证券投资基金投资渠道的开放，大力发展债券市场和货币市场,同时发展金融衍生品市场以加强市场价格发现，适时推出做空机制，改变现在的单边市场状况,并鼓励基金适当地“走出去”，使证券投资基金采用足够分散化的投资策略，采取理性的投资决策，从而规避风险锁定获利。
3．证券投资基金管理人的不理性投资行为
行为金融认为每个人都会或多或少受到认识与行为偏差的影响。而证券投资基金在进行投资时主要倚重基金管理人，可是基金管理人并不总是理性的，会或多或少受到认识与行为偏差的影响，有时甚至会做出非利益最大化的决策。典型地，当基金管理人处于过度自信时，可能高估自身的能力，为了获取较高的投资回报而从事风险性较大的投资，给本基金利益带来损失。并且由于自我归因的存在，基金管理人在损失出现后，常常先入为主的否定损失是由本身的不恰当行为带来的，而仅仅把这一切后果归于市场的不确定性，不能很好的纠正其不理。
所以在基金管理人的选择上，不但要求基金管理人具有雄厚的专业学术基础和丰富的金融专业理论与实践知识、良好的信息收集与信息处理能力，还应要求其了解市场中的投资者和自身会产生怎样的心理和行为偏差，以避免由于自身的心理因素造成重大失误。此外，还应关注基金管理人的心理变化和行为倾向，避免选定的投资组合风险收益发生意外。
参考文献
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[3]史金艳、李凯、李亚宁.行为经济学对经济人假设的重新审视[J].商业研究，2006(5).
【关键词】 证券投资账户; 顺差; 单位根检验; 误差修正
一、引言
证券投资账户在国际收支资本与金融账户中占有很重要的地位，研究证券投资账户对于一国的国际收支平衡是非常必要的。我国证券投资账户差额在1997年之前都很小，在资本与金融账户中所占的比重也很小，而1997年开始大幅上升。随着我国分别于2002年11月和2006年8月先后推出QFII和QDII制度，资本市场不断对外开放，不仅使得我国的资本市场得到了全球资本的空前关注，也为国内企业和个人购汇对外金融投资提供了规范的渠道。近年来，我国证券投资项目呈现两大特点:境外对我国证券投资，特别是股本证券的投资快速增长;我国机构对外证券投资大幅增长。但是，我国国际收支中证券投资账户大多表现为逆差，尤其是2006年逆差达676亿美元，是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因导致的。虽然证券投资逆差可以在一定程度上缓解我国的资本账户顺差，但是越来越多的证券投资逆差已经给中国经济造成了一些负面效应。调节证券投资账户要遵循经济发展的客观规律，同时要符合我国资本市场发展的现状。本文在解析中国证券投资现状的基础上，实证分析了证券投资账户运行的动态规律以及各种关键因素对它的影响，最后得出结论并提出了相关的政策建议。
二、证券投资账户解释变量选取及数据整理
(一)解释变量的选取
总体来看，中国证券投资规模较小，管制较严，开放程度较低，因而影响的因素主要以政策及短期的冲击因素为主，另外还受一些长期的宏观影响因素的左右。从时间趋势来看，我国资本项目下证券投资的开放程度呈现一定的周期性特征，说明我国对证券投资政策时紧时松，是渐渐放松的过程。伴随着我国资本市场、债券市场的进一步开放，合格境外机构投资者(QFII)、合格境内机构投资者(QDII)等政策出台和业务的开展，证券投资项目更加活跃。从证券投资项目的特征和规律来看，解释变量具有以下重要的作用:
1.证券市场的开放程度(EOSM):证券市场的开放程度对于中国这样一个证券投资规模小、管制较严的证券投资账户十分重要。开放程度高，则证券投资较活跃，可扩大投资规模，从而扩大证券账户的余额。但我国传统上对证券开放程度的测量没有一种固定而有效的方法。笔者现以美国为参照，假定美国的开放程度为完全开放，则中国证券账户的投资规模同GDP的比例除以美国证券账户同美国GDP的比例作为衡量我国证券市场开放度的指标。
2.国内外的实际利差(ISRR):利率是资本的收益，同时也是资本的机会成本，一个国家国内外的利差，是驱动其资本流动的重要因素。但是名义的利率并不能反映中国与外国利差的真实情况，真正驱动国际资金流动的是真实利差。笔者选取以美国为代表的外国利率，剔除价格因素的影响，反映两者的真实利差。
3.实际汇率(RFER):汇率是影响证券投资及国际资本流动的重要驱动因素。国际资金围绕汇率进行的套汇及投资行为对我国证券投资账户的影响同样十分重要。笔者认为，汇率的变动可能会影响我国证券投资规模的大小。
4.外汇储备(BFR):一国外汇储备，表明了一个国家对外投资的需要和能力的大小，外汇储备多，则以外国债券形式表示的外汇的数量就多，购买的能力也越大。而我国商业银行外汇头寸的调拨又在证券投资账户中起重要作用，因而可作为对证券投资账户的解释变量。
5.财政赤字:如果一国财政赤字严重，会引发物价的上升和影响经济的发展，但它有一定的通胀预期。加上税收的关系，通常会引起包括通过证券投资方式在内的资本外逃。
6.汇率的预期:对汇率稳定的预期会减少证券投资活动的活跃程度，从而减少证券投资的余额规模;相反，对汇率变动的强烈预期是资本流动的重要驱动因素，会增加证券投资余额规模。1998年资本外逃现象的出现跟汇率贬值的预期有很大关系。近年来，人民币升值的强烈预期也是证券投资账户变动的重要影响因素。
7.亚洲金融风暴:众所周知，1998年爆发了影响世界的亚洲金融风暴。很显然，这一因素对我国证券投资账户余额产生了极大的影响，由于确定市场经济的方向，从1993年开始，我国证券投资账户开始顺差，并逐年递增。我国在1998年之前证券投资账户余额还是顺差。但是由于1998年亚洲金融风暴的影响，我国证券投资账户受到外资的冲击，资本大量外逃。1998年我国证券投资账户出现大额逆差，针对这一影响因素，笔者选取了虚拟变量D2来度量这一影响因素，在1998年以前为0，在1998年及其之后为1。
8.QFII:它是影响我国证券投资账户的一个重要因素。由于我国QFII启动较晚，2002年11月中国证监会与中国人民银行联合下发了《合格境外机构投资者境内证券投资管理暂行办法》，QFII制度进入试点，累计投资额度上限为40亿美元。2003年6月瑞士银行有限公司和野村证券株式会社成为首批获得投资额度的QFII。直到2007年12月，QFII投资额度扩大至300亿美元，QFII的额度相对证券投资账户额来说较小。笔者采用虚拟变量D3来度量这一影响因素。以2003年第一支QFII进入中国为分界线，2003年之前为0，2003年及其之后为1。
9.经济增长率(GDPR):经济增速是反映我国经济发展水平最直接的指标，他反映我国的经济发展状况:经济增长率过低，预示着整体经济进入衰退期，如果出现持续降低，可能会动摇投资者的信心，引发资本外逃;经济增长率高，可以增强投资者对该国经济增长的信心，吸引资本进入。所以经济增长率因素对证券投资账户毫无疑问有着重要的影响。
(二)数据来源
证券投资账户余额PIB来源于国家外汇管理局1982-2007年的《中国国际收支平衡表》。中美两国利率分别来源于中国人民银行网站(http://www.pbc.gov.cn)和美国劳工部网站(http://www.bls.gov)。中美两国的物价水平分别来源于中国统计局《中国统计年鉴-2007》和美国劳工部。中美的汇率来源于中国商务部网站(www.mofcom.gov.cn)。中国1982-2007年的GDP数据取自中国统计局《中国统计年鉴-2007》。
三、实证部分
(一)平稳性检验
根据现代计量经济学理论，如果两个变量存在时间趋势，即使两者不相关，也有可能出现较高的R2值。所以，如果两个序列非平稳，即使两个序列互相独立，在经济上也无任何相关关系，但用传统的回归方法及显著性检验时，仍可能会显示出两者在统计上有高度的相关关系，即出现所谓的“虚假回归”现象。此时，传统的统计变量如R2、t、F检验都不能用来判断非平稳时间序列之间是否存在回归关系的依据。基于此，本文在对时间序列进行回归分析之前，首先对时间序列进行平稳性检验。鉴于实践中的运用，笔者采用ADF检验时间序列的单位根检验。利用Eviews5.1软件进行检验，结果如表1所示。
从表1可以看出，PIB、ISRR、EOSM、GDP、BFR、RFERl六个变量在5%显著性水平下都没有通过检验，表明这六个变量是非平稳的。对这六个变量分别进行一阶差分处理后，再进行ADF检验，检验结果如表2所示。
从表2可以看出，以上六个变量一阶差分后的时间序列在5%的显著性水平下拒绝了原假设，表明这六个变量一阶差分后的时间序列不存在单位根，是平稳的。因此这六个变量都是一阶单整，即均为I(1)过程。
(二)模型的建立
根据现代计量经济理论，当两个序列具有同阶单整，就可以对其进行协整分析，那么证券投资账户影响因素的待估计模型可以设定为:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4GDPR+β5BFR+β6D1+β7D2+β8D3+μ
其中β1，β2，β3，β4，β5，β6，β7，β8为各个影响因素的系数，β0为截距项，μ为随机误差项。
1.显著性检验
通过Eviews软件估计出各个系数的值，各个系数的显著性见表3。
从上面的结果来看，估计出来的方程式为:
PIB=24 116.68624×ISRR-13 229.64438×GDPR-12 863.66009
×RFER-975 335.5412×BFR-9 401.280526×D1+17 172.46207
×D2-3 674.981025×D3-797 208.3605×EOSM+60 737.88391
从表3中可以看出，拟合出来的模型不十分理想。除ISRR、RFER、常数项的系数较为显著之外，其他的系数都不显著。从中可以推断出，虚拟变量D2的不显著，是由于1998年亚洲金融风暴和虚拟变量D1所表示的对将来汇率预期存在重复性，因为1998年金融风暴使得投资者产生了汇率预期。所以这里保留D1，剔除D2的影响。虚拟变量D3的不显著性是由于QFII的数量太小，所占证券投资账户额的比率太小导致的，也应给予剔除。
2.相关性检验
另外，通过对各个变量之间的相关性分析，可以得出个别变量之间存在较高的相关性:见表4。
从表4中可以看出，ISRR和GDPR的相关系数为0.627925，这两者存在较高的相关性，当一个国家处于高经济增长率的情形下，资本在高经济增长的国家投资收益将高，并且投资者对该国的经济保持了较强的信心，外资流入增多。在这种情况下，货币当局为了防止经济的泡沫和经济过热，将会采取扩大利差的行为。因此可以只考虑ISRR的影响，而剔除掉GDPR的影响。
还可以看到，ISRR和BFR之间的相关系数为-0.432356，这表明这两者之间存在较高的负相关性。在现实情况中，还可以了解到，我国通过外汇储备途径投放了大量的基础货币。当外汇储备增长越大时，通过这一途径投放的基础货币也越大，这将使得我国的利率下降，从而扩大利差。这两者之间存在较为明显的负相关性，有理由剔除BFR因素的影响，而用ISRR来代替这种影响。
经过进一步分析，根据解释变量的多重共线性和相关因素经济意义的考虑，剔除了重复影响的因素及作用不明显的因素，保留了ISRR、RFER、D1、EOSM这四个有明显影响力和不存在明显相关性的解释变量，笔者重新建立了回归模型:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4D1+μ
通过OLS方法得出回归结果:
PIB=41 728.99504+14 276.30835×ISRR-1 072 503.802×EOSM-7 711.491137×RFER-9 513.401765×D1
其中，统计量的特征如表5所示。
从表5可以看出，在重新设定了模型以后，各变量系数都是显著的，F检验的结果也显著。
3.自相关检验
这里运用布雷殊-戈弗雷(BG或LM)检验来检验模型是否存在自相关的问题，应用于回归模型结果如表6。
从检验的结果表明不能拒绝无自相关的假设，即误差项不存在自相关的问题。
4.协整检验
进一步检验模型是否存在协整关系。笔者对模型的残差数列进行ADF单位根检验，检验残差序列的平稳性。结果如表7所示。
结果表明，可以拒绝原假设，残差序列平稳。这就表明解释变量与被解释变量之间存在协整关系，即具有一种稳定的长期关系。
从上面的实证结果可知，ISRR的系数为正，说明中美实际利差为正，就会吸引外国的资金向中国注入，从而导致证券投资账户出现顺差。但是由于我国长期对利率实行严格的管制，利差对证券投资账户余额的影响相对较小。EOSM的系数为负，表明随着我国证券市场的开放，更多的资金是向国外流动，这与我国长期以来的制度与政治因素所带来的风险及国内企业存在许多缺陷及对外国股权投资的热衷所造成资金外逃的冲动有关。从结果可以看出，证券市场的开放程度对证券投资账户的影响作用十分明显。RFER的系数为负，表明了真实汇率的变动方向与证券余额的方向相反，在汇率上升、人民币贬值的情况下会产生一种贬值预期，从而导致资金流出，使证券账户出现逆差。D1系数的负号，表明在存在变动预期的情况下，证券投资余额有反相的变动。这表明，我国汇率总体来说可能存在一种升值的预期，从而导致了这种反向关系。最后，从模型的总体结果表明，该模型较好地解释了证券投资账户余额的情况，有一种长期的均衡关系。
据格兰杰定理，从上面修正后的模型可以得出误差修正模型，模型方程如下:
PIB=β1ISRR+β2EOSM+β3D1+β4RFER+β5ECMt-1+μ
其中，PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER分别表示PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER的一阶差分，ECMt-1表示滞后一期的RESIDUAL。
(三)回归结果
通过Eviews软件估计出各个系数的值，见表8所示。
通过误差修正模型估计短期证券投资余额方程为:
PIB=10 605.26535×ISRR-1 280 469.588×EOSM-7724.709517×D1
+1 665.057042×RFER-1.20313529×ECMt-1-709.3398396
误差修正模型为:
PIB=10 605.26535×ISRR-1 280 469.588×EOSM-1.20313529×ECMt-1
T值1.422889 -2.795078 -5.394787
-7 724.709517×DD1+1 665.057042×DRFER-709.3398396
-1.3335750.231971 -0.311071
R2=0.750453Durbin-Watson=2.0768145
其中误差修正项为:
ECMt-1=DPI-(41 728.99504+14 276.30835×ISRR-1072 503.802×EOSM
-7 711.491137×RFER-9 513.401765×D1)
误差修正模型描述的是各个变量之间短期波动的相互影响，PIB证券账户余额在短期内时根据实际利差、证券账户开放程度、汇率预期、实际汇率和长期均衡关系失衡程度来调整。从表8中可以看出，误差修正模型很不理想，所以，笔者剔除不显著的几个变量，剔除了DD1和RFER，重新做误差修正模型，结果如下:
PIB=-1 256 751.029×EOSM-1.214702179×ECMt-1+11 756.23137
-2.87 -5.52 1.77
×ISRR589.5842432
-0.27
R2=0.687798 Durbin-Watson=2.079531F-statistic=18.62446
经过剔除变量之后，误差修正项的系数还是-1.2，说明虽然被解释变量趋于长期均衡的关系比较显著，但是在短期内确定性变量对我国证券投资账户余额的影响是不明显的，在偏离均衡值之后一段时间内，较难得到调整。
四、结论和政策建议
根据上述实证分析，中国证券市场的开放程度不同、中美的实际利差、中美的实际汇率、人们对人民币汇率的预期同国际证券投资账户的余额之间存在着一种长期稳定的均衡关系。在一个逐渐开放的经济实体中，证券投资将在国际收支的金融项目中起至关重要的作用。证券化融资以其收益高、风险小、流动性强、投资大众化以及管理专业化等特点，正在逐步成为国际资本流动的主流。国际证券融资在今后我国吸引外资政策中将会起到越来越重要的作用。我国应当逐步实现人民币在资本项目下的可兑换;推进利率市场化，有效引导资金流向;增强汇率对国际收支的调节作用，稳定人民币币值的预期;深化我国资本市场改革，促进其健康发展;完善我国QFII制度下证券监管法律体制。
【主要参考文献】
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【关键词】 证券投资账户; 顺差; 单位根检验; 误差修正
一、引言
证券投资账户在国际收支资本与金融账户中占有很重要的地位,研究证券投资账户对于一国的国际收支平衡是非常必要的。我国证券投资账户差额在1997年之前都很小,在资本与金融账户中所占的比重也很小,而1997年开始大幅上升。随着我国分别于2002年11月和2006年8月先后推出qfii和qdii制度,资本市场不断对外开放,不仅使得我国的资本市场得到了全球资本的空前关注,也为国内企业和个人购汇对外金融投资提供了规范的渠道。近年来,我国证券投资项目呈现两大特点:境外对我国证券投资,特别是股本证券的投资快速增长;我国机构对外证券投资大幅增长。但是,我国国际收支中证券投资账户大多表现为逆差,尤其是2006年逆差达676亿美元,是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因导致的。虽然证券投资逆差可以在一定程度上缓解我国的资本账户顺差,但是越来越多的证券投资逆差已经给中国经济造成了一些负面效应。调节证券投资账户要遵循经济发展的客观规律,同时要符合我国资本市场发展的现状。本文在解析中国证券投资现状的基础上,实证分析了证券投资账户运行的动态规律以及各种关键因素对它的影响,最后得出结论并提出了相关的政策建议。
二、证券投资账户解释变量选取及数据整理
(一)解释变量的选取
总体来看,中国证券投资规模较小,管制较严,开放程度较低,因而影响的因素主要以政策及短期的冲击因素为主,另外还受一些长期的宏观影响因素的左右。从时间趋势来看,我国资本项目下证券投资的开放程度呈现一定的周期性特征,说明我国对证券投资政策时紧时松,是渐渐放松的过程。伴随着我国资本市场、债券市场的进一步开放,合格境外机构投资者(qfii)、合格境内机构投资者(qdii)等政策出台和业务的开展,证券投资项目更加活跃。从证券投资项目的特征和规律来看,解释变量具有以下重要的作用:
1.证券市场的开放程度(eosm):证券市场的开放程度对于中国这样一个证券投资规模小、管制较严的证券投资账户十分重要。开放程度高,则证券投资较活跃,可扩大投资规模,从而扩大证券账户的余额。但我国传统上对证券开放程度的测量没有一种固定而有效的方法。笔者现以美国为参照,假定美国的开放程度为完全开放,则中国证券账户的投资规模同gdp的比例除以美国证券账户同美国gdp的比例作为衡量我国证券市场开放度的指标。
2.国内外的实际利差(isrr):利率是资本的收益,同时也是资本的机会成本,一个国家国内外的利差,是驱动其资本流动的重要因素。但是名义的利率并不能反映中国与外国利差的真实情况,真正驱动国际资金流动的是真实利差。笔者选取以美国为代表的外国利率,剔除价格因素的影响,反映两者的真实利差。
3.实际汇率(rfer):汇率是影响证券投资及国际资本流动的重要驱动因素。国际资金围绕汇率进行的套汇及投资行为对我国证券投资账户的影响同样十分重要。笔者认为,汇率的变动可能会影响我国证券投资规模的大小。
4.外汇储备(bfr):一国外汇储备,表明了一个国家对外投资的需要和能力的大小,外汇储备多,则以外国债券形式表示的外汇的数量就多,购买的能力也越大。而我国商业银行外汇头寸的调拨又在证券投资账户中起重要作用,因而可作为对证券投资账户的解释变量。
5.财政赤字:如果一国财政赤字严重,会引发物价的上升和影响经济的发展,但它有一定的通胀预期。加上税收的关系,通常会引起包括通过证券投资方式在内的资本外逃。
6.汇率的预期:对汇率稳定的预期会减少证券投资活动的活跃程度,从而减少证券投资的余额规模;相反,对汇率变动的强烈预期是资本流动的重要驱动因素,会增加证券投资余额规模。1998年资本外逃现象的出现跟汇率贬值的预期有很大关系。近年来,人民币升值的强烈预期也是证券投资账户变动的重要影响因素。
7.亚洲金融风暴:众所周知,1998年爆发了影响世界的亚洲金融风暴。很显然,这一因素对我国证券投资账户余额产生了极大的影响,由于确定市场经济的方向,从1993年开始,我国证券投资账户开始顺差,并逐年递增。我国在1998年之前证券投资账户余额还是顺差。但是由于1998年亚洲金融风暴的影响,我国证券投资账户受到外资的冲击,资本大量外逃。1998年我国证券投资账户出现大额逆差,针对这一影响因素,笔者选取了虚拟变量d2来度量这一影响因素,在1998年以前为0,在1998年及其之后为1。
8.qfii:它是影响我国证券投资账户的一个重要因素。由于我国qfii启动较晚,2002年11月中国证监会与中国人民银行联合下发了《合格境外机构投资者境内证券投资管理暂行办法》,qfii制度进入试点,累计投资额度上限为40亿美元。2003年6月瑞士银行有限公司和野村证券株式会社成为首批获得投资额度的qfii。直到2007年12月,qfii投资额度扩大至300亿美元,qfii的额度相对证券投资账户额来说较小。笔者采用虚拟变量d3来度量这一影响因素。以2003年第一支qfii进入中国为分界线,2003年之前为0,2003年及其之后为1。
9.经济增长率(gdpr):经济增速是反映我国经济发展水平最直接的指标,他反映我国的经济发展状况:经济增长率过低,预示着整体经济进入衰退期,如果出现持续降低,可能会动摇投资者的信心,引发资本外逃;经济增长率高,可以增强投资者对该国经济增长的信心,吸引资本进入。所以经济增长率因素对证券投资账户毫无疑问有着重要的影响。
(二)数据来源
证券投资账户余额pib来源于国家外汇管理局1982-2007年的《中国国际收支平衡表》。中美两国利率分别来源于中国人民银行网站()和美国劳工部网站()。中国1982-2007年的gdp数据取自中国统计局《中国统计年鉴-2007》。
三、实证部分
(一)平稳性检验
根据现代计量经济学理论,如果两个变量存在时间趋势,即使两者不相关,也有可能出现较高的r2值。所以,如果两个序列非平稳,即使两个序列互相独立,在经济上也无任何相关关系,但用传统的回归方法及显著性检验时,仍可能会显示出两者在统计上有高度的相关关系,即出现所谓的“虚假回归”现象。此时,传统的统计变量如r2、t、f检验都不能用来判断非平稳时间序列之间是否存在回归关系的依据。基于此,本文在对时间序列进行回归分析之前,首先对时间序列进行平稳性检验。鉴于实践中的运用,笔者采用adf检验时间序列的单位根检验。利用eviews5.1软件进行检验,结果如表1所示。
从表1可以看出,pib、isrr、eosm、gdp、bfr、rferl六个变量在5%显著性水平下都没有通过检验,表明这六个变量是非平稳的。对这六个变量分别进行一阶差分处理后,再进行adf检验,检验结果如表2所示。
从表2可以看出,以上六个变量一阶差分后的时间序列在5%的显著性水平下拒绝了原假设,表明这六个变量一阶差分后的时间序列不存在单位根,是平稳的。因此这六个变量都是一阶单整,即均为i(1)过程。
(二)模型的建立
根据现代计量经济理论,当两个序列具有同阶单整,就可以对其进行协整分析,那么证券投资账户影响因素的待估计模型可以设定为:
pib=β0+β1isrr+β2eosm+β3rfer+β4gdpr+β5bfr+β6d1+β7d2+β8d3+μ
其中β1,β2,β3,β4,β5,β6,β7,β8为各个影响因素的系数,β0为截距项,μ为随机误差项。
1.显著性检验
通过eviews软件估计出各个系数的值,各个系数的显著性见表3。
从上面的结果来看,估计出来的方程式为:
pib=24 116.68624×isrr-13 229.64438×gdpr-12 863.66009
×rfer-975 335.5412×bfr-9 401.280526×d1+17 172.46207
×d2-3 674.981025×d3-797 208.3605×eosm+60 737.88391
从表3中可以看出,拟合出来的模型不十分理想。除isrr、rfer、常数项的系数较为显著之外,其他的系数都不显著。从中可以推断出,虚拟变量d2的不显著,是由于1998年亚洲金融风暴和虚拟变量d1所表示的对将来汇率预期存在重复性,因为1998年金融风暴使得投资者产生了汇率预期。所以这里保留d1,剔除d2的影响。虚拟变量d3的不显著性是由于qfii的数量太小,所占证券投资账户额的比率太小导致的,也应给予剔除。
2.相关性检验
另外,通过对各个变量之间的相关性分析,可以得出个别变量之间存在较高的相关性:见表4。
从表4中可以看出,isrr和gdpr的相关系数为0.627925,这两者存在较高的相关性,当一个国家处于高经济增长率的情形下,资本在高经济增长的国家投资收益将高,并且投资者对该国的经济保持了较强的信心,外资流入增多。在这种情况下,货币当局为了防止经济的泡沫和经济过热,将会采取扩大利差的行为。因此可以只考虑isrr的影响,而剔除掉gdpr的影响。
还可以看到,isrr和bfr之间的相关系数为-0.432356,这表明这两者之间存在较高的负相关性。在现实情况中,还可以了解到,我国通过外汇储备途径投放了大量的基础货币。当外汇储备增长越大时,通过这一途径投放的基础货币也越大,这将使得我国的利率下降,从而扩大利差。这两者之间存在较为明显的负相关性,有理由剔除bfr因素的影响,而用isrr来代替这种影响。
经过进一步分析,根据解释变量的多重共线性和相关因素经济意义的考虑,剔除了重复影响的因素及作用不明显的因素,保留了isrr、rfer、d1、eosm这四个有明显影响力和不存在明显相关性的解释变量,笔者重新建立了回归模型:
pib=β0+β1isrr+β2eosm+β3rfer+β4d1+μ
通过ols方法得出回归结果:
pib=41 728.99504+14 276.30835×isrr-1 072 503.802×eosm-7 711.491137×rfer-9 513.401765×d1
其中,统计量的特征如表5所示。
从表5可以看出,在重新设定了模型以后,各变量系数都是显著的,f检验的结果也显著。
3.自相关检验
这里运用布雷殊-戈弗雷(bg或lm)检验来检验模型是否存在自相关的问题,应用于回归模型结果如表6。
从检验的结果表明不能拒绝无自相关的假设,即误差项不存在自相关的问题。
4.协整检验
进一步检验模型是否存在协整关系。笔者对模型的残差数列进行adf单位根检验,检验残差序列的平稳性。结果如表7所示。
结果表明,可以拒绝原假设,残差序列平稳。这就表明解释变量与被解释变量之间存在协整关系,即具有一种稳定的长期关系。
从上面的实证结果可知,isrr的系数为正,说明中美实际利差为正,就会吸引外国的资金向中国注入,从而导致证券投资账户出现顺差。但是由于我国长期对利率实行严格的管制,利差对证券投资账户余额的影响相对较小。eosm的系数为负,表明随着我国证券市场的开放,更多的资金是向国外流动,这与我国长期以来的制度与政治因素所带来的风险及国内企业存在许多缺陷及对外国股权投资的热衷所造成资金外逃的冲动有关。从结果可以看出,证券市场的开放程度对证券投资账户的影响作用十分明显。rfer的系数为负,表明了真实汇率的变动方向与证券余额的方向相反,在汇率上升、人民币贬值的情况下会产生一种贬值预期,从而导致资金流出,使证券账户出现逆差。d1系数的负号,表明在存在变动预期的情况下,证券投资余额有反相的变动。这表明,我国汇率总体来说可能存在一种升值的预期,从而导致了这种反向关系。最后,从模型的总体结果表明,该模型较好地解释了证券投资账户余额的情况,有一种长期的均衡关系。
据格兰杰定理,从上面修正后的模型可以得出误差修正模型,模型方程如下:
pib=β1isrr+β2eosm+β3d1+β4rfer+β5ecmt-1+μ
其中,pib、isrr、eosm、d1、rfer分别表示pib、isrr、eosm、d1、rfer的一阶差分,ecmt-1表示滞后一期的residual。
(三)回归结果
通过eviews软件估计出各个系数的值,见表8所示。
通过误差修正模型估计短期证券投资余额方程为:
pib=10 605.26535×isrr-1 280 469.588×eosm-7724.709517×d1
+1 665.057042×rfer-1.20313529×ecmt-1-709.3398396
误差修正模型为:
pib=10 605.26535×isrr-1 280 469.588×eosm-1.20313529×ecmt-1
t值1.422889 -2.795078 -5.394787
-7 724.709517×dd1+1 665.057042×drfer-709.3398396
-1.3335750.231971 -0.311071
r2=0.750453durbin-watson=2.0768145
其中误差修正项为:
ecmt-1=dpi-(41 728.99504+14 276.30835×isrr-1072 503.802×eosm
-7 711.491137×rfer-9 513.401765×d1)
误差修正模型描述的是各个变量之间短期波动的相互影响,pib证券账户余额在短期内时根据实际利差、证券账户开放程度、汇率预期、实际汇率和长期均衡关系失衡程度来调整。从表8中可以看出,误差修正模型很不理想,所以,笔者剔除不显著的几个变量,剔除了dd1和rfer,重新做误差修正模型,结果如下:
pib=-1 256 751.029×eosm-1.214702179×ecmt-1+11 756.23137
-2.87 -5.52 1.77
×isrr589.5842432
-0.27
r2=0.687798 durbin-watson=2.079531f-statistic=18.62446
经过剔除变量之后,误差修正项的系数还是-1.2,说明虽然被解释变量趋于长期均衡的关系比较显著,但是在短期内确定性变量对我国证券投资账户余额的影响是不明显的,在偏离均衡值之后一段时间内,较难得到调整。
四、结论和政策建议
根据上述实证分析,中国证券市场的开放程度不同、中美的实际利差、中美的实际汇率、人们对人民币汇率的预期同国际证券投资账户的余额之间存在着一种长期稳定的均衡关系。在一个逐渐开放的经济实体中,证券投资将在国际收支的金融项目中起至关重要的作用。证券化融资以其收益高、风险小、流动性强、投资大众化以及管理专业化等特点,正在逐步成为国际资本流动的主流。国际证券融资在今后我国吸引外资政策中将会起到越来越重要的作用。我国应当逐步实现人民币在资本项目下的可兑换;推进利率市场化,有效引导资金流向;增强汇率对国际收支的调节作用,稳定人民币币值的预期;深化我国资本市场改革,促进其健康发展;完善我国qfii制度下证券监管法律体制。
【主要参考文献】
[1] 古扎拉蒂.计量经济学[m].北京:中国人民大学出版社,2007.
[2] 张晓峒.eviews使用指南与案例[m].机械工业出版社,2007.
[3] 曲夙杰.利用国际证券投资现状影响和策略[j].国际金融研究,2004(2).
[4] 张雪莹,金德环.金融计量学教程[m].上海:上海财经大学出版社.
[5] 中国统计局.中国统计年鉴[m].2007.
[6] 姜波克.国际金融[m].上海复旦大学出版社.
[7] 徐映梅,曾莹.中国国际收支结构变迁的阶段性及其特征[j].中南财经政法大学研究生学报,2006,(2).
【关键词】 证券投资账户; 顺差; 单位根检验; 误差修正
一、引言
证券投资账户在国际收支资本与金融账户中占有很重要的地位,研究证券投资账户对于一国的国际收支平衡是非常必要的。我国证券投资账户差额在1997年之前都很小,在资本与金融账户中所占的比重也很小,而1997年开始大幅上升。随着我国分别于2002年11月和2006年8月先后推出QFII和QDII制度,资本市场不断对外开放,不仅使得我国的资本市场得到了全球资本的空前关注,也为国内企业和个人购汇对外金融投资提供了规范的渠道。近年来,我国证券投资项目呈现两大特点:境外对我国证券投资,特别是股本证券的投资快速增长;我国机构对外证券投资大幅增长。但是,我国国际收支中证券投资账户大多表现为逆差,尤其是2006年逆差达676亿美元,是上年的12.7倍。逆差的形成是由多方面原因导致的。虽然证券投资逆差可以在一定程度上缓解我国的资本账户顺差,但是越来越多的证券投资逆差已经给中国经济造成了一些负面效应。调节证券投资账户要遵循经济发展的客观规律,同时要符合我国资本市场发展的现状。本文在解析中国证券投资现状的基础上,实证分析了证券投资账户运行的动态规律以及各种关键因素对它的影响,最后得出结论并提出了相关的政策建议。
二、证券投资账户解释变量选取及数据整理
(一)解释变量的选取
总体来看,中国证券投资规模较小,管制较严,开放程度较低,因而影响的因素主要以政策及短期的冲击因素为主,另外还受一些长期的宏观影响因素的左右。从时间趋势来看,我国资本项目下证券投资的开放程度呈现一定的周期性特征,说明我国对证券投资政策时紧时松,是渐渐放松的过程。伴随着我国资本市场、债券市场的进一步开放,合格境外机构投资者(QFII)、合格境内机构投资者(QDII)等政策出台和业务的开展,证券投资项目更加活跃。从证券投资项目的特征和规律来看,解释变量具有以下重要的作用:
1.证券市场的开放程度(EOSM):证券市场的开放程度对于中国这样一个证券投资规模小、管制较严的证券投资账户十分重要。开放程度高,则证券投资较活跃,可扩大投资规模,从而扩大证券账户的余额。但我国传统上对证券开放程度的测量没有一种固定而有效的方法。笔者现以美国为参照,假定美国的开放程度为完全开放,则中国证券账户的投资规模同GDP的比例除以美国证券账户同美国GDP的比例作为衡量我国证券市场开放度的指标。
2.国内外的实际利差(ISRR):利率是资本的收益,同时也是资本的机会成本,一个国家国内外的利差,是驱动其资本流动的重要因素。但是名义的利率并不能反映中国与外国利差的真实情况,真正驱动国际资金流动的是真实利差。笔者选取以美国为代表的外国利率,剔除价格因素的影响,反映两者的真实利差。
3.实际汇率(RFER):汇率是影响证券投资及国际资本流动的重要驱动因素。国际资金围绕汇率进行的套汇及投资行为对我国证券投资账户的影响同样十分重要。笔者认为,汇率的变动可能会影响我国证券投资规模的大小。
4.外汇储备(BFR):一国外汇储备,表明了一个国家对外投资的需要和能力的大小,外汇储备多,则以外国债券形式表示的外汇的数量就多,购买的能力也越大。而我国商业银行外汇头寸的调拨又在证券投资账户中起重要作用,因而可作为对证券投资账户的解释变量。
5.财政赤字:如果一国财政赤字严重,会引发物价的上升和影响经济的发展,但它有一定的通胀预期。加上税收的关系,通常会引起包括通过证券投资方式在内的资本外逃。
6.汇率的预期:对汇率稳定的预期会减少证券投资活动的活跃程度,从而减少证券投资的余额规模;相反,对汇率变动的强烈预期是资本流动的重要驱动因素,会增加证券投资余额规模。1998年资本外逃现象的出现跟汇率贬值的预期有很大关系。近年来,人民币升值的强烈预期也是证券投资账户变动的重要影响因素。
7.亚洲金融风暴:众所周知,1998年爆发了影响世界的亚洲金融风暴。很显然,这一因素对我国证券投资账户余额产生了极大的影响,由于确定市场经济的方向,从1993年开始,我国证券投资账户开始顺差,并逐年递增。我国在1998年之前证券投资账户余额还是顺差。但是由于1998年亚洲金融风暴的影响,我国证券投资账户受到外资的冲击,资本大量外逃。1998年我国证券投资账户出现大额逆差,针对这一影响因素,笔者选取了虚拟变量D2来度量这一影响因素,在1998年以前为0,在1998年及其之后为1。
8.QFII:它是影响我国证券投资账户的一个重要因素。由于我国QFII启动较晚,2002年11月中国证监会与中国人民银行联合下发了《合格境外机构投资者境内证券投资管理暂行办法》,QFII制度进入试点,累计投资额度上限为40亿美元。2003年6月瑞士银行有限公司和野村证券株式会社成为首批获得投资额度的QFII。直到2007年12月,QFII投资额度扩大至300亿美元,QFII的额度相对证券投资账户额来说较小。笔者采用虚拟变量D3来度量这一影响因素。以2003年第一支QFII进入中国为分界线,2003年之前为0,2003年及其之后为1。
9.经济增长率(GDPR):经济增速是反映我国经济发展水平最直接的指标,他反映我国的经济发展状况:经济增长率过低,预示着整体经济进入衰退期,如果出现持续降低,可能会动摇投资者的信心,引发资本外逃;经济增长率高,可以增强投资者对该国经济增长的信心,吸引资本进入。所以经济增长率因素对证券投资账户毫无疑问有着重要的影响。
(二)数据来源
证券投资账户余额PIB来源于国家外汇管理局1982-2007年的《中国国际收支平衡表》。中美两国利率分别来源于中国人民银行网站(pbc.省略)和美国劳工部网站(bls.gov)。中美两国的物价水平分别来源于中国统计局《中国统计年鉴-2007》和美国劳工部。中美的汇率来源于中国商务部网站(mofcom.省略)。中国1982-2007年的GDP数据取自中国统计局《中国统计年鉴-2007》。
三、实证部分
(一)平稳性检验
根据现代计量经济学理论,如果两个变量存在时间趋势,即使两者不相关,也有可能出现较高的R2值。所以,如果两个序列非平稳,即使两个序列互相独立,在经济上也无任何相关关系,但用传统的回归方法及显著性检验时,仍可能会显示出两者在统计上有高度的相关关系,即出现所谓的“虚假回归”现象。此时,传统的统计变量如R2、t、F检验都不能用来判断非平稳时间序列之间是否存在回归关系的依据。基于此,本文在对时间序列进行回归分析之前,首先对时间序列进行平稳性检验。鉴于实践中的运用,笔者采用ADF检验时间序列的单位根检验。利用Eviews5.1软件进行检验,结果如表1所示。
从表1可以看出,PIB、ISRR、EOSM、GDP、BFR、RFERl六个变量在5%显著性水平下都没有通过检验,表明这六个变
量是非平稳的。对这六个变量分别进行一阶差分处理后,再进行ADF检验,检验结果如表2所示。
从表2可以看出,以上六个变量一阶差分后的时间序列在5%的显著性水平下拒绝了原假设,表明这六个变量一阶差分后的时间序列不存在单位根,是平稳的。因此这六个变量都是一阶单整,即均为I(1)过程。
(二)模型的建立
根据现代计量经济理论,当两个序列具有同阶单整,就可以对其进行协整分析,那么证券投资账户影响因素的待估计模型可以设定为:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4GDPR+β5BFR+β6D1+β7D2+β8D3+μ
其中β1,β2,β3,β4,β5,β6,β7,β8为各个影响因素的系数,β0为截距项,μ为随机误差项。
1.显著性检验
通过Eviews软件估计出各个系数的值,各个系数的显著性见表3。
从上面的结果来看,估计出来的方程式为:
PIB=24 116.68624×ISRR-13 229.64438×GDPR-12 863.66009
×RFER-975 335.5412×BFR-9 401.280526×D1+17 172.46207
×D2-3 674.981025×D3-797 208.3605×EOSM+60 737.88391
从表3中可以看出,拟合出来的模型不十分理想。除ISRR、RFER、常数项的系数较为显著之外,其他的系数都不显著。从中可以推断出,虚拟变量D2的不显著,是由于1998年亚洲金融风暴和虚拟变量D1所表示的对将来汇率预期存在重复性,因为1998年金融风暴使得投资者产生了汇率预期。所以这里保留D1,剔除D2的影响。虚拟变量D3的不显著性是由于QFII的数量太小,所占证券投资账户额的比率太小导致的,也应给予剔除。
2.相关性检验
另外,通过对各个变量之间的相关性分析,可以得出个别变量之间存在较高的相关性:见表4。
从表4中可以看出,ISRR和GDPR的相关系数为0.627925,这两者存在较高的相关性,当一个国家处于高经济增长率的情形下,资本在高经济增长的国家投资收益将高,并且投资者对该国的经济保持了较强的信心,外资流入增多。在这种情况下,货币当局为了防止经济的泡沫和经济过热,将会采取扩大利差的行为。因此可以只考虑ISRR的影响,而剔除掉GDPR的影响。
还可以看到,ISRR和BFR之间的相关系数为-0.432356,这表明这两者之间存在较高的负相关性。在现实情况中,还可以了解到,我国通过外汇储备途径投放了大量的基础货币。当外汇储备增长越大时,通过这一途径投放的基础货币也越大,这将使得我国的利率下降,从而扩大利差。这两者之间存在较为明显的负相关性,有理由剔除BFR因素的影响,而用ISRR来代替这种影响。
经过进一步分析,根据解释变量的多重共线性和相关因素经济意义的考虑,剔除了重复影响的因素及作用不明显的因素,保留了ISRR、RFER、D1、EOSM这四个有明显影响力和不存在明显相关性的解释变量,笔者重新建立了回归模型:
PIB=β0+β1ISRR+β2EOSM+β3RFER+β4D1+μ
通过OLS方法得出回归结果:
PIB=41 728.99504+14 276.30835×ISRR-1 072 503.802×EOSM-7 711.491137×RFER-9 513.401765×D1
其中,统计量的特征如表5所示。
从表5可以看出,在重新设定了模型以后,各变量系数都是显著的,F检验的结果也显著。
3.自相关检验
这里运用布雷殊-戈弗雷(BG或LM)检验来检验模型是否存在自相关的问题,应用于回归模型结果如表6。
从检验的结果表明不能拒绝无自相关的假设,即误差项不存在自相关的问题。
4.协整检验
进一步检验模型是否存在协整关系。笔者对模型的残差数列进行ADF单位根检验,检验残差序列的平稳性。结果如表7所示。
结果表明,可以拒绝原假设,残差序列平稳。这就表明解释变量与被解释变量之间存在协整关系,即具有一种稳定的长期关系。
从上面的实证结果可知,ISRR的系数为正,说明中美实际利差为正,就会吸引外国的资金向中国注入,从而导致证券投资账户出现顺差。但是由于我国长期对利率实行严格的管制,利差对证券投资账户余额的影响相对较小。EOSM的系数为负,表明随着我国证券市场的开放,更多的资金是向国外流动,这与我国长期以来的制度与政治因素所带来的风险及国内企业存在许多缺陷及对外国股权投资的热衷所造成资金外逃的冲动有关。从结果可以看出,证券市场的开放程度对证券投资账户的影响作用十分明显。RFER的系数为负,表明了真实汇率的变动方向与证券余额的方向相反,在汇率上升、人民币贬值的情况下会产生一种贬值预期,从而导致资金流出,使证券账户出现逆差。D1系数的负号,表明在存在变动预期的情况下,证券投资余额有反相的变动。这表明,我国汇率总体来说可能存在一种升值的预期,从而导致了这种反向关系。最后,从模型的总体结果表明,该模型较好地解释了证券投资账户余额的情况,有一种长期的均衡关系。
据格兰杰定理,从上面修正后的模型可以得出误差修正模型,模型方程如下:
PIB=β1ISRR+β2EOSM+β3D1+β4RFER+β5ECMt-1+μ
其中,PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER分别表示PIB、ISRR、EOSM、D1、RFER的一阶差分,ECMt-1表示滞后一期的RESIDUAL。
(三)回归结果
通过Eviews软件估计出各个系数的值,见表8所示。
通过误差修正模型估计短期证券投资余额方程为:
PIB=10 605.26535×ISRR-1 280 469.588×EOSM-7724.709517×D1
+1 665.057042×RFER-1.20313529×ECMt-1-709.3398396
误差修正模型为:
PIB=10 605.26535×ISRR-1 280 469.588×EOSM-1.20313529×ECMt-1
T值1.422889 -2.795078 -5.394787
-7 724.709517×DD1+1 665.057042×DRFER-709.3398396
-1.3335750.231971 -0.311071
R2=0.750453Durbin-Watson=2.0768145
其中误差修正项为:
ECMt-1=DPI-(41 728.99504+14 276.30835×ISRR-1072 503.802×EOSM
-7 711.491137×RFER-9 513.401765×D1)
误差修正模型描述的是各个变量之间短期波动的相互影响,PIB证券账户余额在短期内时根据实际利差、证券账户开放程度、汇率预期、实际汇率和长期均衡关系失衡程度来调整。从表8中可以看出,误差修正模型很不理想,所以,笔者剔除不显著的几个变量,剔除了DD1和RFER,重新做误差修正模型,结果如下:
PIB=-1 256 751.029×EOSM-1.214702179×ECMt-1+11 756.23137
-2.87 -5.52 1.77
×ISRR589.5842432
-0.27
R2=0.687798 Durbin-Watson=2.079531F-statistic=18.62446
经过剔除变量之后,误差修正项的系数还是-1.2,说明虽然被解释变量趋于长期均衡的关系比较显著,但是在短期内确定性变量对我国证券投资账户余额的影响是不明显的,在偏离均衡值之后一段时间内,较难得到调整。
四、结论和政策建议
根据上述实证分析,中国证券市场的开放程度不同、中美的实际利差、中美的实际汇率、人们对人民币汇率的预期同国际证券投资账户的余额之间存在着一种长期稳定的均衡关系。在一个逐渐开放的经济实体中,证券投资将在国际收支的金融项目中起至关重要的作用。证券化融资以其收益高、风险小、流动性强、投资大众化以及管理专业化等特点,正在逐步成为国际资本流动的主流。国际证券融资在今后我国吸引外资政策中将会起到越来越重要的作用。我国应当逐步实现人民币在资本项目下的可兑换;推进利率市场化,有效引导资金流向;增强汇率对国际收支的调节作用,稳定人民币币值的预期;深化我国资本市场改革,促进其健康发展;完善我国QFII制度下证券监管法律体制。
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