宏觀經濟變量與股價指數(shù)的協(xié)整關系分析

〔摘要〕文章主要運用協(xié)整方法研究中國股價指數(shù)與國內生產總值、利率和貨幣供應量等宏觀經濟變量的長期均衡關系，建立多因素的長期均衡模型，同時分析它們之間存在的因果關系，檢驗結果表明股價波動與經濟增長相背離、股票市場阻礙了貨幣政策的傳導效率。對檢驗結果出現(xiàn)的原因作了詳盡的分析，提出了相關的政策建議。

〔關鍵詞〕股價指數(shù)；宏觀經濟變量；協(xié)整

〔中圖分類號〕 F83〔文獻標識碼〕A〔文章編號〕1008-2689（2007）01-0027-05

一

在一個較為規(guī)范的證券市場中，宏觀經濟的發(fā)展指引著股票市場的變動。1990年Fama[1]研究了美國證券市場收益率和宏觀經濟之間的關系，1995年Mukherjee和Naka[2]對日本的證券市場進行了研究，二者的研究分別表明在美國和日本的證券市場中證券的價格與國民生產總值的增長率、長期和短期利率、通貨膨脹率等國民經濟運行狀況指標之間存在一個長期的均衡關系。對于相對來說新興的亞洲證券市場，1999年Kwon和Shin[3]研究了韓國股票市場指數(shù)和宏觀經濟指標之間的關系，2000年Maysami和Koh[4]研究了新加坡的股票市場，他們也得到股票市場指數(shù)和某些宏觀經濟變量之間存在協(xié)整關系。

中國的股票市場，從1990年12月19日上海證券交易所的正式開業(yè)開始，至今已經有15年的發(fā)展歷史，至2005年12月股票市場市價總值己達到32430.28億元[5]，市場立法和監(jiān)管取得明顯的進展，證券投資主體結構己經趨于改善。但是相對于歐美和亞洲等較為規(guī)范的證券市場，我國證券市場無論在股本結構還是在企業(yè)制度方面還存在許多的差別。股票市場作為資本市場的一個組成部分，具有融通資金、優(yōu)化資源配置等功能，在經濟發(fā)展中扮演重要的角色。所以研究我國股票市場的價格和宏觀經濟指標之間的關系對發(fā)展股票市場和促進經濟增長具有重要的現(xiàn)實意義。因此，本文將對中國股票指數(shù)和經濟發(fā)展的關系進行實證研究，以得出這兩者之間關系的實質并分析其原因。

本文的研究采用股票市場指數(shù)和相關經濟指標作為時間序列數(shù)據(jù)，研究區(qū)間選取1996年第1季度到2005年第3季度，共39個季度樣本。這是因為這段時間是我國股票市場規(guī)模不斷擴大，運作相對規(guī)范，整個市場走向成熟的階段。

二

股價指數(shù)是股票市場中的一個重要的相對數(shù)指標，是股票價格變動的直觀體現(xiàn)，它反映了報告期的股票價格相對于基期股票價格的變動情況。中國股價指數(shù)主要由上證股價指數(shù)系列和深證股價指數(shù)系列組成，它們分別由上海證券交易所和深圳證券交易所編制和發(fā)布。上證股價指數(shù)系列是一個包括上證綜合指數(shù)、上證180指數(shù)、上證1A股指數(shù)、上證B股指數(shù)、滬深300指數(shù)等的指數(shù)系列，其中最早編制的為上證綜合指數(shù)。深證股價指數(shù)系列是一個包括深圳綜合指數(shù)、深圳A股指數(shù)、深圳B股指數(shù)、深圳成份指數(shù)、成份A股指數(shù)、成份B股指數(shù)等的指數(shù)系列[6]。

考慮到相關理論關系、經驗研究結論以及信息的可獲取性等因素，本文選擇上證綜合指數(shù)作為研究對象，主要基于以下兩點。第一，綜合指數(shù)更能從總體上全面反映證券交易所上市股票價格的變動情況，可以反映不同行業(yè)的景氣狀況及其價格整體變動狀況，與宏觀經濟的運行密切相關。第二，由于滬深股票市場具有相同的社會經濟環(huán)境，而且滬深股市的交易制度、投資者結構、上市公司結構具有高度的同質性，加之資金在兩個市場間可以自由流動，因此滬深股市的價格變動應該具有一致性，這一點也經過定量分析得到了證實。從股價走勢圖也可以看出，盡管十多年來滬深兩個市場在波動幅度上有所差異，走勢強弱曾出現(xiàn)交替，但總趨勢是一致的。因此，本文選擇上證綜合指數(shù)代表我國股票價格的總水平。

上證綜合指數(shù)用符號SHCI表示，為了盡可能代表某季度的股票價格水平，首先令某月股票價格指數(shù)為該月價格指數(shù)最高點、最低點、期初點和期末點的平均值:再取該季度內三個月的平均值代表該季度股價水平。具體計算公式為:某月股票價格指數(shù)=（最高點+最低點十期初點+期末點）/4；季度股票價格指數(shù)=（第1個月股價指數(shù)十第2個月股價指數(shù)+第3個月股價指數(shù)）/3。其中某月股價指數(shù)最高點、最低點、期初點和期末點的數(shù)據(jù)可從上海證券交易所網站上獲取。

本文選取國內生產總值、利率和貨幣供應量作為宏觀經濟變量的代表。這些宏觀經濟變量既與我國股票市場價格變動緊密相關又能充分反映中國宏觀經濟整體運行情況。國內生產總值反映國民經濟總體狀況對股價走勢的影響，利率和貨幣供應量反映貨幣政策對股價走勢的影響。

其中，國內生產總值用符號GDP表示，GDP取值為當季GDP數(shù)據(jù)，國內生產總值的數(shù)據(jù)可從《中國統(tǒng)計年鑒》或國家統(tǒng)計局網站上獲取。

利率用符號RI表示，利率可分為名義利率和實際利率，本文中的利率取值為居民儲蓄存款定期一年實際利率。

對于貨幣供應量，由于M1是中央銀行控制的重點層次，因此本文選取M1作為貨幣供應量的取值。貨幣供應量的數(shù)據(jù)可從《中國人民銀行季報》或中國人民銀行網站上獲取。

由于本文所考察的經濟指標均為時間序列，具有非平穩(wěn)性，因此，無法用傳統(tǒng)的時間序列模型來進行回歸分析。上世紀70、80年代以來，計量經濟學方法論的一大突破是關于時間序列變量之間協(xié)整關系的研究。Granger和Newbold通過多次模擬分析，發(fā)現(xiàn)非平穩(wěn)的時間序列變量會造成“偽回歸”現(xiàn)象，即使變量間互不相關，回歸仍能產生很好的統(tǒng)計結果。

因此對非平穩(wěn)時間序列不能直接進行傳統(tǒng)的最小二乘回歸。Enger和Granger提出了非平穩(wěn)時間序列變量之間的協(xié)整關系研究方法。這一方法的基礎思想是，如果兩個（或兩個以上）的變量的值呈現(xiàn)非平穩(wěn)性，但它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)平穩(wěn)性，表明變量之間存在某種長期穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系。在經濟學意義上，這種協(xié)整關系的存在表明可以通過一個變量值的變化影響另一個變量值的變化[8]。

協(xié)整關系描述了經濟系統(tǒng)的長期均衡關系。具體來說，它描述了兩個或多個非平穩(wěn)時間序列的均衡關系，雖然每個時間序列的矩，如均值、方差或協(xié)方差等隨時間變化，但這些序列的某種線性組合（均衡關系）的矩具有時不變的特征。

定義:對于m維向量時間序列{X_t}，如果

（1）{X_t}的分量序列為I（d）序列；

（2）存在一個向量α≠0，使得α^TX_t~I（d-b），b>0

則稱{X_t}的分量序列存在（d，b）階協(xié)整關系，記為X_t~CI（d-b），而α稱作協(xié)整向量[8]。

本文主要運用協(xié)整方法研究中國股價指數(shù)與國內生產總值、利率和貨幣供應量等宏觀經濟變量的長期均衡關系，建立多因素的長期均衡模型，同時分析它們之間存在的因果關系。

三

由于協(xié)整分析必須建立在變量的平穩(wěn)性的基礎上，從趨勢圖可以看出，序列SHCI、GDP、RI和M1具有明顯的時間趨勢，表現(xiàn)為不平穩(wěn)性，所以在對變量進行協(xié)整分析之前需對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。本文利用ADF單位根檢驗方法來檢驗變量SHCI、GDP、RI和M1的平穩(wěn)性。

利用Eviews軟件，從表3.1的單位根檢驗結果可得，在5%的顯著性水平下，SHCI、GDP、RI和M1均為I（1）過程，而一階差分序列iSHCI、iGDP、iRI和iM1均是I（0）過程，所以這四個序列均是1階單整的。由于協(xié)整關系只存在于同階單整的時間序列之間，所以我們初步判定SHCI、GDP、RI和M1之間可能存在協(xié)整關系。

既然時間序列SHCI、GDP、RI和M1具有相同的單整階數(shù)，因此可以對它們之間進行協(xié)整關系的檢驗?？紤]到本文研究的為多維協(xié)整系統(tǒng)，因此本文選用Johnsen方法檢驗上證綜指與國內生產總值、利率和貨幣供應量之間的協(xié)整關系。檢驗結果如表3.2所示：

當原假設為協(xié)整方程的個數(shù)是0時，LR似然比檢驗統(tǒng)計量的值均大于5%顯著性水平下的臨界值，因此該原假設被拒絕。當原假設為協(xié)整方程的個數(shù)是1、2、3時，LR似然比檢驗統(tǒng)計量的值小于5%顯著性水平下的臨界值，因此接受該原假設。所以，由檢驗結果可知四個變量之間只存在一個協(xié)整方程式，該方程經系數(shù)標準化后為：

SHCI=

8058.218-0.082007GDP-733.0749RI-1.474497M1

（0.09794）（499.335）（1.09056）

（極大似然值為903.4268）式（3.1）

對方程的殘差原序列?著進行ADF單位根檢驗：

ω=SHCI+0.082007GDP+733.0749RI+1.474497M₁-8058.218式（3.2）

單位根檢驗結果見表3.5，可以看出檢驗t統(tǒng)計量值是-4.88，小于顯著性水平為5%的臨界值。所以序列?著不存在單位根，是平穩(wěn)序列，從而驗證了協(xié)整關系是正確的。

從本文的協(xié)整檢驗結果來看，股價指數(shù)與宏觀經濟變量之間存在長期協(xié)整關系，但國內生產總值與股價指數(shù)呈負向變動關系，其相互關系變動方向與理論分析相反，股票市場價格與經濟增長相背離。

為了進一步探討上證綜合指數(shù)與宏觀經濟變量的因果關系，本文對變量SHCI、GDP、RI和M1進行Granger因果關系檢驗，具體檢驗結果見表3.4。

檢驗結果表明：對于GDP不是SHCI的格蘭杰成因的原假設，拒絕原假設的概率是0.09593，說明至少在90%的置信水平下可以認為國內生產總值是引起股價變動的一個直接原因。對于M1不是SHCI的格蘭杰成因的原假設，拒絕原假設的概率是0.07585，說明至少在90%的置信水平下可以認為貨幣供應量是引起股價變動的一個直接原因。對于RI不是SHCI的格蘭杰成因的原假設，拒絕原假設的概率是0.23536，說明利率不是引起股價變動的一個直接原因。

另一方面，上證綜合指數(shù)在95%的置信水平下分別是國內生產總值和貨幣供應量的格蘭杰成因，而上證綜合指數(shù)不是利率的格蘭杰成因。

所以，上證綜合指數(shù)與國內生產總值和貨幣供應量互為格蘭杰成因:利率與上證綜合指數(shù)之間不存在格蘭杰因果關系。

由是可以看出，貨幣供應量與上證綜合指數(shù)之間存在長期的協(xié)整關系，而且是上證綜合指數(shù)的Granger成因，是影響股價指數(shù)變動的一個直接原因:利率與上證綜合指數(shù)之間存在長期的協(xié)整關系，但不是上證綜合指數(shù)的Granger成因，不會直接（只能間接）影響股價指數(shù)變動。因此，利率雖然是中央銀行貨幣政策傳導非常重要的渠道，但中央銀行的貨幣政策對證券市場的傳導主要是通過貨幣供應量來實現(xiàn)的，這在一定程度上阻礙了股票市場的貨幣政策傳導效率。

四

本文通過對股價指數(shù)與宏觀經濟變量進行Johamen協(xié)整檢驗和Granger因果關系檢驗，主要結論及原因分析如下：

第一，協(xié)整結果從數(shù)理上證實了股經背離的現(xiàn)象，即中國股票市場并非宏觀經濟的晴雨表，其發(fā)展與經濟增長相背離。

本文認為其根本原因在于由于股票市場政府直接干預色彩較強，市場發(fā)展至今，上市公司的質量不高，信息披露機制不健全，從而導致我國股票市場的發(fā)展還不能滿足生產力發(fā)展的要求。因此，我們應當轉變政府職能，逐步推進股票市場的制度建設和完善對股票市場的監(jiān)管手段，從而推動股票市場的有序發(fā)展。進入新世紀的前20年，在進一步完善社會主義市場經濟體制的條件下，宏觀經濟要想繼續(xù)保持高速增長，股票市場能否穩(wěn)定發(fā)展將是一個關鍵性的制約因素。所以，股票市場的發(fā)展是關乎宏觀經濟全局的一個戰(zhàn)略性問題:不僅中國證監(jiān)會應加大工作力度，而且國家各宏觀部門都應給予呵護，從長遠規(guī)劃、體制改革、財稅政策、貨幣政策、法制建設等方面促其發(fā)展，不斷提高股票市場與宏觀經濟的關聯(lián)度。

第二，實證表明，股票市場在一定程度上阻礙了貨幣政策傳導效率，股價指數(shù)與貨幣供應量及利率之間都存在著負向變動關系。

我國利率的非市場化，貨幣市場與資本市場的割裂，使得中央銀行的利率政策對股票市場影響大多來自政策性影響，而非利率傳導影響。我國利率市場化尚未全放開，利率調整對股市還是短期的政策效應。

因此，政府應當加快利率的市場化改革，促進資本市場與貨幣市場的互動，協(xié)調發(fā)展貨幣市場與資本市場，從而保持實體經濟與虛擬經濟資金的合理比重，推動股票市場與宏觀經濟的協(xié)調發(fā)展。

〔參考文獻〕

[１]Fama. Stock Returns， Expected Returns， and Real Activity. Journal of Finance， 1990， 71（4）:545~565

[２]Mukherjee， Naka. Dynamic Relations between Macroeconomic Variables and the Japanese Stock Market. The Journal of Financial Research， 1995， 18（2）:223~237

[３] Kwon， Shin. Cointegration and causality between macroeconomic variables and stock market returns. Global Fnance Journal， 1999， 10: 71~84

[４]Maysami， Koh. A Vector error correction model of the Singapore stock market. International Review of Economics and Finance， 2000， 9: 79~94

[５]中國證監(jiān)會網站http://www.csrc-gov.cn

[６]姜璐. 編制我國統(tǒng)一股價指數(shù)的設想[J].金融教學與研究，2004（1）:57~58

[７]何光輝. 經濟時間序列的統(tǒng)計方法[J]. 世界經濟研究， 2004（2）:50~54

[８]張世英. 樊智. 協(xié)整理論與波動模型[M]. 北京:清華大學出版社，2004

（責任編輯：高俊山谷風）