張海燕,董小剛
(長春工業(yè)大學(xué) 基礎(chǔ)科學(xué)學(xué)院,長春 130012)
首先描述實際經(jīng)濟(jì)預(yù)期對股票收益的閾回歸模型,然后利用我國上證指數(shù)與GDP數(shù)據(jù)檢驗我國股票收益與實際經(jīng)濟(jì)增長之間的非對稱影響關(guān)系。
如下的線性回歸模型可以用于描述未來實際經(jīng)濟(jì)增長率期望對股票收益的線性影響,
為了檢驗二變量水平數(shù)據(jù)之間的非對稱影響關(guān)系,在解釋變量中加入閾回歸項,
方程(2)中的I為示性函數(shù)。如果方程中的c1和(或)d1是顯著不為0的,則說明未來實際經(jīng)濟(jì)期望對股票收益的影響具有非對稱效應(yīng),當(dāng)c1大于0時,對未來經(jīng)濟(jì)增長的正向期望將拉升股票收益水平(等于a1+c1),反之亦然;如果方程中的d1是顯著不為0的,比如當(dāng)d1大于0時,對未來經(jīng)濟(jì)增長的正向期望將提高二者的關(guān)聯(lián)程度(等于b1+d1),反之亦然。
如果在方程(1)的解釋變量中加入反映經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模的閾回歸項,則可以了解經(jīng)濟(jì)增長大小對股票收益和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的影響,
其中閾參數(shù)α根據(jù)回歸方程的AIC和SC準(zhǔn)則、擬和優(yōu)度以及似然比統(tǒng)計量來確定。如果方程中的c2和(或)d2是顯著不為0的,則說明股票收益對未來實際經(jīng)濟(jì)的影響具有非對稱效應(yīng),當(dāng)c2大于0時,對未來經(jīng)濟(jì)增長大幅度變化的期望會促進(jìn)股票收益水平的提高(等于a2+c2),反之亦然;如果方程中的d2是顯著不為0的,比如當(dāng)d2大于0時,對未來經(jīng)濟(jì)增長較大幅度改變的期望將有益于二者關(guān)聯(lián)程度的上升(等于b2+d2),反之亦然。
我們采用1990年以來的上證指數(shù)數(shù)據(jù)計算季度股票收益 (表示為st),1990年以來的消費價格指數(shù)計算通貨膨脹率(表示為πt),并用去除通貨膨脹因素的季度GDP代表實際經(jīng)濟(jì)計算其增長率(表示為yt),建立我國股票收益與實際經(jīng)濟(jì)之間的閾回歸模型,檢驗二者之間的非對稱性關(guān)聯(lián)。上證指數(shù)、消費價格指數(shù)和GDP序列數(shù)據(jù)均來自于《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報》和《中國人民銀行統(tǒng)計季報》。
使用實際經(jīng)濟(jì)增長率及其超前1-4期作為實際經(jīng)濟(jì)預(yù)期的近似,將之對股票收益進(jìn)行模型(1)、(2)和(3)的回歸,考察一年內(nèi)0-4期實際經(jīng)濟(jì)預(yù)期對股票收益的影響。估計結(jié)果列于表1中。
表1 實際經(jīng)濟(jì)增長率yt+k對股票收益St的回歸結(jié)果
表1中p表示檢驗參數(shù)顯著性的T值相伴概率 (后表同)。表1的第二列顯示實際經(jīng)濟(jì)增長的0-4期預(yù)期均對股票收益具有顯著影響。在模型(2)的估計中由于a1和b1不顯著而剔除,故在表1的第三列中不必列出,這表明相比較而言實際經(jīng)濟(jì)的正向預(yù)期將更有效地產(chǎn)生股票收益影響效應(yīng),在超前2和3期時截距和斜率項均顯著,即這種影響在收益水平和收益與經(jīng)濟(jì)預(yù)期關(guān)系兩方面都有體現(xiàn),股票收益水平相對下降,而單位經(jīng)濟(jì)預(yù)期增長將引起更大的股票增長。在本期和超前1和4期時只表現(xiàn)為二者的相關(guān)程度。表1第四列是對模型(3)的估計,結(jié)果顯示0-3期的預(yù)期規(guī)模均從截距和斜率兩方面影響股票收益,第4期預(yù)期只對斜率產(chǎn)生影響,當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模較大時(超過0.64),股票收益水平將趨于增大(c2>0),而二者的相關(guān)程度相對減小趨于 0(d2<0,并且近似等于b2),表現(xiàn)出對風(fēng)險的規(guī)避。從表1的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),超前2期的相伴概率較小,以其為中心逐漸增大;超前2期的參數(shù)估計值(絕對值)較大,以其為中心漸趨減小。兩方面特征表明超前2期的經(jīng)濟(jì)預(yù)期將對股票收益產(chǎn)生最顯著的影響。在第三和第四列的估計殘差中均沒有發(fā)現(xiàn)顯著的ARCH效應(yīng),故在實際經(jīng)濟(jì)預(yù)期的股票收益效應(yīng)中只存在均值非對稱,不存在方差非對稱。
前述分析發(fā)現(xiàn)直至超前4期的產(chǎn)出預(yù)期均顯著影響股票收益,為了考察實際產(chǎn)出增長中的股市收益效應(yīng),我們將在實際產(chǎn)出增長的自回歸模型解釋變量中分別加入本期和滯后1-4期的股市收益項及其非對稱項,進(jìn)行對比分析。
產(chǎn)出的自回歸模型如下,
通過在自回歸模型中加入各個時期的股票收益項,了解股票收益的產(chǎn)出增長效應(yīng),
為了檢驗股票收益的上升和下降產(chǎn)生的非對稱性產(chǎn)出效應(yīng),在模型(5)中增加股票收益增長示性項,
而在模型(5)中增加股票收益規(guī)模示性項,可以用于分析股市收益的大小對產(chǎn)出的非對稱影響,
為了分析股市收益對我國實際經(jīng)濟(jì)的影響及其非對稱效應(yīng),使用上證指數(shù)和實際GDP數(shù)據(jù)分別估計模型(4)、(5)、(6)和(7),結(jié)果列于表 2 中。
表2的估計結(jié)果已經(jīng)剔除各個方程中不顯著的參數(shù),第一列中只包括顯著參數(shù)(為了計算似然比以確定非對稱項的作用,在模型(6)和(7)的估計中均保留了不顯著的常數(shù)項,模型(7)的估計結(jié)果中還保留了并且由于共線性造成的不顯著表現(xiàn),在剔除不顯著項后的最終結(jié)果中是顯著的)。從模型(4)至(7)的估計結(jié)果比較來看,調(diào)整R2逐漸增大,殘差平方和趨于減小,顯示股票收益及其滯后項對實際經(jīng)濟(jì)具有顯著影響,并且非對稱項對實際經(jīng)濟(jì)的解釋性明顯。為了進(jìn)一步明確股市收益關(guān)于其增長方向和規(guī)模方面的非對稱性經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng),我們將通過殘差平方和計算似然比統(tǒng)計量,
其中RSS、RSS*分別表示有限制和無限制模型的殘差平方和,N、K和J分別表示樣本容量、有限制模型中解釋變量個數(shù)(不包括常數(shù)項)和有限制模型中限制個數(shù)。在所有模型估計中樣本期從1993年第1季度至2008年第3季度,N=63。分別計算模型(4)相對模型(5)的似然比、模型(5)相對模型(6)的似然比和模型(5)相對模型(7)的似然比,結(jié)果見表2第五列和第六列,可以確證股市收益的非對稱實際經(jīng)濟(jì)增長作用。
表2 實際經(jīng)濟(jì)增長率yt+k的閾回歸結(jié)果
表3 通貨膨脹率 πt對股票收益St的回歸結(jié)果
首先建立我國通貨膨脹率與股票收益之間的非線性關(guān)系模型,其次檢驗通貨膨脹率與股票價格的非對稱相關(guān)模型,從而比較分析通貨膨脹的股市效應(yīng)及作用機制。
類似于模型(1)、(2)和(3)的討論,可以使用下面三個模型刻畫通貨膨脹率對股票收益的線性和非線性影響關(guān)系,采用我國通貨膨脹率和上證指數(shù)數(shù)據(jù)對模型 (8)、(9)和(10)進(jìn)行估計,結(jié)果見表3。
表3的回歸結(jié)果表明方程(8)和(9)參數(shù)估計均不顯著,說明在整個樣本期內(nèi)通貨膨脹率對我國股票收益不具有顯著的影響,而且無論是通貨膨脹的增長樣本期內(nèi)還是下降樣本期內(nèi)股票收益中均未發(fā)現(xiàn)明顯的通貨膨脹影響跡象。但方程(10)的估計中通貨膨脹及其規(guī)模非對稱項系數(shù)均在5%水平下顯著非0,證明在通貨膨脹率的不同規(guī)模變化樣本期(絕對值小于0.134時劃為較小規(guī)模變化期,大于0.134時劃為較大規(guī)模變化期),通貨膨脹對股票收益產(chǎn)生非對稱性影響作用,并且體現(xiàn)為股票收益水平和二者相關(guān)性兩個方面,當(dāng)通貨膨脹率較大幅度變化時,股票收益的水平增加(m2>0),同時二者的相關(guān)程度下降為0(l2+n2=0)。模型(10)的估計結(jié)果中沒有發(fā)現(xiàn)顯著的ARCH效應(yīng),因此不存在方差非對稱。
上述的分析表明通貨膨脹率對我國股市的影響并沒有通過股票收益而體現(xiàn),為了進(jìn)一步了解我國新興證券市場的獨特性質(zhì),考察通貨膨脹對股市影響的作用機制,我們將使用模型(11)、(12)和(13)進(jìn)行通貨膨脹率對股票價格(表示為pt)的線性和非線性回歸分析,
表4 通貨膨脹率πt對股票價格pt的閾回歸結(jié)果
通貨膨脹對股票價格的回歸結(jié)果列于表4。(樣本期從1990年第4季度至2008年第3季度,N=72)
從表4的估計結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn),通貨膨脹率對我國股票價格具有顯著的影響作用,而且體現(xiàn)出明顯的非對稱性,通貨膨脹率的正向增長促使股票價格具有更高水平(>0),但不會影響到二者的相關(guān)程度。另外,方程(13)的回歸結(jié)果表明通貨膨脹率對股票價格的非對稱影響并沒有在規(guī)模方面體現(xiàn)。
在方程(12)回歸殘差的ARCH檢驗中發(fā)現(xiàn)了顯著的條件異方差性質(zhì),檢驗結(jié)果見表5。
表5 通貨膨脹率πt對股票價格pt的回歸殘差1階ARCH檢驗
在繼之的直至4階ARCH檢驗中均呈顯著性,故采用GARCH形式,估計得到包括ARCH-M項的閾回歸-非對稱EGARCH模型如下,
方程 (14)中括號內(nèi)數(shù)字是參數(shù)顯著性T檢驗的相伴概率。通貨膨脹率的上升將直接導(dǎo)致股票價格的下降,通貨膨脹率的增長期較下降期股票價格將具有更高的水平。股票價格的波動產(chǎn)生正向增長效應(yīng),上升期伴隨著更大的波動性。股價波動呈現(xiàn)明顯的聚類現(xiàn)象,并且存在信息的非對稱作用,由于的系數(shù)為正(0.74),說明利好消息將促使股價方差增大,波動水平呈指數(shù)型增長。
通過聯(lián)合使用閾回歸和ARCH族模型,我們檢驗了中國股市與實際經(jīng)濟(jì)和通貨膨脹之間的均值和方差非對稱關(guān)系,根據(jù)計量結(jié)果可以得到以下主要結(jié)論。
在股市收益與實際經(jīng)濟(jì)的關(guān)系方面。對實際經(jīng)濟(jì)的0-4期預(yù)期均顯著正向影響股票收益率,超前2個季度的實際經(jīng)濟(jì)預(yù)期產(chǎn)生最為明顯的股票收益效應(yīng);實際經(jīng)濟(jì)預(yù)期關(guān)于其方向和規(guī)模兩方面對股票收益的影響均表現(xiàn)為均值非線性,并且體現(xiàn)于股票收益基本水平和二者相關(guān)程度兩個方面;比較而言正向預(yù)期更有效,經(jīng)濟(jì)形勢看好將會一定程度引起收益基本水平下降,通過提高二者正相關(guān)性而引致更高的股票收益增長;經(jīng)濟(jì)預(yù)期變化幅度超過一定水平時二者正相關(guān)程度趨于0,而股票收益水平相對上升,股市表現(xiàn)出規(guī)避風(fēng)險的特征。
股票收益及其滯后項對實際經(jīng)濟(jì)具有顯著正向影響,并且在股票收益增長方向和規(guī)模方面均表現(xiàn)出明顯的均值非對稱效應(yīng);股票收益的上升將通過提升實際經(jīng)濟(jì)增長水平而產(chǎn)生更大經(jīng)濟(jì)效益;而較大幅度的股票收益一方面提高經(jīng)濟(jì)增長基本水平,另一方面也通過增強二者正相關(guān)程度對增長方向進(jìn)行調(diào)整。
股市收益與通貨膨脹的關(guān)系方面。通貨膨脹小規(guī)模變化時對股市收益產(chǎn)生正向影響,當(dāng)通貨膨脹率超過一定水平以較大幅度變化時,二者相關(guān)性下降為0,同時股市收益基本水平將上升為正并保持不變。因此在通貨膨脹與股票收益的關(guān)系方面,我國與發(fā)達(dá)資本市場(二者之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系)存在著較大差異。
通貨膨脹率對我國股票價格具有顯著的負(fù)向影響作用,并且表現(xiàn)出明顯的方向非對稱性,通貨膨脹率的提高將拉升股票價格基本水平。股價波動呈現(xiàn)明顯的聚類現(xiàn)象,在其上升期相伴更大的波動性,這與我國宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動性質(zhì)相一致。股市存在信息非對稱性,利好消息將促使股價波動水平呈指數(shù)型增長。
以上結(jié)果說明,小規(guī)模的貨幣政策調(diào)整可以直接正向反映于股票價格基本水平,但將對股票價格的漲跌產(chǎn)生反向作用,兩種影響的綜合產(chǎn)生了正向股市收益效應(yīng),即小幅度貨幣政策調(diào)整下股市表現(xiàn)出費雪效應(yīng),符合Spyrou(2004)的新興股票市場特征。但當(dāng)貨幣政策幅度提高到一定水平后,這兩種因素的綜合效果將趨于固定不變。
另外,實際經(jīng)濟(jì)與股票收益明顯正相關(guān),而通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長亦呈顯著正相關(guān)關(guān)系(張海燕、劉盈,2008年),這與通貨膨脹和股票收益正相關(guān)關(guān)系一致,證明Fama代理假說在中國不能成立。
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