我國股票市場與國債市場關(guān)聯(lián)的實(shí)證性研究

劉迪寰

摘 要：本文對股票指數(shù)進(jìn)行了對數(shù)收益率處理操作之后與債券收益率建立var模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)和方差分解得出我國股票市場主要受自身系統(tǒng)的影響，債券市場對其作用效果不太明顯，而債券市場也存在類似的情況。我們應(yīng)該引導(dǎo)公眾了解金融市場相關(guān)的知識，使投資者能夠合理投資理財(cái)，投資多樣化。

關(guān)鍵詞：股票收益率；債券收益率；var

一、引言

股票作為人們投資的一種重要渠道，它的收益率不僅與宏觀經(jīng)濟(jì)，公司業(yè)績存在關(guān)聯(lián)，而且處于資產(chǎn)替代的角度而言，它應(yīng)該與流動性，其他可投資金融產(chǎn)品的收益率存在一定的聯(lián)系。本文選取銀行間市場債券質(zhì)押式回購1個(gè)月加權(quán)平均利率作為描述債券市場收益率的指標(biāo)，選取上海A股平均綜合股價(jià)指數(shù)作為股票市場價(jià)格的衡量指標(biāo)。

二、模型建立與實(shí)證分析

數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，本文選取了自2002年2月到2012年12月共120個(gè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了計(jì)量分析。收益率的計(jì)算方法有簡單收益率和對數(shù)差分收益率兩種。對數(shù)差分收益率可以滿足收益的累加性，分布更接近于正太分布，本文對股價(jià)指數(shù)進(jìn)行如下處理獲得股票市場收益率序列。R=ln（Pt/Pt-1）×100，Pt表示t時(shí)刻的平均股價(jià)指數(shù)，Pt-1表示t-1時(shí)刻的平均股價(jià)指數(shù)。

（一）ADF檢驗(yàn)

對數(shù)收益率R的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明其t值為-6.950546，而1%顯著性水平下的t值臨界值為-2.582872，這表明R為平穩(wěn)序列。對債券收益率X的單位根檢驗(yàn)為其t值-2.938630，在1%顯著性水平下，這是不平穩(wěn)序列。據(jù)協(xié)整理論可知，R和X不可能存在協(xié)整關(guān)系，對X進(jìn)行一階差分處理，其單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明平穩(wěn)。在eviews里生成新數(shù)列BR=d（x）

（二）建立VAR模型

對于收益率R和國債收益率變化BR構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)型VAR模型，由FPE，LR，HQ AIC-SC這幾個(gè)統(tǒng)計(jì)量加以判斷，判斷最佳滯后期為1期。然后我們對該VAR方程進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明特征根都落在單位圓以內(nèi)，這表明VAR是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

（三）脈沖響應(yīng)分析

根據(jù)得到的VAR模型，可以得到兩個(gè)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)果表明股票收益率對其自身的響應(yīng)函數(shù)時(shí)間路徑顯示其一直正，但隨著時(shí)間的增長，其正值越來越小，表明當(dāng)期股票收益率的提高會引起后面時(shí)期股票收益率的提高，但這種效應(yīng)越來越不明顯，這可能是由于我國股票市場不完善，羊群效應(yīng)導(dǎo)致的效果。R對BR的脈沖相應(yīng)時(shí)間路徑表明，在剛開始兩三個(gè)月內(nèi)，股票收益率增長會引起B(yǎng)R的提高，且越來越大，具有某種乘數(shù)效應(yīng)，但隨著時(shí)間的延長，這種效應(yīng)慢慢減退，這可能是由于人們的投機(jī)跟風(fēng)心理所致，當(dāng)股票收益率提高時(shí)，股票市場繁榮起來，導(dǎo)致債券市場受到冷落，為了吸引到足夠的資金融資，不得已的將債券收益率提高，但過一段時(shí)間后，投資者開始理性的投資，導(dǎo)致后面的效應(yīng)減弱。BR對R的脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，在1-2月以內(nèi)，隨著債券市場收益率變化量的提高，響應(yīng)路徑開始為負(fù)，但負(fù)值慢慢變小，隨著時(shí)間的延長，最終轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，然后慢慢衰減，這可能是由于，在債券市場收益率變化速度提高時(shí)，由于資產(chǎn)存在替代效應(yīng)，使得對股票的投資相對減少，但在之后一段時(shí)期，可能由于收入效應(yīng)的原因，導(dǎo)致對股票投資的增多。BR對BR的脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，在1-2月內(nèi)，脈沖響應(yīng)路徑一直為正且響應(yīng)隨著時(shí)間的推移慢慢減小，這說明當(dāng)期債券收益率變化率的提高會引起后面時(shí)期債券收益率變化率的提高，這可能是由于人們對債券收益率的預(yù)期造成的，但一段時(shí)間以后，這種響應(yīng)為負(fù)值且越來越大，這表明當(dāng)期債券收益率變化率的提高會引起后面時(shí)期債券收益率變化率的減少，并且這種態(tài)勢越來越明顯，具有乘數(shù)效應(yīng)，這可能是由于人們覺得債券收益率過高，對其有一個(gè)即將下降的預(yù)期而形成的。

（四）方差分解

預(yù)測方差分解可以告訴我們序列中由于其“自身”沖擊與其他變量的沖擊而導(dǎo)致的移動的比例?；赩AR模型，得到方差分解的結(jié)果表明股票收益率對其自身的方差分解時(shí)間路徑在100左右，保持穩(wěn)定，說明當(dāng)期股票收益率對后面各期股票收益率影響很大，在100左右，而股票收益率對債券收益率變化量的方差分解路徑，其值保持在0左右，說明當(dāng)期股票收益率對后面時(shí)期債券收益率的貢獻(xiàn)作用比較小，債券收益率的變化量對股票收益率的方差分解路徑的值保持在0左右，說明債券變化率的變動對r的解釋能力較弱，而債券收益率變化率的變動對其自身影響的貢獻(xiàn)達(dá)到了100%。

（五）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由軟件給出的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明原假設(shè)“BR does not Granger Cause R”即“BR不是R的格蘭杰原因”的概率為0.0801，非常接近于0，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認(rèn)為BR是R的格蘭杰原因，同理，原假設(shè)“R不是BR的格蘭杰原因”的概率為0.19994，比較接近于零，拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，認(rèn)為R是BR的格蘭杰原因，但可以認(rèn)為R對BR的刺激作用不是特別明顯。

（六）VAR模型預(yù)測

預(yù)測可以分為樣本內(nèi)預(yù)測和樣本外預(yù)測，還可以分為動態(tài)預(yù)測和靜態(tài)預(yù)測。經(jīng)過比較，發(fā)現(xiàn)使用動態(tài)預(yù)測的效果不太好，故采用靜態(tài)預(yù)測，其結(jié)果如下圖。

結(jié)論：通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，我們可以得知，我國股票市場主要受自身系統(tǒng)的影響，債券市場對其作用效果不太明顯，而債券市場也存在類似的情況。這一方面可能與我國金融市場還不太完善有關(guān)，另一方面可能由于投資者的分散風(fēng)險(xiǎn)意識不夠。我們應(yīng)該引導(dǎo)公眾了解金融市場相關(guān)的知識，使投資者能夠合理投資理財(cái)，投資多樣化，在保障自己利益的同時(shí)，也能夠通過金融市場獲得適當(dāng)?shù)氖找?，這不僅對于我國縮小貧富差距有利，而且對我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型有利，使得我國居民資產(chǎn)收到更多保護(hù)，擴(kuò)大消費(fèi)能力。（作者單位：四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

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