中國股票市場與宏觀經濟關系的實證分析

　　摘要：證券市場是宏觀經濟的“晴雨表”，股票市場與宏觀經濟的關系一直是一個研究的熱點問題。那么在現實中，中國股市能否有效的反映中國經濟的走勢呢？宏觀經濟是否有效地影響股市的變動？文章期望通過對1996年1月到2006年10月的上證指數與宏觀經濟各指標（如工業增加值、狹義貨幣供應量、廣義貨幣供應量、外匯儲備、銀行間7天同業拆借利率）關系的實證分析，揭示我國股票市場價格波動與宏觀經濟變化之間關系，進而來檢驗資本市場改革的成效。
　　關鍵詞：上證指數；宏觀經濟；協整關系；Granger檢驗；VECM
　　
　　一、引言
　　
　　近十多年，中國經濟高速發展，中國股市改革力度和開放程度也在日益加大。截止到2006年9月滬深兩市總市值達到52282.79億元，2006年9個月股票籌資額達2267.12億元（數據來源：中經網統計數據庫）。從理論研究的角度，國內外學者都認同證券市場在國民經濟中的重要地位，及金融活動在國家經濟活動中的核心地位。然而從實證角度分析，國內大多數的研究并未給出中國股市的變動與宏觀經濟存在顯著關系的一致結論。
　　維克托·穆林德（v.Murinde，1995）在研究金融市場是對1970—1992年太平洋國家股票市場與經濟增長關系進行了實證分析，結論表明，在擁有較長股市發展歷史，金融制度和企業制度比較完善的國家，股票市場的效率遠高于其他國家。本文期望通過將十多年的股市分成兩個階段，分別研究不同時期股市與宏觀經濟的關系，從而判斷我國資本市場改革是否使得中國的股市能正常反映出宏觀經濟的變化，中國股市能否承擔起經濟“晴雨表”的角色。
　　
　　二、已有研究綜述
　　
　　國內外對不同的股票市場與宏觀經濟相關性的研究由來已久。
　　阿切和約凡諾維奇（Atje and Jovanovic，1993）利用不同模型分別研究了40個國家股市的經濟增長效應和水平效應。結果顯示1980—1985年期間，樣本國家的經濟增長和股市發展有明顯的相關關系。
　　哈里斯（harris，1997）強調股票市場對經濟增長的影響不明顯。
　　國內學者談儒勇（1999）采用1993—1998年有關中國股市發展和經濟增長的季度數據用普通最小二乘法（OLS）進行線性回歸，結果表明我國股市對經濟增長的作用是極其有限的。
　　劉勇（2004）利用Granger因果檢驗和向量誤差修正模型對中國股票市場表現和宏觀經濟變量之間的關系進行了檢驗檢驗，表明上述標量之間存在著長期均衡的關系。
　　原素芬（2005）采用2002到2004年的季度數據對這一段時期的股票市場的走勢和宏觀經濟變量進行了回歸分析，得出股票市場的作用沒有得到有效發揮，但是股市和宏觀經濟的背離是相對短期的現象。
　　
　　三、計量模型選擇
　　
　　（一）協整模型
　　很多金融、經濟時間序列數據都是不平穩的，但它們可能受到某些共同因素的影響，從而在時間上表現出共同的趨勢，即變量之間存在一種穩定的關系，它們的變化受到這種關系的制約，因此它們的線性組合可能是平穩的，即存在協整關系。
　　如果一個時間序列Yt的d階差分序列ΔY是平穩序列，則稱Yt為I（d）序列，即d階單整序列。檢驗平穩性的ADF檢驗模型有三種：
　　
　　其中，β1是截距項，t是趨勢項，u為殘差項，m為滯后階數。考察數據的圖形確定是否要加入截距項和趨勢項，根據信息準則AIC和SC確定滯后階數m。
　　建立原假設H0：δ＝0及備擇假設H0：δ≠0，進行ADF檢驗，若沒有充分理由拒絕原假設，則Yt不平穩，存在單位根；若有充分理由拒絕原假設，則Yt平穩。
　　兩個階數相同的非平穩時間序列Xt、Yt有可能存在協整關系，即一種長期穩定的關系。協整關系可以通過檢驗該兩個序列進行回歸后的殘差序列的平穩性來確定：以其中一個為自變量，另一個為因變量回歸后提取殘差序列，若該殘差序列是I（0）序列，即平穩，則可說明Xt和Yt具有協整關系。
　　
　　（二）Granger因果關系模型
　　當兩個非平穩變量存在協整關系時，可以用Granger因果關系檢驗，因果關系是Granger在1969年提出來的，其基本思想是：設Y1={y1t}，Y2={y2t}為兩個隨機時間序列，令Y1t={y1t-s，s>=0}，Y2t={y2t-s，s>=0}若用Y1t∪Y2t預測Y1比只用Y1t預測Y1更準確，就說Y2對Y1有因果關系，Y2是Y1的格蘭杰原因。
　　比如，當選取s=3，即滯后階數為3時，檢驗Y1和Y2的因果關系的模型為：
　　
　　采用假設性檢驗，當檢驗Y2對Y1的因果關系時，對原假設H0:β21=γ21=δ21=0進行F檢驗。若拒絕原假設，則認為Y2對Y1有因果關系。
　　
　　（三）VECM誤差修正模型
　　向量誤差修正模型是包含協整約束條件的VAR模型，應用于具有協整關系的非平穩時間序列建模。由于VAR模型中存在多重共線性的問題，非限定性VAR模型的預測效果并不理想。向量誤差修正模型(VECM)可以很好地解決這一問題。向量誤差修正模型（VECM）既能反映不同時間序列之間的長期均衡關系，又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制，是長、短期相結合的、具有高度穩定性和可靠性的一種模型。
　　VECM的一般表達式為：
　　
　　其中Δyt表示yt的變化量，Δxt、Δzt等表示xt、zt等的變化量，vecm表示向量誤差修正項，α1即為調整系數，εt為平穩時間序列。
　　
　　四、變量的選取及數據來源
　　
　　股市是反映國民經濟狀況的一個窗口，股市的興衰直接反映國民經濟發展的好壞與快慢，同時，也在一定程度上影響國民經濟的發展。但是，從根本上來說，國民經濟的發展決定著股市的發展，而不是相反。因此，國家宏觀經濟狀況以及對國民經濟發展有重要影響的一些因素都將對股市顯著作用。
　　本文希望用實證的方法檢驗宏觀經濟對中國股市的影響。本文采用總量分析法，選取反映整個社會活動狀態的經濟變量來檢驗他們對股市產生的作用。
　　
　　（一）變量選取
　　宏觀經濟主要通過經濟增長，經濟周期變動以及通貨變動等途徑來影響股市。
　　根據上述理論，在這里筆者選用1996年1月到2006年10月的上證指數（SHA）、工業增加值（ICV）、狹義貨幣供應量（M1）、廣義貨幣供應量（M2）、外匯儲備（FR）、銀行間7天同業拆借利率（CR）來進行實證分析。
　　1、筆者用上證股指來表現股市的變動。上證指數是一個派許公式計算的以報告期發行股數為權數的加權綜合股價指數。
　　報告期指數=（報告期采樣股的市價總值/基日采樣股的市價總值）×100
　　市價總值=∑（市價×發行股數）
　　由于上證股指的獲取方法中包含了股票價格和股票數量兩個方面，筆者認為上證股指的變動可以代表滬市股票的總體變動情況。由于深市與滬市走勢相關，并且滬市總市值遠大于深市總市值，且大多數的大盤股都在上海證券交易所上市，由此，筆者認為上證指數的變動能夠代表中國股市的整體變動形態。
　　2、筆者采用工業增加值作為宏觀經濟增長對中國股市的影響的參考指標。由于筆者無法獲取GDP的月度數據，所以筆者用每月的工業增加值來代替。原因是國民生產總值本身就是由各個行業的增加值所累計而成的，同時，中國的第三產業還不發達，占國民經濟比重較小，所以工業增加值與國民生產總值之間有很高的相關性。
　　
　　3、在通貨變動方面，筆者采用狹義貨幣供應量和廣義貨幣供應量。
　　4、中國經濟的快速增長對外貿依存度有了很大提高。在開放經濟中，凈出口是總需求的函數，以支出法計算的國民生產總值中，它直接構成對GDP的貢獻。實踐表明，貿易的高速增長是推動中國經濟增長的巨大力量。
　　隨著改革開放的深入，許多外國資金通過各種途徑進入中國的資本市場，特別是我國在2002年11月頒布了《合格境外機構投資者境內證券投資管理暫行辦法》。外資通過QFII制度進入參與中國的股市活動，從而成為了筆者分析股市變動時一個不可忽視的因素。在這里筆者用中國的外匯儲備作為我們的參考指標。
　　5、利率是指在借貸期內所形成的利息額與本金的比率。利率直接反映的是信用關系中債務人使用資金的代價，使債權人讓渡資金使用權的報酬。利率的波動反映了市場資金的供求變化。由于在股市活動中，目前機構投資者扮演了最重要的角色，而銀行間回購利率代表了機構投資者的融資成本，并且可以視作設定投資利潤率的一個重要指標。通常利率與股價呈反方向變動：利率上升，股價下跌；利率下降，股價上升。
　　
　　（二）數據來源
　　上證指數來自天相軟件數據庫。其余數據均來自中經網統計數據庫，所有變量均采用月度數據。
　　
　　五、數據處理
　　
　　在進行實證分析之前筆者先對數據進行處理。使用軟件為Eviews5.0。
　　首先，筆者將為變量剔出通貨膨脹因素，使之成為實際變量。筆者選用1996年1月—2006年10月的居民消費價格指數（CPI）（數據來源：中經網統計數據庫）。用當月名義變量除以當月定基的居民消費價格指數CPI。當月定基的居民消費價格指數CPI以1996年10月為基期，基期CPI=100。筆者用名義利率減去通貨膨脹率（INF）得到實際利率。
　　
　　第二，消除季節影響。從各變量（除銀行間7天回購利率之外）的折線圖我們可以看出，這些變量都含有季節趨勢。筆者采用美國商務部X-11法進行季節調整。
　　調整后的實際工業增加值簡稱RICVSA，調整后的狹義貨幣供應量簡稱RM1SA，調整后的廣義貨幣供應量簡稱RM2SA，調整后的實際外匯儲備簡稱RFRSA。
　　第三，由于中國近十幾年來經濟高速發展，經濟環境發生了很大的變化，所以，筆者將所有數據分為1996年1月至2001年12月及2002年1月至2006年10月兩部分進行分析。
　　
　　六、實證研究
　　
　　（一）1996年1月至2001年12月
　　1、平穩性檢驗
　　筆者根據變量的折線圖的特征，并且依據AIC和SC準則來判斷，所有的變量都只帶截距，不帶趨勢項。
　　從ADF的檢驗結果表明上述SHA、RM1SA、RM2SA、RICVSA、RFRSA、RCR的變量都是一階單整序列，即原序列是不平穩的，一階差分后的序列是平穩的。因此可以進行協整檢驗。
　　2、協整檢驗
　　由于所研究的是多變量的協整關系，同時樣本數據為月度數據，因此筆者采用Johansen極大似然估計法來進行協整檢驗。
　　根據表2，在5%的顯著性水平下SHA與RICVSA、RFRSA、RCR、RM1SA、RM2SA之間不存在協整關系。即在1996年1月至2001年12月期間，股市與筆者選取宏觀經濟指標間不存在長期穩定的關系，宏觀經濟的變化不對股票市場產生長期穩定影響。
　　
　　（二）2002年1月至2006年10月
　　1、平穩性檢驗
　　筆者根據變量的折線圖的特征，并且依據AIC和SC準則來判斷，所有的變量都只帶截距，不帶趨勢項。
　　從ADF的檢驗結果表明上述SHA、RM1SA、RM2SA、RICVSA、RFRSA的變量都是一階整形序列，即原序列是不平穩的，一階差分后的序列是平穩的。RCR為平穩序列，因此可進行協整檢驗。
　　2、協整檢驗
　　由于所研究的是多變量的協整關系，同時樣本數據為月度數據，因此筆者采用Johansen極大似然估計法來進行協整檢驗。
　　根據表，在5%的顯著性水平下，接受協整個數R=2。
　　表示2002年1月至2006年10月期間上證指數與工業增加值、狹義貨幣供應量、廣義貨幣供應量、外匯儲備、銀行間7天同業拆借利率存在協整關系。由于協整檢驗度量的是長期的穩定關系，可看出在此期間股指與宏觀經濟存在長期的穩定關系。
　　極大似然檢驗結果表明SHA與RM2SA、RM1SA、RICVSA、RFRSA、RCR確實存在著協整關系，協整方程為：
　　SHA=0.030963RM2SA-0.083869RM1SA+0.367816RICVSA-0.003315RFRSA-16573.61 RCR
　　協整方程顯示上證指數（SHA）與廣義貨幣供應量（RM2SA）、工業增加值之間（RICVSA）之間存在正相關關系，與利率RCR之間及狹義貨幣供應量（RM1SA）之間存在負相關關系，這與經濟理論相符合。但是上證指數與外匯儲備（RFRSA）呈現負相關關系，就與經濟理論相悖。
　　3、因果檢驗
　　為了進一步驗明股票市場價格與宏觀經濟變量的變動關系，筆者用上證指數（SHA）分別與調整后的實際工業增加值（RICVSA），調整后的狹義貨幣供應量（RM1SA），調整后的廣義貨幣供應量（RM2SA），調整后的實際外匯儲備（RFRSA）以及實際利率（RCR）進行Granger檢驗。由于為月度數據，筆者選取滯后階數為12，采用5%的顯著性水平。
　　結果表明，實際工業增加值（RICVSA），調整后的狹義貨幣供應量（RM1SA），調整后的廣義貨幣供應量（RM2SA）對上證指數（SHA）具有Granger因果關系。實際利率（RCR）與調整后的實際外匯儲備（RFRSA）對上證指數（SHA）不存在Granger因果關系。
　　同時上證指數（SHA）對廣義貨幣供應量存在Granger因果關系，上證指數對其他的宏觀數據不存在Granger因果關系。
　　這表明，部分宏觀數據可以作為股票價格指數的領先指標，但股票價格指數作為領先指標的功能還不明顯。
　　筆者認為存在以下原因：
　　（1）隨著中國證券市場的改革不斷推進，中國股市制度愈加完善，活動愈加市場化。中國股市的變動開始能夠對宏觀經濟的變動產生反應。
　　（2）雖然筆者采用銀行間7天同業拆借利率屬于市場利率，但在我國其他借貸利率未完全放開的情況下，此利率的變動依然受到限制，從而對股票市場價格的影響也十分有限。
　　（3）雖然境外投資者可以通過QFII制度以及其他性質進入中國股市，但是由于QFII制度上的配額限制，以及其他因素使得外資沒有能夠充分參與到我國股市的活動中來。從而外資對中國股市的影響也十分有限。同時筆者這里采用的指標是外匯儲備，并不能完全代表進入中國資本市場外資的變動情況，實際外匯儲備（RFRSA）不是上證指數（SHA）變動的原因。
　　4、建立VECM誤差修正模型
　　經過上述檢驗，2002年1月至2006年10月時期的上證指數（SHA）與廣義貨幣供應量（RM2SA）、狹義貨幣供應量（RM1SA）、工業增加值（RICVSA）、外匯儲備（RFRSA）以及銀行七天期同業拆借利率（RCR）確實存在著協整關系。筆者用用誤差糾正機制對短期內的失衡進行糾正，以得出二者關系的模型。
　　
　　D（SHA）＝0.034609VECMt-1+0.035245D（SHA（-1））+0.015497D（RM2SA（－1））－0.046790D（RM1SA（-1））+0.250737D（RICVAS（-1））-0.000243D（RFRSA（-1））-59.49844D（RCR（-1））-14.26315
　　
　　七、總結
　　
　　實證分析1996年1月到2001年12月及2002年1月到2006年10月的上證指數與宏觀經濟各指標（如工業增加值、狹義貨幣供應量、廣義貨幣供應量、外匯儲備、銀行間7天同業拆借利率）之間關系我們可以得出：1996年1月到2001年12月期間上證指數與宏觀經濟間不存在長期穩定的關系，即宏觀經濟的變化對上證指數不產生影響，股市的變化主要取決于政策因素的影響。
　　2002年1月到2006年10月期間上證指數與宏觀經濟之間存在著長期穩定的關系，并且通過Granger因果檢驗得出工業增加值、貨幣供應量對上證指數之間存在Granger因果關系。用誤差糾正機制VECM模型去掉短期失衡的影響后得到上證指數與宏觀經濟的如下關系模型：
　　D（SHA）＝0.034609VECMt-1+0.035245D（SHA（-1））+0.015497D（RM2SA（-1））-0.046790D（RMISA（-1））+0.250737D（RICVSA（-1））-0.000243D（RFRSA（-1））-59.49844D（RCR（-1））-14.26315
　　進而表明，近幾年大力度的證券市場的改革是卓有成效的，資本市場的制度和企業制度日趨完善，中國的股票市場已從政策驅動型轉向市場驅動型，資本市場已經能逐步反應宏觀經濟的變動，逐步承擔起國民經濟“晴雨表”的角色。
　　
　　參考文獻：
　　1、Chris Bro