基于協整一體化的EPS與股價相關性比較——以遼寧和山東的上市公司為例

黃飛雪，安 輝，趙建偉

(大連理工大學 經濟系，遼寧 大連 116024)

一、引 言

1978年，遼寧省GDP以229億元排名全國第四，山東省以225億元排名第五;但經過30年的發展，2008年山東省GDP以30 559億元排名全國第二，而遼寧省僅以12 020億元排名第八。是什么原因導致了自然資源類似、地理相鄰的兩個省的GDP排序的變化?本文嘗試從金融發展的視角解釋這一問題。選取遼寧與山東省的上市公司的數量與質量的比較具有典型意義，股市是金融體系最重要的組成部分，高效運行的金融體系與經濟增長高度相關。

理論上上市公司的股價應與其每股收益正相關，分別檢驗遼寧省與山東省的上市公司股價與其每股收益是否存在匹配性，可以反映出其各自的金融環境發展的程度。現提出采用協整一體化方法:ADF時間序列平穩性檢驗、Johansen協整檢驗、誤差修正模型、Granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解。通過對遼寧省與山東省的1997年以前的上市公司的每股收益和股價的比較，從而分析遼寧省與山東省上市公司的每股收益和股價之間是怎樣的相關關系。

國外學者用協整方法對金融市場研究較早:Matiur等用協整方法檢驗了日元兌美元的動態真實匯率，研究區間是1973年第一季度到1993年第四季度。單位根檢驗顯示，匯率和貿易收支差額這兩個序列都是不平穩的，基于殘差的協整檢驗也顯示這兩個變量之間不存在協整關系，但是在短期內，日元兌美元匯率和日美之間的貿易收支差額序列互為Granger因果［1］。Ross等用兩種協整方法通過對澳大利亞聯邦債券收益率的分析，驗證了理性預期理論。但兩種檢驗結果是相沖突的，因此作者認為理性預期理論不具有長期的指導意義［2］。Emmanuel運用Johansen協整方法對東盟國家的儲蓄和投資之間的關系進行了研究，結論是:(1)投資和儲蓄序列都是一階單整，并且協整，說明二者存在長期穩定關系;(2)格蘭杰因果檢驗的結果為:在印度尼西亞和新加坡，投資是儲蓄的Granger原因，在菲律賓，儲蓄是投資的Granger原因，在馬來尼西亞和泰國，投資和儲蓄互為因果關系［3］。Tang用協整方法得出:馬來尼西亞的本地銀行效率低于外資銀行，政府應該對本地銀行經營管理規則的有效性展開調查，以改變外資銀行占主導的地位［4］。上述研究主要是針對外匯與貨幣市場的，而缺少股票市場的。

相對國外，國內學者的相關研究較晚:王瑞澤應用E－G協整理論，對中國股市收益與經濟增長的關系進行實證，結果表明股市和實際經濟增長之間并不具有長期的均衡關系，進而股市不是經濟的晴雨表［5］。康亞采取Engle－Granger協整法得出了中美兩國的價格水平與匯率之間有協整關系，匯率和價格長期存在均衡的關系;中美兩國相對價格水平的變化顯著地影響到匯率的變化，說明購買力平價理論是在起作用的。文章也指出對于嚴格管制的匯率，購買力平價并不起作用，原因是很明了的［6］。王成標運用E－G二部法協整檢驗得出大慶原油價格與國際上的辛塔、米納斯原油價格存在長期協整關系，并且大慶原油價格與辛塔原油價格、大慶原油價格與米納斯原油價格存在雙向的Granger因果引導關系［7］。杜云等利用1979—2007年的大量宏微觀經濟數據，采用結構性的VAR協整檢驗和脈沖響應模型得出:從長期看，中國的財政政策對經濟有著很大的促進作用;擴張性財政政策時，使經濟高速增長，緊縮性財政政策時，使經濟保持了穩定;中國在每個階段都很重視財政政策的使用［8］。郝祥生研究了美國寬松的貨幣政策和當前的金融危機之間的協整關系，發現美國長期的低利率在一定程度上加劇了全球化的金融危機的發生，給中國的啟示是一國的中央銀行的利率不應該長期偏離均衡水平［9］。上述研究主要集中在宏觀領域，缺少從股票市場的微觀視角的研究。

綜上，已有研究主要集中在外匯等市場的關系上，特別缺少針對上市公司的股價能否與每股收益相匹配的問題的研究。本研究選取遼寧與山東上市公司近20年的50余只股票價格與每股收益作為研究變量，運用協整一體化方法，旨在研究每股收益對股價的動態影響機制。

二、實證方法與過程

1.變量說明及數據來源

本文所用的樣本是遼寧、山東1997年及之前上市的所有公司作為樣本。除去當前已經退市的公司和特別處理的公司，經過這樣的篩選后，把余下50家公司作為研究的對象。上市公司的股價Y采用向后復權方式進行處理;每股收益X來源于上市公司的年報與半年報，本文采用的是稀釋每股收益。為平滑數據波動，消除時間序列中的異方差現象，且不改變變量間的協整及其他原有關系，對兩變量分別取自然對數。數據來源于國泰安數據庫與銳思數據庫。

2.股價、每股收益數據的平穩性檢驗

為了避免“偽回歸”現象，所以需要對每股收益序列和股價進行平穩性檢驗。平穩的時間序列包括三個特點，即均值和方差在整個時間序列不變動，且時間序列上任意兩個數值之間的協方差僅僅與它們之間的間隔相關，而不與它們在該時間序列的位置有關。本文以海信電器 (600060)為例(X——每股收益序列，Y——股價序列)，用EVIEWS5.1得表1。從表1可以看出:海信電器每股收益序列和股價序列存在高度正相關關系。

表1 股價與每股收益相關性

股價與每股收益原序列都不平穩，一階差分后，每股收益序列均值基本為0，沒有上升或者下降趨勢，基本上符合平穩時間序列的要求;而股價序列的一階差分結果沒有了明顯的趨勢項，股價一階差分的值在－6—+8的范圍內波動，跳動幅度不大;經過5%水平的單位根檢驗，二者在5%的水平下都是一階平穩的。由此可以在不影響試驗結果的條件下認為，股價序列和每股收益序列都為一階單整，并且存在著穩定的正相關關系。

3.協整檢驗

以海信電器的JJ協整分析為例，結果如表2所示:

表2 海信電器股價和每股收益協整結果

由表2中的跡統計量可知，在5%顯著水平下，當假設股價和每股收益之間沒有協整關系時，跡統計量的值19.25大于5%臨界水平的值，所以拒絕原假設;當假設協整方程最多為一個時，跡統計量小于5%臨界水平的值，所以接受對應的原假設。由跡統計量可以知道，每股收益和股價之間在5%的臨界水平下，存在著協整關系。

再從最大特征值統計量分析，同樣在假設協整向量個數為零個時，試驗結果拒絕了原假設;當假設為最多一個協整向量時，接受了原假設。所以根據最大特征值統計量，我們認為每股收益與股價之間在5%臨界條件下存在著協整關系。

標準化的協整方程每股收益和股價之間的關系為:

從協整方程 (1)可以看出每股收益和股價之間的關系為正相關關系，可以看出每股收益變動1%，股價將變動61.85%左右，說明海信電器的股價受每股收益的影響較大。

4.Granger因果關系檢驗

海信電器的Granger因果檢驗 (滯后階數為3)如表3所示。

表3 海信電器的Granger因果檢驗

由表3知，拒絕了Y不能夠Granger引起X的假設，χ2值19.65比臨界值小的概率小于0.01，所以我們可以認為χ2值比臨界值大，拒絕原假設。即拒絕了股價不能夠引起每股收益變化的假設，說明股價的變化能夠Granger引起每股收益的變化。

同時拒絕了X不能夠Granger引起Y的假設，χ2值11.40比臨界值小的概率小于0.02，所以我們在95%的顯著水平下，認為F值比臨界值大，應該拒絕原假設，即拒絕了每股收益不能夠Granger引起股價的假設，說明了每股收益的變動會Granger引起股價的變化。

5.向量誤差修正模型 (VECM)

由Granger定理知，如果若干個非平穩變量存在協整關系，則這些變量必存在誤差修正模型，誤差修正項反映變量間的關系偏離長期均衡狀態對短期變化的影響。協整方程 (1)表明，股價和每股收益之間存在長期的均衡關系，但由于受其他各種擾動因素的影響，二者間的均衡關系在短期內可能發生偏離。為檢驗這種可能存在的短期性偏離程度，構建了股價和每股收益序列的向量誤差修正模型。

估計結果方程如下:

式中，D表示一階差分。從方程 (2)與 (3)可以看出當每股收益和股價之間的長期關系出現偏離時各自的調整方向和速度大小。

當Y－65.88X＞0時，海信電器的每股收益和股價均做負方向調整，調整速度分別為1.44和24.66，其中股價調整速度較快，但是由于每股收益的數值相對較小，所以該情況是合理的;當長期協整方程小于0時，每股收益和股價都分別以1.44和24.66的速度增加。由此知，每股收益和股價調整方向相同，股價調整速度較大。

當長期均衡方程得到滿足時，每股收益和股價理論上保持不變。實際上由于我國經濟不斷的走強，協整方程也需要根據新出現的當期數據進行不斷的調整，所以復權后的股價應該是不斷增加的。

6.方差分解結果分析

海信電器方差分解分析如表4所示。

表4 海信電器方差分解分析

(1)每股收益對其自身變動的貢獻程度從當期的100%緩慢減小，隨后一直穩定在54%左右;而股價對每股收益的貢獻程度從當期的0%緩慢增加，最大增幅隨后穩定在46%左右。

(2)股價對其自身變動的貢獻程度從第一期的81%逐漸下降，隨后一直穩定在70%左右;每股收益對股價的貢獻程度從第一期的18%，逐步上升到第四期的25%，隨后影響程度持續在29%以上。

由此說明了股價受到每股收益相當程度的影響。

三、實證結果分析

1.山東、遼寧市盈率比較

在2008年中期，人民幣半年期存款利率1.98%，利率的倒數大約為50.5。由表5知，在2008年山東上市公司的市盈率是正常的，而遼寧上市公司的市盈率則偏高。

表5 遼寧、山東市盈率對比表

2.山東、遼寧協整總過程比較

表6 山東、遼寧二省協整總過程對比

由表6可以看出，山東省1997年及之前的上市公司 (不含被ST的，下同)比遼寧省要多，其中被ST的，遼寧省的占15.5%，山東省的為15.1%，這一階段被剔除的股票數目山東與遼寧大致相同;單整階數相同的股票山東明顯多于遼寧，通過協整檢驗的股票山東尚且有12支，而遼寧只剩下了5支，具有線性因果關系的山東為5支，遼寧僅為2支。雖然二省的數據都表明了股票市場處在弱有效階段，但是山東的檢驗結果要明顯好于遼寧。當研究二省的非線性因果關系時，遼寧山東各有兩支通過了檢驗，這樣遼寧上市公司具協整關系的就有4支，而山東為6支，但是股價與每股收益之間的關系從完全正相關到完全負相關，在現實經濟市場中都有可能出現，不能夠用一個統一的模型去描述二者的關系。所以考慮非線性的因果關系，特別是每股收益由于可能存在負值而計量上不允許取負值，研究非線性關系的意義也僅僅限于說明部分股票的股價與每股收益之間的關系不是線性的，盡管如此，考慮所研究的所有內容，山東的結果仍好于遼寧。

四、結 論

本研究綜合運用ADF檢驗、Johansen協整檢驗、Granger因果關系檢驗、VEC模型與方差分解等方法，實證分析了遼寧與山東上市公司股價與每股收益的關系，研究結果表明:(1)山東省上市公司的每股收益和股價之間存在協整關系并且符合經濟學意義的股票數分別占研究上市公司總數的17.24%，而遼寧省僅為7.7%。(2)遼寧省與山東省上市公司的每股收益和股價之間不存在線性的協整關系，也就是說，投資者不能單單通過對于每股收益的研究而簡單地判斷未來股票價格的走向。(3)山東省上市公司每股收益對股價的解釋能力高于遼寧省上市公司。

遼寧與山東的GDP排序的變化的一個原因就在于山東省上市公司的數量與質量均優于遼寧省，即山東省的金融環境的發展要好于遼寧省。世界經濟發展的成果表明:金融深化促進經濟增長，金融制度安排的改進領先于且促進了經濟運行績效的提高。換句話說，高效運行的金融體系與經濟增長、宏觀經濟穩定和消除貧困高度相關。遼寧應大力通過發展金融環境的制度建設來加速解決省內經濟結構轉型與發展的問題，從而來提升遼寧GDP在全國的排名。

［1］Rahman Matiur，Mustafa Muhammad，Burckel Daryl V.Dynamics of the Yen－dollar Real Exchange Rate and the USJapan Real Trade Balance［J］.Applied Economics，1997，29(5):661 －664.

［2］Guest Ross，McLean Alan.New Evidence on the Expectations Theory of the Term Structure of Australian Commonwealth Government Treasury Yields［J］.Applied Financial Economics，1998，8(1):81 －87.

［3］Anoruo Emmanuel.Saving － investment Connection:Evidence from the Asean Countries ［J］.American Economist，2001，45(1):46－53.

［4］Tuck Cheong Tang.An Examination of the Linkages between Foreign and Domestic Banks in Malaysia，Using the Error－Correction Mechanism Test［J］.International Journal of Management，2004，21(1):90 －92.

［5］王瑞澤.中國股市收益與經濟增長背離現象的協整性檢驗［J］.商業研究，2006，(12):92－94.

［6］康亞.人民幣購買力平價實證研究［D］.華中科技大學學位論文，2007.

［7］王成標.國內外石油價格關系研究［D］.南京航空航天大學學位論文，2008.

［8］杜云，周紅剛.我國財政政策的路徑演化與效率檢驗——基于改革開放30年來微觀經濟數據和經驗［J］.財經研究，2009，(1):86－96.

［9］郝祥生.貨幣政策操作不當加劇次貸危機:基于協整模型的實證檢驗［J］.科學技術與工程，2009，(3):1198－1201.