我國經濟周期與資產收益率的關系研究：2001-2009

張瑞兵 ，王 戀

（1.中央財經大學 統計學院，北京 100081；2.中國建銀投資有限責任公司資本市場部，北京 100031）

資產配置作為投資決策的首要環節，將對投資績效產生重要的影響，是目前金融理論和實證分析關注的焦點。對于任何一家投資機構而言，無論其資金規模如何，在實施具體的投資行為之前，資產配置都是其所面臨的首要并且至關重要的工作。其中關于經濟周期與資產收益率的關系問題的研究就顯得更加有意義，機構投資者必須加強宏觀經濟的研究，只有這樣才能實施有效的資產配置并進行動態調整。因此，本文采用聯立議程模型就經濟周期波動與資產收益率的關系問題展開實證研究。

1 樣本選擇與處理

本文采用我國資本市場的最新數據進行實證研究，分析股票、債券、房地產這三類資產的收益率與經濟周期的關系，反映經濟周期的宏觀經濟變量為GDP增長率、居民消費價格指數（CPI）、一年貸款基準利率。

該部分實證研究主要討論三種資產的收益率與經濟周期波動的關系，涉及到的變量共有6個，即股票投資收益（RSTOCK）、債券投資收益率（RBOND）、房地產投資收益率（RHOUSE）、GDP季度增長率 （RGDP）、 居民消費價格指數（CPI）、一年期貸款基準利率（INT）。樣本周期為2001年1月1日至2009年12月31日，選取季度數據，樣本長度為36。數據來源為：上海證券交易所、深圳證券交易所、債券交易商協會、中經網數據庫。

各變量的具體說明如下：

股票投資收益 （RSTOCK）：采用上證綜合指數 （代碼：000001）每個季度最后一個交易日的收盤價計算股票季度收益率。

債券投資收益率 （RBOND）：采用中信標普國債指數（816020）、中信標普企業債指數（816021）每個季度最后一個交易日的收盤價計算的季度收益率進行加權平均，考慮到我國國債的規模和交易量要大于企業債，因此賦予二者不同的權重，國債權重為0.6，企業債權重0.4。

房地產投資收益率（RHOUSE）：采用房屋銷售價格指數（上年同期=100）的每季度最后一個月的數據減去100作為該季度房地產投資的收益率①。

GDP季度增長率（RGDP）：采用國內生產總值季度累計同比增長率。

居民消費價格指數（CPI）：采用居民消費價格指數累計同比增長率的每季度最后一個月的數據。

一年期貸款基準利率（INT）：每季度的金融機構人民幣一年期貸款基準利率。由于央行利率的調整并沒有規則，可能幾個季度沒有變化，也可能一個季度內調整多次，比如2007年，央行前后6次利率調整，從6.12%升至7.47%。針對此情況，模型對利率進行了平滑，將利率變化均攤到每個季度。

根據上述數據處理方法，我們計算出模型變量的數據，各變量統計特征如表1。

從表1我們可以看出：

（1）從 2001年 1月 1日至 2009年 12月 31日期間，股票市場的收益率變動幅度最大，2006年4季度最高收益率為52.67%，2008年1季度最低收益率為-34%，這表明2006

表1 資產收益率與宏觀經濟變量的統計特征（%）

①房地產投資周期較長，一般都要3年或者5年以上，關于房地產投資的數據較少，筆者認為此指標衡量房地產投資收益比較合適。至2008年，股票市場經歷了大幅度的暴漲暴跌；我國的GDP一直保持高速增長，平均季度累計同比增長率為10.09%；CPI平均增幅2.01%；

（2）債券投資收益率比較穩定，平均為0.69%；

（3）房地產投資收益率平均為5.35%，最高為2008年1季度的10.6%，與人們的日常感覺好象并不十分吻合，對北京、上海等大城市的居民尤其如此。眾所周知，統計局公布2009年全國70個城市房價整體上漲1.5%，引來嘩然一片，遭到民眾的一致責難，但我們的實證分析而言，這可能是當前條件下能夠獲得的最能反映房地產投資收益率的指標。

為了保證實證模型分析的有效性和針對性，很有必要首先討論一下股票、債券、房地產等資產收益率與宏觀經濟數據的相關性以及時間的變化趨勢。

表2 資產收益率與宏觀經濟變量的相關系數矩陣

由相關系數矩陣表2可以看出：

（1）股票收益率和經濟增長率存在正相關關系，但是相關系數不是很高。這是由于，我們股票市場剛剛處于起步發展的時期，近幾年才開始逐步走向規范，相對于宏觀經濟形勢而言，之前可能政策面的影響更為重要；股票收益率和物價指數存在負相關關系，這表明，股票市場為我國經濟發展的晴雨表和先行指標，過高的物價指數將催生公眾關于通貨膨脹的預期，進而預示政府可能出臺緊縮的調控政策，這種負相關關系說明了股票市場提早對這一預期做了反映；股票收益率和債券收益率存在負相關關系，這表明，我國的股票市場和債券市場之間存在蹺蹺板效應，此強彼弱。

（2）債券投資收益率和經濟增長率存在負相關關系，和物價指數存在正相關關系。表明債券一般都是反經濟周期的，在經濟衰退階段是比較好的投資品種；根據債券的定價原理，債券收益率包括通貨膨脹附加率，因此和物價指數存在正相關關系。

（3）房地產投資收益率和經濟增長率、物價指數存在較強的正相關關系，房地產行業本身就是一個周期性特別強的行業，對經濟增長的依賴性特別強，同時房地產投資收益率與物價指數的關系表明，房地產是抵抗通貨膨脹的有效投資品種。

2 模型變量的平穩性檢驗與格蘭杰因果關系檢驗

表3 變量的平穩性檢驗結果

2.1 變量的平穩性檢驗

我 們 對 變 量 RSTOCK、RBOND、RHOUSE、RGDP、CPI、INT建立聯立模型進行實證分析，探討資產收益率與宏觀經濟變量之間的數量關系時，由于模型變量為時間序列數據，為防止虛假回歸的問題，首先對其進行單位根檢驗（見表3）。

由 ADF 檢驗的結果可知，RSTOCK、RBOND、RHOUSE在1%的顯著水平下是平穩時間序列；RGDP、CPI在10%的顯著性水平下為平穩時間序列，INT的一階差分ΔINT在5%的顯著性水平下都是平穩時間序列。因此，我們可以對RSTOCK、RBOND、RHOUSE、RGDP、CPI、ΔINT （變量名：DINT）建立聯立方程模型。

2.2 格蘭杰因果關系檢驗

在通過單位根檢驗證實了變量的平穩性后，我們運用格蘭杰因果關系檢驗進一步研究變量之間的因果關系以及因果關系的方向。

如表4，根據格蘭杰因果關系檢驗的結果可以得出：

（1）股市收益率RSTOCK和房地產收益率RHOUSE、股市收益率RSTOCK和利率一階差分DINT，股市收益率RSTOCK和物價指數CPI之間存在雙向格蘭杰因果關系；股市收益率RSTOCK為經濟增長率RGDP的單向格蘭杰因果原因，這表明，股市收益率比較敏感，和其他經濟變量之間存在密切關系，股票市場的走勢將受到各種經濟指標的綜合影響。

（2）房地產投資收益率RHOUSE為物價指數CPI的單向格蘭杰原因，利率變化DINT是房地產投資收益率RHOUSE的單向格蘭杰原因，這也符合經濟學的理論，房地產價格本身就是全社會物價的一部分，利率的調整肯定會強烈影響房地產市場的走勢，因為房地產企業本身就是通過銀行貸款進行高杠桿融資的，投資者的購買行為也受到房貸利率的影響。

表4 模型變量格蘭杰因果關系檢驗結果

表5 回歸變量系數模型結果

（3）債券收益率RBOND是經濟增長率RGDP的單向格蘭杰原因，是利率一階差分DINT的單向格蘭杰原因。這表明，債券市場走勢能夠提前對經濟前景和利率變動做出反應。

（4）經濟增長率 RGDP和物價指數 CPI、利率差分DINT具有雙向的格蘭杰因果關系，物價指數CPI為利率變動DINT的單向格蘭杰原因。宏觀經濟指標之間具有密切的聯動關系。

3 聯立方程模型實證分析

3.1 模型建立

下面我們將對 RSTOCK、RBOND、RHOUSE、RGDP、CPI、ΔINT建立聯系方程模型，考慮到投資者的投資行為已經反映了其關于未來經濟形勢的預期與判斷，因此我們將RSTOCKt-1、RBONDt-1、RHOUSEt-1作為因變量。 經多次建模、檢驗和修正，確定最終的聯立方程模型如下：

3.2 模型識別

不同于單方程模型，聯系方程模型在估計之前需要進行方程的識別檢驗，只有能夠識別的方程才能進行估計，聯立方程識別的方法包括階條件和秩條件。根據潘省初的《計量經濟學》，模型中一個方程可識別的必要條件是，該方程所不包含的模型中變量的數目大于等于模型中方程個數減1，即

K-M≥G-1

其中K為模型中的變量總數 （內生變量+前定變量）；M為方程中所包含的變量數目；G為模型中方程個數 （即內生變量個數）。

實踐中應用識別的階條件進行判別的準則為：

若K-M＜G-1，則不可識別；

若K-M＞G-1，則過度識別；

若K-M=G-1，則恰好識別。

我們運用該準則對本文建立的聯系方程模型進行識別檢驗，該模型共有變量9個，即K=9，模型中方程個數4個，即G=4。

Equation1：M=3，K-M＞G-1，可識別；

Equation2：M=4，K-M＞G-1，可識別；

Equaiton3：M=3，K-M＞G-1，可識別；

Equation4：M=4，K-M＞G-1，可識別。

3.3 模型估計結果

前面已經驗證了模型中的每個方程都可識別，故可建立聯系方程模型進行實證分析。聯立方程模型的估計方法包括二階段最小二乘法（2SLS）、三階段最小二乘法（3SLS）、廣義矩估計（GMM）、似不相關回歸（SUR）等方法，其中采用前三種方法進行回歸時，需要指定工具變量。我們分別使用各種方法進行回歸（工具變量為：常數項、RGDP、RGDPt-1、DINT），根據回歸結果發現采用似不相關回歸（SUR）的結果較好，具體結果如下：

由變量系數的顯著性檢驗結果可知，大部分系數都是非常顯著的，β8、β11不是特別顯著，其顯著性水平分別為13%、10%。考慮到聯立方程模型中本身包括的變量較多，估計過程較為復雜，要求不是特別苛刻的話，二者是可以接受的。回歸方程實證結果如表5。

RSTOCKt-1=-68.62+7.86RGDPt-4.24CPIt，R2=0.52，DW=1.79 RHOUSEt-1=0.32RGDPt+1.03CPIt-2.03DINTt，R2=0.67，DW=1.21 RBONDt-1=4.77-0.37RGDPt-0.02RSTOCKtR2=0.43，DW=1.18 CPIt=-2.91+0.77CPIt-1+0.21RGDPt+0.23RHOUSEtR2=0.84，DW=1.93

部分方程的擬合優度不是特別高，這可能與樣本數據量有關，我國股票市場成立于1991年，住房的商品化也不超過10年，本身可以采集的數據時期不是很長。此外，我們之前討論過，房價指數能夠客觀反映現實情況也值得商榷。因此，基于我國的實際情況，總體而言，上述聯立方程模型還是比較不錯的。

從方程1的擬合結果可知，股票投資收益率為經濟增長的先行指標，市場預計下一期經濟增長率提高1%，當期股市收益率將增加7.86%；當投資者預期通貨膨脹將有所上升時，股市也會提前對國家可能出臺的收緊調控政策做出反應，CPI上漲1%，股市將下跌4.24%。這一結論證實了股票投資更適于經濟復蘇和繁榮前中期階段。

從方程2的擬合結果可知，房地產投資收益率與經濟增長密切相關，經濟增長率提高1%，房地產投資收益率增加0.32%。此外，物價指數提高1%，房地產價格將上升1.03%，這表明房地產可以作為抵抗通貨膨脹的投資品種。利率變動的系數為負，說明貸款利率提高對房地產行業是一個利空，我們的實證結果表明，在我國利率手段應當作為調控房地產價格的工具。

從方程3的擬合結果可知，債券投資收益率與經濟增長率保持相反關系，經濟增長率提高1%，債券收益率降低0.37%，這表明債券投資更適于經濟衰退時期，適于CPI的下降通道中。債券收益和股票收益的負相關關系不是特別明顯，這表明，我國股票市場和債券市場的蹺蹺板效應并不是特別明顯。

從方程4的擬合結果可知，物價指數和經濟增長率、房地產投資收益率之間存在密切關系，溫和可控的通貨膨脹有利于經濟的繁榮，房地產價格的上漲將催生全社會居民消費價格指數的提高，盡管房地產價格并不包含在CPI的計算之中。

[1]古扎拉蒂.計量經濟學[M].北京:中國人民大學出版社,2004.

[2]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模:Eviews應用及實例[M].北京:清華大學出版社,2006.

[3]石柱鮮等.2007年我國經濟周期波動分析與主要宏觀經濟指標的預測——利用Logistic回歸模型的分析[J].數量經濟技術經濟研究,2007(6).