我國股市與宏觀經濟變量的協整分析及因果檢驗

摘要：從理論上得知主要宏觀經濟變量對股指波動的影響，再對這一問題運用單位根檢驗、協整檢驗、Granger因果檢驗，并建立ECM模型進行實證分析，以考查上證指數波動與宏觀經濟變量之間的關系。結果表明，股票價格指數與工業增加值增長速度之間存在長期均衡關系，金融機構儲蓄存款與工業品出廠價格指數的差分與上證指數的差分之間存在Granger因果關系，差分次數主要受原數據平穩性的影響。最后，給出政策性建議。

關鍵詞：上證指數；宏觀經濟變量；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗；ECM模型

中圖分類號：F293.3 文獻標志碼：Ａ文章編號：１６７３－２９１Ｘ（２０11）05－０103－03

中國股市是目前世界上最年輕但也是發展最快的股市，在過去近十年的發展中逐漸自我完善和發展壯大。然而，相對于國外其他成熟型的股票市場，我國股市在發展的過程中還存在著各種各樣的問題。通過找出影響股票價格指數的因素并根據這些因素預測股市未來走勢，可以讓研究者提前了解到資本市場的發展趨勢，同時也可以消除影響資本市場發展的不良因素，促進我國資本市場健康發展。因此，對我國這個新興股票市場的價格指數研究不僅有重要的學術意義，而且有重要的實際意義。

一、模型變量與數據

本文選取宏觀經濟中具有代表性的因素，運用Eviews6.0軟件對月度數據進行實證分析。之所以如此選擇數據，是因為：（1）中國的股票市場發展時間較短，采用年度數據會因為樣本數據較少而使實證分析失去意義；（2）數據的獲取存在困難，有些指標的季度數據不全，所以只能選擇月度數據。

（一）股票價格指數的選取

選取上證綜合指數收盤價來描述我國股票市場價格及其波動，采用上證綜合指數的每月末的收盤價平均值來代表當月股價指數。本文選擇上證綜合指數作為研究對象，主要基于以下兩點。第一，綜合指數更能從總體上全面反映證券交易所上市股票價格的變動情況，可以反映不同行業的景氣狀況及其價格整體變動狀況，與宏觀經濟的運行密切相關。第二，由于滬深股票市場具有相同的社會經濟環境，而且滬深股市的交易制度、投資者結構、上市公司結構具有高度的同質性，加之資金在兩個市場間可以自由流動，因此，滬深股市的價格變動應該具有一致性。因此，本文選擇上證綜合指數代表我國股票價格的水平。我們采用2007年5月至2010年3月的月度數據作為樣本，在實證研究中，所使用的是上證綜合指數。

（二）變量的選取

被解釋變量Y——上證收盤綜合指數

根據分析與數據收集情況，對影響因素主要從六個方面考慮：

（1）反映國民經濟整體運行狀況的：GY ——工業增加值增長速度。

（2）反映貨幣供給量的：M1——狹義貨幣。

（3）反映通貨膨脹的：CPI——居民消費價格指數；PPI ——工業品出廠價格指數。

（4）反映利率的：TYLL——銀行間同業拆借加權平均利率。

（5）反映金融企業借貸情況的：CC——金融機構儲蓄存款。

（6）反映匯率水平的：WH——國家外匯儲備。

這些指標基本涵蓋了宏觀經濟狀況，由于數據較多，在此不列。

二、模型的建立

實證分析一般情況下，我們在分析多個變量對一個變量的影響的時候大多采用多元線性回歸的方法，但這是建立在變量皆是平穩性的基礎上。本文所用的變量是時間序列變量，實際上大多數時間序列是非平穩的，對這種序列進行線性回歸會引起無意義的或謬誤的結果，這種現象被稱為“偽回歸”。本部分首先對各變量進行單位根檢驗，來判斷其平穩性。如果結果為非平穩時間序列，則對部分變量做協整檢驗，并且進一步分析它們的Granger因果關系，以及分析相應的誤差修正模型。

（一）數據預處理以及單位根檢驗

用E-views 6.0軟件對各變量做時間序列圖，發現大多數時間序列是非平穩，如圖1所示，且M1、CC、WH有相同趨勢，為了消除原序列的非線性趨勢，建立線性協整回歸方程，將原變量取成對數變量。而后，采用ADF檢驗法做單位根檢驗。

在進行ADF 平穩性檢驗時，必須考慮變量的是否帶有截距和趨勢。做原變量的折線圖可以看出，M1、CPI、CC、WH都帶有截距和趨勢，Y、GY、PPI、TYLL只有截距，沒有趨勢，所以在ADF 檢驗時要考慮到這些。

ADF 檢驗的結果表明，發現除CPI雖然檢查出來是平穩，但它并非是平穩序列，它是趨勢平穩序列，檢驗其一階序列發現它是平穩序列，而其他變量都是非平穩序列，做變量的一階差分序列的單位根檢驗，結果表明PPI為I（2），其余變量均為I（1），根據協整理論，不同單整階數的時間序列之間不存在協整關系。因此，PPI與上證指數之間不存在長期協整關系，也就是說，在我們所考察的時間段2007年5月—2010年3月之間CPI、PPI與上證指數沒有關系。

（二）協整性的E-G兩步檢驗

本文在實證分析中建立的是關于多個兩變量間的一元協整方程，故將采取E-G兩步法進行變量間的協整檢驗。結果顯示，在5%的顯著性水平下，-2.21<-1.95，因此，我們可以拒絕原假設，即拒絕殘差序列是單位根過程，所以，上證綜指和GY（工業增加值增長速度）之間存在協整關系。用同樣方法檢驗Y和LOG（M1）、CPI、TYLL、LOG（CC）、LOG（WH）的協整性，結果發現Y和LOG（M1）、 TYLL、LOG（CC）、LOG（WH）是單位根過程。所以上證綜指和LOG（M1）、 TYLL、LOG（CC）、LOG（WH）不存在協整關系。我們確定上證綜指和GY的回歸模型：

Yt＝553.64+196.85GY

建立誤差修正模型

我們直接估計誤差修正模型（設殘差序列是et）：LS D（Y） D（GY） E（-1）。估計結果顯示誤差修正項的符號雖然是負的，但是，t檢驗不顯著。對模型的殘差序列進行自相關檢驗，結果顯示說明可能存在二階或六階自相關，但是檢驗在1~6階之內進行； 根據輸出結果，剔除其中不顯著結果。估計出的上證指數的誤差修正模型為：

ΔYt＝-85.737ΔGYt-3+0.414ΔYt-2+0.396ΔYt-1-0.144et-1

R2＝0.583，SE＝265.77，DW＝1.86

所以，我國上證綜合指數與宏觀經濟變量的關系ECM模型可以表述成：

長期均衡關系：Yt-553.64+196.85GY

短期波動模型：ΔYt＝-85.737ΔGYt-3+0.414ΔYt-2+0.396ΔYt-1-0.144et-1

模型的解釋：上述ECM模型將長期關系與短期效應有機的結合在一起，其中協整回歸模型描述了Y的長期變化規律，196.85衡量了Y與GY長期比例關系。由于Y、GY的協整性，所以在其他因素的“沖擊”下，Y可能會偏離長期均衡線，但是隨著時間的推移，Y又會返回到長期均衡狀態；短期波動模型描述了Y的短期變化規律，其短期波動由ΔGYt-3、ΔYt-2、ΔYt-4和上期均衡誤差決定，-85.737、0.414、0.396表示變量之間的短期影響程度，-0.414表示調整關系。由于ECM模型中et-1含有長期參數，所以ECM模型同時反應了變量之間的長期關系與短期效應。

（三） Granger因果檢驗

表2結果顯示，宏觀經濟變量變化值與上證指數變化值之間的因果關系并不強烈。TYLL、WH、GY的變化值與上證指數的變化值之間不存在Granger因果關系。上證指數變化值在滯后2期，7.84％臨界水平下，是導致狹義貨幣發行量變化值D（M1）的Granger原因，而狹義貨幣發行量變化值D（M1）不是導致上證指數變化值D（Y）的Granger原因；上證指數變化值在滯后2期，6.58％臨界水平下，是導致金融機構儲蓄存款變化值D（CC）的Granger原因，而金融機構儲蓄存款變化值D（CC）不是導致上證指數變化值的Granger原因；上證指數變化值在滯后2期，8.42％臨界水平下，是導致工業品出廠價格指數變化值的變化值D（PPI，2）的Granger原因，而工業品出廠價格指數變化值的變化值D（PPI，2）不是導致上證指數變化值D（Y）的Granger原因；這也就為我們解釋了，在經濟衰退之前股價一般會下跌，在經濟復蘇之前，股價則會先于宏觀經濟拐點出現回升的現象。然而宏觀經濟對股市的影響卻沒有我們想象中那么大。

但是，為了解所檢驗結果是否具有可靠性，再連續作2期格蘭杰檢驗看結果是否一致。對2001年7月—2004年5月和2004年6月—2007年4月之間的數據做Granger檢驗。結合3期的格蘭杰因果檢驗，結果顯示所得結論并不一致，但金融機構儲蓄存款CC與工業品出廠價格指數PPI的差分在兩次檢驗中顯示與上證指數的差分之間存在Granger因果關系，差分次數主要受原數據平穩性的影響。雖然理論上說，股市是宏觀經濟的晴雨表，股市長期順應宏觀經濟周期而相應地上下波動，而且股市對宏觀經濟往往有預判性。但是，做3期的格蘭杰因果檢驗顯示了我國股市的發展還不夠完善。這從一定的角度再次說明了我國的上市公司規模都不是很大，質量不是很高，信息披露機制不夠完善，不能很好的反映我國經濟的增長情況，還沒有真正成為我國經濟運行的“晴雨表”。

（四）政策建議

為使中國的股票市場同中國的經濟水平協調發展，筆者參考時下眾多觀點，總結出以下幾點建議：加強上市公司改革治理、推進利率市場化改革、規范股票市場投資者、加快推出股指期貨、構建科學嚴密的市場監管、實行合理的宏觀調控措施。

參考文獻：

[1] 劉勇.我國股票市場和宏觀經濟變量關系的經驗研究[J].財貿經濟，2004，（4）.

[2]趙衛亞.計量經濟學[M].北京：機械工業出版社，2008，11.

[3] 張曉峒.E-views使用指南與案例[M].北京：機械工業出版社，2007.