股票市場與通貨膨脹的相關性實證研究

【摘要】：本文的目的是檢驗股票市場與通貨膨脹的相互關系，選取上證綜合指數，居民消費價格指數，工業增加值，廣義貨幣供給量，采用VAR模型和格蘭杰因果檢驗方法，探討股票市場與通貨膨脹之間的相關性。

【關鍵詞】：上證綜合指數;居民消費價格指數;工業增加值;廣義貨幣供給量

一、變量選取及數據描述

由于滬深股市之間存在很強的相關性，所以這里我們選取上證綜合指數（SHINDEX）來反映股票價格;選取居民消費價格指數（CPI）來反映通貨膨脹的指數;一般而言，實際經濟活動應該用GDP來代表，但是我國的GDP只能找到季度數據，而工業增加值與GDP有著很好的相關性，所以本文選取工業增加值（IP）來反映宏觀經濟的實際狀況;同時，選取廣義貨幣供給量（M2）來作為貨幣政策指標。數據均為月度數據，來自國家統計局官方網站和中國證監會官方網站，樣本數據的時間區間為1999年1月到2013年12月。為避免數據的劇烈波動，本文對各數據序列進行自然對數化處理，形成的新數據序列分別記為LSHINDEX、LCPI、LIP和LM2。本文的實證模型均在EViews 6.0下完成。

二、實證分析

1.單位根檢驗

本文采用ADF檢驗法對各時間序列作單位根檢驗。首先以上證綜合指數的時間序列進行分析，對上證綜合指數的時間序列作圖像觀測，時間序列圖像存在有截距特征，但隨時間變化的趨勢性并不明顯，采用AIC信息準則來對LSHIDEX原序列作單位根檢驗。經過計算得到的ADF統計量大于臨界值，所以不能拒絕被檢驗的上證綜合指數原時間序列是非平穩的原假設。再對上證綜合指數的一階差分序列進行ADF單位根檢驗，此時的統計量小于相應的臨界值，所以拒絕上證綜合指數的一階差分序列非平穩的假設。綜合上述兩個結果，得出上證綜合指數序列為一階單整的結論。通過檢驗可知，上證綜合指數、居民消費價格指數、工業增加值和廣義貨幣供給量的原序列不穩定，而其一階差分序列DLSHINDEX、DLCPI、DLIP和DLM2拒絕含有單位根的原假設，因此這些變量的時間序列為典型的I（1）（一階單位根過程）時間序列。

2.協整檢驗

為了保證協整關系在統計上的可信度，需要先確定合理的協整滯后階數。對1999年1月到2013年12月的數據建立四變量的VAR（LSHINDEX，LCPI，LIP，LM2）模型，將四個變量都考慮成內生變量，在無約束的VAR（P）模型條件下，根據AIC準則和SBIC準則，通過測試不同的VAR（P）模型對應的值，得出VAR（P）的最優自回歸階數。測試表明最佳的滯后階數為2，從而進行基于Johansen的特征根檢驗法進行協整檢驗，檢驗上證綜合指數、居民消費價格指數、工業增加值和廣義貨幣供給量之間是否存在協整關系。

跡檢驗統計量和最大特征值檢驗統計量在5%的顯著性水平下均不顯著，無法拒絕沒有協整關系的原假設，即認為變量之間不存在協整關系。

3.因果關系檢驗

盡管上證綜合指數、居民消費價格指數、工業增加值和廣義貨幣供給量四個變量之間不存在長期的協整關系，但由于它們的一階差分序列都是平穩的過程，因此，我們可以用其一階差分序列進行Granger因果分析，以檢驗它們之間是否存在因果關系，以及因果關系的方向。

將上證綜合指數分別與代表實際經濟活動的工業增加值）和代表貨幣政策的廣義貨幣供給量進行Granger因果關系檢驗，DLSHINDEX和DLIP的不同滯后期的AIC和SBIC系數篩選結果，滯后期分別為1，2，3，4，5，6時，AIC分別為-8.7164，-8.625799，-8.530906，-8.827611，-8.80028，-8.60454，SBIC分別為-8.586646，-8.392259，-8.174931，-8.324291，-8.115288，-7.689015。同理可得到DLSHINDEX和DLM2的滯后期篩選結果。分別選取滯后4期和滯后6期對上證綜合指數和代表實際經濟活動的工業增加值以及上證綜合指數和代表貨幣政策的廣義貨幣供給量進行Granger因果關系檢驗。樣本個數為89個，經過檢驗，原假設工業增加值不是上證綜合指數的格蘭杰原因，輸出結果F統計量為0.96059，P值為0.4338;再假設上證綜合指數不是工業增加值的格蘭杰原因，輸出結果F統計量為1.06625，P值為0.3788。同理進行廣義貨幣供給量和上證綜合指數Granger因果檢驗結果，可知，實際經濟活動變動和廣義貨幣供給量的變動都不是股票價格變的Granger原因，這說明我國股票市場的效率很低，不能反映宏觀經濟狀況。

以此類推，分別對居民消費價格指數和代表實際經濟活動的工業增加值以及居民消費價格指數和代表貨幣政策的廣義貨幣供給量進行Granger因果關系檢驗，分別滯后5期和滯后3期。樣本個數為74個，經過檢驗，原假設工業增加值不是居民消費價格指數的格蘭杰原因，輸出結果F統計量為3.0592，P值為0.0155，再假設居民消費價格指數不是工業增加值的格蘭杰原因，輸出結果P值為0.2267。同理可證原假設廣義貨幣供給量不是居民消費價格指數的格蘭杰原因，輸出結果F統計量為1.24703，P值為0.2944，再假設居民消費價格指數不是廣義貨幣供給量的格蘭杰原因，輸出結果F統計量為0.68649，P值為0.5615。

由以上檢驗結果可得，廣義貨幣供給量不是居民消費價格指數的Granger原因，而代表實際經濟活動的工業增加值是居民消費價格指數的Granger原因，而且工業增加值作為通貨膨脹的Granger原因十分顯著。

三、基本結論

通過建立VAR模型，對我國股票價格、通貨膨脹、實際經濟和貨幣供給四個變量組成的系統進行了Granger因果關系檢驗，得出結論：上證綜合指數和居民消費價格指數的波動主要來自自身的波動，長期內，兩者的波動除了受自身的波動影響之外，還會受到實際經濟波動的影響。

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