我国股票市场与宏观经济关系的实证分析.pdf

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1、第8期(总第273期)2006年8月财 经 问 题 研 究Research on Financial and Econom ic IssuesNumber 8(General SerialNo1273)August,2006我国股票市场与宏观经济关系的实证分析马 进,关 伟(中国人民大学 财政金融学院,北京 100872)摘 要:近年来,随着股票市场的迅速发展,其在我国国民经济中的作用日益突出,国内一些专家学者也开始关注这个问题,但总的来看,大家对此问题仍有很多分歧。为此,本文在前人研究的基础上运用EV IEWS软件对股票市场、宏观经济这两者之间的关系进行了分析,分析的结果肯定了股票市场在我国

2、经济发展中的重要性,并进一步得出我国当前股票市场与宏观经济存在一定的长期稳定关系,但其互相影响的程度较小的结论。关键词:股票市场;宏观经济;协整关系;ADF检验;Granger因果检验中图分类号:F830191 文献标识码:A 文章编号:10002176X(2006)0820071205 一、问题的提出在境外成熟的证券市场,其周期与宏观经济周期的运行基本一致。虽然从短期来看,经济周期的运行状况可能会导致政策发生转变,从而直接决定股市周期运行发生相应的转变,出现股市周期与政策周期一致,而与经济周期相背离的现象。但股市周期的运行始终受到经济周期内在的、根本的决定作用,当股市周期的运行与经济周期产生

3、背离的幅度过大、时间过长,股市周期将以各种形式向经济周期产生复归。因此,两个周期产生的背离是暂时和不稳定的,最终两个周期通过相互作用,将出现方向趋于一致的运行。通过对我国证券市场运行10余年的观察得知,其周期更多地体现为政策周期,而非宏观经济周期。我国股市运行的第一个周期,是从1990年12月19日的100点至1996年1月的512点。其中,第一个股市周期的上升阶段为1990年12月19日的100点至1993年2月16日的1558点;第一个股市周期的下降阶段为1993年2月16日的1558点至1996年1月的512点。其中,以上升行情为主的牛市持续了26个月(包括6个月的深幅调整),以下跌行情

4、为主的熊市则长达35个月(包括末期18个月的箱形整理行情),熊市持续时间比牛市长9个月,呈现较为明显的“熊长牛短”格局。我国股市运行的第二个周期是从1996年1月的512点至今。其中,第二个股市周期的上升阶段(大牛市)是1996年1月的512点至2001年6月的2 245点。此后,股市出现了较大的下跌行情。而与此相对应的两个宏观经济周期是1991年至1999年之间的一个周期,以及2000年至今的第二周期。在第一周期中,经济上升阶段为1991年至1992年,下降阶段为1993年至1999年。本轮周期上升阶段为2年,下降阶段为7年,总体经济周期运行时间为9年。其特点为,宏观经济在经历了快速增长,越

5、过高峰后,并未像以往各周期一样在短期内急剧收缩,进入周期性低谷,而是以“小幅缓收”为基调,而且收缩期较长。从1993年下半年步入经济收缩期开始至1999年底,7年内GDP增长率平均每年下降仅1个百分点左右,波动较为平缓,但下滑时间较长。2000年以来,我国各项经济指标均出现较大幅度的回升,经济增长率也由1999年的711%增加到2005年的1012%。1 经济增长率结束了连续7年的下滑过程,出现了拐点,预收稿日期:2006206226作者简介:马 进(1978-),男,广西全州人,博士研究生。示着新的一轮经济周期上升阶段出现。2003年下半年以来,我国物价开始出现上涨的趋势,目前,政府通过宏观

6、调控以控制物价上涨及信贷过快增长的趋势,我国经济已经摆脱了通货紧缩的状态。从目前普遍的观点来看,我国宏观经济正步入由于重工业化所带来的高增长周期中,预计未来几年我国宏观经济将保持高速增长的趋势。从上述证券市场周期和宏观经济周期的对比,可以看出:11我国证券市场周期与宏观经济周期在1996年以后出现了背离。21我国股票价格指数并未体现出宏观经济先行指标的功能。31虽然目前大家普遍认为,我国宏观经济将进入由于重工业化所带来的高增长周期,且可能持续较长时间的高增长,这将可能带来上市公司业绩的回升。但由于宏观经济周期与证券市场周期的背离,宏观经济步入高增长并不必然带来证券市场的第三个周期。因此,本文就

7、从宏观经济和股票市场的经济数据来考察这两者之间的关系,从定量的角度看两者之间的关系。二、已有的理论回顾迄今为止,经济学家们对这两者之间的关系在理论和实证上还存在着一定的分歧。Owoye研究认为,具有比较规范化股票市场的国家,股票价格充当了将货币政策传导给整个经济的渠道作用,比财政政策更重要2。美国普林斯顿大学的本 伯那基(Ben Bernanke)和纽约大学的马克 哥特勒(Mark Gertler)曾经利用新凯恩斯主义的一个模型证明了钉住资产价格的货币政策可能会加剧物价与产出的波动程度3。弗里德曼对美国股票价格在一个较长时期中对通货膨胀和产出的影响进行了实证分析,他的结论是:股票价格对于产出和

8、通货膨胀的影响几乎都不显著,进而很难以信息变量的形式进入货币当局的决策视野4。中国人民银行研究局课题组研究表明随着股票市场的发展和金融创新,股票价格对宏观经济的影响越来越显著,但股票市场在货币政策传导中发挥的作用还较小5。易纲指出,由于中短期货币扩张引起商品物价和股价的同时变动更具普遍意义,所以货币政策必须同时关注股市。但中央银行也不应该迁就股市,或者单纯通过刺激股市的方法来拉动消费需求6。李广众通过对股票市场和GDP之间的回归分析得出我国的股票市场发展倾向于不利于经济增长的结果7。梁琪、腾建州运用多元VAR模型对股票市场和经济增长之间的关系进行了检验,发现股市发展和我国经济增长之间没有任何双

9、向因果关系,意味着股市发展没有促进和导致经济增长8。原素芬基于季度数据的股票与宏观经济的关系研究中通过宏观分析认为股市与宏观经济短期内存在背离9。总结以上观点,我们可以看到国内关于股票市场与经济增长的研究主要可以分为两类:一是从理论上阐述股票市场在国民经济增长中日益重要。二是简单的进行回归分析,满足于两者之间的相关关系。这些做法的缺点是无法发掘出两者之间内在的因果关系,而且容易出现伪回归现象。因此,本文将采用Granger因果检验法对两者之间的关系进行因果检验,用协整检验来判断两者之间是否存在长期稳定之关系。三、变量及研究方法的选择(一)变量的选择及数据的搜集变量的选择主要考虑变量的经济含义以

10、及能否代表研究对象的实质,同时不可避免地受现行统计指标及资料收集限制等。考虑到数据收集的难易程度,我们选择了19962005年的季度数据,具体的数据我们主要来自于 2005年统计年鉴 、19962006年 人民银行统计季报 、国研网、China Monthly Economic Indicators及大智慧网站上的数据。在证券市场,股价指数是股价的加权平均,代表了一定的社会财富,它的发展趋势反映了国民经济的变化方向,它的波动是社会财富的增值或缩水。股指的变化是和货币供应量、国民生产总值等总量经济指标相联系的。因此,我们选用股票市场指数来代表证券市场价格,具体的我们选用上海证券市场上证综合指数。

11、在数据处理上,考虑到股票市场的不确定性及波动性,我们取上证综合指数的对数,这不仅能使数据更加平滑,也能在检验中消除数据的异方差,同时将指数趋势转换成线性趋势,考虑到其他变量在计算增长率时用同期增长率,我们也对其进行对数变化后计算同期增长率。我们在这里用GDP作为国民经济对股市影27财经问题研究 2006年第8期 总第273期响的考察指标。在这里我们没有考虑固定资产投资、消费总额等综合数据,原因是因为GDP本身就是由这些数据的加总,和GDP的相关性很高,因此我们在这里采用综合的数据GDP来检验其和股票市场的关系,从GDP的折线图中可以看出具有明显的趋势性,因此我们用X-11方法进行调整,并对调整

12、后数据计算同期增长率。另外,我们选取货币供给增长率(一般用M2,原因是它的流通速度较为稳定,能更正确的反映购买力的变化,而且它的数量受公众对货币流动性偏好的影响更小)。考虑到股票市场中资金的重要性,我们也选取居民储蓄存款作为宏观经济的一个变量,我们对居民储蓄存款余额计算其同期增长率,用SAVE来表示。本文选取一年期实际存款利率,实际利率计为L I LV,计算公式:实际利率=名义利率-通货膨胀率采用实际利率的原因有两点:一是我国名义利率的粘性较强,跳跃性很大,容易产生利率幻觉,不易于进行数量分析;二是影响资产之间替代的实际成本是由实际利率决定的,因此,我们采用实际利率来考察产品市场价格的影响。(

13、二)方法的选择11数据平稳性分析以时间序列数据为依据的实证研究都是假定有关的时间序列是平稳的,否则会产生谬误回归(spurious regression)的问题。由于序列Xt、Yt必须是平稳过程,因此,进行协整分析之前,应首先进行Xt、Yt的一阶平稳性检验。序列Xt平稳称之为I(0)过程,若Xt不平稳,但X=X-Xt-1平稳,称Xt为I(1)过程。因此,平稳性检验实际上就是单位根检验。在ADF检验中存在一个问题,即检验回归中包括常数、线性趋势和常数、或两者都不包括。选择的标准:如果序列好像包含有趋势(确定或随机的),序列回归中应既有常数又有趋势。如果序列没有表现任何趋势且有非零均值,回归中应仅

14、有常数。如果序列在零均值波动,检验回归中应既不含有常数也不含有趋势。再ADF检验中滞后长度的选取标准我们采用:保证残差项不相关的前提下,同时采用A I C准则和SCHWARZ信息标准,即SC准则,作为最佳时滞的标准,在两者值同时为最小时的滞后长度即为最佳长度。21协整分析在做Granger因果关系检验时,还需做协整检验。前面已经指出,将一个随机游走(非平稳的)变量对另一个随机游走变量进行回归可能导致荒谬的结果。因为很多经济时间序列遵循随机游走,这意味着在回归之前要对他们进行差分。然而差分可能导致两个变量之间长期关系的信息损失。有时虽然两个变量都是随机游走,但是它们的某个线性组合却可能是平稳的,

15、在这种情况下,我们称两个变量是协整的,协整是说I(1)变量之间存在长期的经济联系。变量协整性分析的经济意义在于:对于两个具有各自长期波动规律的变量,如果他们之间是协整的,则它们之间存在一个长期的均衡关系。反之,如果这两个变量不是协整的,则它们之间不存在一个长期的均衡关系。关于协整关系的检验有很多方法,如EG两步法,Johnson极大似然法,频域非参数谱回归法和Buyes法。EG两步法如下:对于一阶平稳的时间序列Xt、Yt,先做最小二乘回归:xt=a+byt+et得到OLS法的一级估计量,再用ADF检验估计残差序列是否构成一平稳过程,若e稳定,则Xt、Yt之间存在协整关系,反之,则Xt、Yt间不

16、存在协整关系。et=xt-a-byt但由于其缺点是在小样本下,参数估计的误差较大,并且当变量超过两个以上时,变量间可能存在多个协整关系,此方法无法找到所有可能的协整向量,其分析结果不易解释。然而JOHANSEN(1988)针对上述问题提出极大似然估计法,GONZALO利用模拟分析所获得结果 显 示,JOHANSEN检 验 优 于ENGLE和GRANGER的方法。JOHANSEN方法检验变量间是否具有协整关系的特点:是对三个或三个以上的变量间协整关系个数不做先验的假定,协 整 关 系 个 数 只 是 假 设 检 验 的 结 果。JOHANSEN(1988)认为可以用特征根最大值统计量与迹统计量来

17、判断是否存在协整关系,给定“最多具有R个协整关系”的原假设,如果该统计量超过临界值,则拒绝原假设,即有R+1个协整关系。37我国股票市场与宏观经济关系的实证分析31因果关系法若序列Xt,Yt具有一种长时期均衡关系,则Xt、Yt之间必然存在某种因果关系,即随机变量X可以影响随机变量Y,称X为原因,Y为结果。从统计上来说,即使用X的过去值比不用X的过去值能更好的预测Y,称X对Y有因果关系。关于因果关系检验方法较多,有Granger检验法、Si ms检验法、Geweke、Meese检验法等,目前比较常用的是Granger检验法。Granger检验法首先构造回归模型:yt=c1+pj=1ajyi-j+

18、qk=1bkxt-k+et进行OLS回归,构造原假设:H0:b11=b12=b1q=0F统计量:Ft=PSS(U)-RSS(R)/qRSS(U)/(N-p-q-1)其中,RSS(R)为回归残差平方和,RSS(U)为约束b11=b12=b1q=0下残差平方和,N为样本容量,q为x的滞后项长度。若Ft的值大于给定显著性水平 下的临界值Fa,则拒绝H0,认为X与Y有因果关系,反之接受H0,认为X与Y无因果关系。当X与Y位置交换,就成为检验Y关于X的因果关系。四、实证分析及检验(一)ADF检验根据上述方法,我们首先对各变量进行ADF检验1,结果如表1。表1ADF检验值变量ADF值时滞截距或趋势1%关键

19、值整合阶数GDP-51544NO-3169I(1)GUZH I-81511NO-3169I(1)L I LV-3175711NO-3169I(1)M2-51561NO-3169I(1)SAVE-41341NO-3169I(1)注:在判断有截距或趋势项、滞后期的阶数时,我们用A IC和SC为标准,选取使A IC和SC最小的项,经过反复判断,我们得出上面的结论。通过表1中的数据我们可以看出,GUZH I和GDP、L I LV、M2、SAVE这些变量原序列都是非平稳序列,但经过差分后,都是一阶平稳,并且在1%的显著水平下显著。在证明了这些变量具有相同的整合阶数以后,我们对股票指数和各宏观变量之间的长

20、期关系进行了估计。(二)协整关系检验对各变量进行协整检验,结果如表2。表2协整关系检验结果Likelihood5 Percent1 PercentHypothesizedEigenvalueRatioCriticalValueCriticalValueNo1of CE(s)01856297106184046815276107None3301587915521520284712154146Atmost 1301491778271697572916835165Atmost 201263689817461131514120104Atmost 3010062400117525331766165Atmo

21、st 43(3 3)denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%)significance level注:因为在平稳性检验中,我们发现各变量都为在无截距、无趋势下为平稳,所以在进行协整检验时,我们选择在无截距、无趋势下的协整性检验。由表2可知,在5%及1%显著性水平下均接受协整个数r=2。由于协整关系度量系统的长期稳定性,因此以上所定义的宏观经济系统是一个稳定系统,说明股指从长期来看和国民经济宏观指标之间存在着长期的稳定关系。但从正态化的方程来看,47财经问题研究 2006年第8期 总第273期GUZH I=-01078965-010878049GD

22、P-01036123L I LV+114350193M2+313681193SAVE股指和GDP之间呈相反方向变动,为了进一步研究,我们对其做Granger检验。(三)因果关系检验采用Granger检验对几个变量进行因果检验,检验结果如表3。表3因果检验结果Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilityGUZH I does not Granger Cause GDP2901873530143033GDP does not Granger Cause GUZH I21628340109286Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb

23、abilityL I LV does not Granger Cause GUZH I2901874170143007GUZH I does not Granger Cause L I LV01669720152116Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilityM2 does not Granger Cause GUZH I2901991060138587GUZH I does not Granger CauseM211099570134921Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbabilitySAVE does not Gr

24、anger Cause GUZH I2901473400162858GUZH I does not Granger Cause SAVE61037420100752注:在做Granger检验时,我们都取滞后两期的数据,为了验证其他滞后期对其的影响,我们也用其他滞后期进行检验,但检验结果基本相似,因此我们选用滞后两期的数据。从检验结果中可以看出,GDP是GUZH I变动的原因的概率较大,M2和L I LV的影响次之,SAVE不是GUZH I变动的原因的概率最大,达到621858%。这一检验结果同我们在前面检验的结果基本一致,而且符合一般经济常识。五、结 论通过以上对股票市场与宏观经济之间关系的分

25、析,我们可以得出以下结论:11股票市场与我国的经济增长目标存在长期的稳定关系,但这种关系非常弱。尽管我国股市具有很强的投机性,但它的发展也并非完全脱离宏观经济发展状况,恰恰相反的是:我们的结果表明宏观经济的发展与股票市场存在长期的均衡关系,但因目前股票市场的发展还不成熟,这种关系表现得还不明显。21总体上来看股票市场和宏观经济至今存在着联系,但相互影响的程度还不明显。这主要是由于我国的股票市场的发展还不够成熟,一些大的机制还没有得到解决,还不够成熟,但是总处于宏观经济发展的大格局中。31该文只是就股票市场与宏观经济变量之间的联系进行了检验,并没有建立相应的模型,这也是我们在今后需要改进的。参考

26、文献:1ChinaMonthly Economic Indicators Feb1200612 Owoye1The RelativeI mportance of Monetary andFiscal Policies in Selected African Countries J 1Applied Economics,November,199413 Ben Bernanke and Mark Gertler1Monetary policy andasset price volatility”,in“New Challenge forMonetaryPolicy”,Asymposiumspons

27、oredbytheFederalReserve Bank of Kansas City,Jackson Hole,Wyoming,August 26-28,199914 米尔顿 弗里德曼 1弗里德曼文粹M 1胡雪峰、武玉宁译,北京:首都经济贸易大学出版社,200115 中国人民银行研究局课题组 1中国股票市场发展与货币政策完善J 1金融研究,20021(4)16 易纲、王召 1货币政策与金融资产价格J 1经济研究,2002,(3)17 李广众 1银行、股票市场与经济增长J 1经济科学,2002,(1)18 梁琪、腾建州 1股票市场、银行与经济增长:中国的实证分析J 1金融研究,2005,(10)19 原素芬 1基于季度数据的股票市场与宏观经济的关系研究J 1黑龙江对外经贸,2005,(12)1(责任编辑:孟 耀)57我国股票市场与宏观经济关系的实证分析