股票市场与宏观经济关系的实证研究

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姚道洲

股票市场与宏观经济关系的实证研究

摘要：本文对我国上证综合指数和ＧＤＰ、货币供应量、热钱流入量的关系进行定量分析。研究结果表明，上证指数与ＧＤＰ和热钱

呈正相关，与货币供应量呈负相关。

关键词：股票指数货币供应量ＡＤＦ检验ＶＡＲ模型Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验

一、研究对象

股票市场为一个国家金融市场的代表，而宏观经济形势代表着一个国家经济的基本走势。因此，对于金融系统和实体经济关联的探究促使人们开始关注股票市场与宏观经济变动的相关性。虽然在强式有效市场假说下，股票市场的价格具有随机漫步的特点，仰赖宏观经济变动的基本面分析将会失效，但实证研究证明目前即使是发达国家的股票市场也未达到强式有效市场假说的条件。由此，对于股票市场与宏观经济的相关分析仍具有经济意义。本文将定量分析研究我国宏观经济变量中的ＧＤＰ、货币供应量以及热钱流入量与股票市场变动数据的关联性。

二、研究方法

（一）时间序列的平稳性检验

在进行多个时间序列的协整检验前，首先要保证时间序列的平稳性。检验时间序列的平稳性一般使用ＡＤＦ单位根检验法，其模型如下：

’一

ＡＸ，＝ＳＸ，ｌ＋乞１３。Ａｘ。＋８。

ＡＸ，＝０ｔ＋ＳＸ，＿Ｉ＋∑ｐ。舣。幅

’广’

ＡＸ产ａ＋ｐ￡＋６ｘｔ－ｌ＋乞ｐ。ＡＸ。＋ｅ。

当１３显著不为Ｏ时，证明其存在单位根，该序列不平稳。不平稳序列可通过差分使其变为平稳序列。

（二）ＶＡＲ模型

ＶＡＲ模型是一种自回归模型。解析形式如下：

Ｍ：＝Ａｌｙ，－１＋Ａ∥ｃ＿２．４－・・。＋一ｐＭ呻＋曰ｉＸｆ＋Ｂ球ｔ－Ｉ＋‘‘‘＋Ｂ件ｌＸｔ一＋８ｔ

各变量系数的显著性反映了其相互的相关性。（三）协整检验

协整关系是某些经济变量之间的长期均衡关系。对于多变量的协整检验，一般采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ与Ｊｕｓｅｌｉｕｓ在１９９０年提出

・＋—＋—＋－—Ｐ－＋－＋・＋－＋一＋一＋－＋一＋一＋一＋—＋－＋一＋－＋・＋－＋－＋－—｝－＋－＋－＋一＋－＋一＋一＋－＋一＋－＋－＋－＋－＋－＋－＋－＋－—｝－—＋一－・－ｐ－＋－＋－—・｝・

达到０．４７，相比于上两个模型，拟合优度达到很大的改善。

五、分析及结论（一）反向关系的存在

根据样本数据所得出的三个回归模型都比较明显地表现出了通货膨胀率与失业率变动之间的负向关系，说明菲利普斯曲线所表现的失业率与通货膨胀率之间的反向变动关系在一定范围内是存在的。但由于数据有限，仅有三十个样本数据，尚不足以表现出长期菲利普斯曲线的关系，所以针对货币数量学派的观点，“菲利普斯曲线在长期内不存在”尚未得到实证的证明。

（二）附加预期模型的效果

依据菲利普斯曲线及其发展的现代理论所拟定的三个模型中，附加预期的回归模型拟合优度最高，相比之下能较好地解释中国国内的通货膨胀率与失业率之间的关系。由此说明附加预期的确对菲利普斯曲线产生较大影响，文中选择的预期是根据上一年的通货膨胀率所得出的，是为滞后一期的数据，没有考虑滞后多期的情况。

（三）拟合优度问题的考虑

文中所选取的三个模型中的拟合优度都不太高，考虑可能与失业率的选择有关。中国是一个农业大国，并且拥有大量的农村人口，但在模型中失业率的选取中选择的是城镇人口失业率，忽略了农村的失业人口，一定程度了可能低估了失业率。而文中选取的是官方公布的城镇失业率，即名义失业率，忽略了农村失业人口的隐性失业，因此数据的偏差可能影响到了模型的真实情况。

（四）政策建议

针对引起失业和通货膨胀问题的各种不同因素，为保持宏

观经济的稳定，应运用不同的政策进行协调配合，实行综合治理的对策。但菲利普斯曲线在短期内的存在，表明了在短期内对经济的刺激政策是有效的，并且具有一定的政策意义。积极促进经济增长，减少失业的同时，应该防止通货膨胀率大幅上升：在防范经济过热，出台宏观调控政策遏制通货膨胀的时候，应注意通过不同政策组合，积极扩大就业，逐步缓解失业问题。根据宏观经济理论可以考虑“松财政一紧货币”的政策组合，以扩张性财政政策来促进就业，刺激经济增长，而用紧缩性货币政策控制通货膨胀。

总之，菲利普斯曲线只是揭示了通货膨胀与失业率之间的一般关系，但两者的确切影响程度并不能具体确定，主要是因为影响两者之间关系的因素太多。而且，中国市场机制与西方的规律不同，这使得完全照搬菲利普斯曲线理论并不可行，所以有选择性地应用菲利普斯曲线并加以研究，才能找到充分运用其背后的经济意义，不能盲目运用菲利普斯曲线的理论实行刺激性的财政政策，否则除了引起通货膨胀的可能性之外，由于预期的不确定性，“滞胀”现象也有可能发生。

参考文献：

【１】ｆ美ＪＮ・格里高利・曼昆《宏观经济学》第六版，张帆译，中国人民大学出版社２００９年５月

【２】

张焕明《我国菲利普斯曲线的实证研究》管理科学２００２年２月

【３】周长才《经济增长与失业：奥肯定律在中国的存在性检验》【１Ｊ学术研究２００１年第１２期

【４】

２００４年８月

谢璐《中国菲利普斯曲线的理论分析和实证研究》华东经济管理

【５】魄斌贤《隐性失业的经济分析与统计删算》财经问题研究１９９９年第７期【６】潘烽《菲利普斯曲线中国实证研究》ｌ硕士毕业论文】江西江西财

经大学２００６年

（作者单位：东北财经大学）

２０１０／０６总第４１８期４７

万方数据

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口

的基于向量自回归模型的多重协整检验方法，通常称为Ｊｏ—

ｈａｎｓｅｎ检验。

三、数据选取

（一）股票市场指标（ＥＸＰＯＮＥＮＴ）

本文选取上证综合指数作为股票市场变动指标。由于沪深股市变动逐渐趋于一致，且目前沪市仍占主要地位，故在沪深两市中选取沪市，其能够代表我国股市的整体变动

（二）货币供应量指标

货币供应量是指一个国家在某一时期内为社会经济运转服务的货币存量。现阶段我国货币统计口径为：

流通中现金ＭＯ＝流通中现金量

狭义货币供应量Ｍ１＿ＭＯ＋企业单位活期存款＋农村存款＋机关团体部队存款

广义货币供应量Ｍ２＝Ｍ１＋企业单位定期存款＋城乡居民储蓄存款＋信托类存款＋其它存款

本文将选取Ｍ１作为货币供应量指标，原因是我国股市散户化特征明显，中小投资者仍是市场主流，股市资金多来自限制现金与居民储蓄：另外，Ｍ１为央行调控的重点目标。

（三）热钱指标（ＨＯＴＭＯＮＥＹ）

由于热钱活动的隐蔽性或某种程度的非法性，国际上目前并没有通行计算热钱的方法，热钱数量只停留在估计阶段，无法得到确切数值。这里，本文选取国际收支平衡表中的错误与遗漏项目作为热钱指标的参考值，原因在于此项目虽不能完全归结于热钱的流入和流出，但在一定程度上反映了热钱变动的趋势，具有一定的参考价值。

本文所有原始数据均截取２００２至２００９年季度指标。由于ＧＤＰ存在明显季节波动性，故使用移动季节平均乘法调整ＧＤＰ得到ＧＤＰＳＡ。

为减少数据的剧烈波动，对所有变量ＥＸＰＯＮＥＮＴ、ＧＤＰ—ＳＡ、Ｍ１、ＨＯＴＭＯＮＥＹ对数化处理使其平滑，分别得到ＬＮＥＸ—

ＰＯＮＥＮＴ、ＬＮＧＤＰＳＡ、ＬＮＭｌ、ＬＮＨＯＴＭＯＮＥＹ。

四、检验分析

（一）变量的平稳性检验

在进行回归计算前，首先要考虑变量的稳定性。若变量为非稳定性序列，则会造成传统统计量出现偏差，导致伪回归。采用ＡＤＦ检验法进行平稳性检验，结果残差自相关检验证明其均为白噪声，则ＡＤＦ检验的应用前提成立。但四个变量均不平稳，需进行差分使其平稳。通过实验可知，四个变量经过一阶差分后得至０

ＤＬＮＥＸＰＯＮＥＮＴ、ＤＬＮＧＤＰＳＡ、ＤＬＮＭｌ、ＤＬＮＨＯＴ—

ＭＯＮＥＹ，均为平稳序列。其中对于ＤＬＮＭｌ，选取１０％水平下拒绝域指标一２．６２１００７。

（二）变量间的协整检验

由于四个变量皆为同阶单整，故可以进行协整检验。本文将采用ＪＪ检验法进行检验。建立向量自回归模型ＶＡＲ，从计算结果得知：滞后一期或滞后二期的指数和当期指数的相关关系显著，滞后一期成正相关，滞后二期成负相关；滞后二期Ｍ１与上证指数的相关关系显著，而一期反而不显著；而ＧＤＰ与Ｍ１情形类似，滞后二期显示了较强的相关性；热钱滞后一期或二期与指数的相关性均不显著。

经Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验，结果下表。

在５％置信水平下，迹统计量假设检验与最大Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅ统计量假设检验均拒绝不存在协整方程的假设，且都拒绝存在至多一个协整方程的假设，但接受至多存在两个协整方程的假设，由此说明４个变量存在两个协整方程。这里整理得到一个有用的协整方程：

Ｅ＝ＬＮＥＸＰＯＮＥＮＴ－２．８７４３２９’ＬＮＧＤＰＳＡ一０．

４８石时代金融

万方数据

表１迹统计量检验结果

ＨｙｐｏｔｈｅｓｉｚｅｄＮｏ．

ＴｒａｃｅＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ

０．０５ＣｒｉｔｉｃａｌＶａｌＵＣ

Ｐｖａｌｔｉｅ

ｏｆＣＥ（ｓ）

Ｎｏｄｅ＋

７２．０８６７０４７．８５６１３０．０００１

Ａｔｍｏｓｔｌ’３３．９０６２３２９．７９７０７Ｏ．０１５９Ａｔｍｏｓｔ２１２．２９８６２１５．４９４７１

０．１４３２Ａｌｍｏｓｔ３＋

４．７５（）（）ｌｌ

３．８４１４６６

０．０２９３

最大Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅ统计量检验结果

Ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｚｅｄ

Ｎｏ．

Ｍａｘ－Ｅｉｇｅｎ０．０５ＣｒｉｔｉｃａｌＶａｌＵＣＰｖａｌｔｉｅ

ｏｆＣＥ（ｓ）

ＳｔａｔｉｓｔｉｃＮｏｎｅ‘３８．１８０４７

２７．Ｓ８４３４０．００１５Ａｔｍｏｓｔｌ

４

２１．６０７６ｌ２１．１３１６２Ｏ．０４２９Ａｔｍｏｓｔ２７．５４８６１

ｌ

１４．２１５４６００．４２６４Ａｔｍｏｓｔ

３＋

４．７５００１１

３．８４１４６６

０．０２９３

３５９８７７’ＬＮＨＯＴＭＯＮＥＹ＋２．２２１６２５’ＬＮＭｌ

对误差项Ｅ进行ＡＤＦ单位根检验，结果如下

ＡＤＦｖａｌｕｅ

Ｔｒｅｎｄ

Ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ

１％ｉｅｖｅｌ５％ｌｅｖｅｌ

￡

－２．８８８３２０

×

×

－２．６５６９１５

—１．９５４４１４

残差为白噪声保证了ＡＤＦ检验的先决条件。显然，误差项序列是平稳的，从而证明了协整关系的正确性。整理得到最终协整方程：

ＬＮＥＸＰＯＮＥＮＴ＝２．８７４３２９‘ＬＮＧＤＰＳＡ＋０．３５９８７７’

ＬＮＨＯＴＭＯＮＥＹ－２．２２１６２５＋ＬＮＭｌ一Ｅ。

五、结论

本文根据理论分析和经验研究结论，选取能够代表我国股票市场总体情况的上证综合指数和能够代表我国宏观经济变动的ＧＤＰ、Ｍ１与国际收支平衡表的错误与遗漏项目，利用ＡＤＦ检验、ＶＡＲ检验、ＪＪ检验对股票市场与宏观经济进行实证分析，结果如下：

１．单位根检验：ＬＮＥＸＰＯＮＥＮＴ、ＬＮＧＤＰＳＡ、ＬＮＭｌ、ＬＮＨＯＴＭＯＮＥＹ经过ＡＤＦ检验均显著存在单位根，证明其为非稳定时间序列；经过一阶差分后，ＤＬＮＥＸＰＯＮＥＮＴ、ＤＬ—ＮＧＤＰＳＡ、ＤＬＮＭｌ、ＤＬＮＨＯＴＭＯＮＥＹ均为平稳序列，证明四个变量均为一阶单整时间序列。

２．ＶＡＲ检验：ＶＡＲ模型表明，上证综合指数与其滞后一期、二期均有较强的相关性，但滞后一期呈正相关，滞后二期呈负相关，这是由于支撑位与阻力位的作用；滞后二期Ｍ１与上证指数显著相关，而一期反而相关性不明显，这可能是由于宏观政策调节的时滞效果造成的；ＧＤＰ与Ｍ１情况相似，滞后二期相关而滞后一期相关性不显著，这可能是由于股票市场对于基本面反应过度造成的：而滞后一期与二期热钱均与上证指数无明显相关性。

３．协整检验：从长期均衡来看，上证指数与ＧＤＰ和热钱呈正相关，与货币供应量呈负相关，系数分别为２．８７４３２９、

０．３５９８７７、２．２２１６２５。

参考文献：

【１】李子奈等计量经济尊ＺｌＭ］高等教育出版社２００５４（第二版）

【２】李艳虹等我国股市与实体经济的关联性分析——基于协整模型的实

证研究Ⅱ】经济前沿２００９（６）

（作者单位：武汉大学经济与管理学院）

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股票市场与宏观经济关系的实证研究

作者：作者单位：刊名：英文刊名：年，卷(期)：

姚道洲

武汉大学经济与管理学院时代金融

TIMES FINANCE2010(6)

参考文献(2条)

1. 李子奈 计量经济学 2005

2. 李艳虹 我国股市与实体经济的关联性分析--基于协整模型的实证研究 2009(6)

本文链接：http://d.g.wanfangdata.com.cn/Periodical_ynjr201006025.aspx