胥茜婭

摘 要：以上證綜合指數(shù)作為衡量股價波動的指標，選取居民消費價格指數(shù)、生產(chǎn)者物價指數(shù)、廣義的貨幣供應量等指標作為影響股市波動的宏觀經(jīng)濟因素指標，采用月度數(shù)據(jù)對以上序列進行回歸分析。結(jié)果表明生產(chǎn)者物價指數(shù)、工業(yè)增加值、滯后一期的上證綜指等都對股價指數(shù)產(chǎn)生影響，反映中國股票市場與宏觀經(jīng)濟之間的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：上證綜合指數(shù)；宏觀經(jīng)濟因素；多元線性回歸

中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）27-0107-02

宏觀因素與股票價格之間的關(guān)系一直是金融經(jīng)濟領(lǐng)域國內(nèi)外學者廣泛關(guān)注的一個問題。股票市場與宏觀經(jīng)濟之間的運行存在同步性，股市具有宏觀經(jīng)濟的“晴雨表”功能。以宏觀因素作為一項技術(shù)指標，通過宏觀因素對股價指數(shù)的影響分析，對中國金融業(yè)的可持續(xù)發(fā)展、乃至中國經(jīng)濟的發(fā)展具有深遠意義。

一、數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

（一）變量定義

根據(jù)國內(nèi)外學者對股票市場與宏觀經(jīng)濟之間關(guān)系的研究成果，結(jié)合中國股票市場的實際情況，選取上證綜合指數(shù)（SZZZ）作為衡量股價波動的指標，居民消費價格指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）、一年期上海銀行間同業(yè)拆放利率（SHIBOR）、廣義的貨幣供應量（M2）、財政收入（CZSR）、財政支出（CZZC）、工業(yè)增加值（GYZJ）作為影響股市波動的宏觀經(jīng)濟因素指標。

1.被解釋變量。上證綜合指數(shù)（SZZZ）。選取這一指標作為被解釋變量主要是由于滬深股票市場具有相同的社會經(jīng)濟環(huán)境，其交易制度、上市公司結(jié)構(gòu)等具有高度的同質(zhì)性。同時，綜合指數(shù)能從總體上全面地反映交易所上市股票價格的變動情況，與宏觀經(jīng)濟運行有著密切的關(guān)系。

2.解釋變量。（1）居民消費價格指數(shù)（CPI）。居民消費價格指數(shù)是反映居民家庭一般所購買的消費商品和服務價格水平變動情況的宏觀經(jīng)濟指標，其變動率在一定程度上反映了通貨膨脹或緊縮的程度。CPI的高低間接影響股票市場的變化，CPI上漲過快，央行會要采取加息來平抑上漲所帶來的貨幣貶值，而加息將會對資金的流動性起到相當大的抑制作用，從而降低股市股價估值水平。同時，CPI上漲將加大居民消費成本，打擊居民消費和投資信心，促使投資者將資金從股市撤離。（2）生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）。生產(chǎn)價格指數(shù)是衡量工業(yè)企業(yè)產(chǎn)品出廠價格變動趨勢和變動程度的指數(shù)，反映了某一時期生產(chǎn)領(lǐng)域價格的變動情況，是重要的經(jīng)濟指標。它也是制定有關(guān)經(jīng)濟政策和國民經(jīng)濟核算的重要依據(jù)。（3）一年期上海銀行間同業(yè)拆放利率（SHIBOR）。在影響股價變動的金融因素中，利率是影響股價的基本因素，其對股價變動有著重要的影響。利率降低，企業(yè)的利息支出減少，盈利增加。同時也降低了貨幣的持有成本，使居民由儲蓄轉(zhuǎn)向投資，促使股價上漲。本文采用一年期上海銀行間同業(yè)拆放利率。（4）廣義的貨幣供應量（M2）。貨幣供應量的實際水平及其變動是國家制定貨幣政策的依據(jù)。貨幣供應量增加，流通中的現(xiàn)金流增加，從而上市公司貼現(xiàn)率得到提高，企業(yè)籌資成本降低，預期收益增加，股價上升。同時，貨幣供應量的增加，意味著國家將實行擴張經(jīng)濟政策，股市預收益增加，股價上升。本文采用廣義的貨幣供應量M2為自變量。（5）財政收入（CZSR）、財政支出（CZZC）。財政政策是國家根據(jù)一定時期政治、經(jīng)濟及社會發(fā)展的任務而規(guī)定的財政工作的指導原則，通過財政支出與稅收政策的變動來影響和調(diào)節(jié)總需求。財政政策分為松動與緊縮兩種，松動的財政政策可刺激企業(yè)投資、減少成本、提高利潤。同時增加居民收入、促進消費，降低交易成本，股價上升。相反，緊縮的財政政策會使股價下跌。（6）工業(yè)增加值（GYZJ）。本文選取工業(yè)增加值（GYZJ）代表國家宏觀經(jīng)濟運行水平，之所以不選GDP這一指標，因為雖然GDP能概括國家宏觀經(jīng)濟的總體情況，但具有一定的局限性。而中國正處于工業(yè)化進程中，工業(yè)企業(yè)在中國上市公司的構(gòu)成中占主導地位，因此使用工業(yè)增加值這一指標。

（二）樣本數(shù)據(jù)來源

樣本區(qū)間為2008年1月至2013年12月，使用月度數(shù)據(jù)，其中上證綜合指數(shù)、財政收入、財政支出、廣義的貨幣供應量數(shù)據(jù)來源于萬德數(shù)據(jù)庫，居民消費價格指數(shù)、生產(chǎn)者物價指數(shù)、一年期上海銀行間同業(yè)拆放利率、工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局和銳思數(shù)據(jù)庫。

（三）計量方法及模型建立

本文采用最小二乘法（OLS）進行多元線性回歸分析，采用的分析軟件為Eviews6.0。因為本文使用的數(shù)據(jù)為時間序列的月度數(shù)據(jù)，所以在實證分析前先用Eviews對序列進行季節(jié)調(diào)整。本文對CPI、PPI、CZSR、CZZC、GYZJ這幾組數(shù)據(jù)采用X-12 方式消除季節(jié)性影響。

本文采用回歸分析的方法把上述七個指標與上證綜合指數(shù)聯(lián)系起來，建立一個多元線性回歸模型：SZZZ=C+β1CPI_SA+β2PPI_SA+β3CZSR_SA+β4CZZC_SA+β5GYZJ_SA+β6M2+β7SHIBOR

二、實證分析

（一）異方差檢驗

采用懷特（White）檢驗對回歸模型進行異方差檢驗。由檢驗結(jié)果并查表可知，nR2=54.82大于χ2

0.05（7），因此認為該回歸模型存在異方差性。為了消除模型的異方差性，對模型的應變量SZZZ和部分自變量CZSR_SA、CZZC_SA、M2取對數(shù)。再次檢驗異方差性，發(fā)現(xiàn)模型已不存在異方差性。

（二）自相關(guān)檢驗

根據(jù)模型的DW值1.34，發(fā)現(xiàn)模型存在自相關(guān)性。再對模型進行序列相關(guān)的LM檢驗，發(fā)現(xiàn)RESID（-1）的Prob值為0.0074，表明該模型存在一階自相關(guān)性。根據(jù)自相關(guān)性產(chǎn)生的原因，可猜想模型中可能遺漏了重要的解釋變量。通過讀取文獻可知股價指數(shù)的未來走勢受前期股價指數(shù)的影響，也就是說歷史信息會對當前的股價指數(shù)產(chǎn)生一定程度的影響。因此在模型的解釋變量中加入被解釋變量lnSZZZ的滯后1期，再次檢驗模型的自相關(guān)性發(fā)現(xiàn)模型已不存在自相關(guān)。endprint

（三）多重共線性檢驗

采用解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣方法對模型進行多重共線性的檢驗。一般認為：兩個變量之間的相關(guān)系數(shù)大于0.8時存在多重共線性。由檢驗得到的相關(guān)系數(shù)矩陣可以得到：CPI_SA與PPI_SA之間相關(guān)系數(shù)為0.848999，LNCZSR_SA與LNCZZC_SA之間相關(guān)系數(shù)為0.915633，LNM2與LNCZSR_SA之間相關(guān)系數(shù)為0.969605，LNM2與LNCZZC_SA之間為0.948033。以上數(shù)據(jù)說明這些變量之間存在多重共線性。

為了解決模型的多重共線性，利用相關(guān)系數(shù)矩陣提供的解釋變量之間互替代性的信息，對模型中可被其他變量解釋的變量進行剔除。通過比較，剔除了CPI_SA、LNCZZC_SA、LNCZSR_SA，得到最終模型。

（四）回歸結(jié)果

該模型回歸結(jié)果R-squared=0.819408，Adjusted R-squared=

0.805516，回歸方程的擬合效果較好。F值為58.98550，Prob（F-statistic）為0.000000，說明樣本模型能夠很好地反映總體，模型總體擬合程度較高，對股指解釋較好。最終得到模型如下：

LNSZZZ=1.866105-0.006425PPI_SA-0.039180LNM2+

0.014491GYZJ_SA-0.003820SHIBOR+0.699715LNSZZZ（-1）

三、分析與總結(jié)

（一）模型結(jié)果分析

在5%的顯著性水平下，進行相關(guān)系數(shù)的顯著性檢驗，結(jié)合上述實證分析，結(jié)果顯示，在樣本區(qū)間內(nèi)，生產(chǎn)者物價指數(shù)對上證綜合指數(shù)的影響是顯著的，呈負相關(guān)。這是符合經(jīng)濟規(guī)律的，PPI上漲，將加大企業(yè)采購成本，在原材料價格上漲且不能有效轉(zhuǎn)嫁給消費者的前提下，企業(yè)利潤將會減少。對上市公司而言，利潤減少，對股東回報也會減少。股市人氣就會渙散，從而壓制大盤和股價表現(xiàn)。

工業(yè)增加值對上證綜合指數(shù)的影響也是顯著的，呈正相關(guān)。從模型可以看出，工業(yè)增加值增加1個單位時，上證綜合指數(shù)將增長1.4491%。股價指數(shù)波動與經(jīng)濟增長的一般是同步的，經(jīng)濟的高速增長引起資本規(guī)模擴張，從而企業(yè)利潤、收益率提高，因而股價上漲。

上證綜合指數(shù)的滯后一期與其當期也呈現(xiàn)正相關(guān)，說明歷史信息會對當前的股價指數(shù)產(chǎn)生一定程度的影響。

從最終的模型可以看出，廣義的貨幣供應量對上證綜合指數(shù)的影響是不顯著的。貨幣供應量的符號為負，也就是說貨幣供應量與股價指數(shù)呈負相關(guān)，這與一般的經(jīng)濟理論是大相徑庭的，但與中國的現(xiàn)狀相符。中國貨幣政策存在較長的時滯，貨幣供應量的增加并未增加股市中的現(xiàn)金流。同時貨幣供應量的增加，增加了通貨預期，增大居民持有貨幣的預防動機，貨幣滯留在流通之外減少了股市中的現(xiàn)金流，抑制了股價的增加。

一年期上海銀行間同業(yè)拆放利率對上證綜合指數(shù)的影響同樣是不顯著的。SHIBOR是中國市場中貨幣流動性的標尺。然而，中國是典型的“利率雙軌制”，即管制利率和市場化利率。這種環(huán)境下，SHIBOR報價機制不完善，不能真實地反映出貨幣的流動性。其次由于中國信用拆借市場、回購市場上的長端交易規(guī)模相比中短端大為減少，導致了一年期的SHIBOR缺乏實際交易支持。

（二）總結(jié)

從貨幣供應量的實證分析可以看出，貨幣政策對資產(chǎn)價格的干預不能達到預期的效果。需要完善金融監(jiān)管體系，構(gòu)建良好的外部環(huán)境，引導投資者市場投資行為的理性化。針對SHIBOR長期缺乏實際交易支持的情況，應大力發(fā)展中長期SHIBOR與相應的貨幣市場交易。在完善利率報價機制方面，監(jiān)管層及時有效地跟蹤報價行的報價，建立獎懲機制。同時，政府應加快利率的市場化改革，促進貨幣市場與資本市場互動，使其協(xié)調(diào)發(fā)展。

參考文獻：

[1] 王海俠.股價指數(shù)、消費、利率之間的聯(lián)動性分析[J].東北財經(jīng)大學學報，2002，（6）.

[2] 馬進，關(guān)偉.中國股票市場與宏觀經(jīng)濟關(guān)系的實證分析[J].財經(jīng)問題研究，2006，（8）.

[3] 閆兆虎.中國股市影響因素分析[J].時代金融，2011，（4）.

[4] 徐晶，韓偉.影響中國股價指數(shù)的宏觀經(jīng)濟因素分析[J].中國外資，2011，（22）.

[責任編輯 陳麗敏]endprint