劉 偉，黃少安

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)研究院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引言

金磚國家的概念源于高盛董事長Jim O’neill于2001年發(fā)布的研究報(bào)告“Build Better Global Economic BRICs”(1)O’Neill J, Goldman S. Building Better Global Economic BRICs. in Goldman Sachs Global Economics Papers, Vol. 7 (2001), p.6.，他認(rèn)為，鑒于巴西、俄羅斯、印度和中國4國在全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的獨(dú)特地位，現(xiàn)在正是建立一個(gè)世界性經(jīng)濟(jì)合作組織的最佳契機(jī)。隨著2011年南非的加入，金磚五國最終成型，它們代表著全球最重要、最有活力的5個(gè)新興市場經(jīng)濟(jì)體。自2009年以來，金磚國家定期在高級(jí)別峰會(huì)上會(huì)面，討論有關(guān)合作與發(fā)展的重要議題。目前，金磚國家已在能源、食品和技術(shù)等領(lǐng)域展開合作。此外，它們?cè)诟母锉緡鹑跈C(jī)構(gòu)的同時(shí)，還努力建立國際性金融機(jī)構(gòu)，如亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行(AIIB)和金磚國家新開發(fā)銀行(NDB)等。近20年來，金磚國家不僅實(shí)現(xiàn)了飛速的經(jīng)濟(jì)增長，而且由于人口、資源及政治制度等方面的優(yōu)勢，成為國際投資者關(guān)注的熱點(diǎn)，因此對(duì)金磚國家經(jīng)濟(jì)增長及金融市場的研究至關(guān)重要。

得益于貿(mào)易全球化與金融自由化，在過去20年里，金磚國家的GDP實(shí)現(xiàn)了高速增長。根據(jù)世界發(fā)展指標(biāo)(WDI)的數(shù)據(jù)，2000—2016年金磚國家的GDP平均增長率為5.18%，遠(yuǎn)高于世界水平3.08%。具體來說，在2000—2016年，巴西、俄羅斯、印度、中國和南非的GDP年均增長率分別為2.54%、3.88%、7.08%、9.42%和2.96%(見圖1)。同時(shí)這16年間，巴西、俄羅斯、印度、中國和南非的股市市值分別增長235.42%、18.34%、461.35%、1327.10%和365.65%。除俄羅斯外，金磚國家的股市市值均至少增長了2倍，中國甚至高達(dá)13倍。根據(jù)國際金融公司(IFC)的數(shù)據(jù)，從20世紀(jì)80年代初開始，流入新興市場的資金持續(xù)上升，即使期間發(fā)生過一系列金融危機(jī)，其上升勢頭仍未減弱。除國際資金的持續(xù)涌入之外，金磚國家股市市值的飛速擴(kuò)張還主要?dú)w因于這些國家自20世紀(jì)80年代以來不斷的金融改革，但其金融市場仍面臨著諸多問題，比如與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體相比，其市場規(guī)模偏小且在交易量與流動(dòng)性方面存在著明顯的信息不對(duì)稱。新興市場經(jīng)濟(jì)體金融市場的改革與開放過程必然伴隨著風(fēng)險(xiǎn)與挑戰(zhàn)，但是金融市場的繁榮將為國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入生機(jī)與活力；反之，不論是新興市場經(jīng)濟(jì)體還是發(fā)達(dá)國家，其金融市場都對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化十分敏感，市場參與者都容易受到經(jīng)濟(jì)信息與政策變化的影響，因此，穩(wěn)定的宏觀經(jīng)濟(jì)是金融市場發(fā)展的基本前提。宏觀經(jīng)濟(jì)與金融市場之間存在著正向的相互作用機(jī)制，明確這種機(jī)制對(duì)促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)與金融市場的發(fā)展至關(guān)重要，這也是本文研究的主要內(nèi)容。

雖然已有諸多對(duì)股票市場與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的研究，但研究對(duì)象多集中于發(fā)達(dá)國家市場，很少涉及新興市場。因此，本文選取新興市場經(jīng)濟(jì)體中最具代表性的金磚五國，通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)模型來刻畫股票市場價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的相互作用關(guān)系，以縮小理論模型與真實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行之間的差距。同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)股票市場與宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境之間相互作用關(guān)系進(jìn)行研究時(shí)，所選擇的宏觀變量都存在一定的局限性。而本文對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行了較為全面的擴(kuò)展，最終選取GDP增長率、通貨膨脹率、貨幣供應(yīng)量、實(shí)際利率、實(shí)際有效匯率5個(gè)變量為研究對(duì)象，這也在一定程度上避免了研究中可能存在的遺漏變量問題。在研究方法上，我們分別使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正模型來檢驗(yàn)金磚五國所選宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票市場價(jià)格之間存在的長期與短期動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系。本文的貢獻(xiàn)主要為以下3個(gè)方面：第一，選取新興市場經(jīng)濟(jì)體中最具代表性的五國進(jìn)行研究，是對(duì)已有研究對(duì)象的拓展和完善；第二，在已有研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建了更為全面的宏觀經(jīng)濟(jì)變量集合，全方位展現(xiàn)國家的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行；第三，分別從長期和短期對(duì)股票市場價(jià)格和宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的相互作用關(guān)系進(jìn)行研究，以對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)行更精確的刻畫。

全文結(jié)構(gòu)安排如下：第一節(jié)介紹問題背景后，提出相應(yīng)問題，并概述本文創(chuàng)新點(diǎn)，第二節(jié)梳理了相關(guān)研究進(jìn)展，第三節(jié)針對(duì)所研究問題進(jìn)行理論建模，并針對(duì)模型選取合適的變量與數(shù)據(jù)，第四節(jié)針對(duì)所建立的模型，利用現(xiàn)有數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，最后一節(jié)進(jìn)行總結(jié)并給出政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

盡管人們普遍認(rèn)為股市收益的波動(dòng)是由宏觀經(jīng)濟(jì)變量所驅(qū)動(dòng)的，但在過去幾十年中，學(xué)者們一直在嘗試如何更好地將相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量納入理論模型以更精確地模擬股市收益與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，以及如何定性定量地衡量二者的相互作用程度。早期關(guān)于股票市場價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境關(guān)系的研究主要關(guān)注發(fā)達(dá)國家市場，特別是美國和歐盟國家。Fama是第一個(gè)明確指出二者之間關(guān)系的學(xué)者，他在發(fā)表于1981年的文章中指出：不管是普通股還是債券市場，實(shí)際的預(yù)期收益率都是由實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門決定的。Ross提出的套利定價(jià)理論為研究股市和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的相互作用關(guān)系提供了理論支持(2)Ross S A. The arbitrage theory of capital asset pricing. in Journal of Economic Theory, Vol.13 (1976), pp.341-360.。在此基礎(chǔ)上，Chen，Roll和Ross利用美國1958—1984年的數(shù)據(jù)，探討了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀態(tài)變量對(duì)股票市場收益的系統(tǒng)性影響及其對(duì)資產(chǎn)定價(jià)的影響(3)Chen N F, Roll R, Ross S A. Economic Forces and the Stock Market. in Journal of Business, Vol.59 (1986), pp.383-403,pp.383-403.，他們的主要結(jié)論是：長短期利差、預(yù)期和非預(yù)期的通貨膨脹、工業(yè)生產(chǎn)以及高低級(jí)債券利差4個(gè)變量將會(huì)給股票市場收益帶來系統(tǒng)性影響。Beenstock和Chan提出了4個(gè)能夠有效解釋英國債券市場收益的風(fēng)險(xiǎn)因素，分別為利率、燃料和材料成本、貨幣供給和通貨膨脹(4)Beenstock M, Chan K F. Economic Forces In The London Stock Market. in Oxford Bulletin of Economics & Statistics, Vol.50 (1988), pp.27-39.。Poon和Taylor經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，Chen等所提出的宏觀經(jīng)濟(jì)變量僅適用于美國的股票市場，將其應(yīng)用于英國股市并不能得到有效的實(shí)證結(jié)果，因此要驗(yàn)證英國股市與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系還要尋找新的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。近年來，關(guān)于二者關(guān)系的研究已經(jīng)擴(kuò)展到其他國家市場(5)Poon S, Taylor S J. Macroeconomic Factors And The UK Stock Market. in Journal of Business Finance & Accounting, Vol.18 (2010), pp.619-636.。Chaudhuri和Smiles使用多變量協(xié)整模型對(duì)股票價(jià)格和GDP、私人消費(fèi)、貨幣供給以及澳大利亞市場的原油價(jià)格這4個(gè)宏觀變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)二者之間存在長期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系并且指出股票市場價(jià)格的波動(dòng)源于對(duì)長期均衡的偏離與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)狀態(tài)的變化(6)K. Chaudhuri, S. Smiles. Stock market and aggregate economic activity: evidence from Australia. in Applied Financial Economics, Vol.14 (2004), pp.121-129.。Khan，Tantisantiwong，F(xiàn)ifield and Power以1998—2012年間南亞股票市場與國內(nèi)、區(qū)域以及全球三個(gè)范圍內(nèi)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，指出南亞金融市場并非有效市場，而且國內(nèi)經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股市的影響不顯著(7)Khan M N, Tantisantiwong N, Fifield S G M, et al. The relationship between South Asian stock returns and macroeconomic variables. in Applied Economics, Vol.47 (2015), pp.1298-1313.。

在研究方法上，協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與分析方法的發(fā)展為研究股票市場與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系提供了有力的理論支持。自20世紀(jì)80年代以來，學(xué)者還致力于在此基礎(chǔ)上探究協(xié)整變量之間存在的長期均衡關(guān)系與短期因果關(guān)系。在Chen，Roll和Ross(8)Chen N F, Roll R, Ross S A. Economic Forces and the Stock Market. in Journal of Business, Vol.59 (1986), pp.383-403,pp.383-403.所得結(jié)論的基礎(chǔ)上，Granger首次通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證其理論的有效性(9)Granger C W J. Some recent development in a concept of causality. in Journal of Econometrics, Vol.39 (1988), pp.199-211.。隨后，Johansen和Juselius進(jìn)一步對(duì)協(xié)整模型估計(jì)和檢驗(yàn)過程中存在的問題進(jìn)行改進(jìn)，最終有效地證明：如果一組變量的單整階數(shù)是相同的并且線性組合是平穩(wěn)的，那么這組變量是協(xié)整的，而且這種線性組合可視為變量之間的長期均衡關(guān)系；最后他們利用丹麥和芬蘭的貨幣需求數(shù)據(jù)對(duì)該理論進(jìn)行了有效驗(yàn)證(10)Johansen S, Juselius K. The Full Information Maximum Likelihood Procedure for Inference on Cointegration -With Application. in Oxford Bulletin of Economics & Statistics, Vol.52 (1990), p.306.。隨后Johansen和Juselius的理論與方法被廣泛應(yīng)用于確定變量間的協(xié)整關(guān)系以及協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。 Chittedi利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)及向量誤差修正模型驗(yàn)證了金磚國家與美國、英國及日本這些發(fā)達(dá)國家股票市場之間存在的協(xié)整關(guān)系，而且兩種市場中存在相同的短期調(diào)整和長期均衡趨勢(11)Chittedi K R. Interdependence of Global Stock Markets with Special Reference to BRIC Countries. in Social Science Electronic Journal, Vol.7 (2010), p.3.。Colombage和Halabi利用向量誤差修正模型研究了五個(gè)新興市場經(jīng)濟(jì)體的實(shí)際GDP、股票權(quán)益、公司債券及私人部門的銀行信貸之間存在的短期和長期關(guān)系，結(jié)果表明：韓國、菲律賓和泰國的經(jīng)濟(jì)增長與金融市場發(fā)展之間存在單向的長期因果關(guān)系，但是中國與印度尼西亞還存在由金融市場到經(jīng)濟(jì)增長的反饋?zhàn)饔?12)Colombage S R N, Halabi A K. Asymmetry of Information and the Finance-Growth Nexus in Emerging Markets: Empirical Evidence Using Panel VECM Analysis. in Journal of Developing Areas, Vol.46 (2012), pp.133-146.。

三、理論模型及數(shù)據(jù)來源

本文利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正模型，研究金磚國家中宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票市場收益之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。向量誤差修正模型是一種全信息的最大似然估計(jì)模型，可以僅通過一步過程來檢驗(yàn)系統(tǒng)中的協(xié)整關(guān)系且不需要對(duì)特定變量進(jìn)行正態(tài)化處理，這就有效地避免了誤差的迭代；另外，該模型還不需要提前進(jìn)行變量的內(nèi)生性或外生性假設(shè)。向量誤差修正模型如下所示：

(1)

表1 變量定義

根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)與金磚五國宏觀經(jīng)濟(jì)和股票市場的實(shí)際運(yùn)行狀況，本文最終選擇股票市場價(jià)格變量與上述五個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量，選取2000—2016年間的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。股票市場價(jià)格選擇各國股票市場價(jià)格指數(shù)期末收盤價(jià)，股指代表選擇如下：巴西為IBOVESPA指、俄羅斯為RTSI指數(shù)、印度為SENSEX指數(shù)、中國為SSE指數(shù)、南非為FTSE / JSE TOP40指數(shù)。股指數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫，其余的宏觀經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)均來自世界銀行的世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫(WDI)。針對(duì)原數(shù)據(jù)中的年度數(shù)據(jù)值，我們采取SAS/ETS擴(kuò)展過程將其轉(zhuǎn)變?yōu)樵露葦?shù)據(jù),同時(shí)為了接下來研究的方便，上述所有數(shù)據(jù)都處理為自然對(duì)數(shù)形式。

四、實(shí)證分析

(一)長期關(guān)系

首先，我們使用Augmented Dickey-Fuller檢驗(yàn)(Said & Dickey，1984)(13)Said S E , Dickey D A . Testing for unit roots in autoregressive-moving average models of unknown order. in Biometrika, Vol.71 (1984), pp.599-607.和Phillips & Perron檢驗(yàn)(Phillips & Perron，1988(14)Peter C. B. Phillips and Pierre Perron. Testing for a Unit Root in Time Series Regression. in Biometrika, Vol.75 (1988), pp.335-346.; Perron，1989(15)Perron P . Trends and random walks in macroeconomic time series: Further evidence from a new approach. in Journal of Economic Dynamics and Control, Vol.12 (1988), pp.297-332.)來判斷所選數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。上述兩種單位根檢驗(yàn)的具體過程不再贅述，表2中給出了對(duì)一階差分后的數(shù)據(jù)以帶有常數(shù)項(xiàng)及時(shí)間趨勢的標(biāo)準(zhǔn)回歸方程進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，一階差分后的數(shù)據(jù)至少在5%顯著水平上拒絕單位根原假設(shè)，但在未經(jīng)一階差分的原數(shù)據(jù)無法拒絕原假設(shè)(該檢驗(yàn)結(jié)果略)。因此，在后續(xù)實(shí)證檢驗(yàn)中我們將使用一階差分后的數(shù)據(jù)，其為一階單整時(shí)間序列，即I(1)。

然后，在確定協(xié)整向量的個(gè)數(shù)之前，我們要先明確向量自回歸系統(tǒng)的滯后階數(shù)。根據(jù)LR檢驗(yàn)的結(jié)果可知在巴西、俄羅斯、印度、中國和南非五國的模型中，滯后階數(shù)分別為6、8、3、7、5。同時(shí)根據(jù)Johansen的研究(16)Johansen S. Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models. in Econometrica, Vol.59 (1991), pp.1551-1580.，為提高模型設(shè)定的準(zhǔn)確性，我們還需要確定協(xié)整方程系統(tǒng)的具體組成部分。由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知：巴西、俄羅斯和南非3國中，數(shù)據(jù)存在確定的趨勢性但協(xié)整向量中不存在常數(shù)項(xiàng)，而印度和中國的模型設(shè)定中不但要表現(xiàn)確定的趨勢還需引入常數(shù)項(xiàng)。由此可以推測各國在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和社會(huì)環(huán)境上的差異可能導(dǎo)致了上述模型設(shè)定中的不同：中國和印度在人口和工業(yè)結(jié)構(gòu)上存在較多的相似點(diǎn)，且兩國的政治與社會(huì)環(huán)境相對(duì)穩(wěn)定，所以模型設(shè)定與其他3國存在差異。最后，我們利用極大似然估計(jì)得到λtrace和λmax，以此來判斷向量自回歸系統(tǒng)中協(xié)整變量的個(gè)數(shù)，λtrace和λmax統(tǒng)計(jì)量如表4所示。Johansen和Juselius強(qiáng)調(diào)，若λtrace和λmax兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量所代表的含義發(fā)生沖突時(shí)，優(yōu)先選擇使用λtrace統(tǒng)計(jì)量(17)Johansen S, Juselius K. The Full Information Maximum Likelihood Procedure for Inference on Cointegration -With Application. in Oxford Bulletin of Economics & Statistics, Vol.52 (1990), p.306.。因此，我們可以得知：南非的數(shù)據(jù)模型中有4個(gè)協(xié)整向量，巴西、俄羅斯和印度有3個(gè)、中國有2個(gè)、南非有4個(gè)，也就是說在5%的顯著性水平上5個(gè)國家的股票市場價(jià)格和宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間均存在協(xié)整關(guān)系。最后，表5中的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)說明各國家的殘差中均不存在序列相關(guān)性。

綜合上述的檢驗(yàn)結(jié)果可知，所選的時(shí)間序列數(shù)據(jù)均是一階單整的，而且在每個(gè)國家中都是存在協(xié)整關(guān)系，也就是說5個(gè)國家中的股票市場價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間均存在長期關(guān)系。我們將以此為基礎(chǔ)使用向量誤差模型來進(jìn)一步探究股市價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)之間是否存在短期的因果關(guān)系。

表2 單位根檢驗(yàn)(一階差分?jǐn)?shù)據(jù))

注：1.模型1設(shè)定為具有非零均值，而模型2具有非零均值和線性趨勢。

2.ADF 檢驗(yàn)的之后階數(shù)由AIC確定，PP檢驗(yàn)的滯后項(xiàng)由Schwert準(zhǔn)則確定。

3.*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。

表3 協(xié)整模型構(gòu)成部分的檢驗(yàn)：trace統(tǒng)計(jì)量

注：1.模型1設(shè)定為僅存在截距項(xiàng)，模型2設(shè)定僅為存在確定趨勢，模型3設(shè)定為既存在截距項(xiàng)又存在確定趨勢。

2.每個(gè)國家模型中對(duì)應(yīng)的滯后階數(shù)由LR檢驗(yàn)確定。

3.**表示在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

表4 協(xié)整向量數(shù)量的檢驗(yàn)

注：**表示在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

表5 殘差中序列相關(guān)性檢驗(yàn)

注：滯后階數(shù)由試錯(cuò)法確定。

(二)短期關(guān)系

短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的方程系統(tǒng)如下所示：

其中，P1、P2、P3、P4、P5、P6表示滯后期數(shù)，t表示相應(yīng)時(shí)間序列中的年份，εt是正態(tài)分布的隨機(jī)誤差項(xiàng)，具有零均值和有限的異質(zhì)方差。如果所選取時(shí)間序列數(shù)據(jù)僅一階單整而不協(xié)整，則誤差修正項(xiàng)將被移除模型方程；當(dāng)時(shí)間變量數(shù)據(jù)一階單整且協(xié)整時(shí)，上述模型方程才具有實(shí)際意義。ECT項(xiàng)是來自協(xié)整方程的誤差修正項(xiàng)，代表變量間的長期動(dòng)態(tài)關(guān)系，各差分項(xiàng)代表變量間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。因此根據(jù)上述誤差修正方程系統(tǒng)，我們可以同時(shí)檢驗(yàn)變量間的長期和短期因果關(guān)系，長期因果關(guān)系通過滯后的誤差修正項(xiàng)的t檢驗(yàn)判斷，而短期因果關(guān)系由各差分項(xiàng)的F檢驗(yàn)判斷，結(jié)果如表6所示。

表6 誤差修正模型估計(jì)與Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：1.*，**，***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)。

2.方括號(hào)中的值表示F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的概率。

3.括號(hào)中的數(shù)值代表t-統(tǒng)計(jì)量。

分析表6我們可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)GDP增長率的差分項(xiàng)為因變量時(shí)，在5個(gè)國家的模型中其對(duì)應(yīng)的誤差修正滯后項(xiàng)均在5%的水平上顯著，說明GDP增長率與其他任意自變量間均存在長期均衡關(guān)系，當(dāng)其他任何變量發(fā)生改變時(shí)，GDP增長率始終存在一個(gè)收斂于長期均衡路徑的趨勢以應(yīng)對(duì)變化。具體來說，當(dāng)出現(xiàn)相對(duì)于長期均衡關(guān)系的任何偏離時(shí)，GDP增長率將迅速調(diào)整以修正偏離。比如，俄羅斯的模型中該修正率最高為56%，這就意味著當(dāng)出現(xiàn)相對(duì)于長期均衡關(guān)系的任何偏離時(shí)，56%的偏離將在下一年得到修正。其他4國同樣存在相似的誤差修正過程，其修正率如下所示：巴西為37%、印度為29%、中國為29%、南非為16%。但是，除GDP外的任何變量做因變量時(shí)，5個(gè)國家的模型中誤差修正滯后項(xiàng)系數(shù)均不顯著，則股票市場價(jià)格變量與其他4個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量均不具備修正偏離的作用。綜合上述結(jié)果，我們可以知道GDP增長率能夠修正對(duì)長期均衡的偏離，而其他宏觀變量將在偏離發(fā)生時(shí)自由演化。

除了通過誤差修正滯后項(xiàng)得到的長期Granger因果關(guān)系外，我們還檢驗(yàn)了6個(gè)所選變量之間的短期Granger因果關(guān)系，結(jié)果如表7所示。我們可以發(fā)現(xiàn)，在5個(gè)國家的模型中所有的宏觀經(jīng)濟(jì)變量均是股票市場價(jià)格變量的Granger因，說明金磚五國的股票市場價(jià)格均是宏觀經(jīng)濟(jì)變量歷史值與現(xiàn)在值的函數(shù)，宏觀經(jīng)濟(jì)變量構(gòu)成了未來股票市場價(jià)格的信息集。表中還顯示了股票市場價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量以及各宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的相互作用關(guān)系，有效地論證了股票市場價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間基本理論。值得注意的是，5個(gè)國家的模型中也存在股市價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在雙向的因果關(guān)系，說明股票市場價(jià)格也可以成為影響宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的因素。

(三)新息核算

最后，我們進(jìn)行新息核算(Innovation Accounting)來分析上述模型中變量自身和其他變量的單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)各內(nèi)生變量當(dāng)前及未來的影響。本文選取廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)GIRF，其優(yōu)勢在于不依賴于模型中變量排序，能夠有效地追蹤內(nèi)生變量對(duì)一次性沖擊的原始響應(yīng)，圖2—6分別表示5個(gè)國家的廣義脈沖響應(yīng)分析。圖2分別顯示了巴西模型中GDP、SPI、CPI、MON、RIR、EER等6個(gè)變量對(duì)自身和其他變量單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)程度與時(shí)間長度。其中，股票市場價(jià)格變量既會(huì)受到來自自身沖擊的影響，也會(huì)受到來自其他變量沖擊的影響。但對(duì)來自自身沖擊的響應(yīng)最為強(qiáng)烈，且股票市場對(duì)所有變量沖擊的響應(yīng)呈現(xiàn)出一定的周期性，最終在5年后穩(wěn)定下來。宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)來自股票市場沖擊的響應(yīng)也呈現(xiàn)周期性特征，響應(yīng)在第2—3年上升至最高值，在5年后趨于穩(wěn)定。

表7 短期格蘭杰因果關(guān)系總結(jié)

注：<=>表示雙向因果關(guān)系，=>表示單向因果關(guān)系。

其余4國股票市場對(duì)自身和其他變量沖擊的響應(yīng)與圖2巴西的情形相似，但宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)來自股票市場沖擊的響應(yīng)有所不同。俄羅斯股票市場對(duì)GDP、CPI和MON的影響相似，均周期性波動(dòng)至第3年達(dá)到最低值，而對(duì)RIR和EER的影響在第2—3年為最高值，對(duì)宏觀變量的影響均在第5年后趨于平穩(wěn)。印度股票市場對(duì)GDP、MON和RIR的周期性影響在第2年升至最高值，對(duì)CPI的影響在第5年達(dá)到最高點(diǎn)，對(duì)EER的影響下降至第3年達(dá)到最低點(diǎn)，對(duì)宏觀變量的影響均在第5年后趨于平穩(wěn)。中國股票市場對(duì)GDP的影響上升至第3年達(dá)到最高點(diǎn)，對(duì)CPI的影響前2年先下降后在第4年升至最高點(diǎn)，對(duì)MON的影響持續(xù)降至第4年達(dá)到最低點(diǎn)，對(duì)RIR和EER的影響周期性波動(dòng)分別第5年和第4年達(dá)到最高值，股票市場對(duì)宏觀變量的影響均在第5年后趨于平穩(wěn)。南非股票市場對(duì)GDP、CPI、RRI和EER的周期性影響均在第2 年升至最高點(diǎn)，對(duì)MOM的影響持續(xù)下降至第4年達(dá)到最低值，對(duì)宏觀變量的影響均在第5年后趨于平穩(wěn)。

圖2 巴西廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖3 俄羅斯廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖4 印度廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖6 南非廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

五、總結(jié)與展望

本文的研究目的是檢驗(yàn)金磚五國股票市場價(jià)格與一系列宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性，主要特點(diǎn)是在已有研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建了更為全面的宏觀經(jīng)濟(jì)變量集合對(duì)新興市場進(jìn)行分析，是對(duì)以往研究的拓展和完善。我們使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)變量間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，利用向量誤差修正模型來檢驗(yàn)變量間是否存在短期因果關(guān)系。首先，我們發(fā)現(xiàn)股票市場價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在一個(gè)長期均衡關(guān)系，具體來說，GDP增長率始終存在一個(gè)收斂于長期均衡路徑的趨勢以應(yīng)對(duì)變化，這是修正相對(duì)長期均衡偏離的有效機(jī)制，但是其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量并不具備這樣的修正能力。然后，從短期來看，我們得到了一個(gè)由股票市場價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間因果關(guān)系的網(wǎng)絡(luò)，既存在單向也存在雙向關(guān)系。從單向因果關(guān)系來看，金磚五國的模型中所有的宏觀經(jīng)濟(jì)變量均是股票市場價(jià)格變量的Granger因，說明通過宏觀經(jīng)濟(jì)變量的歷史值與現(xiàn)在值能有對(duì)未來的股票市場價(jià)格進(jìn)行預(yù)測，這也是對(duì)已有理論的有效論證。5個(gè)國家的模型中股市價(jià)格與部分宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在雙向的因果關(guān)系，說明股票市場價(jià)格也可以成為影響宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的因素。我們以此推斷，金融市場既能夠提供資本又可以分散風(fēng)險(xiǎn)，可以對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供有力支持。最后，我們利用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行新息核算，其結(jié)果表明：金磚五國股票市場價(jià)格變量既會(huì)受到來自自身沖擊的影響，也會(huì)受到來自其他變量沖擊的周期性影響，最終在5年后穩(wěn)定下來。宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)來自股票市場沖擊的響應(yīng)也呈現(xiàn)周期性特征，其在5個(gè)國家中呈現(xiàn)出不同的特征。

已有研究已經(jīng)充分論證了宏觀經(jīng)濟(jì)變量可以預(yù)測股市表現(xiàn)，一定程度上說明金融部門是根據(jù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的需求而發(fā)展的。在這種理論中，金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的被動(dòng)結(jié)果，但并非出于自身的主動(dòng)發(fā)展需求。但是根據(jù)本文的研究結(jié)果，短期內(nèi)股票市場也會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生影響，所以促進(jìn)金融市場的發(fā)展也會(huì)對(duì)一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生積極作用，這也是本文論證上的創(chuàng)新點(diǎn)所在。

為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，金磚國家應(yīng)進(jìn)行金融開放、發(fā)展金融市場、鼓勵(lì)金融創(chuàng)新、完善金融法律法規(guī)、提高從業(yè)人員素質(zhì)、加強(qiáng)國家間的金融互助與合作，為經(jīng)濟(jì)增長注入新的活力。結(jié)合上述結(jié)論本文給出以下政策建議：第一，金磚國家作為最具代表性的發(fā)展中國家，其金融開放一定是一個(gè)適度的、循序漸進(jìn)的過程。由拉美及東南亞國家金融危機(jī)的經(jīng)驗(yàn)和教訓(xùn)可知，被動(dòng)的、與超越一國金融發(fā)展程度的金融開放與自由化，將會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重的金融風(fēng)險(xiǎn)，引起金融系統(tǒng)的動(dòng)蕩。在當(dāng)前的“逆全球化”與“貿(mào)易保護(hù)主義”的背景下，金磚國家更應(yīng)該客觀地認(rèn)識(shí)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以國家整體經(jīng)濟(jì)實(shí)力的提升為基礎(chǔ)和前提，審慎對(duì)待資本市場開放、利率匯率市場化等挑戰(zhàn)；第二，金磚國家的金融市場仍處在新興起步階段，金融過度創(chuàng)新與市場狂熱極易引發(fā)嚴(yán)重的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，因此金磚國家金融市場的完善和產(chǎn)品創(chuàng)新應(yīng)遵循由內(nèi)而外、為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)的原則，順應(yīng)本國經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展的需求，以降低系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)為根本出發(fā)點(diǎn)，維持良好的市場秩序、防范金融風(fēng)險(xiǎn)和危機(jī)、維護(hù)政治與社會(huì)的穩(wěn)定，為國家經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展奠定基礎(chǔ)。