1、中國股市指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的實(shí)證研究論文導(dǎo)讀:：本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整理論、誤差修正模型及方差分析等方法對(duì)中國股市與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。實(shí)證結(jié)果說明，上證綜合指數(shù)與消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)以及銀行同業(yè)拆借利率互為Granger原因。而上證綜合指數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)的Granger原因。短期看，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)對(duì)上證綜合指數(shù)有正向影響，而國房景氣指數(shù)和銀行同業(yè)拆借利率對(duì)上證綜合指數(shù)那么有負(fù)向的影響。長期看，宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)和匯率指數(shù)與上證綜合指數(shù)呈反向變動(dòng)關(guān)系，而消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)、銀行間同業(yè)拆借利率與上證綜合指數(shù)呈現(xiàn)同向變動(dòng)關(guān)系。最后，文章對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行

2、初步的分析。論文關(guān)鍵詞：股市，宏觀經(jīng)濟(jì)變量，協(xié)整檢驗(yàn)，方差分解一、引言越來越多的優(yōu)質(zhì)公司希望通過發(fā)行股票的方式籌集資金，據(jù)WIND數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)，截止2021年6月30日底，滬深兩市上市公司總數(shù)已經(jīng)從2000年的1088家增長至2021年的1891家，總市值達(dá)245593.70億元，占2021年全年GDP總量的73.23%。近幾年來，IPO發(fā)行速度有所加快，但受宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)影響明顯，2021年-2021年由于金融危機(jī)影響，期間僅發(fā)行168家。隨著宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)有所好轉(zhuǎn)，IPO速度開始加快，從2021年1月至2021年6月底，滬深兩市新上市公司已達(dá)173家。在國內(nèi)，由于現(xiàn)有投資渠道較少，股票市場(chǎng)已經(jīng)成

3、為一種非常重要的投資方式，據(jù)中國證券登記結(jié)算統(tǒng)計(jì)，截止2021年6月18日，滬深兩市共有A股賬戶14420.88萬戶，占中國總?cè)丝诘?0.77%。由此看出，股票市場(chǎng)已經(jīng)成為投資與融資的重要場(chǎng)所，在國民經(jīng)濟(jì)中的重要性也與日俱增，對(duì)于保證國民經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)快速增長有著深遠(yuǎn)意義。影響股價(jià)變動(dòng)的因素很多，如宏觀經(jīng)濟(jì)狀況、國家產(chǎn)業(yè)政策、市場(chǎng)利率水平、國外資本市場(chǎng)的變動(dòng)、上市公司的收益水平、居民儲(chǔ)蓄率等。從現(xiàn)有研究來看，學(xué)者并沒有對(duì)股價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系的顯著性及變動(dòng)方向達(dá)成一致的結(jié)果，因?yàn)檫@些因素之間本身就存在一定的內(nèi)在聯(lián)系，導(dǎo)致影響股價(jià)變動(dòng)的內(nèi)在機(jī)理非常復(fù)雜。本文僅選擇假設(shè)干個(gè)有代表性的指標(biāo)來衡量宏觀

4、經(jīng)濟(jì)的整體情況，旨在研究這些指標(biāo)與股價(jià)變動(dòng)的長短期關(guān)系及不同指標(biāo)的影響程度如何，并從內(nèi)在機(jī)理上分析導(dǎo)致這種結(jié)果的原因。文本其它局部的內(nèi)容安排如下：第二局部是股市與宏觀經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系的研究文獻(xiàn)回憶；第三局部是上證綜合指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量間的實(shí)證研究；第四局部時(shí)實(shí)證結(jié)果分析與解釋。二、文獻(xiàn)回憶目前對(duì)于股市與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)證研究主要包括兩個(gè)方面，一種是單一宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與股市之間關(guān)系研究。另一種是多個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與股市之間的整體關(guān)系研究。前者研究的宏觀經(jīng)濟(jì)變量主要集中在房地產(chǎn)指數(shù)、通貨膨脹率、匯率、利率、經(jīng)濟(jì)增長率等幾個(gè)指標(biāo)。后者主要是把國內(nèi)生產(chǎn)總值、存貸款利率、貨幣供給量、個(gè)人消費(fèi)支出等多個(gè)指標(biāo)作為解

5、釋變量，從整體上分析與股市之間的變動(dòng)關(guān)系。高曉輝等【1】人對(duì)19992021年之間的中房上證指數(shù)和上證綜合指數(shù)、上證地產(chǎn)股指數(shù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究說明上海房地產(chǎn)市場(chǎng)與股票市場(chǎng)之間的波動(dòng)性存在相關(guān)性，股票市場(chǎng)對(duì)房地產(chǎn)有明顯的帶動(dòng)作用，房市與股市之間存在滯后效應(yīng)。巴曙松等【2】人的研究說明股市與房地產(chǎn)市場(chǎng)為分割市場(chǎng)，上證綜合指數(shù)和國房景氣指數(shù)之間不存在長期穩(wěn)定線性關(guān)系。但從短期來看，股市是房市的線性Granger原因。王曉芳等【3】研究了19972006年中國股市收益與通貨膨脹率之間的理論關(guān)系，并運(yùn)用ARDL邊界檢驗(yàn)法和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)變量之間的長期和短期關(guān)系，結(jié)果說明在短期，通過膨脹率與

6、股票收益率正相關(guān)，但兩個(gè)不構(gòu)成Granger因果關(guān)系。在長期，兩者存在長期均衡關(guān)系。宗國英【4】認(rèn)為短期內(nèi)溫和的通貨膨脹有利于經(jīng)濟(jì)繁榮，能夠促進(jìn)證券市場(chǎng)上證。但長期持續(xù)下去，物價(jià)始終保持在較高水平，那么會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)與股市造成顯著的負(fù)面影響。通貨緊縮的加劇，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)惡化，股市下跌。劉仁和等【5】研究說明通貨膨脹對(duì)股價(jià)產(chǎn)生負(fù)面影響。吳志明等【6】運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)匯率制度改革后中國大陸、臺(tái)灣、香港的股市與匯市關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)果說明，中國大陸匯市與股市存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，短期相互影響明顯。鄧燊等【7】研究了匯改后中國股市與外匯市場(chǎng)之間關(guān)系，發(fā)現(xiàn)股市與匯市存在緊密的反向關(guān)系

7、，匯市是股市單向Granger原因，并從國際貿(mào)易角度和資本流動(dòng)角度來分析這種現(xiàn)象的機(jī)理。范致鎮(zhèn)等研究結(jié)果說明匯市的波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著傳染到股市，而股市的波動(dòng)不會(huì)對(duì)匯市產(chǎn)生明顯影響。屠孝敏研究了1993-2000年利率變化與上證指數(shù)之間的關(guān)系，結(jié)果說明股價(jià)主要受到利率的影響，并與利率的變動(dòng)呈現(xiàn)反向關(guān)系。而段進(jìn)的研究說明盡管利率與股價(jià)指數(shù)變動(dòng)負(fù)相關(guān)，但利率的調(diào)整并不是股價(jià)指數(shù)變動(dòng)的原因，反映出我國股價(jià)指數(shù)對(duì)利率的變動(dòng)并不敏感。熊正德等運(yùn)用多變量EGARCH模型對(duì)中國利率與滬深股市的波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果說明利率收益率對(duì)股票收益率的影響都不顯著，而利率收益率不僅受到自身影響，也受到股票收益率滯

8、后值的顯著影響。劉勇研究了股票市場(chǎng)與多個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果說明股價(jià)指數(shù)、GDP、貨幣供給、利率、CPI之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，股價(jià)指數(shù)和GDP、CPI之間是正向關(guān)系，和貨幣供給、利率之間是負(fù)相關(guān)的。賈煒等選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資、法定存款利率的季度數(shù)據(jù)作為宏觀經(jīng)濟(jì)變量，研究宏觀經(jīng)濟(jì)變量與綜合股價(jià)指數(shù)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)股票市場(chǎng)的變化大局部由自身解釋，同時(shí)也發(fā)現(xiàn)各實(shí)體經(jīng)濟(jì)擾動(dòng)對(duì)股市的影響較小穩(wěn)定的影響。晏艷陽等選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、M1、M2、債券、固定資產(chǎn)投資、出口額、貿(mào)易差額、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款、國內(nèi)信貸、短期貸款利率等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為解釋變量，對(duì)上證綜合指數(shù)、深圳

9、成分指數(shù)分別進(jìn)行協(xié)整分析，研究結(jié)果說明滬深與貸款利率、債券發(fā)行量、出口額有負(fù)向關(guān)系，與貨幣供給量和國內(nèi)信貸有正向關(guān)系。上述文獻(xiàn)從不同的側(cè)重點(diǎn)來研究某些變量與股市之間的關(guān)系，但得出的結(jié)論并不一致。可能由于選取數(shù)據(jù)區(qū)間、數(shù)據(jù)處理或者模型選擇上導(dǎo)致的差異。多變量研究中指標(biāo)的選取上較任意，未考慮到指標(biāo)在宏觀經(jīng)濟(jì)中的重要程度。三、中國股市與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)證研究本文選取了宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率、人民幣兌美元名義匯率等5個(gè)指標(biāo)來代表中國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況。股市采用的是上證綜合指數(shù)這個(gè)指標(biāo)。以上指標(biāo)均為月度數(shù)據(jù)，期間為2002年1月至2021年4月，共100個(gè)觀測(cè)期。

10、其中，宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率、人民幣兌美元名義匯率、上證綜合指數(shù)這幾個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)均一方面，這些指標(biāo)在國民經(jīng)濟(jì)中有非常重要的意義，已經(jīng)成為國家制定相關(guān)政策的重要的參考依據(jù)。另一方面，指標(biāo)涵蓋了國民經(jīng)濟(jì)的多個(gè)方面，能夠較為全面的代表宏觀經(jīng)濟(jì)的開展動(dòng)向及趨勢(shì)，研究這些指標(biāo)與中國股市變動(dòng)的關(guān)系更具有現(xiàn)實(shí)意義。為了消除異方差的影響，本文對(duì)所有指標(biāo)數(shù)據(jù)做了對(duì)數(shù)化處理。為了進(jìn)一步研究中國股市與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，我們使用Eviews5.1對(duì)上證綜合指數(shù)lnszci和宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)lnyzzs、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)lncpi、國房景氣指數(shù)lnfjzs、銀行同業(yè)拆借利率lnrate及人

11、民幣兌美元匯率lnexrate等多個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)unit root test、協(xié)整檢驗(yàn)cointegration test、因果檢驗(yàn)和方差分解variance decomposition。一 單位根檢驗(yàn)由于以上變量均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)及建立誤差修正模型之前必須檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，即變量是否存在單位根。目前常用的方法為ADF檢驗(yàn)。表1 上證綜合指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn) 變量 檢驗(yàn)形式 ADF值 Prob. 結(jié)論 lnszci (c,0,0) -0.9370* 0.7726 不平穩(wěn) lnyzzs (c,0,4) -3.9974* 0.0119 平穩(wěn) lncpi (c,

12、0,0) -1.6697* 0.4434 不平穩(wěn) lnfjzs (c,0,1) -2.5405* 0.1092 不平穩(wěn) lnrate (c,0,0) -2.4916* 0.1206 不平穩(wěn) lnexrate (c,0,2) -0.2334* 0.9294 不平穩(wěn) lnszci (c,0,1) -4.9917* 0.0001 平穩(wěn) lnyzzs (c,0,5) -4.3652* 0.0006 平穩(wěn) lncpi (c,0,0) -8.3714* 0.0000 平穩(wěn) lnfjzs (c,0,0) -7.2397* 0.0000 平穩(wěn) lnrate (c,0,0) -12.0284* 0.0001 平

13、穩(wěn) lnexrate (c,0,1) -3.0042* 0.0380 平穩(wěn) 注：檢驗(yàn)形式C,T,P中的C，T，P分別表示模型中的常數(shù)項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。ADF檢驗(yàn)采用SIC信息準(zhǔn)那么，最大滯后階數(shù)為9。*，*， *分別表示在1%，5%和10%的置信水平下顯著。表示原時(shí)間序列的一階差分。從表1可知，lnszci、lncpi、lnfjzs、lnrate、lnexrate的ADF值在1%的置信水平下顯著，故不能拒絕原假設(shè)，所以這幾個(gè)變量均存在一個(gè)單位根，原有時(shí)間序列不平穩(wěn)。而lnyzzs在5%的置信水平下拒絕原假設(shè)，該變量不存在單位根，為平穩(wěn)的時(shí)間序列。為使原有不平穩(wěn)序列變成平穩(wěn)的時(shí)間序列，我

14、們對(duì)原有變量進(jìn)行一階差分處理，從上表可知，差分后的變量除lnexrate外都在1%的置信水平下拒絕原假設(shè)，差分序列平穩(wěn)。lnexrate在5%的置信水平下通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。所以，lnszci、lncpi、lnfjzs、lnrate、lnexrate的一階差分都是平穩(wěn)過程，屬于一階單整過程，而lnyzzs為零階單整過程。故變量之間至少存在一階協(xié)整關(guān)系。二協(xié)整檢驗(yàn)大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)變量都屬于非平穩(wěn)序列，對(duì)于非平穩(wěn)的時(shí)間序列我們無法采用VAR模型來研究變量之間的關(guān)系，盡管差分可以讓非平穩(wěn)序列變?yōu)槠椒€(wěn)序列，但差分后序列缺少經(jīng)濟(jì)意義，難易分析。協(xié)整理論指出，即使變量時(shí)非平穩(wěn)的，但變量之間的某種組合卻可能是平穩(wěn)

15、的，協(xié)整反映序列之間的長期動(dòng)態(tài)均衡，這種長期均衡關(guān)系是有經(jīng)濟(jì)意義的。檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系有兩種方法，一個(gè)是Engle-Granger兩步法，另一個(gè)是Johansen檢驗(yàn)法。前一種方法適合于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系。后者那么適用于檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，而且可以得出變量之間的多個(gè)協(xié)整關(guān)系。本文研究的是多個(gè)變量之間的關(guān)系，故采用后一種方法。協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)的選擇對(duì)于檢驗(yàn)結(jié)果的影響較大，本文先建立無約束的VAR模型，通過嘗試不同的階數(shù)得到不同的AIC和SIC值，并根據(jù)AIC、SIC最小的原那么選擇最正確滯后階數(shù)。表2 無約束VAR模型最正確滯后階數(shù)的選擇 滯后階數(shù) AIC SIC Log l

16、ikelihood 1 -1.8840 -1.7005 100.2597 2 -1.8763 -1.5333 104.9365 3 1.8546 -1.3503 108.9519 4 -1.7792 -1.1114 110.3998 5 1.9282 -1.0948 122.5911 6 -2.0000 0.9989 131.0016 7 -1.9466 -0.7757 133.5198 從表2可以看出，根據(jù)AIC準(zhǔn)那么，最正確滯后階數(shù)為1。而根據(jù)SIC準(zhǔn)那么，那么最正確滯后階數(shù)為6。當(dāng)AIC和SC信息準(zhǔn)那么確定的滯后階數(shù)不一致時(shí)，應(yīng)考慮用LR檢驗(yàn)進(jìn)行取舍。檢驗(yàn)的原假設(shè)是模型最大滯后期為1，檢

17、驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量其中，和分別表示滯后階數(shù)為1、6時(shí)模型整體的對(duì)數(shù)似然函數(shù)值。通過eviews可得到檢驗(yàn)的相伴概率為0.0009。故拒絕原假設(shè)，選擇滯后階數(shù)為6。我們分別計(jì)算跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量，Johansen檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示。表3 上證綜合指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量間協(xié)整關(guān)系Johansen檢驗(yàn)表 特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 1%臨界值 統(tǒng)計(jì)量 1%臨界值 協(xié)整方程數(shù) 0.4508 173.3484* 113.4194 56.3345* 46.7458 None 0.3612 117.0138* 85.3365 42.1346* 40.2953 至多一個(gè) 0.2775 74.8792* 61.2669 30.

18、5624 33.7329 至多兩個(gè) 0.1995 44.3167* 41.1950 20.9251 27.0678 至多三個(gè) 0.1576 23.3916 25.0781 16.1230 20.1612 至多四個(gè) 注：由于此VAR模型中時(shí)間序列滯后階數(shù)為6，協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)滯后階數(shù)為5，表示最大特征值統(tǒng)計(jì)量。由表3可以看出，由跡統(tǒng)計(jì)量判斷變量之間存在5個(gè)協(xié)整方程，由最大特征值統(tǒng)計(jì)量判斷存在2個(gè)協(xié)整方程。故上證綜合指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，根據(jù)研究需要，我們選擇特征值最大的協(xié)整方程。標(biāo)準(zhǔn)化的長期協(xié)整關(guān)系方程為： 注：括號(hào)內(nèi)為系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤。 從長期協(xié)整方程可以得出，宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)、匯率指數(shù)

19、與上證綜合指數(shù)呈反向變動(dòng)關(guān)系，而消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)、銀行間同業(yè)拆借利率與上證綜合指數(shù)呈現(xiàn)同向變動(dòng)關(guān)系。從方程的系數(shù)可知，當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)變量變動(dòng)對(duì)于上證綜合指數(shù)變動(dòng)的影響程度順序?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、匯率指數(shù)、國房景氣指數(shù)和銀行同業(yè)拆借利率。三因果關(guān)系檢驗(yàn)從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可知，上證綜合指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因此我們可以運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)法來研究它們之間的因果關(guān)系。Granger所提出的因果關(guān)系的概念是指，當(dāng)根據(jù)過去的值對(duì)進(jìn)行回歸時(shí)，如果再加上過去的值，能夠顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，那么稱是的Granger原因，否那么稱為非Granger原因。目

20、前進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)的方法有兩種，一種是根據(jù)傳統(tǒng)的VAR模型檢驗(yàn)。但需要帶檢驗(yàn)的時(shí)間序列為平穩(wěn)序列。另一種是最近開展起來的基于VEC模型的檢驗(yàn)，該方法能夠?qū)τ袇f(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)變量進(jìn)行因果關(guān)系的檢驗(yàn)。在建立誤差修正模型之前，需要確定模型最優(yōu)階數(shù)，根據(jù)文章前一局部的結(jié)果，我們選擇階數(shù)為5。表4 基于誤差修正模型的Granger因果檢驗(yàn) 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 因變量 lnszci lnyzzs lncpi lnfjzs lnrate lnexrate CET(-1) -0.1432* -0.0066* 0.0097* 0.0093 0.4000* -0.0001 l

21、nszci(-1) 0.1164 -0.0002 -0.0260* -0.0032 -0.2702 0.0056 lnszci(-2) 0.2271* 0.0209* -0.0006 0.0099 -0.05267 -0.0099* lnszci(-3) 0.3498* 0.0007 -0.0030 0.0168 -0.4329* 0.0002 lnszci(-4) 0.6195* 0.0148* 0.0066 -0.0073 -0.1714 0.0001 lnszci(-5) 0.2579* -0.0012 0.0103 0.0041 -0.4871* -0.0064 lnyzzs(-1)

22、-0.5686 0.8057* 0.0690 0.3601 4.1212 -0.0248 lnyzzs(-2) 1.2397 -0.0865 0.0711 0.0689 -6.5780 0.0631 lnyzzs(-3) 2.8416 -0.2978* -0.2418 0.0474 -4.5887 0.0164 lnyzzs(-4) -4.5264 0.4868* 0.1104 0.5366 2.1130 0.0042 lncpi(-2) 4.4616* 0.0547 -0.0592 0.0369 -1.5716 -0.0259 lncpi(-3) 1.3280 0.1500 -0.0577

23、-0.6243* -2.0454 0.0054 lncpi(-4) -0.3835 0.0553 -0.1683 0.0492 -4.0387 0.0290 lncpi(-5) -1.3207 0.0957 -0.1168 -0.8463* -3.5702 -0.0619 lnfjzs(-1) -1.8654* 0.1412* 0.1412* 0.3414* 3.1174* -0.0210 lnrate(-1) -0.0906 -0.0074 0.0013 -0.0028 -0.0217 0.0055* lnrate(-2) -0.1500* -0.0038 0.0048 0.0040 -0.

24、0135 -0.0034 lnexrate(-1) 1.6770 -0.1428 -0.1078 0.3397 12.2270* 0.4578* lnexrate(-4) 0.3786 0.1172 0.3194 0.4392 -17.8319* -0.0012 從上表可以看出，lncpi(-2)、lnfjzs(-1)和lnrate(-2)的系數(shù)在1%的置信水平下顯著，可以認(rèn)為它們與零顯著不同，所以這幾個(gè)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)和銀行同業(yè)拆借利率是引起上證綜合指數(shù)變動(dòng)的Granger原因。而lnyzzs、lnexrate不是引起上證綜合指數(shù)變動(dòng)的Granger原因。此外，我們還發(fā)現(xiàn)，上證綜

25、合指數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率的Granger原因。宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)是上證綜合指數(shù)的Granger原因。消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)是上證綜合指數(shù)、國房景氣指數(shù)的Granger原因。國房景氣指數(shù)是上證綜合指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率的Granger原因。銀行同業(yè)拆借利率是上證綜合指數(shù)的Granger原因。匯率指數(shù)是銀行同業(yè)拆借利率的Granger原因。由此可知，上證綜合指數(shù)與消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)以及銀行同業(yè)拆借利率互為Granger原因。而上證綜合指數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)的Granger原因，匯率與上證綜合指數(shù)間沒有Granger因果關(guān)系。第一個(gè)

26、誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且在1%置信水平下顯著，符合其它宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)上證綜合指數(shù)存在反向修正機(jī)制。短期來看，上證綜合指數(shù)受到自身正向的影響比擬明顯，且持續(xù)時(shí)間較長。消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)對(duì)上證綜合指數(shù)的波動(dòng)有正的效應(yīng)。國房景氣指數(shù)和銀行同業(yè)拆借利率對(duì)上證綜合指數(shù)都有負(fù)的影響。其他變量在短期內(nèi)對(duì)上證綜合指數(shù)的影響并不明顯。盡管短期內(nèi)，上證綜合指數(shù)會(huì)由于某些宏觀經(jīng)濟(jì)變量的波動(dòng)而偏離均衡狀態(tài)，但這種偏離會(huì)得到修正，使變量之間仍保持長期均衡關(guān)系。四方差分解方差分解可以用來描述各個(gè)變量對(duì)于上證綜合指數(shù)變化的奉獻(xiàn)程度，進(jìn)而了解變量的重要程度。圖1 lnszci方差分解圖基于上述VEC模型和100次蒙特

27、卡羅模擬對(duì)股價(jià)變化進(jìn)行方差分解。結(jié)果如圖1和表5所示，可以發(fā)現(xiàn)，lnszci在第一期只受自身波動(dòng)的影響，隨著時(shí)間的推移，自身的影響逐漸減弱。到15期，lnszci對(duì)于預(yù)測(cè)方差的奉獻(xiàn)度僅為49.04%。lncpi對(duì)于lnszci的影響在第4期到達(dá)最大奉獻(xiàn)度達(dá)9.37%，隨后lncpi的奉獻(xiàn)度逐漸降低。 lnfjzs的預(yù)測(cè)方差奉獻(xiàn)度隨時(shí)間推移逐漸增大，至第15期，奉獻(xiàn)度達(dá)14.73%。lnrate的影響從第6期才開始顯現(xiàn)，其后緩慢增加。lnexrate的影響在初期較弱，并且小于其他幾個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，從第9期開始該變量對(duì)于上證綜合指數(shù)的方差奉獻(xiàn)度超過lnrate和lncpi。lnyzzs的影響

28、隨時(shí)間延續(xù)快速增長，到第15期，其奉獻(xiàn)度達(dá)16.67%。在大概20個(gè)周期以后，宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)于上證綜合指數(shù)的解釋程度根本穩(wěn)定下來。影響程度大小依次為國房景氣指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)、匯率指數(shù)、銀行同業(yè)拆借利率和消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)。表5 lnszci方差分解結(jié)果 Period S.E. LNSZCI LNCPI LNFJZS LNRATE LNEXRATE LNYZZS 1 0.0796 100.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 2 0.1087 94.8268 0.9759 2.9878 0.1120 0.1252 0.9723 3 0.1434 84.

29、1649 7.4502 4.2554 0.0798 1.0455 3.0041 4 0.1754 77.3837 9.3707 7.2544 0.4428 1.1913 4.3571 5 0.2181 73.2763 8.6923 9.0415 0.8709 1.9256 6.1933 6 0.2575 71.0433 6.5471 9.7226 2.2194 1.8159 8.6517 7 0.2943 67.6026 5.4913 9.7034 3.0555 2.9424 11.2047 8 0.3338 65.2554 4.3210 9.6118 4.2768 4.0837 12.451

30、2 9 0.3751 62.5702 3.4223 9.8323 5.2590 5.7576 13.1585 10 0.4157 60.4920 2.8396 10.1417 5.8980 6.7969 13.8318 11 0.4530 57.8863 2.4530 10.7812 6.4006 7.8389 14.6399 12 0.4909 55.5257 2.1568 11.6175 6.6878 8.7913 15.2208 13 0.5277 53.1930 1.9506 12.7055 6.9450 9.5047 15.7010 14 0.5629 50.9924 1.7726

31、13.7403 7.0954 10.1815 16.2177 15 0.5957 49.0425 1.6328 14.7345 7.2708 10.6485 16.6709 四、實(shí)證結(jié)論分析和解釋我們使用月度數(shù)據(jù)研究了上證綜合指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：一從長期來看，上證綜合指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在長期均衡關(guān)系，宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)和匯率指數(shù)與上證綜合指數(shù)呈反向變動(dòng)關(guān)系，而消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)、銀行間同業(yè)拆借利率與上證綜合指數(shù)呈現(xiàn)同向變動(dòng)關(guān)系。二從短期來看，上證綜合指數(shù)與消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、國房景氣指數(shù)以及銀行同業(yè)拆借利率互為Granger原因。而上證綜合指數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)一致指數(shù)的

32、Granger原因，匯率與上證綜合指數(shù)間沒有Granger因果關(guān)系。短期來看，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)對(duì)綜合指數(shù)有正向影響，而國房景氣指數(shù)與銀行同業(yè)拆借利率那么有負(fù)向的影響。三方差分析結(jié)果說明，宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)于上證綜合指數(shù)的影響具有一定的滯后性，隨著時(shí)間推移，起初宏觀經(jīng)濟(jì)變量的變動(dòng)對(duì)于上證綜合指數(shù)的解釋能力開始增強(qiáng)除消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)外。說明這幾個(gè)經(jīng)濟(jì)變量作用于股市需要更長的時(shí)間，隨時(shí)間累積效果明顯。而消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)影響比擬直接，傳導(dǎo)速度快。為了更好的理解和分析股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，我們將分析期間劃分為短期和長期，這里的短期指半年之內(nèi)，長期指半年之上。因素之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系由圖2、圖3給出。

33、圖2 股票市場(chǎng)與宏觀因素之間的短期影響關(guān)系從圖2可以看出，短期之內(nèi)，物價(jià)水平的上升有利于刺激股票市場(chǎng)的上漲，一方面反映了短期物價(jià)水平的上漲能夠讓投資者形成上市公司盈利能力提升的預(yù)期，從而推動(dòng)股價(jià)升高。另一方面，物價(jià)水平的提高往往伴隨著貨幣資金的剩余，為了追求保值增值，這局部閑余資金會(huì)進(jìn)入資本市場(chǎng)，進(jìn)而促進(jìn)股市繁榮。住房價(jià)格的上漲對(duì)股票市場(chǎng)的反向作用，說明短期內(nèi)兩個(gè)市場(chǎng)確實(shí)存在此漲彼跌;的效應(yīng)。房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮以及高額確定的投資回報(bào)率必然會(huì)吸引一局部資金撤出股市，造成短期內(nèi)股票市場(chǎng)的下跌。銀行同業(yè)拆借利率的上下也是影響股票市場(chǎng)的一個(gè)重要因素，利率上升必然導(dǎo)致資金使用者的本錢升高，相反，儲(chǔ)蓄者的收

34、益會(huì)升高。如果股票市場(chǎng)無法給予投資者超出無風(fēng)險(xiǎn)利率之外的額外風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬，那么投資者不會(huì)借款炒股，而是把多余的資金存在銀行而非投入資本市場(chǎng)。所以說，短期資金本錢的上漲會(huì)對(duì)股市造成一定的負(fù)面沖擊。股票市場(chǎng)素有宏觀經(jīng)濟(jì)晴雨表;之說，短期內(nèi)來看，股市的繁榮預(yù)示著未來宏觀經(jīng)濟(jì)的向好，越來越多的優(yōu)質(zhì)公司可以從股票市場(chǎng)籌集資金擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，投資者也能夠從股市中獲得較高的收益。財(cái)富效應(yīng);的存在也將促進(jìn)消費(fèi)者更多的消費(fèi)，進(jìn)一步提升上市公司盈利水平。這兩方面的原因能夠促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)的開展。圖3 股票市場(chǎng)與宏觀因素之間的長期影響關(guān)系從圖3看以看出，長期來看，當(dāng)期的物價(jià)水平對(duì)于股票市場(chǎng)仍然有正向的促進(jìn)作用，而且這種影響較其它變量直接，滯后時(shí)間較短。當(dāng)物價(jià)水平保持在一定范圍之內(nèi)，我們認(rèn)為會(huì)在一定程度上繁榮資本市場(chǎng)。短期內(nèi)住房市場(chǎng)的興旺會(huì)從資本市場(chǎng)分流一局部資金，但長期來看，住房價(jià)格的升高反而有利于股票市場(chǎng)的上漲。這也說明，兩個(gè)市場(chǎng)并非是獨(dú)立的市場(chǎng)，由于無論是已有住房的民眾還是投資者都能夠受益于住房價(jià)格的上漲，財(cái)富效應(yīng)的