張瑜

（長(zhǎng)治學(xué)院法律與經(jīng)濟(jì)學(xué)系，山西長(zhǎng)治046011）

宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股價(jià)指數(shù)影響的實(shí)證分析

張瑜

（長(zhǎng)治學(xué)院法律與經(jīng)濟(jì)學(xué)系，山西長(zhǎng)治046011）

經(jīng)過二十多年的發(fā)展，中國(guó)股票市場(chǎng)正逐步走向成熟，作為股票市場(chǎng)的重要衡量指標(biāo)“股價(jià)指數(shù)”的晴雨表作用日益明顯。股價(jià)指數(shù)不僅跟宏觀經(jīng)濟(jì)因素有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，還跟國(guó)家政策有很強(qiáng)的依存關(guān)系。文章運(yùn)用逐步回歸法對(duì)股價(jià)指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，在此基礎(chǔ)上，通過加項(xiàng)的方式，引入虛擬的政策變量并進(jìn)行多元回歸分析。結(jié)果表明，加入政策變量后能更好地反映股票價(jià)格指數(shù)的波動(dòng)，且兩者之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。這對(duì)中小投資者在作出決策上有很好的借鑒作用。

股價(jià)指數(shù)；逐步回歸法；虛擬變量回歸；宏觀經(jīng)濟(jì)

一、引言

自從我國(guó)經(jīng)濟(jì)1996年實(shí)現(xiàn)“軟著陸”以后，宏觀經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了明顯的變化，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度持續(xù)緩慢的回落。在這種需求下，政府先后運(yùn)用各種股利刺激經(jīng)濟(jì)，雖然使得經(jīng)濟(jì)得到一定的增長(zhǎng)，但由于固定資產(chǎn)投資當(dāng)中基礎(chǔ)設(shè)施等低產(chǎn)出投資比重過大，導(dǎo)致投資率形成較弱的產(chǎn)出驅(qū)動(dòng)能力[1]，同時(shí)股市波動(dòng)幅度依舊很大，尤其是中小投資者依舊很難掌握市場(chǎng)動(dòng)態(tài)?；仡欀袊?guó)股市的歷史，每一波行情都深深地打上了政策的烙印，中國(guó)股市也被稱為“強(qiáng)政策市場(chǎng)”。在這一時(shí)期，許多國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究表明股價(jià)波動(dòng)在很大程度上是受利率、經(jīng)濟(jì)周期、貨幣供應(yīng)量、工業(yè)生產(chǎn)值等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響，F(xiàn)ama認(rèn)為未來的實(shí)體經(jīng)濟(jì)狀況與股市收益率波動(dòng)存在很高的相關(guān)性[2]，股票價(jià)格隨GDP同向而動(dòng)，當(dāng)GDP增加時(shí)，股票價(jià)格也隨著上升；當(dāng)GDP減少時(shí)，股票價(jià)格也隨著下跌[3,4]。貨幣供給量對(duì)股票市場(chǎng)價(jià)格影響也是正的[5]。股指變化與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[6]。目前對(duì)股價(jià)的研究大都從宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)著手，很少?gòu)恼咭蛩氐慕嵌确治?。?guó)內(nèi)對(duì)政策研究大致有以下兩個(gè)視角：一是市場(chǎng)面的研究，基本是就“政策”論市，無(wú)具體的定量分析；二是用統(tǒng)計(jì)方法對(duì)政策的市場(chǎng)影響得出一定的統(tǒng)計(jì)規(guī)律，但由于過于數(shù)量化，并沒有透過數(shù)量分析其內(nèi)涵，加上樣本采集及方法上的一些缺陷，不同的研究者往往得出不同的結(jié)論。為此本文章將結(jié)合已有的研究成果，在宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響下加上對(duì)政策的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并探討了政策對(duì)股指變動(dòng)的關(guān)系，這對(duì)促進(jìn)投資者做出合理的決策有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、指標(biāo)與數(shù)據(jù)選擇

（一）變量選取

1、上證指數(shù)（SH）股價(jià)指數(shù)是股價(jià)的加權(quán)平均，代表了一定的社會(huì)財(cái)富，它的發(fā)展趨勢(shì)反映了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的變化方向。2、貨幣供應(yīng)量（M1、M2），從理論上，貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)通過一定的傳導(dǎo)機(jī)制影響到股票的價(jià)格，且呈正相關(guān)。3、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）與股指變化呈正相關(guān)。4、工業(yè)增加值（INDUS）因?yàn)镚DP季度數(shù)據(jù)難獲取，所以用工業(yè)增加值代替。因?yàn)槲覈?guó)是一個(gè)處于工業(yè)化進(jìn)程中的國(guó)家，工業(yè)要比其他產(chǎn)業(yè)占GDP比重大得多。5、工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)（PPI）與股價(jià)指數(shù)負(fù)相關(guān)。6、政策變動(dòng)（QE）該政策導(dǎo)致連續(xù)數(shù)月的股價(jià)指數(shù)增加時(shí)其值為1，其他的為0。

（二）數(shù)據(jù)選取

本文的實(shí)證數(shù)據(jù)選取了2000年1月到2015 年6月的季度數(shù)據(jù)（若季度數(shù)據(jù)收集不到，采用將月度數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)單加權(quán)平均作為季度數(shù)據(jù)來處理），在多元分析過程中，將各指標(biāo)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化得到X1（CPI），X2（INDUS）,X3（M1），X4（M2），X5（PPI）。上證指數(shù)來自上海證券交易所，其他的數(shù)據(jù)來自中國(guó)人民銀行（http://www.pbc.gov.cn/）與中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局（http://www.stats.gov.cn/）。對(duì)數(shù)據(jù)、模型的處理采用Eviews6.0計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件。

三、實(shí)證分析

（一）模型的建立與求解

1、多元線性回歸模型

為了分析上證綜合指數(shù)（SH）與各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間的關(guān)系，首先畫出其散點(diǎn)圖，然后將曲線擬合得到模型：

由各個(gè)系數(shù)對(duì)應(yīng)的t值可以看出，在5%的顯著性水平下，除PPI外都能夠通過顯著性檢驗(yàn)，即各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)SH存在顯著性相關(guān)關(guān)系。進(jìn)一步確立各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)上證綜合指數(shù)SH的貢獻(xiàn)程度大小，建立如下多元線性回歸模型：

表1　

由表1得到，在5%的顯著性水平下，X2,X3,X4的值都不能通過其顯著性檢驗(yàn)，其值所對(duì)應(yīng)的Prob.值都高于0.05，說明各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間存在強(qiáng)的多重共線性。利用手動(dòng)逐步回歸法，依次消除X2,X3, X4使得所引入變量的Prob.都小于0.05，結(jié)果為：

表2　

由表2得到方程的擬合優(yōu)度R-squared為0.393344，Durbin-Watson stat為0.415974，其變量系數(shù)的t值顯著，Prob.為0，說明此方程的擬合效果比較好。

2、加入政策性虛擬變量QE后的模型：

由于股利政策是很難度量的，采用引入虛擬變量D的方式將其量化。通過加項(xiàng)的方式將其引入到模型中，建立回歸模型如下：SH=2059.650+863.7709*D

在5%的顯著性水平下，t系數(shù)值為3.3819其Prob.為0.0013，說明影響是顯著的。因此建立帶有虛擬變量QE的多元回歸模型如下：

表3　

由表3可以看出，在5%的顯著性水平下，X2變量系數(shù)的值不能通過其顯著性檢驗(yàn)，說明對(duì)上證綜合指數(shù)的影響不顯著。X2的Prob.值高于0.05，說明各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間存在多重共線性。利用向前逐步回歸法，去掉其不顯著的變量X2，結(jié)果為：

表4　

由表4可以看出方程的擬合優(yōu)度R-squared為0.6057，Durbin-Watson stat為0.5861，在5%的置信水平下，其各個(gè)變量系數(shù)的t值都能通過其顯著性檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)值為15.9752，其Prob為0，說明此方程的整體擬合效果比較好。

四、實(shí)證結(jié)果及其分析

從實(shí)證結(jié)果看，股價(jià)指數(shù)不僅僅受宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響，引入虛擬變量的股利政策因素后，各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的系數(shù)檢驗(yàn)值更顯著，F(xiàn)檢驗(yàn)值更大，其所對(duì)應(yīng)的Prob更精確，使得模型整體的擬合度更好，且QE系數(shù)值為1.0035，說明政策性因素與股價(jià)指數(shù)有很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI），貨幣供應(yīng)量（M1）與上證指數(shù)呈正相關(guān)，工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)（PPI）、貨幣供應(yīng)量（M2）與股價(jià)指數(shù)負(fù)相關(guān)，與實(shí)際經(jīng)濟(jì)理論相一致。目前，我國(guó)證券市場(chǎng)參與者主要以中小投資者為主，但是他們?nèi)狈镜耐顿Y理論知識(shí)和合理做決策的心理素質(zhì)，因此把握政策的脈搏，是判斷國(guó)內(nèi)股市走向的一個(gè)重要基點(diǎn)。從94年的三大救市政策，96年底的股市劇烈回落，99年“5.19”行情到2002年6月24日國(guó)有股減持政策的停止，無(wú)不是在政策的嬗變下導(dǎo)致走勢(shì)的改變，因而對(duì)歷史上政策的變化及其對(duì)中國(guó)股市產(chǎn)生的影響進(jìn)行分析，對(duì)于我們較好地把握市場(chǎng)脈絡(luò)并在其中尋求一定的政策性套利空間將是大有裨益的。

［1］劉金全.投資波動(dòng)性與經(jīng)濟(jì)周期之間的關(guān)聯(lián)性分析［J］.中國(guó)軟科學(xué)，2003,（4）：30-35.

［2］Fama E.F.Stock relurn.expected returns and real activity［J］.jounal of finance.1990,（7）：125-127.

［3］趙蓉.試論中國(guó)股票市場(chǎng)失衡及其與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系運(yùn)行態(tài)勢(shì)的背離［J］.南開管理評(píng)論,2000,（6）: 52-54.

［4］C hristopherM.Bilson,TimothyJ.Brailsfordand Vincent J.Hooper.Selecting macroeconomic variables an explanatory factors of emerging stock market returns［J］.Pacific-Basin finance Journal,2001,（9）: 401-426.

［5］Friedman,M.Moneyandthestockmarket［J］. Journal of PoliticalEconomy,1988,96:221-245.

［6］劉麗雯.宏觀因素對(duì)股價(jià)影響的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)報(bào),2014,（10）:95-96.

（責(zé)任編輯秦樓月）

F830.91

A

1673-2014（2016）03-0011-03

長(zhǎng)治學(xué)院科研課題“股價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的分析”（2014278）。

2015—12—10

張瑜（1984—）,女,山西長(zhǎng)治人,碩士，助教，主要從事證券投資學(xué)與計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。