丁 乙

一、引 言

經(jīng)濟(jì)周期一直是人們關(guān)心的問題，許多學(xué)者對(duì)這一問題展開了研究。經(jīng)濟(jì)周期隨經(jīng)濟(jì)繁榮、衰退、蕭條和復(fù)蘇而不斷循環(huán)，投資、消費(fèi)需求和人們預(yù)期也隨之變化，從而導(dǎo)致市場(chǎng)波動(dòng)。因此，其傳導(dǎo)效應(yīng)成了學(xué)者們研究的熱點(diǎn)。

我國股票市場(chǎng)從無到有，一直處在高速發(fā)展階段，滬深兩市總市值占當(dāng)年GDP的比例從1992年的3.93%增加到2016年底的68%。股票市場(chǎng)在我國國民經(jīng)濟(jì)中扮演著越來越重要的角色。當(dāng)股票市場(chǎng)波動(dòng)增強(qiáng)時(shí)，投融資風(fēng)險(xiǎn)迅速增加，投資者預(yù)期下降，投資和消費(fèi)需求不足，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長受阻，經(jīng)濟(jì)周期改變，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)加劇。反之，經(jīng)濟(jì)周期變化又會(huì)造成企業(yè)經(jīng)營環(huán)境不確定性增大，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長受阻及其波動(dòng)增加時(shí)，投資和消費(fèi)需求不足，上市公司收益萎縮，股票市場(chǎng)投融資環(huán)境改變，也將加劇股票市場(chǎng)波動(dòng)?，F(xiàn)代金融學(xué)理論認(rèn)為，股票市場(chǎng)具有資金融通、優(yōu)化資源配置和價(jià)值發(fā)現(xiàn)等功能。股票價(jià)格的適度波動(dòng)是股票市場(chǎng)資源優(yōu)化配置的根本手段，是發(fā)現(xiàn)價(jià)值的基本途徑，是股票市場(chǎng)存在并發(fā)揮其功能的基礎(chǔ)。但我國股票市場(chǎng)上某種程度上過度波動(dòng)現(xiàn)象擾亂了金融秩序，破壞了宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。中國股票市場(chǎng)與我國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)、上市公司業(yè)績表現(xiàn)背離的現(xiàn)象引起了研究者的注意，股票市場(chǎng)宏觀經(jīng)濟(jì)相關(guān)性也由此成為廣受關(guān)注的熱點(diǎn)問題。

目前，在我國經(jīng)濟(jì)處于從高速發(fā)展轉(zhuǎn)向中高速增長的新常態(tài)背景下，資本市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求之間的矛盾、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的矛盾不斷增加，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)不斷累積。習(xí)近平總書記更在十九大報(bào)告中提出要“守住不發(fā)生系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的底線”。因此，關(guān)注我國資本市場(chǎng)發(fā)展對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，研究我國經(jīng)濟(jì)增長周期與股票市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)之間的因果關(guān)系及其內(nèi)在規(guī)律，不僅能夠?yàn)橥顿Y者規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)提供參考，同時(shí)能夠?yàn)榻∪覈慕鹑诒O(jiān)管體系，防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)提供理論依據(jù)，具有一定的理論和實(shí)踐意義。

二、文獻(xiàn)回顧

以往文獻(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)周期與股票市場(chǎng)的研究主要從兩個(gè)方面展開，一是檢驗(yàn)股票市場(chǎng)在宏觀經(jīng)濟(jì)不同階段的表現(xiàn)，二是利用宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票市場(chǎng)收益和波動(dòng)進(jìn)行預(yù)測(cè)。

國外方面，Schwert（1989）發(fā)現(xiàn)股票價(jià)格先于經(jīng)濟(jì)衰退7個(gè)月開始下降，先于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張6個(gè)月開始上漲。Schwert（1989）認(rèn)為股票市場(chǎng)波動(dòng)性與經(jīng)濟(jì)周期相關(guān)，在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期股票市場(chǎng)波動(dòng)性增大。Fama&French（1988）和Fama（1990）的研究說明投資者期望收益率隨著經(jīng)濟(jì)周期的變化而變化。Hamilton&Lin（1996）發(fā)現(xiàn)股票市場(chǎng)收益率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)周期存在聯(lián)動(dòng)和溢出效應(yīng)，并且其聯(lián)動(dòng)與溢出效應(yīng)因經(jīng)濟(jì)周期不同階段而不同。Flad（2006）將動(dòng)態(tài)宏觀經(jīng)濟(jì)因子引入新的APT的波動(dòng)模型，結(jié)果顯示反映商業(yè)周期、消費(fèi)周期、信貸利差以及通貨膨脹的風(fēng)險(xiǎn)因子可以預(yù)測(cè)美國股票額外收益的波動(dòng)。Fornari&Mele（2013）發(fā)現(xiàn)金融市場(chǎng)的波動(dòng)可以預(yù)測(cè)二戰(zhàn)后美國30%的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。Corradi（2013）使用無套利模型，發(fā)現(xiàn)股市波動(dòng)很大程度上可以由經(jīng)濟(jì)周期因子解釋，同時(shí)存在一些無法觀察的因素會(huì)對(duì)股市波動(dòng)產(chǎn)生影響。國內(nèi)方面，李新（2007）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)周期調(diào)整通過影響相關(guān)產(chǎn)業(yè)的變遷導(dǎo)致金融資產(chǎn)收益率的變化，股票市場(chǎng)隨著經(jīng)濟(jì)周期的變化而波動(dòng)，因此經(jīng)濟(jì)周期決定了股票收益率進(jìn)而導(dǎo)致股市周期的變化。丁志國（2007）認(rèn)為從總體看，我國股票市場(chǎng)收益率波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)周期之間沒有顯著相關(guān)性，但我國經(jīng)濟(jì)周期與股票市場(chǎng)波動(dòng)存在聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，即股票市場(chǎng)波動(dòng)率高低隨經(jīng)濟(jì)周期擴(kuò)張或收縮而發(fā)生變化。劉珺等（2010）研究了在虛擬經(jīng)濟(jì)大發(fā)展的新經(jīng)濟(jì)背景下，股票市場(chǎng)波動(dòng)與新經(jīng)濟(jì)周期背離的現(xiàn)象，并從宏觀、中觀和微觀三個(gè)層面分析了背離的原因。張瑞兵，王戀（2010）認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)周期復(fù)蘇和繁榮前中期階段，股票收益率可以作為經(jīng)濟(jì)增長的先行指標(biāo)，亦即經(jīng)濟(jì)周期上行階段經(jīng)濟(jì)運(yùn)行與股票收益率具有一致性。楊高宇（2011）發(fā)現(xiàn)股市周期受金融周期、真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期的共同影響，并且兩者基本呈正相關(guān)關(guān)系。鄧創(chuàng)和徐曼（2014）構(gòu)建了中國的金融形勢(shì)指數(shù)，并分析了中國金融周期波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的時(shí)變影響及其非對(duì)稱性特征。

現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中于宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的影響，忽視了后者對(duì)前者的影響，具有片面性。另外在研究方法上，現(xiàn)有文獻(xiàn)多局限于線性分析，忽視了經(jīng)濟(jì)增長和股票市場(chǎng)波動(dòng)之間可能存在的非線性信息。本文在研究內(nèi)容和研究方法上將突破這一局限，從線性和非線性兩個(gè)角度，深入研究我國股市波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間的雙向因果關(guān)系，有助于更加全面地認(rèn)識(shí)我國經(jīng)濟(jì)和股票市場(chǎng)的運(yùn)行規(guī)律，這是本文研究的動(dòng)因和創(chuàng)新所在。

三、理論分析和研究假設(shè)

一方面，股票市場(chǎng)的發(fā)展離不開宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況決定著股票市場(chǎng)的發(fā)展。宏觀經(jīng)濟(jì)增長周期變化使不確定性增加，改變了市場(chǎng)的投融資環(huán)境，對(duì)股票市場(chǎng)的影響是不言而喻的。當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)累積，大多數(shù)上市業(yè)績下降，信用風(fēng)險(xiǎn)增加，人們對(duì)公司業(yè)績的預(yù)期下降，投資不斷萎縮，銀行等金融機(jī)構(gòu)惜貸，上市公司融資成本增加，資本的流動(dòng)性受阻，業(yè)績進(jìn)一步惡化，風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步累積，這必然傳遞到股票市場(chǎng)，導(dǎo)致其波動(dòng)變化?？梢?，宏觀經(jīng)濟(jì)增長的變化對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)將產(chǎn)生影響，據(jù)此本文提出如下假設(shè)。

H1：我國宏觀經(jīng)濟(jì)增長是股票市場(chǎng)波動(dòng)的Granger原因。

另一方面，伴隨著人們對(duì)物質(zhì)和精神的需求日益增加，市場(chǎng)對(duì)資金的需求也越來越大，股票市場(chǎng)規(guī)模不斷壯大，其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響也日益增加。股票市場(chǎng)的穩(wěn)定性在某種程度上反映了國民對(duì)經(jīng)濟(jì)的信心，當(dāng)股票市場(chǎng)劇烈波動(dòng)時(shí)，投資風(fēng)險(xiǎn)迅速增加，市場(chǎng)收益率大幅下降，投資者財(cái)產(chǎn)和信心受損，投資意愿不足，不確定性增加，宏觀經(jīng)濟(jì)增長受阻。只有有效地控制股票市場(chǎng)的波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，降低投資風(fēng)險(xiǎn)，才能較好地發(fā)揮股票市場(chǎng)的投資、融資和資金優(yōu)化配置的功能，促進(jìn)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)的和諧發(fā)展。由上述分析，我們提出如下假設(shè)。

H2：我國股票市場(chǎng)波動(dòng)是宏觀經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。

為研究我國股票市場(chǎng)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系，本文將聚焦于對(duì)上述兩個(gè)假設(shè)的檢驗(yàn)和分析。為此，需要給出相關(guān)的經(jīng)濟(jì)變量，并據(jù)此構(gòu)造可行的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

四、研究設(shè)計(jì)

1.變量選取和數(shù)據(jù)來源

本文全部數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫，樣本時(shí)間跨度為2002年2月至2017年5月。

（1）經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)

選擇居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為描述我國經(jīng)濟(jì)增長周期的指標(biāo)。隨著我國經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化程度的日漸加深，價(jià)格指數(shù)越來越靈敏地反映了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展走勢(shì)中，成為觀察宏觀經(jīng)濟(jì)景氣變化的晴雨表。計(jì)算CPI的月度對(duì)數(shù)增長率CPIgt=ln(CPIt/CPIt-1)，其中CPIt和CPIt-1分別表示t月和t-1月的CPI。圖1是CPI月度對(duì)數(shù)增長率CPIgt的時(shí)間趨勢(shì)圖。

圖1 CPIgt的時(shí)間趨勢(shì)圖

從圖1來看，CPI增長率的波動(dòng)性在2008年之后略有減小，在2008年金融危機(jī)發(fā)生時(shí)，CPI增長率出現(xiàn)了巨幅下跌并維持了約一年的負(fù)增長。包括2017年初出現(xiàn)的CPI增長率大幅下跌也與當(dāng)時(shí)股票市場(chǎng)的波動(dòng)提高相吻合。因此，從對(duì)CPI增長率的初步分析可以看出，我國宏觀經(jīng)濟(jì)增長受到了股票市場(chǎng)波動(dòng)的沖擊。

（2）股票市場(chǎng)波動(dòng)指標(biāo)

本文選擇滬深300指數(shù)（000300）作為研究我國股票市場(chǎng)波動(dòng)的指標(biāo)，它是由滬深證券交易所聯(lián)合發(fā)布，覆蓋了滬深兩市的指數(shù)，能更好地反應(yīng)我國滬深兩市整體運(yùn)行情況。同樣先計(jì)算滬深300指數(shù)的月度對(duì)數(shù)收益率，即Rt=ln(Pt/Pt-1)，其中Pt和Pt-1分別表示t月和t-1月末的滬深300指數(shù)；然后根據(jù)GARCH（1，1）模型對(duì)Rt進(jìn)行擬合，并得到其條件方差序列，即月度對(duì)數(shù)收益率序列的波動(dòng)率序列Rvt。圖2為滬深300指數(shù)月度對(duì)數(shù)收益率波動(dòng)Rvt的時(shí)間趨勢(shì)圖。

從圖2來看，幾次較大的波動(dòng)變化出現(xiàn)在2006年到2009年，2013年初和2015年至2016年底。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟(jì)增長和股票市場(chǎng)波動(dòng)性兩者變動(dòng)增大的時(shí)期在一定程度上是吻合的。就圖2而言，經(jīng)濟(jì)周期影響股票市場(chǎng)波動(dòng)，特別是在經(jīng)濟(jì)周期突變和經(jīng)濟(jì)危機(jī)沖擊下，其影響尤為明顯。

結(jié)合圖1、圖2發(fā)現(xiàn)，2008年金融危機(jī)之后CPI的增長率變緩，同時(shí)股票市場(chǎng)波動(dòng)率增大，這說明股票市場(chǎng)的波動(dòng)在經(jīng)濟(jì)衰落時(shí)比經(jīng)濟(jì) 繁 榮 時(shí) 更 大（Schwert（1989，2012））。經(jīng)濟(jì)增長變化改變了人們的預(yù)期，這必然會(huì)反映在股票市場(chǎng)，引起股票市場(chǎng)波動(dòng)。這種波動(dòng)往往會(huì)先于經(jīng)濟(jì)增長變化，即人們對(duì)經(jīng)濟(jì)周期變化的預(yù)期，通過信息傳遞事先表現(xiàn)為股票市場(chǎng)的波動(dòng)。反之，當(dāng)股票市場(chǎng)劇烈波動(dòng)時(shí)，投資者損失嚴(yán)重，其投資預(yù)期出現(xiàn)了較大偏差，信心備受打擊，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的悲觀情緒上升，從而給經(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)面影響。而當(dāng)股票市場(chǎng)波動(dòng)較小時(shí)，人們對(duì)上市公司投資回報(bào)的預(yù)期偏差較小，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)期較為相似，這將有利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長。

圖2 Rvt的時(shí)間趨勢(shì)圖

最后，對(duì)Rvt和CPIgt的一階差分序列dRvt和dCPIgt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%的顯著水平下，dRvt和dCPIgt的ADF檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量的值分別為-12.33499和-9.609397，遠(yuǎn)小于MacKinnon臨界值，拒絕原假設(shè)，即dRvt和dCPIgt均不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。

2.模型設(shè)計(jì)

（1）線性因果關(guān)系檢驗(yàn)方法

為了檢驗(yàn)我國股票市場(chǎng)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長周期之間的線性因果關(guān)系，選擇使用向量自回歸模型（VAR）進(jìn)行擬合，并進(jìn)行相應(yīng)的Granger因果檢驗(yàn)。具體地，如果變量Xt是變量Yt的Granger原因，那么加入Xt的滯后項(xiàng)比單獨(dú)使用Yt的滯后項(xiàng)對(duì)Yt的解釋效果要更好。雙變量的VAR模型如下：

其中，ε1t和ε2t是不相關(guān)的白噪聲序列，T是樣本容量，Xt和Yt均為零均值平穩(wěn)序列。

為了檢驗(yàn)Yt是否是Xt的Granger原因，提出原假設(shè)H0：β1=…=βm=0，即Yt不是Xt的Granger原因，因?yàn)槿绻鸜t是Xt的Granger原因，那么Yt的滯后項(xiàng)對(duì)解釋Xt提供了額外的信息。所以，只要存在βj≠0,1≤j≤m，則可拒絕原假設(shè)。同樣地，為了檢驗(yàn)Xt是否是Yt的Granger原因，提出原假設(shè)H0：γ1=…=γm=0，即Yt不是Xt的Granger原因。當(dāng)存在γj≠0,1≤j≤m時(shí)，可以拒絕原假設(shè)。

（2）非線性因果關(guān)系檢驗(yàn)方法

Campbell&MacKinlay（1997）認(rèn)為市場(chǎng)參與者之間的交易互動(dòng)、信息融入證券價(jià)格的過程以及經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)波動(dòng)，本質(zhì)上都是非線性的。另外，有充分的證據(jù)說明在宏觀經(jīng)濟(jì)變量和關(guān)系中存在著顯著的非線性特征。Hiemstra&Jones（1994）提出的非線性因果檢驗(yàn)方法是普遍被使用的方法之一，同時(shí)隨后有許多基于此方法的改進(jìn)。本文采用Diks&Panchenko（2006）提出的改進(jìn)檢驗(yàn)方法（以下記作DP檢驗(yàn)），該方法是Hiemstra&Jones（1994）方法（以下記作HJ檢驗(yàn)）的改進(jìn)。

HJ檢驗(yàn)具體方法如下：假設(shè)｛Xt｝和｛Yt｝是兩個(gè)嚴(yán)平穩(wěn)弱相依的時(shí)間序列，表示長度為m的向量分別表示長度為LX和LY的Xt、Yt的滯后向量，給定m≥1，Lx≥1，LY≥1，對(duì)e＞0，提出原假設(shè)H0：Yt不是Xt的Granger原因，即：

其中Pr(·)表示概率，||·||表示最大范數(shù)，即一個(gè)向量各元素中的最大值。定義：

原假設(shè)H0可由聯(lián)合概率表述為：

其中

當(dāng)嚴(yán)平穩(wěn)弱相依｛Xt｝和｛Yt｝嚴(yán)平穩(wěn)弱相依，給定m≥1，Lx≥1，LY≥1，對(duì)e＞0，在原假設(shè)下，

Diks&Panchenko（2006）認(rèn)為當(dāng)樣本量增大時(shí)，HJ檢驗(yàn)有過度拒絕的傾向，他們提出如下的修正，即DP檢驗(yàn)：

記，原假設(shè)表明

其中g(shù)(X,Y,Z)是一個(gè)正的權(quán)函數(shù)，不妨設(shè)g(X,Y,Z)=f2X(X)，則

其估計(jì)為：

其中

當(dāng)m=LX=LY=1 時(shí)，若令，則此檢驗(yàn)是一致的。在原假設(shè)H0：Yt不是Xt的

Granger原因成立的條件下，

五、實(shí)證檢驗(yàn)

1.線性因果關(guān)系檢驗(yàn)

采用如下雙變量VAR模型對(duì)我國股票市場(chǎng)波動(dòng)變量dRvt和經(jīng)濟(jì)增長變量dCPIgt的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)：

為了研究2008年金融危機(jī)對(duì)我國股票市場(chǎng)的影響，同時(shí)也可作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們將Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)滯后期設(shè)置為1至6期，根據(jù)金融危機(jī)的發(fā)生，以2007年6月為節(jié)點(diǎn)將樣本期分為2002年2月—2007年6月和2007年7月至2017年5月兩段時(shí)期進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

如表1所示，在表格右側(cè)“H0：dRvt不是dCPIgt的Granger原因”的檢驗(yàn)中，僅有金融危機(jī)前的樣本在10%水平下拒絕了原假設(shè)，其它樣本均無法拒絕原假設(shè)。這說明在金融危機(jī)前，我國股票市場(chǎng)波動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長的線性Granger原因，然而這種因果關(guān)系十分微弱；在金融危機(jī)前的樣本以及整個(gè)樣本期內(nèi)，我國股票市場(chǎng)波動(dòng)到經(jīng)濟(jì)增長的線性Granger因果關(guān)系都不顯著。在表格左側(cè)“H0：dCPIgt不是dRvt的 Granger原因”的檢驗(yàn)結(jié)果中，3個(gè)不同樣本區(qū)間的檢驗(yàn)結(jié)果均無法拒絕原假設(shè)，說明在不論在金融危機(jī)前后或是整個(gè)樣本期內(nèi)，我國經(jīng)濟(jì)增長對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)的線性Granger因果關(guān)系都不顯著存在。

表1 線性因果檢驗(yàn)結(jié)果

線性Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明，我國股票市場(chǎng)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長周期之間雙向的線性因果關(guān)系十分微弱，僅在金融危機(jī)前存在我國股票市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger線性原因。整體來說，甚至可以認(rèn)為兩者間的雙向Granger線性因果關(guān)系幾乎是不存在的。這說明，在分析我國股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)的互相關(guān)聯(lián)影響時(shí)，僅考慮線性關(guān)系是嚴(yán)重不足的，非線性信息的存在性可能已經(jīng)超過了線性信息的有效性。

因此，接下來本文將對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和股票市場(chǎng)波動(dòng)之間是否存在非線性Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

2.非線性因果檢驗(yàn)

首先需要對(duì)變量進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，按照（10）式擬合雙變量VAR模型，過濾線性成分得到回歸殘差序列，利用BDS方法對(duì)殘差序列進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2。無論是正態(tài)分布概率還是Bootstrap概率都顯著拒絕了回歸殘差序列不存在非線性的假設(shè)。即過濾線性成分之后的殘差序列依然存在顯著的非線性特征，因此，可以對(duì)其進(jìn)行非線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表2 殘差序列BDS檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)前文敘述的非線性因果檢驗(yàn)方法，對(duì)上述經(jīng)過線性成分過濾得到的兩個(gè)殘差序列進(jìn)行DP檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。同樣地，在這個(gè)部分也對(duì)樣本區(qū)間進(jìn)行了分段處理，以研究金融危機(jī)對(duì)結(jié)果的影響，同時(shí)可作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。

表3 非線性因果檢驗(yàn)結(jié)果

從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在“H0：dCPIgt是dRvt的非線性Granger原因”的檢驗(yàn)中，在3個(gè)不同樣本區(qū)間的檢驗(yàn)中，檢驗(yàn)結(jié)果均可以拒絕原假設(shè)，即在整個(gè)樣本區(qū)間內(nèi)，我國經(jīng)濟(jì)增長都是股票市場(chǎng)波動(dòng)的非線性Granger原因。特別地，從分段樣本檢驗(yàn)的結(jié)果比較來看，金融危機(jī)之后的十年里，我國經(jīng)濟(jì)增長在5%顯著性水平下是股票市場(chǎng)波動(dòng)的非線性Granger原因，相比金融危機(jī)前兩者間的非線性因果關(guān)系更加顯著。也就是說，在金融危機(jī)之后，我國股票市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)受到宏觀經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越顯著，因此，維持宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定持續(xù)增長對(duì)保持金融市場(chǎng)穩(wěn)定性、防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)有著重要作用。

另一方面，在“H0：dRvt是dCPIgt的非線性Granger原因”的檢驗(yàn)結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)后的樣本檢驗(yàn)結(jié)果在10%的顯著性水平下可以拒絕原假設(shè)，即金融危機(jī)后，我國股票市場(chǎng)波動(dòng)在10%顯著性水平下是經(jīng)濟(jì)增長的非線性Granger原因。而金融危機(jī)前的樣本檢驗(yàn)結(jié)果卻無法拒絕原假設(shè)。同樣對(duì)比兩個(gè)時(shí)間段的檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)的沖擊增強(qiáng)了我國股票市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的非線性Granger因果關(guān)系，雖然金融危機(jī)后的樣本檢驗(yàn)結(jié)果顯著性也僅僅只有10%，但是顯著性的增強(qiáng)充分說明了我國股票市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越大的事實(shí)。相信隨著我國大力發(fā)展資本市場(chǎng)，股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長的影響將會(huì)日益增長，因此，加強(qiáng)金融監(jiān)管體系建設(shè)，提高監(jiān)管有效性，穩(wěn)定金融市場(chǎng)穩(wěn)定性，對(duì)我國宏觀經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

最后，將本節(jié)非線性檢驗(yàn)結(jié)果與線性檢驗(yàn)的結(jié)果相比，可以發(fā)現(xiàn)，在研究我國股票市場(chǎng)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系時(shí)，尤其在金融危機(jī)之后的十年間，非線性信息的重要性甚至已經(jīng)超過了線性信息。隨著資本市場(chǎng)的飛速發(fā)展，以及互聯(lián)網(wǎng)金融的崛起，在大數(shù)據(jù)爆炸的背景下，不論是在資本市場(chǎng)還是在實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，數(shù)據(jù)中蘊(yùn)含的非線性特征愈發(fā)顯著，單純的使用線性分析方法和手段是片面的，對(duì)非線性研究方法的開發(fā)和使用應(yīng)當(dāng)?shù)玫街匾暋?/p>

六、結(jié)論和思考

本文主要對(duì)我國宏觀經(jīng)濟(jì)增長和股票市場(chǎng)波動(dòng)間雙向的線性和非線性Granger因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）整個(gè)樣本期以及金融危機(jī)前后兩個(gè)子樣本內(nèi)都不存在經(jīng)濟(jì)增長與股票市場(chǎng)波動(dòng)的線性Granger因果關(guān)系。（2）僅在2007年金融危機(jī)之后存在股票市場(chǎng)波動(dòng)到經(jīng)濟(jì)增長微弱的線性Granger因果關(guān)系。（3）經(jīng)濟(jì)增長到股票市場(chǎng)波動(dòng)的非線性Granger因果關(guān)系在全樣本和兩個(gè)子樣本中普遍存在。（4）金融危機(jī)之前，不存在股票市場(chǎng)波動(dòng)到經(jīng)濟(jì)增長的非線性Granger因果關(guān)系；金融危機(jī)之后，股票市場(chǎng)波動(dòng)到經(jīng)濟(jì)增長的非線性Granger因果關(guān)系顯著存在。即我國股票市場(chǎng)的波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)增長之間雙向的線性Granger因果關(guān)系幾乎不存在；而我國股市波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間雙向的非線性Granger因果關(guān)系則是普遍存在的，尤其在2007年金融危機(jī)之后，兩者間雙向的非線性因果關(guān)系顯著加強(qiáng)。

我國宏觀經(jīng)濟(jì)增長和股票市場(chǎng)波動(dòng)之間的雙向因果關(guān)系愈發(fā)顯著，我國宏觀經(jīng)濟(jì)和股票市場(chǎng)之間的互相影響就愈發(fā)增強(qiáng)，市場(chǎng)間的通力合作和互相滲透出愈發(fā)深化。盡管根據(jù)本文的檢驗(yàn)結(jié)果來看，我國股票市場(chǎng)的波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體趨勢(shì)及水平之間的相互影響還不十分強(qiáng)烈，這其中可能的原因是影響我國股票市場(chǎng)波動(dòng)的非經(jīng)濟(jì)因素較多。但是，隨著我國資本市場(chǎng)的進(jìn)一步發(fā)展，在未來，宏觀經(jīng)濟(jì)增長和股票市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)之間的相互影響必定會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)。因此，各級(jí)政府在制定經(jīng)濟(jì)金融活動(dòng)相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)高度重視市場(chǎng)間的相互影響和通力合作，要從全局把握問題核心，綜合宏觀經(jīng)濟(jì)和股票市場(chǎng)的信息和特征，加強(qiáng)金融監(jiān)管體系建設(shè)，防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，維持宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、平衡與可持續(xù)發(fā)展。

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