中国股票市场价格波动与经济波动

　《预测》1999 年第 6 期 　 ·预测与·　 　 　 中国股票市场价格波动与经济波动 Ξ 叶 青, 　易丹辉 (中国人民大学 统计学系, 北京 100872) 摘　要: 本文采用协整检验 (Co2in tegration test) 和 Granger2causality 检验方法, 对我国股票市场长期 趋势 (牛市、熊市)的形成与经济景气变化之间的关系进行了检验, 分析了第 1, 2 阶段二者不协整的原 因, 并从股价波动与宏观经济协整关系角度对政府干预行为作出了客观评价。 关键词: 股价波动与经济波动; 协整检验; Granger2causality 检验 中图分类号: F830. 91　　　文献标识码: A 　　　文章编号: 100325192 (1999) 0620007204 The Rela tion sh ip between the Fluctua tion in Ch inese Stock M arket and Na tiona l Econom y Y E Qin , 　Y IDan-hui Abstrct: T h is paper tested the relationsh ip betw een the fluctuation in Ch inese stock m arket and national econom y by using app roaches of Johansenpis Co2in tegration test and Granger2causality test , and analyzed causes of the lack of a long2run relationsh ip betw een Ch inese stock m arket and national econom y at the p receding two stages. A n objective app raisal of governm en tpis action w as m ade. Key words: Ch inese stock m arket and national econom y; Co2in tegration test; Granger2causality test 1　引言 现实中, 为什么股票市场经常会大起大落, 出现牛市、熊市? 西方不少经济学家对此进行了 深入研究, 许多经济学家认为股票价格走势与国内经济运行状况有着密切的关系。他们把股票 价格波动归结为经济大环境的变化, 认为股票市场价格波动主要是由经济周期、货币供给、利 率、通货膨胀率、公司业绩等经济变量所决定的。一些实证研究也支持这一观点:Um stead [ 1 ]和 Fam a [ 2 ]的研究结果表明, 股票价格和实际经济增长存在正相关关系; Sp iro [ 3 ]和Coch rane[ 4 ]发现 经济波动影响股票价格, 宏观经济变量如实际产出、利率可以很好地解释股票市场的运动; Eve liljeblom 和M arianae[ 5 ]采用V ar 方法研究二者之间的关系, 结果表明股票市场波动和经济波动 显著相关。 我国股票市场创立至今虽然不到 10 年时间, 却经历了几次大的上升和下降变动, 而且每一 次趋势的反转 (状态转移)都与政府干预和市场制度的变迁有关。那么, 我国股票市场长期趋势 (牛市、熊市) 的形成是否与经济景气的变化存在协整关系, 政府对股票市场的调控和干预是否 适时, 即是否在股票价格走势与经济运行出现背离之时进行, 本文试采用协整检验 (Co2in tegra2 tion test)和 Granger2causality 检验方法, 对此问进行分析与评价。 2　协整检验和 Granger-causa l ity 检验——意义和方法 股价波动与经济景气波动的协整检验是对二者是否存在长期均衡关系的检验。股票市场 价格波动的宏观经济决定理论表明, 如果经济变量 (经济杠杆) 对股票市场正常地发挥作用, 如 果市场交易者按照对宏观经济的理性预期做出行为决策, 那么股票市场价格走势必然与宏观经 ·7· Ξ 收稿日期: 1999209227 © 1994-2008 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 济走势紧密相联; 经济变量是通过交易者的预期对股票市场施加影响并引起波动的,“预期”有 正确的和错误的, 有理性的和非理性的。一个运转正常的市场, 一个理性的市场, 其交易群体中 理性交易者应占主导地位, 他们对经济的预期、判断会有失误之时, 但短期内错误的预期所造成 的股票市场波动与经济波动的暂时偏离会通过交易者对经济预期的不断调整加以修正。最终, 从长期看, 股票市场波动与经济波动将形成一种均衡关系。因此, 从理论上我们能够运用协整 检验理论和方法对这种关系进行研究, 并可通过分析检验二者的协整性来评估股票价格走势是 否理性、健康。也就是说, 如果股价走势与经济景气变化存在协整关系, 说明股价趋势的形成有 着经济背景的支持, 从二者关系方面 (当然这不是唯一的评价方面)可以认为股票市场是健康的 和理性的; 反之, 如果二者的协整关系不成立, 可能预示市场潜伏着问题和危机, 通过分析二者 不协整的原因, 揭示问题, 可以为政府监管和调控提供决策依据。 以 y t 代表股票市场价格指标, 以 x t 代表经济指标, 若 y t 和 x t 都是 I (d ) , 则 x t 和 y t 的线性 组合 z t= y t- bx t (1) 也是 I (d )。如果股票市场价格波动与经济波动存在长期均衡关系, 则必然存在一个常数b, 使得 z t 是 I (0)。这里 b 为协整系数, 且 b 是唯一的。 股票市场价格波动与经济波动短期内暂时偏离均衡状态是存在的, 二者的长期均衡关系是 通过对这种短暂的偏离不断修正实现的, 因此, 客观上可用 Engle2Granger[ 6 ]提出的误差修正模 型 (ECM )来刻画二者的长期均衡和短期修正过程。其理论模型为:∃y t = Β01 + Θ1zδt- 1 + 6m i= 1 5 i∃y t- i + 6q j= 1 5 j ∃x t- j + Ε1t (2)∃x t = Β02 + Θ2zδ3t- 1 + 6m 3 i= 1 5 3i ∃y t- i + 6q3 j= 1 5 3j ∃x t- j + Ε2t (3) 这里 ∃ 表示差分处理,m、q 分别表示 ∃y、∃x 最大滞后阶数 (L ag) , Ε1t和 Ε2t是零均值、不存在 序列相关的随机误差项。模型中 z t 用于描述长期均衡关系, 滞后差分项L ag (∃y t, ∃x t)描述短期 偏离。 关于协整检验, 经济学家和统计学家们提出了许多不同方法, Johansen 检验[ 7 ]提供的基于 V ar (向量自回归) 误差修正模型表达式的所有协整系统的检验, 具有更强的检验能力。本文拟 采用 Johansen 最大概率方法。按照这一方法, 如果计算得到的统计量值低于临界值, 则不能拒 绝无协整关系 (即零个协整矩阵, r= 0)的零假设。 现实中, 当股票价格变化呈现某种趋势时, 如果股票的某种趋势与经济的变化存在长期均 衡关系, 那么, 到底是经济变量决定股票价格还是股票价格影响了经济变动? 间或二者是一种 互为因果的关系? 对此我们用文献[6 ]提出的 Granger2causality 检验方法可以进一步识别。 在公式 (2) 中, 如果 Υj ( j = 1, ⋯, q) 显著不为 0, 则表明 ∃x t 引起 ∃y t (∃x t→∃y t) ; 同理, 如果Υ3j ( j = 1, ⋯, q3 )显著不为 0, 则 ∃y t 是 ∃x t 的一个影响因素 (∃y t→∃x t)。在系数 Υj , Υ3j = 0 的零假 设下使用 F 统计量, 可以完成 Granger2causality 检验。 3　数据分析与结果 311　我国股票价格变动的历史分期 为了考察牛市、熊市与经济景气变化之间的关系, 需要依据一些将股价变动的整个历 史时期分成不同的阶段。阶段划分必须抓住股票市场价格变化的特征, 以及市场自身的发展条 件。本文对我国股票市场价格变动的历史分期依据两个方面: 我国股票市场价格变化的特征; 我国股票市场的发展条件, 政府干预和市场制度变迁。 　　依据上面的分期标准, 我们将股价波动分为 7 个阶段: 90. 12—92. 07 (即 1990 年 12 月至 ·8· © 1994-2008 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 1992 年 7 月的简写, 以下相同) ; 92. 07—92. 10; 92. 10—93. 02; 93. 02—94. 07; 94. 08—96. 01; 96. 01—96. 12; 96. 12—98. 12, 并重点考察其中 4 个阶段。这 4 个阶段的分期以及股价走势和市 场制度的特点见表 1。 表 1　我国股价波动形成明显趋势的 4 个阶段 阶　段 (起止时间) 股价波动趋势 制度、政策状况 制度、政策变迁 90. 12—92. 07 上升 T + 0; 涨跌限制;市场容量小 1992 年 5 月开始加快扩容 93. 02—94. 07 下跌 T + 0; 无涨跌限制;急速扩容 1994 年 7 月 30 日暂停扩容等五项 “救市”出台 96. 01—96. 12 上升 T + 1; 无涨跌限制 1996 年 12 月 16 日发表社论, 涨跌停板等制度出台 96. 12—98. 12 盘跌 T + 1; 涨跌限制 312　数据指标的选取 从股价走势图 (图略) 可以看出, 尽管 8 年来深沪两个市场在波动幅度上有所差异, 走势强 弱曾出现过交替, 但总体趋势是一致的; 计算上证综合指数和深圳成份指数的相关系数, 其值为 01884, 也说明上证综合指数和深圳成份指数有较强的相关性, 因此, 这里选择上证综合指数以 其代表我国股票价格的总水平。同时考虑到国家统计局经济景气监测中心所发布的国民经济 景气评分具有权威性, 可以综合反映我国国民经济波动状况, 因此, 以它代表我国宏观经济总体 运行水平。利用 1990 年 1 月—1998 年 12 月月度数据资料 (原始数据资料来源于国家统计局经 济景气监测中心) , 按照表 1 所划定的历史分期进行分析与检验。为了解决在 96. 01—96. 12 期 间样本不足给实际检验带来的困难, 本文采用三次样条插值法分别将这一时期两个序列样本数 据个数 (12 个)扩展为原数据个数的一倍 (24 个) , 而后实施检验。 313　检验结果 在进行协整检验之前, 首先对上证指数序列 (Y t)和经济景气分数序列 (X t) 分别进行单位根 检验 (U n it roo t test) , 以确定每个序列单整的阶数。检验结果 (见表 2)表明, 水平序列 (原序列) 含有单位根的零假设不能被拒绝, 而一阶差分序列检验结果拒绝有单位根的零假设, 这表明 4 个阶段两个变量的原序列都是 I (1) 序列, 即非平稳序列, 而他们的一阶差分序列都是I (0) 序 列, 即平稳序列。 表 2　AD F 检验统计量 (Σt) 第 1 阶段 (90. 12—92. 07) 第 2 阶段 (93. 02—94. 07) 第 3 阶段 (96. 01—96. 12) 第 4 阶段 (96. 12—98. 12) L ags Σt L ags Σt L ags Σt L ags Σt 水平序列 Y 1 015591 1 - 113996 1 - 015822 3 - 013462 X 1 117609 1 - 015535 1 - 015878 1 - 014734 一阶差分序列 D (Y ) 1 - 310310 1 - 410752 0 - 311259 2 - 413021 D (X ) 1 - 213858 1 - 313960 0 - 213238 0 - 413387 　　统计量 Σt 基于A ugm en ted D ickey2Fuller 回归模型得到。其模型表达式为:∃Y t = ΧY t- 1 + 6p j = 1 Βj ∃y t- j + Εt 滞后阶数 (L ag)根据A IC 准则确定。 第 1 阶段至第 4 阶段 AD F5% 显著水平的临界值分别为 - 119627、- 119614、- 119583、 - 119552。如果水平序列AD F 统计量的绝对值 Σt 小于- 1196 的绝对值, 说明原序列是非稳定的; 如 ·9· © 1994-2008 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 果一阶差分序列的统计量 Σt 大于临界值 (以绝对值水平看) , 则原序列一阶差分后是稳定的, 即为 I (1)序列。 　　在两个序列都是 I (1)的基础上, 我们进行二者的协整关系检验 (见表 3)。从表 3 可以看出, 第 1 阶段、第 2 阶段计算得到的统计量值低于显著水平为 5◊ 的临界值, 不能拒绝没有协整关 系的零假设。这说明股票价格第 1 阶段的上升趋势和第 2 阶段的下降趋势与宏观经济运行之间 没有形成长期均衡关系。而第 3 阶段和第 4 阶段的统计量值大于临界值, 由此我们拒绝没有协 整关系的零假设, 说明第 3 阶段股票价格的上升趋势和第 4 阶段的盘跌趋势与整个宏观经济运 行保持着一种长期均衡关系, 有着某种必然的联系。 表 3　协整检验结果 ( in VAR lag= 2) 假设 5◊ 检验统计量 (Statistic) H 0 H 1 临界值 90. 12—92. 07 93. 02—94. 07 96. 01—96. 12 96. 12—98. 12 r= 0 r= 1 15141 11186 3171 24133 17141 r= 1 r= 2 3176 0164 0104 3169 4136 结论 r= 0 r= 0 r= 1 r= 2 　　　 r 表示协整矩阵的数目。 表 4　Granger 因果关系检验 零假设 H 0 L ags F2Statistic P robability 第 3 阶段 (96. 01—96. 12) Y does no t Granger Cause X 3 4171435 0101939 X does no t Granger Cause Y 3 2140557 0111426 第 4 阶段 (96. 12—98. 12) Y does no t Granger Cause X 3 0174167 0154104 X does no t Granger Cause Y 3 2159959 0108394进一步对第 3、第 4 阶段进行Granger 因果关系检验, 检验结果 (见表 4) 显示, 这两个阶段经济景气 (X )没有引起股价波动 (Y )。检验统计量的 概 率 值 分 别 为 0111426 和0108394, 表明第 3、第 4 阶段经济景气 (X ) 没有引起股价波动 (Y ) 的零假设在 5◊ 的显著水平下不能被拒绝,但在 10◊ 的显著水平下第 4 阶段的 这一零假设被拒绝, 这说明以 90◊ 的 概率可以保证第 4 阶段股价的变化趋势是由经济景气变化导致的, 经济景气变化是引起股价变 化的一个直接原因。反过来, 第 4 阶段股价波动 (Y ) 没有引起经济景气 (X ) 变化 (Y does no t Granger Cause X )的零假设在 5◊ 的显著水平下不能被拒绝, 而第 3 阶段这一零假设被拒绝, 说 明这一时期股价波动是经济景气变化的一个直接原因。 4　结论 从上面的检验结果可以看出, 我国第 1 阶段 (90. 12—92. 07)股票价格的上升趋势 (牛市)和 第 2 阶段 (93. 02—94. 07)的下跌趋势 (熊市)与宏观经济景气变化不存在长期均衡关系, 这与我 国实际情况是吻合的。在第 1 阶段我国股市正处在初创时期, 市场容量较小, 股票需求大于供 给, 是这一时期股价上升趋势形成的主要原因。1992 年 5 月我国政府开始加快扩容。由于扩容 过速, 股市上扬所需的资金有限, 给股民心理造成压力, 从而造成第 2 阶段股价的持续下跌, 致 使这一时期股价走势与经济景气变化并不表现为一种协整关系。在这种情况下, 1994 年 7 月 30 日政府出台了暂停扩容等五项“救市”措施, 应该说政府的干预行为是正确的。第 3 阶段 (96. 01—96. 12) 的股价上升趋势和第 4 阶段 (96. 12—98. 12) 的盘跌趋势与宏观经济景气变化存在 长期均衡关系, 说明这两个时期股价波动与宏观经济景气变化有着某种必然的联系, 这与实际 较为相符。在第 3 阶段, 我国经济实现软着陆, 经济形势好转, 股价随之上升。但是, 行情发展到 后来, 市场违规现象屡屡发生, 谣传四起, 股民投资理念非理性, 在此情况下, 1996 年 12 月 16 日《人民日报》发表社论, 政府出台涨跌停板等制度以期控制市场风险。 (下转 29 页) ·01· © 1994-2008 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net dm (k + 1) = 01080, 　dm (k + 2) = 01085, dm (k + 3) = 01090, m inW = 6T t= 1 (ym (k + i) - dm (k + i) ) 2 其中 T = 3, 三年的加权平均值相等, 均为 1。仍然以∃Dm 与∃ Im 分别作为系统的控制变量, 其他变量仍取 为 1997 年的数值。学习的误差仍为 010001。对应两个 控制变量, 分别经过了将近 30000 次的学习周期后, 系 统满足误差的要求, 学习的结果列于表 2 中。 表 2 t = 1 t = 2 t = 3 ym (k + t) 010726 010860 010906∃Dm 010479 010867 010974 ym (k + t) 010818 010858 010875∃ Im 012211 012014 011934 4　小结 利用人工神经网络对非线性系统实现二次目标 函数最优控制的方法, 已经成功地运用在许多领 域和策略规划等领域, 并取得了很好的控制结果。在 本文中我们结合经济系统中的控制特性, 提出使目标 损失函数达到最小的控制思想, 利用神经网络建立被 控制系统的非线性模型, 利用另一个网络建立最优控 制器, 两个网络相互结合, 实现了对非线性系统的二 次型指标意义下的最优控制, 为经济控制理论的发展 作了一些有益的探索工作。通过实例分析和仿真计 算, 结果表明: 该方法完全可以应用于经济控制领域 中, 以解决系统中的非线性问题。 参　考　文　献 [ 1 ] Robert P D. Op tim al con tro l of non linear system s w ith model2reality differences[C ]. P roc. of 3 lth Conf. O n D ecision and Con tro l. T usson U SA. 1992. [ 2 ] B ryson E, Ho YC. A pp lication of con tro l [M ]. N ew York: John W iley & Ssons, 1975. 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