本文關(guān)鍵詞：上證指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

預(yù)
Ｖ０１．２１，Ｎｏ．４

測(cè) ２００２年第４期

Ｆ（）ＲＥＣＡＳＴＩＮＧ

上證指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析
尚鵬岳。李勝宏
（浙江大學(xué)數(shù)學(xué)系金融系統(tǒng)工程研究室，浙江杭州３１００２７）

摘要：本文研究了上證指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化之間的協(xié)整關(guān)系，并在多因素協(xié)

整分析的基礎(chǔ)，利用誤差修正 模型建立了二者之間的預(yù)測(cè)模型。其結(jié)果表明１９９５年１月到２０００年９月這段時(shí)問(wèn)內(nèi)，上證指數(shù)對(duì)長(zhǎng)期利率、 短期利率以及貨幣供應(yīng)量的變化是敏感的，但同國(guó)民生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、全國(guó)物價(jià)指數(shù)的變化之間沒(méi)有長(zhǎng) 期均衡的關(guān)系，這對(duì)于我國(guó)證券市場(chǎng)的分析具有一些指導(dǎo)意義。 關(guān)鍵詞：協(xié)整；回歸模型；誤差修正模型；上證指數(shù)；宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)

中圖分類號(hào)：咫３０．９ｌ

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Ａ

文章編號(hào)：１００３．５１９２（２００２）０４—００５２—０４

Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ

ｏｎ

ｔｈｅ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｂｅｔｗｅｅｎ

Ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ

Ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ Ｉｎｄｅｘ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ Ｓｔｏｃｋ ＳＨＡＮＧ Ｐｅｎｇ—ｙｕｅ，ＬＩ Ｓｈｅｎｇ—ｈｏｎｇ

Ｍａｒｋｅｔ
３

（１】ｅｐａｒｔ；ｎｅｎｔ ｏｆ Ｍａｔｈｅｍａｔｉｃ，孫巧池，峪Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｈａｎｇｚｈｏｕ
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｎ ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ．ｗｅ ｓｔｕｄｙ ｔｈｅ ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｂｅｔｗｅｅｎ ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ

１００２７，吼ｉｎａ）
ｍｏｄｅｌ ｂｅｔｗｅｅｎ ａｓｓｏｃｉａｔｅ

ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ ｔｈｅ ｉｎｄｅｘ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ ｓｔｏｃｋ
ｅｒｒｏｒ

ｍａｒｋｅｔ．Ｏｎ ｔｈｅ ｂａｓｅ ０ｆ ｍｕｌｔｉｖａｒｉａｔｅ－ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ．ｗｅ ｓｔｉｍｕｌａｔｅ ｔｈｅ
ｖａｒｉａｂｌｅｓ ｆｒｏｍ １ ９９５．１
ｔｏ

ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ

２０００．９．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｉｎｄｅｘ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ ｉｓ ｉｎｔｅｒｅｓｔ ａｎｄ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐ－
ａｓｓｅｔｓ

ｐｌｙ，ｓｅｎｓｉｔｉｖｅ，ｂｕｔ ｄｏｎ’ｔ ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｅ ｗｉｔｈ ｇｒｏｓｓ ｄｏｍｅｓｔｉｃ ｐｒｏｄｕｃｔ，ｆｉｘｅｄ
ｈａｓ ｓｏｍｅ

ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ａｎｄ ｐｒｉｃｅ ｉｎｄｅｘ．Ｔｈｉｓ

ｆｉｎｄｉｎｇ

ｇｕｄｉｎｇ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ

Ｏｌｌ

ｔｈｅ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ

ｄｏｍｅｓｔｉｃ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ．
ｏｆ

Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｃｏ－ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ；ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ

ｍｏｄｅｌ；ｅｒｒｏｒ ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ．ｍｏｄｅｌ；ｉｎｄｅｘ

Ｓｈａｎｇｈａｉ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ；ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ

ｖａｆｉａｂｌｅｓ

Ｉ

引言 在一個(gè)較為規(guī)范的證券市場(chǎng)中，宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)

合投資公司在深圳首次公開(kāi)招股開(kāi)始，至今已經(jīng)有 １８年的發(fā)展歷史，至２０００年６月股票市場(chǎng)市值已 達(dá)到５０００億美元，市場(chǎng)立法和監(jiān)管取得明顯的進(jìn)

展指引著股票市場(chǎng)的變動(dòng)。１９９０年Ｆａｍａ研究了 美國(guó)證券市場(chǎng)收益率和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系【ｌ Ｊ， １９９５年Ｍｕｋｈｅｒｊｅｅ和Ｎａｋａ對(duì)日本的證券市場(chǎng)進(jìn) 行了研究【２ｊ２，二者的研究分別表明在美國(guó)和日本 的證券市場(chǎng)中證券的價(jià)格與國(guó)民生產(chǎn)總值的增長(zhǎng) 率、長(zhǎng)期和短期利率、通貨膨脹率等國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行 狀況指標(biāo)之間存在一個(gè)長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。對(duì)于相 對(duì)來(lái)說(shuō)新興的亞洲證券市場(chǎng)，１９９９年Ｋｗｏｎ和 Ｓｈａｎ研究了韓國(guó)股票市場(chǎng)指數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之 間的關(guān)系［３｜，２０００年Ｍａｙｓａｍｉ和Ｋｏｈ研究了新加 坡的股票市場(chǎng)［４］，他們得到股票市場(chǎng)指數(shù)和某些 宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，但同另外的宏觀 經(jīng)濟(jì)變量指標(biāo)之間不存在協(xié)整關(guān)系。 中國(guó)的股票市場(chǎng)，從１９８３年深圳市保安縣聯(lián)

展，證券投資主體結(jié)構(gòu)已經(jīng)趨于改善。但是相對(duì)于
歐美和亞洲等較為規(guī)范的證券市場(chǎng)，我國(guó)證券市場(chǎng) 無(wú)論在股本結(jié)構(gòu)還是在企業(yè)制度方面還存在許多 的差別，所以研究我國(guó)證券市場(chǎng)的收益率和宏觀經(jīng) 濟(jì)指標(biāo)之間的關(guān)系具有一定的實(shí)際意義。 ２宏觀經(jīng)濟(jì)和證券市場(chǎng) 在一個(gè)較為規(guī)范的證券市場(chǎng)中，當(dāng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)生 產(chǎn)總值持續(xù)增長(zhǎng)時(shí)，國(guó)家銀根松動(dòng)，企業(yè)可以得到 擴(kuò)大再生產(chǎn)能力的資金和原料，人們對(duì)經(jīng)濟(jì)的未來(lái) 預(yù)期看好，導(dǎo)致投資者對(duì)股票需求的增加，推動(dòng)股 價(jià)攀升。反之，經(jīng)濟(jì)不景氣時(shí)，投資者拋售股票，使 股價(jià)下跌；當(dāng)利率下降時(shí)，上市公司由于支付的利 息減少?gòu)亩构镜睦麧?rùn)增加，因而股利分派也會(huì)

收稿日期：２００１—０９．０６
?５２?

萬(wàn) 　 方數(shù)據(jù)

尚鵬岳，等：上證指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析
增加，同時(shí)公司保留的盈余的增加會(huì)使公司進(jìn)行新 的投資，另一方面，利率下降會(huì)使更多的資金不斷 受Ｈ１：１０＜１假設(shè)，說(shuō)明序列｛五｝至少為Ｊ（１）。如 序列黽是ｊ（１），則再檢驗(yàn)是否是Ｉ（２），方法相同。 協(xié)整是指：如果時(shí)問(wèn)序列向量Ｘｔ．＝（Ｘｌ。，ｚ２。， …，ｚ缸）的每個(gè)分量都是ｊ（ｄ）序列，存在向量口＝ （ｄ１，ｄ２，…，＆。）；使得‘．互＝口?ｚ ７。是’工（ｂ），其中ｂ＞ ０。此時(shí)認(rèn)為序列毛是（ｄ，６）階協(xié)整的。
ｊ

的從其他方面涌人股市刺激股價(jià)的上漲，然而當(dāng)利
率上調(diào)時(shí)，企業(yè)負(fù)擔(dān)加重，降低了投資者的期望報(bào) 酬率，同時(shí)貨幣成本增加，大量的社會(huì)閑散資本存 入銀行，從而使股價(jià)下跌；當(dāng)貨幣供應(yīng)量充足時(shí)，大 量的社會(huì)閑散資金涌人股市，引起股票市場(chǎng)上漲行

協(xié)整檢驗(yàn)的模型：設(shè)．≈亍（ｍ，．．Ｘ１㈨＃２。，…，

情，當(dāng)市場(chǎng)貨幣供應(yīng)短缺時(shí)ｊ資金將從股市撤離，引?
起股價(jià)下跌的行情。但是，較長(zhǎng)期．的貨幣擴(kuò)張，不

ｚ舡）７是ｋ＋１個(gè)ｆ（ｄ）時(shí)間序列構(gòu)成的向量。如果 ｛而｝分量之間存在協(xié)整關(guān)系，則有。． ’Ｍ＝ｇＯ＋口Ｋ＋∥￡： 估計(jì)誤差為、
：

可避免的引起通貨膨脹，而通貸膨脹對(duì)于股票市場(chǎng)
有刺激作用又有壓抑的作用。
，
． ．

＋ｔ』
’

（２）
．－

＋總之，骰票價(jià)格的變化受眾多因素的影響，在 較為規(guī)范的證券市場(chǎng)．中，證券市場(chǎng)的收益率；歸根
結(jié)底取決于上市公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，而多數(shù)產(chǎn)業(yè)部門

．ｊ五。三Ｍ一三。一蠹墨
其中ｘ￡＝（ｚ１￡，．．“，ｋ舡）７，ａ＝（口ｌ，口２，…，ｄ。）

（３）

受國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體景氣狀況的影響，所以整個(gè)國(guó)民經(jīng)‘ 濟(jì)發(fā)展水平的各種指標(biāo)和證券市場(chǎng)價(jià)格水平指數(shù)
之間存在必然聯(lián)系６然而，在我國(guó)目前的證券市場(chǎng)

協(xié)整存在的一個(gè)重要的條件就是估計(jì)協(xié)整回一 歸方程的殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，因此可以通過(guò)檢驗(yàn)｛五：｝ 平穩(wěn)性檢驗(yàn)｛黽｝分量之間的協(xié)整性，｛五。｝的平穩(wěn)性
使用ＡＤＦ方法進(jìn)行判斷。 ２．２誤差修正模型
” ．’

中，占很大比重的國(guó)有股權(quán)（國(guó)家股，法人股），一般
難以上市流通，特殊的股權(quán)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致股票市場(chǎng)推進(jìn) 企業(yè)制度創(chuàng)新的深層功能尚難發(fā)揮，同時(shí)，我國(guó)二 級(jí)市場(chǎng)中投機(jī)過(guò)度，所以我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和證券市場(chǎng) 之間的關(guān)系可能會(huì)和較為規(guī)范的證券市場(chǎng)中的分 析結(jié)果不太一致。
．

－‘當(dāng)王。＝（Ｍ，蘭１￡，ｚ２∥?‘?ｊｚ脅）７的分量之間存在
協(xié)整關(guān)系時(shí)，則方程（２）能夠轉(zhuǎn)化成誤差修正的特 ‘定形式，以時(shí)滯項(xiàng)聲＝１為例，方程（２）可以表示 為［６］ ｙ￡＝ａｏ十愚吒一ｌ＋口Ｘ：＋ｚＸ￡一１＋∥￡ （４）

２．１變量協(xié)整性分析－．．’７

．‘。．：

協(xié)整分析的經(jīng)濟(jì)意義在于，對(duì)于兩個(gè)具有各自．

對(duì)（４）式兩邊同減去ｙ。一‘ｌ化簡(jiǎn)得

長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律的變量，如果它們之間是協(xié)整的，則ｔ’
它們之間存在一個(gè)長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。反之，如果這

４Ｍ亍ａＯ－Ｉ－戽知￡

ｌ十ａｇＸｚ’＋越一ｌ＋愚＾一２－Ｗ。
（５） （６）

’ａＸｔ一１＋?ＺＸ￡一２一ｙ￡。１．十盧￡

兩個(gè)變量不是協(xié)整的，則它們之間不存在一個(gè)長(zhǎng)期
的均衡關(guān)系。
“ ‘．

＋ＥＣＭ￡一１＝ａｏ十緲￡一２＋口鼉一ｌ＋ｙＸｔ－＿２一Ｍ一１

．。‘?

由｛西｝的分量之間的協(xié)整性，（４）式的差分和

．對(duì)協(xié)整的檢驗(yàn)首先要確定時(shí)問(wèn)序列變量的單．’
整性，單整性是指：如果時(shí)間序列，Ａｋｘ。（忌＜ｄ。）是非

殘差項(xiàng)岸。是平穩(wěn)的時(shí)間序列，所以｛ＥＣＭ，｝．也是一
．個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列。利用（３）式的誤差修正項(xiàng)盧。

平穩(wěn)序列，△屯。．是平穩(wěn)序列，則稱而為ｄ。階單整，
記做一Ｉ（ｄ）。文章中我們使用單整性ＡＤＦ檢驗(yàn)的 模型［５Ｊ
ｉ
＋‘ ’ｌ’

。代ｙｔ．’和蘢之間帶有時(shí)滯的長(zhǎng)期關(guān)系式ＥＣＭ，，
１建立時(shí)滯為Ｐ誤差修正模型

。。＾
’ｊ‘

鋤＝．∑腳＿十∑蚴一，竹?賊…肫
』＝Ｉ
Ｊ２１ ～
．●

ｒ，

?△ｚ￡＝ｄ七（１０—１）ｚ￡一ｌ＋２ｊ只△ｚ￡一ｉ＋觸Ｊ＿
一．ｉ＝１
．１

（７）

’￡．＝２√‘，Ｔ

一

?（１）

其中．ＥＣＭｔ一１表示誤差修正項(xiàng)，反映的是變量之間

其中．ｄ為常數(shù)項(xiàng)，臼ｉ；１０為系數(shù)項(xiàng)，聲為滯‘后項(xiàng)階． 數(shù)，盧。為殘差項(xiàng)，丁為樣本數(shù)據(jù)量，我們使用Ｐ』２
時(shí)的模型�！�
１一

４的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期變化的影響�！渌罘猪�(xiàng)
反映的是變量短期變化之間的相互影響。
２．３實(shí)證分析和計(jì)算結(jié)果
．＋’

‘假設(shè)檢驗(yàn)Ｈｏ‘：ｐ＝１，備擇假設(shè)為Ｈ】：１０＜１。
根據(jù)（１）式回歸方程中系數(shù)（｜Ｄ一１）的ｔ檢驗(yàn)值進(jìn)

以下我們利用１９９５年１月到２０００年９月這段 時(shí)間內(nèi)每個(gè)季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。我們選取的

行判斷，若ｔ檢驗(yàn)值小手ＡＤＦ分布的臨界值，則接

宏觀經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)及股票市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)表示如表ｌ。＋
ａ?５３?

萬(wàn) 　 方數(shù)據(jù)

Ｖ０１．２１。Ｎｏ．４ 表１ 國(guó)民生產(chǎn)總值 全國(guó)物價(jià)指數(shù) 固定資產(chǎn)投資 家庭存款余額
ＧＤｐ
Ｐ， ＦＡＪ ＨＰＤ

預(yù)

測(cè)

２００２年第４期

丑＝（ＳＨＡ，Ｌ垠，ＳＩＲ，ＨＰＤ，Ｍ１），在給定顯著水
上證指數(shù) 長(zhǎng)期利率 短期利率 貨幣供應(yīng)量‘
ＳＨｒＡ

Ｌ儂
Ｓ上Ｒ

平為１％時(shí)，ＡＤＦ檢驗(yàn)結(jié)果表明（３）式計(jì)算得到殘 差項(xiàng)序列｛盧。｝為平穩(wěn)序列，所以在這段時(shí)間內(nèi) 且表示如下式 Ｓ卜Ｍ。＝６６３．８３５１—８２．５７５５Ｌ／Ｒ。＋１５１．１７２５Ｍ１。一

（使用Ｍ１的數(shù)據(jù)）

Ｍｌ

野偽和Ｌ儂、Ｓ儂、腫、Ｍ１之間具有協(xié)整關(guān)系， （８）式的結(jié)果表明，Ｓ凇與Ｌ／Ｒ、Ｓ坂、腫
０．００４６ＨＰＤ￡一０．０２３３ＳＩＲ。＋岸。
（８）

數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)，Ｒｉｃｈｗａｙ－２０００， 中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，１９９５－－２００１。

首先檢驗(yàn)所選變量的單整性，利用單整性 ＡＤＦ檢驗(yàn)的模型，我們計(jì)算的結(jié)果見(jiàn)表２。即在給 定顯著水平為１％時(shí)，宏觀經(jīng)濟(jì)變量ＧＤＰ、ＦＡＩ、 ＰＪ單整階數(shù)小于２，而宏觀經(jīng)濟(jì)變量Ｌ垠、ＳＩＲ、 Ｍ１、爿ＰＤ和ＳＨＡ是３階單整。所以在這段時(shí)間

之間為負(fù)相關(guān)的，與Ｍ１之間為正相關(guān)的。由回

Ｍ１的顯著性較強(qiáng)，而變量腫的顯著性較低，所
以在我們研究的這段時(shí)間內(nèi)利率的變化和貨幣供
應(yīng)量的變化會(huì)比較明顯的影響到上證指數(shù)的波動(dòng)， 而家庭存款余額的變化影響相對(duì)較小。 利用（６）式我們建立誤差修正模型，其中誤差 修正項(xiàng)為

歸方程的顯著性檢驗(yàn)我們得到變量ＬＩＲ、Ｓ儂和

內(nèi)Ｓ凇的波動(dòng)和ＧＤＰ、ＦＡＩ、ＰＩ的變化之間不存 在協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，此階段Ｓ凇和ＬＩＲ、Ｓ儂、
ＨＰＤ、Ｍ１之間可能存在協(xié)整關(guān)系。這個(gè)結(jié)論不
同于美國(guó)和歐洲證券市場(chǎng)的分析結(jié)果，這表明在這 段時(shí)間內(nèi)，ＳＨＡ變化還不能真正反映我國(guó)ＧＤＰ、 ＦＡＩ、ＰＩ的變化，即股市價(jià)格指數(shù)的信息含量較 低。 在單整性分析基礎(chǔ)上，我們檢驗(yàn)同階單整變量 之問(wèn)是否具有協(xié)整關(guān)系，在模型（２）中，我們選取
表２

ＥＣＭｔ＝Ｓ＾隊(duì)。一６６３．８３５１＋８２．５７５５ＬＩＲ。一

１５１．１７２５Ｍ１￡＋０．００４６冊(cè)￡十

０．０２３３ＳＩＲ。

（９）

計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表３。

符號(hào)
ＳＨＡ

名

稱
ｂＩ
ｒｅ２

ＡＤＦ值
ｒｐ３
ｔ０４

上證指數(shù) 國(guó)民生產(chǎn)總值 固定投資量 長(zhǎng)期利率 短期利率 家庭存款余額 全國(guó)物價(jià)指數(shù) 貨幣供應(yīng)盈

ｔｏ＝０．０９７８
ｔｏ＝一１．１１６２ ｌｏ＝一５．４５１３

ｔ０２＝０．５２５１ ｔ０２＝一２５．７６９ ｔ０２＝一１４．８３８

ｔ０３＝一１．６８５９

ｔ０４；一７．２１７３

ＧＤＰ
ＦＡ， Ｌ兒℃

ｔｏ＝一０．１５５５
ｔｏ＝一０．３６４２ ｔＯ＝一１．８５１８

１０２＝一２．２４９０ ｔ０２＝一１．７６０３
ｔ０２＝一０．４１０２ ｔ０２＝一１０．８７９

￡０３＝一３．２５５６ １０３＝一３．７４１４

ｔ０４＝一５．７３２３

Ｓ，Ｒ
ＨＰＤ Ｐｌ ＾玎１

ｔｏａ＝一６．５７７８ ｔ０４＝一３．７８１５

ｔ０３＝一１．９３５７

￡ｏ＝一１．７９９０ ｔｏ＝０．６１２５

ｔ０２＝一０．９０６８

ｔ０３＝一３．５１１３

ｔ０４＝一５．５７０

注：ｒＰｌ，勺２，’３，酗分別表示變量而在１，２，３，４次差分時(shí)所對(duì)應(yīng)的ｌＤ一１的ｔ統(tǒng)計(jì)量值。Ｔ＝２５時(shí)在括號(hào)內(nèi)
給定的顯著水平下對(duì)應(yīng)的ＡＩ）Ｆ檢驗(yàn)臨界值分別為一３．７５（１ ９６），一３．３３（２．５％），一３．ｏｏ（５％）。 衷３
ＡＳＨＡｆ一１
０．６００５ ｚＸＨＰＤ，一１ ＡＳＩＲｆ—Ｉ

△ｌ。ｌＲｔｏ
一０．０１３８

ｚ３ｄＶｌｌｆ—ｌ ３９．９０９６

一Ｏ．０１７４

一６１．９８９９

（４．３４５５）
ＡＳＨＡｆ一２
０．３１０５

（一１．９３８７）
ｚｇ－／ＰＤ，一２

（一２．５１２１）
ＡＳＩＲ￡一２
１６．１９８８

（一２．０３８７）
△ＬＪＲｆ一２ —０．００６３

（４．６５８２） ｚＸＭｌ ｒ一２
２９．５０１３

ＥＣＭｔ—ｌ
—Ｏ．３１２５

—０．００２３

（２．３４６５）

（一０．２４４１）

（０．６５６５）

（０．７８８２）

（３．４２５３）

（一３．５７４０）

注：其中偶數(shù)行為對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)，奇數(shù)行括號(hào)內(nèi)的數(shù)為回歸系數(shù)的￡一統(tǒng)計(jì)量值。

由表３中的計(jì)算結(jié)果可以看到，誤差修正項(xiàng)

ＳＩＲ、Ｌ儂、Ｉ－－ＩＰＤ、Ｍ１的短期變化的影響，其中
ｚＳＭｌ。一ｌ，ＺｋＭｌ。一２影響顯著，即Ｍ１短期的變化會(huì) 在ＳＨＡ的短期變化中得到明顯反映，同時(shí)ＳＨＡ

ＥＣＭ，一Ｉ較顯著的影響ＡＳＨＡ。的變化，即ＳＨＡ和 ＬＩＲ、ＳＩＲ、ＨＰＤ、Ｍ１的長(zhǎng)期均衡關(guān)系影響到

ｚＳＳＨＡ。的變化。另一方面，△ｍＡ。的變化也受到
?５４?

本身的變化ＡＳＨＡ。一ｌ，△Ｓ鼢。一２、ＳＩＲ的近期變化

萬(wàn) 　 方數(shù)據(jù)

尚鵬岳，等：上證指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析

ＡＳＩＲ。一１、ＬＩＲ的近期變化△Ｌ僚。一１在ＳＨＡ的短
期變化中也可以得到較為明顯反映。。 ３結(jié)論 本文計(jì)算結(jié)果表明，在１９９５年１月至２０００年 ９月這段時(shí)間內(nèi)，上證指數(shù)的波動(dòng)同國(guó)民生產(chǎn)總． 值、。固定投資量、全國(guó)物價(jià)指數(shù)的變化之間不具有

預(yù)測(cè)宏觀經(jīng)濟(jì)變化時(shí)我國(guó)證券市場(chǎng)的前景。文章 的不足之處是，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，我國(guó)的證 券市場(chǎng)越來(lái)越受到國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，所以在分 析中對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的考慮將會(huì)使我們的研究結(jié) 果更好。 （致謝：金花信托投資公司資產(chǎn)管理總部總經(jīng) 理吳雄偉博士，對(duì)本文提出很多有價(jià)值的修改意 見(jiàn)，在此表示感謝。’同時(shí)感謝沈忠平在本文寫作中 無(wú)私的幫助。） 參考文獻(xiàn)：
［１●Ｆａｍａ
Ｅ

協(xié)整關(guān)系，而與長(zhǎng)期利率、短期利率、貨幣供應(yīng)量以
及家庭存款余額的變化之間具有協(xié)整關(guān)系。 這表明，在這段時(shí)間內(nèi)，國(guó)民生產(chǎn)總值、固定投． 資量、全國(guó)物價(jià)指數(shù)的變化和上證指數(shù)的波動(dòng)之間 不存在一個(gè)長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，而（７）式則表示出了 長(zhǎng)期利率、短期利率、貨幣供應(yīng)量、家庭存款余額的 變化和上證指數(shù)的波動(dòng)之問(wèn)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，‘由＿． （７）式的分析結(jié)果我們得到長(zhǎng)期利率ｉ短期利率、貨’．

Ｆ．Ｓｔｏｃｋ ｒｅｔｕｒｎｓ，ｅｘｐｅｃｔｅｄ ｒｅｔｌｌｒｒｋ％ａｎｄ ｒｅａｌ
ｏｆ

ａｃ一

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［２］Ｍｕｋｈｅｒｊｅｅ
８ｎ

Ｔ

Ｋ，Ｎａｋａ Ａ．Ｄｙｎａｍｉｃ ｒｅｌａｔｉｏｎｓ ｂｅｔｗｅｅｎ

ｍａｃｒｏｅｃ站ｎｏｍｉｃ ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ ｔｈｅ Ｊａｐａｎｅｓｅ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ ｉ ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎ ｏｆ
ａ ｖｅｃｔｏｒ

ｅｒｒｏｒ－ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ

ｍｏｄｅｌ［Ｊ］．Ｔｈｅ

幣供應(yīng)量的變化明顯地影響到上證指數(shù)的波動(dòng)。． 表３的誤差修正模型結(jié)果表明上證指數(shù)的短期波． 動(dòng)較為明顯地受誤差修正項(xiàng)的影響，同時(shí)貨幣供應(yīng) 量的短期變化ｚｋＭｌ。。－ｉ、ｋＭｌ。』２ｊ上證指數(shù)本身的’。 變化＋△斟詛。一】、ｆ△研執(zhí)。一２、短期利率韻近期變化１
ＡＳＩＲｔ

ｊｏｕｒｎａｌ．ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，１９９５，１８（２）：２２３—２２７．

［３］Ｋｗｏｎ
ｔｗｅｅｎ

Ｃ Ｓ，Ｓｈａｎ Ｔ

Ｓ．Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎｄ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｂｅ— ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ Ｓｔｏｃｋ ｍａ ｒｋｅｔ ｒｅｔｕｍｓ

ｍａｃｎ×赫’ｏｍｉｃ
Ｆｉｎａｎｃｅ

［Ｊ］．Ｇｌｏｂａｌ ［４］Ｍａｙｓａｍｉ
ｂｆ ｔｈｅ

Ｊｏｕｒｎａｌ，１９９９，１０：１，７ｌ一７８．
ｖｅｃｔｏｒ
ｅｒｒｏｒ

Ｒ Ｃ，Ｋｏｈ Ｔ Ｓ．Ａ

ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ

ｍｏｄｅｌ

Ｓｉｎｇａｐｏｒｅ’ｓｔ６ｃｋ’ｍａｒｋｅｔ［Ｊ］．Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｆｉｎａｎｃｅ，２０００，９：７９—９６．

Ｒｅｖｉｅｗ

１、長(zhǎng)期利率的近期變化△Ｌ職。一１（ｔ取每個(gè)
，

１．‘ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ

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季度的數(shù)據(jù)）對(duì)上證指數(shù)的短期變化影響顯著。 本文的結(jié)果對(duì)我國(guó)證券市場(chǎng)的基本面分析具 有某些指導(dǎo)作用，通過(guò)文章的結(jié)果我們可以更好地 （上接４３頁(yè)）
， －Ｊ ，

的得益，在雙方需求都很強(qiáng)烈韻情況下，可以形成 一個(gè)巨大的市場(chǎng)，有效地轉(zhuǎn)移、管理信用風(fēng)險(xiǎn)，提高 資本市場(chǎng)的穩(wěn)定性與效率。制約衍生產(chǎn)品交易的 主要問(wèn)題是其信息不對(duì)稱問(wèn)題和交易成本問(wèn)題，，這 兩個(gè)問(wèn)題的存在將減少雙方的得益，降低市場(chǎng)的效 率，嚴(yán)重時(shí)甚至?xí)䦟?dǎo)致市場(chǎng)失敗．ｏ
?”

種新的產(chǎn)品模型，而是要?jiǎng)?chuàng)造與其對(duì)應(yīng)的發(fā)展環(huán)
境，才能保證其健康發(fā)展。‘我國(guó)在交易法規(guī)、評(píng)價(jià) 體系、交易平臺(tái)等一系列方面都遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于國(guó)外， 必須從這些方面著手，加強(qiáng)建設(shè)，才能為引進(jìn)信用 衍生品打好基礎(chǔ)，。以便與國(guó)際接軌，利用信用衍生 品的長(zhǎng)處，有效提高金融體系的穩(wěn)定性與效率ｊ 參‘考文獻(xiàn)：
［１］Ｊａｃｋｓｏｎ
。１ ’’

國(guó)外在克服這兩個(gè)問(wèn)題上已經(jīng)做了大量的工

作：制定了一系列的交易條例，構(gòu)建了交易平臺(tái)，在
原有的基礎(chǔ)上進(jìn)一步完善了信用評(píng)價(jià)體系，因而有

Ｐ，Ｐｅｒｒａｕｄｉｎ

Ｗ．Ｒｅｇｕｌａｔｏｒｙ

ｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓ

ｏｆ

ｃｒｅｄｉｔ ｒｉｃｋ ｍｏｄｅｌｉｎｇ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｂａｎｋｉｆｉｇ＆Ｆｉｎａｎｃｅ，

效地促進(jìn)了信用衍生品的發(fā)展。但是：與信用衍生
品所蘊(yùn)藏的價(jià)值相比，現(xiàn)在所開(kāi)發(fā)出的還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不 夠，因此還需要針對(duì)交易成本等市場(chǎng)抑制因素，從 交易法規(guī)、定價(jià)、產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)化等方面更一步加強(qiáng)開(kāi) 發(fā)，以促進(jìn)信用衍生品更好地發(fā)展。 我國(guó)的銀行業(yè)與國(guó)外相比，有著更迫切的穩(wěn)定

２０００，（１）：１－１４．一． ［２］Ａｓｈｅｒ Ｊ．Ｃｒｅｄｉｔ?ｄｅｒｉｖａｔｉｖｅｓ：ａ ｒｅｄ—ｈｏｔ １９９８，（８）：３３—３４． ［３］Ｐａｒｋ Ｓ．Ｃｒｅｄｉｔ ｒｉｓｋ：ｃａｎ ｃｒｅｄｉｔ
ｄｅｒｉｖａｔｉｖｅｓ ｂｅ ｇｒｏｗｔｈ
ａｒｅａ

ＥＪ］．
ｂａｎｋ

ｗｉｄｄｙ

ｔｏ

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?

要求，卻同時(shí)面臨著更大的風(fēng)險(xiǎn)，因此；信用衍生品
的引進(jìn)是有著非常重要的意義的。但從前面的分 析中可以看出，信用衍生品的發(fā)展不僅僅是引入一

５５

?

萬(wàn) 　 方數(shù)據(jù)

上證指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)協(xié)整關(guān)系的實(shí)證分析
作者： 作者單位： 刊名： 英文刊名： 年，卷(期)： 被引用次數(shù)： 尚鵬岳， 李勝宏 浙江大學(xué)數(shù)學(xué)系金融系統(tǒng)工程研究室，浙江 杭州 310027 預(yù)測(cè) FORECASTING 2002,21(4) 17次

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