序論：寫作是一種深度的自我表達(dá)。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇宏觀經(jīng)濟(jì)變化范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

股票市場(chǎng)作為金融市場(chǎng)的重要組成部分，最初產(chǎn)生的目的是為企業(yè)獲得融資，使企業(yè)獲得充足的資金，以促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)更好的發(fā)展。自從1976年羅斯提出APT理論以來，宏觀經(jīng)濟(jì)變量與風(fēng)險(xiǎn)一起成為了影響股票市場(chǎng)的因素，使得股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的相互關(guān)系有了理論依據(jù)。從此，股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的相互影響關(guān)系就成為學(xué)者們研究的熱點(diǎn)問題。股票市場(chǎng)的發(fā)展壯大不僅增強(qiáng)了資本市場(chǎng)的活動(dòng)能力，一定程度上也將反作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，對(duì)各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生影響，再由宏觀經(jīng)濟(jì)變量反作用于股票市場(chǎng)而起到循環(huán)作用。而政府采取宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段，也是基于這樣的作用機(jī)制來對(duì)資本市場(chǎng)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)節(jié)。因而，在目前情況下對(duì)我國的股票市場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量是否存在關(guān)聯(lián)性進(jìn)行深入的研究，顯得十分必要。世界上所有的新興證券市場(chǎng)都會(huì)不可避免的受到宏觀調(diào)控的干預(yù)，中國股票市場(chǎng)作為一個(gè)發(fā)展僅有二十余年的新市場(chǎng)，更是需要國家的宏觀調(diào)控。但是，國家對(duì)股票市場(chǎng)的宏觀調(diào)控不能盲目的進(jìn)行，要實(shí)行有效的調(diào)控措施，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票市場(chǎng)的關(guān)系必須有明確的了解。由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量眾多，且與股票市場(chǎng)的關(guān)系也各不相同，因此宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票市場(chǎng)的作用機(jī)制比較復(fù)雜。本文以實(shí)證的方式，通過運(yùn)用多種計(jì)量方法建立模型來研究股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在關(guān)聯(lián)性，以及存在怎樣的關(guān)聯(lián)性。

二、文獻(xiàn)回顧

Chen等（1986）在APT的基礎(chǔ)上建立了一個(gè)向量自回歸（VAR）模型，他們研究發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量通過影響貼現(xiàn)率成為股市風(fēng)險(xiǎn)因素之一，還發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量和股票價(jià)格之間存在長期的均衡關(guān)系。Grange（r1981）提出了協(xié)整分析理論，為檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股市的關(guān)聯(lián)性提供了的另一種方法。Fama（1990）用多因素模型證實(shí)了美國經(jīng)濟(jì)中貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率對(duì)股市收益率有顯著的影響，并指出貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹是通過影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長來對(duì)股市產(chǎn)生作用的。Benranke和Kuttne（2004）利用VAR方法，考察了未預(yù)期貨幣政策對(duì)股票市場(chǎng)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，貨幣政策對(duì)股票市場(chǎng)有影響，但貨幣政策的變動(dòng)只能解釋部分股票價(jià)格的變動(dòng)。鐘小強(qiáng)（2008）利用VAR模型和協(xié)整理論對(duì)于貨幣政策對(duì)股市的有效性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明股指和貨幣供應(yīng)量、利率之間存在穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系；同時(shí)貨幣供應(yīng)量是股指的格蘭杰原因，利率不是股指的格蘭杰原因；相對(duì)于利率，貨幣供應(yīng)量對(duì)股市的影響更大。孫云玉（2009）采用2000—2007年的數(shù)據(jù)分析中國股市價(jià)格波動(dòng)與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，結(jié)果表明二者之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，股市價(jià)格對(duì)不同層次貨幣供應(yīng)量影響程度不同，M1對(duì)股市價(jià)格影響最大，但反過來股市價(jià)格則對(duì)M0影響最大，對(duì)M1僅有一定程度的影響。三、宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票市場(chǎng)關(guān)聯(lián)性的理論分析及研究假設(shè)本文將以股票定價(jià)理論為基礎(chǔ)，分別從宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生的影響和股票市場(chǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生的影響這兩個(gè)方面進(jìn)行簡要的理論分析，為實(shí)證分析提出相關(guān)的理論假設(shè)奠定基礎(chǔ)。

（一）股票定價(jià)理論

作為資本市場(chǎng)理論的核心內(nèi)容，股票定價(jià)理論經(jīng)歷了從傳統(tǒng)理論向現(xiàn)論轉(zhuǎn)變的過程。傳統(tǒng)股票定價(jià)理論主要指穩(wěn)固基礎(chǔ)理論，其基本思想是，股票具有內(nèi)在價(jià)值，它是股票價(jià)格穩(wěn)固的基點(diǎn)，股票價(jià)格決定于內(nèi)在價(jià)值。股票價(jià)格總是圍繞其內(nèi)在價(jià)值而上下波動(dòng)的，當(dāng)股票市價(jià)高于其內(nèi)在價(jià)值時(shí)，就出現(xiàn)賣出機(jī)會(huì)，反之亦然。傳統(tǒng)的定價(jià)理論著重于價(jià)值發(fā)現(xiàn)功能，即從企業(yè)角度入手考察股票價(jià)格決定因素。現(xiàn)代定價(jià)理論則從投資者的角度出發(fā)，更多地考慮到投資者的現(xiàn)實(shí)情況，即投資者往往不是投資于一種股票，而是投資于由多種股票形成的組合。現(xiàn)代股票定價(jià)理論的代表人物Markowitz在1952年發(fā)表了《證券組合的選擇》一文，他根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)上的均值、方差和協(xié)方差等指標(biāo)，將單個(gè)股票和股票組合的收益和風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行量化，將復(fù)雜的投資決策問題簡化為收益-風(fēng)險(xiǎn)（期望值-方差）的二維問題，給出了投資者如何通過建立有效邊界，并根據(jù)自身風(fēng)險(xiǎn)承受能力選擇最優(yōu)投資組合，以實(shí)現(xiàn)投資效用最大化的一整套理論，即現(xiàn)代證券組合理論。

（二）宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生的影響

股價(jià)的波動(dòng)取決于預(yù)期的未來現(xiàn)金流的波動(dòng)性、未來貼現(xiàn)因子的波動(dòng)性及兩者之間的相關(guān)性。而未來現(xiàn)金流、貼現(xiàn)因子直接受企業(yè)層面實(shí)體因素的影響，如企業(yè)的盈利能力、資本結(jié)構(gòu)、營運(yùn)杠桿、管理水平等；企業(yè)的實(shí)體因素又受行業(yè)因素、宏觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)變量（如國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹、實(shí)際利率、匯率與進(jìn)出口等）及宏觀調(diào)控政策（如財(cái)政政策、貨幣政策）的影響。因此，股價(jià)的變動(dòng)因素取決于上述經(jīng)濟(jì)實(shí)體變量及相關(guān)政策變量，股指的變化也應(yīng)由這些變量的變化所決定。如圖1所示所有因素都是通過作用于供求關(guān)系而影響股票價(jià)格。

（三）股票市場(chǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量產(chǎn)生的影響

股票市場(chǎng)作為一種日益重要的投資方式，其在籌集資金、促進(jìn)企業(yè)經(jīng)營機(jī)制的轉(zhuǎn)換和優(yōu)化資源配置這三方面對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)也產(chǎn)生越來越重要的影響。股票市場(chǎng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，主要是通過消費(fèi)、投資、貨幣政策和匯率等渠道來產(chǎn)生作用的：（1）股票價(jià)格一般被認(rèn)為是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的先行指標(biāo)，具有國民經(jīng)濟(jì)“晴雨表”的功能。股票市場(chǎng)對(duì)GDP的作用主要通過股票市場(chǎng)的消費(fèi)和投資兩個(gè)渠道來推動(dòng)。（2）股市市場(chǎng)對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響主要體現(xiàn)在股市價(jià)格波動(dòng)改變了貨幣需求的穩(wěn)定性,從而對(duì)貨幣供應(yīng)帶來沖擊，并推動(dòng)貨幣供應(yīng)的存量和結(jié)構(gòu)發(fā)生相應(yīng)變化。（3）股票市場(chǎng)對(duì)匯率的影響主要體現(xiàn)在股價(jià)上升還將增加國內(nèi)投資者的財(cái)富，增加貨幣需求，推動(dòng)國內(nèi)利率的上升，而國內(nèi)利率的上升還將進(jìn)一步刺激資本流入，使本幣升值，匯率上升。

（四）研究假設(shè)

綜合已有的宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票市場(chǎng)關(guān)系的理論研究，我們可以看出二者之間的影響是相互的，并且是復(fù)雜的、不確定的。具體到我國的經(jīng)濟(jì)來說，這種影響也是不確定的。這種不確定性，一方面是由于影響機(jī)制本身的復(fù)雜性，另一方面也與我國股票市場(chǎng)的自身發(fā)展特點(diǎn)密切相關(guān)。本文關(guān)于宏觀經(jīng)濟(jì)變量和股票市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)關(guān)聯(lián)性實(shí)證分析的理論假設(shè)如下：

假設(shè)1：股票市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)和國內(nèi)生產(chǎn)總值正相關(guān)消費(fèi)、投資和進(jìn)出口都是總產(chǎn)出的組成部分，它們?cè)黾颖砻鲊鴥?nèi)總需求增加，并決定國內(nèi)生產(chǎn)總值增加，公司利潤也隨之增加。國內(nèi)生產(chǎn)總值的任何增加，都會(huì)影響國內(nèi)公司現(xiàn)金流同方向變化。一般來說，在其他條件不變的情況下,股票價(jià)格也會(huì)同方向變化。因此，股市表現(xiàn)和國內(nèi)市場(chǎng)總值，甚至和消費(fèi)、投資、進(jìn)出口之間應(yīng)存在正向關(guān)系。

假設(shè)2：股票市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)和通貨膨脹率成負(fù)相關(guān)通常認(rèn)為實(shí)際通貨膨脹率和非預(yù)期通貨膨脹率之間存在正相關(guān)關(guān)系。因此，在其他條件不變的情況下，通貨膨脹和資產(chǎn)價(jià)格之間就會(huì)存在一種反向關(guān)系。如果通貨膨脹使產(chǎn)品售價(jià)上升，導(dǎo)致公司利潤增加，從而使公司現(xiàn)金流增加且這種增加是同步的，上述關(guān)系可能不再成立。因此，通貨膨脹和股票價(jià)格存在一種不十分確定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)3：股票市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)和利率正相關(guān)一般假設(shè)名義利率和價(jià)值模型的無風(fēng)險(xiǎn)利率之間存在一種正相關(guān)關(guān)系，因此名義利率的變化將會(huì)使資產(chǎn)價(jià)格向相反方向運(yùn)動(dòng)。因?yàn)槔式档鸵话闶雇顿Y者要求貼現(xiàn)率下降，在預(yù)期股利不變的條件下，股票的內(nèi)在價(jià)值將會(huì)上升。

假設(shè)4：股票市場(chǎng)價(jià)格指數(shù)和貨幣供應(yīng)量關(guān)系不確定從長期來看，股市上漲根本動(dòng)力應(yīng)該是經(jīng)濟(jì)增長和企業(yè)營利能力的增強(qiáng)。但在短期內(nèi)，資金是股市的物質(zhì)基礎(chǔ)，資金的流入流出是造成股市漲跌的直接因素。當(dāng)貨幣供應(yīng)增加超過民眾因經(jīng)濟(jì)增長及支付習(xí)慣和制度等變動(dòng)引起的需求增加時(shí)，市場(chǎng)利率會(huì)下降，就會(huì)存在部分資金流入股票市場(chǎng)，從而提高股市成交量和成交金額。當(dāng)股市擴(kuò)容有限時(shí)，股價(jià)將上漲。可見，貨幣變動(dòng)領(lǐng)先于股價(jià)變動(dòng)，且兩者之間是正相關(guān)關(guān)系，但同時(shí)貨幣供給增長會(huì)刺激經(jīng)濟(jì)增長，會(huì)使企業(yè)現(xiàn)金流增加，從而提高股票價(jià)格。可是貨幣供給增加有可能導(dǎo)致流通中的貨幣過多，這在一定程度上會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹，從而使資產(chǎn)價(jià)格向相反的方向運(yùn)動(dòng)。這樣，股價(jià)指數(shù)和貨幣供給應(yīng)該反向變化。綜上所述,貨幣供給和股票價(jià)格變動(dòng)方向更應(yīng)該由經(jīng)驗(yàn)證據(jù)來決定。

四、宏觀經(jīng)濟(jì)變量與中國股票市場(chǎng)關(guān)聯(lián)性的實(shí)證分

本文采用向量自回歸（VAR）模型對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票市場(chǎng)的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行考察，主要遵循如下步驟：首先進(jìn)行數(shù)據(jù)來源和變量的選擇，之后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并以平穩(wěn)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)構(gòu)造VAR模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)分析，最后從協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)等角度來進(jìn)一步驗(yàn)證變量之間的關(guān)系。

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文選取1998年1月至2009年9月的月度數(shù)據(jù)對(duì)中國股票市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，數(shù)據(jù)均來源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫、大智慧系統(tǒng)軟件、中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國人民銀行的官方網(wǎng)站。由于月度數(shù)據(jù)會(huì)存在一定的季節(jié)性，因此，為了消除季節(jié)因素的影響，本文用X-n的方法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，得到剔除季節(jié)因素的數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

本文選取上海證券交易所股票價(jià)格綜合指數(shù)（SZ）作為股市指標(biāo)；國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP由于是年度數(shù)據(jù)，很難得到月度數(shù)據(jù)，故在實(shí)證分析中我們將采用工業(yè)增加值（GYZJZ）來代替GDP；貨幣供應(yīng)量本文采用M2來反映貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹率用某一具有代表性的物價(jià)指數(shù)比如居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）來反映通脹情況；利率作為國家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的中間目標(biāo)之一，本文選用的是實(shí)際貸款利率并選6個(gè)月貸款利率作為短期利率的代表，以5年期貸款利率作為長期利率的代表；匯率本文選用外匯儲(chǔ)備（WHCB）作為匯率指標(biāo)。

（三）實(shí)證檢驗(yàn)

大部分有關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)的模型，都是利用經(jīng)濟(jì)理論來建立變量之間關(guān)系的聯(lián)立方程模型。但是，經(jīng)濟(jì)理論通常并不足以對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系提供一個(gè)嚴(yán)密的說明，而且內(nèi)生變量既可以出現(xiàn)在等式的左端又可以出現(xiàn)在等式的右端，這使得估計(jì)和推斷更加復(fù)雜。為解決這些問題，產(chǎn)生了一種用非結(jié)構(gòu)性方法來建立各個(gè)變量之間關(guān)系的模型，就是本章所采用的向量自回歸模型（VAR）。向量自回歸模型通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量這一時(shí)間序列的相關(guān)分析具有較好的預(yù)測(cè)和解釋能力。由于宏觀經(jīng)濟(jì)中包含有許多的變量，無法明確的知道每一個(gè)變量是如何影響股票市場(chǎng)的，故本文將他們拆分開來進(jìn)行研究。

1.GDP、投資、儲(chǔ)蓄、消費(fèi)、對(duì)外貿(mào)易與股票市場(chǎng)關(guān)聯(lián)性的研究。本節(jié)選取的宏觀經(jīng)濟(jì)變量有工業(yè)增加值（GYZJZ）、儲(chǔ)蓄額（CXE）、社會(huì)消費(fèi)總額（SHXFE）、固定資產(chǎn)投資（GDZCWCE）、進(jìn)出口額（JCKE）。（1）單位根檢驗(yàn)。由于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，以及VAR模型的構(gòu)建是要求變量都是一階單整的，故本文要對(duì)所選的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文選取的檢驗(yàn)方法是ADF檢驗(yàn)。由表1可知，我們所選取的變量都是一階單整的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前也要先確定模型的滯后階數(shù)，本文參考了LR（極大似然比值）、SC值、AIC值，結(jié)合實(shí)際情況，選取滯后一階的VAR模型。由運(yùn)算結(jié)果我們可以看到上證綜指擬合的方程擬合優(yōu)度為0.90，調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.89，說明模型擬合的還算是比較成功的。得到上證綜指與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)學(xué)公式：SZ=0.85*SZ（-1）-0.005*CXE（-1）+0.02*GDZCWCE（-1）-0.23*GYZJZ（-1）+0.44*JCKE（-1）+0.15*SHIXFZE（-1）+25.53由上述公式我們可以看到，上證綜指與自身前一期的指數(shù)成正向變化，與固定資產(chǎn)完成額、進(jìn)出口額、社會(huì)消費(fèi)總額的前一期值成正向變化。固定資產(chǎn)完成額的增加，表明實(shí)業(yè)投資的增加，實(shí)業(yè)投資與股票市場(chǎng)投資是相互促進(jìn)的，實(shí)業(yè)投資的增加必然會(huì)帶動(dòng)股票市場(chǎng)的發(fā)展。進(jìn)出口的增加，則有利于國內(nèi)企業(yè)的發(fā)展，使得企業(yè)的利潤增加，同時(shí)使得企業(yè)的股票價(jià)格上揚(yáng)。而消費(fèi)的增加，一方面使得企業(yè)的銷售增加，另一方面消費(fèi)還推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。這兩方面的作用都將有利于股票市場(chǎng)的發(fā)展，體現(xiàn)在股票價(jià)格的上揚(yáng)上。上證綜指與工業(yè)增加值的前一期變化成反向變化，在本期的關(guān)系中也是負(fù)向相關(guān)，這與我們前期理論分析結(jié)論有些出入，原因可能有以下幾點(diǎn)：第一，本文用工業(yè)增加值來替代GDP，替代性可能不夠。第二，我國股票市場(chǎng)的發(fā)展軌道與國外的股票市場(chǎng)很不一致。我國股票市場(chǎng)起步較晚，起步原因較特殊，而且還有中國股市自身特有的特點(diǎn)，這使得我國的股票市場(chǎng)的有效性不是很強(qiáng)，導(dǎo)致股票價(jià)格會(huì)經(jīng)常出現(xiàn)異常性的波動(dòng)。

（3）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)是檢驗(yàn)變量之間是否存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。我們依然選用特征根檢驗(yàn)法對(duì)上述模型進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明這幾個(gè)變量之間存在三個(gè)協(xié)整關(guān)系見表2：

這說明上證綜指和宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間是存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系的。同時(shí)也說明了宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間也是存在著長期的相互關(guān)系的。這從另一方面為我們前面的理論假設(shè)中提到的宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間相互傳導(dǎo)影響股市提供了實(shí)證支持。協(xié)整方程式如下：SZ=1.49CXE+2.90GDZCWCE-5.38GYZJZ+12.97JCKE-2.005SHXFZE從上述公式中得出，長期儲(chǔ)蓄額的增加，使得貨幣供給增加，更多的資金進(jìn)入股市，讓股市資金充足，促使股價(jià)上升，因此股價(jià)與儲(chǔ)蓄額是正向波動(dòng)的，這和我們前面的理論假設(shè)是一致的。固定資產(chǎn)投資長期的增加，意味著社會(huì)大環(huán)境的良好發(fā)展，增強(qiáng)股票投資者的信心，從而給股票市場(chǎng)良好的信號(hào)，使得股票價(jià)格上漲，這也和我們前面的理論假設(shè)是一致的。進(jìn)出口額的增加表明我國對(duì)外貿(mào)易的良好發(fā)展，同時(shí)也表明國家大力發(fā)展對(duì)外經(jīng)濟(jì)。這至少對(duì)外貿(mào)企業(yè)是一個(gè)良好的發(fā)展機(jī)會(huì)，外貿(mào)企業(yè)的發(fā)展，也會(huì)帶動(dòng)其他的提供原料和銷售的上下游的企業(yè)的發(fā)展。企業(yè)基本面發(fā)展良好，反映在企業(yè)股票上，促使股票價(jià)格上升。但我們也可以看到社會(huì)消費(fèi)的增加會(huì)使股票價(jià)格下降。其可能原因?yàn)椋M(fèi)的過快增加會(huì)使物價(jià)上漲過快，產(chǎn)生一定的通貨膨脹和投資心理恐慌，從而對(duì)股市產(chǎn)生不利影響。

（4）格蘭杰因果檢驗(yàn)。對(duì)上述變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，來檢驗(yàn)變量之間是否存在格蘭杰因果關(guān)系，見表3。由表3可知：工業(yè)增加值可以單向格蘭杰引起上證綜指的變化，社會(huì)消費(fèi)總額的變化也可以單向格蘭杰引起上證綜指的變化。同時(shí)，上證綜指可以單向格蘭杰引起進(jìn)出口額的變化。固定資產(chǎn)完成額和進(jìn)出口額與上證綜指之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。這說明上證綜指與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間是存在格蘭杰因果關(guān)系的，不僅宏觀經(jīng)濟(jì)變量會(huì)引起上證綜指的變化，而且上證綜指也會(huì)反作用于宏觀經(jīng)濟(jì)變量。最終我們可以發(fā)現(xiàn)，這五個(gè)變量可以同時(shí)格蘭杰引起上證綜指的變化，這與我們前面的理論假定相吻合，即宏觀經(jīng)濟(jì)變量可以通過錯(cuò)綜復(fù)雜的相互關(guān)系來共同對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生作用。

2.貨幣政策、財(cái)政政策、匯率與股票市場(chǎng)關(guān)聯(lián)性的研究。貨幣政策指標(biāo)、財(cái)政政策指標(biāo)和匯率是代表宏觀經(jīng)濟(jì)政策的傳統(tǒng)指標(biāo)，建立它們與股票市場(chǎng)的計(jì)量模型并進(jìn)行分析，可以更詳細(xì)的了解宏觀經(jīng)濟(jì)政策與股票市場(chǎng)之間的相互影響機(jī)制。本小節(jié)選取的宏觀經(jīng)濟(jì)變量有貨幣供給（M2）、財(cái)政收入（CZSR）、財(cái)政支出（CZZC）、外匯儲(chǔ)備（WHCB）等。

（1）單位根檢驗(yàn)。由表4可知，上述的變量都是一階單整的。說明這些數(shù)據(jù)是符合我們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的要求的。

（2）VAR模型的建立。建立VAR模型前，要先確定滯后階數(shù)。這里還是采用LR似然比和SC值、AIC值相結(jié)合的方法，綜合考慮，選取一個(gè)較合理的滯后階數(shù)。這里我們選取滯后一階的方式來構(gòu)建VAR模型。其方程式為：SZ=0.8352SZ（-1）+0.006CZSR（-1）+0.048CZZC（-1）-0.317WHCB（-1）+0.0169M2（-1）-2310.5由上面的公式我們也可以發(fā)現(xiàn)，上證綜指仍舊受自身前一期的影響。同時(shí)，短期財(cái)政支出和財(cái)政收入的變化均會(huì)引起上證綜指正向的變化。但從長期來看，財(cái)政收入的過多增加可能會(huì)不利于股市的發(fā)展，這和財(cái)政收入的來源有很大的關(guān)系。因?yàn)樨?cái)政收入主要來源于稅收和國債，稅收的增加，加重了企業(yè)和投資者的負(fù)擔(dān)，減少了資金供給，長此以往，對(duì)資本市場(chǎng)將產(chǎn)生不利影響。

M2將引起上證綜指的同向變化，這和我們前面關(guān)于貨幣供給量的理論假設(shè)是一致的。貨幣政策的預(yù)期效應(yīng)、資產(chǎn)組合效應(yīng)和內(nèi)在價(jià)值增長效應(yīng)都體現(xiàn)了貨幣供給量的變化將引起上證綜指的正向變化。短期外匯儲(chǔ)備將引起股票市場(chǎng)反方向的變化。外匯儲(chǔ)備雖然有利于貨幣供給量的增加，但是我國目前的外匯儲(chǔ)備量已經(jīng)過量，故而它的負(fù)面影響也開始顯現(xiàn)。這也和我們的理論是基本一致的。

（3）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。對(duì)上述VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)上述的模型中存在著協(xié)整關(guān)系。這說明了股票市場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。我們將上證綜指的協(xié)整方程式列出，詳細(xì)地分析變量之間的長期關(guān)系。SZ=-1.24CZSR+4.03CZZC+2.17M2-26.74WHCB由上面的協(xié)整方程式，我們可以得到變量間的長期關(guān)系，和我們分析VAR模型時(shí)提到的一樣，財(cái)政收入的系數(shù)在長期協(xié)整關(guān)系式中變?yōu)樨?fù)數(shù)，即財(cái)政收入的增加，長期而言是不利于股市的。其余的變量的系數(shù)都沒有改變正負(fù)。這說明，在長期中，宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股票市場(chǎng)之間的關(guān)系是符合我們的理論假設(shè)的。

（4）格蘭杰因果檢驗(yàn)。我們需要分析這幾個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股價(jià)是否存在格蘭杰因果關(guān)系，因此我們要對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。我們從表5中可以看出，外匯儲(chǔ)備的格蘭杰引起上證綜指的變動(dòng)。而且，這些變量還能同時(shí)格蘭杰引起上證綜指的變動(dòng)，說明貨幣政策、財(cái)政政策和匯率不但可以單方面影響股票市場(chǎng)，而且可以綜合起來對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生一定的影響。表5格蘭杰因果檢驗(yàn)同時(shí)我們也看到，上證綜指不能格蘭杰引起財(cái)政政策變量的變化，不能格蘭杰引起貨幣供給量和匯率的變化。反過來看這也說明了就中國股市而言，匯率與股市是匯率導(dǎo)向模型的傳導(dǎo)機(jī)制。股票導(dǎo)向的傳導(dǎo)機(jī)制，在中國還沒有成熟的條件形成，股票市場(chǎng)對(duì)匯率的影響作用還沒有發(fā)揮作用。股票市場(chǎng)不能對(duì)貨幣供給量產(chǎn)生影響，這也和我國的實(shí)際國情有關(guān)，一般認(rèn)為貨幣供給量是受中央控制來調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)的。

篇(2)

關(guān)鍵詞：上證綜指；宏觀經(jīng)濟(jì)變量；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型股票市場(chǎng)是宏觀經(jīng)濟(jì)的晴雨表，隨著我國股市的快速發(fā)展，股市與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的密切關(guān)系也逐步展現(xiàn)出來。2003-2006年，寬松的宏觀調(diào)控政策助漲A股出現(xiàn)了一輪大的“牛市”現(xiàn)象。2007年宏觀調(diào)控政策轉(zhuǎn)向“從緊”，“打壓泡沫”直接作用于股市，另外加上國外的金融危機(jī)，導(dǎo)致股市各指數(shù)在2008年上半年持續(xù)下跌。2008年底，政府投出4萬億擴(kuò)大內(nèi)需，股市明顯回溫。到2009年8月IPO發(fā)行重新啟動(dòng)，及在歐洲債務(wù)危機(jī)的影響下，股指達(dá)到反彈高點(diǎn)后又回調(diào)震蕩。2010年7月，在市場(chǎng)大宗商品價(jià)格持續(xù)走高的背景之下，中央采取“適度寬松”的貨幣政策，A股快速大幅拉升。2011年由于國內(nèi)通脹壓力過大，政府開始實(shí)行“寬松的財(cái)政政策，從緊的貨幣政策”，加上美國信用評(píng)級(jí)下降及歐洲債務(wù)危機(jī)的擴(kuò)散，指數(shù)一路下行。進(jìn)入2012年，國家放緩宏觀經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，持續(xù)調(diào)控房地產(chǎn)，上半年宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)顯示經(jīng)濟(jì)增長緩慢，股市也處于低迷狀態(tài)。

由上可見宏觀經(jīng)濟(jì)與股市之間的聯(lián)動(dòng)反應(yīng)，中國股市正處發(fā)展階段，在一定程度還需要國家的宏觀調(diào)控，這就必須明白我國股指與國內(nèi)主要宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的關(guān)系。因此要研究主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量影響股票市場(chǎng)的途徑與作用機(jī)制，進(jìn)而進(jìn)行有效的預(yù)測(cè)，這對(duì)于促進(jìn)股票市場(chǎng)穩(wěn)定健康發(fā)展和提高國家宏觀調(diào)控能力有著十分現(xiàn)實(shí)的意義。

1、數(shù)據(jù)來源與處理

（1）由于我國股票市場(chǎng)的特殊性以及長期來備受爭議，國家對(duì)其的干預(yù)較為嚴(yán)重，因此股市本身并不是有效的獨(dú)立。本文在考慮到宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的易獲得性，選取了2008年1月一2012年5月年的月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于中華人民共和國統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國人民銀行網(wǎng)站、東方財(cái)富網(wǎng)。

（2）在研究分析中使用的數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)。這是因?yàn)椋鶕?jù)過去學(xué)者的研究結(jié)論，月度數(shù)據(jù)比日數(shù)據(jù)更具有不敏感與穩(wěn)定特征。首先采用了上證綜合指數(shù)從2008年1月到2012年5月的月度收盤數(shù)據(jù)以及對(duì)應(yīng)期間的宏觀經(jīng)濟(jì)變量指標(biāo)（包括工業(yè)總增加值增速、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)同比增長率、利率水平、貨幣供應(yīng)量以及社會(huì)消費(fèi)品零售總額5個(gè)具體宏觀變量指標(biāo)）的月度數(shù)據(jù)。

（3）為了消除所選變量的季節(jié)性因素影響，本文采用X-12方法對(duì)除利率外的所有數(shù)據(jù)消除季節(jié)因素，并加SA表示，然后取對(duì)數(shù)以消除時(shí)間序列存在的異方差，加L表示。

2、實(shí)證分析

2.1相關(guān)分析

首先將上述可能影響股市的5個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量與上證指數(shù)放在一起做出它們的相關(guān)系數(shù)矩陣，結(jié)果發(fā)現(xiàn)除利率水平與上證指數(shù)較低的相關(guān)程度外，其它的相關(guān)程度還是比較高，表明這些經(jīng)濟(jì)變量與上證指數(shù)之間有較強(qiáng)的線性相關(guān)關(guān)系。利率與股指相關(guān)程度較低，說明利率在這一段時(shí)間內(nèi)的變動(dòng)對(duì)股市的影響不是很明顯，這與目前實(shí)行的利率制度有很大的關(guān)系。利率沒有市場(chǎng)化，并且中央銀行在相當(dāng)長的時(shí)間才會(huì)有所調(diào)整，這樣大大降低了利率與股市變化的聯(lián)動(dòng)性。

2.2回歸分析

由于以上所選定的宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間普遍存在著較高的相關(guān)系數(shù)，比較明顯的是LSE與LM2，LRATE與LSE、LCPI、LM2。這將出現(xiàn)嚴(yán)重的多重共線性的問題。為了消除變量之間的多重共線性，在此采取逐步回歸法。

2.2.1判定系數(shù)檢驗(yàn)法

做LSE對(duì)LM2的回歸，發(fā)現(xiàn)R2=0.975789；做LM2對(duì)LSE的回歸，R2=0.975789，但是AIC與SC的值較高，所以我們選用LSE。

2.2.2修正的Frish方法

首先依次做LSH對(duì)LSE、LRATE、LGY、LCPI的回歸分析，得到R2最大的是LSH對(duì)LGY回歸，因此選取LGY作為模型的出發(fā)點(diǎn)進(jìn)行估計(jì)。繼而在LSH和LGY中加入解釋變量LSE進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果R2=0.607245，R2明顯提高，并且對(duì)LGY的系數(shù)值和t檢驗(yàn)值都沒有較大的影響，因此可以加入解釋變量LSE。同理依次加入解釋變量LRATE、LCPI，發(fā)現(xiàn)R2顯著提高入，并且對(duì)其它解釋變量的系數(shù)與t值也沒有多大影響，最終得出上證綜指與工業(yè)增加速度、社會(huì)消費(fèi)零售總額、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、利率水平之間的函數(shù)關(guān)系式：

LSH=0.526276*LGY+0.276255*LSE+0.0709678*LCPI-0.17579091LRATE+11.30623

（777）（347）（273）（-291）（1616）

DW值接近2，表明不存在自相關(guān)，其它各項(xiàng)值也顯示回歸方程的性狀良好。

2.3ADF檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

首先對(duì)各變量依次做ADF檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果匯總?cè)绫硪凰尽?/p>

表1單位根檢驗(yàn)表水平檢驗(yàn)值是否平穩(wěn)一階差分值是否平穩(wěn)變量ADF值1%水平值A(chǔ)DF值1%水平值LSH-0.48822-2.61203否-3.26754-2.61301是LSE6.039941-2.61203否-3.08677-2.61301是LRATE0.28784-2.61109否-3.22826-2.61203是LGY0.326733-2.61203否-4.50147-2.61301是LCPI1.294107-2.62724否-2.63076-2.39429是從單位根檢驗(yàn)表可以看出它們的一次差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。即各變量均是一階單整I（1）序列，因此可以做協(xié)整檢驗(yàn)，接著得出殘差序列為0階單整序列。說明上述宏觀經(jīng)濟(jì)變量與我國股票市場(chǎng)的指數(shù)變量在樣本區(qū)間內(nèi)存在長期均衡關(guān)系。

2.4建立誤差修正模型（ECM）

誤差修正模型是一個(gè)短期模型，其中誤差修正項(xiàng)反映了長期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響，等式右側(cè)的差分項(xiàng)反映變量短期波動(dòng)的影響。由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%顯著水平下，LSH序列與LGY、LSE、LRATE和LCPI序列存在協(xié)整關(guān)系。所以可以建立誤差修正模型（ECM）。由此進(jìn)一步得到誤差修正模型為：D（LSH）=0.236996032656*D（LSE）+0.0643539330744*D（LCPI）+0.343416929634*D（LGY）-0.194980771541*D（LRATE）-0.387782334232*ECMt-1

由上可以看出誤差修正項(xiàng)ECMt-1對(duì)D（LSH）構(gòu)成顯著的影響。即LSH與LSE，LCPI，LGY，LRATE長期均衡關(guān)系影響到D（LSH）的變比；另一方面，D（LSH）的變化也受到LSH與LSE，LCPI，LGY，LRATE的短期變化的影響。其中，LSE，LCPI，LGY的短期變化對(duì)D（LSH）變化的影響是正的，而LRATE的短期變化對(duì)D（LSH）變化的影響是負(fù)的。另外得出的誤差修正系數(shù)為-0.38778，表示當(dāng)期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以0.38778的力度反向調(diào)整LSH，將非平衡拉回到均衡狀態(tài)，符合反向修正機(jī)制。

3、結(jié)論實(shí)證分析表明，上證綜指與部分宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明中國股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是基本一致的，股票價(jià)格指數(shù)可在一定程度上反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)及狀況。雖然上證股指與部分宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在長期均衡關(guān)系，當(dāng)然在短期中也偶爾會(huì)出現(xiàn)偏離，這可能是市場(chǎng)不理性的緣故，在長期最終要回歸到理性。（作者單位：云南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）

參考文獻(xiàn)

篇(3)

【關(guān)鍵詞】利率期限結(jié)構(gòu) 宏觀經(jīng)濟(jì)信息 研究綜述

一、研究的背景和意義

在我國，由于利率管制的限制和債券市場(chǎng)發(fā)展不成熟等多方面的原因，學(xué)者對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的關(guān)系的研究還處于初級(jí)階段。隨著我國金融體制改革、金融自由化程度的提高、貨幣和資本市場(chǎng)的發(fā)展、以及微觀主體參與度的提高和金融產(chǎn)品創(chuàng)新等一系列內(nèi)源推動(dòng)下，利率作為引導(dǎo)金融資源配置的重要杠桿，其作用日益凸顯，因此對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)和宏觀要素之間關(guān)系的研究具有越來越重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)的國外研究現(xiàn)狀

Litterman和Scheinkman（1991）采用主成分分析法對(duì)美國政府債券收益率進(jìn)行了實(shí)證研究，并將影響利率期限結(jié)構(gòu)的三個(gè)潛在因子分別稱為：水平因子、斜度因子和曲度因子，但是并沒有給出這些因子的宏觀經(jīng)濟(jì)含義。

Ang和Piazzesi（2003）將宏觀變量加入到三因子的利率期限結(jié)構(gòu)模型中，通過建立VAR模型對(duì)1952～2000年的美國國債利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)因素的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，實(shí)證結(jié)果表明，宏觀經(jīng)濟(jì)因子可以解釋利率期限結(jié)構(gòu)中短期和中期利率變動(dòng)的85%，可以解釋利率期限結(jié)構(gòu)中期及長期利率變動(dòng)的40%；通貨膨脹對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)中的短期部分具有較強(qiáng)的沖擊，且利率期限結(jié)構(gòu)中的水平因子可以識(shí)別這種沖擊；水平因子和斜率因子受宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響較大；加入宏觀經(jīng)濟(jì)變量的模型對(duì)利率的預(yù)測(cè)精度有明顯的提升。

Hans（2006）在Ang和Piazzesi（2003）的基礎(chǔ)上將宏觀因子的長期預(yù)期值納入模型中，采用卡爾曼濾波算法對(duì)無套利的VAR模型進(jìn)行估計(jì)，并將估計(jì)出的三個(gè)潛在因子與宏觀經(jīng)濟(jì)因子進(jìn)行正交回歸，結(jié)果表明：引入長期預(yù)期值后，模型的擬合優(yōu)度與預(yù)測(cè)能力大幅度提升，且水平因子與通貨膨脹有關(guān)，斜率因子與經(jīng)濟(jì)周期有關(guān)，而曲度因子則與貨幣政策有關(guān)。

Diebold和Li（2006）在Nelson和Siegle（1987）的NS靜態(tài)曲線的基礎(chǔ)上，提出了動(dòng)態(tài)的Nelson-Siegel模型，構(gòu)建動(dòng)態(tài)利率期限結(jié)構(gòu)模型，通過卡爾曼濾波方法來估計(jì)參數(shù)，從中提取出了利率期限結(jié)構(gòu)的水平、斜率和曲率三個(gè)潛在因子，在此基礎(chǔ)上利用VAR模型檢驗(yàn)利率潛在因子與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的雙向響應(yīng)關(guān)系，將三因子向量擴(kuò)展成包含宏觀經(jīng)濟(jì)變量的六因子，從而探討利率潛在因子與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的相互影響。

Rudebusch和Wu（2008）構(gòu)造了利率期限結(jié)構(gòu)的宏觀金融模型，發(fā)現(xiàn)短期利率是利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間相互影響的傳導(dǎo)變量。

Van Binsbergen等（2012）將利率期限結(jié)構(gòu)引入DSGE模型，對(duì)比了包含不同變量的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)利率期限結(jié)構(gòu)能替代通貨膨脹指標(biāo)得到相近的估計(jì)結(jié)果，并且包含了有關(guān)貼現(xiàn)因子、投資者風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度等微觀信息。

Kagraoka和Moussa（2013）發(fā)現(xiàn)利率期限結(jié)構(gòu)對(duì)未來宏觀經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)能力存在時(shí)變特性，他們根據(jù)經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)樣本觀察期進(jìn)行分段，再利用傳統(tǒng)模型對(duì)分段后的子樣本進(jìn)行估計(jì)，基于分段方法存在較大的主觀性，這種做法并不能準(zhǔn)確刻畫變量之間的時(shí)變特性。

Frances Shaw，F(xiàn)inbarr Murphy和Fergal（2014）將動(dòng)態(tài)Nelson-Siegel模型運(yùn)用于信用違約互換（Credit default swaps）上，并且結(jié)果表明，該模型對(duì)信用違約互換曲線的擬合效果很好，并且預(yù)測(cè)能力也比較好。

Dara Sim和Masamitsu Ohnishi（2015）在無套利Nelson- Siegel（AFNS）模型的基礎(chǔ)上，轉(zhuǎn)換視角將AFNS模型中的服從高斯過程的水平因子替換成服從CIR過程的水平因子，實(shí)證表明替換后的新模型更適合美國短期國債利率，而對(duì)于到期期限較長的國債收益率預(yù)測(cè)效果較差。而對(duì)于日本的零息債券而言，新模型與AFNS模型沒什么差別。

Jared Levant和Jun Ma（2016）在動(dòng)態(tài)Nelson-Siegel模型的基礎(chǔ)上，引入了三個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量：貨幣政策利率、工業(yè)生產(chǎn)總值、通貨膨脹預(yù)期，將模型擴(kuò)展成MFA-DNS（Macro-Factor Augmented Dynamic Nelson-Siegel）模型，來研究英國的債券市場(chǎng)利率期限結(jié)構(gòu)，結(jié)果表明，貨幣政策和經(jīng)濟(jì)活動(dòng)對(duì)英國債券利率期限結(jié)構(gòu)的影響顯著，并且水平因子和斜率因子與通貨膨脹預(yù)期和貨幣政策有關(guān)。

（二）利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)的國內(nèi)研究現(xiàn)狀

國內(nèi)對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)理論的研究始于上世紀(jì)九十年代中后期，起步較晚。此外我國存在一定程度的利率管制，中國債券市場(chǎng)發(fā)展僅30年，不管從市場(chǎng)規(guī)模、市場(chǎng)質(zhì)量上看都還不成熟，因此對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的關(guān)系的研究還比較有限。

傅曼麗、屠梅曾和董榮杰（2006）應(yīng)用常用的四種靜態(tài)利率期限結(jié)構(gòu)模型對(duì)上海證券交易所國債稻萁行實(shí)證分析。通過多方面數(shù)據(jù)比較，得出Nelson-Siegel模型和Svensson模型更加適合我國金融市場(chǎng)的結(jié)論。

劉海東（2006）研究了2002年4月至2005年8月期間我國貨幣政策對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)的影響。該文章首先用指數(shù)樣條法對(duì)我國國債利率期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行估計(jì)，然后用7天期國債回購利率作為貨幣政策的變量，以此來檢驗(yàn)貨幣政策對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，貨幣政策對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)的影響顯著，且短期利率受貨幣政策的影響較大。

郭濤，宋德勇（2008）用Nelson-Siegel模型對(duì)我國2004年1月至2006年12月期間我國國債利率期限結(jié)構(gòu)，分析了央行貨幣政策以及通貨膨脹對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明Nelson-Siegel模型可以較好的擬合我國國債利率期限結(jié)構(gòu)，長短期利差可以反映出貨幣政策的狀態(tài)，利率期限結(jié)構(gòu)的水平因子與通貨膨脹率之間協(xié)整。

季紹波，孫鐵卿，于鑫和李延喜（2010）通過VAR模型，考察了2004年至2009年我國國債利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)水平因子的影響顯著，水平因子、斜度因子和曲度因子三個(gè)因素可以解釋90%以上利率曲線的變化，利用脈沖反應(yīng)和方差分解，發(fā)現(xiàn)實(shí)際經(jīng)濟(jì)變化主要影響收益率曲線的斜度和曲度，其中貨幣政策是影響水平因子的主要原因，這一點(diǎn)與發(fā)達(dá)國家不同。

曾耿明，牛霖琳（2013）運(yùn)用簡約無套利宏觀金融模型，首次將2005年1月至2012年4月期間的中國銀行間國債收益率曲線分解成債券市場(chǎng)實(shí)際利率和通脹預(yù)期的期限結(jié)構(gòu)，通過對(duì)名義收益率曲線的方差進(jìn)行分解，得到通脹預(yù)期對(duì)一年期及三年期的名義收益率曲線波動(dòng)影響最大，而實(shí)際利率對(duì)五年期及以上的收益率曲線波動(dòng)的影響最大。

何曉群，王彥飛（2014）選用動(dòng)態(tài)Nelson-Siegel模型估計(jì)出我國銀行間債券市場(chǎng)的利率期限結(jié)構(gòu)的三個(gè)潛在因子，同時(shí)，本文研究發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)在邊際上影響著利率期限結(jié)構(gòu)，其主要是實(shí)體經(jīng)濟(jì)（CPI和工業(yè)增加值）對(duì)斜率和曲度的影響，而對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)的水平移動(dòng)沒有明顯影響。

金雯雯，陳亮（2014）利用動(dòng)態(tài)Nelson-Siegel模型估計(jì)出國債利率期限結(jié)構(gòu)，并構(gòu)建時(shí)變參數(shù)向量自回歸（TVP-VAR）模型研究利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，從中探尋利率期限結(jié)構(gòu)隱含的宏觀經(jīng)濟(jì)信息。研究表明，我國利率期限結(jié)構(gòu)的調(diào)整與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行相匹配，相比于經(jīng)濟(jì)周期和通貨膨脹而言，我國利率期限結(jié)構(gòu)沒有明確體現(xiàn)出貨幣政策利率調(diào)控的信息，貨幣政策利率對(duì)利率期限結(jié)構(gòu)變化的反應(yīng)不夠靈敏。

尚玉皇，鄭挺國（2015）基于混頻Nelson-Siegel模型來研究中國國債收益率及宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系。研究表明混頻模型可以改進(jìn)同頻模型擬合效果并能夠較好的刻畫出期限結(jié)構(gòu)的水平、斜率和曲度因子；發(fā)現(xiàn)水平因子對(duì)通貨膨脹有明顯的作用，曲度因子受GDP正向影響；且通過方差分解發(fā)現(xiàn)通脹因子主要作用于水平因子及收益率曲線的長端，而GDP對(duì)曲度因子和中期利率的影響較大。

崔永濤（2016）通過Nelson-Siegel模型擬合我國利率期限結(jié)構(gòu)參數(shù)，并將利率期限結(jié)構(gòu)中的不同期限利率利用夾角余弦算法分為人們對(duì)未來的短期、中期和長期的利率預(yù)期來考察貨幣政策對(duì)人們各個(gè)時(shí)期利率預(yù)期的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貨幣政策的變化對(duì)長期和短期利率預(yù)期有顯著影響，而對(duì)中期利率預(yù)期影響不顯著。

參考文獻(xiàn)

[1]Diebold F X， Li C.Forecasting the term structure of government bond yields [J].Journal of econometrics， 2006， 130（2）： 337-364.

[2]Dara Sim， Masamitsu Ohnishi.A Modified Arbitrage-Free Nelson-Siegel Model： An Alternative Affine Term Structure Model of Interest Rates [J].Asia-Pacific Finan Markets， 2015，22：53-74.

[3]Jared Levant，Jun Ma.Investigating United Kingdom’s monetary policy with Macro-Factor Augmented Dynamic Nelson-Siegel models [J].Journal of Empirical Finance，2016，117-127.

[4]何勻海王彥飛.中國利率期限結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的關(guān)系――基于動(dòng)態(tài)Nelson-Siegel模型的研究[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2014年第8期.

[5]金雯雯，陳亮，毛德勇，葉茜茜.利率期限結(jié)構(gòu)內(nèi)含的宏觀經(jīng)濟(jì)信息――基于TVP-VAR模型的時(shí)變參數(shù)研究[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2014年第5期.

[6] 尚玉皇，鄭挺國，夏凱，宏觀因子與利率期限結(jié)構(gòu)：基于混頻Nelson-Siegel模型[J].金融研究，2015年第6期.

篇(4)

關(guān)鍵詞:宏觀經(jīng)濟(jì);銀行危機(jī);不良貸款率

一、引言

自20世紀(jì)70年代末,英、美等發(fā)達(dá)國家開始放松金融監(jiān)管,也由此加劇了銀行危機(jī)。尤其是90年代以來,金融危機(jī)更是頻頻爆發(fā),1992年的英鎊危機(jī)、1994年的美國利率風(fēng)暴及中南美洲比索風(fēng)暴、1997年的亞洲金融危機(jī),特別是2007年始于美國的次貸危機(jī)最終演變成全球性的金融危機(jī)。這些危機(jī)的產(chǎn)生,很大一部分都是由銀行的信用風(fēng)險(xiǎn)直接導(dǎo)致的。巴塞爾銀行監(jiān)督委員會(huì)秘書處成員Svoronos(2002)指出,銀行面臨的風(fēng)險(xiǎn)中以信用風(fēng)險(xiǎn)的比例最高,約占60%。信用風(fēng)險(xiǎn)已成為銀行風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管的最主要方面。

從宏觀的角度來看,一個(gè)國家的宏觀經(jīng)濟(jì)條件、宏觀經(jīng)濟(jì)政策以及金融監(jiān)管等在很大程度上決定該國商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)的大小。宏觀經(jīng)濟(jì)中的通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)周期等是影響商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的主要因素。下面本文就宏觀經(jīng)濟(jì)因素與我國商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

近年來,已有國內(nèi)學(xué)者研究了宏觀經(jīng)濟(jì)因素與商業(yè)銀行風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。蔣鑫(2008年)對(duì)我國商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)與宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的關(guān)系進(jìn)行了研究,表明我國商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)具有親周期性的特征。譚燕芝、張運(yùn)東(2009)基于中國、美國、日本部分銀行的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)對(duì)影響銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的宏觀經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行了研究,表明我國銀行信用風(fēng)險(xiǎn)與失業(yè)率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。李紅梅、李劍(2010)研究了宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)國有商業(yè)銀行和股份制商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文利用2005-2009年的季度基礎(chǔ)數(shù)據(jù)研究我國商業(yè)銀行不良貸款率與宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的關(guān)系。

三、模型建立與實(shí)證分析

本文利用宏觀經(jīng)濟(jì)因素來分析我國商業(yè)銀行(國有商業(yè)銀行、股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行和外資銀行)的信用風(fēng)險(xiǎn),宏觀經(jīng)濟(jì)因素包括:物價(jià)(用CPI來表示)、M2增長率(M2R)、國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率(GDPR)、失業(yè)率(UN)。商業(yè)銀行的信用風(fēng)險(xiǎn)用不良貸款率(NPLR)來衡量。宏觀經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和國研網(wǎng)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫,不良貸款率的數(shù)據(jù)來自中國人民銀行和中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會(huì)網(wǎng)站,經(jīng)整理而成。在此基礎(chǔ)上,建立多元線性回歸模型,模型如下:

NPLR=β0+β1CPI+β2M2R+β3GDPR+β4UR+u

通過EVIEWS5.0對(duì)模型進(jìn)行回歸,結(jié)果如下:

NPLR=52.31-0.76CPI+0.28M2R-

(9.62)(-8.24) (3.62)

0.59GDPR+0.07UN+u

(-2.81)(1.34)

由上式可以發(fā)現(xiàn)模型中CPI、M2R和GDPR均通過置信度為5%的t檢驗(yàn),說明它們對(duì)被解釋變量NPLR有顯著影響;而UN沒有通過t檢驗(yàn),說明它對(duì)NPLR沒有顯著影響。CPI、GDPR均與NPLR呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,它們?cè)酱?NPLR越小;M2R與NPLR呈正相關(guān)性,它越大,NPLR也越大。消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)較高時(shí),信用風(fēng)險(xiǎn)較小,此時(shí),政府會(huì)進(jìn)行有效調(diào)控,來降低消費(fèi)者價(jià)格指數(shù),經(jīng)濟(jì)增速放緩,違約概率開始上升。GDP增長率較高時(shí),信用風(fēng)險(xiǎn)小,但隨著信貸的不斷增加,至經(jīng)濟(jì)增長放緩時(shí),原來累積的風(fēng)險(xiǎn)將釋放出來,信用風(fēng)險(xiǎn)增大;當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長較慢,政府將采取較為積極的貨幣政策來刺激經(jīng)濟(jì),M2供給迅速增加,同時(shí)違約風(fēng)險(xiǎn)也增大。

四、結(jié)論和建議

通過上面的研究可以發(fā)現(xiàn),總體上宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)商業(yè)銀行的信用風(fēng)險(xiǎn)有顯著影響,當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)處于繁榮期時(shí),信貸質(zhì)量良好,違約概率低;而當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于衰退期時(shí),信貸質(zhì)量較差,違約概率較高,即商業(yè)銀行的信用風(fēng)險(xiǎn)表示出一種親周期性。

針對(duì)以上研究結(jié)論,現(xiàn)提出以下幾點(diǎn)建議供我國商業(yè)銀行參考:一是加大對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)及國家相關(guān)政策的研究。我國商業(yè)銀行的不良貸款率受宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響比較大,因此商業(yè)銀行應(yīng)密切關(guān)注反映宏觀經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的指標(biāo),特別是那些能夠提前反映宏觀經(jīng)濟(jì)變化趨勢(shì)的指標(biāo)。二是改進(jìn)不良貸款的分類方法,現(xiàn)行的五級(jí)分類法已不能夠有效區(qū)分正常貸款與不良貸款,應(yīng)制定更加精細(xì)、有效的分類方法。目前,中國銀行、中國工商銀行等銀行正在嘗試在現(xiàn)在五級(jí)分類法的基礎(chǔ)上,將貸款細(xì)化為十二級(jí)分類,這是一個(gè)發(fā)展的方向。三是進(jìn)一步量化風(fēng)險(xiǎn)管理,商業(yè)銀行在構(gòu)建信用風(fēng)險(xiǎn)度量模型時(shí),應(yīng)該把宏觀經(jīng)濟(jì)因素考慮進(jìn)去,提高模型的準(zhǔn)確度。

參考文獻(xiàn):

1、蔣鑫.影響商業(yè)銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的宏觀經(jīng)濟(jì)因素分析[J].財(cái)經(jīng)研究,2008.

2、譚燕芝,張運(yùn)東.信用風(fēng)險(xiǎn)水平與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的實(shí)證研究――基于中國、美國、日本部分銀行的比較分析[J].國際金融研究,2009(4).

篇(5)

【關(guān)鍵詞】流動(dòng)性 HP濾波法 單位根檢驗(yàn)

一、引言

2007年，美國次貸危機(jī)發(fā)生后開始在全球范圍內(nèi)迅速蔓延，并逐漸演化金融危機(jī)，對(duì)許多國家和地區(qū)的證券市場(chǎng)流動(dòng)性造成了極大的沖擊。此輪危機(jī)中，我們發(fā)現(xiàn)美國股市的流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在著密切的聯(lián)系，實(shí)體經(jīng)濟(jì)下滑之前，證券市場(chǎng)就已經(jīng)開始出現(xiàn)流動(dòng)性緊縮的狀況，股市“晴雨表”的功能得到體現(xiàn)。這種聯(lián)系在我國的證券市場(chǎng)中是否也存在呢？本文試圖通過對(duì)滬深兩市中流動(dòng)性指標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，來探究我國證券市場(chǎng)流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系以及內(nèi)在機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述和理論基礎(chǔ)

目前，國外文獻(xiàn)中關(guān)于證券市場(chǎng)流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的研究主要從兩個(gè)角度出發(fā)。一些學(xué)者從經(jīng)濟(jì)變化影響股市流動(dòng)性的角度出發(fā)來探求兩者的關(guān)系。Longstaff（2004）認(rèn)為投資者預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)狀況將發(fā)生變化時(shí)，他們會(huì)調(diào)整自己的資產(chǎn)組合來應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的改變（流動(dòng)性資產(chǎn)轉(zhuǎn)移效應(yīng)，flight to liquidity），當(dāng)這一行為被大多數(shù)投資者采用時(shí)會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)流動(dòng)性變化。Brunnermeier（2009）認(rèn)為危機(jī)發(fā)生時(shí)，市場(chǎng)流動(dòng)性和資金流動(dòng)性的相互強(qiáng)化機(jī)制導(dǎo)致流動(dòng)性螺旋式下降，金融機(jī)構(gòu)將資金轉(zhuǎn)移到低保證金的金融資產(chǎn)上去，進(jìn)一步改變了股市流動(dòng)性。另一些學(xué)者從證券市場(chǎng)流動(dòng)性影響宏觀經(jīng)濟(jì)的角度來研究兩者的關(guān)系，其中研究證券市場(chǎng)流動(dòng)性與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的文獻(xiàn)占了絕大多數(shù)。如Levine（1991）構(gòu)建的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，股市風(fēng)險(xiǎn)改變了投資者激勵(lì)，并通過效率和資源改變了穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)增長率。Kyle（1984）、Holmstrom（1985）則認(rèn)為證券市場(chǎng)機(jī)制增強(qiáng)了公司治理，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正面影響。

國內(nèi)學(xué)者在這一領(lǐng)域的研究多集中在研究證券市場(chǎng)流動(dòng)性特征或證券市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系上。劉勇（2004）研究表明股價(jià)指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在一種正相關(guān)關(guān)系，和貨幣供應(yīng)量、利率之間存在一種負(fù)相關(guān)關(guān)系。陳夢(mèng)根（2005）認(rèn)為滬深兩市股價(jià)變動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間并未表現(xiàn)出協(xié)整性特征，在樣本期內(nèi)，中國證券市場(chǎng)與國民經(jīng)濟(jì)之間尚未呈現(xiàn)穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。馬進(jìn)、關(guān)偉（2006）通過協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)指出我國股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)存在著聯(lián)系，但是這種關(guān)系很弱且相互影響的程度還不明顯。

三、樣本選擇和實(shí)證分析

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)收集

考慮我國證券市場(chǎng)的市場(chǎng)特征和數(shù)據(jù)可得性，本文選擇換手率和Illiquidity非流動(dòng)性指標(biāo)（ILR）來衡量我國股市的流動(dòng)性。換手率從市場(chǎng)深度（depth）對(duì)流動(dòng)性進(jìn)行度量的，Illiquidity從市場(chǎng)深度和市場(chǎng)寬度兩個(gè)維度對(duì)流動(dòng)性進(jìn)行度量。

換手率：，其中為第i只股票在T期內(nèi)的交易

量，第i只股票的流通總股數(shù)。換手率越大，表明證券持有時(shí)間越短，流動(dòng)性越大；反之，則流動(dòng)性越小。

Illiquidity：，其中表示第i只股票或指數(shù)在T期的非流動(dòng)性比率；表示第i只股票或指數(shù)在T期的收益率；表示第i只股票或指數(shù)在T期的交易金額。ILR衡量了一定交易量引起價(jià)格變動(dòng)幅度的大小，LIR越大說明流動(dòng)性越差。

本文選擇上證綜指和深圳成指作為滬深兩市的代表，分別計(jì)算兩種指數(shù)的換手率和非流動(dòng)性比率。為了便于數(shù)據(jù)處理，計(jì)算出的非流動(dòng)性比率ILR統(tǒng)一乘以1013。宏觀經(jīng)濟(jì)變量包括真實(shí)GDP，真實(shí)消費(fèi)（CONS），真實(shí)投資（INV）和利率，其中真實(shí)投資用經(jīng)價(jià)格調(diào)整的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資代替，真實(shí)消費(fèi)用經(jīng)價(jià)格調(diào)整的社會(huì)消費(fèi)品零售總額代替，利率選擇目前市場(chǎng)化程度較高的全國銀行間同業(yè)拆借利率（7天年化利率）代替。本文數(shù)據(jù)主要來自于Wind數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計(jì)局和中國人民銀行網(wǎng)站，樣本區(qū)間為2001年第一季度到2012年第二季度的季度數(shù)據(jù)，使用Excel和Eviews6.0beta進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和實(shí)證分析。

（二）實(shí)證分析

第一步，通過X-12-AA法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行調(diào)整以消除季節(jié)性影響，得到調(diào)整后的序列再取一階差分，得到dGDPSA、dCONSSA、dINVSA。對(duì)以上序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示，可見dGDPSA、dCONSSA和dINVSA是平穩(wěn)的。

表1 單位根檢驗(yàn)

t-Statistic ??Prob.*

D（GDPSA） ADF test statistic -4.291233 ?0.0016

Test critical values： 1% level -3.615588

5% level -2.941145

10% level -2.609066

D（CONSSA） ADF test statistic -10.07286 ?0.0000

Test critical values： 1% level -3.615588

5% level -2.941145

10% level -2.609066

D（INVSA） ADF test statistic -2.815358 ?0.0670

Test critical values： 1% level -3.646342

5% level -2.954021

篇(6)

[關(guān)鍵詞]上證綜指；中小板指；創(chuàng)業(yè)板指；實(shí)證分析

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2015.42.047

本文目的主要是針對(duì)我國股票市場(chǎng)近年來的發(fā)展?fàn)顩r，通過實(shí)證分析的方法，研究宏觀經(jīng)濟(jì)因素與我國股票市場(chǎng)指數(shù)的關(guān)系，以期進(jìn)一步了解影響股票市場(chǎng)發(fā)展的深層次原因，并有針對(duì)性地提出相應(yīng)的解決方案。

1我國主要證券指數(shù)的編制

1.1上證綜指簡介

上證綜指，即“上證綜合指數(shù)”（上海證券綜合指數(shù)，Shanghai Securities Composite Index.）。它是上海證券交易所編制的，以上海證券交易所掛牌上市的全部股票為計(jì)算范圍，以發(fā)行量為權(quán)數(shù)綜合。上證綜指反映了上海證券交易市場(chǎng)的總體走勢(shì)。

上證綜合指數(shù)是最早的指數(shù)，這一指數(shù)自1991年7月15日起開始實(shí)時(shí)，基日定為1990年12月19日，基日指數(shù)定為100點(diǎn)。截至2014年10月17日，收盤點(diǎn)數(shù)為2341.18點(diǎn)。期間最高點(diǎn)數(shù)為6124.04點(diǎn)，發(fā)生于2007年10月16日。2007年以來，大部分時(shí)間運(yùn)行于1800～2400點(diǎn)。

在世界比較成熟的股票市場(chǎng)中，股票市場(chǎng)的換手率相當(dāng)?shù)投冶容^穩(wěn)定，而我國股市的換手率比較高，且起伏比較大，但是隨著整個(gè)公司市值和體量的增大，換手率逐漸降低，目前月度換手率基本穩(wěn)定在10%～20%。可見A股市場(chǎng)已經(jīng)逐漸走向成熟。

從構(gòu)成指數(shù)的公司的基本面情況來分析，上證綜指成分股估值主要集中在10～30倍區(qū)間，市值集中于20億～200億元人民幣，扣除非經(jīng)常損益后的歸屬于母公司的凈利潤有70%左右的公司實(shí)現(xiàn)增長，充分體現(xiàn)了上市公司代表我國先進(jìn)生產(chǎn)力的能力。

1.2中小板指

中小企業(yè)板指數(shù)；指數(shù)簡稱：中小板指；英文名稱：SSE SME COMPOSITE。2005年6月7日，確定為中小板指數(shù)的基日，基日指數(shù)定為1000點(diǎn)。

中小板指共包含100個(gè)公司，并且會(huì)進(jìn)行每半年一次的調(diào)整。時(shí)間定于每年1月、7月的一個(gè)交易日進(jìn)行，通常在前一年的12月和當(dāng)年的6月的第二個(gè)完整交易周的第一個(gè)交易日公布調(diào)整方案。

成分股樣本定期調(diào)整方法是先對(duì)入圍股票按選樣方法中的加權(quán)比值進(jìn)行綜合排名，再按下列原則選股：一是排名在樣本數(shù)70%范圍之內(nèi)的非原成分股按順序入選；二是排名在樣本數(shù)130%范圍之內(nèi)的原成分股按順序優(yōu)先保留；三是每次樣本股調(diào)整數(shù)量不超過樣本總數(shù)的10%。

從構(gòu)成指數(shù)的公司的基本面情況來分析，中小板指成分股的估值高于上證綜指，主要集中在30倍PE以上的區(qū)間，市值集中于50億～100億元人民幣，但是大于500億元人民幣的公司相比上證較少。扣除非經(jīng)常損益后的歸屬于母公司的凈利潤有70%左右的公司實(shí)現(xiàn)增長，其中增速大于20%的有40家左右的公司，充分說明了中小板企業(yè)優(yōu)秀的成長能力。

1.3創(chuàng)業(yè)板指

為了更全面地反映創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)情況，深圳證券交易所于2010年6月1日起正式編制和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)。至此，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)、深證成指、中小板指共同構(gòu)成反映深交所上市股票運(yùn)行情況的核心指數(shù)。創(chuàng)業(yè)板指基日2010年5月31日，基點(diǎn)為1000點(diǎn)。指數(shù)代碼為399006，指數(shù)名稱：創(chuàng)業(yè)板指數(shù)，簡稱：創(chuàng)業(yè)板指。

創(chuàng)業(yè)指數(shù)選樣以樣本股的“流通市值市場(chǎng)占比”和“成交金額市場(chǎng)占比”兩個(gè)指標(biāo)為主要依據(jù)，體現(xiàn)深市流通市值比例高、成交活躍等特點(diǎn)。其次，指數(shù)計(jì)算以樣本股的“自由流通股本”的“精確值”為權(quán)數(shù)，消除了因股份結(jié)構(gòu)而產(chǎn)生的杠桿效應(yīng)，使指數(shù)表現(xiàn)更靈敏、準(zhǔn)確、真實(shí)。指數(shù)樣本股調(diào)整每季度進(jìn)行一次，相比于中小板指的半年一次，可以更好地反映創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)快速成長的特點(diǎn)。

從創(chuàng)業(yè)板指數(shù)編制方案來看，指數(shù)選樣入圍標(biāo)準(zhǔn)有5個(gè)：一是在深交所創(chuàng)業(yè)板上市交易的A股；二是有一定上市交易日期（一般為三個(gè)月）；三是公司最近一年無重大違規(guī)、財(cái)務(wù)報(bào)告無重大問題；四是公司最近一年經(jīng)營無異常、無重大虧損；五是考察期內(nèi)股價(jià)無異常波動(dòng)。

從構(gòu)成指數(shù)的公司的基本面情況來分析，創(chuàng)業(yè)板指成分股的估值高于上證綜指和中小板指，30倍PE以上的區(qū)間占絕對(duì)多數(shù)，市值集中于50億～100億元人民幣，大于200億元人民幣市值的公司相比上證和中小板指較少。扣除非經(jīng)常損益后的歸屬于母公司的凈利潤有70%左右的公司實(shí)現(xiàn)增長，其中增速大于20%的有50家左右的公司，這一指標(biāo)高于上證綜指和中小板指的情況，充分體現(xiàn)了作為新興產(chǎn)業(yè)優(yōu)秀企業(yè)的代表，創(chuàng)業(yè)板指擁有高速增長能力和巨大的潛力。

2實(shí)證分析

2.1變量選擇

一是經(jīng)濟(jì)增長GDP：當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長時(shí)，企業(yè)盈利增加，股價(jià)上升，反之反是，由于缺乏GDP月度數(shù)據(jù)，本文采用國家統(tǒng)計(jì)局的工業(yè)增加值來代替；二是利率水平R：使用一年期國債利率，當(dāng)利率提升時(shí)，資本市場(chǎng)未來現(xiàn)金流貼現(xiàn)值下降，企業(yè)融資成本上市盈利下降，股指下降，反之反是；三是通貨膨脹CPI：當(dāng)通貨膨脹上升時(shí)，名義利率上升，帶動(dòng)股指下降，反之反是，同時(shí)通貨膨脹會(huì)影響企業(yè)盈利，周期性行業(yè)在周期前段收益于通貨膨脹，周期后端受損于通貨膨脹，CPI數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)局；四是人民幣實(shí)際匯率REER：用國際清算銀行公布的人民幣實(shí)際有效匯率表示，記為REER，標(biāo)價(jià)法為間接標(biāo)價(jià)法；五是貨幣供給量M：采用人民銀行公布的廣義貨幣M2；六是股票指數(shù)我們分別采用了上文提到的上證綜指、創(chuàng)業(yè)板指、中小板指，分別用sz、cy、zx表示。

以上所有變量序列中，除R外，都表示成自然對(duì)數(shù)的形式，其差分序列就是對(duì)應(yīng)變量的增長率序列，所有變量以差分形態(tài)顯示。數(shù)據(jù)選取2008年1月～2014年10月，取用月度數(shù)據(jù)。

2.2方法論說明

2.2.1序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于可能存在謬回歸，一般需要檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)序列平穩(wěn)性。平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以歸結(jié)為時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)。常用單位根檢驗(yàn)方法有ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)法和PP（Phillips-Person）檢驗(yàn)法。

2.2.2格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（Grange Casual Relation Test）

根據(jù)Grange檢驗(yàn)方法，設(shè)兩個(gè)變量序列{x_t}和{y_t}，建立y_t關(guān)于和x的滯后模型。其中，c為常數(shù)項(xiàng)，p為滯后階數(shù)。檢驗(yàn)x是不是關(guān)于y變化的原因相當(dāng)于方程（1）檢驗(yàn)假設(shè)H_0：β_1=β_2=β_3=…=β_p=0是否成立。

2.3經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果與分析

2.3.1變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)變量序列之間的格蘭杰因果關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，首先檢驗(yàn)變量序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)方法采用ADF方法。檢驗(yàn)時(shí)，先根據(jù)其基本時(shí)序圖確定截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)是否存在，也就是確定ADF檢驗(yàn)的基本形式，再根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）確定滯后階數(shù)，最后根據(jù)ADF統(tǒng)計(jì)量判定是否平穩(wěn)。變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明，上述變量都是1（0）的，即它們本身都是平穩(wěn)的。

2.3.2格蘭杰檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)股市價(jià)格指數(shù)和實(shí)質(zhì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，同時(shí)為了避免檢驗(yàn)中的偽回歸現(xiàn)象，對(duì)上述序列的平穩(wěn)形式進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。從實(shí)證結(jié)果看，經(jīng)濟(jì)增長、利率、匯率變化、通貨膨脹、貨幣發(fā)行M2都是上證綜指收益率的格蘭杰原因，而上證綜指反過來也是宏觀經(jīng)濟(jì)變量（除經(jīng)濟(jì)增長外）的格蘭杰原因，這意味著宏觀經(jīng)濟(jì)變量和上證綜指在統(tǒng)計(jì)意義上彼此影響。中小板指的格蘭杰原因中顯著的僅有CPI一個(gè)，經(jīng)濟(jì)增長、貨幣發(fā)行、利率變化、匯率變化不是中小板指的格蘭杰原因，反之，中小板指也不是宏觀變量的格蘭杰原因。中小板指對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)不敏感的原因可能是因?yàn)橹行“逯傅墓疽环矫娉砷L性較好，這些公司的業(yè)績?cè)鲩L不太受宏觀經(jīng)濟(jì)變量影響；另一方面，中小板指的上市公司市值偏小，容易因?yàn)槟承└拍钍艿接钨Y瘋狂炒作。

宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)創(chuàng)業(yè)板指數(shù)的格蘭杰影響都不顯著，反之，創(chuàng)業(yè)板指數(shù)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響也不限制，創(chuàng)業(yè)板指獨(dú)立于宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，有兩種可能，原因可能和中小板指類似，主要是由于公司的成長性和游資的炒作。

3國外研究簡述

國外對(duì)于股票市場(chǎng)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的最重要的研究來自于芝加哥大學(xué)法瑪，即有效市場(chǎng)理論的提出者。他利用美國1953―1987年月度、季度和年度的數(shù)據(jù)進(jìn)行的回歸分析發(fā)現(xiàn)股市收益率和未來產(chǎn)出的增長率之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，股市在美國確實(shí)起到了經(jīng)濟(jì)晴雨表的作用。

也有一些其他研究者指出，股票市場(chǎng)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起著積極的促進(jìn)作用，但是對(duì)于新興資本市場(chǎng)的研究結(jié)果卻呈現(xiàn)出不同的特征。認(rèn)為在發(fā)達(dá)國家中股票市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著相互促進(jìn)的正向關(guān)系，但在發(fā)展中國家兩者之間的聯(lián)系非常弱。

4結(jié)論

總體上說，針對(duì)證券市場(chǎng)制度性建設(shè)方面的政策措施等，將影響股市中長期的根本發(fā)展趨勢(shì)，如QFII、QDII、開放式基金成立、融資融券、股指期貨等對(duì)股市已經(jīng)或必將產(chǎn)生長期、深遠(yuǎn)的影響，伴隨著更加豐富的資本市場(chǎng)層次，更加多樣化的投資手段，更加國際化的機(jī)構(gòu)投資者的加入，以及股票上市規(guī)模的擴(kuò)大，股價(jià)指數(shù)大幅波動(dòng)的情況逐步減少，股市與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系愈加密切。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉斌，張旭.宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票價(jià)格指數(shù)影響的實(shí)證研究[J].時(shí)代金融（下旬），2014（3）：135-136，142.

[2]孟建國，吳鴻雁.我國股票指數(shù)期貨若干問題研究[J].金融理論與實(shí)踐，2002（12）：38-40.

篇(7)

一、引言

一般來說，國家相關(guān)統(tǒng)計(jì)部門都會(huì)定期對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行披露，比如消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、貿(mào)易順逆差以及固定資產(chǎn)投資等。這些宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)一旦公布出來后將影響金融市場(chǎng)，通常情況下市場(chǎng)預(yù)測(cè)值和實(shí)際宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)間有一定的偏差，這種偏差影響了金融市場(chǎng)的波動(dòng)，所以客觀準(zhǔn)確的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)公布對(duì)債券市場(chǎng)、股票市場(chǎng)及外匯市場(chǎng)有著重要的影響，本研究正是以此為切入點(diǎn)，把預(yù)期值和實(shí)際數(shù)據(jù)之間的差距引入garch模型，探討宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)金融市場(chǎng)的影響，從某種程度上來說具有一定的理論與實(shí)際意義。

二、宏觀經(jīng)濟(jì)變量與市場(chǎng)預(yù)期

1.宏觀經(jīng)濟(jì)變量

在本研究中主要采用國家統(tǒng)計(jì)部門每月公布的比較常用的五個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量，比如城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資增速、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)、消費(fèi)品零售總額增速、貨幣信貸信息及貿(mào)易順差或者逆差等。其中城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資增速是反映固定資產(chǎn)投資在一定時(shí)期內(nèi)變化的速度與程度；消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)是反映和居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價(jià)格統(tǒng)計(jì)出來的物價(jià)變動(dòng)指標(biāo)，一般情況下作為觀察通貨膨脹水平的重要指標(biāo)；消費(fèi)品零售總額增速是指消費(fèi)品零售總額增長的程度，它反映一定時(shí)期內(nèi)消費(fèi)品零售總額增長的速度；貨幣信貸信息是指關(guān)于貨幣增長速度、貨幣政策以及與貨幣市場(chǎng)相關(guān)的一切信息；貿(mào)易順差是指特定年度一國出口貿(mào)易總額大于進(jìn)口貿(mào)易總額，通常又叫“出超”，它表示該國當(dāng)年對(duì)外貿(mào)處于有利的地位，相反貿(mào)易逆差則是指特定年度一國出口的貿(mào)易總額小于進(jìn)口貿(mào)易總額，一般又叫做“入超”。

2.市場(chǎng)預(yù)期

一般來說，在國家統(tǒng)計(jì)部門公布宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之前，市場(chǎng)參與者會(huì)依據(jù)自己通過各種渠道獲得的信息積極主動(dòng)地對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測(cè)，這些具有一定預(yù)測(cè)作用的數(shù)據(jù)叫做市場(chǎng)預(yù)測(cè)數(shù)值，然而市場(chǎng)預(yù)測(cè)值和實(shí)際的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)值往往有不一致的情況，這種不一致的程度叫做偏差，本研究衡量這種偏差量采用的是實(shí)際公布數(shù)據(jù)與市場(chǎng)預(yù)測(cè)值之比，再乘以一百，然后對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平滑處理，進(jìn)而可以發(fā)現(xiàn)正偏差或者負(fù)偏差對(duì)金融市場(chǎng)價(jià)格行為的影響。本研究中采用的是朗潤預(yù)測(cè)，因?yàn)樗哂泻軓?qiáng)的代表性。

3.預(yù)期檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)市場(chǎng)價(jià)格行為的影響

由于金融市場(chǎng)的收益率數(shù)據(jù)存在明顯的自相關(guān)性，所以探討宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)效應(yīng)的模型不能簡單地采用回歸模型，而應(yīng)當(dāng)從arch族模型中選擇其中一個(gè)，本研究中采用的是garch模型，采用這一模型來探討宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)股票市場(chǎng)、外匯市場(chǎng)及債券市場(chǎng)的價(jià)格行為。

(1)未引入預(yù)期檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)市場(chǎng)價(jià)格行為的影響

從未引入預(yù)期的garch模型結(jié)果來看，如果股票市場(chǎng)方差方程的城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資回歸系數(shù)為負(fù)且具有顯著性，這表明貨幣供應(yīng)量、固定資產(chǎn)投資及新增貸款數(shù)額統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的公布使得股票市場(chǎng)收益率的波動(dòng)率降低，如果cpi回歸系數(shù)為正，但沒有顯著性，則表明cpi統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)公布加大了股票市場(chǎng)日收益率的波動(dòng)；如果債券市場(chǎng)貨幣信貸信息系數(shù)為負(fù)且顯著，則表明貨幣信息統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的公布對(duì)債券市場(chǎng)行為有著重要的影響，貨幣信貸統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的公布不僅降低了債券市場(chǎng)日收益率的波動(dòng)率，且降低了債券市場(chǎng)日收盤的收益率的平均值；如果外匯市場(chǎng)cpi與貨幣信貸信息系數(shù)為負(fù)且顯著可以知道，cpi與貨幣供應(yīng)量等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的公布提高了人民幣升值的日幅度，如果外匯市場(chǎng)方差方程回歸結(jié)果中各個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的回歸系數(shù)皆不顯著時(shí)，則表明宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的公布對(duì)人民幣和其他幣種收益率的波動(dòng)影響降低。

(2)引入預(yù)期檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)市場(chǎng)價(jià)格行為的影響

引入市場(chǎng)預(yù)期之后，如果股票市場(chǎng)均值方差中城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資回歸系數(shù)為負(fù)且顯著時(shí)，則表明固定資產(chǎn)投資增速的預(yù)期值要低于實(shí)際值，股票市場(chǎng)的日收益率降低。如果其他宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)公布的回歸系數(shù)為負(fù)且顯著時(shí)，不管實(shí)際數(shù)據(jù)公布與預(yù)期數(shù)據(jù)之間的偏差的正或者是負(fù)，都會(huì)降低股票市場(chǎng)日收益率的波動(dòng)率；對(duì)外匯市場(chǎng)與債券市場(chǎng)而言，在引入預(yù)期檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃螅涔πП任匆腩A(yù)期檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵睿饕怯捎谕鈪R市場(chǎng)化程度較低及外匯市場(chǎng)與債券市場(chǎng)的參與者主要是國家及大型金融機(jī)構(gòu)。

三、結(jié)論