中国股票收益、通货膨胀与经济增长关系的实证分析

中国股票收益、通货膨胀与经济增长关系的实证分析 苏惠玲 黄大柯 [(1)华侨大学商学院；(2)华侨大学商学院] 摘要：本文采用协整与方差分解的方法对我国股票实际收益、通货膨胀与实际经济活动的相关关系进行实证研究，结果 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 明长期中实际股票收益与通货膨胀呈弱正相关，通货膨胀与实际经济增长呈显著正相关关系，实际股票收益与实际经济活动呈正相关关系，且通货膨胀和经济增长都具有回归自然水平趋势。一方面，应适当允许一定的通货膨胀刺激股市的繁荣；另一方面，偏紧货币政策的滞后效应可能导致经济紧缩，应适当放松货币政策，因此，应谨慎调控宏观经济政策，以避免金融风险。 关键词：股票收益；通货膨胀；经济增长；VAR模型；协整；方差分解 中图分类号　F83216 　　文献 标识 采样口标识规范化 下载危险废物标识 下载医疗器械外包装标识图下载科目一标识图大全免费下载产品包装标识下载 码　A Empirical Analysis of the Relationship between Chinese Stock Returns ,Inflation and Economic Growth HuiLing Su DaKe Huang [(1)HUAQIAO University Business school;(2) HUAQIAO University Business school] Abstracts : This paper studys the relationship between Chinese stock returns,inflation and economic growth using cointegration and variance decomposition method.The empirical evidence shows that the real stock returns and inflation was a weak positive correlation, inflation and real economic growth was a significant positive correlation,while the real stock returns and real economic growth was a positive correlation.Further inflation and economic growth have the level of back-to-nature trend. On the one hand, we should allow a certain degree of inflation to stimulate the prosperity of the stock market; On the other hand, tight monetary policy may lead to the delayed effects of economic contraction, and more relaxed monetary policy should be used. therefore, prudent macroeconomic regulation and control policies should be taken, in order to avoid financial risks . Key words : Stock Returns;Inflation;Economic Growth;VAR Model;Cointegration;Variance Decomposition 一引言 中国股市经过十多年的发展，已经取得了令人瞩目的成绩，吸引了越来越多的投资者进入股市，股票已成为大众越来越接受的投资工具。股票投资者都想要获得良好的投资回报率，但是股票收益能否抵抗通货膨胀所带来的贬值风险呢？股票能否起到投资者所期望的保值、增值的作用呢?中国股市是否会带动经济的增长与经济增长同方向变动呢？这些都是投资者和政策制定者所关注的。因此，研究股票市场波动与宏观经济运行之间的关系，对我国更好的运用货币政策有非常重要的意义。 然而，在理论上和实证检验中，寻求股票收益与通货膨胀之间的稳定关系确很困难。1970年以前，西方经济学家普遍认为股票收益应该与通货膨胀正相关。这种观点主要是基于Fisher的名义收益率反应通胀预期的假设。“费雪效应”假说认为当通货膨胀率发生变化时，资产的名义收益率会相应等幅调整，通货膨胀率的增加或减少会完全能够通过资产的名义收益率体现出来，从而导致资产的实际收益率不变和名义收益率与通货膨胀率同向移动。但是, Lintner ( 1975 ), Bodie ( 1975 ), Jaffe和Mandelker(1976 ), Nelson ( 1976 ), Fama和Schwert ( 1977 ), Schwert(1981)等,通过研究美国战后的数据惊奇地发现,名义股票收益与通货膨胀存在负相关Cohn和Lessard (1981), Solnik (1983)和Gultekin (1983)对其他国家数据的分析也得出了同样的结论。Tatom (2002)年研究美国1954年7月至2001年1月的月度数据后,也得出了实际通货胀对股票收益负相关的结论。上述理论推断和实证检验之间的差异,一直被称为是“股票收益率与通货膨胀率的关系悖论”。 Fama等人（1981）对次现象进行了解释，认为实证检验中得到的股票收益率与通货膨胀率之间的“反常关系”，并不意味着这两者之间存在因果关系，而是由于实际经济收缩所产生的悲观预测，不仅促使了高通货膨胀，也导致 论文 政研论文下载论文大学下载论文大学下载关于长拳的论文浙大论文封面下载 股票实际收益的下降，这就是Fama的代理假设理论。但实证检验中支持Fama代理假设理论的并不多见。对“股票收益率与通货膨胀率的关系悖论”的另一个重要解释是“波动性假设理论”（Kevin and Perry,1998）,它认为较高通胀率和较低的股票实际收益率之间存在直接的因果关系，较高的通胀率增加了收益的不确定性，从而引起股票实际收益率的降低；此外，高通胀引起的不确定性还能导致风险溢价的增加，风险溢价的增加会增加折现率，从而导致未来预期现金折现流现值的减少，通过这种作用机制，股票的现值会相应减少，进而股票的实际收益率会相应下降。 由于西方股票市场发展的远比中国早且完善,形成了很多在股票收益、通货膨胀和实际经济之间关系的研究。我国股票市场才刚刚发展,那么，中国的股票收益与通货膨胀、实际经济到底有没有关系，是怎样的关系？绝大多数国内学者在研究我国实际股票收益率与通货膨胀之间关系时,也发现两者存在显著的负相关。靳云汇，于存高（1998）所做回归分析的结果表明，股票价格与通货膨胀呈反向关系。赵兴球（1999）采用1993年1月-1998年3月的中国数据对通胀、产出与股票价格关系的研究结果表明，通胀和股票收益的关系显著为负，预期产出增长分量导致股票收益朝相反方向波动，非预期产出增长分量导致股票价格朝相同方向波动。刚猛、陈金贤(2003)对1991年1月至2002年10月期间,中国实际股票收益、实际经济与通货膨胀总体关系进行了检验,发现长期中实际股票收益率与通货膨胀明显负相关，通货膨胀与实际经济活动呈反向关系，实际股票收益与实际经济活动呈正相关关系。刘金全（2004）运用GARCH模型确定通胀率序列当中的条件异方差，作为波动性度量和代表不确定性，发现通胀率的波动性和股票的实际收益之间的显著负相关关系。 本文的研究进一步发展了关于中国股票收益、通货膨胀和货币政策之间关系的实证文献。与上述国内文献不同，本文通过协整和方差分解对1996年1季度至2006年4季度这一期间的中国经济与股市的数据进行实证研究，寻求1996年1季度-2006年4季度期间实际股票收益、通货膨胀和实际经济增长三者之间的关系。 二数据处理方法及实证分析 （1） 数据处理方法 本文采用1996年1季度到2006年4季度的季度数据。由于上证综合指数成立时间比较长，样本容量较大，能很好地反映了我国股票价格的总体走势，因此。我们使用上证综指收盘价作为股票收益的度量。本文中，为了使模型的设定更合理并减少或消除数据潜在的异方差问 题 快递公司问题件快递公司问题件货款处理关于圆的周长面积重点题型关于解方程组的题及答案关于南海问题 ，实际股票收益被定义为扣除消费物价影响的上证综指季度收盘价自然对数的一阶差分；通货膨胀被定义为同比居民消费价格指数的自然对数值；实际经济增长被定义为扣除物价影响的国内生产总值自然对数的一阶差分。数据来源于CCFR金融数据系统和中国国家统计局。 令 ， ， ，这里 代表实际股票收益序列， 代表实际经济增长， 代表通货膨胀，A代表上证综指季度收盘价，cpi代表同比居民消费价格指数，gdp代表国内生产总值季度数据，t代表时间。由于采用同比增长率，因此对原数据没有进行季节调整。 （2） 单位根检验 进行时间序列的回归分析时，必须事先进行单位根检验。Phillips(1986)证明 ，如果两个时间序列都服从单位根过程，那么即使它们之间不存在任何相关性，当样本容量增大时，以一个时间序列对另一个时间序列回归也总能得到显著的参数，这就是所谓的“伪回归”问题。我们采用ADF方法对实际股票收益、通货膨胀和实际经济增长序列进行单位根检验，检验单位根的具体方式和结果见表1。由表1可知在1%的显著性水平下，ADF统计量均无法拒绝存在单位根的原假设。进一步对其差分序列进行平稳性检验，则显著拒绝存在单位根的原假设，这说明它们的差分序列是平稳的，由此可以推断实际股票收益、通货膨胀和实际经济增长都是I(1)过程，它们的差分都是I(0)过程。 表1 时间序列的单位根检验结果 原始 检验形式 ADF 1%临界值 差分 检验形式 ADF 1%临界值 序列（ C,T,K） 序列 (C,T,K) (C,T,3) -1.880488 -4.205004 （C,T,0） -6.971520 -4.192337 (C,T,0) -3.648361 -4.186481 (C,T,0) -6.954946 -4.292337 (C,T,2) -3.380786 -4.198503 (C,T,0) -5.984183 -4.192337 注：其中检验形式（C,T,K）分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后项的阶数，滞后项阶数根据AIC选择。 （3） 协整分析 1. VAR模型 VAR模型是自回归模型的联立形式，通常用于预测相关联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，如果分别建立单个自回归模型则无法捕捉变量之间复杂多变的关系，联立形式则有效的克服了这个问题。鉴于此我们利用VAR模型来分析实际股票收益、通货膨胀和经济增长之间的动态关系，在此基础上进行协整检验和方差分解。 假设三维随机向量 ，它的p阶自回归模型为： （1） 其中 是序列无关的残差序列，T是样本容量。为了简便分析，我们忽略了外生变量的影响。我们根据AIC和SC信息准则，将VAR模型中自回归阶数确定为4。 2. Johansen协整检验 协整关系的基本思想是如果两个时间序列是非平稳的，但它们的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之间存在长期的稳定关系（协整关系）。通过单位根检验，可以知道股票收益、通货膨胀和经济增长都是一阶单整变量，所以可进行协整分析验证这些变量是否存在协整关系。 我们把上述VAR模型表示为： （2） 如果矩阵是降秩，即 ，这时存在列向量 和 ，使得 ，称其中的 为协整向量，可以将其标准化。以协整向量作为组合系数，可以使得 是平稳序列，也即所寻求的协整组合。经济时间序列的协整组合一般具有明显的经济含义，它表示这些经济变量之间存在长期影响关系。在对多变量时间序列模型进行协整检验时，Johansen-Juseliu方法优于Engle-Granger的两步法，Johansen方法是对整个系统进行最大似然估计，这种方法可以找到所有的协整向量。因此我们采用Johansen协整检验方法。从表2可以看出实际股票收益、通货膨胀和经济增长之间存在一个协整关系，即变量之间存在长期稳定关系。 表2 Johansen协整检验 假设的协整方程数 特征根 迹统计量 p值 最大特征值统计量 p值 没有 0.570981 49.16688 0.0001** 33.85020 0.0005** 最多一个 0.280448 15.31669 0.0532 13.16505 0.0740 最多两个 0.052370 2.151633 0.1424 2.151633 0.1424 注：**表示以5%的显著性水平拒绝原假设 3. VEC模型估计 采用Johansen方法，我们在检验协整关系的同时，也估计出了 矩阵。估计的标准化协整向量 为 ，则协整关系的估计方程为： （3） 其中 为平稳序列，表示协整关系当中的动态偏差，常数项表示股票收益、通货膨胀和经济增长之间的尺度差异。协整关系表明股票收益 、通货膨胀 和经济增长 之间存在长期的均衡关系，并且经济增长与通货膨胀呈显著正相关，经济增长与股票收益呈微弱的正相关。 利用协整组合变量，可以得到下述VEC模型： （4） 其中系数向量 表示误差调整过程的收敛速度。如果误差调整系数的绝对值小于1，则意味着短期波动将向长期波动收敛。 是误差修正项。所有作为解释变量的差分项的系数反映各变量的短期波动对作为别解释变量的短期变化的影响。对 、 、 建立VEC模型，结果见表3。 表3 VEC模型估计结果 Error Correction DY(SA) DP(SA) DR(SA) CointEq1 -0.050967[-1.95638]** 0.040356[4.08503]** 0.680549[3.73379]** D(Y-SA(-1)) -0.391748[-2.65110]** 0.019807[0.72309] -1.080271[-1.13747] D(Y-SA(-2)) -0.169362[-1.10439] 0.010464[0.36807] -0.742495[-1.41562] D(Y-SA(-3)) -0.140130[-0.92222] 0.035234[1.25086] -0.084681[-0.16294] D(P-SA(-1)) 0.198534[0.25103] 0.036084[-2.24612]** -1.898350[-0.70180] D(P-SA(-2)) 1.321474[1.76108] ** 0.226491[1.62824]** 4.348677[1.59443] D(P-SA(-3)) 2.621876[3.29411]** -0.042513[-0.28814] -1.428645[-0.52481] D(R-SA(-1)) -0.090728[-1.89966]** 0.015742[1.77805] ** 0.050857[0.31134] D(R-SA(-2)) 0.006541[0.14915] 0.019263[2.36941] ** -0.056632[-0.37756] D(R-SA(-3)) -0.037075[-0.82055] 0.023453[2.80002]** 0.633033[4.09633]** C 0.002741[0.89226] -0.000468[-0.82105] -0.000535[-0.05089] R-squared 0.453377 0.544838 0.532778 Adj. R-squared 0.264886 0.387885 0.371667 Log likelihood 347.7342 AIC -15.58671 SC -14.06672 注：[ ]为系数估计量的t统计值。**为在5%水平上t统计值显著。 对上述模型的残差分别用LM检验、不带交叉项的White异方差检验和JB检验进行分析，结果表明：残差序列不存在自相关和异方差，服从正态分布，所以模型设定基本合理。 4. Granger因果关系检验 表4 Granger因果检验结果 零假设 F-统计量 P值 股票收益没有格兰杰引起经济增长 0.52653 0.71700 经济增长没有格兰杰引起股票收益 1.10230 0.37298 通货膨胀没有格兰杰引起经济增长 4.72099 0.00431 经济增长没有格兰杰引起通货膨胀 0.43114 0.78501 通货膨胀没有格兰杰引起股票收益 2.43176 0.06842 股票收益没有格兰杰引起通货膨胀 2.03044 0.11447 5.模型分析 我们结合表3、表4及误差修正模型，可以看出： （1）关于实际股票收益的方程。在DR的自回归方程中，误差修正方程ecm的系数在统计上显著，表明各解释变量对股票收益具有长期影响。这与上述协整检验表明股票收益、通货膨胀和经济增长之间存在长期的稳定经济关系。而经济增长的滞后项的系数不具备统计显著性，同时因果检验实证指出经济增长和通货膨胀并不是股票收益的Granger原因。这并不矛盾，如果经济变量存在因果关系，则表明这些变量之间一定存在协整关系，而如果存在协整关系，因果关系却不一定成立。就实际股票收益而言，其滞后三期的系数显著为正，表明短期内，当期的股票收益与前期的股票收益正相关，即股票收益具有持续效应。 （2）关于通货膨胀的方程。在DP的自回归方程中，误差修正方程ecm的系数在统计上显著，表明各解释变量对通货膨胀具有长期影响。具体来看，有如下关系：第一，就经济增长作用而言，经济增长并不是通货膨胀的Granger原因。且在误差修正方程中经济增长滞后项的系数统计上不显著。第二，就股票收益作用而言，实际股票收益是通货膨胀的Granger原因。其滞后三期系数显著为正，说明短期内实际股票收益对通货膨胀有正面效应。第三，就通货膨胀本身而言，其滞后一期、二期的系数显著为正，表明短期内当期的通货膨胀与前期的通货膨胀正相关，即通货膨胀具有持续性。而随着物价上涨，误差修正机制使通货膨胀率降低，这说明从长期来看，通货膨胀率会回归正常水平。 （3）关于经济增长方程。在DY的自回归方程中，误差修正方程ecm的系数在统计上显著，表明各解释变量对股票收益具有长期影响.存在如下关系：第一，就通货膨胀作用而言，通货膨胀是经济增长的Granger原因，且其滞后二期、三期的系数显著为正，这说明短期内，通货膨胀对经济增长具有正面效应。第二，股票收益不是经济增长的Granger原因，我国股票市场规模较小以及价格波动非市场化等原因都是引起该结果的重要原因。第三，就经济增长本身而言，其滞后一期统计上显著为负，表明短期内经济增长具有回归正常水平的趋势。 6. 方差分解分析 通过方差分解方法可以定量而直观的把握变量间的影响关系。对稳定过程DR、 DY、 DP建立四阶滞后的VAR模型，依照DR、 DY、DP的顺序进行Cholesky方差分解，其结果如图1、图2、图3所示。 （1） 从总体上看，各条曲线基本趋于水平，表明各变量冲击对因变量变动程度的贡献大小基本固定,意味着各变量冲击对因变量变化的影响逐渐稳定。同时，每一变量的冲击对其自身变化的贡献度最大，即变量的变化主要由其自身所受冲击造成。 (2) 比较三个图表，，经济增长率冲击对其自身变化影响最大，第一期达到100，即经济增长率变化完全由其自身冲击造成，此后贡献度缓慢下降，在6期之后趋于稳定，但贡献度仍为89.与之对应，股票收益率冲击和通货膨胀率冲击对经济增长率变化的贡献度最小，其贡献度水平一直低于10，这表明股票收益和通货膨胀对经济增长影响是微弱的。 (3) 股票收益率冲击对其自身变化的贡献下降较快，到5期，其贡献度由99.9下降到79.5，此后趋于平稳。经济增长率冲击对股票收益率的贡献度前3期均低于5，此后迅速上升，5期后趋于平稳，升至20左右。而通货膨胀率冲击对股票收益率的贡献度缓慢上升，到8期后稳定在9左右。这表明经济增长在短期内不影响股票收益，长期则影响股票收益，且从图2可以看出经济增长对股票收益影响的滞后期为三季度。而通货膨胀在短期和长期对股票收益的影响不显著。 4. 通货膨胀率冲击对其自身变化的影响缓慢下降，6期后其贡献度稳定在66左右。经济增长率冲击对通货膨胀的影响先上升后下降，然后又上升趋于平稳，在7期稳定在10左右。股票收益率的冲击上升至5期后，趋于稳定在20左右。这表明经济增长无论在短期或长期对通货膨胀的影响不是很显著。而股票收益率无论是在短期还是在长期都将导致通货膨胀。 总之，上述结论与VEC模型分析结果基本一致。 三结论 本文以1996年1季度至2006年4季度的统计数据为基础，采用协整和方差分解的方法对实际股票收益、通货膨胀和实际经济增长的关系问题进行了实证研究，得出如下结论： 1. 股票收益、通货膨胀和经济增长之间存在协整关系，这意味着它们之间存在长期均衡关系。 2. 短期内，股票收益对通货膨胀具有正面效应，而经济增长对通胀没有影响，通货膨胀具有持续性。通货膨胀对经济增长有正面效应，经济增长具有回归正常水平的趋势。股票收益具有持续效应。 3. 长期内，通货膨胀对股票收益和经济增长具有正面效应。经济增长和通货膨胀之间正相关，而且，经济增长率和通货膨胀率都具有回归正常水平的趋势。 根据上述结论，采用宏观正策调控经济时，应当十分谨慎。一方面，通货膨胀和股票收益呈弱正相关关系，即适当的通货膨胀有助于股市的繁荣;另一方面，通货膨胀率和经济增长率具有回归自然水平的趋势，偏紧的货币正策的滞后效应可能导致经济紧缩。 参考文献： [1]靳云汇，余存高：中国股票市场与国民经济关系的实证研究[J]，金融研究，1998年第三期。 [2]赵兴球：通胀、产出与股票价格关系实证研究[J]，统计研究，1999年 [3]孙华好，马跃：中国货币政策与股票市场的关系[J]，经济研究，2003年第七期。 [4]刚猛， [5]刘金全，王风云：资产收益率与通货膨胀率关联性的实证分析[J]，财经研究，2004年第一期。 [6]刘霖，靳云汇：货币供应、通货膨胀与中国经济增长——基于协整的实证分析[J],统计研究，2005年第三期 [7]国家统计局中国经济景气检测中心，中国人民大学经济学院联合课题组：通货膨胀、投资与经济增长——关于宏观调控背景的计量分析[J]，《管理世界》2004年第9期。 [8]Allais,Maurice,Growth and inflation:a reply to the observations of the discussants.Journal of Money,Credit and Banking,Ohio Staet University Press,1969,vol 1(3),441-462. [9]Kim,S.and Thomas,D.W.,Is the negative correlation between inflation and growth real?An analysis of the effects of the oil supply shocks,Applied Economic Letters,2000,1,78-84. [10]Tobin,J.,Money and economic growth,Econometrica,1965,32,671-684. [11]Burdekin,Richard C.K.,Arthur T. Denzau,Manfred W. Kell,Thitithep Sitthiyot and Thomas D. Willett,2000,“when does inflation hurt economic growth :different nonlinearities for different economies”,Working Paper. [12]Harris, Mark N, Max Gillman and Laszlo Matyas,2001,“the negative inflation –growth effect: theory and evidence”.Working Paper 姓 名 苏惠玲 性别 女 出生年月 1984.01 籍贯 福建泉州 民族 汉 政治面貌 预备党员 学历 研究生 学位 硕士 专　　业 金融学 毕业学校 华侨大学 毕业时间 2010.01 联系方式 地址：华侨大学北区29号楼115室 邮编：362021 手机：13459526241 电话：0595-22686945 E-mail：suhuiling.good@163.com 研究方向 公司金融 个人履历 本 科：2002.09～ 2006.07 华侨大学 国际经济与贸易 研究生：2007.09～ 2010.01 华侨大学 金融学 _1279645809.unknown _1279721768.unknown _1297250007.unknown _1297250202.unknown _1297250216.unknown _1297250030.unknown _1279727626.unknown _1279728173.unknown _1279728191.unknown _1279728210.unknown _1279727971.unknown _1279725288.unknown _1279727289.unknown _1279725257.unknown _1279646113.unknown _1279698095.unknown _1279703673.unknown _1279697897.unknown _1279645917.unknown _1279646017.unknown _1279645835.unknown _1279119001.unknown _1279642403.unknown _1279642482.unknown _1279645778.unknown _1279642467.unknown _1279642038.unknown _1279642380.unknown _1279641990.unknown _1279041539.unknown _1279041619.unknown _1279049312.unknown _1279049327.unknown _1279088587.unknown _1279049153.unknown _1279041548.unknown _1279041457.unknown _1279041496.unknown _1279039815.unknown