本文關鍵詞：中國股市與宏觀經濟波動的轉移性檢驗，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

網絡出版時間：2015-04-10 12:01 網絡出版地址：

經濟實證

中國股市與宏觀經濟波動的轉移性檢驗
張 勇 1a,蒲勇健 1a,1b， 潘林偉 2
(1.重慶大學 a.經濟與工商管

理學院； b.可持續(xù)發(fā)展研究院,重慶 400044； 2.重慶交通大學 管理學院， 重慶 400074)

摘 要： 針對楊雪萊 （2006） 提出的非系統(tǒng)風險轉移觀點， 文章采用 Granger 因果關系檢驗對 1992- 2011 年 上證 A 股市場 958 只股票形成的系統(tǒng)波動、 非系統(tǒng)波動與宏觀經濟波動及三者間相互關系進行了實證檢驗。分 析發(fā)現(xiàn)， 近年來我國股市波動處于歷史較低水平， 但與宏觀經濟波動的雙向影響關系并未通過顯著性檢驗。然 而， 宏觀經濟波動對已成為股市波動主要成分的非系統(tǒng)波動具有顯著的影響力。而且， 股市系統(tǒng)波動與非系統(tǒng) 波動互為 Granger 原因， 并且在短期內可能通過宏觀經濟波動實現(xiàn)相互轉移。 關鍵詞： 股市系統(tǒng)波動 ;非系統(tǒng)波動;宏觀經濟波動;Granger 因果關系 中圖分類號： F832.5 文獻標識碼： A 文章編號： 1002-6487 （2015） 07-0142-03

股市波動與宏觀經濟波動的關系一直備受關注。通常 認為， 股市運行受到宏觀經濟的影響， 而股市則是宏觀經濟 運行的 “晴雨表” 。然而， 作為股市波動與宏觀經濟波動關 系的一個重要體現(xiàn)， 股市的 “晴雨表” 功能仍存在爭議。 根據 CAPM 模型， 股市總體風險被分解為系統(tǒng)風險與 非系統(tǒng)風險。依據股市風險的劃分方式， 股市波動也被相 應地劃分為系統(tǒng)波動和非系統(tǒng)波動兩種成分， 形成了股市 波動的二分結構模式。 1 研究設計 在股市波動率測度方面， 常用的方法有方差法、 ARCH 模型族、 隨機波動率模型以及期權價格隱含波動率 模型四種。Ser-Huang Poon 和 Clive Granger （2005） 對 93 篇 有關股市波動的核心文獻進行統(tǒng)計和綜合分析后指出， 四 種測度方法的一個微弱優(yōu)劣順序依次為方差法、 ARCH 模 型族、 SV 模型、 ISD 模型。鑒于此， 本文選用方差法對股市 波動率予以度量。同時， 借鑒賀力平、 王玨 （2010） 等流行 文獻的做法， 記第 t 交易日內某股票收盤價或股票指數(shù)收 盤水平為 Pt ， 股票以及股票指數(shù)收益 Rt 的計算公式設定 為 Rt = 100*(ln Pt - ln Pt - 1) 。 在資本市場研究當中， 源自 CAPM 模型的市場模型被 廣泛采用， 其表達式如下：
R i = α i + β i *R M + ε i

2 σi2 = βi2*σ M + σ ε2i 2 i 2 M

（2）

式 （2） 意味著資產 i 的總波動被分解為 β *σ 和 σ ε2i 兩
2 個部分。其中， βi2*σ M 與市場波動相關， 衡量的是資產收益

波動中的系統(tǒng)波動， σ ε2i 與市場收益無關， 衡量的則是非系統(tǒng) 波動。進一步可知， 資產波動中系統(tǒng)波動所占比例 θi 為：
θi =
2 ? ρiM × σi × σ M ? σ M 2 =? × 2 = ρiM （3） ÷ ? ÷ 2 2 σi σ σ M i è ? 從上述關系出發(fā)， 以月度為時間單位 （記為 T ） ， 可計 2 βi2 × σ M 2

算出每只股票收益與市場收益之間的相關系數(shù) ρiMT 。假 定 T 月共有 NT 只個股， 可得市場第 T 月度的系統(tǒng)波動占
2 總波動的平均比例 θ MT 、 平均系統(tǒng)波動 σ ST 和平均非系統(tǒng) 2 波動 σ NST 分別為： 2 θ MT = 1 × ? ρiMT NT i = 1 2 2 2 σ ST = 1 ? σiT *ρiMT NT i = 1 NT NT

（4）

σ

2 NST

2 2 = 1 ? σiT * 1 - ρiMT NT i = 1

NT

(

)

（5）

為了盡可能充分地反映股市總體波動的歷史特征并對 其與宏觀經濟波動的關系做出探討， 本文選擇 1992 年 2 月 至 2012 年 1 月上海證券 A 股市場全部股票 （共 958 只） 作為 研究對象。本文使用的股市數(shù)據為上證 A 股市場的股票日 收盤價格、 公司月市值等數(shù)據， 數(shù)據來源于國泰安數(shù)據庫。 在宏觀經濟波動的測度方面， 本文選用具有代表性的 GDP 增長率作基本測度指標， 數(shù)據來自 《中國統(tǒng)計年鑒》 。

（1）

式 （1） 中，Ri、R M 分別代表某資產收益和市場收益， 并且 εi 與 R M αi 為截距項，βi 則為 Beta 系數(shù)， εi 為誤差項， 無關。由此， 可以得到如下方差關系式：

基金項目： 國家社會科學基金重大項目(12&ZD209);國家社科項目西部項目 （14XJL004） ； 中央高校基本科研業(yè)務費資助項目 (CDJXS12021106) 作者簡介： 張 勇 （1987-） ， 男， 河南新縣人， 博士研究生， 研究方向: 數(shù)量經濟學。 蒲勇健 （1961-） ， 男， 重慶人,博士， 教授， 研究方向: 數(shù)量經濟學、 博弈論。 潘林偉 （1976-） ， 男， 云南陸良人， 博士， 副教授， 研究方向： 金融監(jiān)管、 市場監(jiān)制。 142
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2 實證檢驗 2.1 股市波動與宏觀經濟波動的描述性統(tǒng)計 宋逢明、 江婕 （2003） 同時采用等值加權和流通市值加 權的方法， 研究了股市的總體波動性， 并發(fā)現(xiàn)兩種方法所 得結論并無明顯差異。鑒于此， 本文對上海證券市場所有 A 股日收益的逐月方差進行等值加權， 以此反映股市的總 體波動性 （見圖 1） 。 從圖 1 反映的市場加權總體波動走勢可以看出： 少數(shù) 時段內高方差聚集出現(xiàn)， 這表明波動具有時變性和聚集性 特點， 而且近年來波動穩(wěn)定在較低水平， 即并不存在總體 波動日漸加強的趨勢。
圖 3 系統(tǒng)波動占總波動的逐月比例 θ MT 走勢圖

圖 4 系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動的軌跡圖 備注： 為了更清晰地反映系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動在較低波動區(qū)間上的情 圖 1 1992~2012 市場加權總體波動走勢圖 況， 圖 4 并未給出系統(tǒng)波動在 1992 年 5 月至 7 月的部分， 1992 年 5、 6、 7 月系 統(tǒng)波動分別高達 539.7200、 252.5440 和 123.7623。

圖 2 描述的是反映宏觀經濟波動的 GDP 增長率走勢 圖， 從中可以看出， 自 1992 年以來宏觀經濟增速整體上比 較好，， 并在比較窄的范圍內呈現(xiàn)震蕩現(xiàn)象， 近年來 GDP 增 速有所回落。

著的提高。 2.2 股市與宏觀經濟波動的 Granger 檢驗 楊雪萊 （2006） 認為股市存在非系統(tǒng)波動向系統(tǒng)波動 轉移的現(xiàn)象， 但沒有做出論證， 也沒有得到后續(xù)研究的探 討。鑒于此， 本部分首先以 1992 年 2 月至 2012 年 1 月的月 度波動數(shù)據， 對股市系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動之間的定量關 系進行討論。鑒于 GDP 增長率數(shù)據的限制， 隨后以 1992~ 2011 年的年度數(shù)據為基礎， 實證分析系統(tǒng)波動、 非系統(tǒng)波 動與宏觀經濟波動之前的關系。

圖 2 1992~2011GDP 增長率走勢

股市系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動之間基于月度序列的 Granger 因果關系檢驗結果如表 1 所示。從表 1 中可以看 出， 在滯后 2 個月時， 非系統(tǒng)波動并不是系統(tǒng)波動的 Granger 原因， 但反過來成立， 這意味著在滯后 2 個月的情 況下系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動只存在單向影響， 非系統(tǒng)波動 向系統(tǒng)波動轉移的現(xiàn)象在超短期內并不存在。不過， 從分 別滯后 3 個月、 6 個月和 12 個月的檢驗結果來看， 系統(tǒng)波 動與非系統(tǒng)波動存在著較為顯著的雙向 Granger 因果關 系， 即二者存在著雙向作用和互相轉移的可能。因此， 在 超短期內股票市場比較穩(wěn)定， 不易受到個股特質波動即非 系統(tǒng)波動的影響， 但從短期來看， 平均意義上的系統(tǒng)波動 與非系統(tǒng)波動存在著相互轉移和擴散的可能。 為了檢驗股市波動與宏觀經濟波動之間的相互關系， 對股市總波動、 系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動的月度序列值分別
系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動月度序列的 Granger 因果檢驗 2 F 0.5053 60.0387 P 0.6040 0.0000 F 4.1714 40.9753 3 P 0.0000 0.0000 F 15.5098 82.9311 6 P 0.0000 0.0000 F 12 P 13.3399 0.0000 18.4301 0.0000

圖 3 顯示的是 1992~2012 上海 A 股市場系統(tǒng)波動占總 波動的平均比例走勢。從中可以看出， 股市運行初期， 系統(tǒng) 波動所占比例呈現(xiàn)急劇上升并在較高水平上波動的狀態(tài)， 1996 年之后開始逐漸下降， 2004 年至今這一比例都維持在 50%以下。從系統(tǒng)風險的意義上看， 系統(tǒng)風險所占比例的 降低表明個股受大環(huán)境的影響總體在下降， 而個股自身特 異因素的影響力有所上升。 比值只能反映了系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動二者之間相 對的此消彼長， 并不能清晰地說明二者波動的絕對量情 況。從圖 4 中可以看出： 1992.2-1994.10 期間， 系統(tǒng)波動和 非系統(tǒng)波動走勢均不穩(wěn)定， 整體上表現(xiàn)出同上同下的大幅 波動， 而且非系統(tǒng)波動的絕對水平、 變化范圍均弱于系統(tǒng) 波動； 在此之后的 1994.10-2012-1 期間， 非系統(tǒng)波動整體 較為穩(wěn)定， 但系統(tǒng)波動呈現(xiàn)微弱的下降趨勢， 特別是 在 2004 年 2 月之后， 系統(tǒng)波動已經降至非系統(tǒng)波動之 下， 非系統(tǒng)波動成為股票波動的主要成分。 總體上， 系統(tǒng)波動已不再是股市波動的最大成 分， 并且系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動均處于歷史較低水 平， 這一定程度上意味著我國股市成熟度比初期有顯
表1

滯后階數(shù) 原假設 原假設 1 原假設 2

統(tǒng)波動不是非系統(tǒng)波動的 Granger 原因” 。滯后階數(shù)的時間度量單位為 “月” 。

備注： “原假設 1” 為 “非系統(tǒng)波動不是系統(tǒng)波動的 Granger 原因” ， “原假設 2” 為 “系

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表2 滯后階數(shù) （年） 原假設 股市波動不是宏觀經濟波動的 Granger 原因 宏觀經濟波動不是股市波動的 Granger 原因 非系統(tǒng)波動不是宏觀經濟波動的 Granger 原因 宏觀經濟波動不是非系統(tǒng)波動的 Granger 原因 系統(tǒng)波動不是宏觀經濟波動的 Granger 原因 宏觀經濟波動不是系統(tǒng)波動的 Granger 原因 非系統(tǒng)波動不是股市波動的 Granger 原因 股市波動不是非系統(tǒng)波動的 Granger 原因 系統(tǒng)波動不是股市波動的 Granger 原因 股市波動不是系統(tǒng)波動的 Granger 原因 系統(tǒng)波動不是非系統(tǒng)波動的 Granger 原因 非系統(tǒng)波動不是系統(tǒng)波動的 Granger 原因 F 股市與宏觀經濟波動年度序列的 Granger 因果關系檢驗 0 P F 1 P F 2 P F 3 P F 4 P

了股市波動的特征 及其與宏觀經濟波 動的關聯(lián)關系， 尤其 是對楊雪萊 （2006） 提出的非系統(tǒng)波動 轉移觀點進行了驗 證。 綜合來看， 當 前我國股市波動處 于歷史較低水平， 并且自 2004 年以來 股市系統(tǒng)波動水平 也已降至非系統(tǒng)波

0.8845 0.4364 0.6240 0.4411 0.8845 0.4364 0.6835 0.5822 0.9954 0.4692 1.9313 0.1843 3.2235 0.0915 1.9313 0.1843 10.7718 0.0018 1.7587 0.2414 0.0338 0.9668 0.4113 0.5304 0.0338 0.9668 3.4488 0.0596 2.4023 0.1470 5.4878 0.0187 0.0207 0.8875 5.4878 0.0187 5.5206 0.0169 2.8836 0.1052 0.6361 0.5451 0.6483 0.4325 0.6361 0.5451 0.4798 0.7035 0.2735 0.8861 1.3282 0.2986 2.7898 0.1143 1.3282 0.2986 5.5673 0.0165 2.1885 0.1722 21.6991 0.0001 7.3306 0.0155 21.6991 0.0001 3.5409 0.0559 1.7321 0.2467 9.8268 0.0025 53.8138 0.0000 9.8268 0.0025 1.1462 0.3774 2.8634 0.1066 21.6991 0.0001 7.3306 0.0155 21.6991 0.0001 3.5409 0.0559 1.7321 0.2467 60.7395 0.0000 9.0353 0.0084 60.7395 0.0000 2.9762 0.0832 2.0235 0.1954 9.8268 0.0025 53.8138 0.0000 9.8268 0.0025 1.1462 0.3774 2.8634 0.1066 60.7395 0.0000 9.0353 0.0084 60.7395 0.0000 2.9762 0.0832 2.0235 0.1954

取年度均值， 形成 1992-2011 年股市波動、 系統(tǒng)波動與非 系統(tǒng)波動的年度序列值。表 2 報告了在年度序列基礎上 系統(tǒng)波動、 非系統(tǒng)波動與宏觀經濟波動的 Granger 因果關 系檢驗結果。 從表 2 中第 3-4 行可以看出， 宏觀經濟波動在滯后 1 年和 3 年的情況是股市波動的 Granger 原因， 而其他情況 下宏觀經濟波動并不是股市波動的 Granger 原因， 股市波 動則在任何滯后期結構下都不是宏觀經濟波動的 Granger 原因， 這表明宏觀經濟在對股市在一定滯后期下有著顯著 的影響作用， 但股市并未表現(xiàn)出對宏觀經濟的顯著影響。 并且， 股市總體波動與宏觀經濟波動整體較弱的關系還意 味著股市整體并不存在著 “晴雨表” 功能。 從表 2 中第 5-8 行可以看出， 在當期、 滯后 2 年和 3 年 的情況下宏觀經濟波動是股市非系統(tǒng)波動的 Granger 原 因， 在滯后 3 年的情況下宏觀經濟波動是系統(tǒng)波動的 Granger 原因并且非系統(tǒng)波動是宏觀經濟波動的 Granger 原因。這表明， 宏觀經濟波動對股市特質風險具有較強的 影響， 股市特質風險還會在滯后 3 年的期限下影響宏觀經 濟波動， 與此同時， 宏觀經濟波動對系統(tǒng)波動也具有顯著 影響。這意味著， 宏觀經濟波動與股市非系統(tǒng)波動有著更 密切的聯(lián)系， 并且非系統(tǒng)波動還會在一定滯后期下通過宏 觀經濟波動向系統(tǒng)波動轉移。 從表 2 中第 9-14 行則可以看出， 股市波動、 系統(tǒng)波動 與非系統(tǒng)波動在短期內顯著地互為 Granger 原因， 這與表 1 所反映的情形較為一致， 即在短期內股市系統(tǒng)波動、 非系 統(tǒng)波動和股市總體波動間存在相互轉移的可能。結合表 2 第 5-8 行的結果則可以推測， 系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動的 相互轉移是通過宏觀經濟波動在一定滯后期下實現(xiàn)的。 3 結論 本文對股市波動與宏觀經濟波動傳統(tǒng)的關系研究進行 了延伸， 從股市系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波動二分結構的視角探討

動水平之下。股市總體波動與宏觀經濟波動的短期影響 關系并不顯著， 但在一定滯后結構下， 宏觀經濟波動對股 市非系統(tǒng)波動具有較為顯著的影響作用。與此同時， 非系 統(tǒng)波動對宏觀經濟波動以及宏觀經濟波動對系統(tǒng)波動在 一定滯后期下也具有顯著的影響作用。系統(tǒng)波動與非系 統(tǒng)波動之間在短期內則存在著顯著的雙向影響作用并具 有互相轉移的可能。因此， 本文不僅在一定程度上論證了 楊雪萊 （2006） 的觀點， 而且還預示著系統(tǒng)波動與非系統(tǒng)波 動的相互轉移可能是在一定期限結構下通過宏觀經濟波 動實現(xiàn)的。
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(責任編輯:易永生)

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