長征讀后感范文

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篇1

[關鍵詞]股票市場；實體經濟；敏感度

[作者簡介]賈傅麟，華中師范大學經濟學院本科生，湖北武漢430079

[中圖分類號]F830.91　[文獻標識碼]A　[文章編號]1672―2728(2008)11―0026―03

一、引言

由于歷史的原因和人們認識上的不足，中國的股票市場在發展過程中存在一系列問題，除了全球股票市場共同面臨的透明度等問題外，我們的制度設計也存在嚴重的缺陷。其中，股權分置制度設計將上市公司的股權分為流通股和非流通股，導致了上市公司資金使用效率低下、業績不斷下滑、關聯交易盛行、內部交易頻繁等問題。同時股權分置使廣大中小股民的利益不能得到有效維護，嚴重損害了中國股票市場持續發展的基礎，使中國股票市場的發展缺乏一個具有共同利益趨向的制度平臺，這也是我們推進股權分置改革的原因所在。股權分置改革試圖從制度上“再造”中國股票市場，對中國的股票市場發展具有里程碑式意義。當股權分置這個支撐中國股票市場運行15年之久的制度不復存在時，中國股票市場將會發生什么樣的變化?理論上看，中國的股票市場會在許多方面發生深刻的變化。如資產估值功能完善，上市公司的股權結構高度分散化，股票市場對實體經濟的敏感度會有所提高，市場的投資理念將會從追求價差收益變成注重收益與風險的分配等。

對于我國股票市場走勢與實體經濟發展關系，國內有許多學者研究過。一種觀點認為股市與宏觀經濟有正相關關系。殷醒民、謝潔(2001)發現我國股市規模的擴大、交易率的提高增加了國有單位的固定資產投資、加快了企業的技術進步，推動了我國經濟更快增長，因而，股票市場與經濟增長之間有很強的正相關性；劉柯杰(2003)的結論表明，股票市場分散風險能力的提高能夠顯著地促進經濟增長。另一種觀點認為股市與宏觀經濟之間沒有關系甚至呈現負相關關系。韓廷春(2002)實證分析認為股市對宏觀經濟反映甚微，甚至產生了顯著的負相關；戴麗娜(2008)實證分析認為經濟增長對股市規模方面有一定的影響，但股市規模對經濟增長的作用不大。

近年來國內學術界對股權分置改革的研究在近年來也不斷增加，學者們大多研究是股權分置改革對公司治理、上市公司的股價及股票市場的有效性影響。就股權分置改革對股票市場對實體經濟的敏感度問題，國內也有一些學者研究過。何麗芬(2008)利用最小二乘回歸法(OLS)對貸款額、股票市場融資額與GDP的關系進行回歸，發現2005年是我國股票市場發揮經濟晴雨表作用的重要轉折點。本文應用季度時間序列數據進行實證檢驗，兩個樣本期間分別為1992年第1季度到2004年第4季度，1992年第1季度到2007年第4季度。第二個樣本區間之所以選取1992年為起點的季度數據，是基于股改距今的時間較短的原因，樣本量太少使回歸失去意義。本文采取的這種處理方式就是為了有效地避免這種問題。數據來源中國統計局公布的數據、國研網統計數據庫以及《中國季度國內生產總值核算歷史資料(1992―2001)》。

二、實證分析

為了對中國股票市場發展對實體經濟敏感度實證分析，論文構造兩組指標：一是反映實體經濟的指標，二是描述股票市場發展狀況的指標。實體經濟指標選取國內生產總值(GDP)的季度值，股票發展指標選取季度滬市綜合指數。由于國內生產總值季度值中有較強的季節因素，所以有必要進行消除，本文采用的是移動平均比率法進行季節調整。設x表示季度滬市綜合指數，Y表示調整后季度GDP，為了量綱一致以及消除異方差的影響，本文以LX、LY兩個變量進行回歸分析(LX、LY分別為x、Y的自然對數值)。

1　序列根檢驗

由于LX、LY都為時間序列，具有非平穩性，若直接進行OLS回歸容易導致“謬誤回歸”，所以先進行兩次ADF檢驗。

(1)1992～2004年時間序列檢驗。序列LX單位根檢驗的統計量的值為－1.292998，大于顯著水平1％的臨界值-3.5653；DLX單位根檢驗的統計量的值為7.508509，小于顯著水平1％的臨界值－3.5682。序列LY單位根檢驗的統計量的值為－3.490642，大于顯著水平1％的臨界值－3.5653；DLY單位根檢驗的統計量的值為-4.367683，小于顯著水平1％的臨界值－3.5682。因此，時間序列LX、LY為I(1)序列(DLX、DLY分別代表LX、LY的一階差分形式)。

(2)1992～2007年時間序列檢驗。序列LX單位根檢驗的統計量的值為0.462107，大于顯著水平1％的臨界值－3.5380；DLX單位根檢驗的統計量的值為－6.177601，小于顯著水平1％的臨界值－3.5398。序列LY單位根檢驗的統計量的值為－1.054803，大于顯著水平1％的臨界值－3.5380；DLY單位根檢驗的統計量的值為-6.145324，小于顯著水平1％的臨界值－3.5398。因此，時間序列LX、LY為I(1)序列(DLX、DLY分別代表LX、LY的一階差分形式)。

2　協積檢驗

兩個樣本時間序列都是I(1)序列，都是非平穩的，不能直接進行OLS回歸，否則就會導致“謬誤回歸”。但如果LX、LY的一個線性組合是平穩的，那么LX、LY這兩個非平穩經濟變量之間存在著一個長期穩定的關系。本文采用德賓一沃森(CRDW)方法對兩個樣本時間序列分別進行檢驗。

(1)1992～2004年時間序列檢驗。用EViews3.1軟件將LY對LX回歸，得到如下結果：

LY=4.196044+0.792625*Lx.d=0.2163812=0.501786

得到d=0.216381小于10％的臨界值0.322，所以接受d=0的假設，意味著LX、LY之間不存在協積關系。

(2)1992―2007年時間序列檢驗。用EViews3.1軟件將LY對LX回歸，得到如下結果：

LY=3.732178+0.874653*LX.d=0.1591192=0.529216

得到d=0.159119小于10％的臨界值0.322，所以接受d=0的假設，意味著LX、LY之間不存在協積關系。

兩次回歸結果表明，我國股票價格指數與宏觀經濟之間不存在一個長期穩定的關系，即股改前后股票市場對實體經濟的敏感度都比較低。

3　VAR回歸分析

由于兩個樣本時間序列都不能進行OLS回

歸，為了分析兩個樣本時間序列的敏感度之間的數量關系，本文采用VAR(向量自回歸模型)回歸分析。由于同時引入同一變量的幾個滯后項，可能會因為多重共線，產生每個估計系數在統計上不顯著，但基于標準的F檢驗，它們又是顯著的問題。因此本文的滯后期選為2。兩次回歸方程如表1。

從1992―2004年時間序列VAR回歸結果來看，股票價格指數對季度GDP的影響系數都很小并且負相關。季度GDP對股票價格指數有明顯作用，季度GDP的滯后第一期與股票價格指數存在相反關系，作用較明顯；季度GDP的滯后第二期與股票價格指數存在正相關，作用也比較明顯。兩個方程的擬合優度都比較高。

從1992―2007年時間序列VAR回歸結果來看，股票價格指數對季度GDP的影響系數都很小，但相對于前者的負相關而言有了改進。季度GDP對股票價格指數有明顯作用，季度GDP的滯后第一期與股票價格指數存在相反關系，但相對于前者而言負相關減弱了；季度GDP的滯后第二期與股票價格指數存在正相關，正相關也減弱了，但比起滯后第一期減量少些。

兩次回歸結果表明，股改后股票市場對實體經濟的敏感度略大于股改前股票市場對實體經濟的敏感度。

4　Granger因果關系檢驗

為了更好地分析價格指數與GDP的關系，本文采用Granger因果檢驗方法分析價格指數的增長變量(DLX)與GDP的增長變量(DLY)之間的因果關系。由于DLX、DLY是平穩的，滿足Grangei因果檢驗的條件。兩次檢驗結果如表2。

可以看出，兩個樣本時間數列的檢驗結果一樣：從股票價格指數增長到經濟增長不存在因果關系，從經濟增長到股票價格指數增長存在因果關系。

三、結論

通過以上兩個樣本時間序列實證分析，我們可以得到以下兩個結論：

1　自股票市場建立至今，我國股票市場走勢與宏觀經濟運行相關關系不顯著，甚至相互背離。協積檢驗、VAR回歸、Granger因果檢驗的結果表明，股票市場的價格指數對宏觀經濟的影響系數較小、不顯著，有些背離宏觀經濟增長；宏觀經濟增長在一定程度上能夠在股票價格指數上得到體現，但宏觀經濟的相鄰滯后兩期對價格指數的作用相反，兩者的綜合影響較小。