【正文】 ty of about take the second place。而后經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究一直沿著這一模型進(jìn)行改進(jìn)，但由理論模型得出的股權(quán)溢價(jià)要遠(yuǎn)小于實(shí)際股權(quán)溢價(jià)，這就是“股權(quán)溢價(jià)之謎”。市場有效性假說對很多新興市場國家是有一定的不適用性的。近年來隨著機(jī)構(gòu)投資人的增加，資本市場化進(jìn)程的加快，資本市場的“有效性”加強(qiáng)，我們依據(jù)資產(chǎn)定價(jià)模型構(gòu)造一個(gè)實(shí)證體系基本，首先從總體上利用協(xié)整模型對宏觀變量和股票市場資產(chǎn)收益進(jìn)行分析得出了“不穩(wěn)定”和有限影響的基本結(jié)論，再深入到宏觀變量對行業(yè)與上市公司的績效影響的分析中得出了很多符合經(jīng)濟(jì)學(xué)假說的結(jié)論，為中國宏觀變量與股票收益這一是否相關(guān)聯(lián)的“謎”提供實(shí)證的探索和解釋。影響未來現(xiàn)金流的資產(chǎn)預(yù)期增長率會(huì)同方向影響資產(chǎn)價(jià)格。因此，一個(gè)國家的股指會(huì)受一些能夠引起該國經(jīng)濟(jì)增長或是使實(shí)際利率，預(yù)期通貨膨脹率和風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)發(fā)生改變的因素的影響。Fama對通貨膨脹與股市收益之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，于1981年提出：股票收益和通貨膨脹之間存在的反向關(guān)系，其在本質(zhì)上是通貨膨脹與實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)之間負(fù)相關(guān)關(guān)系的一種體現(xiàn)。也就是說，二戰(zhàn)之后股市收益率和通貨膨脹的反向關(guān)系來源于實(shí)體經(jīng)濟(jì)和證券收益的長期均衡。Naka，Mukherjee 和Tufte研究了印度股票市場和其國內(nèi)宏觀變量之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率是印度股票市場表現(xiàn)最具有決定意義的影響因素，同時(shí)，國內(nèi)產(chǎn)出增長率也是它的主要驅(qū)動(dòng)力。此外，我國股市還具有顯著的股價(jià)平均化和波動(dòng)趨同化的特征：截至2003年底，A股市場上沒有低于均價(jià)1/4的股票，而在美國股市上這類公司占到了上市公司總數(shù)的50%左右；同時(shí)，股票市場“同漲齊跌”現(xiàn)象嚴(yán)重，系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)占到總風(fēng)險(xiǎn)的2/3（波濤（1998）），遠(yuǎn)高于美國的1/4。宏觀經(jīng)濟(jì)股市收益率上市公司微觀基礎(chǔ)GDP上市公司收益規(guī)模其他經(jīng)濟(jì)變量上市公司收益質(zhì)量圖1 宏觀經(jīng)濟(jì)對股市收益率影響的傳導(dǎo)機(jī)制圖在總體上我們利用協(xié)整模型對宏觀變量與股市收益進(jìn)行分析，研究關(guān)聯(lián)中的穩(wěn)定性和有效性，從另一角度實(shí)證了市場的有效性，為我們上述的分析框架打下一個(gè)市場有效性的基礎(chǔ)。經(jīng)過許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家、統(tǒng)計(jì)學(xué)家的深入研究，協(xié)整從理論到實(shí)踐都有了飛速的發(fā)展，現(xiàn)在已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)的主要處理方法。經(jīng)過變形，可將其改寫為 （3）其中 由于經(jīng)過一階差分的內(nèi)生變量向量中各序列都是平穩(wěn)的，所以若構(gòu)成的各變量都是I(0)時(shí)，才能保證新息是平穩(wěn)過程。第三種情況是矩陣∏是不滿秩的，即0 rank∏=r m,這時(shí)∏能夠被分解為T,這里、都是（mr）參數(shù)矩陣。兩步法雖然簡單易懂，但有較多的假定條件，忽略其假定的前提條件可能導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)論。Johansen極大似然協(xié)整檢驗(yàn)方法基于典型相關(guān)分析，使用降秩的回歸技術(shù)其目的是要檢驗(yàn)∏矩陣的秩。如果最后當(dāng)至多存在r = m1個(gè)協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)被拒絕時(shí)，就發(fā)現(xiàn)Yt向量序列是平穩(wěn)的。我國學(xué)者多數(shù)認(rèn)為1996年后中國股市具有弱有效性，根據(jù)市場有效性定義，如果股票市場是有效的，則股價(jià)能充分反映出宏觀經(jīng)濟(jì)、上市公司、市場需求等相關(guān)信息。我們在這里分別用GDP，GDP增長率作為國民經(jīng)濟(jì)對股市影響的兩個(gè)考察指標(biāo)。我國部分學(xué)者的實(shí)證結(jié)果也表明M2對經(jīng)濟(jì)的影響較其他指標(biāo)更具有魯棒性（鄧述惠1999）。表1 各變量時(shí)間序列走勢圖 變量取對數(shù)可以消除數(shù)據(jù)的異方差性，同時(shí)將指數(shù)趨勢轉(zhuǎn)換為線性趨勢。表2 時(shí)間序列LINDEX，LM2，LGDPSA，GDPTH，LILV，INF的ADF單位根檢驗(yàn)變量ADF 統(tǒng)計(jì)量5％臨界值1％臨界值檢驗(yàn)形式（c，t，k）結(jié)論LINDEX（c，0，1）非平穩(wěn)▽(LINDEX)（c，0，1）平穩(wěn)LM2（c，t，1）非平穩(wěn)▽(LM2)（c，0，1）平穩(wěn)LGDPSA（c，t，1）非平穩(wěn)▽(LGDPSA)（c，0，1）非平穩(wěn)▽2(LGDPSA)（c，0，1）平穩(wěn)GDPTH（c，0，1）非平穩(wěn)▽(GDPTH)（c，0，1）平穩(wěn)LILV（c，t，1）非平穩(wěn)▽(LILV)（c，0，1）平穩(wěn)INF（0，0，1）平穩(wěn)注：（1）ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)H0: 含有單位根，即序列是非平穩(wěn)時(shí)間序列；檢驗(yàn)方程：▽Yt = γYt1 +ζ1 ▽Yt1 +ζ2▽Yt2 +….+ζk Ytk +εt；（2）檢驗(yàn)形式中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，k表示滯后階數(shù)；（3）；（4）▽表示變量序列的一階差分，▽2表示二階差分。同樣，LGDPSA與LINDEX之間也不存在長期協(xié)整關(guān)系，也就是說，在同樣的時(shí)間段內(nèi)GDP值與股指沒有關(guān)系。本文使用Johansen(1995)多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對多變量時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。一般根據(jù)AIC、SC信息準(zhǔn)則和LR統(tǒng)計(jì)量做為選擇最優(yōu)滯后階數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)。協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)不存在協(xié)整關(guān)系這一零假設(shè)開始逐步檢驗(yàn)（見下表）。表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果單位根跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量5％顯著性水平臨界值1％顯著性水平臨界值原假設(shè) None* At most 1 注：*表示在5％的顯著性水平上拒絕原假設(shè)；。對協(xié)整方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。表示當(dāng)股指的短期波動(dòng)偏離了長期均衡狀態(tài)的1％時(shí)，%，使股指的波動(dòng)減小，股指走勢向均衡狀態(tài)調(diào)整。下面，我們再做模型的魯棒性檢驗(yàn)?？墒钱?dāng)我們把模型的滯后期選擇為三期，四期，甚至再大幾期時(shí)，兩變量GDPTH與LINDEX之間就已經(jīng)不存在協(xié)整關(guān)系了。方差分解的主要思想是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量（共m個(gè)）的波動(dòng)（k步預(yù)測均方誤差）按其成因分解為與各方程信息（隨機(jī)誤差項(xiàng)）相關(guān)聯(lián)的m個(gè)組成部分，從而了解各信息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。其次，雖然到了第10 步預(yù)測，股指的預(yù)測誤差其自身解釋部分所占比例仍然高達(dá)約70％，但是宏觀變量在未來兩年至三年內(nèi)（每一步預(yù)測的時(shí)間段是一個(gè)季度）會(huì)以越來越重要的作用影響股指走向（到了第10步預(yù)測接近30％）。 數(shù)據(jù)處理數(shù)據(jù)的時(shí)間段為1996～2004的半年度數(shù)據(jù)，共18個(gè)數(shù)據(jù)。對于列出的全部方程中的自變量。實(shí)際上，通過對GDP增長率影響的產(chǎn)業(yè)群細(xì)化我們發(fā)現(xiàn)GDP增長在不同產(chǎn)業(yè)群之間的分享程度是不同的： 表6 GDP增長在各產(chǎn)業(yè)群之間的分享 產(chǎn)業(yè)群 敏感度系數(shù)置信概率資源型產(chǎn)業(yè)85%基礎(chǔ)型重工業(yè)98%出口產(chǎn)業(yè)%房地產(chǎn)86%基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)業(yè)79%農(nóng)業(yè)46%消費(fèi)制造業(yè)21%消費(fèi)服務(wù)業(yè)28%由上表可見，GDP總量增長的好處更多地被基礎(chǔ)型工業(yè)所分享，其中敏感度最大的是石油、石化、有色金屬和鋼鐵行業(yè)（敏感度均大于1）；其次是出口產(chǎn)業(yè)（紡織、其他制造業(yè)）和房地產(chǎn)，~；再次是基礎(chǔ)設(shè)施類產(chǎn)業(yè)（電力、煤炭、高速路、水運(yùn)）和農(nóng)業(yè)，；而消費(fèi)類產(chǎn)業(yè)（包括消費(fèi)服務(wù)型的旅游、餐飲、零售、航空、機(jī)場和消費(fèi)制造型的汽車、電子產(chǎn)品、食品飲料、醫(yī)藥、造紙、電腦及通訊設(shè)備等IT制造業(yè)）對GDP總量增長不敏感，但對人均收入的增長敏感——人均收入每增加100美元，消費(fèi)服務(wù)業(yè)毛利潤率增加1個(gè)百分點(diǎn)。實(shí)際上，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，盡管從1994年以來的十年間，A股市場上市公司的平均凈利潤以年均13%的速度遞增，但由于股本的過度擴(kuò)張，上市公司的每股收益均值卻呈下降趨勢，目前水平只有1994年平均水平的三分之二（盡管最近兩年A股上市公司的收益狀況有所改善，但仍只恢復(fù)到2001年水平）。不過ROE指標(biāo)作為投資回報(bào)率的度量，無論是在整體層面還是在中觀產(chǎn)業(yè)層面與宏觀變量之間都沒有顯著相關(guān)性，反映了中國經(jīng)濟(jì)粗放增長和中國股市過度投資的特點(diǎn)（雖然過度投資也會(huì)影響毛利潤率，但它是以折舊的方式分期計(jì)入的，而對ROE的影響則是一次性增大了分母）。表7 產(chǎn)業(yè)群劃分產(chǎn)業(yè)群大類產(chǎn)業(yè)群細(xì)類具體行業(yè)收入敏感型消費(fèi)服務(wù)業(yè)旅游、餐飲、旅館、傳媒、零售、航空、機(jī)場消費(fèi)制造業(yè)汽車、電子產(chǎn)品、食品飲料、醫(yī)藥、造紙、信息技術(shù)以及生產(chǎn)上述行業(yè)所需設(shè)備的機(jī)械制造業(yè)房地產(chǎn)房地產(chǎn)支出敏感型基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)電力、煤炭、高速路、水運(yùn)對世界經(jīng)濟(jì)沖擊敏感型出口型產(chǎn)業(yè)紡織服裝、其他制造業(yè)、港口全球一致定價(jià)的資源型產(chǎn)業(yè)石油開采、有色金屬原料進(jìn)口但需求主要面向國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)石化、鋼鐵備注：由于上市公司中農(nóng)業(yè)公司多為種子、漁業(yè)等公司，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)不具有代表性，因此，本文沒有討論宏觀變量對農(nóng)業(yè)的影響。但不同于市場整體的回歸結(jié)果，在產(chǎn)業(yè)層面，主營業(yè)務(wù)利潤率比主營業(yè)務(wù)收入增長率對各宏觀變量更加敏感，這主要是由于在產(chǎn)業(yè)層面我們選取了更細(xì)化的宏觀變量，其中許多變量是成本影響因素，如利率、能源價(jià)格等，因此，表現(xiàn)為毛利潤率上的顯著關(guān)系。上述統(tǒng)計(jì)結(jié)果也啟示我們，隨著2003年我國人均收入突破1000美元大關(guān)（考慮匯率因素后實(shí)際購買力達(dá)到3000~4000美元水平），未來，中國的消費(fèi)產(chǎn)業(yè)，尤其是消費(fèi)服務(wù)業(yè)將呈現(xiàn)出更加繁榮的景象。在我國，盡管人民幣對美元的匯率是固定的，但由于美元對其他國家貨幣是自由浮動(dòng)的，相應(yīng)地人民幣對這些國家的匯率也就是自由浮動(dòng)的，從而間接影響了中國對這些國家的出口額，以中日貿(mào)易為例（日本是中國對外貿(mào)易的第一大國，甚至超過了美國），美元對日元的貶值連帶人民幣對日元的貶值，從而增加了中國產(chǎn)品競爭力。此外，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示世界經(jīng)濟(jì)的快速增長拉動(dòng)了出口企業(yè)的市場需求，從而使出口企業(yè)的收入增長與世界經(jīng)濟(jì)增長率正相關(guān)。原料進(jìn)口但產(chǎn)品主要面向國內(nèi)需求類產(chǎn)業(yè)：ZYLR8 = – SJGDPTH（） () 調(diào)整后的R2＝ F－統(tǒng)計(jì)量＝ DW統(tǒng)計(jì)量＝回歸方程標(biāo)準(zhǔn)差＝ZYLR8 = – ZYJG （） () 調(diào)整后的R2＝ F－統(tǒng)計(jì)量＝ DW統(tǒng)計(jì)量＝回歸方程標(biāo)準(zhǔn)差＝ZYSR8 = + GDPTH1（） () 調(diào)整后的R2＝ F－統(tǒng)計(jì)量＝ DW統(tǒng)計(jì)量＝回歸方程標(biāo)準(zhǔn)差＝原料進(jìn)口但產(chǎn)品需求主要面向國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)，區(qū)別于全球一致定價(jià)的資源型產(chǎn)業(yè)，雖然它們也與世界經(jīng)濟(jì)因素高度相關(guān)，但這種相關(guān)性主要體現(xiàn)為供給沖擊，如世界原油價(jià)格和鐵礦石價(jià)格對石化產(chǎn)業(yè)和鋼鐵產(chǎn)業(yè)的沖擊；而在需求方面，由于上述產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品主要面向國內(nèi)市場，因此價(jià)格由國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長狀況決定。房地產(chǎn)：ZYLR9 = + RJSR（） () 調(diào)整后的R2＝ F－統(tǒng)計(jì)量＝ DW統(tǒng)計(jì)量＝回歸方程標(biāo)準(zhǔn)差＝ZYLR9 = + DKYE（） () 調(diào)整后的R2＝ F－統(tǒng)計(jì)量＝ DW統(tǒng)計(jì)量＝回歸方程標(biāo)準(zhǔn)差＝ZYLR9 = – DKLV（） () 調(diào)整后的R2＝ F－統(tǒng)計(jì)量＝ DW統(tǒng)計(jì)量＝回歸方程標(biāo)準(zhǔn)差＝由于房地產(chǎn)行業(yè)的特殊性，既有消費(fèi)產(chǎn)業(yè)的特性，又與投資相關(guān)，因此，將其單獨(dú)提出進(jìn)行因素分析，結(jié)果出乎我們的意料——房地產(chǎn)行業(yè)可以說是各產(chǎn)業(yè)群中最符合一般宏觀經(jīng)濟(jì)規(guī)律的行業(yè)：企業(yè)利潤狀況與人均可支配收入正相關(guān)，與金融機(jī)構(gòu)貸款余額正相關(guān)，與銀行貸款利率負(fù)相關(guān)，而且上述相關(guān)性均在1%置信區(qū)間下顯著。而這種弱相關(guān)性被中國經(jīng)濟(jì)粗放型的經(jīng)濟(jì)增長和上市公司的“圈錢偏好”進(jìn)一步弱化后，就體現(xiàn)為第一環(huán)節(jié)整體的弱相關(guān)。但由于消費(fèi)類產(chǎn)業(yè)在上市公司中所占的比例很大，接近60%，遠(yuǎn)大于其在國民經(jīng)濟(jì)中所占的比重，因此，對應(yīng)GDP增長率1個(gè)百分點(diǎn)的上升，上市公司主營業(yè)務(wù)收入增長率上升幅度小于1（）；3． 我們找不到一個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)能夠?qū)ι鲜泄菊w的收益質(zhì)量（毛利潤率、ROE）有顯著影響；4． 盡管在上市公司整體層面上我們找不到一個(gè)宏觀變量能夠?qū)ξ⒂^個(gè)體的收益質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響，但在具體產(chǎn)業(yè)群上，我們卻發(fā)現(xiàn)了不同宏觀變量與不同產(chǎn)業(yè)群收益質(zhì)量上的顯著相關(guān)性。中國股票市場處在一個(gè)十字路口，只要堅(jiān)持深化改革并逐步推進(jìn)金融工具的創(chuàng)新，市場的有效性就會(huì)日益加大，宏觀對股票的影響也將成為影響股市收益和風(fēng)險(xiǎn)的重要因素，從而在宏觀與微觀、符號與實(shí)體之間建立一種有效的邏輯對應(yīng)