導(dǎo)語：如何才能寫好一篇長征讀后感，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

[關(guān)鍵詞]股票市場；實(shí)體經(jīng)濟(jì)；敏感度

[作者簡介]賈傅麟，華中師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院本科生，湖北武漢430079

[中圖分類號(hào)]F830.91　[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A　[文章編號(hào)]1672―2728(2008)11―0026―03

一、引言

由于歷史的原因和人們認(rèn)識(shí)上的不足，中國的股票市場在發(fā)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(shè)計(jì)也存在嚴(yán)重的缺陷。其中，股權(quán)分置制度設(shè)計(jì)將上市公司的股權(quán)分為流通股和非流通股，導(dǎo)致了上市公司資金使用效率低下、業(yè)績不斷下滑、關(guān)聯(lián)交易盛行、內(nèi)部交易頻繁等問題。同時(shí)股權(quán)分置使廣大中小股民的利益不能得到有效維護(hù)，嚴(yán)重?fù)p害了中國股票市場持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)，使中國股票市場的發(fā)展缺乏一個(gè)具有共同利益趨向的制度平臺(tái)，這也是我們推進(jìn)股權(quán)分置改革的原因所在。股權(quán)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(fā)展具有里程碑式意義。當(dāng)股權(quán)分置這個(gè)支撐中國股票市場運(yùn)行15年之久的制度不復(fù)存在時(shí)，中國股票市場將會(huì)發(fā)生什么樣的變化?理論上看，中國的股票市場會(huì)在許多方面發(fā)生深刻的變化。如資產(chǎn)估值功能完善，上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)高度分散化，股票市場對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的敏感度會(huì)有所提高，市場的投資理念將會(huì)從追求價(jià)差收益變成注重收益與風(fēng)險(xiǎn)的分配等。

對于我國股票市場走勢與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系，國內(nèi)有許多學(xué)者研究過。一種觀點(diǎn)認(rèn)為股市與宏觀經(jīng)濟(jì)有正相關(guān)關(guān)系。殷醒民、謝潔(2001)發(fā)現(xiàn)我國股市規(guī)模的擴(kuò)大、交易率的提高增加了國有單位的固定資產(chǎn)投資、加快了企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，推動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)更快增長，因而，股票市場與經(jīng)濟(jì)增長之間有很強(qiáng)的正相關(guān)性；劉柯杰(2003)的結(jié)論表明，股票市場分散風(fēng)險(xiǎn)能力的提高能夠顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為股市與宏觀經(jīng)濟(jì)之間沒有關(guān)系甚至呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。韓廷春(2002)實(shí)證分析認(rèn)為股市對宏觀經(jīng)濟(jì)反映甚微，甚至產(chǎn)生了顯著的負(fù)相關(guān)；戴麗娜(2008)實(shí)證分析認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長對股市規(guī)模方面有一定的影響，但股市規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長的作用不大。

近年來國內(nèi)學(xué)術(shù)界對股權(quán)分置改革的研究在近年來也不斷增加，學(xué)者們大多研究是股權(quán)分置改革對公司治理、上市公司的股價(jià)及股票市場的有效性影響。就股權(quán)分置改革對股票市場對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的敏感度問題，國內(nèi)也有一些學(xué)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(guān)系進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)2005年是我國股票市場發(fā)揮經(jīng)濟(jì)晴雨表作用的重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)。本文應(yīng)用季度時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，兩個(gè)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(gè)樣本區(qū)間之所以選取1992年為起點(diǎn)的季度數(shù)據(jù)，是基于股改距今的時(shí)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(shù)據(jù)來源中國統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)、國研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫以及《中國季度國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料(1992―2001)》。

二、實(shí)證分析

為了對中國股票市場發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)敏感度實(shí)證分析，論文構(gòu)造兩組指標(biāo)：一是反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)，二是描述股票市場發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)。實(shí)體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)選取國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的季度值，股票發(fā)展指標(biāo)選取季度滬市綜合指數(shù)。由于國內(nèi)生產(chǎn)總值季度值中有較強(qiáng)的季節(jié)因素，所以有必要進(jìn)行消除，本文采用的是移動(dòng)平均比率法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。設(shè)x表示季度滬市綜合指數(shù)，Y表示調(diào)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(gè)變量進(jìn)行回歸分析(LX、LY分別為x、Y的自然對數(shù)值)。

1　序列根檢驗(yàn)

由于LX、LY都為時(shí)間序列，具有非平穩(wěn)性，若直接進(jìn)行OLS回歸容易導(dǎo)致“謬誤回歸”，所以先進(jìn)行兩次ADF檢驗(yàn)。

(1)1992～2004年時(shí)間序列檢驗(yàn)。序列LX單位根檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)量的值為-4.367683，小于顯著水平1％的臨界值－3.5682。因此，時(shí)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(shí)間序列檢驗(yàn)。序列LX單位根檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)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(yàn)的統(tǒng)計(jì)量的值為-6.145324，小于顯著水平1％的臨界值－3.5398。因此，時(shí)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(xié)積檢驗(yàn)

兩個(gè)樣本時(shí)間序列都是I(1)序列，都是非平穩(wěn)的，不能直接進(jìn)行OLS回歸，否則就會(huì)導(dǎo)致“謬誤回歸”。但如果LX、LY的一個(gè)線性組合是平穩(wěn)的，那么LX、LY這兩個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間存在著一個(gè)長期穩(wěn)定的關(guān)系。本文采用德賓一沃森(CRDW)方法對兩個(gè)樣本時(shí)間序列分別進(jìn)行檢驗(yàn)。

(1)1992～2004年時(shí)間序列檢驗(yàn)。用EViews3.1軟件將LY對LX回歸，得到如下結(jié)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(shè)，意味著LX、LY之間不存在協(xié)積關(guān)系。

(2)1992―2007年時(shí)間序列檢驗(yàn)。用EViews3.1軟件將LY對LX回歸，得到如下結(jié)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(shè)，意味著LX、LY之間不存在協(xié)積關(guān)系。

兩次回歸結(jié)果表明，我國股票價(jià)格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間不存在一個(gè)長期穩(wěn)定的關(guān)系，即股改前后股票市場對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的敏感度都比較低。

3　VAR回歸分析

由于兩個(gè)樣本時(shí)間序列都不能進(jìn)行OLS回

歸，為了分析兩個(gè)樣本時(shí)間序列的敏感度之間的數(shù)量關(guān)系，本文采用VAR(向量自回歸模型)回歸分析。由于同時(shí)引入同一變量的幾個(gè)滯后項(xiàng)，可能會(huì)因?yàn)槎嘀毓簿€，產(chǎn)生每個(gè)估計(jì)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著，但基于標(biāo)準(zhǔn)的F檢驗(yàn)，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(shí)間序列VAR回歸結(jié)果來看，股票價(jià)格指數(shù)對季度GDP的影響系數(shù)都很小并且負(fù)相關(guān)。季度GDP對股票價(jià)格指數(shù)有明顯作用，季度GDP的滯后第一期與股票價(jià)格指數(shù)存在相反關(guān)系，作用較明顯；季度GDP的滯后第二期與股票價(jià)格指數(shù)存在正相關(guān)，作用也比較明顯。兩個(gè)方程的擬合優(yōu)度都比較高。

從1992―2007年時(shí)間序列VAR回歸結(jié)果來看，股票價(jià)格指數(shù)對季度GDP的影響系數(shù)都很小，但相對于前者的負(fù)相關(guān)而言有了改進(jìn)。季度GDP對股票價(jià)格指數(shù)有明顯作用，季度GDP的滯后第一期與股票價(jià)格指數(shù)存在相反關(guān)系，但相對于前者而言負(fù)相關(guān)減弱了；季度GDP的滯后第二期與股票價(jià)格指數(shù)存在正相關(guān)，正相關(guān)也減弱了，但比起滯后第一期減量少些。

兩次回歸結(jié)果表明，股改后股票市場對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的敏感度略大于股改前股票市場對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的敏感度。

4　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了更好地分析價(jià)格指數(shù)與GDP的關(guān)系，本文采用Granger因果檢驗(yàn)方法分析價(jià)格指數(shù)的增長變量(DLX)與GDP的增長變量(DLY)之間的因果關(guān)系。由于DLX、DLY是平穩(wěn)的，滿足Grangei因果檢驗(yàn)的條件。兩次檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

可以看出，兩個(gè)樣本時(shí)間數(shù)列的檢驗(yàn)結(jié)果一樣：從股票價(jià)格指數(shù)增長到經(jīng)濟(jì)增長不存在因果關(guān)系，從經(jīng)濟(jì)增長到股票價(jià)格指數(shù)增長存在因果關(guān)系。

三、結(jié)論

通過以上兩個(gè)樣本時(shí)間序列實(shí)證分析，我們可以得到以下兩個(gè)結(jié)論：

1　自股票市場建立至今，我國股票市場走勢與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行相關(guān)關(guān)系不顯著，甚至相互背離。協(xié)積檢驗(yàn)、VAR回歸、Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果表明，股票市場的價(jià)格指數(shù)對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響系數(shù)較小、不顯著，有些背離宏觀經(jīng)濟(jì)增長；宏觀經(jīng)濟(jì)增長在一定程度上能夠在股票價(jià)格指數(shù)上得到體現(xiàn)，但宏觀經(jīng)濟(jì)的相鄰滯后兩期對價(jià)格指數(shù)的作用相反，兩者的綜合影響較小。