湯旸玚 劉錦

【摘要】本文收集了2001年1月到2012年6月間的季度數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)證券市場(chǎng)流動(dòng)性和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)兩者間存在正的相關(guān)關(guān)系，并且這種關(guān)系在深圳市場(chǎng)中表現(xiàn)的尤為明顯。結(jié)果表明，宏觀經(jīng)濟(jì)決定了股市流動(dòng)性的趨勢(shì)成分，但不決定股市流動(dòng)性的波動(dòng)成分。股市的流動(dòng)性包含了宏觀經(jīng)濟(jì)變化的信息，能在一定程度上預(yù)示宏觀經(jīng)濟(jì)走向。

【關(guān)鍵詞】流動(dòng)性HP濾波法單位根檢驗(yàn)

一、引言

2007年，美國(guó)次貸危機(jī)發(fā)生后開(kāi)始在全球范圍內(nèi)迅速蔓延，并逐漸演化金融危機(jī)，對(duì)許多國(guó)家和地區(qū)的證券市場(chǎng)流動(dòng)性造成了極大的沖擊。此輪危機(jī)中，我們發(fā)現(xiàn)美國(guó)股市的流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在著密切的聯(lián)系，實(shí)體經(jīng)濟(jì)下滑之前，證券市場(chǎng)就已經(jīng)開(kāi)始出現(xiàn)流動(dòng)性緊縮的狀況，股市“晴雨表”的功能得到體現(xiàn)。這種聯(lián)系在我國(guó)的證券市場(chǎng)中是否也存在呢？本文試圖通過(guò)對(duì)滬深兩市中流動(dòng)性指標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，來(lái)探究我國(guó)證券市場(chǎng)流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系以及內(nèi)在機(jī)制。

二、文獻(xiàn)綜述和理論基礎(chǔ)

目前，國(guó)外文獻(xiàn)中關(guān)于證券市場(chǎng)流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的研究主要從兩個(gè)角度出發(fā)。一些學(xué)者從經(jīng)濟(jì)變化影響股市流動(dòng)性的角度出發(fā)來(lái)探求兩者的關(guān)系。Longstaff（2004）認(rèn)為投資者預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)狀況將發(fā)生變化時(shí)，他們會(huì)調(diào)整自己的資產(chǎn)組合來(lái)應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的改變（流動(dòng)性資產(chǎn)轉(zhuǎn)移效應(yīng)，flight to liquidity），當(dāng)這一行為被大多數(shù)投資者采用時(shí)會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)流動(dòng)性變化。Brunnermeier（2009）認(rèn)為危機(jī)發(fā)生時(shí)，市場(chǎng)流動(dòng)性和資金流動(dòng)性的相互強(qiáng)化機(jī)制導(dǎo)致流動(dòng)性螺旋式下降，金融機(jī)構(gòu)將資金轉(zhuǎn)移到低保證金的金融資產(chǎn)上去，進(jìn)一步改變了股市流動(dòng)性。另一些學(xué)者從證券市場(chǎng)流動(dòng)性影響宏觀經(jīng)濟(jì)的角度來(lái)研究?jī)烧叩年P(guān)系，其中研究證券市場(chǎng)流動(dòng)性與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)占了絕大多數(shù)。如Levine（1991）構(gòu)建的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，股市風(fēng)險(xiǎn)改變了投資者激勵(lì)，并通過(guò)效率和資源改變了穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。Kyle（1984）、Holmstrom（1985）則認(rèn)為證券市場(chǎng)機(jī)制增強(qiáng)了公司治理，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正面影響。

國(guó)內(nèi)學(xué)者在這一領(lǐng)域的研究多集中在研究證券市場(chǎng)流動(dòng)性特征或證券市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系上。劉勇（2004）研究表明股價(jià)指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在一種正相關(guān)關(guān)系，和貨幣供應(yīng)量、利率之間存在一種負(fù)相關(guān)關(guān)系。陳夢(mèng)根（2005）認(rèn)為滬深兩市股價(jià)變動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間并未表現(xiàn)出協(xié)整性特征，在樣本期內(nèi)，中國(guó)證券市場(chǎng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)之間尚未呈現(xiàn)穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。馬進(jìn)、關(guān)偉（2006）通過(guò)協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)指出我國(guó)股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)存在著聯(lián)系，但是這種關(guān)系很弱且相互影響的程度還不明顯。

三、樣本選擇和實(shí)證分析

（一）變量選擇和數(shù)據(jù)收集

考慮我國(guó)證券市場(chǎng)的市場(chǎng)特征和數(shù)據(jù)可得性，本文選擇換手率和Illiquidity非流動(dòng)性指標(biāo)（ILR）來(lái)衡量我國(guó)股市的流動(dòng)性。換手率從市場(chǎng)深度（depth）對(duì)流動(dòng)性進(jìn)行度量的，Illiquidity從市場(chǎng)深度和市場(chǎng)寬度兩個(gè)維度對(duì)流動(dòng)性進(jìn)行度量。

換手率：，其中為第i只股票在T期內(nèi)的交易

量，第i只股票的流通總股數(shù)。換手率越大，表明證券持有時(shí)間越短，流動(dòng)性越大；反之，則流動(dòng)性越小。

Illiquidity：，其中表示第i只股票或指數(shù)在T期的非流動(dòng)性比率；表示第i只股票或指數(shù)在T期的收益率；表示第i只股票或指數(shù)在T期的交易金額。ILR衡量了一定交易量引起價(jià)格變動(dòng)幅度的大小，LIR越大說(shuō)明流動(dòng)性越差。

本文選擇上證綜指和深圳成指作為滬深兩市的代表，分別計(jì)算兩種指數(shù)的換手率和非流動(dòng)性比率。為了便于數(shù)據(jù)處理，計(jì)算出的非流動(dòng)性比率ILR統(tǒng)一乘以1013。宏觀經(jīng)濟(jì)變量包括真實(shí)GDP，真實(shí)消費(fèi)（CONS），真實(shí)投資（INV）和利率，其中真實(shí)投資用經(jīng)價(jià)格調(diào)整的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資代替，真實(shí)消費(fèi)用經(jīng)價(jià)格調(diào)整的社會(huì)消費(fèi)品零售總額代替，利率選擇目前市場(chǎng)化程度較高的全國(guó)銀行間同業(yè)拆借利率（7天年化利率）代替。本文數(shù)據(jù)主要來(lái)自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，樣本區(qū)間為2001年第一季度到2012年第二季度的季度數(shù)據(jù)，使用Excel和Eviews6.0beta進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和實(shí)證分析。

（二）實(shí)證分析

第一步，通過(guò)X-12-AA法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行調(diào)整以消除季節(jié)性影響，得到調(diào)整后的序列再取一階差分，得到dGDPSA、dCONSSA、dINVSA。對(duì)以上序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示，可見(jiàn)dGDPSA、dCONSSA和dINVSA是平穩(wěn)的。

表1單位根檢驗(yàn)

t-Statistic ??Prob.*

D（GDPSA）ADFtest statistic -4.291233 ?0.0016

Test critical values： 1% level -3.615588

5% level -2.941145

10% level -2.609066

D（CONSSA） ADFtest statistic -10.07286 ?0.0000

Test critical values： 1% level -3.615588

5% level -2.941145

10% level -2.609066

D（INVSA） ADFtest statistic -2.815358 ?0.0670

Test critical values： 1% level -3.646342

5% level -2.954021

10% level -2.615817

第二步，對(duì)證券市場(chǎng)流動(dòng)性數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。由于外匯占款等原因，導(dǎo)致我國(guó)基礎(chǔ)貨幣投放相對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)而言是過(guò)量的，因此文章使用HP濾波法將我國(guó)證券市場(chǎng)流動(dòng)性分解為兩個(gè)部分，一部分是與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的趨勢(shì)成分，另一部分是受心理預(yù)期、短期政策等因素影響較大的波動(dòng)成分，原理如下：

假設(shè)換手率包含趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分， 是其中含有的趨勢(shì)成分，是其中含有的波動(dòng)成分。

，

換手率的HP濾波分解問(wèn)題就是使下面損失函數(shù)最小，即：

由于本文所選取的是季度數(shù)據(jù)，所以取值為1600。用軟件處理得到換手率的趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分，并對(duì)非流動(dòng)性比率ILR采取相同的處理方式。

第三步，進(jìn)行回歸分析。本文的基本模型如下：

被解釋變量為t+1期宏觀經(jīng)濟(jì)變量，分別用GDP，CONS，INV代入；為t期的宏觀經(jīng)濟(jì)變量；為t期的流動(dòng)性指標(biāo)，其中為流動(dòng)性指標(biāo)的趨勢(shì)部分，為流動(dòng)性指標(biāo)的波動(dòng)部分，分別將換手率h和非流動(dòng)性比率ILR代入；為t+1期的利率。文章使用OLS法估計(jì)上述模型。

表2給出了宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)換手率的回歸結(jié)果。（滬市）和（深市）的系數(shù)基本上為正數(shù)，可見(jiàn)換手率與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在正相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)證券市場(chǎng)流動(dòng)性較好的時(shí)候，意味著良好的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)。從系數(shù)和顯著性對(duì)比來(lái)看，深市與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系更為密切。

表2模型的回歸結(jié)果（換手率指標(biāo)）

dGDPSA 3560.69***

（4.82） 0.05

（0.34） 12.15

（0.87） 34.24*

（1.97） -1302.76***

（-4.53） 0.47 0.40

dCONSSA 1521.02**

（2.58） -0.55**

（-3.67） 3.94

（0.34） 22.21

（1.08） -558.63**

（-2.35） 0.34 0.26

dINVSA 1613.66

（0.87） -0.45**

（-2.89） 0.358

（0.01） 70.06**

（2.03） -320.17

（-0.43） 0.23 0.14

dGDPSA 3590.19***

（4.79） 0.06

（0.42） 18.562*

（1.98） 30.39**

（2.15） -1318.29***

（-4.56） 0.46 0.40

dCONSSA 1504.71**

（2.53） -0.55**

（-3.76） -1.26

（-1.08） 33.55**

（2.16） -556.33**

（-2.35） 0.34 0.26

dINVSA 1738.90

（0.94） -0.46**

（-2.91） 52.47

（1.08） 73.78**

（2.10） -353.69

（-0.48） 0.23 0.14

表3給出了宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)非流動(dòng)性比率ILR的估計(jì)結(jié)果。滬深兩市ILR指標(biāo)的系數(shù)基本上為負(fù)數(shù)，意味著股市的流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在著正向關(guān)系，驗(yàn)證了上表結(jié)論。

表3 模型的回歸結(jié)果（非流動(dòng)性比率指標(biāo)）

dGDPSA 3140.27***

（4.25） 0.12

（0.84） -2.80*

（-1.69） -1.97*

（-1.85） -1307.98***

（-4.49） 0.45 0.38

dCONSSA 1677.75**

（2.77） -0.55***

（-3.82） -1.35

（-0.39） 0.61

（0.31） -554.63**

（-2.35） 0.34 0.26

dINVSA 1951.06

（1.02） -0.46***

（-2.92） -0.92

（-0.08） -0.42

（-0.079） -433.14

（-0.58） 0.21 0.11

dGDPSA 3135.23***

（4.15） 0.11

（0.74） -1.69*

（-1.73） -2.15

（-1.08） -1308.48***

（-4.44） 0.44 0.37

dCONSSA 1690.34***

（2.77） -0.54***

（-3.74） -9.77*

（-1.84） -1.09

（-0.74） -551.38**

（-2.35） 0.35 0.28

dINVSA 1928.34

（1.00） -0.46***

（-2.91） -1.41*

（1.76） -1.28**

（-2.16） -430.69

（-0.58） 0.21 0.11

為了進(jìn)一步理解宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股市流動(dòng)性之間的引導(dǎo)關(guān)系，文章使用格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行分析，滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則確定，H1、H2分別為滬、深市場(chǎng)的換手率，HPTRENDH1、HPTRENDH2為趨勢(shì)成分，CH1、CH2為波動(dòng)成分。結(jié)果顯示換手率趨勢(shì)成分和GDP的Granger因果關(guān)系在滬深市場(chǎng)中都較為顯著，驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)發(fā)展決定股市流動(dòng)性長(zhǎng)期趨勢(shì)的理論；而換手率、波動(dòng)成分與GDP的Granger因果關(guān)系在滬深兩市截然不同，表明深市與宏觀經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系更為密切。

表4格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

雙向Granger因果檢驗(yàn) 滯后期：3

原假設(shè)H0 F統(tǒng)計(jì)量 概率值（P） 因果關(guān)系

GDP does not Ganger Cause H1 2.73641 0.16091 否

H1 does not Granger Cause GDP 0.81926 0.49347 否

GDP does not Granger Cause HPTRENDH1 4.07660** 0.02530 是

HPTRENDH1 does not Granger Cause GDP 4.87882*** 0.00702 是

GDP does not Granger Cause CH1 0.60617 0.61615 否

CH1 does not Granger Cause GDP 1.37320 0.26990 否

GDP does not Granger Cause H2 0.72893 0.54281 否

H2 does not Granger Cause GDP 4.07807** 0.01528 是

GDP does not Granger Cause HPTRENDH2 3.68173** 0.02276 是

HPTRENDH12 does not Granger Cause GDP 4.13782** 0.01440 是

GDP does not Granger Cause CH2 0.61689 0.60835 否

CH2 does not Granger Cause GDP 3.77183** 0.02077 是

四、結(jié)論

本文收集了2001年1月到2012年6月間的季度數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)證券市場(chǎng)流動(dòng)性和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得到以下結(jié)論：首先，我國(guó)證券市場(chǎng)流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)間存在著密切的正相關(guān)關(guān)系；其次，深市流動(dòng)性要大于滬市，與宏觀經(jīng)濟(jì)間的聯(lián)系也更為緊密；最后，宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)決定了證券市場(chǎng)流動(dòng)性的基本趨勢(shì)?？梢?jiàn)隨著我國(guó)證券市場(chǎng)的市場(chǎng)化進(jìn)程，其與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的聯(lián)系也越來(lái)越緊密，股市“晴雨表”功能開(kāi)始發(fā)揮效力，宏觀經(jīng)濟(jì)變化通過(guò)上市公司、投資者行為、監(jiān)管層政策在股市中得到體現(xiàn)。本文的研究成果也在一定程度證明了我國(guó)證券市場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的信息傳導(dǎo)機(jī)制是有效的，可以從證券市場(chǎng)流動(dòng)性變化中捕捉宏觀經(jīng)濟(jì)的走勢(shì)。

參考文獻(xiàn)

[1]Ran Lu and John Glascock.Macroeconomic Effects on Stock Liquidity [J]. Journal of Financial Economics，2010.

[2]Randi N?s，Johannes Skjeltorp，Bernt Arne ?degaard. Stock Market Liquidity and the Business Cycle [J].Journal of Financial Economics， 2009.

[3]陳夢(mèng)根.中國(guó)證券市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)協(xié)同性的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)管理，2005（16）.

[4]劉勇.我國(guó)股票市場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2004（04）.

[5]馬進(jìn)，關(guān)偉.我國(guó)股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2006（08）.

[6]俞琳.中國(guó)股票市場(chǎng)流動(dòng)性實(shí)證研究[D].廈門(mén)大學(xué)，2005.

作者簡(jiǎn)介：湯旸玚（1987-），女，漢，浙江臺(tái)州人，廈門(mén)大學(xué)金融系研究生，研究方向：金融市場(chǎng)與機(jī)構(gòu)投資者；劉錦（1988-），男，漢，湖北武漢人，廈門(mén)大學(xué)金融系研究生，研究方向：金融市場(chǎng)與機(jī)構(gòu)投資者。

（責(zé)任編輯：劉影）