蒲亭+商凱祥+陳光勝

【摘要】近年來中藥行業(yè)上市公司股票價格不僅強于大盤走勢而且其波動幅度也小于滬深300股票綜合指數(shù)波動幅度，展現(xiàn)出良好的投資價值和避險價值。為此本文選擇中藥行業(yè)上市公司股票投資組合價格波動為因變量，選擇滬深300綜合指數(shù)、匯率、CPI、M2四個因素指標為自變量進行多元回歸統(tǒng)計建模。模型檢驗結(jié)果表明中藥行業(yè)上市公司股價波動除具有一般金融資產(chǎn)價格波動的系統(tǒng)性集聚性、分布滯后性等特點外，還具有與CPI負相關(guān)的特點。同時M2所代表的宏觀貨幣政策對中藥行業(yè)上市公司股票價格波動幾乎無影響。

【關(guān)鍵詞】計量經(jīng)濟學 消費者物價指數(shù) 分布滯后模型

一、研究背景

中藥行業(yè)是中國國內(nèi)贏利能力較強的行業(yè)，產(chǎn)品利潤率高。2016年2月，國務(wù)院發(fā)表《中醫(yī)藥發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2016-2030）》指出到2020年，實現(xiàn)人人基本享有中醫(yī)藥服務(wù)，讓中醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)成為國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)之一。為此，本文希望利用多元線性回歸模型，研究中藥行業(yè)上市公司股票價格波動的宏觀影響因素，并在此基礎(chǔ)上，對有效的回歸模型做出經(jīng)濟學解釋。

二、模型參數(shù)的選擇

（一）中藥行業(yè)上市公司股價影響因素及變量的選擇

本文研究對象為中藥行業(yè)上市公司的股票價格。選擇證監(jiān)會中藥行業(yè)股票組合從2015年1月至2016年11月組合股票價格月波動率作為因變量具體指標，自變量從以下幾個方面來選擇：

1.滬深300綜合指數(shù)（X1）。由于在上海證券交易所上市的一些公司基本上都是國有大型企業(yè)而且市值都非常巨大。一般都用滬深300綜指來代表大盤的指數(shù)，本文用X1來表示。

2.通貨膨脹（X2）。在通貨膨脹初期由于產(chǎn)品價格的提升和存貨的增值，投資者對公司的利潤增值會產(chǎn)生較強的預(yù)期從而增加分派股息的預(yù)期并使股票價格上漲。通貨膨脹同時也給其他的投資品種增加了貶值的風險。本文選擇消費物價指數(shù)CPI作為通貨膨脹因素的具體指標。

3.貨幣政策（X3）。央行實行擴張性貨幣政策時對股票市場價格的影響是多方面的：首先公眾手中將持有更多的貨幣，在替代效應(yīng)的作用下公眾會增加以股票為代表的金融資產(chǎn)的配置，更多的貨幣追逐既定數(shù)量的股票會推升股票市場整體價格水平，促使股市繁榮。其次，寬松的貨幣政策使企業(yè)的融資需求易于得到滿足，這一方面有利于企業(yè)擴大對金融領(lǐng)域的投資，另一方面也降低了股東通過減持股票來獲取資金的意愿，這兩個方面共同作用也會促使股價上升。

4.匯率變動（X4）。中藥行業(yè)大致可分為中成藥和中藥試劑兩個子行業(yè)。有數(shù)據(jù)表明中成藥出口量逐年增加，因此在論文中我們選擇匯率變動作為響中藥行業(yè)投資組合價格變動的因變量之一加入分析。由于我國外匯結(jié)算中通常使用美元作為結(jié)算貨幣，因此，本文作為匯率變動影響因素的代表數(shù)據(jù)選用的是美元相對于人民幣價格變動的月度平均變化，在直接標價法下的變動數(shù)據(jù)。

（二）因變量組合的構(gòu)建

本文選擇的因變量，是中藥行業(yè)上市公司投資組合股票收益率。文章中構(gòu)建的中藥行業(yè)投組合包括云南白藥、天士力、貴州百靈、長白山等十八只中藥上市股票，按照其流通市值加權(quán)其股價變動收益率作為因變量的最終結(jié)果。文章全部數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)其中股票市場數(shù)據(jù)為當月市場收盤價格時間區(qū)間從2015年1月到2016年11月。

三、模型建立及實證分析

債券市場不發(fā)達，企業(yè)債券發(fā)行規(guī)模過小是直接制約我國信用評級機構(gòu)發(fā)展的瓶頸。應(yīng)用EViews7.2軟件采用多元回歸計量經(jīng)濟學方法進行建模分析，大致有以下兩個步驟：

（一）初步回歸

初步回歸是將上述中藥行業(yè)上市公司股票組合價格月變動率變動作為因變量，將上述五個影響因素（X1：滬深300綜合指數(shù)波動；X2：以CPI為代表的通貨膨脹率；X3：貨幣政策：M2；X4：匯率）指標做為自變量進行多元回歸回歸方程為：

Y=C+C（1）X1+C（2）X2+C（3）X3+C（4）X4+ε

其中C（i），i=0，1，2，3，4，5為回歸待定系數(shù)，ε為隨機誤差項，上述回歸方程的最小二乘法檢驗結(jié)果，R值0.75，模型擬合效果較差。且只有系數(shù)C（1）的P值小于0.05且其相關(guān)度達到1以上，其他系數(shù)的相關(guān)度及P值結(jié)果均未通過檢驗，這說明就目前的檢驗結(jié)果來看中藥行業(yè)股票價格波動僅與滬深300股票指數(shù)波動存在明顯的相關(guān)性，另外對回歸方程的殘差進行檢驗可知其殘差不存在明顯的一階自相關(guān)。

（二）模型的修正

對回歸方程的殘差進行檢驗，表明存在協(xié)整，兩者之間有長期均衡關(guān)系，但是短期來看容易出現(xiàn)失衡，為了加強模型的精度，可以將回歸方程中的誤差項看作均衡誤差，滯后一期進行修正，同時，由于股票價格波動可能收上期價格影響，產(chǎn)生分布滯后效應(yīng)，所以將Y滯后一期D（Y）加入模型中進行自回歸檢驗，所以調(diào)整后的誤差修正模型：

Y=α+β1*Z1+β2*Z2+β3*Z3+β4*x4+β5*D（Y）+b*e（-1）

根據(jù)調(diào)整后的模型進行檢驗，剔除調(diào)整后檢驗數(shù)據(jù)依舊相關(guān)性很低的貨幣政策以及回歸方程擬合度較低的方程，重新調(diào)整檢驗方程的自變量，并對匯率變動進行兩期的滯后，最終回歸方程結(jié)果為：

Y=0.873818*X1-0.241849*DX2+0.052470*DX4+0.339139* DY+0.381051*E4（-1）

此檢驗結(jié)果中R-squared值較高表明回歸方程中的幾個因素合計能夠解釋中藥行業(yè)上市公司股價波動的91.02%，上述回歸結(jié)果表明：

滬深300綜合指數(shù)即大盤指數(shù)波動是中藥上市公司股價波動的最主要原因，且其相關(guān)性為正。

中藥行業(yè)上市公司股價波動在較大程度上跟隨大盤的漲跌，這是股票價格波動的系統(tǒng)性風險。相關(guān)系數(shù)為0.87在統(tǒng)計意義上表明滬深300綜合指數(shù)變動1%則中藥行業(yè)股票投資組合指數(shù)相應(yīng)變動0.87%。這也表明大盤對行業(yè)以及個股價格的影響較大，中國股票市場還遠不是一個完善的市場，缺乏價值投資的理念。這樣的市場使得主力機構(gòu)可以通過控制像中國石油工商銀行等超級大盤股控制大盤的漲跌來影響個股的價格走勢。由于市場上價值投資的理念還未完全建立，大多數(shù)個人投資者尤其是散戶都不會根據(jù)上市公司自身的價值來進行長遠的投資。而上市公司也是本著圈錢的目的損害投資者利益，這是中國股票市場整體上系統(tǒng)性風險較大的重要原因。

DY的相關(guān)系數(shù)為0.34且通過檢驗，表明中藥上市公司股價波動在較大程度上依賴于其上期的價格。匯率變動與中藥行業(yè)上市公司股票價格變動正相關(guān)，貨幣供應(yīng)量變動對中藥行業(yè)上市公司股價無顯著影響

參考文獻

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