一、引言
上世紀80年代以來,股票市場的迅猛發(fā)展及其對投資者重要性的增加,特別是股票價格的大幅波動對經(jīng)濟生活所產(chǎn)生的巨大影響,讓人們對股票價格的泡沫問題表現(xiàn)出了持續(xù)的研究興趣。尤其是計量經(jīng)濟學的發(fā)展使這一領(lǐng)域的研究更為深入,學者們開始將動態(tài)和非線性理論引入到對泡沫理論的分析和探討中,并且設(shè)計了更為貼近現(xiàn)實的泡沫形式,對于泡沫存在性的檢驗細分為對特定類型泡沫的識別,由此可以洞察到股票市場更深層次的特征。2006年崔暢、劉金全引入MTAR模型,得出了從長期來看我國股票價格和其內(nèi)在價值之間存在著均衡關(guān)系,但短期內(nèi)對均衡的調(diào)整是非對稱的,即存在周期性破滅的投機泡沫。但是,在選擇經(jīng)濟變量沒有考慮滯后期對當期產(chǎn)生的影響。因此本文在單位根檢驗和協(xié)整檢驗方法的基礎(chǔ)上引入VAR和VEC模型,檢驗協(xié)整殘差的非對稱調(diào)整假設(shè),并引入對股票價格具有決定性影響的宏觀經(jīng)濟變量對我國股票市場是否存在泡沫現(xiàn)象進行實證研究。針對崔暢、劉金全(2006)、王薛、李紅剛①(2008)運用MTAR協(xié)整檢驗對中國股市進行實證研究的MTAR模型平穩(wěn)性的檢驗,本文提出了質(zhì)疑,提出了MTAR檢驗的新視角。
二、變量的選取及研究方法
協(xié)整殘差的MTAR模型可表述為:
It={
式中,ut為股票價格與股票內(nèi)在價值因子的回歸殘差,τ為門限值。
則(3)式為AR(t-l-1)型。該模型的平穩(wěn)性條件與滯后階數(shù)l及所有參數(shù)值有關(guān)。在討論具體問題時,可檢驗具體模型的平穩(wěn)性,如果模型是平穩(wěn)的,就能得到滿足平穩(wěn)性條件的有意義的門限值及ρ1,ρ2的值。然后建立存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè)H0:ρ1=ρ2=0。如果拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的零假設(shè),則可以進行對稱調(diào)整的原假設(shè)檢驗H0:ρ1=ρ2,當接受原假設(shè)時,則意味股票的市場價格和其基礎(chǔ)價值之間的協(xié)整關(guān)系是線性非對稱調(diào)整。當拒絕原假設(shè)時,則表明存在對均衡的非對稱偏離。從而發(fā)現(xiàn)周期性破滅泡沫的存在。
本文首先采用Johansen協(xié)整檢驗從資產(chǎn)價格中剔除基礎(chǔ)價值的決定部分,然后對得到的殘差序列應(yīng)用MTAR模型進行泡沫檢驗。
由于我國股市明顯存在“齊漲共跌”的現(xiàn)象,這就要求在對股票價格的分析中更多地考慮宏觀經(jīng)濟因素的影響,因此選擇宏觀經(jīng)濟變量作為股票價格基礎(chǔ)價值的解釋因素。為了盡量避免誤設(shè)定內(nèi)在價值問題,先用相關(guān)的宏觀經(jīng)濟變量做格蘭杰因果檢驗和協(xié)整回歸,剔除那些不顯著的變量以及那些估計結(jié)果與經(jīng)濟意義不符的變量。選擇以下變量進行動態(tài)計量經(jīng)濟模型的分析。
1.股票市場方面。選取上證綜合指數(shù)(SZ)和深證綜合指數(shù)(SC)綜合反映股票市場情況:一方面,因為綜合指數(shù)的變動能夠較好的反映股票市場的發(fā)展變化,是股市的風向標;另一方面,它和商業(yè)指數(shù)、房地產(chǎn)指數(shù)等其他指數(shù)具有很強的相關(guān)性。
2.經(jīng)濟運行方面。依據(jù)經(jīng)濟理論,取以下經(jīng)濟變量用以描述國民經(jīng)濟運行的變量,工業(yè)增加值增長速度(VAI)(因資料收集所限,工業(yè)增加值作為GDP的替代變量:一方面,由于工業(yè)增加值是GDP的主要構(gòu)成部分;另一方面,它與GDP呈現(xiàn)同步增長趨勢),利率(RR),居民消費價格指數(shù)(CPI),城鎮(zhèn)居民儲蓄存款(CC),廣義貨幣供應(yīng)量(M2),同業(yè)拆借利率(CHBO),對宏觀經(jīng)濟變量取對數(shù)變換。選取了六個與股市投資和價格波動密切相關(guān)的宏觀經(jīng)濟變量,對上證指數(shù)進行泡沫檢驗。選取的數(shù)據(jù)區(qū)間為2000～2008年月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國人民銀行》和《中華人民共和國國家統(tǒng)計局》網(wǎng)站。
三、實證檢驗
1.檢驗數(shù)據(jù)平穩(wěn)性
表1計算了七個時間序列和其差分序列的單位根檢驗的ADF統(tǒng)計量。
由檢驗結(jié)果可知,在5%的顯著性水平下,所有序列樣本區(qū)間內(nèi)都無法拒絕存在單位根的原假設(shè)。因此繼續(xù)對其差分序列進行平穩(wěn)性檢驗,發(fā)現(xiàn)在1%的顯著性水平下,檢驗統(tǒng)計量均拒絕存在單位根的原假設(shè),即所選變量均服從I(1)過程。
2.建立VAR模型和協(xié)整分析
為了進行協(xié)整分析,必須選擇最優(yōu)滯后長度,否則結(jié)果不可信。首先,通過變化變量的滯后階數(shù),估計相應(yīng)階數(shù)的VAR模型;然后,根據(jù)AIC和SC準則確定VAR模型滯后階數(shù);最后,通過eviews軟件確定VAR模型最優(yōu)滯后為一階。并進一步對其進行Johansen協(xié)整檢驗,以確定是否建立VEC模型。
由檢驗結(jié)果表明,在5%的顯著性水平下,所有序列在樣本區(qū)間內(nèi)都無法拒絕存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。從表2,表3中得到所有序列存在兩個協(xié)整關(guān)系。
3.建立VEC模型和協(xié)整分析
通過以上分析能得到所選變量序列存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。從而表明可以采用VEC模型進行分析。用與2中相同的方法得到VEC模型的Johansen協(xié)整檢驗,結(jié)果表明VEC模型存在協(xié)整關(guān)系。
根據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)果可知,在樣本區(qū)間內(nèi)七個變量之間均存在顯著的長期均衡關(guān)系,說明如果按照傳統(tǒng)的單位根和協(xié)整檢驗方法,可以拒絕在我國的股票市場上存在理性泡沫的原假設(shè)。但這種方法無法準確捕捉泡沫的非線性路徑和周期性變化。因此,對協(xié)整殘差繼續(xù)應(yīng)用MTAR模型檢驗。
4.MTAR模型檢驗
樣本區(qū)間內(nèi)的協(xié)整殘差路徑如下圖示:
從上圖中可以看出協(xié)整誤差的調(diào)整路徑是非對稱的,通過MTAR模型可以對此進行進一步驗證。在MTAR模型中門限值是未知的,并要同系數(shù)ρ1和ρ2聯(lián)合起來估計。因此,利用Chan的一致性估計方法來尋找門限值,得到的MTAR模型的估計結(jié)果如下:
四、結(jié)論與討論
1.本文提出了MTAR模型協(xié)整檢驗平穩(wěn)性的新觀視角,認為以往的文獻中MTAR模型協(xié)整檢驗平穩(wěn)性條件值得商榷。在以往的文獻中MTAR模型的平穩(wěn)條件實際是TAR模型的平穩(wěn)條件,即AR(1)模型的平穩(wěn)條件。忽略了新加入的∑γi△ut-i的影響。實際上,MTAR模型的平穩(wěn)條件可以通過AR(P)模型平穩(wěn)條件得出。本文重新考慮MTAR模型的平穩(wěn)條件,對滬深股市泡沫重新進行了協(xié)整檢驗。
3.本文選用了不同的內(nèi)在價值因子和數(shù)據(jù)樣本,同時考慮到內(nèi)在價值因子的相互影響及滯后影響,構(gòu)造了VAR和VEC模型,并在此基礎(chǔ)上建立MTAR模型,尋找股票市場周期性破滅泡沫的存在證據(jù)。通過得到的模型輸出結(jié)果可以看出,參數(shù)ρ1,ρ2都是統(tǒng)計顯著的且二者有顯著差異,進一步說明我國股票市場存在周期性破滅泡沫。
4.本文僅通過基于VEC模型的MTAR檢驗殘差的非對稱性分析股市泡沫存在狀態(tài)的方法,而沒有引入其他檢驗股市泡沫存在的方法進行對比分析。通過檢驗的結(jié)果說明那一種方法能夠更加真實地反映出社會經(jīng)濟現(xiàn)象。
5.本文僅僅從全樣本區(qū)間對股市泡沫存在性進行了分析,而沒有根據(jù)宏觀經(jīng)濟發(fā)展趨勢將所討論區(qū)間劃分為若干個子區(qū)間分別討論。對子區(qū)間的討論更能清晰地捕捉到股市泡沫在各個區(qū)間的存在狀態(tài)。
【參考文獻】
[1] 崔暢,劉金全.我國股市投機泡沫分析[J].金融論壇,2006(11).
[2] 劉金全,崔暢.中國滬深股市收益率和波動性的實證分析[J]. 經(jīng)濟學(季刊),2002(3).
[3] 高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模Eviews應(yīng)用及實例[M].北京:清華大學出版社,2006.
