黃飛雪，安 輝，趙建偉

(大連理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)系，遼寧 大連 116024)

一、引 言

1978年，遼寧省GDP以229億元排名全國(guó)第四，山東省以225億元排名第五;但經(jīng)過(guò)30年的發(fā)展，2008年山東省GDP以30 559億元排名全國(guó)第二，而遼寧省僅以12 020億元排名第八。是什么原因?qū)е铝俗匀毁Y源類似、地理相鄰的兩個(gè)省的GDP排序的變化?本文嘗試從金融發(fā)展的視角解釋這一問(wèn)題。選取遼寧與山東省的上市公司的數(shù)量與質(zhì)量的比較具有典型意義，股市是金融體系最重要的組成部分，高效運(yùn)行的金融體系與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)高度相關(guān)。

理論上上市公司的股價(jià)應(yīng)與其每股收益正相關(guān)，分別檢驗(yàn)遼寧省與山東省的上市公司股價(jià)與其每股收益是否存在匹配性，可以反映出其各自的金融環(huán)境發(fā)展的程度?，F(xiàn)提出采用協(xié)整一體化方法:ADF時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解。通過(guò)對(duì)遼寧省與山東省的1997年以前的上市公司的每股收益和股價(jià)的比較，從而分析遼寧省與山東省上市公司的每股收益和股價(jià)之間是怎樣的相關(guān)關(guān)系。

國(guó)外學(xué)者用協(xié)整方法對(duì)金融市場(chǎng)研究較早:Matiur等用協(xié)整方法檢驗(yàn)了日元兌美元的動(dòng)態(tài)真實(shí)匯率，研究區(qū)間是1973年第一季度到1993年第四季度。單位根檢驗(yàn)顯示，匯率和貿(mào)易收支差額這兩個(gè)序列都是不平穩(wěn)的，基于殘差的協(xié)整檢驗(yàn)也顯示這兩個(gè)變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，但是在短期內(nèi)，日元兌美元匯率和日美之間的貿(mào)易收支差額序列互為Granger因果［1］。Ross等用兩種協(xié)整方法通過(guò)對(duì)澳大利亞聯(lián)邦債券收益率的分析，驗(yàn)證了理性預(yù)期理論。但兩種檢驗(yàn)結(jié)果是相沖突的，因此作者認(rèn)為理性預(yù)期理論不具有長(zhǎng)期的指導(dǎo)意義［2］。Emmanuel運(yùn)用Johansen協(xié)整方法對(duì)東盟國(guó)家的儲(chǔ)蓄和投資之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)論是:(1)投資和儲(chǔ)蓄序列都是一階單整，并且協(xié)整，說(shuō)明二者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系;(2)格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果為:在印度尼西亞和新加坡，投資是儲(chǔ)蓄的Granger原因，在菲律賓，儲(chǔ)蓄是投資的Granger原因，在馬來(lái)尼西亞和泰國(guó)，投資和儲(chǔ)蓄互為因果關(guān)系［3］。Tang用協(xié)整方法得出:馬來(lái)尼西亞的本地銀行效率低于外資銀行，政府應(yīng)該對(duì)本地銀行經(jīng)營(yíng)管理規(guī)則的有效性展開(kāi)調(diào)查，以改變外資銀行占主導(dǎo)的地位［4］。上述研究主要是針對(duì)外匯與貨幣市場(chǎng)的，而缺少股票市場(chǎng)的。

相對(duì)國(guó)外，國(guó)內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究較晚:王瑞澤應(yīng)用E－G協(xié)整理論，對(duì)中國(guó)股市收益與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證，結(jié)果表明股市和實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并不具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，進(jìn)而股市不是經(jīng)濟(jì)的晴雨表［5］?？祦啿扇ngle－Granger協(xié)整法得出了中美兩國(guó)的價(jià)格水平與匯率之間有協(xié)整關(guān)系，匯率和價(jià)格長(zhǎng)期存在均衡的關(guān)系;中美兩國(guó)相對(duì)價(jià)格水平的變化顯著地影響到匯率的變化，說(shuō)明購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)理論是在起作用的。文章也指出對(duì)于嚴(yán)格管制的匯率，購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)并不起作用，原因是很明了的［6］。王成標(biāo)運(yùn)用E－G二部法協(xié)整檢驗(yàn)得出大慶原油價(jià)格與國(guó)際上的辛塔、米納斯原油價(jià)格存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，并且大慶原油價(jià)格與辛塔原油價(jià)格、大慶原油價(jià)格與米納斯原油價(jià)格存在雙向的Granger因果引導(dǎo)關(guān)系［7］。杜云等利用1979—2007年的大量宏微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，采用結(jié)構(gòu)性的VAR協(xié)整檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)模型得出:從長(zhǎng)期看，中國(guó)的財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)有著很大的促進(jìn)作用;擴(kuò)張性財(cái)政政策時(shí)，使經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，緊縮性財(cái)政政策時(shí)，使經(jīng)濟(jì)保持了穩(wěn)定;中國(guó)在每個(gè)階段都很重視財(cái)政政策的使用［8］。郝祥生研究了美國(guó)寬松的貨幣政策和當(dāng)前的金融危機(jī)之間的協(xié)整關(guān)系，發(fā)現(xiàn)美國(guó)長(zhǎng)期的低利率在一定程度上加劇了全球化的金融危機(jī)的發(fā)生，給中國(guó)的啟示是一國(guó)的中央銀行的利率不應(yīng)該長(zhǎng)期偏離均衡水平［9］。上述研究主要集中在宏觀領(lǐng)域，缺少?gòu)墓善笔袌?chǎng)的微觀視角的研究。

綜上，已有研究主要集中在外匯等市場(chǎng)的關(guān)系上，特別缺少針對(duì)上市公司的股價(jià)能否與每股收益相匹配的問(wèn)題的研究。本研究選取遼寧與山東上市公司近20年的50余只股票價(jià)格與每股收益作為研究變量，運(yùn)用協(xié)整一體化方法，旨在研究每股收益對(duì)股價(jià)的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制。

二、實(shí)證方法與過(guò)程

1.變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用的樣本是遼寧、山東1997年及之前上市的所有公司作為樣本。除去當(dāng)前已經(jīng)退市的公司和特別處理的公司，經(jīng)過(guò)這樣的篩選后，把余下50家公司作為研究的對(duì)象。上市公司的股價(jià)Y采用向后復(fù)權(quán)方式進(jìn)行處理;每股收益X來(lái)源于上市公司的年報(bào)與半年報(bào)，本文采用的是稀釋每股收益。為平滑數(shù)據(jù)波動(dòng)，消除時(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象，且不改變變量間的協(xié)整及其他原有關(guān)系，對(duì)兩變量分別取自然對(duì)數(shù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)與銳思數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.股價(jià)、每股收益數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免“偽回歸”現(xiàn)象，所以需要對(duì)每股收益序列和股價(jià)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。平穩(wěn)的時(shí)間序列包括三個(gè)特點(diǎn)，即均值和方差在整個(gè)時(shí)間序列不變動(dòng)，且時(shí)間序列上任意兩個(gè)數(shù)值之間的協(xié)方差僅僅與它們之間的間隔相關(guān)，而不與它們?cè)谠摃r(shí)間序列的位置有關(guān)。本文以海信電器 (600060)為例(X——每股收益序列，Y——股價(jià)序列)，用EVIEWS5.1得表1。從表1可以看出:海信電器每股收益序列和股價(jià)序列存在高度正相關(guān)關(guān)系。

表1 股價(jià)與每股收益相關(guān)性

股價(jià)與每股收益原序列都不平穩(wěn)，一階差分后，每股收益序列均值基本為0，沒(méi)有上升或者下降趨勢(shì)，基本上符合平穩(wěn)時(shí)間序列的要求;而股價(jià)序列的一階差分結(jié)果沒(méi)有了明顯的趨勢(shì)項(xiàng)，股價(jià)一階差分的值在－6—+8的范圍內(nèi)波動(dòng)，跳動(dòng)幅度不大;經(jīng)過(guò)5%水平的單位根檢驗(yàn)，二者在5%的水平下都是一階平穩(wěn)的。由此可以在不影響試驗(yàn)結(jié)果的條件下認(rèn)為，股價(jià)序列和每股收益序列都為一階單整，并且存在著穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。

3.協(xié)整檢驗(yàn)

以海信電器的JJ協(xié)整分析為例，結(jié)果如表2所示:

表2 海信電器股價(jià)和每股收益協(xié)整結(jié)果

由表2中的跡統(tǒng)計(jì)量可知，在5%顯著水平下，當(dāng)假設(shè)股價(jià)和每股收益之間沒(méi)有協(xié)整關(guān)系時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量的值19.25大于5%臨界水平的值，所以拒絕原假設(shè);當(dāng)假設(shè)協(xié)整方程最多為一個(gè)時(shí)，跡統(tǒng)計(jì)量小于5%臨界水平的值，所以接受對(duì)應(yīng)的原假設(shè)。由跡統(tǒng)計(jì)量可以知道，每股收益和股價(jià)之間在5%的臨界水平下，存在著協(xié)整關(guān)系。

再?gòu)淖畲筇卣髦到y(tǒng)計(jì)量分析，同樣在假設(shè)協(xié)整向量個(gè)數(shù)為零個(gè)時(shí)，試驗(yàn)結(jié)果拒絕了原假設(shè);當(dāng)假設(shè)為最多一個(gè)協(xié)整向量時(shí)，接受了原假設(shè)。所以根據(jù)最大特征值統(tǒng)計(jì)量，我們認(rèn)為每股收益與股價(jià)之間在5%臨界條件下存在著協(xié)整關(guān)系。

標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程每股收益和股價(jià)之間的關(guān)系為:

從協(xié)整方程 (1)可以看出每股收益和股價(jià)之間的關(guān)系為正相關(guān)關(guān)系，可以看出每股收益變動(dòng)1%，股價(jià)將變動(dòng)61.85%左右，說(shuō)明海信電器的股價(jià)受每股收益的影響較大。

4.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

海信電器的Granger因果檢驗(yàn) (滯后階數(shù)為3)如表3所示。

表3 海信電器的Granger因果檢驗(yàn)

由表3知，拒絕了Y不能夠Granger引起X的假設(shè)，χ2值19.65比臨界值小的概率小于0.01，所以我們可以認(rèn)為χ2值比臨界值大，拒絕原假設(shè)。即拒絕了股價(jià)不能夠引起每股收益變化的假設(shè)，說(shuō)明股價(jià)的變化能夠Granger引起每股收益的變化。

同時(shí)拒絕了X不能夠Granger引起Y的假設(shè)，χ2值11.40比臨界值小的概率小于0.02，所以我們?cè)?5%的顯著水平下，認(rèn)為F值比臨界值大，應(yīng)該拒絕原假設(shè)，即拒絕了每股收益不能夠Granger引起股價(jià)的假設(shè)，說(shuō)明了每股收益的變動(dòng)會(huì)Granger引起股價(jià)的變化。

5.向量誤差修正模型 (VECM)

由Granger定理知，如果若干個(gè)非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量必存在誤差修正模型，誤差修正項(xiàng)反映變量間的關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)對(duì)短期變化的影響。協(xié)整方程 (1)表明，股價(jià)和每股收益之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但由于受其他各種擾動(dòng)因素的影響，二者間的均衡關(guān)系在短期內(nèi)可能發(fā)生偏離。為檢驗(yàn)這種可能存在的短期性偏離程度，構(gòu)建了股價(jià)和每股收益序列的向量誤差修正模型。

估計(jì)結(jié)果方程如下:

式中，D表示一階差分。從方程 (2)與 (3)可以看出當(dāng)每股收益和股價(jià)之間的長(zhǎng)期關(guān)系出現(xiàn)偏離時(shí)各自的調(diào)整方向和速度大小。

當(dāng)Y－65.88X＞0時(shí)，海信電器的每股收益和股價(jià)均做負(fù)方向調(diào)整，調(diào)整速度分別為1.44和24.66，其中股價(jià)調(diào)整速度較快，但是由于每股收益的數(shù)值相對(duì)較小，所以該情況是合理的;當(dāng)長(zhǎng)期協(xié)整方程小于0時(shí)，每股收益和股價(jià)都分別以1.44和24.66的速度增加。由此知，每股收益和股價(jià)調(diào)整方向相同，股價(jià)調(diào)整速度較大。

當(dāng)長(zhǎng)期均衡方程得到滿足時(shí)，每股收益和股價(jià)理論上保持不變。實(shí)際上由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)不斷的走強(qiáng)，協(xié)整方程也需要根據(jù)新出現(xiàn)的當(dāng)期數(shù)據(jù)進(jìn)行不斷的調(diào)整，所以復(fù)權(quán)后的股價(jià)應(yīng)該是不斷增加的。

6.方差分解結(jié)果分析

海信電器方差分解分析如表4所示。

表4 海信電器方差分解分析

(1)每股收益對(duì)其自身變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度從當(dāng)期的100%緩慢減小，隨后一直穩(wěn)定在54%左右;而股價(jià)對(duì)每股收益的貢獻(xiàn)程度從當(dāng)期的0%緩慢增加，最大增幅隨后穩(wěn)定在46%左右。

(2)股價(jià)對(duì)其自身變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度從第一期的81%逐漸下降，隨后一直穩(wěn)定在70%左右;每股收益對(duì)股價(jià)的貢獻(xiàn)程度從第一期的18%，逐步上升到第四期的25%，隨后影響程度持續(xù)在29%以上。

由此說(shuō)明了股價(jià)受到每股收益相當(dāng)程度的影響。

三、實(shí)證結(jié)果分析

1.山東、遼寧市盈率比較

在2008年中期，人民幣半年期存款利率1.98%，利率的倒數(shù)大約為50.5。由表5知，在2008年山東上市公司的市盈率是正常的，而遼寧上市公司的市盈率則偏高。

表5 遼寧、山東市盈率對(duì)比表

2.山東、遼寧協(xié)整總過(guò)程比較

表6 山東、遼寧二省協(xié)整總過(guò)程對(duì)比

由表6可以看出，山東省1997年及之前的上市公司 (不含被ST的，下同)比遼寧省要多，其中被ST的，遼寧省的占15.5%，山東省的為15.1%，這一階段被剔除的股票數(shù)目山東與遼寧大致相同;單整階數(shù)相同的股票山東明顯多于遼寧，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)的股票山東尚且有12支，而遼寧只剩下了5支，具有線性因果關(guān)系的山東為5支，遼寧僅為2支。雖然二省的數(shù)據(jù)都表明了股票市場(chǎng)處在弱有效階段，但是山東的檢驗(yàn)結(jié)果要明顯好于遼寧。當(dāng)研究二省的非線性因果關(guān)系時(shí)，遼寧山東各有兩支通過(guò)了檢驗(yàn)，這樣遼寧上市公司具協(xié)整關(guān)系的就有4支，而山東為6支，但是股價(jià)與每股收益之間的關(guān)系從完全正相關(guān)到完全負(fù)相關(guān)，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)中都有可能出現(xiàn)，不能夠用一個(gè)統(tǒng)一的模型去描述二者的關(guān)系。所以考慮非線性的因果關(guān)系，特別是每股收益由于可能存在負(fù)值而計(jì)量上不允許取負(fù)值，研究非線性關(guān)系的意義也僅僅限于說(shuō)明部分股票的股價(jià)與每股收益之間的關(guān)系不是線性的，盡管如此，考慮所研究的所有內(nèi)容，山東的結(jié)果仍好于遼寧。

四、結(jié) 論

本研究綜合運(yùn)用ADF檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、VEC模型與方差分解等方法，實(shí)證分析了遼寧與山東上市公司股價(jià)與每股收益的關(guān)系，研究結(jié)果表明:(1)山東省上市公司的每股收益和股價(jià)之間存在協(xié)整關(guān)系并且符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義的股票數(shù)分別占研究上市公司總數(shù)的17.24%，而遼寧省僅為7.7%。(2)遼寧省與山東省上市公司的每股收益和股價(jià)之間不存在線性的協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)，投資者不能單單通過(guò)對(duì)于每股收益的研究而簡(jiǎn)單地判斷未來(lái)股票價(jià)格的走向。(3)山東省上市公司每股收益對(duì)股價(jià)的解釋能力高于遼寧省上市公司。

遼寧與山東的GDP排序的變化的一個(gè)原因就在于山東省上市公司的數(shù)量與質(zhì)量均優(yōu)于遼寧省，即山東省的金融環(huán)境的發(fā)展要好于遼寧省。世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果表明:金融深化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，金融制度安排的改進(jìn)領(lǐng)先于且促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行績(jī)效的提高。換句話說(shuō)，高效運(yùn)行的金融體系與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和消除貧困高度相關(guān)。遼寧應(yīng)大力通過(guò)發(fā)展金融環(huán)境的制度建設(shè)來(lái)加速解決省內(nèi)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與發(fā)展的問(wèn)題，從而來(lái)提升遼寧GDP在全國(guó)的排名。

［1］Rahman Matiur，Mustafa Muhammad，Burckel Daryl V.Dynamics of the Yen－dollar Real Exchange Rate and the USJapan Real Trade Balance［J］.Applied Economics，1997，29(5):661 －664.

［2］Guest Ross，McLean Alan.New Evidence on the Expectations Theory of the Term Structure of Australian Commonwealth Government Treasury Yields［J］.Applied Financial Economics，1998，8(1):81 －87.

［3］Anoruo Emmanuel.Saving － investment Connection:Evidence from the Asean Countries ［J］.American Economist，2001，45(1):46－53.

［4］Tuck Cheong Tang.An Examination of the Linkages between Foreign and Domestic Banks in Malaysia，Using the Error－Correction Mechanism Test［J］.International Journal of Management，2004，21(1):90 －92.

［5］王瑞澤.中國(guó)股市收益與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)背離現(xiàn)象的協(xié)整性檢驗(yàn)［J］.商業(yè)研究，2006，(12):92－94.

［6］康亞.人民幣購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)實(shí)證研究［D］.華中科技大學(xué)學(xué)位論文，2007.

［7］王成標(biāo).國(guó)內(nèi)外石油價(jià)格關(guān)系研究［D］.南京航空航天大學(xué)學(xué)位論文，2008.

［8］杜云，周紅剛.我國(guó)財(cái)政政策的路徑演化與效率檢驗(yàn)——基于改革開(kāi)放30年來(lái)微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和經(jīng)驗(yàn)［J］.財(cái)經(jīng)研究，2009，(1):86－96.

［9］郝祥生.貨幣政策操作不當(dāng)加劇次貸危機(jī):基于協(xié)整模型的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.科學(xué)技術(shù)與工程，2009，(3):1198－1201.