石油價(jià)格對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)的影響分析

孫 梅，楊 天

（中國(guó)石油大學(xué)工商管理學(xué)院，北京 102249）

隨著全球金融危機(jī)的爆發(fā)，石油價(jià)格和股價(jià)越來越受到關(guān)注，而油價(jià)和股價(jià)的相關(guān)關(guān)系成為了熱門話題，本文試圖運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法分析石油價(jià)格波動(dòng)與中國(guó)股票市場(chǎng)的相關(guān)性關(guān)系，了解國(guó)際原油價(jià)格對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)是否產(chǎn)生波動(dòng)和波動(dòng)的方向及大小，從而確定我國(guó)應(yīng)對(duì)國(guó)際油價(jià)波動(dòng)的對(duì)策。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

目前,學(xué)術(shù)界關(guān)于油價(jià)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)影響的研究文獻(xiàn)主要有三大觀點(diǎn)：一是認(rèn)為石油價(jià)格變化對(duì)股市有較大影響。代表學(xué)者有勞杰男（2008）[1]、李曉瑩（2010）[2]和諸葛尚琦、郝項(xiàng)超（2009）[3]，其中前兩者都用的是WTI油價(jià)，后者用的是Brent原油價(jià)格；二是認(rèn)為石油價(jià)格變化對(duì)股市影響不大。主要代表有金洪飛、金犖（2008）[4]，王震、李馭龍、丁寶婷（2009）[5]，安瑤、謝齡葓（2011）[6]，楊熹（2011）[7]，戚倩旻、朱洪亮（2011）[8]，這些學(xué)者通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)石油價(jià)格(WTI)沖擊與股市沒有明顯相關(guān)關(guān)系，這個(gè)結(jié)論與國(guó)外大部分研究結(jié)果相反；三是認(rèn)為石油價(jià)格沖擊對(duì)我國(guó)股市不同行業(yè)有影響，主要代表有楊潔（2005）[9]，戚倩旻、朱洪亮（2011）[8]，這些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，石油價(jià)格主要沖擊與石油密切相關(guān)的行業(yè)，如石油、航空（石油作為航空燃料）、金融（石油期貨產(chǎn)品）。此外，對(duì)于醫(yī)藥類，戚倩旻、朱洪亮得出的結(jié)論與楊潔和勞杰男得出的結(jié)論不同。綜上所述，不同學(xué)者選取不同時(shí)期和不同的油價(jià)數(shù)據(jù)，得出的結(jié)論不盡相同。

二、石油價(jià)格對(duì)中國(guó)股市影響的實(shí)證分析

本文以選取VAR模型對(duì)2007年1月4日至2011年12月30日Brent原油現(xiàn)貨價(jià)格日數(shù)據(jù)和上證綜合指數(shù)日數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

1.模型選擇

本文選擇VAR模型進(jìn)行股價(jià)對(duì)中國(guó)股市影響的實(shí)證研究，主要是因?yàn)閰R率、GDP等因素的不確定使得要構(gòu)造一個(gè)用來描述股票市場(chǎng)與石油價(jià)格變化之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)化模型存在很大困難，然而VAR模型用來估計(jì)聯(lián)合內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系，而不帶有任何事先約束條件，可以比較簡(jiǎn)單地構(gòu)造股票市場(chǎng)與石油價(jià)格之間的動(dòng)態(tài)模型。

2.樣本選取

目前國(guó)際上的原油交易是以WTI、Brent和Dubi三大原油價(jià)格為基礎(chǔ)的，而中國(guó)從非洲、俄羅斯、地中海、北海等國(guó)家和地區(qū)進(jìn)口的原油均以Brent原油作為基準(zhǔn)油進(jìn)行定價(jià)，占中國(guó)進(jìn)口原油比例約45—50%。因此本文選取2007年1月4日至2011年12月30日Brent原油現(xiàn)貨價(jià)格日數(shù)據(jù)和上證綜合指數(shù)日數(shù)據(jù)。由于Brent原油以美元計(jì)價(jià)，而上證綜合指數(shù)是以人民幣計(jì)價(jià)，所以對(duì)Brent原油價(jià)格用國(guó)家外匯管理局報(bào)告的每日人民幣匯率中間價(jià)進(jìn)行折算，剔除因節(jié)假日不同所導(dǎo)致的空缺數(shù)據(jù)，共得到1154組觀察值。此外，為了減少變量受非正常因素影響的程度，我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，來得到股市收益率和石油價(jià)格收益率。用RS表示上證綜合指數(shù)收益率，RO表示Brent原油現(xiàn)貨價(jià)格波動(dòng)率。

3.樣本描述性統(tǒng)計(jì)

在選取模型和樣本的基礎(chǔ)上，我們首先對(duì)股票市場(chǎng)收益率和石油價(jià)格收益率進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表1所示。

由表1可見，股票市場(chǎng)收益率和石油價(jià)格收益率平均值都為負(fù)，且股票市場(chǎng)收益率大于石油價(jià)格收益率；從標(biāo)準(zhǔn)差來看，二者統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)相差無幾，表明二者的波動(dòng)率相差不多；從偏度系數(shù)來看，石油價(jià)格收益率和股票市場(chǎng)收益率都是左偏分布的；從峰度系數(shù)來看，兩個(gè)變量都是尖峰的。Jarque一Bera統(tǒng)計(jì)量是檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否正態(tài)分布的；從數(shù)值來看，二者在顯著性水平為1%時(shí)概率都為0，表示拒絕正態(tài)分布假設(shè)，即股票市場(chǎng)收益率和石油價(jià)格收益率都服從于非正態(tài)分布。

4.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于對(duì)時(shí)間序列分析是通過以因果關(guān)系為基礎(chǔ)的模型來進(jìn)行的，而要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型背后都有一個(gè)隱含假設(shè)，即這些數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以在對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析之前要先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從圖1和圖2中可見，Brent原油和上證綜合指數(shù)收益率波動(dòng)性都不大。

對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性除了圖形直接觀察外，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)則更準(zhǔn)確。下面利用ADF檢驗(yàn)（augment Dickey-Fuller test）對(duì)股票市場(chǎng)收益率和石油價(jià)格收益率數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

我們利用AIC準(zhǔn)則，確定變量的最佳滯后期數(shù)，然后使用包含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、包含趨勢(shì)項(xiàng)、不包含時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)三個(gè)模型依次對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，Eviews5檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

由表2可知，上證綜合指數(shù)收益率和Brent原油價(jià)格收益率的ADF檢驗(yàn)結(jié)果都在1%的顯著水平下顯著，拒絕零假設(shè)，表明兩個(gè)序列都不存在單位根，都是平穩(wěn)序列。

5.向量自回歸模型計(jì)算

（1）VAR模型估計(jì)

在進(jìn)行自向量回歸模型（VAR）前，首先要確定之后期數(shù)，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)取值最小的原則，確定VAR模型的滯后項(xiàng)數(shù)為1。把石油價(jià)格收益率RO和股票市場(chǎng)收益率RS作為內(nèi)生變量，利用Eviews5進(jìn)行計(jì)算，計(jì)算結(jié)果如表3，并得到VAR模型估計(jì)結(jié)果：

（2）VAR模型穩(wěn)定性檢測(cè)

VAR模型建立之后，需要對(duì)VAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，因?yàn)閂AR模型不穩(wěn)定將導(dǎo)致之后的脈沖相應(yīng)函數(shù)不準(zhǔn)確，所以在進(jìn)行后續(xù)分析前先對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。利用Eviews進(jìn)行測(cè)試，由測(cè)試結(jié)果看出AR特征多項(xiàng)式的根的倒數(shù)都落在單位圓內(nèi)，VAR模型是穩(wěn)定的。

（3）因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于格蘭杰因果關(guān)系對(duì)滯后項(xiàng)的選取很敏感，故利用以上建立的VAR模型和AIC赤池信息準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后量，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則，應(yīng)選滯后一階，此時(shí)LM（1）=0.9287，在5%的顯著水平下，模型不具備一階自相關(guān)。所以，我們確定滯后量為1，利用Eviews軟件對(duì)RO和RS進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表4。

這時(shí)的判斷結(jié)果是：在5%的顯著水平下，上證綜合指數(shù)收益率RS不是引起B(yǎng)rent原油現(xiàn)貨價(jià)格收益率RO的格蘭杰原因，Brent原油現(xiàn)貨價(jià)格收益率RO變化是引起上證股市收益率變化的格蘭杰原因。

（4）脈沖效應(yīng)

在因果檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上接著對(duì)VAR模型殘差的相關(guān)性進(jìn)行檢測(cè)，由檢測(cè)結(jié)果可以看出RO與RS之間的相關(guān)系數(shù)為0.133185，表明這兩個(gè)方程之間的殘差之間存在比較小的相關(guān)。之后進(jìn)行脈沖效應(yīng)檢測(cè)，得出結(jié)果如圖3。

圖3顯示，上證綜合指數(shù)收益率對(duì)Brent原油價(jià)格擾動(dòng)立即作出了響應(yīng)，第一期的響應(yīng)大于0.003，響應(yīng)幅度比較小，之后影響逐漸變小，在第3期左右達(dá)到穩(wěn)定的趨于0。

（5）方差分解

把RS作為方差分解的對(duì)象，利用Eviews軟件進(jìn)行測(cè)試，由測(cè)試結(jié)果可以看出，在一期預(yù)測(cè)中，股票市場(chǎng)收益率方差是全部由自身擾動(dòng)所引起的，隨著時(shí)間的推移，石油價(jià)格收益率擾動(dòng)所引起的部分增加，大約在第4期達(dá)到穩(wěn)定，股票市場(chǎng)收益率方差99.59437%是由自身所引起的，0.405642%是由石油價(jià)格收益率波動(dòng)所造成的。

三、實(shí)證研究結(jié)果分析

下面對(duì)格蘭杰因果關(guān)系、VAR結(jié)果和方差分解與脈沖效應(yīng)分別進(jìn)行結(jié)果分析。

1.格蘭杰因果關(guān)系分析

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果表4可以看出，在10%的顯著水平下，從滯后長(zhǎng)度0到滯后長(zhǎng)度6，都不存在從序列RS至RO的單向格蘭杰因果關(guān)系，而序列RO則是RS的格蘭杰原因，在滯后期大約6時(shí)，雙向都拒絕原假設(shè)，RO和RS之間不存在因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系反映兩個(gè)變量在時(shí)間上的先導(dǎo)滯后關(guān)系，因此可知，中國(guó)股票市場(chǎng)和國(guó)際石油價(jià)格存在著單向的影響關(guān)系，即國(guó)際石油價(jià)格收益率變化會(huì)對(duì)中國(guó)股價(jià)指數(shù)收益率走勢(shì)產(chǎn)生影響，尤其是在前6期，而中國(guó)股市的走勢(shì)對(duì)國(guó)際石油價(jià)格沒有影響。

2.VAR結(jié)果分析

由VAR模型結(jié)參數(shù)估計(jì)值t統(tǒng)計(jì)量來看，在10%的檢驗(yàn)水平下，方程“RO”的所有參數(shù)估計(jì)值都不顯著，而方程“RS”中自身滯后項(xiàng)和ROt-1的參數(shù)都是顯著的。此外，從系數(shù)上來看，RO對(duì)ROt-1和RSt-1的系數(shù)都很小，RS對(duì)ROt-1和RSt-1有相對(duì)較大的系數(shù)。由此可知，前一期石油價(jià)格波動(dòng)對(duì)當(dāng)期石油價(jià)格收益率沒有顯著影響，說明石油價(jià)格收益率不存在序列相關(guān)性；中國(guó)股票市場(chǎng)收益率波動(dòng)對(duì)石油價(jià)格也沒有顯著影響，不存在溢出效應(yīng)。而石油價(jià)格收益率波動(dòng)則對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)收益率影響也不顯著，而中國(guó)股票市場(chǎng)收益率也沒有顯著受到前期股票市場(chǎng)收益率影響。

3.方差分解與脈沖效應(yīng)分析

從脈沖效應(yīng)來看，石油價(jià)格波動(dòng)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)的影響相對(duì)較小，對(duì)石油價(jià)格施以一個(gè)單位的沖擊，股市僅僅會(huì)產(chǎn)生0.003個(gè)單位影響。中國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)石油價(jià)格波動(dòng)的敏感性很低。方差分解結(jié)果顯示，達(dá)到平衡后，股票市場(chǎng)收益率的方差僅有的0.405642%是由石油價(jià)格波動(dòng)所引起的。結(jié)果表明，石油價(jià)格波動(dòng)對(duì)中國(guó)股市沒有顯著影響。

四、結(jié) 論

研究結(jié)果表明，中國(guó)股票市場(chǎng)與石油現(xiàn)貨價(jià)格之間存在格蘭杰因果關(guān)系，國(guó)際石油價(jià)格波動(dòng)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)有單向影響，在6期之后，這種影響消失。而中國(guó)股票市場(chǎng)收益率波動(dòng)對(duì)國(guó)際石油價(jià)格沒有影響。從VAR模型結(jié)果來看，石油價(jià)格沖擊對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)會(huì)產(chǎn)生正的溢出效應(yīng)，但是這種影響并不顯著。而中國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)國(guó)際石油價(jià)格也不存在顯著地溢出效應(yīng)。此后的方差分解與脈沖效應(yīng)檢測(cè)也進(jìn)一步看出，石油價(jià)格波動(dòng)對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)收益率也沒有明顯的影響。這與理論分析預(yù)計(jì)的結(jié)果相反，筆者認(rèn)為造成這種結(jié)果的可能原因如下：

1.中國(guó)的能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)不同。中國(guó)雖然為僅次于美國(guó)和俄羅斯的第三大能源消費(fèi)大國(guó)，但是我國(guó)石油天然氣消費(fèi)結(jié)構(gòu)不同，我國(guó)能源消費(fèi)主要為煤炭消費(fèi)，2010年石油天然氣消費(fèi)量?jī)H占我國(guó)能源總消費(fèi)量的21.66%，所以，中國(guó)股市受油價(jià)影響相對(duì)較小。

2.中國(guó)的石油價(jià)格定價(jià)機(jī)制尚未完全放開。我國(guó)石油價(jià)格定價(jià)并不完全由市場(chǎng)決定，不隨國(guó)際市場(chǎng)油價(jià)自由浮動(dòng)。當(dāng)國(guó)際油價(jià)上漲時(shí)，發(fā)改委在制定基準(zhǔn)油價(jià)時(shí)往往會(huì)限制油價(jià)上漲，保持國(guó)內(nèi)油價(jià)的穩(wěn)定。這就導(dǎo)致國(guó)內(nèi)油價(jià)與國(guó)際油價(jià)脫節(jié)，國(guó)際油價(jià)波動(dòng)對(duì)中國(guó)股市產(chǎn)生不了直接顯著的影響。

3.中國(guó)股市尚不成熟。中國(guó)股市投資者在進(jìn)行股票投資時(shí)，往往只是一種投機(jī)行為，并不全面考慮宏觀經(jīng)濟(jì)狀況及企業(yè)的未來發(fā)展?fàn)顩r，忽視未來石油價(jià)格變動(dòng)會(huì)對(duì)股市產(chǎn)生的影響。

[1]勞杰男.石油價(jià)格對(duì)上證綜合指數(shù)有影響嗎?——基于2000年-2007年數(shù)據(jù)的一個(gè)實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)情況，2008，（5）：71-76.

[2]李曉瑩.油價(jià)波動(dòng)對(duì)深圳股票市場(chǎng)收益影響的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)界，2010，（3）:171-172.

[3]諸葛尚琦，郝項(xiàng)超.國(guó)內(nèi)外石油價(jià)格沖擊與中國(guó)股票市場(chǎng)[J].中國(guó)物價(jià)，2009，（6）:41-44

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[9]楊潔.國(guó)際石油價(jià)格與深圳行業(yè)分類股價(jià)指數(shù)之間的關(guān)聯(lián)性研究[D].西安交通大學(xué)，2007.