一、引言
上世紀80年代以來,股票市場的迅猛發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濟生活所產生的巨大影響,讓人們對股票價格的泡沫問題表現出了持續的研究興趣。尤其是計量經濟學的發展使這一領域的研究更為深入,學者們開始將動態和非線性理論引入到對泡沫理論的分析和探討中,并且設計了更為貼近現實的泡沫形式,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在價值之間存在著均衡關系,但短期內對均衡的調整是非對稱的,即存在周期性破滅的投機泡沫。但是,在選擇經濟變量沒有考慮滯后期對當期產生的影響。因此本文在單位根檢驗和協整檢驗方法的基礎上引入VAR和VEC模型,檢驗協整殘差的非對稱調整假設,并引入對股票價格具有決定性影響的宏觀經濟變量對我國股票市場是否存在泡沫現象進行實證研究。針對崔暢、劉金全(2006)、王薛、李紅剛①(2008)運用MTAR協整檢驗對中國股市進行實證研究的MTAR模型平穩性的檢驗,本文提出了質疑,提出了MTAR檢驗的新視角。
二、變量的選取及研究方法
協整殘差的MTAR模型可表述為:
It={
式中,ut為股票價格與股票內在價值因子的回歸殘差,τ為門限值。
則(3)式為AR(t-l-1)型。該模型的平穩性條件與滯后階數l及所有參數值有關。在討論具體問題時,可檢驗具體模型的平穩性,如果模型是平穩的,就能得到滿足平穩性條件的有意義的門限值及ρ1,ρ2的值。然后建立存在協整關系的零假設H0:ρ1=ρ2=0。如果拒絕不存在協整關系的零假設,則可以進行對稱調整的原假設檢驗H0:ρ1=ρ2,當接受原假設時,則意味股票的市場價格和其基礎價值之間的協整關系是線性非對稱調整。當拒絕原假設時,則表明存在對均衡的非對稱偏離。從而發現周期性破滅泡沫的存在。
本文首先采用Johansen協整檢驗從資產價格中剔除基礎價值的決定部分,然后對得到的殘差序列應用MTAR模型進行泡沫檢驗。
由于我國股市明顯存在“齊漲共跌”的現象,這就要求在對股票價格的分析中更多地考慮宏觀經濟因素的影響,因此選擇宏觀經濟變量作為股票價格基礎價值的解釋因素。為了盡量避免誤設定內在價值問題,先用相關的宏觀經濟變量做格蘭杰因果檢驗和協整回歸,剔除那些不顯著的變量以及那些估計結果與經濟意義不符的變量。選擇以下變量進行動態計量經濟模型的分析。
1.股票市場方面。選取上證綜合指數(SZ)和深證綜合指數(SC)綜合反映股票市場情況:一方面,因為綜合指數的變動能夠較好的反映股票市場的發展變化,是股市的風向標;另一方面,它和商業指數、房地產指數等其他指數具有很強的相關性。
2.經濟運行方面。依據經濟理論,取以下經濟變量用以描述國民經濟運行的變量,工業增加值增長速度(VAI)(因資料收集所限,工業增加值作為GDP的替代變量:一方面,由于工業增加值是GDP的主要構成部分;另一方面,它與GDP呈現同步增長趨勢),利率(RR),居民消費價格指數(CPI),城鎮居民儲蓄存款(CC),廣義貨幣供應量(M2),同業拆借利率(CHBO),對宏觀經濟變量取對數變換。選取了六個與股市投資和價格波動密切相關的宏觀經濟變量,對上證指數進行泡沫檢驗。選取的數據區間為2000～2008年月度數據。數據來源于《中國人民銀行》和《中華人民共和國國家統計局》網站。
三、實證檢驗
1.檢驗數據平穩性
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統計量。
由檢驗結果可知,在5%的顯著性水平下,所有序列樣本區間內都無法拒絕存在單位根的原假設。因此繼續對其差分序列進行平穩性檢驗,發現在1%的顯著性水平下,檢驗統計量均拒絕存在單位根的原假設,即所選變量均服從I(1)過程。
2.建立VAR模型和協整分析
為了進行協整分析,必須選擇最優滯后長度,否則結果不可信。首先,通過變化變量的滯后階數,估計相應階數的VAR模型;然后,根據AIC和SC準則確定VAR模型滯后階數;最后,通過eviews軟件確定VAR模型最優滯后為一階。并進一步對其進行Johansen協整檢驗,以確定是否建立VEC模型。
由檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,所有序列在樣本區間內都無法拒絕存在協整關系的原假設。從表2,表3中得到所有序列存在兩個協整關系。
3.建立VEC模型和協整分析
通過以上分析能得到所選變量序列存在協整關系的結論。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協整檢驗,結果表明VEC模型存在協整關系。
根據協整檢驗的結果可知,在樣本區間內七個變量之間均存在顯著的長期均衡關系,說明如果按照傳統的單位根和協整檢驗方法,可以拒絕在我國的股票市場上存在理性泡沫的原假設。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,對協整殘差繼續應用MTAR模型檢驗。
4.MTAR模型檢驗
樣本區間內的協整殘差路徑如下圖示:
從上圖中可以看出協整誤差的調整路徑是非對稱的,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ρ1和ρ2聯合起來估計。因此,利用Chan的一致性估計方法來尋找門限值,得到的MTAR模型的估計結果如下:
四、結論與討論
1.本文提出了MTAR模型協整檢驗平穩性的新觀視角,認為以往的文獻中MTAR模型協整檢驗平穩性條件值得商榷。在以往的文獻中MTAR模型的平穩條件實際是TAR模型的平穩條件,即AR(1)模型的平穩條件。忽略了新加入的∑γi△ut-i的影響。實際上,MTAR模型的平穩條件可以通過AR(P)模型平穩條件得出。本文重新考慮MTAR模型的平穩條件,對滬深股市泡沫重新進行了協整檢驗。
3.本文選用了不同的內在價值因子和數據樣本,同時考慮到內在價值因子的相互影響及滯后影響,構造了VAR和VEC模型,并在此基礎上建立MTAR模型,尋找股票市場周期性破滅泡沫的存在證據。通過得到的模型輸出結果可以看出,參數ρ1,ρ2都是統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。通過檢驗的結果說明那一種方法能夠更加真實地反映出社會經濟現象。
5.本文僅僅從全樣本區間對股市泡沫存在性進行了分析,而沒有根據宏觀經濟發展趨勢將所討論區間劃分為若干個子區間分別討論。對子區間的討論更能清晰地捕捉到股市泡沫在各個區間的存在狀態。
【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]. 經濟學(季刊),2002(3).
[3] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模Eviews應用及實例[M].北京:清華大學出版社,2006.
