上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析

  本文关键词：上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析，由笔耕文化传播整理发布。

预
Ｖ０１．２１，Ｎｏ．４

测 ２００２年第４期

Ｆ（）ＲＥＣＡＳＴＩＮＧ

上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析
尚鹏岳。李胜宏
（浙江大学数学系金融系统工程研究室，浙江杭州３１００２７）

摘要：本文研究了上证指数与宏观经济指标变化之间的协整关系，并在多因素协

整分析的基础，利用误差修正 模型建立了二者之间的预测模型。其结果表明１９９５年１月到２０００年９月这段时问内，上证指数对长期利率、 短期利率以及货币供应量的变化是敏感的，但同国民生产总值、固定资产投资、全国物价指数的变化之间没有长 期均衡的关系，这对于我国证券市场的分析具有一些指导意义。 关键词：协整；回归模型；误差修正模型；上证指数；宏观经济指标

中图分类号：咫３０．９ｌ

文献标识码：Ａ

文章编号：１００３．５１９２（２００２）０４—００５２—０４

Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ

ｏｎ

ｔｈｅ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｂｅｔｗｅｅｎ

Ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ

Ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ Ｉｎｄｅｘ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ Ｓｔｏｃｋ ＳＨＡＮＧ Ｐｅｎｇ—ｙｕｅ，ＬＩ Ｓｈｅｎｇ—ｈｏｎｇ

Ｍａｒｋｅｔ
３

（１】ｅｐａｒｔ；ｎｅｎｔ ｏｆ Ｍａｔｈｅｍａｔｉｃ，孙巧池，峪Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｈａｎｇｚｈｏｕ
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｉｎ ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ．ｗｅ ｓｔｕｄｙ ｔｈｅ ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ｂｅｔｗｅｅｎ ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ

１００２７，吼ｉｎａ）
ｍｏｄｅｌ ｂｅｔｗｅｅｎ ａｓｓｏｃｉａｔｅ

ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ ｔｈｅ ｉｎｄｅｘ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ ｓｔｏｃｋ
ｅｒｒｏｒ

ｍａｒｋｅｔ．Ｏｎ ｔｈｅ ｂａｓｅ ０ｆ ｍｕｌｔｉｖａｒｉａｔｅ－ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ．ｗｅ ｓｔｉｍｕｌａｔｅ ｔｈｅ
ｖａｒｉａｂｌｅｓ ｆｒｏｍ １ ９９５．１
ｔｏ

ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ

２０００．９．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｉｎｄｅｘ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ ｉｓ ｉｎｔｅｒｅｓｔ ａｎｄ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐ－
ａｓｓｅｔｓ

ｐｌｙ，ｓｅｎｓｉｔｉｖｅ，ｂｕｔ ｄｏｎ’ｔ ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｅ ｗｉｔｈ ｇｒｏｓｓ ｄｏｍｅｓｔｉｃ ｐｒｏｄｕｃｔ，ｆｉｘｅｄ
ｈａｓ ｓｏｍｅ

ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ａｎｄ ｐｒｉｃｅ ｉｎｄｅｘ．Ｔｈｉｓ

ｆｉｎｄｉｎｇ

ｇｕｄｉｎｇ ｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ

Ｏｌｌ

ｔｈｅ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ

ｄｏｍｅｓｔｉｃ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ．
ｏｆ

Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｃｏ－ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ；ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ

ｍｏｄｅｌ；ｅｒｒｏｒ ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ．ｍｏｄｅｌ；ｉｎｄｅｘ

Ｓｈａｎｇｈａｉ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ；ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃ

ｖａｆｉａｂｌｅｓ

Ｉ

引言 在一个较为规范的证券市场中，宏观经济的发

合投资公司在深圳首次公开招股开始，至今已经有 １８年的发展历史，至２０００年６月股票市场市值已 达到５０００亿美元，市场立法和监管取得明显的进

展指引着股票市场的变动。１９９０年Ｆａｍａ研究了 美国证券市场收益率和宏观经济之间的关系【ｌ Ｊ， １９９５年Ｍｕｋｈｅｒｊｅｅ和Ｎａｋａ对日本的证券市场进 行了研究【２ｊ２，二者的研究分别表明在美国和日本 的证券市场中证券的价格与国民生产总值的增长 率、长期和短期利率、通货膨胀率等国民经济运行 状况指标之间存在一个长期的均衡关系。对于相 对来说新兴的亚洲证券市场，１９９９年Ｋｗｏｎ和 Ｓｈａｎ研究了韩国股票市场指数和宏观经济指标之 间的关系［３｜，２０００年Ｍａｙｓａｍｉ和Ｋｏｈ研究了新加 坡的股票市场［４］，他们得到股票市场指数和某些 宏观经济变量之间存在协整关系，但同另外的宏观 经济变量指标之间不存在协整关系。 中国的股票市场，从１９８３年深圳市保安县联

展，证券投资主体结构已经趋于改善。但是相对于
欧美和亚洲等较为规范的证券市场，我国证券市场 无论在股本结构还是在企业制度方面还存在许多 的差别，所以研究我国证券市场的收益率和宏观经 济指标之间的关系具有一定的实际意义。 ２宏观经济和证券市场 在一个较为规范的证券市场中，当国民经济生 产总值持续增长时，国家银根松动，企业可以得到 扩大再生产能力的资金和原料，人们对经济的未来 预期看好，导致投资者对股票需求的增加，推动股 价攀升。反之，经济不景气时，投资者抛售股票，使 股价下跌；当利率下降时，上市公司由于支付的利 息减少从而使公司的利润增加，因而股利分派也会

收稿日期：２００１—０９．０６
?５２?

万 　 方数据

尚鹏岳，等：上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析
增加，同时公司保留的盈余的增加会使公司进行新 的投资，另一方面，利率下降会使更多的资金不断 受Ｈ１：１０＜１假设，说明序列｛五｝至少为Ｊ（１）。如 序列黾是ｊ（１），则再检验是否是Ｉ（２），方法相同。 协整是指：如果时问序列向量Ｘｔ．＝（Ｘｌ。，ｚ２。， …，ｚ缸）的每个分量都是ｊ（ｄ）序列，存在向量口＝ （ｄ１，ｄ２，…，＆。）；使得‘．互＝口?ｚ ７。是’工（ｂ），其中ｂ＞ ０。此时认为序列毛是（ｄ，６）阶协整的。
ｊ

的从其他方面涌人股市刺激股价的上涨，然而当利
率上调时，企业负担加重，降低了投资者的期望报 酬率，同时货币成本增加，大量的社会闲散资本存 入银行，从而使股价下跌；当货币供应量充足时，大 量的社会闲散资金涌人股市，引起股票市场上涨行

协整检验的模型：设．≈亍（ｍ，．．Ｘ１㈨＃２。，…，

情，当市场货币供应短缺时ｊ资金将从股市撤离，引?
起股价下跌的行情。但是，较长期．的货币扩张，不

ｚ舡）７是ｋ＋１个ｆ（ｄ）时间序列构成的向量。如果 ｛而｝分量之间存在协整关系，则有。． ’Ｍ＝ｇＯ＋口Ｋ＋∥￡： 估计误差为、
：

可避免的引起通货膨胀，而通贷膨胀对于股票市场
有刺激作用又有压抑的作用。
，
． ．

＋ｔ』
’

（２）
．－

＋总之，骰票价格的变化受众多因素的影响，在 较为规范的证券市场．中，证券市场的收益率；归根
结底取决于上市公司的经营业绩，而多数产业部门

．ｊ五。三Ｍ一三。一蠹墨
其中ｘ￡＝（ｚ１￡，．．“，ｋ舡）７，ａ＝（口ｌ，口２，…，ｄ。）

（３）

受国民经济整体景气状况的影响，所以整个国民经‘ 济发展水平的各种指标和证券市场价格水平指数
之间存在必然联系６然而，在我国目前的证券市场

协整存在的一个重要的条件就是估计协整回一 归方程的残差项是平稳的，因此可以通过检验｛五：｝ 平稳性检验｛黾｝分量之间的协整性，｛五。｝的平稳性
使用ＡＤＦ方法进行判断。 ２．２误差修正模型
” ．’

中，占很大比重的国有股权（国家股，法人股），一般
难以上市流通，特殊的股权结构导致股票市场推进 企业制度创新的深层功能尚难发挥，同时，我国二 级市场中投机过度，所以我国宏观经济和证券市场 之间的关系可能会和较为规范的证券市场中的分 析结果不太一致。
．

－‘当王。＝（Ｍ，兰１￡，ｚ２∥?‘?ｊｚ胁）７的分量之间存在
协整关系时，则方程（２）能够转化成误差修正的特 ‘定形式，以时滞项声＝１为例，方程（２）可以表示 为［６］ ｙ￡＝ａｏ十愚吒一ｌ＋口Ｘ：＋ｚＸ￡一１＋∥￡ （４）

２．１变量协整性分析－．．’７

．‘。．：

协整分析的经济意义在于，对于两个具有各自．

对（４）式两边同减去ｙ。一‘ｌ化简得

长期波动规律的变量，如果它们之间是协整的，则ｔ’
它们之间存在一个长期的均衡关系。反之，如果这

４Ｍ亍ａＯ－Ｉ－戽知￡

ｌ十ａｇＸｚ’＋越一ｌ＋愚＾一２－Ｗ。
（５） （６）

’ａＸｔ一１＋?ＺＸ￡一２一ｙ￡。１．十卢￡

两个变量不是协整的，则它们之间不存在一个长期
的均衡关系。
“ ‘．

＋ＥＣＭ￡一１＝ａｏ十缈￡一２＋口鼍一ｌ＋ｙＸｔ－＿２一Ｍ一１

．。‘?

由｛西｝的分量之间的协整性，（４）式的差分和

．对协整的检验首先要确定时问序列变量的单．’
整性，单整性是指：如果时间序列，Ａｋｘ。（忌＜ｄ。）是非

残差项岸。是平稳的时间序列，所以｛ＥＣＭ，｝．也是一
．个平稳的时间序列。利用（３）式的误差修正项卢。

平稳序列，△屯。．是平稳序列，则称而为ｄ。阶单整，
记做一Ｉ（ｄ）。文章中我们使用单整性ＡＤＦ检验的 模型［５Ｊ
ｉ
＋‘ ’ｌ’

。代ｙｔ．’和茏之间带有时滞的长期关系式ＥＣＭ，，
１建立时滞为Ｐ误差修正模型

。。＾
’ｊ‘

锄＝．∑脚＿十∑蚴一，竹?贼…肫
』＝Ｉ
Ｊ２１ ～
．●

ｒ，

?△ｚ￡＝ｄ七（１０—１）ｚ￡一ｌ＋２ｊ只△ｚ￡一ｉ＋触Ｊ＿
一．ｉ＝１
．１

（７）

’￡．＝２√‘，Ｔ

一

?（１）

其中．ＥＣＭｔ一１表示误差修正项，反映的是变量之间

其中．ｄ为常数项，臼ｉ；１０为系数项，声为滞‘后项阶． 数，卢。为残差项，丁为样本数据量，我们使用Ｐ』２
时的模型。’’
１一

４的长期均衡关系对短期变化的影响。’其它差分项
反映的是变量短期变化之间的相互影响。
２．３实证分析和计算结果
．＋’

‘假设检验Ｈｏ‘：ｐ＝１，备择假设为Ｈ】：１０＜１。
根据（１）式回归方程中系数（｜Ｄ一１）的ｔ检验值进

以下我们利用１９９５年１月到２０００年９月这段 时间内每个季度的数据进行实证分析。我们选取的

行判断，若ｔ检验值小手ＡＤＦ分布的临界值，则接

宏观经济的指标及股票市场价格指数表示如表ｌ。＋
ａ?５３?

万 　 方数据

Ｖ０１．２１。Ｎｏ．４ 表１ 国民生产总值 全国物价指数 固定资产投资 家庭存款余额
ＧＤｐ
Ｐ， ＦＡＪ ＨＰＤ

预

测

２００２年第４期

丑＝（ＳＨＡ，Ｌ垠，ＳＩＲ，ＨＰＤ，Ｍ１），在给定显著水
上证指数 长期利率 短期利率 货币供应量‘
ＳＨｒＡ

Ｌ侬
Ｓ上Ｒ

平为１％时，ＡＤＦ检验结果表明（３）式计算得到残 差项序列｛卢。｝为平稳序列，所以在这段时间内 且表示如下式 Ｓ卜Ｍ。＝６６３．８３５１—８２．５７５５Ｌ／Ｒ。＋１５１．１７２５Ｍ１。一

（使用Ｍ１的数据）

Ｍｌ

野伪和Ｌ侬、Ｓ侬、肿、Ｍ１之间具有协整关系， （８）式的结果表明，Ｓ凇与Ｌ／Ｒ、Ｓ坂、肿
０．００４６ＨＰＤ￡一０．０２３３ＳＩＲ。＋岸。
（８）

数据来源：中国人民银行统计季报，Ｒｉｃｈｗａｙ－２０００， 中国统计年鉴，１９９５－－２００１。

首先检验所选变量的单整性，利用单整性 ＡＤＦ检验的模型，我们计算的结果见表２。即在给 定显著水平为１％时，宏观经济变量ＧＤＰ、ＦＡＩ、 ＰＪ单整阶数小于２，而宏观经济变量Ｌ垠、ＳＩＲ、 Ｍ１、爿ＰＤ和ＳＨＡ是３阶单整。所以在这段时间

之间为负相关的，与Ｍ１之间为正相关的。由回

Ｍ１的显著性较强，而变量肿的显著性较低，所
以在我们研究的这段时间内利率的变化和货币供
应量的变化会比较明显的影响到上证指数的波动， 而家庭存款余额的变化影响相对较小。 利用（６）式我们建立误差修正模型，其中误差 修正项为

归方程的显著性检验我们得到变量ＬＩＲ、Ｓ侬和

内Ｓ凇的波动和ＧＤＰ、ＦＡＩ、ＰＩ的变化之间不存 在协整关系。同时，此阶段Ｓ凇和ＬＩＲ、Ｓ侬、
ＨＰＤ、Ｍ１之间可能存在协整关系。这个结论不
同于美国和欧洲证券市场的分析结果，这表明在这 段时间内，ＳＨＡ变化还不能真正反映我国ＧＤＰ、 ＦＡＩ、ＰＩ的变化，即股市价格指数的信息含量较 低。 在单整性分析基础上，我们检验同阶单整变量 之问是否具有协整关系，在模型（２）中，我们选取
表２

ＥＣＭｔ＝Ｓ＾队。一６６３．８３５１＋８２．５７５５ＬＩＲ。一

１５１．１７２５Ｍ１￡＋０．００４６册￡十

０．０２３３ＳＩＲ。

（９）

计算结果见表３。

符号
ＳＨＡ

名

称
ｂＩ
ｒｅ２

ＡＤＦ值
ｒｐ３
ｔ０４

上证指数 国民生产总值 固定投资量 长期利率 短期利率 家庭存款余额 全国物价指数 货币供应盈

ｔｏ＝０．０９７８
ｔｏ＝一１．１１６２ ｌｏ＝一５．４５１３

ｔ０２＝０．５２５１ ｔ０２＝一２５．７６９ ｔ０２＝一１４．８３８

ｔ０３＝一１．６８５９

ｔ０４；一７．２１７３

ＧＤＰ
ＦＡ， Ｌ儿℃

ｔｏ＝一０．１５５５
ｔｏ＝一０．３６４２ ｔＯ＝一１．８５１８

１０２＝一２．２４９０ ｔ０２＝一１．７６０３
ｔ０２＝一０．４１０２ ｔ０２＝一１０．８７９

￡０３＝一３．２５５６ １０３＝一３．７４１４

ｔ０４＝一５．７３２３

Ｓ，Ｒ
ＨＰＤ Ｐｌ ＾玎１

ｔｏａ＝一６．５７７８ ｔ０４＝一３．７８１５

ｔ０３＝一１．９３５７

￡ｏ＝一１．７９９０ ｔｏ＝０．６１２５

ｔ０２＝一０．９０６８

ｔ０３＝一３．５１１３

ｔ０４＝一５．５７０

注：ｒＰｌ，勺２，’３，酗分别表示变量而在１，２，３，４次差分时所对应的ｌＤ一１的ｔ统计量值。Ｔ＝２５时在括号内
给定的显著水平下对应的ＡＩ）Ｆ检验临界值分别为一３．７５（１ ９６），一３．３３（２．５％），一３．ｏｏ（５％）。 衷３
ＡＳＨＡｆ一１
０．６００５ ｚＸＨＰＤ，一１ ＡＳＩＲｆ—Ｉ

△ｌ。ｌＲｔｏ
一０．０１３８

ｚ３ｄＶｌｌｆ—ｌ ３９．９０９６

一Ｏ．０１７４

一６１．９８９９

（４．３４５５）
ＡＳＨＡｆ一２
０．３１０５

（一１．９３８７）
ｚｇ－／ＰＤ，一２

（一２．５１２１）
ＡＳＩＲ￡一２
１６．１９８８

（一２．０３８７）
△ＬＪＲｆ一２ —０．００６３

（４．６５８２） ｚＸＭｌ ｒ一２
２９．５０１３

ＥＣＭｔ—ｌ
—Ｏ．３１２５

—０．００２３

（２．３４６５）

（一０．２４４１）

（０．６５６５）

（０．７８８２）

（３．４２５３）

（一３．５７４０）

注：其中偶数行为对应的回归系数，奇数行括号内的数为回归系数的￡一统计量值。

由表３中的计算结果可以看到，误差修正项

ＳＩＲ、Ｌ侬、Ｉ－－ＩＰＤ、Ｍ１的短期变化的影响，其中
ｚＳＭｌ。一ｌ，ＺｋＭｌ。一２影响显著，即Ｍ１短期的变化会 在ＳＨＡ的短期变化中得到明显反映，同时ＳＨＡ

ＥＣＭ，一Ｉ较显著的影响ＡＳＨＡ。的变化，即ＳＨＡ和 ＬＩＲ、ＳＩＲ、ＨＰＤ、Ｍ１的长期均衡关系影响到

ｚＳＳＨＡ。的变化。另一方面，△ｍＡ。的变化也受到
?５４?

本身的变化ＡＳＨＡ。一ｌ，△Ｓ鼢。一２、ＳＩＲ的近期变化

万 　 方数据

尚鹏岳，等：上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析

ＡＳＩＲ。一１、ＬＩＲ的近期变化△Ｌ僚。一１在ＳＨＡ的短
期变化中也可以得到较为明显反映。。 ３结论 本文计算结果表明，在１９９５年１月至２０００年 ９月这段时间内，上证指数的波动同国民生产总． 值、。固定投资量、全国物价指数的变化之间不具有

预测宏观经济变化时我国证券市场的前景。文章 的不足之处是，随着经济全球化的发展，我国的证 券市场越来越受到国际经济环境的影响，所以在分 析中对国际经济环境的考虑将会使我们的研究结 果更好。 （致谢：金花信托投资公司资产管理总部总经 理吴雄伟博士，对本文提出很多有价值的修改意 见，在此表示感谢。’同时感谢沈忠平在本文写作中 无私的帮助。） 参考文献：
［１●Ｆａｍａ
Ｅ

协整关系，而与长期利率、短期利率、货币供应量以
及家庭存款余额的变化之间具有协整关系。 这表明，在这段时间内，国民生产总值、固定投． 资量、全国物价指数的变化和上证指数的波动之间 不存在一个长期均衡的关系，而（７）式则表示出了 长期利率、短期利率、货币供应量、家庭存款余额的 变化和上证指数的波动之问的长期均衡关系，‘由＿． （７）式的分析结果我们得到长期利率ｉ短期利率、货’．

Ｆ．Ｓｔｏｃｋ ｒｅｔｕｒｎｓ，ｅｘｐｅｃｔｅｄ ｒｅｔｌｌｒｒｋ％ａｎｄ ｒｅａｌ
ｏｆ

ａｃ一

’ｔｉｖｉｔｙ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ

Ｆｉｎａｎｃｅ，１９９０，４５：１０８９—１１０８．

［２］Ｍｕｋｈｅｒｊｅｅ
８ｎ

Ｔ

Ｋ，Ｎａｋａ Ａ．Ｄｙｎａｍｉｃ ｒｅｌａｔｉｏｎｓ ｂｅｔｗｅｅｎ

ｍａｃｒｏｅｃ站ｎｏｍｉｃ ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ ｔｈｅ Ｊａｐａｎｅｓｅ ｓｔｏｃｋ ｍａｒｋｅｔ ｉ ａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎ ｏｆ
ａ ｖｅｃｔｏｒ

ｅｒｒｏｒ－ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ

ｍｏｄｅｌ［Ｊ］．Ｔｈｅ

币供应量的变化明显地影响到上证指数的波动。． 表３的误差修正模型结果表明上证指数的短期波． 动较为明显地受误差修正项的影响，同时货币供应 量的短期变化ｚｋＭｌ。。－ｉ、ｋＭｌ。』２ｊ上证指数本身的’。 变化＋△斟诅。一】、ｆ△研执。一２、短期利率韵近期变化１
ＡＳＩＲｔ

ｊｏｕｒｎａｌ．ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，１９９５，１８（２）：２２３—２２７．

［３］Ｋｗｏｎ
ｔｗｅｅｎ

Ｃ Ｓ，Ｓｈａｎ Ｔ

Ｓ．Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ ａｎｄ ｃａｕｓａｌｉｔｙ ｂｅ— ｖａｒｉａｂｌｅｓ ａｎｄ Ｓｔｏｃｋ ｍａ ｒｋｅｔ ｒｅｔｕｍｓ

ｍａｃｎ×赫’ｏｍｉｃ
Ｆｉｎａｎｃｅ

［Ｊ］．Ｇｌｏｂａｌ ［４］Ｍａｙｓａｍｉ
ｂｆ ｔｈｅ

Ｊｏｕｒｎａｌ，１９９９，１０：１，７ｌ一７８．
ｖｅｃｔｏｒ
ｅｒｒｏｒ

Ｒ Ｃ，Ｋｏｈ Ｔ Ｓ．Ａ

ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ

ｍｏｄｅｌ

Ｓｉｎｇａｐｏｒｅ’ｓｔ６ｃｋ’ｍａｒｋｅｔ［Ｊ］．Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ Ｆｉｎａｎｃｅ，２０００，９：７９—９６．

Ｒｅｖｉｅｗ

１、长期利率的近期变化△Ｌ职。一１（ｔ取每个
，

１．‘ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ

［５］李子奈，叶阿忠．高等计量经济学［Ｍ］．北京：清华大学 出版社，２０００．５４—６２． ［６］白雪梅，赵松山．协整及误差修正模型［Ｊ］．数量经济技 术经济研究，１９９８，１５（８）：３９．４２．

季度的数据）对上证指数的短期变化影响显著。 本文的结果对我国证券市场的基本面分析具 有某些指导作用，通过文章的结果我们可以更好地 （上接４３页）
， －Ｊ ，

的得益，在双方需求都很强烈韵情况下，可以形成 一个巨大的市场，有效地转移、管理信用风险，提高 资本市场的稳定性与效率。制约衍生产品交易的 主要问题是其信息不对称问题和交易成本问题，，这 两个问题的存在将减少双方的得益，降低市场的效 率，严重时甚至会导致市场失败．ｏ
?”

种新的产品模型，而是要创造与其对应的发展环
境，才能保证其健康发展。‘我国在交易法规、评价 体系、交易平台等一系列方面都远远落后于国外， 必须从这些方面着手，加强建设，才能为引进信用 衍生品打好基础，。以便与国际接轨，利用信用衍生 品的长处，有效提高金融体系的稳定性与效率ｊ 参‘考文献：
［１］Ｊａｃｋｓｏｎ
。１ ’’

国外在克服这两个问题上已经做了大量的工

作：制定了一系列的交易条例，构建了交易平台，在
原有的基础上进一步完善了信用评价体系，因而有

Ｐ，Ｐｅｒｒａｕｄｉｎ

Ｗ．Ｒｅｇｕｌａｔｏｒｙ

ｉｍｐｌｉｃａｔｉｏｎｓ

ｏｆ

ｃｒｅｄｉｔ ｒｉｃｋ ｍｏｄｅｌｉｎｇ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｂａｎｋｉｆｉｇ＆Ｆｉｎａｎｃｅ，

效地促进了信用衍生品的发展。但是：与信用衍生
品所蕴藏的价值相比，现在所开发出的还远远不 够，因此还需要针对交易成本等市场抑制因素，从 交易法规、定价、产品标准化等方面更一步加强开 发，以促进信用衍生品更好地发展。 我国的银行业与国外相比，有着更迫切的稳定

２０００，（１）：１－１４．一． ［２］Ａｓｈｅｒ Ｊ．Ｃｒｅｄｉｔ?ｄｅｒｉｖａｔｉｖｅｓ：ａ ｒｅｄ—ｈｏｔ １９９８，（８）：３３—３４． ［３］Ｐａｒｋ Ｓ．Ｃｒｅｄｉｔ ｒｉｓｋ：ｃａｎ ｃｒｅｄｉｔ
ｄｅｒｉｖａｔｉｖｅｓ ｂｅ ｇｒｏｗｔｈ
ａｒｅａ

ＥＪ］．
ｂａｎｋ

ｗｉｄｄｙ

ｔｏ

ｌｏａｎｓ［Ｊ］．ＡＢＡ岛ｎｋｉｎｇ ｊｏｕｒｎａｌ，１９９８，４０（８）：３—３４．：

［４］纽芬．美国银行对付信用风险的新工具——信贷衍生
产品［Ｊ］．国际金融研究，１９９９，（９）：５２—５５． ［５］王凯涛，陈金贤．信用衍生产品的产生与发展制约因素 ．分析［Ｊ］．郑州纺织工学院学报，２００１，（３）：３６—３９． ［６］林跃均．美国信用管理的相关法律体系［Ｊ］．世界经济． ２０００，（４）：６２—６７．
?

要求，却同时面临着更大的风险，因此；信用衍生品
的引进是有着非常重要的意义的。但从前面的分 析中可以看出，信用衍生品的发展不仅仅是引入一

５５

?

万 　 方数据

上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析
作者： 作者单位： 刊名： 英文刊名： 年，卷(期)： 被引用次数： 尚鹏岳， 李胜宏 浙江大学数学系金融系统工程研究室，浙江 杭州 310027 预测 FORECASTING 2002,21(4) 17次

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  本文关键词：上证指数与宏观经济指标协整关系的实证分析，由笔耕文化传播整理发布。