基于协整一体化的EPS与股价相关性比较——以辽宁和山东的上市公司为例

黄飞雪，安 辉，赵建伟

(大连理工大学 经济系，辽宁 大连 116024)

一、引 言

1978年，辽宁省GDP以229亿元排名全国第四，山东省以225亿元排名第五;但经过30年的发展，2008年山东省GDP以30 559亿元排名全国第二，而辽宁省仅以12 020亿元排名第八。是什么原因导致了自然资源类似、地理相邻的两个省的GDP排序的变化?本文尝试从金融发展的视角解释这一问题。选取辽宁与山东省的上市公司的数量与质量的比较具有典型意义，股市是金融体系最重要的组成部分，高效运行的金融体系与经济增长高度相关。

理论上上市公司的股价应与其每股收益正相关，分别检验辽宁省与山东省的上市公司股价与其每股收益是否存在匹配性，可以反映出其各自的金融环境发展的程度。现提出采用协整一体化方法:ADF时间序列平稳性检验、Johansen协整检验、误差修正模型、Granger因果检验、脉冲响应和方差分解。通过对辽宁省与山东省的1997年以前的上市公司的每股收益和股价的比较，从而分析辽宁省与山东省上市公司的每股收益和股价之间是怎样的相关关系。

国外学者用协整方法对金融市场研究较早:Matiur等用协整方法检验了日元兑美元的动态真实汇率，研究区间是1973年第一季度到1993年第四季度。单位根检验显示，汇率和贸易收支差额这两个序列都是不平稳的，基于残差的协整检验也显示这两个变量之间不存在协整关系，但是在短期内，日元兑美元汇率和日美之间的贸易收支差额序列互为Granger因果［1］。Ross等用两种协整方法通过对澳大利亚联邦债券收益率的分析，验证了理性预期理论。但两种检验结果是相冲突的，因此作者认为理性预期理论不具有长期的指导意义［2］。Emmanuel运用Johansen协整方法对东盟国家的储蓄和投资之间的关系进行了研究，结论是:(1)投资和储蓄序列都是一阶单整，并且协整，说明二者存在长期稳定关系;(2)格兰杰因果检验的结果为:在印度尼西亚和新加坡，投资是储蓄的Granger原因，在菲律宾，储蓄是投资的Granger原因，在马来尼西亚和泰国，投资和储蓄互为因果关系［3］。Tang用协整方法得出:马来尼西亚的本地银行效率低于外资银行，政府应该对本地银行经营管理规则的有效性展开调查，以改变外资银行占主导的地位［4］。上述研究主要是针对外汇与货币市场的，而缺少股票市场的。

相对国外，国内学者的相关研究较晚:王瑞泽应用E－G协整理论，对中国股市收益与经济增长的关系进行实证，结果表明股市和实际经济增长之间并不具有长期的均衡关系，进而股市不是经济的晴雨表［5］。康亚采取Engle－Granger协整法得出了中美两国的价格水平与汇率之间有协整关系，汇率和价格长期存在均衡的关系;中美两国相对价格水平的变化显著地影响到汇率的变化，说明购买力平价理论是在起作用的。文章也指出对于严格管制的汇率，购买力平价并不起作用，原因是很明了的［6］。王成标运用E－G二部法协整检验得出大庆原油价格与国际上的辛塔、米纳斯原油价格存在长期协整关系，并且大庆原油价格与辛塔原油价格、大庆原油价格与米纳斯原油价格存在双向的Granger因果引导关系［7］。杜云等利用1979—2007年的大量宏微观经济数据，采用结构性的VAR协整检验和脉冲响应模型得出:从长期看，中国的财政政策对经济有着很大的促进作用;扩张性财政政策时，使经济高速增长，紧缩性财政政策时，使经济保持了稳定;中国在每个阶段都很重视财政政策的使用［8］。郝祥生研究了美国宽松的货币政策和当前的金融危机之间的协整关系，发现美国长期的低利率在一定程度上加剧了全球化的金融危机的发生，给中国的启示是一国的中央银行的利率不应该长期偏离均衡水平［9］。上述研究主要集中在宏观领域，缺少从股票市场的微观视角的研究。

综上，已有研究主要集中在外汇等市场的关系上，特别缺少针对上市公司的股价能否与每股收益相匹配的问题的研究。本研究选取辽宁与山东上市公司近20年的50余只股票价格与每股收益作为研究变量，运用协整一体化方法，旨在研究每股收益对股价的动态影响机制。

二、实证方法与过程

1.变量说明及数据来源

本文所用的样本是辽宁、山东1997年及之前上市的所有公司作为样本。除去当前已经退市的公司和特别处理的公司，经过这样的筛选后，把余下50家公司作为研究的对象。上市公司的股价Y采用向后复权方式进行处理;每股收益X来源于上市公司的年报与半年报，本文采用的是稀释每股收益。为平滑数据波动，消除时间序列中的异方差现象，且不改变变量间的协整及其他原有关系，对两变量分别取自然对数。数据来源于国泰安数据库与锐思数据库。

2.股价、每股收益数据的平稳性检验

为了避免“伪回归”现象，所以需要对每股收益序列和股价进行平稳性检验。平稳的时间序列包括三个特点，即均值和方差在整个时间序列不变动，且时间序列上任意两个数值之间的协方差仅仅与它们之间的间隔相关，而不与它们在该时间序列的位置有关。本文以海信电器 (600060)为例(X——每股收益序列，Y——股价序列)，用EVIEWS5.1得表1。从表1可以看出:海信电器每股收益序列和股价序列存在高度正相关关系。

表1 股价与每股收益相关性

股价与每股收益原序列都不平稳，一阶差分后，每股收益序列均值基本为0，没有上升或者下降趋势，基本上符合平稳时间序列的要求;而股价序列的一阶差分结果没有了明显的趋势项，股价一阶差分的值在－6—+8的范围内波动，跳动幅度不大;经过5%水平的单位根检验，二者在5%的水平下都是一阶平稳的。由此可以在不影响试验结果的条件下认为，股价序列和每股收益序列都为一阶单整，并且存在着稳定的正相关关系。

3.协整检验

以海信电器的JJ协整分析为例，结果如表2所示:

表2 海信电器股价和每股收益协整结果

由表2中的迹统计量可知，在5%显著水平下，当假设股价和每股收益之间没有协整关系时，迹统计量的值19.25大于5%临界水平的值，所以拒绝原假设;当假设协整方程最多为一个时，迹统计量小于5%临界水平的值，所以接受对应的原假设。由迹统计量可以知道，每股收益和股价之间在5%的临界水平下，存在着协整关系。

再从最大特征值统计量分析，同样在假设协整向量个数为零个时，试验结果拒绝了原假设;当假设为最多一个协整向量时，接受了原假设。所以根据最大特征值统计量，我们认为每股收益与股价之间在5%临界条件下存在着协整关系。

标准化的协整方程每股收益和股价之间的关系为:

从协整方程 (1)可以看出每股收益和股价之间的关系为正相关关系，可以看出每股收益变动1%，股价将变动61.85%左右，说明海信电器的股价受每股收益的影响较大。

4.Granger因果关系检验

海信电器的Granger因果检验 (滞后阶数为3)如表3所示。

表3 海信电器的Granger因果检验

由表3知，拒绝了Y不能够Granger引起X的假设，χ2值19.65比临界值小的概率小于0.01，所以我们可以认为χ2值比临界值大，拒绝原假设。即拒绝了股价不能够引起每股收益变化的假设，说明股价的变化能够Granger引起每股收益的变化。

同时拒绝了X不能够Granger引起Y的假设，χ2值11.40比临界值小的概率小于0.02，所以我们在95%的显著水平下，认为F值比临界值大，应该拒绝原假设，即拒绝了每股收益不能够Granger引起股价的假设，说明了每股收益的变动会Granger引起股价的变化。

5.向量误差修正模型 (VECM)

由Granger定理知，如果若干个非平稳变量存在协整关系，则这些变量必存在误差修正模型，误差修正项反映变量间的关系偏离长期均衡状态对短期变化的影响。协整方程 (1)表明，股价和每股收益之间存在长期的均衡关系，但由于受其他各种扰动因素的影响，二者间的均衡关系在短期内可能发生偏离。为检验这种可能存在的短期性偏离程度，构建了股价和每股收益序列的向量误差修正模型。

估计结果方程如下:

式中，D表示一阶差分。从方程 (2)与 (3)可以看出当每股收益和股价之间的长期关系出现偏离时各自的调整方向和速度大小。

当Y－65.88X＞0时，海信电器的每股收益和股价均做负方向调整，调整速度分别为1.44和24.66，其中股价调整速度较快，但是由于每股收益的数值相对较小，所以该情况是合理的;当长期协整方程小于0时，每股收益和股价都分别以1.44和24.66的速度增加。由此知，每股收益和股价调整方向相同，股价调整速度较大。

当长期均衡方程得到满足时，每股收益和股价理论上保持不变。实际上由于我国经济不断的走强，协整方程也需要根据新出现的当期数据进行不断的调整，所以复权后的股价应该是不断增加的。

6.方差分解结果分析

海信电器方差分解分析如表4所示。

表4 海信电器方差分解分析

(1)每股收益对其自身变动的贡献程度从当期的100%缓慢减小，随后一直稳定在54%左右;而股价对每股收益的贡献程度从当期的0%缓慢增加，最大增幅随后稳定在46%左右。

(2)股价对其自身变动的贡献程度从第一期的81%逐渐下降，随后一直稳定在70%左右;每股收益对股价的贡献程度从第一期的18%，逐步上升到第四期的25%，随后影响程度持续在29%以上。

由此说明了股价受到每股收益相当程度的影响。

三、实证结果分析

1.山东、辽宁市盈率比较

在2008年中期，人民币半年期存款利率1.98%，利率的倒数大约为50.5。由表5知，在2008年山东上市公司的市盈率是正常的，而辽宁上市公司的市盈率则偏高。

表5 辽宁、山东市盈率对比表

2.山东、辽宁协整总过程比较

表6 山东、辽宁二省协整总过程对比

由表6可以看出，山东省1997年及之前的上市公司 (不含被ST的，下同)比辽宁省要多，其中被ST的，辽宁省的占15.5%，山东省的为15.1%，这一阶段被剔除的股票数目山东与辽宁大致相同;单整阶数相同的股票山东明显多于辽宁，通过协整检验的股票山东尚且有12支，而辽宁只剩下了5支，具有线性因果关系的山东为5支，辽宁仅为2支。虽然二省的数据都表明了股票市场处在弱有效阶段，但是山东的检验结果要明显好于辽宁。当研究二省的非线性因果关系时，辽宁山东各有两支通过了检验，这样辽宁上市公司具协整关系的就有4支，而山东为6支，但是股价与每股收益之间的关系从完全正相关到完全负相关，在现实经济市场中都有可能出现，不能够用一个统一的模型去描述二者的关系。所以考虑非线性的因果关系，特别是每股收益由于可能存在负值而计量上不允许取负值，研究非线性关系的意义也仅仅限于说明部分股票的股价与每股收益之间的关系不是线性的，尽管如此，考虑所研究的所有内容，山东的结果仍好于辽宁。

四、结 论

本研究综合运用ADF检验、Johansen协整检验、Granger因果关系检验、VEC模型与方差分解等方法，实证分析了辽宁与山东上市公司股价与每股收益的关系，研究结果表明:(1)山东省上市公司的每股收益和股价之间存在协整关系并且符合经济学意义的股票数分别占研究上市公司总数的17.24%，而辽宁省仅为7.7%。(2)辽宁省与山东省上市公司的每股收益和股价之间不存在线性的协整关系，也就是说，投资者不能单单通过对于每股收益的研究而简单地判断未来股票价格的走向。(3)山东省上市公司每股收益对股价的解释能力高于辽宁省上市公司。

辽宁与山东的GDP排序的变化的一个原因就在于山东省上市公司的数量与质量均优于辽宁省，即山东省的金融环境的发展要好于辽宁省。世界经济发展的成果表明:金融深化促进经济增长，金融制度安排的改进领先于且促进了经济运行绩效的提高。换句话说，高效运行的金融体系与经济增长、宏观经济稳定和消除贫困高度相关。辽宁应大力通过发展金融环境的制度建设来加速解决省内经济结构转型与发展的问题，从而来提升辽宁GDP在全国的排名。

［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.

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