巴基斯坦股票市场与宏观经济关系实证分析

２０１１年第１１期　

（总第１９７期）　

广西社会科学　

ＧＵＡＮＧＸＩ　ＳＨＥＨＵＩ　ＫＥＸＵＥ　

ＮＯ．１１．２０１１　

（Ｃｕｍｕｌａｔｉｖｅｌｙ，ＮＯ．１９７）　

［文献编码］ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１００４—６９１７．２０１１．１１．０１６　

巴基斯坦股票市场与宏观经济关系实证分析　

李勇　

（北海国发海洋生物产业股份有限公司，广西北海５３６０００）　

［摘要］　巴基斯坦股票市场从萌芽到初步形成，由于社会经济制度和穆斯林文化传统的特点，出现了一　

种独特的格局。基于数量经济学的向量自回归模型（ＶＡＲ），对１９８８～２００９年巴基斯坦股票市场与宏观经济　

关系进行实证分析，结果表明：巴基斯坦股市对国民产出存在积极的影响，并随着股市的发展，国民产出也在　

增长；而货币供给量和股票市场之间的关系并不明显，这表明巴基斯坦金融市场资本流通还存在障碍，需要政　

府对金融进一步改革及完善。　

［关键词］　巴基斯坦股票市场宏观经济实证分析　

［中图分类号］　Ｆ８３０．９１（３５３）　［文献标识码］　Ａ［文章编号］　１００４—６９１７（２０１１）１１—００６５—０３　

股票市场是市场经济条件下资源配置的重要机　

制。世界经济发展的历史证明，它可以有效推动一　

国经济的迅速发展。然而，由于不同的社会制度、经　

济基础和文化传统，股票市场在金融市场中的地位　

也不尽相同，对经济推动作用的效果也有所差别。　

在发达国家，股票和债券是金融市场上最活跃、最主　

要的金融资产，几乎覆盖了整个金融市场，其中以股　

票市场尤为突出。而巴基斯坦的金融市场，特别是　

股票市场，从萌芽到初步形成，由于社会经济制度和　

穆斯林文化传统的特点，出现了一种独特的格局，这　

与其他国家的股票市场是不同的。在这样的情况　

下，本文拟采用计量经济学的分析方法对巴基斯坦　

股票市场和宏观经济间的关系作实证分析。　

一

及巴基斯坦证券和交易委员会的年度统计报告；各　

实际变量值均由各名义变量经居民消费物价指数　

（２００５年＝１００）的年度指数平减获得（各指标数据　

见表１）。　

表１　股票市场资产规模、年交易量、ＧＤＰ和Ｍ　

交易量　上市公司总市　

（亿美元）　值（亿美元）　

６．５５５　６　

６．４３３　３　

７．２１８　８　

１７．２２２　２　

２５．１２８　２　

４２．８８３　７　

６５．２６５　３　

５８．３６３　６　

９９．２４５　９　

１７１．２８３　６　

１２５．５２７　８　

２８０．７５６　７　

４２２．７３９　９　

１５５．６８５　５　

９１．１１１　１　

８２．００ｏ　０　

８９．０６２　５　

２０３．６１１　１　

２Ｏ５．８９７　４　

２６９．７６７　４　

２５１．０２Ｏ　４　

１６８．８３６　４　

１７４．４Ｏ９　８　

１６３．６７１　６　

７５．２５０　０　

９２．８６２　３　

８４．３７６　５　

６１．７９９　６　

１　４２４．９１６　３　

１　３３９．０３４　０　

ｌ　２５０．３２５　８　

１　２６２．５５４　５　

１　２４７．０５７　５　

１　１９７．１７１　０　

１　０５９．０７７　５　

１　１０２．４７４　０　

１　０３８．０３５　６　

９３１．８４Ｏ　９　

８６３．７７７　２　

８３９．６５１　４　

９４８．１Ｏ７　４　

９０３．８７１　７　

ＧＤＰ　Ｍ２　

（ｃｕｒｒｅｎｔ　ＬＣＵ）　

１０　３４７．３１４　８　

１０　０ｏ１．８０ｏ　Ｏ　

１０　４６８．４７８　１　

ｌ１　０６８．１４１　７　

１３　２１０．３１Ｏ　３　

１４　１５４．Ｏ９３　０　

１４　５７８．５３０　６　

１４　７８１．７８ｌ　８　

１６　ｏｏ２．５４１　０　

１７　４７０．５２２　４　

１７　５３５．０１３　９　

１７　５５９．８５３　３　

１８　９３１．７４３　６　

２Ｏ　６０２．７２５　０　

、

变量选择和样本数据说明　

本文采用ＧＤＰ、ＴＩ＇、Ｍ：和ＴＬＣ变量分别代表国　

民生产总值、股票市场的年交易量、货币供给量、上　

市公司的股票市值总额。考虑到在１９８８年以前世　

界银行对巴基斯坦股票市场统计数据的缺失，数据　

样本区间的选择为１９８８至２００９年，均为年度数据。　

数据来源于世界银行巴基斯坦国的数据统计部分以　

［收稿日期］２０１１—０８—１５　

［作者简介］李勇（１９６５一），男，重庆人，北海国发海洋生物产业股份有限公司副总裁、董事会秘书，西南　

财经大学中国金融研究中心博士研究生，高级经济师。　

６５　

李勇／　巴基斯坦股票市场与宏观经济关系实证分析　

续表１　

交易量　上市公司总市　

ＧＤＰ　

Ｍ２　

（亿美元）　值（亿美元）　（ｃｕｒｒｅｎｔ　ＬＣＵ）　

３１３．６１３　７　１２２．８８８　４　８７１．１６６　５　２３　２０３．１０８　４　

７８３．５０６　９　１９５．０４２　５　９７９．３５０　６　２６　６２９．７８１　２　

８０２．９５５　５　３１５．２４１　１　１　０６４．９７５　７　２９　６５０．８２６　１　

ｌ　４０９．９５７　８　４５９．３６７　６　１　０９６．Ｏｏ０　０　３１　９７０．１６０　Ｏ　

ｌ　１７１．８４７　７　４２１．４５９　６　１　ｌ８Ｏ．５５５　６　３３　８９５．６ｌ１　１　

８６５．９６２　３　６０５．７０８　９　１　２３４．２３４　３　３７　７８１．８８７　９　

３８８．２７７　４　１６７．７９０　５　１　１７０．６５４　８　３３　０８７．８０５　７　

１４７．９６７　６　２０９．０４７　４　１　０１８．８Ｏ４　９　３３　４３３．８２９　０　

数据来源：世界银行一巴基斯坦国统计数据。　

二、计量模型和实证分析　

（一）单位根检验　

在进行协整检验分析时，需要首先检验被分析　

的序列变量是否存具有单位根。本文采用非参数检　

验方法。此模型为：　

ｔｐ

ｐ　一　

，

（　。＝　）　

本文采用麦金农（Ｍａｃｋｉｎｎｏｎ）单边临界值，最优　

滞后期值由ＳＣ准则确定。对各变量ＧＤＰ、ＴＴ、Ｍ，和　

ＴＬＣ的单位根检验结果见表２。　

表２对各变量单位根的ＰＰ检验结果　

Ｍｅｔｈｏｄ　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ　Ｐｒｏｂ．　｛　

ＰＰ—Ｆｉｓｈｅｒ　Ｃｈｉ—ｓｑｕａｒｅ　７．９５６　１８　０．４３７　８　

ＰＰ—Ｃｈｏｉ　Ｚ—ｓｔａｔ　一０．０９２　７９　０．４６３　０　

Ｉｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｅ　Ｐｈｉｌｌｉｐｓ—Ｐｅｒｒｏｎ　ｔｅｓｔ　ｒｅｓｕｌｔｓ　ＵＮＴＩＴＬＥＤ　

ｅｎｅｓ　Ｐｒｏｂ．　Ｂａｎｄｗｉｄｔｈ　Ｏｂｓ　

１ｔｒ　０．４５２　５　２．０　２１　

ＴＬＣ　０．１９８　０　２．０　２１　

ＧＤＰ　０．２２２　５　０．０　２１　

Ｍ２　０．９３９　０　１．０　２１　

ＰＰ检验的检验结果表明在４５％的显著性水平　

下，不拒绝原假设，认为ＧＤＰ、Ｔｒ、Ｍ　和ＴＬＣ各变量　

的序列存在单位根。同样，ＡＤＦ检验的检验结果也　

支持上述的结论。因此对各变量作一阶差分处理，　

并作ＰＰ检验，检验结果见表３。　

６６　

表３对各差分变量单位根的ＰＰ检验结果　

Ｍｅｔｈｏｄ　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ　Ｐｒｏｂ．￥　

ＰＰ—Ｆｉｓｈｅｒ　Ｃｈｉ—ｓｑｕａｒｅ　３９．３Ｏ４　６　０．ｏｏ０　０　

ＰＰ—Ｃｈｏｉ　Ｚ—ｓｔａｔ　一４．６８６　２９　０．０ｏＯ　０　

Ｉｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｅ　ＰｈｉＵｉｐｓ—Ｐｅｒｒｏｎ　ｔｅｓｔ　ｒｅｓｕｌｔｓ　ＵＮＴＩＴＬＥＤ　

Ｓｅｒｉｅｓ　Ｐｒｏｂ．　Ｂａｎｄｗｉｄｔｈ　Ｏｂｓ　

Ｔｒ　Ｏ．０２４　８　１．０　２０　

ＴＬＣ　Ｏ．０ｏＯ　２　１．０　２０　

ＧＤＰ　０．０７５　８　２．０　２０　

Ｍ２　０．０ｏ６　６　０．０　２０　

注：ＧＤＰ的显署性水平取１０％；其他变量显著性水平均　

取５％。　

ＰＰ检验检验结果表明，ＡＴＴ、ＡＴＬＣ、△ＧＤＰ和　

△　（△表示差分）拒绝原假设　，因此它们均是　

，（１）的单位根过程。所以本文将采用处理非平稳态　

的协整分析方法进行分析。　

（二）协整检验　

协整基本思想：对于每一个序列单独来说可能　

是非平稳的，这些序列的矩随时间而变化，而这些时　

间序列的线性组合序列却可能是平稳的，则这些变　

量之间存在长期的稳定关系，即协整关系。本文分别　

采用对ＡＴＴ、ＡＧＤＰ和△　变量之间；ＡＴＬＣ、ＡＧＤＰ和　

△　变量之间进行Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验。检验结果表　

明，两组变量在１％的显著性水平下都存在１个协整　

关系。分别见表４和表５。　

表４　ＡＴＦ、ＡＧＤＰ和ＡＭ：变量间协整关系　

Ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｚｅｄ　Ｔｒａｃｅ　Ｏ．Ｏ５　

Ｎｏ．ｏｆＣＥ（ｓ）　Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅ　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ　Ｃｒｉｔｉｅａｌ　Ｖａｌｕｅ　Ｐｒｏｂ．｝｝　

Ｎｏｎｅ　０．８１９　１７３　３６．５９１　５７　２９．７９７　０７　０．０ｏ７　ｌ　

Ａｔ　ｍｏｓｔ　ｌ　０．２３５　２５０　５．８０７　７３２　１５．４９４　７１　０．７１８　ｌ　

Ａｔｍｏｓｔ　２　０．０５２　９９０　０．９８０　０１８　３．８４１　４６６　０．３２２　２　

注：　表示在１％显著性水平下均拒绝原假设。　

表５　ＡＴＬＣ、ＡＧＤＰ和ＡＭ：变量间协整关系　

Ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｚｅｄ　Ｔｒａｃｅ　０．０５　

Ｎｏ．ｏｆＣＥ（ｓ）　Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅ　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ　Ｃｒｉｔｉｅａｌ　ＶａｌＨｅ　Ｐｒｏｂ．｝｝　

Ｎｏｎｅ　０．８５０　７７７　３９．９３２　９１　２９．７９７　０７　０．ｏｏ２　５　

Ａｔ　ｍｏｓｔ　ｌ　０．２２５　４７８　５．６９１　２２５　１５．４９４　７１　Ｏ．７３１　７　

Ａｔｍｏｓｔ　２　０．０５８　８６６　１．０９２　０６３　３．８４１　４６６　０．２９６　０　

注：｝｝表示在１％显著性水平下均拒绝原假设。　

（三）方差分解　

本文中所采用的方差分解模型为：　

（　

（∞）＝　

＿　

ｋ　

∞　

，　

，　’Ｊ　‘＇一，　

，…，　

，　

磊（　）　）　

其中，　是脉冲响应函数，　是白噪声序列第　

个分量的标准差，Ｙ　是自回归向量的第ｉ个分量，　

ＲＶＣｊ￣　（∞）表示第　个分量对第ｉ个分量的方差贡献　

率。从数值上来说，某指标的方差分解数值越大，表　

明该指标对贷款总额变量的解释能力就越强。从变　

量构建的ＶＡＲ模型进行检验，方差分解期限设定为　

１０，检验的结果如图１所示。　

．ｎＩＧＤｐ帽ｒ日ｒ℃ｅ　ｄｕｅＩｏ　ＴＬＣ　健ｎ　ＴＬＣ　ｖａｒ口ｍ●ａ　ｂ　ＣＯＰ　

增　

从图１可看出，不考虑ＧＤＰ自身贡献率，上市公　

司的价值增量（股票市场的规模）对ＧＤＰ的贡献率　

在３年以后最大达到４５％（ＲＶＣ２　】（１０）：４５％），　

说明上市公司对巴基斯坦的经济增长有显著的影　

响。同时ＧＤＰ的增加，又反过来推动了上市公司价值　

的增加，其主要表现既可能是已上市公司市值的增　

加，也可能是新增上市公司数，或二者皆有。但同时　

也应注意到ＧＤＰ对股票市场市值的影响是有限的。　

通过方差分解可知，股票市场的规模对Ｍ　的影　

响不显著；Ｍ：对股票市场的规模影响也不显著。　

ＰｅｒｃｅｎｔＧＯＰ　ｖａｎ锄ｃｅ　ｄｕｅｔｏ　ＴＴ　Ｐ计ｃ舯ｔ　ＴＴｍ，ａｎｃｅ　ｄｕｅｔｏＧＤＰ　

Ｐｅ　ｒｃｅｎｔ№ｖａ　ｒｉａｎｃｅ　ｄｕｅｔｏ　ＴＴ　

图２股票市场交易规模与Ｍ：、ＧＤＰ方差分解　

广西社会科学２０１１．１１／经济学　

从图２可看出，不考虑ＧＤＰ自身贡献率，股票市　

场的交易规模对ＧＤＰ的贡献率在３年后最大达到　

４０％（ＲＶＣ：　（１０）＝４０％），说明交易规模对国民　

产出存在显著的影响。同时，ＧＤＰ的增加也会增加　

股票市场的交易规模，而且其作用效果要比对股票　

市场规模的作用效果高约５个百分点。　

不考虑Ｍ：自身贡献率，股票的交易规模对货币　

的供给量效果很显著，由于买卖股票过程中对货币　

需求的增加，导致以Ｍ：作为货币统计口径的货币供　

给量增加。相反，货币供给量的增加，并没有导致股　

票交易量的增加，说明巴基斯坦货币供给量的增加　

和股票市场的繁荣之间没有必然的联系。综合以上　

的分析可知，股票市场的资本规模和交易规模对国　

民产出和Ｍ　存在显著的影响，而且作用比较显著。　

相对于股票市场的交易规模来说，产出对股票市场　

的资产规模影响要更显著些。而货币的供给量不管　

是对股票市场的资产规模，还是对交易规模都没有　

显著的影响。　

总之，巴基斯坦的股市对国民产出存在积极的　

影响，并随着股市的发展，国民产出也在增长。而货　

币供给量和股票市场之间的关系并不明显，这表明　

巴基斯坦的金融市场资本的流通还存在障碍，需要　

政府对金融进一步改革和加以完善。　

［参考文献］　

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［３］韩延春．金融发展与经济增长：基于中国的　

实证分析［Ｊ］．世界经济，２００１，（３）．　

［４］岳意定，刘佳．我国股票市场对经济增长影　

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［５］马进，关伟．我国股票市场与宏观经济关系　

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［责任编辑：覃合］　

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