總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與加權(quán)股價(jià)指數(shù)關(guān)聯(lián)性分析

1、.總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與加權(quán)股價(jià)指數(shù)關(guān)聯(lián)性分析PAGE ：.；PAGE 174總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)與加權(quán)股價(jià)指數(shù)關(guān)聯(lián)性分析許家豪1 蘇逸瑋21元富投顧國(guó)際股市研討員+886-2-29221227#501臺(tái)北市敦化南路二段97號(hào)19樓2華南銀行外匯專(zhuān)員+886-2-23934211#276臺(tái)北市新生南路一段48號(hào)【摘 要】總體經(jīng)濟(jì)分析在加權(quán)股價(jià)指數(shù)評(píng)價(jià)上的重要性已逐漸提升，也不斷是學(xué)術(shù)界與實(shí)務(wù)界所關(guān)心和探討的問(wèn)題，本研討選取1991年1月到2002年12月臺(tái)灣景氣面(景氣領(lǐng)先指標(biāo)年增率、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率、外銷(xiāo)訂單年增率及營(yíng)收年增率)與資金面(M1b年增率、M2年增率與貨供動(dòng)能年增率)的總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)月資料，利用

2、單根檢定、VAR檢定及多元迴歸模型計(jì)量方法，分析其與股價(jià)的關(guān)聯(lián)性，所得結(jié)論如下：總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)並無(wú)領(lǐng)先加權(quán)股價(jià)指數(shù)的特性，然而加權(quán)股價(jià)指數(shù)具有領(lǐng)先工業(yè)生產(chǎn)年增率、營(yíng)收年增率與貨供動(dòng)能指標(biāo)的特性，領(lǐng)先期數(shù)分別為1個(gè)月、4個(gè)月及3個(gè)月。透過(guò)多元迴歸分析發(fā)現(xiàn)，加權(quán)股價(jià)指數(shù)與一期後的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率及四期後的營(yíng)收年增率具有正向的顯著關(guān)係，可見(jiàn)股價(jià)具有領(lǐng)先景氣面的特性；而加權(quán)股價(jià)指數(shù)也顯著地領(lǐng)先三期後的貨供指標(biāo)，亦即股市上揚(yáng)也充分反映資金動(dòng)能的充沛。參與誤差修正後的臺(tái)股預(yù)測(cè)模型在檢視2003年1月到2004年2月的股價(jià)表現(xiàn)，以近兩期的股價(jià)表現(xiàn)最正確，皆在兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之內(nèi)；而利用該模型所得的預(yù)期股價(jià)走勢(shì)與實(shí)

3、際股價(jià)走勢(shì)方向一致，因此可作為中長(zhǎng)期股價(jià)趨勢(shì)的參考。關(guān)鍵字：加權(quán)股價(jià)指數(shù)、總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)、單根檢定、誤差修正一、前 言單一企業(yè)的股價(jià)遭到個(gè)別企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況或是經(jīng)營(yíng)者態(tài)度，具有很大的差異，因此在選股上難度不小。至於加權(quán)指數(shù)是一切企業(yè)股價(jià)的加總，透過(guò)投資大盤(pán)可以降低投資組合中的非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，將總風(fēng)險(xiǎn)降至較低的程度，因此近年來(lái)，以大盤(pán)為標(biāo)的商品逐漸被大家所重視，期貨及選擇權(quán)的日益蓬勃，可見(jiàn)一斑，而2003年寶來(lái)投信更推出以臺(tái)灣上市公司市值前50名的企業(yè)為主的臺(tái)灣50ETF(上市代碼：0050)，其與大盤(pán)相關(guān)性甚高的特性，也是市場(chǎng)投資人藉以投資大盤(pán)的工具之一。因此，建構(gòu)大盤(pán)的評(píng)價(jià)方式已是投資人投注心力之

4、所在。研判大盤(pán)走勢(shì)的方法大致可分為根本分析與技術(shù)分析，前者目的在於研討股票的真實(shí)價(jià)值，依據(jù)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象、政經(jīng)措施與企業(yè)音訊，配合公司營(yíng)運(yùn)狀況，作為股價(jià)升降趨勢(shì)與買(mǎi)進(jìn)賣(mài)出的判斷依據(jù)。而後者則是利用過(guò)去股票市場(chǎng)行為，包含股價(jià)、成交量或是波動(dòng)性等資訊，來(lái)作為研判後勢(shì)的工具。然而，技術(shù)指標(biāo)往往隨著時(shí)點(diǎn)及運(yùn)用者習(xí)慣而有所偏好，不假設(shè)根本面在於既有的公開(kāi)資訊，在運(yùn)用上較具客觀性，且隨著外資與國(guó)內(nèi)法人參與股市的比重漸增，根本面研判的比重更見(jiàn)廣泛。影響股價(jià)的根本面要素大致可分為總體經(jīng)濟(jì)要素、市場(chǎng)要素及公司本身要素，其中總體經(jīng)濟(jì)分析對(duì)於股價(jià)走勢(shì)研判具有相當(dāng)大的價(jià)值，概因股價(jià)指數(shù)素有經(jīng)濟(jì)櫥窗之稱(chēng)，具有預(yù)期未來(lái)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)

5、的盛衰，但經(jīng)濟(jì)活動(dòng)也同是支撐股價(jià)波動(dòng)的必要條件，因此本研討著重在透過(guò)觀察總體經(jīng)濟(jì)變化與股價(jià)的關(guān)係，並建構(gòu)一套完好的觀察模型，隨時(shí)調(diào)整根本面的起伏要素，以發(fā)掘股市的多空轉(zhuǎn)折。總體經(jīng)濟(jì)要素主要涵蓋景氣面與資金面。就景氣面來(lái)看，景氣擴(kuò)張時(shí)期，企業(yè)營(yíng)運(yùn)收入添加將有助股價(jià)表現(xiàn)，而景氣衰退時(shí)，企業(yè)營(yíng)運(yùn)收入也將隨之萎縮，因此景氣的變動(dòng)與股價(jià)間存在著關(guān)連性，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)也一定景氣面要素對(duì)於股價(jià)的影響 請(qǐng)參閱表1，惟對(duì)於選取變數(shù)有不同的看法，且對(duì)於領(lǐng)先落後關(guān)係的結(jié)果有不同的演繹，故本研討認(rèn)為有重新檢視之必要。此外，寬鬆的貨幣政策，提高市場(chǎng)貨幣供給也降低利率水準(zhǔn)，添加投資人購(gòu)買(mǎi)股票意願(yuàn)與才干，有助於股價(jià)的推升；反之

6、，緊縮的貨幣政策，將降低市場(chǎng)貨幣供給並促使利率水準(zhǔn)上揚(yáng)，借貸資金本錢(qián)上升，間接降低投資人對(duì)股票投資的意願(yuàn)與才干，股價(jià)揚(yáng)升力道減弱。由此看來(lái)，資金面似乎能引導(dǎo)股價(jià)揚(yáng)升，表2的部分研討確實(shí)支持該論點(diǎn)。然而本研討以為股價(jià)反應(yīng)景氣而上漲，在揚(yáng)升的過(guò)程中，投資人才會(huì)將資金投入股市，貨幣供給隨之添加，因此，股價(jià)與資金並不一定是誰(shuí)先誰(shuí)後，有必要對(duì)此重新檢視，且過(guò)去文獻(xiàn)並未將M2水位增減納入考量，本研討也將此考量納入模型中。因此，本研討企圖由根本面出發(fā)，透過(guò)總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的選擇，建構(gòu)大盤(pán)觀測(cè)模型，作為投資人進(jìn)行投資決策的參考。表1 景氣面要素與股價(jià)關(guān)聯(lián)性之文獻(xiàn)作者研討方法與對(duì)象研討結(jié)果Fama(1981)利用理

7、性預(yù)期觀念之貨幣數(shù)量模型，研討1953年以後美國(guó)物價(jià)指數(shù)與工業(yè)生產(chǎn)成長(zhǎng)率對(duì)股價(jià)影響實(shí)質(zhì)生產(chǎn)與股票報(bào)酬攸關(guān)，非貨幣市場(chǎng)的變化Schwert(1990)延伸Fama(1981)對(duì)股票報(bào)酬與實(shí)質(zhì)生產(chǎn)關(guān)係，研討期間1889-1988未來(lái)的生產(chǎn)成長(zhǎng)率解釋大部分股票的報(bào)酬率Lee1992利用多變量VAR，探討1947-1987年美國(guó)股票報(bào)酬、利率、實(shí)質(zhì)生產(chǎn)和通貨膨脹之因果關(guān)係股票報(bào)酬能解釋實(shí)質(zhì)生產(chǎn)大部分的變異，兩者呈正相關(guān)，並提出股票報(bào)酬與貨幣供給成長(zhǎng)率間無(wú)因果關(guān)係王瑪如蘇永成1998利用VAR模型，研討1980-1993年股票報(bào)酬與通貨膨脹率之關(guān)連性股票報(bào)酬和通貨膨脹率間並不存在直接關(guān)係；但從短期模型來(lái)

8、看，股票報(bào)酬領(lǐng)先工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)黃柏農(nóng)1998利用Granger因果分析及配合衝擊反應(yīng)函數(shù)，研討臺(tái)灣股價(jià)與總體經(jīng)濟(jì)變數(shù)間的關(guān)係M1b成長(zhǎng)率對(duì)股價(jià)變動(dòng)有正相關(guān)，工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)與股價(jià)變動(dòng)並未存在直接關(guān)係，但透過(guò)利率變數(shù)的中介，工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)的變動(dòng)與股價(jià)變動(dòng)間存在正向關(guān)係陳宗益2000透過(guò)要素分析篩選重組變數(shù)，經(jīng)由時(shí)間序列分析法建立模型進(jìn)行實(shí)證，研討臺(tái)美26個(gè)總體經(jīng)濟(jì)變數(shù)，採(cǎi)用1990.1-2001.1月資料臺(tái)灣歷史股價(jià)對(duì)未來(lái)股價(jià)具報(bào)酬率具有預(yù)測(cè)才干；臺(tái)灣總體經(jīng)濟(jì)變數(shù)對(duì)臺(tái)股股價(jià)報(bào)酬率有領(lǐng)先一期的效果，而美國(guó)總經(jīng)變數(shù)對(duì)臺(tái)股股價(jià)報(bào)酬則不具領(lǐng)先效果洪之良2001運(yùn)用Granger因果關(guān)係檢定與誤差修正模型ECM，

9、檢測(cè)1981.1-2000.10臺(tái)灣與美國(guó)股票市場(chǎng)之股價(jià)與總體經(jīng)濟(jì)變數(shù)相關(guān)性在臺(tái)灣股票市場(chǎng)，利率與貨幣供給可為股價(jià)的領(lǐng)先指標(biāo)，而利用利率和貨幣供給當(dāng)作中介變數(shù)，工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)和消費(fèi)者指數(shù)亦可作為股價(jià)之?dāng)喽?biāo)準(zhǔn) 陳怡靜(2001)利用複迴歸模型分析貨幣供給幣動(dòng)率、利率變動(dòng)率、實(shí)質(zhì)生產(chǎn)變動(dòng)率與及通貨膨脹率對(duì)股債價(jià)格影響M1B變動(dòng)率與工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)變動(dòng)率對(duì)股價(jià)具正面影響，而通膨則具負(fù)面影響，至於重貼現(xiàn)率則無(wú)顯著關(guān)係白元宏2002透過(guò)主成分要素分析、單根檢定、Granger因果檢定進(jìn)行研討變數(shù)序列之特性，再以複迴歸模型比較總經(jīng)要素對(duì)臺(tái)灣加權(quán)股價(jià)指數(shù)與摩根臺(tái)股指數(shù)之影響能否有所不同Granger因果檢定發(fā)現(xiàn)

10、臺(tái)灣整體經(jīng)濟(jì)現(xiàn)況要素、資金本錢(qián)要素、工業(yè)原油本錢(qián)要素、市場(chǎng)景氣要素、經(jīng)濟(jì)景氣領(lǐng)先指標(biāo)要素等對(duì)加權(quán)股價(jià)指數(shù)與摩根期指具有領(lǐng)先關(guān)係資料來(lái)源：本研討整理表2 資金面與股價(jià)關(guān)聯(lián)之文獻(xiàn)整理作者研討方法與對(duì)象研討結(jié)果Fung & Lie(1990)透過(guò)因果關(guān)係，研討新興國(guó)家股市資料與貨幣供給額、貨幣流通速度、物價(jià)上漲率與股價(jià)波動(dòng)之關(guān)係股價(jià)波動(dòng)與前述根本經(jīng)濟(jì)變數(shù)間並無(wú)存在領(lǐng)先或者落後關(guān)係Dayananda & ko(1996)臺(tái)灣1981至1869年月資料，研討臺(tái)灣股價(jià)報(bào)酬率與貨幣供給相關(guān)性呈現(xiàn)正相關(guān)，但顯著性並不強(qiáng)倪衍森王崇仁1999模型分為短期VAR、ARCH與長(zhǎng)期誤差修正模型貨幣政策與股票報(bào)酬率具有正

11、向關(guān)係，且短期內(nèi)，具有領(lǐng)先性魏宏泰2003利用向量自我迴歸方式、衝擊反應(yīng)函數(shù)、預(yù)測(cè)誤差變異數(shù)分解以及因果關(guān)係檢定；選取1981年1月至2001年12月臺(tái)股股價(jià)月資料M1b具有單向領(lǐng)先股價(jià)關(guān)係；股價(jià)主要由M1b與利率所解釋?zhuān)├蕦?duì)股價(jià)之影響較M1b快速；當(dāng)股價(jià)發(fā)生自發(fā)性干擾時(shí)，對(duì)M1b影響較為耐久且為正向資料來(lái)源：本研討整理二、研討方法(一)選取變數(shù)本研討所選取的變數(shù)分為景氣面與資金面兩大構(gòu)面。景氣面類(lèi)指標(biāo)選取多數(shù)文獻(xiàn)採(cǎi)用的景氣領(lǐng)先指標(biāo)、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率與外銷(xiāo)訂單年增率等景氣面指標(biāo)。此外，上市櫃公司每月十日前需依規(guī)定公佈前月?tīng)I(yíng)收，而企業(yè)營(yíng)收有相當(dāng)大的部分遭到景氣循環(huán)影響，因此在本研討中將納入

12、此變數(shù)作為景氣類(lèi)變數(shù)。圖1 景氣領(lǐng)先指標(biāo)年增率與股價(jià)圖2 工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率與股價(jià)圖3 外銷(xiāo)訂單年增率與股價(jià)圖4 營(yíng)收年增率與股價(jià)在資金面指標(biāo)，本研討除採(cǎi)用M1b年增率及M2年增率外，另外採(cǎi)用貨供動(dòng)能指標(biāo)：M2年增率-M1b年增率，藉由觀察M2與M1b成長(zhǎng)力道的差距得知市場(chǎng)資金動(dòng)能充沛程度。曾有研討將匯率及外資匯入金額置於模型之中，本研討認(rèn)為運(yùn)用上述三項(xiàng)指標(biāo)，即已涵蓋這兩個(gè)效果，主要是因?yàn)轭A(yù)期匯率升值之下，外資匯入添加，將使得國(guó)內(nèi)資金水位充沛，進(jìn)而反應(yīng)在M2水準(zhǔn)中，反之，當(dāng)預(yù)期匯率貶值之下，外資轉(zhuǎn)為匯出，資金匯出機(jī)使得國(guó)內(nèi)資金水位降低，M2也隨之下降。圖5 M1B年增率與加權(quán)股價(jià)圖6 M2年增

13、率與加權(quán)股價(jià)值表3 總體經(jīng)濟(jì)變數(shù)變數(shù)變數(shù)名稱(chēng)編製單位與股價(jià)相關(guān)性預(yù)期LEADYOY景氣領(lǐng)先指數(shù)年增率行政院經(jīng)建會(huì)正向IPYOY工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率經(jīng)濟(jì)部統(tǒng)計(jì)處正向ORDERYOY外銷(xiāo)訂單年增率經(jīng)濟(jì)部統(tǒng)計(jì)處正向SYOY營(yíng)收年增率證交所股市觀測(cè)站正向M1BYOYM1b年增率中央銀行正向M2YOYM2年增率中央銀行正向MSYOY貨供動(dòng)能指標(biāo)-負(fù)向資料來(lái)源：本研討整理(二)研討方法ADF單根檢定時(shí)間序列假設(shè)為一隨機(jī)的過(guò)程，其機(jī)率分配會(huì)因時(shí)間隨之改變。當(dāng)外力要素發(fā)生時(shí)，對(duì)該變數(shù)產(chǎn)生長(zhǎng)期的影響，使該數(shù)列並未前往原來(lái)的平均值，則稱(chēng)為為非定態(tài)時(shí)間數(shù)列；反之，假設(shè)其分配並未隨時(shí)間經(jīng)過(guò)而改變，或者當(dāng)外部要素影響僅具

14、短時(shí)間的效果，且會(huì)逐漸前往原來(lái)的水準(zhǔn)，則稱(chēng)之為定態(tài)時(shí)間數(shù)列。大部分總經(jīng)變數(shù)具有非定態(tài)的特徵，先確定變數(shù)的定態(tài)特徵，再進(jìn)行迴歸分析。檢定時(shí)間數(shù)列能否認(rèn)態(tài)，Dickey and Fuller (1979)提出單根檢定法Unit root test，透過(guò)Dickey fuller (DF)統(tǒng)計(jì)量，以檢定時(shí)間數(shù)列能否存在隨機(jī)趨勢(shì)，亦即單根能否存在。 向量自我迴歸模型藉由因果關(guān)係檢定，可瞭解各變數(shù)間領(lǐng)先、落後的情形，而透過(guò)向量自我迴歸模型VAR，可以進(jìn)一步瞭解各變數(shù)變動(dòng)後，對(duì)股價(jià)變動(dòng)的影響程度大小、正負(fù)項(xiàng)變動(dòng)情形。向量自我迴歸模型依資料本身特性進(jìn)行研討，將模型內(nèi)各變數(shù)視為內(nèi)生變數(shù)，以一組迴歸方程式，來(lái)表

15、示各變數(shù)間彼此的互動(dòng)關(guān)係，且每一迴歸方程式皆以落後項(xiàng)為解釋變數(shù)，因?yàn)槠渥償?shù)的落後項(xiàng)已涵蓋了一切相關(guān)的訊息，可真實(shí)反應(yīng)出模型內(nèi)變數(shù)間的互動(dòng)效果。在本研討中，將利用1991年1月到2002年12月的月資料作為樣本期間，健行相關(guān)檢測(cè)，並利用景氣面與資金面的時(shí)間序列資料建構(gòu)多元迴歸模型，最後則運(yùn)用2003年1月到2004年2月的資料，作為樣本外(out-of-sample)檢測(cè)。三、研討結(jié)果一ADF單根檢定建構(gòu)多元迴歸模型之前，因?yàn)楸狙杏懰x取的變數(shù)為總體經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，皆為時(shí)間序列資料，假設(shè)該數(shù)據(jù)不具定態(tài)，則必須透過(guò)差分的方式，才可以納入模型中，本研討採(cǎi)用ADF單根檢定方法來(lái)檢視其定態(tài)與否，並將符合定態(tài)的

16、變數(shù)，納入模型中考量。由表4的結(jié)果可以看出，加權(quán)股價(jià)指數(shù)、景氣領(lǐng)先指標(biāo)年增率、工業(yè)生產(chǎn)年增率、外銷(xiāo)訂單年增率、營(yíng)收年增率及貨供動(dòng)能指標(biāo)具有定態(tài)，而M1b年增率與M2年增率不具定態(tài)，故將此兩個(gè)變數(shù)排除在模型中。表4 總體經(jīng)濟(jì)變數(shù)之ADF單根檢定變數(shù)變數(shù)名稱(chēng)ADF T-testTWSE加權(quán)股價(jià)指數(shù)-1.960*(0.048)LEADYOY景氣領(lǐng)先指標(biāo)年增率-4.357*(0.000)IPYOY工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率-2.607*(0.009)ORDERYOY外銷(xiāo)訂單年增率-1.771*(0.073)SYOY營(yíng)收年增率-1.814*(0.066)M1BYOYM1B年增率-1.051(0.264)M2YO

17、YM2年增率-1.389(0.153)MSYOY貨供動(dòng)能指標(biāo)-3.337*(0.001)註1:ADF檢定中，T值右上角為顯著性，1%顯著水準(zhǔn)為*，5%顯著水準(zhǔn)為*，10%顯著水準(zhǔn)為*；括號(hào)中為P值二向量自我迴歸檢定當(dāng)利用向量自我迴歸(VAR)模型，本研討並未發(fā)現(xiàn)所選取的五項(xiàng)變數(shù)能夠領(lǐng)先加權(quán)股價(jià)指數(shù)，不過(guò)股價(jià)具有領(lǐng)先部分總經(jīng)變數(shù)的特性，這樣的結(jié)果是可以預(yù)期的，因?yàn)楣蓛r(jià)反應(yīng)投資人對(duì)未來(lái)的預(yù)期，因此，股價(jià)領(lǐng)先景氣或是資金是可以預(yù)期的，只是領(lǐng)先期數(shù)的多寡。表5可知，景氣領(lǐng)先指標(biāo)年增率與外銷(xiāo)訂單年增率對(duì)於加權(quán)股價(jià)並無(wú)領(lǐng)先落後關(guān)係。當(dāng)月工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率產(chǎn)遭到前一期股價(jià)及前二、三期的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)指數(shù)年增率

18、的影響，也就是說(shuō)，股價(jià)具有領(lǐng)先工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率一個(gè)月的特性，這與王瑪如與蘇永成(1998)的研討得到一樣結(jié)論。表5 向量自我迴歸檢定LEADYOYIPYOYORDERYOYSYOYMSYOYTWSE(-1)0.000 0.002*-0.001 0.002 -0.001 1.183 1.726 -0.705 1.319 -1.491 TWSE(-2)-0.001 0.000 0.003 -0.001 0.001 -1.036 -0.045 1.201 -0.288 1.313 TWSE(-3)0.000 -0.002 -0.002 -0.002 -0.001*0.713 -1.170 -0.7

19、92 -1.175 -2.153 TWSE(-4)0.000 0.000 0.000 0.002*0.001-0.618 0.375 0.111 1.773 1.134 LEAD(-1)1.087*-12.985 -LEADYOY(-2)0.022 -0.184 -LEADYOY(-3)-0.124 -1.040 -LEADYOY(-4)-0.090 -1.097 -IPYOY(-1)-0.029 -0.348 -IPYOY(-2)-0.349*-4.238 -IPYOY(-3)-0.197*-2.433 -IPYOY(-4)-0.100 -1.240 -ORDERYOY(-1)-0.331*

20、-3.979 -ORDERYOY(-2)-0.256*-3.157 -ORDERYOY(-3)-0.382*-4.789 -ORDERYOY(-4)-0.133 -1.626 -SYOY(-1)-0.258*-3.071 -SYOY(-2)-0.465*-5.388 -SYOY(-3)-0.158*-1.858 -SYOY(-4)-0.113 -1.401 -MSYOY(-1)-1.074*-13.017 MSYOY(-2)-0.010 -0.081 MSYOY(-3)-0.092 -0.772 MSYOY(-4)-0.059 -0.728 C0.042 1.134 0.208 -1.469

21、0.308 0.071 0.560 0.090 -0.736 0.395 註1:VAR檢定中，空格上方為估計(jì)係數(shù)，下方為T(mén)統(tǒng)計(jì)值註2:*表示在1%的顯著水準(zhǔn)，*表示在5%的顯著水準(zhǔn)，*表示在10%顯著水準(zhǔn)而營(yíng)收年增率遭到前四期股價(jià)及本身前一、二、三期影響，亦即股價(jià)具有領(lǐng)先四期後營(yíng)收年增率特性；而貨供動(dòng)能指標(biāo)遭到前三期股價(jià)及本身前一期的影響，因此股價(jià)具有領(lǐng)先三期後貨供動(dòng)能性指標(biāo)的特性。三迴歸方程式建立透過(guò)VAR分析，本研討選取工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率與營(yíng)收年增率及貨供動(dòng)能指標(biāo)作為臺(tái)灣加權(quán)股價(jià)指數(shù)的解釋變數(shù)，然而，考量工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)與營(yíng)收年增率同為景氣類(lèi)變數(shù)，相關(guān)係數(shù)高達(dá)0.7，因此將這兩個(gè)變數(shù)分離考量。

22、考量工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率與貨供動(dòng)能指標(biāo)下的模型顯示，股價(jià)與一期後的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率具有正向關(guān)係，而與三期後的貨供動(dòng)能指標(biāo)有負(fù)向關(guān)係，其經(jīng)濟(jì)意義所代表的是當(dāng)預(yù)期下月景氣持續(xù)好轉(zhuǎn)且三期後的資金仍持續(xù)添加下，當(dāng)月股價(jià)將具揚(yáng)升動(dòng)能，反之，當(dāng)下月景氣趨勢(shì)向下且三期後的資金動(dòng)能缺乏時(shí)，當(dāng)月股價(jià)將提早反應(yīng)投資環(huán)境的惡劣而下降。本研討也利用全體上市櫃公司營(yíng)收作為景氣替代變數(shù)，透過(guò)表6也可得到：四個(gè)月後的營(yíng)收年增率持續(xù)成長(zhǎng)，再加上三個(gè)月後的市場(chǎng)資金動(dòng)能充沛下，當(dāng)月股價(jià)表現(xiàn)多為上漲，反之亦然。至於在模型的解釋才干上，利用營(yíng)收年增率與貨供動(dòng)能指標(biāo)作為股價(jià)的解釋變數(shù)的模型，模型解釋才干上較佳。表6 迴歸模型結(jié)果加權(quán)股

23、價(jià)指數(shù)TWSE模型1模型2截距項(xiàng)C5979.00 *5650.79*37.9828.58工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率IPYOY(1)45.95*2.53營(yíng)收年增率SYOY(4)58.51*3.79貨供動(dòng)能指標(biāo)MSYOY(3)-60.87*-38.85*-3.49-2.05F-Test11.99*17.24*R-Squared0.150.2Adjustment-R-Squared0.140.19註1:樣本期間1991/12002/12註2:空格上方為變數(shù)之估計(jì)係數(shù)，下方為T(mén)統(tǒng)計(jì)值註3:*表示在1%的顯著水準(zhǔn)，*表示在5%的顯著水準(zhǔn)，*表示在10%顯著水準(zhǔn)四樣本外測(cè)試在模型1與模型2下，利用2003年1月至

24、2004年2月的總體經(jīng)濟(jì)資料進(jìn)行樣本外的預(yù)測(cè)模型模擬，在預(yù)測(cè)模型的模擬過(guò)程中，本研討參與誤差調(diào)整(Error Correction)，以使預(yù)測(cè)值能考量前期誤差的修正值，並利用該時(shí)點(diǎn)之前的36個(gè)月平均指數(shù)月標(biāo)準(zhǔn)差，檢測(cè)實(shí)際值能否在可接受範(fàn)圍內(nèi)。圖7 模型1模擬結(jié)果表7 模型1加權(quán)股價(jià)指數(shù)模擬結(jié)果DN2DN1預(yù)估值實(shí)際值UP1UP2誤差準(zhǔn)確度2003/1/314,444 4,619 4,794 4,890 4,969 5,145 *2003/2/284,498 4,675 4,852 4,586 5,029 5,206 *2003/3/314,622 4,805 4,987 4,449 5,169

25、 5,351 2003/4/304,651 4,834 5,017 4,450 5,201 5,384 2003/5/314,981 5,177 5,373 4,319 5,570 5,766 2003/6/305,388 5,601 5,813 4,870 6,025 6,238 2003/7/315,451 5,666 5,880 5,287 6,095 6,310 2003/8/315,700 5,924 6,149 5,447 6,374 6,598 2003/9/305,864 6,095 6,326 5,680 6,557 6,788 2003/10/315,777 6,005 6

26、,233 6,045 6,460 6,688 2003/11/306,250 6,497 6,743 5,951 6,989 7,236 註1:DN2表示2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差下限值；UP2表示2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差上限值。註2:*表示實(shí)際值位於預(yù)測(cè)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之內(nèi)，*表示實(shí)際值位於預(yù)測(cè)值2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差內(nèi)。如表7所示，考量工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率與貨供動(dòng)能指標(biāo)下，本研討所模擬的預(yù)估值在2003年1月可以在1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差內(nèi)，而2月則落在2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之內(nèi)，之後的預(yù)測(cè)值則落在2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之外。然而透過(guò)圖7可見(jiàn)，03年預(yù)測(cè)趨勢(shì)向上是符合實(shí)際走勢(shì)。圖8 模型2模擬結(jié)果表8 模型2加權(quán)股價(jià)指數(shù)模擬結(jié)果DN2DN1預(yù)估值實(shí)際值UP1UP2誤差準(zhǔn)確度2

27、003/1/314,299 4,468 4,638 4,890 4,807 4,976 *2003/2/284,576 4,756 4,936 4,586 5,117 5,297 *2003/3/314,834 5,025 5,215 4,449 5,406 5,596 2003/4/305,201 5,406 5,610 4,450 5,815 6,020 2003/5/315,578 5,797 6,017 4,319 6,237 6,457 2003/6/306,053 6,292 6,530 4,870 6,769 7,007 2003/7/316,144 6,386 6,628 5,

28、287 6,871 7,113 2003/8/316,303 6,551 6,799 5,447 7,048 7,296 2003/9/306,319 6,568 6,817 5,680 7,066 7,315 2003/10/316,397 6,649 6,901 6,045 7,153 7,405 註1:DN2表示2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差下限值；UP2表示2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差上限值註2:*表示實(shí)際值位於預(yù)測(cè)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之內(nèi)，*表示實(shí)際值位於預(yù)測(cè)值2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差內(nèi)表8也顯示考量營(yíng)收年增率與貨供動(dòng)能指標(biāo)下，本研討所模擬的預(yù)估值在2003年1、2月皆落在2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差內(nèi)，而之後的預(yù)測(cè)值則落在2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之外。不過(guò)整體股價(jià)趨勢(shì)向上是

29、符合實(shí)際走勢(shì)。綜合兩個(gè)模型結(jié)果可見(jiàn)，模型預(yù)測(cè)股價(jià)水準(zhǔn)在近兩個(gè)月的參考性較高，量個(gè)月後，預(yù)期股價(jià)偏離的程度較大；不過(guò)就中長(zhǎng)期股價(jià)行為來(lái)看，預(yù)測(cè)值走勢(shì)與股價(jià)實(shí)際走勢(shì)符合，因此仍可利用本模型以進(jìn)行趨勢(shì)分析。四、結(jié)論與建議總體經(jīng)濟(jì)分析在加權(quán)指數(shù)評(píng)價(jià)上的重要性已逐漸提升，也不斷是學(xué)術(shù)界與實(shí)務(wù)界所關(guān)心和探討的問(wèn)題，本研討針對(duì)1991年1月到2002年12月資料分析臺(tái)灣加權(quán)股價(jià)指數(shù)與景氣面(景氣領(lǐng)先指標(biāo)年增率、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率、外銷(xiāo)訂單年增率及營(yíng)收年增率)及資金面(M1b年增率、M2年增率與貨供動(dòng)能年增率)的關(guān)係。分析所得結(jié)論如下：(一) 加權(quán)股價(jià)指數(shù)、景氣領(lǐng)先指標(biāo)年增率、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率、外銷(xiāo)訂單年增

30、率、營(yíng)收年增率及貨供動(dòng)能指標(biāo)為時(shí)間數(shù)列資料，然經(jīng)ADF單根檢定顯示，具有定態(tài)關(guān)係，可為迴歸分析之變數(shù)。(二) 透過(guò)VAR檢定發(fā)現(xiàn)，本研討所選取的總經(jīng)指標(biāo)並無(wú)領(lǐng)先加權(quán)股價(jià)指數(shù)的特性，然而，股價(jià)卻具有領(lǐng)先部分總體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的特性：包括領(lǐng)先工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率一個(gè)月，領(lǐng)先營(yíng)收年增率四個(gè)月，以及領(lǐng)先貨供動(dòng)能指標(biāo)三個(gè)月的特性。(三) 透過(guò)多元迴歸分析，本研討發(fā)現(xiàn)股價(jià)與一期後的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)年增率與四期後營(yíng)收年增率具有正向顯著關(guān)係，可見(jiàn)股價(jià)具有領(lǐng)先反應(yīng)景氣的特性，而股價(jià)也與三期後貨供動(dòng)能指標(biāo)具有顯著的負(fù)向關(guān)係，可見(jiàn)股價(jià)揚(yáng)升將帶動(dòng)投資人將資金轉(zhuǎn)入股市，提供更充沛資金動(dòng)能。(四) 透過(guò)多元迴歸模型，並考量誤差修正，

31、檢測(cè)2003年1月到2004年2月的股價(jià)變化，模型預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度在首二個(gè)月內(nèi)符合兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之內(nèi)的水準(zhǔn)，因此預(yù)估指數(shù)水準(zhǔn)在近兩個(gè)月較具準(zhǔn)確度，然利用該模型所得之股價(jià)預(yù)期值與實(shí)際預(yù)期值方向一致，因此可作為中長(zhǎng)期股價(jià)趨勢(shì)的參考。正如先前所提，股價(jià)行為反應(yīng)資訊，然市場(chǎng)資訊非單一總經(jīng)指標(biāo)所能完全描繪而出，非經(jīng)濟(jì)要素也同樣影響股票市場(chǎng)，尤其臺(tái)灣本身屬於淺碟市場(chǎng)，任何的風(fēng)吹草動(dòng)都能夠影響股市，後續(xù)研討者在模型建構(gòu)上，建議可參與更多層面要素，甚至於質(zhì)性要素，也都是不錯(cuò)的選擇。而實(shí)際投資上，本研討則建議除利用本研討所建構(gòu)之模型進(jìn)行趨勢(shì)分析之外，另可利用其他類(lèi)經(jīng)濟(jì)模型諸如承載力模型 可參考林文輝(2002),“臺(tái)灣股市變動(dòng)行為關(guān)鍵影響要素之研討 從市場(chǎng)實(shí)務(wù)之觀點(diǎn)解析，碩士論文，銘傳金融研討所或是相對(duì)價(jià)值模型等作為決策參考。參考文獻(xiàn)Fama, E.R.(1981) ,Stock Returns, Real Activity,