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摘 要：本文从不同实际控制人性质的股票与经济波动之间的关系展开研究，将股票价格、实际控制人性质、宏观经济变量及财务指标四种不同频率的数据纳入同一个分析框架中，分析实体经济波动与股票市场走势相背离的原因。应用SFAVAR模型进行实证分析发现：国有企业的股价指数在实体经济因子冲击下表现为负向反应，而在利率因子冲击下表现为正向反应。民营企业的股价指数在实体经济因子冲击下表现先为负向反应，后为正向反应，而在利率因子冲击下表现先为正向反应，后为负向反应。实际控制人发生变化的两类企业的股价指数在实体经济因子冲击下表现为正向反应，而在利率因子冲击下表现为负向反应。此外，留存收益资产比较高的国有企业的股价指数，在利率因子冲击下表现出的正向反应更加明显。
关键词：实际控制人；股票市场；宏观经济；财务指标；SFAVAR模型
中图分类号：F830.91 文献标识码：A
文章编号：1000176X（2016）03004809
一、引言与文献综述
对于股票市场与实体经济之间的关系，一般理论认为股票市场是国民经济的晴雨表。但对于我国股票市场，一些研究得出的结论表明这二者之间并没有必然的联系。事实上，我国股票市场走势与宏观经济运行态势经常出现相背离的现象。股票市场与宏观经济之间的关系一直是经济学界极富争议的话题，国内外学者进行了大量的研究。赵振全和张宇[1]发现宏观经济波动对股票市场波动的预测能力要强于股票市场波动对宏观经济波动的预测能力。刘骏民和伍超明[2]认为实体经济与股市背离的原因，在于股市结构和实体经济结构的非对称性，而这种非对称性背后的根本原因在于资本市场体制改革的滞后。杨高宇[3]从中国股市周期与经济周期角度来分析，发现股市周期与真实经济周期以及金融经济周期之间的动态关联在不断加强。周佰成等[4]应用FAVAR模型，发现利率对股票价格的影响具有时滞性，且持续时间比较长，而货币供应量对股票价格的影响比较迅速，持续时间相对较短。Owoye和Onafowora[5]研究认为，具有比较规范化股票市场的国家，股票价格充当了将货币政策传导给整个经济的渠道作用。Li等[6]分析了英国的通货膨胀与股票市场收益，发现英国股市和通货膨胀之间短期内不对冲，但中期结果较为复杂。Conover等[7]研究货币政策与不同国家股票收益率关系时，发现一些国家股票市场股价收益率的反应，对于美国货币状况变化比当地货币状况变化更加敏感。Rapach等[8]通过研究不同国家股票收益率对于宏观经济冲击的反应，发现利率是反映股价变化最重要的指标。Basistha和Kurov[9]发现，在衰退与货币紧缩的情况下，当实际利率与目标利率出现较大差别时，股票价格的反应较大。Milani[10]分析了国际间股票市场与经济的关系，发现在英美德股市波动时，爱尔兰与奥地利具有跨国财富效应，并且爱尔兰财富效应最大，其他国家没有表现明显的财富效应。
对于实际控制人与上市企业关系的研究主要以实际控制人与企业经营状况的关系为主。徐莉萍等[11]研究了控制权转移的市场反应问题，发现无论从短期还是从长期来看，股票市场对控制权转移的评价都是正面的；而与流通股股东的显著回报相比，控股股东的收益极为有限。刘小玄和周晓艳[12]认为在同样规模的基础上，民营企业或小企业承受了较高的实际利率，但只能得到较少的融资来源，而民营企业作为实体经济中最有增长潜力的部分得不到有效的金融支持。周铭山等[13]认为我国企业中投资支出与股票收益之间存在着负向关系，当样本企业处于国有控股期间时，这种负向关系比较显著；当企业控制权转移后，这种负向关系的显著性相对下降；国有控股企业控制权转移后投资绩效提高是因为企业控制权转移通过改善企业治理效率降低了代理成本。纪成君等[14]等认为，国有企业整体上市对长期绩效具有显著影响。
现有的研究大多关注实际控制人与企业经营状况之间的关系，或股票市场与经济波动之间的关系，很少从实际控制人角度分析股票市场，研究不同实际控制人性质上市企业的股价变化与宏观经济波动之间的关系。本文在已有文献的基础上做了两点改进：一是通过研究不同实际控制人性质上市企业的股票价格与宏观经济之间的关系，为股票市场走势与宏观经济运行态势相背离的现象提供更为合理的解释，并从财务指标角度，具体分析造成这种背离的原因。二是将股票价格、实际控制人性质、宏观经济变量及财务状况这四种不同频率的变量纳入同一个分析框架中分析问题，为股票市场研究提供了一个更加全面的分析框架。
二、理论分析与模型建立
（一）理论分析
为了具体分析股票价格与上市企业实际控制人性质和宏观经济之间的关系，本文尝试验证以下假说：
1.实际控制人与经济增长
经济学家普遍认为国有企业的效率较低，并且这种低效率对经济增长造成了拖累，产生这种现象的原因有很多。第一，国有企业与民营企业的作用不同。傅泽风[15]认为国有企业除了完成经济目标外，还需要兼顾落实国家的经济政策、保证国家的经济安全等非经济目标，因此，国有企业的特殊地位会造成竞争缺乏、追求政府目标导致的行为扭曲和监管失效等问题，这些问题会造成国有企业效率降低，从而拖累经济的增长。第二，从委托代理角度来看，企业的管理者拥有对企业的实际控制权，但并不是剩余索取者和风险承担者。与委托人所追求的资本增值和资本收益的最大化目标不同，拥有企业控制权的经理人员追求更高的薪金、奖金、津贴等货币效用，以及舒适的办公条件等非货币效用，因而产生了委托代理问题。代理成本造成了效率损失，拖累了经济增长，同时国有企业的委托代理问题尤为严重。一些实证研究也证实了这一现象，平新乔等[16]经过实证研究发现，中国国有企业的代理成本很高，相当于60%—70%的利润潜力；李寿喜[17]发现国有企业的代理成本普遍高于其他类型的企业。
国有企业不仅因为自身的效率损失拖累经济增长，而且损害了民营经济的成长。在市场经济体制当中，企业的存亡取决于其是否能在市场竞争中不断获取利润，而国有企业却可以依赖其他途径生存[18]：一是国有企业具有垄断地位，限制市场进入以获取垄断利润。二是亏损的国有企业依靠政府补贴来获得救助，存在预算软约束问题。限制市场进入会对民营企业形成挤出效应，阻碍民营企业的成长；预算软约束也会对民营企业造成损害[14]。一方面，软预算约束使国有企业与民营企业在市场竞争中处于不同的竞争地位，民营企业很难与国有企业公平竞争；另一方面，软预算约束资金来自于政府的转移支付，在国有企业亏损的情况下，转移支付主要来自税收中民营企业的纳税部分，这使得民营企业的积累不足，从而影响其发展。因此，国有企业不仅自身效率低下，而且构成了对民营企业的拖累，从而拖累了整个国家的经济增长。同时，刘瑞明[19]从金融抑制角度也证实了，国有企业不仅因为自身的效率损失影响了经济增长，而且通过金融压抑、歧视和效率误配的途径损害了民营经济的成长，最终对整个国民经济产生拖累效应。因此，本文提出假设1： H1：国有企业的低效率对经济增长造成增长拖累。
并且，这种增长拖累体现到了股票市场中。在面对经济增长冲击时，国有上市企业股价指数的响应程度会低对于民营上市企业股价指数的响应程度，甚至国有上市企业的股价指数响应为负。
2.实际控制人与利率
首先，国有企业定位特殊，对于利率波动的敏感性低。国有企业承担一定的政府责任，因而其经营目标并不是追求利润最大化，其行为选择也不会计较成本控制。由于预算软约束的存在，外部冲击导致的成本上升甚至可以作为企业获取政府补贴的理由，因此，国有企业对成本因素的敏感性较低。而利率作为主要的成本因素，国有企业对其变动也会有敏感性低的表现。
其次，从信贷需求角度进行分析，面对利率上涨，民营企业比国有企业更难获得贷款。从银行借款途径上来看，利率上升，使得银行的贷款供给减少。由于政府为国有企业背书，银行更倾向于为国有企业提供贷款，挤出民营企业的贷款。从资产负债途径上讲，利率的变化会影响借款者的资产负债状况。面对利率上涨，借款者的净现金流减少，担保抵押品价值下降。而由于政府为国有企业背书，利率对其抵押物的影响较小。相比国有企业，民营企业所获得的银行授信额度进一步减少。因此，在利率上升的情况下，由于这两条渠道的叠加效应，民营企业更加难以获得银行贷款。董志勇和张家瑞[20]发现，当银行可贷款总额固定而小企业同大企业竞争这些贷款时，由于大企业有政府的事后救助，银行更加愿意降低大企业的贷款价格，提高小企业的贷款价格来弥补大企业更高的违约风险。
最后，国有企业与民营企业在行业垄断程度、企业规模等方面具有较大差别。国有企业很多处于高垄断性的行业，且在行业中处于垄断地位。而相比民营企业，国有企业的资产规模比较大。这就是造成了国有企业与民营企业面对利率变动的不对称反应的原因，很多研究也证实了这一点。戴金平和金永军[21]认为在其他条件不变的情况下，垄断性高的行业受贷款利率的影响小，垄断性低的行业受贷款利率的影响大。刘小玄和周晓艳[12]通过研究中国制造业规模以上企业水平的数据，发现在同样规模的基础上，民营企业的融资成本和利率弹性均显著高于国有企业，对于承受了较高实际利率的民营企业或小企业来说，虽然其往往具有较好的绩效，但只能得到较少的融资来源；相反国有企业的利率与融资成本要低得多，相对于民营企业却能得到更好的融资来源。依据上述分析，本文提出假设2：
H2：国有企业受利率变动的影响较小，民营企业受利率变动的影响较大。
并且，这种不对称的影响也会反映到股票价格中，即国有企业的股价指数受利率冲击的响应程度较小，而民营企业的股价指数受利率冲击的响应程度较大。
（二）SFAVAR模型的建立
自从VAR模型提出并将其用于经济冲击研究以来，大量的文献用VAR模型来检验和度量经济冲击的具体影响。由于VAR模型中所需要估计的参数较多，为了保证实证结果的准确性，研究者们往往倾向利用较少的变量去构建模型，这种方法构建的低维度的VAR模型很难充分覆盖市场上的信息，甚至出现了“价格之谜”等现象。
为了解决这一问题，Bernanke等（2005）提出了FAVAR模型，将动态因子纳入VAR模型中，解决了模型变量较少、信息量不足的问题，但是FAVAR模型中的动态因子并没有清楚的经济学意义。于是，Belviso和Milani（2006）提出了SFAVAR模型，将所有变量按照经济学意义进行分类，每类变量对应的动态因子就有了清晰的经济学意义。
SFAVAR模型中，Yt与Xt分别为维度为M×1与N×1的变量，其中t=1，2，…，t为时间指标。Yt是研究者根据理论或者研究目的选择的可观测的关注变量，Xt是初始经济变量的集合。假设存在K×1维，且能够解释经济变量Xt的动态变化的不可观测因子Ft，满足式（1）。
三、数据来源与指标选取
（一）数据来源
2004年12月中国证监会发布的《公开发行证券的企业信息披露内容与格式准则第2号〈年度报告的内容与格式〉》，首次要求上市企业在年度报告中披露实际控制人的相关信息。本文的上市企业实际控制人选自2004—2013年的年报数据。考虑到财务数据的可信度，股票的财务数据选自2004年6日至2013年12月的半年报及年报数据。股票数据选取2004年1月1日至2013年12月31日的月度数据，宏观变量数据选取2004年1日至2013年12月的月度数据。所有数据均来源于国泰安数据库。
（二）宏观经济指标的选取
在建立VAR模型讨论各经济变量之间的关系时，由于VAR模型所需估计的参数较多，因此模型变量的自由度存在一定程度的限制，模型中所包含的因子一般较少。国内外文献中，蒋益民（2009）、肖洋等（2012）、Bernanke等[22]、Belviso和Milani[23]等都将实体经济、通货膨胀、货币供给、利率、汇率和金融资产价格等因素纳入模型中进行讨论。本文研究的是国有上市企业股价指数与民营上市企业股价指数在面对经济冲击时的非对称反应，未考虑外资上市企业股票的影响，所以未考虑汇率因素。本文对选取的51个宏观经济变量依据经济学意义进行分类，并根据Belviso和Milani[23]提供的方法，对各组提取单一公共因子，从而得到实体经济因子（RealActivity）、通货膨胀因子（Inflation）、货币因子（Money）和利率因子（InterestRates），分别记为RA、INF、MON和IR。
实体经济因子选取固定资产投资完成额、固定资产投资完成额（第一产业）、固定资产投资完成额（第二产业）、固定资产投资完成额（第三产业）、货运量合计、货物周转量合计、客运量合计、旅客周转量合计、社会消费品零售总额、利用外资总计、外商直接投资、天然原油产量、发电量、水泥产量、生铁产量、汽车产量、轿车产量、钢材产量和粗钢产量等19个变量作为代表。通货膨胀因子选取工业生产者出厂价格指数、工业生产者购进价格指数、居民消费价格指数、居民消费价格指数（食品）、居民消费价格指数（居住）、商品零售价格总指数和食品零售价格指数等7个变量作为代表。货币因子选取流通中现金（M0）、货币和准货币（M2）、货币（M1）、国家外汇储备、人民币资金来源合计、人民币资金运用总计、各项人民币存款、企业人民币存款、财政存款、人民币储蓄存款、各项人民币贷款、短期人民币贷款和中长期人民币贷款等13个变量作为代表。利率因子选择1天、7天、20天、30天、60天、90天的同业拆借利率以及7天、14天、21天、1月、2月、3月债券质押式回购利率等12个变量作为代表。 （三）股票价格指数的编制与样本选取
股票价格指数是反映不同时点上股价变动情况的相对指标。股价指数编制的方法有很多，包括相对法、综合法、市值加权法和基本面加权法等，不同方法之间各有优劣。现有文献中，较多采取的是流通市值加权的方法，即针对不同类型的股票分别计算价格指数的方法，冯永昌[26]、李腊生[27]、王源昌和高原静[28]等均使用这种方法。本文主要参考冯永昌（2008）以及《上证系列指数计算与维护细则》提供的指数编制方法，采用市值加权的方法来计算不同类别股票的股价指数。为了得到股票价格指数，根据分组方式选取指数编制所需的样本股。以2004年1月为基期计算指数，并将其定为1000。最后，采用派氏加权法编制指数，计算公式为式（4）。
对不同类型的股票进行分类研究是股票市场研究的一种常用方法，而上市企业情况与企业财务指标是股票分类的两种常用方式，丁守海（2006）、潘宁宁等（2011）、An等（2014）都使用了这样的分类方法。本文的研究方法是观测不同实际控制人性质的股票价格指数以及同一实际控制人性质、不同财务指标大小的股票价格指数面对经济冲击的不同响应。因此，将股票按照实际控制人性质以及财务指标大小进行分层，进而编制每一层次的股票价格指数。
选取2004年1月至2013年12月间，上交所和深交所所有A股及创业板股票作为总样本，剔除期间所有的ST股、退市股票以及实际控制人不详或无实际控制人的股票。根据所选取时间区间内实际控制人的性质，从样本股中选取4类股票：实际控制人为国有性质的股票、实际控制人为民营性质的股票、实际控制人由国有性质变为民营性质的股票、实际控制人由民营变为国有性质的股票，分别记为SOE、PE、SOE2PE和PE2SOE。根据上文提到的股价指数的编制方式，根据式（4），分别编制每类股票的价格指数。
最后，为了从财务状况角度研究宏观经济与股票市场之间的关系，需要编制不同财务指标特征股票组合的股价指数。特别对国有企业股票，按照留存收益资产比的大小进行分层，并根据式（4）编制每层股票的股价指数。具体来说，首先将每个报告期内的样本股票，按照留存收益资产比的大小排序，然后按照留存收益资产比的大小顺序，将股票平均分为5层。其中，股票总数量除以5并向下取整得到的数值为前四层的股票组合中每一层股票组合的股票数量，剩下的股票为第5层股票组合。构成的5个股票组合中，第1层为留存收益资产比最大的股票组合，第5层为留存收益资产比最小的股票组合。最后根据上文提供的方法计算每层股票的股价指数，分别记为RE1、RE2、RE3、RE4和RE5。
四、实证分析
（一）模型检验及参数设定
VAR模型建立在变量平稳或者具有协整关系的基础上，为了避免直接使用非平稳时间序列进行计量回归所带来的伪回归，必须对所有的变量进行平稳性检验。首先，应用X12方法对于所有宏观经济变量与股价指数进行季节调整；然后，应用ADF单位根检验的方法，对所有经济变量进行单位根检验。检验结果表明，在5%的显著水平下，所有变量的一阶差分序列都显著拒绝了存在单位根的原假设，即所有变量符合一阶单整。将宏观经济指标按照类别分别提取第一主成分，并记录特征值及累计方差贡献率。表1记录了主成分分析的结果，其中实体经济因子、货币因子、利率因子对各类别经济变量集合的方差贡献率在90%以上，通货膨胀因子对其经济变量集合方差贡献解释度为72.03%，因此提取的经济因子可以认为具有较强的解释力。
本文构造了VAR模型，首先要确定每一个宏观经济因子的稳定性。因此，本文对各宏观经济因子进行ADF单位根检验，得到结论，各因子满足一阶单整，符合I（1）过程。根据不同实际控制人性质，分别建立4类股票价格指数与宏观经济因子的VAR模型。对于每个模型采取AIC信息规则与SC信息规则选择最优滞后阶数。结果显示，4个模型得到的最优滞后阶数为2，所以将4个模型设定为滞后阶数为2的VAR模型。
本文还检验了模型的稳定性及协整关系。通过观察每个模型的AR根图，发现根模都落在单位圆内，因此模型稳定，可以进行脉冲响应分析。采用Johansen检验对本文四个模型中变量的长期稳定关系分别进行检验。由于滞后阶数分别为2，则Johansen检验滞后阶数为1，经检验，四个模型均存在协整关系。
（二）广义脉冲响应分析
脉冲响应分析是用来分析当模型受到某种冲击时，随机扰动项的一个标准冲击对其余变量即期及远期的影响，可以形象地描述出变量间的动态交互作用及效应。在脉冲响应图中，横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：月），纵轴表示响应幅度，虚线表示正负两倍的标准差偏离。本文使用的是广义脉冲响应函数法进行分析，此方法不需要考虑模型中各经济变量间的先后顺序。对于4种股价指数，我们分别观测4个宏观因子对于它们的冲击，并得到各变量前60个月的当期脉冲响应图像与累计脉冲响应图像。观察图像发现，不同实际控制人性质的企业面对宏观经济冲击时，其脉冲响应的幅度、持续时间和变化方式都不相同。
1.实体经济因子的冲击效应
实际控制人性质不同的上市企业，其股价指数面对实体经济因子的正向单位标准差冲击的响应，表现出了明显的差异。如图1所示，对于国有企业，其股价指数前18个月的脉冲响应都显著为负，之后逐渐趋近于0；其累计脉冲响应始终为负。对于民营企业，股价指数在前4个月的响应出现了负值，从第5个月出现了正向的反应，并且这种正向的反应一直持续到了第28个月，之后逐渐趋近于0；观察累计脉冲响应，前11个月股价指数的反应为负，第12个月变为正向，且此后一直表现为正向反应。对于实际控制人由国有变为民营性质的企业，面对实体经济因子单位标准差的冲击，其响应前21个月始终为正，之后逐渐趋近于0。而对于实际控制人由民营变为国有性质的企业，第一个月出现了微弱的负向反应，而后从第2个月一直到第25个月都有显著的正向反应，之后趋近于0。 国有企业的低效率对经济增长造成增长拖累体现到了股票市场中，并损害了民营经济的成长，使得民营企业在初期面对实体经济冲击的反应也为负。对于实际控制人性质发生变化的股票，由于控制人发生变化造成企业效率的提高，面对实体经济的好转，人们对这类股票的预期较高，股价指数表现为正向反应，其中，实际控制人性质由国有转向民营企业的股价指数尤为明显。
2.通货膨胀因子的冲击效应
如图2所示，面对通货膨胀因子的冲击，不同企业股价指数的反应是类似的。4种类型企业的股票在前4个月，表现为正向反应，而后表现为负向反应，在第15个月达到负向反应的最大值，直到第35个月左右，开始趋近于0。
根据费雪效应假说，实体性资产的预期名义收益率=预期实际收益率+预期通货膨胀率。在预期实际收益率一定的情况下，名义收益率与通货膨胀面同升降。说明了从短期来看，通货膨胀与股票价格是正向关系的。此外，由于存在货币幻觉，投资者倾向于用名义利率而不是实际利率来对股票的实际盈利资本化。因此，在高通胀时期，名义利率上升，但投资者没有认识到盈利也上升，于是用上升了的名义利率对企业的盈利进行贴现，从而低估未来现金流，股票价格被低估；而在低通货膨胀时期，高估未来现金流，因而股票被高估。由于货币幻觉影响股票估值，因此，从中期角度来看，股价对于通货膨胀因子的冲击表现为负向反应。
3.货币因子的冲击效应
如图3所示，面对货币因子的冲击，不同类型企业的股票价格的反应是类似的，只是反应的程度有所不同。4种类型上市企业的股票在前18个月的响应都为正向，在第2个月左右达到最高点，而后反应趋向于0。从响应程度上来看，实际控制人性质从国有转为民营的企业的股票反应要强于其他类型企业的股票。事实上，当市场上的货币供给出现宽松状况时，单位货币的边际投资收益下降。因此，在其他条件不变的条件下，多余的货币进入股票市场寻求收益，导致股市价格的上涨。
4.利率因子的冲击效应
如图4所示，对于国有企业，股价指数对利率因子冲击的响应，前15个月都显著为正，之后逐渐趋近于0；其累计脉冲响应始终为正。对于民营企业，股价指数在前6个月的响应体现为正向，从第7个月出现了负向的响应，这种负向反应一直持续到了第33月，之后逐渐趋近于0。观察累计脉冲响应，前14个月股价指数的反应为正向，之后一直表现为负向反应。对于实际控制人由国有变为民营性质的企业，面对利率因子单位标准差的冲击，股价指数的响应前4个月表现为正向，之后表现为负向反应，直到第35个月反应趋近于0。对于实际控制人由民营变为国有性质的企业，其股价指数第1个月出现了微弱的正向反应，而后从第2个月开始一直到第33个月都有显著的负向反应，之后趋近于0。
通过分析，发现4种企业的股价指数在利率正向冲击的初期都反映为正向反应。一方面，可能是因为加息说明经济整体偏热，企业盈利上升，投资需求扩大，加息就是为了抑制经济过热。但是，经济仍会惯性上升，而股市上涨也反映了人们的预期。另一方面，可能是因为随着资本市场的发展，偏股型基金已经成为股票市场上的重要力量，而对于偏股型基金的持仓量，证监会有明确的要求。根据证监会发布的《公开募集证券投资基金运作管理办法》，股票基金要求80%以上的基金资产投资于股票。因此，面对利率上升，处于避险需要以及投资者情绪影响，偏股型基金无法将资金从股票市场转移到其他市场，而只能是从受利率冲击影响大的股票转向受利率冲击影响小的股票。国有公司股票，尤其是银行股，受到利率冲击的反应较低。因此，偏股型基金以及其他证券投资者的换仓操作也会加剧国有公司股票价格的上升，造成股价短期上涨的现象。而从中长期来看，面对利率的正向冲击，股价会出现负向反应。
5.不同财务状况国有企业面对利率因子的冲击响应
为了寻找哪种财务特征的国有企业股票是形成上述现象的主要力量，本文按照不同的财务指标大小对股票进行分层，观察不同层次股票的股价指数与宏观经济冲击之间的关系。通过多个财务指标的测试，最后发现，留存收益资产比这一指标能够解释响应的差别。图5描述了留存收益资产比从大到小的国有企业股价指数对利率因子冲击的脉冲响应和累计脉冲响应。
面对利率因子冲击，具有不同留存收益资产比的国有企业表现出了不同的反应。按留存收益资产比从大到小排名，前两位的国有企业的股价指数在面对利率冲击时表现出了明显的正向反应。而其他3类国有企业的股票，面对利率冲击，却表现出与民营企业以及控制权发生转移企业相类似的反应，具体表现为先出现正向反应，而后出现负向反应。
留存收益资产比常作为企业生命周期的代理变量。通过留存资产收益比，可以划分样本企业的生命周期阶段。当一家企业处于其初创期时，投资机会较多且利润较少，所以留存收益较小，留存收益资产比较小；当企业处于成熟期时，投资机会较少且利润较多，所以留存收益较多，留存收益资产比较大。因此，从以上的脉冲响应图中可以看出，发展较为成熟的国有企业面对利率冲击表现出明显的正向反应。由于控制权发生转移的企业一般发展都不成熟，效益比较差，留存收益低，因此，控制权发生转移的股票受到利率冲击后，会表现为负向反应；发展尚处于初期的国有企业也有相似的经营状况，在面对利率冲击时的反应与民营企业及控制权发生变化的企业相类似。
五、结 论
本文对不同实际控制人性质的股票与经济波动之间的关系展开研究，将股票价格、实际控制人性质、宏观经济变量及财务指标这四种不同频率的数据纳入同一个分析框架，解释宏观经济变动与股票市场背离的原因。通过研究发现，这四种类型企业的股票，在面对实体经济因子与利率因子冲击时，其反应差别显著。
中国宏观经济波动与股票市场动态背离主要是由于不同实际控制人性质企业的股价指数面对宏观经济冲击所表现出的不对称反应造成的。面对实体经济因子的冲击时，国有企业累计脉冲响应始终为负；民营企业的累计脉冲响应先负后正，但反应程度较小；实际控制人性质发生变动的两类企业的股价出现了明显的正向反应。面对利率因子的冲击，国有企业累计脉冲响应始终为正，这有悖于传统的经济理论；民营企业的累计脉冲响应先正后负，但反应程度较小；实际控制人发生变动的两类企业的股价出现了较为明显的负向反应。从留存收益资产比这个财务指标出发，针对国有企业的股票，本文发现发展成熟的国有企业面对利率冲击表现出明显的正向反应。 以上结论对于国有企业改革、企业兼并等问题都有一定的借鉴意义，也为投资者的投资方式提供参考。此外，本文将四种不同频率的数据纳入统一分析体系的方法，对于类似问题的研究具有借鉴意义。
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（责任编辑：杨全山）
关键词：实际控制人；股票市场；宏观经济；财务指标；SFAVAR模型
中图分类号：F830.91 文献标识码：A
文章编号：1000176X（2016）03004809
一、引言与文献综述
对于股票市场与实体经济之间的关系，一般理论认为股票市场是国民经济的晴雨表。但对于我国股票市场，一些研究得出的结论表明这二者之间并没有必然的联系。事实上，我国股票市场走势与宏观经济运行态势经常出现相背离的现象。股票市场与宏观经济之间的关系一直是经济学界极富争议的话题，国内外学者进行了大量的研究。赵振全和张宇[1]发现宏观经济波动对股票市场波动的预测能力要强于股票市场波动对宏观经济波动的预测能力。刘骏民和伍超明[2]认为实体经济与股市背离的原因，在于股市结构和实体经济结构的非对称性，而这种非对称性背后的根本原因在于资本市场体制改革的滞后。杨高宇[3]从中国股市周期与经济周期角度来分析，发现股市周期与真实经济周期以及金融经济周期之间的动态关联在不断加强。周佰成等[4]应用FAVAR模型，发现利率对股票价格的影响具有时滞性，且持续时间比较长，而货币供应量对股票价格的影响比较迅速，持续时间相对较短。Owoye和Onafowora[5]研究认为，具有比较规范化股票市场的国家，股票价格充当了将货币政策传导给整个经济的渠道作用。Li等[6]分析了英国的通货膨胀与股票市场收益，发现英国股市和通货膨胀之间短期内不对冲，但中期结果较为复杂。Conover等[7]研究货币政策与不同国家股票收益率关系时，发现一些国家股票市场股价收益率的反应，对于美国货币状况变化比当地货币状况变化更加敏感。Rapach等[8]通过研究不同国家股票收益率对于宏观经济冲击的反应，发现利率是反映股价变化最重要的指标。Basistha和Kurov[9]发现，在衰退与货币紧缩的情况下，当实际利率与目标利率出现较大差别时，股票价格的反应较大。Milani[10]分析了国际间股票市场与经济的关系，发现在英美德股市波动时，爱尔兰与奥地利具有跨国财富效应，并且爱尔兰财富效应最大，其他国家没有表现明显的财富效应。
对于实际控制人与上市企业关系的研究主要以实际控制人与企业经营状况的关系为主。徐莉萍等[11]研究了控制权转移的市场反应问题，发现无论从短期还是从长期来看，股票市场对控制权转移的评价都是正面的；而与流通股股东的显著回报相比，控股股东的收益极为有限。刘小玄和周晓艳[12]认为在同样规模的基础上，民营企业或小企业承受了较高的实际利率，但只能得到较少的融资来源，而民营企业作为实体经济中最有增长潜力的部分得不到有效的金融支持。周铭山等[13]认为我国企业中投资支出与股票收益之间存在着负向关系，当样本企业处于国有控股期间时，这种负向关系比较显著；当企业控制权转移后，这种负向关系的显著性相对下降；国有控股企业控制权转移后投资绩效提高是因为企业控制权转移通过改善企业治理效率降低了代理成本。纪成君等[14]等认为，国有企业整体上市对长期绩效具有显著影响。
现有的研究大多关注实际控制人与企业经营状况之间的关系，或股票市场与经济波动之间的关系，很少从实际控制人角度分析股票市场，研究不同实际控制人性质上市企业的股价变化与宏观经济波动之间的关系。本文在已有文献的基础上做了两点改进：一是通过研究不同实际控制人性质上市企业的股票价格与宏观经济之间的关系，为股票市场走势与宏观经济运行态势相背离的现象提供更为合理的解释，并从财务指标角度，具体分析造成这种背离的原因。二是将股票价格、实际控制人性质、宏观经济变量及财务状况这四种不同频率的变量纳入同一个分析框架中分析问题，为股票市场研究提供了一个更加全面的分析框架。
二、理论分析与模型建立
（一）理论分析
为了具体分析股票价格与上市企业实际控制人性质和宏观经济之间的关系，本文尝试验证以下假说：
1.实际控制人与经济增长
经济学家普遍认为国有企业的效率较低，并且这种低效率对经济增长造成了拖累，产生这种现象的原因有很多。第一，国有企业与民营企业的作用不同。傅泽风[15]认为国有企业除了完成经济目标外，还需要兼顾落实国家的经济政策、保证国家的经济安全等非经济目标，因此，国有企业的特殊地位会造成竞争缺乏、追求政府目标导致的行为扭曲和监管失效等问题，这些问题会造成国有企业效率降低，从而拖累经济的增长。第二，从委托代理角度来看，企业的管理者拥有对企业的实际控制权，但并不是剩余索取者和风险承担者。与委托人所追求的资本增值和资本收益的最大化目标不同，拥有企业控制权的经理人员追求更高的薪金、奖金、津贴等货币效用，以及舒适的办公条件等非货币效用，因而产生了委托代理问题。代理成本造成了效率损失，拖累了经济增长，同时国有企业的委托代理问题尤为严重。一些实证研究也证实了这一现象，平新乔等[16]经过实证研究发现，中国国有企业的代理成本很高，相当于60%—70%的利润潜力；李寿喜[17]发现国有企业的代理成本普遍高于其他类型的企业。
国有企业不仅因为自身的效率损失拖累经济增长，而且损害了民营经济的成长。在市场经济体制当中，企业的存亡取决于其是否能在市场竞争中不断获取利润，而国有企业却可以依赖其他途径生存[18]：一是国有企业具有垄断地位，限制市场进入以获取垄断利润。二是亏损的国有企业依靠政府补贴来获得救助，存在预算软约束问题。限制市场进入会对民营企业形成挤出效应，阻碍民营企业的成长；预算软约束也会对民营企业造成损害[14]。一方面，软预算约束使国有企业与民营企业在市场竞争中处于不同的竞争地位，民营企业很难与国有企业公平竞争；另一方面，软预算约束资金来自于政府的转移支付，在国有企业亏损的情况下，转移支付主要来自税收中民营企业的纳税部分，这使得民营企业的积累不足，从而影响其发展。因此，国有企业不仅自身效率低下，而且构成了对民营企业的拖累，从而拖累了整个国家的经济增长。同时，刘瑞明[19]从金融抑制角度也证实了，国有企业不仅因为自身的效率损失影响了经济增长，而且通过金融压抑、歧视和效率误配的途径损害了民营经济的成长，最终对整个国民经济产生拖累效应。因此，本文提出假设1： H1：国有企业的低效率对经济增长造成增长拖累。
并且，这种增长拖累体现到了股票市场中。在面对经济增长冲击时，国有上市企业股价指数的响应程度会低对于民营上市企业股价指数的响应程度，甚至国有上市企业的股价指数响应为负。
2.实际控制人与利率
首先，国有企业定位特殊，对于利率波动的敏感性低。国有企业承担一定的政府责任，因而其经营目标并不是追求利润最大化，其行为选择也不会计较成本控制。由于预算软约束的存在，外部冲击导致的成本上升甚至可以作为企业获取政府补贴的理由，因此，国有企业对成本因素的敏感性较低。而利率作为主要的成本因素，国有企业对其变动也会有敏感性低的表现。
其次，从信贷需求角度进行分析，面对利率上涨，民营企业比国有企业更难获得贷款。从银行借款途径上来看，利率上升，使得银行的贷款供给减少。由于政府为国有企业背书，银行更倾向于为国有企业提供贷款，挤出民营企业的贷款。从资产负债途径上讲，利率的变化会影响借款者的资产负债状况。面对利率上涨，借款者的净现金流减少，担保抵押品价值下降。而由于政府为国有企业背书，利率对其抵押物的影响较小。相比国有企业，民营企业所获得的银行授信额度进一步减少。因此，在利率上升的情况下，由于这两条渠道的叠加效应，民营企业更加难以获得银行贷款。董志勇和张家瑞[20]发现，当银行可贷款总额固定而小企业同大企业竞争这些贷款时，由于大企业有政府的事后救助，银行更加愿意降低大企业的贷款价格，提高小企业的贷款价格来弥补大企业更高的违约风险。
最后，国有企业与民营企业在行业垄断程度、企业规模等方面具有较大差别。国有企业很多处于高垄断性的行业，且在行业中处于垄断地位。而相比民营企业，国有企业的资产规模比较大。这就是造成了国有企业与民营企业面对利率变动的不对称反应的原因，很多研究也证实了这一点。戴金平和金永军[21]认为在其他条件不变的情况下，垄断性高的行业受贷款利率的影响小，垄断性低的行业受贷款利率的影响大。刘小玄和周晓艳[12]通过研究中国制造业规模以上企业水平的数据，发现在同样规模的基础上，民营企业的融资成本和利率弹性均显著高于国有企业，对于承受了较高实际利率的民营企业或小企业来说，虽然其往往具有较好的绩效，但只能得到较少的融资来源；相反国有企业的利率与融资成本要低得多，相对于民营企业却能得到更好的融资来源。依据上述分析，本文提出假设2：
H2：国有企业受利率变动的影响较小，民营企业受利率变动的影响较大。
并且，这种不对称的影响也会反映到股票价格中，即国有企业的股价指数受利率冲击的响应程度较小，而民营企业的股价指数受利率冲击的响应程度较大。
（二）SFAVAR模型的建立
自从VAR模型提出并将其用于经济冲击研究以来，大量的文献用VAR模型来检验和度量经济冲击的具体影响。由于VAR模型中所需要估计的参数较多，为了保证实证结果的准确性，研究者们往往倾向利用较少的变量去构建模型，这种方法构建的低维度的VAR模型很难充分覆盖市场上的信息，甚至出现了“价格之谜”等现象。
为了解决这一问题，Bernanke等（2005）提出了FAVAR模型，将动态因子纳入VAR模型中，解决了模型变量较少、信息量不足的问题，但是FAVAR模型中的动态因子并没有清楚的经济学意义。于是，Belviso和Milani（2006）提出了SFAVAR模型，将所有变量按照经济学意义进行分类，每类变量对应的动态因子就有了清晰的经济学意义。
SFAVAR模型中，Yt与Xt分别为维度为M×1与N×1的变量，其中t=1，2，…，t为时间指标。Yt是研究者根据理论或者研究目的选择的可观测的关注变量，Xt是初始经济变量的集合。假设存在K×1维，且能够解释经济变量Xt的动态变化的不可观测因子Ft，满足式（1）。
三、数据来源与指标选取
（一）数据来源
2004年12月中国证监会发布的《公开发行证券的企业信息披露内容与格式准则第2号〈年度报告的内容与格式〉》，首次要求上市企业在年度报告中披露实际控制人的相关信息。本文的上市企业实际控制人选自2004—2013年的年报数据。考虑到财务数据的可信度，股票的财务数据选自2004年6日至2013年12月的半年报及年报数据。股票数据选取2004年1月1日至2013年12月31日的月度数据，宏观变量数据选取2004年1日至2013年12月的月度数据。所有数据均来源于国泰安数据库。
（二）宏观经济指标的选取
在建立VAR模型讨论各经济变量之间的关系时，由于VAR模型所需估计的参数较多，因此模型变量的自由度存在一定程度的限制，模型中所包含的因子一般较少。国内外文献中，蒋益民（2009）、肖洋等（2012）、Bernanke等[22]、Belviso和Milani[23]等都将实体经济、通货膨胀、货币供给、利率、汇率和金融资产价格等因素纳入模型中进行讨论。本文研究的是国有上市企业股价指数与民营上市企业股价指数在面对经济冲击时的非对称反应，未考虑外资上市企业股票的影响，所以未考虑汇率因素。本文对选取的51个宏观经济变量依据经济学意义进行分类，并根据Belviso和Milani[23]提供的方法，对各组提取单一公共因子，从而得到实体经济因子（RealActivity）、通货膨胀因子（Inflation）、货币因子（Money）和利率因子（InterestRates），分别记为RA、INF、MON和IR。
实体经济因子选取固定资产投资完成额、固定资产投资完成额（第一产业）、固定资产投资完成额（第二产业）、固定资产投资完成额（第三产业）、货运量合计、货物周转量合计、客运量合计、旅客周转量合计、社会消费品零售总额、利用外资总计、外商直接投资、天然原油产量、发电量、水泥产量、生铁产量、汽车产量、轿车产量、钢材产量和粗钢产量等19个变量作为代表。通货膨胀因子选取工业生产者出厂价格指数、工业生产者购进价格指数、居民消费价格指数、居民消费价格指数（食品）、居民消费价格指数（居住）、商品零售价格总指数和食品零售价格指数等7个变量作为代表。货币因子选取流通中现金（M0）、货币和准货币（M2）、货币（M1）、国家外汇储备、人民币资金来源合计、人民币资金运用总计、各项人民币存款、企业人民币存款、财政存款、人民币储蓄存款、各项人民币贷款、短期人民币贷款和中长期人民币贷款等13个变量作为代表。利率因子选择1天、7天、20天、30天、60天、90天的同业拆借利率以及7天、14天、21天、1月、2月、3月债券质押式回购利率等12个变量作为代表。 （三）股票价格指数的编制与样本选取
股票价格指数是反映不同时点上股价变动情况的相对指标。股价指数编制的方法有很多，包括相对法、综合法、市值加权法和基本面加权法等，不同方法之间各有优劣。现有文献中，较多采取的是流通市值加权的方法，即针对不同类型的股票分别计算价格指数的方法，冯永昌[26]、李腊生[27]、王源昌和高原静[28]等均使用这种方法。本文主要参考冯永昌（2008）以及《上证系列指数计算与维护细则》提供的指数编制方法，采用市值加权的方法来计算不同类别股票的股价指数。为了得到股票价格指数，根据分组方式选取指数编制所需的样本股。以2004年1月为基期计算指数，并将其定为1000。最后，采用派氏加权法编制指数，计算公式为式（4）。
对不同类型的股票进行分类研究是股票市场研究的一种常用方法，而上市企业情况与企业财务指标是股票分类的两种常用方式，丁守海（2006）、潘宁宁等（2011）、An等（2014）都使用了这样的分类方法。本文的研究方法是观测不同实际控制人性质的股票价格指数以及同一实际控制人性质、不同财务指标大小的股票价格指数面对经济冲击的不同响应。因此，将股票按照实际控制人性质以及财务指标大小进行分层，进而编制每一层次的股票价格指数。
选取2004年1月至2013年12月间，上交所和深交所所有A股及创业板股票作为总样本，剔除期间所有的ST股、退市股票以及实际控制人不详或无实际控制人的股票。根据所选取时间区间内实际控制人的性质，从样本股中选取4类股票：实际控制人为国有性质的股票、实际控制人为民营性质的股票、实际控制人由国有性质变为民营性质的股票、实际控制人由民营变为国有性质的股票，分别记为SOE、PE、SOE2PE和PE2SOE。根据上文提到的股价指数的编制方式，根据式（4），分别编制每类股票的价格指数。
最后，为了从财务状况角度研究宏观经济与股票市场之间的关系，需要编制不同财务指标特征股票组合的股价指数。特别对国有企业股票，按照留存收益资产比的大小进行分层，并根据式（4）编制每层股票的股价指数。具体来说，首先将每个报告期内的样本股票，按照留存收益资产比的大小排序，然后按照留存收益资产比的大小顺序，将股票平均分为5层。其中，股票总数量除以5并向下取整得到的数值为前四层的股票组合中每一层股票组合的股票数量，剩下的股票为第5层股票组合。构成的5个股票组合中，第1层为留存收益资产比最大的股票组合，第5层为留存收益资产比最小的股票组合。最后根据上文提供的方法计算每层股票的股价指数，分别记为RE1、RE2、RE3、RE4和RE5。
四、实证分析
（一）模型检验及参数设定
VAR模型建立在变量平稳或者具有协整关系的基础上，为了避免直接使用非平稳时间序列进行计量回归所带来的伪回归，必须对所有的变量进行平稳性检验。首先，应用X12方法对于所有宏观经济变量与股价指数进行季节调整；然后，应用ADF单位根检验的方法，对所有经济变量进行单位根检验。检验结果表明，在5%的显著水平下，所有变量的一阶差分序列都显著拒绝了存在单位根的原假设，即所有变量符合一阶单整。将宏观经济指标按照类别分别提取第一主成分，并记录特征值及累计方差贡献率。表1记录了主成分分析的结果，其中实体经济因子、货币因子、利率因子对各类别经济变量集合的方差贡献率在90%以上，通货膨胀因子对其经济变量集合方差贡献解释度为72.03%，因此提取的经济因子可以认为具有较强的解释力。
本文构造了VAR模型，首先要确定每一个宏观经济因子的稳定性。因此，本文对各宏观经济因子进行ADF单位根检验，得到结论，各因子满足一阶单整，符合I（1）过程。根据不同实际控制人性质，分别建立4类股票价格指数与宏观经济因子的VAR模型。对于每个模型采取AIC信息规则与SC信息规则选择最优滞后阶数。结果显示，4个模型得到的最优滞后阶数为2，所以将4个模型设定为滞后阶数为2的VAR模型。
本文还检验了模型的稳定性及协整关系。通过观察每个模型的AR根图，发现根模都落在单位圆内，因此模型稳定，可以进行脉冲响应分析。采用Johansen检验对本文四个模型中变量的长期稳定关系分别进行检验。由于滞后阶数分别为2，则Johansen检验滞后阶数为1，经检验，四个模型均存在协整关系。
（二）广义脉冲响应分析
脉冲响应分析是用来分析当模型受到某种冲击时，随机扰动项的一个标准冲击对其余变量即期及远期的影响，可以形象地描述出变量间的动态交互作用及效应。在脉冲响应图中，横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：月），纵轴表示响应幅度，虚线表示正负两倍的标准差偏离。本文使用的是广义脉冲响应函数法进行分析，此方法不需要考虑模型中各经济变量间的先后顺序。对于4种股价指数，我们分别观测4个宏观因子对于它们的冲击，并得到各变量前60个月的当期脉冲响应图像与累计脉冲响应图像。观察图像发现，不同实际控制人性质的企业面对宏观经济冲击时，其脉冲响应的幅度、持续时间和变化方式都不相同。
1.实体经济因子的冲击效应
实际控制人性质不同的上市企业，其股价指数面对实体经济因子的正向单位标准差冲击的响应，表现出了明显的差异。如图1所示，对于国有企业，其股价指数前18个月的脉冲响应都显著为负，之后逐渐趋近于0；其累计脉冲响应始终为负。对于民营企业，股价指数在前4个月的响应出现了负值，从第5个月出现了正向的反应，并且这种正向的反应一直持续到了第28个月，之后逐渐趋近于0；观察累计脉冲响应，前11个月股价指数的反应为负，第12个月变为正向，且此后一直表现为正向反应。对于实际控制人由国有变为民营性质的企业，面对实体经济因子单位标准差的冲击，其响应前21个月始终为正，之后逐渐趋近于0。而对于实际控制人由民营变为国有性质的企业，第一个月出现了微弱的负向反应，而后从第2个月一直到第25个月都有显著的正向反应，之后趋近于0。 国有企业的低效率对经济增长造成增长拖累体现到了股票市场中，并损害了民营经济的成长，使得民营企业在初期面对实体经济冲击的反应也为负。对于实际控制人性质发生变化的股票，由于控制人发生变化造成企业效率的提高，面对实体经济的好转，人们对这类股票的预期较高，股价指数表现为正向反应，其中，实际控制人性质由国有转向民营企业的股价指数尤为明显。
2.通货膨胀因子的冲击效应
如图2所示，面对通货膨胀因子的冲击，不同企业股价指数的反应是类似的。4种类型企业的股票在前4个月，表现为正向反应，而后表现为负向反应，在第15个月达到负向反应的最大值，直到第35个月左右，开始趋近于0。
根据费雪效应假说，实体性资产的预期名义收益率=预期实际收益率+预期通货膨胀率。在预期实际收益率一定的情况下，名义收益率与通货膨胀面同升降。说明了从短期来看，通货膨胀与股票价格是正向关系的。此外，由于存在货币幻觉，投资者倾向于用名义利率而不是实际利率来对股票的实际盈利资本化。因此，在高通胀时期，名义利率上升，但投资者没有认识到盈利也上升，于是用上升了的名义利率对企业的盈利进行贴现，从而低估未来现金流，股票价格被低估；而在低通货膨胀时期，高估未来现金流，因而股票被高估。由于货币幻觉影响股票估值，因此，从中期角度来看，股价对于通货膨胀因子的冲击表现为负向反应。
3.货币因子的冲击效应
如图3所示，面对货币因子的冲击，不同类型企业的股票价格的反应是类似的，只是反应的程度有所不同。4种类型上市企业的股票在前18个月的响应都为正向，在第2个月左右达到最高点，而后反应趋向于0。从响应程度上来看，实际控制人性质从国有转为民营的企业的股票反应要强于其他类型企业的股票。事实上，当市场上的货币供给出现宽松状况时，单位货币的边际投资收益下降。因此，在其他条件不变的条件下，多余的货币进入股票市场寻求收益，导致股市价格的上涨。
4.利率因子的冲击效应
如图4所示，对于国有企业，股价指数对利率因子冲击的响应，前15个月都显著为正，之后逐渐趋近于0；其累计脉冲响应始终为正。对于民营企业，股价指数在前6个月的响应体现为正向，从第7个月出现了负向的响应，这种负向反应一直持续到了第33月，之后逐渐趋近于0。观察累计脉冲响应，前14个月股价指数的反应为正向，之后一直表现为负向反应。对于实际控制人由国有变为民营性质的企业，面对利率因子单位标准差的冲击，股价指数的响应前4个月表现为正向，之后表现为负向反应，直到第35个月反应趋近于0。对于实际控制人由民营变为国有性质的企业，其股价指数第1个月出现了微弱的正向反应，而后从第2个月开始一直到第33个月都有显著的负向反应，之后趋近于0。
通过分析，发现4种企业的股价指数在利率正向冲击的初期都反映为正向反应。一方面，可能是因为加息说明经济整体偏热，企业盈利上升，投资需求扩大，加息就是为了抑制经济过热。但是，经济仍会惯性上升，而股市上涨也反映了人们的预期。另一方面，可能是因为随着资本市场的发展，偏股型基金已经成为股票市场上的重要力量，而对于偏股型基金的持仓量，证监会有明确的要求。根据证监会发布的《公开募集证券投资基金运作管理办法》，股票基金要求80%以上的基金资产投资于股票。因此，面对利率上升，处于避险需要以及投资者情绪影响，偏股型基金无法将资金从股票市场转移到其他市场，而只能是从受利率冲击影响大的股票转向受利率冲击影响小的股票。国有公司股票，尤其是银行股，受到利率冲击的反应较低。因此，偏股型基金以及其他证券投资者的换仓操作也会加剧国有公司股票价格的上升，造成股价短期上涨的现象。而从中长期来看，面对利率的正向冲击，股价会出现负向反应。
5.不同财务状况国有企业面对利率因子的冲击响应
为了寻找哪种财务特征的国有企业股票是形成上述现象的主要力量，本文按照不同的财务指标大小对股票进行分层，观察不同层次股票的股价指数与宏观经济冲击之间的关系。通过多个财务指标的测试，最后发现，留存收益资产比这一指标能够解释响应的差别。图5描述了留存收益资产比从大到小的国有企业股价指数对利率因子冲击的脉冲响应和累计脉冲响应。
面对利率因子冲击，具有不同留存收益资产比的国有企业表现出了不同的反应。按留存收益资产比从大到小排名，前两位的国有企业的股价指数在面对利率冲击时表现出了明显的正向反应。而其他3类国有企业的股票，面对利率冲击，却表现出与民营企业以及控制权发生转移企业相类似的反应，具体表现为先出现正向反应，而后出现负向反应。
留存收益资产比常作为企业生命周期的代理变量。通过留存资产收益比，可以划分样本企业的生命周期阶段。当一家企业处于其初创期时，投资机会较多且利润较少，所以留存收益较小，留存收益资产比较小；当企业处于成熟期时，投资机会较少且利润较多，所以留存收益较多，留存收益资产比较大。因此，从以上的脉冲响应图中可以看出，发展较为成熟的国有企业面对利率冲击表现出明显的正向反应。由于控制权发生转移的企业一般发展都不成熟，效益比较差，留存收益低，因此，控制权发生转移的股票受到利率冲击后，会表现为负向反应；发展尚处于初期的国有企业也有相似的经营状况，在面对利率冲击时的反应与民营企业及控制权发生变化的企业相类似。
五、结 论
本文对不同实际控制人性质的股票与经济波动之间的关系展开研究，将股票价格、实际控制人性质、宏观经济变量及财务指标这四种不同频率的数据纳入同一个分析框架，解释宏观经济变动与股票市场背离的原因。通过研究发现，这四种类型企业的股票，在面对实体经济因子与利率因子冲击时，其反应差别显著。
中国宏观经济波动与股票市场动态背离主要是由于不同实际控制人性质企业的股价指数面对宏观经济冲击所表现出的不对称反应造成的。面对实体经济因子的冲击时，国有企业累计脉冲响应始终为负；民营企业的累计脉冲响应先负后正，但反应程度较小；实际控制人性质发生变动的两类企业的股价出现了明显的正向反应。面对利率因子的冲击，国有企业累计脉冲响应始终为正，这有悖于传统的经济理论；民营企业的累计脉冲响应先正后负，但反应程度较小；实际控制人发生变动的两类企业的股价出现了较为明显的负向反应。从留存收益资产比这个财务指标出发，针对国有企业的股票，本文发现发展成熟的国有企业面对利率冲击表现出明显的正向反应。 以上结论对于国有企业改革、企业兼并等问题都有一定的借鉴意义，也为投资者的投资方式提供参考。此外，本文将四种不同频率的数据纳入统一分析体系的方法，对于类似问题的研究具有借鉴意义。
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（责任编辑：杨全山）