石油行业行政垄断与中石化股价关系的实证分析行政垄断对资本市场的影响.doc

石油行业行政垄断与中石化股价关系的实证分析行政垄断对资本市场的影响杨楠张丰智摘要 : 关于股票价格影响因素的研究在实务界和学术界都非常多 , 但是采用计量方法研究中石化股价与国际原油和行政垄断之间关系的几乎没有 。对油价 、行政垄断和股价之间的关系进行了逻辑分析 , 采用计量经济学上的格兰杰因果 关系检验研究了这三者之间的关系 , 然后构建了误差修正模型得出了这三者之间的长期关系 。最后据此得出了国际原油 价格对中石化股价在长期有显著正影响 , 短期有不很显著的负影响 , 国内价格规制对中石化股价长期和短期都有负影响 的结论 。关键词 : 原油价格 ; 行政垄断 ; 股票价格 ; 实证检验 ; 关系作者简介 : 杨楠 , 山东大学经济学院 ; 张丰智 , 中国邮政储蓄银行济南分行 ( 邮政编码 250100)中图分类号 : F830191 文献标识码 : A 文章编号 : 1672 - 6359 (2011) 03 - 0027 - 05究和计量方法来研究这几者之间的关系 , 具有非常大的理论意义和现实意义 : 对于投资者可以做出合理的预测 、对 于学术研究者可以发现行政垄断对资本市场的影响 、对金 融研究者还可以发现我国金融市场的有效性 。在实务界进行个股分析的研究非常多 , 比如国泰君安 年度投资策略报告等 , 他们大多数是分析股票价格的近期 走势和宏观的经济形势 , 然后预测股票价格的下一步走势 , 很少采用严格的计量模型分析变量之间的结构关系 。在学 术界 , 国内学者有人研究了国际油价与中石油股价之间的 关系 , 得出了二者之间有时正相关有时负相关的结论 ( 王 晓峰 、胡晓云 , 2002) , 但是他们的研究变量过于简单 , 数 据也太少 , 不能说明问题 ; 有人研究了中国石化股票价格 和上证指数之间的协整关系 , 得出了两者不存在协整关系 但是存在引导关系的结论 (胡燕京 、张丽娜 , 2006) , 还有 人研究了国际油价与深市分类行业价格指 数 之 间 的 关 系 , 得出了不少结论 (杨洁 , 2007) ; 此外台湾学者基于台湾地 区的 状 况 , 做 了 很 多 这 方 面 的 研 究 ( 林 建 智 、刘 松 瑜 ,2005 ; 靳云 汇 、余 存 高 , 1998 ; 谢 镇 州 、张 仓 耀 , 2005) 。 国外学者更多的是研究了石油价格和股票指数 、收益率之一 、引言中国石化是一家既进行石油开采 , 又进行石油加工的企业集团 , 而且它的业务更多的是石油加工 , 因此国际石 油价格对中国石化集团利润的影响就存在很大的不确定性 , 除此之外 , 由于中国石化的一项主要产品汽柴油的价格是 受到政府管制的 , 中国石化的成品油产量也受到政府的规 制 (保证成品油供应) , 但是中国的原油价格和国际原油价 格是接轨的 , 所以中国石化的盈利状况又受到政府价格规 制的影响 。政府的价格规制和产量限制都属于行政垄断的 范畴 , 所以说中国石化的盈利状况受到政府行政垄断的影 响 。2008 年初这种情况表现得最为明显 , 国际原油价格非 常高 , 而国内成品油价格非常低 , 直接导致中国石化炼厂 的亏损 , 但是政府又强迫中石化保证市场供应 。所以中石 化的盈利状况受到了极大的影响 。但是 , 由于我国的股票 市场存在极大的非理性 , 股票价格似乎更多的是受到大势 的影响 , 而忽视了基本面 , 这种非理性使得中石化股价和 石油价格 、行政垄断的关系更加复杂和不确定 , 仅仅通过量自回归的估计 , 发现美国的 股 价 报 酬 并 未 受 油 价 影 响 ,dex) 、国内成品油与国际成品油的价差指数 ( aver - u) 。其但日本股市则明显受油价影响 ; Sadorsky (1999) 使用向量自回归模型 , 分析油价变动与 美 国 股 票 实 际 报 酬 的 关 系 ; Ciner (2002) 检验了石油价格和股票市场之间的动态关联 性 。Faff and Brailsford ( 1999) 以 OL S 来 探 讨 各 产 业 股 票 与油价变动的关系 ; 等等 。但是他们均没有考虑到行政垄 断因素 , 也没有多变量系统的分析这几者与个股之间的长 期关系 , 这就为本文的研究留下了很大的空间 。中 , 中石化股价采用的是上海证券交易所中国石化 ( 股票代码 : 600028) 自 2001 年 8 月 8 日在上海证券交易所上市 以来的每日股票收盘价格的月平均 , 很多研究中作者采用 的都是每月最后一天的收盘价 , 本文考虑到其他变量采用 的都是月均价 , 所以也采用股价的月均价以保持一致 。由于中国石化是在上海证券交易所上市 , 所以采用上 证指数 , 具体而言 , 上证指数采用的是上海证券交易所公 布的指数的月平均 , 一般情况下 , 对于上证指数要进行一 些处理 , 比如考虑到新股发行等 , 但是由于我国股市上大 部分人更多的只关注点数做出决策 , 而不关注其内部的精 确计算 , 所以本文不对上证指数进行处理 。W T I 指的是西 德克萨斯中质原油 , 其价格采用的是相应日期的每日普氏 现货价格的月平均 。为了衡量国内价格规制的状况 , 需要用到国内的成品 油价格 , 但是由于国内成品油价格和国际原油价格存在严 重的多重共线性 , 所以本文采用国内成品油价格与国际成 品油价格的差价来代表国内成品油价格的规制状况 。之所 以采用国际成品油价格作为基础 , 一方面是因为国际成品 油市场是自由开放和竞争的 , 另一方面经过实证检验发现 国际成品油与国际原油价格之间存在非常稳定的线性关系 即国际成品油价格很好地反映了正常的生产成本 。由于我国的成品油 现 货 价 格 只 能 得 到 近 两 年 的 数 据 , 所以本文采用汽油和柴油的出厂价格指数 (以 2000 年为定 基) 代表国内成品油的价格 。在操作上 , 用国内汽油价格 指数与普氏现货价格进行回归 , 得出残差代表国内汽油与 国际汽油的价差指数 , 对柴油也进行同样处理 , 最后把汽 油和柴油的国内外残差进行平均 , 得出国内成品油价格规 制程度的指数 (aver - u) 。21 方法本文首先对各变量进行平稳性检验 , 然后进行协整检 验 , 进而构造 var 模型 , 然后进行 granger 因果关系检验研 究变量之间的格兰杰因果关系 , 最后构造了 V EC ( 向量误 差修正) 模型 , 得出各变量之间长期关系和短期纠正 。计 量软件采用的是 stata M P1010 。二 、变量之间的逻辑关系对于一家只采油的企业而言 , 原油价格上涨显然会提高企业的盈利状况 , 但是 , 由于中国石化以石油加工为主 ,每年都要外 购 大 量 原 油 ( 从 中 石 油 、中 海 油 和 国 外) , 以2007 年为例 , 中国石化加工原油 1156 亿吨 , 自供 0130 亿 吨 (19 %) , 进 口 1113 亿 吨 ( 72 %) , 2001 年 加 工 原 油0199 亿 吨 , 自 供 0129 亿 吨 ( 29 %) , 进 口 0149 亿 吨(49 %) 。可见中国石化自 2001 年开始逐渐一半以上的原油 加工依靠进口 , 所以这种情况下原油价格上涨一方面会导致采油事业部效益的提高 , 另一方面会加大炼油和化工事 业部的成本压力 (原油成本是炼油企业的主要成本) , 如果 这些成本上涨不能完全转嫁 , 或者说由于产品价格上升引起销量减少 , 炼化事业部的效益就会下降 。而现实状况是 ,国内的成品油价格是发改委制定 ( 有一段时间是发改委授 权两大石油公司根据发改委制定的规则自行制定并报发改 委批准) , 发改委制定的价格经常是偏离国际成品油价格的 (下文有详述) , 而且要求中石化保证供应 , 所以中石化炼油部门可能不能完全转嫁成本上升 , 但是由于中石化的垄断地位 , 它极有可能把炼油部 门 的 损 失 在 化 工 部 门 补 偿 , 而且财政会给予补贴 , 所以原油价格上涨对中石化炼化部 门的影响存在不确定性 , 如果把采油也加入 , 不确定性更 大 , 原油价格如果下降 , 也会产生类似的相反效果 。股价 在正常情况下会反映公司的盈利状况 , 所以可以得到如下 假设 : 假设一 : 中国石化的股价会受到国际原油价格的影 响 , 但是影响的方向不确定 。假设二 : 中国石化的股价会 受到国内成品油价格规制的 影 响 , 国 内 成 品 油 价 格 越 高 , 中石化股价越高 , 反之则反 。众所周知 , 中国股市个股的走势受到大盘走势影响很 严重 , 而大盘可能在一段时间持续上涨 , 也可能在一段时 间持续下跌 ; 另一方面 , 股市在一定程度上也反映了经济 的总体状况 , 所以考虑中石化与原油和成品油的关系 , 必 须控制掉大盘的影响 。对于中石化股价与大盘的关系 , 可 以比较肯定地认为是正相关关系 。四 、实证检验11AD F 检验为了防止虚假回归现象 , 本文首先采用 AD F 单位根对 各变量进行了平稳性检验 。根据经验可以知道 , 经济数据 一般 都 是 非 平 稳 的 , 而 且 实 际 上 一 般 都 是 一 阶 单 整 I (1) 的 。单位根检验的结果如表 1 所示 。根据表 1 可以看 出这 4 个变量都是非平稳的 , 但是他们的一阶差分都是平 稳的 。所以不能采用通常经典的回归方式 , 必须采用时间 序列模型进行研究 。三 、数据和方法11 数据21granger 因果关系检验为了检验变量之间的关系 , 我们需要进行因果关系检验 , 在 stata 中 , granger 因 果 关 系 检 验 是 在 var 模 型 之 后 的 , 所以我们必须先建立 var 模型 , 然后检验 var 模型的平 稳性 , 最后进行 granger 因果关系检验 。为了建立 var 模型 需要选择滞后阶数 , 表 2 是各信息准则的数值 。表 2 各滞后结束的信息准则值注 : F P E - 最终决策误差 , A IC - 赤池信息准则 , SB IC - 施瓦茨信息准则 , HQ IC - 汉南 - 昆信息准则 。资料来源 : 作者根据 st at a 输出结果整理得出 。综合考虑各信息准则 , 似乎应该选择滞 后 3阶 , 但是观察可以发现 P F E 、A IC 、HQ IC 和 SB IC 的 1 阶滞后和 3 阶滞后的值相差不大 , 考虑到自由 度并且根据实际经验 ( 实际市场中股价波动比较 快 , 2 个月前的油价对现期股价影响不大) 我们认 为接受 SB IC , 采用 1 阶滞后 。于是构造 var 模型 ,然后进行平稳性检验 , 结果表明模型通过了平稳性计量 结 果 显 示 在 10 % 的 置 信 度 下 拒 绝 index 、wti 、averu 不是 gj 变动的 granger 原因 , 即 index 、wti 、averu 是 gj 变动的 granger 原因 ; 同理 gj 、averu 是 index 变动的格兰 杰原因 , 但 wti 不是 index 变动的 granger 原因 , gj 、index 、 averu 都不是 wti 变动的 granger 原因 , 也就是说 wti 是外生 的 , 不 受 国 内 股 市 的 影 响 和 成 品 油 市 场 的 影 响 ; wti 是 averu 的格兰杰原因 , 但 gj 、index 不是 averu 变动的 granger 原因 。计量结果基本上验证了我们提出的假设 1 和假设 2 的 前半部分 , 但是有几个特别之处 : wti 对 gj 的影响并不 是很显著 , 在 5 %的显著性水平下 , 可以接受 wti 不是 gj 的 granger 原因 ; averu 是 index 的 granger 原因 , 这说明 成品油价格规制对资本市场有很大影响 , 这内部的关系值 得进一步研究 ; gj 和 index 都不是政府价格规 制 变 化 的 grange 原因 , 这说明发改委在调整成品油价格的时候基本 不考虑股票市场 , 而考虑 wti 的影响 , 但是可以看到 wti 的 影响不是特别显著 , 这说明发改委在调整成品油价格的时 候受到了其他很多因素的影响 , 并不单纯只是考虑国际油 价 。 如果进一步放松显著性要求可以发现 , averu 一定程 度上会影响到 wti 的价格 , 实际上 2008 年 6 月份我国调高 成品油售价时 , 国际原油价格下调就说明了这个结论 , 但 是影响还不是很大 , 而且由于数据是从 2001 年开始的 , 可 能当时我 国 的 影 响 力 还 不 大 ; 放 松 假 设 可 以 发 现 index 也影响 averu , 这说明发改委在制定政策的时候也会考虑到 虚拟经济 , 或者是考虑到经济形势 , 而 index 一 定 程 度 上 反映了经济形势 。31 向量误差修正模型 ( V EC)为了进一步研究个变量之间的长短期关系 , 我们试图检验 。然后进行 granger 因果关系检验 ,3 所示 。结果如表表 3Grange r c ausality Wald t e st s资料来源 : 作者根据 st at a 输出结果整理得出 。Equatio nExcludedchi2dfProb chi2gjindex271545101000gjwti312984101069gjaveru81665101003gjALL331347301000indexgj111608101001indexwti0123362101629indexaveru191723101000indexALL321889301000wtigj0112838101720wtiindex0137773101539wtiaveru117122101191wtiALL121461301006averugj0141172101521averuindex119857101159averuwti313625101067averuALL101803301013lagLLL RdfpF P EA ICHQ ICSB IC0-E + 113714814371528237159791- 117716374716816010004100 E + 07281858729109282- 11501654107816010003110 E + 07281592729101413- 1123126541681 31601000214e + 07 32813194 32819282 34- 111115223146616011022170 E + 0728142222912184gj- 11109- 3153- 21901- 21586017116非平稳index- 01901- 3153- 21901- 21586017875非平稳wti- 01701- 3153- 21901- 21586018466非平稳aver - u- 21595- 3153- 21901- 21586010941非平稳dgj- 61055- 31531- 21902- 21586010000平稳dindex- 51538- 31531- 21902- 21586010000平稳dwti- 51454- 31531- 21902- 21586010000平稳daver - u- 81873- 31531- 21902- 21586010000平稳验结果如表 4 所示 。把四个变量都加入方程构建出了滞后 3 期的误差修正表 4 J o hanse n 协整检验模型 , 各参数结果如表 5 所示 。表 511误差修正模型的结果 1资料来源 : 作者根据 st at a 输出结果整理得出 。表 512 误差修正模型的结果 2表 513 协整方程表 514 J o hanse n no rmalizatio n re strictio n impo se d资料来源 : 作者根据 st at a 输出结果整理得出 。对模型进行平稳性检验 , 模型通过了检验 。计量结果表明 , 在 5 %的显著性水平下 , 常数项 、averu 的差分滞后 、 index 的差分滞后 、均衡误差项的滞后均通过了检验 , 但是 wti 的差分滞后没有通过检验 。但是在协整方程中 , gj 、in2dex 、averu 都通过了显著性检验 。最终的结果表明 : 从长期来看 , index 、wti 对 gj 有 正 的 影 响 , averu 对 gj 有 负 的 影 响 ; 从短期来看 , index 对 gj 有正的影响 , wti 和 averu 对 gj 都是负的影响 。betaCoef1St d1Err1zP | z|95 % Co nf1 Interval2ce1gj111111index- 010028201000229- 1213301000- 0100326- 0100237wti- 010807701010494- 71701000- 0110133- 010602averu01057060101819731140100201021393010927262co ns1181800311111Equatio nParmschi2P chi22coef1St d1 Err1zP | z|95 %Co nf1 IntervalD2gj2ce1L 11- 012652301070158- 317801000- 0140274- 0112773gjL D1- 012035801140433- 114501147- 014788201071665L 2D10122255901144517115401124- 010606901505808indexL D10100366901000688513301000010023201005018L 2D1010009340100078112001231- 01000601002464wtiL D1- 010358201027158- 113201187- 010890501017407L 2D1- 010210101025715- 018201414- 010714101029391averuL D1- 010220801011166- 119801048- 0104396- 0100019L 2D1- 01006470101151- 015601574- 0102903010160852co ns- 013065501143433- 211401033- 0158768- 0102543Equatio nPar msRMSER - sqchi2P chi2D2gj10018887960148957019559801000D2index1019516860136164119100801000D2wti1041115610144796010408501000D2averu1081946130139774818613201000maximum rankparmsLLeigenvaluet race statistic5 % critical value020- 12101591651246747121127- 119111101367642612909 329168232- 1181146012031561988715141335- 117811501074910137063176436- 11771960100435不显著) , 这说明在长期炼化部门可以消化掉石油价格上涨参考文献 :导致的成本上升 (转嫁给消费者) , 但是在短期不能完全转嫁 。averu 对 gj 的影响在长期和短期都是负的 , 这似乎不合 乎我们通常的认识 , 但是仔细研究就会发现 , 发改委的价 格调整历来都是非常滞后的 , 经常是国际原油价格上涨很 多了 , 国内成平油价格才上调 , 而且往往发改委的上调是 基于国际油价还会继续上涨的认识 , 所以 averu 一定程度上 代表了未来国际油价的上涨 , 所以短期内 ( 月度) 国内成 品油价格上 调 并 不 能 弥 补 原 油 价 格 上 涨 预 期 造 成 的 损 失 , 其次 averu 在长期对 gj 是负的影响 , 这说明价格规制在长 期是不利于中石化发展的 。1 【美】威廉 1 H1 格林 1 计量经济分析 M 1 北京 :中国人民大学出版社 ,200712 王晓峰 ,胡晓云 1 国际石油市场的“蝴蝶效应” 国际油价与中国石油股价相关性分析 J 1 中国石油 石 化 ,2002 , (1) 13 胡燕京 ,张丽娜 1 高油价下中国石化股和股市走势 的协整关系检验 J 1 时代金融 ,2006 , (4) 14 杨洁 1 国际石油价格与深圳行业分类股价指数之间 的关联性研究 D 1 西南交通大学 ,200715 Kaul , G and Se yhun H1N1Relative Price Variabili2ty1Rea l Shocks and t he Stock Mar ket J 1Journal of Finance ,1990 , (45) 16 Kaneko , Takashi and L ee ,Bo n g - Soo1Relative Impor2 tance of Eco no mic Factors in t he U1S1and J apanese Stock Mar2 ket s J 1Journal of t he J apaneseand Internatio nM Eco no mics ,1995 , (9) 17 Sadorsk y , P1Oil Price Shocks and Stock Mar ket Activi2t yJ 1 Energy Eco no mics ,1999 , (5) 18 Cetin Ciner 1 Energy Shocks and Financial Mar ket s : No nlinear LinkagesJ 1 The M I T Press ,2001 , (5) 19 Faff , R 1W1and B