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摘 要：石油把握着世界产业命脉，影响着国际经济走向与政治格局，一直是世界广泛关注的对象，尤其在当今世界经济一体化的趋势环境中，国际石油价格的波动对各个经济体都能够产生深远的影响。据此，选取2014年石油价格大幅下跌而A股市场股价持续上扬这一特殊阶段的数据，通过进行平稳性检验、协整检验以及格兰杰因果检验等方法，结果发现当期油价和A股股价之间的确存在着期的均衡关系，而国际石油价格在显著性水平取值较宽泛时体现出对我国A股市场的影响。对投资者的原油投资以及股票理性投资提供参考，并针对我国股票市场的独特性提出更好地完善股票价格形成机制以及加强市场监管的建议。
关键词：国际石油价格；A股市场；协整检验；格兰杰因果检验
中图分类号：F74 文献标识码：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.06.029
1 引言
众所周知石油是一种非常重要的不可再生能源，目前仍在全球范围内被各个领域广泛使用，石油价格的波动对世界经济的影响日益加深。因此文章的研究点是国际石油价格的波动对我国经济的影响，主要是国际油价对我国A股市场整体走势的影响，其中A股市场价格以沪深300指数为代表。由于2014年下半年国际油价持续下跌，而我国A股市场却持续上扬，虽有不同程度的波动，但总体呈上涨趋势，有理由怀疑二者之间存在某种联系。我国作为一个石油进口的超级大国，国际石油价格下降会降低我国工业的能源成本，稳定工业增速，对原油投资者以及股票投资者心理产生影响，而这些影响对于我国A股市场的作用还有待分析。
孟岩和张燃（2008）通过建立向量自回归模型分析石油价格与宏观经济的联系，得出石油价格上涨会加大我国股市的风险性。而金洪飞和金荦（2008）则通过中美数据对比研究，发现国际石油价格与我国的股市价格之间在任何方向都不存在收益率以及波动的溢出效应。与他们的研究相似的还有戚倩旻和朱洪亮（2011）对国际油价与中美股票市场的计量分析，得出国际油价虽然与中国股市指数存在着协整关系，但二者无一处于主导地位，出现这种现象的原因主要在于中国石油定价机制的弊端以及中国股市的不成熟。郭国峰、郑召锋（2011）采用分市场研究的方法，得出尽管国际市场能源价格对我国股市的整体影响并不大，但是对沪、深两个分市场的影响却较为明显。而针对国际石油价格的波动与我国股市风险溢出效应之间的联系，刘湘云和朱春明（2011）采用了非对称性调整计量分析的方法进行研究。王方明（2013）利用SVAR模型解释了石油价格波动率对股票收益率的变化造成了一定程度的冲击。而张金凤、马薇（2016）利用Vine Copula模型研究发现石油类股票与迪拜、大庆原油市场具有很高的相关程度。
然而诸多学者的研究都显示，由于我国股票市场的不完善与独特性，国际石油价格与我国股票市场之间的动态联系并不如预期的那样密切。从总体来看，研究国际石油价格对中国股市影响的现有文献仍然较少，并且大多注重宏观影响，往往忽略石油价格对A股市场的直接联系，此外还有部分文献注重于分析石油相关板块与国际石油价格的联系，也未与整体股市相联系。因此，本文在此基础上利用VAR模型探讨国际石油市场对我国A股市场的影响是较有研究意义的。
2 指标体系与数据处理
2.1 指标体系的建立
本文选取具有代表性的欧洲布伦特原油现货价格来代表国际石油价格，在数据处理中用brent来表示，沪深300指数涵盖了我国A股市场最具代表性的300只股票，因此我国A股市场数据选择沪深300指数为代表，在数据处理中用hs300表示。
2.2 数据来源及处理
考虑到国际油价在2014年下半年以来经历的大幅下跌，而A股市场恰好在此阶段经历了波动性上涨过程，由此猜想A股市场这一上升趋势是否直接或间接受益于国际油价的下跌。因此文章对数据进行检验分析，从而研究国际油价对我国A股市场价格走势的影响，尤其是国际石油价格下跌与A股市场整体上扬之间的关系。由于国际油价下跌之前还有一定时间的缓冲期，因此本文选取2014年1月—2015年1月的数据来研究这一期间国际油价，尤其是下跌阶段对我国A 股市场的影响效果应更为明显以及科学。文中的欧洲布伦特原油现货价格的数据从美国能源信息管理局（U.S.energy information administration）获得，而沪深300指数数据从锐思数据库获得。
由于两组数据在日期上存在许多不一致，因此为了研究的有效性，剔除了两者日期不一致的数据，而保留日期一致的数据作为研究对象进行后续处理，结果为176组有效数据。由于石油价格的数据大致在500—100，布伦特原油的价格数值多是2000或3000多，为在减少数据差异的同时不改变数据的性质，对这两组数据分别取对数。经对数处理过后，数据用lnhs300和lnbrent代表。
3 实证分析
文章主要从两个方向来研究国际油价对我国A股市场价格的影响：两者之间是否存在协整关系以及因果关系，因此文章选择了协整检验和格兰杰因果检验进行验证。在进行协整检验之前，先进行平稳性检验，选择ADF检验。
3.1 描述性统计分析
在完成数据选取和變量调整后对欧洲布伦特原油现货价格和沪深300指数进行描述性统计分析，结果如表1。
利用EViews软件进行描述性统计检验，得到如下的结果。
上表可以看出两组变量的均值、中位数、最大值、最小值和标准差等统计数值。根据峰度值，变量的峰度值较小，表明经过取对数的调整以后尖峰厚尾特征不明显；从偏度来看，两个变量的数值均大于3（正态分布），因此均为右偏分布。
3.2 平稳性检验
（1）做时序图看两者的平稳性。
分别对两个变量序列做时序图，如下： 可以明显的看出两个序列均不平稳。
（2）下边通过ADF检验检验序列的平稳性。检验结果如表2。
取5%的显著性水平，比较ADF检验值与5%显著性水平下的临界值。序列lnbrent的ADF检验值为1.886877>-1.942212，接受原假设，存在单位根，序列不平稳；序列lnhs300的ADF检验值为2.743511>-2.877919，接受原假设，存在单位根，序列不平稳。
对两个序列一阶差分以后的序列dlnbrent和dlnhs300进行单位根检验。结果如表3。
取5%的显著性水平，比较ADF检验值与5%显著性水平下的临界值。序列dlnbrent的ADF检验值为-5.636852<-2.878113，表明一阶差分后的序列平稳；序列dlnhs300的ADF检验值为-13.62660<-2.878015，表明一阶差分后的序列平稳。
3.3 协整检验
结合以上的ADF检验，序列lnbrent和lnhs300均为一阶单整序列，对二者则进行协整检验。用lnhs300对lnbrent进行普通最小二乘回归，常数项和lnbrent均显著，得到如下回归方程：
lnhs300=-0.661815lnbrent+10.79389+u
生成残差序列u，对序列u进行ADF检验，检验其平稳性，若平稳，则可以判断lnbrent和lnhs300之间存在协整关系。检验结果如表4。
查EG协整检验表中的临界值，5%显著性水平下为-3.37，而残差序列的ADF检验值为-3.390415<-3.37，对原假设进行拒绝，残差序列平稳。从而证明lnhs300和lnbrent之间存在协整关系，也就是说国际石油价格和我国A股市场价格之间存在长期协整关系。
3.4 格兰杰因果关系检验
格兰杰因果检验以检验变量之间是否存在着因果关系为目的，该检验要求序列要具有平稳性，因此选择序列dlnbrent和序列dlnhs300来进行检验，滞后期数选择1—2期，检验结果如表5。
由检验结果可知，当滞后期数为1时，在5%的显著性水平下，均无法拒绝原假设，即dlnhs300不是dlnbrent的格兰杰因，dlnbrent也不是dlnhs300的格兰杰因。当滞后期数为2时，在10%的显著性水平下，拒绝“dlnbrent不是dlnhs300的格兰杰因”的原假设，即dlnbrent是dlnhs300的格兰杰因。
4 研究结论及政策建议
我国A股市场价格与国际油价之间存在着协整关系，即两者之间存在着长期均衡关系。
通过格兰杰因果关系检验可以得到，当显著性水平取值较大（如10%）时，才体现出国际石油价格水平是我国A股市场价格的格兰杰因，这一因果关系并不如预期那样直接客观，而是稍有牵强。需要注意的是，格兰杰因果关系检验的结论是统计学意义上的“格兰杰因果性”，能作为预测，但不能够作为肯定以及否定的确切证据。因此，虽然格兰杰因果检验的结果是A股市场价格是国际石油价格的格兰杰因，但是我们从实际的角度考虑便可以知道，我国A股市场价格是不能作为影响国际石油价格走势的因素的，因石油价格主要还是受国际供求关系的影响。出现这一结果可能是由于两者在统计数据上恰好存在这一关系，而并非实际的因果关系。而国际石油价格在显著性水平取值较宽泛时体现出是A股市场价格的格兰杰因。
但是我們必须注意的是，国际石油价格只是股市众多影响因素之一，而以上的实证分析并没有考虑到影响股价的其他因素，因此结果可能与实际有偏差。假设在某个时间段时间点受某一个因素的主导作用稍微强一点，并且股市的走势永远受政治经济、政策、周边等等多种因素综合作用的结果。
此外针对本文实证结果以及我国A股市场的实际，提出以下建议。
4.1 完善股票价格形成机制
从我国实际出发，目前我国股票价格形成机制仍然不够完善，股票价格对其内在价值进行准确反映，更有一些股票的价格完全偏离其内在价值，出现过高的涨幅。新股价格发行机制、股票交易规则、市场监管以及退市制度改革都有待进一步加强。并且我国股票市场易受政策影响，因此导致了我国A股市场与国际石油价格之间的联动性不甚密切。因此需要对股票价格的形成机制以及整个证券市场发展进行完善，从而更好地服务实体经济，更准确地反映股票内在价值。
4.2 加强证券市场监管
由于证券市场尤其是股票市场杠杆率大、风险大的特点，证券市场监管显得更为重要。我国证券市场发展时间较短，市场本身发展水平、法律法规制度都需要完善。证券管理机构应运用相关法律法规、经济手段对证券的募集、发行、交易等一系列行为进行严格监管，维护证券市场的良好稳定运行，切实保护投资者的合法利益。
参考文献
[1]郭国峰，郑召锋.国际能源价格波动对中国股市的影响——基于计量模型的实证检验[J].中国工业经济，2011（6）：26-35.
[2]金洪飞，金荦.石油价格与股票市场的溢出效应——基于中美数据的比较分析[J].金融研究，2008，（2）：83-97.
[3]李晓阳，黄毅祥.基于EGARCH（1，1）-M模型的国际石油价格与中国股指收益率的关联实证[J].西南大学学报，2013，（10）：15-23.
[4]刘湘云，朱春明.国际石油价格波动对中国股票市场的风险溢出效应[J].广东金融学院学报，2011，（3）：56-91.
[5]孟岩，张燃.闯际石油价格波动与我国宏观经济：基于VAR的分析[J].财贸经济，2008，（10）：12-15.
[6]宋科艳.国际石油价格与中美股票市场间的信息溢出研究[J].财经问题研究，2015，（2）：44-51.
[7]戚倩旻，朱洪亮.国际石油价格与中美股票市场影响关系的计量分析[J].证券市场，2011，（7）：82-87.
[8]张大永，曹红.国际石油价格与我国经济增长的非对称性关系研究[J].经济学（季刊），2014（2）：699-721.
[9]王方明.国际石油价格对我国股票市场冲击——基于SVAR模型[D].成都：西南财经大学，2013.
[10]张金凤，马薇.石油价格波动与股票市场波动的相关性研究[J].统计与决策，2016，（9）.
关键词：国际石油价格；A股市场；协整检验；格兰杰因果检验
中图分类号：F74 文献标识码：Adoi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2018.06.029
1 引言
众所周知石油是一种非常重要的不可再生能源，目前仍在全球范围内被各个领域广泛使用，石油价格的波动对世界经济的影响日益加深。因此文章的研究点是国际石油价格的波动对我国经济的影响，主要是国际油价对我国A股市场整体走势的影响，其中A股市场价格以沪深300指数为代表。由于2014年下半年国际油价持续下跌，而我国A股市场却持续上扬，虽有不同程度的波动，但总体呈上涨趋势，有理由怀疑二者之间存在某种联系。我国作为一个石油进口的超级大国，国际石油价格下降会降低我国工业的能源成本，稳定工业增速，对原油投资者以及股票投资者心理产生影响，而这些影响对于我国A股市场的作用还有待分析。
孟岩和张燃（2008）通过建立向量自回归模型分析石油价格与宏观经济的联系，得出石油价格上涨会加大我国股市的风险性。而金洪飞和金荦（2008）则通过中美数据对比研究，发现国际石油价格与我国的股市价格之间在任何方向都不存在收益率以及波动的溢出效应。与他们的研究相似的还有戚倩旻和朱洪亮（2011）对国际油价与中美股票市场的计量分析，得出国际油价虽然与中国股市指数存在着协整关系，但二者无一处于主导地位，出现这种现象的原因主要在于中国石油定价机制的弊端以及中国股市的不成熟。郭国峰、郑召锋（2011）采用分市场研究的方法，得出尽管国际市场能源价格对我国股市的整体影响并不大，但是对沪、深两个分市场的影响却较为明显。而针对国际石油价格的波动与我国股市风险溢出效应之间的联系，刘湘云和朱春明（2011）采用了非对称性调整计量分析的方法进行研究。王方明（2013）利用SVAR模型解释了石油价格波动率对股票收益率的变化造成了一定程度的冲击。而张金凤、马薇（2016）利用Vine Copula模型研究发现石油类股票与迪拜、大庆原油市场具有很高的相关程度。
然而诸多学者的研究都显示，由于我国股票市场的不完善与独特性，国际石油价格与我国股票市场之间的动态联系并不如预期的那样密切。从总体来看，研究国际石油价格对中国股市影响的现有文献仍然较少，并且大多注重宏观影响，往往忽略石油价格对A股市场的直接联系，此外还有部分文献注重于分析石油相关板块与国际石油价格的联系，也未与整体股市相联系。因此，本文在此基础上利用VAR模型探讨国际石油市场对我国A股市场的影响是较有研究意义的。
2 指标体系与数据处理
2.1 指标体系的建立
本文选取具有代表性的欧洲布伦特原油现货价格来代表国际石油价格，在数据处理中用brent来表示，沪深300指数涵盖了我国A股市场最具代表性的300只股票，因此我国A股市场数据选择沪深300指数为代表，在数据处理中用hs300表示。
2.2 数据来源及处理
考虑到国际油价在2014年下半年以来经历的大幅下跌，而A股市场恰好在此阶段经历了波动性上涨过程，由此猜想A股市场这一上升趋势是否直接或间接受益于国际油价的下跌。因此文章对数据进行检验分析，从而研究国际油价对我国A股市场价格走势的影响，尤其是国际石油价格下跌与A股市场整体上扬之间的关系。由于国际油价下跌之前还有一定时间的缓冲期，因此本文选取2014年1月—2015年1月的数据来研究这一期间国际油价，尤其是下跌阶段对我国A 股市场的影响效果应更为明显以及科学。文中的欧洲布伦特原油现货价格的数据从美国能源信息管理局（U.S.energy information administration）获得，而沪深300指数数据从锐思数据库获得。
由于两组数据在日期上存在许多不一致，因此为了研究的有效性，剔除了两者日期不一致的数据，而保留日期一致的数据作为研究对象进行后续处理，结果为176组有效数据。由于石油价格的数据大致在500—100，布伦特原油的价格数值多是2000或3000多，为在减少数据差异的同时不改变数据的性质，对这两组数据分别取对数。经对数处理过后，数据用lnhs300和lnbrent代表。
3 实证分析
文章主要从两个方向来研究国际油价对我国A股市场价格的影响：两者之间是否存在协整关系以及因果关系，因此文章选择了协整检验和格兰杰因果检验进行验证。在进行协整检验之前，先进行平稳性检验，选择ADF检验。
3.1 描述性统计分析
在完成数据选取和變量调整后对欧洲布伦特原油现货价格和沪深300指数进行描述性统计分析，结果如表1。
利用EViews软件进行描述性统计检验，得到如下的结果。
上表可以看出两组变量的均值、中位数、最大值、最小值和标准差等统计数值。根据峰度值，变量的峰度值较小，表明经过取对数的调整以后尖峰厚尾特征不明显；从偏度来看，两个变量的数值均大于3（正态分布），因此均为右偏分布。
3.2 平稳性检验
（1）做时序图看两者的平稳性。
分别对两个变量序列做时序图，如下： 可以明显的看出两个序列均不平稳。
（2）下边通过ADF检验检验序列的平稳性。检验结果如表2。
取5%的显著性水平，比较ADF检验值与5%显著性水平下的临界值。序列lnbrent的ADF检验值为1.886877>-1.942212，接受原假设，存在单位根，序列不平稳；序列lnhs300的ADF检验值为2.743511>-2.877919，接受原假设，存在单位根，序列不平稳。
对两个序列一阶差分以后的序列dlnbrent和dlnhs300进行单位根检验。结果如表3。
取5%的显著性水平，比较ADF检验值与5%显著性水平下的临界值。序列dlnbrent的ADF检验值为-5.636852<-2.878113，表明一阶差分后的序列平稳；序列dlnhs300的ADF检验值为-13.62660<-2.878015，表明一阶差分后的序列平稳。
3.3 协整检验
结合以上的ADF检验，序列lnbrent和lnhs300均为一阶单整序列，对二者则进行协整检验。用lnhs300对lnbrent进行普通最小二乘回归，常数项和lnbrent均显著，得到如下回归方程：
lnhs300=-0.661815lnbrent+10.79389+u
生成残差序列u，对序列u进行ADF检验，检验其平稳性，若平稳，则可以判断lnbrent和lnhs300之间存在协整关系。检验结果如表4。
查EG协整检验表中的临界值，5%显著性水平下为-3.37，而残差序列的ADF检验值为-3.390415<-3.37，对原假设进行拒绝，残差序列平稳。从而证明lnhs300和lnbrent之间存在协整关系，也就是说国际石油价格和我国A股市场价格之间存在长期协整关系。
3.4 格兰杰因果关系检验
格兰杰因果检验以检验变量之间是否存在着因果关系为目的，该检验要求序列要具有平稳性，因此选择序列dlnbrent和序列dlnhs300来进行检验，滞后期数选择1—2期，检验结果如表5。
由检验结果可知，当滞后期数为1时，在5%的显著性水平下，均无法拒绝原假设，即dlnhs300不是dlnbrent的格兰杰因，dlnbrent也不是dlnhs300的格兰杰因。当滞后期数为2时，在10%的显著性水平下，拒绝“dlnbrent不是dlnhs300的格兰杰因”的原假设，即dlnbrent是dlnhs300的格兰杰因。
4 研究结论及政策建议
我国A股市场价格与国际油价之间存在着协整关系，即两者之间存在着长期均衡关系。
通过格兰杰因果关系检验可以得到，当显著性水平取值较大（如10%）时，才体现出国际石油价格水平是我国A股市场价格的格兰杰因，这一因果关系并不如预期那样直接客观，而是稍有牵强。需要注意的是，格兰杰因果关系检验的结论是统计学意义上的“格兰杰因果性”，能作为预测，但不能够作为肯定以及否定的确切证据。因此，虽然格兰杰因果检验的结果是A股市场价格是国际石油价格的格兰杰因，但是我们从实际的角度考虑便可以知道，我国A股市场价格是不能作为影响国际石油价格走势的因素的，因石油价格主要还是受国际供求关系的影响。出现这一结果可能是由于两者在统计数据上恰好存在这一关系，而并非实际的因果关系。而国际石油价格在显著性水平取值较宽泛时体现出是A股市场价格的格兰杰因。
但是我們必须注意的是，国际石油价格只是股市众多影响因素之一，而以上的实证分析并没有考虑到影响股价的其他因素，因此结果可能与实际有偏差。假设在某个时间段时间点受某一个因素的主导作用稍微强一点，并且股市的走势永远受政治经济、政策、周边等等多种因素综合作用的结果。
此外针对本文实证结果以及我国A股市场的实际，提出以下建议。
4.1 完善股票价格形成机制
从我国实际出发，目前我国股票价格形成机制仍然不够完善，股票价格对其内在价值进行准确反映，更有一些股票的价格完全偏离其内在价值，出现过高的涨幅。新股价格发行机制、股票交易规则、市场监管以及退市制度改革都有待进一步加强。并且我国股票市场易受政策影响，因此导致了我国A股市场与国际石油价格之间的联动性不甚密切。因此需要对股票价格的形成机制以及整个证券市场发展进行完善，从而更好地服务实体经济，更准确地反映股票内在价值。
4.2 加强证券市场监管
由于证券市场尤其是股票市场杠杆率大、风险大的特点，证券市场监管显得更为重要。我国证券市场发展时间较短，市场本身发展水平、法律法规制度都需要完善。证券管理机构应运用相关法律法规、经济手段对证券的募集、发行、交易等一系列行为进行严格监管，维护证券市场的良好稳定运行，切实保护投资者的合法利益。
参考文献
[1]郭国峰，郑召锋.国际能源价格波动对中国股市的影响——基于计量模型的实证检验[J].中国工业经济，2011（6）：26-35.
[2]金洪飞，金荦.石油价格与股票市场的溢出效应——基于中美数据的比较分析[J].金融研究，2008，（2）：83-97.
[3]李晓阳，黄毅祥.基于EGARCH（1，1）-M模型的国际石油价格与中国股指收益率的关联实证[J].西南大学学报，2013，（10）：15-23.
[4]刘湘云，朱春明.国际石油价格波动对中国股票市场的风险溢出效应[J].广东金融学院学报，2011，（3）：56-91.
[5]孟岩，张燃.闯际石油价格波动与我国宏观经济：基于VAR的分析[J].财贸经济，2008，（10）：12-15.
[6]宋科艳.国际石油价格与中美股票市场间的信息溢出研究[J].财经问题研究，2015，（2）：44-51.
[7]戚倩旻，朱洪亮.国际石油价格与中美股票市场影响关系的计量分析[J].证券市场，2011，（7）：82-87.
[8]张大永，曹红.国际石油价格与我国经济增长的非对称性关系研究[J].经济学（季刊），2014（2）：699-721.
[9]王方明.国际石油价格对我国股票市场冲击——基于SVAR模型[D].成都：西南财经大学，2013.
[10]张金凤，马薇.石油价格波动与股票市场波动的相关性研究[J].统计与决策，2016，（9）.