中國金屬產業鏈均衡發展的協整性分析論文

[摘 要] 我國產業鏈的發展不均衡爲經濟的增長埋下了隱患。本文以採掘業、金屬業、房地產業所形成的產業鏈爲點，延伸到我國整個產業鏈所存在的一些問題。利用協整理論對以上三個行業做了分析，得出：直接上下游企業間存在協整關係，而上中下游企業間不存在協整關係。針對該結論，進行了深入分析，並提出了相應的意見與建議。

[關鍵詞] 產業鏈 採掘指數 金屬指數 地產指數 協整理論

龔勤林對產業鏈下的定義爲:“產業鏈是現實經濟活動中若干相關產業部門基於經濟活動內在的技術經濟關聯，客觀形成的環環相扣、首位相接的鏈條式關聯關係形態”。它是產業之間，以及產業內部行業和企業之間某種關聯形態，從宏觀上說，無數條完整健康的產業鏈能夠促進整個國家的經濟協調發展，而行業之間的均衡發展是產業鏈完整健康的一個必然因素。本文就產業鏈是否存在均衡發展趨勢展開討論，利用股票價格指數從採掘業——鋼鐵業——房地產業這一條由上中下游企業構成的產業鏈進行實證研究，主要側重研究三個問題：第一，下游企業的發展是否會受到上游企業的衝擊；第二，整條產業鏈是否存在長期均衡關係；第三，該產業鏈發展趨勢的原因探析。

一、引言

2007年度採掘業新增市值8.16萬億元，8家新股上市共帶來6.73萬億市值增量，其中中石油5.01萬億的市值增量佔行業增量達61.43%,取代工商銀行成爲最大市值公司。採掘業是國民經濟的基礎性產業，採掘業的發展爲各個部門提供了豐富的礦物原料，對國民經濟發展起到了支撐作用。其中，金屬礦產佔到總量的近三分之一，直觀上講金屬採礦業的發展對鋼鐵行業的發展有直接的推動作用。

鋼鐵業是加快實現工業化的先導產業，是衡量一個國家經濟發展和國防實力水平的標誌。它是支援和推動其工業、農業、建築、交通、房地產等下游行業發展的最重要的基礎。鋼材市場需求旺盛，消費連年大幅度增加。有統計數據顯示，2007年鋼材消費需求將增長10%左右，國際鋼協最新的2008年鋼消費預測值比今年3月份的預測高出0.7個百分點，同時對2007年全球鋼消費預測值也提高0.9個百分點。國際鋼協認爲，今年鋼表觀消費量將達到近12億噸，比2006年增加6.8%。

房地產行業作爲鋼鐵行業的下游企業,其價格的漲跌與鋼鐵價格有着一定的關聯性。2007年,房地產泡沫加速破滅,但房地產價格仍穩中有升，70個大中城市房屋銷售價格平均漲幅爲7.6%，漲幅比上年快1.8個百分點;新建商品住房銷售價格同比上漲8.2%，漲幅比上年快1.8個百分點。

透過對該產業鏈宏觀數據的瞭解，我們將利用該三大行業板塊股票指數採掘指數、金屬指數、地產指數分爲次進行分析研究：首先,從上下游企業間發展的聯動角度，分別研究採掘指數與金屬指數，金屬指數與地產指數間的協整關係；其次,從宏觀上產業鏈長期均衡發展的角度，研究採掘指數、金屬指數與地產指數間的協整關係。Um stead和Fama的研究結果表明,股票價格和實際經濟增長存在正相關關係;Sp iro和Coch rane發現經濟波動影響股票價格，宏觀經濟變量如實際產出、利率可以很好地解釋股票市場的運動。據此本文選取三項股票價格指數作爲研究對象。

二、模型與方法

協整理論和方法通常被用於估計兩個或多個變量之間的長期關係，被當今學術界公認爲是近年來實證建模研究中最重要的成果之一。

對實際經濟變量的協整分析時，一般是首先對時間變量序列及其差分序列的平穩性進行檢驗，確定變量的單整階數；其次是檢驗變量間協整關係，構建協整方程;接着建立協整變量與均衡誤差之間的誤差修正模型。

1.平穩性檢驗

協整檢驗前需驗證所研究變量是否平穩,這可以透過單位根測試完成。目前,最廣泛被使用的單位根測試是如下形式的ADF(Augmented Dickey -Fuller)測試:

Δyt= a0+ a1yt-1+∑ki=1aiΔyt-i+εt (1)

其中y是所研究的變量,Δ是差分算子,aj(j=0,1,…,k)是參數,εt是隨機誤差,服從獨立同分布的白噪音過程,且k是因變量滯後階數,在等式(1)中添加因變量的滯後項的目的是消除隨機誤差項εt中的自相關現象。

ADF測試均具有如下原假設(H0)和備則假設(H1):H0∶a1=0H0∶a1<0(2)

其中若原假設被接受,表明{y}是不平穩的,具有單位根;若原假設被拒絕,則表示{y}是平穩的,是I(0)序列。

2.協整檢驗

根據單位根測試結果可以瞭解變量序列的單整階數。Charemza和Deadman認爲:在協整檢驗前要求:如果只有2個被研究變量,那麼二者必須是同階單整的;如果有多個被研究變量,那麼因變量的單整階數不能比任意一個解釋變量的單整階數更高。

協整檢驗一般分爲兩種，對於雙變量的協整檢驗一般採用Engle和Granger所提出的二步方法,對於多變量的協整一般採用Johansen法進行檢驗。本文同時採用兩種方法對不同的協整關係進行相應的協整檢驗。

三、實證分析

1.數據的選取

爲了滿足協整理論方法對樣本數量的要求，本文選用從2006年12月18日至2008年1月11日以來的日收盤價格，選取的變量包括：採掘指數（399120），金屬指數（399137），深市地產指數(399200)。季美峯、王軍深在“我國股市地產指數的統計特徵”一文中指數，滬兩市地產指數具有極大的相關性, 深市和滬市地產指數在相應的年份升降幅度幾乎相同, 而且同一時期深市和滬市的地產指數的變化趨勢基本相同, 這表現出深、滬兩市的地產指數具有較強的相互連動性。所以本文選取深市地產指數（399200）爲研究對象。數據來自廣發證券的同花順軟件。本文的協整理論部分主要運用Eviews5.0軟件進行操作，各組數據的趨勢圖分別如下所示：

由以上三圖可以看出採掘、金屬、地產指數變化趨勢基本相同。

2.變量的單位根檢驗

本文的單位根檢驗採取ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller），即：當ADF檢驗的結果的絕對值大於標準值的`絕對值時，拒絕零假設，所驗證序列爲平穩。由圖1可以看出caij（採掘指數）、jinshu（金屬指數）、dichan2（深市地產指數）都是均值不爲零且帶有時間趨勢的時間序列，所以選擇包含截距項與趨勢向的形式來檢驗，檢驗結果如下：

由P值可以看出金屬指數（jinshu）、地產指數（dichan）以及採掘指數（caijue）都是不平穩的，對其進行一階差分得到△jinshu、△dichan與△caij，並且這三個值都在0均值上下波動，所以選擇不包含截距項與趨勢向的檢驗，△jinshu、△dichan與△caij是平穩的，從而得出金屬指數、地產指數以及採掘指數都是一階單整的。

3.協整檢驗

協整的經濟意義是,對於若干個具有各自長期波動規律的變量,如果是協整的,則它們之間存在長期的均衡關係,一次衝擊只能使協整變量暫時偏離均衡位置,在長期中會自動回覆到均衡位置。因此,我們可以透過一個變量的變動來研究另外一個變量的變動。本文分爲三部分進行協整檢驗，分別是金屬指數與地產指數的協整，金屬指數與採掘指數協整，以及三者之間的協整關係。

(1)對採掘指數與金屬指數,以及金屬指數與地產指數的協整性分析

對金屬指數與地產指數，金屬指數與採掘指數間的協整採用E-G兩步法進行檢驗。

①根據檢驗結果可以得到金屬指數與採掘指數的協整方程爲

jinshu=0.568894caij+535.8966

[65.16150]

D（et）= -0.031260*et(-1)

[-2.092810]

殘差序列也是平穩的，說明金屬指數與採掘指數存在協整關係，建立誤差修正模型如下：

△jinshu=0.592113+0.509008caij-0.027695 et(-1)

[18.86178][-1.853964]

結果表明：金屬指數的升高與採掘指數長期內呈現正相關關係，而短期內卻對此進行反向修正。

②同理得到

地產指數與金屬指數的協整方程爲

dichan2=1.302815jinshu-140.2922

[0.029602]

D（et）=0.216351*et(-1)

[3.355029]

殘差序列是平穩的，說明地產指數與金屬指數存在協整關係，建立誤差修正模型如下：

△dichan2=0.566804+0.807861△jinshu-0.015461et-1

[11.66632] [-1.204962]

結果表明：地產指數的升高與金屬指數長期內呈現正相關關係，而短期內卻對此進行反向修正。

(2)對金屬指數、地產指數與採掘指數的多重協整性分析

對三者間的協整性分析，首先將三者建立一個組，進而進行Johansen方法進行分析，結果表明，三者之間無任何協整關係。

由上述兩變量協整方程和多變量協整方程可知：兩變量協整中，採掘指數與金屬指數，金屬指數與地產指數顯著相關，其原因是在沒有其他更直接因素的作用下，下游企業的所受到的影響無法區分直接或是間接，只能籠統地認爲其影響來源於上游企業變化；多變量協整中，地產指數與採掘指數無直接關係，產業兩中無長期的均衡關係存在，下游企業只與對其直接作用的上游企業有聯動關係。

這個結果與2007年我國採掘、金屬與房地產業的發展狀況是相吻合的。經過一年發展，採掘業上市公司家數已擴充到30家，佔據A股上市公司總家數的2%，但其市值規模佔比卻由2006年的9.07%迅速提升到27.61%，以1026.76%的市值增幅名列22大行業之首。有色金屬行業2007年前三季度行業平均EBIT同比增長79.35%。但第三季度行業平均EBIT環比僅增長24.38%，出現急劇下降的局面。房地產方面，國家宏觀調控在落實前幾年出臺的各項措施外，政策再次完善。從2007年3月18日至12月21日，央行已連續進行6次加息。中央銀行於2007年1月5日17時15分宣佈，決定自2007年1月15日起上調存款類金融機構存款準備金率0.5個百分點。中國人民銀行 2007年12月8日宣佈，從12月25日起上調存款類金融機構人民幣存款準備金率1個百分點。這一系列政策的出臺都遏制了房價的脫繮瘋漲，並且使房地產股價也趨於穩定增長。

以上數據顯示，該產業鏈政策等外因的影響發展呈現不均衡的狀態，此外，股市存在泡沫也導致了檢驗結果的一些程度的偏差。

四、小結

在協整檢驗結論分析的基礎上，本文將以採掘業——金屬業——房地產業的產業鏈爲點延伸到整個國家的產業鏈面的分析，對我國當前產業鏈的狀況做出適當分析，並就不利影響提出相應的建議:

第一，我國產業鏈錯綜複雜，單從採掘業——金屬業——房地產業的發展來看，直接的上下游企業間存在協整關係，短小的產業鏈可以有均衡發展。這與中間環節的利益分配不均有一定的關係，採掘業與金屬業由於地理條件等原因大部分集中分佈在我國一些特定的區域，加之地方保護主義的存在發展不夠開發，這勢必造成整個產業鏈的不完善，進而導致利益分配不均。這一現象長期存在於我國大多數產業鏈中，是一個亟待解決的問題。

第二，從上中下游企業間不存在長期均衡關係可以看出，我國產業鏈較短，不能夠適宜我國經濟發展的需要。提高企業的發展意識與核心競爭力就必須認識到爲企業生產的產品找到下游企業，這樣在打通企業銷售市場的同時也增長了產業鏈，並且對整個國家宏觀產業鏈的均衡發展也打下了良好的基礎。

第三，科學技術的不夠發達也使產業鏈出現了銜接上的漏洞，從而縮短了產業鏈的長度。我國產業鏈的不均衡發展對經濟的快速穩定的增長帶來了巨大的風險，從本質上解決這一問題不僅要加強國家宏觀調控，同時要大力發展科學技術，利用技術使產業鏈的各個環節能夠銜接緊湊，進而改善利益分配不均的狀況。

參考文獻：

Keneth H Wathne，Jan B Hdde．Relationship Governance in a Supply Chin Network[J]nal of Marketing，2004，68，(1):73～89

Um stead D A. Forecasting stock market prices[J] Journal of Finance, 1977, 32:427441

Fama E F. Stock returns, real activity, inflation, and money[J]. American Economic Review,1981,71:5452565

Spiro P S. The impact of interest rate changes on the stock p rice volatility[J] Journal of Portfolio Management,1990,W inter:63268

Cochrane J H. P roduction2based asset pricing and the link betw- een stock returns and the economic fluctua2tions[J]nal of Finance,1991, 46:2092237

葉 青 易丹輝:中國股票市場價格波動與經濟波動[J].預測，1999，6

韓清軒 伊 明:我國產業鏈存在的問題及其財政對策[J].山東工商學院學報，2006，20

季美峯 王 軍:我國股市地產指數的統計特徵[J].財經論壇,2007,6

[9]戚向東:2006年我國鋼鐵行業執行情況及2007年供需形式分析[J].中國鋼鐵業,2007.3

[10]易丹輝:數據分析與Eviews應用[M].北京:中國統計出版社，2002