股市收益率、貨幣政策與宏觀經(jīng)濟(jì)變化關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

張海波，謝德泳

（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，武漢 430073）

0 引言

在貨幣政策和宏觀經(jīng)濟(jì)變化等因素的影響下，近年來(lái)我國(guó)股票市場(chǎng)也出現(xiàn)了劇烈的波動(dòng)，大盤收盤價(jià)從2007年初的2700多點(diǎn)漲到2007年10月的6000多點(diǎn)，之后跌到2008年10月的1700多點(diǎn)，然后又漲到2010年4月的3000多點(diǎn)，而2013年9月又回到了2000多點(diǎn)。截止到2013年9月末，我國(guó)廣義貨幣余額(M2)達(dá)到107.7萬(wàn)億元，環(huán)比增長(zhǎng)1.5%，同比增長(zhǎng)14.2%；我國(guó)GDP三季度累計(jì)值為38.7萬(wàn)億元，累計(jì)同比增長(zhǎng)7.68%。同時(shí)受到2008年金融危機(jī)的影響，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)正在不斷調(diào)整當(dāng)中。

在當(dāng)前股市波動(dòng)劇烈，貨幣超發(fā)嚴(yán)重，宏觀經(jīng)濟(jì)變化迅速的形勢(shì)下，研究股市收益率、貨幣政策及宏觀經(jīng)濟(jì)變化之間的關(guān)系具有重要的意義，能夠?yàn)檎咧贫ㄕ呒巴顿Y者提供一定的參考依據(jù)。因此，本文試圖通過(guò)建立適當(dāng)?shù)哪Ｐ蛠?lái)研究三者之間的關(guān)系及其變化規(guī)律，為相關(guān)決策者提供有用的決策信息。

1 變量選擇與數(shù)據(jù)描述

1.1 股市收益率

在我國(guó)，衡量股票價(jià)格變化的指數(shù)通常包括滬深300指數(shù)、上證綜合指數(shù)、深證成指等?？紤]到滬深300指數(shù)綜合了上海證券交易所和深圳證券交易所的股票，對(duì)我國(guó)股市的代表性較強(qiáng)，本文選取滬深300指數(shù)的收益率來(lái)測(cè)度我國(guó)股市收益率。股市收益率的具體計(jì)算過(guò)程如下：

首先對(duì)滬深300指數(shù)的日收盤價(jià)按月求平均值，作為滬深300指數(shù)的月度收盤價(jià)。然后根據(jù)公式（1）計(jì)算月度股市收益率，記為R。

1.2 貨幣供應(yīng)量變化率

與貨幣政策相關(guān)的指標(biāo)通常有貨幣供應(yīng)量、人民幣貸款余額、外匯占款等。貨幣供應(yīng)量是我國(guó)央行能夠通過(guò)貨幣政策直接控制的一個(gè)重要變量，直接體現(xiàn)了央行貨幣政策的意圖。我國(guó)貨幣供應(yīng)量包含M0、M1、M2三個(gè)層次，其中M2與金融市場(chǎng)的均衡較為相關(guān)。本文選用廣義貨幣供應(yīng)量（M2）的變化率來(lái)描述我國(guó)的貨幣政策意圖，仍然記做M2。

1.3 一致指數(shù)變化率

一致指數(shù)是代表宏觀經(jīng)濟(jì)周期變化的綜合指標(biāo)，指標(biāo)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)與經(jīng)濟(jì)周期的轉(zhuǎn)折點(diǎn)基本一致。我國(guó)的一致指數(shù)是由總收入、工業(yè)總產(chǎn)值、商品零售額、海關(guān)進(jìn)口值等十多項(xiàng)指標(biāo)，經(jīng)過(guò)去除隨機(jī)干擾因素計(jì)算而得，能夠有效地代表我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r。本文選取一致指數(shù)變化率來(lái)表示我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的變化情況，記為CI。

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于巨靈金融平臺(tái)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)，樣本區(qū)間為2007年2月至2013年8月，共79個(gè)樣本。之所以選取2007年以后的數(shù)據(jù)是因?yàn)槲覈?guó)在2006年底完成了股權(quán)分置改革，2007年以后的股市收益率數(shù)據(jù)對(duì)當(dāng)期的股票市場(chǎng)更具代表性?？紤]到樣本數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，可能存在季節(jié)效應(yīng)，本文對(duì)所有變量序列都利用X12方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，得到的新序列如圖1所示。

由圖1可以看出：第一，貨幣政策的變化先于股市收益率的變化。在樣本期內(nèi)，一般都是貨幣供應(yīng)量變化率到達(dá)峰值后股市收益率才到達(dá)峰值，說(shuō)明貨幣政策具有滯后性。第二，股市收益率的變化先于經(jīng)濟(jì)狀況的變化。在樣本期內(nèi)，一致指數(shù)變化率的峰值幾乎都出現(xiàn)在股市收益率的峰值之后，說(shuō)明良好的經(jīng)濟(jì)預(yù)期有利于股市的發(fā)展。

2 結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的構(gòu)建

無(wú)約束的向量自回歸模型VAR模型沒(méi)有直接給出變量間的當(dāng)期關(guān)系，而是隱藏在誤差項(xiàng)的相關(guān)關(guān)系結(jié)構(gòu)中。結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）克服了VAR模型不考慮當(dāng)期關(guān)系的缺陷，使得模型更符合實(shí)際情況。同時(shí)，SVAR模型通過(guò)對(duì)參數(shù)空間施加約束條件解決了VAR模型待估參數(shù)過(guò)多的問(wèn)題。在建立SVAR模型之前，需要先建立VAR模型。利用股市收益率（R）、貨幣供應(yīng)量變化率（M2）及一致指數(shù)變化率（CI）建立如下三變量VAR（p）模型：

在VAR模型的基礎(chǔ)上，確定最優(yōu)滯后階數(shù) p后，可以建立關(guān)于R、M2及CI的三變量SVAR（p）模型：p為滯后階數(shù)，T 為樣本個(gè)數(shù)，μt為3維擾動(dòng)向量。

將（5）式寫成滯后算子的形式：

其中，Φ(L)=Φ0-Γ1L-Γ2L2-…-ΓpLp，L是滯后算子，I3是三階單位矩陣。

具體地，本文建立了K型SVAR模型：

為了識(shí)別m變量的K型SVAR模型，需要給出m(m-1)/2個(gè)約束條件，因此，要估計(jì)模型（7）就需要對(duì)系數(shù)矩陣施加3(3-1)/2=3個(gè)約束條件。

3 實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

廣義的平穩(wěn)性時(shí)間序列指時(shí)間序列的均值、方差不隨時(shí)間的變化而變化，自協(xié)方差僅取決于時(shí)間間隔的時(shí)間序列。一般對(duì)不平穩(wěn)序列進(jìn)行協(xié)整分析和建立VEC模型，而SVAR模型要求系統(tǒng)中的變量序列是平穩(wěn)的，因此需要對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的主要方法包括DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、NP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)、ERS檢驗(yàn)等。本文采用ADF及PP檢驗(yàn)兩種方法對(duì)R、M2及CI三個(gè)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透鶕?jù)變量序列的特點(diǎn)選擇，最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)則選取，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

由表1可知，三個(gè)變量序列R、M2及CI的ADF檢驗(yàn)的P值和PP檢驗(yàn)的P值小于0.01，表明R、M2及CI是顯著平穩(wěn)的，適合對(duì)三個(gè)變量建立SVAR模型進(jìn)行分析。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 SVAR模型的估計(jì)與識(shí)別

估計(jì)SVAR模型之間需要先估計(jì)VAR模型，然后在合理的VAR模型基礎(chǔ)上估計(jì)結(jié)構(gòu)因子K，進(jìn)而才能進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。估計(jì)VAR模型首先需要確定滯后階數(shù)，考慮到經(jīng)濟(jì)變量的滯后效應(yīng)一般為短期效應(yīng)以及樣本量的限制，同時(shí)結(jié)合LR準(zhǔn)則、AIC準(zhǔn)則及SC準(zhǔn)則，最終確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2，建立VAR（2）模型，變量進(jìn)入順序?yàn)镽、M2、CI。采用普通最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，表2是對(duì)估計(jì)殘差進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果，圖2是VAR模型穩(wěn)定性的檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 VAR模型估計(jì)殘差檢驗(yàn)結(jié)果

圖2 AR特征根檢驗(yàn)

由表2可知，估計(jì)殘差服從正態(tài)分布，且不存在自相關(guān)和異方差，表明建立的模型符合假定條件，是合理有效的。由圖2可以看出，所有的AR特征根都在單位圓內(nèi)，表明建立的模型是穩(wěn)定的。因此，在VAR（2）模型基礎(chǔ)上建立的SVAR（2）模型是可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析的。

估計(jì)完VAR模型后，可以在此基礎(chǔ)上對(duì)SVAR模型進(jìn)行估計(jì)。如前所述，要估計(jì)三變量的SVAR模型需要對(duì)系數(shù)矩陣施加3個(gè)約束條件。本文根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論及所研究問(wèn)題的性質(zhì)對(duì)模型施加的約束條件是：第一，假定股市收益率對(duì)貨幣政策的響應(yīng)具有滯后性，即當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化率不影響當(dāng)期股市收益率，故結(jié)構(gòu)因子矩陣K中元素K12=0。第二，假定經(jīng)濟(jì)變化對(duì)貨幣政策的響應(yīng)具有滯后性，即當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化率不影響當(dāng)期一致指數(shù)變化率，故結(jié)構(gòu)因子矩陣K中元素K32=0。第三，假定貨幣政策對(duì)股市收益率的響應(yīng)具有滯后性，即當(dāng)期股市收益率不影響當(dāng)期貨幣供應(yīng)量變化率，故結(jié)構(gòu)因子矩陣K中元素K21=0。

3.3 基于SVAR模型的脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析當(dāng)向量自回歸模型的一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，即模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響的一種分析方法。而基于SVAR的脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了單位結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響過(guò)程，它能比較直觀地展現(xiàn)變量之間的交互影響及效應(yīng)。本文在穩(wěn)定的SVAR模型基礎(chǔ)上構(gòu)造脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖設(shè)置為殘差的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，假定脈沖響應(yīng)函數(shù)的響應(yīng)期為15期，得到基于結(jié)構(gòu)分解的股市收益率對(duì)自身沖擊、貨幣供應(yīng)量變化率沖擊及一致指數(shù)變化率沖擊的單位脈沖響應(yīng)圖及累積脈沖響應(yīng)圖，見(jiàn)圖3和圖4。

圖3 股市收益率的單位脈沖響應(yīng)圖

圖4 股市收益率的累積脈沖響應(yīng)圖

由圖3、圖4可以看出：

第一，股市收益率對(duì)自身的沖擊較為敏感，一開始就達(dá)到了最大值0.978，隨后逐漸減小，在滯后6期后影響均小于0.01?？傮w上，股市收益率呈現(xiàn)出對(duì)自身的同向作用，且具有一定的集聚性和收益粘性，但是作用時(shí)間相對(duì)較短，隨著時(shí)間的延長(zhǎng)而迅速減弱。

第二，貨幣供應(yīng)量的變化率對(duì)股市收益率具有顯著的正向影響作用，在滯后2期后達(dá)到最大值1.506，隨后影響逐漸減小，在滯后9期后影響均小于0.01。總體來(lái)看，寬松的貨幣政策會(huì)對(duì)股市收益率產(chǎn)生正向影響，且具有一定的滯后效應(yīng)，這與前面對(duì)原始序列的描述分析是一致的。

第三，一致指數(shù)變化率對(duì)股市收益率的影響相對(duì)較強(qiáng)，在前兩期為正向影響，且在滯后2期時(shí)達(dá)到最大值1.737，在滯后3期之后變?yōu)樨?fù)向影響，但影響幅度較小，最大為-0.489，滯后5期之后影響逐漸趨于0?？傮w上，宏觀經(jīng)濟(jì)變化對(duì)股市收益率的影響是即期的，影響幅度大且隨著時(shí)間的變化而變化。

第四，股市收益率自身的沖擊、貨幣政策的沖擊及宏觀經(jīng)濟(jì)變化的沖擊對(duì)股市收益率的累計(jì)效應(yīng)均為正向影響，在滯后12期之后，各個(gè)累計(jì)效應(yīng)基本不再增加，各因素沖擊的影響均趨于0。

3.4 基于SVAR模型的方差分解分析

基于SVAR的方差分解給出了對(duì)模型中的變量產(chǎn)生影響的各個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相對(duì)重要性信息，通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊對(duì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)變化的貢獻(xiàn)度，來(lái)進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的重要性。圖5是關(guān)于各個(gè)因素沖擊對(duì)股市收益率變化貢獻(xiàn)度的方差分解圖。

圖5 股市收益率的方差分解圖

由圖5可以看出：

第一，股市收益率主要在前期受自身波動(dòng)的影響較大，貢獻(xiàn)率在30%左右。隨著時(shí)間的延長(zhǎng)，自身影響逐漸減弱，貢獻(xiàn)率最終穩(wěn)定在12%左右。這表明我國(guó)股市仍然處于非有效狀態(tài)，股市收益率存在一定的路徑依賴，歷史信息對(duì)未來(lái)收益率仍有預(yù)測(cè)作用。

第二，貨幣政策對(duì)股市收益率的影響在第2期才顯現(xiàn)出來(lái)，貢獻(xiàn)率為26.34%，隨后逐漸下降，第12期之后穩(wěn)定在24.56%左右。這表明貨幣政策通過(guò)影響市場(chǎng)利率間接影響股市收益率需要一定的時(shí)間，一旦形成影響，其作用是較大且持久的。

第三，宏觀經(jīng)濟(jì)變化對(duì)股市收益率的影響最為直接且最大，貢獻(xiàn)率在一開始就達(dá)到70%左右，第2期下降到61%左右，隨后逐漸上升，最終穩(wěn)定在63%左右。這表明股市收益率與宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)密切相關(guān)，國(guó)民經(jīng)濟(jì)的周期變化對(duì)股市收益率起決定性作用。

4 結(jié)論

根據(jù)以上研究得出以下結(jié)論：

第一，SVAR模型估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)變化對(duì)當(dāng)期股市收益率具有顯著的正向影響作用，一致指數(shù)變化率每增加一個(gè)百分點(diǎn)，股市收益率平均增加1.539個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)變化對(duì)當(dāng)期貨幣政策具有不顯著的負(fù)向影響作用，估計(jì)值為-0.062；當(dāng)期股市收益率對(duì)當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)變化具有不顯著的正向影響作用，估計(jì)值為0.015。

第二，脈沖響應(yīng)分析表明，股市收益率沖擊具有對(duì)自身的同向作用，且具有一定的集聚性和收益粘性；寬松的貨幣政策對(duì)股市收益率具有顯著的正向影響作用；宏觀經(jīng)濟(jì)變化對(duì)股市收益率的影響是即期的，先正后負(fù)，影響幅度大且隨著時(shí)間的變化而變化；各個(gè)因素的沖擊對(duì)股市收益率的累計(jì)效應(yīng)均為正向影響。

第三，方差分解分析表明，股市收益率主要在前期受自身波動(dòng)的影響較大，后期影響逐漸減小，最終穩(wěn)定在12%左右；貨幣政策對(duì)股市收益率的影響具有滯后性，最終貢獻(xiàn)率為24.56%左右；宏觀經(jīng)濟(jì)變化對(duì)股市收益率的影響最大，大約為63%。

[1]Barnes M L.Inflation and Returns Revisited：A TAR Approach[J].Journal of Multinational Financial Management,1999,(9).

[2]Spyrou S I.Are Stocks a Good Hedge Against Inflation?Evidence from Emerging Markets[J].Applied Economics,2004,(36).

[3]Livdan，Sapriza.Zhang.Financially Constrained Stock Returns[J].Journal of Finance,2009,(64).

[4]黎春等.通貨膨脹的測(cè)度以及與股票市場(chǎng)相關(guān)關(guān)系的分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐,2001,(12).

[5]謝平，焦瑾璞.中國(guó)股票發(fā)展與貨幣政策完善[J].金融研究,2002,(4).

[6]張小宇等.貨幣政策與股票收益率的非線性影響機(jī)制研究[J].金融研究,2013,(1).

[7]Hyde S，Bredin D.Regime Changes in the Relationship between Stock Returns and the Macro Economy[J].Journal of Financial Economics,2005,(3).

[8]Hirshleifer.Accruals，Cash Flows，and Aggregate Stock Returns[J].Journal of Financial Economics,2009,(3).

[9]溫彬等.宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)中國(guó)行業(yè)股票收益率的影響[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2011,(6).

[10]楊大楷，王鵬.中國(guó)股票市場(chǎng)流動(dòng)性與宏觀經(jīng)濟(jì)變化的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2013,(2).