股票市場波動：貨幣因素還是經(jīng)濟因素？

曹芳

（福建商學院經(jīng)濟貿易系，福建福州，350012）

股票市場波動：貨幣因素還是經(jīng)濟因素？

曹芳

（福建商學院經(jīng)濟貿易系，福建福州，350012）

我國股票市場雖然取得了一定的發(fā)展成就，但卻遠未成熟，投資者集體非理性和“政策市”特征突出。為深入研究我國股票市場波動的內在影響因素，有必要嘗試構建納入貨幣政策和經(jīng)濟表現(xiàn)對股市波動影響的理論分析框架，并利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)實證檢驗這一股市波動的內在影響機制。實證結果表明，我國投資者對貨幣政策的反應遠大于宏觀經(jīng)濟信息。為此，應當從股票發(fā)行市場化改革、投資者價值投資教育以及加強信息披露監(jiān)管等方面入手以促進股市平穩(wěn)發(fā)展。

股票市場波動；貨幣政策；經(jīng)濟表現(xiàn)

一、研究背景

作為資本市場最重要的組成部分，股票市場一直以來都是各國促進企業(yè)成長與經(jīng)濟發(fā)展的重要途徑和手段。一個成熟、健全的股票市場能充分發(fā)揮其有效配置資源的功能，引導投資者投資那些經(jīng)營狀況良好以及未來具有成長空間的企業(yè)，相應的將資金從那些經(jīng)營狀況不佳的淘汰落后產(chǎn)業(yè)中撤出，以此促進一國產(chǎn)業(yè)的不斷向上發(fā)展。我國自20世紀90年代以來便積極的推動股票市場的建立與不斷完善，始終致力于將其作為社會主義市場經(jīng)濟體系中不可或缺的組成部分。

隨著我國市場經(jīng)濟體制的不斷健全與完善、金融改革的不斷深化，股票市場的規(guī)模也不斷擴大。自1991年上海和深圳證券交易所相繼成立以來，截至2015年底，我國境內上市公司已達到2827家，總市值53.13萬億元，股票市場已經(jīng)成為我國企業(yè)的一個重要融資渠道。同時，滬深兩市投資者開戶總數(shù)超過9910.54萬，2015年全年成交金額將近19萬億，股票在居民家庭資產(chǎn)結構的比重不斷增加，而且越來越多的投資者通過購買基金的方式間接投資于股票市場。

然而，在肯定我國股票市場發(fā)展所取得成就的同時，還必須認識到我國股市存在著一些不盡如人意的地方，尤其以二級市場上的“熊長牛短”、“政策市”等特征最為明顯，表現(xiàn)為市場短期的頻繁劇烈波動。世界各國的成功經(jīng)驗無一例外地表明，平穩(wěn)發(fā)展的股票市場有利于改善投資者理性預期、穩(wěn)定投資者的股票資產(chǎn)配置習慣，進而保持穩(wěn)定的企業(yè)股權融資節(jié)奏，從而充分發(fā)揮股票市場有效資源配置的功能。從股票投資需求側看，股市波動的直接動因在于投資者的資金流波動，這是基于投資者對股市發(fā)展方向的預期波動基礎上的。根據(jù)股市“經(jīng)濟晴雨表”的特性，本文嘗試構建一個納入貨幣政策和經(jīng)濟表現(xiàn)兩類因素作為影響投資者預期并進而影響股市波動的邏輯分析框架，利用2000～2015年的季度數(shù)據(jù)進行實證檢驗，力圖為我國股票市場的波動提供一個較為深刻的解釋，實現(xiàn)一定的理論與現(xiàn)實意義價值。

二、文獻述評及理論機制

近年來國內外針對股票市場波動影響因素的研究，總結起來主要有以下三類：（1）著重考察貨幣政策的價格型工具對股票市場的波動影響，將利率變動對股市的沖擊分解為可預見的利率變動和不可預見的利率變動兩類沖擊模式，并得出可預見的利率變動對股市的影響不顯著，而不可預見的利率變動與指數(shù)收益率呈現(xiàn)顯著的負相關關系。這類文獻主要集中在國外學者中，如Bernanke和Kuttner、Goukasian和Whitney、Bohl，Mayes和Siklos等。（2）同時考慮貨幣政策的價格型工具和數(shù)量型工具對股票市場的影響，并將利率變動分為代表基準利率的銀行間同業(yè)拆借利率變動和實際利率變動。這類文獻多為國內學者所做，但結論不一。張建波等認為實際利率與指數(shù)收益率呈反向變動關系，同業(yè)拆借率沒有明顯股市影響效應，而貨幣供應量對股指的正向影響滯后一個月到三個月不等。馮科等認為盡管貨幣供應量對股指有正向影響，但由于我國利率市場化程度低，利率變動的股市影響不顯著。（3）初步控制了經(jīng)濟結果對股票市場波動可能存在的影響，并在此基礎上探討經(jīng)濟體系中貨幣供應量的股市影響效應，結論支持了其短期能促進股指上漲的作用，例如孫洪慶等。

通過梳理近年來國內外的相關文獻，可以發(fā)現(xiàn)已有的研究既沒有把影響股票市場波動的貨幣和經(jīng)濟因素整合在一起考慮，也沒有詳細闡述所得結論背后的理論機制。事實上，股市波動的直接動因在于投資者預期變化所導致的資金流波動。綜合已有的文獻研究，貨幣因素和經(jīng)濟因素是這一預期變化的兩類主導因素，分別以兩種不同的信號機制影響投資者的預期，如圖1所示。

第一個信號機制是由中央銀行的貨幣政策調整引發(fā)的。中央銀行通過準備金、公開市場業(yè)務等數(shù)量型工具和基準利率、再貸款、再貼現(xiàn)等價格型工具調整經(jīng)濟中的貨幣供應量和市場利率，進而影響企業(yè)的經(jīng)營業(yè)務活動和產(chǎn)出，從而擴及整個產(chǎn)業(yè)和宏觀經(jīng)濟的產(chǎn)出表現(xiàn)。在市場有效，或者說投資者此時對此類信息充分敏感的情況下，這一內在機理能被投資者以信號接收并迅速理解和消化的方式作用于預期的改變。第二個信號機制是現(xiàn)時的宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)所引起的，相比第一個信號機制，其內在機理較簡單，僅是投資者根據(jù)經(jīng)濟數(shù)據(jù)的實際表現(xiàn)來調整對市場未來的預期。本文接下來的第三部分實證分析正是基于這個邏輯分析框架，利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)來檢驗貨幣因素和經(jīng)濟因素的股市波動影響機理。

三、實證分析

圖1　貨幣因素與經(jīng)濟因素的投資者預期影響機制

（一）模型設計與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)上述理論機制分析，用上證指數(shù)SH和上證成交額Y的變動來衡量股票市場的波動；用M0、M1、M2來衡量不同層次的貨幣供應量，M0指流通中的現(xiàn)金，M1指M0+企業(yè)活期存款+機關團體部隊存款+農(nóng)村存款+個人持有的信用卡類存款，M2指M1+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質的存款+外幣存款+信托類存款；用一年期貸款基準利率R來反映貨幣政策的價格工具實施效果；用國內生產(chǎn)總值GDP和消費者價格指數(shù)CPI的變化率%△GDP、%△CPI來衡量經(jīng)濟表現(xiàn)的變動。本文分別以SH和Y作為被解釋變量，其余變量為解釋變量構建兩類不同的時間序列回歸模型，以檢驗經(jīng)濟因素和貨幣因素對股市波動的影響機理。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，利用這些變量2000～2015年的季度值進行實證分析，其中SH、M0、M1、M2為季度期初和期末的平均值，Y是各季度每個交易日成交額的累加值，%△GDP和%△CPI是各季度的環(huán)比變化率。

當然，由于時間序列回歸需要變量具有平穩(wěn)性，若變量原始值不平穩(wěn)需要對其取自然對數(shù)、一階差分、二階差分等平穩(wěn)化處理，因此具體的模型形式在這里暫時還無法表示出來。貨幣供應量數(shù)據(jù)從中國人民銀行網(wǎng)站獲取，經(jīng)濟表現(xiàn)數(shù)據(jù)從中國統(tǒng)計年鑒2015中獲取，而股票市場波動數(shù)據(jù)從東方財富網(wǎng)等渠道獲取。

（二）相關分析

將2006～2015年利率調整公告和公告消息發(fā)布后滬深指數(shù)變動情況列示于表1。

表1　2006～2015年利率調整表

對表1進行分析可以發(fā)現(xiàn)，2006年4月至2015 年10月，人民銀行對基準利率一共進行了26次調整，當然存貸款基準利率的調整方向是一致的。理論上利率下降或上升的調整信息會促使消息公布次日股票市場指數(shù)上升或下降，即發(fā)生反向反應。不過，統(tǒng)計顯示這26次調整中，有16次指數(shù)變動與利率調整方向是同向的，僅有10次指數(shù)變動符合理論預期。但經(jīng)深入分析后發(fā)現(xiàn)，16次同向變動有10次是發(fā)生在2008年10月8日及以前的中國2006～2008年牛市周期里的。也就是說，剔除牛市期間投資者的非理性沖動因素，總體而言我國的利率變動對股市波動影響是符合理論預期的。

更進一步的，計算各變量之間的相關系數(shù)并列于表2中。

從表2中可以看出，三個層次的貨幣供應量與上證指數(shù)和上證成交額之間有較強的正相關關系，皆在在0.4～0.67之間；GDP和CPI的變化率與上證指數(shù)和上證成交額之間僅存在微弱的正相關關系，除CPI的變化率與上證指數(shù)相關系數(shù)為0.25外，其余皆在0.05左右；基準利率R與成交額正相關，與指數(shù)負相關。相關系數(shù)結果表明，初步從統(tǒng)計上來看，相比經(jīng)濟因素，貨幣因素對股票市場波動的影響更為顯著。

（三）實證檢驗

本文接下來構建回歸模型，利用各變量的歷史時序數(shù)據(jù)，對貨幣因素和經(jīng)濟因素對股市波動的影響進行實證檢驗。具體分三個步驟進行實證檢驗：（1）為避免“偽回歸”，對各變量的時序數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，并逐步調整變量形式直至平穩(wěn)為止；（2）對平穩(wěn)后的時間序列數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗，以推斷貨幣因素和經(jīng)濟因素是否與上證指數(shù)和成交額的變動具有統(tǒng)計意義上的因果關系；（3）用各變量的平穩(wěn)形式，構建兩類回歸模型，檢驗貨幣因素和經(jīng)濟因素的股市波動影響效應。

1.平穩(wěn)性檢驗

運用ADF單位根檢驗方法對各變量的平穩(wěn)性進行檢驗，發(fā)現(xiàn)只有SH和%△CPI不存在單位根，是平穩(wěn)序列，其余變量都是非平穩(wěn)序列。為得到其余變量的平穩(wěn)形式，首先對原始變量取自然對數(shù)并檢驗其平穩(wěn)性。若還是不平穩(wěn)，再取一階差分接著檢驗其平穩(wěn)性。如果還是不平穩(wěn)，取二階差分序列，直至平穩(wěn)為止。表3是各變量原始形式的平穩(wěn)情況以及若不平穩(wěn)則進行處理后的最終平穩(wěn)形式。

2.格蘭杰因果檢驗

將貨幣因素和經(jīng)濟因素的各變量平穩(wěn)形式對上證指數(shù)SH和上證成交額Y的平穩(wěn)形式做格蘭杰因果檢驗，若存在格蘭杰因果關系，則意味著兩類因素的變量原始值是上證指數(shù)和上證成交額的格蘭杰原因，整理后的結果如表4所示。

表2　變量的相關系數(shù)矩陣

表3　變量的ADF單位根平穩(wěn)性檢驗結果

表4　格蘭杰因果檢驗結果

表4顯示，在貨幣因素中，三個貨幣層次除M2外，M0和M1都和上證指數(shù)存在格蘭杰因果關系，而對上證成交額而言則都存在格蘭杰因果關系，不過R僅和上證指數(shù)存在格蘭杰因果關系。經(jīng)濟因素中只有CPI和上證指數(shù)和成交額具有格蘭杰因果關系，GDP則沒有。

3.回歸結果

變量之間的格蘭杰因果關系僅是統(tǒng)計意義上的“關系”，為進一步揭示貨幣因素和經(jīng)濟因素是否在“經(jīng)濟意義上”顯著影響以及如何影響股市波動，這里分別以上證指數(shù)和上證成交額作為被解釋變量，以M、R、%△GDP和%△CPI的平穩(wěn)形式作為解釋變量構建兩類時間序列回歸模型，每一類回歸模型中分別用M0、M1和M2來代表M，共兩類六個回歸方程：

在回歸過程中，加入時間趨勢項、AR（1）、MA （1）對方程進行逐步調整，以使模型更加顯著，并得到最佳估計結果?；貧w結果分別見表5和表6。

（1）貨幣因素和經(jīng)濟因素對上證指數(shù)的回歸結果

以上證指數(shù)作為被解釋變量的回歸結果如表5所示。首先，三個回歸模型的擬合優(yōu)度Rˉ2分別為0.744402、0.745214和0.741789，說明模型的擬合效果較高；三個回歸模型的F統(tǒng)計量的P值都為0，遠遠小于1%顯著性水平，總體而言回歸方程是顯著的，即變量間存在顯著的線性關系；D-W統(tǒng)計量也都在2附近，說明皆不存在一階序列自相關。其次，回歸系數(shù)估計結果表明，M0每增長1%，上證指數(shù)上漲15.13%，M1的“規(guī)模擴張”（當期M1比上期M1的倍數(shù)）每增長1%，上證指數(shù)上漲43.66%。M2對上證指數(shù)的影響效應不顯著。同時，一年期貸款基準利率也與上證指數(shù)呈現(xiàn)明顯的負相關關系，符合理論預期，即平均而言資金成本上升會抑制股市上漲。最后，GDP和CPI對上證指數(shù)的影響在三個回歸方程中都沒有通過顯著性檢驗。

表5　對上證指數(shù)的回歸結果

（2）貨幣因素和經(jīng)濟因素對上證成交額的回歸結果

以上證成交額的平穩(wěn)形式D（log（Y））作為被解釋變量的回歸結果如表6所示?？梢钥闯?，三個回歸模型的擬合優(yōu)度Rˉ2略小于對上證指數(shù)的回歸模型。當然，三個模型的F統(tǒng)計量的P值同樣接近于0，說明總體回歸方程還是顯著的。D-W統(tǒng)計量也同樣在2附近，說明不存在一階序列自相關?；貧w方程的系數(shù)估計值表明，M1的“規(guī)模擴張”（當期M1比上期M1的倍數(shù)）每增長1%，上證成交額的“規(guī)模擴張”（當期成交額比上期成交額的倍數(shù)）增長3.73%，對于M2而言，這個數(shù)字為6.02%，而M0系數(shù)不顯著。一年期銀行貸款基準利率在三個回歸方程中都沒有通過顯著性檢驗，說明資金成本對成交額影響不明顯，這也許和我國股市投機心理驅使下的成本不敏感性相關。經(jīng)濟因素的CPI對成交額影響顯著，CPI平均每增長1%，成交額的“規(guī)模擴張”要降低10%以上，負相關關系非常明顯。

表6　對上證成交額的回歸結果

四、結論與啟示

在文獻梳理的基礎上，通過構建貨幣因素和經(jīng)濟因素對股市波動的影響機制，并利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)實證檢驗了這一內在機制在我國股票市場的適用程度。理論和實證分析表明，相比經(jīng)濟因素，貨幣因素對我國股票市場波動的影響更加明顯。具體而言，流動性較高的兩類貨幣供應量正向推動市場指數(shù)上漲，利率上升會抑制指數(shù)上揚，但經(jīng)濟表現(xiàn)對指數(shù)的影響不明顯。同樣，貨幣供應量亦正向推動成交額放大，不過M2影響力更強。但利率卻對成交額影響不明顯，這或許與我國投資者過于追求短期收益而不顧資本成本有關。通貨膨脹會抑制股票市場成交額，這或許與我國投資者此時習慣于將資金轉向不動產(chǎn)市場用以避險的心理相關。

本文的研究結果反映了我國股票市場尚不成熟的現(xiàn)實特點，市場對政策的敏感性遠遠大于經(jīng)濟狀況信息，投資者的不理性加劇了政府政策制定的本意被扭曲的程度，因此往往出現(xiàn)政府制定政策以調控股市平穩(wěn)發(fā)展但因投資者的“逆向心理”而越調越亂。因此，為實現(xiàn)我國股票市場的平穩(wěn)發(fā)展，需要從以下幾個方面入手：

第一，加快股票發(fā)行的市場化改革，盡快推出注冊制，完善上市公司退市機制。只有制定并嚴格執(zhí)行各層次資本市場的進入門檻和退出標準，由市場來決定上市公司的數(shù)量和構成，投資者的理性投資才有基礎可言。

第二，加強股票市場信息披露監(jiān)管，杜絕“低質信息”充斥市場。監(jiān)管機構應當對上市公司、機構投資者、研究機構等主要的股票市場信息披露方加強信息披露監(jiān)管，制止因特殊利益目的虛假、夸大等“低質信息”充斥整個市場，誤導投資者，尤其是個人投資者的合理判斷以達到非法目的。

第三，提升投資者專業(yè)水平，加強投資者價值投資教育。應當通過多方面途徑營造整個市場的專業(yè)化和價值投資理念，改變投資者唯政策論的集體不理性行為，將關注點置于宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)和上市公司經(jīng)營的基本面分析。

第四，適當提高政府有關部門的監(jiān)管水平。針對股票市場的不理性繁榮或衰退，監(jiān)管部門應當著力打擊內幕交易，建設公平公正公開的市場交易環(huán)境，尊重市場規(guī)律，避免過度干預。

第五，徹底改變散戶為主的市場格局。讓機構投資者成為我國股票市場的主體投資者，才能有效避免市場對政府本用于調控經(jīng)濟的貨幣政策等信息的過度敏感。但同時必須加強對機構投資者的監(jiān)管，避免其利益輸送、操縱市場等行為，保護個人投資者利益。

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F831.5

A

2015年福建省中青年教師教育科研項目（JAS150930）

曹芳（1983-），女，講師，研究方向為資本市場、宏觀經(jīng)濟與公司財務。