貨幣政策、通貨膨脹與股票資產價格波動研究

鄒昆侖，張 晶

（1.中南財經政法大學 金融學院，武漢 430073；2.山東財經大學 金融學院，濟南 250014）

0 引言

中國股票市場發展20余年，國內的相關研究頗為豐富，但也沒有得出一致結論。如劉剛（2008）和高謙（2007）就貨幣供給與股價的關系得出的結論就不一致，本文的研究試圖在前人的基礎上，結合當前中國的經濟形勢，建立一個更一般的模型來探討影響股票資產價格波動的因素。國內多年貨幣超發的積累，尤其是為了避免2007年美國“次貸危機”對國內經濟的拖累，中國政府采取了超常規的刺激方案，天量的貨幣投入使得經濟保持了高速增長的同時也導致了目前國內通貨膨脹高漲的局面，而與此同時，股票市場在股權分置改革之后猶如過山車般起伏巨大，給居民財富造成了巨大的波動，這為本文的研究提供了一個良好的樣本。在這種背景條件下：貨幣政策、通貨膨脹和股票資產價格到底有什么關系？國內之前的研究側重于單一的宏觀經濟變量對股票市場的影響，很少有文章同時關注貨幣政策和通貨膨脹對股票市場指數波動的影響。因而，研究貨幣政策、通貨膨脹和資產價格波動顯然具有較為重要的現實需要。

1 數據與研究方法

1.1 變量選取及數據處理

上證指數和深圳成指雖然具有很強的正相關性，但是走勢在有些時候并非完全一致。因而本文擬分別以上證指數收盤價和深圳成指收盤價為因變量來度量貨幣政策和通貨膨脹的影響大小。從表1中可以看出，深圳成指（SZCZ）序列本身就是平穩的，但上證指數（SZZS）是二階平穩的。構建模型時考慮到協整性，因而深證成指（SZCZ）不適合納入模型中，僅把上證指數（SZZS）作為被解釋變量。

為了建立一個更一般的回歸方程，本文的貨幣政策包括總量型貨幣政策和價格型貨幣政策，因為之前的研究表明這兩種貨幣政策對股票市場都有可能產生影響。總量型貨幣政策選取貨幣供給M1、M2增長率和信貸余額增長率CRG，這樣能較好反應貨幣政策擴展或收縮的力度，價格型貨幣政策選取利率、匯率。利率在這里采用銀行間同業拆借市場月度利率，這樣能比較準確、迅速的反應資金供求的關系。如表1所示，在對變量做平穩性檢驗的時候，MG1、CPI和ER是一階平穩，其他都是序列本身平穩，所以最終只保留這三個一階平穩變量。

數據處理方法：由于股權分置改革對股市估值具有重要影響的制度性因素，本文中，把股權分置改革作為股市市場化進程的一個里程碑，我們研究的時間段就是股權分置改革到現在。2005年8月，國務院五部委聯合發布了《關于上市公司股權分置改革的指導意見》標志著股權分置改革的工作全面展開，2005年9月12日，全面股改后的第一批公司公布《公司股權分置改革方案》。我們的時間段從2006年1月1日開始，截止到2011年12月31日。其中，股市收盤價格、匯率來源為RESSET金融研究數據庫，貨幣供給、利率數據來自中宏統計數據庫。

1.2 實證方法說明

（1）單位根檢驗，判斷各變量時間序列是否平穩。由于計量模型要求時間序列本身是平穩的，或者變量之間存在協整，否則無法建立模型，因而在做模型之前，檢驗時間序列的平穩性。從表1的運算結果可以看出狹義貨幣供給M1的增長率MG1、ER、CPI和SZZS序列本身不平穩，但一階差分是平穩的，廣義貨幣供給的增長率MG2一階差分不平穩。

表1 ADF統計值

（2）協整檢驗。通過以上檢驗，我們可以知道，MG1、CPI、SZZS和ER是一階單整。我們檢驗這些變量是否具有協整關系。由于變量個數多于兩個，不宜采用恩格爾-格蘭杰兩步法，所以采用johansen協整檢驗方法來判斷。采用Eviews 5.0檢驗得出結果如下：

表2 johansen協整檢驗

首先，考察變量不存在協整的情況（即rank(π）=0）。由于取決于被擇假設的不同，所以有兩種統計量可供選擇。我們首先關注變量不是協整的零假設（r=0）和至少存在一個協整向量的備擇假設（r＞0），λtrace(0)=45.00662＞5%顯著水平上的統計量臨界值29.79707，所以可以拒絕無協整向量的零假設，接受存在1個或多重協整向量的備擇假設。接著我們用λtrace(1)統計量檢驗R≤1的零假設，而備擇假設為存在2個或3個協整向量。λtrace(1)=12.78586小于5%臨界值15.49471和10%的臨界值13.42878，所以不能拒絕在該顯著水平上的零假設。因而，可以認為這些變量之間僅存在一個協整向量。

從λmax統計量我們也可以看出，顯然可以拒絕沒有協整向量的零假設（r=0）和接受特定的備擇假設（r=1），因為λmax（0,1）=32.22076大于5%的顯著水平上的臨界值21.13162；但是不能拒絕協整向量為一個的零假設（r=1），因為λmax（1,2）既小于5%的顯著水平上的臨界值14.26460，又小于10%的顯著水平上的臨界值12.29652。所以計量結果也接受僅存在唯一協整向量關系。

（3）回歸分析。盡管這些變量不是平穩的，但是經過Johansen協整檢驗之后確認存在協整關系，因而可以建立回歸方程。

利用以上的數據，進行回歸分析，回歸結果如下：

上面括號中的數值是P值，R2=0.897調整的R2=0.892 DW=2.17。從回歸結果可以看出，MG1通不過顯著性檢驗，而CPI、ER和SZZS（-1）能通過顯著性檢驗。

（4）另外我們檢查殘差是否平穩、存在自相關和異方差，這樣可以驗證模型是否符合經典假設的條件，以使得結論更加嚴謹和可靠。

①平穩性檢驗。把方程運算的殘差以另外名字命名保存，進行ADF檢驗，從結果可以看出，ADF統計值小于1%顯著性水平的臨界值，因而殘差序列是平穩的。

表3 殘差平穩性檢驗

②自相關檢驗。對殘差作LM檢驗，結果如下，從結果明顯可以看出協整變量之間不存在自相關。

表4 自相關檢驗結果

③異方差檢驗。檢驗殘差是否存在異方差，結果如表格5，Q-stat所對應的列是相應自由度Q統計量的值。Prob列中的數字表示相應自由度條件下χ2統計量取值大于相應Q值的概率。因為這一列概率值都大于0.05，這說明所有Q值都小于檢驗水平為0.05的χ2分布臨界值。因而隨機誤差序列是一個白噪聲序列。

表5 異方差檢驗結果

1.3 實證結果解釋

從方程（1）的回歸結果可以看出，R2=0.897，說明總體來看模型擬合優度不錯，因變量的變化在很大程度上能被解釋變量解釋；DW=2.17，這表明變量之間不存在自相關，符合經典回歸方程的假設條件；另外，各自變量的回歸系數能通過顯著性檢驗，顯然這些變量之間不僅存在協整關系，而且自變量對因變量的變化有顯著影響。進一步地說，消費價格指數CPI與上證指數收盤價存在負相關，而匯率ER和貨幣供給M1增長率MG1與上證指數收盤價成正相關，另外從結果還可以看出，本期的上證指數收盤價在很大程度上依賴于上一期的收盤價，呈現明顯的正相關，這在樣本期間內印證了技術分析中的價格以趨勢方式演變這一理論基礎。

隨后，本文又檢驗了回歸方程殘差的平穩性、及是否存在自相關及異方差，從表3、表4和表5可以看出，殘差序列是平穩的，不存在自相關和異方差，進一步論證了模型的構建、變量的選擇都是合理的，從而結論更加可靠。

2 結論及解釋

影響上證指數收盤價的因素紛繁復雜，本文在構建模型之初也考慮過盡量納入更多的變量構建一般模型，但是在對時間序列做平穩性檢驗時，發現這些擬納入的變量的有些序列本身就是平穩的，有些是一階平穩，有些是二階平穩，因而這在一定程度上限制了模型構建時變量的容納范圍。最終，本文所選取的變量都是一階平穩的。

經過論證和檢驗之后，可以得出：

第一，在2006年到2011年間，上證指數和貨幣供給M1的增長率、消費價格指數CPI以及匯率之間存在長期的協整關系。而且，平均來看上證指數89.7%的變動能由這些解釋變量解釋。

第二，通貨膨脹率與上證指數走勢成負相關，“通脹無牛市”這句話再次得到了印證。股票估值的基本方法之一就是用現金流貼現法，當未來現金流不變的情況下，通貨膨脹率提高意味著貼現率提高，相應的股票估值就會下降，從而股票指數也下降，這符合經濟學的基本原理。

第三，從貨幣政策來看，貨幣供給增長率和匯率都與上證指數成正相關。股票作為一種投資手段，當貨幣政策寬松，資金充裕時，人們就會有更多的資金用來考慮配置股票，這樣就會有更多的資金流向股市，從而推動股票價格上漲。

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