鄒昆侖，張 晶

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，武漢 430073；2.山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，濟(jì)南 250014）

0 引言

中國股票市場發(fā)展20余年，國內(nèi)的相關(guān)研究頗為豐富，但也沒有得出一致結(jié)論。如劉剛（2008）和高謙（2007）就貨幣供給與股價(jià)的關(guān)系得出的結(jié)論就不一致，本文的研究試圖在前人的基礎(chǔ)上，結(jié)合當(dāng)前中國的經(jīng)濟(jì)形勢，建立一個(gè)更一般的模型來探討影響股票資產(chǎn)價(jià)格波動的因素。國內(nèi)多年貨幣超發(fā)的積累，尤其是為了避免2007年美國“次貸危機(jī)”對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的拖累，中國政府采取了超常規(guī)的刺激方案，天量的貨幣投入使得經(jīng)濟(jì)保持了高速增長的同時(shí)也導(dǎo)致了目前國內(nèi)通貨膨脹高漲的局面，而與此同時(shí)，股票市場在股權(quán)分置改革之后猶如過山車般起伏巨大，給居民財(cái)富造成了巨大的波動，這為本文的研究提供了一個(gè)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(chǎn)價(jià)格到底有什么關(guān)系？國內(nèi)之前的研究側(cè)重于單一的宏觀經(jīng)濟(jì)變量對股票市場的影響，很少有文章同時(shí)關(guān)注貨幣政策和通貨膨脹對股票市場指數(shù)波動的影響。因而，研究貨幣政策、通貨膨脹和資產(chǎn)價(jià)格波動顯然具有較為重要的現(xiàn)實(shí)需要。

1 數(shù)據(jù)與研究方法

1.1 變量選取及數(shù)據(jù)處理

上證指數(shù)和深圳成指雖然具有很強(qiáng)的正相關(guān)性，但是走勢在有些時(shí)候并非完全一致。因而本文擬分別以上證指數(shù)收盤價(jià)和深圳成指收盤價(jià)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(wěn)的，但上證指數(shù)（SZZS）是二階平穩(wěn)的。構(gòu)建模型時(shí)考慮到協(xié)整性，因而深證成指（SZCZ）不適合納入模型中，僅把上證指數(shù)（SZZS）作為被解釋變量。

為了建立一個(gè)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(jià)格型貨幣政策，因?yàn)橹暗难芯勘砻鬟@兩種貨幣政策對股票市場都有可能產(chǎn)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(yīng)貨幣政策擴(kuò)展或收縮的力度，價(jià)格型貨幣政策選取利率、匯率。利率在這里采用銀行間同業(yè)拆借市場月度利率，這樣能比較準(zhǔn)確、迅速的反應(yīng)資金供求的關(guān)系。如表1所示，在對變量做平穩(wěn)性檢驗(yàn)的時(shí)候，MG1、CPI和ER是一階平穩(wěn)，其他都是序列本身平穩(wěn)，所以最終只保留這三個(gè)一階平穩(wěn)變量。

數(shù)據(jù)處理方法：由于股權(quán)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(quán)分置改革作為股市市場化進(jìn)程的一個(gè)里程碑，我們研究的時(shí)間段就是股權(quán)分置改革到現(xiàn)在。2005年8月，國務(wù)院五部委聯(lián)合發(fā)布了《關(guān)于上市公司股權(quán)分置改革的指導(dǎo)意見》標(biāo)志著股權(quán)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(quán)分置改革方案》。我們的時(shí)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(jià)格、匯率來源為RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，貨幣供給、利率數(shù)據(jù)來自中宏統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

1.2 實(shí)證方法說明

（1）單位根檢驗(yàn)，判斷各變量時(shí)間序列是否平穩(wěn)。由于計(jì)量模型要求時(shí)間序列本身是平穩(wěn)的，或者變量之間存在協(xié)整，否則無法建立模型，因而在做模型之前，檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。從表1的運(yùn)算結(jié)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(wěn)，但一階差分是平穩(wěn)的，廣義貨幣供給的增長率MG2一階差分不平穩(wěn)。

表1 ADF統(tǒng)計(jì)值

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

表2 johansen協(xié)整檢驗(yàn)

首先，考察變量不存在協(xié)整的情況（即rank(π）=0）。由于取決于被擇假設(shè)的不同，所以有兩種統(tǒng)計(jì)量可供選擇。我們首先關(guān)注變量不是協(xié)整的零假設(shè)（r=0）和至少存在一個(gè)協(xié)整向量的備擇假設(shè)（r＞0），λtrace(0)=45.00662＞5%顯著水平上的統(tǒng)計(jì)量臨界值29.79707，所以可以拒絕無協(xié)整向量的零假設(shè)，接受存在1個(gè)或多重協(xié)整向量的備擇假設(shè)。接著我們用λtrace(1)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)R≤1的零假設(shè)，而備擇假設(shè)為存在2個(gè)或3個(gè)協(xié)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(shè)。因而，可以認(rèn)為這些變量之間僅存在一個(gè)協(xié)整向量。

從λmax統(tǒng)計(jì)量我們也可以看出，顯然可以拒絕沒有協(xié)整向量的零假設(shè)（r=0）和接受特定的備擇假設(shè)（r=1），因?yàn)棣薽ax（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(xié)整向量為一個(gè)的零假設(shè)（r=1），因?yàn)棣薽ax（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(jì)量結(jié)果也接受僅存在唯一協(xié)整向量關(guān)系。

（3）回歸分析。盡管這些變量不是平穩(wěn)的，但是經(jīng)過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)之后確認(rèn)存在協(xié)整關(guān)系，因而可以建立回歸方程。

利用以上的數(shù)據(jù)，進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如下：

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

（4）另外我們檢查殘差是否平穩(wěn)、存在自相關(guān)和異方差，這樣可以驗(yàn)證模型是否符合經(jīng)典假設(shè)的條件，以使得結(jié)論更加嚴(yán)謹(jǐn)和可靠。

①平穩(wěn)性檢驗(yàn)。把方程運(yùn)算的殘差以另外名字命名保存，進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，從結(jié)果可以看出，ADF統(tǒng)計(jì)值小于1%顯著性水平的臨界值，因而殘差序列是平穩(wěn)的。

表3 殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

②自相關(guān)檢驗(yàn)。對殘差作LM檢驗(yàn)，結(jié)果如下，從結(jié)果明顯可以看出協(xié)整變量之間不存在自相關(guān)。

表4 自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

③異方差檢驗(yàn)。檢驗(yàn)殘差是否存在異方差，結(jié)果如表格5，Q-stat所對應(yīng)的列是相應(yīng)自由度Q統(tǒng)計(jì)量的值。Prob列中的數(shù)字表示相應(yīng)自由度條件下χ2統(tǒng)計(jì)量取值大于相應(yīng)Q值的概率。因?yàn)檫@一列概率值都大于0.05，這說明所有Q值都小于檢驗(yàn)水平為0.05的χ2分布臨界值。因而隨機(jī)誤差序列是一個(gè)白噪聲序列。

表5 異方差檢驗(yàn)結(jié)果

1.3 實(shí)證結(jié)果解釋

從方程（1）的回歸結(jié)果可以看出，R2=0.897，說明總體來看模型擬合優(yōu)度不錯(cuò)，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(guān)，符合經(jīng)典回歸方程的假設(shè)條件；另外，各自變量的回歸系數(shù)能通過顯著性檢驗(yàn)，顯然這些變量之間不僅存在協(xié)整關(guān)系，而且自變量對因變量的變化有顯著影響。進(jìn)一步地說，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI與上證指數(shù)收盤價(jià)存在負(fù)相關(guān)，而匯率ER和貨幣供給M1增長率MG1與上證指數(shù)收盤價(jià)成正相關(guān)，另外從結(jié)果還可以看出，本期的上證指數(shù)收盤價(jià)在很大程度上依賴于上一期的收盤價(jià)，呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)，這在樣本期間內(nèi)印證了技術(shù)分析中的價(jià)格以趨勢方式演變這一理論基礎(chǔ)。

隨后，本文又檢驗(yàn)了回歸方程殘差的平穩(wěn)性、及是否存在自相關(guān)及異方差，從表3、表4和表5可以看出，殘差序列是平穩(wěn)的，不存在自相關(guān)和異方差，進(jìn)一步論證了模型的構(gòu)建、變量的選擇都是合理的，從而結(jié)論更加可靠。

2 結(jié)論及解釋

影響上證指數(shù)收盤價(jià)的因素紛繁復(fù)雜，本文在構(gòu)建模型之初也考慮過盡量納入更多的變量構(gòu)建一般模型，但是在對時(shí)間序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)這些擬納入的變量的有些序列本身就是平穩(wěn)的，有些是一階平穩(wěn)，有些是二階平穩(wěn)，因而這在一定程度上限制了模型構(gòu)建時(shí)變量的容納范圍。最終，本文所選取的變量都是一階平穩(wěn)的。

經(jīng)過論證和檢驗(yàn)之后，可以得出：

第一，在2006年到2011年間，上證指數(shù)和貨幣供給M1的增長率、消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI以及匯率之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。而且，平均來看上證指數(shù)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(shù)走勢成負(fù)相關(guān)，“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(xiàn)金流貼現(xiàn)法，當(dāng)未來現(xiàn)金流不變的情況下，通貨膨脹率提高意味著貼現(xiàn)率提高，相應(yīng)的股票估值就會下降，從而股票指數(shù)也下降，這符合經(jīng)濟(jì)學(xué)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(shù)成正相關(guān)。股票作為一種投資手段，當(dāng)貨幣政策寬松，資金充裕時(shí)，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(jià)格上漲。

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[4]高謙,何蓉.流動性過剩與股票價(jià)格重估[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2007,(10).

[5]賀曉波,許曉帆.貨幣政策對資產(chǎn)價(jià)格沖擊效果透視[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2009,(6).

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