張海波，謝德泳

（中南財經政法大學 統(tǒng)計與數學學院，武漢 430073）

0 引言

在貨幣政策和宏觀經濟變化等因素的影響下，近年來我國股票市場也出現了劇烈的波動，大盤收盤價從2007年初的2700多點漲到2007年10月的6000多點，之后跌到2008年10月的1700多點，然后又漲到2010年4月的3000多點，而2013年9月又回到了2000多點。截止到2013年9月末，我國廣義貨幣余額(M2)達到107.7萬億元，環(huán)比增長1.5%，同比增長14.2%；我國GDP三季度累計值為38.7萬億元，累計同比增長7.68%。同時受到2008年金融危機的影響，我國宏觀經濟走勢正在不斷調整當中。

在當前股市波動劇烈，貨幣超發(fā)嚴重，宏觀經濟變化迅速的形勢下，研究股市收益率、貨幣政策及宏觀經濟變化之間的關系具有重要的意義，能夠為政策制定者及投資者提供一定的參考依據。因此，本文試圖通過建立適當的模型來研究三者之間的關系及其變化規(guī)律，為相關決策者提供有用的決策信息。

1 變量選擇與數據描述

1.1 股市收益率

在我國，衡量股票價格變化的指數通常包括滬深300指數、上證綜合指數、深證成指等?？紤]到滬深300指數綜合了上海證券交易所和深圳證券交易所的股票，對我國股市的代表性較強，本文選取滬深300指數的收益率來測度我國股市收益率。股市收益率的具體計算過程如下：

首先對滬深300指數的日收盤價按月求平均值，作為滬深300指數的月度收盤價。然后根據公式（1）計算月度股市收益率，記為R。

1.2 貨幣供應量變化率

與貨幣政策相關的指標通常有貨幣供應量、人民幣貸款余額、外匯占款等。貨幣供應量是我國央行能夠通過貨幣政策直接控制的一個重要變量，直接體現了央行貨幣政策的意圖。我國貨幣供應量包含M0、M1、M2三個層次，其中M2與金融市場的均衡較為相關。本文選用廣義貨幣供應量（M2）的變化率來描述我國的貨幣政策意圖，仍然記做M2。

1.3 一致指數變化率

一致指數是代表宏觀經濟周期變化的綜合指標，指標的轉折點與經濟周期的轉折點基本一致。我國的一致指數是由總收入、工業(yè)總產值、商品零售額、海關進口值等十多項指標，經過去除隨機干擾因素計算而得，能夠有效地代表我國經濟的發(fā)展狀況。本文選取一致指數變化率來表示我國宏觀經濟的變化情況，記為CI。

本文數據來源于巨靈金融平臺和國家統(tǒng)計局數據庫，樣本區(qū)間為2007年2月至2013年8月，共79個樣本。之所以選取2007年以后的數據是因為我國在2006年底完成了股權分置改革，2007年以后的股市收益率數據對當期的股票市場更具代表性?？紤]到樣本數據為月度數據，可能存在季節(jié)效應，本文對所有變量序列都利用X12方法進行了季節(jié)調整，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，一般都是貨幣供應量變化率到達峰值后股市收益率才到達峰值，說明貨幣政策具有滯后性。第二，股市收益率的變化先于經濟狀況的變化。在樣本期內，一致指數變化率的峰值幾乎都出現在股市收益率的峰值之后，說明良好的經濟預期有利于股市的發(fā)展。

2 結構向量自回歸模型的構建

無約束的向量自回歸模型VAR模型沒有直接給出變量間的當期關系，而是隱藏在誤差項的相關關系結構中。結構向量自回歸模型（SVAR）克服了VAR模型不考慮當期關系的缺陷，使得模型更符合實際情況。同時，SVAR模型通過對參數空間施加約束條件解決了VAR模型待估參數過多的問題。在建立SVAR模型之前，需要先建立VAR模型。利用股市收益率（R）、貨幣供應量變化率（M2）及一致指數變化率（CI）建立如下三變量VAR（p）模型：

在VAR模型的基礎上，確定最優(yōu)滯后階數 p后，可以建立關于R、M2及CI的三變量SVAR（p）模型：p為滯后階數，T 為樣本個數，μt為3維擾動向量。

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：

為了識別m變量的K型SVAR模型，需要給出m(m-1)/2個約束條件，因此，要估計模型（7）就需要對系數矩陣施加3(3-1)/2=3個約束條件。

3 實證分析

3.1 平穩(wěn)性檢驗

廣義的平穩(wěn)性時間序列指時間序列的均值、方差不隨時間的變化而變化，自協(xié)方差僅取決于時間間隔的時間序列。一般對不平穩(wěn)序列進行協(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，因此需要對變量序列進行平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗的主要方法包括DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗、NP檢驗、KPSS檢驗、ERS檢驗等。本文采用ADF及PP檢驗兩種方法對R、M2及CI三個變量序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗模型根據變量序列的特點選擇，最優(yōu)滯后階數根據AIC準則選取，檢驗結果見表1。

由表1可知，三個變量序列R、M2及CI的ADF檢驗的P值和PP檢驗的P值小于0.01，表明R、M2及CI是顯著平穩(wěn)的，適合對三個變量建立SVAR模型進行分析。

表1 平穩(wěn)性檢驗結果

3.2 SVAR模型的估計與識別

估計SVAR模型之間需要先估計VAR模型，然后在合理的VAR模型基礎上估計結構因子K，進而才能進行脈沖響應分析和方差分解分析。估計VAR模型首先需要確定滯后階數，考慮到經濟變量的滯后效應一般為短期效應以及樣本量的限制，同時結合LR準則、AIC準則及SC準則，最終確定最優(yōu)滯后階數為2，建立VAR（2）模型，變量進入順序為R、M2、CI。采用普通最小二乘法對模型進行估計，表2是對估計殘差進行檢驗的結果，圖2是VAR模型穩(wěn)定性的檢驗結果。

表2 VAR模型估計殘差檢驗結果

圖2 AR特征根檢驗

由表2可知，估計殘差服從正態(tài)分布，且不存在自相關和異方差，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，表明建立的模型是穩(wěn)定的。因此，在VAR（2）模型基礎上建立的SVAR（2）模型是可以進行脈沖響應分析和方差分解分析的。

估計完VAR模型后，可以在此基礎上對SVAR模型進行估計。如前所述，要估計三變量的SVAR模型需要對系數矩陣施加3個約束條件。本文根據相關經濟理論及所研究問題的性質對模型施加的約束條件是：第一，假定股市收益率對貨幣政策的響應具有滯后性，即當期貨幣供應量變化率不影響當期股市收益率，故結構因子矩陣K中元素K12=0。第二，假定經濟變化對貨幣政策的響應具有滯后性，即當期貨幣供應量變化率不影響當期一致指數變化率，故結構因子矩陣K中元素K32=0。第三，假定貨幣政策對股市收益率的響應具有滯后性，即當期股市收益率不影響當期貨幣供應量變化率，故結構因子矩陣K中元素K21=0。

3.3 基于SVAR模型的脈沖響應分析

脈沖響應函數是分析當向量自回歸模型的一個誤差項發(fā)生變化，即模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響的一種分析方法。而基于SVAR的脈沖響應函數描述了單位結構式沖擊對系統(tǒng)的動態(tài)影響過程，它能比較直觀地展現變量之間的交互影響及效應。本文在穩(wěn)定的SVAR模型基礎上構造脈沖響應函數。脈沖設置為殘差的一個標準差沖擊，假定脈沖響應函數的響應期為15期，得到基于結構分解的股市收益率對自身沖擊、貨幣供應量變化率沖擊及一致指數變化率沖擊的單位脈沖響應圖及累積脈沖響應圖，見圖3和圖4。

圖3 股市收益率的單位脈沖響應圖

圖4 股市收益率的累積脈沖響應圖

由圖3、圖4可以看出：

第一，股市收益率對自身的沖擊較為敏感，一開始就達到了最大值0.978，隨后逐漸減小，在滯后6期后影響均小于0.01。總體上，股市收益率呈現出對自身的同向作用，且具有一定的集聚性和收益粘性，但是作用時間相對較短，隨著時間的延長而迅速減弱。

第二，貨幣供應量的變化率對股市收益率具有顯著的正向影響作用，在滯后2期后達到最大值1.506，隨后影響逐漸減小，在滯后9期后影響均小于0.01?？傮w來看，寬松的貨幣政策會對股市收益率產生正向影響，且具有一定的滯后效應，這與前面對原始序列的描述分析是一致的。

第三，一致指數變化率對股市收益率的影響相對較強，在前兩期為正向影響，且在滯后2期時達到最大值1.737，在滯后3期之后變?yōu)樨撓蛴绊?，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。總體上，宏觀經濟變化對股市收益率的影響是即期的，影響幅度大且隨著時間的變化而變化。

第四，股市收益率自身的沖擊、貨幣政策的沖擊及宏觀經濟變化的沖擊對股市收益率的累計效應均為正向影響，在滯后12期之后，各個累計效應基本不再增加，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模型中的變量產生影響的各個隨機擾動項的相對重要性信息，通過分析每一個結構式沖擊對系統(tǒng)動態(tài)變化的貢獻度，來進一步評價不同結構式沖擊的重要性。圖5是關于各個因素沖擊對股市收益率變化貢獻度的方差分解圖。

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的影響較大，貢獻率在30%左右。隨著時間的延長，自身影響逐漸減弱，貢獻率最終穩(wěn)定在12%左右。這表明我國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，歷史信息對未來收益率仍有預測作用。

第二，貨幣政策對股市收益率的影響在第2期才顯現出來，貢獻率為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影響市場利率間接影響股市收益率需要一定的時間，一旦形成影響，其作用是較大且持久的。

第三，宏觀經濟變化對股市收益率的影響最為直接且最大，貢獻率在一開始就達到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濟形勢密切相關，國民經濟的周期變化對股市收益率起決定性作用。

4 結論

根據以上研究得出以下結論：

第一，SVAR模型估計結果顯示，當期宏觀經濟變化對當期股市收益率具有顯著的正向影響作用，一致指數變化率每增加一個百分點，股市收益率平均增加1.539個百分點；當期宏觀經濟變化對當期貨幣政策具有不顯著的負向影響作用，估計值為-0.062；當期股市收益率對當期宏觀經濟變化具有不顯著的正向影響作用，估計值為0.015。

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

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；貨幣政策對股市收益率的影響具有滯后性，最終貢獻率為24.56%左右；宏觀經濟變化對股市收益率的影響最大，大約為63%。

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