袁嘉瑞

（北京理工大學管理與經(jīng)濟學院，北京 100000）

一、引言

隨著我國金融體制改革和市場化程度的不斷深入，貨幣供給量、通貨膨脹與我國股價的相關關系越來越明顯，這也逐漸成為學術界討論的熱點論題。了解近年來我國持續(xù)變化的股票價格可知，在受內(nèi)部制度和歷史因素所影響的基礎上，貨幣供給與通貨膨脹也在一定意義上影響著股票的價格，并且在多年來一直是理論界和管理當局探討的熱點。

國內(nèi)外學者集中研究了貨幣變量與股票價格以及通貨膨脹與股票價格的相關關系，但可能是由于數(shù)據(jù)選取、市場選取、統(tǒng)計方法以及變量選取的分異性，得出了差異性的結論。本文結合1997年1月～2020年11月的月度歷史數(shù)據(jù)進行實證分析，相較其他學者的研究數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)體量最為龐大。且本文采用建立向量誤差修正模型 （VEC）、進行Johansen 協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解等計量方法進行實證研究，深入探討了廣義貨幣供應量、通貨膨脹與我國股價的相關關系，以數(shù)學模型更加直觀地展現(xiàn)了廣義貨幣供給量增長率、通貨膨脹率、上證綜指對上證綜指變化的解釋效果。從實證分析的結論出發(fā)，為如何在新媒體背景下更好地在中國市場發(fā)揮貨幣政策的股票市場傳導機制提出了建議，并為廣大投資者提供了投資參考。

二、計量模型構建

1.變量選取與數(shù)據(jù)描述

本文中所采用的代理變量及其描述如下：

通貨膨脹率。一般來說，衡量通貨膨脹的常用指標是消費者物價指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）和國內(nèi)生產(chǎn)總值物價平減指數(shù)。本文選取1997年1月～2020年10月的月度歷史消費者物價指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）取對數(shù)后的LNCPI、LNPPI作為衡量通貨膨脹率的指標。

股票價格指數(shù)。本文選取上證綜指1997年1月～2020年11月的每月期末收盤指數(shù)SZ取對數(shù)后的LNSZ作為衡量股票價格指數(shù)的指標。

貨幣供應量。對比M0和M1可知，M2可以更加全面的展現(xiàn)貨幣供給數(shù)量的變化動態(tài)，且能準確無誤的解釋分析股價變動效應，[1]所以選取M2的增長率RM2作為衡量貨幣供應量的指標。

本文以上海證劵交易所、國泰安數(shù)據(jù)庫1997年1月～2020年11月發(fā)布的的月度統(tǒng)計數(shù)據(jù)為本文研究的基礎樣本。為了降低原本樣本序列異方差產(chǎn)生的不良影響，在不調(diào)整原有序列的基礎上，在實證分析時，對除RM2外的其他變量均取自然對數(shù)，得到變量 LNCPI、LNPPI、LNSZ、RM2。

2.VEC模型

（1）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰指出，若變量X對于預測變量Y是有力度，也就是說，Y的當前值在較大的程度上可以通過X的滯后值來進行解釋，可以判斷，X是Y的格蘭杰原因。檢驗模型如下：

如果X可以被視為Y產(chǎn)生變化的原因，也就是說，X滯后項的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上顯著不為零，那么則可以拒絕原假設。協(xié)整檢驗可以清晰地說明，長期穩(wěn)定的均衡關系是否真的存在于變量當中，格蘭杰因果檢驗能夠成功的各經(jīng)濟變量之間所存在的因果關系。

以LNCPI、LNPPI、RM2和LNSZ四個變量建立VEC模型，按照少數(shù)服從多數(shù)的原則進行信息整合分析，并提出與四個變量相對應的最小化原則，而后對LNCPI、LNPPI、RM2和LNSZ四個變量進行最佳滯后期檢驗分析，確定最佳滯后期為3期。

表 Granger檢驗

結果顯示，在95%的置信水平下，LNCPI、RM2、LNPPI不是LNSZ的格蘭杰原因，但LNSZ是LNCPI的格蘭杰原因，即股票價格普遍上漲可能會導致物價上升。

（2）模型預估結果分析

Engle和Granger在實驗探究中，通過有效結合誤差修正和協(xié)整模型，在構建向量誤差修正模型的基礎上，對貨幣供給量和通貨膨脹進行了深層次的探討。因為VEC模型中所擁有的方程都屬于自回歸分布滯后模型，所以其也可以看作是具備協(xié)整約束性的研究模型，在實踐探索中具備協(xié)整關系，且是一種非平穩(wěn)的時間序列建模過程。

根據(jù)模型估計的結果，得到其回歸模型為：

D（LNSZ）=5.70358400193*（LNCPI（-1）-0.209775227353*LNPPI（-1）-0.114999146985*LNSZ（-1）-0.00107134941115*RM2（-1）+0.00567142756383*@TREND（97M01）-2.82458469446） -8.94208225277*D（LNCPI（-1）） -7.53363818046*D（LNCPI（-2）） + 1.39585585858*D（LNPPI（-1））+1.68387334062*D（LNPPI（-2）） +0.258344021922*D（LNSZ（-1））+0.290183877064*D（LNSZ（-2）） + 0.0137672124769*D（RM2（-1）） - 0.0182127377717*D（RM2（-2）） + 0.012518503301

回歸方程的擬合優(yōu)度為0.4546。從t統(tǒng)計量看，消費者物價指數(shù)的自然對數(shù)（LNCPI）、生產(chǎn)者物價指數(shù)的自然對數(shù)（LNPPI）、廣義貨幣供應量增長率 （RM2）對上證綜指的自然對數(shù)（LNSZ）的影響程度存在差異性。

（3）脈沖響應函數(shù)

從理論應用角度分析，脈沖響應函數(shù)系統(tǒng)是指系統(tǒng)對變量沖擊或新生所作出的直觀反映。要想在實驗研究中充分了解上證綜指的自然對數(shù)和指數(shù)的變化情況，明確廣義貨幣供應量的實際增長概率（RM2）、消費者物價指數(shù)的自然對數(shù)（LNCPI）、生產(chǎn)者物價指數(shù)的自然對數(shù)（LNPPI）對上證綜指的自然對數(shù)（LNSZ）所構成的沖擊影響，需要結合如圖1所示的脈沖響應分析結果進行深入探討。

圖1

上證綜指的自然對數(shù)（LNSZ）對自身的沖擊十分顯著，在第1期達到最大值之后開始下降，在第4期轉變?yōu)樨撓虻南仍龃蠛鬁p小的沖擊效應后，在第8期回歸正向沖擊效應，且沖擊效應平緩增強。消費者物價指數(shù)的自然對數(shù)（LNCPI）對LNSZ的沖擊效應總體表現(xiàn)為波動較大的正向效應，在第3期表現(xiàn)為微小的負的沖擊效應，但相較LNSZ對自身的沖擊效應，總體來說效應非常微小。生產(chǎn)者物價指數(shù)的自然對數(shù)（LNPPI）對LNSZ的沖擊效應總體表現(xiàn)為波動較大的正向效應，相較LNSZ對自身的沖擊效應較為不顯著，但比LNCPI對LNSZ的沖擊顯著。廣義貨幣供應量增長率 （RM2）對LNSZ的沖擊效應表現(xiàn)為先增強后到第6期開始減小的顯著的負向效應。

（4）基于廣義權重的方差分解

要想深入探討本文研究所構建的VEC模型中所包含的各類變量，以及它們對上證綜指所構成的結構性沖擊影響，需要利用廣泛意義上的權重方差分解的方式來進行分析與研究，最終可以得到如圖2所示的結果。通過觀察圖2所呈現(xiàn)出的數(shù)值變化可知，上證綜指持續(xù)變化的方差會受自身（LNSZ）所影響，在這一過程中正向效應會持續(xù)增加，且較為平緩，均在77.9%以上。廣義貨幣發(fā)行量增長率（RM2）引起上證綜指變動的方差的效應貢獻相對較小，但隨著時間的推移正向效應逐期增大，在第10期為2.10529%。消費者物價指數(shù) （LNCPI）引起上證綜指變動的方差為正向效應，并隨著時間的推移正向效應逐期增大，在第10期為13.34724%。生產(chǎn)者物價指數(shù) （LNPPI）引起上證綜指變動的方差為正向效應，并隨著時間的推移正向效應逐期減小，在第10期為4.921707%。

圖2

三、結論

1.貨幣供應量增加對股票價格并非明顯正向效應而是表現(xiàn)為較弱的負向效應

從格蘭杰檢驗來看，在95%的置信水平下，廣義貨幣供給量增長率 RM2與上證綜指的自然對數(shù)LNSZ互不為對方的格蘭杰原因，說明二者之間不存在統(tǒng)計意義上的因果關系。從VEC模型得到的回歸方程來看，不論是一階滯后還是二階滯后，RM2的系數(shù)與其他變量相比都非常小，可以說明廣義貨幣供給量增長率對上證綜指的影響并不顯著。從脈沖響應函數(shù)圖來看，廣義貨幣供應量增長率 （RM2）對上證綜指的自然對數(shù)LNSZ的沖擊效應為負向效應。從廣義權重的方差分解來看，廣義貨幣發(fā)行量增長率（RM2）引起上證綜指變動的方差的效應貢獻非常小。

Frledman（1988）的研究結果表明， 美國的貨幣供給量可以用來解釋股票價格的變動，表現(xiàn)為：貨幣供給量增加，股票價格上漲。其與本文研究結果的差異可能與我國的貨幣供給具有較強的內(nèi)生性以及我國股票市場運行機制還不夠成熟有關。貨幣供給內(nèi)生性（Endogenous Supply Theories）理論認為，貨幣供給并不是中央銀行可以自行決定的，而是由經(jīng)濟中諸多因素，如物價水平、利率以及實際產(chǎn)出水平?jīng)Q定的，中央銀行只能被動地根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展所需的貨幣量投放貨幣（Boonyanam，2014）。這使得貨幣供給中來自公司融資行為的影響力超過了政府貨幣政策對貨幣供給的影響力。而貨幣供應量主要影響整個社會資金，即影響股市的場外資金，對股市場內(nèi)資金的影響是間接的，這就使得廣義貨幣供應量M2對股價的影響進一步被弱化。由于中國人偏好儲蓄等的預防性資金需求，更使得資金流向風險較大的股市場內(nèi)資金進一步減少。另外，M2中占比重較大的企業(yè)定期存款、外幣存款和信托類存款由于在市場中的流動性不足，故而對股價影響較小。

2.以生產(chǎn)者物價指數(shù)與消費者物價指數(shù)為代表的通貨膨脹效應與股票價格呈現(xiàn)正相關

從格蘭杰檢驗來看，在95%的置信水平下，消費者物價指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）取對數(shù)后的LNCPI和LNPPI不是上證綜指的自然對數(shù)LNSZ的格蘭杰原因，但LNSZ是LNCPI的格蘭杰原因，說明股價的變化與以消費者物價指數(shù)（CPI）代表的通貨膨脹率之間存在因果關系。這也論證了“股市是經(jīng)濟的晴雨表”這一說法的正確性。這是由于股價的上升，使資產(chǎn)持有者的財富發(fā)生變化，又由于股票極高的流動性使其可以快速利用財富效應調(diào)控短期的邊際消費，以此在構成消費需求的基礎上引起通貨膨脹。

從脈沖響應函數(shù)圖和廣義權重的方差分解來看，以生產(chǎn)者物價指數(shù)與消費者物價指數(shù)為代表的通貨膨脹效應與股票價格呈現(xiàn)正相關。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因在于，在通貨膨脹持續(xù)上升的背景下，投資人員對未來經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了疑問，并且增加了對金融資產(chǎn)的實際需求數(shù)量，從而來抵抗市場發(fā)展所涌現(xiàn)出的通貨膨脹，比如說常見的股票等。

Fama等（1977）認為通貨膨脹不但直接影響投資者目前的決策， 而且會引起投資者對通貨膨脹的預期。發(fā)生通貨膨脹時，由于投資者產(chǎn)生了通貨膨脹預期，這使其偏好用貨幣更多地去交換商品（包括股票）以希望保值，進而擴大了對股票的需求；另外， 當通貨膨脹率較高時， 政府往往會采用緊縮的貨幣和財政政策， 促使利率上升。此時， 企業(yè)為了籌集資金而發(fā)行股票，進而增加了股票的供給。此時若股票市場的需求增長大于供給增長， 則股票價格與通貨膨脹之間呈現(xiàn)正相關。

因此，廣大投資者在進行股票投資時，應注意CPI，PPI指標的變動對股票價格的影響，選好時機買進賣出。相關部門要注意股票價格普遍上漲時對通貨膨脹的影響作用，在高通貨膨脹時期要對其進行宏觀調(diào)控，不可任其肆意發(fā)展。

3.股價波動主要是由于自身沖擊造成的

從脈沖響應函數(shù)圖來看，上證綜指的自然對數(shù)LNSZ對本身的影響非常大，且主要表現(xiàn)為正向趨勢。結合上圖提供數(shù)據(jù)變化信息分析可知，從第3期開始實際沖擊效應開始持續(xù)降低，但一直維持在較為顯著的水平上。從廣義權重的方差分解來看，上證綜指所包含的方差變化會根據(jù)自身（LNSZ）所表現(xiàn)出的差異來分析，最終表現(xiàn)為持續(xù)上升的正向效應，且可以在第1期實現(xiàn)最大值98.21498%，隨后呈現(xiàn)緩慢地下降趨勢，但正向效應依然達到94%以上。

4.結論啟示

本文研究結果反映了貨幣政策資產(chǎn)價格傳導機制的部分失效，暴露出我國金融體制中存在著很多問題，這需要我們盡快推進金融體制改革。要推進金融體制改革就要促進股票市場健康發(fā)展，引導股市資金落點于實體經(jīng)濟。當前優(yōu)質(zhì)、大型企業(yè)不缺資金，技術落后、產(chǎn)能過剩企業(yè)的資金供給需要限制，這一步的重點是識別并解決好“中間企業(yè)”的“有效”資金需求問題。需要引導金融機構和金融市場通過優(yōu)化資金配置和金融服務，強化制度約束機制，尋找合適的資本監(jiān)管力度，多利用輿論對商業(yè)銀行進行道德監(jiān)管，降低合法經(jīng)營商業(yè)銀行的合規(guī)成本，幫助這部分企業(yè)提升績效水平，實現(xiàn)股票市場的投融資功能，完善貨幣政策的股票價格傳導機制。