我國股票市場與宏觀經濟變量關系的實證研究

摘 要：本文利用格蘭杰因果檢驗、向量自回歸模型等方法，對我國股票市場與宏觀經濟變量之間的關系進行實證研究。結果表明，股價變動會在一定程度上影響實體經濟的變動，尤其是影響產出，但產出并不能十分顯著地引起股價的變化，我國股市的“晴雨表”功能未能得到很好地發揮。相比貨幣供應量，利率政策對股價影響的時滯雖然較長，但效力更顯著。

關鍵詞：股票市場；宏觀經濟；格蘭杰因果；向量自回歸

中圖分類號：F832.5 文獻標識碼：Ａ 文章編號:１００３－９０３１(２０12)08－００08－０4 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.08.02

一、引言

隨著美國房地產泡沫的破滅和金融危機的蔓延，資產價格和宏觀經濟之間的關系再一次成為國內外學者研究的熱點問題。國際經濟緩慢復蘇，美國和歐洲疲于應對就業壓力和債務危機。在次貸危機對外需造成明顯沖擊的情況下，我國于2008年末推出4萬億的信貸刺激計劃，短期內效果顯著，GDP增長仍維持在每年8%以上的速度。但隨著時間的推進，其副作用也漸漸顯現。普遍認為，此輪資產價格上漲和通貨膨脹與寬松的貨幣政策不無關系。同時，近年來我國金融市場一直保持了高速增長的態勢，金融深度不斷加大，證券化率從1994年的9.5%增長至2010年末的70.8%，資產價格波動的影響已超越了資本市場本身，對宏觀經濟和金融穩定的影響不可忽視。

國外學者對股票市場表現和宏觀經濟變量之間的關系進行了大量研究，大都表明兩者之間存在明顯的相關關系，但結論并非完全一致。Chen等（1986）發現風險溢價變化和通脹率等因子可以解釋股票收益率變化，但消費支出、原油價格和股票收益率之間卻沒有明顯關系[1]。Bernanke和Kuttner（2005）發現聯邦基金利率未預期到的下降25個基點，股票價格將平均上升1%[2]。然而，Pearce和Roley（1985）卻發現美國1977至 1982年間未預期到的貨幣供應量增加與股價存在負相關關系[3]。Binswanger（2000）用樣本滾動回歸方法對美國第二波股市繁榮期間股市收益率和實體經濟間的關系進行了研究，并沒有發現兩者之間存在顯著的關系[4]。

關于我國股票市場表現和宏觀經濟變量之間的關系，易綱和王召（2002）認為貨幣數量和通貨膨脹不僅取決于商品和服務的價格，還取決于股票市場[5]。劉勇（2004）運用VECM模型，發現股指、GDP、貨幣供應、利率和CPI間存在長期穩定的均衡關系，股指和GDP、CPI之間是一種正相關的關系，而和貨幣供應、利率之間是一種負相關關系。但也有部分學者持相反意見[6]。孫華妤和馬躍（2003）采用滾動式向量自回歸模型考察了我國貨幣政策和股票市場之間的關系，發現股市市值或股價對消費指數都沒有影響，在少量的子樣本中，股市市值和GDP之間有負相關關系；不同層次的貨幣供應量對股市都沒有影響，利率在部分子樣本中對股價產生了顯著的影響[7]。孫洪慶和鄧瑛（2009）運用Granger因果檢驗和VECM模型發現，股票價格指數和國內生產總值及投資之間完全沒有協整關系，與消費支出之間有弱協整關系，與貨幣供應量之間有強協整關系及格蘭杰因果關系，從而檢驗了近年來中國股票市場的反經濟周期現象和“政策市”現象[8]。

綜合上述文獻可發現，關于股票市場和宏觀經濟變量之間的關系在不同國家、不同時期結論并不一致。本文在借鑒已有研究的基礎上，對我國股票市場和宏觀經濟變量之間的關系進行重新考察，并比較研究兩種貨幣政策工具對股市影響的效力，得出了一些有意義的結論。

二、實證檢驗結果與分析

（一）變量選擇和數據處理

本文選取的變量包括國內生產總值、消費者物價指數、貨幣供應量、利率和股票價格指數。考慮到我國在1998年之前使用貸款限額控制，本文樣本為1998年1月至2010年12月的月度數據。其中，國內生產總值（以GDP表示）只有季度數據，筆者利用Eviews6.0提供的二次插值法將其轉換為月度數據；消費者物價指數（記為CPI）以1998年為1月為基期，利用CPI環比增長數據計算得到；股票價格指數以上證綜指（記為index）作為代表。選取貨幣供應量和利率作為貨幣政策的代理變量。其中，貨幣供應量數據（M）取廣義貨幣供給M2；利率（記為ir）以銀行間7天同業拆借加權平均利率表示，它能夠及時反應金融體系“頭寸”的松緊，可以作為貨幣市場的基準利率。所有的數據均來自于CEIC中國經濟數據庫。由于GDP、CPI和M2的值往往存在著季節趨勢，采用Census X12方法對其進行了季節性調整。為了消除數據序列中可能存在的異方差，對所有數據進行了對數化處理（利率除外），再對其進行一階差分則表示變量的對數增長率（或收益率）。

（二）數據平穩性檢驗

時間序列數據往往表現出非平穩性，首先需要對數據做平穩性檢驗，檢驗方法采用ADF方法。首先根據基本時序圖確定截距項和時間趨勢項是否存在，即確定ADF檢驗的基本形式，再根據AIC準則確定之后階數，最后根據ADF統計量判斷時間序列是否平穩。檢驗結果如表1所示。

從表1可看出，在5%的顯著性水平下，國內生產總值、消費者物價指數、貨幣供應量及股票價格是一階單整，利率是平穩的。

（三）建立五元VAR模型

由數據平穩性檢驗結果可知，產出增速（dlnGDP）、通貨膨脹率（dlncpi）、利率（ir）、貨幣供給增速（dlnm）和股市收益率（dlnindex）都是平穩的時間序列，在這些變量之間建立向量自回歸（VAR）模型。利用LR和AIC準則，判斷得到VAR模型的最優滯后期為4。AR-Roots檢驗表明，VAR模型的單位根均在單位圓內，所以該VAR模型是穩定的。對模型殘差進行的自相關LM檢驗和懷特異方差檢驗結果也顯示，建立的模型是合適的。

（四）Granger因果關系檢驗

為了研究股價和宏觀經濟變量之間的因果關系，本文采用Granger因果關系檢驗方法，滯后階數參照VAR模型回歸結果選4。

從表2的Granger因果關系檢驗結果看，在5%的顯著性水平下，利率和通脹率是產出變動的Granger原因。由于利率減去通脹率就是實際利率，而拉動產出增長的兩架馬車（投資和消費）都受到實際利率的影響，因此利率和通脹率共同影響產出。股票價格上漲通過財富效應、托賓Q效應和資產負債表效應等渠道促進消費和投資的增長，從而拉動總需求。雖然我國股票市場發展較晚，但近年來，隨著股權分置改革的完成，股票資產在我國金融資產結構中所占的比重越來越大，對經濟的影響持續深化。Granger因果關系檢驗的結果也顯示，股價變動在5%的顯著性水平下是產出變動的原因。產出是通貨膨脹率和利率變動的Granger原因，同時通貨膨脹率也是利率變動的Granger原因，這體現了物價穩定在我國貨幣政策目標中的重要性。

就宏觀經濟變量對股市收益率的Granger因果關系看，在5%的顯著性水平下，產出、通貨膨脹率和貨幣供應都不會格蘭杰引起股票價格變動，這與現階段我國股市經常與宏觀經濟背離、暫時還沒有發揮“晴雨表”功能是一致的。另外，利率是股價變動的原因。因此，在樣本期內，股價與宏觀經濟變量之間相互影響，尤其是股價能比較顯著地影響產出，而且相對于M2而言，利率能較顯著地影響股價。

（五）VAR脈沖響應

為了更進一步考察股價與宏觀經濟變量之間的動態關系，本文運用VAR脈沖響應進行分析。所謂脈沖響應，就是給定模型中一個變量正的沖擊，考察其余變量對這一沖擊的響應，可以用來分析VAR模型中的隨機沖擊對整個模型的動態影響[9]。對脈沖響應函數解釋的困難在于VAR系統的誤差項往往是相關的，而當誤差項相關時，它們有個共同的組成部分不能被任何特定的變量所識別，有必要通過喬列斯基（Cholesky）分解，使誤差項正交。另外，VAR模型中內生變量的排列順序可能會導致脈沖響應出現很大的不同，本文在參考其他學者研究和Granger因果關系檢驗結果的基礎上，選擇的喬列斯基分解排序為產出、通脹率、利率、貨幣供應和股市收益率。

1.宏觀經濟變量沖擊對股市收益率的影響。給定產出、通貨膨脹率、利率和貨幣供應量一個正的沖擊，觀察股價變動的響應，以確定哪個宏觀經濟變量對股價的影響較大。如圖1所示，給定產出變動一個正的沖擊，股價在前3期基本沒有變化，即使在后面幾期股價有所響應，但幅度也相當小。與國外成熟市場相比，我國股票市場發展還不夠成熟，股價的變動很大程度上受到政策的影響，我國股市“經濟晴雨表”的功能沒有得到較好的發揮。給定通脹率一個正的沖擊，股價在第1期的響應為正，隨后轉變為負并逐漸收斂，但幅度比較小。表明在樣本期內，我國股票市場和商品市場的替代效應存在，但不明顯。

利率一個正的沖擊在滯后兩期和四期時股價有正的響應，其余時期均為負，這與理論分析是一致的。給定貨幣供應量一個正的沖擊，在第1期股價反應為正并且最大，之后慢慢收斂于0。與利率沖擊相比，股價對貨幣供應量沖擊的響應大多數時期內為正，但總體來看，響應程度較小，這與Granger因果檢驗結果一致。近年來，隨著金融脫媒的深化，我國貨幣乘數效應和貨幣流通速度發生了較大的變化，貨幣供應量作為傳統貨幣政策中介目標的做法受到嚴峻挑戰，利率政策的效力越來越顯著。

2.股市收益率沖擊對宏觀經濟變量的影響。為了研究股價對宏觀經濟系統的影響，給定股市收益率一個正的沖擊，觀察產出、通脹、利率和貨幣供應量的響應。如圖2所示，當給定股價變動一個正的沖擊時，產出在第2期有一個正的響應，并在第4期達到最大值，隨后慢慢減小，并收斂于0。總體來看，產出對股價上漲的響應為正且顯著，這與理論分析是一致的。給定股價變動一個正的沖擊，通貨膨脹率在第2期先是下降，很快在第3期逆轉為正且在第5期達到最高點，隨后逐漸趨向于零。與產出的響應相比，通貨膨脹率對股價沖擊的響應較慢，且幅度較小。

給定股價變動一個正的沖擊，利率在第2期先下降，很快在第3期逆轉為正，隨后保持正的響應。貨幣供應量則相反，在第2期先上升，在第3期逆轉為負后基本保持負的響應。這可能是由于當股價受到正的沖擊時，中央銀行從穩定通脹預期目標出發，提高利率并減少貨幣供應。

（六）方差分解

方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，評價每個隨機擾動對模型內生變量的相對重要性。模型中變量排序的不同會影響方差分解的結果，排序在前的變量會影響同期排序在后的變量，而排序在后的變量卻無法影響同期排序在前的變量。延續前文脈沖響應的排序，對股價變動進行方差分解，結果如表3所示。

由表3可知，在第1期，相對其它變量來說，通脹率對于股價變動的貢獻度最大，隨后緩慢地增加。貨幣供給增速在第1期時對股價變動的貢獻度也較大，緩慢增加一段時間后在第9期開始減小。利率對于股價變動的貢獻度隨時間由小變大，并且在第3期后，相對其他變量其貢獻度已經達到最大。比較貨幣供應量和利率兩種政策工具對股價影響的效力可發現，從政策時滯上看，利率政策的時滯較長，而貨幣供應量的時滯較短，但利率政策的效力隨時間的推移可能變大。相對于貨幣供應量來說，利率政策更為有效。

三、結論

基于Granger因果關系檢驗，本文發現股價變動會在一定程度上影響實體經濟的變動，尤其是影響產出，但產出并不能十分顯著地引起股價的變化，我國股市的“晴雨表”功能未能得到很好的發揮。在樣本考察期內，利率和貨幣供應量對股價都有政策效力，基于脈沖響應和方差分解的結果，本文比較了兩種政策工具的效力。結果顯示，貨幣供應量調控可以收到立竿見影的效果，而利率政策的時滯較長，但其效力隨著時間的推移可能變大。因此，相對于貨幣供應量來說，利率政策更為有效。

（責任編輯：陳薇）

參考文獻：

[1]Chen， N. F， Roll， R，Ross S. A. Economic Forces and

the Stock Market[J].Journal of Business，1986，59（3）:383-403.

[2]Bernanke， B.S，Kuttner， K. N. What Explains the Stock Market’s Reaction to Federal Reserve Policy [J]. Journal of Finance， 2005， 60(3): 1221-1257.

[3]Pearce， D. K，Roley V. V. Stock Prices and Economic

News [J]. Journal of Business， 1985，58(1): 49-67.

[4]Binswanger， M.Stock Market Booms and Real Economic Activity: Is this Time Different? [J]. International Review of Economics and Finance， 2000， 9(4):387-415.

[5]易綱，王召.貨幣政策與金融資產價格[J].經濟研究，2002（3）.

[6]劉勇.我國股票市場和宏觀經濟變量關系的經驗研究[J]. 財貿經濟，2004（4）.

[7]孫華妤，馬躍.中國貨幣政策與股票市場的關系[J]. 經濟研究，2003（7）.

[8]孫洪慶，鄧瑛.股票價格、宏觀經濟變量與貨幣政策[J]. 經濟評論，2009（4）.

[9]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模:EViews應用及實例（第二版）[M].北京：清華大學出版社，2009.