2、基于SVAR模型的中国货币政策与股票价格波动交互影响.pdf

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1、经沐与全缺基于SVAR模型的中国货币政策与股票价格波动交互影响研究张立军u王晓红1李永立1(1.哈尔滨工业大学管理学院,哈尔滨1.50001;2.哈尔滨金融学院管理系,哈尔滨1500 30)摘要:本文从货币政策与股票价格波动交互影响的视角出发,构建两者交互影响机理的理论框架,并建立施加短期约束的结构式向量自回归(SV A R)模型,实证分析了 20 0 0-2012年中国货币政策与股票价格波动的交互影响效应。我们研究发现中国货币政策与股票价格存在双向作用关系,但两 者交互影响的显著性有 所区别。总体上,货币政策对股票价格的影响显著,股票价格波动对货币政策 能够产生一定程度的影响。其中,狭义货币

2、供给量Ml与股票价格的交互影响关系表现更为密切,利率的影响效应不够显著。最后,提出本文实证结果的重要政策涵义。关键词:货币政策;股票价格;交互影响;短期约束;结 构式向量自回归(SVA R)弓I 言随着资本市场的快速发展,相对于实体经济而言的虚拟经济影响力迅速上升,中央银行如何对待资产价格的波动受到了高度重视。在此背景下,货币政策与股票价格之间的关系成为货币经济学和 金融经济学研究 的热点问题。一方面,股票市场日益成为货币政策的重要传导渠道之一,股票价格的波动会影响货币供求、资产结构和宏观经济的资金分配格局,最终对货币政策的效果产生影响;另一方面,随着股票市 场规模的扩大与影响力的深化,货币政

3、策的制定过程也应将股票市场的考察与研究纳入其中,对股票价 格的波 动做出合理反应。我国股票市场起步 较晚,仅有2 0多年的历史,但取得了巨大成就。截止2012年3月境内上市公司数(A、B股)达到2389家,证券 投资基金956只,沪深两市股票账户总数超过I.75亿户,股票市价总值224704.9 0亿元。在200 0年 我国股票市价总值占GDP的比重巳经达到5 3.7 0%,2 00 7年股市高涨期该比值高达123.07%,2011年回落至45.54%。这些既表明我国的证券化率近年来迅速提高,股票市场对经济体系的影响力日益扩大,也表明我国证券 市场还处于发展阶段,其波 动幅度和风险性高于国外成

4、熟市场。因此,从我国具体国情出发,研究货币政策与股票价格波动的交互影响,对于实现我国货币政策调整与股票市场的良性互动,提高货币政策股票市场传导渠道的有效性具有重要的理论和现实意义。国外学者对货币政策与股票价格波 动的关系做出了许多有益的探讨。其中,早期的研究主要是采用货币总量或者基础货币来度量货市政策,在实证分析中运用单方程的协整方法以及Granger因果关系检验。Ker aril1、Homa和Jaf feel2、Hamburger和KochinPl利用货币供应总量来度量美国的货币政策,发现货收稿曰期:2012-11-2 9 基金项目:国家自然科学基金项目(71073 0 39)。作者简介:张

5、立军,哈尔滨工业大学管理学院博士研究生,哈尔滨金融学院管理系副教授;王晓红,哈尔滨工业大学管理学院教授,博士生导师,博土;李永立,哈尔滨工业大学管理学院博士研究生。10 管理评论 Vol.2 5 No.l0(2013)经沐与全缺币政策对股票回报有滞后的正向影响,这 与有效市场假说相悖,Pearce和RoleyW对美国197 7-19 82年的周数据进行实证检验,并将非预期货币供应量的变化对股票价格的影响作为主要研究方向,发现它与股票价格波动呈反方向变动。Choud hryl5!运用协整检 验,对美国、加拿大的股票价格与Ml、M2之间的关系进行实证分析,发现股票价格对Ml、M2具有显著的影响作用

6、,并且在股票市场的不同发展阶段,对货币需求的影响也不相同。Mo okerjee和Yu6l利用协整分析和Granger因果关系检验,对新加坡的股票价格指数与宏观经济变量(Ml、汇率、外币储备)之间 的关系进行了研究,发现股票价格与货币供应量之 间存在长期协整关系,但是货币供应量的变动滞后于股票价格的变动。后期的研究主要采用利率来度量货币政策,并且在方法上采用V A R技术,这与Sims、Bernanke和Blinder的研究成果直接相关:Sims7l提出一种新的多方程计量分析方法VA R(向量自回归),为相关研究提供了一个方便有效的工具;Bernanke和Blinder详细论证了联邦基金利率是货

7、币政策的合意度量指标。Patelisl0利用V AR方法分析了美国的货币政策变化与股票收益的可预测性,研究发现美国联邦目标基金利率能够很好地解释股票回报。Th orbecket10!使用联邦基金利率、非借入储备(自有储备)分别作为货币政策的衡量指标,建立VA R模型,结合特定事件进行分析,发现扩张性货币政策增 加了股票收益。MiyaoPl考察了日本20世纪8 0年代经济泡沫时期的货币政策效应,发现利率与股票价格存在负向关系。Cas sola和MorarW12l运用VAR模型考察了欧元区的货币政策与股票市场,发现名义利率与股票实际价格之间存在相互影响关系,以价格稳定为导向的货币政策会对股票市场产

8、生有益的影响。Io an nidis和Kontonik as13l将货币政策对股票价格影响的研究扩展到OE CD国家,发现在1972-2002年间13个OE CD国家的短期利率变化显著地影响股票价格。Li、Iscan和XUM实证检验了美国和加拿大的货币政策的股市的传导效应,结果表明加拿大股票价格对国内紧缩性货币政策冲击的直接反应较弱,动态响应短暂,而美国股价在同样的条件下的直接反应较强,动态响应也相对延长。Tsaii15!分析了美国1959-20 07年非预期联邦基金利率调整对股票收益影响,指出股票的回报率对非预期联邦基金利率的提高比非预期联 邦基金利率的下降更为敏感。Pirovanol16!

9、建立SVA R模型,对欧盟成员国捷克、匈牙利、波兰和斯洛文尼亚为代表的小型开放经济体进行考察,发现四国的股票价格对欧元区利率比国内利率更为敏感,并且,这些国家大部分的股票价格的波动是由于汇率和欧元区的货币政策的相关冲击。国内学者对于此问题也进行了较为深入的研究。易纲和王召1171构建了一个货币政策传导机制模型,认为货币政策对资产价 格(特别是股票价格)有影响,货币数量与通货 膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格,而 且在一定意义上还取决于股电。胡援成和程建伟18以货币供应量,名义利率和真实利率作为解释变量,以沪深两市股票流通总市值为被解释变量,采用协整和Granger因果检验方法进行实证分析,

10、发现相对于利率而言,货币供应量对股市有较大影响,货币供应量对股市存在着正向的因果关系。于长秋191对中国股票价格与各层次货币供应量进行协整分析和Granger因果检验,结果表明从总体上看,中国的股票价格在19 95年之后具备一定 的信息功能;股票价格与各层次货币供应量之间存在协整、因果关系。张琦和徐璋勇实证分析了 中国19 92-200 4年股票市场发展对Ml、M2货币供给量变化的影响,发现以股票市值代表的股票市场发展对Ml、M2有明显的吸收效应。张成虎和李 育林研究发现我国股票价格变化对货币供给变化具有显著的影响,且对各层次货币供给影响程度不同,但货币供给量变化对股票价格变化的影响却不显著。

11、王培辉实证检验了我国货币冲击对股票价格波动的非对称影响,结果表明我国货币和股票价 格之间在不同经济状态、不同冲击方向和不同冲击规模下均表现出一定的非对称性。方舟等结合Markov 区制转换和VAR方法,研究表明我国货帀政策冲击对股票市场流动性有显著影响,但是相比较而言,影响程度在股市处于膨胀期表现得更加明显。彭小林和龚 仰树1241利用VAR模型考察了货币流动性与股市流动性的问题,发现我国货币流动性正向冲击会提高股票市场流动性,但是影响力度有限,在宏观经济波动较大的时期,货币流动性对股票市场流动性的影响更强。纵观巳有研究文献,学者们基本认同货币政策 与股票价格波动之间存在影响关系,但由于数据和

12、指标选取、实证方法的不同,对影响程度的判断和结论有所差别。国内现有研究基本上直接借鉴国外的单方程协整分析以及VAR方法。协整分析是“显示”变量间的一种关系,而不是“揭示”这种关系本身,即便是基于MAN AGEMEN T REVIEW Vol.25 No.10(2013)11 经沐与全缺滞后影响的Granger因果检验,也只是表明因果 关系的作用方向,很难提供更多的信息。VAR方法为解决单方程分析不足提供了一个很好的分析框架,但它只能研究模型变量滞后期与当期的动态关系,未考虑变量间即期的相互作用。从目前研究进展上看,V AR方法被SV A R方法所取代.并且,已有研究偏重于我国货币政策对股票价格

13、的影响,而对股票价格波动反作用于货币政策的影响研究不足,其结果会忽略两者间的 的互动和 反馈效应。基于此,本文贡献在于从货币政策和股票 价格波动交互影响视角出发,构建两者交互影响机理的理论框架,依据我国经济现实条件,建立施加短期约束的SVAR模型,实证结果表明我国货帀政策与股票价格存在双向作用关系,尽管两者交互影响 的显著性有所K 别,但我国股票价格波动的反向冲击在一定程度上会影响货币政策 变最,这对f我国货币政策调整有重要的政策涵 义。下文的结构安排如下:第二部分是货币政策与股票价 格波动交互影响机理的理论框架;第三部分是计量模型的建立;第四部分是实证研究;最后是本文结论和政策涵义.货币政策

14、与股票价格波动交互影响机理的理论框架1998年1月1日,中国人民银行宣布取消贷款规模限额的控制,货币政策由直接调控向间接调控转变货币政策工具 始演变为以公开市场业务和利率为主 的多元化工具,中介目标尽管仍然以货币供应量为目标,但更加重视Ml和M2指标,并开始将利率变量纳入其范畴。我国货币政策调控方式的转变必然“引起传导渠道的变化,股票市场是货币政策传导的重货巾政策.-?-於(头(木 pij I)要渠道之一,具体而言,货币政策的调整会影响股票1 价格,从而影响消费、投资,最终对实体经济的产出和A丨“价格产生影响,同时,也存在反方向的作用和影响(图(?W if W介T 一_1)。由图1可知,A和B

15、是货币政策与股票价格交互L M tl pi LI股票价格影响的直接方式,是货币政策股市传导渠道的首要环w Vi/?(金融市场)节,所以,从理论上阐 明两者的作用机理是十分重要的,也是本文研究的逻辑起点。图1货币政策、股票价格和宏观经济的影响关系对于A方式,货币政策通过“政策工具操作目标(短期)中介目标(长期)股票市场”这一路径对股票价格产生影响。货币政策常用的两项中介目标是货币供应量(总量目标)和利率(价格目标),二者具有不同的影响机理。(1)货币数量对股票价格的直接影响主要反映在股票的需求上.一方面,根据资产组合理论,货币供应增加,投资者持有 货币数量增加,由于安全资产比例相对过高,投资者将

16、增加风险资产投资,如果股票供给数量不变,这将导致股票价格上升;另一方面,考虑到预期的作用,货币供应增加,人们预期通货膨胀发生,由于股市可以抵御通胀影响,为实现财富保值增值,股票需求增加,股票价格上升。(2)利率调整对股价的直接影响之一是替代 效应,如利率下降,公众更乐于持有相对收益较高的股票,股价上升;其二是积累效应,如利 率下降,安全资产收益下降,为了达到财富积累目标,投资者将更多的购买高收益的风险资 产,股票价格上升。另外,根据凯恩斯的流动偏好理论,如果利率的调整低于公众预期,在利率下降时,人们相信将来利率降得更低,则会在当前买入股票,留待将来卖出,于是股票价格上升;而当利率的调整出乎公众

17、预期时,如果当前利率下降,股票价格会下降。同时,利率作为影响宏观经济的重要变量,利率调整还具有“指示器效应”。根据有 效市场理论,市场对各种信息做出反应、消化和调 整,投资者会改变未来的经济 预期,增 加或减弱投资意愿,引起股价波动。综上所述,从理论上难以判断利率调整对股票价格走向的影响,必须结合实际情况进行计量分析。对于B方式,股票价格波动会改变货币的需 求与供给,进一步影响货币政策的中介目标(货币供给量和利率)和政策效果。(1)股票价格波动会改变交易动机的货币需求。传统的交易方程式(式a)只考虑了产品市场的货币交易需求,随着股票市场规模增加,货币作为交易媒介也大量存在于股票市场。从改进后的

18、交易方程式(式b)可以看出,货币的总流通量不仅取决于实体经济中的产品市场交易,而且还受到股票市场交易 的影响。MV=PT(a)1 2 管理评论Vol.25 No.l0(2013)经沐与全缺其中,M表示货币数量,K表示货币流通速 度,P表示商品和劳务价格,T表示商品和劳务交易量。MV=PT+PsT,(b)其中,Ps表示股票市 场价格水平,Ts表示股票市场交易量.由式b可知,当Ps上涨时,股票交易动机的货币需求将增加,并且尺上涨通常会带动乃的放大,从而进一步导致股票交易动机货币需求的增加;另一方面股票价格波动也会改变投机动机的货币需求261。在 其他条件不变的情况下,投机动机的货币需求取决于股票的

19、预期收益:一是替代效应。如果预期股票价格上涨,会使人们增加股票在资产组合中 的比例,减少货币持有,降 低货币需求;二是财富效应.股票价格的上升意 味着人们名义财富的增加,居民预期收入上升,货币需求相应增加。投机动机货币需求的影响方向最终取决于两种效应力量的对比。(2)股票价格波动影响货币供给的结构与数量。一方面,股票价格上涨会使货币流动性增强,伴随着虚拟资产名义价值的上升,货币收益相对较低,流动性偏好有所上升,居民和机构愿意持有更多的现金和 活期存款,导致MO、Ml增长过快,货币流动性(M1/M2)比率持续上升。并且,如果“股票价格不断上涨,会使大量资金从生产领域转向非/p 生产领域,进入虚拟

20、经济循环,改变了货币供应的分/:配格局;另一方面,股票价格的上涨使得储蓄的机会|成本增大,货币与 资产之间产生替代效应,M2增长会,/;回落。同时,根据内生性货币理论,股票市场具有货币 U 一-r丨 i 创造功能,如图2所示,随着股价围绕 价值中枢的大!:;?幅波动,会产生“吸纳-创造-释放-毁灭货币”的过吸纳货币创造货巾驗货币毁灭货币程,其核心在于创造货币和毁灭货币,对货币供应量图2股市吸纳-创造-释放-毁灭货币”的过程产生影响。计量模型建立1、变量选取与数据处理已有研究表明,在有关货币政策的计量模型中,如果宏观经济变量不能涵盖中央银行制定 货币政策时所拥有的全部信息,往往会导致“价格之谜1

21、27”或“产出之谜1”。因此,本文选择货币政策变量和股价指数之外,还选择了能够基本反 映我国宏观经济态势,覆盖中央银行货币政策大部分信息的物价指数和实体经济变量,具体如下:(1)货币政策变量。本文选择Ml、M2和 金融机构人民币贷款余额作为货币政策总量目标的代理变量。现阶段,我国货币政策操作中更重视广义货币供给量M2,但是随着经济发展和金融创新不断涌现,宽口径的M2控制难度越来越大,Ml受到越来越广泛的关注。此外,我国货币政策调控方式虽然巳转向货币总量的间接控制,但央行的新增贷款计划每年都在制定,商业银行贷款的自主性还不够高,可见,金融机构贷款余额仍然是货币政策关注的重要指标。我国银行间同业拆

22、借 市场自1984年建立以来取得了长足的发展,能够基本反映货币市场的资金供求状况,本文选择银行间7天同业拆借加权平均利率作为货币政策价格目标的代理变量。(2)股价指数。中 国股票市场上具有代表性的两种股票指数是上证综指和深圳成指,两者间的相关系数很大。考虑到市场容量、活跃程度等代表性因素,本文选用上证综指作为 代理变量。(3)物价指数。选取常用 的居民消费物价指数,由公布的同比和环比数据求得定基居民消费物价指数,基期为20 00年1月。(4)实体经济变量。一般以实际国内生产总值(GDP)综合反映一国的实体经济状况,但考虑到我国缺少月度G DP数据的统计资料,本文采用工业增加值增长率代替产出增长

23、率。本文采用月度时间序列数据,样本 期间为200 0年1月至2 012年3月。Ml、M2、金融机构贷款余额、上证综指和定基消费价格指数均 采用Census X12方法进行数据季节调整,然后取自然对数的一阶差分,处理后的数据分别代表Ml增长率(ml),M2增长率(m2),信贷增长率(W),上证综指的收益率(M),定基居MAN AGEMEN T R EVIEW Vol.25 No.l0(2 013)13 经沐与全缺 民消费价格指数增长率(cpt)。工业增加值的月度增长率用g y表示,银行间7天同业拆借加权平均利率用r 表示。SVA R模型实证分析要求变量为平稳时间序列,我们对数据进行A DF检验,

24、检验结果如表1,所有序列均不存在单位根,即全部为平稳时间序列。上述数据来源于中国人民银行网站,国家统计局网站和中经网统计数据库。所有数据处理由计量软件Eviews6.0完 成。表1各时间序列变量的单位根检验结果ADF检验ADF检验WiADF值临界值平稳性A DF值临界值平稳性ml-12.40115-3.475819*sz-5.896726-3.47 6143*平稳m2-12.48 646-3.475819*平稳cpi-4.8 7 9780-3.47 6472*平稳xd-4.09 073 8-3.476472*平稳gy-2.9 80296-2.881541*平稳r-3.827418-3.4755

25、0 0*平稳注:*和*分别表示1%和5%显著性水平临界值。2、SVAR模型设定VAR(向量自回归)方法是基:P数据统计性质建立模型,将经济系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数,用于预测相互联系的时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的 动态冲击。VAR模型的数学表达式为:Vt=iyt-i+pllt-p+Hxt+e/(1)其中,Vt为k维内生向量,xt为d维外生向量,p为滞后阶数,et为k维扰动项,且不存在序列相关,但可以存在同期相关。是需要估计的参数矩阵?VA R模型本身的局限性在于变量之间当期相关关系 的确切形式没有被给出,而是隐藏在误差项的相关结构中。为了解决V A R

26、模型存在的问题,提出SV A R(结构化向量自回归)模型,将基于经济理论的变量之间结构性关系引入模型,可以捕捉模型系统内各个变量之间 即时的结构性关系。SV AR模型数学表达式为:Ayt=iyti+pUtp+Hxxf+et(2)其中,et为白噪声向量,A为内生变量之间 的 同期关系矩阵。SV AR模型的首要任务就是要识别同期关系矩阵丄将式(1)两边同时左乘人有:Ayt=Aiyt-i+.+Apytp+AYixxt+Aet(3)比较式(3)与式(2),得:Act Sf(4)将et标准正交化 为et=But,则SV A R的估计模型可写为:Aet=But(5)式(5)称为AB-型SV AR模型,其中

27、,E(utut)=I。要保证SV AR模型能够被识别,需要对同期关系矩阵A施加约束条件。对于具有k个内生解释变量的AB-型SVAR模型,矩阵A施加k(k-1)/2个约束条件才能恰好识别。矩阵4识别后,便可得到其他系数矩阵之间的关系。从本文第二部分理论分析出发,我们在货币政策股市传导渠道的整体框架中,重点对我国货币政策和股票价 格波动交互影响的直接方式进行计量研究。由图1可知,货币政策可以通过实体部门对股票市场 产生间接影响,为保证模型的合理性和信息 的完整性,我们将间接影响方式设定为给定条件存在的外生变量。本文设定的SVAR(p)模型共包含5个内生变量和2个外生变量:内生变量为ml,m2,xd

28、,r和sz;外生变量 为cpi和gy。模型具体形式如下:(ml/ml/rr;l/、m2mlm2/.em2 A xd=杏1 xd+?+?p xd+Hx I )+exd(6)9V rrrx 7er sz/1 sz/V sz/t-P/1 14 管理评论 Vol.25 No.10(2013)经沐与会誠SV AR模型施加约束的方法有两种:短期约束和长期约束。由于短期约束允许研究者根据相关经济理论对模型施加约束条件,本文选择施加短期约束,具体约束条件设定 如下:第一,货币供应量是同期利率,股价以及所有变量滞后值的方程;第二,信贷总量受同期利率和所有变量滞后值的影响;第三,利 率受同期股价和所有变量滞后值的

29、影响;第四,股票市场综合了所有公开和未公开 可供利用的信息,股票价格表示为同期所有变量及其滞后值的函数。此时模型恰好达到识别条件,写成(5)式的估计形式有:/1 0 0 ai4 ais (emi /6n 0 0 0 0 /um、0 10 a24 2 5em20 622 0 0 0lim2 0 0 1 a3 4 0exd=0 0 633 0 0 uxd(7)0 0 0 1 045 er0 0 0 64 4 0ur 乂 051 52?53?54 1 J y sz J 乂 0 0 0 0 55 J 乂 sz J 实证检验和结果分析1、SVA R模型滞后阶数确定和穗定性检验SVAR模型的滞后 阶数是由

30、相应的VAR模型滞后阶数决定的,表2给出0-5阶VAR模型的LR,FP E,AIC,SC和HQ值,并以标记出依据相应准则选择出来的滞后阶数,可以看到,半数以上的准则选出来的滞后阶数为4阶,可以确 定最优滞后阶数为4阶,构建SVA R(4)模型.表2滞后阶数判断结果LagLogLLRFPEAICSCHQ 014 62.6 31NA8.32E-16-20.53377-20.22007-2 0.4 0 629 11566.2 37195.456 52.73E-16-21.6487 6-20.81223*-21.30882*21593.7164 9.8 89702.6 4E-16-21.683 91-

31、20.3 2455-21.13151 31619.8 9845.679052.61E-16-21.7006 8-19.81849-20.93582 416 55.80 060.0 9180*2.25e-16*-21.8 5532*-19.45030-20.8 7 80 0 5167 6.5433 3.2 48262.42E-16-21.794 94-18.86 709-20.6 0516 稳定性检验可以作为 检验理论合理性的标准。图3中 的黑Inver se Ro ots of AR Characteristic Polynomial 点表示AR特征多项式根的倒数,这些点都位于单位圆之内,表明

32、所依据的VAR(4)模型具有良好的稳定性,从而确保下一步研究的有效性。1C)_2、脉冲响应分析m厂.?.SV A R模型的脉冲响应函数可以反映当一个误差项发生变_/*化,或者说模型受到某项冲击时,各个变量对该结构性冲击的ao-:.j 动态响应。估计式(6),求得相应的参数估计值和扰 动项,然后)施加 式(7)的约束,得到矩阵1和S的估计值,据此可以求得5-、!.本文SVAR模型的脉冲响应函数。下面我们利用脉冲响应函数方法分析我国货币政策与股票价格交互冲击的动态效应。A。根据图4(a)和4(b),当本期货币供给量Ml、M2 一个丨正的冲击后,上证指数立即出现上涨。在第0期,Ml冲击效应-1 5-

33、1 0-0.5 0.0 0.5 1.0 1.5(0.582)和M2冲击效应(0.479)达到最大。Ml的冲击效应在前 图3 VAR模型的AR根图4期减少约50%,随后缓慢 减弱,持续到15期以后影响基本消 失。M2冲击效应迅速下降并在第5期为0,后小幅上升,第8期以后影响消失。Ml对上证指数的动态影响期间约为M2的2倍。不难发现,我国货币供给 量冲击对股票价格影响显著。当实施扩张性货币政策 时,对股市的瞬时作用明显,表明我国货币政策的信息公告效应较强。随着市场 资金环境的宽松,股票数量总额在短时期内不会大幅度增加,股票需求大于供给的状况会带来股价上涨。同时,持续的股价上涨也会吸引部分实体经济资

34、金通过各种渠道进入股市,进一步推动股市的繁荣.长期来看,Ml对股市影响力要大于M2。我国Ml反映的是现金与企业活期存款,代表居民和企业资金松紧变化,M2的主体部分为定期存款和居民储蓄,所以,理论上Ml变动对股市的影响要MANA GEMEN T REVIEW Vol.25 No.l0(2 013)15 经沐与全誠 义强 于M2,这与我们的实证结论相符合。如图4(c)和4(d)所示,利率对上证指数的即期冲击效应为0.0 21,前2期下降至低点(-0.187),而后上升至第6期影响基本消失。信贷对上证指数的冲击在第0期为0.071,下降至第5期影响基本消失。从影响的时效性和幅度来看,利率和信贷对上证

35、指数影响程度较弱,图4(c)显示利率调整对股票市场有短期影响,且不稳定,利率影响股票市场的理论效应没有充分体现。这主要由于我国市场利率的覆盖面较小,市场利率在整个利率体系和资金配置中 的有效性不足。虽然我国当前有一定数量的券商和基金参与了货币市场的交易,但是从数据的检验结果看股票市场对货币市场利率的反应较弱,另外,我国股票市场绝大多数投资者还不够成熟,习惯于中短线操作,股市投机氛围较浓2 91,对利率变动也不够敏感。如图5(a)和5(b)所示,当给定上证指数一个正的冲击后,Ml的即期反应为0,下降至第2期低点(-0.02 8),然后逐渐上升至第8期高点(0.115),并较长期维持这一影响效应。

36、M2的即期反应值为(-0.180),上升至第4期影响基本消失。可以看到,我国股票市场的价格波 动在一定程度上会对货币供给量产生影响,总体上,对Ml的冲击效应大于M2。这说明我国股票价格的上涨会改变货币供给的结构,使货币流动性(M1/M2)有所增强,也会带动投资者交易动机和投机动机货币需求的变化。相对而言,上证指数对利率和信贷的影响不显著,对利 率冲击效应的数值在0.0 38和-0.022之间波动,第8期后影响基本消失。对信贷的即期冲击效应为0.018,下降至第8期影响消失.这种状况与我国现行利率体制,货币市场与资本市场分割以及利率市场化程度有限直接相关。(a)Response of SZ to

37、 Ml(b)Respo nse of SZ to M2(a)Resp onse of Ml to SZ(b)Response of M2 to SZ 0.8-j 0.8-1 0.6-0.6-.0.60.6-0.4-0.4-。今、一4,A0.2-z0.2-0.2-0.2-.-、一Z、“-、-。?。-?,0.0-/-0.00.0YO-V三一二一-一-0.2-0.2-“0-2-0.2-y-0 4-1“III,|-0.4-JIII,III-0.4-1“II“|-0.4-J111112 4 6 8 10 12 142 4 6 8 10 12 142 4 6 8 10 12 142 4 6 8 10 12

38、 14(c)Response of SZ to R(d)Response of SZ to XD _?_(c)Response of R to SZ?(d)Response of X D to SZ 0.8-j 0.8-1 0.10-1:0081 0.6!0.6。服o-oe0.0 61,0 40 4A0.04-004 lft 0.2-0.2-.?、0.0 2-M 厂 0。2、一、一二:=邮S、:一二二:0册翁:务运 0.0。.义r:三二?-0.2-0.2“0 02 V Hf-002。,-:0|H,r-0.J2 4 6 8 10 12 142 4 6 8 10 12 142 4 6 8 10 1

39、2 142 4 6 8 10 12 14 图4 ml、m2、r、xd对sz的脉冲响应函数图图5 sz对ml、m2、r、xd的脉冲响应函数图比较以上结论,就货币政策与股票价格相互影响的直接方式而言,货币供应量的调整对股票价格影响显著,并且Ml与股票价格的联系相对更为紧密。同时,我国利率调整对股市的直接影响程度较小,价格型货币工具的作用有待提高。另一方面,股票价格波动对货币政策具有一定程度的冲击效应,会影 响货币需求,改变货币供给的结构和流动性,而对利率影响微弱。总之,虽然我国利率与股票价格之间的影响效应没有充分体现,但货币供给量作为货币政策的中介目标,与股票价格存在较强的关联和交互影响效应,我国

40、股票价格波动的反向冲击会对货币政策产生影响。3、方 差分解方差分解是计算各种结构性冲击对研究变量预测误差方差的贡献程度,从而进一步评价特定变量变化中的各种结构性冲击的相对重要性。由表3可以看到,上证指数除了自身的贡献率之外,Ml,M2,信贷和利率的贡献率在当期分别为10.3 99%,14.03 2%,0.002%,0.49 2%,从第8期开始逐步稳定,第I2期以后基本保持在18.08 8%,10.50 3%,3.0 98%,3.315%左右,表明上证指数除自身以外,Ml和M2对其变动解释作用强。同时,由表3可知,上证指数对Ml,M2,信贷和利率各个变量当期的冲击,分别可以解释一个方差变动的4.

41、05 5%,4.2 64%,0.7 6 7%,0.014%,第 12 期以后的贡献率基本稳定在 14.95 6%,7.289%,1.642%,2.8 23%左右,16 管理评论 Vol.25 No.l0(2 013)经本与全誠上证指数对Ml和M2的影响程度明显高于对利率和信贷的影响。表3方差分解结果滞后期ml冲击m2冲击xd冲击r冲击sz冲击变量_ ml 175 210 88 38914 04438 30084 0550 269 696 910 553 54 915110 00214 8324 4 53 4129 16 509 5 7 2015 12 16 03 10 7158 8 47 12

42、13 15 3498 7 5267 14 6407 15 3616 12 46 3191 15 0103 7 73 97 15 9744 14 9564 15 45 828 6 14 867 7 8 1887 16 3165 14 79 85 变量:m2 110 228280 31804 01201 177 74 2640 211 07 0 576 41074 30722 7 9945 4124 4 11 0419 69 3619 9 6925 3 86 84 6 0 353 8 10 9225 66 3438 11 3490 4 10 85 7 27 63 12 10 9 03 3 65 8

43、608 11 3 025 4 64 45 7 2888 15 10 8915 65 7372 11 3406 4 7482 7 2826 芟量:xd 111 04802 039180 09926 04710 7670 29 7 7152 0 24180 70 556 58720 9122 4 8 2156 2 88 07 79 6320 7 76 67 1 5050 8 5 9 894 3 2918 7 9 55 59 9 7129 1 4501 12 5 0546 3 42 32 79 5043 10 3756 1 6423 15 4 7365 3 4283 76 7822 13 400 0

44、 1 65 31 夏量-r 13 52104 01001 264091 19080 0142 25 07885 09753 38 0885 29611 1468 4 8 8694 8 4108 14 7973 66 3 83 0 1 53 95 8 11 9642 8 7169 14 1960 62 2314 2 8916 12 13 539 9 8 8367 14 0289 60 7720 2 82 27 15 14 00 24 9 2 552 13 92 51 60 0160 2 8013 变量:sz 110 398 914 03210 00180 49167 5 07 55 211 56

45、3 813 64210 23461 665 97 2 89 36 4 16 220 4 10 5 927 2 7562 2 28 28 68 147 9 8 18 1970 10 5114 3 0423 2 7850 65 4643 12 18 0874 10 5029 3 0980 3 3145 64 9973 15 18 0681 10 5 390 3 1027 3 4092 64 8810 Factorization:Structural 结论和政策涵义本文在货币政策与股价波动交互影响机理的理论框架基础上,采用2 0 0 0年1月至2012年3月的月度数据,建立五个内生变 量(Ml、M2

46、、信贷余额、利率和上证指数)与两个外生变量(CPI和工业增加值)滞后四阶的SVAR模型,通过脉冲响应函数和方差分解实证分析了我国货币政策与股价波动交互影响的的动态效应。实证结果表明,我国货币政策 与股票价格存在双向作用关系,但两者交互影响的显著性有所区别。总体上,货币政策对股票价格的影响显著,股票价格波动能够在一定程度上影响货币政策效果。以不同层次货币供应量作为货币政策变量时,狭义货币供给量Ml与股票价格的双向关系更为密切,这显示我国股票价格波动会在一定程度上改变货币的需求,影响货币供应的分配格局和货币流动性。从长期来看,货币供应量不能有效稳定股票价格。以利率作为货币政策变量时,我国货币市场利

47、率对股市的影响较弱,短期内股价指数对利率调整的反应具有条件性,利率变动影响股市的预期理论效应并未充分体现。并且,货币市场利率对股票价格波动的 冲击反应不敏感,我国金融市场间的联动关系不强。本文结果具有重要的政策 涵义,概括起来主要有两个方面。第一,我国货币供给量与股票价格存在交互MA N AGEMEN T REVIEW Vol 25 No.l0(2013)IT 经本与全社影响效应,而利率作为重要的货币政策变量,它的效应并未得到充分体现。要提高我国货币政策的效果,就必须理顺货币市场与 资本市场的联动关系,发挥利率在股票 市场的传导和调控效应。这需要积极推动我国利率的市场化进程,形成以基准利率为引

48、导,各种利率保持合理利益和分层有效传导的利率体系,使货币政策的数量型工具和价格型工具有效结合起来;第二,我国股票价格波动的反向冲击在一定程度上能够影响货币政策变量。我国股市规模的快速增加和大幅波动会改变 资金的分配格局,影响货币需求以及Ml和M2 指标的变化,使货币供应量作为货币政策中介目标的可控性下降.因此,我国货币政策调整应更多地表现为适应性操作,将股价运行状况纳入货币政策监控范围,考虑股价波动对货币政策产生的影响,有效运用货币政策工具,使股票市场的资金量,股票价格水平与流通中 的货币量达到适度均衡状态,实现货币政策股市传导渠道的调控目标。在本研究中我们只重点考察了货币政策与股票价 格波动

49、的直接影响,从而来判断两者的关联和互动。对于要深入回答货币政策如何对股价波动做出反应,至少还要涉及两个方面的问题,一是股票市 场自身的效率问题;二是股票价格波动对产出,通胀以及其他反映经济基本面的变量产生何种影响。这些既是本研究的局限所在,也是有待进一步研究的问题。参考文献:1Keran M.W.Expectations,Money and the Stock Market J.Federal Reserve Bank of St.Lo uis Review,1971,(1):16-31 2Homa K.E.,JafFee D.M.The Supply of Money and Common

50、Stock Pric es J.Journal of Financ e,1971,26(12):10 45-10 66 3Hamburger M.J.,Kochin L.A.Money and Stock Prices:The Channels of Inf luencesJ.The Journ al of Finance,1972,27(5):231-249 4Pearce D.K.,Roley V.V.The Reaction on Stock Pric es to Una nticipated Changes in Money:A NoteJ.Journal of Finance,198