（金融学专业论文）我国股票价格与信贷规模的协整分析.pdf

摘要 在我国，信贷渠道是我国货币政策最主要的传导途径。货币政策的传导机制 对于资本市场的影响值得我们关注。随着监管制度的逐步规范与不断完善，股票 市场正日益成为重要的融资渠道，从而对实体经济的影响越来越明显。那么货币 政策对股票市场是通过怎样的方式影响实体经济的呢? 中央银行每一次出台的 货币政策都对股票市场和股票价格产生影响。本文将宏观经济变量、货币政策变 量、股票市场价格变量和价格指数、利率等因素放在一个系统里，综合考虑股票 价格的影响因素。 本文的研究方法以实证分析为主，基于2 0 0 2 年1 月至2 0 0 8 年1 2 月的我国 股票市场、信贷市场及宏观经济的月度数据所构建的v a r 模型的j o h a n s e n 协整 检验、g r a n g e r 因果关系检验、方差分解及脉冲响应函数，考虑宏观经济增长和 利率的因素，从多个角度对信贷规模股票价格之间的关系进行协整性研究。结果 显示贷款余额不是股票价格的g r a n g e r 原因，表明目前我国货币政策难以传导到 资金市场。 关键词：股票价格，信贷市场、经济增长、协整理论 a b s t r a c t i nc h i n a ，t h ec r e d i tc h a n n e li st h em o s ti m p o r t a n tp a t h w a yo fm o n e t a r y p o f i c y m o n e t a r yp o f i c yt r a n s m i s s i o nm e c h a n i s mf o rc a p i t a lm a r k e ti m p a c to fi s w o r t hs t u d y w i t ht h er e g u l a t o r ys y s t e ms t a n d a r d i z a t i o na n dc o n t i n u o u s l y i m p r o v e m e n t , t h es t o c km a r k e ti sb e c o m i n ga ni n c r e a s i n o yi m p o r t a n tf m a n c i n g c h a n n e la n dt h e r e b ya f f e c t st h er e a le c o n o m ym o r ea n dm o r eo b v i o u s l y t h e n h o wi s i tt h a tm o n e t a r yp o l i c yo nt h es t o c km a r k e ta f f e c t st h er e a le c o n o m y ? e v e r yt i m et h ec e n t r a lb a n k sm o n e t a r yp o l i c yh a sc a u s ed i r e c ta n di n d i r e c t i m p a c t so ns t o c kp r i c e s i nt h i sp a p e bv a r i o u st e s tm e t h o d sa n dm e a s u r e m e n t m o d e l so fc o - i n t e g r a t i o nt h e o r yi su s e df r o mt h ep e r s p e c t i v eo fc r e d i tc h a n n e l so f m o n e t a r yp o f i c yo ns t o c kp r i c e s t h em a i nr e s e a r c hm e t h o di sa ne m p i r i c a la n a l y s i so fc r e d i t - b a s e dg e n e r a lt o b yc o n s i d e r i n gt h ed e v e l o p m e n to ft h em a r k e ts i z e , m a c r o e c o n o m i cg r o w t h ， i n t e r e s tr a t e sa n do t h e ri n d i c a t o r so ft h ei m p a c to fs t o c kp r i c e s ，b a s e do nt h e j o h a n s e nc o i n t e g r a t i o nt e s tb a s e do nv a rm o d e l , g r a n g e rc a u s a f i t yt e s t , v a r i a n c ed e c o m p o s i t i o na n di m p u l s er e s p o n s ef u n c t i o na n a l y s i s t h i sa r t i c l e a n a l y s e sm o n t h l yd a t ao nc h i n a ss t o c kp r i c e s ，c r e d i tm a r k e t sa n de c o n o m i c g r o w t hr a n g e df r o mj a n u a r y2 0 0 2t od e c e m b e r2 0 0 8b ym u l t i p l ec o - i n t e g r a t i o n a n a l y s i s ，u s e se m p i r i c a la n a l y s i so fc r e d i ta n dt h es t o c kp r i c ea n dr a n kt h e i r o r d e r i n g t h er e s u l t ss h o wt h a tl o a n b a l a n c ec o u l dn o tl e a dt os t o c kp r i c e i n c r e a s i n g , w h i c hm e a n st h a tc h i n e s em o n e t a r yp o l i c yc o u l dn o tc o n d u c tc a p i t a l m a r k e t k e y w o r d s ： s t o c kp r i c e ，l o a nb a l a n c e ，e c o n o m i cg r o w t h ，c o - i n t e g r a t i o n l i 学位论文原创性声明 本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下， 独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引用的内容 外，本论文不含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成 果。对本文所涉及的研究工作做出重要贡献的个人和集体，均己 在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律责任由本 人承担。 特此声明 学位论文作者签名： i i i ) 蕊年s 其j 弓日 学位论文版权使用授权书 本人完全了解对外经济贸易大学关于收集、保存、使用学位 论文的规定，同意如下各项内容：按照学校要求提交学位论文的 印刷本和电子版本；学校有权保存学位论文的印刷本和电子版， 并采用影印、缩印、扫描、数字化或其它手段保存论文；学校有 权提供目录检索以及提供本学位论文全文或部分的阅览服务；学 校有权按照有关规定向国家有关部门或者机构送交论文；在以不 以赢利为目的的前提下，学校可以适当复制论文的部分或全部内 容用于学术活动。保密的学位论文在解密后遵守此规定。 学位论文作者签名：蓬凛 导师签名：懂虹 咿 ) 幻厂年夕月哆日 ) 刃罗年，月i 乏日 第一章引言 1 1 概述 中国股票市场经过2 0 余年的发展，市场规模不断扩大，制度也在不断完善。 作为大众普遍接受的投资工具，股票是否可以起到保值、增值的目的受到越来越 多的投资者的广泛关注。理性投资者也需要考虑股票价格对利率的敏感程度，这 是投资者参与股票市场进行投资决策的重要一环。而作为宏观层面，利率作为货 币政策的主要工具会对股票市场内外资金流动产生重要影响。因此，研究信用渠 道与股票价格的相互关系和影响程度具有重要意义。它不仅是投资者交易决策的 决定因素之一，也是政府制定宏观政策的基础。 信贷渠道作为货币政策的传导机制的主要渠道对资本市场的影响值得我们 关注。随着股票市场的快速健康发展，股票市场逐渐成为重要的融资渠道，对实 体经济的影响也同益突出。中央银行每一项货币政策措施的出台，都对股票市场 及股票价格产生直接或间接的影响。货币政策能够直接产生资金推动效应，直接 影响股票市场。当货币供应量由于货币政策而增加时，部分资金会被股票市场吸 收，从而引起股票市场的上扬。 在考察经济和金融的数量指标之间的关系时，大多数经济学家和货币政策制 定者主要将货币供应量作为主要指标。这种做法是以传统的货币政策理论为基 础。但是从上世纪八十年代以来，大批学者开始研究信贷市场在货币政策传导到 实体经济中的关键作用。这些理论认为在货币政策分析中引入信贷指标或许是必 要的。同时，由于在基础货币供给既定的情况下，银行系统的放贷行为和非银行 公众对信贷、货币的需求行为共同决定了货币供应量和信贷规模。尽管我国1 9 9 8 年1 月1 日起施行一货币供应量为唯一中介目标的货币调控体系，但是信贷规模 依然在其中起着重要作用。通常而言，金融市场的流动性要高于信贷市场的流动 性，贷款利率的下限管理减少了贷款的部分需求，使市场过多的流动性无法进入 实体经济。此时，央行主要用价格管制方式调控信贷规模。自2 0 0 7 年9 月以来 对信贷规模施行严格的规模管理就是很好的体现。这就是为什么我国要特别关注 信贷变量的原因。本文将从信贷规模入手考察货币政策对股票价格的影响。 信贷规模和货币供应量有 协整理论是2 0 世纪8 0 年代由e n g l e g r a n g e r 提出的，它克服了传统的差分 序列回归方法存在的容易忽略有用信息的弊端，在不满足短期联合协方差平稳的 条件下，在长期体现均衡关系。本文将根据协整理论对股票价格和信贷规模进行 联动性分析。 现阶段，在企业融资构成中，银行贷款仍占主导地位，信贷政策以及信贷资 金来源的变化对企业和居民行为有着重要的影响，因此，信贷渠道仍是我国货币 政策传到的主渠道。 1 2 文献综述 1 2 1 国外文献回顾 从国外众多学者的研究成果来看，经济学家们对股票价格与信贷规模之间的 关系持有不同的观点。 n e r i ( 2 0 0 1 ) 认为货币政策是通过改变利率的预期，进而对实体经济产生影 响，最终影响到股票价格，并认为货币政策变动和股价波动两者间通过流动性效 应的影响应是正相关的。c a m p b e l l k y l e ( 1 9 8 8 ) 认为利率变化通过对股票分红 预期、折现率估计以及风险股价等变量来影响股价的运行。 从实证研究成果来看，l e v i n e z e r o s ( 1 9 9 8 ) 采用横截面数据回归方法对 1 9 7 6 年至1 9 9 3 年的4 7 个国家的股票市场、银行与经济增长之间的关系进行分 析，发现银行贷款和股票流通性对经济增长有显著而稳定的正效应。 股票市场对经济增长的影响方面：d e m i r g t i l e v i n ( 1 9 9 6 ) 认为股票市场 可以让投资者通过研究信息来获利，因此可以促使投资者对企业进行监督，从而 促进经济增长。l e v i n e z e r v o s ( 1 9 9 5 ) 认为流动性强的股票市场能够刺激投资 者具有高收益的长期项目进行投资，从而促进经济增长。h a r r i s ( 1 9 9 7 ) 认为发 展中国家股票市场对投资及经济增长没有影响。 a 1 l e n g a l e ( 2 0 0 1 ) 认为证券市场与原有的金融系统是互补的和竞争的， 证券市场的发展扩展了投资者的选择，同时与原系统的竞争促进了整个系统的发 展成熟。 1 2 ，2 国内文献回顾 谈儒勇( 1 9 9 9 ) 通过实证研究发现，我国股票市场的发展与经济增长之间存 在不显著的负相关关系。王宗军、钟俐( 2 0 0 4 ) 认为在我国股票市场的发展并没 有对经济增长形成有力的支持。但殷醒民、谢洁( 2 0 0 1 ) 对我国数据的回归分析 表明股票市场发展与经济增长有很强的正相关性。靳云汇( 1 9 9 8 ) 、刘仁和( 2 0 0 4 ) 对我国股票价格和通货膨胀进行了实证检验，发现股票价格与通货膨胀呈反向关 系。郑江淮等( 2 0 0 0 ) 和夏斌、廖强( 2 0 0 1 ) 的计量检验表明，股票市场对经济 增长的贡献率并不显著。他们认为原因可能是由于我国贷款利率管制和证券市场 的制度性约束。 孙明华( 2 0 0 4 ) 认为运用单位根检验、协整检验、g r a n g e r 因果关系检验、 向量自回归模型等技术，对我国从1 9 9 4 年第一季度至2 0 0 3 年第一季度期间的货 币政策传导机制进行实证分析，证明目前在我国货币政策是通过货币渠道而不是 信贷渠道对实体经济产生影响。 罗丽珍、王昀( 2 0 0 7 ) 通过对1 9 9 9 年1 2 月至2 0 0 6 年4 月数据得出信贷渠 道对我国股票市场产生显著的负相关影响。战明华、王忠锐和许月丽( 2 0 0 3 ) 通 2 过g r a n g e r 因果检验，得出金融机构的发展的确是经济增长的原因，同时相较与 股票市场，银行的发展对经济增长有着更为重要的贡献。周立、王子明( 2 0 0 2 ) 研究中国各地区金融发展和经济增长之间的关系，得出中国各地区金融发展与经 济增长强相关，促进金融发展有利于经济长期稳定快速发展的结论。王亚杰 ( 2 0 0 2 ) 运用g r a n g e r 因果检验方法，发现现阶段我国金融发展与经济增长互为 因果。李文军( 2 0 0 2 ) 应用g r a n g e r 因果检验对发现在1 9 9 5 年第二季度到2 0 0 2 年第一季度货币政策与股票市场存在相互作用。 中国人民银行课题组( 2 0 0 2 ) 就中国股票市场的发展对货币政策的影响进行 的实证分析，认为中国股票市场已成为货币政策传导的组成部分。孙华好、马跃 ( 2 0 0 3 ) 应用动态滚动式的v a r 方法，对1 9 9 3 年l o 月至u 2 0 0 2 年6 月的数据进行了分 析，他们却发现所有的货币供应量对股市均无影响，但央行利率变量在1 9 9 3 年6 月一2 0 0 2 年1 0 月对股票价格产生了显著的影响。郭金龙，李文军( 2 0 0 4 ) 对中国货 币政策的变化与股票市场的互动关系进行更为全面和深入的理论分析和实证分 析，从利率变化、投资与消费等方面，考察货币政策与股票价格的联系，从而检 验了中国货币政策与股票市场的互动关系。杨新松，龙革生( 2 0 0 6 ) 认为中央银行 是否有能力以及如何干预股票市场是货币政策是否影响股票市场的决定因素，他 们运用计量方法分析得出如下结论：中央银行可以通过货币供应量和利率两种方 式影响股票市场，其中利率更有效。吴振信，许宁( 2 0 0 6 ) 建立了g a r c h _ - m ( 1 ，1 ) 模型，以研究利率、货币供应量与股价波动之间的关系。结果表明，利率波动与 股价的关系和持续性影响都比较弱，而货币供应量的波动对股价则表现出很强的 联系和持续性，从而验证了我国股市的“资金市 特征。 1 3 研究方法和结构 1 3 1 协整检验模型的建立 协整是一种对非平稳的变量长期均衡关系的统计描述，非平稳经济变量问存 在的长期稳定的均衡关系称为协整关系。传统的计量经济方法对变量数据非平稳 时出现的伪回归问题缺乏有效的修正方法，而金融市场中的许多变量的时间序列 数据存在非平稳性。协整理论基于单位根检验、误差修正模型和向量自回归模型、 g r a n g e r 表现定理等方法克服了传统计量经济分析的缺陷，成为研究此类对象的 有力工具。 要想进行时间序列的协整检验，必须先进行单位根检验以检查序列的平稳 性。因此本文首先对各个变量进行平稳性检验。假设h o ：= o ( 即检验p = l 的单 位根零假设) ，备择假设h ，： 0 ，若接受 o 表明序列船为，( 1 ) a d f 的回归式( 考虑常数项咖和时间趋势u t ) 为： k t 弋 工f = a o + 多x 卜i + 6 t + ) 幺a x t - i + 吃，t = 1 , 2 ，n ( 1 1 ) l = 1 f 其中户p 一1 a d f 检验存在选取滞后项个数k 的问题，在本文中笔者依据a i c 法则判断k 值大小。 当经过单位根检验确认各个变量都是非平稳序列，但却有单整i ( 1 ) 的特 性后，才能进行协整检验。 1 3 2 d o h a n s e n 检验 尽管两个时间序列是非平稳的，但时间序列之间的线性组合却可能是平稳 的。也就是说，因变量能被自变量的线性组合解释，即两者之间存在稳定的均衡 关系，也就是协整关系。协整理论克服了传统的差分序列回归方法存在的容易忽 略有用信息的弊端，在不满足短期联合协方差平稳的条件下，在长期体现均衡关 系。 协整检验主要有e n g l e - g r a n g e r 两步检验和基于v a r 的j o h a n s e n 极大似然 估计检验法。其中前者只适用于回归方程涉及因果关系清晰的情况，因此主要用 于两变量的协整检验。对于多个变量的情况，一般采用后者。这种方法可以估计 出隐含在时间序列中的所有协整关系个数。因此，本文将采用j o h a n s e n 检验法 作为协整检验的方法。j o h a n s e n 协整检验是一种基于v a r 模型用极大似然估计 来检验变量的协整关系的方法，该方法可以用于对系统中所有独立的协整关系作 总体分析，且无需事先假定系统中协整关系的个数，也不需确定对哪一个变量进 行规范处理。 设x 。，y 。都是，( 1 ) ，协整检验过程如下 1 首先进行协整回归( c o i n t e g r a t i o nr e g r e s s i o n ) ，此处为考虑常数项和时间趋势 情况。 4 则误差估计为： 只2 0 t o + 0 z x t + s t + u t ( 3 2 ) “= y 一岔一反工一点 ( 3 u 3 ) t2 只一一q 一q k jj 协整存在的一个重要条件就是协整回归方程的残差估计量幺是平稳的。按照标准 回归形式，可对残差的平稳性进行检验。即对下式： a u , = 以l + 仍幺一，+ q = 1 咋= + 以。+ 修玩一，+ q ，考虑常数项 ( 3 3 ) i = l j n 吩= + q t f l f i 卜i + a p f a f i , 一，+ q ，考虑常数项和趋势项 f 互l 进行检验，检验方法与单整检验基本相同。即零假设成立( = 0 ) 说明五，为( 1 ) ， 则、只不是协整的，若零假设不成立( o ) ，则说明幺为( o ) ，则t 、只是 协整的。 1 3 3 误差修正模型( e o m ) 根据g r a n g e r 表示定理，如果一组，( 1 ) 变量之间存在协整关系，则一定存 在一个与之等价的误差修正模型表达式。 短期内，变量偏离均衡程度的大小决定了变量值变化的大小，但是由于协整 关系的存在，处于非均衡状态的变量在长期内会逐渐向均衡状态收敛。由e n g l e 和g r a n g e r ( 1 9 8 7 ) 提出的著名的误差修正模型( e r r o rc o r r e c t i o nm o d e l 简 称e c m ) ，从而把变量间的长期关系和短期动态特征结合在一起。误差修正模型 由于综合使用了变量的原始值和变量的差分值，能够充分利用了两者的信息，因 5 而可以分离出变量变动的短期影响和长期偏离均衡状态的影响。误差修正模型既 可研究经济问题的静态( - f - r 期) 特征，又可研究其动态( 短期) 特征，其变量不 存在多重共线性的问题，因此被广泛使用。 其基本形式为 厶y f = 声0 4 - 口( “一l k x 占一1 ) + 声z x f 4 - 其中玩= 允广毛，t = l ，2 ，t 同时，方程中的误差修正项中包含了因变量滞后项相对于长期均衡状态的 偏离值，如果误差修正项的t 检验的结果是显著的，则可以认为所有的具有协整 关系的变量都向着共同的长期趋势发展。 建立误差修正模型一般使用e n g l e g r a n g e r 两步法( 即e g 两步法，1 9 9 8 ) ： 1 首先进行协整回归( c o i n t e g r a t i o nr e g r e s s i o n ) ，检验方法与单整检验基本相同。 2 若存在协整性，以第一步求到的残差作为非均衡残差项直接加入到误差修正模 型中，并用o l s 法估计参数，建立误差修正方程 七 a x f = m l + p l u f l - i - ( 口l i a x 卜f + 夕a y f f ) + d l i f = l ， k y f = m 2 + 户2 “f l + ( 口2 i a x ，一f + 2 f a y f f ) + d 2 ， f = i 其中q ，、呸，是白噪声，用协整回归式来代替上式拟合残差谚代替上式两方城中 的- i ，便可用常规方法估计两个方程。 1 3 4g r a n g e r 因果关系检验： 在进行协整检验以及误差修正模型检验后，如果变量间是否存在着长期的共 同的发展趋势或者相互依存关系，我们可以进一步利用g r a n g e r 因果检验确定变 量间的引起与被引起关系。g r a n g e r 以时间序列的可预测性来定义因果关系：如 果变量毛过去和现在的信息有助于改进对变量y ，的预测，则存在着从到y ，的因 果关系；如果变量y f 过去和现在的信息有助于改进对变量的预测，则存在着从 y f 到薯的因果关系。 格兰杰因果关系检验法实际上是运用非约束普通最4 , - - 乘法( u n r e s t r i c t e d o r d i n a r y - l e a s t - s q u a r e s ) ，在保持其他变量的解释能力不变的情况下，检验排 除某一个列变量的滞后项对方程预测能力的影响，排除后方程的预测能力以概率 矗 p 值表示。当p 值越小，表明排除该变量对方程的预测能力影响越大，该变量对 因变量的解释能力越显著；当p 值越大，超过一定的显著性水平时，表明排除该 变量对方程的预测能力影响很小，表明该变量相对于因变量而言是外生的。因此， 通过比较各变量的p 值就可以比较各变量对因变量的解释能力。 下面用两变量模型说明g r a n g e r 因果检验的原理。 七七 = + 互口f 一l + z l = l1 ik 只= 6 0 + z c i x , 一l + zd i y h + 屹， j i = l ( 3 2 ) ( 3 - 3 ) 对以上两式进行f 检验，零假设分别为日o ：6 i = 如= = 么= 0 和 反：q = 岛= = c k = 0 。若同时无法拒绝零假设，则两变量间无g r a n g e r 因果关 系；若拒绝w 但不能拒绝零假设矾，则对y ，有g r a n g e r 因果作用；反之，则 y ，对五有g r a n g e r 因果作用：若同时拒绝两个零假设，则x 与y 之间有双向的 g r a n g e r 因果关系。 在进行g r a n g e r 因果检验时，也需要选择被测试变量值的滞后期长度。因为 g r a n g e r 因果检验结果对滞后长度较为敏感。本文在g r a n g e r 因果检验中，使用 a i c 准则选择模型检验的滞后期长度，同时也会适当考虑其他准则。 在变量问存在协整关系的前提下，应用g r a n g e r 因果关系检验可以考察因 变量能够在多大程度上被过去的自变量解释，加入自变量的滞后值能否使解释程 度提高。如果x 在y 的预测中有帮助，或者x 与y 的相关系数在统计上显著时， 就可以说x 是y 的g r a n g e r 原因，反之亦然。因此，g r a n g e r 因果关系检验可以 考察股票价格与信贷规模之间是否存在因果关系，以及这种关系是单向还是双 向。 1 3 5 方差分解和脉冲响应函数 脉冲响应函数描述的是v a r 模型中一个内生变量的冲击给其他内生变量带 来的影响。这个冲击就是新息( i n n o v a t i o n ) ，指外界的干扰，即模型中的误差 项。脉冲响应函数注重分析当某一内生变量受到冲击后，其他变量的反应模式， 所以我们可以根据脉冲反映的描述各个市场之间短期资讯传递速度的快慢。综合 使用方差分解与脉冲响应函数可以使我们进一步了解经济变量之间的经济关系， 捕捉系统对冲击的连锁动态反应并排列每一个变量冲击对系统变化的重要性。脉 冲响应函数是随着时间的推移，来观察模型中的各变量对于冲击是如何反映的， 然而对于只是要简单的说明变量问的影响关系又稍稍过细了些。 方差分析弥补了g r a n g e r 因果检验并不能提供模型中因变量的动态特征，同 时也不能预测样本期外因变量与自变量之间是否存在因果关系及因果关系的强 7 度的不足。方差分解是把内生变量中的变化分解为对v a r 的分量冲击。因此，方 差分解给出v a r 中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。同时， 方差分解还可以提供有关变量在当期的变化的新情况。这种方法把系统产生的所 有误差分解成每个变量产生的误差和来自模型中其它变量的冲击所产生的误差， 从而可以在大体上把握系统产生的随机扰动项的信息，判断变量相互之间的影响 强度，最后得出模型暗含的经济意义。 1 3 5 文章结构 本文共分五部分。 第一章：引言。这一章介绍了本文的研究背景和目的，列明文章架构和主要 研究方法，指出本文的研究特色和创新之处，并回顾国内外研究成果。 第二章：协整理论介绍，这一章是对整个协整理论的综述，介绍了a d f 检验、 j o h e n s e n 检验、误差修正模型、方差分解及脉冲响应函数 第三章：实证分析，第一节是数据的搜集、整理和检验。这一部分是为实证 分析做数据准备。通过介绍数据的来源，和对部分缺失数据的基本处理。通过对 数据进行基本统计量分析，检验数据的随机性、平稳性、正态性等特征。第二部 分是笔者模型研究的结果及政策建议， 第四章：实证分析结果与分析。这一章将对第三章得出的结果进行分析，并 结合中国股票市场、信贷市场的历史沿革与现状分析结果产生的原因。同时，根 据结果提供相应的政策建议。 第五章：结论。通过总结全文的分析成果，从而得出结论。 1 4 研究意义与创新 在微观层面，本文的研究结果有助于跟人投资者根据国内经济形势变化、信 贷市场发展，对国内股票价格变化作出预测，提高收益。从宏观角度，政府部门 在进行宏观政策调控时，可以通过有效的监管，稳定国内股票市场，从而最终实 现对投资者权益的保护。 本文的创新之处在于，以往研究货币政策对股票价格的影响主要集中在货币 供给层面，而少有研究信贷市场对股票市场的影响，本文通过协整检验和误差修 正模型以及脉冲响应函数从信贷规模角度研究货币政策对股票市场的影响。在研 究方法上，本文采用了相关系数、单位根、协整检验、误差修正模型、g r a n g e r 因果检验、方差分解及脉冲响应函数等多种方法，综合分析中国股票市场的股票 价格与信贷市场和经济增长的短期和长期联动性，为将来进行进一步研究提供了 借鉴之处。 s 第三章实证分析 3 1 数据的选取与处理 3 1 1 数据选取 本文主要考察股票价格与信贷规模之间的联动性关系，但是由于影响股票价 格的因素较多，比如宏观经济指标、货币政策、价格指数等。因此本文将以上各 因素放在同一个系统中考察。 本文选取2 0 0 2 年1 月- 2 0 0 8 年1 2 月作为样本区间，每个变量样本数均为8 4 个。选用2 0 0 2 年为起点的月度数据的主要原因，是我国股票市场发展时间较短， 同时经过多次政策试验调整后，股票市场规模不断扩大、运作不断完善、市场日 趋成熟。以2 0 0 2 年为起点的这个阶段将会得到更符合实际的结论，同时能够更 加准确地考察股票价格的运动同信贷渠道之间的联系。以上数据来源于中国人民 银行网站、r e s s e t 高标准金融研究数据库。 股票价格选用上证综合指数( s z ) ，因为股票价格指数是能够地反映一定时 期内股票市场上股票价格的综合变动方向和变动程度的综合动态指标，同时，该 指数反映上海证券交易所上市的全部a 股和全部b 股的股价走势，具有很强的代 表性。 宏观经济变量方面，由于g d p 只有季度数据，而工业增加值近几年只公布增 长率而非统计值，因此本文采用全社会固定资产投资数据作为宏观经济变量。 货币政策方面，由于中国企业直接债券市场规模不大，因此本文主要从金融 机构贷款余额的角度进行研究，选择金融机构本外币信贷规模月度数据( l o a n ) ， 数据来源于中国人民银行网站。 通货膨胀指标采用居民消费价格指数( c p i ) 。模型系统中缺少价格变量，会 出现所谓的“价格谜 现象。“价格谜”现象是指在实证研究中紧缩性的货币政 策冲击，往往会导致随后的通货膨胀增加的现象。c h r i s t i n o 等( 1 9 9 4 a ，1 9 9 4 b ) 发现在模型中加入灵敏的价格指数可以消除这种现象。因此，在本文的模型构建 中加入了物价指标。 同时为了考察长短期利率对股票价格的影响，选择7 日银行间同业拆借利率 利率( i r i m ) 作为市场利率，选择短期利率( i r c d ) 和1 年定期存款( i r y l ) 作 为活期利率和定期利率。 3 1 2 数据处理 金融机构本外币信贷规模月度数据从2 0 0 3 年开始，而2 0 0 2 年只有季度数据， 笔者利用e v i e w s5 0 软件近似估计2 0 0 2 年月度数据。 活期利率和定期利率随中央银行的政策变动，由于采用月度数据，信贷规模 受季节性因素影响较大，因此在统计上对数据进行了平滑处理。同时，在短期和 9 长期利率变更月笔者采用变更前后按照日期加权平均利率作为当月利率。 为了消除通货膨胀的影响，各组数据均除以对应期c p i ，使用实际值。同时， 为了消除变量中异方差的影响，将各个变量取对数值。 由于笔者选取的均为月度数据，同时考察a i c 准则，初步选择滞后阶数为 1 2 。但是由于g r a n g e r 因果关系检验对之后期长度比较敏感，所以笔者同时参照 其他准则。 3 2 检验结果 3 2 1 基本统计量分析 利用e v i e w s5 0 软件，计算各组变量的基本统计量，主要描述性指标见下 刁： 表3 1 各组变量的描述性统计量 s e r i e sl n s zl n c p ii n l o a nl c di r l m l r y l m e a n7 5 2 0 7 9 94 6 3 0 6 111 7 1 0 0 9 90 7 2 6 0 l2 4 5 7 17 32 5 3 6 1 2 8 m a x i m u m8 6 9 1 9 唾84 6 8 8 5 9 21 7 4 9 3 2 9o 9 95 1 7 1 84 1 4 m i n i m u m6 9 6 6 7 2 24 5 9 2 0 8 516 7 0 4 3 6o 3 61 1 71 9 8 s t d d e v 0 4 5 6 5 4 3o 0 2 4 4 5 70 2 3 0 8 2 8o 0 5 7 “o 71 4 2 9 40 7 4 8 2 4 6 s k e w n e s s 1 1 0 3 2 4 6o 5 81 2 1 70 1 9 2 3 8 31 3 7 7 0 3o 9 8 6 4 7 81 3 0 4 4 8 4 k u r t o s i s3 0 5 9 5 2 52 5 4 4 9 8 31 8 5 8 6 8 2 6 7 7 4 25 1 5 5 5 63 1 3 7 5 8 8 由各变量之间的相关系数矩阵可知( 见附录a - 1 ) ，一年期、三年期定期存 款利率、银行间同业拆借利7 天利率、通货膨胀率和本外币信贷规模与上证综合 指数相关度较高，固定资产投资与上证综合指数相关系数为0 3 9 左右，而活期 利率则更低，与上证综合指数相关系数仅为0 1 7 左右，这表明在报告期内短期 利率对股票价格影响可能较小。一年期定期存款利率在各变量中与上证综合指数 相关系数最大，达到o 7 7 。表明一年期定期存款利率对股票价格影响可能较大。 3 2 ，2a d f 检验 考察各个变量的线性趋势图，应选择包含常数以及趋势项的模型进行检验， 其中需要利用a i c 准则确定最优滞后阶数。根据各个变量a d f 检验结果汇总表( 如 下图) ，可以发现，在1 的检验水平下，各个变量均存在单位根，故均为，( 1 ) ， 因此可以对 n s z 、l n c p i 、l n i n v 、l n l o a n 、i r i m 、i r y l 进行协整关系检验。 1 0 表3 - 2 各个变量a d f 检验结果汇总表 检验形式临界值结论 变量( c ，t ，n )a d f 统计量1 5 1 0 ( 1 ) l n s z ( c ，t ，o ) - 0 1 8 2 7 1 9- 2 5 9 3 1 2- i 9 4 4 7 6- 1 6 1 4 2 0 4不平稳 l n i n v ( c ，t ，o ) o 7 1 9 73 5 2 4 2 3 32 9 0 2 3 5 82 5 8 8 5 8 7 不，f ，稳 水 平 l n c p i ( c ，t ，0 ) - i 3 2 2 7 4 6- 4 0 7 3 8 5 9- 3 4 6 5 5 4 83 1 5 9 3 7不平稳 检 l n l 讲谢 ( c ，t ，o ) 一1 9 1 7 0 5- 4 0 7 2 4 2- 3 4 6 4 8 73 1 5 8 9 7不，卜稳 验 i r c d ( c ，t ，0 ) 一1 7 8 2 0 3 22 5 9 3 1 2 l- 1 9 4 4 7 6 2一1 6 1 4 2 不平稳 i r i m ( c ，t ，0 ) - i 0 7 1 6 1 - 2 5 9 3 1 2 - 1 9 4 4 7 6 - 1 6 1 4 2不平稳 i r y l ( c ，t ，o ) - 0 8 9 3 9 9 9- 4 0 7 2 4 1 53 4 6 4 8 6 53 1 5 8 9 7不 稳 l n s z( o ，0 ，o ) 一8 1 7 2 8 6 4 - 2 5 9 3 4 7 - i 9 4 4 8 1 l- 1 6 1 4 1 7 5 平稳 l n c p i ( 0 ，0 ，o ) - 7 1 0 1 2 7- 2 5 9 3 4 7- i 9 4 4 8 1- 1 6 1 4 1 8平稳 差 分 l n l o a n ( o ，0 ，o ) - 3 5 5 2 8 8- 2 5 9 3 4 71 9 4 4 8 1一1 6 1 4 1 8 平稳 检 i r c d( 0 ，0 ，0 )- 3 ，7 0 4 0 7- 2 5 9 3 8 2- i 9 4 4 8 6- 1 6 1 4 1 5平稳 验 i r l m ( 0 ，0 ，o ) - 1 0 7 0 7 0 92 5 9 3 4 6 8- 1 9 4 4 8 1- i 6 1 4 1 8甲稳 i r y l ( 0 ，0 ，0 ) - 5 4 5 3 3 5 8- 2 5 9 3 8 2 4- 1 9 4 4 8 6 2- 1 6 1 4 1 8 平稳 l n i n v( 0 ，0 ，o )- 3 3 3 6 1 0 9- 3 5 2 5 6 1 8- 2 9 0 2 9 5 32 5 8 8 9 0 2平稳 注：( c ，t ，n ) 中c 表示模型中含有常数项，t 表示模型中含自趋势项，n 表示含有滞后阶数。 3 2 3 向量自回归模型( v a r ) 对各变量取差分后即新变量为d l n s z 、d i n c p i 、d i n i n v 、d i n l o a n 、d i r i m 、 d i r y i 。应用向量自回归模型，单位根结果如下表 表3 3 单位根 r m e r s er o o t so fa rc h a r a c t e r i s t i cp o l y n o m i a l 根据上图有三个单位根均落在单位圆之外，因此该模型是不稳定的。 3 2 4 协整检验 如前所述，采用j o h a n s e n 极大似然估计法检验各组变量之间的协整关系个 数如附录所示。结果显示各组变量间最多存在一个协整关系。这表明变量间在长 期状态下是均衡的。将协整模型推出的方程进行检验，发现模型平稳。这表明所 得模型是稳定的。协整模型具体表达式见附录a 一3 。 3 2 5 误差修正模型 首先，协整回归的结果如下 根据前面的协整模型结论，利用j o h e n s e n 极大似然估计检验法的结论，我 们可以得到以下误差修正方程： v e c m = l n s z 8 4 + 2 8 9 58 8 5 * l n l b + l n i n v 掌1 7 4 0 5 8 5 9 3 8 7 9 6 3 拳l n c p l 8 4 圈r i m 幸o 4 1 9 5 1 3 ( 0 6 1 4 8 7 )( 0 2 3 9 1 9 )( 4 8 8 4 0 0 )( o 1 2 6 3 7 ) ( 注：括号内为统计值) 通过对该序列进行单位根检验，发现它已经是平稳序列，并且取值在0 上下 波动，验证了协整关系是正确的。l n s z 与各解释变量之间的向量误差修正模型 ( v e c ) 如附录，调整的r 值达到0 8 0 ，这表明了模型的整体效果比较理想的。 由以上v e c 模型看出，从长期看，信贷规模与股票指数之间存在着显著的正 向关系，弹性系数是2 1 1 ，即贷款余额变动一个百分点，股指同向变动2 1 1 个百 分点，这表明信贷规模对股票市场的影响是比较大的。v e c m 系数是= 0 0 5 ，说 明短期内上证指数的变化与其偏离长期变化的程度是微弱的反向关系。 3 2 6g r a n g e r 因果检验 根据g r a n g e r 因果检验结果( 如下图) ，我们可以发现，在5 的显著水平下， 信贷规模和经济增长互为g r a n g e r 原因。经济增长( 固定投资变量) 和7 日同业 拆借利率是信贷规模的g r a n g e r 原因，信贷规模是上证综指和经济增长的 g r a n g e r 原因。这表明信贷规模可以作为股票价格指数的先期指标，而通货膨胀 率不能作为股票价格的先期指标。同业拆借利率不是信贷规模的g r a n g e r 原因， 这表明同业拆借利率对信贷规模作用不明显。 g r a n g e r 因果检验结果表( 略表) 1 指标原假设统计量p 值 信贷规模不是上证综指的g r a n g e r 原因 2 3 2 5 8 50 。0 1 9 7 3 股票价格与信贷规模 上证综指不是信贷规模的g r a n g e r 原因 3 2 7 1 7 60 0 1 6 0 8 股票价格与经济增长 固定投资不是信贷规模的g r a n g e r 原因 4 8 3 7 1 04 1 e - 0 5 g r a n g e r 因果检验结果汇总表见附录a - 2 1 2 信贷规模不是固定投资的g r a n g e r 原因 0 4 6 2 8 8o 9 2 6 2 6 股票价格与利率水平 同业拆借利率不是上证综指的g r a n g e r 原因 2 1 4 6 6 40 1 2 3 8 2 上证综指不是同业拆借利率的g r a n g e r 原因 9 0 4 2 0 10 0 0 0 3 0 信贷规模与经济增长经济增长不是信贷规模的g r a n g e r 原因 1 9 2 0 7 80 0 5 2 9 0 信贷规模不是经济增长的g r a n g e r 原因 2 8 6 9 4 l0 0 0 6 0 5 3 2 7 方差分解与脉冲响应模型 根据附录中结果，我们可以看出，由不同预测期上证指数的方差分解可见， 贷款余额新息对于股票指数的解释比例较低，固定资产投资占的比例在逐渐增 大，居民消费物价指数虽然有下降趋势，但是相对稳定，贷款余额新息从第5 期 开始逐渐增大，这说明贷款余额对股票指数的影响是比较缓慢，也就是说时滞比 较长。 脉冲响应函数可以用于分析来自信贷规模与各变量的标准差的一个新息对 其自身及对方的影响，结果如下图所示。横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代 表因变量对解释变量的响应程度。 r e s p o n s et oc h o l e s k y o n es d 虮n o 恂的n s 2s e r m o fd l n i n v 协d l n i n vr 捌m o m e o f o l n i n v i o d l n l q n 0r w p o m ea f o i n i n v t o o u t s z 瓤，：= = 、 譬矽7 r e s p t 抽l e o