股权分置前后货币政策对股票市场价格行为影响差异的实证分析.doc

精品文档股权分置前后货币政策与股票市场关联性对比实证分析何宜庆 作者简介：何宜庆(1961- ),男(汉)，江西进贤人，上海交通大学博士，南昌大学教授，博士生导师，研究方向：金融工程与风险管理。，吴奇 作者简介：吴奇(1977- ),男(汉)，江西修水人，南昌大学理学院08级研究生，专业方向：金融工程与风险管理。(南昌大学中国中部经济发展研究中心，南昌大学系统工程研究所，江西南昌 330031)摘要由于我国股权分置改革在2006年底基本完成，本文选取2006年12月前后三年的月度时间序列数据和汇率、存款准备金率以及利率、货币供应量和上证综合指数为变量，以向量自回归理论与现代计量技术为基础，对比实证分析货币政策与股票市场关联性，得出结论：汇率变化对股票价格波动的影响显著，但股改后这种影响得到加强且存在稳定的长期均衡关系；利率变化和存款准备金率变化对股价波动影响不大，但股改后存款准备金率对股价格波动的作用明显加强；股改前后货币供应量中的m0和m1波动对股价波动影响显著，而实际m 2变化对股价波动贡献很小。 关键词股权分置；货币政策；上证综指；VAR模型；协整分析；Granger因果检验中图分类号：F830.9 文献标识码：A一、引言随着我国经济的高速发展,以直接融资的股票市场速度壮大，研究货币政策与股票市场的关联性已经成为现代经济研究的热点领域。股权分置是中国股票市场特有的现象,股权分置是从2005年开始到2006年底基本完成，股权分置前实体经济繁荣与虚拟经济股票市场的低迷形成了鲜明的对比，显然扭曲了股票市场是经济状况晴雨表的实质，这就是股权分置改革原因。而央行在利用货币政策间接调节经机制是：货币政策以利率，存款准备金率和公开市场业务为工具首先传导到银行，然后传导到股票市场，再由股票市场传导到实体经济。对比实证分析股权分置前后我国的货币政策与股票市场关联性，对于认识我国的货币政策与股票市场的内在规律有重要的意义。国内外许多学者对货币政策与股票市场关联性都进行了颇具价值的研究，Lastrapes(1998)1采用VAR的方法证实随着股票规模的不断扩大,不当货币政策对股价有影响,反过来,股票市场的价格变化对货币政策的制定也有影响。Konstantin Kholodilin,Alberto Montagnoli,Oreste Napolitano,Boriss Siliverstovs(2009)2,选取1991年1月至2008年1月欧洲央行理事会140个会议制定的货币政策和10个股票市场进行研究，得出利率上升25个基点，股市下跌0.3%-2%不等。Li.Y.D. Iscan.T.B.,xu.k(2009). 3利用S-VAR研究了拿加大与美国货币政策与股票市场关联性，而这两国家外贸和金融市场开放程度是相当不同的，货币政策在加拿大对股价的冲击小而滞后期短，而在美国恰恰相反，结论是货币政策对股票市场的冲击在外贸与金融市场开放程度不同国家中，冲击作用大小与滞后期的长短是不同的。Alexander Kurou (2010), 4货币政策的决定对改变投资看法有显著的效果，效果的强弱依赖市场条件，在允许卖空的情况下，这种决策对股票价格敏感，结论是投资者的看法在股票市场传导货币政策中扮演重要的作用。薛永刚，曹艳铭(2008)5,利用HP滤波、Granger因果检验,方差分解以及时变参数状态空间模型方法,对我国M1、M2、商业银行贷款利率、银行间同业拆借利率与股票价格之间的动态关联性进行研究，得出我国货币政策变量与股价之间存在不完全双向因果关系;股票市场传导渠道存在,但传导效率不高;股票价格对货币政策变量的反馈作用强于正向传导作用;应把股价作为货币政策参考指标进行监测和调控结论。李自波，雷闻（2009）6，利用线性计量模型对我国货币政策变动对股票价格变动的影响做了实证性的检验，得出货币供应量、存款准备金率、汇率对我国股票价格的作用明显。本文拟使用协整检验、向量自回归(VAR)、 Granger因果检验和脉冲响应等方法对货币政策与股市市场关联性对比实证分析。二、数据的选择与处理货币政策对经济的调节是通过利率、存款准备金率和公开市场业务这三大工具传导的，选取人民币对美元的汇率和货币供应量作为央行公开市场业务指标、一年期存款无风险利率和存款准备金率作为存款利率与存款准备金率工具的指标，上证综指作为股票价格有效指标。数据的频率选取月度数据，我国从2005年开始实行股权分置 (后面简称股改)改革，到2006年底基本结束，样本数据区间为两个，一个是2004年1月至2006年12月，代表股改前；另一个是2007年1月至2009年12月，代表股改后。根据经济学中弹性，对其取对数变换，单位根检验结果如表1-1和2-1所示。表1-1上证综指和货币政策变量的单位根检验结果变量ADF值p值结论（=0.05）lnszin-4.53170.0010平稳lnexch-2.46860.0151平稳lnm0-6.52460.0000平稳lnm1-6.92020.0000平稳lnm2-4.19960.0111平稳lnrate-5.93860.0001平稳lnzrate-平稳 在利用ADF检验时，系数矩阵是近似奇异矩阵使检验失效，此平稳是利用自相关图得出的。表2-1上证综指和货币政策变量的单位根检验结果变量ADF值p值结论（=0.05）lnszin-5.98170.0000平稳lnexch-1.91060.0500平稳lnm0-4.62350.0040平稳lnm1-6.17080.0000平稳lnm2-5.97580.0002平稳lnrate-3.61000.0007平稳lnzrate-0.34970.0148平稳 注：ADF检验结果采用Eviews6.0软件算得，为一阶差分算子，为二阶养分算子。上证指数(szin)、汇率(exch)、利率(rate)、准备金率(zrate)。三、思路与方法1、建模思路文章要研究的是股改前后货币政策与股票市场关联性，拟将数据分为股前和股改后两个部分，从三个方面来对比分析，第一个方面是汇率与股票价格关联性对比分析；第二个方面是利率、存款准备金率与股票价格关联性对比分析；第三个方面是货币供应量m0、m1、m2与股票价格关联性对比分析。而每个方面从三个角度展开，第一个角度是进行协整检验，若存在协整关系建立VEC模型，否则建立VAR模型（只列出股票价格波动方程）；第二个角度是进行Granger因果检验，而此处的Granger因果关系只侧重股票价格与单个货币政策变量或货币变量共同作用，而不作货币政策变量之间Granger因果关系分析；第三个角度只侧重于股票价格波动方程的脉冲响应分析，其他的不作脉冲响应分析。2、实证方法向量自回归VAR(Vector Autogression model)是基于数据统计性质建立模型，VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。VAR模型是处理多个相关经济指标的分析与预测的好模型。1980年西姆斯(C.A.Sim)7将VAR模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。VAR模型常用于预测相互联系的时间系列及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。VAR(p)模型的数学表达式是 式中：，冲击向量是白噪声向量， p是滞后阶数，T是样本个数，的系数矩阵和常数向量待估计的。四、实证分析 1、汇率与股票价格的关联性 1.1协整检验与向量自回归。股权分置前上证综指lnszin和汇率lnexch分别是I(1)和I(0)序列，不是同阶单整不存在在协整关系；股权分置后lnszin与lnexch序列都是一阶单整，进行Johansen协整检验如下：Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)HypothesizedTrace0.05No. of CE(s)EigenvalueStatisticCritical ValueProb.*None *0.33591320.8925320.261840.0409At most 10.1854706.9749009.1645460.1277Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level*MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values存在一个协整方程：EC= lnszin - 6.8078* lnexch - 0.0320 (2-1)根据AIC和SC值最小原则来确定滞后阶数p，反复验证当p=1时，股改前后三年AIC和SC值同时最小，建立无约束的VAR和VEC模型。lnszin = - 0.0391*lnszin(-1) - 2.1446*lnexch(-1) + 4.5090 (1-2)lnszin= - 0.8264* - 0.3073*lnszin(-1) + 4.0272*lnexch(-1) (2-2) 方程(2-1)反映了股改后股价与汇率存在长期的协整关系，人民币升值1个百分点，股价下跌6.8个百分点；方程(2-3)误差修正方程，误差修正项上前的系数满足负反馈作用。 1.2 Granger因果检验的结果表1-2Granger因果检验的结果原假设统计量自由度P值lnexch方程lnszin不能Granger引起lnexch9.29502510.0023lnszin方程lnexch不能Granger引起lnszin0.1246310.7241表2-2Granger因果检验的结果原假设统计量自由度P值lnexch方程lnszin不能Granger引起lnexch3.498210.0614lnszin方程lnexch不能Granger引起 lnszin0.312710.5760在汇率波动方程中，股改前后股价格波动是引起汇率波动的Granger原因；而在股价波动方程中，汇率的波动不是引起股价波动的的Granger原因，在显著水平(=0.10)下。 1.3脉冲响应分析 从图1-1与2-1中可以看出当在本期给汇率一个正的冲击后，给股改前后股价带来负面的波动，并在第4期后，对股价产生一个稳定持续的负面作用并且幅度都在1%左右。2、利率、存款准备金率对股票价格的关联性 2.1 量自回归。股改前后上证综指lnszin和利率lnrate至少有一个是I(1)单整，而存款准备金率lnzrate是I(0)，不存在在协整。根据AIC和SC值最小原则来确定滞后阶数p，反复验证当p=1时，股改前后三年AIC和SC值同时最小，建立无约束的VAR模型。 lnszin = 0.1234*lnszin(-1)+ 0.2834*lnrate(-1) +0.1433*lnzrate(-1) + 0.8608 (1-3)lnszin = - 0.2149*lnszin(-1) - 0.0732*lnrate(-1) - 0.3635*lnzrate(-1) - 0.6982 (2-3)在股价波动方程(1-3) 与(2-3)中，利率波动和存款准备率波动的滞后一期对股价格波动，股改前是同向的而股改后是反向的，并且影响很小。2.2 Granger因果检验表1-3 Granger因果检验的结果原假设统计量自由度P值lnszin方程lnrate不能Granger引起lnszin1.403610.2361lnzrate不能Granger引起lnszin0.190010.6629lnrate、lnzrate不能Granger引起lnszin4.801620.0906lnrate方程lnszin不能Granger引起lnrate0.293210.5881lnszin、lnzrate不能Granger引起lnrate3.406720.1821lnzrate方程lnszin不能Granger引起lnzrate1.654810.1983lnszin、lnrate不能Granger引起lnzrate1.654920.4371 表2-3 Granger因果检验的结果原假设统计量自由度P值lnszin方程lnrate不能Granger引起lnszin0.0497210.8235lnzrate不能Granger引起lnszin5.587010.0181lnrate、lnzrate不能Granger引起lnszin5.961420.0508lnrate方程lnszin不能Granger引起lnrate1.471510.2251lnszin、lnzrate不能Granger引起lnrate6.543120.0379lnzrate方程lnszin不能Granger引起lnzrate0.085110.7704lnszin、lnrate不能Granger引起lnzrate2.883220.2365在股价波动方程中，由股改前不能拒绝存款准备金率波动不能Granger引起股价波动的Granger原因的原假设转变成股改后拒绝存款准备金率波动不能Granger引起股价波动的Granger原因的原假设(=0.05)，并且利率波动与存款准备金率波动共同作用在股改前后都是引起股价波动的Granger原因(=0.10)；在其他的方程中，除了在股改后的利率波动方程中拒绝股价波动与存款准备金率波动共同作用不能Granger引起利率波动的Granger原因的原假设外，其他的都不能拒绝(=0.05)。2.3脉冲响应分析在图1-2中，本期给利率一个正的冲击后，股价负向波动，从第五期后冲击的幅度为0；在图2-2中，本期给利率一个正的冲击后，股价正向波动，在第2期达到最大，从第五期后冲击的幅度为0。给存款准备金一个正冲击后，股改前(图1-3中)，股价在第1期下跌最多，然后开始回升，第2期影响为0；股改后(图2-3中)，股价都是下跌的，随着滞后期的持续下跌的幅度逐渐减少，到第8期基本太有影响。3、货币供应量m0、m1、m2与股票价格的关联性3.1量自回归。由于lnm2为I(0)而lnszin 、lnm0、 lnm1都是I(1)，故不存协整关系。根据AIC和SC值最小原则来确定滞后阶数p，股改前，反复验证当p=4时， AIC和SC值最小；股改后，反复验证当p=2时 AIC和SC值最小，建立无约束的VAR模型。 lnszin = - 0.0976*lnszin(-1) - 0.3869*lnszin(-3)+ 0.0355*lnszin(-4)+ 2.7651*lnm0(-1)- 1.9092*lnm0(-3) - 0.1964*lnm0(-4) - 0.6923*lnm1(-1) + 2.3196*lnm1(-3) + 0.8408*lnm1(-4) + 0.0694*lnm2(-1) - 0.1933*lnm2(-3) + 0.6576*lnm2(-4) - 5.3555 (1-4)lnszin = - 0.2692*lnszin(-1) + 0.0917*lnszin(-2) + 0.8205*lnm0(-1) + 3.9560*lnm0(-2) + 2.1081*lnm1(-1) + 2.2087*lnm1(-2) - 0.5874*lnm2(-1) + 0.2708*lnm2(-2) + 3.1481 (2-4)在方程(1-4)和(2-4)中，股改前lnm0滞后1期和lnm1滞后3期的波动对股价波动影响最大且同向，股改后lnm0滞后2期和lnm1滞后1、2期的波动对股价波动影响大且同向；而lnm2变化对股价波动影响不大且方向同反都有。 3.2 Granger因果检验表1-4 Granger因果检验的结果原假设统计量自由度P值lnszin方程lnm0不能Granger引起lnszin1.335430.7207lnm1不能Granger引起lnszin3.505630.3200lnm2不能Granger引起lnszin9.255830.0261lnm0、lnm1、lnm2不能Granger引起lnszin12.934890.1656lnm0方程lnszin不能Granger引起lnm016.812230.0008lnszin、lnm1、lnm2不能Granger引起lnm026.145890.0019lnm1方程lnszin不能Granger引起lnm112.069130.0071lnszin、lnm0、lnm2不能Granger引起lnm133.953590.0001lnm2方程lnszin不能Granger引起lnm21.888830.5959lnszin、lnm0、lnm1不能Granger引起lnm224.856890.0031表2-4 Granger因果检验的结果原假设统计量自由度P值lnszin方程lnm0不能Granger引起lnszin2.070020.3552lnm1不能Granger引起lnszin2.575320.2759lnm2不能Granger引起lnszin1.538920.4633lnm0、lnm1、lnm2不能Granger引起lnszin7.170660.3054lnm0方程lnszin不能Granger引起lnm00.157820.9241lnszin、lnm1、lnm2不能Granger引起lnm06.749160.3447lnm1方程lnszin不能Granger引起lnm11.930220.3809lnszin、lnm0、lnm2不能Granger引起lnm112.052160.0608lnm2方程lnszin不能Granger引起lnm25.903820.0522lnszin、lnm0、lnm1不能Granger引起lnm231.669660.0000从表1-4与2-4中可以看出，在股价波动方程中，只有股改前lnm2是引起股价波动的Granger原因；在lnm0的波动方程(或lnm1的波动方程)中，股改前股价波动以及相应的共同作用都是引起lnm0的波动方程(或lnm1的波动)的Granger原因，而股改后恰恰相反；在lnm2方程中，股改前后，只有lnszin、lnm0、lnm1共同作用才是引起lnm2变化的的Granger原因(=0.05)。 3.3脉冲响应分析从图1-4与2-4中可以看出，本期给lnm0一个正的冲击后，股改前股价波动在前8期上下波动，到第23期波动趋于0；股改后股价在前7期上下波动的，在第10期后对股价有一个稳定的拉动作用。从图1-5与2-5图中可以看出，本期给lnm1一个正的冲击后，股价在前8期上下波动，到22期基本上没有影响啦；股改前的在第5、8期是下跌的，而股改后都拉动上扬的。从图1-6与2-6中可以看出，本期给lnm2一个正的冲击，在第8期就达到一个对股价稳定的拉动；而股改后在前3期会产生一个下跌，而股改前都拉升的。五、实证结果分析1、汇率变化对股票价格波动的影响显著，但股改后这种影响得到加强且存在稳定的长期均衡关系。从协整分析分析，股改后股价与汇率之间存在协整关系，人民币升值1个百分点，股票价格下跌6.8个点，这与我国对出口高度依赖的经济结构、长期贸易顺差、人民币升值、企业的利润空间压缩的现实相吻合。从Granger原因关系分析，股改前后股价波动是引起汇率变化的Granger原因，这可以看出我国的汇率制度把股市作为制定汇率一个参考依据，与中国国情相一致的。从脉冲响应来分析，股改前后本期给汇率一个正的冲击，对股价是一个打压作用，并且在第4个月后变成了一个平稳持续的打压作用，但幅度在1%左右。2、利率变化和存款准备金率变化对股价波动影响不大，但股改后存款准备金率对股价格波动的作用明显加强。从Granger因果关系来分析，凸显的变化是股改后存款准备金率变化成为股价波动的Granger原因，表明股改后股票市场在以存款准备金率为工具传导货币政策的作用增强；股改前后利率变化不是引起股价波动的Granger原因和股价波动不是引起利率变化的Granger原来，表明利率是一个外生的变量，利率的形成不是由市场形成的，利率在股票市场传导货币政策的作用很小；利率变化和存款准备金率变化共同作用是引起股票价格波动的Granger原因，利率与存款准备金率的共同在股票市场传导作用不能忽视。从方差分析来看，本期给利率一个正的冲击，对股价影响幅度小，但是股改前对股价是打压的作用而股改后是拉升的作用，股改后不正常表明利率没有在股市很好反映利用资金的成本；本期给存款准备金率一个正的冲击，股改前后都是股价的下跌作用，先强后弱，股改前在第2个月基本结束了对股价冲击，而股改后对股价是一个持续打压的影响，并且滞后期延长至第8期，表明股改后存款准备金在调节股市的作用向市场化转变。3、股改前后货币供应量中的m0和m1波动对股价波动影响显著，而实际m 2变化对股价波动贡献很小。从Granger因果关系分析，在股价波动的方程中，除了股改前m2的变化是引起股价波动的Granger原因外，股改前后m0波动、m1波动以及m0波动、m1波动、m2变化的共同作用都不是引起股价波动的Granger原因；在货币政策变量的三个波动方程，股改前股价波动是引起m0波动(或者m1的波动)的Granger原因，股改后恰恰相反，股改前后m2都不是引起m2的Granger原因，表明央行在制定货币政策是股改前把股票市场作为依据之一，而股改后转变为盯住股票市场。从方差分析来看，给货币政策变量的一个正的冲击，对股价波动影响是复杂的，有拉升有打压，影响时间是持续(第8期以后才趋于平稳)；股改后股价波动的幅度减少，拉升股价占多一点，表明股改后股票市场投资者更趋向成熟，股票市场传导货币政策的作用在加强。 参考文献1 W. D. Lastrapes. International Evidence on Equity Prices,Interes Trates and Money J. International Money and Finance, Volume 17, Issue 3, 1 June 1998, Pages 377-4062 Konstantin Kholodilin, Alberto Montagnoli, Oreste Napolitano, Boriss Siliverstovs.assessing the impact of the ecbs montary policy on the stock markets:a sectoral view. Economics Letters, Volume 105, Issue 3, December 2009, Pages 211-2133 Li.Y.D. Iscan.T.B.,xu.k. the Impact of Monetary Policy Shocks on Stock Prices:Evidence From Canada and the U.S.A.J.International Monetary and Fimance, (2010).4Alexander Kurou.Investor Sentiment and the Stock Markets Reaction to Monetary PolicyJ,Banking Finance,2010(34),139-149.5 薛永刚，曹艳铭. 货币政策变量与股票价格的动态关联性研究J, 山西财经大学报,2008(3).6 李自波,雷闻. 我国货币政策变动对股票价格影响的实证检验J. 金融视线,2009.7C.A.Sims,Macroeconomics and Reality,Econometrica,1980,48:148.Reprinted in Granger,C.W.J.(ed),Modeling Economic Series.Oxford:Clarendon Press.1990the Relevance between the Monetary Policy and the Stock Market Compared with the Empirical Analysis before and after Share Reform He Yiqing, Wu Qi(Center For Central Chinas Economic Development Research At Nanchang University; Systems Engineering Research Institute Of Nanchang University, Nanchang Jianxi 330031)Abstract Chinas share reform since the end of 2006 basically completed, the paper selected in December 2006, three years of monthly time series data and exchange rates, deposit reserve ratio and interest rates, money supply and the Shanghai Composite index for the variable to vector autoregression theory and modern measurement technology, comparative empirical analysis of monetary policy and the correlation with the stock market and concluded: exchange rate changes on stock price volatility was significant, but this effect after the share reform has been strengthened and there is a stable long-run equilibrium relationship; changes in interest rates and deposit reserve ratio changes in stock price volatility has little effect, but