价格周期中的股票收益率与通货膨胀率之迷

1、第五组 金融 资本市场 字数：10742价格周期中的“股票收益率与通货膨胀率之迷”郑妍妍 作者简介：郑妍妍，1981年1月，女，南开大学经济学院数量经济研究所博士研究生研究方向：计量经济学理论和应用通讯地址：天津市南开大学西区公寓8-c-13-106，邮编：300071。电子信箱：zhengyy655（南开大学数量经济研究所）【摘 要】：本文采用Blanchard & Quah方法构建结构向量自回归模型，将系统冲击（或新息）分解为供给冲击和需求冲击，通过脉冲响应函数探讨“股票收益率与通货膨胀率之谜”的原因。依据1991年1月至2008年10月的价格水平序列，对整个样本区间分阶段进行检验

2、，结果表明，供给冲击的影响在三个阶段中分别导致实际股票收益率和通货膨胀率负相关，正相关，正相关。Fama关于解释“股票收益率与通货膨胀率之谜”的“代理假说”成立，即通货膨胀率通过实际变量与实际股票收益率相关。关键词：实际股票收益率 通货膨胀率 结构向量自回归模型 供给冲击 需求冲击中图分类号 F830.91 文献标志码 AThe Stock Return-Inflation Puzzle in Price CyclesZHENG Yan-yan(Institute of Econometrics, Nankai University)Abstract:Based on the method s

3、upposed by Blanchard & Quah (1989), we build a structural vector autoregressive model and decompose innovations into two parts, whichare supply shock and demand shock. Thereby, we can investigate the reason of the “stock return-inflation puzzle” through the impulse response function. By the seri

4、es of price level from 1991m01 to 2008m10, we can divide the whole period into three sub periods. The empirical analysis shows that in these three periods, the relation influenced by the supply shock between these two variables is negative correlation, positive correlation and positive correlation r

5、espectively. Then, the proxy hypothesis proposed by Fama that intercept the “stock return-inflation puzzle” is correct, so the inflation is correlated with stock returns through the other real variables.Key words: Stock returns；Inflation；SVAR model；Supply shock；Demand shock引 言根据“费雪效应”假说（Fisher，1930）

6、，实际股票收益率与通货膨胀率是不相关的，然而在实践中，实际股票收益率与通货膨胀率却是相关的。如，Hess & Lee（1999）对二战前和二战后美国、英国、日本和德国的检验表明，实际股票收益率与通货膨胀率的相关关系随时间发生变化，在二战前两者正相关，二战后两者负相关。Gallagher & Taylor（2002）对美国1957-1997年的检验证明实际股票收益率和通货膨胀率是负相关的。在国内，也有学者对我国不同时期的实际股票收益率与通货膨胀率的关系进行了相关研究，如刘金全、王风云（2004），肖才林（2006）等。他们的研究结论基本一致，认为我国实际股票收益率与通货膨胀率之间

7、存在负相关关系。这被称为“股票收益率与通货膨胀率之谜”。Fama（1981）针对这一现象提出了“代理假说”，认为是通货膨胀率代替实际变量对实际股票收益率产生影响。韩学红，郑妍妍和伍超明（2008）对我国1992年5月至2007年8月这一时期的实际股票收益率与通货膨胀率之间的关系进行检验。他们发现，在整个样本期间，我国的实际股票收益率与通货膨胀率之间的关系并不明确。随后，在对整个样本区间进行分阶段检验时，得到实际股票收益率与通货膨胀率相关的结论，而且同样是供给冲击的影响却导致二者的关系在两个样本区间内分别呈现正相关和负相关。由于他们对样本区间的划分并没有合理的经济依据，由此导致得到的结论并不稳定

8、，即随着样本的重新划分将得到不同的结论。因此，本文依据我国1991年1月至2008年10月这一样本区间内价格水平序列变动的特征，将整个样本区间划分为三个子样本区间，分别是1991年1月至1996年12月（价格水平上升期），1997年1月至2003年12月（价格水平稳定期），2004年1月至2008年10月（价格水平上升期）。我们将分别在这三个子样本区间内重新分析实际股票收益率与通货膨胀率之间的动态关系。首先，通过一个简单的宏观经济模型，将供给冲击和需求冲击引入由实际股票收益率与通货膨胀率构成的动态系统。其次，我们采用Blanchard & Quah（1989）方法估计结构向量自回归模型

9、，将经济理论与现实数据联系起来。最后，依据估计得到的结构向量自回归模型的脉冲响应函数，本文探讨了是否是系统中的供给冲击或需求冲击或两者共同作用导致实际股票收益率与通货膨胀率相关，进而验证Fama的“代理假说”是否成立。二、理论背景：一个简单的宏观经济模型在传统的总需求总供给模型（AD-AS）的基础上，依据Blanchard & Quah（1989）和Hess & Lee（1999）对于模型变量的选取以及变量之间的相关关系，本文构建了一个简单的宏观经济模型，同时为了将股票收益这一变量纳入模型，在其中添加了Campbell & Shiller（1988）提出的股票价格现值模

10、型，这一宏观经济模型如下： （1） （2） （3） （4） （5） （6）方程（1）表示总需求ytd是实际货币余额mt-pt，利率rt，生产率t以及股息dt的函数Blanchard & Quah(1989)认为，生产率可以通过影响投资需求来影响总需求，所以这里的系数为正。方程（2）将总供给（产出）yts表示为生产率t与就业水平Nt的函数。方程（3）表示价格水平pt与货币供给量mt呈正向运动，与生产率t和利率rt呈反向运动。方程（4）表示利率rt与货币供给量mt呈反向运动，从而间接证明方程（3）中的利率rt与价格水平pt的系数为负。联合方程（3）和（4）可以看出，价格水平pt受当期和滞后

11、一期货币供给量mt的影响，表明货币政策对价格水平的调节效果存在时滞效应。方程（5）将股息dt表示为产出yt的函数。方程（6）为股票价格现值模型的对数线性近似形式，其中，qt为实际股票价格，为折现率，C为常数在Campbell & Shiller(1988)的文章中，rt被定义为事后折现率（ex post discount rate），所以我们假设，这样就可以得到文中的方程（6）。模型中的变量均以自然对数形式出现。下面我们将供给冲击和需求冲击引入到上述的模型中。假设供给冲击来源于生产率方面的冲击（如技术的提升），需求冲击来源于货币供给量方面的冲击，则： （7） （8）其中，ts代表供给冲

12、击，td代表需求冲击，两者是序列不相关并且正交的。将方程（7）和方程（8）代入模型，得到实际股票收益率dqt和通货膨胀率dpt的表达式(d为一阶差分算子，L为滞后算子)：方程（9）的推导可以参阅Lee(1995)，其中用到了Hansen & Sargent（1980）的结论。 （9） （10）将方程（9）和（10）合并，得到包含供给冲击和需求冲击的动态模型系统(11)。在第四部分中，我们将通过结构向量自回归模型的估计将这一动态模型系统与现实数据联系起来，并通过模型的脉冲响应函数来分析供给冲击和需求冲击对实际股票收益率与通货膨胀率关系的影响。（11）三、变量说明和样本区间划分我们选取上证

13、综合指数的月度数据作为股票价格水平spt，居民消费价格指数的月度数据（1990年12月=100）本文中的居民消费价格指数为定基数据，基期为1990年12月，是根据同比数据和环比数据计算而得。作为价格水平pt，模型中的变量均以自然对数形式出现。从而实际股票价格qt=spt-pt，实际股票收益率dqt=qt-qt-1，通货膨胀率dpt=pt-pt-1。采用经过季节调整由于我们观测的是经济增长的周期，关注的重点在于时间序列中的趋势和循环成分，因此，这里经过季节调整的工业企业增加值增速序列仅包含趋势和循环成分。的工业企业增加值增速的月度数据来代替产出的增长率dyt由于没有国内生产总值的月度数据，因此，

14、本文用工业企业增加值增速来代替产出的增长率。此外，由于从2007年开始，国家统计局不再公布一月份的工业企业增加值的数据，所以2007年1月份和2008年1月份的数据，我们以前后两期的算术平均值代替。其中，上证综合指数以及居民消费价格指数的月度数据来源于CCER经济金融数据库，工业企业增加值增速的数据来源于中经网数据库。样本区间为1991年1月至2008年10月。图1描绘了本文实证分析中涉及的变量，图(a)是实际股票收益率序列，图(b)为通货膨胀率序列。从整个样本期间来看，两者之间的相关关系并不唯一。在97年以前，两者之间负相关，97年以后，则大体上是正相关关系。因此，我们需要分阶段对这两个变量

15、之间的相关性进行考察。Fama的“代理假说”认为，实际股票收益率与通货膨胀率之间的相关关系是虚假的，实际上是通货膨胀率代替实际变量与实际股票收益率相关。也就是说，通货膨胀率与实际股票收益率之间的相关关系，是由其他与这两个变量都具有相关关系的实际变量引致的。(a) 实际股票收益率 (b) 通货膨胀率(c) 产出增长率 (d) 价格水平图1实际股票收益率序列，通货膨胀率序列，产出增长率序列，价格水平序列由图(d)价格水平序列可以看出，我国的价格水平在整个样本区间内经历了上升、稳定、上升三个阶段。图(c)的产出增长率序列表明，在同样的三个阶段中，产出增长率经历了下降、上升、稳定三个阶段。因此，我们是

16、否可以假设，通货膨胀率代替了产出增长率与实际股票收益率相关？产出增长率与实际股票收益率是正相关的，如果假设成立，在这三个时期中，实际股票收益率与通货膨胀率之间的关系应该分别是负相关、正相关（或者无关）、正相关（或者无关）。所以在下文的实证分析中，我们将分阶段通过结构向量自回归模型的脉冲响应函数来分析实际股票收益率与通货膨胀率之间的动态关系。这三个子样本区间分别为：（1）1991年1月至1996年12月；（2）1997年1月至2003年12月；（3）2004年1月至2008年10月。四、结构向量自回归模型的估计以及脉冲响应函数分析1.结构向量自回归模型的估计本文采用Blanchard &

17、 Quah（1989）提出的方法来估计结构向量自回归模型。首先，将方程（11）写成如下形式： (12)其中，,I为单位阵，因为ts和td是序列不相关并且正交的。如果向量Xt是平稳的，我们可以将它转换成Wold移动平均表达形式（Wold-moving average representation），即 (13)其中，。这个移动平均表达式是唯一的，可以通过先估计Xt的向量自回归模型（VAR）再将其求逆解得。比较系统（12）和（13），可以得到如下结论： (14) (15)因此，只要解出上式中的B(0)，就能根据系统（13）得到系统（12），进而将模型新息向量ut分解为供给冲击和需求冲击。通过对方程

18、（14）的两侧求方差，我们可以得到 (16)方程（16）仅提供了关于B(0)的三个约束条件，为了得到关于B(0)的唯一解，还需要加入一个约束条件。在传统的总需求总供给模型（AD-AS）中，由于假设长期总供给曲线是一条与横轴垂直的曲线，因此需求冲击在长期对实际变量的影响很小。根据这一先验的理论假设，我们得到第四个约束条件B12(L)L=1 = B12(1)=0。总之，上述方法由三个步骤构成。第一步先估计Xt的向量自回归模型，第二步对估计得到的向量自回归模型求逆，得到向量Xt的移动平均形式，第三步通过解出B(0)，进而根据系统（13）解出系统（12）。在实际的软件本文的数据分析采用的软件是EVIE

19、WS5.0。操作中，首先，本文对实际股票收益率序列（dqt）和通货膨胀率序列（dpt）进行平稳性检验。根据ADF单位根检验，这两个变量都是平稳的，这样就可以构建包含这两个变量的向量自回归模型。对于模型滞后项的选取，本文先根据SIC和AIC准则选取初始的滞后项，再根据Ljung-Box的Q统计量检验残差项是否为白噪声过程，如果不是则增加滞后项，直到向量自回归模型的残差项为白噪声过程。在向量自回归模型的估计结果上，通过施加长期约束（需求冲击在长期对实际变量没有影响）来得到结构向量自回归模型。2.脉冲响应函数分析在这一部分中，本文将通过脉冲响应函数来分析实际股票收益率与通货膨胀率之间的动态关系，以验

20、证Fama的“代理假说”是否成立，即，在结构向量自回归模型中考察供给冲击在第二部份的理论模型中，我们假设供给冲击来源于生产率的提高，而生产率与产出增长率是同向运动的，也即是，如果供给冲击导致了二者之间的相关关系，我们就有理由相信通货膨胀率是通过产出增长率与实际股票收益率相关。是否是导致“股票收益率与通货膨胀率之谜”的原因。（1）子样本区间一：1991年1月-1996年12月按照上文的方法，我们构建子样本区间1991年1月-1996年12月的结构向量自回归模型，并在此基础上进行脉冲响应函数分析。(a) 实际股票收益率的脉冲响应 (b) 通货膨胀率的脉冲响应 (c) 实际股票收益率的累积脉冲响应

21、(d) 通货膨胀率的累积脉冲响应图2 实际股票收益率和通货膨胀率对供给冲击和需求冲击的脉冲响应图2、图3和图4中，粗线代表供给冲击，细线代表需求冲击，图(a)和图(b)分别为实际股票收益率和通货膨胀率的脉冲响应函数，图(c)和图(d)分别为实际股票收益率和通货膨胀率的累积脉冲响应函数。图2描绘了子样本区间一内，实际股票收益率与通货膨胀率的脉冲响应函数。从图(a)和图(b)可以看出，实际股票收益率对供给冲击的响应是正的（虽然第二期是负的，但是相对于第一期较大的正值影响很小）；通货膨胀率对供给冲击的响应则是负的。图(c)和图(d)的累积脉冲响应函数为此提供了进一步证明，在长期中，实际股票收益率对供

22、给冲击的累积脉冲响应函数很快收敛于一个正值，而通货膨胀率则收敛于一个负值。因此，供给冲击的影响导致实际股票收益率与通货膨胀率负相关。下面我们分析需求冲击对实际股票收益率和通货膨胀率的影响。图(a)和图(b)显示，实际股票收益率对需求冲击的响应在第1期为负，第2期为正，第3期以后收敛于0，但是响应很小几乎为0；通货膨胀率对于需求冲击的影响则始终都是正的。从图(c)和图(d)可以更明确的看出这一点，实际股票收益率对需求冲击的累积脉冲响应函数很快收敛于0，通货膨胀率序列则收敛于一个正值。由此可见，需求冲击引起的实际股票收益率和通货膨胀率之间的关系是不确定的。从冲击的持续性以及变量的响应规模来看，供给

23、冲击的影响要远远大于需求冲击的影响。因此，在样本区间一内，由于供给冲击的影响，实际股票收益率与通货膨胀率负相关。（2）子样本区间二：1997年1月-2003年12月通过构建子样本区间1997年1月2003年12月的结构向量自回归模型，我们得到实际股票收益率和通货膨胀率的脉冲响应函数，具体结果见图3。 (a) 实际股票收益率的脉冲响应 (b) 通货膨胀率的脉冲响应 (c) 实际股票收益率的累积脉冲响应 (d) 通货膨胀率的累积脉冲响应图3 实际股票收益率和通货膨胀率对供给冲击和需求冲击的脉冲响应从图(a)和图(b)可以看出，实际股票收益率和通货膨胀率对供给冲击的响应都为正，图(c)和图(d)中实

24、际股票收益率和通货膨胀率对供给冲击的累积脉冲响应函数也都收敛于一个正值，这表明供给冲击的影响导致实际股票收益率与通货膨胀率之间正相关。与供给冲击影响不同的是，需求冲击对实际股票收益率和通货膨胀率关系的影响具有不确定性。图(a)表明，实际股票收益率对需求冲击的响应很小并且很快地收敛于0；从图(b)可以看出，通货膨胀率对需求冲击的响应先出现一个较大的正值，逐渐衰减，在第3期为负，第5期为正，在第7期之后收敛于0。图(c)和图(d)中的分析结果表明，实际股票收益率对需求冲击的累积脉冲响应近似为0，通货膨胀率对需求冲击的累积脉冲响应则收敛于一个正值。因此，需求冲击导致的实际股票收益率和通货膨胀率之间的

25、关系是不确定的。从变量的响应规模来看，供给冲击的影响要大于需求冲击的影响在子样本区间二，需求冲击的持续性比供给冲击的持续性略长一些，但是变量对于需求冲击的响应仍然很小。因此，在子样本区间二内，由于供给冲击的影响，实际股票收益率与通货膨胀率正相关。（3）子样本区间三：2004年1月-2008年10月通过构建子样本区间2004年1月-2008年10月的结构向量自回归模型，本文得到实际股票收益率和通货膨胀率的脉冲响应函数，具体结果参见图4。 (a) 实际股票收益率的脉冲响应 (b) 通货膨胀率的脉冲响应 (c) 实际股票收益率的累积脉冲响应 (d) 通货膨胀率的累积脉冲响应图4 实际股票收益率和通货

26、膨胀率对供给冲击和需求冲击的脉冲响应与子样本区间二相似，实际股票收益率和通货膨胀率对供给冲击的响应都为正，图(c)和图(d)中累积脉冲响应函数进一步证明供给冲击的影响导致实际股票收益率与通货膨胀率呈现正相关关系。然而，从累积脉冲响应函数可以看出，需求冲击导致实际股票收益率与通货膨胀率负相关。需求冲击的持续性以及变量对需求冲击的响应规模都较前两个样本区间有了很大的提高，这可能与这个样本区间的时间长度较短相关，在短期内，需求冲击的影响便显现出来。但对于同样一个单位的供给冲击和需求冲击在软件EVIEWS5.0中，对实际股票收益率和通货膨胀率这两个变量均施加了一个单位的结构标准新息的冲击。，变量对于供

27、给冲击的响应规模仍然要大于对需求冲击的响应规模。所以，在这一样本区间内仍然是供给冲击起主导作用，实际股票收益率与通货膨胀率正相关。五、结 论本文依据一个简单的宏观经济模型，在Blanchard & Quah方法的基础上通过构建1991年至2008年实际股票收益率与通货膨胀率的结构向量自回归模型将系统冲击（或新息）分解为供给冲击和需求冲击，并且通过脉冲响应函数在样本期内分三个不同区间考察了供给冲击和需求冲击对实际股票收益率和通货膨胀率相关关系的影响。检验证明，在这三个样本区间内，均是供给冲击导致实际股票收益率与通货膨胀率之间呈现相关关系。不同的是，当位于价格水平上升而产出增长率下降的子样

28、本区间一内，供给冲击导致二者负相关；当位于价格水平稳定而产出增长率上升的子样本区间二内，供给冲击导致二者正相关；当位于价格水平上升而产出增长率维持在较高水平的子样本区间三时，供给冲击导致二者正相关。值得注意的是，在子样本区间一和子样本区间三内，价格水平都是处于上升状态，产出增长率不同方向的变化，与供给冲击导致实际股票收益率与通货膨胀率相关关系的变化，验证了在第三部份中本文提出的假设。也就是说，通货膨胀率与产出增长率相关，而产出增长率与实际股票收益率也是相关的，即通货膨胀率通过产出增长率与实际股票收益率相关，这与Fama的“代理假说”相一致。对于产出增长率、实际股票收益率以及通货膨胀率这三个变量

29、，我们需要通过建立一个新的动态系统模型来考虑它们之间的长期动态关系。此外，从第三个样本区间的脉冲响应函数分析，可以看出需求冲击在短期内对变量的影响显著。对这一结果的出现我们并不感到意外，当前货币当局制定的货币政策越来越多的考虑到股票市场的波动，因此，来自需求方面的冲击，比如货币供给量的变化，对于实际股票收益率与通货膨胀率之间的关系将产生越来越显著的影响。这些都需要我们建立一个包含变量更多更完善的动态模型去分析实际股票收益率与通货膨胀率之间的传导机制，以上都有待于进一步的深入研究。此外，本文假设变量之间的关系服从线性模型，线性模型的假设意味着脉冲响应函数具有对称性，也就是说，在经济周期中，来自衰

30、退阶段的冲击和来自扩张阶段的冲击的持续性以及规模都是相同的。从这一点看，线性模型的脉冲响应函数并不能反应周期波动的非对称性这一特征。因此，后续的研究在方法上将侧重于非线性向量自回归模型的构建，以及非线性脉冲响应函数的分析。参 考 文 献1 Bong-Soo Lee，1995， The Response of Stock Prices to Permanent and Temporary Shocks to Dividends J, The Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1-22.2 Fama, E. F.，1981，Stock returns, real activity, inf