中国货币政策对中国股票市场溢出效应的实证...

美国货币政策对中国股票市场溢出效应的实证研究
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摘要：本文认为：美国货币政策对我国股票市场真实回报具有显著的溢出效应，即扩张性的货币政策
使我国股票市场真实回报下降；在短期，美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报波动贡献大，而在中
长期美国的通胀、产出冲击贡献大；美国货币政策溢出效应经由美国股票市场价格示范效应传递的机制不
显著。

关键词：美国货币政策；溢出效应；价格示范效应
作者简介：袁鹏(1972-)，男，河南唐河人，河南财经学院金融学院讲师，中山大学岭南学院博士研究生，主要从事货币政策、金融机构与金融市场研究。

中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2010)01-0046-04 收稿日期：2009-09-01
一、文献的简要回顾
与本研究相关的文献主要有三类：一类是有关货币政策溢出效应效果研究；另一类是有关货币政策溢
出效应传导机制研究；还有一类是有关美国货币政策对我国经济的溢出效应研究。

国内外有关货币政策对本国股票市场影响的研究文献较多。

总的来讲，稳健的结论认为货币政策影响
本国股票市场的回报。

例如，美国联邦基准利率提高1％，美国股市下降5.3％(Bernanke et al，2005)，5.5％(Ehrmann et al，2004)，6.2％(Rigobon et al，2004)，7％-9％(Bjornland et al，2009)。

孙华好、马跃(2003)对我国股票市场实证研究后认为利率影响股票价格，而货币数量对股票市场不起作用。

殷
波(2009)的研究表明中短期内货币政策对股票市场回报水平存在显著影响，并表现出较强的非对称效应。

然而，在美国货币政策对外国金融市场影响的研究方面，研究文献相对较少，结论存在争议。

例如，Mann等(2004)用月度资料实证研究了6个国际股票指数对美国货币政策的敏感性，结论是美国货币政策变量几乎不能解释和预测国际股票回报。

Ehrmann和Fratzscher(2006)通过对全球50个股票市场的研究表明美国联邦基金利率上调100个基点全球股市回报平均下降约3.8％，范围从0到10％。

货币政策溢出效应的传导机制大致有三种：金融渠道，贸易渠道和心理渠道。

例如，Cushman和Zha(1997)以加拿大为案例，研究发现汇率是货币政策溢出效应最重要的传导渠道。

Kim(2001)用低频数据在VAR框架下作了实证研究，认为利率是货币政策溢出效应最重要的传导渠道。

Dong He等(2008)认为外部冲击可透
过实质经济与金融市场渠道，以及投资者、消费者情绪传导至另一经济体。

叶辅靖(2008)定性分析了美国货币政策对中国出口、通货膨胀的影响。

Johansson(2009)在误差修正模型框架下证明，联邦基金利率是中国实际产出的Granger原因，而美国货币供给对中国产出无明显影响。

庄佳(2009)的实证检验也表明美国货币政策对中国产出存在着正向的溢出效应，但在短期美国货币政策冲
击对我国产出变动的贡献率要小于其对G7国家的影响。

吴宏、刘威(2009)实证研究发现美国货币政策对我国贸易顺差波动影响尤为显著。

就笔者所知，迄今尚未有在SVAR模型框架下实证检验美国货币政策对我国金融市场影响的文章，本文试图填补这方面的空白。

二、模型的设定、变量选取和数据说明
(一)结构向量自回归模型
在研究货币政策传导及其溢出效应时，结构向量自回归是最常用的方法。

标准的向量自回归模型可以
表述如下：
X t＝A0＋A1X t-11＋L＋A p X t-p＋e t(1)
其中X t代表n'1内生变量向量。

A0为n'1的常数矩阵，A1，L A p为n'n的系数矩阵，p为最大滞后阶数，
e i为n'1的向量白噪声扰动项。

如果行列式det(L)的根都在单位圆外，(1)式满足平稳性条件，可以将其表示为无穷阶的向量移动平均形式VMA(￥)
X t＝B(L)e t
(2)这里忽略了常数项。

B(L)是滞后算子L的参数矩阵。

假设正交结构扰动项u t可以表示为扰动项e t的线性组合，即
e t＝Su t
(3)其中S为n'n的矩阵，由(2)、(3)式可得SVAR模型如下：
X t＝B(L)Su t
(4)
Christiano等(1998)将X t。

中的变量区分为三块：第一块变量X t。

的当期值出现在货币当局t期的信息集，即货币政策决策规则中包含这些变量的当期值；第二块变量X2,是货币政策工具变量；第三块变量X3t。

的当期值不出现在货币当局t期的信息集。

Christiano等(1998)证明，只要正确选取X1t、X2t、X3t。

中的变量，使其满足分块递归的要求，采用Chol-esky分解，X2t对应的结构型冲击就可以被识别。

(二)变量选取和数据说明
参照已有货币政策研究的模型设定，选取如下经济变量来构建本文的SVAR模型。

美国产出(y t)、美国通货膨胀(p t)、联邦基金利率(r t)、美国股票市场真实回报(s t)、我国股票市场真实回报(p t)和联邦基金利率作为美国货币政策变量，被大部分文献所采用。

美国产出、美国通货膨胀作为影响美国货币政策的宏观变量出现在货币当局期的信息集内，也是可能影响我国股票市场真实回报的重要外部变量。

美国股票市场真实回报是深受美国货币政策影响的变量，也是可能对我国股票市场真实回报有价格示范效应的外部冲击变量。

鉴于美国经济规模庞大，假定所有美国变量都会对我国股票市场真实回报产生同期影响，我国股票市场真实回报不会对美国变量产生同期影响。

因此有
X1t＝(y t，P t)'X2t＝(r t) X3t＝(s t，p t)'从而，(4)式可以表示为：
根据数据的可获得性，本研究使用1996年2月-2009年9月的月度数据。

美国产出用美国工业生产指数增长年
率表示；美国通货膨胀用美国消费者物价指数(经季节调整)的环比增长年率表示；联邦基金利率用年率表示；美国股票市场真实回报用标准普尔500指数月度真实回报率代表，我国股票市场真实回报采用上证综合指数月度真实回报率代表。

上述股票市场真实回报率用经消费者物价指数调整后的股票价格指数取对数再差分计算得到。

数据来源为中经统计专网、BvD数据库。

三、实证结果分析
(一)模型滞后阶数确定及平稳性
经单位根检验(结果如表1所示)，模型中的变量除联邦基金利率在0.10的显著水平平稳外，其他变量都在0.05的显著水平上平稳。

因此，模型的移动平均表示VMA(￥)是收敛的。

参照Likelihood Ratio(LR)原则，选择6项滞后建VAR(6)模型。

模型特征多项式所有的特征值都落在单位圆内，满足平稳性要求。

模型残差的自相关LM检验值为27.59，p-value为0.32，拒绝残差有自相关；模型残差的White异方差检验值为969.64，p-value为0.05，可以视为不存在异方差。

(二)美国货币政策对我国股票市场的影响及传导机制分析
利用脉冲响应函数可以考察美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报的动态影响。

本研究分析的是当美国变量产生Cholesky一个标准差的冲击时，我国股票市场真实回报变化的动态路径。

同时，配合上、下两个标准差的置信区间讨论，能够清楚看到美国冲击是否具有统计上显著的影响力。

SVAR模型的脉冲响应函数如图1所示：选定24期作为观察动态影响的期间，横轴代表冲击发生后的期数，纵轴表示我国股票市场真实回报对各个变量的响应，单位是百分点，实线表示脉冲响应函数曲线，
两条虚线代表两倍标准差的置信区间。

从脉冲响应函数图上可以清楚看到，美国的产出、通货膨胀、联邦基金利率、美国股票市场真实回报产生Cholesky一个标准差的冲击时，分别会对我国股票价格产生不同程度的影响。

当美国联邦基金利率产生一个标准差的冲击时，如图1(c)所示，我国股票市场真实回报除第3期为负向反应，其他各期大致呈现正向波动的反应，其中在第1期股票价格上涨1.06％，统计上比较显著，在第5期达到最大值1.56％，而且呈现统计上显著的正向反应，第13期之后则反应逐渐平稳。

此结果显示当美联储采取紧缩性的货币政策，投资者会产生美国乃至全球通货膨胀趋缓的预期，令投资信心增加，我国股票市场真实回报上升。

当美国通货膨胀产生一个标准差的冲击时，如图1(b)所示，我国股票市场真实回报从第1期开始表现为负向反应，股票市场真实回报下降0.6％，负向反应在第4期达到最大值1.9％，而且在统计上显著不等于零。

随后振荡收敛，第12期之后的冲击反应才逐渐平稳。

该结果显示当美国通货膨胀上升，在人民币与美元汇率保持相对稳定条件下，投资者预期我国未来通货膨胀上升，股票市场真实回报下降。

当美国产出产生一个标准差的冲击时，如图1(a)所示，我国在第1期表现为负向反应，股票市场真实回报下降0.56％，在第2期达到上升的最大值1.38％，而且在统计上显著异于零。

该结果说明，从统计显著性的意义上来讲，我国股票市场真实回报对美国产出冲击的反应是正面的，美国经济的增长带动投资者对我国企业尤其是出口导向型企业的盈利向好预期，我国股票市场真实回报上升。

当美国股票市场真实回报产生一个标准差的冲击时，如图1(d)所示，我国股票市场真实回报从第1期开始产生正向反应，回报上升0.7％，随后除3、7、12期为负的反应外，其余各期均为正的反应。

此结果说明美国股市对我国股市有一定的价格示范效应，但结合2倍标准差的置信区间分析，不具有统计的显著性。

综上所述，美国联邦基金利率在第5期对我国股票市场真实回报冲击十分明显，美国通货膨胀在第4期对我国股票市场真实回报冲击显著，美国产出在冲击发生后第2期对我国股票市场真实回报冲击十分明显。

在考察的24期内，美国股票市场真实回报对我国股票市场真实回报冲击在统计上不显著。

因此，可以认为美国货币政策对我国股票市场溢出效应的传导机制主要是通过美国产出和通胀的冲击，影响投资者对企业未来业绩的预期实现的，而美国货币政策溢出效应经由美国股票市场价格示范效应传递的机制不显著。

(三)美国货币政策在我国股票市场真实回报的要素贡献
预测误方差分解反应当一个变量冲击对某一内生变量变动的相对重要性。

因此，可以用预测误方差分解来讨论4个外部变量对我国股票市场真实回报的动态影响。

有关我国股票市场真实回报的预测误方差分解的结果如表2。

整体而言，我国股票市场真实回报解释其本身波动的比例最大(71.12％-96.26％)，至于其他部分，美国通货膨胀、联邦基金利率解释能力较好，美国股票市场真实回报的解释能力较小，不足2％。

纵向来看，美国货币政策在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为1.81％，随后逐步增大，在冲击发生后第13期达到最大值7.43％，然后逐步下降，在第24期为7.33％，可见，美国货币政策对我国股票市场的溢出效应是短期的。

美国产出在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.52％，在第二期陡然升至3.47％，在第8期超过5％，然后缓慢上升，在16期超过6％，24期达到6.49％，凸显美国经济经济增长影响我国股票市场真实回报的长期波动。

美国通货膨胀在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.59％，快速升至第3期的3.11％，第4期的7.79％，第5期的10.8％，第13期后稳定在13％左右，美国通货膨胀在解释我国股票市场真实回报波动的比重上升较快，显示投资者对美国通胀向全球传递的担忧。

美国股票市场真实回报在第一期解释我国股票市场真实回报波动的比重为0.82％，随后在波动中缓慢上升，第16期大于1.5％，第24期达到1.67％，解释我国股票价格波动的比重较小。

横向来看，在冲击发生后第1期，联邦基金利率是除我国股价自身之外解释能力最强的，达1.8％，而其他因素的解释能力都不足1％。

在第2期和第3期美国产出成为我国股价自身之外解释能力最强的，从第4期开始通货膨胀成为解释能力最强的因素。

由此可见，在短期内，我国股票市场真实回报对美国货币政策的反应是最敏感的。

在中长期，美国经济的基本面比货币政策更能解释我国股票市场真实回报的波
动。

四、主要结论及研究展望
笔者在SVAR模型框架下分析美国货币政策及其他美国经济、金融因素对我国股票市场的溢出效应。

参照Chris-tiano等(1999)的分块方法，按照变量当期值是否出现在货币当局的信息集将变量分为3块，从而可以恰好识别SVAR模型。

在此基础上使用1996年2月-2009年9月的月度数据，就美国货币政策对我国股票市场真实回报的溢出效应进行了实证检验。

实证结果表明：
第一，美国货币政策对我国股票市场真实回报具有显著的溢出效应，即扩张性的货币政策使我国股票市场真实回报下降。

以向前预测24期来观察，当美国联邦基金利率产生一个标准差的冲击时，我国股票市场真实回报除第3期产生负向反应，其他各期大致呈现正向波动的反应，其中在第l期股票市场真实回报上涨1.06％，统计上比较显著，在第5期达到最大值1.56％，呈现统计上显著的正向反应。

第二，在短期，美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报波动贡献大，而在中长期美国的通货膨胀、产出冲击贡献大。

在冲击发生后第1期，联邦基金利率是除我国股价自身之外解释能力最强的，达1.8％，而其他因素的解释能力都不足1％。

在第2期和第3期美国产出成为我国股价自身之外解释能力最强的，从第4期开始通货膨胀成为解释能力最强的因素。

第三，从传导机制来看，美国股票市场冲击对我国股票市场真实回报的价格示范效应不显著。

当美国股票市场真实回报产生一单位标准差的冲击，我国股票市场真实回报除3、7、12期为负的反应外，其余为正的反应。

但在指定的24个月期间，有关影响在统计上没有显著差异。

本文分析的时间范围涵盖1994-2009年，其间我国金融市场发生了深刻的结构性变化，显著的结构性变化包括：1999年12月完成经常项目的完全对外开放，2005年5月开始股权分置改革，2005年7月开始实施参考一篮子货币进行调节的浮动汇率制度，2003年推行了QFII(合格的境外机构投资者)项目，2005
年又推出QDII(合格的境内机构投资者)项目。

有必要选取合适的时点，划分不同阶段，针对美国货币政策及其他美国经济、金融因素对我国股票市场的溢出效应进行更加细致的分析。

这是以后需要进行的研究。