通货膨胀与股票价格波动

第１２期（总第３２５期）　２０１０年ｌ２月　财经问题研究　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　ＯＲ　Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｉｓｓｕｅｓ　Ｎｕｍｂｅｒ　１２　ｆ　Ｇｅｎｅｒｌａ　Ｓｅｉｒａｌ　Ｎｏ－３２５）　Ｄｅｃｅｍｂｅｒ，２０１０　通货膨胀与股票价格波动　陆维新　（上海财经大学金融学院，上海２００４３３）　摘要：股票收益和通货膨胀之间的关系不仅依赖于供给冲击和需求冲击，而且还受到货币政　策制度的影响。需求冲击使得两者是正相关的，供给冲击对两者关系的作用还和货币政策制度　有关。顺周期的货币政策使得供给冲击对两者关系是正相关的，而逆周期的货币政策使得供给　冲击对两者关系是负相关的。对中国１９９１年１月—ｌ２００９年７月实践的经验分析表明，股票收益　和通货膨胀的相关性发生了两次结构性突变。进一步分析表明，１９９７年６月股票收益和通货膨　胀的结构性突变主要是由货币政策制度引起的；２００５年８月股票收益和通货膨胀的结构性突变　主要是供给冲击和需求冲击的相对重要性发生了改变而导致的。　关键词：股票价格波动；通货膨胀；货币政策　中图分类号：Ｆ８３１．５９　文献标识码：Ａ　文章编号：１０００－１７６Ｘ（２０１０）１２－００６５－０８　一、引　言　度决定了股票收益和通货膨胀之间的关系。逆周　期的货币政策将加强两者之间的负相关关系，而　顺周期的货币政策将弱化这种负相关关系甚至成　为正相关关系　Ｊ。Ｋａｕｌ的经验研究发现在美国　通货膨胀是宏观经济中的一个重要概念，是　国家进行宏观调控的重要指标，一般来说，高的　通货膨胀将会增加经济运行的风险，导致未来产　出的不确定性，因而，未定权益类资产价格的波　动将增加。如果股票（实际）收益率取决于实　体经济，而实体经济运行和名义货币是相互独立　的，则费雪效应表明通货膨胀将和股票收益无　关。但是，２Ｏ世纪７０年代伊始的大量经验证据　的大萧条时代，货币政策是顺周期的，股票收益　和通货膨胀是正相关的，二战后，美国的货币政　策是逆周期的，两者之间的关系是负相关。　Ｄａｎｔｈｉｎｅ和Ｄｏｎａｌｄｓｏｎ提出的理性预期模型强调　表明，实际股票收益和通货膨胀是负相关　的［１］＿［４］。经济学家对此现象提出了多种不同的　解释，代表性的理论有Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ和Ｃｏｈｎ的　“货币幻觉假说”　ｊ，Ｍａｌｋｉｅｌ的“波动性假　说”【６　，Ｆａｍａ的“代理假说”　。　而从２０世纪８０年代末开始，货币政策在解　了供给冲击与需求冲击对股票收益和通货膨胀关　系的作用　Ｊ。供给冲击使得股票收益和通货膨　胀之间负相关，需求冲击使得两者之间正相关。　两者之间的实际关系就取决于两种冲击的相对重　要性。Ｈｅｓｓ和Ｌｅｅ发现战后的负相关性是因为　供给冲击占主要地位，而战前的正相关性是因为　需求冲击占主要地位¨　。Ｄｕ认为股票收益和通　货膨胀之间的关系和货币政策制度、结构性冲击　释通货膨胀和股票收益之间关系中的重要性开始　得到关注。Ｋａｕｌ认为是中央银行的货币政策制　的相对重要性都是有关的　。　收稿日期：２ＯＬＯ－Ｏ７－２８　基金项目：上海财经大学研究生科研创新基金项目（ＣＸＪＪ一２００９—３２５）　作者简介：陆维新（１９８０一），男，江苏张家港人，博士研究生，主要从事资产定价、货币政策和金融计量与风险管理等方面的　研究。Ｅ—ｍａｉｌ：ｗｘｌｕｓｚ＠ｙａｈｏｏ．ｃｎ　在国内的文献中，经济学家对通货膨胀和股　票收益之间的关系一直存在争论。雷明国从货币　政策制度的角度分析了通货膨胀和股票收益的关　系，认为负相关性主要是由货币型冲击造成　的　Ｊ。王一鸣和赵留彦从结构性冲击的角度分　析了这种负相关性，他们的经验证据表明供给冲　击确实导致股票收益率和通货膨胀率负相关，需　求冲击确实导致股票收益率和通货膨胀率正相　关¨　。韩学红等同样从结构性冲击的角度分析　了股票收益率和通货膨胀率的关系Ｌｌ引。　本文将结合结构性冲击和货币政策重要性这　两条研究思路，采用结构性向量自回归模型对中　国的经验数据进行分析，详细探讨了ｌ９９１—　２００９年中国股票市场发展和通货膨胀之间的　关系。　二、理论模型　（一）模型框架　沿袭Ｂｌａｎｃｈａｒｄ和Ｑｕａｈ，Ｄｕ的基本设定，　本文的宏观经济结构模型由下列方程组成　：　ｙ　＝ｍ　＋ｖ　一Ｐ。　（１）　ｙ　ｏ￣ｎＩ＋０　，０＜ａ＜１　（２）　ｎ　＝一（Ｗ。一Ｐ　）＋０　（３）　Ｗ。＝ＷＩ｛Ｅ　一。（８。）＝０｝　（４）　０。＝０Ｉ＿Ｉ＋ｅ　ｓ　（５）　ｉｎ。＝ｍ　一ｌ＋　ｅ　＋ｅ　（６）　其中，Ｙ　和Ｙ　表示经济体的实际总需求和　实际总供给，Ｉｎ　表示货币供给，ｖ　表示货币的　流通速度，Ｐ　表示价格水平，ｎ　和８　分别表示　劳动力需求和失业率，０　表示生产率，Ｗ。表示　名义工资，Ｅ　表示市场参与者在ｔ一１期末以所　能获得的所有信息集Ｉ　做出的对经济体未来运　行的理性预期。以上所有变量均是相应变量的对　数值。ｅ　和ｅ：ｎ分别代表（产出）供给冲击、货　币供给冲击，两者是序列不相关的并且满足正交　性条件。方程（６）说明，在每一个时期，货币　政策当局针对当前的供给冲击ｅ　来调整其货币　供给，　大于零、小于零、等于０分别代表顺周　期、逆周期和中性的货币政策。同时，货币供给　中还包含外生性的冲击ｅ　，说明货币政策的执　行是不完全的、会存在着未预期的扰动发生。　均衡时，总供给增长率和总需求增长率应该　相等，即Ａｙ　＝Ａｙ　。为了记号的简洁清晰，把　通货膨胀率记为叮ｒ　＝△ｐ　，结合上述方程（１）　一（６），可以把产出增长率△ｙ。和通货膨胀率　财经问题研究　２０１０年第１２期　总第３２５期　订　表示成供给冲击和需求冲击的组合形式如下：　Ａｙｔ＝　：一　Ｂ－Ｉ＋　一击Ⅲ＿ｌ，　（７）　ｅ：＋　＋　＋　ｍ－ｌ１（８）　根据Ｃａｍｐｂｅｌｌ和Ｓｈｉｌｌｅｒ的动态戈登模　型－】　，股票价格的对数ｑ。满足如下的方程：　ｑ。＝ｋ＋Ｙｌ＿Ｉ＋Ｅ。【．　△ｙ　＋ｉ】　使用Ｈａｎｓｅｎ和Ｓａｒｇｅｎｔ的计算方法Ｈ　，股　票的对数收益率ｈ　＝Ａｑ　可表示为：　ｅ　一　。＋　ｅ　一　ｅｍ－　（９）　将股票收益率ｈ　和通货膨胀率１Ｔ　的公式写　成二维向量系统为：　；】　ｌ『　－　１　一＋ａ　　１　＋ｄ　一　＋１一ａ　＋　１（　一Ｉｔ　１ｌ　ｒ　ｅ：；　１　ｌ　＋　击＋　（１０）　其中，ｃｉｉ（Ｌ）＝∑　：。ｃｉｉ（ｋ）Ｌ　是１阶滞后算　子Ｌ的多项式，表示为第ｉ个变量受到第ｊ个结　构性冲击的ＶＭＡ系数，ｋ代表滞后的阶数。　根据Ｂｌａｎｃｈａｒｄ和Ｑｕａｈ的分析，可以把ｅ　理解成来自生产率的变化（包括诸如技术进步、　能源价格冲击等等），而ｅ　可以理解为来自货　币供给的冲击，货币供给代表了经济体的需　求　。因而，在下文的分析中，为了行文方便，　可以把这两类冲击分别称为供给冲击和需求　冲击。　（二）模型分析　从长期效应来看，需求冲击对股票收益率没　有显著的影响：Ｃ。：（１）＝０。如果仅把需求冲击　理解为货币供应冲击，则该结果表明“货币长　期来说是中性的“这一论断成立。这个结果将　在下面的经验分析中帮助我们从ＶＡＲ模型中识　别结构性冲击时作为一个限制性条件。而需求冲　击对价格水平的长期效应为１，即１单位的货币　供应量的增加在长期来看会相应地提高经济体中　１单位的价格水平。因此，长期来看，单纯的需　求冲击并不会影响股票收益和通货膨胀之间的关　系。供给冲击对股票收益率的长期效应为１，对　价格水平的长期效应为　一仅一ｌ。　通货膨胀与股票价格波动　６７　命题１如果货币政策是强顺周期的（　＞　＋１），则正向的供给冲击不会永久性地降低价　格水平；如果货币政策是弱顺周期、中性或者逆　周期的（　≤　＋１），则正向的供给冲击会永久　性地降低价格水平。　模型（１０）是一个结构性向量自回归模型，　当限制所有当期及滞后期的需求冲击为０时，可　以得到供给冲击所引起的股票收益部分ｈ　；当　限制所有当期及滞后期的供给冲击为０时，可以　得到需求冲击所引起的股票收益部分ｈ　。同样　顺周期、中性或者逆周期的（　≤　＋１），则股　票收益率的供给部分和通货膨胀率的供给部分之　间是负相关的。　三、数据及结构性突变的识别　在实证研究部分，首先运用Ｂａｉ和Ｐｅｒｒｏｎ发　展的计量经济方法来寻找整个样本期间内通货膨　胀和股票收益之间是否发生了结构性突变Ⅲ－１８］。　然后，运用结构向量自回归模型来探讨各个子时　期内货币政策制度的变化、供给冲击和需求冲击　的相对重要性对中国通货膨胀和股票收益之间关　系的影响。　的方法，可以获得通货膨胀的供给部分１Ｔ　和需　求部分叮ｒ　。在研究股票收益率和通货膨胀率的　相互关系时，可以采用标准的回归方法ｈ　＝　＋　（一）数据说明　本文所考察的变量是股票收益和通货膨胀，　使用１９９１年１月—２００９年７月的月度数据。通　３１＂ｒｒ。＋８。，通过研究ｐ的ＯＬＳ估计量来研究两者　的关系。而ＯＬＳ估计量等于自变量和因变量的　协方差除以自变量的方差，由于结构性冲击ｅ　和ｅ●之间是不相关的、正交的，则不同变量的　供给部分和需求部分的协方差为零，因而：　ｐ　，、　货膨胀率选用消费者物价指数的月度环比值，而　现有的国内很多文献在研究通货膨胀和股票收益　的关系时，没有考虑同比序列和环比序列的区别　例如，许冰和倪乐央【ｌ　。①通货膨胀序列经过　了季节调整。股票收益率选用上证综合指数的实　际收益率。从Ｗｉｎｄ咨询金融终端中提取出该指　ｖａｒ（叮ｒ　）　ＣＯＶ（ｈｔ，叮ｒ　）　＋　Ｖ　ｒ　ａ　Ｉ　１Ｔ．Ｊ　：　１Ｂ。３＋￣　Ｐｍ１３ｍ　（１１）　数的每日收盘价，然后取月度平均值作为当月的　名义价格，名义价格除以消费者价格的月度定基　其中，　表示股票收益的供给部分和通货　膨胀的供给部分的相关系数，Ｂ　表示股票收益　的需求部分和通货膨胀的需求部分的相关系数，　两者可以分别通过对方程ｈＢ－　＋ｐ　霄：＋８：和　方程ｈ。ｍ＝仅　＋Ｂ　１Ｔ　ｍ＋８＝ｒ－进行Ｏｌ＿Ｓ回归得到。　比指数得到股票指数的实际价格，其对数的一阶　差分即为股票收益率。　在进行实证研究之前，首先对变量进行平稳　性检验，采用的是ＡＤＦ检验和ＰＰ检验相结合的　‘Ｐ。和‘Ｐ　分别代表通货膨胀的变化中可以由供给　冲击部分和需求冲击部分解释的百分比。进一　方法对各变量序列进行平稳性分析，以ＳＩＣ信息　准则作为最优滞后阶数的判断标准。如果序列在　ＡＤＦ检验和ＰＰ检验之一下发现其具有单位根，　步，可以计算ｐ。和ｐ　的值为：　１３．＝　则认为该序列具有单位根；否则认为序列是平稳　的。检验结果显示通货膨胀率和股票收益率在　５％显著水平上是平稳的。　因为０＜ｄ＜１，０＜Ｐ＜１，　＞０，所以Ｂ　恒　（－－）股票收益和通货膨胀关系的内生性结　构突变　大于０，而Ｂ。的正负性只是和　一仪一１相关。　由此，获得如下的两个命题：　为了分析不同的货币政策制度对股票市场的　不同影响，需要对研究的整个样本期进行划分。　现有的文献中的划分方法主要有两种：一种是　Ｃｈｏｗ检验，参见雷明国，他发现中国市场在　１９９６年通货膨胀和股票收益的关系发生了结构　性突变，该方法的缺点是不能一次性识别多个结　构变点　¨。另一种方法是Ｂａｉ和Ｐｅｒｒｏｎ提出的　命题２无论货币政策是顺周期的、中性的　或者逆周期的，股票收益率的需求部分和通货膨　胀率的需求部分总是正相关的。　命题３如果货币政策是强顺周期的，则股　票收益率的供给部分和通货膨胀率的供给部分之　间是正相关的（　＞ｏｔ＋１）；如果货币政策是弱　①沈利生指出在利用多个宏观经济变量构建月度（或季度）经济计量模型时，一定要注意各序列的内在一致性，不能在同一个模　型中混用环比和同比序列［２Ｄ］。　６８　财经问题研究　２０１０年第１２期　总第３２５期　方法，该方法通过极小化整个样本期内的残差平　方和可以一次性获得多个结构突变点，并且能获　区间，有：　ｈｔ＝ｏｔｊ＋Ｂｊ叮ｒｔ＋８ｔ，ｔ＝ＴＪ一１，Ｔｊ一１＋１，…，　ｒｊ　得结构性变点的置信区间　卜埔Ｊ。本文采用第二　种方法。　其中，ｊ＝１，…，ｍ＋１，Ｔ　，…，Ｔ　是　ｍ个未知的结构性变点。在估计时，允许存在的　最大结构性变点数目ｍ＝５。估计结果见表１，　表格的详细说明可参考Ｂａｉ和Ｐｅｒｒｏｎ［１　。　假设需要检验的两个变量——股票收益率ｈ　和通货膨胀率１Ｔ．——在整个样本期内存在ｍ个　结构变点，也就是说，样本期被划分为ｉｎ＋１个　表１　结构性变点的估计　从表１的结果可知，ＳＵｐＦＴ（１）检验说明在整　个样本期拒绝“没有结构性变点”的原假设，而进　一数的选择根据Ａｋａｉｋｅ信息准则，并结合序列相　关的拉格朗日乘数检验（Ｌａｇｒａｎｇｅ　Ｍｕｌｔｉｐｌｉｅｒ　Ｔｅｓｔ）使得残差不存在序列相关。其次，通过长　步的ＳｕｐＦ　（１＋１　ｌ　１）检验说明“存在２个结构　性变点”，换言之，通货膨胀和股票收益的关系发　生了２次结构性突变。根据参数估计的结果可知，　突变１３期分别是１９９７年６月和２００５年８月。　（三）结构突变的原因分析　期限制条件ｃ。：（１）＝０可将ＶＡＲ模型转化为　结构性向量自回归模型，获得股票收益率的供给　冲击部分ｈ。和需求冲击部分ｈ　、通货膨胀率的　供给部分订。和需求部分竹　。表２列出了各个时　期中ｐ。和ｐ　的估计值。最后，采用标准教课书　中所定义的方差分解来估计‘Ｐ　和‘ｐ　。表３报告　下面来分析引起结构性突变的原因。首先，　在每个子区间内估计一个包含通货膨胀率和股票　收益率两个变量组成的向量自回归系统，三个子　区间的滞后阶数分别设定为２，２，３。该滞后阶　表２　样本区间　１９９１年１月一１９９７年６月　（０．０３５）（３．０７８）　ｈ　＝一０．００１＋０．０３８７　了通货膨胀的预测误差分解表，从中可以发现供　给冲击和需求冲击的相对重要性‘Ｐ　和‘Ｐ　。　贝塔系数的分解　整体回归方程Ｂ　ｈ　＝０．０８０”一６．８０６”丌Ｉ　供给部分的回归方程Ｂ　ｈＢ＿０．００１—３７．４６８…盯：　（０．００３）（２．１９９）　ｈ　０．００１－４．５６９７　需求部分的回归方程Ｂ　ｈ　＝一０．０１５＋４．２３５…盯　（０．Ｏ１１）（１．２９８）　＝－０．００１＋１．３２２…订　１９９７年７月删５年８月　（０．００６）（１．４０６）　ｈ　＝Ｏ．０２２—１．６７８”　丌ｌ　（０．００３）（８．２３１）　ｈＢ＿－０．００１—３１．４０５…订　（０．０１１）（３．７６７）　（０．００１）（Ｏ．１４４）　＝０．００７＋４．９６３…　（０．００８）（１．０５９）　２００５年９月＿＿２ｏ０９年７月　（０．０２１）（０．４４７）　通货膨胀与股票价格波动　表３　供给冲击和需求冲击的相对重要性　１９９１年１月一１９９７年６月　１９９７年７月＿２０ｏ５年８月　６９　２００５年９月—２００９年７月　时期　１　２　３　供给冲击‘Ｐ　需求冲击‘Ｐ　０．６６８　０．６４４　０．６３６　供给冲击‘Ｐ。　需求冲击‘Ｐ　０．００５　Ｏ．０ｏ９　０．０１５　供给冲击‘ｐ。　需求冲击‘Ｐ　Ｏ．２ｌ１　Ｏ．２１４　０．２ｏ５　０．３３２　０．３５６　０．３６４　０．９９５　Ｏ．９９１　０．９８５　０．７８９　０．７８６　０．７９５　４　５　６　７　８　１２　１６　０．３６７　０．３６９　０．３７０　０．３７０　０．３７１　０．３７２　０．３７２　０．６３３　Ｏ．６３１　０．６３０　０．６３０　０．６２９　０．６２８　０．６２８　０．０１６　０．０１６　０．０１６　０．０１６　Ｏ．０１６　０．０ｌ６　Ｏ．Ｏ１６　０．９８４　０．９８４　０．９８４　０．９８４　０．９８４　０．９８４　０．９８４　０．１９１　Ｏ．２０１　Ｏ．２０９　０．２２４　０．２３６　０．２６２　０．２６６　Ｏ．８ｏ９　０．７９９　０．７９１　０．７７６　０．７６４　０．７３８　０．７３４　２０　２４　０．３７２　０．３７２　０．６２８　０．６２８　０．０１６　０．０１６　０．９８４　０．９８４　Ｏ．２６６　０．２６６　０．７３４　０．７３４　１．第一个结构性变点：１９９７年６月　在１９９７年６月，股票收益和通货膨胀的关　系发生了第一次结构性突变：在这个时点之前，　股票收益和通货膨胀呈现显著的负相关性，而在　此时点之后，两者的关系变成了正相关性，并且　但是标准误达到了８．２３１，说明两者之间的负相　关性是不显著的。因而，在此期间，中国的货币　政策具有一定的顺周期性。　这一点和中国的货币政策实践是一致的。　１９９７年以后，中国经济仍保持了较快的增长速　在统计意义上是不显著。到底是什么原因导致了　这次改变呢？　１９９７年７月前后，中国的货币政策制度发　生了改变。图１（ａ）显示１９９１年１月一１９９７年　度，但是固定资产投资增速已经明显回落，由于　消费需求大幅下降，物价涨幅回落较大，再加之　１９９７年亚洲金融危机的爆发，使得中国开始改　变２Ｏ世纪９０年代初期以来实行的反通货膨胀的　适度从紧的货币政策，开始采取了放松银根的稳　健的货币政策。加之１９９６年开始，中国央行的　６月期间供给冲击对股票收益具有强烈的正向效　应，而对通货膨胀具有强烈的负向效应。因此，　供给冲击使得１９９１年１月一１９９７年６月期间的　股票收益和通货膨胀之间具有长期的负相关性。　根据命题１，此期间中国的货币政策是逆周期、　弱顺周期、中性的。同时，表２中的第三列显　示，供给冲击部分的回归系数１３　＝一３７．４６８　（在１％下显著），根据命题３，同样可以得到货　宏观经济调节机制发生了划时代的变革，从直接　调控向间接调控转变，由主要通过信贷规模等行　政手段转为主要运用市场经济手段，逐步以货币　供应量作为货币政策的调控目标，１９９８年进一　步对货币调控方式进行了改革，即取消对商业银　行信贷规模的直接控制，实行资产负债比例管　币政策是逆周期的结论。　理，并正式确立货币供应量作为惟一的中介　目标。　图１（ｂ）显示１９９７年７月之后，供给冲击　对股票收益具有强烈的长期影响，而对通货膨胀　具有微弱的长期影响。另一方面，根据命题３，　强顺周期的货币政策将使股票收益率的供给部分　和通货膨胀率的供给部分之间是正相关的或者不　１９９７年７月前后，两类结构性冲击的相对　重要性也发生了改变。表３显示在１９９７年之前，　通货膨胀的方差中来自供给冲击部分的占３７％，　来自需求部分的占６３％，两者非常接近。而　存在显著关系，而只有弱顺周期、中性或者逆周　期的货币政策才能使股票收益率的供给部分和通　货膨胀率的供给部分之间是负相关的。表２中的　第三列显示在１９９７年７月＿２ｏ０５年８月期间，　股票收益率的供给部分和通货膨胀率的供给部分　的Ｂ　＝一４．５６９，虽然显示出一定的负相关性，　１９９７年之后，这一比例发生了巨大变化，供给　冲击部分的比例下降为１．６％，远远小于需求部　分的比例９８．４％。　结构性冲击的相对重要性不足以改变股票收　益和通货膨胀之间的关系。如果在１９９７年７月　一２ｏ０５年８月期间股票收益和通货膨胀不显著　７０　财经问题研究　２０１０年第ｌ２期　总第３２５期　的正向关系是由结构性冲击的相对重要性引起　胀之间是不相关的。　的，那么在假设货币政策制度不变的情况下，两　根据命题３，强顺周期的货币政策将使股票　者之间的回归系数８＝０．０１６×（一３７．４６８）＋　收益率的供给部分和通货膨胀率的供给部分之间　０．９８４×４．２３５＝３．５６８，将远远大于表２中所得　是正相关的或者不存在显著关系，而只有弱顺周　到的整体回归方程的估计值０．０３８。　期、中性或者逆周期的货币政策才能使股票收益　因此，可能是货币政策制度的变化引起了股　率的供给部分和通货膨胀率的供给部分之间是负　票收益和通货膨胀之间关系发生了改变。进一步　相关的。表２显示在２００５年９月一２ｏｏ９年７月　的分析证实了这个结论。如果在１９９７年７月一　期间，股票收益率的供给部分和通货膨胀率的供　２００５年８月期间股票收益和通货膨胀不显著的　给部分的Ｂ。＝一３１．４０５（在１％的水平下显　正向关系是由货币政策制度的变化引起的，那么　著）。因而，根据命题３，中国的货币政策在此　在假设结构性冲击的相对重要性不变的情况下，　期间是弱顺周期、中性或者逆周期的。但是，逆　两者之间的回归系数Ｂ＝０．３７×（一４．５６９）＋　周期性比１９９１年１月一１９９７年６月时期已经　０．６３×１．３２２＝一０．６４６，和表３中所得到的整体　减弱。　’　回归方程的估计值０．０３８基本一致。　下面一个问题就是，是否是这种货币政策制　总之，１９９７年７月股票收益和通货膨胀发　度的改变使得股票收益和通货膨胀在２００５年８　生了结构性突变主要是货币政策制度的改变引　月发生了结构性突变呢？　起的。　从表３可以发现，在２００５年９月—２００９年　２．第二个结构性变点：２００５年８月　７月期间通货膨胀的方差中来自供给冲击部分的　在２００５年８月前后，通货膨胀和股票收益　占２７％，来自需求部分的占７３％，在１９９７年７　的关系又一次发生了结构性突变，两者之间的关　月＿２００５年８月期间发生了改变，但是和１９９１　系变成了显著的负相关关系，这期间的负相关性　年１月一１９９７年６月期间基本是一致的，并无　的强度要弱于１９９１年１月一ｌ９９７年６月期间。　明显差异。同时，供给冲击的相对重要性Ｉ‘ｐ。９。　图１（ｃ）显示，在２ｏ０５年９月－－２００９年７　ｌ＝１　０．２７×（一３１．４０５）｝＝８．４７９，要明显　月期间供给冲击对股票收益具有正向的长期影　大于需求冲击的相对重要性Ｉ‘Ｐ　Ｂ　Ｉ＝１　０．７×　响，同时对通货膨胀也具有正向的长期影响。供　４．９６３　Ｉ＝３．６２３，这也说明，供给冲击的重要性　给冲击对通货膨胀的长期影响一开始是负向的，　要低于需求冲击的重要性。　然后变成了正向的。因此，根据命题３，供给冲　虽然货币政策制度和结构性冲击的相对重要　击使得股票收益和通货膨胀是正相关的，这表明　性在２００５年７月左右都发生了变化，但是我们　在这一时期中国的货币政策具有强顺周期的　认为是结构性冲击的相对重要性的变化引起了股　特征。　票收益和通货膨胀之间关系在２００５年７月左右　这一点是比较奇怪的，虽然在２００５年左右　发生了结构性突变。　中国的货币政策依然保持了前期的稳健性特点，　一方面，如果仅有货币政策制度的改变，股　但是在２００７年开始，银行体系流动性偏多、货　票收益和通货膨胀之间的关系不可能由正相关突　币信贷压力加大、物价涨幅明显和经济偏热等一　变为显著的负相关性。基于１９９７年７月＿２０ｏ５　系列问题的出现，央行的货币政策逐步转向　年８月期间股票收益和通货膨胀的点估计值ｐ　“从紧”，先后１５次上调金融机构人民币存款准　和Ｂ　，以及２００５年９月＿２００９年７月期间的结　备金率和６次上调存贷款基准利率。２００８年９　构性冲击的相对重要性‘Ｐ。和　，我们可以获得　月以后，美国金融危机的加剧和国际经济环境的　股票收益和通货膨胀两者之间的回归系数Ｂ为　恶化，中国的货币政策逐渐转向“适度放松”。　４．３８１，和表２中所得到的整体回归方程的估计　图ｌ（ｃ）显示需求冲击对股票价格不产生　值一１．６７８（在１％的水平下显著）相差甚远。　长期效应，①对通货膨胀具有长期的正向效应。　另一方面，如果货币政策制度不变，仅仅是　因此，长期来看，需求冲击下股票收益和通货膨　结构性冲击的相对重要性发生了改变，那么股票　①这正是我们识别ＳＶＡＲ模型时施加的限制条件，所以实证结果总是满足这一条件的。　通货膨胀与股票价格波动　７１　收益和通货膨胀之间的回归系数Ｂ为一０．２４５，　比４．３８１更接近表２中所得到的整体回归方程的　估计值一１．６７８（在１％的水平下显著）。　的关系再次发生了结构性突变，主要原因是供给　冲击和需求冲击的相对重要性发生了改变而导　Ｏ　Ｏ　０　０　Ｏ　致的。　加　加　总之，２００５年８月后股票收益和通货膨胀　Ａｃｃｕｍｕｌａｔｅｄ　Ｒｅｓｐｏｎｓｅ　ｏｆ　Ｒｅｔｕｒｎ　Ａｃｃｕｍｕｌａｔｅｄ　Ｒｅｓｐｏｎｓｅ　ｏｆ　Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ　／一　＼～～～～一　０　０　Ｏ　０　０　刚　∞　∞　∞　（ａ）１９９１ＩＶｌ０１～１９９７Ｍ０６　ｃＡｃｕｍｕｌａｔｄｅＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＲｅｔｕｒｎ　ｃＡｃｕｍｕｌａｔｅｄＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＩｎｆｌａｔｉｏｎ　（ｂ）１　９９７Ｍ０７—２００５Ｍ０８　Ａｃｃｕｍｕｌａｔｅｄ　Ｒｅｓｐｏｎｓｅ　ｏｆ　Ｒｅｔｕｒｎ　Ａｃｃｕｍｕｌａｔｅｄ　Ｒｅｓｐｏｎｓｅ　ｏｆ　Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ　厂～～　＾＼＼～～一　・－　—ＳｕｐｐｌｙＳｈｏｃｋ—－－・一Ｄｅｍａｎｄ　Ｓｈｏｃｋ　图１　股票收益和通货膨胀对供给冲击和需求冲击的累积脉冲响应　四、结论　不仅依赖于供给冲击和需求冲击的相对重要性，　本文采用结构性向量自回归模型对中国的经　而且还依赖于货币政策制度。需求冲击确实使得　验数据进行了分析，详细探讨了１９９１－－２００９年　股票收益和通货膨胀是正相关的，但是供给冲击　中国股票收益和通货膨胀之间的关系。对理论模　对两者关系的作用还和货币政策制度有关。顺周　型的分析表明，通货膨胀和股票收益之间的关系　期的货币政策使得供给冲击对两者关系是正相关　７２　财经问题研究　２０１０年第１２期　总第３２５期　的，逆周期的货币政策使得供给冲击对两者关系　是负相关的。　在实证研究部分，首先运用Ｂａｉ和　Ｍｏｎｅｙ［Ｊ］．Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９８１，（７１）：　５４５—５６５．　［８］　Ｋａｎｌ，Ｇ．Ｓｔｃｋ　Ｒｅｔｏｕｒｎｓ　ａｎｄ　Ｉｎｆｌａｉｔｏｎ：Ｔｈｅ　Ｒｏｌｅ　ｏｆ　ｔｈｅ　Ｍｏｎｅｔａｒｙ　Ｓｅｃｔｏｒ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｉｌａ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，　１９８７，（１８）：２５３—２７６．　Ｐｅｒｒｏｎ　的计量经济方法来寻找样本期间内　通货膨胀和股票收益之间是否发生了结构性突　变。发现在１９９１年１月＿２ｏ０９年７月之间存在　两个结构性变点：１９９７年６月和２００５年８月。　在１９９１年１月一ｌ９９７年６月期间，通货膨胀和　［９］Ｄａｎｔｈｉｎｅ，Ｊ．Ｐ．，Ｄｏｎａｌｄｓｏｎ，Ｊ．Ｉｎｆｌａｉｔｏｎ　ａｎｄ　Ａｓｓｅｔ　Ｐｒｉｃｅｓ　ｉｎ　ａｌｌ　Ｅｘｃｈａｎｇｅ　Ｅｃｏｎｏｍｙ［Ｊ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９８６，　（５４）：５８５—６０６．　［１０］Ｈｅｓｓ，　Ｊ．，Ｌｅｅ，Ｂ．Ｓ．Ｓｔｏｃｋ　Ｒｅｔｕｒｎｓ　ａｎｄ　Ｉｌａｔｆｎｉｏｎ　ｔｌｌ　股票收益呈现显著的负相关性，而在１９９７年６　月　ｏｏ５年７月期间，两者的关系是正相关的，　但是不显著；而２００５年８月以后，两者之间又　表现出显著的负相关性，但是程度要比第一个时　期弱。　采用Ｂｌａｎｃｈａｒｄ和Ｑｕａｈ的识别方法对结构向　量自回归模型的进一步分析表明，１９９７年６月　前后股票收益和通货膨胀的结构性突变主要是由　货币政策制度引起的，在此之前的货币政策是逆　周期的，而之后中国改革了货币政策制度，对宏　观经济由直接调控转向间接调控。２０ｏ５年８月　前后股票收益和通货膨胀的结构性突变主要原因　是供给冲击和需求冲击的相对重要性发生了改变　而导致的。　参考文献：　［１］Ｌｉｎｔｎｅｒ，Ｊ．Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｓｅｃｕｒｉｔｙ　Ｒｅｔｕｒｎ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｅ，１９７５，（３０）：２５９—２８０．　［２］Ｆａｍａ，Ｅ．Ｆ．，Ｓｃｈｗｅａ，Ｇ．Ｗ．Ａｓｓｅｔ　Ｒｅｔｕｒｎｓ　ａｎｄ　Ｉｌｆｎａｔｉｏｎ　［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ，１９７７，（５）：１１５　—１４６．　［３］Ｃｏｈｎ，ＲＡ．，Ｌｅｓｓａｒｄ，Ｄ．Ｅ．Ｔｈｅ　Ｅｆｆｅｃｔ　ｏｆ　Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ　ｏｎ　Ｓｔｏｃｋ　Ｐｒｉｃｅｓ：Ｉｎｔｅｒｎａｉｔｏｎａｌ　Ｅｖｉｄｅｎｃｅ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｅ，１９８１，（３６）：２７７—２８９．　［４］Ｄｕ，Ｄ．Ｍｏｎｅｔａｒｙ　Ｐｏｌｉｃｙ，Ｓｔｏｃｋ　Ｒｅｔｕｒｎｓ　ａｎｄ　Ｉｌｆｎａｔｉｏｎ　［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　ａｎｄ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ，２００６，（５８）：　３６—５４．　［５］Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ，Ｆ．，Ｃｏｈｎ，Ｒ　Ａ．Ｉｎｆｌａｔｉｏｎ，Ｒａｔｉｏｎａｌ　Ｖａｌｕａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｍａｒｋｅｔ［Ｊ］．Ｆｉｎａｎｃｉｌａ　Ａｎａｌｙｓｉｓ　Ｊｏｕｒｎａｌ，１９７９，　３５（２）：２２—４４．　［６］Ｍａｌｋｉｅｌ，Ｂ．Ｔｈｅ　Ｃａｐｉｔａｌ　Ｆｏｒｍａｔｉｏｎ　Ｐｒｏｂｌｅｍ　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｕｎｉｔｅｄ　Ｓｔａｔｅｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆＦｉｎａｎｃｅ，１９７９，（３４）：２９１　—３ｏ６．　［７］Ｆａｍａ，Ｅ．Ｆ．Ｓｔｏｃｋ　Ｒｅｔｕｒｎｓ，Ｒｅａｌ　Ａｃｔｉｖｉｙｔ，Ｉｌｆｎａｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｓｕｐｐｌｙ　ａｎｄ　Ｄｅｍａｎｄ　Ｄｉｓｔｕｒｂａｎｃｅｓ［Ｊ］．Ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｉｌａ　Ｓｔｕｄｉｅｓ，１９９９，（１２）：１２０３—１２１８．　［１１］　雷明国．通货膨胀、股票收益与货币政策［Ｄ］．北　京：中国社会科学院研究生院博士论文，２００３．　［１２］　王一鸣，赵留彦．中国股票收益率和通货膨胀率　的相关性［Ｊ］．经济学动态，２００８，（３）．　［１３］韩学红，郑妍妍，伍超明．对中国股票收益率与通　货膨胀率关系的解释：１９９２－－２００７［Ｊ］．金融研究，　２００８，（４）．　［１４］Ｂｌａｎｃｈａｒｄ，Ｏ．Ｊ．，Ｑｕａｈ，Ｄ．Ｔｈｅ　Ｄｙｎａｍｉｃ　Ｅｆｆｅｃｔｓ　ｏｆ　Ａｇｇｒｅｇａｔｅ　Ｄｅｍａｎｄ　ａｎｄ　Ｓｕｐｐｌｙ　Ｄｉｓｔｕｒｂａｎｃｅｓ［Ｊ］．　Ａｍｅｉｒｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９８９，（７９）：６５５—６７３．　［１５］ＣａｍｐｂｅＨ，Ｊ．Ｙ．，Ｓｈｉｌｌｅｒ，Ｒ．Ｊ．Ｔｈｅ　Ｄｉｖｉｄｅｎｄ—Ｐｒｉｃｅ　Ｒａｔｉｏ　ａｎｄ　Ｅｘｐｅｃｔａｔｉｏｎｓ　ｏｆ　Ｆｕｔｒｕｅ　Ｄｉｖｉｄｅｎｄｓ　ａｎｄ　Ｄｉｓｃｏｕｎｔ　Ｆａｃｔｏｒｓ［Ｊ］．Ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　Ｓｔｕｄｉｅｓ，　１９８８，（１）：１９５—２２８．　［１６］Ｈａｎｓｅｎ，Ｌ　Ｐ．，Ｓａｒｇｅｎｔ，Ｔ．Ｊ．　Ｆｏｍｒｕｌ￣ｉｎｇ　ａｎｄ　Ｅｓｔｉｍａｔｉｎｇ　Ｄｙｎａｍｉｃ　Ｌｉｎｅａｒ　Ｒａｔｉｏｎａｌ　Ｅｘｐｅｃｔａｔｉｏｎｓ　Ｍｏｄｅｌｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｄｙｎａｍｉｃｓ　ａｎｄ　Ｃｏｎｔｒｏｌ，１９８０，（２）：７—４６．　［１７］Ｂａｉ，Ｊ．，Ｐｅｒｒｏｎ，Ｐ．Ｅｓｉｔｍａｔｉｎｇ　ａｎｄ　Ｔｅｓｔｉｎｇ　Ｌｉｎｅａｒ　Ｍｏｄｅｌｓ　ｗｉｔｈ　Ｍｕｌｔｉｐｌｅ　Ｓｔｒｕｃｔｒｕａｌ　Ｃｈａｎｇｅｓ［Ｊ］．　Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９９８，（６６）：４７—７８．　［１８］Ｂａｉ，Ｊ．，Ｐｅｒｒｏｎ，Ｐ　Ｃｏｍｐｕｔａｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ａｎａｌｙｓｉｓ　ｏｆ　Ｍｕｌｔｉｐｌｅ　Ｓｔｒｕｃｔｕｒａｌ　Ｃｈａｎｇｅ　Ｍｏｄｅｌｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ａｐｐｌｉｅｄ　Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓ，２００３，（１８）：１—２２．　［１９］　许冰，倪乐央．中国股票收益与通货膨胀率、通货　膨胀率的波动关系的研究［Ｊ］．工业技术经济，　２００６，（５）．　［２０］　沈利生．同比价格指数与环比价格指数辨析［Ｊ］．　统计研究，２００８，（１）．　［２１］何德旭，张捷．经济周期与金融危机：金融加速器　理论的理实解释［Ｊ］．财经问题研究，２００９，（１０）．　（责任编辑：刘艳）