我国货币政策对股票价格的影响
——基于Markov区制转换VAR模型的实证研究
倪玉娟 刘林
（厦门大学金融系， 福建 厦门 361005）
摘要：本文首先通过经济理论分析然后利用1996年1月到2010年4月的数据，运用MSIH(2) -VAR(4)模型和基于区制的脉冲响应分析不同区制下货币政策对于股票价格的影响。发现利用非线性模型是合理的，在不同区制下货币政策工具对于股票价格的影响效果在时间、方向和程度上表现不同，并且对于上证A股和深证A股影响也是不同的。对于货币供应量，在股市低迷期，它的变化会立即正向影响到股票价格，但在股市膨胀期，则滞后1个月后才会正向影响股票价格；对于银行信贷，在股市低迷期，它的提高会降低股票价格，而在股市膨胀期，它的提高才会提高股票价格；对于利率，在两个区制下，它的提高都会使股价下跌，并且在滞后1个月才会表现出来，但是相比较而言，利率对股票市场的影响在股市膨胀期下效果更明显。
关键词：货币政策、股票价格、Markov区制转换、VAR
一、前言
近年来，金融市场的一直保持高增长速度，全球各个地区的金融深度不断加大，各国金融资产相对于其 GDP 的比率在不断提高。1990年，只有33个国家的金融资产总值超过了其 GDP。到了现在，这类国家的数量翻了一番多；其中排在前列的包括了中国。到2007年中国股市最高市值达到40.8万亿，证券化率从1994年的9.5% 增长到2010年二季度的135.43，其中2007年时最高达153.68%。美国2000年科技股泡沫破灭之后，美国政府实行长期的扩张性货币政策，连续13次降息，由2000年的6.5%下降到2003年6月的1%，刺激的股票价格指数的上涨，而2004年6月到2007年7月，美国进入加息周期，在两年里利率从1%升到了5.25%，这也一定程度上导致次贷危机的发生和股票价格的崩溃。在此背景下货币政策与股票市场的关系成为当前货币金融理论研究中最前沿的问题之一，尤其是2008年全球金融危机的爆发，股票价格的波动和货币政策对股票市场的调控效力成为国内经济理论界和政府相关部门关注的重点。对于我国，股票价格除了受到企业经营绩效和资本市场制度建设等影响外，主要还受到以货币政策为代表的一系列的宏观经济政策调控和政府对市场政策的调控（周晖，2010）。但是对于货币政策影响股票市场的渠道和效果各国经济学家目前没有统一的定论。
已有文献主要从利率和货币供应量两方面研究货币政策是否对股价产生影响，且结论也不尽一致。Bernanke和Kuttner （2005）发现联邦基金利率未预期到的部分下降25个基点，股票价格将平均上升1%。Ioannidis和Kontonika（2007）研究了13个OECD国家1972-2002年，货币政策变化对股票收益率的影响，结果表明影响是显著的，支持了货币政策的股票市场的传导机制。Bjørnland和 Leitemo（2009）利用SVAR方法发现，股票实际价格和利基金项目：教育部人文社会科学研究规划基金项目“中国金融稳定理论及政策协调机制构建——基于经济全球化背景的视角”(项目批号：08JA790110)。
作者简介：
倪玉娟（1984‐），女，安徽滁州人，厦门大学金融系博士研究生，研究方向：货币政策与资本市场，电子邮箱：[email protected]。
刘 林（1983‐），男，江苏南通人，厦门大学金融系博士研究生，研究方向：外汇市场与资产价格，电子邮箱：[email protected]。
率之间存在显著的相互关系，联邦基金利率升高100个基点，股票实际价格立刻下降7-9%。然而， Lynge（1981）和 Cornell （1983）运用事件研究法分别以M1和M2作为货币政策的衡量指标，们发现货币供应量变化和股市价格变化之间存在着逆向变化的关系。Pearce和Roley（1985）甚至发现美国1977年至1982年之间未预期到的货币供应量的增加与股票价格之间存在着负相关关系。Alatiqi和Fazel（2008）利用E-G协整和Granger因果关系检验方法，分别对美国1955年至1974年以及1965年至2005年月度数据的时间序列研究分析，得出货币供应量对利率、利率对股价不存在显著负向因果关系，因此货币供应量与股价之间也不存在显著长期的因果关系。
另外一些学者分析不同经济状态或金融状态下，这种影响机制是不同的。如McQueen
和 Roley （1993）研究发现股票市场对宏观经济变量包括基准贴现率的反应力度随着不同经济状态表现有所不同，在经济增长强劲时，基准贴现率的变动和经济指标的变动对股票价格的影响更大。Basistha和 Kurov（2008）发现在经济处于衰退并且信贷市场紧缩的时期，美国基准利率的未预期到的部分对股票收益的影响更大。
国内研究货币政策与股票价格关系时，选取的变量包括货币供应量、利率和银行信贷。一些学者认为货币政策不能显著地影响股票价格，如孙华妤和马跃（2003）应用动态滚动式的VAR方法，对1993年10月到2002年6月的数据进行了分析，发现货币供应量对股市都没有影响，但利率的变化对股票的价格有显著的影响。明扬和唐建伟（2007）利率变动通过对投资者和上市公司的影响而传导到股票价格。从实际影响效应来看，利率变动在短期内对股票价格影响比较明显，一般在利率下调后都会引起股票价格的上扬，但从中长期效应来看，利率调整对股票价格的影响并不确定，在利率下调一个月前后，股价有升有降。导致出现这种不确定性的原因主要是因为利率变动对股票价格影响的传导机制出现了问题。郑振龙和张蕾（2007）对1996-2006年之间中国短期利率与上证综指之间的动态相关性，运用了动态条件相关的二维GARCH模型和ACC（自回归条件相关）模型得出2002年之前利率与股指之间动态负相关性比较微弱，但是从2002年这种负相关性持续增强。张成虎和李育林（2010）对1999年12月到2008年8月数据运用Granger因果关系检验和VAR模型得出货币供给变化对股票价格变化的影响不显著的结论。王培康（2010）利用E-G协整方法得出货币政策（选用货币供应、利率和存款准备金率代表）对股票市场的影响是不确定的，认为央行不能有效地干预股票市场以调控资产价格波动。
另外一些学者认为我国货币政策能够影响股票价格。如陈晓莉（2003）利用1997年1月
到2002年4月的数据，利用VECM方法，得到上证综指和M1之间存在着长期均衡关系，且响应是正向的。张绍斌和齐中英（2003）一年期实际利率下降，证券指数将上涨。证券指数关于利率的弹性系数为-2.83，这说明当一年期实际利率调整1%，证券指数将反向调整283个百分点。闵宗陶、窦玉明和徐涛（2006）通过一个理论模型研究银行信贷资金在危机性价格泡沫形成中的作用机制。认为在社会信用体系还不完善的情况下，银行信贷资金介入股市对价格泡沫的形成具有极大的推动作用。刘萍萍（2010）对1998年1季度至2009年3季的数据，采用VAR模型，得出我国银行信贷与股票价格存在长期稳定关系，银行信贷与股票价格呈正相关关系，我国银行信贷扩张是股票价格波动的格兰杰原因。
以上学者在分析货币政策工具对股票价格的影响时没有考虑影响机制的不对称效应，即没有区别考虑股票市场处于不同的态势（低迷期和膨胀期）下其影响效力是不同的。近年来也有一些学者考虑了这个问题。如崔畅（2007）以2001年8月为分隔点将我国划分两个时期，分析不同的货币政策手段作用于资产价格波动的不同阶段的有效性问题，货币政策对资产价格的作用具有有效性，在价格膨胀阶段（1993年1月-2001年8月）可在一定时期内采取利率手段对资产价格波动进行微调，当出现价格泡沫时控制货币供应量会收到即时效果；而在资产价格低迷阶段（2001年9月-2005年12），以利率调节资产价格具有明显和相对持
久的作用。王晓明和施海松（2008）通过构建VAR模型，识别资产价格对不同货币政策工具冲击的响应程度，发现各项贷款对于调控资产价格的效力最强，其次为货币供应量和利率政策。值得注意的是，贷款增长对于股价膨胀起到了重要支撑和推动作用，同时贷款少增对股价收缩效应也非常显著。贺晓波和许晓帆（2009）通过事先确定资产价格低迷期（2001年8月-2005年12月）和膨胀期（2006年1月-2008年1月），在VECM模型的基础上，运用脉冲响应方法分析了股票市场对不同货币政策冲击响应的效果。认为在资产价格低迷阶段，用利率调节具有相对持久和明显的作用，金融机构贷款也在推动股票价格上涨中起到了一定的作用；在资产价格膨胀阶段，利率可在一定时期内起到微调作用，控制货币供应量可对价格泡沫的控制起到即时效果。
纵观已有文献，这些文献大都事先确定股票市场态势，即事先确定股票市场的低迷期和膨胀期，使用的方法大都是线性模型，如采用协整、VAR、VECM和（广义）脉冲响应函数等。这种主观的划分股市态势和线性模型的使用必然会忽略一些有用的信息。针对此缺点，本文结合Markov区制转换和向量自回归的方法研究货币政策工具对于股票价格的影响。下文的结构安排如下：第二部分是货币政策工具对股票价格影响的经济理论分析；第三部分是计量模型和估计方法的阐述；第四部分是实证研究和结果分析；最后一部分是结论和政策建议。
二、经济理论分析
根据现金流量贴现模型，股票价格（St）由股票未来股利（Dt+j）的现值所式决定，如下式所示：
St=Et[∑
j=1KDt+j(1+R)]+Et[jSt+K K(1+R)
其中Et是基于t时市场参与者掌握的信息的条件期望算子，R是贴现率，K是投资者持有期，标准的横截面条件
K→∞limEt[St+K=0 K(1+R)
因此，当K→∞时，可以得到股价的现值决定模型：
St=Et[∑KDt+jjj=1(1+R) （1）
从（1）可知，货币政策的变化从两个方面来影响股票价格。首先，通过改变市场参与的对贴现率的预期发生改变。紧缩的货币政策通过提高市场利率提高公司未来的融资成本，进而提高未来现金流的贴现率，降低股价；其次，货币政策对企业的经营业绩产生影响，通过影响未来股利水平的预期值，进而影响股票的价格。宽松的货币政策会提高经济的活力，进而提高企业未来现金流量，从而影响股价，假定货币政策和实体经济之间渠道是顺畅的。
1984年以来中国人民银行独立行使中央银行职能，中介目标从信贷规模转向货币供应量规模，在现在及未来相当长一段时间内，我国中央银行仍以货币供应量作为货币政策的中介目标，这说明我国央行可以通过货币渠道对宏观经济包括资本市场进行调控。
在理论上货币供应量主要通过三种效应来影响股票价格的影响，其一，预期效应。当央行实行宽松的货币政策时，将影响市场参与者对未来货币市场的预期，从而改变股市的资金供给量，影响股票市场的价格和规模。其二，投资组合效应。当央行实施宽松的货币政策时，
持有的货币增加，但单位货币的边际效用（投资收益）却递减，则会促使部分货币进入股票市场寻求收益，导致股市价格的上涨。其三，股票内在价值增长效应。当货币供应量增加时，利率将下降，则改变投资者对股票未来现金流的贴现率的预期，同时企业投资将增加，未来现金流将增加，进而从（1）式中的分子分母提高股票内在价值。以上三种效应一般者是正向的，即货币供应量增加，则股市价格上涨。
中国货币政策操作目标的选择虽然经历了由信贷规模转向货币供应量的过程。但银行信贷可直接或间接地影响股票市场。其一，但从长期来看，企业融资主要来源于是银行贷款，其投资和生产周转资金在很大程度上依赖于银行贷款，因此银行信贷的增加可以帮助企业扩大业务规模、提高盈利能力，进而影响股票价格；其二，吴晓求、宋清华和应展宇（2001）探讨了信道资金进入股票市场的渠道，虽然我国规定禁止银行资金违规流入股市，但信贷的扩张和收缩会通过改变企业贷款、票据贴现、拆借资金、债券回购和综合消费贷款用途等方式，使信贷资金直接或间接流入股票市场。其三，中国人民银行先后于1999年8月20日、1999年10月12日下发了《证券公司进入银行间同业市场管理规定》、《基金管理公司进入银行间同业市场管理规定》，允许证券公司和基金管理公司能够通过银行间同业市场融入资金，从而扩大自营业务规模，引起股票价格波动。
另一个重要的货币政策工具是利率，理论上利率对于股票价格的影响更为明显，一方面利率的变动影响股票的内在价值，另一方面通过投资组合效应来影响股价，即当利率下降时，公众更乐于持有相对收益较高的股票，从而使股价上升。
另外，通货膨胀作为货币政策的目标之下，它与股票价格的关系在理论上也是不一致的。著名的“费雪效应”假说（Fisher，1930）认为，资产价格能够充分体现通货膨胀率的变动，当通货膨胀率发生变化时，通货膨胀率的增减能够通过资产的名义收益率体现出来，而实际收益率保持不变。即股票收益率与通货膨胀率之间存在正相关关系，股票价格会随着通货膨胀而上升，股票投资可以作为通货膨胀风险的对冲保值产品。而Fama（1981）则不认同费雪效应，他认为通货膨胀率与实际经济活动负相关，而实际经济活动与股票收益率正相关，这两种关系的联合作用导致股票收益率与通货膨胀率负相关，即“代理效应”假说。
三、计量模型与估计
分析货币供应量、利率、信贷、通胀和股价的关系，本文采用基于马尔可夫区制转换（Markov-Switching）的向量自回归模型（VAR），它允许回归参数依赖于一个不可观测的区制变量而时变，且此不可观测的区制变量遵行Markov-Switching（MS）过程。
滞后p阶的MS-VAR(p)表达示如下：
yt=v(st)+A1(st)(yt−1)+...+Ap(st)(yt−p)+ut
ut~i..id.N(0,∑(st))
其中st表示不可观察的区制变量。从区制i到区制j的转换概率为：
pij=Pr(st+1=j|st=i), ∑pij=1, ∀i,j∈{1,2}
j=12
假设存在两种区制，即st={1,2}，那么对于本文所考虑的两种区制的转换概率矩阵为：
⎛p11P=⎜⎝p21p12⎞⎟ p22⎠
其中，p11+p12=p21+p22=1。
分别假定方程的均值、截距、系数、方差随着st而变化的，即可以得到不同的MS-VAR模型，分别是MSM-VAR、MSI-VAR、MSA-VAR和MSH-VAR，或者均值和方差随着st而变化的MSMH-VAR，截距和方差随着st而变化的MSIH-VAR。
对于两种区制、滞后p阶的均值、方差调整的MS-VAR模型（MSMH(2)-VAR(p)）可以写成：
yt−μ(st)=A1(yt−1−μ(st−1))+...+Ap(yt−p−μ(st−p))+ut（3）
其中，ut~NID(0,∑(s))。当stt=1时，μ(st)=μ1；当st=2时，μ(st)=μ2。
从（3）式可以发现，如果区制发生一次变动将立即导致过程均值的一次跳跃，假设均值平滑在状态i转换到j后达到一个新的水平可能是更为准确。因此在这种情况下，两种区制、滞后p阶截距和方差调整MS-VAR模型（MSIH(2)-VAR(p)）可以写成：
yt=v(st)+A1(yt−1)+...+Ap(yt−p)+ut（4）
其中，ut~NID(0,∑(s))。当stt=1时，μ(st)=μ1；当st=2时，μ(st)=μ2。
与线性VAR模型不同的是，MS-VAR模型的均值调整形式和截距形式是不同的。均值μ(st)的持续区制转换将导致可观测的时间序列变化立即跳跃到新的水平，而对于截距项v(st)一次永久性区制转换的动态响应与对白噪声序列一次等同冲击的动态响应是一样的。
四、实证研究
（一）变量选取和数据处理
本文选取的变量包括货币供应量、银行信贷、利率、消费者物价指数、上证A股指数、深证A股指数，样本为1996年1月到2010年4月的月度数据。货币供应量（lnm2），选取广义货币M2；银行信贷（lnloan），选取银行各项贷款表示；利率①（lnir），选取交易活跃的银行间债券质押式7天回购的加权平均利率；股票价格，分别选取上证A股指数（lnshindex）、深证A股指数（lnszindex），其一阶差分（dlnshindex和dlnszindex）表示上证和深圳指数的对数收益率；物价水平（lncpi）用消费者指数表示，其一阶差分（dlncpi）可表示通货膨胀率②。所有的数据均来自于CEIC中国经济数据库。对所有的数据采用Census x11方法进行了季节性调整。考虑到各数据序列并非是完全的线性变化，并消除数据序列中可能存在的异方差，因此对数据进行了对数化处理，再对其进行一阶差分则表示变量的对数增长率（或收益率）。运用Ox-MSVAR软件对数据进行分析。
（二）数据平稳性检验
本文采用ADF方法对所有数据进行单位根检验。结果如表 1所示：
表 1 数据单位根检验 变量检验
①一阶差分ADF检验 由于我国尚没有货币政策的基准利率，且存贷款利率在长期保持不变，因此本文选择交易相对活跃的银行间7天回购利率。
② 这里的通胀率是指消费者物价指数的对数变动率。
t统计量 p值变量 t统计量p值0.2058
0.0566***dlnszindexdlnshindex
注：c、t、k分别表示截距、趋势、滞后期，*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著性水平线拒绝原假设。
从表中可知，货币供应量、银行信贷、利率和股票价格及消费者物价指数在5%的显著性水平下均为一阶单整，但在10%的显著性水平下两个股价指数都是零阶单整的。所有变量的一阶差分在1%的显著性水平下都是平稳的。
（三）MS-VAR模型的选择
构建包含货币供给增速（dlnm2）、信贷增速（dlnloan）、利率变化率（dlnir）和上证A股收益率（dlnshindex）和深圳A股收益率（dlnszindex）及通货膨胀率（dlncpi）的MS-VAR模型，即MS-VAR模型随着模型截矩、均值、方差是否随着状态变化而变化，而形成各个参数随状态变化的MS-VAR类模型。股市存在低迷期和膨胀期，本文选择两个状态，即两种区制。通过AIC、HQ、SC和对数似然值选择最优模型。从AIC、HQ、SC和对数似然值规则来看，MSIH(2)-VAR(4)的拟合效果最优，即存在两个区制，滞后4阶且截距和方差随不同状态而变化。限于篇幅，表2只列了滞后4阶、两个区制的马尔可夫模型各模型的AIC、HQ、SC和对数似然值指标。
表 2 模型的选择
线性系统非线性系统
MSMH(2)
-VAR(4) MSIH(2) -VAR(4) MSIAH(2) -VAR(4) MSI(2) -VAR(4) -VAR(4)
对数似
然值 2597.46042740.3525
注：*表示根据相应规则的最优选择
MSIH(2)-VAR(4)模型的LR线性检验值为270.5077，卡方统计量的P值小于1%，显著地拒绝原假设线性假设，因此选择MSIH(2)-VAR(4)是合适的。
附录中图A1-A2表明MSIH(2)-VAR(4)模型拟合程度较好。图A1和图A2中所描述的残差表明模型不存在残差自相关，且基本所有的标准残差落在2.5标准差以内。
（四）MSIH(2)-VAR(4)模型结果
表3列示了两区制下截距和标准差，表4显示了区制1和区制2各变量的平均值。表 3和表 4表明区制1描述的是股票市场处于低迷时期，且货币政策处于一般宽松的状态，通胀率处在较低的水平；区制2描述的是股票市场处于膨胀时期，且货币政策处于更加宽松的状态，通胀率处于相对高的水平。
表 3 MSIH(2)-VAR(4)模型与区制相关的回归参数
截 区制1 M2增速 0.0131 信贷增速 0.0034 利率变化率-0.0447
上证收益率-0.0470 深证收益率 -0.0345 通货膨胀率-0.0017
距 区制2
区制1
区制2 0.0152 0.0057 -0.0542 -0.0144 0.0219 0.0002 v 标准差 注：[ ]内是t值；*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著。
表 4不同区制内变量的平均值
③
M2增速
区制1
区制2 信贷增速 利率变化率上证收益率深证收益率 通货膨胀率MSIH(2)-VAR (4)模型估计的转换概率P为：
⎛0.89620.1038⎞P=⎜⎟0.24650.7535⎝⎠
即表明，系统维持在状态1的概率为0.8962，由状态1转移到状态2的概率为0.1038；系统维持在状态2的概率为0.7535，由状态2转移到状态1的概率为0.2465。
图1显示了两区制的估计概率。
图1 区制（Regime）1和2概率图
表 5 区制分类及属性
样本数 概率 持续期 样本期
；1996:8 - 1996:9 [1.0000]
；1998:10 - 1999:2 [0.9987]
区制1 ；2003:12 - 2004:1 [0.9473] ；2005:3 - 2006:2 [0.9468]
；2008:3 - 2008:10 [0.9933]
；2010:1 - 2010:4 [0.9671]
③ 根据表 5中样本期的区制分类进行计算得到平均值。
；1996:10 - 1997:1 [1.0000]
；1999:3 - 1999:6 [0.9998]
区制2 ；2004:2 - 2004:4 [0.9985] ；2006:3 - 2006:6 [0.8171]
；2008:11 - 2009:1 [0.9999]
注：[ ]表示落入对应区制的概率
表 5说明系统70.37%的时间处于区制1，平均可持续9.64个月；系统29.63%的时间处于区制2，平均可持续4.06个月。
（五）脉冲响应
为分析货币政策指标、股票市场和物价水平的动态关系，并比较不同区制下的动态关系有何不同，本文采用累积脉冲响应进行分析。左边为区制1下的脉冲响应，右边为区制2下的脉冲响应.
1、 货币政策指标对股票收益率的动态影响
下文分别给货币供给增速、信贷增速和利率变动一个正的冲击，分析股票收益率的响应，并与通货膨胀率的响应做比较。
（1）给定货币供给增速一个正的冲击
给定货币供给增速一个正的冲击，在区制1下，上证A股收益率和深证A股收益率都立即上升，并且在第5
个月累积响应达到最大
0.036，之后慢慢越于平稳，相比较而言，货币供给增速的变动对深证A股的影响稍大于对上证股市的影响。另外，对通货膨胀率的影响较小，但累积影响为正的；在区制2下，上证股市要在1个月后才有正的响应，随后在15个月后，累积影响保持稳定在0.04左右。而对于深证A股表现则不同，在当月深证A股收益率下降0.01，在第2个月开始上升，直至第5个月后，累积影响才变为正，并且在15个月后，保持在0.02左右。另外，对通货膨胀率的影响更小，几乎为0。
图1 两种区制下上证收益率、深证收益率和通货膨胀率对货币供给增速的累积响应
（2）给定信贷增速一个正的冲击
给定信贷增速一个正的冲击，在区制1下，上证A股和深股A股收益率在当期均上涨0.006左右，但在第2个月开始，响应变成负的，并且在第3个月累积响应变为负数。通货膨胀率累积响应保持在一个很小正数的水平。即说明在股市处于低迷时期，信贷增速的增加并不会提高股票收益率，但会小幅度提高通货膨胀；在区制2下，上证A股收益率在当期上涨了0.004，随后逐步上升，到15个月后，累积增加保持在0.03左右。深股A股收益率在当期下降约0.006，但在1个月后上升累积响应恢复为正数，随后逐步上升，到15个月后，
累积增加保持在0.016左右。通货膨胀率在当期下降，累积下降保持在0.002的水平上。即说明在股市膨胀时期，信贷增速的增加会在从当期开始提高上证A股收益率、从1个月后提高深证A股收益率，但会小幅降低通货膨胀。
图2 两种区制下上证收益率、深证收益率和通货膨胀率对信贷增速的累积响应
（3）给定利率变化率一个正的冲击
给定利率变化率一个正的冲击，在区制1下，上证A股和深股A股收益率在当期响应均很小，接近于0。在15个月后，上证和深圳A股收益率分别累积下降0.013和0.018；在区制2下，上证A股和深股A股收益率在当期均下降分别为0.015和0.03。在15个月后，上证和深圳A股收益率分别累积下降0.09和0.14。同时在两区制下，利率变动对通货膨胀的影响均非常小。总之，在两区制下，利率提高均会对上证A股和深股A股收益率产生负面影响，其中对深证A股的影响更大。并且在区制2下，利率变动对股市产生的影响比区制下的影响大很多。即说明利率对股市的影响在股市低迷时不如在股市膨胀时的大。
图3 两种区制下上证收益率、深证收益率和通货膨胀率对利率变动的累积响应
2.通货膨胀对股票市场的影响
给定通货膨胀率一个正的冲击，在两区制下，上证A股和深股A股收益率在当期均没有响应，在1个月后，响应为负并随着时间的推移两股市收益不断下降，在15个月后累积响应保持稳定，在区制1下，上证和深证A股收益率的响应分别稳定在-0.032和-0.036左右，在区制2下，上证和深证A股收益率的响应分别稳定在-0.048和-0.052左右。相比较，通货膨胀率变动对深证A股收益率的影响较对和证A股收益率的影响稍大些，且通货膨胀率变动对两市收益率的影响在区制2下较在区制1下大。通货膨胀率与股票收益率负相关违背了 “费雪效应”，但支持了Fama(1981)的“代理效应假说”。所以在通货膨胀期间投资股市并不能抵抗通货膨胀率上涨所带来的贬值风险。
图4 两种区制下上证收益率、深证收益率对通货膨胀率变动的累积响应
五、结论
本文利用1996年1月到2010年4月的数据，运用MS-VAR模型，得出系统存在两个区制，区制1代表股票市场处于低迷时期，且货币政策处于一般宽松的状态，通胀率处在较低的水平的；区制2代表股票市场处于膨胀时期，且货币政策处于更加宽松的状态，通胀率处于相对高的水平。利用基于区制的脉冲响应方法得出，在两种区制下货币政策工具对于股票价格（股票收益率）均有影响，且影响效果不同。
总体上讲，货币供应量对股票价格有正向的影响关系，但在不同区制下对上证和深证A股影响效力有所不同，这主要表现在影响时间上。在股市低迷期，货币供给增速的变化会立即影响到股市，并且对深证A股市场的影响较大，同时对两市的影响可持续5个月左右；而在股市膨胀期，币供给增速的变化对上证A股的影响大于对深证A股的影响，并且在当期并不影响上证A股，在滞后1月才正向影响上证A股，并且这种影响可持续10个月左右。但对于深证A股则表现很不同，首先在货币供给增速的增加在当期会负向影响深证A股，在5个月后累积影响才表现为正。
银行信贷对于股票价格的影响在不同区制下表现的截然相反，这主要表现在影响方向上。在股市低迷期，银行信贷增速的增加并不能提高两市的股票收益率，反应是降低了，并且使深证A股收益下降的更多。在股市膨胀期，银行信贷增速的增加则如理论分析提高股市的收益率，并且对上证A股的影响更大。
利率对股票价格有着负向的影响关系，但在不同区制下对两市的影响效力也有所不同。在两区制下，这主要表现在影响程度上。利率的提高都能使两市股票收益率下降，并且对深证A股市场的影响更大。但是相比较而言，利率对股票市场的影响在股市膨胀期下效果更明显。两种区制下，利率对于股票价格的调控在当期并不能表现出来，需要滞后几期才可以表现出来。
货币政策目标之一的通货膨胀率变动在两区制下对两市收益率均存在负向影响，并且影响从1个月后开始，并且在12个月后保持稳定，但影响效力在股市膨胀期下较在股市低迷期大。这说明在我国股票市场不能抵抗通货膨胀带来的资产贬值。
总之，对我国的实证分析表明，在股票市场低迷时期，货币供应量对于股票价格的调控能力更强，利率次之，而银行信贷最差；在股票市场膨胀时期，利率对于股票价格的调控能力最强，银行信贷次之，货币供应量最弱。
附录：
图A1 MSIH(2)–VAR（4）模型的残差及其标准差
参考文献
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The impact of monetary policy on stock price: the empirical study based on Markov
Switching Vector Autoregression
Yu-juan Ni, Lin Liu
Abstract: we ,firstly, adopt the economic theories ,then employ data from January of 1996 to April of 2010,and utilize the MSIH (2)-VAR (4) model and impulse response to analyze the impact of monetary policies on the stock price in different regimes. We find the non-linear model we adopted is proper; the impacts of monetary policies on the stock price in different regimes differentiate from timing, direction and extent. As for the money supply, in the bearish stock market, its changes will positively affect the stock price immediately, whereas in the booming market, there is delay for it to positively influence the stock prices; as for bank loan, in the bearish stock market, the increase in it will reduce the stock return, whereas in the booming market, the increase in it will increase the stock return; as for the interest rate , the increase in it will cause stock return fell, and there is a 1 month lag, but the extent of the impact of interest rate on the stock market is bigger in the booming market.
Keywords: monetary policy; stock price; Markov switching; VAR
我国货币政策对股票价格的影响
——基于Markov区制转换VAR模型的实证研究
倪玉娟 刘林
（厦门大学金融系， 福建 厦门 361005）
摘要：本文首先通过经济理论分析然后利用1996年1月到2010年4月的数据，运用MSIH(2) -VAR(4)模型和基于区制的脉冲响应分析不同区制下货币政策对于股票价格的影响。发现利用非线性模型是合理的，在不同区制下货币政策工具对于股票价格的影响效果在时间、方向和程度上表现不同，并且对于上证A股和深证A股影响也是不同的。对于货币供应量，在股市低迷期，它的变化会立即正向影响到股票价格，但在股市膨胀期，则滞后1个月后才会正向影响股票价格；对于银行信贷，在股市低迷期，它的提高会降低股票价格，而在股市膨胀期，它的提高才会提高股票价格；对于利率，在两个区制下，它的提高都会使股价下跌，并且在滞后1个月才会表现出来，但是相比较而言，利率对股票市场的影响在股市膨胀期下效果更明显。
关键词：货币政策、股票价格、Markov区制转换、VAR
一、前言
近年来，金融市场的一直保持高增长速度，全球各个地区的金融深度不断加大，各国金融资产相对于其 GDP 的比率在不断提高。1990年，只有33个国家的金融资产总值超过了其 GDP。到了现在，这类国家的数量翻了一番多；其中排在前列的包括了中国。到2007年中国股市最高市值达到40.8万亿，证券化率从1994年的9.5% 增长到2010年二季度的135.43，其中2007年时最高达153.68%。美国2000年科技股泡沫破灭之后，美国政府实行长期的扩张性货币政策，连续13次降息，由2000年的6.5%下降到2003年6月的1%，刺激的股票价格指数的上涨，而2004年6月到2007年7月，美国进入加息周期，在两年里利率从1%升到了5.25%，这也一定程度上导致次贷危机的发生和股票价格的崩溃。在此背景下货币政策与股票市场的关系成为当前货币金融理论研究中最前沿的问题之一，尤其是2008年全球金融危机的爆发，股票价格的波动和货币政策对股票市场的调控效力成为国内经济理论界和政府相关部门关注的重点。对于我国，股票价格除了受到企业经营绩效和资本市场制度建设等影响外，主要还受到以货币政策为代表的一系列的宏观经济政策调控和政府对市场政策的调控（周晖，2010）。但是对于货币政策影响股票市场的渠道和效果各国经济学家目前没有统一的定论。
已有文献主要从利率和货币供应量两方面研究货币政策是否对股价产生影响，且结论也不尽一致。Bernanke和Kuttner （2005）发现联邦基金利率未预期到的部分下降25个基点，股票价格将平均上升1%。Ioannidis和Kontonika（2007）研究了13个OECD国家1972-2002年，货币政策变化对股票收益率的影响，结果表明影响是显著的，支持了货币政策的股票市场的传导机制。Bjørnland和 Leitemo（2009）利用SVAR方法发现，股票实际价格和利基金项目：教育部人文社会科学研究规划基金项目“中国金融稳定理论及政策协调机制构建——基于经济全球化背景的视角”(项目批号：08JA790110)。
作者简介：
倪玉娟（1984‐），女，安徽滁州人，厦门大学金融系博士研究生，研究方向：货币政策与资本市场，电子邮箱：[email protected]。
刘 林（1983‐），男，江苏南通人，厦门大学金融系博士研究生，研究方向：外汇市场与资产价格，电子邮箱：[email protected]。
率之间存在显著的相互关系，联邦基金利率升高100个基点，股票实际价格立刻下降7-9%。然而， Lynge（1981）和 Cornell （1983）运用事件研究法分别以M1和M2作为货币政策的衡量指标，们发现货币供应量变化和股市价格变化之间存在着逆向变化的关系。Pearce和Roley（1985）甚至发现美国1977年至1982年之间未预期到的货币供应量的增加与股票价格之间存在着负相关关系。Alatiqi和Fazel（2008）利用E-G协整和Granger因果关系检验方法，分别对美国1955年至1974年以及1965年至2005年月度数据的时间序列研究分析，得出货币供应量对利率、利率对股价不存在显著负向因果关系，因此货币供应量与股价之间也不存在显著长期的因果关系。
另外一些学者分析不同经济状态或金融状态下，这种影响机制是不同的。如McQueen
和 Roley （1993）研究发现股票市场对宏观经济变量包括基准贴现率的反应力度随着不同经济状态表现有所不同，在经济增长强劲时，基准贴现率的变动和经济指标的变动对股票价格的影响更大。Basistha和 Kurov（2008）发现在经济处于衰退并且信贷市场紧缩的时期，美国基准利率的未预期到的部分对股票收益的影响更大。
国内研究货币政策与股票价格关系时，选取的变量包括货币供应量、利率和银行信贷。一些学者认为货币政策不能显著地影响股票价格，如孙华妤和马跃（2003）应用动态滚动式的VAR方法，对1993年10月到2002年6月的数据进行了分析，发现货币供应量对股市都没有影响，但利率的变化对股票的价格有显著的影响。明扬和唐建伟（2007）利率变动通过对投资者和上市公司的影响而传导到股票价格。从实际影响效应来看，利率变动在短期内对股票价格影响比较明显，一般在利率下调后都会引起股票价格的上扬，但从中长期效应来看，利率调整对股票价格的影响并不确定，在利率下调一个月前后，股价有升有降。导致出现这种不确定性的原因主要是因为利率变动对股票价格影响的传导机制出现了问题。郑振龙和张蕾（2007）对1996-2006年之间中国短期利率与上证综指之间的动态相关性，运用了动态条件相关的二维GARCH模型和ACC（自回归条件相关）模型得出2002年之前利率与股指之间动态负相关性比较微弱，但是从2002年这种负相关性持续增强。张成虎和李育林（2010）对1999年12月到2008年8月数据运用Granger因果关系检验和VAR模型得出货币供给变化对股票价格变化的影响不显著的结论。王培康（2010）利用E-G协整方法得出货币政策（选用货币供应、利率和存款准备金率代表）对股票市场的影响是不确定的，认为央行不能有效地干预股票市场以调控资产价格波动。
另外一些学者认为我国货币政策能够影响股票价格。如陈晓莉（2003）利用1997年1月
到2002年4月的数据，利用VECM方法，得到上证综指和M1之间存在着长期均衡关系，且响应是正向的。张绍斌和齐中英（2003）一年期实际利率下降，证券指数将上涨。证券指数关于利率的弹性系数为-2.83，这说明当一年期实际利率调整1%，证券指数将反向调整283个百分点。闵宗陶、窦玉明和徐涛（2006）通过一个理论模型研究银行信贷资金在危机性价格泡沫形成中的作用机制。认为在社会信用体系还不完善的情况下，银行信贷资金介入股市对价格泡沫的形成具有极大的推动作用。刘萍萍（2010）对1998年1季度至2009年3季的数据，采用VAR模型，得出我国银行信贷与股票价格存在长期稳定关系，银行信贷与股票价格呈正相关关系，我国银行信贷扩张是股票价格波动的格兰杰原因。
以上学者在分析货币政策工具对股票价格的影响时没有考虑影响机制的不对称效应，即没有区别考虑股票市场处于不同的态势（低迷期和膨胀期）下其影响效力是不同的。近年来也有一些学者考虑了这个问题。如崔畅（2007）以2001年8月为分隔点将我国划分两个时期，分析不同的货币政策手段作用于资产价格波动的不同阶段的有效性问题，货币政策对资产价格的作用具有有效性，在价格膨胀阶段（1993年1月-2001年8月）可在一定时期内采取利率手段对资产价格波动进行微调，当出现价格泡沫时控制货币供应量会收到即时效果；而在资产价格低迷阶段（2001年9月-2005年12），以利率调节资产价格具有明显和相对持
久的作用。王晓明和施海松（2008）通过构建VAR模型，识别资产价格对不同货币政策工具冲击的响应程度，发现各项贷款对于调控资产价格的效力最强，其次为货币供应量和利率政策。值得注意的是，贷款增长对于股价膨胀起到了重要支撑和推动作用，同时贷款少增对股价收缩效应也非常显著。贺晓波和许晓帆（2009）通过事先确定资产价格低迷期（2001年8月-2005年12月）和膨胀期（2006年1月-2008年1月），在VECM模型的基础上，运用脉冲响应方法分析了股票市场对不同货币政策冲击响应的效果。认为在资产价格低迷阶段，用利率调节具有相对持久和明显的作用，金融机构贷款也在推动股票价格上涨中起到了一定的作用；在资产价格膨胀阶段，利率可在一定时期内起到微调作用，控制货币供应量可对价格泡沫的控制起到即时效果。
纵观已有文献，这些文献大都事先确定股票市场态势，即事先确定股票市场的低迷期和膨胀期，使用的方法大都是线性模型，如采用协整、VAR、VECM和（广义）脉冲响应函数等。这种主观的划分股市态势和线性模型的使用必然会忽略一些有用的信息。针对此缺点，本文结合Markov区制转换和向量自回归的方法研究货币政策工具对于股票价格的影响。下文的结构安排如下：第二部分是货币政策工具对股票价格影响的经济理论分析；第三部分是计量模型和估计方法的阐述；第四部分是实证研究和结果分析；最后一部分是结论和政策建议。
二、经济理论分析
根据现金流量贴现模型，股票价格（St）由股票未来股利（Dt+j）的现值所式决定，如下式所示：
St=Et[∑
j=1KDt+j(1+R)]+Et[jSt+K K(1+R)
其中Et是基于t时市场参与者掌握的信息的条件期望算子，R是贴现率，K是投资者持有期，标准的横截面条件
K→∞limEt[St+K=0 K(1+R)
因此，当K→∞时，可以得到股价的现值决定模型：
St=Et[∑KDt+jjj=1(1+R) （1）
从（1）可知，货币政策的变化从两个方面来影响股票价格。首先，通过改变市场参与的对贴现率的预期发生改变。紧缩的货币政策通过提高市场利率提高公司未来的融资成本，进而提高未来现金流的贴现率，降低股价；其次，货币政策对企业的经营业绩产生影响，通过影响未来股利水平的预期值，进而影响股票的价格。宽松的货币政策会提高经济的活力，进而提高企业未来现金流量，从而影响股价，假定货币政策和实体经济之间渠道是顺畅的。
1984年以来中国人民银行独立行使中央银行职能，中介目标从信贷规模转向货币供应量规模，在现在及未来相当长一段时间内，我国中央银行仍以货币供应量作为货币政策的中介目标，这说明我国央行可以通过货币渠道对宏观经济包括资本市场进行调控。
在理论上货币供应量主要通过三种效应来影响股票价格的影响，其一，预期效应。当央行实行宽松的货币政策时，将影响市场参与者对未来货币市场的预期，从而改变股市的资金供给量，影响股票市场的价格和规模。其二，投资组合效应。当央行实施宽松的货币政策时，
持有的货币增加，但单位货币的边际效用（投资收益）却递减，则会促使部分货币进入股票市场寻求收益，导致股市价格的上涨。其三，股票内在价值增长效应。当货币供应量增加时，利率将下降，则改变投资者对股票未来现金流的贴现率的预期，同时企业投资将增加，未来现金流将增加，进而从（1）式中的分子分母提高股票内在价值。以上三种效应一般者是正向的，即货币供应量增加，则股市价格上涨。
中国货币政策操作目标的选择虽然经历了由信贷规模转向货币供应量的过程。但银行信贷可直接或间接地影响股票市场。其一，但从长期来看，企业融资主要来源于是银行贷款，其投资和生产周转资金在很大程度上依赖于银行贷款，因此银行信贷的增加可以帮助企业扩大业务规模、提高盈利能力，进而影响股票价格；其二，吴晓求、宋清华和应展宇（2001）探讨了信道资金进入股票市场的渠道，虽然我国规定禁止银行资金违规流入股市，但信贷的扩张和收缩会通过改变企业贷款、票据贴现、拆借资金、债券回购和综合消费贷款用途等方式，使信贷资金直接或间接流入股票市场。其三，中国人民银行先后于1999年8月20日、1999年10月12日下发了《证券公司进入银行间同业市场管理规定》、《基金管理公司进入银行间同业市场管理规定》，允许证券公司和基金管理公司能够通过银行间同业市场融入资金，从而扩大自营业务规模，引起股票价格波动。
另一个重要的货币政策工具是利率，理论上利率对于股票价格的影响更为明显，一方面利率的变动影响股票的内在价值，另一方面通过投资组合效应来影响股价，即当利率下降时，公众更乐于持有相对收益较高的股票，从而使股价上升。
另外，通货膨胀作为货币政策的目标之下，它与股票价格的关系在理论上也是不一致的。著名的“费雪效应”假说（Fisher，1930）认为，资产价格能够充分体现通货膨胀率的变动，当通货膨胀率发生变化时，通货膨胀率的增减能够通过资产的名义收益率体现出来，而实际收益率保持不变。即股票收益率与通货膨胀率之间存在正相关关系，股票价格会随着通货膨胀而上升，股票投资可以作为通货膨胀风险的对冲保值产品。而Fama（1981）则不认同费雪效应，他认为通货膨胀率与实际经济活动负相关，而实际经济活动与股票收益率正相关，这两种关系的联合作用导致股票收益率与通货膨胀率负相关，即“代理效应”假说。
三、计量模型与估计
分析货币供应量、利率、信贷、通胀和股价的关系，本文采用基于马尔可夫区制转换（Markov-Switching）的向量自回归模型（VAR），它允许回归参数依赖于一个不可观测的区制变量而时变，且此不可观测的区制变量遵行Markov-Switching（MS）过程。
滞后p阶的MS-VAR(p)表达示如下：
yt=v(st)+A1(st)(yt−1)+...+Ap(st)(yt−p)+ut
ut~i..id.N(0,∑(st))
其中st表示不可观察的区制变量。从区制i到区制j的转换概率为：
pij=Pr(st+1=j|st=i), ∑pij=1, ∀i,j∈{1,2}
j=12
假设存在两种区制，即st={1,2}，那么对于本文所考虑的两种区制的转换概率矩阵为：
⎛p11P=⎜⎝p21p12⎞⎟ p22⎠
其中，p11+p12=p21+p22=1。
分别假定方程的均值、截距、系数、方差随着st而变化的，即可以得到不同的MS-VAR模型，分别是MSM-VAR、MSI-VAR、MSA-VAR和MSH-VAR，或者均值和方差随着st而变化的MSMH-VAR，截距和方差随着st而变化的MSIH-VAR。
对于两种区制、滞后p阶的均值、方差调整的MS-VAR模型（MSMH(2)-VAR(p)）可以写成：
yt−μ(st)=A1(yt−1−μ(st−1))+...+Ap(yt−p−μ(st−p))+ut（3）
其中，ut~NID(0,∑(s))。当stt=1时，μ(st)=μ1；当st=2时，μ(st)=μ2。
从（3）式可以发现，如果区制发生一次变动将立即导致过程均值的一次跳跃，假设均值平滑在状态i转换到j后达到一个新的水平可能是更为准确。因此在这种情况下，两种区制、滞后p阶截距和方差调整MS-VAR模型（MSIH(2)-VAR(p)）可以写成：
yt=v(st)+A1(yt−1)+...+Ap(yt−p)+ut（4）
其中，ut~NID(0,∑(s))。当stt=1时，μ(st)=μ1；当st=2时，μ(st)=μ2。
与线性VAR模型不同的是，MS-VAR模型的均值调整形式和截距形式是不同的。均值μ(st)的持续区制转换将导致可观测的时间序列变化立即跳跃到新的水平，而对于截距项v(st)一次永久性区制转换的动态响应与对白噪声序列一次等同冲击的动态响应是一样的。
四、实证研究
（一）变量选取和数据处理
本文选取的变量包括货币供应量、银行信贷、利率、消费者物价指数、上证A股指数、深证A股指数，样本为1996年1月到2010年4月的月度数据。货币供应量（lnm2），选取广义货币M2；银行信贷（lnloan），选取银行各项贷款表示；利率①（lnir），选取交易活跃的银行间债券质押式7天回购的加权平均利率；股票价格，分别选取上证A股指数（lnshindex）、深证A股指数（lnszindex），其一阶差分（dlnshindex和dlnszindex）表示上证和深圳指数的对数收益率；物价水平（lncpi）用消费者指数表示，其一阶差分（dlncpi）可表示通货膨胀率②。所有的数据均来自于CEIC中国经济数据库。对所有的数据采用Census x11方法进行了季节性调整。考虑到各数据序列并非是完全的线性变化，并消除数据序列中可能存在的异方差，因此对数据进行了对数化处理，再对其进行一阶差分则表示变量的对数增长率（或收益率）。运用Ox-MSVAR软件对数据进行分析。
（二）数据平稳性检验
本文采用ADF方法对所有数据进行单位根检验。结果如表 1所示：
表 1 数据单位根检验 变量检验
①一阶差分ADF检验 由于我国尚没有货币政策的基准利率，且存贷款利率在长期保持不变，因此本文选择交易相对活跃的银行间7天回购利率。
② 这里的通胀率是指消费者物价指数的对数变动率。
t统计量 p值变量 t统计量p值0.2058
0.0566***dlnszindexdlnshindex
注：c、t、k分别表示截距、趋势、滞后期，*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著性水平线拒绝原假设。
从表中可知，货币供应量、银行信贷、利率和股票价格及消费者物价指数在5%的显著性水平下均为一阶单整，但在10%的显著性水平下两个股价指数都是零阶单整的。所有变量的一阶差分在1%的显著性水平下都是平稳的。
（三）MS-VAR模型的选择
构建包含货币供给增速（dlnm2）、信贷增速（dlnloan）、利率变化率（dlnir）和上证A股收益率（dlnshindex）和深圳A股收益率（dlnszindex）及通货膨胀率（dlncpi）的MS-VAR模型，即MS-VAR模型随着模型截矩、均值、方差是否随着状态变化而变化，而形成各个参数随状态变化的MS-VAR类模型。股市存在低迷期和膨胀期，本文选择两个状态，即两种区制。通过AIC、HQ、SC和对数似然值选择最优模型。从AIC、HQ、SC和对数似然值规则来看，MSIH(2)-VAR(4)的拟合效果最优，即存在两个区制，滞后4阶且截距和方差随不同状态而变化。限于篇幅，表2只列了滞后4阶、两个区制的马尔可夫模型各模型的AIC、HQ、SC和对数似然值指标。
表 2 模型的选择
线性系统非线性系统
MSMH(2)
-VAR(4) MSIH(2) -VAR(4) MSIAH(2) -VAR(4) MSI(2) -VAR(4) -VAR(4)
对数似
然值 2597.46042740.3525
注：*表示根据相应规则的最优选择
MSIH(2)-VAR(4)模型的LR线性检验值为270.5077，卡方统计量的P值小于1%，显著地拒绝原假设线性假设，因此选择MSIH(2)-VAR(4)是合适的。
附录中图A1-A2表明MSIH(2)-VAR(4)模型拟合程度较好。图A1和图A2中所描述的残差表明模型不存在残差自相关，且基本所有的标准残差落在2.5标准差以内。
（四）MSIH(2)-VAR(4)模型结果
表3列示了两区制下截距和标准差，表4显示了区制1和区制2各变量的平均值。表 3和表 4表明区制1描述的是股票市场处于低迷时期，且货币政策处于一般宽松的状态，通胀率处在较低的水平；区制2描述的是股票市场处于膨胀时期，且货币政策处于更加宽松的状态，通胀率处于相对高的水平。
表 3 MSIH(2)-VAR(4)模型与区制相关的回归参数
截 区制1 M2增速 0.0131 信贷增速 0.0034 利率变化率-0.0447
上证收益率-0.0470 深证收益率 -0.0345 通货膨胀率-0.0017
距 区制2
区制1
区制2 0.0152 0.0057 -0.0542 -0.0144 0.0219 0.0002 v 标准差 注：[ ]内是t值；*、**、***分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著。
表 4不同区制内变量的平均值
③
M2增速
区制1
区制2 信贷增速 利率变化率上证收益率深证收益率 通货膨胀率MSIH(2)-VAR (4)模型估计的转换概率P为：
⎛0.89620.1038⎞P=⎜⎟0.24650.7535⎝⎠
即表明，系统维持在状态1的概率为0.8962，由状态1转移到状态2的概率为0.1038；系统维持在状态2的概率为0.7535，由状态2转移到状态1的概率为0.2465。
图1显示了两区制的估计概率。
图1 区制（Regime）1和2概率图
表 5 区制分类及属性
样本数 概率 持续期 样本期
；1996:8 - 1996:9 [1.0000]
；1998:10 - 1999:2 [0.9987]
区制1 ；2003:12 - 2004:1 [0.9473] ；2005:3 - 2006:2 [0.9468]
；2008:3 - 2008:10 [0.9933]
；2010:1 - 2010:4 [0.9671]
③ 根据表 5中样本期的区制分类进行计算得到平均值。
；1996:10 - 1997:1 [1.0000]
；1999:3 - 1999:6 [0.9998]
区制2 ；2004:2 - 2004:4 [0.9985] ；2006:3 - 2006:6 [0.8171]
；2008:11 - 2009:1 [0.9999]
注：[ ]表示落入对应区制的概率
表 5说明系统70.37%的时间处于区制1，平均可持续9.64个月；系统29.63%的时间处于区制2，平均可持续4.06个月。
（五）脉冲响应
为分析货币政策指标、股票市场和物价水平的动态关系，并比较不同区制下的动态关系有何不同，本文采用累积脉冲响应进行分析。左边为区制1下的脉冲响应，右边为区制2下的脉冲响应.
1、 货币政策指标对股票收益率的动态影响
下文分别给货币供给增速、信贷增速和利率变动一个正的冲击，分析股票收益率的响应，并与通货膨胀率的响应做比较。
（1）给定货币供给增速一个正的冲击
给定货币供给增速一个正的冲击，在区制1下，上证A股收益率和深证A股收益率都立即上升，并且在第5
个月累积响应达到最大
0.036，之后慢慢越于平稳，相比较而言，货币供给增速的变动对深证A股的影响稍大于对上证股市的影响。另外，对通货膨胀率的影响较小，但累积影响为正的；在区制2下，上证股市要在1个月后才有正的响应，随后在15个月后，累积影响保持稳定在0.04左右。而对于深证A股表现则不同，在当月深证A股收益率下降0.01，在第2个月开始上升，直至第5个月后，累积影响才变为正，并且在15个月后，保持在0.02左右。另外，对通货膨胀率的影响更小，几乎为0。
图1 两种区制下上证收益率、深证收益率和通货膨胀率对货币供给增速的累积响应
（2）给定信贷增速一个正的冲击
给定信贷增速一个正的冲击，在区制1下，上证A股和深股A股收益率在当期均上涨0.006左右，但在第2个月开始，响应变成负的，并且在第3个月累积响应变为负数。通货膨胀率累积响应保持在一个很小正数的水平。即说明在股市处于低迷时期，信贷增速的增加并不会提高股票收益率，但会小幅度提高通货膨胀；在区制2下，上证A股收益率在当期上涨了0.004，随后逐步上升，到15个月后，累积增加保持在0.03左右。深股A股收益率在当期下降约0.006，但在1个月后上升累积响应恢复为正数，随后逐步上升，到15个月后，
累积增加保持在0.016左右。通货膨胀率在当期下降，累积下降保持在0.002的水平上。即说明在股市膨胀时期，信贷增速的增加会在从当期开始提高上证A股收益率、从1个月后提高深证A股收益率，但会小幅降低通货膨胀。
图2 两种区制下上证收益率、深证收益率和通货膨胀率对信贷增速的累积响应
（3）给定利率变化率一个正的冲击
给定利率变化率一个正的冲击，在区制1下，上证A股和深股A股收益率在当期响应均很小，接近于0。在15个月后，上证和深圳A股收益率分别累积下降0.013和0.018；在区制2下，上证A股和深股A股收益率在当期均下降分别为0.015和0.03。在15个月后，上证和深圳A股收益率分别累积下降0.09和0.14。同时在两区制下，利率变动对通货膨胀的影响均非常小。总之，在两区制下，利率提高均会对上证A股和深股A股收益率产生负面影响，其中对深证A股的影响更大。并且在区制2下，利率变动对股市产生的影响比区制下的影响大很多。即说明利率对股市的影响在股市低迷时不如在股市膨胀时的大。
图3 两种区制下上证收益率、深证收益率和通货膨胀率对利率变动的累积响应
2.通货膨胀对股票市场的影响
给定通货膨胀率一个正的冲击，在两区制下，上证A股和深股A股收益率在当期均没有响应，在1个月后，响应为负并随着时间的推移两股市收益不断下降，在15个月后累积响应保持稳定，在区制1下，上证和深证A股收益率的响应分别稳定在-0.032和-0.036左右，在区制2下，上证和深证A股收益率的响应分别稳定在-0.048和-0.052左右。相比较，通货膨胀率变动对深证A股收益率的影响较对和证A股收益率的影响稍大些，且通货膨胀率变动对两市收益率的影响在区制2下较在区制1下大。通货膨胀率与股票收益率负相关违背了 “费雪效应”，但支持了Fama(1981)的“代理效应假说”。所以在通货膨胀期间投资股市并不能抵抗通货膨胀率上涨所带来的贬值风险。
图4 两种区制下上证收益率、深证收益率对通货膨胀率变动的累积响应
五、结论
本文利用1996年1月到2010年4月的数据，运用MS-VAR模型，得出系统存在两个区制，区制1代表股票市场处于低迷时期，且货币政策处于一般宽松的状态，通胀率处在较低的水平的；区制2代表股票市场处于膨胀时期，且货币政策处于更加宽松的状态，通胀率处于相对高的水平。利用基于区制的脉冲响应方法得出，在两种区制下货币政策工具对于股票价格（股票收益率）均有影响，且影响效果不同。
总体上讲，货币供应量对股票价格有正向的影响关系，但在不同区制下对上证和深证A股影响效力有所不同，这主要表现在影响时间上。在股市低迷期，货币供给增速的变化会立即影响到股市，并且对深证A股市场的影响较大，同时对两市的影响可持续5个月左右；而在股市膨胀期，币供给增速的变化对上证A股的影响大于对深证A股的影响，并且在当期并不影响上证A股，在滞后1月才正向影响上证A股，并且这种影响可持续10个月左右。但对于深证A股则表现很不同，首先在货币供给增速的增加在当期会负向影响深证A股，在5个月后累积影响才表现为正。
银行信贷对于股票价格的影响在不同区制下表现的截然相反，这主要表现在影响方向上。在股市低迷期，银行信贷增速的增加并不能提高两市的股票收益率，反应是降低了，并且使深证A股收益下降的更多。在股市膨胀期，银行信贷增速的增加则如理论分析提高股市的收益率，并且对上证A股的影响更大。
利率对股票价格有着负向的影响关系，但在不同区制下对两市的影响效力也有所不同。在两区制下，这主要表现在影响程度上。利率的提高都能使两市股票收益率下降，并且对深证A股市场的影响更大。但是相比较而言，利率对股票市场的影响在股市膨胀期下效果更明显。两种区制下，利率对于股票价格的调控在当期并不能表现出来，需要滞后几期才可以表现出来。
货币政策目标之一的通货膨胀率变动在两区制下对两市收益率均存在负向影响，并且影响从1个月后开始，并且在12个月后保持稳定，但影响效力在股市膨胀期下较在股市低迷期大。这说明在我国股票市场不能抵抗通货膨胀带来的资产贬值。
总之，对我国的实证分析表明，在股票市场低迷时期，货币供应量对于股票价格的调控能力更强，利率次之，而银行信贷最差；在股票市场膨胀时期，利率对于股票价格的调控能力最强，银行信贷次之，货币供应量最弱。
附录：
图A1 MSIH(2)–VAR（4）模型的残差及其标准差
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The impact of monetary policy on stock price: the empirical study based on Markov
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Yu-juan Ni, Lin Liu
Abstract: we ,firstly, adopt the economic theories ,then employ data from January of 1996 to April of 2010,and utilize the MSIH (2)-VAR (4) model and impulse response to analyze the impact of monetary policies on the stock price in different regimes. We find the non-linear model we adopted is proper; the impacts of monetary policies on the stock price in different regimes differentiate from timing, direction and extent. As for the money supply, in the bearish stock market, its changes will positively affect the stock price immediately, whereas in the booming market, there is delay for it to positively influence the stock prices; as for bank loan, in the bearish stock market, the increase in it will reduce the stock return, whereas in the booming market, the increase in it will increase the stock return; as for the interest rate , the increase in it will cause stock return fell, and there is a 1 month lag, but the extent of the impact of interest rate on the stock market is bigger in the booming market.
Keywords: monetary policy; stock price; Markov switching; VAR