基于向量自回归模型探讨货币政策与股票市场的关系.doc

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1、 中国货币政策与股票市盈率关系探讨一、绪论（一）研究背景及意义自 2008 年次贷危机扩大化以来，不少国家的中央银行都采取宽松的货币政策，以便帮助本国经济早日复苏。美联储在联邦基金利率已经接近 0 的情况下，采取了定量宽松的货币政策，即中央银行直接购买各种长期有价证券，从而提高资本资产价格、降低长期利率和实际利率、营造宽松的金融环境，并增加企业净值、产生财富效应，进而减少逆向选择和道德风险、扩大消费和投资需求，最终实现其充分就业和物价稳定的双重职责。虽然定量宽松的货币政策是在传统政策工具遇到局限时的非常之举，但美联储通过资本市场和资本资产价格的货币政策传导机制，在当今货币政策的传导过程中，发挥

2、着越来越重要的作用。资本资产价格不但影响着实体经济，也对货币需求产生影响，是货币政策需要关注的变量之一。在中国，随着股票市场的扩大和完善，股票市场与实体经济和货币政策的联系变得更加紧密。中国的股票市场受到本国货币政策各相关变量的影响，并为货币政策提供了传导途径。市盈率是股票市场最明显、最重要的变量，它能准确地反映股票市场估值水平的高低，并且在不同的股票市场之间，具有很好的可比性。探讨中国货币政策与股票市场估值水平的关系，既有利于货币政策的制定和执行，也有利于股票市场的投资决策。本文试就中国货币政策有关变量与股票市盈率的关系进行探讨。（二）文献综述1、国外研究综述关于货币政策与资本资产价格关系的

3、问题，学术界基于不同的视角，进行过各种研究。一种视角是研究货币政策与资本市场之间是否会相互影响，以及资本市场是否应该作为货币政策的传导途径之一。焦瑾璞、宋小梅、孔燕（2001）从理论上论证了随着资本市场的发展和金融创新，货币与其它金融资产的界限日益模糊，货币供应量与实际经济变量失去了稳定的联系，货币数量不再简单地与物价和收入呈比例关系，而是与经济体系中所有需货币媒介的交易（包括金融市场交易）有重要相关性。通过中国股票市场的发展对货币政策的影响进行的定量和实证分析，认为目前股票市场交易与货币供应量关系紧密，同时部分货币需求并没有进入消费领域或实体经济；股票交易量与同业拆借量、货币市场债券回购量相

4、关性极高，利率变动对股票市场的影响主要体现在调整期的前后，中国股票市场已成为货币政策传导的另一组成部分。焦瑾璞（2002）通过线性回归模型和其他定性分析，认为股市对我国货币政策的影响越来越重要。但是，我国证券市场还不成熟，非基本经济因素起着很大作用，使股市价格变动不稳定和波幅太大，极易产生泡沫现象。中央银行对股市价格变动作出准确判断以及如何衡量股市价值及其对实际经济的影响程度，需要进一步探讨和观察，在进行货币政策执行和操作时考虑股票市场这一重要因素。伍戈（2007）用经典的BordoJeanne理论框架分析了货币当局在资产价格膨胀时所面临的困境。然后以美国为例，用两种不同的实证方法探讨了美联储

5、的货币政策是否“真的”受到了资产价格波动的影响。并结合中国的现状进行分析。一些研究则侧重于包括股票价格在内的资本市场价格与实体经济之间的相互关系。李国旺、童威、周侃（2004）对资本市场促进经济增长的作用机制与具体路径进行了分析，认为资本市场促进经济增长主要机制有流动性支持、风险分散、降低信息不对称，促进储蓄向投资的转化和企业的控制与监督。同时，资本市场可以通过影响储蓄转化为投资，形成健全、多层次的投资体制、通过资源配置和促进技术创新影响资本的边际生产率以及通过影响私人储蓄意愿， 通过改变边际消费倾向影响私人储蓄率等路径来实现对经济增长的促进作用。以19942002年季度数据，对经济增长与资本

6、市场发展进行回归与时序分析，并对其中的主要指标进行格兰杰因果检验，结论有：第一、经济增长对股价指数运行具有显著影响。第二，经济的环比增长率与资本化率、交易率、金融深化比率、财政支出比率、储蓄比率呈对数线性关系。其中，经济增长通过新增的交易价值来实现对资本化率的影响。第三，交易率是经济增长的格兰杰成因,说明资本市场的活跃程度对经济增长有明显影响，经济增长对市场活跃程度并无显著影响。王义中、陈雪（2010）认为，包括股票价格在内的资产价格波动会影响企业净资产，尤其在金融危机期间，会恶化企业资产负债表，提高企业融资成本和降低企业资金需求，引起投资和产量萎缩，实体经济下滑。通过实证分析，认为在 85%

7、的置信度下，股票价格指数波动是工业生产波动的格兰杰成因。由此得到的宏观经验事实是资产价格波动单向影响实体经济波动，为此构建资产价格波动影响企业投资行为的微观理论模型，并进一步提供微观经验证据。结果表明：资产价格波动通过资产负债表渠道并没有显著影响融资能力较强的企业，而只是冲击到融资能力弱的企业；实施新会计规则之后，资产价格波动借助资产负债表渠道影响企业投资行为的效果更明显。部分学者的视角是研究货币政策与资本资产价格之间所存在怎样的关系，着重于探究货币政策各相关变量与股票市场绝对价格水平及其变动的相互关系，并基于这样的关系，提出政策建议。黄伟彬（2003）回顾学术界关于面对剧烈波动的资产价格，货

8、币当局应当采取什么样的策略这一问题的争论。总结出持“善意忽视”观点的学者认为，积极的通货膨胀定标策略可以在很大程度上消除资产价格剧烈波动造成的不利影响，如果对资产价格做出额外的反应，非但不能获得显著的好处，而且可能妨碍资本市场的正常运行；支持“防范于未然”策略的学者认为，经济失衡不仅体现在通货膨胀率和产出缺口上，有时也反映在资产市场上，因此中央银行在制定货币政策时必须考虑到资产价格。并提出货币政策制定者从这场争论中可以得到的启示。 孙华妤（2003）提出的综合理论框架全面分析描述了以稳定物价水平、促进国民经济持续增长为目的的货币政策与股票市场的关系，着重对中央银行干预股票市场的必要性和有效性进

9、行理论分析和实证检验。应用动态滚动式的计量检验方法以适应中国经济体制不断调整的特征，检测中央银行对股票市场干预的机制及干预的有效性。认为中国的货币政策是以影响宏观经济运行为目的的，而货币政策操作的效果要通过若干渠道传导才能影响到宏观经济运行，股票市场应该是传导渠道之一，但这种联系是不连贯的（时有时无）、不正常的（比如存在泡沫时可能表现出负向关系，等等）。这就决定了中央银行对股市的态度只能是关注而非盯住，货币政策的机制只能是“斟酌”而非“规则”。当中央银行意图影响股票市场时，政策工具只能选择利率，因为利率影响股票价格；而不能是货币数量，因为货币数量对股票市场不起作用。就中国股票市场的历史和目前现

10、状来看，它尚且不能发挥货币政策传导机制的作用。但是如果中央银行仅想干预股价，还是可以有所作为的。倪玉娟、刘林（2010）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。认为股票市场低迷时期，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。郑鸣、倪玉娟（2010）建立开放经济下的资产价格和货币政策的理论模型，运用最优化方法推导出央行利率政策最优反应函数，然后运用 VA

11、R方法分析了股价、产出、通胀率和货币政策的关系，最后运用 State-Space 方法计算出央行应对资产价格的时变反应系数。认为央行的最优利率政策应对资产价格做出非负反应，且反应系数大小与产出的利率弹性和资产内在价值的利率弹性成负相关，与资产价格的财富效应等成正相关。实证结果表明我国股价显著地影响通货膨胀，利率相对于货币供应量来说能更有效地调控股价。郑鸣、倪玉娟（2010）分析1996年1月到2010年6月我国货币政策波动与股票市场波动的关系，运用ARFIMA-GJR-DCC-MGARCH模型测算利率、货币供应量、上证收益率和深证收益率的条件波动率和动态条件相关系数，然后利用 VAR模型分析货

12、币政策波动率与股票市场波动率的关系。研究结论表明，货币政策波动对股市波动的溢出效应明显，但股市波动对货币政策波动则基本没溢出效应。对于沪市来说，利率对它的波动溢出效应较货币供应量的更大，利率波动能解释其波动的16%，而货币供应量的波动只能解释其波动的1.4%，而对于深市来说，货币供应量对它波动的溢出效应较利率的更大，并且货币供应量波动能解释深市波动的32%，而利率波动只能解释深 市波动的12.8%。利率波动对沪深两市波动的解释能力相仿，而货币供应量对深市波动的解释能力远远大于沪市。我国央行目前尚没有把股票价格波动纳入到货币政策目标中，因此，股票市场的波动对货币政策波动的解释能力很小，这从实证结

13、果中也得到了证明。货币政策波动对于股票市场波动的溢出效应较明显，货币政策波动对股票市场波动具有显著的预测能力。此外，有的学者还对单一经济变量与股票市场价格水平及其变动的关系进行了研究。刘仁和、陈柳钦（2006）利用 Fed 模型，通过相关性分析和回归分析，研究我国股市收益率、平均市盈率，通货膨胀率，利率之间的实证关系，认为 Fed模型存在于我国股市，中国投资者存在通货膨胀幻觉；上海 A 股的波动无法被红利增长率或者无风险利率的变化所解释；通货膨胀幻觉有助于解释我国 1996至2001年的股市大牛市。方文全（2009）运用ADL模型实证检验1995-2004年中国和世界主要股市的实际收益与通货膨

14、胀在的关系，结果显示，中国股票实际收益与通货膨胀表现为显著的负相关，与西方主要成熟股票市场相比并不异常。经过检验发现，股票收益与实质经济和货币政策都呈现不显著的负相关，并不支持代理假说；同时，存在明显的门槛效应，通货膨胀提高了实际收益，通货紧缩降低了实际收益，通货膨胀幻觉是导致股票收益与通货膨胀呈现负相关的主要原因。尹宇明（2010）在总结利率政策调控效果的研究文献的基础上，提出不同市场态势（牛市和熊市）下投资者会产生异质性预期，且对股票市场的短期价格波动产生决定性影响。通过理论推导和实证检验，本文发现由于市场态势不同导致的投资者异质性预期的确存在，并对货币政策效果产生显著影响：牛市中投资者的

15、预期会受到货币政策的同向加强：提高利率反而导致股价加速上升，降息反而在短期导致股价下跌；熊市中投资者预期则表现出政策依赖：加息加强悲观预期导致股价加速下跌，降息则缓解股价下跌。二、基于盈利与投资机会的定性分析（一）市盈率市盈率是最常用来评估股价水平是否合理的指标之一，由股价除以年度每股盈余(EPS)得出(以公司市值除以年度股东应占溢利亦可得出相同结果)。如果用 表示市盈率，表示股票市价，表示每股盈利，则市盈率的定义式如式1 所示。 （1）如果根据盈利与投资机会来评价股票价值，可以将其分为两部分：一是保持现有状态下，未来可能获得盈利的现值；二是未来投资机会的净现值（即为未来的盈利减去为获得该盈利

16、所需的投资额）。如果用 表示股票价值，表示保持现有状态下的预期每股盈利， 表示市场资本报酬率，表示未来投资机会的净现值，那么根据盈利与投资机会来评价股票价值如式 2 所示。 （2）在股票市场有效的假定下，股票市场价格能够反映其价值，所以 大致等于，如果用股票市价代替式2中的股票价值，然后在等式两边同时除每股收益 ，则市盈率又可以表示为如式 3 所示。 （3）式3中，根据盈利与投资机会来评价的股票市盈率，被分为了两个部分：一是资本市场报酬率的倒数；二是未来投资机会的净现值与现有收益之比。（二）市盈率与货币政策各相关变量股票市盈率的提高可以来自于两方面，一是资本市场报酬率的降低，二是未来投资机会的

17、净现值相对于现有盈利有所上升。货币政策各有关变量包括货币政策的操作目标、中介目标和政策目标，它们既可能影响股票市盈率，也可能被股票市盈率所影响。1、同业拆放利率同业拆放利率是货币市场的基准利率，也是中央银行货币政策的操作目标之一，央行可以通过存款准备金利率、再贴现率、公开市场操作等较为常规的货币政策工具，影响同业拆放利率的高低。在式3中，资本市场报酬率可以通过资本资产定价模型（CAPM）来确定，如果用 表示无风险利率，表示市场组合的报酬率，值衡量市场风险系数，则可以通过CAPM表示的以上变量的关系见式 4 所示。 （4） 在式4中，以资本市场报酬率为因变量，分别对无风险利率和市场组合报酬率 求

18、偏倒数，。虽然同业拆放利率不能够完全代替无风险利率和市场组合报酬率，但通过利率的期限结构和风险结构，三者之间却很可能实现同方向变动。当货币市场基准利率（同业拆放利率，以下用表示）改变并导致无风险利率和市场组合收益率同方向变化，如果市场组合报酬率的变动幅度不低于无风险利率的变动幅度，资本市场报酬率会随之同向变动。如果的变动幅度小于的变动幅度，即，若，则资本市场报酬率与货币市场基准利率同方向变化；若，则与反方向变化。同业拆放利率还反映了商业银行准备金的充裕情况，如果同业拆放利率下降，说明银行准备金较为充足，放贷的能力和意愿更强，企业就更容易从银行获得融资支持，对未来的预期会更乐观，未来投资机会现值

19、的估计也会上升，从而提高企业股票的估值水平。2、一年期定期存款基准利率在利率尚未完全市场化的环境下，定期存款利率对国民经济发挥着举足轻重的作用。在中国，一年期定期存款基准利率有很强的代表性，并对公众对式 4 中无风险利率的估计和货币需求产生影响。根据经典理论，货币需求与利率反方向变动，如果起初货币供给和需求已经实现均衡状态，其他条件不变时，定期存款利率的上升会降低货币需求，从而造成货币的超额供给。此时实际持有的货币量大于意愿持有的货币量，公众为了减少货币持有而增加对包括股票在内的证券需求，从而可能提高股票的估值水平。如果在一个一般均衡的IS-LM-BP模型中进行分析，如果经济体原先处于均衡状态

20、，人为提高利率至i可能会使经济活动收缩，从而降低国民收入至储蓄与投资相等的水平Y。此时使货币市场和外汇市场都处于非均衡状态，货币市场存在超额货币供给，而外汇市场的国际收支顺差又可以加剧货币市场供过于求的非均衡状态，包括股票在内的证券需求会因此而增加，从而提高股票市场的估值水平。3、货币供应量货币供应量是货币政策最重要的变量，狭义货币（M1）包括基础货币（M0）和企业单位活期存款，反映了企业部门的流动性状况；广义货币供应量（M2）经常是货币政策中介目标体系的重要组成部分。货币供应量不但可以直接影响股票市场的资金量从而影响其估值水平，还可以通过对利率、通货膨胀率、国民收入等变量的影响，间接影响到股

21、票市场估值水平。理论上货币供应量主要可能通过三种效应来影响股票价格的影响。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。二，投资组合效应。当央行实施宽松的货币政策时，公众持有的货币增加，但单位货币的边际效用却递减，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。三，股票内在价值增长效应。当货币供给增长率增加时，名义利率和实际利率都可能会下降，企业投资将增加，对未来投资机会现值的预期也将增加，进而从式 3 中的分子分母提高股票内在价值。4、通货膨胀物价稳定是货币政策最重要的政策目标，为了实现物价稳定，

22、要让通货膨胀率保持在可接受的低水平。在经典理论中，关于通货膨胀对股市的影响主要分为三种论述：费雪假说、“代理效应”假说和通货膨胀幻觉假说。费雪假说(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，股票名义收益率会相应做出相应的调整，股票实际收益率保持不变，因此股票收益和通货膨胀之间存在正相关关系，股票投资是通货膨胀的保值品。Fama (1981)提出了“代理假说”理论，认为股票价格反映了公司盈利水平，股票实际收益与实际经济增长正相关，通货膨胀上升预示着实际经济增长降低，从而降低了股票收益。因此股票收益和通货膨胀同时受到实际经济的影响而向相反方向运动

23、，出现负相关关系，这种负相关只是股票收益与实质经济正相关的一种“代理”表现形式。通货膨胀幻觉假说（Trevithick，1975；Modigliani&Cohn；1979；Summers1983）认为，投资者在股票估值时，容易错误地使用名义利率对实际现金流进行贴现。由于通货膨胀率与名义利率同方向变动，当通货膨胀率上升时，股票价值被低估，而当通货膨胀率降低时，股票价值被高估。通货膨胀幻觉假设体现了投资者的非理性预期，已经成为行为金融学的一个重要组成部分。5、国民收入实现经济增长、提高国民收入是货币政策的政策目标之一，国民收入增长率的增加可以导致对经济前景的乐观预期，从而相对于现有水平，公司预期未

24、来投资机会的净现值也会上升，从而从式 3 中的分子提高股票的估值水平。收入的增加还会提高交易性货币需求，使股票市场资金量下降，从而可能对股票市场的估值水平造成一定的负面影响。股票市场作为货币政策的传导途径之一，可以影响总需求和国民收入水平。经典理论中，货币政策的股市传导机制包括以下几种典型途径：企业的投资效应；企业资产负债表效应；家庭的流动性效应；家庭的财富效应。投资效应，代表是托宾的“q 理论”，认为当扩张性的货币政策使股票价格上升，企业市值与其重置成本之比“q值”也随之提高，即新的厂房、设备相对企业的市值而言要相对更便宜一些，于是这意味着公司可以发行少量的股票就能买到大量相对便宜的新投资商

25、品，这样整个投资支出就增加了，进而拉动了总需求与总收入的扩大；MsPsqIY。企业资产负债表效应认为，扩张性的货币政策使股票价格上升，企业的净值上升，使信贷市场上由于信息非对称而产生的逆向选择和道德风险问题减弱，由此促进了银行信贷的投放，进而带动了企业投资、总需求及产出的扩大；MsPsNW（净值）m（逆向选择和道德风险）L（信贷投放）IY。家庭的流动性效应认为，当扩张性的货币政策使股票价格上升，提高了消费者拥有的金融资产的价值，消费者陷入财务危机的可能性降低，因此增加耐用商品和住房的支出，进而拉动了总需求与总收入的扩大；MsPs金融资产价值陷入财务危机的可能性Cd（耐用商品消费），H（住房消费

26、）Y。家庭的财富效应认为，扩张性的货币政策使股票价格上升，提高了消费者拥有的金融资产的价值，消费者的财富增加，从而促进消费增加，拉动了总需求与总收入的扩大；MsPsW（财富）CY。综上所述，货币政策、股票价格水平与宏观经济三者之间，任何一个都可以对另外两者产生影响，同时又会被对方所影响。股票价格与货币政策相关变量互相影响的关系见图1所示。货币政策货币供给影响货币需求其他货币政策传导机制影响货币需求利率，预期效应、价值增长效应等Q值，净值等股票市场估值水平宏观经济：通货膨胀、国民收入等通胀幻觉，经济预期等图1. 价格与货币政策相关变量互相影响的关系三、 VAR模型实证分析基于各变量之间存在相互联

27、系且为多元时间序列，为研究这些经济变量之间的动态关系，考虑建立向量自回归模型。（一）数据平稳性检验为了探讨货币政策各有关变量与股票市场相对价格水平之间的关系，本文选取的变量涵盖了货币政策的操作目标、中介目标和政策目标，包括三个月的上海银行间同业拆放利率（shibor，用r表示）、一年期存款基准利率（i）、狭义货币（M1）、广义货币量（M2）、消费者物价指数（cpi）和国民收入（y），以上海证券交易所的 A 股平均市盈率（hpe）来表示股票市场价格水平。样本为月度数据，时间跨度从 2008 年 1 月到 2012 年3月，其中用(cpi)数据的相对数（cpi/cpi）来表示通货膨胀率（infl）

28、。除原有形式为百分比度量的变量，所有变量均进行对数化处理。对取得的数据进行平稳性检验，采取 ADF 单位根检验方法，检验结果见表1 所示。表1 数据平稳性检验变量ADF单位根检验原序列t统计量p值r-1.210.66i-1.730.41lnm1-0.80.81lnm2-0.310.92lninfl-2.040.26lny0.80.99lnhpe-2.580.1变量ADF单位根检验一阶差分t统计量p值dr-6.790di-4.580dlnm1-7.690dlnm2-6.330dlninfl-9.610dlny-9.90dlnhpe-6.690如表 1 所示，原序列不平稳，一阶差分后，在 5%的显

29、著性水平上，货币市场利率（r）、一年期定期存款利率（i）、狭义货币（lnm1）、广义货币（lnm2）、对数化的国民收入水平（lny）、对数化的通货膨胀率（dlninfl）为一阶单整。（二）模型的建立与检验由数据的平稳性可知，序列市场利率（r）、一年期定期存款利率（i）、对数化的狭义货币量（lnm1）、对数化的广义货币量（lnm2）、对数化的国民收入（lny）、对数化通货膨胀率（lninfl）和对数化的股票价格水平（lnhpe）在 5%的显著性水平下均为一阶单整，符合建立向量自回归模型的条件。1、VAR模型滞后期确定（在Eviews中实现） 采用滞后长度准则，由Eviews的估计结果可知，SC、

30、HQ两种都指向同样的1阶滞后期，因此应选择VAR（1）进行后续分析。估计结果见表2所示。 表2 VAR模型滞后期选择估计结果 LagLogLLRFPEAICSCHQ0252.3206NA 6.90E-14-10.4392-10.1636-10.33551571.1234529.0777.30E-19-21.9202-19.71572* -21.09060*2629.420279.38289 * 5.64E-19-22.3158-18.1825-20.76043689.866264.30425.13e-19* -22.8028-16.7406-20.52164757.867652.086155.

31、57E-19 -23.61139*-15.6203-20.60432、 VAR（1）模型参数估计结果基于上述准则，得到模型参数估计结果见表3所示。表3 VAR（1）模型参数估计结果LNHPELNM1LNM2LNYIRLNINFLLNHPE(-1)0.8141450.0266660.003709-0.074510.160091-0.502930.015644LNM1(-1)0.0765220.683508-0.09982-0.003160.383347.4766980.055626LNM2(-1)-0.203160.2718161.0859750.3316050.277328-5.08589-0

32、.03342LNY(-1)-0.076970.0470170.0273710.531908-0.43539-0.37814-0.00146I(-1)-0.10383-0.01443-0.000910.043310.9765680.921121-0.00145R(-1)0.0263610.000562-0.00417-0.010880.0303930.220118-0.00085LNINFL(-1)0.038227-0.42098-0.513782.4603733.1126156.14202-0.36775C3.356297-0.25368-0.188450.600684-4.38776-19.

33、4946-0.26454拟合优度0.8675770.9923970.9982030.7629170.9621620.8459410.4665673、格兰杰因果关系检验为分析VAR（1）模型建立的合理性，对模型进行格兰杰因果关系分析。滞后一期的格兰杰因果关系检验见表4所示。表4 格兰杰因果关系检验原假设P 值LNINFLLNHPE不能Granger引起LNINFL0.0024LNM1不能Granger引起LNINFL0.1024LNM2不能Granger引起LNINFL0.2932R不能Granger引起LNINFL0.7017I不能Granger引起LNINFL0.6337LNY不能Grang

34、er引起LNINFL0.8558ALL不能Granger引起LNINFL0LNHPELNINFL不能Granger引起LNHPE0.9897LNM1不能Granger引起LNHPE0.9067LNM2不能Granger引起LNHPE0.739R不能Granger引起LNHPE0.5359I不能Granger引起LNHPE0.0753LNY不能Granger引起LNHPE0.6168ALL不能Granger引起LNHPE0.0731LNM1LNINFL不能Granger引起LNM10.4362LNHPE不能Granger引起LNM10.1405LNM2不能Granger引起LNM10.0148R

35、不能Granger引起LNM10.09478I不能Granger引起LNM10.9425LNY不能Granger引起LNM10.1766ALL不能Granger引起LNM10.0731LNM2LNINFL不能Granger引起LNM20.0947LNHPE不能Granger引起LNM20.4362LNM1不能Granger引起LNM20.1405R不能Granger引起LNM20.0148I不能Granger引起LNM20.1766LNY不能Granger引起LNM20.9425ALL不能Granger引起LNM20.0731RLNINFL不能Granger引起R0.5879LNHPE不能Gr

36、anger引起R0.1848LNM1不能Granger引起R0.0028LNM2不能Granger引起R0.0296I不能Granger引起R0.5214LNY不能Granger引起R0ALL不能Granger引起R0.0001ILNINFL不能Granger引起I0.4322LNHPE不能Granger引起I0.2274LNM1不能Granger引起I0.6616LNM2不能Granger引起I0.7344R不能Granger引起I0.5945LNY不能Granger引起I0.0347ALL不能Granger引起I 0.0003LNYLNINFL不能Granger引起LNY0.3981LNH

37、PE不能Granger引起LNY0.4445LNM1不能Granger引起LNY0.9961M2不能Granger引起LNY0.5808R不能Granger引起LNY0.7953I不能Granger引起LNY0.4513ALL不能Granger引起LNY0.2447格兰杰因果检验显示，在10%的显著水平下，从总体来说，通货膨胀率、利率、货币量、国民收入的滞后期都可以引起股票市盈率的变化，利率、货币供应量、国民收入、股票市盈率的滞后期都可以引起通货膨胀率的变化，通货膨胀率、利率、国民收入、股票市盈率的滞后期都能引起货币量的变化。从单个因素来说，一年期定期存款利率可以引起股票市盈率的变化，股票市盈

38、率的滞后期可以引起通货膨胀率的变化。（三）脉冲响应为了研究货币政策相关变量与股票价格之间的影响关系，对所估计的 VAR 模型进行脉冲响应分析。脉冲响应，就是给定模型中一个变量正的冲击，考察其余变量对这一冲击的响应，以分析 VAR 模型中的随机冲击对整个模型的动态影响。为了避免变量次序对分析的影响，本文采用广义脉冲响应（Generalised Impluses），并同时就非累积响应和累积响应（Accumulated Responses）进行分析。1、货币政策相关变量对股票市盈率的动态影响给定货币市场基准利率利率（r）一个正的冲击，如图4a 所示，在 20 期的分析期内 ,lnhpe的非累积变动先

39、上升后下降，第2期达到最大约为0.01，9期以后趋于0并稳定，且在各期基本为正。由此造成的累积变动也基本为正值，如图4b 所示。货币市场基准利率的上升，反映了银根收紧的趋势，使股票市场的资金面也随之紧张，并且很可能提高了资本市场的折现率水平，导致股票市场的估值水平的下降。 图4a. 非累积响应 图4b. 累积响应图4. lnhpe对r的响应给定一年期定期存款利率（i）一个正的冲击，见图5a 所示，在 20 期的分析期间内，lnhpe 的非累积变动开始为0并逐渐下降，第 9 期时为最小值，最后趋于稳定。累积变动保持为负值，呈现缓慢下降的趋势，见图 5b 所示。一年期定期存款利率与货币市场利率同为

40、利率价格指标，如前文所述，一年期定期存款利率的提高会造成超额货币供给和国外资金流入，从而提高对证券的需求，扩大证券市场的资金量，使股票市场估值水平上升。而且从微观层面来看，一年期定期存款利率的提高还可能会使企业财务费用上升，每股盈利下降。因此一年期定期存款利率对市盈率产生了与货币市场利率基本相反的累积影响。 图5a. 非累积响应 图5b. 累积响应图5. lnhpe对i的响应给定对数化的狭义货币量（lnm1）一个正的冲击，见图 6a 所示，在 20 期的分析期内， lnhpe 的非累积变动开始为负，先下降后上升，4 期以后为正值，第9期最大，最后趋于稳定。累积变动为正值，见图6b 所示。货币供

41、给量的增加，可以通过预期效应、投资组合效应、价值增长效应等途径，使股票的估值水平有所提高。M1口径的货币供应量还反映了企业部门的流动性状况，如果该指标上升，说明企业的流动性头寸变得宽裕，更有利于各种经营活动的进行，从而帮助改善企业的营运能力和盈利能力，预期未来投资机会的净现值相应上升，从而从式 3 中的分子提高股票市盈率水平。 图6a. 非累积响应 图6b. 累积响应 图6.lnhpe对lnm1的响应给定对数化的广义货币量（lnm2）一个正的冲击。见图7a所示，在 20 期的分析期内，lnhpe 的非累积变化开始为正值，逐期下降并趋于稳定。累积变动开始为正，第9期以后为负值，见图7b所示。广义

42、货币（M2）的增加开始给股票价格带来正面影响，与 M1相比，M2中包含了居民的储蓄存款，而储蓄存款存量的增加可能意味着消费需求相对不足以及货币流通速度的下降，这对于企业是不利的，从而降低企业预期未来投资机会的净现值，由此降低企业股票的估值水平。广义货币的上升还可能意味着总需求的提高，总需求提高会使企业现有盈利水平上升，但当期广义货币获得一个正的冲击不能视为预期未来持续受到正的冲击，现有总需求上升不能代表预期未来总需求水平持续上升，从而预期未来投资机会的净现值可能不会相应的提高，进而降低了市盈率水平。30 图7a. 非累积响应 图7b. 累积响应图7.lnhpe对lnm2的响应给定对数化的通货膨

43、胀率（dlninfl）一个正的冲击，见图8a所示，在20期的分析期内，dlnhpe 的非累积变动开始为正，起初较快下降，至第 9 期为0，之后趋于稳定。累积变动呈现上升的态势，且为正值，见图8b所示。当通货膨胀上升时，实际利率可能会降低，同时企业的名义现金流有所上升，如果用投资者错误地使用实际利率对名义股票现金流贴现，会提高股市的估值水平，从而使累积响应为正. 图8a. 非累积响应 图 8b. 累积响应图8. lnhpe对lninfl的响应给定对数化的国民收入（lny）一个正的冲击。见图9a所示，在 20 期的分析期内， lnhpe 的非累积变动全部为正值，开始下降，之后有所上升并趋于稳定。累

44、积响应为正值并逐期上升，见图9b所示。国民收入的上升可以导致对经济前景的乐观预期，从而使公司预期未来投资机会的净现值上升，提高股票的估值水平。 图9a. 非累积响应 图 9b. 累积响应图9. lnhpe对lny的响应2、股票市场估值水平对货币需求及实体经济的影响给定对数化股票市盈率（lnhpe）一个正的冲击，如图10a 所示，在 20 期的分析期内，lnm1 的非累积变动开始为负，呈现波动状态，2期到9期为正，其他期为负。股市估值水平的上升可以通过提升净值提高了企业的投资需求，从而使企业部门的货币需求也随之上升。lnm2的非累积响应为开始正值并呈现波动趋势，见图10b 所示。 图10a. lnm1 对 lnhpe 的响应 图10b. lnm2 对 lnhpe 的响应 图10. 对数化的货币需求对 lnhpe 的累积响应给定数化市盈率水平（lnhpe）一个正的冲击，如图11所示，在 10 期的分析期内， lny 的非累积响应开始为正，先下降后上升，最后趋于稳定。股票市场可以作为货币政策的传导途径之一，对总需求和国民收入产生一定的积极影响。图11. lny 对 lnhpe 的累积响应（四）方差分解通过对数化的股票市盈率（lnhpe）的方差分解，分析每个结构冲击对内生变量变化的贡献度。本文采用乔利斯基（Cholesky）分解，20 期的方差分解的结果见图12所示。