文/曹云波
【摘要】本文采用向量自回归模型，通过Johanson协整检验、Granger 因果检验、脉冲响应函数和方差分解等计量经济学手段，首次研究了公开市场操作对我国股票价格的影响。研究结果表明，公开市场操作对股票价格的影响不显著。这表明我国央行还没有能力干预股市，因此央行不应对股票等资产价格波动进行反应。
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关键词 公开市场操作；股票价格；向量自回归模型
【作者简介】曹云波，大连理工大学城市学院讲师，博士，研究方向：金融保险与资本市场理论。
一、引言
公开市场操作是中央银行的三大货币政策工具之一，它是指中央银行在金融市场上通过买卖有价证券，以改变商业银行等金融机构的准备金数量，进而影响货币供应量和利率的一种政策措施。与其他货币政策工具相比，公开市场操作具有较强的主动性和灵活性，并且可以进行经常性、连续性的操作。因此，20世纪90年代中期以后，随着中国金融改革的不断深化和中国人民银行对宏观经济调控方式的转变，公开市场业务也逐渐成为我国央行主要的货币政策工具之一。
在各国股票市场上，中央银行是投资者最为密切关注的机构之一，这说明投资者认为央行的行为对于股票等资产价格的变化具有重要意义。然而，迄今为止，中国学术界就央行公开市场操作活动对股票价格的影响的研究成果尚未发现。考虑到公开市场操作是央行的“三大法宝”之一，这种研究现状令人感到惊讶。本文采用向量自回归（VAR） 模型， 通过Johanson 协整检验、Granger因果检验、脉冲响应函数和方差分解等方法，就我国央行公开市场操作对股票价格的影响进行了实证研究。研究结果表明，公开市场操作对股票价格的影响是不显著的。该结论对于投资者和我国央行而言都具有十分重要的现实意义。对于投资者而言，其意味着现阶段投资者无法根据央行公开市场操作的变动在股票市场上获取超额收益，因此，投资者在进行股票投资时就无需关注央行公开市场的变动；对于央行而言，该结果意味着央行没有能力干预股市，因此在我国股票市场运行机制、法律制度、诚信文化、参与主体和监管体系等不完善的情况下，我国的货币政策不应对股票等资产价格波动进行反应。
二、相关原理
如图1 所示，曲线CM 表示股票市场处于均衡状态， MM 表示货币市场处于均衡状态， CM与MM 的交点表示股票市场与货币市场处于均衡状态。曲线CM 与MM 在图中的位置由投资者预期、既定的商品价格和资产存量决定。对资产的需求和现有资产存量决定了股票价格水平和利率的均衡值。由于人们并不清楚货币冲击是短期的还是长期的，因此金融资产市场会对货币冲击做出快速反应。
当中央银行的公开市场购买会使基础货币供应量增加时，图中MM 曲线会向右上方移动至MM1 ，利率水平由于货币供应量的增加而下降，货币供应量的增加和利率的下降会使投资者调整资产组合，他们会购进证券，这会使股票价格上升。同时，由于中央银行在公开市场上购买了有价证券，这会使银行和公众持有的证券存量减少， CM 曲线因此会左移至CM1 。MM1 和CM1 曲线相交使得货币市场和股票市场重新达到了均衡状态。由于证券数量的减少和货币供应量的增加，必定会使利率降低，但对于证券价格的变化并不确定。如果这两种影响相等，那么公开市场操作不会影响证券价格；如果这两种影响不等，那么公开市场操作就会影响证券价格。实证研究表明，中央银行在公开市场上的购买使证券价格包括股票价格上升，而公开市场的出售则使证券价格包括股票价格下跌。这表明， MM 曲线右移促使股票价格上涨的效应大于CM 曲线左移促使股票价格下跌的效应。
三、变量与模型选择
为了研究公开市场操作对股票价格是否有影响，本文考察股票价格与货币政策中介目标即货币供应量、利率以及通货膨胀与经济增长等货币政策最终目标之间的关系。由于可以得到公开市场操作、利率、通货膨胀率、股票价格指数方面的月度数据以及国内生产总值的季度数据，因此本文采用插值法对国内生产总值季度数据进行处理，使它变为月度数据。同时，为了防止季节变动的影响，本文首先采用Census X12季节调整方法对所有数据进行了季节调整。为了消除异方差的影响，对所有数据都取自然对数。由于中国人民银行从2002年9月才开始公布中央银行债券数据，因此本文的研究区间为2002年9月至2011年9月，共109个样本。除中央银行债券数量来源于中国人民银行网站外，其他数据均来源于wind资讯。
（一） 变量选择
1.利率。在我国由于银行存贷款利率还未完全市场化，国债市场规模不大，因此尚无法确定基准利率。但是我国银行间同业拆借利率自1984年建立以来取得了长足的发展，已经成为完全市场化的利率，能够基本反映货币市场的资金供求状况，因此本文选择银行间7天内同业拆借加权平均利率作为利率的代理变量，记为LL。
2.公开市场操作。在许多发展中国家，由于国债市场不发达，中央银行往往以中央银行债券作为公开市场操作的主要对象，我国也不例外。由于中央银行债券的发行对象是国内金融机构，因此，中央银行债券就具有调节商业银行和其他金融机构超额准备金的作用。2002 年9 月以前，我国中央银行很少发行中央银行债券，近年来由于长期的国际收支顺差，在结售汇制度下中央银行必须用人民币买进这些结余外汇，从而增加了货币发行。为了抵消这种被动的货币发行的不利影响，中央银行必须通过公开市场出售债券，回笼货币。由于我国中央银行持有的国债数量较少，不足以承担回笼这些货币的重任，因此，发行中央银行债券就成为中央银行在公开市场操作中回笼货币的重要工具，发行的中央银行债券数量大幅度上升。因此本文选择中国人民银行资产负债表中负债项下的中央银行债券来度量公开市场操作，记为GKSCCZ。
3.股票价格。上证指数和深圳成指是我国股票市场上具有代表性的两种股票指数，但是，经计算，2002年9月至2011年9月上证综指和深圳成指间的相关系数高达0.95以上，这说明在样本期内，这两种股票价格指数的走势十分相似，因此选择哪种股价指数对于结果而言都不会有太大的差别。因此，本文选取每月末上证指数的收盘价作为我国股票市场上的代表性指数， 记为GPJG。
4.货币供应量。货币供应量是单位和居民个人在银行的各项存款和手持现金之和，其变化反映着中央银行货币政策的变化，对企业生产经营、金融市场尤其是证券市场的运行和居民个人的投资行为有着重大的影响。在货币供应量各层次的划分中，M0的口径太窄，M2包括了潜在货币在我国金融市场发育尚不健全的情况下，潜在货币与现实货币的界限还是比较清楚的，因此，宜把M1 作为货币政策中介目标的重点。因此，本文选择M1 作为我国货币供应量的代理变量，记为M1。
5.通货膨胀率。我国国内度量通货膨胀率的常用方法有两种，即消费者价格指数（CPI） 和商品零售价格指数（RPI），其主要的区别在于消费者价格指数将服务价格计算在内。因此本文选取消费者价格指数作为通货膨胀率的代理变量，本文以2000 年12 月为基期（设为1），将其后各月的环比消费者价格指数连乘，从而得到各月的定基消费价格指数，记为CPI。
6.经济增长。在经济研究中，一般用GDP来度量经济增长，由于我国只发布季度GDP数据，因此为了得到月度GDP数据，本文采用插值法对季度数据进行了处理，从而得到了GDP的月度数据，记为GDP。上述6个变量的描述性统计见表1。
（二） 模型选择
1980年Sims首先将向量自回归（VAR） 模型引入到经济学研究中，从而推动了经济系统动态性分析的广泛应用。目前，在对时间序列的研究中，该方法已经成为使用最广泛的模型之一。本文也采用向量自回归（VAR） 模型研究贴现率变动对股票价格的影响。现建立滞后2 阶的向量自回归（VAR） 模型
VAR模型要求所采用的所有时间序列数据都是平稳的，因此在采用VAR模型进行实证分析之前，必须首先对各时间序列数据的平稳性进行检验，如果各时间序列不平稳，必须对其进行差分使其变为平稳数据。本文采用学术界广泛使用的ADF 检验， 对lnCPI、lnGDP、lnM1、lnGPJG、lnGKSCCZ和lnLL及其一阶差分时间序列DlnCPI、DlnGDP、DlnM1、DlnGPJG、D lnGKSCCZ和DlnLL进行检验。检验结果如表2所示，从表2可以看出lnCPI、lnGDP、lnM1、lnGPJG、lnGKSCCZ和lnLL都是不平稳的时间序列，而其一阶差分都是平稳的时间序列，因此原序列都是一阶单整序列I(1) 。
四、实证检验
（一） 协整检验（Cointegration test）
本文采用学术界广泛使用的Johansen 极大似然估计方法来进行协整检验，检验结果如表3所示。从表3我们可以看出，无论是采用迹检验还是特征根检验， 结果都表明lnCPI、lnGDP、lnM1、lnGPJG、lnGKSCCZ 和lnLL 之间存在协整关系。由于前面建立的模型主要是VAR模型，不涉及协整向量的选择，所以只需证明存在协整关系即可。
（二） Granger因果关系检验(Granger causalitytest)
通过Johanson 协整检验，我们确认了公开市场操作、货币供应量、利率、通货膨胀率、国内生产总值和股票价格之间存在长期均衡的协整关系，但是却无法确定它们之间是否存在因果关系。Granger因果检验的基本原理是在Y对其他变量做回归时，如果把X的滞后值包括进来能够显著地改善对Y 的预测， 这就意味着X 是Y 的Granger原因；如果X的滞后值包括进来无法改善对Y 的预测，这就意味着X 不是Y 的Granger 原因。由于本文的目的在于研究央行公开市场操作是否会影响股票价格，因此表4只给出了2002年9 月至2011 年9 月公开市场操作、货币供应量、利率、通货膨胀率、国内生产总值是否对股票价格有影响的格兰杰因果检验结果。从检验结果我们可以看出，通货膨胀率、公开市场操作、国内生产总值、货币供应量和利率是股票价格变动的格兰杰原因的概率分别为0.4864、0.8111、0.7183、0.5571和0.1258，均大于0.05，因此全部接受了原假设。这表明，通货膨胀率、公开市场操作、国内生产总值、货币供应量和利率不是股票价格变动的格兰杰原因。
（三） 脉冲响应函数（Impulse response offunction,IRF）
在实际应用中，由于VAR模型是一个非理论性的模型，它无需对变量做任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化或者模型受到某种冲击时对系统的动态响应，这种分析方法称为脉冲响应函数方法。下面利用脉冲响应函数分析通货膨胀率、公开市场操作、国内生产总值、货币供应量和利率的变动对股票价格的影响。
利用SIC和AC最小的原则，我们建立了6变量的VAR （2） 模型。下面分别给CPI、GDP、M1、LL、GKSCCZ和GPJG一个冲击，从而得到股票价格指数变动脉冲响应函数图，如图2所示。在图2中，各横轴表示冲击作用的滞后期间数（单位：月度），纵轴表示股票价格指数的响应，实线表示脉冲相应函数，代表了股票价格指数对CPI、GDP、M1、LL、GKSCCZ和GPJG的冲击的反应，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
由图2可以看出，当在本期给CPI一个正冲击后，股票价格在前2期内开始小幅下降，从第2期后开始小幅上涨，至第3期达到最高点，然后又开始小幅下降，至第4期后持续为0。在本期给GDP一个冲击后，股票价格对GDP的响应与其对CPI的响应十分相似。这表明CPI和GDP受外部条件的某一冲击后，对股票价格的影响不稳定且很小，也说明我国股市目前尚未成为国民经济的晴雨表。
当在本期给M1一个正冲击后，股票价格在前2期内开始小幅上涨，从第2期后开始小幅下降，至第3期降到最低点，之后又开始小幅波动，至第6期后持续为0。当在本期给LL一个正冲击后，股票价格在前2期内开始小幅上涨，从第2期后开始小幅下降，至第3期降到最低点，之后又开始小幅上升， 至第4 期后影响几乎为0。当在本期给GKSSCZ一个正冲击后，即央行在公开市场上卖出有价证券后，股票价格在前5期内小幅下降并有小幅波动，从第5 期后持续为0。这表明货币供应量、利率和公开市场操作的变动对我国股票价格的影响十分有限。
由图2可以看出，当在本期给股票价格一个正冲击后，股票价格在当期就大幅上升，此后迅速下降并出现小幅波动，但下降的趋势保持不变，至第7期后影响几乎为0。这说明，股票价格受当期自身的影响较大，呈现出明显的随机游走特征。
（四） 方差分解(Variance decomposition)
脉冲响应函数描述的是VAR模型中一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解则是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量） 的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性。
表5给出了通货膨胀、国内生产总值、公开市场操作、利率、货币供应量和股票价格自身对股票价格变动的贡献程度。从表5可以看出，通货膨胀、国内生产总值在15个滞后期间内对股票价格变动的贡献率始终没有超过1%，这说明通货膨胀和国内生产总值不是影响股票价格变动的主要因素；公开市场操作在15个滞后期间内对股票价格变动的贡献率始终没有超过1.5%；利率对股票价格变动的贡献率在第1 期为0，在第2 期上升到1.16%左右，在第3期后上升到2.8%左右，此后基本上保持在2.8%左右，但是很显然利率对股票价格波动的贡献率也是很小的；货币供应量对股票价格波动的贡献率在第1期也为0，这证实了货币供应量具有时滞，但货币供应量对股票价格波动的献率最大也没有超过1.2%，这也说明货币供应量对股票价格波动的贡献率十分有限；股票价格自身对其波动的贡献最大，始终都保持在93%以上，这体现出了股票价格随机游走的特征。
五、结语
在股票市场上，虽然中央银行是各类投资者最为关注的机构之一，但是国内外学术界，尤其是我国学术界还没有公开市场操作对股票价格的影响方面的研究成果，本文填补了这一学术空白。
本文采用VAR (向量自回归)模型，通过Johan?son协整检验、Granger因果检验、脉冲响应函数和方差分解等方法，就我国央行公开市场操作对股票价格的影响进行了实证研究。研究结果表明，我国股票价格呈现出明显的随机游走特征，而公开市场操作、货币供应量和利率对股票价格的影响都不显著。该结果表明，在我国股票市场运行机制、法律制度、诚信文化、参与主体和监管体系不完善的情况下，货币政策在我国还不是影响股票价格的主要因素，因此投资者在进行股票投资时无需太关注货币政策的变动。对于央行而言，这一结果表明，我国央行还没有能力干预股市，因此我国央行不应对股票等资产价格波动进行反应。
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