陳守東++陶治會

摘 要： 本文使用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移時變系數(shù)模型（Markov-TVP）研究我國股票市場與其影響因素的時變響應(yīng)關(guān)系，并對股票市場不穩(wěn)定性進行分解。時變系數(shù)的估計結(jié)果表明，我國貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)路徑具有不穩(wěn)定性，2003年以來，股票市場部分地實現(xiàn)了經(jīng)濟“晴雨表”的功能，且自2010年后股票市場對經(jīng)濟的響應(yīng)關(guān)系進入了完全反應(yīng)區(qū)域。不穩(wěn)定性分解的結(jié)果表明，股票市場不穩(wěn)定性的主要根源在于外在不穩(wěn)定性，存在著股票市場外在不穩(wěn)定性對經(jīng)濟的非對稱影響，即在經(jīng)濟增長的高波動區(qū)制，股票市場的內(nèi)在不穩(wěn)定性和外在不穩(wěn)定性都對經(jīng)濟沒有顯著影響，而在經(jīng)濟增長的低波動區(qū)制，股票市場的外在不穩(wěn)定性對經(jīng)濟的抑制作用顯著，但抑制程度較弱。

關(guān)鍵詞： 股票市場不穩(wěn)定性；貨幣政策傳導(dǎo)；經(jīng)濟增長；Markov-TVP

中圖分類號： F233；F830. 91 文獻標(biāo)識碼： A

文章編號： 1000176X（2014）03003910

一、引 言

在流動性過剩和經(jīng)濟增長乏力的大背景下，全球經(jīng)濟顯現(xiàn)出了從潛在的不確定性向現(xiàn)實的不穩(wěn)定性逐漸轉(zhuǎn)化的趨勢。而金融危機爆發(fā)的頻率加快和強度增加，更成為全球經(jīng)濟發(fā)展中無法回避的不穩(wěn)定因素。因此，對于金融穩(wěn)定的研究與探討得到了包括學(xué)術(shù)界、業(yè)界等社會各界的高度重視。而歷次金融危機的爆發(fā)都與股票市場密切相關(guān)，所以對于股票市場發(fā)展的不穩(wěn)定性研究也備受關(guān)注。總體分析，影響股票市場發(fā)展的因素主要包括兩個方面：一是股票市場自身的影響因素，包括市值、成交金額、上市公司盈利和分紅等。二是來自于宏觀經(jīng)濟變量以及相關(guān)的宏觀經(jīng)濟政策，包括產(chǎn)出、投資、消費、貨幣政策和財政政策等。學(xué)術(shù)界對于股票市場發(fā)展與宏觀經(jīng)濟的關(guān)聯(lián)研究主要集中于兩個領(lǐng)域：首先，由于股票市場具有經(jīng)濟“晴雨表”之稱，所以對于其與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系一直是人們研究的重點。其次，貨幣政策逐漸成為熨平經(jīng)濟波動的主要宏觀政策，而作為經(jīng)濟“晴雨表”的股票市場與其之間的直接以及間接關(guān)聯(lián)研究也同樣得到了學(xué)者們的關(guān)注。

關(guān)于股票市場與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，學(xué)術(shù)界的觀點不盡一致，一些研究認為股票市場能夠顯著地影響經(jīng)濟增長，如Atje和Jovanovic[1]、Beck和Levine[2]、Cooray[3]等，另一些研究則傾向于認為股票市場對經(jīng)濟增長的影響不顯著，如Singh[4]、Filer等[5]。還有一些研究集中于股票市場對于經(jīng)濟變化的響應(yīng)是否依賴于經(jīng)濟所處的狀態(tài)。McQueen和Roley[6] 檢驗了股票市場對于一些宏觀經(jīng)濟指標(biāo)變化反應(yīng)的狀態(tài)相依性，他們發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟高速增長區(qū)制，股票市場能夠顯著地影響價格水平和實體經(jīng)濟的變化。Boyd等[7] 的研究表明股票市場對于失業(yè)的反應(yīng)取決于經(jīng)濟所處的區(qū)制。他們還發(fā)現(xiàn)股票市場反應(yīng)的狀態(tài)相依性與股權(quán)溢價和增長預(yù)期相關(guān)。Andersen等[8] 使用日內(nèi)數(shù)據(jù)檢驗了股票、債券和外匯對宏觀經(jīng)濟變化反應(yīng)的狀態(tài)相依性。他們認為，在經(jīng)濟擴張期利好的宏觀經(jīng)濟變化對股票市場會產(chǎn)生負向影響，而在經(jīng)濟收縮期則相反。

由于貨幣政策的變化會對資產(chǎn)價格產(chǎn)生顯著的沖擊，所以政策當(dāng)局的任何決策都受到了市場的高度關(guān)注。Fama和French[9] 研究了貨幣政策變化與股票市場之間的關(guān)系，結(jié)論認為前者對后者具有顯著的影響。Fleming和Remolona[10] 認為宣布設(shè)定的利率目標(biāo)傾向于引發(fā)美國國債市場價格的大幅波動。Conover等[11] 的研究表明擴張性貨幣政策與股票收益率之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。類似的，Ehrmann和Fratzscher[12] 的結(jié)論認為緊縮性貨幣政策與股票市場顯著的負相關(guān)。Fair[13] 的研究表明，超過30%的股票市場價格變化源于貨幣政策的變化。Bernanke等[14] ，Bernanke和Gertler[15-16] 的研究認為資產(chǎn)價格的變化會對經(jīng)濟產(chǎn)生沖擊，這會促使央行采取相關(guān)措施。Bernanke和Kuttner[17] 的研究表明，平均來說，美國聯(lián)邦基金目標(biāo)利率的非預(yù)期下降會使股票價格升高。

近年來，國內(nèi)學(xué)者對此領(lǐng)域同樣進行了較深入的研究。程立超[18] 通過建立四個方程的新凱恩斯SVAR模型，檢驗并分析了股票價格、貨幣政策和宏觀經(jīng)濟波動之間的關(guān)系，結(jié)果表明股票價格與宏觀經(jīng)濟波動相關(guān)性較強，貨幣政策調(diào)整能夠熨平經(jīng)濟波動；在檢驗不同貨幣政策的調(diào)控效果后，認為包含股票價格波動的貨幣政策可以改善調(diào)控效果。周暉[19] 運用GARCH模型和BEKK模型研究了我國股票市場與貨幣政策的關(guān)系，認為我國股票市場已經(jīng)逐漸成為經(jīng)濟發(fā)展的晴雨表，由于股票市場與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系漸趨穩(wěn)定，央行可以直接通過貨幣政策調(diào)控經(jīng)濟增長，同時可以間接調(diào)控股票市場。王培輝[20] 運用平滑轉(zhuǎn)移向量誤差修正模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)方法研究了貨幣政策沖擊對股票價格波動的非對稱影響，并指出這種非對稱影響依賴于經(jīng)濟所處的狀態(tài)。鄭鳴等[21] 運用MSVAR模型和脈沖響應(yīng)方法檢驗了股票價格對貨幣政策的響應(yīng)關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在股市低迷期，貨幣增長對股票價格具有即時正向影響關(guān)系，銀行信貸增長無法提高股價；在股市膨脹期，則存在著貨幣增長對股票價格的滯后正向影響關(guān)系，銀行信貸增長可以提高股價；在兩個區(qū)制中，利率提高對股價都具有滯后負向影響關(guān)系。鄒文理和王曦[22] 將貨幣政策分解成預(yù)期和未預(yù)期兩個成分，并運用ARIMA預(yù)測方法研究了貨幣政策對滬深股市的影響，結(jié)論表明股市收益率與未預(yù)期貨幣政策顯著正相關(guān)，而與預(yù)期貨幣政策不相關(guān)，不同行業(yè)收益率與未預(yù)期的貨幣政策相關(guān)程度不同，但這種不同得不到CAPM的理論支持。羅文波等[23] 使用擴展的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)分析了金融資本積累過程中不同融資渠道的異質(zhì)性資本之間的動態(tài)關(guān)系，研究表明不同融資渠道的資金對經(jīng)濟增長既存在“補充效應(yīng)”又具有“擠出效應(yīng)”。進而使用面板方法進行實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)銀行信貸對股票市場籌資具有內(nèi)生性“溢出效應(yīng)”，F(xiàn)DI對股票市場籌資具有內(nèi)生性“擠出效應(yīng)”，由于三種不同融資渠道的共同影響，銀行信貸對經(jīng)濟增長的抑制作用被削弱，F(xiàn)DI對經(jīng)濟增長的積極影響也不再顯著，而股票市場對經(jīng)濟增長的促進作用依然顯著。張小宇等[24] 通過平滑遷移結(jié)構(gòu)向量自回歸模型刻畫并分析了股票收益率、貨幣政與產(chǎn)出之間的非線性關(guān)系，結(jié)果表明貨幣政策對股票市場具有顯著的非對稱性影響，而產(chǎn)出與股票收益率之間存在一定程度的兩分性。endprint

我們看到，國內(nèi)外學(xué)者對于股票市場、貨幣政策和經(jīng)濟增長之間的實證研究方法大致分為兩類，即線性方法與非線性方法。前者包括VAR、協(xié)整和VECM等方法，后者則包括區(qū)制轉(zhuǎn)移、ST-SVAR等方法。這些方法可以研究經(jīng)濟變量之間的靜態(tài)關(guān)系、動態(tài)關(guān)系，但卻無法給出他們之間的時變關(guān)系。Kim[25] 提出了馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移狀態(tài)空間模型來描述經(jīng)濟變量之間的時變響應(yīng)關(guān)系。此后，該模型被應(yīng)用到了大量的經(jīng)濟研究中[26]-[29]。鑒于此，本文從股票市場與其自身因素以及貨幣增長、經(jīng)濟增長之間的響應(yīng)關(guān)系出發(fā)建立馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移時變系數(shù)模型，試圖尋找時變意義上的股市收益率與自身因素、貨幣增長、經(jīng)濟增長之間的典型化事實，并進一步探究股票市場不穩(wěn)定性的根源及其對經(jīng)濟增長的影響，這不僅可以促進我國股票市場的平穩(wěn)發(fā)展而且有利于宏觀經(jīng)濟政策的準(zhǔn)確制定和執(zhí)行。

二、理論與模型

1. 貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)渠道

經(jīng)濟理論告訴我們，貨幣政策通過不同渠道影響著股票市場，進而作用于實體經(jīng)濟。股票市場也會在很大程度上反映經(jīng)濟發(fā)展，因此，政策當(dāng)局在制定和執(zhí)行貨幣政策時應(yīng)考慮股票市場的影響因素。就此而言，貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)渠道可以在一定程度上做出股票市場、貨幣政策和經(jīng)濟增長之間關(guān)系的理論闡釋。貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)渠道大致包括[30]：

（1）信貸渠道。 信貸渠道理論認為，如果企業(yè)未來凈現(xiàn)金流的現(xiàn)值會影響企業(yè)的市場價值，那么政策當(dāng)局可以通過改變利率和貨幣供應(yīng)量來影響投資水平從而影響企業(yè)市場價值，而企業(yè)的投資會正向影響未來現(xiàn)金流現(xiàn)值，這將正向影響股票價格和企業(yè)市場價值。

（2）匯率渠道。 匯率渠道也可以解釋利率影響股價的機制。利率提高會引起本幣升值，進而提高進口并降低出口，出口降低會使產(chǎn)出下降，最終導(dǎo)致包括股票在內(nèi)的資產(chǎn)價格下跌。反之亦然。

（3）財富效應(yīng)。 財富效應(yīng)給出了貨幣政策股票市場傳導(dǎo)的另一種渠道，即貨幣供應(yīng)量增加會提高股票價格，增加人們的金融資產(chǎn)價值，并刺激人們的消費需求，進而提高總需求。

（4）托賓q理論。托賓q理論告訴我們，貨幣供應(yīng)量增加使得人們的現(xiàn)金持有量超過意愿持有量，因此，多出的部分將會被支出，一部分支出會投入股票市場，這會推高股價，從而放大q值，q值的放大一方面刺激企業(yè)購買新廠房和設(shè)備，另一方面企業(yè)可以增發(fā)少量股票購買相對更多的資本品，這會提高經(jīng)濟中的計劃投資總量。

（5）利率傳導(dǎo)渠道。 貨幣政策影響經(jīng)濟的一個主要傳導(dǎo)渠道為利率傳導(dǎo)渠道。利率的變化會沖擊企業(yè)的資本成本，最終會影響企業(yè)未來凈現(xiàn)金流現(xiàn)值，這將導(dǎo)致股票價格發(fā)生相應(yīng)的變化，從而對經(jīng)濟產(chǎn)生影響。這種傳導(dǎo)渠道屬于傳統(tǒng)的凱恩斯觀點。

（6）資產(chǎn)負債表渠道。 擴張性的貨幣政策會提高股價，從而增加企業(yè)的權(quán)益價值，提高公司凈資產(chǎn)，同時減少逆向選擇和道德風(fēng)險，進而刺激企業(yè)的計劃投資，并提高總需求。

綜上所述，貨幣政策通過不同渠道影響著股票市場，對股票市場的這些不同影響又通過各種方式作用于實體經(jīng)濟，反過來，實體經(jīng)濟的變化又可以影響股票市場的發(fā)展，從而勾勒出了貨幣政策、股票市場和實體經(jīng)濟之間的關(guān)聯(lián)路徑。

2. 我國股票市場不穩(wěn)定性的Markov-TVP

為了研究股票收益率對于貨幣增長與經(jīng)濟增長的時變響應(yīng)關(guān)系，即貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)路徑和股票市場的“晴雨表”效應(yīng)，同時檢驗股票市場不穩(wěn)定性的根源，我們參照Kim[25]提出的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移狀態(tài)空間模型建立股票市場不穩(wěn)定性的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移時變系數(shù)模型（Markov-TVP），首先建立時變系數(shù)模型（TVP）：

圖1和圖2給出了股票市場收益率的平滑概率圖，從高波動持續(xù)概率的時間路徑來看，模型成功地捕捉到了幾乎所有的市場高波動性，譬如1992年5月，由于施行自由競價導(dǎo)致的股市暴漲以及隨后的持續(xù)下跌，1995年5月證監(jiān)會暫停國債期貨交易試點引起股市井噴和隨后的緩慢下跌，1996年4月和8月央行兩次降息推動了股市的緩慢持續(xù)上漲，2006—2007年我國股市史上最大的牛市以及2008年最大的熊市，2009年和2010年出現(xiàn)的兩次大幅反彈。

圖1 低波動區(qū)制平滑概率 圖2 高波動區(qū)制平滑概率

圖3—圖8給出了股票收益率的時變響應(yīng)系數(shù)，其中，成交響應(yīng)系數(shù)在1992—1994年一直呈現(xiàn)單邊下降趨勢，且反復(fù)較大，說明收益率與成交金額變化之間的響應(yīng)關(guān)系穩(wěn)定性較差。1995—2002年該系數(shù)在零軸附近保持著一種小幅波動的橫向運行趨勢，這反映出收益率的變化與成交金額的變化關(guān)聯(lián)較小。自2003—2009年末，該系數(shù)保持著一種單邊上漲的趨勢，表明收益率與成交金額之間存在著一種單調(diào)遞增的關(guān)系，但相關(guān)程度依然不大，從系數(shù)值就可看出，在此期間系數(shù)最大值僅為0. 0300。2010—2012年又一次呈現(xiàn)出單邊下降趨勢，但期間的反復(fù)較小。

市值響應(yīng)系數(shù)從1992—1996年始終保持著一種爬升的態(tài)勢，但期間也出現(xiàn)了一些反復(fù)，總體來說，收益率與市值變化在此期間呈現(xiàn)出了單調(diào)遞增的響應(yīng)關(guān)系。1997—2000年中期，該系數(shù)保持了一種水平走勢，證明期間的收益率與市值變化的響應(yīng)關(guān)系比較穩(wěn)定。2000—2001年中期，他們之間的響應(yīng)關(guān)系為單調(diào)遞減。而2002—2006年，收益率與市值變化的響應(yīng)關(guān)系在一個相對較高的水平上保持著橫向發(fā)展態(tài)勢。2007—2012年，他們之間的響應(yīng)關(guān)系維持在一個相對前期較低的穩(wěn)定區(qū)間，只是在2009年中期出現(xiàn)了一個V型波動。

1991—1994年，市盈率變化響應(yīng)系數(shù)呈現(xiàn)出單調(diào)遞增的趨勢，在此期間，盡管由于股市波動相當(dāng)劇烈而導(dǎo)致市盈率也出現(xiàn)了巨幅波動，但收益率與市盈率之間還是存在著遞增的響應(yīng)關(guān)系，尤其是在1992年5月，由于實行自由競價交易等原因，市場的市盈率已經(jīng)達到驚人的120倍，股指收益率也達到了177%，市盈率的分母幾乎被投資者完全忽略，由此可見，當(dāng)時市場充斥著濃厚的非理性與投機氛圍。自1995—1996年，該系數(shù)開始出現(xiàn)了急劇下降的走勢，在此期間，由于股市施行T+1交易制度，盡管市盈率經(jīng)過探底后出現(xiàn)了緩慢回升的走勢，但收益率并沒有持續(xù)走高。而從1997—2000年，該系數(shù)出現(xiàn)了四年左右的緩慢下降走勢，表明由于股市實施了漲跌幅限制等原因，收益率與市盈率變化之間的響應(yīng)關(guān)系也逐漸趨于緩和。隨后該系數(shù)一直維持在0. 0000—0. 2000之間，這說明隨著經(jīng)濟和股市的不斷發(fā)展、宏觀調(diào)控水平的持續(xù)提升和投資者投資水平的不斷進步，股市收益率與市盈率變化之間的響應(yīng)關(guān)系已經(jīng)趨于穩(wěn)定。endprint

圖7 經(jīng)濟增長響應(yīng)系數(shù) 圖8 貨幣增長響應(yīng)系數(shù)

經(jīng)濟增長響應(yīng)系數(shù)在1996年以前的時間段內(nèi)在零軸上下出現(xiàn)了幾次劇烈反復(fù)，這與股票市場規(guī)模過小以及市場投機盛行導(dǎo)致指數(shù)失真程度較高從而無法真實反映經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r有關(guān)。從上市公司數(shù)量來看，1993年以前上市公司數(shù)量不足百家，直到1996年才僅僅達到了530家，同時，我們看到上市公司的行業(yè)結(jié)構(gòu)也比較單一，很多上市公司都屬于改制的國有企業(yè)，這也反應(yīng)出了當(dāng)時股票市場“為國企解困”的定位。在此期間，流通市值占GDP的比重最高僅為0. 0400。而從市場換手率來看，以上交所為例，當(dāng)時的流通市值加權(quán)換手率最高達998%，指數(shù)最大振幅也高達1 385%。以上分析說明，股票市場設(shè)立之初，由于市場化程度較低、投機氛圍較濃和相關(guān)政策等原因，使得股票市場無法全面、及時、準(zhǔn)確地反應(yīng)實體經(jīng)濟。從1997—2003年，經(jīng)濟增長響應(yīng)系數(shù)單調(diào)遞增至零軸附近，可能的原因在于，我國股市自1996年底開始實施漲跌幅限制，加之股市規(guī)模不斷擴大，從而減少了股票市場自身的波動，這也使得該系數(shù)波幅逐漸變小，但股市收益率與經(jīng)濟增長率仍然負相關(guān)。我們將大于零小于1的經(jīng)濟增長響應(yīng)系數(shù)稱為股市對經(jīng)濟的不完全反應(yīng)，將大于1的響應(yīng)系數(shù)稱為股市對經(jīng)濟的過度反應(yīng)，將等于1的響應(yīng)系數(shù)稱為股市對經(jīng)濟的完全反應(yīng)。2003年以來，產(chǎn)出響應(yīng)系數(shù)一直運行在零軸以上，且運行較為平穩(wěn)，從系數(shù)值來看，2003—2009年產(chǎn)出響應(yīng)系數(shù)的波動范圍為0. 0000—0. 8000，說明存在不完全反應(yīng)，而經(jīng)過了2008—2009年的較大反復(fù)后，產(chǎn)出響應(yīng)系數(shù)開始逐步穩(wěn)定在0. 8000—1. 2000之間，盡管存在輕度不完全反應(yīng)和輕度過度反應(yīng)，但是這種現(xiàn)象主要說明股市對實體經(jīng)濟的反應(yīng)進入了完全反應(yīng)區(qū)域，也就是說，這段時期內(nèi)出現(xiàn)了近似完全反應(yīng)?？赡艿脑蛟谟冢菏紫龋善笔袌鲆?guī)模占GDP的比重不斷上升，其中2003年的比重為0. 1000，相對1997年上升了一倍有余，而從2007年開始，該比重逐步穩(wěn)定在0. 3000—0. 4000。其次，上市公司行業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸得到優(yōu)化，大部分集中于產(chǎn)業(yè)鏈中上游的狀況已經(jīng)得到改善，產(chǎn)業(yè)鏈下游企業(yè)的IPO不斷豐富了股市的行業(yè)結(jié)構(gòu)，這使得上市公司行業(yè)結(jié)構(gòu)趨于多元化，基本涵蓋了實體經(jīng)濟的各個行業(yè)。最后，2003年黨的十六屆三中全會提出完善國家宏觀調(diào)控體系、提高宏觀調(diào)控水平、健全金融調(diào)控機制、完善金融監(jiān)管體制、積極推進資本市場的改革開放和穩(wěn)定發(fā)展、建立多層次資本市場體系、完善資本市場結(jié)構(gòu)，這使得我國政府在宏觀經(jīng)濟政策的制定和執(zhí)行方面，在面對突發(fā)經(jīng)濟狀況的應(yīng)急反應(yīng)與處理方面都取得了巨大進步，從而加快了實體經(jīng)濟和股票市場向自身運行規(guī)律的回歸，部分地實現(xiàn)了股票市場“晴雨表”的功能。

曹龍騏和陳紅泉[34] 指出股市“晴雨表”具有三種時間表現(xiàn)形式：1. 股市與經(jīng)濟同步；2. 股市領(lǐng)先；3. 經(jīng)濟領(lǐng)先。本文的“晴雨表”指的是第一種，即股市與經(jīng)濟同步。

1996年以前，貨幣增長響應(yīng)系數(shù)在零軸附近出現(xiàn)了幾次巨幅反復(fù)，而從1997—2005年一直徘徊在零軸下方，從2006—2009年再次在零軸附近反復(fù)，在2007—2009年期間該響應(yīng)系數(shù)基本在零軸上方運行，且波動更加劇烈，眾所周知，我國股市在2007年出現(xiàn)了波瀾壯闊的牛市，這說明在此次牛市階段，貨幣增長對股市上漲具有助推作用，另外，由于2008年金融危機等原因，我國政府為了應(yīng)對危機對實體經(jīng)濟可能造成的沖擊，適時調(diào)整宏觀政策，特別是貨幣政策，由穩(wěn)健型轉(zhuǎn)換為積極型，這也直接和間接導(dǎo)致了這段時期股票市場的大起大落。我們看到，在股票市場的一些高波動區(qū)制出現(xiàn)了股市對貨幣增長的正向響應(yīng)關(guān)系，如1991年8月、2009年8—10月等，但在另一些高波動區(qū)制卻出現(xiàn)了負向響應(yīng)關(guān)系，如2010年11月等。而在低波動區(qū)制也同樣存在著正向和負向兩種響應(yīng)關(guān)系。貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)機制告訴我們，貨幣供應(yīng)量的增加可以通過股票價格的提高增加總需求水平，反之，也可以通過影響股票價格下跌而降低總需求水平，也就是說貨幣供應(yīng)量與股票價格以及經(jīng)濟增長之間具有遞進正相關(guān)關(guān)系。通過上述分析，我們發(fā)現(xiàn)，我國并不存在股市收益率對貨幣增長率響應(yīng)的典型化事實，這也說明我國貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)路徑并不穩(wěn)定，從而在一定程度上影響了宏觀政策對實體經(jīng)濟的調(diào)控效果。

3. 我國股票市場不穩(wěn)定性分解

圖9和圖10給出了我國股票市場不穩(wěn)定性及其分解結(jié)果，由于初值問題導(dǎo)致1991年2—5月出現(xiàn)極端值，所以將其舍去。鑒于1996年以前的不確定性總體較高，最高值相當(dāng)于1996年后最高值的10倍，為了清楚的顯示兩個時間段的不穩(wěn)定性，將其一分為二，分別繪于兩張圖中，其中TOTALVAR為股票市場總體不穩(wěn)定性，F(xiàn)1HAT為內(nèi)在不穩(wěn)定性，F(xiàn)2HAT為外在不穩(wěn)定性。

圖9 1991—1996年不穩(wěn)定性分解 圖10 1996—2013年不穩(wěn)定性分解

從圖9和圖10可以看到，我國股票市場不穩(wěn)定性的最劇烈時期發(fā)生在1991—1992年末，在此期間，總體不穩(wěn)定性的主要構(gòu)成部分為由時變系數(shù)方差構(gòu)成的內(nèi)在不穩(wěn)定性，只是在較短的時間由外在不穩(wěn)定性主導(dǎo)，其中，內(nèi)在不穩(wěn)定性占據(jù)主導(dǎo)的時期主要包括：1991年10月至1992年2月，當(dāng)時上市公司不足百家，施行自由競價交易期間，出臺三大救市政策期間等。我們知道，當(dāng)時的我國股市正經(jīng)歷初創(chuàng)的稚嫩期，由于投資者不具備成熟的投資理念，缺乏專業(yè)知識以及投資經(jīng)驗，而管理者同樣缺乏全面的政策制定和執(zhí)行能力以及監(jiān)管經(jīng)驗，加之宏觀經(jīng)濟政策的制定和調(diào)控水平不高，所以導(dǎo)致了由內(nèi)在不穩(wěn)定性主導(dǎo)的總體不穩(wěn)定性。從1993年開始，我國股市的不穩(wěn)定性溫和了許多，而且外在不穩(wěn)定性取代了內(nèi)在不穩(wěn)定性成為總體不穩(wěn)定性的主體，這種總體不穩(wěn)定性的結(jié)構(gòu)特點一直持續(xù)至今，由于1996年12月我國股市實施了漲跌幅限制，股市的不穩(wěn)定性進一步降低，從2007年開始，我國股市不穩(wěn)定性突然提高，成為僅次于初創(chuàng)時期的次劇烈時期，我們知道，由于包括我國在內(nèi)的全球流動性過剩以及羊群行為等原因，2007—2008年我國股市走出了史上最大的倒V字型，期間還出現(xiàn)了罕見的全球金融危機，使得我國的宏觀經(jīng)濟與宏觀政策都表現(xiàn)出了較強的外部性，這些沖擊都是股市不穩(wěn)定性突然提高的重要原因。上述分析表明，我國股票市場總體不穩(wěn)定性的主要根源是由馬爾科夫異方差構(gòu)成的外在不穩(wěn)定性，僅在初創(chuàng)時期由時變系數(shù)方差構(gòu)成的內(nèi)在不穩(wěn)定性主導(dǎo)。endprint

4. 我國經(jīng)濟增長與股票市場不穩(wěn)定性的區(qū)制分析

為了檢驗經(jīng)濟增長與股票市場內(nèi)在不穩(wěn)定性和外在不穩(wěn)定性的關(guān)系，我們估計了經(jīng)濟增長與股票市場不穩(wěn)定性的兩區(qū)制馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，結(jié)果如表2所示。

四、結(jié)論與建議

作為實體經(jīng)濟的“晴雨表”、金融市場的核心，股票市場對于金融系統(tǒng)的穩(wěn)定運行和宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)增長具有特殊而重要的意義。股票市場在不同國家以及不同的發(fā)展階段都具有不同的發(fā)展規(guī)律，尋找其發(fā)展規(guī)律中的典型化事實并探究其背后的原因，對于股票市場自身的健康發(fā)展及其對經(jīng)濟增長的積極影響具有重要的學(xué)術(shù)價值和現(xiàn)實意義。為了研究我國股票市場發(fā)展的不穩(wěn)定性及其對經(jīng)濟增長的影響，我們運用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移時變系數(shù)模型來刻畫股票市場與其自身因素以及經(jīng)濟增長、貨幣增長的時變響應(yīng)關(guān)系。主要結(jié)論如下：

第一，我國股票收益率與貨幣增長的時變響應(yīng)關(guān)系并沒有像經(jīng)濟理論所預(yù)期的那樣具有正相關(guān)關(guān)系，而是正負響應(yīng)關(guān)系交替出現(xiàn)，也就是說，不存在股票市場與貨幣增長之間的典型化響應(yīng)關(guān)系，這說明貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)路徑具有不穩(wěn)定性，從而弱化了貨幣政策對于實體經(jīng)濟的調(diào)控作用。因此，未來的政策制定應(yīng)適當(dāng)考慮股票市場在貨幣政策對經(jīng)濟調(diào)控中的傳導(dǎo)作用，從而可以逐步穩(wěn)定貨幣政策的股票市場傳導(dǎo)路徑，并最終促進我國貨幣政策傳導(dǎo)渠道結(jié)構(gòu)的均衡化發(fā)展。

第二，由于投資者和管理者的經(jīng)驗不足、專業(yè)知識缺乏、上市公司行業(yè)結(jié)構(gòu)不合理和投機氛圍濃郁等原因，經(jīng)濟增長對股票收益率的時變影響關(guān)系在我國股市建立初期波動劇烈，使得股市無法全面、準(zhǔn)確、及時地反應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展。而自2003年以來，由于股市規(guī)模的不斷擴大、上市公司行業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸多元化及宏觀政策的制定和執(zhí)行水平進步明顯等原因，加快了實體經(jīng)濟和股票市場向自身運行規(guī)律的回歸，使得股票市場對經(jīng)濟增長的反映逐漸趨于穩(wěn)定，尤其是2010年以后，這種響應(yīng)關(guān)系步入了完全反應(yīng)區(qū)域，這說明股票市場在一定程度上實現(xiàn)了經(jīng)濟“晴雨表”的功能。

第三，通過對股票市場不穩(wěn)定性的分解，我們發(fā)現(xiàn)，除了股市建立初期的短暫期間，股市的內(nèi)在不穩(wěn)定性超越了外在不穩(wěn)定性成為股市總體不穩(wěn)定性的主要構(gòu)成外，其他時間段，股市的總體不穩(wěn)定性都由股市外在不穩(wěn)定性主導(dǎo)，另外，我國股市不穩(wěn)定性最劇烈的時期發(fā)生在1991—1992年末，而2008年金融危機期間則成為我國股市不穩(wěn)定性次劇烈時期。綜上所述，由于股市外在不穩(wěn)定性的主導(dǎo)地位，未來對股市監(jiān)管應(yīng)著重市場非理性化程度的度量以及國際金融經(jīng)濟危機傳染的預(yù)防與阻斷。

第四，通過對經(jīng)濟增長與股票市場內(nèi)在不穩(wěn)定性和外在不穩(wěn)定性建立馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，我們發(fā)現(xiàn)，無論是在經(jīng)濟增長的高波動區(qū)制還是低波動區(qū)制，都不存在股市內(nèi)在不穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長的顯著影響，而在經(jīng)濟增長的低波動區(qū)制，股市外在不穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長的抑制作用顯著，說明我國股票市場外在不穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長具有非對稱影響，但影響程度較弱。盡管過去的情況表明政策當(dāng)局在制定和執(zhí)行宏觀政策時不需太多考慮股票市場，但根據(jù)發(fā)達經(jīng)濟體的經(jīng)驗，并且隨著經(jīng)濟運行的市場化趨勢越來越明顯，股票市場在經(jīng)濟增長中的影響權(quán)重會越來越大，政策當(dāng)局應(yīng)密切關(guān)注股票市場，尤其是股票市場的不穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長的影響，以便在未來更好地應(yīng)對股票市場可能給實體經(jīng)濟帶來的重大影響。

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（責(zé)任編輯：劉 艷）endprint