周盈南 金涵

中圖分類號：F224 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文根據(jù)理論模型框架分析貨幣政策與股價(jià)的相互影響，并運(yùn)用模態(tài)經(jīng)驗(yàn)分解EMD方法深度挖掘股價(jià)收益與貨幣政策變量等序列內(nèi)的信息，發(fā)現(xiàn)我國貨幣政策影響股市的渠道是不通暢的，影響是微弱的。在考慮貨幣供給內(nèi)生性問題后，發(fā)現(xiàn)股價(jià)的變動(dòng)會(huì)顯著地影響貨幣需求與信貸等貨幣政策變量。最后得出結(jié)論，由于股價(jià)上漲伴隨高預(yù)期回報(bào)會(huì)吸納流動(dòng)性，我國貨幣供給具有內(nèi)生性，進(jìn)而影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的流動(dòng)性，因此貨幣當(dāng)局應(yīng)密切關(guān)注股價(jià)。

關(guān)鍵詞：貨幣政策 股票市場 經(jīng)驗(yàn)?zāi)B(tài)分解 貨幣供給內(nèi)生性

資本市場尤其是股市在國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行當(dāng)中所扮演角色的份量越來越重。一輪牛市行情的啟動(dòng)引發(fā)了又一場關(guān)于股市與貨幣的探討，央行降準(zhǔn)降息的消息似乎啟動(dòng)了牛市的引擎，很多人產(chǎn)生了貨幣政策推動(dòng)股市的“幻覺”。那么貨幣政策真的能夠影響股市嗎？2015年繼央行首次降息后，2015年2月M1同比增速有上月的10.6%下跌至5.6%，3月繼續(xù)下挫至2.9%，同樣的是M2同比增速也有放緩的趨勢，與火熱的股市形成對比。同時(shí)，伴隨著股市收益的高預(yù)期，居民儲(chǔ)蓄“搬家”，資金“脫實(shí)向虛”等現(xiàn)象又似乎不絕于耳。那么貨幣政策與股票市場的相互關(guān)系到底如何？本文將就此進(jìn)行分析。

文獻(xiàn)綜述

目前，國內(nèi)外學(xué)者主要通過實(shí)證檢驗(yàn)的方式對貨幣政策與股票市場相互影響關(guān)系進(jìn)行了研究。學(xué)者們基本認(rèn)同貨幣政策與股票價(jià)格間存在關(guān)聯(lián)性。然而，由于研究的方法和數(shù)據(jù)不同，在影響的效果方面仍有分歧。

在貨幣政策對股市影響性方面，國外學(xué)者首先進(jìn)行了研究。Waud（1970）研究指出名義貼現(xiàn)率的降低會(huì)對股票市場產(chǎn)生明顯利好，并導(dǎo)致股價(jià)上升。但貼現(xiàn)率的設(shè)定基于市場利率，具有一定的內(nèi)生性。Homa 和Jaffee（1971）認(rèn)為貨幣供應(yīng)量對股票回報(bào)之間有著顯著的正向影響。然而Berkman（1978）、Lynge（1981）的研究均表明貨幣供應(yīng)量與股價(jià)呈反向變動(dòng)關(guān)系。從20世紀(jì)90年代開始，學(xué)者開始使用向量自回歸模型以剔除內(nèi)生性影響。Thorbecke（1997）構(gòu)建了VAR模型，考慮了貨幣政策、股市收益率以及宏觀經(jīng)濟(jì)等指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)聯(lián)邦基金利率的變動(dòng)會(huì)引起道瓊斯工業(yè)指數(shù)的逆向變動(dòng)，并且對股票收益率具有顯著影響。Bernanke 和Kuttner（2005）以30天聯(lián)邦基金期貨合約的價(jià)格作為研究對象，發(fā)現(xiàn)其非預(yù)期下調(diào)會(huì)正向影響股票預(yù)期超額收益并帶來股票價(jià)格指數(shù)的上漲。Ahmed（2007）采用VECM模型研究發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)股票市場受貨幣供給沖擊的影響較大，而長期間兩者并不存在穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，但是當(dāng)在模型中進(jìn)一步考慮利率因素之后，貨幣供給量變動(dòng)與股票市場指數(shù)收益之間的關(guān)系就變得具有穩(wěn)定性。Bjornland和Leitemo（2009）采用SVAR方法，發(fā)現(xiàn)聯(lián)邦基金利率升高100個(gè)基點(diǎn)，股票的實(shí)際價(jià)格則會(huì)下降7%-9%。

國內(nèi)學(xué)者對于此問題也進(jìn)行了深入的研究。錢小安（1998）對1994-1997年的數(shù)據(jù)進(jìn)行靜態(tài)回歸，發(fā)現(xiàn)我國貨幣供應(yīng)量與資產(chǎn)價(jià)格間相關(guān)性較弱。易綱、王召（2002）構(gòu)建了一個(gè)封閉條件下包含金融資產(chǎn)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制模型，認(rèn)為短期、中、長期內(nèi)未預(yù)期貨幣供給的增加會(huì)正面影響股票市場，但長期中貨幣中性。胡援成和程建偉（2003）以貨幣供應(yīng)量、名義利率和真實(shí)利率為變量，采用協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)方法分析發(fā)現(xiàn)我國貨幣供應(yīng)量對股票市場的影響較大，而利率影響較小。孫華妤和馬躍（2003）運(yùn)用滾動(dòng)式VAR方法分析發(fā)現(xiàn)我國貨幣政策的貨幣供應(yīng)量對股票市場沒有顯著的影響，但利率政策對股票市場有很大影響。王培輝（2010）基于平滑轉(zhuǎn)移向量誤差修正模型以及一般化脈沖響應(yīng)函數(shù)方法模擬了我國的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，發(fā)現(xiàn)貨幣沖擊對股票價(jià)格波動(dòng)的影響呈現(xiàn)出一定的非對稱性。彭曉林（2012）采用BEKK模型研究了利率和貨幣供應(yīng)量對股票市場的影響及其長期效應(yīng)。他認(rèn)為利率和貨幣量均會(huì)對股票市場產(chǎn)生影響，但利率的影響更長久。

在股票市場對貨幣的影響方面，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了廣泛的研究。Bernanke&Gertler（2000）認(rèn)為由于股票價(jià)格波動(dòng)較大，資產(chǎn)價(jià)格不宜作為貨幣政策的決策依據(jù)。Mishkin（2001）也反對貨幣政策盯住將資產(chǎn)價(jià)格，因?yàn)楣墒型稒C(jī)性強(qiáng)且變動(dòng)頻繁。而Cecchetti&Genberg（2000）則認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格可以反映通貨膨脹的預(yù)期，所以股價(jià)應(yīng)當(dāng)被考慮進(jìn)貨幣政策穩(wěn)定物價(jià)的目標(biāo)中。國內(nèi)研究中，瞿強(qiáng)（2001）認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)會(huì)對GDP缺口產(chǎn)生影響，所以我國貨幣政策應(yīng)關(guān)注股價(jià)等資產(chǎn)價(jià)格。呂江林（2005）對我國1990-2002年的年度數(shù)據(jù)運(yùn)用協(xié)整分析和ECM模型，發(fā)現(xiàn)股價(jià)與GDP間存在顯著協(xié)整關(guān)系，但股價(jià)并不是GDP增長的原因。與發(fā)達(dá)國家及新興市場國家情況對比分析后，他認(rèn)為隨著我國股市發(fā)展，我國貨幣政策應(yīng)對股價(jià)做出反應(yīng)。張立軍（2009）基于SVAR模型認(rèn)為股票價(jià)格能在一定程度上改變貨幣量，影響貨幣政策效果。陳繼勇（2013）使用SVAR模型進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)在一定程度上反映了未來產(chǎn)出和通貨膨脹信息，其中，股票價(jià)格對未來產(chǎn)出缺口的預(yù)測能力側(cè)重于短期，對未來通貨膨脹率的預(yù)測效力偏重于較長時(shí)期；房地產(chǎn)價(jià)格反之。因此中國貨幣政策在一定條件下可以盯住資產(chǎn)價(jià)格。

在這場關(guān)于股票市場與貨幣政策的討論中，學(xué)者們的觀點(diǎn)尚未達(dá)成一致——不同的研究由于不同的假設(shè)前提，不同的樣本數(shù)據(jù)，以及不同的數(shù)據(jù)處理方式帶得出不同的結(jié)果。若把觀點(diǎn)的差異歸結(jié)為中國股市的發(fā)展尚不完善并不具有說服力，因大量的實(shí)證研究表明中國的股票市場在20世紀(jì)90年代后期的已經(jīng)是漸進(jìn)有效的（張兵，2002），貨幣政策對于股市的影響機(jī)制如若存在，一定是遵循著某種規(guī)律，且亟需被發(fā)現(xiàn)與認(rèn)識(shí)的。從另一方面來講，如果不同的計(jì)量方法得出不同的答案，側(cè)面說明了之前認(rèn)識(shí)到的貨幣政策對于股市的影響機(jī)制是不穩(wěn)健的。當(dāng)然，客觀的原因在于股市所受影響的因素太多，政策變動(dòng)、外部沖擊、不同的時(shí)間尺度，甚至不同的頻段都包括大量的不確定的噪聲存在。

在研究方法上，現(xiàn)有研究大多采用協(xié)整、VAR等方法處理非平穩(wěn)、非線性時(shí)間序列。但其局限之處也很明顯：進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)需滿足兩個(gè)前提條件：變量之間必須是同階單整關(guān)系；變量間必須是長期的線性均衡關(guān)系。而現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)很難同時(shí)滿足這兩點(diǎn)；VAR及SVAR等VAR類模型適用于完全按市場規(guī)律運(yùn)行的經(jīng)濟(jì)體。而我國由于存在政府干預(yù)，即結(jié)構(gòu)約束，VAR類模型很難進(jìn)行準(zhǔn)確的預(yù)測（李子奈，2010）。

另外，現(xiàn)有文獻(xiàn)未能很好地解決貨幣政策代理變量內(nèi)生性的問題。貨幣供應(yīng)量是股市的上漲引致了貨幣需求的上升抑或貨幣供給帶來的流動(dòng)性改善推動(dòng)了股市的上漲。學(xué)者往往采用VAR模型來克服內(nèi)生性問題。但正是由于VAR模型在這個(gè)話題上的普遍應(yīng)用，加上缺少嚴(yán)格的理論支撐，使得“會(huì)說話的數(shù)據(jù)”沒有清晰地闡釋出其中機(jī)制。

經(jīng)驗(yàn)?zāi)B(tài)分解方法（Empirical Mode Decomposition）由N.E.Huang于1998年提出，可以將非線性非平穩(wěn)的時(shí)間序列分解為有限個(gè)線性平穩(wěn)的序列，提取出不同頻率下時(shí)間序列的周期，進(jìn)而全面分析各經(jīng)濟(jì)變量在不同頻率下的相互影響關(guān)系。自EMD方法提出以來，已經(jīng)在經(jīng)濟(jì)、金融工程領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用。秦宇（2008）采用EMD方法將上市股票價(jià)格進(jìn)行了趨勢分解和波動(dòng)性分析，發(fā)現(xiàn)各分量對重大宏觀事件反應(yīng)程度不同。但其并未對分解出的6個(gè)IMF分量進(jìn)行重構(gòu)。而IMF分量過多、各分量間區(qū)分較小，會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)意義難以顯現(xiàn)（何孝星，2014）。史美景和曹星婉（2012）對我國通貨膨脹率以及股票收益率的變化趨勢做了分解，并借鑒了Baxter&King（1999）的方法進(jìn)一步把6個(gè)IMF分量重新合并為高頻、中頻以及低頻三個(gè)波動(dòng)周期，發(fā)現(xiàn)不同周期中通貨膨脹率和股票收益率的影響關(guān)系有所不同。

綜上，本文將采用經(jīng)驗(yàn)?zāi)B(tài)分解方法來觀察不同時(shí)間尺度下貨幣政策與股票價(jià)格的相關(guān)關(guān)系以進(jìn)一步分析貨幣政策對于股票市場的影響。本文的貢獻(xiàn)在于以下兩點(diǎn)：一是利用經(jīng)驗(yàn)?zāi)B(tài)分解方法（EMD）挖掘時(shí)間序列中更多的信息來闡明貨幣政策與股票價(jià)格的相關(guān)機(jī)理，在不同的時(shí)間尺度下對于理論模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，試圖發(fā)現(xiàn)不同的期限結(jié)構(gòu)下二者相應(yīng)的作用機(jī)制。二是通過分解的時(shí)間序列，考慮貨幣供應(yīng)的內(nèi)生性問題。

理論模型

（一）貨幣供給內(nèi)生性問題

經(jīng)濟(jì)學(xué)界一直存在著貨幣供給的內(nèi)生性與外生性之爭。貨幣供給內(nèi)生性理論認(rèn)為，貨幣供給并不是中央銀行可以自行決定的，而是由經(jīng)濟(jì)中諸多因素所內(nèi)生決定的。中央銀行只能被動(dòng)地根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需的貨幣量投放貨幣。而貨幣供給外生性理論則認(rèn)為貨幣當(dāng)局有能力通過調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量來影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)。在研究貨幣政策對于股價(jià)的影響方面，學(xué)者一般會(huì)選擇貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策代理變量。這樣的做法往往隱含貨幣外生的前提條件，忽略內(nèi)生性因素。根據(jù)現(xiàn)代貨幣數(shù)量論，如若貨幣供給變動(dòng)能使貨幣需求量受到影響，可以認(rèn)為貨幣供給為外生；反之，貨幣供給可以認(rèn)識(shí)是內(nèi)生的。這里討論的內(nèi)生性有別于統(tǒng)計(jì)意義上的內(nèi)生性，即變量與誤差項(xiàng)之間存在相關(guān)性。

關(guān)于我國證券資產(chǎn)需求對于貨幣需求影響的存在性早期已經(jīng)被學(xué)者證實(shí)（謝富勝，2000）。而周誠君（2002），魯國強(qiáng)和曹龍騏（2007）也認(rèn)為我國貨幣供給具有明顯的內(nèi)生性?；诖?，在研究貨幣政策與股價(jià)的相關(guān)性上，貨幣供給內(nèi)生性問題可能顯得不可回避。貨幣供應(yīng)量增加伴隨市場流動(dòng)性寬裕，市場利率下降，會(huì)有利于股價(jià)的上升；而股價(jià)的上升也會(huì)很大程度上吸引資金入市，影響貨幣需求函數(shù)。但是從中央銀行的角度出發(fā)，貨幣政策的方向在短期內(nèi)是不會(huì)輕易地變化，寬松期或者緊縮期會(huì)持續(xù)很長的時(shí)間——美國在走出2008年次貸危機(jī)5年之后，遲遲的沒有開啟加息周期。因而短期內(nèi)的貨幣量的波動(dòng)不能看作是貨幣政策的代理變量，側(cè)面可以看作是貨幣供給內(nèi)生性的體現(xiàn)。而中長期或者是在寬松或者緊縮的持續(xù)期內(nèi)，貨幣政策的有效性可以較好的衡量。簡言之，短期內(nèi)貨幣供給內(nèi)生性較多的體現(xiàn)在貨幣量上，而長期貨幣量能較好的反映貨幣政策方向與力度。關(guān)于這個(gè)問題將在實(shí)證部分進(jìn)一步檢驗(yàn)。

（二）貨幣政策與股票市場相互影響的經(jīng)典理論分析

1.貨幣政策對股市的影響。貨幣政策主要通過貨幣供應(yīng)量和利率調(diào)整兩方面對股票價(jià)格產(chǎn)生影響。

貨幣供應(yīng)量。貨幣可視作一種資產(chǎn)。根據(jù)資產(chǎn)組合理論，貨幣供應(yīng)量上升時(shí)，投資者持有的貨幣量也將增加。當(dāng)其安全資產(chǎn)比例較高時(shí)，投資者就會(huì)增加投資風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。若風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的供給數(shù)量一定，其價(jià)格就會(huì)上升。

利率。一是股票絕對估值理論：貨幣政策會(huì)影響利率進(jìn)而間接地影響折現(xiàn)率，最終通過貼現(xiàn)模型影響股票價(jià)格。當(dāng)利率下降時(shí)，折現(xiàn)率也會(huì)下降，股票價(jià)格則會(huì)上漲。二是資產(chǎn)選擇理論：利率分替代效應(yīng)和積累效應(yīng)負(fù)向影響股價(jià)。其中，替代效應(yīng)：假設(shè)只有股票和債券兩種投資品且資產(chǎn)總額一定。利率下降時(shí)，債券價(jià)格上升，投資者會(huì)減少購買債券，增加股票投資，從而股價(jià)上升。積累效應(yīng)：利率下降意味著無風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益下降。而為達(dá)到一定的財(cái)富積累目標(biāo)，投資者會(huì)增加購買風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，股票價(jià)格上升。

2.股票市場對貨幣政策的影響。股票市場影響貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制主要有以下四種渠道：

一是投資（托賓q）效應(yīng)。詹姆斯·托賓定義q為企業(yè)的市場價(jià)值與資本重置價(jià)值之比。若q>1，企業(yè)市場價(jià)值高于資本的重置成本，企業(yè)可以通過發(fā)行較少的股票獲得較多投資品。因此企業(yè)會(huì)增加投資，促進(jìn)總產(chǎn)出增加。

二是財(cái)富效應(yīng)。弗朗哥·莫迪利安尼的消費(fèi)生命周期模型認(rèn)為股票價(jià)格上升會(huì)使金融財(cái)富增加，進(jìn)而使居民畢生財(cái)富增加。邊際消費(fèi)傾向一定時(shí)，消費(fèi)者畢生財(cái)富的增加就會(huì)帶來消費(fèi)支出的增加。但短期股價(jià)對消費(fèi)刺激作用較小。因此若股市長期穩(wěn)定繁榮，居民畢生財(cái)富增加，消費(fèi)增加，從而擴(kuò)大總產(chǎn)出。

三是資產(chǎn)負(fù)債表（信用）效應(yīng)。Bernanke和Gertler認(rèn)為由于市場的不完全和信息不對稱，銀行的貸款意愿會(huì)影響企業(yè)投資支出。股價(jià)上升意味著企業(yè)凈值增加，即貸款抵押品的升值，這有助于公司進(jìn)行外部融資，從而增加投資支出。

四是流動(dòng)性效應(yīng)。米什金認(rèn)為股票流動(dòng)性較好，容易變現(xiàn)。當(dāng)其價(jià)格上升時(shí)，消費(fèi)者陷入財(cái)務(wù)困難的可能性較小，因此會(huì)增加耐用品的消費(fèi)支出，進(jìn)而增加產(chǎn)出。

（三）貨幣政策與股價(jià)價(jià)格相關(guān)性的理論模型

根據(jù)上述的經(jīng)典理論并且結(jié)合我國現(xiàn)實(shí)，本文借鑒（易綱，2002）中的模型。此模型在一系列前提假設(shè)下，闡述了貨幣政策的股市傳導(dǎo)模型。

簡單推導(dǎo)如下：

假定存在一個(gè)封閉的經(jīng)濟(jì)，無名義匯率的變動(dòng)，利率由市場決定，包括股票市場在內(nèi)的資本市場相對成熟完善，并且一般商品價(jià)格變動(dòng)表現(xiàn)出粘性。

假定產(chǎn)出（收入）Y是由總需求D決定的：

Y=σ（D-Y） 其中：σ>0 （1）

根據(jù)托賓q 的一般定義，q 值越大，意味著資本的市場價(jià)值超出資本重置的成本越多，因此投資上升。所以，托賓q 的大小能夠正向影響總需求。并且，在一個(gè)封閉經(jīng)濟(jì)中，總需求同時(shí)也受到消費(fèi)C（對數(shù)表示）和政府支出G（對數(shù)表示）的影響，即：

D=τC+αq+ρG 其中：τ>0，α>0，ρ>0 （2）

由此可以得到產(chǎn)出的調(diào)整方程為：

Y=σ（τC +αq+ρG -Y） （3）

公眾消費(fèi)的調(diào)整取決于財(cái)富的變化，而財(cái)富主要由當(dāng)期的收入和手中持有的股票組成：

（4）

其中q和下文中的P均是與充分就業(yè)產(chǎn)Y、均衡利率水平r和名義貨幣供給M所描繪的狀態(tài)空間所對應(yīng)的q和P的穩(wěn)態(tài)數(shù)值。

商品的價(jià)格水平P（對數(shù)表示）在向穩(wěn)態(tài)逐步調(diào)整：

（5）

以下將引入托賓q的動(dòng)態(tài)。如果以π表示利潤，以r表示短期實(shí)際利率，那么，由于資本的邊際收益產(chǎn)品等于資本使用者的成本rq-q，就存在以下的均衡關(guān)系：

（6）

短期實(shí)際利率r 是由名義利率i 和預(yù)期通貨膨脹πe決定的（在此假定πe=P）：

r=i-πe （7）

在一個(gè)典型IS-LM框架下，名義利率i 是由產(chǎn)出Y 和實(shí)際貨幣供給M-P（對數(shù)表示）決定的，即：

i=bY-h（M-P） b>0 h>0 （8）

并且，注意到利潤π取決于產(chǎn)出Y，因此存在：

π=κ+μY μ>0 （9）

這樣，借助式（5）-式（9），就可以得到托賓q 的調(diào)整方程：

（10）

由于價(jià)格剛性的存在，一般商品價(jià)格和股票市場價(jià)格受到貨幣政策影響后變化規(guī)律的不同，可以根據(jù)時(shí)間長短依次劃分為四個(gè)時(shí)期，即短期、中短期、中長期和長期。

短期內(nèi)商品價(jià)格呈現(xiàn)出一定的剛性，可以認(rèn)為物價(jià)外生于股票市場，貨幣政策只帶來股票價(jià)格的上漲。但是實(shí)際中物價(jià)水平很難完全剛性，所以學(xué)者易綱認(rèn)為這種情形只是理論上的極端。但是本文認(rèn)為，假若股票市場與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)渠道沒有有效的連接，可能這種理論上的物價(jià)外生現(xiàn)象會(huì)在一段時(shí)間內(nèi)存在。

中短期內(nèi)，貨幣政策通過公眾未預(yù)期到的貨幣供給增加帶來短期名義利率的下降，進(jìn)而促使股價(jià)上升，而股價(jià)的上升會(huì)通過Tobin q效應(yīng)刺激投資需求，同時(shí)使得一般物價(jià)水平上升。

中長期內(nèi)，與中短期的情形不同的是，Tobin q 效應(yīng)帶來了生產(chǎn)率的提高，或者是規(guī)模效應(yīng)帶來供給的增加，至此引起一般物價(jià)水平的下降。綜上，貨幣供應(yīng)會(huì)一定程度上被股市分流，而股市價(jià)格影響一般物價(jià)的假設(shè)前提是Tobin q效應(yīng)影響投資需求的渠道是有效的。而長期的貨幣中性很難具實(shí)際價(jià)值，本文不做重點(diǎn)討論。

實(shí)證模型

本文使用經(jīng)驗(yàn)?zāi)B(tài)分解（Empirical Mode Decomposition）對貨幣政策和股票價(jià)格序列進(jìn)行分解。Huang（1998）所提出的EMD算法，依據(jù)數(shù)據(jù)自身的局部時(shí)間尺度特征來進(jìn)行信號分解，使復(fù)雜信號中不同尺度的波動(dòng)或趨勢逐級分解為有限個(gè)本征模函數(shù)（Intrinsic Mode Function，IMF），所分解出來的各IMF分量包含了原信號不同時(shí)間尺度的局部特征信號。每一個(gè)IMF都代表著原信號中所包含的一個(gè)尺度波動(dòng)成份，而余項(xiàng)通常代表原信號的趨勢或均值。該方法不需要事先設(shè)定任何基函數(shù)，克服了傅立葉分解和小波分解方法需要依賴于先驗(yàn)性的諧波基函數(shù)和小波基函數(shù)的缺點(diǎn)，具有十分明顯的優(yōu)勢。

EMD算法能夠?qū)?shù)據(jù)進(jìn)行希爾伯特變換獲得時(shí)頻譜圖，得到有物理意義的頻率。它能夠突出信號的局部波動(dòng)，為分析者提供不同周期的模態(tài)。

EMD分解方法需滿足以下兩個(gè)假設(shè)條件：

一是在整個(gè)數(shù)據(jù)集上，極值點(diǎn)數(shù)與過零點(diǎn)數(shù)相等或相差1。

二是在任一點(diǎn)，由局部極值定義的上下包絡(luò)的平均值為零。

IMF通過篩選過程逐個(gè)被提取出來。最高頻的首先被篩選出，接著根據(jù)頻率次高的IMF，直到分解出所有的IMF。

其具體步驟如下：

（1）確定原序列X（t）的所有極值點(diǎn)（包括極大值和極小值）。（2）采用三次樣條插值法產(chǎn)生原序列的上下包絡(luò)，并將二者的均值記為m（t）。（3）從原序列中減去m（t），得到C（t），C（t）=X（t）-m（t）。（4）若C（t）是IMF，記為第i個(gè)IMF，并用殘差r（t）代替X（t），r（t）=X（t）-C（t）；若C（t）不是IMF，用C（t）代替X（t）。重復(fù)步驟（1）至（4），直到殘差滿足停止條件。

這樣，原序列可表示為所有IMF 及殘差的疊加：

變量選取與實(shí)證檢驗(yàn)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

表1為本文所選變量與數(shù)據(jù)來源。銀行間同業(yè)拆借利率（CHIBOR）作為市場化程度較高的利率，數(shù)據(jù)在1996年開始公布。由于EMD方法傾向于使用頻率較高的數(shù)據(jù)，并且考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文所取數(shù)據(jù)為1996年1月至2015年3月的月度數(shù)據(jù)。

選擇狹義貨幣供應(yīng)量（M1）而不是廣義貨幣供應(yīng)量（M2）的原因是M1不包含準(zhǔn)貨幣，在研究影響股價(jià)與貨幣供給內(nèi)生性上更具有優(yōu)勢。

（二）實(shí)證分析

對于各個(gè)變量進(jìn)行EMD分解成不同頻率分布的子序列，即本征模（IMF）序列，其分解過程運(yùn)用Matlab編程實(shí)現(xiàn)，設(shè)定的集成數(shù)量為100，噪聲標(biāo)準(zhǔn)差為0.2，圖1為LNS序列分解出的8個(gè)IMF序列，由高頻序列IMF1至低頻序列IMF8，ECG是LNS原始序列。限于篇幅，其余序列分解圖未列出。

為獲取不同時(shí)間尺度的序列進(jìn)行分析，我們進(jìn)一步將IMF分量合并。對于各個(gè)序列的IMF變量進(jìn)行再次的疊加可以獲得相應(yīng)的中短期、中期與長期的波動(dòng)和趨勢，以此分析各個(gè)變量在不同的時(shí)間尺度下的相互影響。換句話說，長周期中的次周期會(huì)被分離出來，經(jīng)濟(jì)變量之間的長短期效應(yīng)差異能夠被識(shí)別。但是各IMF變量的相加存在一定的主觀性，可能不同的疊加方式會(huì)帶來不同的結(jié)果，以此削弱檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。

本文根據(jù)FFT測度方法，得到IMF2平均周期一般在1年左右，IMF3平均周期一般在2年左右，都可以認(rèn)為是中期與短期的分水嶺。因此將IMF1-IMF3進(jìn)行疊加作為中短期波動(dòng)，IMF4與IMF5相加作為中長期趨勢，IMF6與其余項(xiàng)相加得到長期趨勢。下文將對IMF1-IMF2、IMF3-IMF5、IMF6-IMF8進(jìn)行重新組合進(jìn)行穩(wěn)健性分析，由此獲得中短期序列（Short periods）中長期序列（Middle periods）和長期趨勢（Long periods）序列（見圖2）。Whole periods是指相關(guān)數(shù)據(jù)的原始序列。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明總體上本文短期、中期與長期的劃分是穩(wěn)健的。

得到不同時(shí)間尺度下的數(shù)據(jù)序列后，可以進(jìn)行相關(guān)變量的格蘭杰因果檢驗(yàn)。表2與表3是不同時(shí)間尺度下的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，表4和表5是另一種合并方式的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果以做穩(wěn)健型分析。表2-表5中*表示通過10%的顯著性檢驗(yàn)，**表示通過5%的顯著性檢驗(yàn)，***表示通過1%的顯著性檢驗(yàn)。

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問題。因此在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前首先應(yīng)對各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（unit root test）。常用增廣的迪基——富勒檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）來分別對各指標(biāo)序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于單位根檢驗(yàn)顯示，M1與CPI檢驗(yàn)P值都大于20%，表明長期項(xiàng)存在單位根，是不平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此他們的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果不是穩(wěn)健的，故表中未列出。

通過格蘭杰因果檢驗(yàn)（見表2-表5） ，一些影響機(jī)制的有效性得到了印證。在LNS的檢驗(yàn)中發(fā)現(xiàn)：

第一，理論模型中貨幣政策與股價(jià)的影響機(jī)制在實(shí)證檢驗(yàn)中是微弱的。首先貨幣政策的兩個(gè)中介指標(biāo)，貨幣量與利率對于股價(jià)的影響是微弱的，在不同的時(shí)間尺度上都不是穩(wěn)定的。M1_M是LNS_M的格蘭杰原因未能通過穩(wěn)健性分析，因此可以認(rèn)為貨幣政策無法有效的影響股票價(jià)格。M1的原始序列是股價(jià)原始序列的格蘭杰原因，但是一旦被分解至不同的頻率下，影響的不穩(wěn)定性就此暴露。

第二，股價(jià)無論是的中短期波動(dòng)還是中長期的變化都是M1和TL的單向格蘭杰原因，中長期上是CHIBOR的單向格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗(yàn)與不同頻率分量的相關(guān)性檢驗(yàn)都證實(shí)了股價(jià)變化對于貨幣量與利率的影響。一般來說貨幣供應(yīng)量直接衡量貨幣供給往往會(huì)遺漏貨幣需求的影響，但是在不同的時(shí)間尺度下實(shí)證證據(jù)都顯示，LNS對于M1的單向主導(dǎo)體現(xiàn)了我國股票市場對于貨幣需求有著顯著的影響。除此外還說明，我國貨幣供給存在內(nèi)生性，短期內(nèi)的股價(jià)波動(dòng)能夠很好的解釋貨幣量的短期波動(dòng)（見圖3、圖4）。

第三，中短期內(nèi)CPI與股價(jià)幾乎不存在相關(guān)性，也不存在格蘭杰因果關(guān)系。而中長期內(nèi)股價(jià)是CPI的格蘭杰單向原因。實(shí)證結(jié)果說明物價(jià)水平外生于股票市場的現(xiàn)象確實(shí)存在，我國資本市場常常由于沒有起到經(jīng)濟(jì)晴雨表的作用而被詬病，可能這樣的詬病并非空穴來風(fēng)，模型中的Tobin Q效應(yīng)可能是不穩(wěn)定的甚至是不存在的。但是股票市場與實(shí)體經(jīng)濟(jì)其實(shí)沒有完全割裂，LNS在中長期能夠很好地解釋CPI（見圖5）。這可能可以被資產(chǎn)價(jià)格隱含未來通脹的信息（王虎，2007；陳繼勇，2013）所解釋。

第四，貨幣政策對于物價(jià)水平的影響力是顯著有效的。在中長期內(nèi)，各個(gè)貨幣政策變量都與CPI互為格蘭杰原因，而中短期內(nèi)只有M1是CPI的單向格蘭杰原因。之前分析過貨幣政策的有效性可能在很大程度上體現(xiàn)在較長的時(shí)間尺度上，所以貨幣政策的影響應(yīng)較多的體現(xiàn)在中長期序列中。不難發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對于股價(jià)和對于CPI的影響有著明顯的差別，影響物價(jià)的有效性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于作用與股票價(jià)格。

為了檢驗(yàn)長期周期中，我國貨幣政策對股價(jià)和CPI的影響有何差異，本文根據(jù)Conover（2005）的標(biāo)準(zhǔn)將我國貨幣政策周期進(jìn)行了劃分。本文對我國貨幣政策周期的劃分判斷標(biāo)準(zhǔn)為央行首次反向調(diào)節(jié)準(zhǔn)備金率或者一年期存款基準(zhǔn)利率，分別用1和0表示。Difference為兩類區(qū)間的均值差，采用異方差雙樣本檢驗(yàn)，括號內(nèi)表示T檢驗(yàn)的p值（見表6）。

從表6與表7中可以看出，在貨幣政策的擴(kuò)張期中股票的收益率沒有顯著的超過緊縮期，僅僅在中長期序列股票回報(bào)有顯著的差異，說明我國的貨幣政策對于股市的影響在長期內(nèi)不明顯，股市包含較多的噪聲。

然而通脹率卻在擴(kuò)張期顯著的要低于緊縮期。因?yàn)榫o縮貨幣主要是為了抑制高通脹，我國央行的貨幣政策具有相機(jī)抉擇的特點(diǎn)。然而只有在中短周期中（根據(jù)FFT測算在一年左右），CPI的波動(dòng)在寬或緊的貨幣政策環(huán)境中沒有顯著差異。

至此可以認(rèn)為貨幣當(dāng)局的相機(jī)抉擇式貨幣政策在較長的時(shí)間段中體現(xiàn)出了周期性，有效地抑制了通貨膨脹，而短期內(nèi)有效性欠缺；而貨幣政策對于股價(jià)沒有顯著的影響。這再次佐證了之前的實(shí)證結(jié)果。

結(jié)論及建議

綜上所述，基于上述論證分析本文得到以下結(jié)論與猜想：

貨幣政策的兩大中介目標(biāo)貨幣供應(yīng)量與利率對于股市的作用機(jī)制與經(jīng)典理論有一定的差距，不能有效并持續(xù)性的影響股價(jià)。央行采用的貨幣政策是相機(jī)抉擇式的，帶有斟酌性的，因而對于若干貨幣政策渠道（包括利率、貨幣供應(yīng)量和信貸）影響股市的檢驗(yàn)是微弱的。

我國股市的發(fā)展至今，其地位越發(fā)的重要。股市的上漲會(huì)吸引資金的進(jìn)入，對于輸入實(shí)體的貨幣有分流效應(yīng)。因而資金“脫實(shí)轉(zhuǎn)虛”并不是空虛來風(fēng)，股市對于貨幣各個(gè)層次都或多或少的有分流的效應(yīng)存在，因而實(shí)體經(jīng)濟(jì)融資成本高企與股市紅紅火火的并存場面經(jīng)常性的上演；信貸與此同時(shí)可能是大幅增加，但是一定程度上沒有服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)。

貨幣政策的股市傳導(dǎo)機(jī)制是不完善的或者是微弱的，那么長期股市的持續(xù)高漲不可能被貨幣政策的寬松所支撐，盡管近期一輪牛市的火花可能是央行降準(zhǔn)降息的寬松潮流所點(diǎn)燃的；真正主導(dǎo)股市不斷沖高的可能是如席勒所述的非理性繁榮而非所謂的寬松貨幣潮。當(dāng)然不可否認(rèn)的是貨幣影響股市效應(yīng)不明顯并非意味著政府對于股市無力干預(yù)。但是我國所謂“政策市”的股票市場并不是貨幣機(jī)制左右的，政府仍然通過其他諸如釋放信號，改善預(yù)期等諸多手段影響著股市。

可以猜想的是，央行的貨幣政策希望將資金注入到干涸的實(shí)體經(jīng)濟(jì)中去。盡管拉動(dòng)股市對于實(shí)體會(huì)有所提振，但是股價(jià)漲得過于瘋狂會(huì)使實(shí)體內(nèi)的流動(dòng)性雪上加霜。貨幣供給內(nèi)生性是貨幣當(dāng)局不容忽視的問題，當(dāng)然也不能回避。因此，貨幣當(dāng)局應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎地關(guān)注股票市場謹(jǐn)防資產(chǎn)泡沫，并且就在當(dāng)下，往往“股市慢?！毙Ч选?/p>

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