股票價(jià)格波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的理論和實(shí)證探討

趙東越，曾 成

(1.山東大學(xué)，山東 濟(jì)南 250100；2.愛(ài)丁堡大學(xué)，英國(guó) 蘇格蘭 愛(ài)丁堡市)

一、問(wèn)題的提出

世界各國(guó)的證券市場(chǎng)都會(huì)不可避免地受到宏觀調(diào)控的影響，中國(guó)股票市場(chǎng)作為一個(gè)發(fā)展僅有20余年的新市場(chǎng)也有不成熟的一面，曾經(jīng)出現(xiàn)過(guò)很多針對(duì)股市的調(diào)控措施，學(xué)者對(duì)股市作為宏觀經(jīng)濟(jì)晴雨表的作用以及宏觀政策是否與股票市場(chǎng)掛鉤存在爭(zhēng)議。本文在理論分析的基礎(chǔ)上用向量自回歸和誤差修正模型來(lái)研究股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間是否存在關(guān)聯(lián)性以及存在怎樣的關(guān)聯(lián)性，從而把握宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票市場(chǎng)的作用機(jī)制。

1976年羅斯[1]提出了APT(Asset Pricing Theory)理論，該理論認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)變量與風(fēng)險(xiǎn)是影響股票市場(chǎng)的因素，這使得股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的相互關(guān)系有了理論依據(jù)。從此，股票市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)變量的相互影響關(guān)系就成為學(xué)者們研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。股票市場(chǎng)的發(fā)展壯大不僅增強(qiáng)了資本市場(chǎng)的活動(dòng)能力，也在一定程度上反作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)各變量產(chǎn)生影響，再由宏觀經(jīng)濟(jì)變量反作用于股票市場(chǎng)而如此循環(huán)往復(fù)。政府采取的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段，也是基于這樣的作用機(jī)制來(lái)對(duì)資本市場(chǎng)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)節(jié)的。

Patrick[2]認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期, 金融發(fā)展導(dǎo)致實(shí)際部門(mén)的增長(zhǎng), 當(dāng)經(jīng)濟(jì)趨于成熟時(shí), 經(jīng)濟(jì)發(fā)展反過(guò)來(lái)促進(jìn)金融發(fā)展。Chen 等人[3]在APT 的基礎(chǔ)上建立了一個(gè)向量自回歸(VAR)模型，他們發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量通過(guò)影響貼現(xiàn)率成為股市風(fēng)險(xiǎn)因素之一，還發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量和股票價(jià)格之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。Caporaleg[4]對(duì)東亞國(guó)家的實(shí)證研究也表明, 資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)能導(dǎo)致產(chǎn)出增長(zhǎng)波動(dòng)。Levine和Zervos[5]用股市交易規(guī)模、成交量、交易率、經(jīng)濟(jì)一體化水平和股市波動(dòng)率等指標(biāo)來(lái)衡量股市發(fā)展水平，并對(duì)GDP增長(zhǎng)和資本形成率進(jìn)行回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)股市與宏觀經(jīng)濟(jì)之間存在高度的正相關(guān)關(guān)系。Atjer和Jovanovic[6]以包括發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家在內(nèi)的40個(gè)國(guó)家為樣本, 利用GJ 模型成功驗(yàn)證了股市與經(jīng)濟(jì)有明顯的相關(guān)關(guān)系。Granger[7]提出了協(xié)整分析理論，為檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股市的關(guān)聯(lián)性提供了另一種方法。Fama[8]用多因素模型證實(shí)了美國(guó)經(jīng)濟(jì)中貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率對(duì)股市收益率有顯著影響，并指出貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹是通過(guò)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)對(duì)股市產(chǎn)生作用的。Bennanke 和Kuttner[9]利用VAR 方法，考察了未預(yù)期貨幣政策對(duì)股票市場(chǎng)的影響。實(shí)證結(jié)果表明，貨幣政策對(duì)股票市場(chǎng)有影響，但貨幣政策的變動(dòng)只能解釋部分股票價(jià)格的變動(dòng)。鐘小強(qiáng)[10]利用VAR 模型和協(xié)整理論就貨幣政策對(duì)股市的有效性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明股指和貨幣供應(yīng)量、利率之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；同時(shí)貨幣供應(yīng)量是股指的格蘭杰原因，利率不是股指的格蘭杰原因；相對(duì)于利率，貨幣供應(yīng)量對(duì)股市的影響更大。孫云玉[11]采用2000年—2007年的數(shù)據(jù)分析中國(guó)股市價(jià)格波動(dòng)與貨幣供應(yīng)量之間的關(guān)系，結(jié)果表明二者之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

也有學(xué)者認(rèn)為股市與宏觀經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系較弱，甚至沒(méi)有關(guān)系。例如，Harris[12]選取了49個(gè)國(guó)家作為樣本國(guó), 采用二階段最小平方法進(jìn)行檢驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)股市流動(dòng)性的增強(qiáng)促進(jìn)了交易成本的降低和風(fēng)險(xiǎn)的分散, 但這也增加了資產(chǎn)二級(jí)市場(chǎng)的活動(dòng)水平, 從而將投資者的新增資本吸引到既有資產(chǎn)的購(gòu)買(mǎi)上，而不是促進(jìn)新的資本形成，這種儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)流便成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的極大障礙，因此股市發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系較弱，并且在統(tǒng)計(jì)上不顯著，尤其是欠發(fā)達(dá)國(guó)家，股市發(fā)展與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系非常弱。Arestis和Demetriades[13]認(rèn)為股市缺乏效率, 難以與宏觀經(jīng)濟(jì)有密切關(guān)系。

以上研究均是從實(shí)證的角度來(lái)證實(shí)股市與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系, 但是由于參數(shù)選擇不一致, 導(dǎo)致結(jié)論截然相反, 并且實(shí)證結(jié)論缺乏理論支持。本文認(rèn)為僅僅用實(shí)證分析的方法研究股票價(jià)格波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)系是不夠的，因此，本文將消費(fèi)資產(chǎn)定價(jià)模型和生產(chǎn)者理論結(jié)合起來(lái)，對(duì)股票價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行理論分析。

二、股票定價(jià)模型

現(xiàn)實(shí)中，常常遇到與時(shí)間有關(guān)的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，經(jīng)濟(jì)狀態(tài)與時(shí)間的關(guān)系叫作路徑。決策者需要從眾多的路徑當(dāng)中選擇一條最優(yōu)路徑，當(dāng)變量沿著該路徑變化時(shí)，目標(biāo)函數(shù)達(dá)到最大值。因此，動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題與靜態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題的不同之處主要在于，靜態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題的解是點(diǎn)，與時(shí)間無(wú)關(guān)，而動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題的解是一條依賴(lài)于時(shí)間的路徑，實(shí)際上是一條曲線或者是一個(gè)集合。一般來(lái)說(shuō)，這類(lèi)問(wèn)題可以分兩種情形來(lái)討論。第一種情形是時(shí)間是離散的，即將一段時(shí)間劃分為幾個(gè)不同的區(qū)間，可以是有限的，也可以是無(wú)限的。第二種情況是時(shí)間是連續(xù)的，時(shí)間變量的定義域是連續(xù)區(qū)間集合。

對(duì)于離散時(shí)間的最優(yōu)化問(wèn)題，一般來(lái)說(shuō)常用的方法有兩種：一種是拉格朗日乘數(shù)法，即將動(dòng)態(tài)問(wèn)題看成是多變量的靜態(tài)問(wèn)題；另一種是貝爾曼方程，即將最優(yōu)化問(wèn)題變成一個(gè)兩期問(wèn)題求解。

現(xiàn)代生命周期理論是由安迪和莫迪利安尼[14]在20世紀(jì)60年代前后創(chuàng)立的，其最初形式是確定性的，后來(lái)在理性預(yù)期學(xué)派的影響下，大約在1978年，由Hall[15]成功地給出了生命周期函數(shù)的現(xiàn)代形式，即隨機(jī)的生命周期函數(shù)。該理論解決了現(xiàn)時(shí)消費(fèi)與未來(lái)消費(fèi)或儲(chǔ)蓄之間、同一時(shí)期不同類(lèi)型儲(chǔ)蓄資產(chǎn)之間的配置關(guān)系。為說(shuō)明現(xiàn)代生命周期理論，可以假設(shè)將消費(fèi)者一生效用寫(xiě)成如下形式：

Ut=Et[F(Q1,Q2,…,Qt,…,QT)]

(1)

其中，Ut是t時(shí)期的效用，Et是在t時(shí)期利用了所有可得到的信息的(理性)預(yù)期算子，(Q1,Q2,…,Qt,…,QT)表示時(shí)刻1到T的消費(fèi)品向量，F(xiàn)(·)是一個(gè)對(duì)其各自變量均非遞減的凹函數(shù)。該函數(shù)計(jì)算的效用是在確定性條件下從消費(fèi)向量得到的，代表了消費(fèi)者一生中的消費(fèi)效用，下標(biāo)表示年齡的大小，1表示出生日，T表示死亡日。因?yàn)闆Q策是在未來(lái)不確定情況下作出的，所以，預(yù)期算子表示消費(fèi)者的偏好目標(biāo)是期望效用。為了簡(jiǎn)單起見(jiàn)，設(shè)效用函數(shù)滿(mǎn)足時(shí)際可加性條件，即Ut可以寫(xiě)成：

(2)

消費(fèi)者一生效用最大化問(wèn)題可以歸為兩個(gè)問(wèn)題：一是在價(jià)格給定條件下每個(gè)時(shí)期的及時(shí)效用函數(shù)V(Qt)的最大化問(wèn)題；二是整個(gè)生命周期內(nèi)總效用函數(shù)的最大化問(wèn)題。

t時(shí)期的即時(shí)效用最大化是指在時(shí)間給定的條件下如何分配t時(shí)的總支出，無(wú)需考慮跨時(shí)支出的總量。該問(wèn)題的目標(biāo)函數(shù)和約束條件見(jiàn)式(3)和式(4)。

目標(biāo)函數(shù)：maxVt(Qt)

(3)

約束條件：PtQt=Ct

(4)

其中，Pt是對(duì)應(yīng)于Qt的價(jià)格向量，Ct是t時(shí)期的消費(fèi)支出總額,由下一步的時(shí)際選擇問(wèn)題決定。

用φ(Ct,Pt)表示t時(shí)期的間接效用函數(shù)(即時(shí)效用最優(yōu)化的結(jié)果)，rt表示實(shí)際利率，則跨期最優(yōu)化問(wèn)題就可以改寫(xiě)成式(5)和式(6)。

(5)

約束條件： At+1=(At+Yt-Ct)(Pt+1+dt+1)/Pt(其中t=1,2,…,T)

(6)

建立拉格朗日函數(shù)如下式：

(7)

一階條件為：

(8)

(9)

(10)

可得歐拉方程：

(11)

該模型常又被稱(chēng)為消費(fèi)資產(chǎn)定價(jià)模型。歐拉方程表示現(xiàn)在消費(fèi)和未來(lái)消費(fèi)的邊際替代率應(yīng)等于資產(chǎn)的相對(duì)價(jià)格。該方程將消費(fèi)者決策置于跨時(shí)期的框架里，有助于認(rèn)識(shí)預(yù)期資產(chǎn)報(bào)酬與貨幣利率之間的關(guān)系。

我們進(jìn)一步假設(shè)企業(yè)資本K的成本是R，產(chǎn)出Y的生產(chǎn)函數(shù)為：

Y=AKα

(12)

企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)為：

(13)

Rs=αAKsα-1

(14)

ds=ROEs=RsK=αYs

(15)

(16)

(17)

根據(jù)費(fèi)雪公式實(shí)際利率近似等于名義利率減通貨膨脹率，注意到利率平價(jià)模型為：

(18)

三、股票價(jià)格、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貨幣政策的實(shí)證分析

(一)模型的設(shè)定與變量的選取

以上理論模型告訴我們，股票價(jià)格與經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、利率、通貨膨脹率、貨幣政策等因素有關(guān)。在開(kāi)放條件下，國(guó)內(nèi)利率、貨幣發(fā)行量、利率還與匯率和國(guó)際收支有關(guān)。一般來(lái)說(shuō)，動(dòng)態(tài)最優(yōu)化的一階條件是二階非線性動(dòng)態(tài)系統(tǒng)，很難獲得它們的解析表達(dá)式。作為一種次優(yōu)選擇，可以利用泰勒展開(kāi)式對(duì)非線性系統(tǒng)穩(wěn)定狀態(tài)附件進(jìn)行線性化處理，得到一個(gè)向量自回歸模型 (VAR)。通過(guò)對(duì)向量自回歸模型的計(jì)量分析，判斷股票價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、貨幣政策、匯率之間是否有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，從而估計(jì)股票價(jià)格偏離均衡狀態(tài)的程度。

非限制性的k維向量自回歸模型VAR(k)可表示為：

(19)

這里，A1、A2、…、Ak都是k×k參數(shù)矩陣,Bi是k×m參數(shù)矩陣，Et是k×1隨機(jī)誤差向量，Ei=iidN(O,),O是k×1零向量，是k×k協(xié)方差矩陣。

將表達(dá)式(19) 改寫(xiě)為下列向量誤差修正模型的形式:

(20)

實(shí)證分析包括以下幾個(gè)步驟: 第一步，檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。如果不存在單位根說(shuō)明過(guò)程是平穩(wěn)的；如果存在單位根，再對(duì)變量的一階差分或高階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。第二步，如果有幾個(gè)序列不是平穩(wěn)的，則它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。一般來(lái)說(shuō)，協(xié)整關(guān)系是隨機(jī)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。如果要考察單整序列之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則需要檢驗(yàn)對(duì)協(xié)整關(guān)系的存在性。第三步，如果協(xié)整檢驗(yàn)證明幾個(gè)單整變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則用VEC模型將長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期調(diào)整方程估計(jì)出來(lái)，再進(jìn)行分布滯后項(xiàng)和誤差修正項(xiàng)對(duì)向量的短期變動(dòng)的因素分析。

從理論上講，誤差修正模型可選擇的變量包括上證指數(shù)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、利率、貨幣發(fā)行量和匯率。考慮到物價(jià)、匯率、貨幣、工業(yè)增加值都有月度數(shù)據(jù)，樣本容量比較大，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沒(méi)有月度數(shù)據(jù)，只有年度和季度數(shù)據(jù)，且1996年之后才有季度數(shù)據(jù)，如果采用季度數(shù)據(jù)就必須舍棄很多有價(jià)值的數(shù)據(jù)，因而我們采用月度數(shù)據(jù)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的指標(biāo)就用工業(yè)增加值增長(zhǎng)率代替。由于利率沒(méi)有實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化，因而用廣義貨幣M1代表貨幣政策指標(biāo)。我們用國(guó)際清算銀行公布的實(shí)際有效匯率表示開(kāi)放因素的影響。這樣，在向量誤差修正模型的分析當(dāng)中，納入上證指數(shù)、工業(yè)增加值、貨幣、匯率、商品零售物價(jià)指數(shù)。零售物價(jià)指數(shù)的增長(zhǎng)率代表通貨膨脹率。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)它們都是平穩(wěn)的，因此在誤差修正模型中把上證指數(shù)、實(shí)際有效匯率和貨幣發(fā)行量都看成非平穩(wěn)時(shí)間序列模型的內(nèi)生變量。

模型中的相關(guān)變量定義如下：SZ為上證指數(shù)，REER為人民幣的實(shí)際有效匯率，GYG為同比工業(yè)增加值增長(zhǎng)率，PPI為同比商品零售價(jià)格指數(shù)，logM1為狹義貨幣供應(yīng)量的對(duì)數(shù)， Yt=(SZ,REER,logM1)′為內(nèi)生向量，Xt=(GYG,PPI)′為外生變量。SZ、REER、LOG(M1)、PPI和GYG的變化如圖1所示。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

上述5個(gè)水平變量的ADF單位根檢驗(yàn)表明：第一，工業(yè)增加值的增長(zhǎng)率GYG是平穩(wěn)的(見(jiàn)表1)；第二，物價(jià)指數(shù)PPI是平穩(wěn)的(見(jiàn)表2)；第三，上證指數(shù)SZ是非平穩(wěn)的(見(jiàn)表3)；第四，實(shí)際有效匯率REER是非平穩(wěn)的(見(jiàn)表4)；第五，廣義貨幣M1是非平穩(wěn)的(見(jiàn)表5)。

表1 零假設(shè): GYG有單位根

表2 零假設(shè): PPI有單位根

表3 零假設(shè): SZ有單位根

表4 零假設(shè): REER有單位根

表5 零假設(shè): M1有單位根

表6 零假設(shè): DSZ有單位根

再對(duì)SZ、REER、logM1的差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(見(jiàn)表6、表7、表8)，結(jié)果表明SZ、REER、logM1的差分都是平穩(wěn)過(guò)程，即SZ、REER、logM1都是一階單整I(0)過(guò)程。

表7 零假設(shè): DREER有單位根

表8 零假設(shè): DlogM1有單位根

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

由于SZ、REER、logM1都是單整過(guò)程，而經(jīng)濟(jì)理論表明它們之間有一定的關(guān)系，因而接下來(lái)我們將檢驗(yàn)三者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文采用非限制性協(xié)整秩檢驗(yàn)，結(jié)果表明存在協(xié)整關(guān)系，而且協(xié)整關(guān)系至少有2個(gè)(見(jiàn)表9)。

表9 非限制性協(xié)整秩檢驗(yàn)

(四)向量自誤差修正模型

大部分有關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)的模型都是利用經(jīng)濟(jì)理論來(lái)建立變量之間關(guān)系的聯(lián)立方程模型，但是經(jīng)濟(jì)理論通常并不足以對(duì)變量之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系提供嚴(yán)密的說(shuō)明，而且內(nèi)生變量既可出現(xiàn)在等式的左端又可出現(xiàn)在等式的右端，這使得估計(jì)和推斷更為復(fù)雜。為解決這些問(wèn)題，學(xué)者們創(chuàng)造了一種用非結(jié)構(gòu)性方法來(lái)建立各變量之間關(guān)系的模型，就是向量自回歸模型(VAR)。向量自回歸模型通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響研究，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量這一時(shí)間序列的相關(guān)分析具有較好的預(yù)測(cè)和解釋能力。

D(SZ)=-0.04×[SZ(-1)-166.36×REER(-1)+13377.20]+41.19×{LOG[M1(-1)]-0.24×REER(-1)+ 10.89}+0.37×D[SZ(-1)]+0.03×D[SZ(-2)]-450.3×D{LOG[M1(-1)]}-38.66×D{LOG[M1(-2)]}+1.41×D[REER(-1)]+2.36×D[REER(-2)]+3.44+207.36×GYG-716.35×PPI

[LOG(M1)]=1.21E-06×[SZ(-1)-166.36×REER(-1)+13377.20]+3.18E-04×{LOG[M1(-1)]-0.24×REER(-1)+10.89}+1.08E-05×D[SZ(-1)]+6.11E-06×D[SZ(-2)]-0.07×D{LOG[M1(-1)]}-0.26×D{LOG[M1(-2)]}+9.52E-04×D[REER(-1)]-2.22E-03×D[REER(-2)]+0.02-6.29E-03×GYG-2.91E-03×PPI

D(REER)=2.63E-04×[SZ(-1)-166.36×REER(-1)+13377.2029503]+0.03×{LOG[M1(-1)]-0.24×REER(-1)+10.8908276869}+9.08E-05×D[SZ(-1)]-1.81E-03×D[SZ(-2)]+11.13×D{LOG[M1(-1)]}+4.98×D{LOG[M1(-2)]}+4.04E-03×D[REER(-1)]-0.14×D[REER(-2)]+1.10-8.79×GYG+3.62×PPI

我們分別用1個(gè)或2個(gè)協(xié)整方程去估計(jì)向量誤差修正模型，最終選1個(gè)協(xié)整方程的誤差修正模型如下：

D(SZ)=3.40E-03×[SZ(-1)+0.05×M1(-1)-681.385×REER(-1)-21341.73×PPI(-1)-116402.35×GYG(-1)+72125.385]+0.38×D[SZ(-1)]+0.04×D[SZ(-2)]-3.65E-03×D[M1(-1)]-9.64E-04×D[M1(-2)]-2.72×D[REER(-1)]-1.13×D[REER(-2)]-1560.51×D[PPI(-1)]-85.47×D[PPI(-2)]+496.73×D[GYG(-1)]+337.05×D[GYG(-2)]+8.89

其中，協(xié)整方程為：

SZ(-1)+0.05×M1(-1)-681.385×REER(-1)-21341.73×PPI(-1)-116402.35×GYG(-1)+72125.38=0

通過(guò)計(jì)量分析發(fā)現(xiàn), 上證指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、通貨膨脹率和匯率之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系, 且隨著三者的提高, 股票指數(shù)也相應(yīng)上升，即呈正向波動(dòng)關(guān)系。工業(yè)增加值增長(zhǎng)率上升、商品價(jià)格上升、人民幣匯率上升說(shuō)明市場(chǎng)情況良好，上證綜指也會(huì)上升。上證指數(shù)與貨幣供應(yīng)量成反向相關(guān)關(guān)系，而工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、商品價(jià)格和人民幣匯率三者互為反向波動(dòng)，兩變量一個(gè)增加另一個(gè)減少。上證指數(shù)的上升也會(huì)導(dǎo)致工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、商品價(jià)格和人民幣匯率上升，使貨幣供應(yīng)量下降。貨幣供應(yīng)量的上升會(huì)使工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、商品價(jià)格和人民幣匯率上升。

四、結(jié)論

通過(guò)以上理論分析和實(shí)證研究, 我們發(fā)現(xiàn)我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量與股市之間存在著相互影響的關(guān)系。宏觀經(jīng)濟(jì)變量除了可以單獨(dú)影響股市外，還可通過(guò)相互作用共同影響股市。它們通過(guò)各自的作用機(jī)制，直接或者間接地影響股票市場(chǎng)。同時(shí)，股市也可反作用于宏觀經(jīng)濟(jì)。宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)股票市場(chǎng)的具體影響為：工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、商品價(jià)格、人民幣匯率與上證指數(shù)同向變動(dòng)，貨幣供應(yīng)量與上證指數(shù)反向變動(dòng)。目前我國(guó)的股票市場(chǎng)還處于不成熟階段，容易受各種因素的影響而使價(jià)格波動(dòng)頻繁，這就增加了中央銀行對(duì)貨幣供應(yīng)進(jìn)行有效調(diào)控的難度，使貨幣調(diào)控一般是逆周期操作并有一定的滯后性。當(dāng)貨幣供應(yīng)增加超過(guò)民眾因經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及支付習(xí)慣和制度等變動(dòng)引起的需求增加時(shí)，市場(chǎng)利率會(huì)下降，就會(huì)促使部分資金流入股票市場(chǎng)，從而提高股市成交量和成交金額。當(dāng)股市擴(kuò)容有限時(shí)，股價(jià)就將上漲?？梢?jiàn)，貨幣變動(dòng)領(lǐng)先于股價(jià)變動(dòng)，且兩者之間是正相關(guān)關(guān)系。貨幣供給增長(zhǎng)會(huì)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使企業(yè)現(xiàn)金流增加，從而提高股票價(jià)格。但貨幣供給增加有可能導(dǎo)致流通中的貨幣過(guò)多，這在一定程度上又會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹，從而引發(fā)緊縮性貨幣政策，使資產(chǎn)價(jià)格向相反方向運(yùn)動(dòng)。從長(zhǎng)期看，股價(jià)指數(shù)和貨幣供給出現(xiàn)反向變化。這些實(shí)證結(jié)論與前面的理論假定大體是一致的，但是也出現(xiàn)了與實(shí)際情況相出入的地方。

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