中国货币政策对中国股票市场溢出效应的实证.(2)

ei为n'1的向量白噪声扰动项。

如果行列式det(L)的根都在单位圆外，(1)式满足平稳性条件，可以将其表示为无穷阶的向量移动平均形式VMA(￥)

Xt＝B(L)et

(2)这里忽略了常数项。B(L)是滞后算子L的参数矩阵。

假设正交结构扰动项ut可以表示为扰动项et的线性组合，即

et＝Sut

(3)其中S为n'n的矩阵，由(2)、(3)式可得SVAR模型如下：

Xt＝B(L)Sut

(4)

Christiano等(1998)将Xt。中的变量区分为三块：第一块变量Xt。的当期值出现在货币当局t期的信息集，即货币政策决策规则中包含这些变量的当期值；第二块变量X2,是货币政策工具变量；第三块变量X3t。的当期值不出现在货币当局t期的信息集。Christiano等(1998)证明，只要正确选取X1t、X2t、X3t。中的变量，使其满足分块递归的要求，采用Chol-esky分解，X2t对应的结构型冲击就可以被识别。

(二)变量选取和数据说明

参照已有货币政策研究的模型设定，选取如下经济变量来构建本文的SVAR模型。美国产出(yt)、美国通货膨胀(pt)、联邦基金利率(rt)、美国股票市场真实回报(st)、我国股票市场真实回报(pt)和联邦基金利率作为美国货币政策变量，被大部分文献所采用。美国产出、美国通货膨胀作为影响美国货币政策的宏观变量出现在货币当局期的信息集内，也是可能影响我国股票市场真实回报的重要外部变量。美国股票市场真实回报是深受美国货币政策影响的变量，也是可能对我国股票市场真实回报有价格示范效应的外部冲击变量。鉴于美国经济规模庞大，假定所有美国变量都会对我国股票市场真实回报产生同期影响，我国股票市场真实回报不会对美国变量产生同期影响。因此有

X1t＝(yt，Pt)'X2t＝(rt) X3t＝(st，pt)'从而，(4)式可以表示为：

根据数据的可获得性，本研究使用1996年2月-2009年9月的月度数据。美国产出用美国工业生产指数增长年

率表示；美国通货膨胀用美国消费者物价指数(经季节调整)的环比增长年率表示；联邦基金利率用年率表示；美国股票市场真实回报用标准普尔500指数月度真实回报率代表，我国股票市场真实回报采用上证综合指数月度真实回报率代表。上述股票市场真实回报率用经消费者物价指数调整后的股票价格指数取对数再差分计算得到。数据来源为中经统计专网、BvD数据库。

三、实证结果分析

(一)模型滞后阶数确定及平稳性

经单位根检验(结果如表1所示)，模型中的变量除联邦基金利率在0.10的显著水平平稳外，其他变量都在0.05的显著水平上平稳。因此，模型的移动平均表示VMA(￥)是收敛的。参照Likelihood Ratio(LR)原则，选择6项滞后建VAR(6)模型。模型特征多项式所有的特征值都落在单位圆内，满足平稳性要求。模型残差的自相关LM检验值为27.59，p-value为0.32，拒绝残差有自相关；模型残差的White异方差检验值为969.64，p-value为0.05，可以视为不存在异方差。

(二)美国货币政策对我国股票市场的影响及传导机制分析

利用脉冲响应函数可以考察美国货币政策冲击对我国股票市场真实回报的动态影响。本研究分析的是当美国变量产生Cholesky一个标准差的冲击时，我国股票市场真实回报变化的动态路径。同时，配合上、下两个标准差的置信区间讨论，能够清楚看到美国冲击是否具有统计上显著的影响力。

SVAR模型的脉冲响应函数如图1所示：选定24期作为观察动态影响的期间，横轴代表冲击发生后的期数，纵轴表示我国股票市场真实回报对各个变量的响应，单位是百分点，实线表示脉冲响应函数曲线，