通货膨胀预期与股票收益率相关性研究
摘要：本文通过建立时间序列回归方程将基于F-F三因子模型得到的预期股
票收益率与预期通货膨胀以及未预期通货膨胀进行回归得出了与其他国家股票市场相异的结论，回归结果表明不同类型的股票预期收益率与预期通货膨胀都成显著的负相关关系而与未预期的通货膨胀则无显著关系，这表明我国股票市场的股票收益率反映了人们的通胀预期另一方面未预期的通胀对股票收益率影响并不显著。
关键词：通胀预期 French—Fama三因子模型
1.引言
国内外大量的文献对通货膨胀与股票收益率的关系进行了大量研究。其中最早提出通货膨胀与资产收益率的是Fisher，他提出资产的预期名义收益=预期实际收益+预期通货膨胀，从这个方程本身来看股票收益率与通货膨胀应该呈正相关无论是预期的还是未预期的。后来一大批国外专家针对费雪的这个假说进行了大量实证研究，其中Lintner（1975），Bodies（1975），Jaffe和Mandelker（1976），Nelson（1976），fama和Schwert（1977），Schwert（1981）等人通过研究美国战后的数据惊奇的发现名义股票收益率与预期通货膨胀存在负相关而且无论是预期的还是非预期的都呈现出显著的负相关。他们的研究大都是用预期和非预期通货膨胀对股票收益进行回归。他们用到的回归方程为：
Rt?c?a?te?b(?t??te)??t
?t,?te分别为t期的实际和预期通货膨胀率。这里，Rt为股票名义收益，Fama和Schwert（1977）以及随后大部分的研究都使用短期国库券利率作为预期通货膨胀的测量。估计结果表明，预期和非预期的通胀系数都是负的。后来Wei，chao（2009）在他的文章里用失业率和CPI通货膨胀率进行回归，用回归方程估计结果的修正值作为预期通货膨胀而用估计结果的残差作为未预期通货膨胀，Wei
（2009）的文章还发现通过用预期与未预期的通货膨胀对F-F三因子模型得出的股票收益率进行回归，得出的结论发现在不同的经济周期中未预期通货膨胀的系数虽然是都是负的但是对于有着较低账面市值比或者只有中等规模的股票组合来说未预期通货膨胀的负效应要显著强于其他类型的股票组合，而且这种负效应在经济萧条期间比经济繁荣时期表现得更为明显。另外Wei（2009）的文章估计结果表明预期通货膨胀与股票收益率之间没有显著相关性（虽然估计得出的系数为负）无论是在经济萧条还是经济繁荣期。
国内学者也有大量关于股票收益率与通货膨胀的关系的研究，其中早期的大都是一些定性的分析，而定量的对二者关系进行实证研究的文献中比较有代表性结论的出自雷明国（2003）的《通货膨胀、股票收益与货币政策》，在这篇研究中作者通过运用H-P滤波方法以及自回归求积移动平均方法（ARIMA）对名义股票收益与预期和非预期通货膨胀进行建模，得出的结论表明中国股票市场的股票收益率与预期通货膨胀成显著的负相关关系而与未预期通货膨胀无显著关系，中国股票市场不存在“费雪效应”。另外韩学红、郑妍妍、伍超明（2008）得出结论发现股票收益率与通货膨胀率既可以正相关也可以负相关。如果通货膨胀率的上升动力来自于供给冲击，那么两者负相关：如果来自于需求冲击则正相关。所以该篇文章所做的分析是分阶段分情况讨论通货膨胀与股票收益率二者之间的关系的。但随着金融危机的到来，人们对通货膨胀的预期形成机制也在一步步的发生变化，特别是政府屡次对经济实行的货币政策宏观调控都极大的引起了股票市场上投资者对未来通货膨胀的预期，所以本文首先基于货币政策调控的货币量对CPI通胀率进行回归建立一种新的预测通货膨胀的机制，然后将估计的结果对F-F三因子模型得出的预期收益率进行回归以希望验证是否预期通货膨胀对不同类型股票收益率的变化有着不同的影响。
2.数据选取及变量说明
本文研究的数据选取的样本区间为2006年1月31日至2011年10月31日共计71个月，所选取的股票样本为上海证券交易所的所有A股股票，所有的数据均来源于RESSET金融研究数据库。
本文选取的主要变量有股票组合月度收益率（yt），CPI通货膨胀率（）以及货币增速（M2），其中股票组合的月度收益率是由F-F三因子模型求解得出的
流通市值加权股票组合月收益率，货币增速的统计口径为广义货币M2，货币增速（M2）与CPI通货膨胀率（）均采用与去年同期相比数据。
另外，为了研究不同类型的股票收益率对预期通货膨胀的反映，本文按照F-F三因子模型中的账面市值比（BE/ME）、公司规模（SIZE）两个因子对所有的上市A股股票进行分组，按照规模从小到大、账面市值比从低到高构造出25个股票组合，并最终分别得出25个股票组合的股票收益率（
3.实证结果
3.1通货膨胀率的预测
为了能够反映货币供应量对人们通胀预期形成的影响，所以本文采取广义货币供应量增速（M2）对CPI通货膨胀率（）进行回归以用来描述金融危机发生以后投资者预期的形成机制，但是理论表明货币供应量引发的通货膨胀存在一定的滞后性，而且CPI通货膨胀率自身在时间上也有一定的相关性。鉴于此本文首先对M2、两个变量序列分别做了滞后两期的自相关与偏相关检验，两个变量序列的自相关图与偏相关图分别如图1和图2所示：
）。
图 1
?t 滞后两期自相关与偏相关图
图 2 滞后两期M2自相关与偏相关图
在滞后两期的的自相关图中，滞后两期的偏相关系数以后很快趋近于零，同样在滞后两期的M2相关图中偏相关系数在滞后两期以后也很快趋近于零，这说明对两个变量选择滞后两期后进行回归分析比较合理。
根据图1和图2的分析结果，建立下述时间序列回归方程(1)：
回归方程的估计结果如表1所示：
表格 1 回归方程(1)估计结果
(1)
变量 C M2t?1 M2t?2 系数 0.0033 -0.2458 0.2412 1.2653 -0.3451 标准差 0.0079 0.0796 0.0774 0.1208 0.1247 T统计量 0.4167 -3.0878 3.1178 10.4770 -2.7677 概率P值 0.6787 0.0033 0.0030 0.0000 0.0079 ?t?1 ?t?2 调整后R2：0.94 D-W统计量：1.9413 由表1可以看出，回归方程（1）的除常数项系数不显著之外，其他各项系数在5%的显著性水平下均显著而且模型的拟合优度达到0.94，F统计量在1%的显著性水平下也很显著，其中D-W统计量为1.94比较理想说明残差不存在序列相关性。本文将采用回归方程（1）估计的修正值作为预期通货膨胀（程估计的残差值作为未预期的通货膨胀（
）。
），以方
3.2通货膨胀对股票收益率回归分析
将回归方程（1）估计的修正值（
）、残差值（
）对按照三因子模型构
造的25个股票组合收益率进行回归得出25个回归方程，25个回归方程通式为：
(2)
表4为25个方程回归估计得出的各项系数表：
表 3 回归方程（2）系数估计结果
规模(SIZE) 账面市值比（BE/ME） 最低 0.0901 (0.0013) 0.0937* *2 c 0.0945 (0.0008) 0.0926* *3 0.0912 (0.0008) 0.0926 (0.0006) 0.0847 (0.0015) 0.0962 (0.0005) 0.0801 (0.0036) *****4 0.0977 (0.0004) 0.0997 (0.0007) 0.0892 (0.0009) 0.0882 (0.0008) 0.0755 (0.0030) *****5 0.0923 (0.0008) 0.0915 (0.0011) 0.0885 (0.0012) 0.0821 (0.0023) 0.0685 (0.0068) *****最小 2 3 4 5 (0.0004) 0.0896 *(0.0005) 0.0885 (0.0008) 0.0881 (0.0004) 0.0818 (0.0010) ***(0.0005) 0.0795 *(0.0008) 0.0752 *(0.0005)
最小 2 3 4 5 -1.4542 *-1.5846 (0.0218) -1.6739 (0.0097) -1.6656 (0.0104) -1.7443 (0.0046) -1.7420 (0.0046) *****-1.4715 (0.0262) -1.5817 (0.0162) -1.4559 (0.0260) -1.8873 (0.0053) -1.6106 (0.0184) *****-1.7659 (0.0094) -1.7409 (0.0151) -1.6107 (0.0146) -1.7610 (0.0065) -1.5170 (0.0162) *****-1.6279 (0.0162) -1.7243 (0.0128) -1.7293 (0.0106) -1.8085 (0.0070) -1.6144 (0.0110) *****(0.0336) -1.7029 *(0.0083) -1.6331 *(0.0097) -1.6005 *(0.0064) -1.5733 *(0.0035)
最小 2 3 -1.0847 -2.0261 (0.4513) -1.6475 (0.5101) -0.7504 -1.7067 (0.5084) -1.1566 (0.6503) -1.5223 -1.6261 (0.5357) -1.8752 (0.4998) -2.2371 -1.4558 (0.5793) -1.6025 (0.5500) -1.6251 (0.6844) -1.7041 (0.4938) -1.5020