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摘 要：本文以CPI定基增长率衡量通货膨胀率，以上证指数收盘价代表股票价格，以2009年1月至2019年3月为样本区间，采用月度数据建立误差修正模型。结果表明，通货膨胀率对股票价格的影响具有滞后性，上一期通货膨胀率10%的增长将使得本期股票收益率提高0.18%，且当二者之间发生偏离时，修正项将以-0.14的调整力度把非均衡状态拉回到均衡状态。
关键词：股票价格;通货膨胀;误差修正模型
一、引言
自上海证券交易所与深圳证券交易所成立以来，我国证券市场逐渐产生发展。与此同时，金融与经济之间关系也日益密切，宏观经济形势对股票市场的影响日益显著，提高了股票价格的波动性。其中，最具代表性的案例就是2008年世界金融危机后我国出现了较为严重的通货膨胀，而这一国内经济形势的变化诱发了我国股票市场的严重震荡，上证指数更是在2007年达到历史最高点6124.04点之后暴跌。
自此，我国不少学者从“费雪效应”出发，对二者进行理论分析和实证检验。而在此过程中，不同的着眼点和路径常常会得到不同的结论，而各个路径作用力的大小无法具体衡量，使得我们难以从整体上把握通货膨胀带给股价影响的方向性。为明确通货膨胀对股票价格的总体作用力方向，本文在剔除对我国股市造成较大外部冲击的中美贸易战以及新冠肺炎疫情时间区间后，以2009年1月至2019年3月的月度数据为样本，构建了误差修正模型进行实证分析，以为该问题的解决提供一定借鉴。
二、指标选取及数据来源
由于国家统计局未发布GDP平减指数的月度数据，故采用CPI作为通货膨胀率的衡量指标，并以2008年12月为基期对CPI做了定基处理，记通货膨胀率为π。同时，本文以上证综合指数月收盘价代表股票价格，为保持统计口径一致，对上证综指月收盘价进行了取对数处理并记为sp。
为减少中美贸易战以及新冠肺炎疫情对股市的极端影响，结合上证指数K线图，本文将数据选取区间定为2009年1月至2019年3月。所有数据均取自于国家统计局网站以及同花顺，本文数据处理工具为stata15.1。
三、单位根与变量协整检验
1、变量平稳性检验——单位根检验
为避免为回归现像，本文首先对数据进行了平稳性检验。检验结果如表1所示：
由统计数据可以看出，通货膨胀率与股票价格的时间序列均为非平稳的时间序列，此时若直接進行回归分析则有可能出现伪回归现象，故进一步进行协整检验。
2、变量协整检验
首先，检验两个时间序列是否为单位根过程。stata结果显示，在进行了一阶差分之后，原先不平稳的时间序列均已平稳，即通货膨胀率与股票价格的时间序列均为一阶单整，符合进行协整检验的条件。由于通货膨胀与股票价格时间序列呈现出随时间变化的趋势，故在协整回归式中加入趋势项。二者间模型设为：
对上式进行回归，得到回归方程spt=7.85+0.014t-0.054πt。该式中，时间趋势项t以及通货膨胀率π均在1%的显著性水平上显著。进一步对残差进行变量平稳性检验后发现，残差序列在5%的显著性水平上为平稳序列，即表明通货膨胀率π与股票价格sp之间是协整的，具有长期稳定的经济关系。
四、误差修正模型构建
在得出二者间具有协整关系的基础上，为确定二者间存在的短期动态调整过程，本文采用了EG两步法构建误差修正模型。
首先，对残差进行序列相关检验。结果显示，残差滞后项的系数在1%的显著性水平上显著，即模型存在严重序列相关问题，故应在误差修正模型中加入变量的滞后项。综合考虑AIC准则、SC准则、HQ等准则后，本文将最优滞后阶数确定为1阶，并将误差修正模型设为：
由于当模型中存在序列相关或异方差现象时，统计指标的有效性将会受到影响，故进一步对回归结果进行序列相关及异方差检验。stata结果显示，残差滞后项系数的P值为0.987，因此可以认为本模型中不存在序列相关问题;而在布罗施—帕甘检验中，LM值为10.52，大于对应的卡方临界值7.81，即表明模型存在异方差现象。采用加权最小二乘法对异方差进行修正，得到模型结果如下所示：
其中，括号内的数字为系数对应的标准误。根据回归结果，可以得出如下结论：
①股票价格滞后项在10%的显著性水平上显著。由于股票价格sp的数据进行了取对数处理，因此△sp 可视为股票价格在第t期的增长率，即股票的名义收益率。模型显示，上一期股票名义收益率每上涨10%，将使得本期股票名义收益率上涨1.27%。
②通货膨胀滞后项在7%的显著性水平上显著，说明t-1期通货膨胀率较t-2期每增长10%，将使得t期股票名义收益率提高0.18%。这也与“费雪效应”的结论保持了一致。
③误差修正项在1%的显著性水平上显著，其系数为-0.14，说明当上一期股票价格与通货膨胀率之间发生偏离时，修正项将以-0.14的调整力度把非均衡状态拉回到均衡状态。
此外，通货膨胀的滞后项与股票价格的滞后项虽然都通过了10%显著性水平的检验，但均未能在5%的显著性水平上显著，这可能是由于我国股票市场发展仍不成熟，较多的受到人为干预造成的。与发达国家不同，我国股市的形成发展不是市场经济发展的自然产物，而是为了给国有企业的改革以及经济结构的调整提供服务。我国股市中，国有股、内部股“一股独大”的局面时常发生，因此难免出现人为操纵市场的现象，使得股票市场难以及时有效的反应市场经济的变化。
参考文献：
[1].王一鸣， 赵留彦. 我国通货膨胀与股票收益相关性：从长、短期视角的解释[J]. 经济学动态（03）：68-72.
[2].林建浩， 王美今. 通货膨胀与股票收益的关系研究——基于具有财务杠杆与货币效用的资产定价模型[J]. 金融研究（09）：97-110.
[3].邹昆仑， 张晶. 货币政策、通货膨胀与股票资产价格波动研究[J]. 统计与决策（1）：175-177.
[4].李慧. 通货膨胀与股票价格的相关性实证研究[J]. 现代经济信息（01）：8-9.
关键词：股票价格;通货膨胀;误差修正模型
一、引言
自上海证券交易所与深圳证券交易所成立以来，我国证券市场逐渐产生发展。与此同时，金融与经济之间关系也日益密切，宏观经济形势对股票市场的影响日益显著，提高了股票价格的波动性。其中，最具代表性的案例就是2008年世界金融危机后我国出现了较为严重的通货膨胀，而这一国内经济形势的变化诱发了我国股票市场的严重震荡，上证指数更是在2007年达到历史最高点6124.04点之后暴跌。
自此，我国不少学者从“费雪效应”出发，对二者进行理论分析和实证检验。而在此过程中，不同的着眼点和路径常常会得到不同的结论，而各个路径作用力的大小无法具体衡量，使得我们难以从整体上把握通货膨胀带给股价影响的方向性。为明确通货膨胀对股票价格的总体作用力方向，本文在剔除对我国股市造成较大外部冲击的中美贸易战以及新冠肺炎疫情时间区间后，以2009年1月至2019年3月的月度数据为样本，构建了误差修正模型进行实证分析，以为该问题的解决提供一定借鉴。
二、指标选取及数据来源
由于国家统计局未发布GDP平减指数的月度数据，故采用CPI作为通货膨胀率的衡量指标，并以2008年12月为基期对CPI做了定基处理，记通货膨胀率为π。同时，本文以上证综合指数月收盘价代表股票价格，为保持统计口径一致，对上证综指月收盘价进行了取对数处理并记为sp。
为减少中美贸易战以及新冠肺炎疫情对股市的极端影响，结合上证指数K线图，本文将数据选取区间定为2009年1月至2019年3月。所有数据均取自于国家统计局网站以及同花顺，本文数据处理工具为stata15.1。
三、单位根与变量协整检验
1、变量平稳性检验——单位根检验
为避免为回归现像，本文首先对数据进行了平稳性检验。检验结果如表1所示：
由统计数据可以看出，通货膨胀率与股票价格的时间序列均为非平稳的时间序列，此时若直接進行回归分析则有可能出现伪回归现象，故进一步进行协整检验。
2、变量协整检验
首先，检验两个时间序列是否为单位根过程。stata结果显示，在进行了一阶差分之后，原先不平稳的时间序列均已平稳，即通货膨胀率与股票价格的时间序列均为一阶单整，符合进行协整检验的条件。由于通货膨胀与股票价格时间序列呈现出随时间变化的趋势，故在协整回归式中加入趋势项。二者间模型设为：
对上式进行回归，得到回归方程spt=7.85+0.014t-0.054πt。该式中，时间趋势项t以及通货膨胀率π均在1%的显著性水平上显著。进一步对残差进行变量平稳性检验后发现，残差序列在5%的显著性水平上为平稳序列，即表明通货膨胀率π与股票价格sp之间是协整的，具有长期稳定的经济关系。
四、误差修正模型构建
在得出二者间具有协整关系的基础上，为确定二者间存在的短期动态调整过程，本文采用了EG两步法构建误差修正模型。
首先，对残差进行序列相关检验。结果显示，残差滞后项的系数在1%的显著性水平上显著，即模型存在严重序列相关问题，故应在误差修正模型中加入变量的滞后项。综合考虑AIC准则、SC准则、HQ等准则后，本文将最优滞后阶数确定为1阶，并将误差修正模型设为：
由于当模型中存在序列相关或异方差现象时，统计指标的有效性将会受到影响，故进一步对回归结果进行序列相关及异方差检验。stata结果显示，残差滞后项系数的P值为0.987，因此可以认为本模型中不存在序列相关问题;而在布罗施—帕甘检验中，LM值为10.52，大于对应的卡方临界值7.81，即表明模型存在异方差现象。采用加权最小二乘法对异方差进行修正，得到模型结果如下所示：
其中，括号内的数字为系数对应的标准误。根据回归结果，可以得出如下结论：
①股票价格滞后项在10%的显著性水平上显著。由于股票价格sp的数据进行了取对数处理，因此△sp 可视为股票价格在第t期的增长率，即股票的名义收益率。模型显示，上一期股票名义收益率每上涨10%，将使得本期股票名义收益率上涨1.27%。
②通货膨胀滞后项在7%的显著性水平上显著，说明t-1期通货膨胀率较t-2期每增长10%，将使得t期股票名义收益率提高0.18%。这也与“费雪效应”的结论保持了一致。
③误差修正项在1%的显著性水平上显著，其系数为-0.14，说明当上一期股票价格与通货膨胀率之间发生偏离时，修正项将以-0.14的调整力度把非均衡状态拉回到均衡状态。
此外，通货膨胀的滞后项与股票价格的滞后项虽然都通过了10%显著性水平的检验，但均未能在5%的显著性水平上显著，这可能是由于我国股票市场发展仍不成熟，较多的受到人为干预造成的。与发达国家不同，我国股市的形成发展不是市场经济发展的自然产物，而是为了给国有企业的改革以及经济结构的调整提供服务。我国股市中，国有股、内部股“一股独大”的局面时常发生，因此难免出现人为操纵市场的现象，使得股票市场难以及时有效的反应市场经济的变化。
参考文献：
[1].王一鸣， 赵留彦. 我国通货膨胀与股票收益相关性：从长、短期视角的解释[J]. 经济学动态（03）：68-72.
[2].林建浩， 王美今. 通货膨胀与股票收益的关系研究——基于具有财务杠杆与货币效用的资产定价模型[J]. 金融研究（09）：97-110.
[3].邹昆仑， 张晶. 货币政策、通货膨胀与股票资产价格波动研究[J]. 统计与决策（1）：175-177.
[4].李慧. 通货膨胀与股票价格的相关性实证研究[J]. 现代经济信息（01）：8-9.