中國股票市場發展影響貨幣需求的實證研究：1994～2008

劉 劍， 蔡 懿

(長沙理工大學 經濟與管理學院， 湖南 長沙 410004)

傳統的貨幣需求理論僅僅關注實體經濟對貨幣需求的影響，而忽視了股票市場發展引發的貨幣需求。20世紀80年代以來，伴隨著金融自由化、金融創新的不斷深化以及電子信息技術的迅速發展，貨幣需求不僅與收入、一般物價水平和利率相關，而且與金融市場中以貨幣為媒介的交易密切相關。作為現代金融市場的重要組成部分，股票市場日益成為國民經濟的“晴雨表”，其直接表現就是股票價格的起伏漲落。

經過近20年的發展，中國股票市場已經具備相當規模，股市在轉化儲蓄、刺激消費與投資、傳導貨幣政策等方面的功能逐漸顯現。一些國內學者的理論與實證研究表明，股票市場已成為影響我國貨幣需求、消費和投資的一個重要因素。因此，我國貨幣政策的實施不能忽視股票市場的發展，貨幣政策應適時適當地對資產價格的變化作出反應。但是，我國現行貨幣政策僅考慮貨幣供應總量與一般物價水平之間的關系，而沒有考慮股票市場發展引發的增量貨幣需求。從理論上講，如果忽視股票市場的貨幣需求效應，會低估經濟中的貨幣需求總量，導致貨幣供給不足，從而有可能引發實際經濟衰退和通貨緊縮。

一、股票市場影響貨幣需求的傳導機制

Friedman認為，在假定短期實際經濟不變即收入不變的條件下，股票市場引致貨幣需求的途徑或機制體現在四個方面[1]。(1)財富效應①。股票價格上漲意味著人們名義財富的增加，在收入波動平穩條件下，名義財富增加意味著財富/收入比率上升，進而貨幣/收入比率上升，持幣結構發生變化，或者貨幣流通速度降低。同時，名義財富增加將導致消費需求增加，從而交易性貨幣需求增加。(2)資產組合效應。股價的上漲反映了風險性資產的預期收益相對于安全性資產的預期收益有所上升。在人們的風險偏好程度不變的情況下，這種相對價值變化將導致風險性資產的風險程度增加，從而使得投資者會增加其資產組合中相對安全性高的資產比重來抵消風險，如增加持有短期證券、貨幣等資產，導致貨幣需求增加。(3)交易效應。股票市場發展、股票價格上漲往往伴隨著股票交易量的擴大，從而需要更多的貨幣來滿足交易，因此貨幣需求增加。(4)替代效應。股票市場價格上漲、交易量擴張，一般會使得股票吸引力增強，從而使投資者增大股票在資產組合中的比重，在一定程度上會對貨幣資產如居民儲蓄存款等產生替代效應，降低貨幣需求。

近年來，國內學者如謝富春和戴春平、王志強和段渝、石建民、姜波克和陳華、許榮和吳衛星等，先后對我國股票市場發展的貨幣需求效應進行了實證研究，結果表明：中國股票市場的產生與發展引致了對貨幣的增量需求[7～11]。而易行健的實證研究卻發現我國股票市場的發展與擴張減少了對狹義貨幣、廣義貨幣的需求，體現了極強的資產替代效應和交易效應[12]。另外，一些國內學者還建議將股票市場的貨幣需求效納入貨幣供給規劃的制訂中(如石建民、易行健，等)。本文在借鑒Field[2]、Palley[3]、易行健[12]研究方法的基礎上，利用1994～2008年的季度數據和協整方法對包括股票市場交易額變量的貨幣需求函數進行重新估計，實證檢驗我國股票市場的貨幣需求效應。

二、研究設計

(一)貨幣需求函數的設定

基于現代貨幣需求理論和國內外有關股票市場與貨幣需求關系的研究文獻，我們將考慮股票市場因素的貨幣需求函數設定為：

Md/P=f(Y,RIR,STV,u)

(1)

上式中，Md/P為實際貨幣需求；Y為實際國內生產總值，其對貨幣需求有正向影響；RIR為一年期實際存款利率，表示貨幣需求的機會成本，一般而言，它與貨幣需求呈反方向變化；STV為股票市場交易額，其對貨幣需求的影響是不確定的，需要實證檢驗；u為影響貨幣需求的隨機變量。

(二)數據來源及其處理

本文選取1994年第一季度至2008年第四季度的季度數據為研究對象，樣本觀測數據共計60個。M1、M2、GDP、RIR和STV的數據來自于《中國人民銀行統計季報》相關各期、中國證券監督管理委員會(www.csrc.gov.cn)、中國人民銀行(www.pbc.gov.cn)、國家統計局(www.stats.gov.cn)，其中股票市場交易額為上海證券交易所、深圳證券交易所成交金額的總和。除RIR以外，M1、M2、GDP和STV數據均存在明顯的季節變動因素，因此在實證分析之前必須對M1、M2、GDP和STV進行季節調整。其中M1、M2直接使用《中國人民銀行統計季報》公布的已經用X11方法進行季節調整后的數據，而GDP和STV則使用Eviews5.1用X11方法進行季節調整。為消除物價變動的影響，以1994年為基期，環比計算出各個季度的消費物價指數，再將經過季節調整后的M1、M2、GDP、RIR和STV折算為實際余額。另外，為避免異方差的影響，除RIR使用水平值外，對M1、M2、GDP和STV取對數，分別記為LnM1、LnM2、LnGDP和LnSTV。

(三)研究方法的選擇

一般而言，貨幣需求、國民收入、利率、貨幣供應量等經濟變量大都是非平穩的時間序列，如果直接對非平穩的時間序列進行回歸分析，將會產生“偽回歸”問題。為了避免模型出現“偽回歸”現象，在計量分析過程中，首先對各變量序列進行ADF單位根檢驗，以判斷各序列的平穩性，并將非平穩的變量序列修正為平穩的時間序列。如果各變量是單整的，那么就可對相關變量進行協整檢驗，以確定這些變量之間的長期關系。Engle和Granger、Johansen等人分別提出了兩種不同的協整檢驗方法?；诨貧w殘差的Engle-Granger檢驗存在大樣本要求和兩步法估計等缺陷，而基于回歸系數的Johansen方法則是對整個系統進行最大似然估計，可以找到所有的協整向量。因此，Johansen檢驗克服了Engle-Granger檢驗的缺陷，目前已經成為協整檢驗的標準方法之一。本文使用Johansen提出的協整檢驗方法。協整檢驗得出的協整方程只表示變量之間存在相關關系或者至少存在一個方向的因果關系。因此，本文將用Granger因果檢驗法進一步考察股票市場變量與貨幣需求之間的因果關系。

三、實證研究

(一)ADF單位根檢驗

首先運用計量軟件Eviews5.1分別對各變量的水平值和一階差分進行ADF單位根檢驗，檢驗結果如表1所示。從表1可以看出，貨幣需求函數中各變量的原始值，都不能拒絕存在單位根的原假設，因此是非平穩的。但經過一階差分后，各變量在1%顯著性水平上都是平穩的，即貨幣需求函數各變量是典型的I(1)序列。因此，它們滿足構造協整方程組的必要條件。

在成語里，一般名詞也能放在動詞、形容詞前邊，起修飾動詞、形容詞的作用，作狀語。如:“星羅棋布”，意思是分布著的東西像天上的星辰和棋盤中的棋。經常比喻東西的數目有許多，并且分散很廣?！靶恰焙汀捌濉边@兩個詞在這里都是名詞用作狀語的語法現象，可以解釋為 “像天上的星辰那么多”，“像棋盤中的棋子分散很廣”。類似的用法還有“風馳電摯”中的“風”和“電”，“川流不息”中的“川”，“蠶食鯨吞”中的“蠶”和“鯨”，“ 狼吞虎咽”中的“狼”和“虎”，“抱頭鼠竄”中的“鼠”，“蠅營狗茍”中的“蠅”和“狗”，“海闊天空”中的“?！焙汀疤臁钡?，都是名詞作狀語。

表1 各變量單位根檢驗結果

(二)Johansen協整檢驗

接下來運用Johansen協整方法對各變量進行協整檢驗，檢驗結果見表2、表3。

表2 M1的Johansen協整檢驗結果

表3 M2的Johansen協整檢驗結果

表2、表3中的結果表明，貨幣需求(LnM1和LnM2)與其他變量之間均存在長期穩定的協整關系，并且存在兩個協整向量。選擇最大特征根中的協整向量作為貨幣需求的長期協整方程，由此我們可以得到以下兩個方程(括號內為標準差)：

LnM1=1.3068LnGDP-0.0973RIR+

0.1365LnSTV-4.3278

(2)

(6.3457) (-4.3623) (5.0684) (-11.9671)

調整后的R2=0.83415F=15.2346

D.W.=2.0326

LnM2=1.8347LnGDP-0.0368RIR+

0.0512LnSTV-8.0547

(3)

(7.4328) (-3.6832)

(4.7846) (-16.7894)

調整后的R2=0.88973F=19.6743

D.W.=1.9784

從上述協整方程可以看出，狹義貨幣需求(LnM1)、廣義貨幣需求(LnM2)與股票市場交易額(LnSTV)、國內生產總值(LnGDP)、實際利率(FIR)之間存在長期穩定的均衡關系。股票市場交易額對貨幣需求有著顯著的正向影響，這說明我國股票市場發展的貨幣需求效應為正，即股票市場發展引致了增量貨幣需求。

由于狹義貨幣需求和廣義貨幣需求分別反映的是交易性貨幣需求和貨幣總需求，上述結果說明中國股票市場發展對交易性貨幣需求的影響相對顯著。比較方程(2)、(3)可知，股票市場交易額(LnSTV)每增長l%，狹義貨幣需求(LnM1)則增長0.1365個百分點，而廣義貨幣需求(LnM2)僅增長0.0512個百分點，這說明股票市場交易額對儲蓄存款、定期存款等的影響較為微弱。因此，股票市場對我國貨幣需求的影響主要體現在由交易效應引起的交易性貨幣需求上，而對貨幣需求有負向影響的替代效應則不明顯。

(三)Granger因果檢驗

為考察貨幣需求函數各變量之間的因果關系，我們運用Granger因果檢驗方法進行檢驗，與本文相關的檢驗結果如表4所示。

從表4中的檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，股票市場交易額(LnSTV)的增長造成了貨幣需求(LnM1和LnM2)的增長，但狹義貨幣供給(LnM1)②的變動并不影響股票市場交易額(LnSTV)，意味著我國貨幣政策實踐中用于調節狹義貨幣供給M1的政策工具不能直接影響股票市場；雖然廣義貨幣供給(LnM2)的變動對股票市場有直接影響，但這種影響目前尚處于從無到有的臨界狀態(相伴概率值P=0.0487，極其接近臨界值0.05)。同時，雖然貨幣供給(LnM1和LnM2)能夠影響利率(FIR)，但利率并不直接影響股票市場，即目前我國尚不存在M1、M2通過利率間接影響股票市場的渠道。

表4 Granger因果檢驗部分結果

四、結論與政策含義

本文在借鑒國內外已有分析框架的基礎上，構建了一個包含股票市場變量的貨幣需求函數，并運用協整分析方法對我國股票市場發展的貨幣需求效應進行了檢驗，檢驗結果表明：

(1)從長期來看，LnM1、LnM2與LnGDP、RIR、LnSTV之間均存在協整關系?；貧w方程顯示，國民收入水平仍是影響貨幣需求的最主要因素，狹義貨幣需求(LnM1)、廣義貨幣需求(LnM2)對LnGDP的彈性系數分別為1.3068和1.8347。與利率相比，股票市場已經成為影響我國貨幣需求的一個重要因素，狹義貨幣需求(LnM1)、廣義貨幣需求(LnM2)對股票市場交易額(LnSTV)的彈性系數分別為0.1365和0.0512。由此可見，我國股票市場已經具有了一定的貨幣需求效應。

(2)Granger因果檢驗表明，狹義貨幣供給(LnM1)的變化不會對股票市場產生直接影響，意味著調控狹義貨幣供給M1的政策工具難以對股票市場的運行產生實際效果。雖然廣義貨幣供給(LnM2)對股票市場的直接影響目前尚處于從無到有的臨界狀態，但這意味著今后我國有可能通過對廣義貨幣供給M2的操作來調控股票市場，以防止股票市場產生嚴重的非理性“泡沫”[13]。

在中國股票市場不斷深化和廣化的背景下，貨幣政策的實施要完全忽略股票市場的影響已經不可能。因此，中國人民銀行在制定貨幣供給規劃時應考慮股票市場發展對貨幣需求的影響，使貨幣供給與貨幣需求相適應[11]。同時，中央銀行應“關注”資產價格波動，并適時適度地對資產價格的變化作出反應。2008年以來，中國資產價格“泡沫”破裂與經濟衰退已是不爭事實。一些國內學者認為，如果中央銀行在股價快速上升并偏離其正常軌道時適時地對其加以調控，或在2008年股市泡沫破裂、股價急劇下跌時，中央銀行迅速做出政策反應，為市場提供流動性與穩定投資者信心，那么中國股市的運行狀況不至于太糟糕，資產價格波動對實體經濟的沖擊也可能小得多。

[注釋]

①與股票市場對實體經濟作用的財富效應不同，這里指股票市場對貨幣需求的影響。

②在Granger因果檢驗中，我們用貨幣供應量代替貨幣需求量，這實際上暗含了貨幣供求相等的假定。

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