貨幣供應量變動對股指的影響

2012-04-29 00:00:00吳戈

時代金融 2012年24期

【摘要】在劃分不同層次貨幣供應量基礎上，采用2006年1月至2011年9月的月度數據，將M1、M2同比增速對上證指數的影響進行實證分析。協整和格蘭杰檢驗結果表明，不同層次貨幣供應量下，其變動幅度與股指之間均存在長期穩定的正相關關系，且二者互為因果，M1同比增速對股指的影響程度較大。

【關鍵詞】貨幣供應量變動上證指數 ECM模型格蘭杰檢驗

一、文獻綜述

對于貨幣供應量和股市關系問題，國內外學者進行了大量實證研究。Sprinkle（1964）運用圖表揭示了貨幣供應量增長和股票價格變動的關系，投資者可以通過前幾期貨幣供應量的變動走勢來預計未來股票價格的變化，以期獲得高于市場平均水平的收益。Huang.R.D.W.A.Kracaw（1984）運用News模型對日本的實證研究發現，股價與貨幣供應量之間存在著正向關系。

針對我國資本市場情況，金德環，李勝利（2004）通過協整檢驗、格蘭杰檢驗認為二者之間存在長期穩定協整關系，中國股票市場價格的變化不是導致貨幣供應量變化的原因，但股市價格的變動可以通過貨幣供應量的增減走向來解釋。喬桂明等（2007）從貨幣供應量與股市之間關系的角度出發，利用VAR模型分析2007年大牛市是否由于“流動性過?！倍鴮е隆７治鼋Y果顯示，該階段我國股市上漲與貨幣供應過多之間關系不大，股市上漲主要取決于人們對未來股市的預期。曹勇，張卓（2009）將廣義貨幣供應量等8個變量作為基本變量，運用2005年7月到2008年6月共36個月的月度統計數據建立回歸模型，間接得出上證指數與廣義貨幣供應量成正相關關系。劉衛華（2010）將2001年1月至2010年11月的M1同比增速與上證指數的月度數據進行相關分析，同時考慮滯后的影響，計算滯后1-10期的相關系數值。分析結果顯示，M1同比增速與上證指數密切相關。于揚（2011）選取2000年1月至2010年3月2日每日收盤價為研究樣本，運用EARCH模型分析得出，上證指數的當前波動受貨幣供應量歷史波動的影響不確定。李海波等（2011）運用協整和格蘭杰因果檢驗得出貨幣供應量與深成指之間存在著長期的均衡關系，貨幣供應量領先股價指數3期變動。本文將貨幣供應量進行劃分，考察不同層次貨幣供應量變動對股指的影響。

二、指標選取與數據處理

（一）指標選取

我國的貨幣供應量包括四個層次，即流通中的現金M0、狹義貨幣M1、廣義貨幣M2以及考慮金融創新而設立的M3。為更好反映我國貨幣供應量以及股指的變動，本文選取M1同比增速（M1ZSt）反映狹義貨幣增長速度；M2同比增速（M2ZSt）反映廣義貨幣增長速度；當月上證A股指數收盤價（GZt）反映股指走勢。

（二）數據處理

樣本取自2006年1月～2011年9月，共69組月度數據，所用數據均來源于Wind金融數據庫系統。對變量進行自然對數變換，分別用lnM1ZSt、lnM2ZSt和lnGZt表示t期M1同比增速、M2同比增速和股指走勢。

三、實證分析

（一）時間序列平穩性檢驗

為避免非平穩變量帶來的偽回歸問題，在進行實證檢驗前，利用ADF單位根檢驗方法對三個時間序列進行平穩性檢驗。檢驗結果（見表1）表明，在5%的顯著性水平下，時間序列lnM1ZSt、lnM2ZSt、lnGZt是非平穩的，經過一階差分后平穩，均為一階單整序列。

注：臨界值的顯著水平為5%；滯后階數的選擇以AIC值最小為標準；△表示變量序列的一階差分。

（二）協整檢驗

盡管三個時間序列均是非平穩的，但其線性組合卻可能平穩，即具有協整關系。本文采用E-G提出的協整檢驗方法，對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。若回歸方程的殘差序列是平穩序列，則該組變量之間存在協整關系。協整檢驗結果（見表2）表明，lnGZt與lnM1ZSt和lnM2ZSt均存在協整關系，即存在長期均衡關系。貨幣供應量變動對股指走勢具有重要影響，后者與M1、M2同比增速均呈正相關關系，M1同比增速對股指的影響程度較大。

（三）ECM模型

由于存在各種擾動因素，變量間的均衡關系在短期內可能發生偏離。為考察短期偏離程度，可分別構建誤差修正模型（ECM模型），估計得到：

△lnGZt = 0.0092 + 0.1660△lnM1ZSt－0.1070（lnGZt-1－0.4806lnM1ZSt-1）

△lnGZt = 0.0103 + 0.1860△lnM2ZSt－0.0837（lnGZt-1－0.1769lnM2ZSt-1）

其中，差分項反映了短期波動的影響，括弧部分為誤差修正項，反映了貨幣供應量變動和股指在短期內偏離長期均衡的程度，系數描述了貨幣供應量變動與股指向長期均衡水平調整的方向和速度。

ECM模型表明，股指的短期變動，一部分是短期貨幣供應量增速波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。修正誤差項系數為負，說明當偏離長期均衡水平時，均能向長期均衡水平調整，方向一致，但速度不同。M1增速變動下，股指將以-10.7%的力度拉回到均衡狀態；M2增速變動下，股指將以-8.37%的力度拉回到均衡狀態。

（四）格蘭杰檢驗

為檢驗貨幣供應量變動與股指之間的因果關系，對三個變量的平穩形式進行格蘭杰檢驗。檢驗結果（見表3）表明，在1%的顯著性水平下，M1、M2同比增速的變動均與股指互為因果關系。

四、結論

對貨幣供應量變動和股指進行實證分析后，得出以下結論：

第一，貨幣供應量變動對股指走勢具有重要影響，后者與M1、M2同比增速均呈正相關關系，M1同比增速對股指的影響程度較大。

第二，M1、M2增速的短期波動均會對股指產生正向影響。當股指的短期變動偏離長期均衡水平時，均能向長期均衡水平反向修正。M1增速變動下的回調力度大于M2增速變動下的回調力度。

第三，M1、M2同比增速的變動均與股指互為因果關系。貨幣供應量的變動影響股指走勢，而股指走勢又會反向作用于貨幣供應量的變動。

參考文獻

[1]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京:清華大學出版社，2007.

[2]金德環，李勝利.我國證券市場價格與貨幣供應量互動關系的研究[J].財經研究，2004，30(4):5-15.

[3]喬桂明，劉鐘鳴，鄭曉玲.現階段我國貨幣供應量對股市影響的實證分析[J].經濟管理，2007， (24):67-71.

[4]曹勇，張卓.上證A股指數與宏觀經濟因素關系的實證研究[J].價值工程，2009， (1):151-154.