貨幣供應量對中國股市價格影響的實證研究

上海大學悉尼工商學院 胡璨璨 劉恭懿

貨幣供應量對中國股市價格影響的實證研究

上海大學悉尼工商學院 胡璨璨 劉恭懿

隨著 股票市場規模的日益擴大以及越來越多的居民投資于股市，貨幣供應量對中國股市價格的影響倍受關注。本文采用2000年1月至2011年12月上證綜合指數、M0、M1、M2等指標的月度數據，建立VAR模型，運用協整分析、格蘭杰因果檢驗和預測方差分解等進行實證研究。結果表明：貨幣供應量對股市價格波動的影響具有滯后性，不同層次貨幣供應量對股市價格影響程度不同， M1對股市價格的影響最大，M0次之，M2幾乎沒有影響。從而提出加強對股市的監管，在風險有效監控的基礎上，允許股票市場與貨幣市場之間的資金合理流動，以及推進利率市場化進程等政策性建議。

貨幣供應量 股市價格 影響 格蘭杰因果檢驗 VAR模型

自1990年和1991年上海證券交易所和深圳證券交易所成立以來，中國的股票市場起起落落二十年，發展已初具規模。截至2011年底，我國境內上市公司總數為2342家，市值比1993年的183家增長了近12倍；股票(a、b股)市價總值達214800億元，比1993年的3531億元增長了59.8倍；股票總市值占GDP比重為45.6%，比1993年的10.2%，提高了30多個百分點(數據來源：證監會網站http://www.csrc.gov.cn/pub/newsite/)。

自1993年 央行首次向社會公布貨幣供應量指標，到1996年確定將其作為貨幣政策的調控目標，貨幣供應量開始逐漸成為影響股市的重大因素之一。當股市出現非理性的大幅度震蕩時，我國政府部門往往運用再貼現和法定存款準備金率等政策來對貨幣供應量進行調節，從而影響貨幣市場和資本市場的資金供求，進而影響證券市場。隨著股市對宏觀經濟影響的加深以及散戶持有股票比重的加大，研究我國貨幣供應量對股市的影響，以提高政府的調控效率，顯得更為重要。

本文利用M0、M1、M2、上證綜合指數等指標，分析其間的關系，探究我國貨幣供應量的制定是否存在問題，尋求解決方法，以提高我國金融市場效率，促進我國資本市場的穩定、健康、快速發展，同時有助于投資者對貨幣供應量變動做出正確判斷。

1 文獻綜述

貨幣政策，尤其是貨幣供應量的變動對股市價格的影響一直是國內外學術界和各國政府、金融機構關注的重大問題之一。國內外經濟學者對這一問題也做了大量研究。

1.1 國外文獻回顧

許多學者針對不同國家 (地區)的股票市場，研究了貨幣供應量變動對其影響。Andreas Humpe & Peter Macmillan(2009)通過對1965年到2005年美國和日本情況的比較，發現美國的貨幣供應量對股市影響不明顯，日本的股市價格與貨幣供應量存在負面影響。Dayananda D. & Wen-yao Ko(1966)研究認為臺灣股價收益率和貨幣供應量之間存在正向趨勢，但在統計上不具有較強的顯著性。Mooker R. & Qiao Yu(1999)認為新加坡股價和貨幣供應量之間存在長期穩定的均衡關系，股價波動遭遇貨幣供應量的變化。Laurence boone，Claude Giorno & Pete Richardson(1998)通過七國集團各成員國和荷蘭的數據進行分析，如果貨幣供應量出現突然改變，大多數國家(英、法除外)的真實權益價格都產生正向的顯著影響。

1.2 國內文獻回顧

易綱、王召(2002)提出了一個貨幣政策的股市傳導機制模型，認為不在預料之內的貨幣供給增加會導致股價上漲，但在長期來看對股價并沒有影響。孫華妤、馬躍(2003)根據1993年到2003年的貨幣供應量對股市影響的研究，采用動態滾動式的VAR方法，認為其對股市都沒有影響。朱團欽(2008)認為貨幣供應量的改變會影響滬深股市總市值，滬深股市總市值對貨幣供應量不產生影響。黃新奇、邢秀鳳、張文芳(2010)認為貨幣供應量只能在短期內對股市價格產生影響，但從長遠來看，股市還是主要受其自身規律支配。

很多學者也根據貨幣供應量的不同層次分別研究其對股市價格的影響。錢小安(1998)通過靜態回歸和方差分解對貨幣供應量和股價之間的相關性進行研究，認為上證指數、深圳綜合指數與M0同向變化，但與M2反向變化，與M1無關，相關性弱且不穩定。孫云玉(2009)研究了2000年至2007年數據，認為兩者存在長期穩定的均衡關系，而且M0、M1、M2對股市的影響大小不同，其中M1的影響最大；同樣股市對M0，M1，M2的影響也不同，其中M0的影響最大。

1.3 文獻述評

關于貨幣政策與股市的關系這一前沿課題，學者一般是從以下三個方面進行研究：貨幣政策與股市的相互關系；股市對貨幣政策的影響；貨幣政策對股市的影響。我國利率尚未市場化，所以更多的學者采取貨幣供應量作為研究指標。但貨幣供應量的三個層次對股市價格到底是否有影響、影響的大小和方向都具有較大的不確定性，結論分歧較大。這就更需要學者進一步研究貨幣供應量對股市的影響，并結合前人的研究，提出解決方法。

2 貨幣供應量變動影響股市價格的理論分析

央行通過公開市場操作來調節銀行儲備金和貨幣供應量。貨幣供應量的變化首先會對政府債券市場起作用，接著對公司債券和普通股票市場產生作用，最后影響實際市場。貨幣供應量通過以下不同途徑影響股市價格。

(1)預期效應：當央行準備執行不同的貨幣政策時，市場投資者會做出不同的未來貨幣市場預期，導致投入股市的資本產生變化，從而影響股價。

(2)股票內在價值增長效應：如果貨幣供應量增加，利率會下降。當利率低于股市收益率時，投資者會把存在銀行的存款轉移到股市中，投資增加，并經過乘數擴張效應，使得股票收益增加，從而刺激股價上升。

(3)投資組合效應：若央行采取積極的貨幣政策，人們手中持有的貨幣量將會增加，但單位貨幣的邊際效用遞減。因此，在其他條件不變的情況下，人們手中的貨幣將會有剩余，這就促使部分貨幣投資股市，導致股市價格上升。

(4)流動性效應：當貨幣供應量上升時，人們手中持有的貨幣量上升，人們就開始調整資產結構，購買金融資產，如股票，最后導致股市價格上漲。

(5)通貨膨脹效應：貨幣供應量大幅度增加時，可能會造成通貨膨脹、貨幣貶值。為了保值，人們會把貨幣投資到黃金、股市、不動產等方面，最大限度地減少貨幣貶值有可能帶來的損失，從而導致股市價格上漲。

但是，以上理論是建立在理想情況下的，在現實環境中，貨幣供應量對股市價格的影響并非如此簡單，不一定符合理論結果。

3 貨幣供應量變動對股票市場影響的實證分析

3.1 變量及數據的選取

本文變量采用2000年1月至2011年12月的月度數據。研究變量分別為上證綜合指數P，流通中的現金M0，狹義貨幣M1，廣義貨幣M2。因為滬市發展更快，更能反映我國股票市場的運行狀況，所以選取 上證綜合指數作月底收盤指數來衡量股市價格。M0、M1、M2均選用月底余額。由于各變量容易受季節變動的影響而產生波動，因而采用X12方法對其進行了季節調整。為了避免異方差，再對變量取對數，記為lnP、lnM0、lnM1、lnM2。本文檢驗均采用EVIEWS 6.0。數據來源于同花順股市分析軟件、國家統計局和中國人民銀行網站。

3.2 平穩性檢驗

對上證綜合指數lnP，流通中的現金lnM0，狹義貨幣lnM1，廣義貨幣lnM2的時間序列分別做ADF檢驗，結果如表1所示：

表1 ADF檢驗結果(樣本區間2000～2011年)

可見這些變量在水平值的ADF值都不能拒絕單位根假設。但經過一階差分后，都較顯著地拒絕了單位根假設。所以變量lnP、lnM0、lnM1、lnM2都是一階單整平穩的。

3.3 長期均衡關系的協整檢驗

根據協整理論，只有同階單整的序列之間才可能存在協整關系。通過上述單位根檢驗可知，D(lnP)、D(lnM0)、D(lnM1)、D(lnM2)都是同階單整序列，因而可以對其進行協整檢驗。

分別建立關于D(lnP)和D(lnM0)、D(lnP)和D(lnM1)、D(lnP)和D(lnM2)的三個VAR模型，通過AIC、SC最優信息準則確定最優滯后期為3、7、3。再檢查長期均衡的協整關系，用Johansen檢驗分別對D(lnP)和D(lnM0)、D(lnP)和D(lnM1)、D(lnP)和D(lnM2)進行協整檢驗的結果如表2所示：

Johansen檢驗結果表示D(lnP)和D(lnM0)、D(lnP)和D(lnM1)之間各存在1個協整方程，即D(lnP)和D(lnM0)、D(lnP)和D(lnM1)之間存在著長期穩定的均衡關系。而D(lnP)和D(lnM2)之間不存在協整方程，D(lnP)和D(lnM2)之間不存在長期穩定的均衡關系。

表2 變量間的Johansen協整檢驗結果(2000～2011年)

3.4 格蘭杰因果檢驗

為了更好地探討貨幣供應量和股市價格之間的關系，分別對D(lnP)和D(lnM0)、D(lnP)和D(lnM1)、D(lnP)和D(lnM2)進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表3所示：

表3 各向量間的格蘭杰因果檢驗

可見，D(lnP)和D(lnM0)、D(lnP)和D(lnM1)之間互相存在格蘭杰因果關系。而D(lnP)和D(lnM2)之間不存在格蘭杰因果關系。因此，流通中的現金D(lnM0)和狹義貨幣D(lnM1)的變動對于研究對股市價格的影響更有意義。

3.5 預測方差分解分析

分別對D(lnP)和D(lnM0)、D(lnP)和D(lnM1)、D(lnP)和D(lnM2)的VAR方程做預測方差分解，為了便于比較各層次的貨幣供應量對股市價格的影響，可將各方程的預測方差分解結果綜合在下表中：

表4 各層次貨幣供應量對股市價格方差分解的貢獻結果比較

表4表明，貨幣供應量對股市價格波動第1期的影響沒有解釋能力，第2期開始對貨幣供應有一定的沖擊影響。因此貨幣供應量對股市價格波動的影響是有一定滯后期的。在未來10期中，D(lnM0)對股市價格可解釋從2.26%到6.89%的影響，D(lnM1)可解釋從3.25%到9.13%的影響，D(lnM2)可解釋僅從0.01%到0.06%的影響。可見，D(lnM1)對股市價格的影響最大，D(lnM0)次之，D(lnM2)幾乎沒有影響。

4 結論與政策建議

4.1 結論

(1)股市價格與M0和M1之間分別存在格蘭杰因果關系，說明股票價格和貨幣供給量之間的因果關系還是比較明顯的，我國股市在短期內與宏觀經濟變量存在一定的關系，具有一定的理性成分。

(2)股市價格與M0和M1之間分別存在均衡關系，而和M2之間不存在均衡關系，說明股市價格與不同層次的貨幣供應量之間存在的均衡關系是不一致的。和之前相比，貨幣供應量對股市價格的影響有所減弱，這也進一步加大了中央銀行使用貨幣供應量調控股票市場的難度。其原因在于隨著資本市場的逐漸成熟與日趨復雜，更多的其他因素例如利率、匯率、制度變革等，也會影響股市價格。

(3)預測方差分解結果表明，貨幣供應量對股市價格波動的影響具有時長1期的滯后性，M1對股市價格的影響最大，M0次之，M2幾乎沒有影響。論其原因，首先歸結到M1、M2的定義，M1=M0+企事業單位的活期存款，M2=M1+ 企事業單位的定期存款+居民儲蓄存款等。隨著股市的日益發展，不計其數的散戶跟風進入股市，將原本屬于M2的定期儲蓄資金轉變成M1中的活期儲蓄而轉移到股票市場中，企業也會將部分資金投入到收益率更高的股市之中，許多銀行信貸資金也會被吸引入市，從而使得M1對股市影響加大。

4.2 政策建議

(1)在金融風險有效監控的基礎上，允許股票市場與貨幣市場之間的資金合理流動，消除由于市場分割而產生的非一致性預期結構，完善金融市場合理配置資源的功能。規范同業拆借和債券回購行為，嚴格銀行授信政策和證券市場監管，禁止違規資金流入股市，減少有關因素對股市價格的非正常沖擊。

(2)推進利率市場化改革進程，只有市場化才能更有效發揮利率對股市的調控。并逐步放棄對貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的控制，適時以可控性、可測性和相關性更好的利率為貨幣政策中介目標。

(3)加強對股市的監管，積極培育和發揮股市在轉化儲蓄、刺激消費、優化資源配置等方面的作用，進一步改革公司上市制度和股票發行制度，通過減持國有股等途徑優化股權結構，規范上市公司的信息披露；建立和完善政府監管、證券業自律、社會輿論監督等多層次的證券監管體系。

[1] Andreas,H.& Peter,H.Applied Financial Economics,Jan 2009,19(2).

[2] Dayananda D.and Wen-Yao Ko.Stock market returns and macroeconomic variables in Taiwan[M].Advances in Pacific Basic Financial Markets,1966.

[3] Mooker R.& Qiao YU.An empirical analysis of stock markets in China[J].Review of Financial Economics,1999(8).

[4] 黃新奇,邢秀鳳,張文芳.貨幣供應量與股價關系的實證研究[J].當代經濟,2010(7).

[5] 錢小安.股市價格對貨幣政策的影響[J].經濟研究,1998(1).

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1005-5800(2013)09(c)-107-03