我國(guó)貨幣供給量對(duì)股票價(jià)格影響的實(shí)證研究

昝稚楓 蘭東怡

【摘要】本文在充分借鑒國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)貨幣供給和股票價(jià)格的相互影響進(jìn)行了理論和實(shí)證分析。本文選取2000年1月至2017年11月我國(guó)各層次貨幣供應(yīng)量和上證綜指的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型進(jìn)行了實(shí)證分析，實(shí)證得出的主要結(jié)論是：一、我國(guó)貨幣供給與股票價(jià)格存在一定的相互均衡關(guān)系;二、我國(guó)貨幣供給不是股票價(jià)格波動(dòng)的Granger原因;三、在各層次的貨幣供給量中，M1與股票價(jià)格的關(guān)系最為密切。

【關(guān)鍵詞】貨幣供給 股價(jià)指數(shù) VAR模型

1引言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，資本市場(chǎng)特別是股票市場(chǎng)得到了迅速發(fā)展，加上股權(quán)分置改革的完成，阻礙股票市場(chǎng)正常運(yùn)行的制度性障礙已不復(fù)存在，股票市場(chǎng)發(fā)生了結(jié)構(gòu)性的變化，進(jìn)入了全流通時(shí)代，股票市場(chǎng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)系越來(lái)越緊密。貨幣政策不僅可以調(diào)整社會(huì)總需求還可以調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，貨幣供給對(duì)股票指數(shù)具有什么樣的影響以及反向的作用，一直是政府和經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域研究者面臨的一項(xiàng)重要任務(wù)。

2文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)集中研究貨幣供給量與股票價(jià)格的關(guān)系始于亞洲金融危機(jī)以后。石建民（2001）采用事件研究法，將股票交易量加入到Is-LM模型中，得到修整后的Is-LM模型，通過(guò)簡(jiǎn)單的線性回歸模型得出結(jié)論認(rèn)為貨幣政策與股市之間存在較弱的正相關(guān)關(guān)系，推翻了之前的有的學(xué)者認(rèn)為股市與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的負(fù)相關(guān)的結(jié)論，認(rèn)為股票市場(chǎng)對(duì)中國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)有一定的積極作用，否則中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展可能還差一些。金德環(huán)，李勝利選取不同層次的貨幣供應(yīng)量與上證綜合指數(shù)作為研究對(duì)象，通過(guò)實(shí)證分析表明：證券價(jià)格的變化只受M0、M2的影響，且M2對(duì)證券價(jià)格的影響更大。程丹丹通過(guò)時(shí)間序列分析法表明貨幣供應(yīng)量與股價(jià)間存在均衡關(guān)系，但貨幣的流動(dòng)性對(duì)股市影響不大。

3理論分析

美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家貨幣學(xué)派的創(chuàng)始人弗里德曼的有關(guān)理論具有代表性。他認(rèn)為，在影響股市價(jià)格和貨幣供求的其他因素不變的條件下，股市價(jià)格的影響主要體現(xiàn)在四種效應(yīng)上：（1）財(cái)富效應(yīng);（2）交易效應(yīng);（3）資產(chǎn)組合效應(yīng);（4）替代效應(yīng)。在股市價(jià)格波動(dòng)影響貨幣供求的上述四種效應(yīng)中，財(cái)富效應(yīng)、交易效應(yīng)、資產(chǎn)組合效應(yīng)具有正向影響，而替代效應(yīng)則具有負(fù)向影響。因此股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)對(duì)貨幣供應(yīng)的沖擊在理論上則是不確定的。

4實(shí)證檢驗(yàn)

4.1變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

為了研究我國(guó)貨幣供給與股票價(jià)格的關(guān)系，構(gòu)造包括貨幣供給與股價(jià)指數(shù)的內(nèi)生變量的系統(tǒng)來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。我國(guó)貨幣供給流動(dòng)性強(qiáng)弱劃分為M0、M1、M2這二個(gè)層次，本文將分別選用M0、M1、M2作為我國(guó)貨幣供給的度量變量來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析，以深入分析我國(guó)貨幣供給與股票價(jià)格的關(guān)系。在股價(jià)指數(shù)變量的選擇上，一方面由于我國(guó)滬深兩市在一定程度上具有較高的相關(guān)性，另一方面滬市市值占滬深兩市總市值比例較高，而且大盤股大多是在滬市中，因而選擇滬市中的股價(jià)指數(shù)比較具有代表性。綜合上述，本文選擇2000年1月至2017年11月的我國(guó)貨幣供給M0、M1、M2以及上證綜指SP的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，其數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，使用的分析軟件為stata和Eviews8.O。

4.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)

我們?cè)趯?shí)證分析中經(jīng)常會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量取自然對(duì)數(shù)，而自然對(duì)數(shù)的差分可以定義變量的變化率，存在良好的經(jīng)濟(jì)意義，因此，進(jìn)行差分取對(duì)數(shù)處理仍使得實(shí)證分析的結(jié)果是有具體的經(jīng)濟(jì)意義的。本文在實(shí)證研究中，將上證綜指與貨幣供給M0、M1、M2變量取自然對(duì)數(shù)，分別記為：LNSP、LNM0、LNMl、LNM2;再對(duì)自然對(duì)數(shù)變量進(jìn)行一階差分后記為：DSP、DM0、DMl、DM2。

ADF檢驗(yàn)是實(shí)證分析中常用到的一種時(shí)間序列變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法，其原假設(shè)為H0：變量存在一個(gè)單位根，即變量非平穩(wěn)。本文利用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)上述變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從上表結(jié)果中可以看出，在5%顯著性水平下，自然對(duì)數(shù)變量序列LNSP、LNM0、LNM1、LNM2都是非平穩(wěn)的，其一階差分變量DSP、DM0、DM1、DM2是平穩(wěn)性時(shí)間序列，即LNSP、LNM0、LNM1、LNM2都是一階單整的。

4.3協(xié)整檢驗(yàn)

Engel和Granger的協(xié)整理論認(rèn)為，兩個(gè)或兩個(gè)以上的非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合可能是平穩(wěn)的。如果存在這種線性組合，就稱這些時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系或長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由以上的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，LNM0、LNM1、LNM2、LNSP都是一階單整，它們之間可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)變量LNM0、LNM1、LNM2、LNSP做出檢驗(yàn)，結(jié)果如下：在5%的顯著水平上，跡檢驗(yàn)表明LNM0、LNM1、LNM2、LNSP存在協(xié)整關(guān)系，各變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文為了不改變變量的經(jīng)濟(jì)意義，依舊采用平穩(wěn)的時(shí)間序列DSP、DM0、DM1、DM2（經(jīng)濟(jì)變量的增長(zhǎng)率）來(lái)進(jìn)行VAR模型分析。

4.4 VAR模型

為了分析上證綜指與各層次貨幣供給的關(guān)系，分別構(gòu)建構(gòu)DSP與DM0、DM1、DM2的VAR（p）模型。

首先對(duì)三個(gè)VAR模型進(jìn)行最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇，各模型的檢驗(yàn)結(jié)果如下：

根據(jù)各準(zhǔn)則的結(jié)果綜合考慮，可以確定3個(gè)模型的滯后階數(shù)都為4，因此分別建立3個(gè)VAR（4）模型。并對(duì)各模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)方程的全部根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，滿足平穩(wěn)性假設(shè)。構(gòu)建模型得到的模型方程為：

4.5Granger因果檢驗(yàn)

在上面的分析中，己經(jīng)建立了我國(guó)各層次貨幣供給M0、M1、M2與股票價(jià)格指數(shù)上證綜指的VAR模型，并最終確定了模型的最優(yōu)階數(shù)，而且二個(gè)VAR模型都通過(guò)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，因而可以繼續(xù)對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)分析。分析我國(guó)貨幣供給與股票價(jià)格的關(guān)系，首先要對(duì)貨幣供給變量與股票價(jià)格變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，來(lái)發(fā)現(xiàn)兩者之間的因果關(guān)系。在貨幣供給（DM0、DM1、DM2）與股票價(jià)格指數(shù)（DSP）的VAR模型的基礎(chǔ)上，對(duì)貨幣供給變量與股票價(jià)格指數(shù)進(jìn)行基于VAR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果：各層次的貨幣供給不是股票價(jià)格指數(shù)的Granger原因;在5%的顯著水平下，股票價(jià)格指數(shù)是狹義貨幣供給量M1變動(dòng)的Granger原因，而不是流通中的現(xiàn)金M0和廣義貨幣量M2的Granger原因。

4.6脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠描述模型中特定變量對(duì)于各種沖擊的反應(yīng)軌跡，隨著時(shí)間的推移，觀察模型中各變量對(duì)于沖擊是如何反應(yīng)的。具體來(lái)說(shuō)，它能夠描述在隨機(jī)誤差項(xiàng)上發(fā)生變化后（施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊）對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。本文主要研究的是貨幣供給對(duì)股票價(jià)格的影響，因此把各層次的貨幣供給量當(dāng)作沖擊變量，而把股票價(jià)格指數(shù)當(dāng)作反應(yīng)變量，相應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果如下：股票價(jià)格指數(shù)對(duì)于M2的沖擊反應(yīng)最小，M0發(fā)生一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，股價(jià)指數(shù)會(huì)在第一期產(chǎn)生一個(gè)正向的反應(yīng)，第2期減弱，第3期增強(qiáng)，在第4期及以后趨于零;M1發(fā)生一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，股價(jià)指數(shù)會(huì)在第一期產(chǎn)生一個(gè)負(fù)向的影響，隨后減弱，直至影響消失。

4.7方差分解對(duì)DSP進(jìn)行方差分解，其結(jié)果如下：

根據(jù)上表的結(jié)果可知，在DSP的波動(dòng)中，不考慮DSP自身的貢獻(xiàn)率，狹義貨幣M1對(duì)股票價(jià)格指數(shù)變化率的貢獻(xiàn)率最大，其次是流通中的現(xiàn)金M0，其貢獻(xiàn)率略高于廣義貨幣M2。

5結(jié)論

（1）Jk證綜合指數(shù)SP與貨幣供給量M0、M1、M2之間存在協(xié)整關(guān)系，可知我國(guó)貨幣供給與股票價(jià)格之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

（2）M0的增長(zhǎng)會(huì)引起股價(jià)的正向變動(dòng)，而M1的增長(zhǎng)會(huì)引起股價(jià)短期的負(fù)向變動(dòng)。

（3）根據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)可知，貨幣供給不是股價(jià)指數(shù)變動(dòng)的Granger原因，而股價(jià)指數(shù)是狹義貨幣M1變動(dòng)的Granger原因;通過(guò)方差分解可知，M1對(duì)股票價(jià)格指數(shù)變化率的貢獻(xiàn)率最大，在各層次的貨幣供給量中，M1與股票價(jià)格的關(guān)系最為密切，影響程度最為顯著。