劉 劍， 蔡 懿

(長(zhǎng)沙理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 湖南 長(zhǎng)沙 410004)

傳統(tǒng)的貨幣需求理論僅僅關(guān)注實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)貨幣需求的影響，而忽視了股票市場(chǎng)發(fā)展引發(fā)的貨幣需求。20世紀(jì)80年代以來(lái)，伴隨著金融自由化、金融創(chuàng)新的不斷深化以及電子信息技術(shù)的迅速發(fā)展，貨幣需求不僅與收入、一般物價(jià)水平和利率相關(guān)，而且與金融市場(chǎng)中以貨幣為媒介的交易密切相關(guān)。作為現(xiàn)代金融市場(chǎng)的重要組成部分，股票市場(chǎng)日益成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”，其直接表現(xiàn)就是股票價(jià)格的起伏漲落。

經(jīng)過(guò)近20年的發(fā)展，中國(guó)股票市場(chǎng)已經(jīng)具備相當(dāng)規(guī)模，股市在轉(zhuǎn)化儲(chǔ)蓄、刺激消費(fèi)與投資、傳導(dǎo)貨幣政策等方面的功能逐漸顯現(xiàn)。一些國(guó)內(nèi)學(xué)者的理論與實(shí)證研究表明，股票市場(chǎng)已成為影響我國(guó)貨幣需求、消費(fèi)和投資的一個(gè)重要因素。因此，我國(guó)貨幣政策的實(shí)施不能忽視股票市場(chǎng)的發(fā)展，貨幣政策應(yīng)適時(shí)適當(dāng)?shù)貙?duì)資產(chǎn)價(jià)格的變化作出反應(yīng)。但是，我國(guó)現(xiàn)行貨幣政策僅考慮貨幣供應(yīng)總量與一般物價(jià)水平之間的關(guān)系，而沒(méi)有考慮股票市場(chǎng)發(fā)展引發(fā)的增量貨幣需求。從理論上講，如果忽視股票市場(chǎng)的貨幣需求效應(yīng)，會(huì)低估經(jīng)濟(jì)中的貨幣需求總量，導(dǎo)致貨幣供給不足，從而有可能引發(fā)實(shí)際經(jīng)濟(jì)衰退和通貨緊縮。

一、股票市場(chǎng)影響貨幣需求的傳導(dǎo)機(jī)制

Friedman認(rèn)為，在假定短期實(shí)際經(jīng)濟(jì)不變即收入不變的條件下，股票市場(chǎng)引致貨幣需求的途徑或機(jī)制體現(xiàn)在四個(gè)方面[1]。(1)財(cái)富效應(yīng)①。股票價(jià)格上漲意味著人們名義財(cái)富的增加，在收入波動(dòng)平穩(wěn)條件下，名義財(cái)富增加意味著財(cái)富/收入比率上升，進(jìn)而貨幣/收入比率上升，持幣結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，或者貨幣流通速度降低。同時(shí)，名義財(cái)富增加將導(dǎo)致消費(fèi)需求增加，從而交易性貨幣需求增加。(2)資產(chǎn)組合效應(yīng)。股價(jià)的上漲反映了風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)的預(yù)期收益相對(duì)于安全性資產(chǎn)的預(yù)期收益有所上升。在人們的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度不變的情況下，這種相對(duì)價(jià)值變化將導(dǎo)致風(fēng)險(xiǎn)性資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)程度增加，從而使得投資者會(huì)增加其資產(chǎn)組合中相對(duì)安全性高的資產(chǎn)比重來(lái)抵消風(fēng)險(xiǎn)，如增加持有短期證券、貨幣等資產(chǎn)，導(dǎo)致貨幣需求增加。(3)交易效應(yīng)。股票市場(chǎng)發(fā)展、股票價(jià)格上漲往往伴隨著股票交易量的擴(kuò)大，從而需要更多的貨幣來(lái)滿足交易，因此貨幣需求增加。(4)替代效應(yīng)。股票市場(chǎng)價(jià)格上漲、交易量擴(kuò)張，一般會(huì)使得股票吸引力增強(qiáng)，從而使投資者增大股票在資產(chǎn)組合中的比重，在一定程度上會(huì)對(duì)貨幣資產(chǎn)如居民儲(chǔ)蓄存款等產(chǎn)生替代效應(yīng)，降低貨幣需求。

近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者如謝富春和戴春平、王志強(qiáng)和段渝、石建民、姜波克和陳華、許榮和吳衛(wèi)星等，先后對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展的貨幣需求效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明：中國(guó)股票市場(chǎng)的產(chǎn)生與發(fā)展引致了對(duì)貨幣的增量需求[7～11]。而易行健的實(shí)證研究卻發(fā)現(xiàn)我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展與擴(kuò)張減少了對(duì)狹義貨幣、廣義貨幣的需求，體現(xiàn)了極強(qiáng)的資產(chǎn)替代效應(yīng)和交易效應(yīng)[12]。另外，一些國(guó)內(nèi)學(xué)者還建議將股票市場(chǎng)的貨幣需求效納入貨幣供給規(guī)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(chǔ)上，利用1994～2008年的季度數(shù)據(jù)和協(xié)整方法對(duì)包括股票市場(chǎng)交易額變量的貨幣需求函數(shù)進(jìn)行重新估計(jì)，實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)股票市場(chǎng)的貨幣需求效應(yīng)。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)貨幣需求函數(shù)的設(shè)定

基于現(xiàn)代貨幣需求理論和國(guó)內(nèi)外有關(guān)股票市場(chǎng)與貨幣需求關(guān)系的研究文獻(xiàn)，我們將考慮股票市場(chǎng)因素的貨幣需求函數(shù)設(shè)定為：

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

(1)

上式中，Md/P為實(shí)際貨幣需求；Y為實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，其對(duì)貨幣需求有正向影響；RIR為一年期實(shí)際存款利率，表示貨幣需求的機(jī)會(huì)成本，一般而言，它與貨幣需求呈反方向變化；STV為股票市場(chǎng)交易額，其對(duì)貨幣需求的影響是不確定的，需要實(shí)證檢驗(yàn)；u為影響貨幣需求的隨機(jī)變量。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)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(shù)據(jù)為研究對(duì)象，樣本觀測(cè)數(shù)據(jù)共計(jì)60個(gè)。M1、M2、GDP、RIR和STV的數(shù)據(jù)來(lái)自于《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》相關(guān)各期、中國(guó)證券監(jiān)督管理委員會(huì)(www.csrc.gov.cn)、中國(guó)人民銀行(www.pbc.gov.cn)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局(www.stats.gov.cn)，其中股票市場(chǎng)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(shù)據(jù)均存在明顯的季節(jié)變動(dòng)因素，因此在實(shí)證分析之前必須對(duì)M1、M2、GDP和STV進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。其中M1、M2直接使用《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》公布的已經(jīng)用X11方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)，而GDP和STV則使用Eviews5.1用X11方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。為消除物價(jià)變動(dòng)的影響，以1994年為基期，環(huán)比計(jì)算出各個(gè)季度的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，再將經(jīng)過(guò)季節(jié)調(diào)整后的M1、M2、GDP、RIR和STV折算為實(shí)際余額。另外，為避免異方差的影響，除RIR使用水平值外，對(duì)M1、M2、GDP和STV取對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)nM1、LnM2、LnGDP和LnSTV。

(三)研究方法的選擇

一般而言，貨幣需求、國(guó)民收入、利率、貨幣供應(yīng)量等經(jīng)濟(jì)變量大都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，如果直接對(duì)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，將會(huì)產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題。為了避免模型出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在計(jì)量分析過(guò)程中，首先對(duì)各變量序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，以判斷各序列的平穩(wěn)性，并將非平穩(wěn)的變量序列修正為平穩(wěn)的時(shí)間序列。如果各變量是單整的，那么就可對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定這些變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。Engle和Granger、Johansen等人分別提出了兩種不同的協(xié)整檢驗(yàn)方法?；诨貧w殘差的Engle-Granger檢驗(yàn)存在大樣本要求和兩步法估計(jì)等缺陷，而基于回歸系數(shù)的Johansen方法則是對(duì)整個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行最大似然估計(jì)，可以找到所有的協(xié)整向量。因此，Johansen檢驗(yàn)克服了Engle-Granger檢驗(yàn)的缺陷，目前已經(jīng)成為協(xié)整檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)方法之一。本文使用Johansen提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法。協(xié)整檢驗(yàn)得出的協(xié)整方程只表示變量之間存在相關(guān)關(guān)系或者至少存在一個(gè)方向的因果關(guān)系。因此，本文將用Granger因果檢驗(yàn)法進(jìn)一步考察股票市場(chǎng)變量與貨幣需求之間的因果關(guān)系。

三、實(shí)證研究

(一)ADF單位根檢驗(yàn)

首先運(yùn)用計(jì)量軟件Eviews5.1分別對(duì)各變量的水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1可以看出，貨幣需求函數(shù)中各變量的原始值，都不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，因此是非平穩(wěn)的。但經(jīng)過(guò)一階差分后，各變量在1%顯著性水平上都是平穩(wěn)的，即貨幣需求函數(shù)各變量是典型的I(1)序列。因此，它們滿足構(gòu)造協(xié)整方程組的必要條件。

在成語(yǔ)里，一般名詞也能放在動(dòng)詞、形容詞前邊，起修飾動(dòng)詞、形容詞的作用，作狀語(yǔ)。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(jīng)常比喻東西的數(shù)目有許多，并且分散很廣?！靶恰焙汀捌濉边@兩個(gè)詞在這里都是名詞用作狀語(yǔ)的語(yǔ)法現(xiàn)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(fēng)馳電摯”中的“風(fēng)”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(yíng)狗茍”中的“蠅”和“狗”，“海闊天空”中的“?！焙汀疤臁钡龋际敲~作狀語(yǔ)。

表1 各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(二)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

接下來(lái)運(yùn)用Johansen協(xié)整方法對(duì)各變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2、表3。

表2 M1的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 M2的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表2、表3中的結(jié)果表明，貨幣需求(LnM1和LnM2)與其他變量之間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，并且存在兩個(gè)協(xié)整向量。選擇最大特征根中的協(xié)整向量作為貨幣需求的長(zhǎng)期協(xié)整方程，由此我們可以得到以下兩個(gè)方程(括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差)：

LnM1=1.3068LnGDP-0.0973RIR+

0.1365LnSTV-4.3278

(2)

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

調(diào)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(diào)整后的R2=0.88973F=19.6743

D.W.=1.9784

從上述協(xié)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(chǎng)交易額(LnSTV)、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(LnGDP)、實(shí)際利率(FIR)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。股票市場(chǎng)交易額對(duì)貨幣需求有著顯著的正向影響，這說(shuō)明我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展的貨幣需求效應(yīng)為正，即股票市場(chǎng)發(fā)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(jié)果說(shuō)明中國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展對(duì)交易性貨幣需求的影響相對(duì)顯著。比較方程(2)、(3)可知，股票市場(chǎng)交易額(LnSTV)每增長(zhǎng)l%，狹義貨幣需求(LnM1)則增長(zhǎng)0.1365個(gè)百分點(diǎn)，而廣義貨幣需求(LnM2)僅增長(zhǎng)0.0512個(gè)百分點(diǎn)，這說(shuō)明股票市場(chǎng)交易額對(duì)儲(chǔ)蓄存款、定期存款等的影響較為微弱。因此，股票市場(chǎng)對(duì)我國(guó)貨幣需求的影響主要體現(xiàn)在由交易效應(yīng)引起的交易性貨幣需求上，而對(duì)貨幣需求有負(fù)向影響的替代效應(yīng)則不明顯。

(三)Granger因果檢驗(yàn)

為考察貨幣需求函數(shù)各變量之間的因果關(guān)系，我們運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，與本文相關(guān)的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

從表4中的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，股票市場(chǎng)交易額(LnSTV)的增長(zhǎng)造成了貨幣需求(LnM1和LnM2)的增長(zhǎng)，但狹義貨幣供給(LnM1)②的變動(dòng)并不影響股票市場(chǎng)交易額(LnSTV)，意味著我國(guó)貨幣政策實(shí)踐中用于調(diào)節(jié)狹義貨幣供給M1的政策工具不能直接影響股票市場(chǎng)；雖然廣義貨幣供給(LnM2)的變動(dòng)對(duì)股票市場(chǎng)有直接影響，但這種影響目前尚處于從無(wú)到有的臨界狀態(tài)(相伴概率值P=0.0487，極其接近臨界值0.05)。同時(shí)，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(chǎng)，即目前我國(guó)尚不存在M1、M2通過(guò)利率間接影響股票市場(chǎng)的渠道。

表4 Granger因果檢驗(yàn)部分結(jié)果

四、結(jié)論與政策含義

本文在借鑒國(guó)內(nèi)外已有分析框架的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個(gè)包含股票市場(chǎng)變量的貨幣需求函數(shù)，并運(yùn)用協(xié)整分析方法對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展的貨幣需求效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明：

(1)從長(zhǎng)期來(lái)看，LnM1、LnM2與LnGDP、RIR、LnSTV之間均存在協(xié)整關(guān)系?；貧w方程顯示，國(guó)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(duì)LnGDP的彈性系數(shù)分別為1.3068和1.8347。與利率相比，股票市場(chǎng)已經(jīng)成為影響我國(guó)貨幣需求的一個(gè)重要因素，狹義貨幣需求(LnM1)、廣義貨幣需求(LnM2)對(duì)股票市場(chǎng)交易額(LnSTV)的彈性系數(shù)分別為0.1365和0.0512。由此可見，我國(guó)股票市場(chǎng)已經(jīng)具有了一定的貨幣需求效應(yīng)。

(2)Granger因果檢驗(yàn)表明，狹義貨幣供給(LnM1)的變化不會(huì)對(duì)股票市場(chǎng)產(chǎn)生直接影響，意味著調(diào)控狹義貨幣供給M1的政策工具難以對(duì)股票市場(chǎng)的運(yùn)行產(chǎn)生實(shí)際效果。雖然廣義貨幣供給(LnM2)對(duì)股票市場(chǎng)的直接影響目前尚處于從無(wú)到有的臨界狀態(tài)，但這意味著今后我國(guó)有可能通過(guò)對(duì)廣義貨幣供給M2的操作來(lái)調(diào)控股票市場(chǎng)，以防止股票市場(chǎng)產(chǎn)生嚴(yán)重的非理性“泡沫”[13]。

在中國(guó)股票市場(chǎng)不斷深化和廣化的背景下，貨幣政策的實(shí)施要完全忽略股票市場(chǎng)的影響已經(jīng)不可能。因此，中國(guó)人民銀行在制定貨幣供給規(guī)劃時(shí)應(yīng)考慮股票市場(chǎng)發(fā)展對(duì)貨幣需求的影響，使貨幣供給與貨幣需求相適應(yīng)[11]。同時(shí)，中央銀行應(yīng)“關(guān)注”資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)，并適時(shí)適度地對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的變化作出反應(yīng)。2008年以來(lái)，中國(guó)資產(chǎn)價(jià)格“泡沫”破裂與經(jīng)濟(jì)衰退已是不爭(zhēng)事實(shí)。一些國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為，如果中央銀行在股價(jià)快速上升并偏離其正常軌道時(shí)適時(shí)地對(duì)其加以調(diào)控，或在2008年股市泡沫破裂、股價(jià)急劇下跌時(shí)，中央銀行迅速做出政策反應(yīng)，為市場(chǎng)提供流動(dòng)性與穩(wěn)定投資者信心，那么中國(guó)股市的運(yùn)行狀況不至于太糟糕，資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊也可能小得多。

[注釋]

①與股票市場(chǎng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)作用的財(cái)富效應(yīng)不同，這里指股票市場(chǎng)對(duì)貨幣需求的影響。

②在Granger因果檢驗(yàn)中，我們用貨幣供應(yīng)量代替貨幣需求量，這實(shí)際上暗含了貨幣供求相等的假定。

[參考文獻(xiàn)]

[1]Milton Friedman. Money and the Stock Market[J].Journal of Political Economy,1988,Vol.96,PP.221-245.

[2]Alexander J. Field.Asset Exchanges and the Transactions Demand for Money: 1919～1929[J].American Economic Review,1984,Vol.74,PP.43-59.

[3]Thomas I. Palley. The Demand for Money and Non-GDP Transactions[J].Economics Letters,1995,Vol.48,PP.145-154.

[4]Taufiq Choudhry. Real Stock Prices and the Long-run Money Demand Function: Evidence from Canada and the USA[J].Journal of International Money and Finance,1996,Vol.15,PP.1-17.

[5]Seth B. Carpenter and Joe Lange.Money Demand and Equity Markets[R].FEDS Working Paper,No.2003-03.

[6]Massimo Caruso. Stock Market Fluctuations and Money Demand in Italy, 1913-2003[J].Economic Notes,2006, Vol.35,PP.1-47.

[7]謝富勝,戴春平.中國(guó)貨幣需求函數(shù)的實(shí)證分析[J].金融研究,2000,(1)：24-29.

[8]王志強(qiáng),段 渝.股票價(jià)格與貨幣需求關(guān)系的實(shí)證分析[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2000,(2)：49-52.

[9]石建民.股票市場(chǎng)、貨幣需求與總量經(jīng)濟(jì)：一般均衡分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2001,(5)：45-52.

[10]姜波克,陳 華.證券市場(chǎng)與貨幣需求：一個(gè)新貨幣需求函數(shù)的探討[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,2003,(1)：15-23.

[11]許 榮,吳衛(wèi)星.資本發(fā)展影響貨幣需求的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2008,(9)：53-58.

[12]易行健.關(guān)于中國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)貨幣需求總量與結(jié)構(gòu)影響的分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué),2004,(6)：38-47.

[13]段 進(jìn),等.我國(guó)股票市場(chǎng)與貨幣需求的相互影響分析及政策涵義[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐,2006,(1)：41-47.