天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 劉麗 孟憲兵

我國各層次貨幣供應(yīng)量與股價(jià)關(guān)聯(lián)性研究

天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 劉麗 孟憲兵

我國的股票市場容易受各種因素的影響而使股市價(jià)格波動(dòng)頻繁且幅度較大，增加了中央銀行對(duì)貨幣供應(yīng)進(jìn)行有效調(diào)控的難度，最終影響了貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。本文應(yīng)用計(jì)量檢驗(yàn)方法，表明：我國各層次貨幣供應(yīng)量與股票市場價(jià)格之間存在長期關(guān)系，各層次貨幣供應(yīng)量與股市價(jià)格關(guān)聯(lián)性不同。

貨幣供應(yīng)量 股票市場 貨幣層次

貨幣政策與股市價(jià)格間的相互關(guān)系成為近年來國外貨幣理論研究的前沿問題，其中貨幣供應(yīng)量對(duì)股票市場的影響正受到越來越多的關(guān)注。隨著股票市場的發(fā)展，資產(chǎn)價(jià)格渠道成為貨幣政策的一種傳播渠道，因此，將股票市場與貨幣政策之間的關(guān)系梳理清楚，對(duì)于了解貨幣政策的有效性是極其有意義的。

1 相關(guān)理論及文獻(xiàn)回顧

1.1 相關(guān)理論

股價(jià)與貨幣供應(yīng)量之間關(guān)系的理論分析，主要有直接影響和間接影響兩個(gè)方面。直接影響主要是由于貨幣政策工具變化，如利率的調(diào)整，改變了金融市場上各種金融工具的相對(duì)價(jià)格，從而引導(dǎo)了資金的流向，最終引起股票市場價(jià)格的變化。間接影響則是通過貨幣政策變化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的基本面產(chǎn)生作用，影響到股票市場價(jià)格。

關(guān)于股票市場對(duì)貨幣需求的影響機(jī)制，M. Friedman的經(jīng)典研究指出了股票價(jià)格影響貨幣需求的途徑和機(jī)制體現(xiàn)在四個(gè)方面：(1)財(cái)富效應(yīng)，即股票價(jià)格上漲→財(cái)富與收入比上升→貨幣與收入比上升→消費(fèi)需求增加→交易性貨幣需求增加；(2)資產(chǎn)組合效應(yīng)，即股票價(jià)格上漲→風(fēng)險(xiǎn)性股票預(yù)期收益增加→股票組合的風(fēng)險(xiǎn)程度增大→股票組合中安全性股票相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性股票的比重要求增加→短期證券和貨幣持有量增加→貨幣需求量增加；(3)交易效應(yīng)，即股價(jià)價(jià)格上漲→股票交易量增加→貨幣需求量增加；(4)替代效應(yīng)，即股票價(jià)格上漲→股票吸引力增加→資產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整→股票持有量增加→貨幣持有量減少→貨幣需求減少。在上述四種效應(yīng)中，財(cái)富效應(yīng)、資產(chǎn)組合效應(yīng)和交易效應(yīng)會(huì)增加貨幣需求，而替代效應(yīng)則減少貨幣需求。

1.2 文獻(xiàn)回顧

近年來，貨幣供應(yīng)量與股市價(jià)格的關(guān)系成為國內(nèi)學(xué)者研究的熱點(diǎn)之一。張秀利(2012)選取2001年1月到2011年12月月末收盤上證指數(shù)，M0、M1、M2的月末余額數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)得出M1、M2與股價(jià)指數(shù)之間存在長期關(guān)系，Granger檢驗(yàn)得出M0不是股指的原因；M1是股指原因，但存在滯后效應(yīng)；M2與股指關(guān)系不顯著，應(yīng)該是由于M2 中定期存款和居民儲(chǔ)蓄存款的流動(dòng)性比較弱造成的。任碧云、楊雪梅(2012)選取中國2001年到2010年的月度數(shù)據(jù)，對(duì)貨幣供應(yīng)量通過股票市場影響投資與消費(fèi)的路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出我國貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2和股票價(jià)格存在長期關(guān)系；且M1、M2與股票價(jià)格存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。

由于選取數(shù)據(jù)指標(biāo)及期間的不同，得出的結(jié)論也會(huì)有差異。孫文迪、吉余峰(2010)選取2000年1月到2009年12月的月度數(shù)據(jù)，得出M0、M1、M2與股價(jià)指數(shù)之間不存在協(xié)整關(guān)系，股市價(jià)格是M1的格蘭杰原因，M0、M1是股市價(jià)格的格蘭杰原因。盧艷茹(2008)選用1997年1月至2005年5月上證收盤綜合指數(shù)、M0、M1、M2的月度指標(biāo)，通過協(xié)整、Granger因果檢驗(yàn)得出，M0與上證指數(shù)不存在長期關(guān)系，M1、M2均不是上證指數(shù)的原因。原因主要在于我國利率的非市場化及投資對(duì)利率的不敏感性。

本文數(shù)據(jù)選取2001年1月至2013年3月的貨幣供應(yīng)量M1、M2以及上證綜合指數(shù)月末數(shù)據(jù)，采用協(xié)整、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，來分析各層次貨幣供應(yīng)量與股票之間的相互關(guān)系，進(jìn)而檢驗(yàn)貨幣供給量這一中介指標(biāo)在宏觀調(diào)控證券市場的適用性。

2 實(shí)證檢驗(yàn)與分析

2.1 數(shù)據(jù)選取與處理

(1)股價(jià)、貨幣供應(yīng)量樣本選取本文以2001年為實(shí)證研究起點(diǎn)，選取2001年1月～2013年3月的上證綜合指數(shù)月末收盤指數(shù)，共147個(gè)樣本數(shù)據(jù)，進(jìn)行實(shí)證分析。數(shù)據(jù)來源于大智慧交易軟件。選擇M1、M2的月末余額作為貨幣供應(yīng)量指標(biāo)，以SHZ代表股票市場價(jià)格的序列名稱，統(tǒng)計(jì)的時(shí)間區(qū)間為2001年1月至2013年3月。對(duì)于中國人民銀行早期貨幣統(tǒng)計(jì)概覽中可能遺漏的數(shù)據(jù)，由互聯(lián)網(wǎng)《中國歷年貨幣供應(yīng)量(M0、M1、M2)歷史數(shù)據(jù)表》予以補(bǔ)全。

(2)數(shù)據(jù)的處理。經(jīng)觀察，數(shù)據(jù)不存在周期性因素的影響，因此本文對(duì)數(shù)據(jù)未進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。為減輕數(shù)據(jù)波動(dòng)性及殘差序列相關(guān)性因素，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理。處理完成后的數(shù)據(jù)分別記為logshz、logm1、logm2。數(shù)據(jù)檢驗(yàn)通過Eviews6.0進(jìn)行。

2.2 實(shí)證分析及結(jié)果

(1)單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)方法，對(duì)上述區(qū)間的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行包括趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在5%的置信水平下，上證指數(shù)、貨幣供應(yīng)量的ADF值均大于其對(duì)應(yīng)的5%的臨界值，即變量在5%的顯著性水平下均接受原假設(shè)，即原序列非平穩(wěn)。為得到平穩(wěn)序列，對(duì)各變量的一階差分再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在5%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，因此各變量均是一階單整的。

(2)協(xié)整檢驗(yàn)。由上述單位根檢驗(yàn)得知，各變量具有相同單整階數(shù)，故它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，因此需要進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。先構(gòu)建基于VAR的模型，用以確定最優(yōu)滯后階數(shù)為4。然后對(duì)SHZ、M1、M2進(jìn)行基于VAR(4)的協(xié)整檢驗(yàn)，可以得到，在5%的置信水平下，上證指數(shù)與M1、M2之間存在長期均衡關(guān)系。檢驗(yàn)得出的標(biāo)準(zhǔn)方程系數(shù)表明，我國上證指數(shù)與M1呈正相關(guān)關(guān)系，而與M2呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。如果研究貨幣供應(yīng)量與股市影響方向，需要通過Granger方法檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系是描述兩變量相互作用影響的一種統(tǒng)計(jì)關(guān)系。本文對(duì)股指SHZ與貨幣供應(yīng)M1、M2分別進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，得到在5%的置信水平下，SHZ與M1之間存在單項(xiàng)因果關(guān)系，其中SHZ是M1的格蘭杰因，而M1不是SHZ的格蘭杰原因；M2與SHZ之間不存在因果關(guān)系?？傊?，SHZ與貨幣供應(yīng)量之間存在單向因果關(guān)系，股市走勢的變化也會(huì)引起貨幣供應(yīng)量的變化，而貨幣供應(yīng)量的變化不能顯著引起上證指數(shù)變化。

(4)脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響。通過Eviews可以得到，上證指數(shù)對(duì)于自身的沖擊具有較強(qiáng)的反應(yīng)，沖擊所持續(xù)的時(shí)間的較長。受M1沖擊的影響，上證指數(shù)呈微弱的正向反應(yīng)，反應(yīng)較弱。受M2的沖擊影響，上證指數(shù)負(fù)向反應(yīng)，然后反應(yīng)消失。

3 結(jié)論及建議

3.1 結(jié)論

通過貨幣供應(yīng)量M1、M2與上證指數(shù)之間的實(shí)證檢驗(yàn)，可得出以下結(jié)論：

(1)貨幣供應(yīng)量M1、M2與上證指數(shù)SHZ之間存在長期均衡關(guān)系。流通中的現(xiàn)金與活期存款增加了居民的財(cái)富總量水平，轉(zhuǎn)而投向股票市場，股票指數(shù)增加。

(2)上證指數(shù)是狹義貨幣供給量M1變動(dòng)的格蘭杰原因，而上證指數(shù)對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響不顯著。股市對(duì)M1、M2沖擊的反應(yīng)是微弱的，M1對(duì)上證指數(shù)沖擊的反應(yīng)是正向的且影響顯著，M2對(duì)上證指數(shù)沖擊的反應(yīng)不顯著。

由本文可以看出，我國的股票市場容易受各種因素的影響而使股市價(jià)格波動(dòng)頻繁且幅度較大，增加了中央銀行對(duì)貨幣供應(yīng)進(jìn)行有效調(diào)控的難度，最終影響了貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。但是隨著股票市場的完善，貨幣政策對(duì)股市的影響將會(huì)越來越顯著。

3.2 政策建議

(1)不能把股票價(jià)格作為貨幣政策的中介工具。把股票價(jià)格作為中介目標(biāo)，在可控性方面，由于股票價(jià)格波動(dòng)十分劇烈，且主要受市場參與者行為及心理預(yù)期的影響，貨幣政策當(dāng)局很難控制；在可測性方面，股票價(jià)格動(dòng)態(tài)具有不確定性，貨幣當(dāng)局很難準(zhǔn)確地預(yù)測股票價(jià)格的動(dòng)態(tài)及其對(duì)商品和服務(wù)價(jià)格水平的影響程度。

(2)加強(qiáng)貨幣市場與股票市場之間的聯(lián)系。在保證金融安全的前提下，應(yīng)該建立貨幣市場與股票市場之間規(guī)范有效的聯(lián)結(jié)機(jī)制，促進(jìn)價(jià)格信號(hào)在兩個(gè)市場之間的有效傳導(dǎo)，使資金能夠在兩個(gè)市場之間有序流動(dòng)。貨幣政策意圖能否有效地傳遞到股票市場，是由貨幣市場與股票市場一體化程度直接決定的，只有市場一體化，資金才可以在貨幣市場和股票市場之間自由流動(dòng)，貨幣供應(yīng)量傳遞和金融工具定價(jià)才會(huì)合理。

(3)要正確處理信貸資金進(jìn)入股市的問題。過量的信貸資金違規(guī)進(jìn)入股市，會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生嚴(yán)重的負(fù)面影響。隨著股票市場的發(fā)展，股票市場必將成為貨幣政策傳導(dǎo)的一個(gè)重要渠道，銀行信貸資金與股票市場之間必須建立一種有效的聯(lián)系，主要措施有：對(duì)企業(yè)，持有證券資產(chǎn)的數(shù)量實(shí)行比例限制，對(duì)其交易和投資收益加大征稅力度等；進(jìn)一步推進(jìn)利率市場化，通過利率水平的市場調(diào)節(jié)，保持間接融資和直接融資的適當(dāng)比例，促使資金流動(dòng)的均衡分布。

[1] 張秀利.我國貨幣供應(yīng)量與股市價(jià)格關(guān)聯(lián)性的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題,2012(10).

[2] 錢小安.資產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)貨幣政策的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究,1998(01).

F832

A

1005-5800(2013)08(b)-073-02