◇占斯亞

近年來(lái)，滬深股市多次劇烈震蕩，引發(fā)投資者恐慌。面對(duì)股票價(jià)格的異常波動(dòng)，有關(guān)部門(mén)曾多次運(yùn)用貨幣政策維護(hù)股票市場(chǎng)基本穩(wěn)定，因此貨幣供應(yīng)量對(duì)股票價(jià)格的影響在實(shí)踐上是存在的，但就理論而言，影響股價(jià)的因素非常復(fù)雜，多數(shù)研究者認(rèn)為傳統(tǒng)的貨幣供應(yīng)量與利率渠道是最為重要的影響因素，其他因素可能正是因?yàn)閺?qiáng)化了利率效應(yīng)從而影響了股價(jià)。本文將借鑒國(guó)外學(xué)者Breitung和Candelon（2006）提出的頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，基于MATLAB軟件，從頻率領(lǐng)域研究不同層次貨幣供應(yīng)量、利率對(duì)股票價(jià)格的影響，挖掘被傳統(tǒng)時(shí)域研究方法忽略的深層次關(guān)系。

一、研究方法與數(shù)據(jù)選取

1.研究方法

首先，假設(shè)有一組三維時(shí)間序列向量 xt=[x1t，x2t，x3t]'，t=1，…，T，然后建立一個(gè)階的向量自回歸VAR(k)模型：

其中μ為3維的常數(shù)向量，εt為白噪聲過(guò)程，即滿足Ε（εt）=0，Ε（εtεt'）=Ω，Ω 為對(duì)稱(chēng)正定矩陣，Θ1，Θ2，…，Θk為 3×3 階系數(shù)矩陣。

其次，再定義系數(shù)矩陣Θt（t=1，…，k）里的第（1,3）個(gè)變量為 θ13,t，然后由此得到一個(gè)系數(shù)向量 β=[θ13,1，θ13,2，…，θ13,k]'，并給定R矩陣如下：

其中 ω∈（0，π）。最后，根據(jù) Breitung和 Candelon（2006）提出的方法，如果時(shí)間序列是平穩(wěn)的，那么x3t在頻率ω處不能格蘭杰引起x1t變化的零假設(shè)可表示為：

并可以證明與上述零假設(shè)相對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量，近似服從自由度為2的x2分布。

以上正是本文研究使用的頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，筆者還將配合MATLAB軟件將研究結(jié)果圖示化。

2.數(shù)據(jù)選取

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，選取的研究對(duì)象有貨幣供應(yīng)量、利率及股票價(jià)格，樣本選取了1997年1月～2016年12月的月度數(shù)據(jù)。變量分別選取了狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2、當(dāng)月銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率R及我國(guó)最具代表性的上證指數(shù)SHS和深證指數(shù)SZS。

除利率R外，以上所有數(shù)據(jù)均取自然對(duì)數(shù)，本文采用ADF和PP檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下所示。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1中我們發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平下除利率R外，原始數(shù)據(jù)均不平穩(wěn)，在一階差分化后，仍在5%顯著性水平下，ΔlnSHS、ΔlnSZS、ΔR在ADF檢驗(yàn)與PP檢驗(yàn)中均表現(xiàn)平穩(wěn)；而ΔlnM1和ΔlnM2雖在ADF檢驗(yàn)中不平穩(wěn)，但在PP檢驗(yàn)中檢驗(yàn)值分別為-18.42303、-17.14753，顯著拒絕原假設(shè)，因此也是平穩(wěn)的，因此本文認(rèn)為 ΔlnM1、ΔlnM2、ΔlnSHS、ΔlnSZS 及 ΔR是一階單整的平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

二、實(shí)證結(jié)果分析

1.模型構(gòu)建

根據(jù)頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)方法，并運(yùn)用經(jīng)一階單整的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，本文將構(gòu)建4個(gè)向量自回歸VAR（k）模型，分別如下所示：

其中，與第一個(gè)模型對(duì)應(yīng)的變量是x1t=[ΔlnM1,ΔR,ΔlnSHS]'，與第二個(gè)模型對(duì)應(yīng)的變量是 x2t=[ΔlnM1,ΔR,ΔlnSZS]'，與第三個(gè)模型對(duì)應(yīng)的變量是 x3t=[ΔlnM2,ΔR,ΔlnSHS]'，與第四個(gè)模型對(duì)應(yīng)的變量是 x4t=[ΔlnM2,ΔR,ΔlnSZS]'。

2.模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

根據(jù)所構(gòu)建的VAR模型，本文使用Eviews軟件，通過(guò)LR、FPE、AIC、SC、HQ五個(gè)準(zhǔn)則來(lái)選取最優(yōu)滯后階數(shù),并以通過(guò)準(zhǔn)則最多的階數(shù)為最優(yōu)階數(shù)。最終得出模型一的最優(yōu)滯后階數(shù)為5階；模型二的最優(yōu)滯后階數(shù)為4階，模型三的最優(yōu)滯后階數(shù)為5階；模型四的最優(yōu)滯后階數(shù)為4階。

3.頻域因果關(guān)系

如圖 1所示，橫軸表示頻率 ω,ω∈（0，π），且頻率 ω可以通過(guò)公式T=2π/ω?fù)Q算時(shí)間周期；縱軸表示W(wǎng)ald統(tǒng)計(jì)量；黑色實(shí)線表示頻域格蘭杰檢驗(yàn)值，黑色虛線表示在5%顯著性水平下的臨界值（5.99）。

（1）整體樣本區(qū)間結(jié)果

首先，在整體樣本區(qū)間對(duì)模型一、二進(jìn)行頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到了狹義貨幣供應(yīng)量M1、利率R與股票價(jià)格的頻域因果關(guān)系。如圖1所示，可以發(fā)現(xiàn)：當(dāng)頻率ω∈（2.3437，π）時(shí)，M1對(duì)深證指數(shù)SZS影響顯著，說(shuō)明M1是引起深證指數(shù)SZS變動(dòng)的格蘭杰原因，時(shí)間周期為1.97～2.68個(gè)月；但R在整個(gè)頻率區(qū)間對(duì)上證指數(shù)SHS、深證指數(shù)SZS影響均不顯著。

圖1 整體樣本區(qū)間M1、R與股票價(jià)格的頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)

然后又在整體樣本區(qū)間對(duì)模型三、四進(jìn)行頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到了廣義貨幣供應(yīng)量M2、利率R與股票價(jià)格的頻域因果關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)：在整個(gè)頻率區(qū)間，M2、R對(duì)上證指數(shù)SHS、深證指數(shù)SZS影響均不顯著，說(shuō)明M2、R均不是引起股票價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因。

綜合上述結(jié)果，在整體樣本區(qū)間中，只有M1對(duì)股票價(jià)格產(chǎn)生顯著影響，且M1的變動(dòng)能在短期1.97個(gè)月后影響股票價(jià)格，因M1代表的是流通中現(xiàn)金M0和活期存款的總和，通常能夠反映居民和企業(yè)投資資金的松緊變化，是經(jīng)濟(jì)周期的先行指標(biāo)，而M2、R對(duì)股票價(jià)格卻均沒(méi)有顯著性影響，這與劉熀松（2004）等學(xué)者的研究結(jié)論一致。

（2）分段樣本區(qū)間結(jié)果

為深入挖掘變量的深層次因果關(guān)系，本文運(yùn)用Lutkepohl and Kratzig(2004)介紹的chow模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)方法，對(duì)整體樣本區(qū)間的VAR模型進(jìn)行了chow模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

表2 規(guī)模穩(wěn)定性檢驗(yàn)

從表2我們發(fā)現(xiàn)上述四個(gè)VAR模型均不平穩(wěn)，在2003年12月份左右均存在著一個(gè)結(jié)構(gòu)性斷點(diǎn)；又因2003年末我國(guó)房地產(chǎn)、汽車(chē)及鋼鐵行業(yè)發(fā)展過(guò)熱，為抑制投資過(guò)熱和通脹趨勢(shì)，政府實(shí)施收緊銀根、上調(diào)存款準(zhǔn)備金率等緊縮性貨幣政策，股票市場(chǎng)由過(guò)熱轉(zhuǎn)向疲軟。因此本文選擇2003年12月為模型的統(tǒng)一分?jǐn)帱c(diǎn)，將整體樣本分割成1997年1月～2003年12月和2004年1月～2016年12月兩個(gè)平穩(wěn)的分段樣本區(qū)間。

第一分段樣本區(qū)間（1997年1月～2003年12月）

首先，在第一分段樣本區(qū)間對(duì)模型一、二進(jìn)行頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到了狹義貨幣供應(yīng)量M1、利率R與股票價(jià)格的頻域因果關(guān)系，如圖2所示，可以發(fā)現(xiàn)：當(dāng)頻率時(shí)，M1仍然對(duì)深證指數(shù)SZS影響顯著；當(dāng)頻率時(shí)，R對(duì)深證指數(shù)SZS首次出現(xiàn)短暫的顯著性影響，表明R是引起深證指數(shù)SZS變動(dòng)的格蘭杰原因，且時(shí)間周期為1.97～2.96個(gè)月。

圖2 第一分段樣本區(qū)間M1、R與股票價(jià)格的頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)

其次，又在第一分段樣本區(qū)間對(duì)模型三、四進(jìn)行頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)，得到了廣義貨幣供應(yīng)量M2、利率R與股票價(jià)格的頻域因果關(guān)系，如圖3所示，可以發(fā)現(xiàn)：當(dāng)頻率ω∈（0，1.75）時(shí)，M2對(duì)上證指數(shù)SHS首次出現(xiàn)顯著性影響，表明M2是引起上證指數(shù)SHS變動(dòng)的格蘭杰原因,且時(shí)間周期為3.59～+∞月；當(dāng)頻率ω∈（2.15，2.25），R對(duì)深證指數(shù)SZS也短暫出現(xiàn)顯著性影響。

圖3 第一分段樣本區(qū)間M2、R與股票價(jià)格的頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)

第二分段樣本區(qū)間（2004年1月～2016年12月）

在第二分段樣本區(qū)間，筆者同樣對(duì)模型一、二、三、四進(jìn)行了頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)，并發(fā)現(xiàn)：在整個(gè)頻率區(qū)間，M1、M2、R對(duì)上證指數(shù)SHS和深證指數(shù)SZS均沒(méi)有顯著性影響，則在第二分段樣本區(qū)間M1、M2、R均不是引起股票價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因。

總結(jié)上述分段結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：在第一個(gè)分段樣本區(qū)間，M2和R對(duì)股票價(jià)格均首次出現(xiàn)了顯著性影響，且M2對(duì)股票價(jià)格影響在3.59個(gè)月后才體現(xiàn)出來(lái)，因M2代表的是M1、定期存款及居民儲(chǔ)蓄的總和，且由于股市波動(dòng)，居民投資者青睞于收益穩(wěn)定的儲(chǔ)蓄存款和固定收益證券，因而M2中執(zhí)行貯藏職能的貨幣比重較高，反應(yīng)滯后期較長(zhǎng)。

三、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用頻域格蘭杰因果檢驗(yàn)，在考慮模型穩(wěn)定性的基礎(chǔ)上，實(shí)證研究了不同層次貨幣供應(yīng)量及利率對(duì)股票價(jià)格的影響，具體結(jié)論與建議如下：

1.在整體樣本區(qū)間，M1對(duì)股票價(jià)格有顯著性影響；在第一個(gè)分段樣本區(qū)間，M1對(duì)股票價(jià)格仍有顯著性影響，但在第二個(gè)分段樣本區(qū)間，M1的顯著性消失了。這說(shuō)明在整體樣本區(qū)間M1的顯著性，很可能是由于第一個(gè)分段樣本區(qū)間M1的顯著性而導(dǎo)致的，因此學(xué)界應(yīng)結(jié)合實(shí)際情況，審慎看待研究結(jié)果，不能高估M1對(duì)股票價(jià)格的影響。

2.在整體樣本區(qū)間，M2對(duì)股票價(jià)格沒(méi)有顯著性影響，但在第一個(gè)分段樣本區(qū)間，M2對(duì)股票價(jià)格卻首次出現(xiàn)顯著性影響，且影響在中長(zhǎng)期后（3.59個(gè)月）才體現(xiàn)出，但M1的變動(dòng)一般在短期后（1.97個(gè)月）影響股票價(jià)格，這與不同層次貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)口徑相關(guān)，因此政府要權(quán)衡不同層次貨幣供應(yīng)量的預(yù)測(cè)能力，考慮貨幣政策執(zhí)行的滯后期，相機(jī)抉擇的貨幣政策。

3.在整體樣本區(qū)間，利率R對(duì)股票價(jià)格沒(méi)有顯著性影響，但在第一個(gè)分段樣本區(qū)間，R對(duì)股票價(jià)格首次出現(xiàn)短暫的顯著性影響，這反映在特定的時(shí)期，利率波動(dòng)對(duì)股價(jià)是存在影響且非常迅速的（高頻），因此政府和投資者應(yīng)該結(jié)合實(shí)際情況重視利率對(duì)股票價(jià)格及宏觀經(jīng)濟(jì)的間接影響，推動(dòng)利率市場(chǎng)化進(jìn)程，完善貨幣傳導(dǎo)機(jī)制。