货币需求、储蓄存款与股市投机性

邓永亮，李 薇 （南开大学 经济学院，天津 300071）

一、引言

近年来，随着我国股票市场的发展，不少学者就股票市场的发展对货币需求的影响这一问题做了许多有益的研究。然而，纵观这些研究可以发现，它们暗含着一个假定或者说遗漏了一个重要的问题，即假定货币流通速度不变，或者说没考虑到货币流通速度的变化，仅仅是考虑了股票市场的发展对货币需求量的影响。而这种暗含的假定对于一个投机性气氛浓厚的股市是不成立的。由于我国股票市场特殊的股权结构和收益率使得投资者只能着眼于股票的价差收益，因此我国股市投机气氛浓厚。股价的上涨和股票交易量的扩张，使得居民储蓄存款活期化，而居民储蓄存款活期化无疑会加快货币流通速度，因此股票市场的发展所需求的货币量就可以由加快了的货币流通速度来满足，因而也就未必会增加相应的货币需求。货币需求是整个货币理论的重心，是中央银行制定和实施货币政策的重要依据。股票市场的发展对货币需求的作用方向如何，值得我们进一步深入研究。

二、文献综述

关于股票市场对货币需求的影响途径或机制，Friedman（1988）的经典研究指出，股票市场引致货币需求的途径或机制体现在4个方面：（1）股票市场价格的上涨意味着人们名义财富的增加，在假定收入比股价波动性更小的条件下，这也就意味着财富/收入的比率上升。货币需求函数认为，财富/收入比率越高，则货币/收入的比率越高，因此财富的增加将增加对货币的需求。我们把股票市场与货币需求的这种关系称之为财富效应。（2）股票价格的上涨反映了风险性资产的预期收益相对于安全性资产而言有所上升。在人们风险偏好程度不变的情况下，这种相对收益的变化将导致资产组合的风险程度上升，从而使得人们将会增加其资产组合中相对安全性资产的比重来对冲这种风险，比如增加对短期债券和货币的持有，从而引致货币需求增加。我们把这种效应称之为资产组合效应。（3）股票价格的上涨往往伴随着股票市场交易量的增加，而这往往产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。我们把这种效应称之为交易效应。（4）股票市场价格上涨、交易量扩张，一般会使得股票吸引力增加，这在一定程度上会对货币资产 （主要是广义货币，如居民储蓄存款）有一种替代作用，从而降低货币需求。我们称这种效应为替代效应。在上述4种效应中，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求，而替代效应则会减少货币需求。

Friedman（1988）利用美国1961-1986年季度数据对股票价格的货币需求进行实证分析发现，以实际广义货币供应量衡量的货币需求与领先三个季度的实际股票价格呈正相关，但和同期的实际股票价格负相关。正相关显示出股价上涨的财富效应，而负相关则反映了股价上涨的替代效应，但股价上涨的财富效应大于替代效应。Field（1984）把股票市场交易量引入货币需求函数，实证分析发现1919～1929年纽约股票交易所交易规模与货币交易性需求正相关，并认为导致美国爆发大萧条的真正原因是1925～1929年股票交易量的上涨所要求的货币需求没有得到相应的满足。Palley（1995）实证研究了1976～1991年美国纽约股票市场交易额与货币需求的关系，发现M1与房屋销售、股票市场交易额呈正相关，但M2与股票市场交易额呈负相关。Choudhry（1996）运用协整检验和误差修正模型，实证分析了“二战”后（1955～1989）美国和加拿大的股票价格和长期货币需求函数的关系，发现在这两个国家股票价格对长期的实际M1和M2需求有着重要的影响，影响的方向和大小取决于这两个国家对货币的定义。Majid等（2007）运用协整方法和格兰杰因果关系检验，利用印度尼西亚1998年第二季度至2006年第二季度数据实证分析了实际股票价格对长期货币需求的影响，发现实际狭义货币与实际GDP、利率和实际股票价格存在协整关系，股票价格对狭义货币需求有显著的正向影响。

近年来，国内一些学者对我国股票市场对货币需求的影响进行了许多有益的研究。易行健（2004）采用Johansen协整方法，检验了一个包含股票市场交易额变量的标准货币需求函数和货币流动性函数，实证结果表明我国股票市场的发展与扩张减少了对狭义货币和广义货币的需求，且股票市场对货币需求结构存在显著的影响。许荣等（2008）利用2002年1月至2006年12月的月度数据，实证研究了我国股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场的发展提高了经济体的货币需求，股票成交金额的变动有助于对狭义货币供应量的预测，但无法对广义货币供应量进行预测。王晓芳等（2009）通过构建以收入、利率、预期通货膨胀以及股票市场市值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模型，利用1996年第一季度至2007年第四季度的季度数据实证研究了我国货币需求的影响因素，发现股票市值对狭义货币和广义货币均有正向影响。石建民（2001）通过引入一个简单的一般均衡模型，在考察股票市场对货币需求影响的基础上，全面分析了股票市场对实体总量经济的影响，发现股票市场的发展对狭义货币和广义货币需求均呈正相关关系。段进等（2006）运用协整、弱外生性和因果关系检验，利用1994年第一季度至2004年第二季度的季度数据，实证研究了我国股票市场与货币需求的关系，发现股票市场的发展对狭义货币需求有正向影响，但对广义货币，只影响其结构不影响其总量。谢富胜等（2000）利用1994年第一季度至1999年第二季度的季度样本数据实证分析了股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场发展对狭义货币、准货币和广义货币均存在正向作用。

上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义，但这些文献存在着两个需要进一步探讨的问题。一是Friedman的4种效应中的第4种效应——替代效应所引起对货币需求量的减少。我国在2001年6月前，由于证券公司客户保证金存款未计入M2，因此股市的发展对M2具有分流作用，M2会减少；但从2001年6月起证券公司客户保证金存款计入M2，此时的M2又是如何变化？按照Friedman的表述，替代效应主要使得居民储蓄存款减少。但是在把证券公司客户保证金存款计入M2后，且上市公司把从股市上融得的资金以企业存款的形式存入银行，则M2的总量应当不变，改变的只是M2的结构。换句话说，替代效应对M2总量没影响，影响的只是M2的结构。如此看来，替代效应并不会减少货币需求。

二是上述文献在研究股票市场发展对货币需求量的影响时，暗含着一个假定或者说遗漏一个重要的问题，即假定货币流通速度不变，或者说没考虑到货币流通速度的变化，仅仅只考虑了股票市场的发展对货币需求量的影响。而正是暗含的这一假定，才出现了上述第一个问题的替代效应不会减少货币需求的结论。但这一暗含假定与事实不符。因为股价上涨，股票预期收益率提高，储蓄存款收益率相对下降，居民会把储蓄存款转化为现金和活期存款，以方便随时进入股票市场进行投机，而金融工具的创新，如银证转账、银证融通等为这种投机提供了更大的方便，各经济主体将会扩张融通资金的规模并加快资金的流通速度。资本市场、货币市场和商品市场是相互连通的，居民储蓄存款活期化加快了资金在不同的市场进进出出，因此这会加快M2的流通速度。

在考虑了股票市场后，货币数量公式可写为：

（1）式中M表示货币供给量，V表示货币流通速度，P表示最终产品和劳务价格水平，Q表示最终产品和劳务交易数量，PS表示股票价格，QS表示股票数量。从（1）式等号右边来看，考虑了股票市场后，货币需求增加了PSQS，在假设产品市场货币需求不变的情况下（即PQ值不变），等号左边货币流通量MV也应相应增加，其中一种可能性为M保持不变甚至减小，但V提高较大，最终MV仍然会增大。

因此，股票市场的发展所引起的M2需求就有可能由加快了的M2流通速度来满足，且如果货币流通速度V增加的较快，最终反而有可能引起M2需求量的减少。在我国，货币流通速度的快慢又与股市的投机性有着密切联系。在一个投机性极强的股市里，当股价上涨时，居民储蓄存款活期化速度加快，M2流通速度会增加得很快。

因此，本文认为，Friedman之所以认为股票市场对货币需求影响的第4种效应——替代效应会减少M2需求，根本原因在于替代效应加快了M2的流通速度。本文中，我们把Friedman的替代效应修正为“速度效应”，上述两个问题实际上是同一个问题：股票市场的发展是否会影响M2流通速度？如果不会，则Friedman的替代效应在我国不成立，这也意味着股票市场的发展肯定会增加M2需求；反之，如果会，则股票市场发展对M2需求影响无法从理论上加以确定，只能通过实证来检验。另外，由于替代效应涉及的是M2（居民储蓄存款活期化），而财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求（主要是M1），因此股票市场的发展对M1需求应当会增加。

综上所述，当股价上涨和股票交易量扩张时，对M1需求应当会增加；但对于M2，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加M2需求，而速度效应则会减少M2需求。所以股票市场对M2需求影响的综合效应是正向还是负向，无法从理论上确定，而应该通过实证检验来进一步分析。

三、实证分析

（一）变量的选取与数据处理

一般而言，根据基本的货币需求理论：Md=f（P，Y，R），货币需求函数包括两个类型的变量：规模变量Y和机会成本变量R，并通过物价P区分变量名义值与实际值的影响。本文采用两个规模变量：一是国内生产总值GDP，二是沪深两市A股总市值SV。货币需求的机会成本变量是指人们因持有货币而放弃持有其他资产所获得的收益，它一般包括两个组成部分：货币自身的收益率和除货币以外的其他资产的收益率。本文选取一年期定期存款利率R作为货币需求的机会成本变量，并经消费者价格指数CPI调整求得实际值。另外，为考察沪深两市A股总市值SV对储蓄存款的影响，本文选取储蓄存款增长率HDR，其由储蓄存款HD求得。最后，由于货币需求的实证研究是基于货币总量的分析，因此本文在货币层次上选择狭义货币M1和广义货币M2。除一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI外，所有样本数据均来自于中国经济信息网，并均经消费者价格指数（CPI）调整以求得各自的实际值。一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI样本数据来自于EIU country data。样本数据区间为1998年第一季度至2008年第二季度，以季度为单一样本，共42个。因为样本数据的自然对数变换并不改变其原有的协整关系，而且能使其趋势线性化，避免数据的剧烈波动，有利于消除时间序列中存在的异方差现象，因此除一年期定期存款实际利率R和实际储蓄存款增长率HDR外（因为这两个时间序列变量有些值为负值），本文对其余变量均取对数，分别记为狭义货币LnM1、广义货币LnM2、经济增长LnGDP、沪深两市A股总市值LnSV（以下简称“股票市值”）。本文采用的计量软件是EViews 6.0。

（二）变量的平稳性检验

数据平稳性的检验是计量检验工作的开始，因为当变量之间的阶数不同时，有可能产生伪回归，就无法建立模型进行分析。本文采用ADF（Augment Dickey-Fuller）单位根检验方法来检验变量的平稳性。检验结果如表1。

ADF检验结果表明，变量序列狭义货币LnM1、广义货币LnM2、经济增长LnGDP、股票市值LnSV、一年期定期存款实际利率R、居民储蓄存款增长率DHR均在10%显著性水平下存在单位根，都不是平稳序列。而它们的一阶差分均在1%的显著性水平下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有平稳性，均为I（1）序列。

表1 变量及一阶差分的ADF检验结果

表2 变量（LnM1 LnGDP LnSV R）的协整检验结果

（三）变量间的协整检验

在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验，检验变量之间是否具有协整关系，即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

1.货币量、经济增长、股票市值与一年期定期存款实际利率的协整检验

首先检验狭义货币LnM1与经济增长LnGDP、股票市值LnSV与一年期定期存款实际利率R的协整关系，检验结果分别见表2。

由表2可知，变量序列LnM1、LnGDP、LnSV与R在5%的显著性水平上存在1个协整向量。对协整向量正规化得到：β^1＝（1，－0.739，－0.148，0.085），其对应的协整关系为：

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量GDP和机会成本变量R的系数符号与经济理论一致，SV对M1需求具有正效应，与预期的一致，股票市值每增加1个百分点，狭义货币将增加0.148个百分点。这也与我国实际情况相符。我国的股市交易采用足额现金交易，股票交易主要依靠现金和活期存款来完成，所以股市的发展会形成对M1的需求。

接下来检验广义货币 （LnM2）与经济增长（LnGDP）、股票市值（LnSV）与一年期定期存款实际利率（R）的协整关系，检验结果分别见表3。

由表3可知，变量序列LnM2、LnGDP、LnSV与R在5%的显著性水平上存在2个协整向量。我们选择最大特征值所对应的协整向量，并对该协整向量正规化得到：

β^2＝（1，－1.051，0.0246，0.055），其对应的协整关系为：

表3 变量（LnM2LnGDP LnSV R）的协整检验结果

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量GDP的系数符号与经济理论一致，但机会成本变量R的系数符号与理论预期不相符。汪红驹（2003）认为，上世纪90年代中期开始，我国政府对教育、住房、医疗、养老保险等方面的制度改革逐渐铺开，这些制度改革增加了居民对未来收支不确定性的担忧，使居民形成了对经济不稳定的预期，因此尽管人民银行多次下调利率，但公众仍然倾向于持有风险程度较低、流动性较高的货币资产，进而扭曲了货币量与利率的关系。SV对M2需求具有负效应，股票市值每增加1个百分点，广义货币将减少0.0246个百分点。说明对于M2，当股票价格上涨和股票交易量扩张时，股票市场的财富效应、资产组合效应和交易效应小于速度效应，因此减小了M2需求。

当股票价格上涨和股票交易量扩张时，股票市场之所以会减少M2需求，其深层次原因在于我国股票市场制度的不完善，使得股市投机气氛浓厚。在我国的股票市场中，特殊的股权结构和收益率使得投资者多着眼于股票的价差收益。许多投资者投资股票并非为了红利收入，而是在于预期股价未来会上涨而进行投机。造成我国股市具有极强投机性的原因有以下几方面：

一是目前我国股票市场上最大投资主体是公众，但是公众是不可能成为上市公司大股东的。特殊的国情使得我国上市公司的股权结构中国有股和法人股占绝对多数，平均占70%，而能够在市场上流通的社会公众股大约只有30%。这种特殊的股权结构使得国有股在上市公司中处于绝对控股的地位，即使个别上市公司中国有股只是处于相对控股地位，但由于公众投资者的分散化，在公司决策过程中，公众投资者无法与国有股东相抗衡，不能“用手投票”，只能“用脚投票”。

二是从红利和资本增值方面来看，我国上市公司的特性之一就是实行低派息甚至零派息政策。大股东为了扩充资本金，往往不派息或者象征性地发一点微乎其微的股息，股民们难以从股份分红中获得收益，股票分红的收益往往要低于同期银行存款的利息。

三是由于我国上市公司并未建立起真正意义上的现代企业制度，上市公司普遍质量低下，上市公司亏损的数量较多，投机价值远超过投资价值。因此，投资者很难为了投资买入股票，而只能转入二级市场，期望从股票价格的变动中获得价差收益。

四是由于我国股票市场制度的不健全，股票价格往往脱离上市公司的基本面，股票价格更多地受制于国家政策因素和各种所谓的消息面影响，投资者往往更多地关心各种各样的消息和政策，追涨杀跌，这使得我国股票价格波动频繁且幅度大，而股价的大幅涨跌无疑对投机者充满着诱惑。

五是我国资本市场上长期没有退出机制。上市的国有企业仅是把股票市场当作融资、解困的工具。而国有企业由于涉及到地方就业、经济增长等一系列问题，地方政府是不会轻易让上市国有企业退出股市的，哪怕是业绩不佳，也会通过兼并、收购、重组等途径来使上市企业继续存于股市。政府的这一“隐性担保”让股民们吃了“定心丸”，投机股市几乎不存在血本无归的问题，股民们自然也就放心大胆炒股了。

股市的投机性对广义货币的一个重要影响就是居民储蓄存款活期化。因为股价上涨，股票预期收益率提高，储蓄存款收益率相对下降，居民流动性偏好加强，居民将储蓄存款转化为现金和活期存款，以方便随时进入股票市场进行投机。而资本市场、货币市场和商品市场是相互连通的，居民储蓄存款活期化加快了资金在不同的市场进进出出，因此这会明显加快M2的流通速度，从而最终减少了M2需求。

为了进一步考察股票市值LnSV对储蓄存款的影响，下面再对居民储蓄存款增长率HDR和LnSV作协整检验，检验结果见表4。

由表4可知，变量序列HDR与LnSV在5%的显著性水平上存在一个协整向量。对该协整向量正规化得到：＝（1.0084），其对应的协整关系为：

上式括号内的数字为变量系数的t统计量，SV的系数为-0.0084，其对应的t统计值在略大于10%的显著性水平下具有显著性，说明股票市值LnSV对居民储蓄存款增长率HDR具有负效应，股票市值的增大将导致居民储蓄存款增长率的下降。为了更进一步揭示居民储蓄存款增长率与股票市值潜在的因果性，下面对它们进行Granger因果关系检验，检验结果见表5。

由表5可知，从格兰杰因果关系的意义上看，在10%的显著性水平上可以看出：居民储蓄存款增长率HDR不是股票市值LnSV的Granger原因，但股票市值LnSV是居民储蓄存款增长率HDR的Granger原因。Granger因果关系检验结果进一步证实了股票市值的扩张会引起居民储蓄增长率的下降，也间接说明了我国股市具有很强的投机性。

从我国的实际情况来看，从1996年至2008年，我国股市经历了1996年初至2001年6月的牛市、2001年 7月至 2005年的熊市和 2005年至2008年的牛市三个阶段。在这三个时间段里，我国居民储蓄存款增长率也经历了逐渐下降——由1996年的29.9%逐渐下降至2001年的14.6%（对应的是股市的牛市阶段），然后逐渐上升——由2001年的14.6%转而逐渐上升至2005年的18.0%（对应的是股市的熊市阶段），又逐渐下降——由2005年的18.0%逐渐下降至2007年的6.8%（对应的股市的牛市阶段）。近期来看，从2007年美国发生次贷危机到现在的世界金融危机这段时期，我国股市经历了由熊市到牛市的转变过程：上证综合指数从2007年10月的最高点5955点跌至2008年12月的1821点，然后又逐渐回升，截至2009年10月，上证综合指数升至2996点。同时，我国居民储蓄存款增长率也由2007年10月的3.7%迅速上升至2009年1月的33.79%，然后又逐渐下降至2009年6月的28.28%。股市的牛市和熊市再次对应着居民储蓄存款增长率的下降和上升。显然，我国股市的牛市和熊市分别与我国居民储蓄存款增长率的下降和上升相对应。

四、结论与政策建议

本文通过协整分析、Granger因果检验实证研究后发现：（1）修正后的Friedman关于股票市场4种效应能很好地解释我国股市的实际情况；（2）我国股票市场的发展对狭义货币M1具有正向作用，但对广义货币M2具有负向作用；（3）股票市场发展对M2的负向作用，主要原因在于我国股市的较强投机性加快了M2流通速度。

针对以上结论，本文提出以下几点建议：

1.尽管从统计显著性的角度来看，股票市场发展对M1和M2的作用具有显著性，但作用系数较小，分别为0.148和0.0246，因此现阶段我国货币政策的制定和实施没有必要过分担忧股票市场的影响，应当关注，而不用盯住。

2.由于我国股市投机性较强，股市的波动将会影响货币流通速度，而这无疑会影响到货币政策的实施效果，因此要采取相应措施减小股市投机性。如政府应制定好股票市场发展的长远发展规划和阶段性目标，保持政策的稳定性和连续性，并让投资者充分了解股市的发展和政策取向，增加投资者长期投资的信心；开辟新的融资渠道，增加新的融资工具，引导资金的分流，避免大量资金流向股票市场进行过度投机；提高上市公司的经济效益，给股东以较高的回报，促进股民进行长期投资，减少短期投机行为；强化证券市场退出机制，让那些经营不善、业绩不佳的上市公司退出市场，让投资者意识到风险的存在。

表4 变量（HDR LnSV）的协整检验结果

表5 （HDR LnSV）的Granger因果关系检验结果

3.加快利率市场化改革步伐，逐步放开利率管制，使利率真正反映借贷资金的价格或机会成本，通过股市收益率与存款利率的相互作用，促进各种融资市场的均衡发展。居民储蓄存款分流进入股市的一个重要原因是存款实际利率低于股市收益率，因此在利率市场化的条件下，当利率低于股市收益率时，储蓄存款分流进入股市，则信贷市场上的资金供给将会减少，利率将自动上浮，资金也会逐渐回流。反之，则相反。因此，加快利率市场化步伐，能减少股市的投机性货币供给，在一定程度上减少股市泡沫。

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