我国各层次货币供应量与股价关联性研究

天津财经大学 刘丽 孟宪兵

我国各层次货币供应量与股价关联性研究

天津财经大学 刘丽 孟宪兵

我国的股票市场容易受各种因素的影响而使股市价格波动频繁且幅度较大，增加了中央银行对货币供应进行有效调控的难度，最终影响了货币政策目标的实现。本文应用计量检验方法，表明：我国各层次货币供应量与股票市场价格之间存在长期关系，各层次货币供应量与股市价格关联性不同。

货币供应量 股票市场 货币层次

货币政策与股市价格间的相互关系成为近年来国外货币理论研究的前沿问题，其中货币供应量对股票市场的影响正受到越来越多的关注。随着股票市场的发展，资产价格渠道成为货币政策的一种传播渠道，因此，将股票市场与货币政策之间的关系梳理清楚，对于了解货币政策的有效性是极其有意义的。

1 相关理论及文献回顾

1.1 相关理论

股价与货币供应量之间关系的理论分析，主要有直接影响和间接影响两个方面。直接影响主要是由于货币政策工具变化，如利率的调整，改变了金融市场上各种金融工具的相对价格，从而引导了资金的流向，最终引起股票市场价格的变化。间接影响则是通过货币政策变化对宏观经济的基本面产生作用，影响到股票市场价格。

关于股票市场对货币需求的影响机制，M. Friedman的经典研究指出了股票价格影响货币需求的途径和机制体现在四个方面：(1)财富效应，即股票价格上涨→财富与收入比上升→货币与收入比上升→消费需求增加→交易性货币需求增加；(2)资产组合效应，即股票价格上涨→风险性股票预期收益增加→股票组合的风险程度增大→股票组合中安全性股票相对风险性股票的比重要求增加→短期证券和货币持有量增加→货币需求量增加；(3)交易效应，即股价价格上涨→股票交易量增加→货币需求量增加；(4)替代效应，即股票价格上涨→股票吸引力增加→资产结构调整→股票持有量增加→货币持有量减少→货币需求减少。在上述四种效应中，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求，而替代效应则减少货币需求。

1.2 文献回顾

近年来，货币供应量与股市价格的关系成为国内学者研究的热点之一。张秀利(2012)选取2001年1月到2011年12月月末收盘上证指数，M0、M1、M2的月末余额数据，通过协整检验得出M1、M2与股价指数之间存在长期关系，Granger检验得出M0不是股指的原因；M1是股指原因，但存在滞后效应；M2与股指关系不显著，应该是由于M2 中定期存款和居民储蓄存款的流动性比较弱造成的。任碧云、杨雪梅(2012)选取中国2001年到2010年的月度数据，对货币供应量通过股票市场影响投资与消费的路径进行实证检验，得出我国货币供应量M0、M1、M2和股票价格存在长期关系；且M1、M2与股票价格存在双向格兰杰因果关系。

由于选取数据指标及期间的不同，得出的结论也会有差异。孙文迪、吉余峰(2010)选取2000年1月到2009年12月的月度数据，得出M0、M1、M2与股价指数之间不存在协整关系，股市价格是M1的格兰杰原因，M0、M1是股市价格的格兰杰原因。卢艳茹(2008)选用1997年1月至2005年5月上证收盘综合指数、M0、M1、M2的月度指标，通过协整、Granger因果检验得出，M0与上证指数不存在长期关系，M1、M2均不是上证指数的原因。原因主要在于我国利率的非市场化及投资对利率的不敏感性。

本文数据选取2001年1月至2013年3月的货币供应量M1、M2以及上证综合指数月末数据，采用协整、格兰杰因果关系检验等方法，来分析各层次货币供应量与股票之间的相互关系，进而检验货币供给量这一中介指标在宏观调控证券市场的适用性。

2 实证检验与分析

2.1 数据选取与处理

(1)股价、货币供应量样本选取本文以2001年为实证研究起点，选取2001年1月～2013年3月的上证综合指数月末收盘指数，共147个样本数据，进行实证分析。数据来源于大智慧交易软件。选择M1、M2的月末余额作为货币供应量指标，以SHZ代表股票市场价格的序列名称，统计的时间区间为2001年1月至2013年3月。对于中国人民银行早期货币统计概览中可能遗漏的数据，由互联网《中国历年货币供应量(M0、M1、M2)历史数据表》予以补全。

(2)数据的处理。经观察，数据不存在周期性因素的影响，因此本文对数据未进行季节调整。为减轻数据波动性及残差序列相关性因素，对数据进行了对数处理。处理完成后的数据分别记为logshz、logm1、logm2。数据检验通过Eviews6.0进行。

2.2 实证分析及结果

(1)单位根检验。本文采用ADF检验方法，对上述区间的样本数据进行包括趋势项和截距项的ADF检验，结果显示，在5%的置信水平下，上证指数、货币供应量的ADF值均大于其对应的5%的临界值，即变量在5%的显著性水平下均接受原假设，即原序列非平稳。为得到平稳序列，对各变量的一阶差分再进行ADF检验，结果显示，在5%的显著性水平下均拒绝原假设，因此各变量均是一阶单整的。

(2)协整检验。由上述单位根检验得知，各变量具有相同单整阶数，故它们之间可能存在协整关系，因此需要进行Johansen协整检验。先构建基于VAR的模型，用以确定最优滞后阶数为4。然后对SHZ、M1、M2进行基于VAR(4)的协整检验，可以得到，在5%的置信水平下，上证指数与M1、M2之间存在长期均衡关系。检验得出的标准方程系数表明，我国上证指数与M1呈正相关关系，而与M2呈负相关关系。

(3)格兰杰因果关系检验。如果研究货币供应量与股市影响方向，需要通过Granger方法检验。Granger因果关系是描述两变量相互作用影响的一种统计关系。本文对股指SHZ与货币供应M1、M2分别进行Granger检验，得到在5%的置信水平下，SHZ与M1之间存在单项因果关系，其中SHZ是M1的格兰杰因，而M1不是SHZ的格兰杰原因；M2与SHZ之间不存在因果关系。总之，SHZ与货币供应量之间存在单向因果关系，股市走势的变化也会引起货币供应量的变化，而货币供应量的变化不能显著引起上证指数变化。

(4)脉冲响应分析。脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。通过Eviews可以得到，上证指数对于自身的冲击具有较强的反应，冲击所持续的时间的较长。受M1冲击的影响，上证指数呈微弱的正向反应，反应较弱。受M2的冲击影响，上证指数负向反应，然后反应消失。

3 结论及建议

3.1 结论

通过货币供应量M1、M2与上证指数之间的实证检验，可得出以下结论：

(1)货币供应量M1、M2与上证指数SHZ之间存在长期均衡关系。流通中的现金与活期存款增加了居民的财富总量水平，转而投向股票市场，股票指数增加。

(2)上证指数是狭义货币供给量M1变动的格兰杰原因，而上证指数对货币供应量的影响不显著。股市对M1、M2冲击的反应是微弱的，M1对上证指数冲击的反应是正向的且影响显著，M2对上证指数冲击的反应不显著。

由本文可以看出，我国的股票市场容易受各种因素的影响而使股市价格波动频繁且幅度较大，增加了中央银行对货币供应进行有效调控的难度，最终影响了货币政策目标的实现。但是随着股票市场的完善，货币政策对股市的影响将会越来越显著。

3.2 政策建议

(1)不能把股票价格作为货币政策的中介工具。把股票价格作为中介目标，在可控性方面，由于股票价格波动十分剧烈，且主要受市场参与者行为及心理预期的影响，货币政策当局很难控制；在可测性方面，股票价格动态具有不确定性，货币当局很难准确地预测股票价格的动态及其对商品和服务价格水平的影响程度。

(2)加强货币市场与股票市场之间的联系。在保证金融安全的前提下，应该建立货币市场与股票市场之间规范有效的联结机制，促进价格信号在两个市场之间的有效传导，使资金能够在两个市场之间有序流动。货币政策意图能否有效地传递到股票市场，是由货币市场与股票市场一体化程度直接决定的，只有市场一体化，资金才可以在货币市场和股票市场之间自由流动，货币供应量传递和金融工具定价才会合理。

(3)要正确处理信贷资金进入股市的问题。过量的信贷资金违规进入股市，会对经济产生严重的负面影响。随着股票市场的发展，股票市场必将成为货币政策传导的一个重要渠道，银行信贷资金与股票市场之间必须建立一种有效的联系，主要措施有：对企业，持有证券资产的数量实行比例限制，对其交易和投资收益加大征税力度等；进一步推进利率市场化，通过利率水平的市场调节，保持间接融资和直接融资的适当比例，促使资金流动的均衡分布。

[1] 张秀利.我国货币供应量与股市价格关联性的实证研究[J].经济问题,2012(10).

[2] 钱小安.资产价格变化对货币政策的影响[J].经济研究,1998(01).

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