郭琛琛

摘要：文章采用時間序列研究方法對2000年1月至2016年12月的數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明不同層次的貨幣供應(yīng)量對股票市場的影響不同，貨幣供應(yīng)量與股市價格無長期協(xié)整關(guān)系，M0、M1對股市的影響是短期的，且股市價格與M0和M1同方向變動，M2對股市價格的變動沒有解釋能力，對股市價格也沒有短期的影響力。要干預(yù)股市，在短期內(nèi)可以通過調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量來實現(xiàn)，但股市的長期穩(wěn)定主要依靠市場來調(diào)節(jié)。

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量：股市；M0；M1：M2

一、引言

無論是經(jīng)濟下行期還是經(jīng)濟繁榮期，貨幣政策始終引導(dǎo)著經(jīng)濟運行的方向，是經(jīng)濟穩(wěn)定的推動器。貨幣政策的推行源于幾方面：一是20世紀(jì)90年代初的房地產(chǎn)和開發(fā)區(qū)熱使得1997年和1998年金融風(fēng)險增大：二是結(jié)構(gòu)性問題突出，實際有效貸款需求不足：三是長期實行以銀行間接融資為主的金融體制，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率過高，不良貸款問題突出。貨幣政策的推行帶來了貨幣信貸總量的平穩(wěn)增長和國內(nèi)金融的穩(wěn)定發(fā)展，但是在新的發(fā)展過程中，我國的貨幣政策仍然不可避免的面臨挑戰(zhàn)。

貨幣政策影響金融市場，也影響著股價，金融危機的爆發(fā)使得股價一度出現(xiàn)了劇烈的波動，但是總體來看，政策推行使股票市場趨于穩(wěn)定。為了探究貨幣政策對股市的影響，本文選擇貨幣供應(yīng)量作為中間指標(biāo)，該指標(biāo)的選擇學(xué)術(shù)界并沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，但照目前的國情來看，選擇貨幣供應(yīng)量作為中間目標(biāo)仍具有一定的合理性。因此，本文從貨幣供應(yīng)量人手，分析貨幣政策與股票市場價格的影響關(guān)系。

二、文獻綜述及相關(guān)假設(shè)

（一）文獻綜述

關(guān)于貨幣供應(yīng)量和股市價格問題的研究，國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)取得了一定的成果。Peter sellin（2001）認(rèn)為，貨幣可以有效的預(yù)測股票的未來收益率，短期內(nèi)股票收益率和通貨膨脹率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。Roberto RAgobon等（2003）認(rèn)為貨幣政策能夠預(yù)估股市走勢對總需求的影響。Willem Thorbecke（1997）認(rèn)為擴張的政策能夠增加股票的事后收益和資產(chǎn)的事前產(chǎn)出。Christos Ioannidos等（2007）認(rèn)為貨幣政策對股票收益率影響顯著。leffrey等（1994）和孫華妤等（2003）則認(rèn)為貨幣政策對股票價格沒有影響。石建民（2001）認(rèn)為股票市場正向影響貨幣總需求，并能刺激實際總量經(jīng)濟，呂江林（2005）認(rèn)為股指與實體經(jīng)濟之間存在雙重協(xié)整和單項因果關(guān)系，張秀利（2012）發(fā)現(xiàn)長期均衡關(guān)系存在于M1與股市價格之間，M0和M2對股市價格的影響并不顯著。周英章等（2002）認(rèn)為股市對貨幣供應(yīng)量的影響要大于貨幣供應(yīng)量對股市的推動作用，股市對各個層次貨幣供應(yīng)量的影響效果為M1>M0>M2。劉幌松（2004）認(rèn)為貨幣供應(yīng)量的增減與股市的漲跌同向變動，M1與股市價格不存在長期協(xié)整關(guān)系但能影響股市價格，股市價格的變化會對MO產(chǎn)生影響。

（二）相關(guān)假設(shè)

貨幣供應(yīng)量根據(jù)流動性劃分為不同層次，具體而言，M0的流動性最強，其次是M1，然后是M2。M0的變化影響單位和居民的消費水平，這種影響給股市價格帶來的沖擊較小，當(dāng)MO趨于穩(wěn)定，股票市場受到的影響會減弱。M1是反映居民和企業(yè)資金松緊變化和經(jīng)濟周期波動的先行指標(biāo)。與M0相比，M1涵蓋的范圍更廣，貨幣政策的變化影響M1的數(shù)量總額，該影響會使得居民和企業(yè)用于投資的資金發(fā)生變化，進而對股票市場的價格產(chǎn)生影響。M2反映現(xiàn)實購買力和潛在購買力，M2變化則表明居民和企業(yè)的購買力發(fā)生變化，進而會影響到股票市場，但是M2的流動性較弱，當(dāng)M2變化時，股票市場的反應(yīng)會相對滯后。

假設(shè)1：M0對股票市場價格的影響是短期的，且二者的變化方向相同。

假設(shè)2：MO與股票市場價格之間不存在長期關(guān)系。

假設(shè)3：M1對股票市場價格的影響是短期的，且二者的變化方向相同。

假設(shè)4：M1與股票市場之間不存在長期關(guān)系。

假設(shè)5：M2對股票市場價格短期內(nèi)的影響較弱，但是二者的變化方向相同。

假設(shè)6：M2與股票市場之間存在長期關(guān)系。

三、樣本選擇及實證研究

（一）樣本選擇

本文選擇2000年1月至2016年12月M0、M1、M2、上證綜合指數(shù)和深證成指共1020個樣本量進行分析。其中，M0、M1、M2的數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行，上證指數(shù)和深證指數(shù)由wind金融數(shù)據(jù)庫獲得。對數(shù)據(jù)進行缺失處理之后，使用stata進行數(shù)據(jù)的運算。

對數(shù)據(jù)進行修勻處理，得到貨幣供應(yīng)量和上證深證時間序列長期趨勢，發(fā)現(xiàn)并無季節(jié)性趨勢，因此，本文未對數(shù)據(jù)進行季節(jié)性處理。

（二）實證分析過程

1.自相關(guān)分析

對M0、M1、M2、stockshang和stockshen的數(shù)據(jù)進行自相關(guān)和偏自相關(guān)分析，使用Q統(tǒng)計量進行檢驗，結(jié)果顯示，M0、M1、M2，stockshang和stockshen檢驗的所有p值均小于0.05，因此，拒絕原假設(shè)，MO、M1、M2，stockshang和stockshen均自相關(guān)。

2.平穩(wěn)性檢驗

使用如下自回歸模型對時間序列y_t檢驗單位根：

△y_t=βy_t-1+γ₁△y_t-1+γ₂△y_t-2+…+γ_p-1△y_t-p+1+～_t

H0：β=1（y_t非平穩(wěn)）H1：p<1（y_t平穩(wěn)）

在原假設(shè)成立的條件下進行DF檢驗，結(jié)果表示，M0、M1、M2、stockshang和stockshen在1%，5%，10%的水平下，T值均大于相應(yīng)的p臨界值，不能拒絕原假設(shè)，M0、M1、M2、stockshang和stockshen均為非平穩(wěn)序列。進一步對M0、M1、M2、stockshang和stockshen的一階差分進行DF檢驗，結(jié)果顯示，△M0、△M1、△M2、△stockshang、△stockshen均可以在1%的水平下拒絕原假設(shè)，△MO、△M1、△M2、△stockshang、△stockshen均為平穩(wěn)序列。

可以看出，M0、M1、M2、stockshang和stockshen為同階單整，進一步構(gòu)造VAK模型，檢驗各變量之間的關(guān)系。

3.協(xié)整檢驗

對M0、stockshang和stockshen進行協(xié)整檢驗，跡檢驗結(jié)果，股票市場的價格與M0無長期協(xié)整關(guān)系。對M1與stock-shang和stockshen之間的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，上證綜指和M1之間存在一個協(xié)整關(guān)系，而深證成指與M1之間并不存在長期協(xié)整關(guān)系。進一步對stockshang和M1進行殘差序列的平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)T值大于各檢驗水平下的臨界值，對應(yīng)概率為0.5585，無法拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，則殘差序列存在單位根，該殘差序列不平穩(wěn)，因此，stockshang和M1之間并不存在協(xié)整關(guān)系，股市價格和M1之間并無長期關(guān)系。

對M2與股市價格進行協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)M2與股票市場價格之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，進一步進行殘差的協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)T值均大于各檢驗水平下的臨界值，對應(yīng)概率均表示殘差序列不平穩(wěn)，因此，M2與stock-shang和stockshen之間并無長期關(guān)系。

綜上可知，M0、M1、M2與stockshang和stockshen之間均沒有長期協(xié)整關(guān)系的存在，也就是貨幣供應(yīng)量與股市價格之間不存在長期關(guān)系，貨幣政策的施行雖然對國家的經(jīng)濟運行產(chǎn)生影響，但是對股票市場無法產(chǎn)生長期的影響。假設(shè)2和假設(shè)4成立，但是假設(shè)6不成立，這可能是由于M2的流動性較弱導(dǎo)致的，也可能是由于股票市場價格和M2的變化率有關(guān)系但是與M2的增減額無關(guān)，也可能是由于經(jīng)濟周期的影響。

4.格蘭杰因果檢驗

檢驗MO、M1、M2與stockshang和stockshen的因果關(guān)系，首先對VAK模型的階數(shù)進行判別，Astockshang、Astockshen與AM0的最佳滯后階數(shù)均為3，與△M1的最佳滯后階數(shù)均為1，與△M2的最佳滯后階數(shù)均為4。

對M0，M1、M2與stockshang和stockshen之間進行格蘭杰檢驗，將存在格蘭杰因果關(guān)系的數(shù)據(jù)列表，如表1所示，結(jié)果表明，M0和M1是stockshang和stock-shen的格蘭杰原因，M0的前期變化可以有效的解釋股市的變化，但反之不成立。M1的前期變化也可以有效解釋股市的變化，但股市的變動不能解釋M1的變化。進一步進行脈沖分析發(fā)現(xiàn)，給M0一個沖擊后，stock-shang和stockshen均發(fā)生了偏離，但是很快便恢復(fù)到最小值，這說明M0的變化可以在短期內(nèi)改變股市價格，且這種改變與MO的變動期間一致。給M1一個沖擊，stockshang和stockshen會發(fā)生較大的變化，且這種變化持續(xù)時間較久，影響持續(xù)一段時間后，M1對stockshang和stockshen的影響減弱，且這種變化的持續(xù)時間與M1的變動時間一致，這說明M1可以在較長時間內(nèi)影響股票市場的價格，但當(dāng)M1的變動恢復(fù)穩(wěn)定時，股市價格也會趨于穩(wěn)定。而M2與stockshang和stockshen之間并不存在格蘭杰因果關(guān)系。由此可見，M2與stockshang和stockshe的變化互相不能解釋，且M2與股市之間并不存在短期的影響關(guān)系，

總結(jié)上述分析可以看出，MO和M1是股市價格的格蘭杰原因，M2不是股市價格的格蘭杰原因，股市價格不是M0、M1、M2的格蘭杰原因。M0、M1的前期變化可以解釋股票市場價格的變化，但是反之，股市價格的變化不能解釋M0和M1的變化。M2與股票市場的價格互相不能解釋。假設(shè)1和假設(shè)3成立，假設(shè)5不成立，這可能是由于M2的流動性較弱導(dǎo)致的，

結(jié)合協(xié)整分析、格蘭杰因果分析和脈沖分析，貨幣供應(yīng)量各層次M0、M1、M2與股市價格之間不存在長期協(xié)整關(guān)系，貨幣供應(yīng)量對于股票市場價格的影響僅僅是暫時性的，且二者同方向變動。

四、結(jié)論及建議

本文通過分析2000年1月至2016年12月的貨幣供應(yīng)量各個層次的指標(biāo)M0、M1、M2和上證綜指、深證成指等一系列數(shù)據(jù)，運用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等實證分析方法對時間序列數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)果如下。

第一，M0、M1、M2和股市價格之間不存在長期均衡關(guān)系，

第二，M0和M1能對股票市場價格造成短期同向變化，但M2與股市不存在短期影響關(guān)系。

第三，股票市場無法解釋M0、M1、M2的變化，也不是引起M0、M1、M2變化的原因。

從長期來看，貨幣供應(yīng)量對股市的解釋力度較弱，貨幣供應(yīng)量主要是在短期內(nèi)影響股市價格的變動，且這種影響主要是由于M0和M1引起的，M2對股市均沒有長短期的影響，M1的反應(yīng)對股市的影響更持久。因此，在短期內(nèi)，貨幣當(dāng)局可以調(diào)節(jié)消費和終端市場的貨幣供應(yīng)量的變化控制股市價格。投資者也可以關(guān)注貨幣供應(yīng)量的變化增強對金融市場的投資預(yù)測能力。但是，從長期來看，股市的波動還是主要受到市場的影響，因此，政府和市場相結(jié)合，將調(diào)整的工具轉(zhuǎn)移到市場方面，讓看不見的手發(fā)揮更大的作用，更好地利用市場的調(diào)節(jié)維持經(jīng)濟的有效運行。