我國貨幣政策與滬深股市的協整關系研究

摘要：運用協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰（GRANGER）因果檢驗等計量經濟學方法，對我國貨幣政策如何影響滬深股市這一問題做了系統而深入的研究。通過分析，得出了如下結論： STV、M0、M1、M2之間存在著兩個協整關系；RSTV、RM0、RM1、RM2之間存在著三個協整關系。在貨幣供應量與滬深股市市價總值之間，是貨幣供應量的變化影響滬深股市市價總值，而不是滬深股市市價總值影響貨幣供應量的變化。這些結論對投資者尤其是機構投資者來講，具有一定的參考價值。同時，對我國貨幣政策當局調控股市也有一定的借鑒意義。

關鍵詞：貨幣供應量；市價總值；協整檢驗；誤差修正模型；GRANGER因果檢驗

中圖分類號：F820 文獻標識碼：A

A Co-Integration Test on on the Relationship between China′s Monetary Policy and Stock

Markets of Shanghai and Shenzhen

ZHU Tuan-qin

(Institute of Public Administration，Zhejiang University of Commerce and Industry，Hangzhou 310018，China)

Abstract: This paper uses such econometrics methods as co-integration test， error correct model， GRANGER cause and effect test， research io how China monetary policy influences the stock markets of Shanghai and Shenzhen. The findings indicate that there are two co-integration relations among STV， M0， M1 and M2，and two co-integration relations among RSTV， RM0， RM1 and RM2.Between the money supply and total value of the market price of stock markets of Shanghai and Shenzhen， it is that the change of the money supply influences the market price total value，rather than the market price total value influences the change of the money supply. These results have certain reference value for investor， especially institutional investor. It will prove relevant to adjust and control the stock marketfor China monetary policy authorities.

Key words:money supply;total value of the market price;co-integration test;error correct model;GRANGER cause and effect test

一、引言

貨幣政策與股票市場的關系是金融研究的熱點問題。理論上，貨幣供應量的變化會通過一定的傳導機制影響到股票市場。Friedman和Schwartz以及其他一些經濟學家通過研究，認為貨幣供應量的變化也可以通過資產組合效應對股票市場產生影響。從實證的角度來看，國外主要用三類方法對貨幣供應量和股票市場關系這一問題進行實證研究，分別是回歸分析方法（Sprinkel，1964）、事件研究方法（Berkman，1978）和向量自回歸（VAR 模型）分析方法（Thorbecke，1997；Lastrapes，1998）。

但是國外研究大多以發達國家的市場為研究對象，從而得出貨幣供應量與股票市場之間存在顯著關系的結論。然而我國是一個轉軌過程中的發展中國家，市場經濟體系正在建立中，并不完善。我國股票市場是轉軌過程中的新興市場，一方面成立時間不長；另一方面，我國股市有很多中國特色，例如股權分裂、市場主體大多為國有，等等。因此，國外的研究結果對我國股市可能僅有參考意義，我國學者還很有必要對我國貨幣供應量和股市價格關系這一課題進行深入研究。特別是，從1996年起，人民銀行采用貨幣供應量作為貨幣政策的調控目標。1998年人民銀行取消了信貸規?？刂疲M一步確立了貨幣供應量作為中間目標的地位。為此，一部分國內學者（李紅艷、江濤，2000；孫華妤、馬躍，2003）已經在借鑒國外成果的基礎上針對這一問題做過一定的研究。我們的研究對劉熀松（2004）的思路有所借鑒，同時又有若干創新和突破。

貨幣供應量對股票市場影響的理論解釋是建立在一系列經濟學假設之上的，而實際經濟活動遠較這些假設復雜或者與假設根本不符。因而，從實際表現上來看，貨幣供應量與股票市場之間的關系并非全都符合理論上的推理，而上述國內外學者的研究又或多或少地存在一些問題。因此，筆者將從實證角度，重新研究我國貨幣供應量與滬深股市之間的關系。 

二、實證研究

（一）研究變量與樣本區間 

筆者用月度數據做實證研究，研究的變量為滬深股市市價總值（STV，市價總值是指在交易所上市的證券在某時點按市價與發行數量計算的總金額。市價總值=∑市價×發行數量。）、流通中的現金（M0）月末余額、狹義貨幣（M1）月末余額、廣義貨幣（M2）月末余額，單位皆為億元。樣本區間為1997年1月到2006年12月，共有120個樣本點。選擇這一區間的原因是：1997年初，中國人民銀行對金融統計制度進行了調整。一是擴大了統計范圍，將各商業銀行所屬的房地產信貸部、國際業務部和信用卡部等部門、機構數據并入資產負債表中。二是對統計數據的項目設置進行了細化，對原來不準確的歸并關系予以調整，對有關誤差與遺漏做了重新修訂。修訂后的資產負債表能更加全面、準確地反映社會信用總量和銀行機構的經營狀況。因此，自1997年1季度起的數據與歷史數據不完全可比。此外，2001年6月起，已將證券公司客戶保證金計入貨幣和準貨幣，含在其他存款項內。當然，從1997年開始我國股票市場規模進一步擴大、運行進一步走向規范。

用DSTV、DM0、DM1、DM2分別表示STV、M0、M1、M2的一階差分，即這些變量的月增減值。用RSTV、RM0、RM1、RM2 分別表示STV、M0、M1、M2的月增長幅度，RSTV = STV/STV（-1）-1，RM0 = M0/M0（-1）-1，RM1 = M1/M1（-1）-1，RM2 = M2/M2（-1）-1。有關計算都是使用計量經濟軟件EVIEWS 5．0 軟件完成。數據來源于《中國人民銀行統計季報》各期。 

（二）單位根檢驗 

對STV、M0、M1、M2 、RSTV、RM0、RM1、RM2分別做了ADF單位根檢驗（Dickey and Fuller，1979）。其中，模型的種類根據數據樣本的描述性統計結果確定；最優滯后期根據AIC信息準則確定。檢驗結果表明： M0（0，2，1）、RM0（0，0，1）、RM1（0，0，1）、RM2（0，0，1）、RSTV（0，1，2）是0階單整的； M1（1，1，2）、M2（1，2，1）、STV（1，3，1）是1階單整的（變量STV、M0、M1、M2 、RSTV、RM0、RM1、RM2之后括號中的第一個數字表示差分階數，第二個數字表示是否包含截距項或趨勢項，第三個數字表示最優滯后期）。

注:其中， 滯后階: 1到1 樣本區間: 1997:01至2006:12。

（三）協整檢驗

雖然協整檢驗通常有兩種方法，但是考慮到Johanson方法比E-G兩步法效果要好，所以采用Johanson方法，并建立相應的誤差修正模型。

首先建立STV、M0、M1、M2等向量的VAR模型，進行Johanson方法協整檢驗，并建立相應的誤差修正模型。其中，因為協整方程和相應的誤差修正模型及其評價指標數據繁多，所以此處省略。

接下來，建立RSTV、RM0、RM1、RM2等向量的VAR模型，進行Johanson方法協整檢驗，并建立相應的誤差修正模型。同理，因為協整方程和相應的誤差修正模型及其評價指標數據繁多，所以此處省略。

為了建立最優的協整關系和誤差修正模型，筆者還嘗試了對STV、M0、M1、M2等月度數據進行X11乘數法季節調整、對以上數據取自然對數以后再進行Johanson方法協整檢驗，并建立相應的誤差修正模型，但是模型效果都不如用原月度數據建模的效果好，所以本文保留了以上模型。

（四）GRANGER 因果關系檢驗 

為了判斷利用貨幣供應量的信息是否有助于提高對股市的預測能力，我們對平穩的時間序列RSTV與RM0、RM1、RM2分別做了 GRANGER 因果關系檢驗（筆者運用了國內尚未有人使用過的連續滯后階的GRANGER 因果關系檢驗，從而剔除了因為GRANGER 因果關系的不穩定或反轉，進而可能造成的誤判，這是本文的一大特色），結果如下：

結果表明，RM0 與RTV之間不存在穩定的GRANGER 因果關系，RM2 與RTV之間也不存在穩定的GRANGER 因果關系，RM1與RTV之間盡管有時F統計量不顯著，但是RM1的F統計量始終大于RTV的F統計量，所以可以認為RM1是RSTV的GRANGER 原因。可見，利用 RM1的信息確實可以增強對滬深股市總體的預測能力。因此，在貨幣供應量與滬深股市市價總值之間，是狹義貨幣供應量M1的變化影響滬深股市市價總值，而不是滬深股市市價總值影響貨幣供應量的變化。 

三、簡短的結論

筆者得出了以下結論：（1）STV、M0、M1、M2之間存在著兩個協整關系；RSTV、RM0、RM1、RM2之間存在著三個協整關系。（2）在貨幣供應量與滬深股市市價總值之間，是貨幣供應量的變化影響滬深股市市價總值，而不是滬深股市市價總值影響貨幣供應量的變化。這些結論對投資者尤其是機構投資者來講，有很強的實用價值。同時，對貨幣當局調控股市也有一定的借鑒意義。

參考文獻：

［1］ Berkman， N. G. On the Significance of Weekly Changes in M1， New England Economic Review ， May/June， 1978:5-22.

［2］ Dickey， D.A. and Fuller， W.A. Distributions of The Estimators For Autoregressive Time Series With a Unit Root， Journal of the American Statistical Association， 1979(754): 427-431.

［3］ Lastrapes， W.D. International Evidence on Equity Prices， Interest Rates and Money， Journal of International Money and Finance， 1998(17):377-406.

［4］ Sprinkel， B. Money and Stock Prices， Homewood， Illinois: Richard Irwin，1964.

［5］ Thorbecke， W. On Stock Market Returns and Monetary Policy， Journal of Finance，1997(52): 635-654.

［6］ 李紅艷，江濤.中國股市價格與貨幣供應量關系的實證分析［J］．預測，2000 (3)：37-40.

［7］ 孫華妤，馬躍.中國貨幣政策與股票市場的關系［J］．經濟研究，2003(7)：44-53.

［8］ 劉熀松.貨幣供應量對股票市場的影響研究［J］．上海經濟研究，2004(10)：15-26.

(責任編輯：習 文）