中國股票市場對貨幣需求沖擊的實證研究

摘要：中國股市對貨幣需求產生較大影響，進而對實體經濟產生沖擊。2000年以來，中國股市廣義貨幣需求、狹義貨幣需求都產生影響，且對狹義貨幣需求的沖擊效應更為顯著。中央銀行應關注股市波動對實體經濟和貨幣政策傳導機制的影響，相機而動，為宏觀經濟發展和金融穩定創造良好環境。

關鍵詞：股票市場；貨幣需求；貨幣政策；向量自回歸

中圖分類號： F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2008）10-0052-05

一、引言

我國股票市場自1990年建立以來，經不斷探索和完善，獲得了迅速發展和壯大，2007年末，上市公司（A、B股）總數達1550多家，滬深A股市價總值327140.9億元，流通市值達到93064.4億元，分別為當年GDP的1.3倍和37.2%，開戶數達到1.3億，擁有9200萬個投資者。18年來，我國股票市場較好地發揮了直接融資功能，促進了國有企業產權制度改革，增進了實際產出和國民收入，優化了資源配置，為國民經濟的持續、健康、協調發展做出了積極貢獻，股票市場對國民經濟運行的影響力日趨明顯，已成為中央銀行貨幣政策傳導機制中的重要環節。但是中國股票市場波動性大，震蕩劇烈，目前正經歷新一輪的股市深幅調整。上證指數從2007年10月16日的6124高點一路下跌，至2008年9月18日的1802，降幅達70.5%；至9月末，今年以來滬深A股總市值縮水超過60%。在此背景下，股票市場對貨幣政策的作用成為當前金融研究的熱門課題。本文運用現代計量經濟實證分析方法，考察股票市場價格波動對貨幣供給量的影響，將有助于中央銀行貨幣政策的制定與實施，有利于宏觀經濟的健康發展。

二、貨幣需求理論及模型構建

（一）中國股票市場與貨幣需求研究的文獻簡述

中國人民銀行研究局課題組（2002）指出，一級市場的新股發行會凍結上千億資金，而二級市場的交易量與同業拆借交易量以及債券回購交易量也有一定的相關性，股票市場具有明顯的貨幣需求效應。而對中央銀行貨幣政策操作而言，對股市影響下的貨幣需求量的分析、判斷顯得尤為重要。戴根有（1999）認為，股市的財富效應大于替代效應，因此，如果不考慮股市成長和活躍帶來的不斷增長的貨幣需求，而僅以實體經濟作為制定貨幣供應規劃的依據，將會增加實現貨幣供應量目標的難度。易綱、王召（2002）的研究表明，我國股市的上漲具有一定的財富效應，能夠增加貨幣需求。段進、曾令華等（2006）的研究則表明我國股市只對狹義貨幣需求具有影響。周小川（2007）指出央行非常關注資產價格。隨著中國股票市場的新特征，特別是2000年以來的較長熊市和大牛市的出現，更有必要用新數據做進一步的研究。

（二）股票市場對貨幣需求的理論分析

弗里德曼（Friedman，1988）從理論上進行深刻的闡述。假定短期實際經濟不變，股票市場的發展及市場價格的變動會通過四個途徑對貨幣需求產生影響：一是股票價格的上漲意味著名義財富的增加，而財富的增加將增加對貨幣的需求。這稱之為財富效應。二是股票價格的上漲反映了風險性資產的預期收益上升，資產組合的風險將上升，從而導致居民通過增加相對安全資產來對沖這種風險，比如增加對短期債券和貨幣的持有，從而引起貨幣需求的增加。這稱之為資產組合效應。三是股票價格的上漲往往伴隨著股票市場交易量的增加，產生相應的貨幣需求來滿足交易。這稱之為交易效應。四是股票市場價格的上漲、交易量的擴張一般會使得股票的吸引力增加，對貨幣有一種替代作用，從而降低貨幣需求。這稱之為替代效應。

上述四種效應中，財富效應、資產組合效應和交易效應會增加貨幣需求，而替代效應則減少貨幣需求。

為了實證分析股票市場發展對貨幣需求的影響，首先需要構建貨幣需求函數。筆者運用貨幣需求理論構建貨幣需求函數。1956年，著名的《貨幣數量論：一種新的闡釋》論文中，弗里德曼創造發展了貨幣需求理論。貨幣需求公式表達如下：

其中，為對實際貨幣余額的需求， 為價格；

為財富的指標，稱為持久收入（permanent income）；

為貨幣的預期回報率；為債券的預期回報率；為股票的預期回報率； 為預期通貨膨脹率。

公式（1）表明貨幣需求與持久收入正相關，與債券、股票和商品相對于貨幣的預期回報率負相關。公式下邊的符號表示貨幣需求與符號上面對應的變量正相關（+）或負相關（-）。

（三）變量的選擇

根據中國的實際情況，本文貨幣需求函數的構建選取規模變量和機會成本變量。具體指標如下：

國內生產總值(GDP)，作為持久收入衡量指標。理論上講，國內生產總值越大，對貨幣的需求也越大。

股票市場的上證指數(SHANGINDEX)，作為股票預期回報率衡量指標。一般來說，上證指數上升對貨幣的需求也增大，但由于不同層次貨幣的功能不同，指數增加對不同層次貨幣的影響也有所不同。

實際利率(REALRATE)，作為預期通脹率和貨幣預期回報率衡量指標。實際利率反映居民和企業持有貨幣的機會成本，用一年定期居民儲蓄存款利率的平均值減去CPI。

貨幣供應量選擇狹義貨幣供應量（M1）和廣義貨幣供應量（M2）為被解釋變量，即作為貨幣需求的實證分析對象。

另外，鑒于中國非金融企業的債券規模較小，故未選取公式（1）中的債券預期回報率變量（ ）。

（四）數據選取

選用2000年第1季度到2008年第1季度，樣本數據共37個。

本文使用居民消費價格指數CPI為定基比價格指數，即以2000年3月（第1季度）為基期的月定基比指數，數據來源于《中國經濟景氣月報》；

M1、M2、GDP通過CPI（III）進行平減，變成實際的貨幣需求量M1、M2、實際GDP，再進行季節調整以消除季節波動因素。M1、M2、GDP都來自《中國人民銀行統計季報》；

SHANGINDEX是上海證券交易所月度收盤指數以當日成交量占當月成交總量比重為權重的加權平均指數，數據來自《中國經濟景氣月報》；

（五）模型建立

依據貨幣需求函數（1），考慮個別年份實際利率為負值，運用向量自回歸模型（VAR）方法建立的模型如下：

其中LNRM1SA、LNRM2SA，LNRGDPSA和LNSHANGINDEXSA分別是季節調整后的狹義實際貨幣余額、廣義實際貨幣余額、實際國內生產總值余額、上證指數的自然對數，REALRATE為實際利率，i為滯后階數，P、q為VAR最大滯后階數；

為參數， 為常數項。

三、實證研究

采用Eviews軟件，用ADF進行單位根檢驗，各變量均為一階差分平穩變量。運用VAR對LNRM1SA、LNRM2SA進行實證分析。

（一）LNRM1SA分析

根據方程（2），遵循AIC信息準則和SC準則，經過反復測算，當變量滯后階數為5時，AIC=-11.09647，SC=-7.099859，滿足同時最小，故確定方程最大滯后階數取值5。

從表1可以看出，股票市場指數僅在滯后3期和5期對實際M1需求的影響較顯著。第3期系數為正的0.058427，說明滯后3期流通市值的增加會增加M1的需求，股票市場的財富效應、資產組合效應、交易效應要大于替代效應，股價上漲刺激了短期(三個季度)貨幣需求的上升。一方面，股票市場的活躍，管理部門會增加核準發行股票數量和規模，從而上市公司獲得了資金，其存入銀行的存款相應增加，并主要為M1范圍內的活期存款；另一方面，股價的上漲，更多投資者預期股票的收益率提高，增加貨幣交易需求，或者一部分投資者收入增加，增加貨幣持有，以減少股價下跌的風險。而滯后5期的指數對M1需求的影響顯著為負，系數為-0.065703，替代效應超過其它效應，貨幣需求減少。而動態來看，1-5期的系數和為-0.009287，說明我國股票市場的發展總體上傾向于減少實際M1，原因在于股票市場具有分流儲蓄資金的作用。滯后期實際GDP對實際M1的影響系數之和為-0.2212，其中滯后2期的影響最為顯著。滯后期實際利率realrate系數和為正，原因是2000年后物價水平總體較低，居民持幣機會成本較小，持有現金增加，所以對M1的需求增加。

從圖1可以看出，所預測的M1函數能夠較好地擬合實際貨幣需求量，說明整個VAR對于M1有較強的解釋能力。

為分析股票市場發展的隨機擾動對M1變化的動態影響，現計算脈沖響應函數（圖2）。M1對來自股票市場指數一個標準差的隨機擾動第1期就有正響應，為0.0025然后持續增加，到第4期達到最大值0.005，之后迅速下降為負值，6個季度之后，響應值基本上穩定在-0.005左右。

對變量LNRM1SA進行了方差分解（圖3），以了解各內生變量對實際M1需求的相對重要性。可以看出，在第一個季度，股票市場、貨幣需求本身對M1預測誤差的貢獻度大，貢獻率分別為53%、40％，前半年，二者貢獻率超過60%，然后逐漸趨弱；第3到6季度，實際利率對M1需求的標準差貢獻率最大，達到40％以上；一年半后，隨著時間的延長GDP對M1需求貢獻率大，貢獻率超過40%。

（二）LNRM2SA分析

根據方程（3），方程最大滯后階數也是 =5。LNRM2SA方程見表2。

從方程可以看出，實際M2需求滯后1期值和滯后5期值(系數為0.734983和0.651772)顯著進入貨幣需求函數；滯后的實際GDP各項系數在函數中不顯著，系數和為-0.072319，說明實際M2需求主要受當期的實際國內生產總值影響，這與M1函數的估計一致；滯后3期的股票市場指數系數為正的0.056318，表明股票市場經過三個季度的股價持續上漲后，財富效應、資產組合效應和交易效應三種綜合作用大于替代效應，M2需求增加，這與中國股票市場波動大和時滯長的特征直接相關。然而，股指滯后各期系數總和為-0.011996，說明從中短期視角來講，股價上漲使得股票的替代效應大于其它效應的和，股票市場發展減少了對M2的需求。同時，股票市場對M2需求的影響沒有對M1需求的影響大(LNRM1SA系數和為-0.065703)，原因在于M2包括證券保證金，對于現金和活期存款轉化為證券保證金對M2沒有影響(但導致了M1的減少)。實際利率對M2的影響不顯著，在于中國利率并未完全市場化，利率并未自由反映市場資金供求狀況。

股票市場發展的隨機擾動對實際M2變化的脈沖響應函數（圖4）。實際M2對來自股票市場指數一個標準差的隨機擾動基本為負值。第3期才有較大響應，為-0.001，之后迅速下降，到第7期為最大值-0.002，第10期才轉為正值。表明股票市場具有減少實際M2需求的作用，并具有持續性。

方差分解(圖5)表明，一年之內，來自實際利率和M2需求對M2預測誤差最為重要，二者合計貢獻率超過60％；一年之后，實際GDP貢獻最大，并逐漸增加，到第7期75%的貢獻度達到最大，并隨時間的延長而增加。股票市場指數貢

獻率一直很低，基本在10％水平之下，說明股市對實際M2預測誤差的相對重要性要差一些。

四、結論與啟示

（一）主要研究結論

通過向量自回歸和脈沖響應函數分別對實際M1需求和實際M2需求與股票市場發展的關系進行了實證分析。結果表明，股票市場發展的指標——上證指數無論對M1、還是對M2需求都有負作用，原因是由于股票價格波動對貨幣需求的替代效應大于財富效應、資產組合效應和交易效應的總和。說明我國股票市場投資者一般都具有較高的風險偏好，當股票價格上漲、風險增加時，人們并不會增加其資產組合中相對安全資產的比重來抵消這種風險，反而會由于股票預期收益增加而減少持有安全資產(比如存款、國債)并增加持有股票。就交易效應來看，我國目前股票市場采用的是足額的現金交易，所以，股票市場對貨幣需求的交易效應是比較明顯的。由于證券保證金計入M2，當股票市場活躍時，一部分貨幣就從現金、活期存款轉化為證券保證金，從而減少M1，而實際M2基本上不受影響，這與實證研究結果——股票市場對M1的影響要大得多——是一致的。就財富效應和資產組合效應來看，由于我國股票的投資者多為散戶，機構投資者不成熟，行為具有短期化傾向。當股價上漲時，往往有更多的投資者和更多資金以各種方式進入股票市場；當股市低落時，散戶和機構投資者又爭相撤離股票市場，財富效應和資產組合效應不大。總體來看，股票市場發展對貨幣需求具有負效應。

（二）對中央銀行貨幣政策的啟示

本文實證結果具有重要的政策含義：股票價格持續上漲時，股票預期收益率高于實業投資的預期收益率，大量資金滯留于股票市場，此時貨幣需求減少，不應再增加貨幣供應，否則將助長股市泡沫；而當股票市場低迷時，由于股票市場的替代效應大于其它效應，貨幣需求是增加的，這時就應適當增加貨幣供應，有助于活躍股票市場，增強其融資功能。

我國股票價格的波動性很強，往往與實體經濟周期不一致。因此，貨幣政策操作不應追隨股票價格，而是將股票價格納入貨幣政策參考指標。對中央銀行的貨幣政策操作而言，著眼點仍應是對實體經濟運行狀況、貨幣需求量以及市場利率等指標的綜合分析判斷。

一方面，應關注股票價格波動包含的貨幣政策所需的經濟信息。股票資產價格波動的背后隱藏著許多貨幣政策決策所需的重要信息。尤其在貨幣與信貸總量仍是我國貨幣政策框架重要內容的情況下，更應密切關注這些信息。股票價格的不斷上揚可能使貨幣的流動性增強，引起貨幣供應數量及結構(如M1／M2)的劇烈變動，使得資金需求大量從生產領域轉向非生產領域。在這種情況下，貨幣政策的效果可能更多地為股票市場所吸收，實體經濟部門受到的實際影響相對較弱。同時，流動性充裕條件下考慮一般物價指數與股票價格之間的關系，這些都是貨幣政策需要特別關注的問題。

另一方面，密切監測銀行資金的流向，謹防系統性金融風險。要謹防挪用客戶保證金或者銀行信貸資金直接入市，也要警惕房貸、車貸等資金間接入市的狀況。如果有過多的信貸資金違規入市，股票價格的波動則極易導致商業銀行巨額不良資產的形成，甚至是信用危機的出現。作為中央銀行，應對經濟金融發展中的風險因素，時刻要保持更高的警惕性。密切監測銀行資金的流向，謹防信貸資金違規進入股市，防范潛在的系統性金融風險，為宏觀經濟的持續健康發展創造一個良好的金融環境。

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（編輯 張立光）

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