摘 要：2020年以來，新冠疫情使我國實體經濟受到巨大沖擊，我國政府及時采取相應政策助力經濟穩增長。股票市場作為我國國民經濟發展的重要參照，一直對我國貨幣政策有著直觀地反映。本文對我國貨幣政策、股票市場，實體經濟的關系研究，選取2018年1月—2022年2月的月度數據為觀測樣本，并基于VAR模型重點分析貨幣政策對股票市場以及股票市場對我國實體經濟的影響，研究我國目前貨幣政策的傳導機制，對于穩定經濟社會健康發展有著重要意義。

關鍵詞：貨幣政策；股票市場；實體經濟；VAR模型；實證分析

本文索引：戴薛亮.<變量 2>[J].中國商論，2023（09）：-113.

中圖分類號：F831.5 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）05（a）--04

1 引言

在經濟周期從衰退到繁榮不斷演變的過程中，歷次金融危機都表明股票市場的劇烈波動會影響國內實體經濟的發展。股票價格的不穩定必然打破原有的金融秩序，并將這種趨勢不斷向實體經濟傳導。近年來，我國股票市場長期表現低迷，在俄烏沖突和新冠疫情的雙重沖擊下，上證指數跌破3000點。市場主體面臨的困難增加，各國間的貿易、國內外餐飲、住宿等服務業都受到了極大影響，實體經濟已陷入困境。在這種情況下，貨幣政策的制定與執行成為我國宏觀調控中的重要組成部分。根據我國不同階段的經濟情況，需要相關當局制定相應的貨幣政策。面對當前的經濟形勢，貨幣政策的制定對于我國宏觀經濟的平穩運行起著重要作用。因此，深入研究貨幣政策、股票市場與實體經濟的內在關系，對于更好地應對經濟形勢變化，促進經濟持續健康發展具有重要意義。本文在理論分析的基礎上，通過收集2018—2022年月度數據，使用Eviews作為主要分析軟件，在使用 ADF 單位根檢驗確定數據平穩性后，基于VAR模型進行Johansen協整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應分析等計量方法，通過上述的實證研究方法，分析三者之間的影響關系。

2 貨幣政策對股票市場的影響

2.1 貨幣政策對股票市場的影響

2.1.1 貨幣供應量渠道

貨幣主義學派認為，貨幣供應量的增加會引發投資者對貨幣貶值和股票市場上漲的預期，從而促使資金流入股市，推高股票價格。這種上漲又會進一步增強人們的股價上漲預期，吸引更多資金進入股票市場，進而帶動股票價格上漲。在資產組合效應中，貨幣供應量增加時，社會流動性更加充裕，企業融資難度降低，不僅會促進企業進行更多的兼并收購等擴張活動，還可以擴大金融領域的投資，提升企業本身的資產價值，推動股票價格上漲。此外，貨幣供應還具有替代效應。當社會貨幣供應量增加時，公民手中持有的貨幣量超出其持有的總量，于是多余的貨幣將被用于購買各種資產，包括股票和債券，從而推動股票市場價格上漲。

2.1.2 利率變化渠道

利率是金融市場中資金稀缺程度的反映，它的變化會導致企業的融資成本出現波動，進而影響資金的供求關系，對投資和消費產生作用。在金融市場中，股票價格受利率的影響非常顯著。利率的調整會改變企業的資金使用成本，從而影響其運營狀況和利潤率。當利率下行時，企業可以用更少的資金進行融資，同樣的條件下，運營所需的資金減少，利潤率上升，甚至可能有更多能力擴大經營規模，增強該企業對投資者的吸引力，從而推動股票價格上漲。

2.2 貨幣政策通過股票市場對實體經濟的影響

2.2.1 財富效應

在財富效應理論中，人們的財富可以分為兩種形式，即金融資產和貨幣資產。金融資產包括股票、債券、房產等資產，而貨幣資產則包括現金和存款等貨幣形式的資產。當中央銀行采取擴張型貨幣政策時，如降低準備金率、公開市場操作等，這些操作會降低市場利率，擴大貨幣供應量，從而使市場內的投資更具吸引力，進而推動股票價格上漲。在股票市場中，股票就是人們的金融資產，當中央銀行的各項貨幣政策影響股票價格時，股票價格的上漲使人們手中財富的增多，從而提高人們的信心和消費意愿，這將進一步促進經濟增長，形成良性循環。

2.2.2 托賓Q效應

托賓Q值是指公司的市場價值與其資產重置成本的比率，用來衡量公司市場價值與其實際價值之間的關系。在中央銀行采取擴張型貨幣政策時，社會貨幣供應量增加，推動股票價格上漲，從而提高了公司的Q值。當Q值較高時，意味著公司的市場價值大于其重置成本，這表示投資者對公司未來發展的預期較高，公司可以通過發行較少的股票獲得更多資產。這種情況下，公司的融資成本相對較低，投資者也更愿意為其提供資金，從而進一步促進公司的發展和股票價格的上漲。

3 實證分析

3.1 研究方法

根據上述理論和相關研究，可以得出結論：貨幣政策、股票價格和實體經濟之間存在一定聯系。為了進一步證明這種聯系，本文將通過構建VAR模型對2018年1月—2022年4月的月度數據進行實證分析。首先，本文將使用Granger因果檢驗來分析股票價格、貨幣政策和實體經濟之間是否存在因果關系。其次，將進行協整檢驗，以分析三者之間的長期穩定關系。最后，使用脈沖響應函數來重點分析貨幣政策對股票市場和實體經濟的影響程度。

3.2 指標選取及模型設定

在上文理論分析中，貨幣政策主要通過利率渠道和貨幣供應量渠道進行傳導，本文選取M2（廣義貨幣供應量月度期末值）來作為貨幣供應量的指標，其和我國宏觀經濟有著密切關系，因此選取M2來表示我國貨幣供應情況；關于利率指標，市場中有著各種各樣的利率且我國利率市場化的進程尚在進行，參考安曉敏（2021）選取銀行業間7天同業拆借月加權利率，其最為接近市場利率，能夠有效地表示我國市場利率狀況，使用SHI表示。對于股票價格，選取上證綜合指數來反映股票市場的整體價格變化和波動趨勢，使用SZ表示。實體經濟指標，一般來說，國內生產總值常用來表示一國經濟狀況，但是考慮到我國GDP的月度數據較難獲取，本文選擇社會融資規模表示我國實體經濟發展情況，社會融資規模是金融機構向實體經濟投放的各類貸款總和，可較為全面地反映金融市場和實體經濟的關系，用RAGM表示。

本模型樣本為2018年1月—2022年2月的月度數據，數據來源為CSMAR數據庫。為減少異方差，在實證分析前需要對除利率以外的各變量數據進行取對數處理，分別得到LNM2，LNSZ，LNRAGM。

在確定相關變量及數據后，本文建立向量自回歸（VAR）模型，其一般表達式為：

式中，Yt為k維內生變量向量，為常數項，p為VAR模型滯后項數，為殘差。

3.3 實證檢驗

3.3.1 平穩性檢驗

本文在進行實證研究前，需要對VAR模型的數據進行平穩性檢驗，以檢驗時間序列的單位根是否存在。當一個時間序列的均值、方差和自協方差不隨時間發生顯著變化時，被定義為穩定序列。如果回歸模型使用的時間序列不具有平穩性，則會出現偽回歸的現象，導致回歸結果有誤。因此，在進行實證研究前，需要對數據進行平穩性檢驗。本文選用ADF檢驗來檢驗單位根的存在，結果顯示lnRAGM、lnM2、lNSZ、SHI的ADF值分別為-1.75094，-3.76335，-3.16299，

-3.04345，在1%的顯著性水平下不能拒絕存在單位根的原假設，說明社會融資規模、貨幣供應量、上證綜合指數以及銀行業間7天同業拆借月加權利率在1%的顯著性水平下均為非平穩時間序列，同時在一階差分后兩者數據都能通過ADF檢驗，均為一階單整序列。因此本文先對各變量數據進行一階差分處理后再進行實證分析。

3.3.2 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰（Granger）因果檢驗常被用于驗證模型各變量間因果關系，本文對dlnM2，dSHI與各變量之間分別進行格蘭杰因果檢驗，結果如表1所示。

由檢驗結果可知，LNM2可以引起LNRAGM、LNSZ、SHI，由此可以推斷貨幣供應量的變動是股市、實體經濟變動的重要原因，在統計上顯著。SHI可以引起LNSZ的變動，但不能引起LNRAGM變動，說明SHI不是實體經濟變動的重要原因，在統計上不顯著。

3.3.3 最佳滯后階數的確定

在之前的檢驗中，本文確認了LNRAGM、LNM2、SHI、LNSZ之間存在因果關系。在建立VAR模型前，需要對各變量進行n階VAR估計，以確定模型的最佳滯后參數。表2是估計得到的結果，從中選擇1階作為本文模型的最佳滯后階數。

3.3.4 Johansen 協整檢驗

鑒于各變量均滿足一階單整，則可以進行Johansen檢驗，分析變量之間是否存在協整關系。經分析在5%的顯著性水平下，四組變量之間存在協整關系，這表明長期內各變量之間的穩定關系。由此，本文可以建立標準化的協整方程：

NRAGM=-0.238854LNSZ-0.170625SHI+ 1.046448LNM2 （2）

由式（2）可知，LNSZ每上升1%，LNRAGM隨著下降0.2389%；SHI每上升1個單位，LNRAGM下降0.1706%，LNM2每上升1%，LNRAGM上升1.046%。這說明貨幣供給的調整對實體經濟的影響最為顯著，而股票市場的價格和實體經濟呈反向關系。

3.3.5 穩健性檢驗

如圖1所示，AR穩健性檢驗中所有特征多項式根模的倒數都處于單位圓范圍內，模型具有穩健性，可以進行脈沖響應和方差分析。

3.3.6 脈沖響應

（1） 股票市場

通過脈沖相應圖，本文可以較為直觀地了解到股票市場對于貨幣政策在一個單位沖擊下的反應。

對于LNM2的沖擊，整體來看，LNSZ對貨幣供應量沖擊的響應較為微弱，其在第五期的最大值僅為0.018，這說明在短期時間內我國貨幣政策對股票市場的調控與預期不符，出現短期失靈的現象。在期初迅速上升達到最高點后，LNSZ在lNM2的沖擊下產生的正向反應程度逐漸下降，并在20期左右逐漸平緩，這說明貨幣供應量（LNM2）對股票價格的影響存在著長期穩定的正向效應。

對于SHI的沖擊，在前16期內股票價格（LNSZ）會對SHIBOR一個標準單位的沖擊產生較微弱的負效應，最小值不超過0.01。在16期以后逐漸產生正向效應并在200期左右開始趨于穩定，維持在0.1左右。本文可以判斷股票價格（LNSZ）對利率（SHIBOR）存在微弱的正向效應，且這種效應相較貨幣供應量（LNM2）的沖擊極小。

（2） 實體經濟

當LNSZ在期初給LNRAGM一個沖擊后，LNRAGM會即期產生負向效應，且隨時間的延長越來越大，并在第五期趨向穩定。這說明我國股票市場的托賓Q效應并不明顯，原因可能是我國股票市場發展尚不完善，且市場中投機行為較多，股票市場的繁榮會導致更多的資金涌入股票市場而不是向實體經濟帶來正向的積極效應。

當SHI在期初對LNRAGM一個沖擊后，實體經濟（LNRAGM）對利率（SHI）的反應較微弱，且維持在0值上下波動，從長期來說我國利率變動對實體經濟的影響極為微弱。

當LNM2在期初對LNRAGM一個沖擊后，LNRAGM對LNM2一個單位的沖擊產生正效應，并且會隨時間的增長而慢慢變小，并于第6期左右維持穩定。從長期來看，貨幣供給量（LNM2）會對實體經濟（LNRAGM）一直產生正向的效應。

4 結語

基于貨幣政策、股票市場與實體經濟的VAR模型實證分析，本文重點研究貨幣政策對股票市場的影響以及貨幣政策、股票市場對實體經濟的影響，并得出以下結論：

在建立的標準化協整方程中，實體經濟與利率、股票市場呈反比，與貨幣供應量呈正比。這意味著貨幣政策的調整在長時間內能夠切實影響到我國實體經濟的發展。

股票市場的脈沖響應分析表明，貨幣供應量對股票價格產生了連續的正向影響，而利率因素的影響相對較弱。這可能是因為我國股票市場相對年輕，其制度體系尚未完善；利率市場化改革還未全部完成；利率市場和股票市場的聯動效應還不夠顯著。

本文在分析實體經濟的脈沖響應時，發現股票價格對實體經濟產生了明顯的負面影響。這說明，盡管股票價格上漲，但在一定期限內，我國實體經濟仍會下跌。這與傳統經濟學理論不同，說明在當前條件下，我國股票市場還需繼續發展，貨幣政策通過股票市場的傳導渠道并不暢通。這可能是因為我國股票市場尚未成熟且長期以來個人投資者持股規模高、交易頻率高，市場上存在過度投機的行為，微觀主體投資并不理性。

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