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，結果表明不同層次的貨幣供應量對股票市場的影響不同，貨幣供應量與股市價格無長期協(xié)整關系，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。要干預股市，在短期內(nèi)可以通過調(diào)節(jié)貨幣供應量來實現(xiàn)，但股市的長期穩(wěn)定主要依靠市場來調(diào)節(jié)。

關鍵詞：貨幣供應量：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年金融風險增大：二是結構性問題突出，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，本文選擇貨幣供應量作為中間指標，該指標的選擇學術界并沒有統(tǒng)一的標準，但照目前的國情來看，選擇貨幣供應量作為中間目標仍具有一定的合理性。因此，本文從貨幣供應量人手，分析貨幣政策與股票市場價格的影響關系。

二、文獻綜述及相關假設

（一）文獻綜述

關于貨幣供應量和股市價格問題的研究，國內(nèi)外學者已經(jīng)取得了一定的成果。Peter sellin（2001）認為，貨幣可以有效的預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相關關系。Roberto RAgobon等（2003）認為貨幣政策能夠預估股市走勢對總需求的影響。Willem Thorbecke（1997）認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）則認為貨幣政策對股票價格沒有影響。石建民（2001）認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）認為股指與實體經(jīng)濟之間存在雙重協(xié)整和單項因果關系，張秀利（2012）發(fā)現(xiàn)長期均衡關系存在于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）認為股市對貨幣供應量的影響要大于貨幣供應量對股市的推動作用，股市對各個層次貨幣供應量的影響效果為M1>M0>M2。劉幌松（2004）認為貨幣供應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）相關假設

貨幣供應量根據(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。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M2變化時，股票市場的反應會相對滯后。

假設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2：MO與股票市場價格之間不存在長期關系。

假設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4：M1與股票市場之間不存在長期關系。

假設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6：M2與股票市場之間存在長期關系。

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.自相關分析

對M0、M1、M2、stockshang和stockshen的數(shù)據(jù)進行自相關和偏自相關分析，使用Q統(tǒng)計量進行檢驗，結果顯示，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，MO、M1、M2，stockshang和stockshen均自相關。

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)）

在原假設成立的條件下進行DF檢驗，結果表示，M0、M1、M2、stockshang和stockshen在1%，5%，10%的水平下，T值均大于相應的p臨界值，不能拒絕原假設，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，結果顯示，△M0、△M1、△M2、△stockshang、△stockshen均可以在1%的水平下拒絕原假設，△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，進一步構造VAK模型，檢驗各變量之間的關系。

3.協(xié)整檢驗

對M0、stockshang和stockshen進行協(xié)整檢驗，跡檢驗結果，股票市場的價格與M0無長期協(xié)整關系。對M1與stock-shang和stockshen之間的協(xié)整關系進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，上證綜指和M1之間存在一個協(xié)整關系，而深證成指與M1之間并不存在長期協(xié)整關系。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，對應概率為0.5585，無法拒絕殘差序列存在單位根的原假設，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)整關系，股市價格和M1之間并無長期關系。

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之間并無長期關系。

綜上可知，M0、M1、M2與stockshang和stockshen之間均沒有長期協(xié)整關系的存在，也就是貨幣供應量與股市價格之間不存在長期關系，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2和假設4成立，但是假設6不成立，這可能是由于M2的流動性較弱導致的，也可能是由于股票市場價格和M2的變化率有關系但是與M2的增減額無關，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系的數(shù)據(jù)列表，如表1所示，結果表明，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M1的變動恢復穩(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系，

總結上述分析可以看出，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1和假設3成立，假設5不成立，這可能是由于M2的流動性較弱導致的，

結合協(xié)整分析、格蘭杰因果分析和脈沖分析，貨幣供應量各層次M0、M1、M2與股市價格之間不存在長期協(xié)整關系，貨幣供應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、結論及建議

本文通過分析2000年1月至2016年12月的貨幣供應量各個層次的指標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，結果如下。

第一，M0、M1、M2和股市價格之間不存在長期均衡關系，

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，貨幣供應量對股市的解釋力度較弱，貨幣供應量主要是在短期內(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的反應對股市的影響更持久。因此，在短期內(nèi)，貨幣當局可以調(diào)節(jié)消費和終端市場的貨幣供應量的變化控制股市價格。投資者也可以關注貨幣供應量的變化增強對金融市場的投資預測能力。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，政府和市場相結合，將調(diào)整的工具轉移到市場方面，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。