我國(guó)股票市值與貨幣需求關(guān)系的實(shí)證分析

鄒欣妮　胡宸銘

一、引言

貨幣需求的理論是指在一定時(shí)間內(nèi)，社會(huì)各經(jīng)濟(jì)主體為滿足正常的生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)等各種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)需要保留或占有一定貨幣的動(dòng)機(jī)或行為。它在本質(zhì)上是通過(guò)研究影響貨幣需求的因素確定貨幣需求函數(shù)，以達(dá)到調(diào)整貨幣需求行為從而適應(yīng)改變了的貨幣供給、實(shí)現(xiàn)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響。

自上世紀(jì)80年代以來(lái)，金融市場(chǎng)自由化、金融產(chǎn)品創(chuàng)新化、電子信息技術(shù)發(fā)展等因素使得貨幣需求量不僅與收入、物價(jià)和利率相關(guān)，而且與金融市場(chǎng)中以貨幣為媒介的交易密切相關(guān)。隨著世界范圍內(nèi)資本市場(chǎng)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，貨幣需求對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)、國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)的影響力迅速上升，拉美和亞洲金融危機(jī)就是這一影響的鮮明生動(dòng)的實(shí)例。作為現(xiàn)代金融市場(chǎng)的重要組成部分，股票市場(chǎng)成為反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晴雨表。

關(guān)于貨幣需求與中國(guó)股市的關(guān)系，中國(guó)人民銀行研究局課題組(2002)運(yùn)用多元線性回歸模型實(shí)證分析了我國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展對(duì)貨幣需求的影響，結(jié)果表明股票價(jià)格的上漲會(huì)使貨幣流動(dòng)性有所增強(qiáng)。國(guó)內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了大量的實(shí)證研究，多數(shù)研究得出貨幣需求與股票市場(chǎng)發(fā)展正相關(guān)的結(jié)論。有學(xué)者認(rèn)為：中國(guó)的貨幣政策是以影響宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行為目的的，而貨幣政策操作的效果要通過(guò)若干渠道傳導(dǎo)才能影響到宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，股票市場(chǎng)應(yīng)該是傳導(dǎo)渠道之一。

本文在借鑒前人研究方法的基礎(chǔ)上，采用協(xié)整理論和誤差修正模型對(duì)包括貨幣需求的股市市值變量的函數(shù)進(jìn)行估計(jì)，來(lái)驗(yàn)證貨幣需求對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的影響。

二、數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取2002年至2009年5月的月度數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)共89個(gè)。M1為貨幣需求量，sE為上證與深證股票市值總值之和。M1、SE的數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

首先，通過(guò)作圖觀察各變量序列。MI、SE均存在明顯的季節(jié)變動(dòng)因素，因此對(duì)它們進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。采用X11季節(jié)調(diào)整法調(diào)整后，軟件自動(dòng)生成新的時(shí)間序列。然后，為避免異方差對(duì)M1、sE取對(duì)數(shù)，記為InM1、InSE。

(本文使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件EViews5.1)。

三、股票市值與貨幣需求的協(xié)整關(guān)系

1數(shù)據(jù)平穩(wěn)性分析。以時(shí)間序列數(shù)據(jù)為依據(jù)的實(shí)證研究都是假定有關(guān)的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，否則會(huì)產(chǎn)生謬誤回歸(spurious re-gresslon)的問題。由于序列M1，SPE必須是平穩(wěn)過(guò)程，因此，進(jìn)行協(xié)整分析之前，應(yīng)首先進(jìn)行M1，sE的一階平穩(wěn)性檢驗(yàn)。序列M1平穩(wěn)稱之為I(0)過(guò)程，若x不平穩(wěn)，但△M1=M1₁-M₁。-1平穩(wěn)，稱Mlt為I(1)過(guò)程。因此，平穩(wěn)性檢驗(yàn)實(shí)際上就是單位根檢驗(yàn)。

注：檢驗(yàn)類型(C，T，K)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后項(xiàng)的階數(shù)，其中滯后階數(shù)K依據(jù)AIC準(zhǔn)則進(jìn)行選擇。

可以看出模型中變量InMl、InSE的水平序列ADF檢驗(yàn)值均大于5％顯著性水平的臨界值，是不平穩(wěn)的單位根過(guò)程。但經(jīng)過(guò)一階差分后，各統(tǒng)計(jì)量在5％顯著性水平上都是平穩(wěn)的，是典型的I(1)序列。

2協(xié)整分析。在做Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)前，需做協(xié)整檢驗(yàn)。前面已經(jīng)指出，將一個(gè)隨機(jī)游走(非平穩(wěn)的)變量對(duì)另一個(gè)隨機(jī)游走變量進(jìn)行回歸可能導(dǎo)致荒謬的結(jié)果。因?yàn)楹芏嘟?jīng)濟(jì)時(shí)間序列遵循隨機(jī)游走，這意味著在回歸之前要對(duì)他們進(jìn)行差分。然而差分可能導(dǎo)致兩個(gè)變量之間長(zhǎng)期關(guān)系的信息損失。有時(shí)雖然兩個(gè)變量都是隨機(jī)游走，但是它們的某個(gè)線性組合卻可能是平穩(wěn)的。在這種情況下，我們稱兩個(gè)變量是協(xié)整的，協(xié)整是說(shuō)I(1)變量之間存在長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。

關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)有很多方法，如EG兩步法，Johnson極大似然法，頻域非參數(shù)譜回歸法和Buyes法。但本文要檢驗(yàn)的變量只有兩個(gè)，因此，選用適用于進(jìn)行兩個(gè)變量協(xié)整性檢驗(yàn)的EG兩步法。具體過(guò)程如下：對(duì)于一階平穩(wěn)的時(shí)間序列M1，sE，先做最小二乘回歸：

SE=a+bM1+ecru

得到OLS法的一級(jí)估計(jì)量，再用ADF檢驗(yàn)估計(jì)殘差序列是否構(gòu)成一平穩(wěn)過(guò)程，若e穩(wěn)定，則MI，sE之間存在協(xié)整關(guān)系，反之，則M1，SE間不存在協(xié)整關(guān)系。

第一步，本文所選用的變量都是一階單整序列，可用OLS法進(jìn)行協(xié)整回歸，回歸結(jié)果為以下方程式：

LNSE=1.81LNM1-9.9

(T=11.96)(T=-5.63)

R²=0.6216 D.W=0.036362

由此可以看出，貨幣需求對(duì)股票市值的影響不可忽視。D－W統(tǒng)計(jì)量很小，表明殘差項(xiàng)存在序列相關(guān)。這可能是由于lnSE不僅受到1nMlt的影響，而且還受這兩個(gè)變量各自的前一期值、即ln—SE_t-1和1nMl_t-1的影響。

第二步，為避免“偽回歸”問題，對(duì)上述兩個(gè)方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。如果殘差不存在單位根，則可認(rèn)為上述變量存在協(xié)整關(guān)系。

從表中可以看出方程的殘差是平穩(wěn)的，不存在單位根，表示M1與股市市值之間存在協(xié)整關(guān)系。

3因果關(guān)系法。若序列M1，sE具有一種長(zhǎng)時(shí)期均衡關(guān)系，則M1，SE之間必然存在某種因果關(guān)系，即隨機(jī)變量M1可以影響隨機(jī)變量SE，稱M1為原因，SE為結(jié)果。目前比較常用的是Granger檢驗(yàn)法，因此，本文也選用因果關(guān)系法進(jìn)一步檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的關(guān)系。因此，由下表可以看出在滯后2期時(shí)，貨幣需求與股票市值互為因果。而在滯后3、4期時(shí)LNSE是LNMI的Granger原因，LNMl不是LNSE的Granger原因。

四、誤差修正模型

協(xié)整關(guān)系僅僅表明一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，微觀經(jīng)濟(jì)主體還會(huì)根據(jù)經(jīng)濟(jì)變量的短期變化，調(diào)整長(zhǎng)期均衡的貨幣需求量，這就是短期動(dòng)態(tài)的貨幣需求模型。為研究這種短期動(dòng)態(tài)均衡，本文建立誤差修正模型：

ΔInSE_t=δ_t△InSE_t-1+β₁△InM1_t+β₂△InM1_t-1+λecm_t-1+δ₂InSE_t-2+β₃InM1_t-2+μ_t

△表示變量的一階差分，t-1表示變量的滯后一期，t-2表示變量的滯后二期，ecm_t-1表示長(zhǎng)期回歸方程滯后一期的回歸殘差，μ_t是誤差修正模型的殘差。根據(jù)由廣至簡(jiǎn)的動(dòng)態(tài)建模原則，從滯后3期的模型開始刪除不顯著的變量，得到sP的誤差修正模型如下：

ΔInSEt=1.646680279*ΔInM1_t-0.03779559058*ecm_t-1

(0.0326)(0.0373)

(2.1742)(-2.117)

-0.01435610286+0.5202683304*InSEt-2

(0.2636)(0.0000)

(-1.126)(5.7060)R²=0.332663 D.W：2.019633

上述誤差修正模型中，誤差修正系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了短期對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度。從長(zhǎng)期均衡誤差正項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值0.038可以看出，向長(zhǎng)期均衡的修正幅度較小，達(dá)到3.8％.但D.W值有明顯增大。

五、結(jié)論與建議

以上我們采用了協(xié)整方法和誤差修正模型實(shí)證地研究了的貨幣需求變化對(duì)股票總市值的影響，得到了我國(guó)股票總市值的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和穩(wěn)定的誤差修正模型。從我們估計(jì)出的模型來(lái)看，可以得出如下結(jié)論：

第一、在2002年至2009年，我國(guó)的股票市值與貨幣需求之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在模型中，狹義貨幣Ⅲ的系數(shù)均為正值，說(shuō)明貨幣需求的變化對(duì)股票總市值有正向相關(guān)性，有正的財(cái)富效果。因此，這可以說(shuō)明，政府要慎重制定貨幣政策，在對(duì)應(yīng)對(duì)股市波動(dòng)的情況下，不可過(guò)份依賴緊縮貨幣政策的辦法治理股市，否則，實(shí)現(xiàn)既定的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)是有困難的。

第二、貨幣M1不是股票市值的Granger原因，股票市值是狹義貨幣M1的Granger原因。并且我們可以看到，自從進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，貨幣需求對(duì)股票市值的解釋能力顯著增加。這說(shuō)明人們?cè)谫Y產(chǎn)組合方面時(shí)對(duì)股票與債券考慮作用逐漸增強(qiáng)，符合現(xiàn)代資產(chǎn)選擇理論。

第三、從短期動(dòng)態(tài)均衡來(lái)看，一階差分貨幣需求對(duì)股票市值有正的增長(zhǎng)影響，滯后兩期的股市市值一階差分對(duì)貨幣需求增長(zhǎng)的系數(shù)為負(fù)值。這表明了當(dāng)短期內(nèi)股票市值不斷上升時(shí)，對(duì)貨幣的需求也會(huì)不斷地上升，從而股票市場(chǎng)會(huì)產(chǎn)生對(duì)貨幣需求的交易效應(yīng)。也就是說(shuō)股票價(jià)格的上漲往往伴隨著股票市場(chǎng)交易量的增加，這往往產(chǎn)生相應(yīng)的貨幣需求來(lái)滿足或完成這些交易。我國(guó)目前股票市場(chǎng)采用的是足額的現(xiàn)金交易而非歐美國(guó)家普遍實(shí)行的信用交易方式，信用交易可以用較少的資金購(gòu)買數(shù)倍金額的股票，由于我國(guó)股票市場(chǎng)的正處于快速發(fā)展階段，年交易周轉(zhuǎn)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于歐美等國(guó)，所以我國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)貨幣需求的交易效應(yīng)是比較明顯的。

綜上所述，可以得出以下初步結(jié)果：長(zhǎng)期內(nèi)股市市值與貨幣需求正相關(guān)；短期內(nèi)一階差分貨幣需求對(duì)股票市值有正的增長(zhǎng)影響，滯后兩期的股市市值一階差分對(duì)貨幣需求增長(zhǎng)的系數(shù)為負(fù)值。因此，中央銀行在制定貨幣政策時(shí)，把握好宏觀調(diào)控的方向和力度，并且應(yīng)該考慮到股票市場(chǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)和短期內(nèi)對(duì)貨幣需求的影響，使貨幣供給和貨幣需求相適應(yīng)。