貨幣供應(yīng)量與我國(guó)股市的協(xié)整分析

李喜梅 王若楠 王亞欣 王奧悅

[摘 要]文章以上證指數(shù)為研究對(duì)象，選取貨幣M1和貨幣M2作為解釋變量，采用2015—2019年的月度數(shù)據(jù)，將貨幣供應(yīng)量與股市聯(lián)系起來，用協(xié)整理論加以系統(tǒng)分析，得出上證指數(shù)與貨幣供應(yīng)量指標(biāo)存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論，以期為相關(guān)研究人員提供參考與借鑒。

[關(guān)鍵詞]貨幣供應(yīng)量;上證指數(shù);協(xié)整檢驗(yàn);誤差修正模型;Granger因果檢驗(yàn)

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2021.13.021

1 引言

貨幣政策是宏觀調(diào)控的基本手段之一。根據(jù)一般經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)影響股市價(jià)格。當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，人們持有的貨幣量增加，由于貨幣的邊際收益率遞減，使得持有貨幣的實(shí)際收益低于預(yù)期，造成部分剩余的貨幣進(jìn)入股市尋求收益。由于股市上的資金供給增加、對(duì)股票的需求增加，從而引起股票的價(jià)格上揚(yáng);同時(shí)，考慮到貨幣供應(yīng)量的增加可能會(huì)使利率的水平下降，引發(fā)更多的投資，乘數(shù)的作用又導(dǎo)致公司利潤(rùn)的提高，進(jìn)一步刺激了股票價(jià)格的提高。當(dāng)貨幣供應(yīng)量減少時(shí)，情況則相反。

但由于實(shí)際情形并不完全滿足經(jīng)濟(jì)學(xué)原理的假定條件，因此，股市價(jià)格和貨幣供應(yīng)量之間實(shí)際關(guān)系如何還未成定論，文章將運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行分析。

2 模型理論介紹

2.1 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)用于判斷變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，當(dāng)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象中真實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，通常情況下，統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)就可以得出存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論。

協(xié)整檢驗(yàn)主要包括3個(gè)步驟：?jiǎn)挝桓鶛z驗(yàn);序列間是否存在協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn);使用誤差修正模型檢驗(yàn)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

2.2 誤差修正模型

對(duì)于多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列，可能存在一種特殊情況，即它們的線性組合形成的變量是平穩(wěn)序列，也就是說這些非平穩(wěn)時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系。若m個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系，則：

β1x1t+β2x2t+…+βmxmt=0

若偏離這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系，會(huì)出現(xiàn)均衡誤差，通過對(duì)均衡誤差進(jìn)行檢驗(yàn)，可以判定此誤差是否可以修正。

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)是用來考察某個(gè)變量是否可以用來提高相關(guān)變量的預(yù)測(cè)能力。當(dāng)時(shí)間序列{yt}和{xt}是平穩(wěn)序列時(shí)，

yt=a0+a1·yt-1+…+ap·yt-p+b1·xt-1+…+bq·xt-q+εt

若時(shí)間序列{xt}前的系數(shù)不全為零，則說明x可以提高y的預(yù)測(cè)能力，即x為y的格蘭杰原因。

3 實(shí)證分析與檢驗(yàn)

3.1 變量選取與數(shù)據(jù)說明

文章分析重點(diǎn)是探究我國(guó)股票指數(shù)與貨幣供應(yīng)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，股票指數(shù)以上證指數(shù)為例證，基于M1和M2能比較準(zhǔn)確地反映我國(guó)市場(chǎng)上貨幣供應(yīng)的變化，所以變量選擇的貨幣指標(biāo)為M1和M2，用這兩個(gè)層次的數(shù)據(jù)來分別分析貨幣供應(yīng)量對(duì)上證指數(shù)（SH）的影響程度。

文章以上證指數(shù)為研究對(duì)象，選取貨幣M1和貨幣M2作為解釋變量，采用2015—2019年的月度數(shù)據(jù)，其中上證指數(shù)為每月首次收盤價(jià)。數(shù)據(jù)來源于網(wǎng)易財(cái)經(jīng)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

3.2 單位根檢驗(yàn)

由于大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的，如果不檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性直接回歸，容易導(dǎo)致偽回歸。所以為避免非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量在回歸分析時(shí)出現(xiàn)的偽回歸問題，必須對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。文章采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)三個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

經(jīng)檢驗(yàn)，M1、M2均為含截距項(xiàng)的平穩(wěn)時(shí)間序列，SH在1%、5%、10%的顯著性水平下，三種形式的顯著性檢驗(yàn)均未通過，因此為不平穩(wěn)時(shí)間序列。

由于SH原序列不平穩(wěn)，故嘗試對(duì)SH做一階差分處理，再對(duì)D（SH）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%的顯著性水平下，D（SH）為不含截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的平穩(wěn)序列。

綜上所述，M1和M2均為零階單整過程，即I（0）過程。SH為一階單整過程，即I（1）過程。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

3.3 協(xié)整檢驗(yàn)

上文結(jié)果表明，股市價(jià)格呈現(xiàn)出一階差分平穩(wěn)，貨幣供應(yīng)量呈現(xiàn)出平穩(wěn)特征，符合Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的條件，所以接下來對(duì)變量 SH、M1、M2 進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

3.3.1 建立VAR模型并確定最優(yōu)滯后階數(shù)

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，VAR模型滯后階數(shù)為3時(shí)，顯著性水平最高，所以VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為3階。

3.3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)形式設(shè)定

Johansen 檢驗(yàn)表明，在5%顯著性水平下拒絕各變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即時(shí)間序列 SH、M1、M2存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，并且有3個(gè)協(xié)整方程。

由檢驗(yàn)結(jié)果得到的標(biāo)準(zhǔn)化方程如下：

SH =-0.183722M1+2.017972M2

（0.13450）（0.27758）

結(jié)果表明，上證指數(shù)SH與M1、M2之間存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。具體而言，SH與M1之間負(fù)相關(guān)，與M2正相關(guān)。因此M1和M2的變化會(huì)影響到上證指數(shù)SH的波動(dòng)。

3.4 誤差修正模型

誤差修正模型是協(xié)整的一種等價(jià)形式，為進(jìn)一步研究貨幣指標(biāo)M1、M2對(duì)上證綜合指數(shù)SH的短期影響，根據(jù)協(xié)整與誤差修正模型的關(guān)系，可以得到相應(yīng)的向量誤差修正模型（VECM模型）。結(jié)果如下：

ECM1（t-1）=0.001863D（SH）-0.299720D（M1）-0.941983D（M2）

（0.00730） （0.30767） （0.14477）

[ 0.25508] [-0.97414][-6.50659]

ECM2（t-1）=-0.005922D（SH）-1.033849D（M1）+0.509801D（M2）

（0.00686） （0.28898） （0.13598）

[-0.86320][-3.57760][ 3.74919]

誤差修正模型是一個(gè)短期模型，其中誤差修正項(xiàng)反映了長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的影響，由上式可以看出誤差修正項(xiàng)ECM1（t-1）中，D（M1）和D（M2）的系數(shù)均為負(fù)值，說明若M1和M2偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在短期內(nèi)是可以調(diào)整到均衡狀態(tài)的;同理，在誤差修正項(xiàng)ECM2（t-1）中，D（SH）的系數(shù)也為負(fù)值，說明在短期內(nèi)也可以修訂誤差。

3.5 Granger 因果檢驗(yàn)

在上述分析的基礎(chǔ)上，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，借此說明經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，即確定時(shí)間序列間領(lǐng)先與滯后關(guān)系。由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，D（SH）、 D（M1）、D（M2）均為平穩(wěn)時(shí)間序列，符合Granger 因果檢驗(yàn)的條件，因此進(jìn)行因果檢驗(yàn)。由于滯后階數(shù)的選擇會(huì)對(duì)格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果產(chǎn)生較大影響，為增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，故依次采用滯后2至6階，結(jié)果如表3和表4所示。

表3表明，在10%顯著性水平下，在滯后期為2期時(shí)，M1不是引起SH波動(dòng)的原因被拒絕，SH的波動(dòng)不是引起M1變化的原因被接受，這表明兩者之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。但由于滯后期為3～6期時(shí)，均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，所以M1是SH波動(dòng)的格蘭杰原因，但結(jié)論具有不可靠性。表4表明，無(wú)論滯后期如何選擇，M2與SH的波動(dòng)不存在顯著的格蘭杰因果關(guān)系。

4 結(jié)論

文章通過對(duì)貨幣供應(yīng)量M1、M2 與上證指數(shù)SH的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明M1、M2 與上證指數(shù)SH三者確實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且上證指數(shù)SH與M1之間負(fù)相關(guān)，與M2正相關(guān)。但是貨幣結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對(duì)大盤股指的影響幾乎不存在，大盤股指對(duì)貨幣供應(yīng)量的影響也很微弱。根據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)果，貨幣供應(yīng)量主要是在短期內(nèi)影響股市價(jià)格的變動(dòng)，且這種影響主要是由于M1引起的，M2對(duì)股市均沒有長(zhǎng)短期的影響。這也從側(cè)面說明不同層次的貨幣變動(dòng)只是影響我國(guó)股市變動(dòng)的因素之一，而且從實(shí)證分析來看作用較小。

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[作者簡(jiǎn)介]李喜梅，女，河南駐馬店人，研究方向：金融工程;王若楠，女，河南濮陽(yáng)人，研究方向：金融學(xué);王亞欣，女，河南新鄉(xiāng)人，研究方向：金融學(xué);王奧悅，女，河南滑縣人，研究方向：金融工程。