貨幣政策、股票市場與實體經(jīng)濟的關(guān)系研究

摘 要：2020年以來，新冠疫情使我國實體經(jīng)濟受到巨大沖擊，我國政府及時采取相應(yīng)政策助力經(jīng)濟穩(wěn)增長。股票市場作為我國國民經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟的關(guān)系研究，選取2018年1月—2022年2月的月度數(shù)據(jù)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(jīng)濟的影響，研究我國目前貨幣政策的傳導(dǎo)機制，對于穩(wěn)定經(jīng)濟社會健康發(fā)展有著重要意義。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；股票市場；實體經(jīng)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(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）05（a）--04

1 引言

在經(jīng)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(nèi)實體經(jīng)濟的發(fā)展。股票價格的不穩(wěn)定必然打破原有的金融秩序，并將這種趨勢不斷向?qū)嶓w經(jīng)濟傳導(dǎo)。近年來，我國股票市場長期表現(xiàn)低迷，在俄烏沖突和新冠疫情的雙重沖擊下，上證指數(shù)跌破3000點。市場主體面臨的困難增加，各國間的貿(mào)易、國內(nèi)外餐飲、住宿等服務(wù)業(yè)都受到了極大影響，實體經(jīng)濟已陷入困境。在這種情況下，貨幣政策的制定與執(zhí)行成為我國宏觀調(diào)控中的重要組成部分。根據(jù)我國不同階段的經(jīng)濟情況，需要相關(guān)當(dāng)局制定相應(yīng)的貨幣政策。面對當(dāng)前的經(jīng)濟形勢，貨幣政策的制定對于我國宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)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(jīng)濟的內(nèi)在關(guān)系，對于更好地應(yīng)對經(jīng)濟形勢變化，促進經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展具有重要意義。本文在理論分析的基礎(chǔ)上，通過收集2018—2022年月度數(shù)據(jù)，使用Eviews作為主要分析軟件，在使用 ADF 單位根檢驗確定數(shù)據(jù)平穩(wěn)性后，基于VAR模型進行Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)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(guān)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(yīng)量渠道

貨幣主義學(xué)派認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量的增加會引發(fā)投資者對貨幣貶值和股票市場上漲的預(yù)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(yù)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(chǎn)組合效應(yīng)中，貨幣供應(yīng)量增加時，社會流動性更加充裕，企業(yè)融資難度降低，不僅會促進企業(yè)進行更多的兼并收購等擴張活動，還可以擴大金融領(lǐng)域的投資，提升企業(yè)本身的資產(chǎn)價值，推動股票價格上漲。此外，貨幣供應(yīng)還具有替代效應(yīng)。當(dāng)社會貨幣供應(yīng)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(chǎn)，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(dǎo)致企業(yè)的融資成本出現(xiàn)波動，進而影響資金的供求關(guān)系，對投資和消費產(chǎn)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(diào)整會改變企業(yè)的資金使用成本，從而影響其運營狀況和利潤率。當(dāng)利率下行時，企業(yè)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(jīng)營規(guī)模，增強該企業(yè)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(jīng)濟的影響

2.2.1 財富效應(yīng)

在財富效應(yīng)理論中，人們的財富可以分為兩種形式，即金融資產(chǎn)和貨幣資產(chǎn)。金融資產(chǎn)包括股票、債券、房產(chǎn)等資產(chǎn)，而貨幣資產(chǎn)則包括現(xiàn)金和存款等貨幣形式的資產(chǎn)。當(dāng)中央銀行采取擴張型貨幣政策時，如降低準(zhǔn)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(yīng)量，從而使市場內(nèi)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(chǎn)，當(dāng)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(jīng)濟增長，形成良性循環(huán)。

2.2.2 托賓Q效應(yīng)

托賓Q值是指公司的市場價值與其資產(chǎn)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(guān)系。在中央銀行采取擴張型貨幣政策時，社會貨幣供應(yīng)量增加，推動股票價格上漲，從而提高了公司的Q值。當(dāng)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(fā)展的預(yù)期較高，公司可以通過發(fā)行較少的股票獲得更多資產(chǎn)。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(fā)展和股票價格的上漲。

3 實證分析

3.1 研究方法

根據(jù)上述理論和相關(guān)研究，可以得出結(jié)論：貨幣政策、股票價格和實體經(jīng)濟之間存在一定聯(lián)系。為了進一步證明這種聯(lián)系，本文將通過構(gòu)建VAR模型對2018年1月—2022年4月的月度數(shù)據(jù)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(jīng)濟之間是否存在因果關(guān)系。其次，將進行協(xié)整檢驗，以分析三者之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。最后，使用脈沖響應(yīng)函數(shù)來重點分析貨幣政策對股票市場和實體經(jīng)濟的影響程度。

3.2 指標(biāo)選取及模型設(shè)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(yīng)量渠道進行傳導(dǎo)，本文選取M2（廣義貨幣供應(yīng)量月度期末值）來作為貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)，其和我國宏觀經(jīng)濟有著密切關(guān)系，因此選取M2來表示我國貨幣供應(yīng)情況；關(guān)于利率指標(biāo)，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(yè)間7天同業(yè)拆借月加權(quán)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(shù)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(jīng)濟指標(biāo)，一般來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值常用來表示一國經(jīng)濟狀況，但是考慮到我國GDP的月度數(shù)據(jù)較難獲取，本文選擇社會融資規(guī)模表示我國實體經(jīng)濟發(fā)展情況，社會融資規(guī)模是金融機構(gòu)向?qū)嶓w經(jīng)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(jīng)濟的關(guān)系，用RAGM表示。

本模型樣本為2018年1月—2022年2月的月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為CSMAR數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)進行取對數(shù)處理，分別得到LNM2，LNSZ，LNRAGM。

在確定相關(guān)變量及數(shù)據(jù)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(nèi)生變量向量，為常數(shù)項，p為VAR模型滯后項數(shù)，為殘差。

3.3 實證檢驗

3.3.1 平穩(wěn)性檢驗

本文在進行實證研究前，需要對VAR模型的數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，以檢驗時間序列的單位根是否存在。當(dāng)一個時間序列的均值、方差和自協(xié)方差不隨時間發(fā)生顯著變化時，被定義為穩(wěn)定序列。如果回歸模型使用的時間序列不具有平穩(wěn)性，則會出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象，導(dǎo)致回歸結(jié)果有誤。因此，在進行實證研究前，需要對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文選用ADF檢驗來檢驗單位根的存在，結(jié)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(shè)，說明社會融資規(guī)模、貨幣供應(yīng)量、上證綜合指數(shù)以及銀行業(yè)間7天同業(yè)拆借月加權(quán)利率在1%的顯著性水平下均為非平穩(wěn)時間序列，同時在一階差分后兩者數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)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(guān)系，本文對dlnM2，dSHI與各變量之間分別進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表1所示。

由檢驗結(jié)果可知，LNM2可以引起LNRAGM、LNSZ、SHI，由此可以推斷貨幣供應(yīng)量的變動是股市、實體經(jīng)濟變動的重要原因，在統(tǒng)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(jīng)濟變動的重要原因，在統(tǒng)計上不顯著。

3.3.3 最佳滯后階數(shù)的確定

在之前的檢驗中，本文確認(rèn)了LNRAGM、LNM2、SHI、LNSZ之間存在因果關(guān)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(shù)。表2是估計得到的結(jié)果，從中選擇1階作為本文模型的最佳滯后階數(shù)。

3.3.4 Johansen 協(xié)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(xié)整關(guān)系。經(jīng)分析在5%的顯著性水平下，四組變量之間存在協(xié)整關(guān)系，這表明長期內(nèi)各變量之間的穩(wěn)定關(guān)系。由此，本文可以建立標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)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(diào)整對實體經(jīng)濟的影響最為顯著，而股票市場的價格和實體經(jīng)濟呈反向關(guān)系。

3.3.5 穩(wěn)健性檢驗

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

3.3.6 脈沖響應(yīng)

（1） 股票市場

通過脈沖相應(yīng)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(yīng)。

對于LNM2的沖擊，整體來看，LNSZ對貨幣供應(yīng)量沖擊的響應(yīng)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(nèi)我國貨幣政策對股票市場的調(diào)控與預(yù)期不符，出現(xiàn)短期失靈的現(xiàn)象。在期初迅速上升達到最高點后，LNSZ在lNM2的沖擊下產(chǎn)生的正向反應(yīng)程度逐漸下降，并在20期左右逐漸平緩，這說明貨幣供應(yīng)量（LNM2）對股票價格的影響存在著長期穩(wěn)定的正向效應(yīng)。

對于SHI的沖擊，在前16期內(nèi)股票價格（LNSZ）會對SHIBOR一個標(biāo)準(zhǔn)單位的沖擊產(chǎn)生較微弱的負(fù)效應(yīng)，最小值不超過0.01。在16期以后逐漸產(chǎn)生正向效應(yīng)并在200期左右開始趨于穩(wěn)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(yīng)，且這種效應(yīng)相較貨幣供應(yīng)量（LNM2）的沖擊極小。

（2） 實體經(jīng)濟

當(dāng)LNSZ在期初給LNRAGM一個沖擊后，LNRAGM會即期產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，且隨時間的延長越來越大，并在第五期趨向穩(wěn)定。這說明我國股票市場的托賓Q效應(yīng)并不明顯，原因可能是我國股票市場發(fā)展尚不完善，且市場中投機行為較多，股票市場的繁榮會導(dǎo)致更多的資金涌入股票市場而不是向?qū)嶓w經(jīng)濟帶來正向的積極效應(yīng)。

當(dāng)SHI在期初對LNRAGM一個沖擊后，實體經(jīng)濟（LNRAGM）對利率（SHI）的反應(yīng)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(jīng)濟的影響極為微弱。

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

4 結(jié)語

基于貨幣政策、股票市場與實體經(jīng)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(jīng)濟的影響，并得出以下結(jié)論：

在建立的標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程中，實體經(jīng)濟與利率、股票市場呈反比，與貨幣供應(yīng)量呈正比。這意味著貨幣政策的調(diào)整在長時間內(nèi)能夠切實影響到我國實體經(jīng)濟的發(fā)展。

股票市場的脈沖響應(yīng)分析表明，貨幣供應(yīng)量對股票價格產(chǎn)生了連續(xù)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(lián)動效應(yīng)還不夠顯著。

本文在分析實體經(jīng)濟的脈沖響應(yīng)時，發(fā)現(xiàn)股票價格對實體經(jīng)濟產(chǎn)生了明顯的負(fù)面影響。這說明，盡管股票價格上漲，但在一定期限內(nèi)，我國實體經(jīng)濟仍會下跌。這與傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論不同，說明在當(dāng)前條件下，我國股票市場還需繼續(xù)發(fā)展，貨幣政策通過股票市場的傳導(dǎo)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(guī)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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