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1、收稿日期：!#$!$%&作者简介：于长秋，女，南开大学金融系博士。我国股票价格与不同层次货币供应量的关系分析于长秋（南开大学金融系，天津 ()%）摘要：本文运用协整检验和格兰杰因果检验的方法分别对我国股票价格与不同层次货币供应量的关系进行分析。协整检验的结果表明，股票价格与货币供应量之间存在长期均衡的协整关系。格兰杰因果检验的结果表明，股票价格波动与货币供应量变化存在因果关系。因此，货币政策应该关注股票价格波动，但不能将股票价格作为货币政策的一个中介目标。关键词：股票价格；货币供应量；货币政策中图分类号：*+(文献标识码：,文章编号：%-$%#!+（!#）#$%#$(我国学者曾对股票价格与货币
2、供应的关系做过研究。钱小安（%.+）采用经典静态回归的方法，选用/、/%、/!的同比增长率作为货币供应量指标，沪指和深指的同比增长率作为股票价格指标，对货币供应量与股票价格的相关性进行了考察。考察样本区间为%.#年(月$%.)年-月。他得出的结论是：我国货币供应量与股票价格相关性较弱，且不稳定，因此，股票综合指数还不能作为宏观经济的晴雨表，也不能作为判断货币政策松紧的依据。刘志阳（!）在钱小安（%.+）研究的基础上，依然采用静态回归的方法，将样本区间改为%.)年-月$!年-月，对股票价格与货币供应量进行了线性回归分析。他得出的结论是：股价指数与货币供应量正向相关，尽管股票市场价格指数与货币供应
3、量之间的相关系数还不大，但已具有一定的统计显著特征，随着资本市场的发展，资本市场与货币政策的相关性越来越大。他们的研究均采用经典的静态回归方法，而金融、经济变量往往具备非平稳特性，直接的静态回归可能会造成虚假回归，本文拟采用协整和建立误差修正模型的方法，配以格兰杰因果检验对股票价格与不同层次货币供应量的长期均衡、短期动态以及因果关系进行研究。一、股票价格与货币供应量的协整关系分析协整和误差修正检验主要包括三个步骤：（%）单位根检验以确定整合阶数；（!）序列间是否存在协整关系检验；（(）使用误差修正模型检验动态短期关系。本文采用的数据是%.&年第一季度$!(年第一季度的数据，为了消除季节性因素的
4、影响，全部采用相对数据，即同比增长率而不是绝对量。数据来源于 中国人民银行统计季报 有关各期。数据处理使用 012034(5 软件。46 表示股价指数。表%显示了股票价格与不同层次货币供应量的,7*单位根检验结果。#%货币政策研究 上海金融!#年第#期 万方数据表!股票价格与不同层次货币供应量的#$%单位根检验结果变量#$%检验值检验类型（&，(）临界值)*+,-,./,./（&，0，!）+1-23/2#40+,-22,3!0（&，0，!）+1-23/2#4!+,-/1153（&，0，!）+1-23/2#4,+1-!12!.5（&，0，!）+1-23/2#&)*+5-.1,!16（&，0，!）
5、+1-222!#&40+5-12/3,3（&，0，!）+1-222!#&4!+1-513120（&，0，!）+,-.2,/#&4,+1-!.3/5,（&，0，!）+,-.2,/#注：&和 表示带有常数项和趋势项，(表示滞后阶数；#表示临界值是在!7 显著水平下得到的，#表示临界值是在 37显著水平下得到的。单位根检验结果表明，股票价格与 40、4!、4,的水平序列均没有通过数据平稳的 80假设，是不平稳的，而一阶差分序列通过了 80假设，是平稳的，因此，可以进行变量间的协整检验。协整检验结果如表,+5 所示。表,股票价格与 40 的协整关系检验结果特征值似然比37显著水平!7显著水平协整关系0
6、-1.2,2,3-0,62!3-5!,0-05没有0-,2!10.-16!25,1-/22-23至多一个 注：本表第一行零假设为不存在协整关系，拒绝零假设表示存在协整关系，下同。表 1 股票价格与 4!的协整关系检验结果特征值似然比37显著水平!7显著水平协整关系0-,36512!5-32,.3!3-5!,0-05没有0-!/006.3-3.1!21-/22-23至多一个 注：本表第一行零假设为不存在协整关系，拒绝零假设表示存在协整关系，下同。表 5 股票价格与 4,的协整关系检验结果特征值似然比37显著水平!7显著水平协整关系0-11,22.!6-5251.!3-5!,0-05没有0-!/1
7、./3-.,36201-/22-23至多一个 注：本表第一行零假设为不存在协整关系，拒绝零假设表示存在协整关系，下同。协整检验的结果表明，股价指数与 40、4!、4,之间存在协整关系，协整方程相应为（括号内为 值）：)*936:12,22+3:1/100640（!）（+3:5/!,1）)*9+!1:25.03;6,:/,5!04!（,）（1:11023）)*9+,50:!1.2;!1:,55/24,（1）（.:!0233）方程（!）至（1）为两变量间的协整方程，即变量间长期均衡关系。根据格兰杰定理，若干!（!）变量只要存在协整关系就可以建立误差修正模型。采用?)1:0 软件可以得到相应的误差修
8、正模型，如表 3+/所示。表 3 误差修正模型系数!$（)*）$（40）协整方程式+0-/2/5.+0-005,2,（+5-05.,3）（+0-!05/1）$（)*（+!）0-03.!/50-0,/012（0-12,!,）（0-/0/.）$（)*（+,）+0-,5/3/.+0-033,.（+!-/.016）（+!-62102）$（40（+!）+!-6513!60-!0,!/（+!-/!,03）（0-55!6,）$（40（+,）+0-,!505,+0-!1313（+0-,!26/）（+0-313.1）+0:25.16!+0-055!6（1-322,3）（0-/235.）A+BCDEFGH0-3!
9、0!30-,03.30 注：括号内为 值表 2 误差修正模型系数$（)*）$（4!）协整方程式+0-0,!,!,+0-00513/（+!-50,1!）（+1-,010!）$（)*（+!）+0-!.12.,0-013160（+!-!56!1）（,-11!.,）$（4!（+!）,-!.!2.0-,!,30/（!-1,510）（!-5/225）+0-.61!26+0-0,360!A+BCDEFGH0-!1!00.0-156/2 注：括号内为 值表/误差修正模型系数#$（)*）$（4,）协整方程式+0-06!520+0-0,031!（+!-,6000）（+,-5!520）$（)*（+!）+0-!.2,
10、6/0-015.52（+!-020!）（!-5!,23）$（4,（+!）+0-!55216+0-03/!,（!-1!.35）（0-!/210）+!-355,.2+0-1615!3（5-2.21/）（0-2,/52）A+BCDEFGH0-0.1,/0-,11!16 注：括号内为 值协整方程描述了变量间的长期关系，误差修正模型描述了变量之间的短期关系。误差修正模型可以确定变量间相互调整速度和短期互动影响力。其中，误差修正项表示均衡误差对应变量的校正程度和速度。对比三个协整方程3!上海金融,005 年第 5 期货币政策研究 万方数据和误差修正模型，可以看出不同层次货币供应量对股价指数的影响不同。!与
11、#$之间负相关，表示流通中的现金越多，用于消费的现金越多，则用于股票市场投资的资金相应减少；!与#%、#&之间正相关，这也符合经济中的实际情况。我国的股票市场对货币供给量的变化是敏感的。货币供应量的变化通过直接的资金效应影响股票市场需求，使得股票市场的供求状况发生变化，因而影响股价的走势。二、股票价格与货币供应量的因果关系分析以上分析表明股指与#$、#%、#&之间的关系是协整的。()*+,(曾指出，若变量之间存在协整关系，则这些变量之间至少存在一个方向上的()*+,(因果关系!。()*+-,(因果关系是描述两变量相互作用影响的一种统计关系，它是基于双变量./0 来实现的。本文仍然根据上述数据资
12、料，对股票价格与#$、#%、#&分别进行()*+,(检验，检验结果如表 1 2%$所示。表 13 股票价格与#$的()*+,(因果关系检验结果零假设样本数4 统计量概率#$不是!的()*+,(原因56787$959$8$5:5!不是#$的()*+,(原因$8557:$86:;&;表 73 股票价格与#%的()*+,(因果关系检验结果零假设样本数4 统计量概率#%不是!的()*+,(原因56587%66$8$5&95!不是#%的()*+,(原因%89&$5;$8%719:表%$3 股票价格与#&的()*+,(因果关系检验结果零假设样本数4 统计量概率#&不是!的()*+,(原因56587%66$
13、8$5&95!不是#&的()*+,(原因%89&$5;$8%719:3 3通过因果检验，可以看出，#$是引致!变化的格兰杰原因，而!是引致#%、#&变化的格兰杰原因，因此，在格兰杰意义上，货币供应量与股价指数之间存在因果关系，相互影响，形成一个复杂的循环。即一方面，货币供应量的变化会引致股市走势的变化，另一方面，股市走势的变化也会引起货币供应量的变化。这表明货币政策与股市之间存在一定的互动关系。三、政策建议分析可见，我国的股票价格与不同层次的货币供应量#$、#%、#&之间存在长期均衡的协整关系，而从短期的动态调整因素看，货币供应量的波动也是引起股价波动一个重要原因，在格兰杰意义上，货币供应量与
14、股票价格之间存在因果关系，相互影响。这种相互作用的关系也体现了货币市场与股票市场之间的互动关系。事实上，股票价格的波动取决于货币资金在货币和资本市场之间分配、流动的情况，中央银行的货币政策在影响货币资金流动的同时势必作用于股票价格波动；同时，由于股价与货币供应量的互动机制在发挥作用，股票价格的波动促使货币在货币和资本市场之间流动，促进货币供应量不同层次之间的转化，这就给中央银行制定货币政策带来挑战。（一）关注股票价格波动研究表明，股市对货币需求、货币流通速度都产生作用，因而中央银行应密切关注股票价格，收集股市信息。对于股票价格泡沫，中央银行应采取较为间接的方式去刺破，为防止对实体经济的冲击，可
15、以借鉴美国的作法，通过向市场传递信息，以反映货币政策的意图。（二）股票价格不宜作为货币政策的中介目标货币政策以股票价格作为中介目标至少必须满足三个条件：（%）货币政策能完全影响股票价格，即股票价格具备中介目标的可控性；（&）货币政策制定者能够准确预测股票价格的动态，即股票价格具备可测性；（5）股票价格与所有经济活动有联系，即股票价格具备相关性。显然，在现实生活中，这三个条件并不能满足。首先，在可控性方面，由于股票价格波动十分剧烈，且主要受市场参与者行为及心理预期的影响，货币政策当局很难控制。其次，在可测性方面，与商品和服务市场价格动态相比，股票价格动态更具不确定性，货币当局很难准确地预测股票价
16、格的动态及其对商品和服务价格水平的影响程度。中央银行很难准确地确定股票的市场定价在多大程度上反映了股票的基本价值，即使中央银行能大致准确地计算出股票市场的泡沫程度，他们也很难有能力对股票价格的过度偏离作出其最终结果合乎政策者意愿的反应。最后，在相关性方面，以股票价格作为货币政策中介目标默认一切经济活动都与股票市场相关，这显然夸大了股票市场的作用。虽然股票市场是国民经济的晴雨表，股票价格波动只可以作为经济景气波动的一个领先指针，对国民经济只起一定的预示作用。（三）严防信贷资金违规入市银行信贷资金与股票市场之间必须建立一种有效的联系，这种资金的沟通与流通不仅是必然的，也是正常的，关键是防止过量的信
17、贷资金流入股市，以防止金融风险。主要措施有：（%）进一步完善股票质押贷款管理办法，对质押率、平仓线等予以弹性控制；（&）对企业尤其是上市公司持有证券资产的数量实行比例限制，对其交易和投资收益加大征税力度等；（5）进一步推进利率市场化，通过利率水平的市场调节，保持间接融资和直接融资的适当比例，促使资金流动的均衡分布。参考文献：%钱小安8 资产价格变化对货币政策的影响 8 经济研究，%771 年第%期8&刘志阳8 货币政策的股市传导机制模型及实证检验 8 经济科学，&$&年第:期85高莉，樊卫东8 中国股票市场与货币政策新挑战 8 金融研究，&$%第%&期8（责任编辑：姜天鹰）:%货币政策研究33
18、 上海金融&$;年第;期 万方数据我国股票价格与不同层次货币供应量的关系分析我国股票价格与不同层次货币供应量的关系分析作者：于长秋作者单位：南开大学金融系,天津,300071刊名：上海金融英文刊名：SHANGHAI FINANCE年，卷(期)：2004(4)被引用次数：13次 参考文献(3条)参考文献(3条)1.高莉;樊卫东 中国股票市场与货币政策新挑战期刊论文-金融研究 2001(12)2.刘志阳 货币政策的股市传导机制模型及实证检验期刊论文-经济科学 2002(06)3.钱小安 资产价格变化对货币政策的影响 1998(01)引证文献(13条)引证文献(13条)1.袁肇祥 股票指数与GDP和
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