尤哲明

摘要：本文通過計量模型VAIL(向量自回歸)模型，來推斷我國貨幣政策從制定出來傳導(dǎo)至股市產(chǎn)生影響的滯后時間，并對產(chǎn)生滯后的原因進(jìn)行分析，針對時滯問題提出對策，同時對中國股票市場的建設(shè)提出自己的看法與見解。

關(guān)鍵詞：貨幣政策股票市場向量自回歸(VAIL)格蘭杰因果檢驗時滯

一、文獻(xiàn)綜述

凱恩斯在《就業(yè)、利息與貨幣通論》中認(rèn)為利率為主導(dǎo)的貨幣政策比財政政策有效，貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制是這樣一個過程：從刺激經(jīng)濟(jì)增長擴(kuò)大總需求的角度出發(fā)，貨幣政策的擴(kuò)張一過貨幣供應(yīng)量上升一利率下降一總需求以及總收入，在政策選用上，凱恩斯堅持以“相機(jī)抉擇”來調(diào)控經(jīng)濟(jì)。

隨后以托賓為代表的凱恩斯主義者運(yùn)用資產(chǎn)組合調(diào)整理論來解釋貨幣政策的傳導(dǎo)過程，O理論的傳導(dǎo)機(jī)制是：貨幣供應(yīng)上升一利率下降一股價上升一Q值(資產(chǎn)價格與資產(chǎn)重置成本之比)上升一投資擴(kuò)大。這一機(jī)制起作用的條件有三：1，貨幣政策的非中性：2，貨幣供應(yīng)量的變動或者利率的變動能夠影響到股票價格的變動：3，股票市場比較發(fā)達(dá)，

弗里德曼經(jīng)過大量的實證研究認(rèn)為。從貨幣增長率的變化到名義收入的變化需要6-9個月的時間，對物價產(chǎn)生影響要在此后6～9個月。

在國內(nèi)，巴曙松(2000)對1990-1998年這兩個時間段的貨幣政策對于經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出效應(yīng)和價格變動效應(yīng)的時滯進(jìn)行實證分析，認(rèn)為滯后期分別是7個季度和1個季度。郭菊娥(2001)應(yīng)用VAR方法分析了中國1993-1999年的季度數(shù)據(jù)，得出貨幣政策對實際GDP在短期內(nèi)具有重要的影響，從長期看其影響比較平穩(wěn)，實際貨幣供應(yīng)量對實際GDP的作用時滯為2個月。劉傳哲、聶學(xué)峰(2007)采用自回歸分布滯后模型，分析了在1993年1月到2005年6月M2、利率對上證指數(shù)的影響，得出在短期內(nèi)股價對利率有較強(qiáng)的敏感性，在長期內(nèi)貨幣供應(yīng)量對股價有影響。

國內(nèi)外學(xué)者的研究表明，關(guān)注貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的實體經(jīng)濟(jì)影響比較多，而得出的結(jié)論并不一致。從貨幣政策傳導(dǎo)至股市的效應(yīng)分析僅僅做了因果關(guān)系的分析，并未進(jìn)入深入分析。并且選用的指標(biāo)大多是根據(jù)國際上通用的一些做法，并未根據(jù)中國國情進(jìn)行調(diào)整。

二、數(shù)據(jù)說明

本文所選取的指標(biāo)，主要是上證綜指(index)。貨幣供應(yīng)量(mo)，同業(yè)拆借利率(rate)。在股指的選取中，上海市場無論從市場規(guī)模還是交易活躍程度都有更強(qiáng)的代表性，所以以上證綜指作為代表；在貨幣供應(yīng)量的選取上，由于目前我國投資股市的資金一般都來源于居民手中的現(xiàn)金及活期存款，因此用mO來表示貨幣供應(yīng)量：另一方面貨幣供應(yīng)量是貨幣政策，特別是存款準(zhǔn)備金政策傳導(dǎo)的中間目標(biāo)，與存款準(zhǔn)備金率存在著直接聯(lián)系，所以用mO來替代存款準(zhǔn)備金率；本文利率選用的是30天加權(quán)平均銀行拆借利率作為參數(shù)變量。所有數(shù)據(jù)均選用月度數(shù)據(jù)，其中股指來源于搜狐股票。貨幣供應(yīng)量與同業(yè)拆借利率來源中央人民銀行網(wǎng)站，跨度從2002年1月至2008年8月，共80組數(shù)據(jù)，其中在分析過程中將mO與index取對數(shù)記為InmO、lnindex，目的在于消除時間序列可能存在的異方差和自相關(guān)問題，方便模型的建立與檢驗。

三、實證檢驗

(一)VAP模型估計確定滯后期

VAR方法的最大優(yōu)點就是預(yù)先不設(shè)定檢驗的因變量，而是根據(jù)總體變量及其各期滯后逐個進(jìn)行回歸檢驗，并依據(jù)檢驗結(jié)果確定最終的變量關(guān)系，而本文檢驗的主要目的在于考察貨幣供給量、利率對股指的時滯效應(yīng)，即對滯后期的確定。表1顯示了包含Inindex、Inmo、rate不同滯后期數(shù)條件下所確定的各統(tǒng)計量的值，各最小值由“*”號標(biāo)示，可以看出，滯后2或4期作為模型的選擇較優(yōu)。

(二)單整檢驗

在確定滯后期的基礎(chǔ)上對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性判斷。即對各變量進(jìn)行ADF檢驗。表2中分別對原始變量與其一階差分變量進(jìn)行ADF檢驗，其中由于上證指數(shù)是在某個基期基礎(chǔ)上計算出來的數(shù)值。我們有理由對其進(jìn)行不帶截距項的ADF檢驗。由表2可以得出，Inindex、Inmo、rate均是一階單整的時間序列，記I(1)。這一結(jié)果有助于我們判斷三個變量是否存在長期的均衡關(guān)系，即可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。

(三)協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系的研究有助于分析變量之間的長期均衡關(guān)系。我們利用iohansen檢驗來判斷Inindex、Inmo、rate以及他們的一階差分是否存在協(xié)整關(guān)系。表3、表4中表明無論是跡檢驗還是最大特征值檢驗，Inindex、Inmo、rate存在長期的均衡關(guān)系。

通過協(xié)整檢驗，我們了解到三個變量存在長期的均衡關(guān)系，現(xiàn)在我們要做的是，這三個變量之間的因果關(guān)系。到底是誰影響了誰。抑或相互影響。表5表明貨幣供應(yīng)量(Inmo)與股指(Inindex)因果關(guān)系不明顯，而利率(rate)會影響股指(Inindex)，在影響股指的同時，股指(Inindex)會有一個反饋的作用，來影響利率(rate)。

四、實證結(jié)果分析以及對策

通過ADF單整檢驗、格蘭杰因果檢驗以及VAR(向量自回歸)的滯后階數(shù)判斷，我們可以得出如下結(jié)論：

(一)中國股票市場的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制。影響股市的滯后時間大約在4個月左右

這里的時滯主要指的是外部時滯，即一個政策實施到產(chǎn)生效果的時間。不包括內(nèi)部時滯是因為內(nèi)部時滯很難用指標(biāo)量化，受人為的因素干預(yù)較多。對于產(chǎn)生外部時滯的原因，我們首先應(yīng)當(dāng)認(rèn)為，基于歷史的和現(xiàn)實的理由，政策上的時滯是很難完全消除的，只能改善。至于如何改善。一方面要提高中央銀行的政策獨立性有助貨幣政策的實施，另一方面完善中國股票市場的建設(shè)以助于政策效果的顯現(xiàn)，最后在貨幣政策傳導(dǎo)的兩方之間搭建一座暢通無阻的路徑——保證信息的及時公開披露，讓市場做主，政府真正做到在市場背后進(jìn)行間接宏觀調(diào)控。

(二)貨幣政策的中間目標(biāo)利率和貨幣供應(yīng)量與股指存在著長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系

這為政府宏觀調(diào)控股市提供了實證依據(jù)。一方面，由于我國的股市并不完善，需要政策的大力扶植，如當(dāng)股市經(jīng)歷暴漲暴跌時，政府有必要對股市進(jìn)行宏觀調(diào)控。穩(wěn)定市場，堅定信心，這是政府對股市進(jìn)行調(diào)控的時機(jī)選擇問題。

另一方面是該如何調(diào)控的問題。有必要說明的是，雖然我們通過協(xié)整檢驗得到，貨幣供應(yīng)量、利率與股指存在一個協(xié)整，但在短期內(nèi)。我們通過方差檢驗得出(表6)。短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量、利率的調(diào)整對股指的波動貢獻(xiàn)非常有限，如在20萬期，貨幣供應(yīng)量對股指只貢獻(xiàn)了1.72％，利率則只有0.95％。隨著時間的推移，我們可以發(fā)現(xiàn)一個有趣的結(jié)果，貨幣供應(yīng)量對股表市場的影響是越來越大，到第10期，達(dá)到了10％，而利率的影響卻是先減少，然后再增加的一個趨勢，對這一現(xiàn)象的解釋是，通過利率來調(diào)節(jié)股票市場，是