(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院　湖北　武漢　430072)

一、引言

我國股票市場經(jīng)過二十多年的發(fā)展，無論是規(guī)模還是質(zhì)量都得到了空前發(fā)展，股票市場制度也逐步完善，并逐漸與整個經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制相適應(yīng)。股票市場的壯大為各經(jīng)濟(jì)主體的直接融資提供了不可或缺功能支撐，在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中發(fā)揮著重要作用。然而從以往研究的結(jié)果上看，股票市場作為貨幣政策傳導(dǎo)渠道的效率并不高，并沒有發(fā)揮其應(yīng)有的作用，這與我國股票市場還存在一些缺陷有關(guān)。但隨著我國股票市值的不斷健全，股票市場配置資源的有效性正不斷增強(qiáng)，因此將貨幣政策與股票市場的關(guān)聯(lián)性梳理清楚是有必要的。

二、理論回顧

西方經(jīng)濟(jì)學(xué)著眼與股票市場作為貨幣政策的傳導(dǎo)渠道所發(fā)揮的作用和相關(guān)機(jī)制進(jìn)行了研究，并行成了較為系統(tǒng)的理論學(xué)說，按照傳導(dǎo)的渠道不同主要有：(1)托賓q效應(yīng)。q為企業(yè)市場價值與企業(yè)當(dāng)期重置成本的比例，當(dāng)q大于1，企業(yè)的市場價值高于重置成本，新的廠房和設(shè)備更便宜，企業(yè)必然會發(fā)行新的股票，擴(kuò)張新的投資，從而增加產(chǎn)出，而q小于1時，企業(yè)的市場價值低于重置成本，企業(yè)更愿意通過收購進(jìn)行擴(kuò)張，總投資沒有增加，也不會對總產(chǎn)出有影響。(2)流動性效應(yīng)理論。消費(fèi)者一般持有短期債券，存款等流動性高的金融資產(chǎn)和其他耐用消費(fèi)品等不易變現(xiàn)的實物資產(chǎn)，在消費(fèi)者預(yù)期收入下降時，流動性效應(yīng)會使他們更少的持有不易變現(xiàn)的實物資產(chǎn)，并更多的持有交易性金融資產(chǎn)，所以擴(kuò)張性的貨幣政策刺激股價上升，使得消費(fèi)者持有的股票等金融資產(chǎn)的市場價值大幅增加，消費(fèi)者感到財務(wù)收支困難的概率減小，便會同時增加耐用品和住房支出，拉動社會總需求和產(chǎn)出的擴(kuò)大。(3)資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)。企業(yè)股票價格的變化會引起企業(yè)凈值的變化，所以企業(yè)凈值的變化會影響企業(yè)從銀行獲得抵押貸款的能力，進(jìn)而影響其利用間接融資進(jìn)行投資的能力和愿望。當(dāng)擴(kuò)張性貨幣政策導(dǎo)致股票價格上升時，企業(yè)投資的能力和愿望增強(qiáng)，增加了企業(yè)投資，而且具有乘數(shù)效應(yīng)。從而增加總需求與總產(chǎn)出。

總的來說貨幣政策在股票市場的傳導(dǎo)分為兩個過程，第一個過程是貨幣政策通過利率和貨幣供應(yīng)量來影響股票價格，其中利率改變了投資者對股票的估值，貨幣供應(yīng)量通過投資者資產(chǎn)組合的改變影響股票價格。第二個過程是通過股票市場對貨幣市場的反應(yīng)來實現(xiàn)貨幣政策的目標(biāo)?？紤]到我國利率尚未市場化，貨幣政策主要通過調(diào)控信貸規(guī)模影響貨幣供應(yīng)量，下面通過實證分析說明我國貨幣供應(yīng)量和股票市場的關(guān)系。

三、實證分析

(一)變量與數(shù)據(jù)選取

貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)選取M0，M1，M2作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，其中M0=流通中現(xiàn)金，指銀行體系以外各個單位的庫存現(xiàn)金和居民的手持現(xiàn)金之和；M1=M0+單位在銀行的活期存款；

M2=M1+在銀行的定期存款和城鄉(xiāng)居民個人在銀行的各項儲蓄存款以及證券客戶保證金。原始變量分別記做M0，M1，M2。

股票市場指標(biāo)選取代表性強(qiáng)，影響力大的上證綜合指數(shù)，原始變量記做SHINDEX。

選取2004年1月到2015年6月M0，M1，M2的月度數(shù)據(jù)以及上證綜合指數(shù)月收盤點位，共114組數(shù)據(jù)。貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)來自中國人民銀行網(wǎng)站貨幣概況，上證綜合指數(shù)數(shù)據(jù)來自國泰君安網(wǎng)站，所有變量和模型均采用計量軟件Eviws7.2進(jìn)行處理和檢驗。

(二)單位根檢驗

接著選擇含截距項；最后選擇同時不含截距項和時間趨勢項；假如仍無法顯示平穩(wěn)性則必須對各變量的一階差分按照上述順序采取單位根檢驗，直到出現(xiàn)平穩(wěn)性為止。

得出結(jié)論為M0，M1，M2，SHINDEX均不平穩(wěn)，再創(chuàng)建它們的一階差分序列，分別記為DM0，DM1，DM2，DSHINDEX，均通過ADF單位根檢驗。

表1　ADF檢驗結(jié)果

(三)協(xié)整檢驗

M0，M1，M2，SHIDEX同階，都是一階單整時間序列因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗，首先用被解釋變量SHINDEX分別對解釋變量M0，M1，M2進(jìn)行最小二乘回歸，在對殘差序列進(jìn)行單位根檢驗。

1.先建立計量模型

(1)SHINDEX=1783.239+0.018439M0+ε1

表2　SHINDEX與M0的回歸結(jié)果

(2)SHINDEX=1856.304+0.003117M1+ε2

表3　SHINDEX與M1的回歸結(jié)果

(3)SHINDEX=2039.255+0.000720M2+ε3

表4　SHINDEX與M2的回歸結(jié)果

2.對協(xié)整方程殘差序列ε1，ε2，ε3進(jìn)行單位根檢驗結(jié)果表明協(xié)整方程(1)的原始?xì)埐钚蛄型ㄟ^單位根檢驗，M0與SHINDEX存在協(xié)整關(guān)系。在5%的顯著水平下，方程(2)，(3)的原始?xì)埐钗赐ㄟ^單位根檢驗，M1，M2與SHINDEX不存在明顯的協(xié)整關(guān)系，但在10%的顯著水平下M1，M2與SHINDEX存在協(xié)整關(guān)系。

因此得到如下結(jié)論(1)M1，M2與SHINDEX均不存在明顯的長期均衡關(guān)系。(2)M0與SHINDEX存在長期均衡關(guān)系關(guān)系。

(四)格蘭杰因果檢驗

假如變量不平穩(wěn)，則必須是協(xié)整的。這里放寬條件取顯著性水平為10%，那么SHINDEX與M0，M1，M2是協(xié)整的，可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。DSHINDEX，DM0，DM1，DM2均平穩(wěn)因此也可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。

表5　格蘭杰因果檢驗結(jié)果

NullHypothesis：ObsF-StatisticProb．DM0doesnotGrangerCauseDSHINDEX1111．083490．3421DSHINDEXdoesnotGrangerCauseDM00．169810．8441DM1doesnotGrangerCauseDSHINDEX1110．144230．8659DSHINDEXdoesnotGrangerCauseDM12．349380．1004DM2doesnotGrangerCauseDSHINDEX1110．463350．6304DSHINDEXdoesnotGrangerCauseDM20．150010．8609

結(jié)果表明(1)M0，M1，M2不是SHINDEX的格蘭杰原因，SHINDEX不是M0，M2的格蘭杰原因，在5%的顯著水平下SHINDEX 不是M1格蘭杰原因，但在10%的顯著水平下SHINDEX是M1的格蘭杰原因。(2)DM0，DM1，DM2不是DSHINDEX的格蘭杰原因，DSHINDEX不是DM0，DM1，DM2的格蘭杰原因。注意到DSHINDEX與DM1的P值接近0.1，說明上證指數(shù)的變化對M1的變化有微弱影響。

考慮到可能DSHINDEX，與DM0，DM1，DM2數(shù)值上的差異較大，下面創(chuàng)建新序列RSHINDEX RM0 RM1 RM2進(jìn)行分析。其中RSHINDEX=DSHINDEX/SHINDEX(-1)，RM0=DM0/M0(-1)，RM1=DM1/M1(-1)，RM2=DM2/M2(-1)。

(五)RSHINDEX，RM0，RM1，RM2的分析

1.平穩(wěn)性檢驗

取滯后期為2，對RSHIDEX，RM0 RM1，RM2 進(jìn)行ADF單位根檢驗，由表6可知RSHINDEX，RM0，RM1，RM2是平穩(wěn)的。

表6　RSHINDEX RM0 RM1 RM2的ADF檢驗結(jié)果

2.格蘭杰因果檢驗

RSHINDEX，RM0，RM1，RM2是平穩(wěn)的，因此對其進(jìn)行格蘭杰因果檢驗結(jié)果見下表

表7 RSHINDEX，RM0，RM1，RM2的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

NullHypothesis：ObsF-StatisticProb．RM0doesnotGrangerCauseRSHINDEX1111．191450．3078RSHINDEXdoesnotGrangerCauseRM01．825310．1662RM1doesnotGrangerCauseRSHINDEX1110．591280．5554RSHINDEXdoesnotGrangerCauseRM15．630740．0047RM2doesnotGrangerCauseRSHINDEX1111．387550．2542RSHINDEXdoesnotGrangerCauseRM20．008090．9919

得到的結(jié)果很明顯，只有RSHIDEX是RM1的格蘭杰原因，RSHINDEX不是RM0，RM2的格蘭杰原因，RM0，RM1，RM2不是RSHINDEX的格蘭杰原型，這表明上證指數(shù)的變化率對M1的變化率有一定影響。

通過協(xié)整檢驗，格蘭杰因果檢驗，對結(jié)果分析得到以下結(jié)論(1)M0與SHINDEX存在協(xié)整關(guān)系，與M1，M2存在不太明顯的協(xié)整關(guān)系，說明M0與SHINDEX存在長期均衡關(guān)系，M1，M2與SHINDEX存在一定的長期均衡關(guān)系。(2)在10%的顯著水平下SHINDEX是M1的格蘭杰原因，RSHINDEX是RM1的格蘭杰原因。無論在存量還是增量上SHINDEX對M1均存在一定影響。而M0，M1，M2不是SHINDEX的格蘭杰原因，DM0，DM1，DM2也不是DSHINDEX的格蘭杰原因，貨幣供應(yīng)量的的變化對股票價格的影響是微弱的。

以上實證結(jié)論這反應(yīng)了股票市場作為貨幣政策傳導(dǎo)中介仍沒有發(fā)揮其應(yīng)有的作用，股票市場對貨幣政策的反應(yīng)并不明顯，這與我國股票市場的缺陷以及投資者不夠成熟等許多因素有關(guān)。

四、總結(jié)

雖然我國股票市場正在逐步的壯大，但仍然存在股票市場規(guī)模偏小，市場結(jié)構(gòu)不合理等問題，導(dǎo)致股票市場無法發(fā)揮對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)有的支撐和促進(jìn)作用。我國股票市場的參與者主要是機(jī)構(gòu)投資者，信息的不對稱和投資者不夠成熟，導(dǎo)致了收益流向較高投資水平的機(jī)構(gòu)投資者手中并滯留與股市循環(huán)投資而很少退出進(jìn)入消費(fèi)或者投資領(lǐng)域，貨幣政策很難通過財富效應(yīng)的方式在股票市場有效的傳導(dǎo)。我國股票市場的投機(jī)氛圍依舊嚴(yán)重，大多數(shù)投資者并不把股票作為一項投資工具，因此在貨幣供應(yīng)量變化后并沒有引起股票需求的變化從而改變股票價格，投資者僅僅把股票作為一項投機(jī)工具。

因此，我國股票市場在未來的運(yùn)行和發(fā)展中，需要進(jìn)一步在制度和市場結(jié)構(gòu)上加以完善，逐步提高市場要素對政策信息的敏感度，如穩(wěn)妥推動利率市場化改革，提高股票市場對貨幣政策的反應(yīng)彈性。逐步擴(kuò)大股票市場規(guī)模，加強(qiáng)監(jiān)管和信息披露，為投資者創(chuàng)造一個健康的投資環(huán)境，吸引更多的非機(jī)構(gòu)投資者，使股票市場獲取的收益流入消費(fèi)和投資等領(lǐng)域，推動國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展，實現(xiàn)貨幣政策最終目標(biāo)。

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