王爽

[摘 ?要]文章基于2002年11月至2018年3月的月度數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)貨幣政策與股票市場(chǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行探究，運(yùn)用VAR模型進(jìn)行了實(shí)證研究，其中先后進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析。最后得出結(jié)論，各層次貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2與上證綜指股價(jià)存在均衡關(guān)系，不同層次的貨幣供應(yīng)量對(duì)股市的影響不同，且上證綜指是狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2和銀行間同業(yè)拆借利率的格蘭杰因。

[關(guān)鍵詞]貨幣政策;股票市場(chǎng);VAR模型;脈沖響應(yīng)

[DOI] 10.13939/j.cnki.zgsc.2019.08

1 ?背景

近年來(lái)，股市下行趨勢(shì)明顯，千股跌停的場(chǎng)景頻頻上演，對(duì)于證監(jiān)會(huì)提出的“堅(jiān)決防止股市大起大落、大漲大跌”這一目標(biāo)，特別是如何防止股市“大落、大跌”，監(jiān)管層顯然需要完善相關(guān)的規(guī)則和制度，同時(shí)充分發(fā)揮好宏觀調(diào)控對(duì)股市的影響作用，使得股市能夠健康、有序、平穩(wěn)的運(yùn)行。

貨幣供應(yīng)量和利率作為國(guó)家宏觀調(diào)控的重要手段，研究它們與股票價(jià)格指數(shù)的關(guān)系，不僅有益于對(duì)股票價(jià)格指數(shù)進(jìn)行合理的預(yù)測(cè)，也有助于深入了解國(guó)家的宏觀調(diào)控對(duì)股票市場(chǎng)運(yùn)行的具體影響程度，以及對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行的影響。研究貨幣政策對(duì)于中國(guó)股市的影響，即貨幣政策在股市中的傳導(dǎo)機(jī)制，對(duì)于央行制定貨幣政策進(jìn)行宏觀調(diào)控具有重要的指導(dǎo)意義。本文將使用貨幣供應(yīng)量M0，M1和M2以及銀行間同業(yè)拆借利率代表主要貨幣政策，使用上證綜合指數(shù)代表A股市場(chǎng)的波動(dòng)，通過(guò)計(jì)量模型對(duì)貨幣政策與股市的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

2 ?文獻(xiàn)綜述

Friedman（1988）的研究表明，美國(guó)股票價(jià)格的趨勢(shì)與波動(dòng)可以由貨幣供應(yīng)量部分解釋。Rigobon（2003）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)股指與短期利率存在較為顯著的負(fù)相關(guān)。胡璨璨和劉恭懿（2013）建立VAR模型，通過(guò)協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)等進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)M0、M1、M2對(duì)股市影響程度不同。

3 ?實(shí)證分析

本文就貨幣政策對(duì)股票價(jià)格指數(shù)影響這一問(wèn)題，在借鑒國(guó)內(nèi)外已有研究成果的基礎(chǔ)上，通過(guò)建立VAR模型，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析等檢驗(yàn)方法，分析貨幣政策對(duì)股市價(jià)格指數(shù)的影響。

3.1 ?貨幣供應(yīng)量與股市

3.1.1 ?指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取的貨幣供給量指標(biāo)為M0、M1和M2的月度數(shù)據(jù)。選用上證綜指月度收盤(pán)價(jià)作為股市價(jià)格指數(shù)，用SI來(lái)表示。為減小異方差，分別對(duì)四個(gè)變量取對(duì)數(shù)。樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間區(qū)間為2002年11月至2018年3月，共185個(gè)月。本文所使用的貨幣供給量數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，股票價(jià)格指數(shù)的收盤(pán)價(jià)數(shù)據(jù)來(lái)源于同花順數(shù)據(jù)庫(kù)。

3.1.2 ?單位根檢驗(yàn)

首先，采用 ADF 單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2和上證綜指SI在1%、5%和10%的顯著性水平下，原假設(shè)都不能被拒絕，因此需要對(duì)原變量進(jìn)行差分處理。對(duì)原變量進(jìn)行一階差分處理之后，在5%的顯著性水平下，可以拒絕原假設(shè)，得到一階差分平穩(wěn)序列，即M0～I(xiàn)（1），M1～I(xiàn)（1），M2～I(xiàn)（1），SI～I(xiàn)（1）。

3.1.3 ?協(xié)整檢驗(yàn)

本文對(duì)M0、M1、M2分別與SI進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示這些變量都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。本文采用EG兩步法，對(duì)M0與SI、M1與SI、M2與SI分別進(jìn)行OLS回歸，提取各回歸模型殘差序列并進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果在5%的顯著性水平下，M0與SI回歸后的殘差序列為 I（0） 過(guò)程，在10%的顯著性水平下，M1與SI、M2與SI回歸后的殘差序列為 I（0） 過(guò)程。因此，可以認(rèn)為貨幣供應(yīng)量各層次指標(biāo)與上證綜指價(jià)格之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3.1.4 ?VAR模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)

本文旨在建立VAR模型后，通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)圖分析變量間的關(guān)系。在確定最優(yōu)滯后階數(shù)的過(guò)程中，以下采用AIC、SC、LR、FPE、HQ五個(gè)評(píng)價(jià)準(zhǔn)則綜合確定。

（1）M0與SI

在對(duì)M0和SI進(jìn)行VAR模型構(gòu)建時(shí)，在滯后5期時(shí)，五個(gè)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)有三個(gè)最優(yōu)，因此滯后期選擇5期。進(jìn)行回歸后對(duì)VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，該VAR模型的特征根值都大于1，表示該模型符合平穩(wěn)性要求。格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，M0對(duì)于SI存在一定的解釋效應(yīng)，反之則沒(méi)有。從脈沖響應(yīng)圖可以觀察到，本期給予SI來(lái)自M0的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，SI的正向反應(yīng)在本期就開(kāi)始顯現(xiàn)，在之后的幾期逐漸增大，且在第十期達(dá)到最大，之后正向沖擊慢慢減小，但衰減速度很慢。說(shuō)明流通中現(xiàn)金M0對(duì)上證綜指的沖擊為正向沖擊，且持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)。

（2）M1與SI

在對(duì)M1和SI進(jìn)行VAR模型構(gòu)建時(shí)，在滯后5期時(shí)，五個(gè)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)中三個(gè)最優(yōu)，因此滯后期選擇5期。進(jìn)行回歸后對(duì)VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，該VAR模型的特征根值都大于1，表示該模型符合平穩(wěn)性要求。格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示M1與SI之間存在一定程度上的雙向因果關(guān)系，其中SI對(duì)M1的影響更為顯著。從脈沖響應(yīng)圖可以觀察到，在本期對(duì)SI施加來(lái)自M1的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，負(fù)向脈沖響應(yīng)馬上出現(xiàn)，但在第二期反轉(zhuǎn)為正向，第五期達(dá)到最大，第十期以后脈沖響應(yīng)逐漸減小。說(shuō)明狹義貨幣供應(yīng)量M1對(duì)上證綜指的沖擊以正向沖擊為主，持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)，衰減較為緩慢。

（3）M2與SI

在對(duì)M2和SI進(jìn)行VAR模型構(gòu)建時(shí)，在滯后6期時(shí)，五個(gè)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)有四個(gè)最優(yōu)，因此滯后期選擇6期。進(jìn)行回歸后對(duì)VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，該VAR模型的特征根值都大于1，表示該模型符合平穩(wěn)性要求。格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示M2對(duì)SI沒(méi)有顯著的影響，但反過(guò)來(lái)，SI對(duì)M2的影響較為顯著。

3.2 ?利率與股市

利率指標(biāo)為全國(guó)銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率月度數(shù)據(jù)，用IR表示。股市價(jià)格指數(shù)選用取對(duì)數(shù)后的上證綜合指數(shù)月度收盤(pán)價(jià)，用SI來(lái)表示。樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間區(qū)間為2002年11月至2018年3月，共185個(gè)月。銀行間同業(yè)拆借利率數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，股票指數(shù)的收盤(pán)價(jià)數(shù)據(jù)均來(lái)源于同花順數(shù)據(jù)庫(kù)。

ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，利率IR在5%和10%的顯著性水平下，原假設(shè)都能被拒絕，因此原變量是平穩(wěn)的。SI經(jīng)過(guò)一階差分處理之后，可以拒絕原假設(shè)，因此IR～I(xiàn)（0），SI～I(xiàn)（1）。

在對(duì)IR和SI進(jìn)行VAR模型構(gòu)建時(shí)，在滯后3階時(shí)，五個(gè)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)有三個(gè)最優(yōu)，因此滯后階數(shù)選擇3階。進(jìn)行回歸后對(duì)VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，該VAR模型的特征根值都大于1，表示該模型符合平穩(wěn)性要求。格蘭杰因果檢驗(yàn)顯示，利率不是SI的格蘭杰因，而反過(guò)來(lái)SI是利率的格蘭杰因。

4 ?結(jié)論與政策指導(dǎo)

長(zhǎng)期來(lái)看，各層次貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2與上證綜指股價(jià)存在均衡關(guān)系，且不同層次的貨幣供應(yīng)量對(duì)股市的影響不同。由于貨幣供應(yīng)量增加，人們持有資金數(shù)增加，更多的貨幣資金便會(huì)進(jìn)入資本市場(chǎng)，從而推動(dòng)股市價(jià)格的上漲。

各層次貨幣供應(yīng)量與股指的格蘭杰因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)圖顯示，M0和M1會(huì)對(duì)SI施加比較顯著的影響，并且顯現(xiàn)出很明顯的、長(zhǎng)期的正向影響。而M2和利率對(duì)SI沒(méi)有非常明顯的影響。

本文還發(fā)現(xiàn)上證綜指是狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2和銀行間同業(yè)拆借利率的格蘭杰因。并且脈沖響應(yīng)圖顯示對(duì)上證綜指施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，狹義貨幣供應(yīng)量M1、廣義貨幣供應(yīng)量M2都顯示了正向的反應(yīng)，而銀行間同業(yè)拆借利率顯示了負(fù)向的反應(yīng)。這與傳統(tǒng)理論所預(yù)期的貨幣供應(yīng)量與股指同向變動(dòng)，利率和股指方向變動(dòng)的結(jié)論基本一致。

參考文獻(xiàn)：

[1]M D HAYFORD，A G MALLIARIS. Monetary Policy and the Stock Market [J].Journal of Economic Asymmetries，2005，2（1）：25-39.

[2]中國(guó)人民銀行研究局課題組.中國(guó)股票市場(chǎng)發(fā)展與貨幣政策完善[J].金融研究，2002（4）.

[3]王春麗，江晶.中國(guó)股市波動(dòng)與貨幣政策反應(yīng)[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014（5）.