计量经济学课程论文
指导老师：鲁万波
小组成员：蒋志刚 李淑娟 孟艳艳
雷 伟 陈 晓 廖石磊
我国货币供应量与股票价格的关系实证研究
摘要：本文使用1993年到2004年的年度数据和2000年1月到2005年9月的月度数据对我国货币供应量与股票价格的关系进行了实证研究。研究中主要使用了一些计量经济学的方法。通过年度数据研究，我们发现狭义货币供应量和流通中现金增量的增幅与上海、深圳综合指数的涨跌都是基本同步的，但是它们之间的相关关系并不显著。随后我们在月度数据的进一步研究中只得到股价对流通中现钞有影响的结论，而对于年度数据研究中得到的正面结论没有找到有力的证据，说明利用货币供应量的信息来预测股价变动有可能是不可靠的。
关键字：货币供应量 股票价格 协整检验 因果关系检验
一、引言
股票市场具有优化配置社会资源,提高资金融通效率,准确揭示价格信息,反应宏观经济态势等功能,是宏观经济的晴雨表。同时,股票市场还是货币政策信号的重要传导媒介,对货币政策的影响越来越深刻,因此使得近年来许多西方国家的中央银行对其货币政策加以适当调整,关于是否应该将股市价格纳入货币政策框架的争论也日益多了起来。
与国外相比,我国的股票市场还是一个新兴市场,发展历史短,但发展速度较快。由于与货币市场长期处于分割状态,我国股票市场对货币政策的影响未给予充分的重视。随着我国资本市场规模的日益扩大和越来越多的居民投资于股市,股票市场的价格波动对货币政策的影响越来越引起学者关注。尤其是1996年以来,尽管我国货币供应增长速度加快,但经济增长却不见效果。而与此形成鲜明对比的是,我国以股票综合指数为主要代表的股市价格却呈迅猛增长态势.实体经济与虚拟经济明显冷热不均。因此，股票市场价格波动对货币政策的影响值得深入研究。由于货币供应量是我国货币政策的重要中介目标，分析股市价格波动与货币供应量的关系对于研究我国货币政策具有重要的现实意义。
从理论上看，货币供应量的变化会通过一定的传导机制影响到股票价格。从利率的角度来看，随着货币供应量的增加，利率水平会随之下降，引发更多的投资支出。投资支出的增加创造出更多的家庭收入，因而引起消费支出的增加。后者通过乘数的作用又导致了更高的产出和随之而来的更大的公司利润。公司利润的提高又刺激股票购买，从而促使股票价格的提高。而且股票的价格等于按利率贴现的预期收益流量，它与利率成反比，这样也会提高股票的预期收益的现值，从而进一步促进股票价格的上涨。从流动性方面来看，如果中央银行以快于正常速度增加货币供应量时，公众会发现自己手中持有的现金多于日常交易所需，于是他们会调整资产构成，把其中多余的一部分用来购买金融资产，包括股票。既然股票供应量多少是固定的（尤其是短期内），那么这些增加的需求就会促使其价格上升，使股票价格的平均水平上涨。反之则反之。 从实际情况来看，股票市场发展所带来的资金流动的不稳定性已经在影响央行货币供应量指标的真实性。在股市一级市场上,申购一次新发行股票曾经要冻结资金上千亿元。进出股市资金量如此庞大,造成货币流通速度的不稳定。目前,商业银行为了给股票发行和交易结算提供各种便利,与证券公司签署居民活期储蓄存款可以方便地进出股市(银证通),机构的活期存款也可以利用对公支票转账系统方便地进出股市。这种大量资金流入流出股票市场直接影响货币供应量统计数据的全面性,影响央行通过对整个社会货币供给状况的分析来判断经济增长和物价水平。如果把股票保证金计入货币供应中,对货币供应量统计影响很大。如2000年, 增长率为%,如果计入这块资金, 实际增幅达14%。此外,由于国内资本市场发展迅速,通过银行间接融资的比重逐渐在下降,客观上存在着广义货币增长率逐渐下降的趋势。这充分说明,经济的发展和金融市场出现的结构性变化,使广义货币反映货币实际供求状况的能力有所削弱。
综上所述，研究我国货币供应量与股市价格之间的关系，无论从理论上说，还是在现实经济中，都有其必要性。下面我们将从实证角度对其进行分析。
论文将分四部分进行，第二部分是国内外文献的简单回顾，第三部分将分年度和月度对我们收集的数据进行实证研究，第四部分是文章总的结论。
二、文献回顾
目前，对股票价格与货币供应量的关系，许多经济学家都有所论述。集中起来，两者之间的关系表现在两个方面，一是两者之间有无关系，如果有的话，那么是正相关还是负相关关系；二是股票价格变化与货币供应量变化谁先谁后，即谁为因谁为果。
（一）、国外研究和台湾地区
.洛里和.汉密尔顿在其合著的《股票市场》一书中利用美国1918—1970年的资料证明货币供应与股票价格之间也是存在着密切的关系。
Nozar Hashemzadeh和Philip Yaylor利用1980年1月到 1986年7月每周的资料，用标准·普尔500指数和m[,1]作为货币供给， 用联储贴现率和美国国库券利率作为利率指标，经过统计检验，得出结论，认为股价与货币供应之间存在双向的因果关系，而股价与利率之间的关系不明显。
Cramer(1986)、Riedman(1988)、Rhwartz(1992)等人的研究结果表明，美国的货币供应量可以用来解释股票价格的变动。
Huang（1994）研究发现，东京股票市场的股价与货币供应量之间存在着正相关关系。
Mookerjee和Yu（1999）使用协整分析和Granger因果关系分析检验了新加坡股票价格和各种宏观经济变量的关系，其结果显示股价和货币供应量之间存在长期的协整关系，并且股价变动领先于货币供应量。
（二）、国内研究
虽然上述国外学者对货币供应量和股市价格的关系做了许多实证研究。但国外研究大多以发达国家的市场为研究对象。众所周知，我国股票市场还是一个新兴市场，目前的深沪股指在反映整体股票价格方面存在一定的失真性和片面性，因此，用此股指与国民经济、货币政策指标相比得出的结论肯定也存在一定的失真性和片面性；对于中国的货币政策来说，股票市场的股指显示出了一定的不可控性、不可测性和弱相关性。因此,国外的研究结果对我国股市可能仅有参考意义,我国学者还很有必要对我国货币供应量和股市价格关系这一课题进行深入研究。
钱小安(1998)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1994年3月—1997年6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(2002)在钱小安(1998)研究的基础上，依然采用静态回归的方法，将样本区间改为1997年6月—2002年6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。基于此，其他的学者对此进行了改进。
李红艳、江涛 (2000) 检验了 1993 年 1 月到 1999 年 8月之间货币供应量和股市价格之间的关系。研究结果表明，90 年代中国股票市场价格与货币供应量之间存在长期均衡的协整关系，两者的因果关系中，股市价格主要处于因方地位，货币供应量主要处于果方地位，且股票价格对不同层次的货币供应量影响不同,对非现金层次的影响要比现金层次的影响大。
周英章、孙崎岖(2002) 以 1993 年 1 月到 2001 年 4 月为样本区间，研究了不同层次货币供应量、、与上交所 A 股指数波动之间的关系。他们运用协整和格兰杰因果关系检验、预测方差分解等时间序列方法对中国股市价格波动与货币供应量之间的关系进行了实证研究。研究结果表明：从长期来看，股市价格和货币供应量二者在统计上是高度相关的。就两者的相互作用而言，股市价格占主导地位，对货币供应量的影响比较显著，而货币供应量对股市价格的推动作用则相对较弱。股价对货币供应量的影响效果各不相同，对影响最大，对影响次之 ,对影响最小。可以看出，该研究结果与李红艳、江涛 (2000) 的结论基本相同。
李文军 (2002) 对货币政策和股市的互动关系进行了研究。他主要考察1995年第二季度到2002 年第一季度的样本区间，选取货币供应量和利率作为货币政策的衡量指标。通过 Granger 因果分析，他发现我国的货币供应量对股指的波动会产生一定的影响，而股指的波动也反过来对货币供应量产生影响，货币政策和股市之间存在一定的互动关系。
谢平 (2002) 为首的中国人民银行课题组认为股票市场已成为我国货币政策传导的重要渠道之一, 反映货币实际供求状况的能力有所削弱, 因此,中央银行的货币政策操作应关注股价格的波动,但不能把它作为货币政策决策的决定因素。
易纲、王召 (2002) 认为货币政策对资产价格 (特别是股票价格) 有影响，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且在一定意义上还取决于股市。
孙华妤、马跃 (2003) 应用动态滚动式的 VAR 方法 ,对1993 年 10 月到2002 年 6 月的数据进行了分析，他们发现所有的货币供应量对股市都没有影响。
李胜利（2003）以1997年1月—2002年10月为样本区间，研究了不同层次货币供应量、 和 与上证综合指数（SZZZ）之间的关系。研究结果表明：（1）我国的各层次货币供应量和证券市场价格存在着长期的协整关系。但是，上证综合指数和货币供应量之间存在着反方向关系，这有悖于一般的理论。（2）证券市场价格可以用货币供应量和来解释，这符合一般的理论。（3）不是引起证券市场价格变化的原因。（4）所有层次上的货币供应量都不能用证券市场价格来解释。
于长秋（2004）以1995年第一季度—2003年第一季度为样本区间，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。研究结果表明：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。
刘火晃松（2004）通过对1991-2003年的年度数据和1995年1月到2003年8月月度数据的实证分析发现：(1) 从年度来讲, 货币供应量对股市有重大影响。(2)货币供应量与股市价格之间并不存在长期的协整关系, 但的变化对股市价格的变化有明显的影响,股市价格的变化对的变化有明显的影响。
三、实证研究
（一）数据来源说明
本文所采用数据来自各年的《中国金融统计年鉴》，《中国证券期货统计年鉴》，深圳证券交易所和上海证券交易所以及中国人民银行的官方网站。在本文中，用于年度和月度研究的数据的起始时间是不同的。所有计算都是通过软件完成的。
（二）年度数据研究
由于货币供应量的数据在统计时从1993年起改为了银行概览口径，因此我们的分析采用的是1993年到2004年的年度数据。其中=流通中现钞，= +企业单位活期存款+农村存款+机关团体部队存款，= +企业单位定期存款+自筹基本建设存款+个人储蓄存款+其他存款。
为了验证刘火晃松（2004）通过选择上证指数的年度数据进行研究得到的结论，我们在年度数据中加入深圳指数和2004年的数据，根据他的方法进行了计算。计算结果见表1。
表1
1995年以来货币供应量的增加量的增幅与股指的涨跌幅
rd（%）
rd（%）
rd（%）
r（%）
r（%）
1995年
1996年
1997年
1998年
1999年
2000年
2001年
2002年
2003年
2004年
表中的rd, rd, rd表示的是各层次货币供应量的增加量的增幅，计算方法是先对货币供应量序列做一阶差分，然后对一阶差分序列d,d,d（d的经济意义是每年金融机构的货币净投放量）按照公式
rd=d/d (-1)-1,rd=d/d (-1)-1,rd=d/d (-1)-1计算即可得到表中数据。r, r分别代表的是上证指数和深圳指数的涨跌幅。r, r是按照公式r=/ (-1)-1,r=/ (-1)-1计算的。由于计算方法的原因损失了1993、1994两年的数据。
由计算结果我们可以看到，在10年中，的增加量的增幅与上证指数和深圳指数的涨跌都是有5年是同步，5年不同步。的增加量的增幅与上证指数基本上是同步的，2002年除外；的增加量的增幅与深圳指数也基本上是同步涨跌的，2002年和2003年除外。的增加量的增幅与上证指数涨跌基本同步，2000年2002年除外；与深圳指数基本也是同步的，2000、2002和2003年除外。总的来说，、的增量的增幅与上证指数和深圳指数的涨跌基本上是同步的，同步率（同步年数/总年数）方面上证指数稍强，也许表明、与上证指数的相关性更强。下面我们通过计算上述变量间的相关系数来分析。计算结果见表2。
表2 相关系数矩阵
RD
RD
RD
R
R
RD
1
RD
1
RD
1
R
1
R
1
从计算结果也可以看到，、增量的增幅与上证指数涨跌的相关性确实比与深圳指数涨跌的相关性更强。但是我们也看到，rd和rd与ry1和ry2之间的相关性并不明显，最高的相关系数才左右。这与刘火晃松得到的数据是不同的，原因大概在于我们在计算过程中损失的1993和1994年两年的数据。
由上面的简单分析我们可以看到：、的增量的增幅与上证指数和深圳指数的涨跌基本上是同步的（同步率达70%以上），这说明货币供应增加幅度的升降与股价涨跌之间存在某种同步的趋势，这个结论，一可以用来预测股价，二可以为货币政策制定当局调节宏观经济提供一个新的手段或者说一个新的制订政策的思路。但是另一方面，我们注意到，、增量的增幅与上证指数和深圳指数的涨跌之间的相关性不是很强，这样的话，上面的结论还有效吗？这是我们下一步要解决的问题。
由于年度数据样本容量不够大，下面我们将采用月度数据进行更为深入的实证研究。具体采用的方法有单位根检验、协整检验和Granger因果检验。为了不重复其他研究者的工作，我们的采用了以下差异化的方法：一是选择与以前不同的样本区间，另外增加最新的统计数据；二是扩展研究空间，对深圳和上海两个市场的数据都进行了验证，其他多数学者要么针对深圳市场，要么针对上海市场进行研究；三市采用多种不同的角度对数据进行描述和研究。
（三）月度数据研究
月度数据的样本区间为2000年1月到2005年9月。之所以选择这段时间，一是因为我们只找到2000年1月以后的月度货币供应量数据，二是出于我们打算用新数据对过去研究结论进行验证的考虑。另外，由于2001年9月和11月的货币供应量数据缺失，因此我们相应剔除了这两个月的股价指数的数据，最后，样本个数为67个。文中所指股价指数具体是指深圳和上海股市的综合指数（收盘价）。研究中为消除异方差的影响，对数据进行了对数化处理，这样处理是有实际经济意义的。我们用代表上证综合指数，代表深圳综合指数，代表狭义货币供应量，代表流通中现钞。
1、平稳性检验
我们采用扩展的笛克-富勒检验（Augmented Dickey-Fuller Test），即ADF检验，分别对LN，LN， LN，LN及其一阶差分进行单位根检验。检验结果如表3。
表3
各变量序列ADF检验结果
变量
ADF值
一阶差分ADF值
1%临界值
5%临界值
10%临界值
Ln
()
()
()
Ln
()
()
()
Ln
()
()
()
Ln
()
()
()
注：括号内的数字为一阶差分的ADF临界值。
检验结果表明，LN、LN存在单位根，为非平稳序列; LN和 LN通过了检验，为平稳序列。所有变量的一阶差分都通过了平稳性检验，为平稳序列。
2、协整检验
协整性检验是一种验证变量之间是否存在长期稳定关系的方法。由于LN、LN没有通过单位根检验，但他们的一阶差分序列是平稳的，所以下面我们对他们的协整性进行检验。检验结果见表4。
从检验结果我们可以看到，LN和LN没有通过了协整性检验，说明它们之间不存在协整关系。
表4
变量间协整关系检验结果
关系
残差序列ADF值
1%临界值
5%临界值
10%临界值
LN- LN
3、因果关系检验
大部分学者通过研究上海指数的信息得到一个基本一致的结论，即自1995年1月以来，上海股市是一个弱有效的市场。靠其自身的历史价格信息是无法预测其未来价格走势的。那么，利用货币供应量的信息是否有助于提高对股市的预测能力呢? 刘火晃松研究后得到结论：利用的信息确实可以增强对股市的预测能力。我们的样本中和上证指数没有通过协整检验，因此不能验证他的结论，也不能验证LN与LN、LN之间的因果关系。但是在我们引进2004年的数据和将研究范围扩大到深圳市场结论将会是怎样的呢？为了使研究更为细致，下面我们对LN与LN、LN；D与D、D；D与D、D；R与R、R；R与R、R分别做Granger因果关系检验。R按照公式R=/（-1）-1计算，R、R、R则比照此公式计算，表示的是变量的增长率。差分序列D、D、D、D和增长率序列R、R、R、RY2都通过了单位根检验，检验结果见表5。D与D、D；D与D、D；R与R、R；R与R、R都通过了协整检验，检验结果见表6。由于部分数据是经过对数化处理的，所以都有相对数的含义，这一点与其他研究者是有区别的。检验结果见表7。
表5
变量序列ADF检验结果
变量
ADF值
1%临界值
5%临界值
10%临界值
D
D
D
D
R
R
R
R
表6
变量间协整关系检验结果
关系
残差序列ADF值
1%临界值
5%临界值
10%临界值
D-D
D-D
D-D
D-D
R-R
R-R
R-R
R-R
表7
零假设
样本数
F统计量
接受零假设的概率
LNY1 does not Granger Cause LNM0
65
LNM0 does not Granger Cause LNY1
LNY2 does not Granger Cause LNM0
65
LNM0 does not Granger Cause LNY2
DY1 does not Granger Cause DM0
64
DM0 does not Granger Cause DY1
DY2 does not Granger Cause DM0
64
DM0 does not Granger Cause DY2
DY1 does not Granger Cause DM1
64
DM1 does not Granger Cause DY1
DY2 does not Granger Cause DM1
64
DM1 does not Granger Cause DY2
RY1 does not Granger Cause RM0
64
RM0 does not Granger Cause RY1
RY2 does not Granger Cause RM0
64
RM0 does not Granger Cause RY2
RY1 does not Granger Cause RM1
64
RM1 does not Granger Cause RY1
RY2 does not Granger Cause RM1
64
RM1 does not Granger Cause RY2
结果表明：1）LN是LN的原因，LN不是LN的Granger原因；LN是LN的原因，LN不是LN的Granger原因。这说明是上海和深圳的股价综合指数的相对变动都可以解释流通中现钞的相对变动，但是流通中现钞的相对变动则不能解释上海和深圳股市价格的相对变动。2）、的增量和上海、深圳股价指数的增量之间不存在因果关系。3）、的增长率与上海、深圳股价指数的涨跌之间不存在因果关系。
四、总的结论
本文通过对年度数据的研究，验证了和增量的增幅与上海综合指数的涨跌是同步的。而且我们发现针对深圳股市也存在类似的现象，但是同步率比上海股市稍差。同时，从我们的样本分析计算来看，并没有发现和增量的增幅与上海综合指数和深圳综合指数的涨跌之间有较高的相关性。
在月度数据的研究中，我们发现，LN和LN以及LNY2-LN和LN之间不存在协整关系，而D与D、D；D与D、D；R与R、R；R与R、R之间则存在协整关系，这些结论对我们进一步的研究将会有帮助。在因果关系检验中，我们只发现上海和深圳的股价综合指数的相对变动可以解释流通中现钞的相对变动，但是流通中现钞的相对变动则不能解释上海和深圳股市价格的相对变动，其他变量间则没有发现类似的因果关系。
总之，虽然年度数据表明和增量的增幅与上海综合指数的涨跌是存在某种同步现象，但是月度数据的深入研究只得到股价对流通中现钞有影响的结论，而对于年度数据研究中得到的结论没有找到有力的证据，说明利用货币供应量的信息来预测股价变动有可能是不可靠的。这个结论可能与我们所使用的样本有关，需要我们进一步的深入研究予以确证。
参考文献
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LNM0LNM2
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