我國貨幣政策與股票價格關(guān)系的實證研究

1、我國貨幣政策與股票價格關(guān)系的實證研究我國貨幣政策與股票價格關(guān)系的實證研究 摘 要：貨幣政策和股票價格的關(guān)系是學(xué)術(shù)研究的焦點問題，本文通過協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗的方法對貨幣政策和股票價格的關(guān)系進行了全面的研究，并且在實證檢驗的基礎(chǔ)上給出了政策結(jié)論和分析。 關(guān)鍵詞:貨幣供應(yīng)量,利率,股票價格 中圖分類號：f8211>.0 文獻標(biāo)識碼：a 1. 引言 中國證券市場經(jīng)過十幾年的不斷發(fā)展和壯大,到2005年底我國上市公司數(shù)目已經(jīng)由1991年的14家發(fā)展到1381家，股票發(fā)行量由1991年的5億股發(fā)展到567.05，股票籌資額由5.00億元增加到2005年底的1882.51億元，而反映市場發(fā)展?fàn)顩r的

2、證券化率指標(biāo)由19921年的3.89增加至2000年的48.47，以后的年份雖然有所下降，但是仍然占gdp很大的比例。具體可見圖11?？梢钥闯鑫覈墓善笔袌鲆呀?jīng)成為直接融資的一個重要而有效的市場。國內(nèi)外關(guān)于貨幣政策與股票價格關(guān)系的研究很多。筆者試圖深入研究兩者之間的關(guān)系為有效制定貨幣政策提供幫助。 股票市價總值/gdp0.6 0.5 0.4 股票市價總值 0.3 /gdp0.2 0.1 0 1990 1995 200020052010 資料來源：中國統(tǒng)計年鑒，2006以及相關(guān)各期整理 圖11 19922005年的證券化率 證券市場在宏觀經(jīng)濟政策的制定中也得到了越來越多的關(guān)注。為了更好的制定宏觀

3、政策，我們有必要了解究竟貨幣政策能夠在什么程度上影響股票價格。目前貨幣政策和股票價格的理論上的研究都是建立在一系列假設(shè)前提下的，在現(xiàn)實中各種因素綜合作用下表現(xiàn)出來的結(jié)果和理論的結(jié)果常常有一些差距。在學(xué)者做出的貨幣政策與股票價格實證檢驗中，結(jié)果不盡相同，rozeff(1984)年研究表明，貨幣政策和股票政策存在著密切的聯(lián)系，black的研究2卻表明貨幣政策不影響利率，股票收益，投資或就業(yè)。易綱 (2002)認為，當(dāng)一個經(jīng)濟中有- 1 - / 股市存在時，貨幣政策對金融資產(chǎn)價格(特別是股票價格)有一定影響。但是我國還沒有建立完善的市場經(jīng)濟體制，投資者投資理念不健全的情況下，影響的因素更加復(fù)雜，在目

4、前的情形下貨幣政策是否有效，各類貨幣政策的中間目標(biāo)和股票收益的關(guān)系這些需要我們用實證證明，本文也就是在這種背景下結(jié)合結(jié)合中國的數(shù)據(jù)對于兩者之間的關(guān)系進行檢驗。本文的創(chuàng)新之處主要是在實證計量方法的完善以及實證結(jié)論的創(chuàng)新。 2. 貨幣政策與股票價格關(guān)系的實證分析 2.1研究指標(biāo)的選取 貨幣政策的中間目標(biāo)的選擇在利率和貨幣供應(yīng)量之間存在著爭議，凱恩斯主義的傳導(dǎo)機制認為利率是貨幣政策傳遞的重要環(huán)節(jié)，貨幣政策首先影響利率再影響產(chǎn)出和證券市場。貨幣主義學(xué)派則認為利率在貨幣傳導(dǎo)機制中作用不大，強調(diào)貨幣供應(yīng)量在整個傳導(dǎo)機制中的直3接效果。因此凱恩斯學(xué)派把利率作為貨幣政策的中間目標(biāo)，貨幣主義學(xué)派把貨幣供應(yīng)量作為

5、中間目標(biāo)。本文主要是研究我國貨幣政策和證券市場的相互影響關(guān)系，通過貨幣供應(yīng)量和利率這兩個中間變量來檢驗，在貨幣供應(yīng)量方面分別采用m0,m1,m2作為研究對象，貨幣1市場利率水平采用30天同業(yè)拆借利率,股票價格方面采用滬深300指數(shù)作為研究對象，滬深300指數(shù)樣本覆蓋了滬深股票市場六成左右的市值，具有良好的市場代表性。 2.2數(shù)據(jù)的處理 數(shù)據(jù)來源為中國人民銀行網(wǎng)站和中證指數(shù)，運用的計量軟件為eviews5.0 本文選取的數(shù)據(jù)區(qū)間為2005年4月2007年7月，選取這個時間是因為滬深300指數(shù)在2005年四月起才正式發(fā)布，所有的數(shù)據(jù)都采用月度數(shù)據(jù)，滬深300采用每月最后一個交易日的收盤價格，同時對

6、m0,m1,m2,r四列數(shù)據(jù)取對數(shù)以消除變量中存在的異方差。 下面筆者將對貨幣供應(yīng)量和股票價格的進行實證檢驗。筆者將所有的指標(biāo)定義歸納如下 表21實證指標(biāo)定義 中文名 英文名自然對數(shù) 一階自然對數(shù)的一階差分 差分 m0 lm0dm0dlm0 m1lm1 dm1dlm1m2lm2dm2dlm2 股票價格r lr dr dlr t30 dt330天同業(yè)拆借0 利率 2.3貨幣政策與股票價格關(guān)系的協(xié)整檢驗 2.3.1 adf單位根檢驗 由于時間序列多為非平穩(wěn)序列，而非平穩(wěn)的經(jīng)濟時間序列往往表現(xiàn)出相同的變化趨勢，但是這些序列之間本來沒有直接的關(guān)聯(lián)，對這些數(shù)據(jù)進行回歸時會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。沃森2證明當(dāng)

7、變量存在單位根時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量如t值,f值，dw統(tǒng)計值，r將出現(xiàn)偏差，其統(tǒng)計結(jié)果沒有實際的意義。因此在進行具體的方程回歸，協(xié)整檢驗時都需要先對變量進行平穩(wěn)性 1 陸蓉（2003）指出各種利率指標(biāo)中最接近市場利率的指標(biāo)是貨幣市場的同業(yè)拆借利率 - 2 - / 檢驗。常用的檢驗有df，adf檢驗，df檢驗實質(zhì)上是差分項為0的adf檢驗，因此本文中的檢驗使用的為adf檢驗。下面筆者對各定義變量做adf檢驗。 表22 各變量adf檢驗結(jié)果 變量名 adf檢驗?zāi)Ｐ托问絛.w 是否平穩(wěn) 值 （c,t,m） lm0 -1.685678 (c,0,2)2.202120 非平穩(wěn) lm1-0.004126(c,0

8、,2) 2.188818非平穩(wěn) lm2 -1.356874 (c,0,2)1.986648 非平穩(wěn) lr 2.386796(c,0,1) 1.621282非平穩(wěn) t30 -1.529231 (c,0,1)2.481675 非平穩(wěn) dlm0-6.190347(c,0,2) 2.103179平穩(wěn) dlm1 -5.394789 (c,0,2)1.989422 平穩(wěn) dlm2-5.010809(c,0,2) 2.003607平穩(wěn) dlr -3.651268* (c,0,1)1.736670 平穩(wěn) dt30-7.583255(c,0,1) 2.185561平穩(wěn) *表示adf值小于相應(yīng)5顯著性水平下的麥金

9、農(nóng)值。 由表可見所有變量在原始序列都是非平穩(wěn)的，序列的一階差分是平穩(wěn)的，即序列為一階單整i(1)過程。對于這些非平穩(wěn)的序列不能采用經(jīng)典的線性回歸方程，應(yīng)該使用協(xié)整分析。筆者采用基于向量自回歸模型的多重協(xié)整檢驗方法，通常稱為johansen檢驗或者jj檢驗。 2.3.2 jj多重協(xié)整檢驗 johansen和juselius在1990年提出的了一種基于向量自回歸模型（var）的多重協(xié)整檢驗方法。該方法彌補了e-g檢驗只能檢驗兩變量的缺陷，而且不需要事先確定解釋變量和應(yīng)變量。這一方法對系統(tǒng)中所有獨立的協(xié)整關(guān)系做整體分析。由于該檢驗涉及復(fù)雜的數(shù)學(xué)證明和推導(dǎo)，限于篇幅，本文就不再做詳細說明，具體可見李子

10、奈，葉阿忠的高等計量經(jīng)濟學(xué)p278-p283，以及張雪瑩，金懷德金融計量學(xué)教程p200。 本文采用jj檢驗，我們首先將股票市場的價格和貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)m0,m1,m2分別檢驗得出三組統(tǒng)計結(jié)果，經(jīng)過整理如下表： 表23 滬深300與m0協(xié)整檢驗結(jié)果 原假設(shè) 跡統(tǒng)計 跡統(tǒng)計臨最大特征值統(tǒng)最大特征值協(xié)整方程trace statistic 界值 計值 統(tǒng)計臨界值 數(shù)目 5%max-eigen 5%沒有20.7598 15.41 19.02914.2646 最多一個1.70373.84141.730723 3.841466 由上表可以知道滬深300與m0之間存在著一個協(xié)整方程如下： lr=88.58lm

11、o-888.7+? 2-1 - 3 - / 表24 滬深300與m2協(xié)整檢驗結(jié)果 原假設(shè) 跡統(tǒng)計 跡統(tǒng)計臨最大特征值統(tǒng)最大特征值協(xié)整方程trace statistic 界值 計值 統(tǒng)計臨界值 數(shù)目 5%max-eigen 5%沒有 16.67916 15.49471 16.44205 14.26460 最多一個 0.237108 3.841466 0.237108 3.841466 由上表可以知道滬深300與m1之間存在著一個協(xié)整方程如下： lr=11.023lm1-120.9863+? 2-2 表25 滬深300與m2協(xié)整檢驗結(jié)果 原假設(shè) 跡統(tǒng)計 跡統(tǒng)計臨最大特征值統(tǒng)最大特征值協(xié)整方程tra

12、ce statistic 界值 計值 統(tǒng)計臨界值 數(shù)目 5%max-eigen 5%沒有 21.46666 20.26184 17.65920 15.89210 最多一個 3.807459 9.164546 3.807459 9.164546 由上表可以知道滬深300與m2之間存在著一個協(xié)整方程如下： lr=0.2927lm2+9.4799+? 2-3 其次通過滬深300和t30進行檢驗利率和股票價格的關(guān)系 表26 滬深300與m1 t30協(xié)整檢驗結(jié)果 原假設(shè) 跡統(tǒng)計 跡統(tǒng)計臨最大特征值統(tǒng)最大特征值協(xié)整方程trace statistic 界值 計值 統(tǒng)計臨界值 數(shù)目 5%max-eigen 5

13、%沒有31.4182 29.7971 24.3058921.13162 最多一個7.11230615.494717.098911 14.2646 2由上表可以知道滬深300與m1，t30之間存在著一個協(xié)整方程如下： lr=16.173lm1-1.094t30-178.346+? 2-4 2.4 granger因果關(guān)系檢驗 我們采用雙變量granger因果關(guān)系檢驗法分析貨幣供應(yīng)量和利率和股票價格之間的因果關(guān)系，實證檢驗結(jié)果經(jīng)整理如下表 表2-7 2005.4-2007.7 granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果 null hypothesis f-statisticp results dlm0 does

14、 not granger cause dlr 0.1326 0.7191接受原假設(shè) dlr does not granger cause dlm0 0.0291 0.8661接受原假設(shè) dlm1 does not granger cause dlr 0.2553 0.6182接受原假設(shè) dlr does not granger cause dlm1 0.0023 0.9624接受原假設(shè) dlm2 does not granger cause dlr 0.1799 0.6754接受原假設(shè) dlr does not granger cause dlm2 0.0012 0.9729接受原假設(shè) 2 選

15、擇指標(biāo)m1是因為m1是中央銀行控制的重點層次。 - 4 - / dt30 does not granger cause dlr 3.3899 0.0494拒絕原假設(shè) dlr does not granger cause dt30 0.6385 0.6988接受原假設(shè) 可以看到貨幣供應(yīng)量和股票價格不存在明顯的因果關(guān)系，檢驗結(jié)果拒絕了滬深300指數(shù)股票價格是貨幣供應(yīng)量m1,m2,m0的原因，同時也拒絕了m0,m1,m2是股票價格的原因。檢驗結(jié)果可以看出利率是股票價格的granger原因。 3. 實證檢驗結(jié)果 在上一個章節(jié)中通過granger因果關(guān)系檢驗和協(xié)整檢驗，我們得到了四個協(xié)整方程以及四組反映

16、變量變化的次序的因果檢驗結(jié)果。 （1）不同層次的貨幣供應(yīng)量m0,m1,m2和股票價格均存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，協(xié)整檢驗檢驗結(jié)果表明雖然m0,m1,m2,r均為非平穩(wěn)序列，但是在統(tǒng)計上存在相關(guān)性，兩者具有相同的隨機趨勢。各個層次上的貨幣供應(yīng)量和股票價格均為正向相關(guān)。 （2）利率和股票價格長期關(guān)系是很顯著的，我國的股票的價格長期來看和貨幣供應(yīng)量呈正相關(guān)和利率呈負向相關(guān)，說明股市價格的波動受到利率水平的影響，這也符合理論研究的邏輯，從股票定價模型來看股票也和利率成反向變動關(guān)系。 （3）從因果關(guān)系的檢驗結(jié)果中可以看到，貨幣供應(yīng)量不是股票價格的格蘭杰成因，而且相伴概率很高，可以看到貨幣供應(yīng)量對股票價格的

17、影響有限，從檢驗結(jié)果來看在滯后階數(shù)足夠大時可以認為同業(yè)拆借利率是股票價格的格蘭杰成因?？梢钥吹侥壳柏泿攀袌龅睦氏鄬ω泿殴?yīng)量而言對股票市場的價格影響更大。所有層次上的貨幣供應(yīng)量也都不能用股票價格變動來解釋，這是因為影響股票價格的因素很多比如gdp，物價指數(shù)等。 從實證結(jié)果可以看出貨幣供應(yīng)量，利率對股票價格的影響是存在的，特別在長期中，但是在短期來看因果關(guān)系并不明顯，這也說明我國的股市不是很完善還需要不斷的進步。 需要指出的是隨著股改的推進和勝利完成，股市的逐漸成熟，如果用更新的數(shù)據(jù)來檢驗的話可能得出不同的結(jié)果，基于篇幅和筆者學(xué)習(xí)的深度本文無法對兩者的關(guān)系做更深入更準(zhǔn)確的分析，希望有志于此的學(xué)

18、者做出更深入的研究。 參考文獻 1中國國家統(tǒng)計局，中國統(tǒng)計年鑒z，北京：中國統(tǒng)計出版社 2 蔣潞 股票價格波動與貨幣政策的關(guān)聯(lián)性研究我國19972004年的實證分析 d，復(fù)旦大學(xué)碩士學(xué)位論文 3胡慶康， 現(xiàn)代貨幣銀行學(xué)教程m，上海：復(fù)旦大學(xué)出版社 4金德環(huán)，李勝利， 我國證券市場價格與貨幣供給量互動關(guān)系的研究j，財經(jīng)研究，2004.4 5陳曉莉，我國股票價格和貨幣政策關(guān)系的實證研究j，經(jīng)濟管理與經(jīng)濟研究，2003.12 6楚爾鳴， 中國證券市場貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)的實證分析j，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2005.2 7易綱，王召， 貨幣政策與金融資產(chǎn)價格j，經(jīng)濟研究，2002 - 5 - / the relationship between the st