我国货币政策与股票价格关系的实证研究

我国货币政策与股票价格关系的实证研究我国货币政策与股票价格关系的实证研究 摘 要：货币政策和股票价格的关系是学术研究的焦点问题，本文通过协整检验和因果关系检验的方法对货币政策和股票价格的关系进行了全面的研究，并且在实证检验的基础上给出了政策结论和分析。 关键词:货币供应量,利率,股票价格 中图分类号：F8211.0 文献标识码：A 1. 引言 中国证券市场经过十几年的不断发展和壮大,到2005年底我国上市公司数目已经由1991年的14家发展到1381家，股票发行量由1991年的5亿股发展到567.05，股票筹资额由5.00亿元增加到2005年底的1882.51亿元，而反映市场发展状况的证券化率指标由19921年的3.89增加至2000年的48.47，以后的年份虽然有所下降，但是仍然占GDP很大的比例。具体可见图11。可以看出我国的股票市场已经成为直接融资的一个重要而有效的市场。国内外关于货币政策与股票价格关系的研究很多。笔者试图深入研究两者之间的关系为有效制定货币政策提供帮助。 股票市价总值/GDP0.6 0.5 0.4 股票市价总值 0.3 /GDP0.2 0.1 0 1990 1995 200020052010 资料来源：中国统计年鉴，2006以及相关各期整理 图11 19922005年的证券化率 证券市场在宏观经济政策的制定中也得到了越来越多的关注。为了更好的制定宏观政策，我们有必要了解究竟货币政策能够在什么程度上影响股票价格。目前货币政策和股票价格的理论上的研究都是建立在一系列假设前提下的，在现实中各种因素综合作用下表现出来的结果和理论的结果常常有一些差距。在学者做出的货币政策与股票价格实证检验中，结果不尽相同，Rozeff(1984)年研究表明，货币政策和股票政策存在着密切的联系，Black的研究2却表明货币政策不影响利率，股票收益，投资或就业。易纲 (2002)认为，当一个经济中有- 1 - / 股市存在时，货币政策对金融资产价格(特别是股票价格)有一定影响。但是我国还没有建立完善的市场经济体制，投资者投资理念不健全的情况下，影响的因素更加复杂，在目前的情形下货币政策是否有效，各类货币政策的中间目标和股票收益的关系这些需要我们用实证证明，本文也就是在这种背景下结合结合中国的数据对于两者之间的关系进行检验。本文的创新之处主要是在实证计量方法的完善以及实证结论的创新。 2. 货币政策与股票价格关系的实证分析 2.1研究指标的选取 货币政策的中间目标的选择在利率和货币供应量之间存在着争议，凯恩斯主义的传导机制认为利率是货币政策传递的重要环节，货币政策首先影响利率再影响产出和证券市场。货币主义学派则认为利率在货币传导机制中作用不大，强调货币供应量在整个传导机制中的直3接效果。因此凯恩斯学派把利率作为货币政策的中间目标，货币主义学派把货币供应量作为中间目标。本文主要是研究我国货币政策和证券市场的相互影响关系，通过货币供应量和利率这两个中间变量来检验，在货币供应量方面分别采用M0,M1,M2作为研究对象，货币1市场利率水平采用30天同业拆借利率,股票价格方面采用沪深300指数作为研究对象，沪深300指数样本覆盖了沪深股票市场六成左右的市值，具有良好的市场代表性。 2.2数据的处理 数据来源为中国人民银行网站和中证指数，运用的计量软件为Eviews5.0 本文选取的数据区间为2005年4月2007年7月，选取这个时间是因为沪深300指数在2005年四月起才正式发布，所有的数据都采用月度数据，沪深300采用每月最后一个交易日的收盘价格，同时对M0,M1,M2,R四列数据取对数以消除变量中存在的异方差。 下面笔者将对货币供应量和股票价格的进行实证检验。笔者将所有的指标定义归纳如下 表21实证指标定义 中文名 英文名自然对数 一阶自然对数的一阶差分 差分 M0 LM0DM0DLM0 M1LM1 DM1DLM1M2LM2DM2DLM2 股票价格R LR DR DLR T30 DT330天同业拆借0 利率 2.3货币政策与股票价格关系的协整检验 2.3.1 ADF单位根检验 由于时间序列多为非平稳序列，而非平稳的经济时间序列往往表现出相同的变化趋势，但是这些序列之间本来没有直接的关联，对这些数据进行回归时会出现“伪回归”现象。沃森2证明当变量存在单位根时，传统的统计量如t值,F值，DW统计值，R将出现偏差，其统计结果没有实际的意义。因此在进行具体的方程回归，协整检验时都需要先对变量进行平稳性 1 陆蓉（2003）指出各种利率指标中最接近市场利率的指标是货币市场的同业拆借利率 - 2 - / 检验。常用的检验有DF，ADF检验，DF检验实质上是差分项为0的ADF检验，因此本文中的检验使用的为ADF检验。下面笔者对各定义变量做ADF检验。 表22 各变量ADF检验结果 变量名 ADF检验模型形式D.W 是否平稳 值 （c,t,m） LM0 -1.685678 (c,0,2)2.202120 非平稳 LM1-0.004126(c,0,2) 2.188818非平稳 LM2 -1.356874 (c,0,2)1.986648 非平稳 LR 2.386796(c,0,1) 1.621282非平稳 T30 -1.529231 (c,0,1)2.481675 非平稳 DLM0-6.190347(c,0,2) 2.103179平稳 DLM1 -5.394789 (c,0,2)1.989422 平稳 DLM2-5.010809(c,0,2) 2.003607平稳 DLR -3.651268* (c,0,1)1.736670 平稳 DT30-7.583255(c,0,1) 2.185561平稳 *表示ADF值小于相应5显著性水平下的麦金农值。 由表可见所有变量在原始序列都是非平稳的，序列的一阶差分是平稳的，即序列为一阶单整I(1)过程。对于这些非平稳的序列不能采用经典的线性回归方程，应该使用协整分析。笔者采用基于向量自回归模型的多重协整检验方法，通常称为Johansen检验或者JJ检验。 2.3.2 JJ多重协整检验 Johansen和Juselius在1990年提出的了一种基于向量自回归模型（VAR）的多重协整检验方法。该方法弥补了E-G检验只能检验两变量的缺陷，而且不需要事先确定解释变量和应变量。这一方法对系统中所有独立的协整关系做整体分析。由于该检验涉及复杂的数学证明和推导，限于篇幅，本文就不再做详细说明，具体可见李子奈，叶阿忠的高等计量经济学P278-P283，以及张雪莹，金怀德金融计量学教程P200。 本文采用JJ检验，我们首先将股票市场的价格和货币供应量的指标M0,M1,M2分别检验得出三组统计结果，经过整理如下表： 表23 沪深300与M0协整检验结果 原假设 迹统计 迹统计临最大特征值统最大特征值协整方程Trace statistic 界值 计值 统计临界值 数目 5%Max-eigen 5%没有20.7598 15.41 19.02914.2646 最多一个1.70373.84141.730723 3.841466 由上表可以知道沪深300与M0之间存在着一个协整方程如下： LR=88.58LMO-888.7+? 2-1 - 3 - / 表24 沪深300与M2协整检验结果 原假设 迹统计 迹统计临最大特征值统最大特征值协整方程Trace statistic 界值 计值 统计临界值 数目 5%Max-eigen 5%没有 16.67916 15.49471 16.44205 14.26460 最多一个 0.237108 3.841466 0.237108 3.841466 由上表可以知道沪深300与M1之间存在着一个协整方程如下： LR=11.023LM1-120.9863+? 2-2 表25 沪深300与M2协整检验结果 原假设 迹统计 迹统计临最大特征值统最大特征值协整方程Trace statistic 界值 计值 统计临界值 数目 5%Max-eigen 5%没有 21.46666 20.26184 17.65920 15.89210 最多一个 3.807459 9.164546 3.807459 9.164546 由上表可以知道沪深300与M2之间存在着一个协整方程如下： LR=0.2927LM2+9.4799+? 2-3 其次通过沪深300和T30进行检验利率和股票价格的关系 表26 沪深300与M1 T30协整检验结果 原假设 迹统计 迹统计临最大特征值统最大特征值协整方程Trace statistic 界值 计值 统计临界值 数目 5%Max-eigen 5%没有31.4182 29.7971 24.3058921.13162 最多一个7.11230615.494717.098911 14.2646 2由上表可以知道沪深300与M1，T30之间存在着一个协整方程如下： LR=16.173LM1-1.094T30-178.346+? 2-4 2.4 Granger因果关系检验 我们采用双变量Granger因果关系检验法分析货币供应量和利率和股票价格之间的因果关系，实证检验结果经整理如下表 表2-7 2005.4-2007.7 Granger因果关系检验结果 Null hypothesis F-statisticP results DLM0 does not Granger Cause DLR 0.1326 0.7191接受原假设 DLR does not Granger Cause DLM0 0.0291 0.8661接受原假设 DLM1 does not Granger Cause DLR 0.2553 0.6182接受原假设 DLR does not Granger Cause DLM1 0.0023 0.9624接受原假设 DLM2 does not Granger Cause DLR 0.1799 0.6754接受原假设 DLR does not Granger Cause DLM2 0.0012 0.9729接受原假设 2 选择指标M1是因为M1是中央银行控制的重点层次。 - 4 - / DT30 does not Granger Cause DLR 3.3899 0.0494拒绝原假设 DLR does not Granger Cause DT30 0.6385 0.6988接受原假设 可以看到货币供应量和股票价格不存在明显的因果关系，检验结果拒绝了沪深300指数股票价格是货币供应量M1,M2,M0的原因，同时也拒绝了M0,M1,M2是股票价格的原因。检验结果可以看出利率是股票价格的Granger原因。 3. 实证检验结果 在上一个章节中通过Granger因果关系检验和协整检验，我们得到了四个协整方程以及四组反映变量变化的次序的因果检验结果。 （1）不同层次的货币供应量M0,M1,M2和股票价格均存在长期稳定的均衡关系，协整检验检验结果表明虽然M0,M1,M2,R均为非平稳序列，但是在统计上存在相关性，两者具有相同的随机趋势。各个层次上的货币供应量和股票价格均为正向相关。 （2）利率和股票价格长期关系是很显著的，我国的股票的价格长期来看和货币供应量呈正相关和利率呈负向相关，说明股市价格的波动受到利率水平的影响，这也符合理论研究的逻辑，从股票定价模型来看股票也和利率成反向变动关系。 （3）从因果关系的检验结果中可以看到，货币供应量不是股票价格的格兰杰成因，而且相伴概率很高，可以看到货币供应量对股票价格的影响有限，从检验结果来看在滞后阶数足够大时可以认为同业拆借利率是股票价格的格兰杰成因。可以看到目前货币市场的利率相对货币供应量而言对股票市场的价格影响更大。所有层次上的货币供应量也都不能用股票价格变动来解释，这是因为影响股票价格的因素很多比如GDP，物价指数等。 从实证结果可以看出货币供应量，利率对股票价格的影响是存在的，特别在长期中，但是在短期来看因果关系并不明显，这也说明我国的股市不是很完善还需要不断的进步。 需要指出的是随着股改的推进和胜利完成，股市的逐渐成熟，如果用更新的数据来检验的话可能得出不同的结果，基于篇幅和笔者学习的深度本文无法对两者的关系做更深入更准确的分析，希望有志于此的学者做出更深入的研究。 参考文献 1中国国家统计局，中国统计年鉴Z，北京：中国统计出版社 2 蒋潞 股票价格波动与货币政策的关联性研究我国19972004年的实证分析 D，复旦大学硕士学位论文 3胡庆康， 现代货币银行学教程M，上海：复旦大学出版社 4金德环，李胜利， 我国证券市场价格与货币供给量互动关系的研究J，财经研究，2004.4 5陈晓莉，我国股票价格和货币政策关系的实证研究J，经济管理与经济研究，2003.12 6楚尔鸣， 中国证券市场货币政策传导效应的实证分析J，湖南农业大学学报，2005.2 7易纲，王召， 货币政策与金融资产价格J，经济研究，2002 - 5 - / The Relationship between the stock price and monetary police Chen Dan Li，Yu Shan Ping Southeast University，Nanjing （211189） Abstract This paper studies the relationship between the Chinese stock price and money supply by employing the approaches of co-integration regression and test of causality in order to study the direct interrelationship between monetary market and capital market market in china and to test the applicability of the intermediate target-money supply, rate. The paper will detailed explain the results of the empirical verification and the implied policy intentions. Keywords：money supply，rate，stock price - 6 -