我国货币政策与股票市场价格波动关系的实证

我国货币政策与股票市场价格波动关系的实证研究

肖新员

（上海理工大学

管理学院，上海

200093）

[摘要]以深入探讨货币供应量和市场利率水平对股票市场的影响为目的，利用多种经济计量方法，实证检验货币

供应量、市场利率水平的变化对股票市场收益率的影响，得出结论：我国政府实施的财政货币政策对股票市场的影响显著，但调整利率所起的作用没有调整货币供应量那么明显，政策影响效果并不是完全朝着预期的方向发展。市场发育程度不健全、政策传导过程受阻等是导致政策效应发挥不充分的原因。

[关键词]货币政策；股票市场；价格波动；实证研究[中图分类号]F230

[文献标识码]A

Em pirical Research on the Relations Between China's Monetary Policy and Stock Market Price Fluctuation

XIAO Xinyuan

Abstract:Aiming at conducting a profound discussion on the influence of money supply and market interest rate to the stock market,we use several economic approaches,carry out an empirical investigation and conclude that the monetary policy adopted by the Chinese gov-ernment has prominent influence on the stock market;however,the role of interest rate regulation is not as obvious as money supply ad-justment and the policy has not achieved effects as expected.The unsound market growth and hindrance to the policy conduction lead to the inadequate policy effectiveness.

Key words:monetary policy,stock market,price fluctuation,empirical study

[收稿日期]2012-05-28

[作者简介]肖新员，

上海理工大学管理学院硕士研究生。研究方向：货币政策与股票市场价格波动关系。一、前言

股票市场具有优化配置社会资源，提高资金融通效率，准确揭示市场价格信息，反应当前宏观经济动态的功能。股票市场的融资功能，可以通过资金筹集、分配方式来优化社会闲余资金支持经济建设，促进经济的产业优化、结构优化，调整经济结构。而影响股市变化的因素也是非常多的，而且各种经济因素的冲击影响程度不易衡量，一个国家的宏观经济因素如经济的增长率、财政政策、货币政策、产业政策变化等等，都会对股票市场造成不同的冲击影响。而其中的货币政策被认为是最直接和快捷的影响因素。在这个背景下，货币政策与股票市场的关系成为当前金融研究中最前沿的课题之一，但是对于货币政策影响的渠道和效果各国经济学家目前还没有统一的定论。一方面，货币政策对股票市场有直接影响，央行通过利率、存款准备金率等政策来改变市场上各种金融工具的相对价格和数量，进而影响资金流向从而最终影响股票价格；另一方面，货币政策也有间接影响，货币政策的变化影响实质经济增长，间接影响人们的未来预期，最终反映在股票的即期价格中。

二、文献综述

目前，关于这方面的国内外研究分歧较大。有些学者认为股票市场的价格对货币政策的制定有积极的反应，比如美国学者RigboonandSack(2001)认为美国货币政策对股市价格有积极的反应，研究显示1982-1987年间美国M 2增长率为48%，但工业股票指数却上涨了175%。日本的薛敬孝也发现类似的结论。然而另有部分研究认为货币供应量与资产价格之间存在的相关关系较弱。李政(2009)认为我国股票收益率与宏观经济走势和货币政策的关联性较弱；周英章(2002)的研究显示货币供给量对股市价格的推动作用相对较小。也有学者对不同层次的货币供应得到不同的结论，如钱小安发现沪指、深指与M0同向变化、与M 1无关、与M2反向变化。易纲和王召指出，在短期、中短期和中长期，没有预料到的货币供给增加，使股票价格上升；而在长期，没有预料到的货币供给增加不影响股票价格，货币中性。

本文则尝试选取广义货币供应量和狭义供应量的差值及货币市场利率作为研究对象，通过实证检验来分析货币政策对股票市场的作用。

第2012年第7期（总第401期）

商业经济

SHANGYE JINGJI

No.7，2012Total No.401

[文章编号]1009-6043

（2012）07-0096-0396--

三、数据的选取及实证研究

本文的研究路线：先筛选和确定样本数据，进行平稳性检验，在此基础上建立VAR 模型，并进行Granger 因果关系检验。最后利用脉冲响应函数来定量确定影响的持续效果。

(一)数据的选取与说明

货币供给量指标：本文选取货币供给M 2与M1的差额作为反映货币供给量的指标。

若无特别说明，本文中该变量记为HBGY 。银行同业间拆放利率：基于交易量及代表性方面的考虑，本文选取上海银行间同业拆放市场(SHIBOR)一个月期的拆放利率作为样本的代表性利率，时间区间同样为2009年9月-2012年3月的月度数据。若无特别说明，本文中该变量记为CJLL 。选取上证综指的月度收益率作为股票市场的样本数据，记为SZZZ 。

本文采取常用的ADF 单位根检验法来检验样本数据的平稳性。鉴于时间序列的月度观测值常常显示出循环等不规则要素，故在检验之前，我们先利用CensusX12季节调整方法对原始数据进行季节调整，以剔除不规则要素。然后对调整后的数据SZZZ 、

CJLL 和HBGY ，利用Eviews 软件，选择包含常数项不含趋势项来对样本分别进行ADF 检验，得到结果如下：

表1的结果表明，上证综指原序列SZZZ 和货币供应量HBGY 通过了单位根检验，

是平稳序列，银行间同业拆放利率原序列CJLL 没有通过单位根检验，但是其一阶差分序列D (CJLL)在1%的显著性水平下通过了单位根检验，这说明它是一阶单整序列I(1)。

(二)VAR 模型的建立

为了深入研究货币政策和股票市场的关系，我们利用向量自回归模型(vector autoregression ，VAR)对上文所选取三个变量的相互关系进行了实证研究。

因为VAR 模型必须要求内生变量序列是平稳的，所以我们选择对SZZZ 和HBGY 、DCJLL 进行VAR 分析。根据VAR 模型最优滞后阶数的5个选择标准，经实验表明，当滞后阶数为2时，VAR 模型的LR (sequential modified LR test statistic)、FPE(final prediction error)、AIC(Akaike information criterion)和HQ(Hannan-Quinn information criterion)的值都是最小，因此我们选择P=2作为最优滞后阶数，建立VAR (2)模型。运用Eviews 软件进行实证，得到其结果如下：

SZZZ=-0.066959SZZZ(-1)-0.03012SZZZ(-2)+0.02357HBGY(-1)

+0.001421HBGY(-2)-0.004102D(CJLL(-1))-0.010735D(CJLL(-2))

由上述结果可看出，在方程中，HBGY(-1)和HBGY (--2)的影响系数分别为0.02357和0.001421，说明当货币

供应量增加时，会显著影响股市收益率的正向变化。而D (CJLL(-1))和D(CJLL(-2))的系数则分别是-0.004102和-0.010735，说明市场利率的变化对股市收益率起着相反的作用，即利率提高时会降低股市收益率。究其原因，可能有以下几点：一是当货币供应量增多时，流向股票市场的资金也会增加，对股票的需求大于供给，会推高股价，而提高利率会增加资金借贷的成本，导致拆借资金用来进入股市的数量相对减少，需求减少导致股价下跌；二是增加货币供应和降低利率对实体经济都有提振作用，而股市作为经济反应的指示器自然会随着上扬。

(三)Granger 因果检验

Granger 因果检验是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量方程中，如果变量A 受到变量B 的滞后影响，则称B 是A 的Granger 原因。为了解货币供应及市场利率变化和上证综指的因果关系，在VAR 模型的基础上，我们采用Granger 因果检验的方法来确定他们之间是否有显著的Granger 关系。由于该方法要求被检验序列必须是平稳序列，故我们选择对SZZZ 和D(CJLL)、HB-GY 来做Granger 因果分析。其结果如下所示：

检验结果显示，在滞后期为2时，是严格拒绝(以1%的显著性水平)原假设HBGY 不能Granger 引起SZZZ ，而接受SZZZ 不能Granger 引起HBGY 的；同样，也可得出利率的变化对股市收益率的变动具有较大影响的(2.03%)。这样的结果表明进一步验证了前文VAR 得到的结论。

(四)脉冲响应分析

为了更加动态化、准确的了解二者之间一方的变动对另一方的影响，我们基于VAR(2)模型做脉冲响应分析和方差分解。在VAR(2)模型平稳的基础上，做脉冲响应分析，其结果如下：

如上图所示，首先分析SZZZ 对来自HBGY 的一个标准差冲击的反应。当在本期给HBGY 一个正冲击后，GZ_SA 受到较大的正面影响，且在第2期达到最大。随后开始慢慢减小，在中间某段转为负向影响，随后影响开始减弱，从第7期开始该影响基本消失。而GZ_SA 对CJLL 一个标准差冲击的反应较为简单，也比较微弱，说明了调

注：变量前加D 代表对变量一阶差分。括号里的第一个字符表示检验的类型(0表示只含常数项，1表示既含常数项又含趋势项)，第二个字符表示滞后阶数。

表1

样本数据的单位根检验结果

变量检验类型ADF 值5%临界值DW 值

AIC SC 是否平稳SZZZ （0,0）-5.001708-2.9639721.951205-2.729712-2.636299平稳CJLL （0,1）-5.419261-2.9718532.1377833.391368 3.534104平稳HBGY （0,0）-4.280077-2.9677671.94284120.7073920.80169

平稳

表2

Granger 因果检验结果

原假设

滞后期F 值概率结论HBGY 不能Granger 引起SZZZ 2 4.029480.0017拒绝SZZZ 不能Granger 引起HBGY 20.710900.5013接受D(CJLL)不能Granger 引起SZZZ 2 4.165810.0203拒绝SZZZ 不能Granger 引起D(CJLL)

2

0.36832

0.5372

接受

图1SZZZ 对HBGY 的脉冲响应图图2SZZZ 对D(CJLL)的脉冲响应图

肖新员：我国货币政策与股票市场价格波动关系的实证研究

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