No .3,2010

(Cumulatively,NO.111)我国股票市场货币传导

效应的实证研究:1998～2008

崔玉玲,罗琼

(长沙理工大学经济与管理学院,湖南长沙410144)

作者简介:崔玉玲(1982—),女,河北无极人,硕士;罗琼,女,研究方向:商业银行管理

【摘　要】为考察我国股票市场货币传导效应,本文通过对1998～2008年间相关变量进行协整检验和格兰杰因果检验,发现利率与股价指

数无长期均衡关系,使得货币市场与资本市场之间的联系弱化;同时,股市与实体经济无稳定的长期均衡关系,使得股票市场无法有效传递货币以达到调整经济总量的目的。

【关键词】货币;股票市场;传导效应中图分类号:F830.91　　　　　　　　　文献标识码:A 　　　　　　　　　文章编号:1009-8283(2010)03-0011-02

　　从米什金(2005)总结的西方经济学家的货币传导理论中我们得出从动态经济学的角度看,股票市场的货币传导分为冲击和传导两个过程,货币冲击引起股票价格变化,股票价格变动通过对微观主体的投资和消费产生影响,进而影响产出。在货币传导过程中,我国股票市场的功能与作用到底如何?有的认为股票市场没有传导效应或传导不稳定,有的认为股票市场正在显现或强或弱的传导效应。本文试图把重点放在货币影响股票市场进而影响宏观经济的整个过程中,拟在国内已有研究框架的基础上,通过存有协整关系的变量之间的因果关系检验来推测我国股票市场货币的传导效应。

1文献综述

Sp rinkel (19)用图表分析法对货币如何影响股票的问题进行了实证研究,后来的学者大都用回归分析的方法对这一问题进行了研究。20世纪90年代后期,很多文章纷纷采用VAR 方法来判断货币与股票价格的相互影响程度(如Patelis,1997;Thorbecke,1997;Lastrapes,1998)。R igobon 和Sack (2003,2004)检验了股票价格对货币的传导效应,发现股价波动对美国经济影响巨大。Basistha 和Kur ov (2008)、Kur ov (2010)还发现在经济周期的不同阶段,股票市场对货币的反

应敏感度不同。

国内部分学者认为资产价格与货币供应量关系不稳定,现阶段不宜将资产价格纳入货币的参考体系(钱小安,1998;谢平,2000;易纲等,2002)。孙华妤和马跃(2003)应用动态滚动式的VAR 方法对股票市场1993年10月至2002年6月的数据进行分析后认为货币供应量对股市都没有影响。万解秋和徐涛(2005)认为货币供给扰动对上海股票

市场影响不大,股票市场还无法充当中国货币一个有效的传导渠道。还有部分学者(段进等,2007)认为货币与股票市场存有明显的互动关系,货币应关注股票市场。

2实证分析

2.1变量与数据

由于1998年我国开始全面实施以基础货币为操作目标、以货币量

为中介目标的货币,因此实证分析的样本期间选定在1998～2008,选取季节数据进行检验。选取货币供应量、利率作为货币变量,股票价格指数作为股票市场变量,经济增长作为最终经济变量,通过检验这些变量之间的协整关系、Granger 因果关系来推测我国股票市场的货币传导效应。货币供应量采用M 1,因为M 1是我国货币中介目标;利率采用居民一年期定期储蓄存款利率;股票价格指数采用上证综合指数SHANG 代表;经济增长采用G DP 同比增量,以消除季节趋势。货币供应量M 1、利率R 数据来自于中国人民银行网站,其季度值取其月度数据的平均值。

2.2数据平稳性和协整关系检验

经济时间序列大多数是非平稳的,直接讨论变量间的关系往往会产生伪回归问题,所以在一系列检验之前需要检验它的平稳性。本文采用(Aug mented D ickey -Fuller,ADF )方法检验各变量的平稳性。对于滞后阶数的确定则是采用A I C 最小准则。从表1中的检验结果可以看出,Ln M 、R 、LnS 和LnGZ 序列是非平稳的。进一步进行ADF 检验,得出在5%的显著水平上为一阶差分平稳,各变量为I (1)序列。

表1　1998年1季度～2008年4季度各变量的AD F 检验结果

　　变量名检验　　

ADF

检验值

检验类型

(C,T,S )DW 值临界值

(1%,5%,10%)

原始序列

Ln M -1.013576(C,T,9) 1.784214-4.252579-3.548490-3.207094R -2.711038(C,T,1) 2.104059-4.192337-3.520787-3.191277LnS -3.434266(C,T,3) 2.194434-4.205004-3.526609-3.194611LnGZ

-3.543356(C,T,9) 1.763719-4.252879-3.548490-3.207094一阶差分序列

△Ln M -4.046155(C,0,8) 1.834413-3.639407-2.951125-2.614300△R -3.094971(C,01) 1.9255-3.600987-2.935001-2.605836△LnS -4.557672(C,0,0) 1.948467-3.596616-2.933185-2.604867△LnGZ

-3.681597

(C,0,9)

2.010592

-3.6342

-2.954021

-2.615817

　　注:(1)C 表示序列含有常数项,T 表示序列含有趋势项,S 表示检验所采用的滞后阶数;

(2)333、33、3表示在显著水平1%、5%、10%下拒绝原假设。协整关系检验的基本思想是,如果两个或两个以上时间序列是非平稳的,但是他们的某种线性组合是平稳的,那么这两个或两个以上变量之间存在协整关系或长期均衡关系。本文在Eviews6.0软件中建立VAR 模型,对Ln M 、R 、LnS 和LnGZ 序列进行多变量的Johansen 协整检验,通过AR 根图表检验,确定协整检验的滞后期为5期。Johansen 协整

检验结果表明,在1%的显著水平上Ln M 、R 、LnS 和LnGZ 之间存在两个长期协整方程。

2.3G ra nge r 因果关系检验上面的研究发现存在Ln M 、R 、LnS 与LnGZ 存在长期均衡关系,但是并不一定表明变量之间存在因果关系。本文运用Granger (1991)检验方法检验变量之间的因果关系。(下转第27页)

第一,大力发展第二产业,在原有基础上对工业结构内部进行优化升级,对具有优势的行业如:有色金属冶炼等行业进行扶持。

第二,要立足于市场、环境需求和自身优势特点对第一产业进行调整,提高第一产业的产业附加值。积极调整农业内部结构,改变以粮为主的单一结构,逐渐缩小粮食种植面积,扩大经济作物面积。同时加快畜牧业的专业化和规模化,不断优化畜群结构,使全省畜牧业增加值占农业增加值的比重不断提高。

第三,加大的措施对产业结构调整的推动力作用。部门可制定一系列切实有效的措施大力巩固和发展原有的一些主导产业,并形成品牌,以此为契机使其他弱势产业得以调整和壮大。并且给予一定的优惠,如投资补贴和减免税收等以吸引外商和民间资本投资于甘肃省产业的发展。

参考文献:

[1]史忠良.产业经济学[M].经济管理出版社,2005.

[2]钟契夫,陈锡康,刘起运.投入产出分析[M].北京:中国财政

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[3]曾冬生.产业结构分析———投入产出分析研究[J].时代

经贸,2008,4.

[4]孙文平,刘迎志.产业经济学研究方法综述[J].沈阳工程学院

学报(社会科学版),2007,4.

[5]王阳,刘云.投入产出法及其应用问题探析[J].集团经济研

究,2007,9.

(上接第11页)表2　LnM、R、LnS和LnGZ的Granger因果关系检验结果

零假设滞后期观测数F值可能性(%)结论

Ln M不是LnGZ的Granger原因LnGZ不是Ln M的Granger原因539

6.149510.0006拒绝原假设

7.137780.0002拒绝原假设

LnS不是Ln M的Granger原因Ln M不是LnS的Granger原因539

2.940250.0295拒绝原假设

0.459750.8027接受原假设

R不是Ln M的Granger原因Ln M不是R的Granger原因539

3.635530.0117拒绝原假设

4.135320.0061拒绝原假设

LnS不是LnGZ的Granger原因LnGZ不是LnS的Granger原因539

2.133790.0907接受原假设

0.526150.7545接受原假设

　　注:表中显著水平为5%。

表2中的检验结果表明:在检测区间内Ln M是R的Granger原因, Ln M与LnGZ互为Granger原因,LnS是Ln M的Granger原因,但Ln M不是LnS的Granger原因,LnS不是LnGZ的Granger原因。

3结论与建议

本文在借鉴国内外已有分析框架的基础上,运用协整分析方法对我国股票市场的货币传导效应进行了检验:

(1)检验结果表明货币供应量与利率有长期均衡关系,货币供应量变化是利率变化的Granger原因,货币供应量在双方关系中占据主导地位,货币能够传递到货币市场并似乎显示出较高的效率。

(2)检验结果显示出利率与股票价格指数似乎并没有长期均衡关系,这可以解释为由于我国股票市场规模尚小,或者是选取的数据代表性不够强,也可以解释为企业的资金需求可获性取决于的干预,而并不因利率的高低变化而增加或减少,货币无法通过股票市场传递到实体经济当中,这就会导致货币的利率传导部分失灵。

(3)货币供应量与股票价格指数有长期均衡关系,在双方关系中股票市场占据主导,股票价格指数变化是货币供应量变化的Granger原因,而货币供应量对股市影响较弱。加上利率与股票价格指数无长期均衡关系,说明货币可能在经由货币市场传递到资本市场中受到阻滞。

(4)股票价格指数与经济增长无长期均衡关系,股市还没有成为传递货币的稳定渠道。股票价格指数与经济增长率之间关系不稳定,依据股票价格进行货币调整实际上会带有很大的不确定性。

在中国股票市场不断深化和广化的背景下,货币的实施要完全忽略股票市场的发展已经不可能,因此,中国人民银行在制定货币时应考虑股票市场发展的影响:(1)现阶段我国股票市场价格机制不够健全,股票价格指数对实体经济的影响尚不稳定,而股市波动也没有稳定地传递到实体经济之中,这与美国等发达国家股市明显不同。因此,不宜将股市价格纳入货币目标范畴,即央行不应该为控制股票价格制定相应的货币。(2)利率是连接货币市场与资本市场的重要纽带,直接关系到货币对股价指数的影响力与股市对货币的反应敏感度。首先,利率变动会影响企业的获利能力,进而影响市场参与者购买股票时所愿意支付的价格;其次,利率变动会导致融资成本的变动,改变替代性金融资产之间的关系,主要是股票与债券之间的关系。(3)股票市场在我国国民经济中的地位越来越重要,所以需要更新市场立法,规范市场投资秩序。

参考文献:

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