股票市场对货币需求的影响实证分析

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　　【摘要】该文从实证研究的角度出发,通过单位根检验、Johansen协整检验和建立VECM误差修正模型等方法的分析,研究了我国股票市场对货币需求的影响。结果表明:货币余额M1和M2同股票市场变量间存在长期协整关系,但短期内两者间的相互影响不明显,我国的货币需求主要取决于名义收入和利率。
　　【关键词】股票市场;货币需求;协整;误差修正
　　
　　一、引言
　　
　　中国股票市场自20世纪90年代初建立以来,至今已有近二十年的发展历程,居民金融资产结构中股票持有份额持续增加。截止2009年12月,我国股市成交数量5110700.53亿股,成交金额535986.77亿元,仅从数值就可看出其对经济生活的影响已经越来越重要。正如商品交易需要交换媒介一样,股票市场的交易同样需要货币作为媒介,因而股票市场的发展也对货币需求产生一定影响。
　　随着金融创新及以股票为代表的虚拟经济的飞速发展,经济运行的机制和环境都明显地发生了变化,并且也影响到企业和居民的金融资产数量和结构以及其投资行为、储蓄行为和消费行为的变化。这些变化使得传统的货币需求函数已经不足以解释当今货币需求。中央银行在制定货币政策时如果不考虑股票市场对货币需求产生的影响,有可能会降低货币政策传导中介目标的有效性。因此,正确认识中国股票市场对货币需求的影响以及它们之间的变化规律,对于股市的未来发展以及货币政策的实施等都有着极为重要的理论意义和实际价值。
　　基于上述思路,本文结构安排如下:第二部分对相关文献进行简单回顾;第三部分对变量和数据进行说明;在第四部分将采用2003.01―2008.12的月度数据,利用Johansen协整系统和VECM误差修正模型,研究股票市场发展对货币需求总量的影响;第五部分对实证检验结果进行分析。
　　
　　二、文献综述
　　
　　Keynes(1936)提出流动性偏好理论,认为公众对货币流动性的偏好源于三大动机,其中基于交易动机和预防动机的流动性偏好与人们的收入水平同向变动,而基于投机动机的流动性偏好与利率反向变动。Keynes将利率与货币需求联系在一起,他认为证券价格变化对货币余额的影响只是利率影响货币的传导渠道,证券价格并不是独立对货币余额产生影响的。战后至70年代流动性偏好理论成为货币理论发展的主流,其中Keynes的投机需求理论由Tobin加以发展,Tobin将资产选择理论应用于货币需求理论,他提出将收益与风险结合起来分析货币需求。假设资产的保存形式有货币和债券,那么经济主体持有债券和货币的比例取决于其对风险和收益的效用评价,通过效用最大化求解,可以证明投机性货币需求与利率存在反向关系。Tobin的分析还表明,货币需求不仅依赖于利率的高低及各种金融资产收益率的高低,而且依赖于包括实物资产和金融资产在内的相对收益率以及造成这些收益率预期不确定性的相对风险。
　　Field(1984)把股票市场交易额变量引入货币需求函数,发现1919-1929年美国股票市场交易量急剧扩张,增加了对货币的交易性需求。其研究结果表明,若没有1925年后股票交易的大幅增长,M1的交易需求量将比其达到的水平低17%[4]。Palley(1995)的研究结果显示1975-1991年,纽约证交所的股票交易额对美国狭义货币需求的影响是正向的,而对广义货币需求影响是负向的,并且发现引入了股票市场变量可以提高货币需求函数的预测能力[5]。Country(1996)运用协整方法对美国和加拿大进行分析,得出股票价格在实际M1和M2的需求函数中具有显著的影响作用。并且在实证研究中发现,股票市场在发展的不同阶段对货币需求有不同程度的影响。以美国为例,1959-1984年美国股票市场对广义货币需求几乎没有影响,但在1985年以后尤其是20世纪90年代以来,股票市场的发展对货币需求的影响呈现出不可忽视的作用[6]。John Thornton(1998)就德国股票价格和长期货币需求进行分析结果显示,在1960-1989年实际股票价格在长期实际M1需求函数中具有显著影响[7]。在此之后,Carpenter&J.Lange(2002)利用协整与误差修正模型对美国1995-2002年的季度货币需求函数进行了估计,结果发现股票市场波动性的上升倾向于增加均衡时的M2余额,短期动态模型的结果表明股票市场预期收益的增加将减缓M2的增长率[8]。
　　国内学者谢富春和戴春平(2000)利用1994年第一季度到1999年第二季度的22组数据,采取对数线性方程对以股票市值为股市代表变量的货币需求函数进行估计时发现,市值同M1、M2和准货币的名义余额有显著的正相关关系[9]。王志强和段渝(2001)运用计量经济模型研究了1991年到1998年末的季度数据,实证分析结果表明股价指数与狭义货币需求之间存在长期稳定的正相关关系[10]。石建民(2001)认为只要股票市场的投机性资金有长期性,其作用就和交易性资金没什么区别,并且为证明我国股票交易是否开始对货币产生交易性需求,对1993第一季度到2003年第三季度数据进行了实证检验,结果发现股票市场交易额增长率与M1、M2余额增长率正相关[11]。高莉和樊卫东(2001)统计了1992-2000年的年度数据,发现股票市场对货币需求影响较为微弱,但是两者存在显著的的正相关关系[12]。姜波克和陈华(2003)利用证券收益率期望值和方差与货币需求实际余额显著正相关[13]。以上的研究结论看,我国股票市场的产生和发展增加了对货币的需求。
　　也有部分学者认为股票市场的发展降低了货币需求。魏永芬(2002)认为我国股市的活跃和股指的攀升,产生了极强的资产替代效应,即股票的预期收益率高于货币资产的收益率时,会引起经济主体资产组合中股票份额的上升和货币资产份额的下降,从而降低了货币需求[14]。易行健(2004)对包含股票市场交易额的货币需求函数进行估计,其采用1994--2002年的季度数据,利用Johnansen协整方法验证股票市场对货币需求的影响,结果发现股票市场的发展与扩张减少了对狭义货币和广义货币的货币需求[15]。
　　本文将在国内外实证研究基础上,在经验实证模型中增加股票市场收益率变量,通过数据资料的单位根、协整检验和误差修正模型等方法主要分析:股票市值对货币需求的影响,以及引入股票市场收益率来考察股票市场的替代效应对货币需求的影响。
　　
　　三、变量及数据说明
　　
　　1.变量选取说明
　　在经典的理论分析中,一般一个国家或地区的货币需求量主要取决于规模变量和机会成本变量以及制度变量。由于在样本区间内我国的金融自由化仍处于较低水平,其对货币需求的影响无法获得统计数据,在此本文忽略制度因素的影响。因此根据本文的研究目的和数据的可获得性的综合考虑,选择以下变量建立经验货币需求模型:
　　(1)规模变量
　　规模变量常被用来衡量经济交易活动,本文共选取两个作为代表。其一、本文选取月度工业增加值PY作为名义收入的代表变量,从理论上讲其对货币需求的影响是正向的。其二、本文从投机动机出发,将股票市场对货币需求的影响加入资产组合的框架中,采取沪、深两市总市值SV,沪、深两市A股综合指数的月收益率VSH和VZS作为我国股票市场的代表变量,其对货币需求的影响是不确定的,需要实证验证。
　　(2)机会成本变量

　　货币需求的机会成本变量是指人们因持有了货币而放弃其他资产所获得收益。在我国虽然债券和股票在居民的资产组合中呈上升趋势,但现金和银行存款仍为主要金融资产形式。本文仅以一年定期存款利率R作为机会成本代表变量。
　　(3)货币口径
　　各国对货币口径的定义存在着差别,但货币一般被分为狭义货币M1和广义货币M2两类。狭义货币M1是指流通中的现金加活期存款,主要满足日常的交易媒介功能。广义货币M2是指M1加上定期存款、储蓄存款、其他存款和证券公司客户保证金,包括更为广泛、流动性较差的资产。本文同时选取狭义货币M1和广义货币M2两个指标。
　　2.数据来源说明
　　本文选取2000年1月至2008年12月的月度数据,来源于中国人民银行网站数据统计年鉴,中国证监会网站,国家统计局网站。模型中包括的解释变量名义收入、股票市值、股指收益率及利率,并对变量的观测值取自然对数值。沪、深两市相应的月度股指收益率,由沪、深两市的A股综合股价指数取自然对数后进行一阶差分后而得到。
　　由此,本文采取如下形式多元线性回归模型:
　　Md=f(PY,SV,VSH,VSZ,R)
　　3.数据的描述性分析
　　分别对序列进行描述性统计分析和序列分布正态性检验的Jarque-Bera检验,从表1结果可以看出,在样本期,除深圳股票市场股指收益率序列以外,其他变量序列均可通过检验,股票市值、沪、深两市股指收益率及利率序列的峰度值偏高,但Jarque-Bera检验值并不算很大,各变量序列基本呈现分布的正态性。
　　
　　四、实证检验及结果
　　
　　1.单位根检验
　　考虑到大多数时间序列变量有时间趋势,即时间序列的统计规律会随着时间的位移而发生变化。当序列的随机过程是非平稳时的时候,在对具有时间趋势的变量做回归时存在“伪回归”的可能。因此在讨论经济变量是否为有意义的经济关系之前,必须对经济变量的时间序列平稳进行检验。
　　本文采用ADF检验方法对各变量进行检验,滞后期的选取根据SC(Schwarz Criterion)值的最小准则。首先检验含截距项和趋势项是否显著;如果不显著,再接着进行不含趋势项的检验;若再不显著则进行不含截距项和趋势项的检验。从表2的检验结果可知,各变量的水平序列均可以拒绝有单位根的假设,即具有I(0)的单整性质。根据协整检验规则,只有当各变量具有同阶单整时,才可进行协整分析,因此它们满足构造协整方程的必要条件。
　　2.Johansen协整检验。
　　本文采用Johansen协整分析的非限定性秩检验方法(unrestricted
　　co-integration)检验各层次货币需求,同其相关经济变量之间是否有协整关系。若存在协整关系,说明它们之间呈现稳定的某种线性组合。检验依据为迹统计量同临界值相比较而得,结果见下表:
　　从式(1)和式(2)所表示的长期关系来看,名义收入PY对M1和M2影响具有统计意义上的显著性,且系数值均为正,说明货币需求随名义收入的提高而上升,但弹性系数值均小于利率的系数值;利率对货币需求的弹性系数均为负,其中R对M1影响不显著,但对M2影响显著,且绝对值大于1,说明比较富有弹性,从以上来看,中国货币需求基本符合凯恩斯的货币需求理论;股票市场市值变量对M1和M2具有显著性影响,且股票市值对货币需求呈现正向影响,但弹性系数值均比较小,说明股票市场对货币需求的正向影响在样本期并不明显;并且从方程中不难发现,沪市股指收益率与名义收入的系数符号相同,呈现同向变化关系,说明可能存在股票价格上升促进名义收入的增加,导致货币需求上升的财富效应,深市股指收益率与利率系数的符号相同,与货币需求呈现反向变化关系,说明可能存在股票市场收益增加,使得股票的吸引力增加,人们会增加持有股票,减少货币持有的替代效应。
　　3.VECM误差修正模型
　　Johansen检验是建立在向量误差修正模型(VECM)的基础上,而VECM是由自回归VAR(k)模型转化而来的。Engle-Granger(1998)证明只要变量间存在协整关系,将协整关系式滞后一期形成误差修正项ECMt-1,再将其纳入VAR短期动态模型中,即是VECM模型。因此该模型一般被认为是含有协整约束的VAR模型,其兼备了长期均衡关系和短期动态调整。建立VAR的关键在于合理选择滞后期,这样可以使模型有效的前提下,保证残差达到白噪声。本文的VAR模型从滞后1期开始,最终在滞后3期使模型通过序列相关检验,并使残差达到白噪声,检验结果如表4。
　　从表4可以看出,M1的动态调整与滞后1期到3期的名义收入有显著关系;而所有股票市场变量滞后期数内均对M1影响不显著;而利率仅在滞后3期才对M1有显著影响。对于广义货币需求M2而言,其变动仅与滞后3期的名义收入有显著关系;市值SV、股指收益率VSH、VSZ和利率R在滞后期数内均对M2无显著影响。因此,从货币余额M1和M2的VECM模型可以看出,各层次货币需求的动态调整主要受到名义收入的影响,股票市场变量与其无显著相关关系。
　　为了保证模型的有效性,本文还将对协整后所形成的残差序列Et1、Et2进行拉格朗日检验(LMTest)和White检验。从表4的检验结果可以看出,残差序列Et1、Et2相对应的两种检验结果的P值显著,均能通过检验,反映了模型的修正机制有效。
　　
　　五、结论
　　
　　本文在借鉴国内外已有的分析框架基础上,构造了一个包含股票市场变量的货币需求函数,并运用Johansen协整系统和误差修正模型VECM对我国股票市场对货币需求的影响进行了检验,上述实证检验结果表明:
　　1.名义收入YP在长短期关系中均对货币需求表现出显著影响,并且相比其他解释变量,YP对M1、M2的弹性系数值较大,这符合货币需求主要取决于收入的一般理论。在协整方程中可以看出YP同M1、M2正相关,其中YP对M2的弹性值大于其对M1的弹性值。就一国的实际情况来看,考虑到金融体系的发达程度和居民的储蓄、消费方式等原因,一般发展中国家居民对现金的需求比发达国家居民大;并且出于短期融资难易程度等因素影响,一般企业也多持有现金和活期存款,因此我国M1层次的收入弹性就显著。另外,在国内金融资产还比较单一,居民投资渠道有限的情况下,在居民中一般存在较高的储蓄率,加上M1层次的高收入弹性,综合导致了M2层次的收入弹性非常显著。
　　2.从我国股票市场对货币需求效应的大小来看,在短期动态过程中股票市场变量对狭义和广义货币需求影响均不显著;而在长期中其对货币需求有显著影响,但市值和沪深两市的股指收益率对M1和M2的弹性系数均偏小,这说明我国股票市场对货币需求影响有限。从国内实际情况来看,在上证综指由2001年1月由1535一路攀升至2007年10月的5954.77的时候,居民消费价格指数CPI并无明显变化,因此可以看出即使在股票价格的上升、居民名义收入增加的条件下,我国居民也较少进行投资消费。这是因为我国股市的投资者一般具有较高的风险偏好,在股票预期收益率上升,风险不断增加时,大多数人不会通过增加相对安全资产的比重来对冲风险,反而会减少国债或现金等无风险资产的持有,并且将资金继续投入股市希望财富进一步增长。因此,我国股票市场对货币需求的财富效应不明显但负向的替代效应显著。就交易效应来看,随着股票收益率提高,现金、居民储蓄存款和企业存款就会转移到证券保证金账户,其对货币需求是正向影响。股票市场的变动对货币需求的净影响应当是这三种效应的综合作用,从本文实证结果来看,短期内我国的股票市场对货币需求基本没有影响,而在长期我国股票市场对货币需求是有显著影响的。综合以上分析,本文的初步结论是:我国股票市场已有统计意义的显著性,只是现阶段这种影响还不明显。

　　3.在长期关系方程中利率R对货币需求的弹性系数为负,其对M2影响显著且绝对值大于1。作为货币政策的重要工具,我国央行主要通过公开市场操作来调整官方利率,利率变动通过改变金融市场上和各种金融工具的相对价格水平来影响资金供求,还可以改变投资者对经济的未来预期从而反应到股票的即期价格中。然而在短期内这种影响效应不明显,这可能与我国利率未实行市场化,不能反应实际的货币需求有关。
　　综上所述,我国在制定货币政策时应当关注股票市场,但暂时没有必要将股票市场作为货币政策的调控目标。我国还应继续完善股票市场的建设,加快利率自由化进程,力争在不远的将来有足够的货币供给调控能力,并且可以抑制股市的大幅度起落,从而保障经济的平稳运行和发展。
　　
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　　作者简介:
　　刘理莹(1989―),女,陕西西安人,西北政法大学经济管理学院。
　　陈锋(1973―),男,陕西宜川人,西北政法大学经济管理学院副教授,指导教师。

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