我國貨幣供應(yīng)量對股市價格的影響研究_吳熙用

1、第三章指標體系的建立和模型簡介本文堅持理論分析與實證分析相結(jié)合，在理論分析的指導(dǎo)下，構(gòu)建以股票價格指數(shù)為因變量，以貨幣供給量包括、和其它經(jīng)濟變量為自變量系統(tǒng)，建立經(jīng)濟計量模型，用以考察貨幣供給量對股票價格指數(shù)的定量影響。下面介紹本文選取的指標和樣本以及所使用的計量模型。指標的選取通過前面的理論分析可知，影響股票價格的因素較多，主要有貨幣供應(yīng)量因素、通貨膨脹因素和利率因素等。貨幣供應(yīng)量會通過資產(chǎn)組合效應(yīng)、股票內(nèi)在價值增長效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)來影響股票價格。而其他因素也會通過各自渠道影響到股價。為進一步探究貨幣供應(yīng)量對股市價格的影響，我們選取股票價格指數(shù)指標作為因變量，選取貨幣供給量包括、

2、以及其它對股票價格指數(shù)影響較大的宏觀經(jīng)濟變量，為自變量系統(tǒng)，來量化貨幣供給量對股票價格指數(shù)的影響。因此，文中選取貨幣供應(yīng)量、股票價格指數(shù)、利率和通貨膨脹率這些指標來進行分析。其中，為上海股票價格綜合指數(shù)，為反映通貨膨脹的指標，為反映利率的指標，為反映貨幣供給量的指標。貨幣供應(yīng)量貨幣供應(yīng)量是單位和居民個人在銀行的各項存款和手持現(xiàn)金之和，其變化反映著中央銀行貨幣政策的變化，對公司生產(chǎn)經(jīng)營、金融市場尤其是貨幣市場和證券市場的運行和居民個人的投資行為有著重大的影響。中央銀行一般根據(jù)宏觀調(diào)控和監(jiān)測的需要，按照流動性的大小將貨幣供應(yīng)量劃分為幾個不同的層次。根據(jù)一定的原則，我國現(xiàn)行貨幣統(tǒng)計制度將貨幣供應(yīng)量劃

3、分為三個層次：流通中的現(xiàn)金（貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計機構(gòu)范圍之外的現(xiàn)金發(fā)行）單位活期存款（企業(yè)活期存款機關(guān)團體部隊活期存款農(nóng)村存款個人持有信用卡存款）鄉(xiāng)居民儲蓄存款單位定期存款其他存款即外幣存款信托類存款股票價格指數(shù)在股票市場正式建立后的相當長一段時期內(nèi)，中國都沒有編制統(tǒng)一兩個股票市場的股票價格指數(shù)，直到年月日滬、深證券交易所才聯(lián)合發(fā)布了反映股市場整體走勢的滬深指數(shù)。但是，經(jīng)計算年月至年月，中國股票市場上具有代表性的兩種股票指數(shù)，即上證綜指和深圳成指間的相關(guān)系數(shù)高達，這說明在樣本期內(nèi)，這兩種股票價格指數(shù)的走勢十分相似，因此選擇哪種股價指數(shù)對于結(jié)果而言都不會有太大的差別。而過往的研究中也通常選取上證綜合指

4、數(shù)作為股價代表，究其原因主要有三：一是大量研究表明深市的深成指與滬市的上證綜合指數(shù)之間相關(guān)性很高；二是在學(xué)術(shù)研究時，考慮到數(shù)據(jù)樣本容量的問題，滬深指數(shù)相對而言少得多；三是由于股票市場存在歷史終會重演的特點，大多數(shù)投資者偏好于編制時期長又具有代表性的指數(shù)。正由于上面的原因，本文對股票市場價格水平進行度量時，采用上證綜合指數(shù)。本文選取每月末上證綜指的收盤價作為我國股票市場上的代表性指數(shù)。利率在金融市場比較發(fā)達的國家，基準利率是整個利率體系形成的基石和中央銀行制定基準利率的價格信號和參照系數(shù)。市場利率一般由銀行同業(yè)拆借利率、國債利率、銀行存貸款利率等組成。在發(fā)達國家，基準利率具有基礎(chǔ)性、市場化和傳遞

5、性這幾個基本特征。就我國而言，銀行存貸款利率還未完全市場化，國債的市場化發(fā)行機制雖然已經(jīng)建立，但由于其規(guī)模不大，因此目前無法作為基準利率。我國銀行間同業(yè)拆借利率自年建立以來取得了長足的發(fā)展，已經(jīng)成為完全市場化的利率，并且它能夠基本反映貨幣市場的資金供求狀況，因此本文選擇銀行間天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)平均利率作為利率的代理變量。通貨膨脹率目前國內(nèi)度量通貨膨脹率的常用方法主要有兩種，即消費者價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)，它們主要的區(qū)別在于消費者價格指數(shù)將服務(wù)價格計算在內(nèi)。因此本文選取代表性更為全面的消費者價格指數(shù)作為通貨膨脹率的代理變量，本文以年月為基期，將其后各月的環(huán)比消費者價格指數(shù)連乘，從而得到各月的定

6、基消費價格指數(shù)。樣本的選取本文選用年個月至年月共個樣本點的月度時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析，考察貨幣供給量對股票價格指數(shù)的影響。其中，為上證指數(shù)，為反映通貨膨脹的指標，為反映利率的指標，為反映貨幣供給量的指標。數(shù)據(jù)來源本文使用的貨幣供應(yīng)量M2和銀行間天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)平均利率的數(shù)據(jù)均來自中國人民銀行官方網(wǎng)站：http：/，上證綜合指數(shù)數(shù)據(jù)來自中國宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒，CPI指數(shù)的數(shù)據(jù)來自東方財富網(wǎng): 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計學(xué)分析3.4.3 時間序列的相關(guān)性分析指標間的相關(guān)性系數(shù)直接關(guān)系到建模后的模型效果，以及同一模型中選取的有效性。因而對數(shù)據(jù)指標進行相關(guān)性系數(shù)檢驗顯得尤為重要。下表是上證指數(shù)SZ，M2和R 的相關(guān)性

7、分析結(jié)果。在0.01 的水平上是顯著相關(guān)的。相關(guān)性SZM2RSZPearson 相關(guān)性1-.593*-.030顯著性（雙側(cè)）.000.798N777777M2Pearson 相關(guān)性-.593*1.495*顯著性（雙側(cè)）.000.000N777777RPearson 相關(guān)性-.030.495*1顯著性（雙側(cè)）.798.000N777777*. 在 .01 水平（雙側(cè)）上顯著相關(guān)。數(shù)據(jù)處理季節(jié)性調(diào)整從上面的時間序列統(tǒng)計學(xué)特征可以看出貨幣供應(yīng)量指標以及股指等變量存在著明顯的季節(jié)性波動趨勢，我們采用法對SZ、M2、CPI以及R四個變量進行季節(jié)調(diào)整，由軟件自動確定季節(jié)濾波和趨勢濾波。由此得到各指標的季節(jié)

8、性調(diào)整圖像，分別用A、B、C和R表示。對股價影響的實證分析下面用第一組數(shù)據(jù)（、）來分析對股票價格指數(shù)的影響，通過用此數(shù)據(jù)組來估計向量自回歸模型。模型在構(gòu)建模型前，首先需確定的最優(yōu)滯后階數(shù)的滯后價數(shù)是因果檢驗、協(xié)整檢驗及模型建立時選擇滯后價數(shù)的基準。若的滯后階為，則因果檢驗滯后階也為，而協(xié)整檢驗的滯后階定與模型建立時的滯后階定為。而脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解是直接以模型為基礎(chǔ)進行的。因而，確定最優(yōu)滯后階數(shù)這步尤為關(guān)鍵。我們用對該組數(shù)據(jù)做滯后期為階的檢驗，檢驗結(jié)果如表所示。表第一組數(shù)據(jù)的模型滯后階數(shù)選擇標準根據(jù)表格中所提供的選擇標準數(shù)據(jù)顯示，我們可知、統(tǒng)計量均為階，因此確定模型的滯后階數(shù)。由此我們

9、將定為應(yīng)變量，將包含在內(nèi)的其他各指標為自變量來建立模型，結(jié)果顯示模型的方程式（見附表）為：從上式可看出，滯后一期對的影響為正，即增長促進上升。但滯后兩期和滯后三期對為負向影響。從經(jīng)濟學(xué)上來解釋，即短期的現(xiàn)金增加會導(dǎo)致股價的上升，但從長期來看，會導(dǎo)致流動性剩余，造成通貨膨脹，股票貶值。在得到模型的方程之后，我們還需對建立的該模型有效性進行分析：表第一組數(shù)據(jù)的模型結(jié)果分析從上表中模型檢驗結(jié)果顯示，回歸方程的判定系數(shù)，而調(diào)整的判定系數(shù)，充分反映出方程整體擬合效果很好，并且從、準則也可判斷出該模型的整體效果基本令人滿意。從方程中，可以看到上證綜合指數(shù)與前期的是正相關(guān)的，與前期的是負相關(guān)的，與前期的也是

10、負相關(guān)的。對前一期現(xiàn)金的彈性為，對前期現(xiàn)金的彈性為，對前期現(xiàn)金的彈性為。當上一期現(xiàn)金數(shù)量上升，那么股價指數(shù)上升。而前期的現(xiàn)金數(shù)量上升，那么股價指數(shù)下降，當前期的現(xiàn)金數(shù)量上升，那么股價指數(shù)下降。顯然，股價指數(shù)對提前一期的現(xiàn)金更富有彈性。出于嚴密性考慮，我們在建立模型之后，還需對該模型進行平穩(wěn)性檢驗。我們采用根檢驗法，得到以下檢驗結(jié)果：-1.52 4 6 8 10 12 14Response of LNSH to LNRResponse to Cholesky One S.D. Innovations ±圖第一組變量對一個標準新息的響應(yīng)圖給出了第一組變量中對來自各個變量的一個的反映情況，

11、包括是正向或負向反映及反映的大小，反映期數(shù)為期。在上列各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)單位：月度，縱軸表示上證指數(shù)的響應(yīng)，實線表示脈沖相應(yīng)函數(shù)，代表了上證指數(shù)對、的沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖可以看出，對其自身的一個標準差新息立即有反映，增加了約，之后基本穩(wěn)定在左右。對來自的影響為正向反應(yīng)，第期為，之后逐步上升至，在第期之后基本呈現(xiàn)下降趨勢。而對來自的影響為負向反應(yīng)，對來自的影響為正向反應(yīng)。容易看出，對為單方向的正向影響。方差分解分析方差分解是每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度。為了進一步分析貨幣供應(yīng)量擾動對股票價格影響的相對重要程度，我們需要接著做各指標對股票價格的方

12、差分解。我們對包含、和的第一組數(shù)據(jù)基于做方差分解，得到的結(jié)果如下表所示。表第一組變量方差分解結(jié)果上表中的第一列是預(yù)測期，中數(shù)據(jù)為變量的各期預(yù)測標準誤差，后四列均是百分數(shù)，分別代表以、為因變量的方程新息對各期預(yù)測誤差的貢獻度，每行結(jié)果相加是。由于是模型出現(xiàn)的第一個內(nèi)生變量，根據(jù)算法要求，第一步預(yù)測誤差全部來自該方程的新息。從表中可以看到，隨著預(yù)測期的逐步增加，來自第一個方程即自身的的新息占預(yù)測誤差從第期的逐步下降到第期的，而來自的新息所占比例從第期的逐步下降到第期的。來自其他兩個變量、的新息所占比例則表現(xiàn)出逐步上升趨勢。由此可見，對股票市場價格的影響力度不大。協(xié)整檢驗協(xié)整是用來表示一種長期的穩(wěn)定

13、關(guān)系或均衡關(guān)系，如果一組非平穩(wěn)的、同階的時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，那么這組序列就是協(xié)整的，這個線性組合被稱為協(xié)整方程。在確定協(xié)整方程前，必須先確保時間序列都為同階同整。由檢驗結(jié)果（）、（）、（）、（）均滿足這一先決條件。由此，我們對該組數(shù)據(jù)進行跡檢驗和最大特征值檢驗。得到跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果如下： 表第一組數(shù)據(jù)的最大特征值檢驗由以上兩個表格可知，跡檢驗中第一個特征根對應(yīng)的值，因而拒絕：，即至少存在一個協(xié)整方程。在最大特征值檢驗中，在原假設(shè)為欄中最大特征根的統(tǒng)計量大于顯著性水平為的臨界值，也拒絕原假設(shè)：。因而該檢驗也說明第一組數(shù)據(jù)中至少存在一個協(xié)整關(guān)系，即在顯著性水平下接受協(xié)整個數(shù)

14、分別為。由于協(xié)整關(guān)系度量的是系統(tǒng)的長期穩(wěn)定性，因此以上所定義的宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)是一個穩(wěn)定系統(tǒng)。、和的長期穩(wěn)定關(guān)系為（）從上式可知，模型中各變量系數(shù)在的置信水平下都顯著，除利率水平外，其他各個因素對股票價格指數(shù)（）上漲具有正向拉動作用。由于上述數(shù)據(jù)都進行了對數(shù)化處理，因此各變量的系數(shù)即為各自的股票價格指數(shù)彈性。誤差修正模型根據(jù)定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定有誤差修正模型的存在。協(xié)整分析結(jié)果表明了各變量之間的長期關(guān)系及其變動趨勢，而對于短期內(nèi)的變動則可用誤差修正模型來進行分析?；趨f(xié)整方程的誤差修正回歸方程為（）（）表第一組數(shù)據(jù)的跡檢驗-0.074974誤差項系數(shù)為，說明調(diào)整力度較小，在的置信水平下

15、，顯著的值說明協(xié)整關(guān)系或長期穩(wěn)定關(guān)系對當期的股票價格指數(shù)（）會產(chǎn)生較弱的促進作用。格蘭杰因果檢驗誤差修正模型是一種基于數(shù)據(jù)統(tǒng)計性質(zhì)建立的模型，也是一種非結(jié)構(gòu)化建模的方法。因此，有必要通過方法檢驗變量之間的因果關(guān)系。對該組變量基于（）進行對的因果關(guān)系檢驗，相關(guān)的結(jié)果如表，在的顯著性水平下，不是的因，只有是的因。這說明在第一組數(shù)據(jù)所構(gòu)建的模型中，各個指標對于的影響不大，不是引起股票價格指數(shù)變化的原因。表第一組變量滯后階因果關(guān)系檢驗結(jié)果序號：結(jié)論接受接受拒絕接受接受接受對股價影響的實證分析接下來用第二組數(shù)據(jù)（、）來分析對股票價格指數(shù)的影響，通過用此數(shù)據(jù)組來估計向量自回歸模型。模型同樣地，在構(gòu)建第二組

16、數(shù)據(jù)的模型前需先確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。我們用該組數(shù)據(jù)做滯后期為階的檢驗，檢驗結(jié)果如表所示。表第二組數(shù)據(jù)的模型滯后階數(shù)選擇標準根據(jù)表格中所提供的選擇標準數(shù)據(jù)顯示，我們可知、統(tǒng)計量均為階，因此確定模型的滯后階數(shù)。由此我們將定為應(yīng)變量，將包含在內(nèi)的其他各指標為自變量來建立模型，結(jié)果顯示模型的方程式（見附表）為：從上式可看出，滯后一期和滯后兩期對的影響為負，即增長造成下跌。但滯后三期對為正向影響。同樣地，在得到模型的方程之后，我們還需對建立的該模型有效性進行分析：表第二組數(shù)據(jù)的模型結(jié)果分析從上表中模型檢驗結(jié)果顯示，回歸方程的判定系數(shù)，而調(diào)整的判定系數(shù)，充分反映出方程整體擬合效果很好，并且從、準則也可判斷

17、出該模型的整體效果基本令人滿意。從方程中，可以看到上證綜合指數(shù)與前期的是負相關(guān)的，與前期的也是負相關(guān)的，但與前期的卻是負相關(guān)的。對前一期現(xiàn)金的彈性為，對前期現(xiàn)金的彈性為，對前期現(xiàn)金的彈性為。當上一期現(xiàn)金數(shù)量上升，那么股價指數(shù)下降。而前期的現(xiàn)金數(shù)量上升，那么股價指數(shù)下降，當前期的現(xiàn)金數(shù)量上升，那么股價指數(shù)上升。顯然，股價指數(shù)對提前一期的現(xiàn)金更富有彈性。同樣地，我們在建立模型之后，還需對該模型進行平穩(wěn)性檢驗。我們采用根檢驗法，得到以下檢驗結(jié)果：圖第二組數(shù)據(jù)（）的根圖形脈沖響應(yīng)函數(shù)分析下面我們對第二組數(shù)據(jù)所建立的（）模型行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，其結(jié)果如下圖所示。-.12Response to Chole

18、sky One S.D. Innovations ±圖第二組變量對一個標準新息的響應(yīng)圖給出了第二組變量中對來自各個變量的一個的反映情況，包括是正向或負向反映及反映的大小，反映期數(shù)也是期。同樣地，在上列各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)單位：月度，縱軸表示上證指數(shù)的響應(yīng)，實線表示脈沖相應(yīng)函數(shù)，代表了上證指數(shù)對、的沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖可以看出，對其自身的一個標準差新息立即有反映，增加了約，之后基本穩(wěn)定在左右。對來自的影響為負向反應(yīng)，第期為，之后逐步下降至，在期內(nèi)基本呈現(xiàn)下降趨勢。而對來自的影響先表現(xiàn)為正向反應(yīng)，第期之后表現(xiàn)為負向反應(yīng)，對來自的影響為正向反應(yīng)。容

19、易看出，對為單方向的負向影響。方差分解分析為了分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，我們對包含、和的第二組數(shù)據(jù)基于做方差分解，結(jié)果如下表所示。表第二組變量方差分解結(jié)果從表中可以看到，隨著預(yù)測期的逐步增加，來自第一個方程即自身的的新息占預(yù)測誤差從第期的逐步下降到第期的，而來自的新息所占比例從第期的逐步上升到第期的。來自其他兩個變量、的新息所占比例則表現(xiàn)出逐步上升趨勢。由此可見，對股票市場價格的影響力度不大。協(xié)整檢驗由檢驗結(jié)果（）、（）、（）、（）均為一階單整。由此，我們對該組數(shù)據(jù)進行跡檢驗和最大特征值檢驗。得到跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果如下：表第二組數(shù)據(jù)的跡檢驗表第二組數(shù)據(jù)的最大特征值檢驗

20、由以上兩個表格可知，跡檢驗中第一個特征根對應(yīng)的值，因而拒絕：，即至少存在一個協(xié)整方程。在最大特征值檢驗中，在原假設(shè)為欄中最大特征根的統(tǒng)計量大于顯著性水平為的臨界值，也拒絕原假設(shè)：。因而該檢驗也說明第一組數(shù)據(jù)中至少存在一個協(xié)整關(guān)系，即在顯著性水平下接受協(xié)整個數(shù)分別為。由檢驗結(jié)果可得，、和的長期穩(wěn)定關(guān)系為從上式可知，模型中各變量系數(shù)在的置信水平下都顯著，各個因素對股票價格指數(shù)（）上漲均有正向拉動作用。其中，對的影響最大。由于上述數(shù)據(jù)都進行了對數(shù)化處理，因此各變量的系數(shù)即為各自的股票價格指數(shù)彈性。誤差修正模型基于協(xié)整方程的誤差修正回歸方程為誤差項系數(shù)為，說明調(diào)整力度較小，在的置信水平下，顯著的值說明

21、協(xié)整關(guān)系或長期穩(wěn)定關(guān)系對當期的股票價格指數(shù)（）會產(chǎn)生較弱的促進作用。格蘭杰因果檢驗對第二組變量基于（）進行對的因果關(guān)系檢驗，相關(guān)的結(jié)果如表，在的顯著性水平下，不是的因，而卻是的因。此外，檢測出是的因，而卻不是的因。這說明在第二組數(shù)據(jù)所構(gòu)建的模型中，不是變動的格蘭杰原因，而卻是的格蘭杰原因。表第二組變量滯后階因果關(guān)系檢驗結(jié)果序號：結(jié)論接受拒絕拒絕接受接受接受對股價影響的實證分析接下來用第三組數(shù)據(jù)（、）來分析對股票價格指數(shù)的影響，通過用此數(shù)據(jù)組來估計向量自回歸模型。模型同樣地，在構(gòu)建第三組數(shù)據(jù)的模型前需先確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。我們用該組數(shù)據(jù)做滯后期為階的檢驗，檢驗結(jié)果如表所示。表第三組數(shù)據(jù)的模型滯后

22、階數(shù)選擇標準根據(jù)表格中所提供的選擇標準數(shù)據(jù)顯示，我們可知、統(tǒng)計量均為階，因此確定模型的滯后階數(shù)。由此我們將定為應(yīng)變量，將包含在內(nèi)的其他各指標為自變量來建立模型，結(jié)果顯示模型的方程式（見附表）為：從上式可看出，滯后一期對的影響為正，即增長促進上升。但滯后兩期和滯后三期對為負向影響。和情況一樣，從經(jīng)濟學(xué)上來解釋，短期的廣義貨幣增加會導(dǎo)致股價的上升，但從長期來看，會導(dǎo)致流動性剩余，造成通貨膨脹，股票貶值。同樣，在得到模型的方程之后，我們還需對建立的該模型有效性進行分析：表第三組數(shù)據(jù)的模型結(jié)果分析從上表中模型檢驗結(jié)果顯示，回歸方程的判定系數(shù)，而調(diào)整的判定系數(shù)，充分反映出方程整體擬合效果很好，并且從、準

23、則也可判斷出該模型的整體效果基本令人滿意。從方程中，可以看到上證綜合指數(shù)與前期的是正相關(guān)的，與前期的是負相關(guān)的，與前期的卻又是正相關(guān)的。對前期廣義貨幣的彈性為，對前期的彈性為，對前期的彈性為。當上一期貨幣數(shù)量上升，那么股價指數(shù)上升。而前期的現(xiàn)金數(shù)量上升，那么股價指數(shù)下降，當前期的貨幣數(shù)量上升，那么股價指數(shù)上升。顯然，股價指數(shù)對提前一期的現(xiàn)金更富有彈性。同樣地，我們在建立模型之后，還需對該模型進行平穩(wěn)性檢驗。我們采用根檢驗法，得到以下檢驗結(jié)果：-1.5圖第三組變量對一個標準新息的響應(yīng)圖給出了第三組變量中對來自各個變量的一個的反映情況，包括是正向或負向反映及反映的大小，反映期數(shù)也是期。同樣地，在上

24、列各圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)單位：月度，縱軸表示上證指數(shù)的響應(yīng)，實線表示脈沖相應(yīng)函數(shù)，代表了上證指數(shù)對、的沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖可以看出，對其自身的一個標準差新息立即有反映，增加了約，之后基本穩(wěn)定在左右。對來自的影響為正向反應(yīng)，第期為，之后逐步上升至，在期內(nèi)基本呈現(xiàn)上升趨勢。而對來自的影響先表現(xiàn)為正向反應(yīng)，第期之后表現(xiàn)為負向反應(yīng)。對來自的影響為正向反應(yīng)。容易看出，對為單方向的正向影響。方差分解分析為了分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，我們對包含、和的第二組數(shù)據(jù)基于做方差分解，結(jié)果如下表所示。表第三組變量方差分解結(jié)果從表中可以看到，隨著預(yù)測期的逐步增加，

25、來自第一個方程即自身的的新息占預(yù)測誤差從第期的逐步下降到第期的，而來自的新息所占比例從第期的逐步上升到第期的。的新息所占比例表現(xiàn)出逐步上升趨勢，則表現(xiàn)出先升后降趨勢。由此可見，對股票市場價格的影響力度不大。協(xié)整檢驗由檢驗結(jié)果（）、（）、（）、（）均為一階單整。由此，我們對該組數(shù)據(jù)進行跡檢驗和最大特征值檢驗。得到跡檢驗和最大特征值檢驗的結(jié)果如下：表第三組數(shù)據(jù)的跡檢驗表第三組數(shù)據(jù)的最大特征值檢驗由以上兩個表格可知，跡檢驗中第二個特征根對應(yīng)的值，因而拒絕：，即至少存在個協(xié)整方程。在最大特征值檢驗中，在原假設(shè)為欄中最大特征根的統(tǒng)計量大于顯著性水平為的臨界值，也拒絕原假設(shè)：。因而該檢驗也說明第一組數(shù)據(jù)中

26、至少存在個協(xié)整關(guān)系，即在顯著性水平下接受協(xié)整個數(shù)分別為。由于協(xié)整關(guān)系度量的是系統(tǒng)的長期穩(wěn)定性，因此以上所定義的宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)是一個穩(wěn)定系統(tǒng)。、和的長期穩(wěn)定關(guān)系為（）從上式可知，模型中各變量系數(shù)在的置信水平下都顯著，除利率水平外，其他各個因素對股票價格指數(shù)（）上漲具有負向拉動作用。由于上述數(shù)據(jù)都進行了對數(shù)化處理，因此各變量的系數(shù)即為各自的股票價格指數(shù)彈性。誤差修正模型基于協(xié)整方程的誤差修正回歸方程為誤差項系數(shù)為，說明調(diào)整力度較小，在的置信水平下，顯著的值說明協(xié)整關(guān)系或長期穩(wěn)定關(guān)系對當期的股票價格指數(shù)（）會產(chǎn)生較弱的促進作用。格蘭杰因果檢驗對第三組變量基于（）進行對的因果關(guān)系檢驗，相關(guān)的結(jié)果如表，在

27、的顯著性水平下，不是的因，也不是的因。其他變量間的因果關(guān)系檢驗中，也不存在格蘭杰因果關(guān)系。這說明在第三組數(shù)據(jù)所構(gòu)建的模型中，各個指標對于的影響不大，不是引起股票價格指數(shù)變化的原因。表第三組變量滯后階因果關(guān)系檢驗結(jié)果序號：結(jié)論接受接受拒絕接受接受接受第五章實證檢驗的結(jié)果分析及政策建議實證檢驗的結(jié)果分析對脈沖分析檢驗結(jié)果進行分析通過對前面三組數(shù)據(jù)的脈沖響應(yīng)分析可知，、對股價指數(shù)的影響力度均不大，其中從第二期開始和對股價指數(shù)是正向影響，而對股價指數(shù)則是負向影響。給各個貨幣層次一個正面沖擊對股價指數(shù)的影響并不相同。給的正向沖擊，使得股票價格指數(shù)呈現(xiàn)正向波動。這在一定程度上與人們對貨幣的看法相關(guān)，自古以

28、來，人們都認為現(xiàn)金才是真正的貨幣，別的貨幣等價物如銀票、支票等，但黃金、物品等自身具有實際價值除外都只是替代物，雖然有一定的可信度，但它們究竟還是無法取代貨幣，只有現(xiàn)實的貨幣量指現(xiàn)金總量增加了，才算是真正意義上的貨幣供給量增加，人們才會拿出超意愿的貨幣量去購買其他資產(chǎn)。雖然從理論上看，貨幣供給量的增加會導(dǎo)致股票價格指數(shù)的上漲，但在脈沖分析函數(shù)分析中并沒有支持該理論分析的結(jié)論。理論分析可知，貨幣供給量的變化會對股票價格產(chǎn)生影響，如公眾會將其超過意愿的貨幣量購買股票，從而造成股票價格上漲；但不同層次的貨幣供給對股票市場的影響是不同的，增加會使公眾持有的超過意愿的貨幣流向股票市場而導(dǎo)致股價的上漲。對

29、方差分析檢驗結(jié)果進行分析從以上三組數(shù)據(jù)的方差分析結(jié)果可以看出，三組變量中，來自股票價格指數(shù)自身的新息占其股價指數(shù)預(yù)測誤差的；來自其他變量的新息占股票價格指數(shù)預(yù)測誤差的比例都是處在之間；而來自、的新息占股票價格指數(shù)預(yù)測誤差的比例分別為、與左右。說明、對股價指數(shù)預(yù)測誤差的貢獻均不大，即對股票價格指數(shù)的影響力度不大，但對股價指數(shù)影響相對較大。、反映著經(jīng)濟中的現(xiàn)實購買力，不僅反映現(xiàn)實的購買力，還反映潛在的購買力。就、而言，方差分解結(jié)果表明在樣本期間我國尚未具備通過貨幣供給量的變動來影響或穩(wěn)定股票市場的能力，股票市場的自我調(diào)節(jié)能力還是占重要地位；就而言，方差分析檢驗結(jié)果表明，相關(guān)部門可通過調(diào)節(jié)的變化來穩(wěn)

30、定股票市場，避免股票價格指數(shù)大幅度地波動。協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果分析從以上三組數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系檢驗可知，、及與其他變量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系。協(xié)整方程中各系數(shù)的顯著性說明從長期來看相應(yīng)的變量對股價指數(shù)的影響是否顯著以及多大影響，從上文協(xié)整關(guān)系檢驗可得出：、對股票價格指數(shù)都是呈正向促進作用，其中與的系數(shù)分別為、，不僅相對較大而且顯著，表明二者的促進作用相對較強；的促進作用最大，這與上面方差分析的結(jié)果相似。對股票價格指數(shù)都是呈負向抑制作用，其中的系數(shù)為，表明抑制作用較強。這與脈沖分析中，穩(wěn)定之后，、對股價指數(shù)的正向作用，而對股價指數(shù)有負向作用略有不同。誤差修正模型分析從協(xié)整檢驗可知，、與之間都存在長期協(xié)整關(guān)

31、系或長期穩(wěn)定關(guān)系，但從短期來看，、對股票價格指數(shù)是否存在促進作用以及偏離長期均衡時的調(diào)整力度如何，還得從誤差修正模型來考察。在各自的誤差修正模型中可知，與所在模型中的誤差項系數(shù)都很小且為負，這說明各個層次貨幣供給對偏離長期均衡的調(diào)整力度不大，且是抑制作用。而所在模型中的誤差項很小為正，這說明各個層次貨幣供給對偏離長期均衡的調(diào)整力度不大，且是促進作用；同時，與所在模型中的誤差項系數(shù)在的置信水平下不顯著，而所在的誤差項系數(shù)則不顯著，表明、都與之間存在協(xié)整關(guān)系或長期穩(wěn)定關(guān)系，但、對當期的股票價格指數(shù)產(chǎn)生促進作用較大，而的促進作用則相對較小。因果關(guān)系檢驗結(jié)果分析從三組數(shù)據(jù)的因果關(guān)系檢驗結(jié)果可知，在的顯

32、著性水平下，、與均不是股價指數(shù)變化的因，而股票價格指數(shù)卻是變化的因。因此，股票價格指數(shù)與所在的系統(tǒng)中不僅存在長期穩(wěn)定關(guān)系，且股票價格指數(shù)還是變化的原因之一；而、雖分別與股票價格指數(shù)所在系統(tǒng)中存在協(xié)整關(guān)系，但、均不是股票價格指數(shù)變化的原因。綜合上述分析，本文可得出以下結(jié)論：（）貨幣供給對我國股票價格指數(shù)有影響，但不同層次的貨幣供應(yīng)量對股票價格指數(shù)的影響程度不同。通過對脈沖分析檢驗結(jié)果進行分析，得出、對股票價格指數(shù)影響遠小于，按對股票價格指數(shù)影響程度從高到低依次為、。、與股價指數(shù)都存在長期的均衡關(guān)系。長期來看，貨幣供應(yīng)量的增加必定會導(dǎo)致股票價格的變化。但在短期內(nèi)，、對股票價格偏離長期均衡的調(diào)整力度

33、都很小。其中協(xié)整分析檢驗結(jié)果表明，、與對股票價格指數(shù)都存在協(xié)整關(guān)系，且從長期來看，、對股票價格指數(shù)都有正向的促進作用，對股票價格指數(shù)有負向的抑制作用。政策與建議貨幣供應(yīng)量與股票市場價格存在長期均衡關(guān)系。從長期來看，貨幣供應(yīng)量的變化會引起股市價格的波動，對股市造成沖擊。股市的價格波動又會通過一定渠道引起貨幣供應(yīng)量的變化，這兩者之間相互影響。從另一方面來看，股票市場會傳導(dǎo)和“消耗”部分貨幣政策的執(zhí)行效率。因此，貨幣當局（中國人民銀行）在制定和執(zhí)行貨幣政策時應(yīng)充分考慮對股票市場的影響。我國股票市場雖然經(jīng)歷了二十多年的發(fā)展，融資額也達到了一定的規(guī)模，但是自身也存在著諸多問題。上市公司信息披露不規(guī)范、內(nèi)

34、幕交易盛行、投機行為嚴重等都直接制約了股票市場的健康發(fā)展。這些違規(guī)行為都會導(dǎo)致“市場失靈”，本來投資者可以通過公開透明的信息渠道分析股票的價值，由此來決定是否購買。還有，我國的股票市場參與者多為機構(gòu)投資者，居民投資額較小，因而在融資方面還具有很大潛在市場。結(jié)合本文的實證分析結(jié)果，我們提出以下幾條政策建議：貨幣當局（中國人民銀行）在制定和執(zhí)行貨幣政策時應(yīng)充分考慮對股票市場的影響。股票市場是宏觀經(jīng)濟的晴雨表，為保障國民經(jīng)濟的平穩(wěn)運行我們需要保證股票市場的健康發(fā)展。而過多的貨幣供給將會造成對股票市場的沖擊，使得股票市場頻繁波動，從而損害到實體經(jīng)濟。因此，國家在運用貨幣政策施行宏觀調(diào)控時，需要考慮到股

35、票市場的因素。（）加快市場公平公正建設(shè)，信息公開透明披露。亞當斯密提出，在一定條件下，市場是最有效率的分配方式。讓市場供需來決定股票市場價格，且是基于股票內(nèi)在價值的基礎(chǔ)上。同時還需完善和規(guī)范資本市場的信息披露，加強市場的公開透明建設(shè)。這樣我國的股票市場就能健康持續(xù)發(fā)展。融通貨幣市場和資本市場渠道，大力推進利率市場化改革。利率是聯(lián)接這兩個市場的樞紐，貨幣市場為股票巿場提供了充足的資金來源，它同時也是金融工具的定價基礎(chǔ)。而股票市場則更注重的是長遠投資和價值投資。因此，我們可以從以下方面逐步融通貨幣巿場與資本巿場的資金流動途徑：第一，在國內(nèi)建立統(tǒng)一的債券市場，促進利率市場化。第二，引導(dǎo)銀行信貸資金通

36、過合法渠道進入貨幣市場和資本巿場。第三，借鑒國外的金融創(chuàng)新工具，加強資金在兩個巿場的流動性。最后，引導(dǎo)金融市場利率市場化改革，增強利率對金融資產(chǎn)價格傳導(dǎo)的有效性。參考文獻白云淺析流動性過剩對我國股市的影響北方經(jīng)貿(mào)戴根有關(guān)于我國貨幣政策的理論與實踐問題，金融研究戴暉我國股票市場對貨幣需求和貨幣流通速度的影響研究，當代經(jīng)理人中旬刊段進我國股市與貨幣需求的相互影響分析及政策涵義財經(jīng)理論與實踐范曉清資產(chǎn)價格影響貨幣需求的實證分析一以中國實踐為例浙江金融高芳芳從貨幣內(nèi)生性論直接融資對貨幣供應(yīng)量的影響財貿(mào)研究黃達金融學(xué)中國人民出版社第版金德環(huán)我國證券市場價格與貨幣供給量互動關(guān)系的研究財經(jīng)研究李字鵬股票市場

37、影響貨幣需求的實證研究中國市場劉烷松中國貨幣供應(yīng)量與股市價格的實證研究管理世界：錢小安資產(chǎn)價格變化時貨幣政策的影響經(jīng)濟研究邵蔚貨幣流動性影響資產(chǎn)價格的理論探討財經(jīng)問題研究申建文中國股票市場對貨幣需求沖擊的實證研究甘肅金融石建民股票市場、貨幣需求與總量經(jīng)濟：一般均衡分析經(jīng)濟研究孫剛中國股票市場的發(fā)展對貨幣供給的影響統(tǒng)計與信息論壇萬解秋貨幣供給擾動與股票市場反應(yīng)廣東社會科學(xué)王來星貨幣需求結(jié)構(gòu)變動對物價影響到的實證分析上海金融王少平宏觀計量的若干前沿理論與應(yīng)用南開大學(xué)出版社王曉芳我國股票市場對貨幣需求的影響財經(jīng)科學(xué)王曉巍關(guān)于股票市場影響貨幣供給的原因及實證研究統(tǒng)計與決策魏永芬股票市場與貨幣需求東北財

38、經(jīng)大學(xué)學(xué)報吳云峰貨幣供給與投資者交易行為金融理論與實踐夏恩君貨幣供給量對資本市場收益的影響一基于中國股票市場的分析技術(shù)經(jīng)濟：肖才林股票市場對貨幣供應(yīng)量的影響分析金融教學(xué)與研究肖新成貨幣供給影響股票市場的協(xié)整分析南京財經(jīng)大學(xué)學(xué)報徐瓊股票價格與貨幣需求關(guān)系的實證分析商業(yè)研究易行健關(guān)于中國股票市場對貨幣需求總量與結(jié)構(gòu)影響的分析經(jīng)濟科學(xué)易行健關(guān)于中國股票市場對貨幣需求總量與結(jié)構(gòu)影響的分析經(jīng)濟科學(xué)余明桂我國股票市場與貨幣政策互動關(guān)系的實證分析金融與經(jīng)濟余元全股票市場發(fā)展對我國貨幣需求的影響甘肅社會科學(xué)曾志榮股票價格變化對我國貨幣需求的影響福建金融趙明勛中國股票市場發(fā)展與貨幣需求實證研究財貿(mào)研究朱道益我國

39、股票市場對貨幣需求影響的實證研究上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，：，“、”，Dhakal D，：一；，“”，：，“：”，：一，“”，：，“：”，：，“”，：，“：”：，“”：附錄附表各時間序列的月度數(shù)據(jù)時間上證綜指（億）（億）（億）（）2006.08 1658.64 24185.36 114845.67 327885.67 101.30 2.462006.09 1752.42 25687.38 116814.10 331865.36 101.50 2.402006.10 1837.99 24964.16 118359.96 332747.17 101.40 2.582006.11 2099.29 25527

40、.25 121644.95 337504.15 101.90 3.232006.12 2675.47 27072.62 126028.05 345577.91 102.80 2.402007.01 2786.34 27949.13 128484.06 351498.77 102.20 2.032007.02 2881.07 30627.93 126258.08 358659.25 102.20 3.032007.03 3183.98 27387.95 127881.31 364104.66 102.70 1.992007.04 3841.27 27813.88 127678.33 367326

41、.45 103.00 3.332007.05 4109.65 26727.97 130275.80 369718.15 103.40 2.362007.06 3820.70 26881.09 135847.40 377832.15 104.40 3.092007.07 4471.03 27326.26 136237.43 383884.88 105.60 3.112007.08 5218.82 27822.39 140993.21 387205.04 106.50 2.372007.09 5552.30 29030.58 142591.57 393098.91 106.60 4.752007.

42、10 5954.77 28317.78 144649.33 394204.17 106.50 3.842007.11 4871.78 28987.92 148009.82 399757.91 106.90 3.282007.12 5261.56 30334.32 152519.17 403401.30 106.50 3.312008.01 4383.39 36673.15 154872.59 417846.17 107.10 3.452008.02 4348.54 32454.47 150177.88 421037.84 108.70 3.282008.03 3472.71 30433.07

43、150867.47 423054.53 108.30 2.532008.04 3693.11 30789.61 151694.91 429313.72 108.50 3.202008.05 3433.35 30169.30 153344.75 436221.60 107.70 3.372008.06 2736.10 30181.32 154820.15 443141.02 107.10 3.442008.07 2775.72 30687.19 154992.44 446362.17 106.30 3.032008.08 2397.37 30851.62 156889.92 448846.68

44、104.90 3.262008.09 2293.78 31724.88 155748.97 452898.71 104.60 3.162008.10 1728.79 31317.84 157194.36 453133.32 104.00 3.082008.11 1781.16 31607.36 157826.63 458644.66 102.40 2.682008.12 1820.81 34218.96 166217.13 475166.60 101.20 1.562009.01 1990.11 41082.37 165214.34 496135.31 101.00 1.032009.02 2

45、082.85 35141.64 166149.60 506708.07 98.40 1.012009.03 2373.21 33746.42 176541.13 530626.71 98.80 0.992009.04 2477.57 34257.27 178213.57 540481.21 98.50 1.002009.05 2632.93 33559.52 182025.58 548263.51 98.60 1.002009.06 2959.36 33640.98 193138.15 568916.20 98.30 1.06512009.07 3412.06 34239.30 195889.

46、27 573102.85 98.20 1.622009.08 2667.74 34406.62 200394.83 576698.95 98.80 1.492009.09 2779.43 36787.89 201708.14 585405.34 99.20 1.572009.10 2995.85 35730.23 207545.74 586643.29 99.50 1.572009.11 3195.30 36343.86 212493.20 594604.72 100.60 1.462009.12 3277.14 38246.97 221445.81 610224.52 101.90 1.50

47、2010.01 2989.29 40758.58 229588.98 625609.29 101.50 1.522010.02 3051.94 42865.79 224286.95 636072.26 102.70 1.802010.03 3109.11 39080.58 229397.93 649947.46 102.40 1.672010.04 2870.61 39657.54 233909.76 656561.22 102.80 1.662010.05 2592.15 38652.97 236497.88 663351.37 103.10 1.952010.06 2398.37 3890

48、4.85 240580.00 673921.72 102.90 2.682010.07 2637.50 39543.16 240664.07 674051.48 103.30 2.112010.08 2638.80 39922.76 244340.64 687506.92 103.50 1.922010.09 2655.66 41854.41 243821.90 696471.50 103.60 2.482010.10 2978.84 41646.21 253313.17 699776.74 104.40 2.062010.11 2820.18 42252.16 259420.32 71033

49、9.03 105.10 2.062010.12 2808.08 44628.17 266621.54 725851.79 104.60 4.542011.01 2790.69 58063.94 261765.01 733884.83 104.90 4.552011.02 2905.05 47270.24 259200.50 736130.86 104.90 4.062011.03 2928.11 44845.22 266255.48 758130.88 105.40 3.202011.04 2911.51 45489.03 266766.91 757384.56 105.30 3.862011

50、.05 2743.47 44602.83 269289.63 763409.22 105.50 2.982011.06 2762.08 44477.80 274662.57 780820.85 106.40 3.262011.07 2701.03 45183.10 270545.65 772923.65 106.50 3.522011.08 2567.34 45775.29 273393.77 780852.30 106.20 3.542011.09 2359.22 47145.29 267193.16 787406.20 106.10 3.542011.10 2468.25 46579.39 276552.67 816829.25 105.50 3.172011.11 2333.41 47317.26 281416.37 825493.94 104.20 3.262011.12 2199.42 50748.46 289847.70 851590.90 104.10 3.502012.01 2292.61 59820.72 270010.40 855898.89 104.50 4.552012.02 2428.49 51448.78 270312.11 867171.42