股票市场发展与货币需求

6.2　股票市场发展与货币需求

根据理论分析可知，股票市场发展对货币政策效率的影响是多方面的。首先，股票市场的发展既会影响微观经济主体货币需求的总量，也会影响货币需求的结构，狭义货币（M₁）和广义货币（M₂）需求将受到不同的影响。其次，股票市场的发展使微观经济主体既产生了增加货币需求的因素，同时也有减少货币需求的因素。因此，货币需求总量如何变化将取决于这些因素的综合作用。

当前，国外学者对该问题进行了大量的研究，由于在理论基础、前提假设和样本选择上存在很多区别，他们所得出的结论也大相径庭，目前主要有三种观点。第一种观点认为，股票市场对货币需求没有影响，因而对货币政策也没有明显的直接影响。Choudhry，T.（1996）采用1955—1989年的季度指标研究了股票市场对美国和加拿大的货币需求的影响，结果显示，股票价格的上涨在长期中提高了美国的M₁和M₂的需求，但在加拿大，股票价格的上升只提高了对狭义货币M₁的需求，对广义货币M2的需求没有影响。Thornton，J.（1998）研究了德国1960—1989年的货币需求问题，他发现实际股票价格对长期实际M₁需求函数具有显著的影响，财富效应极其明显。Carpenter，S.B.和Lange，J.（2002）运用美联储的MPS模型，研究了美国股票市场发展对公众货币需求的影响，发现以股票价格波动对美国的M₂需求有显著的影响，两者表现出正相关关系。第二种观点认为，股票价格的上涨会降低货币需求。米尔顿·弗里德曼（1988）回顾了有关货币需求的模型，他指出过去的货币需求模型主要从财富总量和股票收益率等两个方面考虑了股票市场的影响。他采用1951年到1986年的季度数据进行分析，发现股票价格的上涨在短期内降低货币需求，在长期中会提高货币需求。但是，他对1886年以来的长期数据的研究却表明，股票价格的上涨会降低货币需求。此外，IMF（1991）一项研究显示，非货币类金融资产的收益率与广义货币需求间具有负的相关性。第三种观点认为股票价格与货币需求之间没有明显的联系。Allen，S.D.和Connolly，R.A.（1989）分析了1961—1984年的货币需求的季度指标，他们发现股票收益率对货币需求的影响不显著，但家庭财富数量对货币需求却存在明显的影响。Dow，J.P.，Jr.和Elmendorf，D.W.（1998）利用月度指标分析了股票市场对货币需求的影响，他们的研究结果表明，股票市场月度指标的变化对货币需求没有显著的影响。

以下将利用中国的实证数据，分别分析股票市场发展对狭义货币需求和广义货币需求的影响。

6.2.1　股票市场与货币需求的相关分析

首先采用相关分析对股票市场发展与货币需求的关系进行初步分析。在相关分析中，本章选择1年期人民币存款利率表示利率水平，这是因为对于微观经济主体来说，存款利率的变动将影响他们持有不同资产的成本和收益，这又会影响他们对货币的需求。表6.1显示的是相关分析的结果。从表6.1可见，M₁、M₂与股票市场价格指数之间存在正相关关系，而且可以在1%的水平上通过显著性检验。相关系数分别为0.554和0.547，说明股票市场价格指数与货币需求之间存在中度正相关关系，股票市场价格指数上涨时，微观经济主体对狭义货币和广义货币的需求都会增加，但增加的程度存在细微的差别。表6.1还显示了利率、消费、消费者物价指数（CPI）与货币需求之间的关系，结果表明，这些变量对货币需求的影响与传统理论结论一致。物价指数与狭义货币、广义货币需求之间存在中度负相关关系，利率与狭义货币、广义货币之间存在高度负相关关系，相关系数都可以在1%的水平上通过显著性检验。消费与M₁、M₂之间存在高度正相关关系，相关系数分别达到0.933和0.921，可以通过显著性检验。由此可见，从1996年1月到2004年4月，上海股票市场价格指数、物价水平、利率和消费与货币需求存在一定的联系，与其他一些经济指标一样，中国股票市场已经成为影响货币市场的重要因素。

表6.1　股价指数与货币需求等指标的相关系数

＊＊表示在1%的水平上显著，样本数为100。

中国股票市场的发展不是一帆风顺的，而是经历了许多波折。从1996年1月到2004年4月间，中国股票市场的发展经历了一个起伏，股票市场价格指数从1996年1月的500多点涨到2001年6月的2 200多点，随后又下降到2004年4月的1 500多点。在不同的阶段里，股票市场的功能发挥是不同的，股票市场对微观经济主体的经济生活的影响也存在差异，因此，有必要分阶段研究股票市场与货币需求的关系。我们以2001年6月中国股票市场价格指数上升到最高点为界，分两个时间段考察股票市场与货币需求等变量的相关系数（见表6.2）。

表6.2　分阶段相关分析

样本数：1996.1—2001.6为66；2001.7—2004.4为34。

表6.2显示的是分阶段的股票市场价格指数与货币需求的相关系数。从1996年1月到2001年6月，股票市场价格指数与货币需求之间存在高度正相关关系。与M₁、M₂的相关系数均为0.931，而且都可以在1%的水平上通过显著性检验。与表6.1中的结果相比，股票市场价格指数与货币需求的相关系数提高了更多。由此可见，在这段时间里，尽管中国股票市场也存在很多问题，但总体上说，股票市场发展迅速，市场交易者人数大幅上升，上市公司的数量不断增加，股票市场在经济生活中的地位不断提高。在这一阶段，股票市场制度建设也取得了一定的成果，一大批法规也得以制定和实施。在这种情况下，社会预期乐观，为了进行股票投资，微观经济主体对货币的交易性需求增加，股票市场与货币需求的相关性很高。

表6.2还显示，从2001年7月开始，中国股票市场价格指数不断下挫，股票市场与货币需求之间的关系也有所改变，股票市场价格指数与货币需求的相关系数由正变负。股票市场价格指数与M1和M2的相关系数分别为－0.496和－0.467，都可以在1%的水平上通过显著性检验，股票市场与货币需求之间存在中度负相关关系。与前一阶段相关分析的结果相比，股票市场价格指数与货币需求的相关度降低，相关系数的符号也发生了改变。这种情况说明，在经历了快速增长的阶段之后，中国股票市场所积累的问题开始显现与爆发，对微观经济主体的行为和预期都产生了负面影响，改变了股票市场与货币需求的关系。

相关分析的结果表明，中国股票市场的发展与货币需求之间存在一定的联系，股票市场的发展状况也是影响货币需求的重要因素。

6.2.2　对狭义货币需求的误差修正模型分析

中国股票市场发展与货币需求之间存在一定的联系，那么中国股票市场究竟对货币需求有多大的影响呢？这也是股票市场影响货币政策效率问题中的一个核心课题。

要分析股票市场对货币需求的影响，就必须确定影响货币需求的主要因素。理论研究的结果表明，影响名义货币需求的主要因素有物价因素、机会成本因素、股票市场因素、规模变量因素（收入或财富等）等。由于消费者物价指数直接影响微观经济主体的生活，在经济生活中具有重要的意义，此外，消费者物价指数的走势还影响微观经济主体的预期，关系到消费者对货币、消费品等资产的偏好程度，因此我们以消费者物价指数（CPI）衡量物价水平变动对货币需求的影响。在误差修正模型的分析中，我们继续以上海股票市场价格指数作为股票市场变量，衡量股票市场的变动情况。我们选择1年期存款利率作为机会成本变量，以反映微观经济主体持有M₁的机会成本。

货币需求函数中规模变量的选择也是一个受到广泛关注的问题，Goldfeld和Sichel（1990）、Judd和Scadding（1982）等人曾经回顾了到目前为止采用过的各种方法。他们发现，包括GDP在内的收入指标是最常用的规模变量，但是许多人认为财富指标或者永久收入指标是更好的规模变量。Bomberger（1992）发现无论是财富还是收入的横截面数据的显著性都很好，但是，与收入相比，财富更难以考察，而且具有更高的变动性，因此在实证研究中往往不采用财富指标。但是，许多学者认为，尽管财富难以衡量，但是消费与财富之间存在稳定的联系，消费是恒久财富的一个良好的替代指标。Elyasiani和Nasseh（1994）检验了收入和消费哪一个是更好的衡量财富的指标，他们发现在M1的需求模型中，以消费作为财富替代指标的效果更好，而在M₂的需求模型中，消费和收入作为替代指标的效果相差无几。联邦储备委员会的模型（MPS）使用名义GDP来预测长期均衡关系，然而在动态预测中他们还是采用消费指标来衡量财富水平，MPS特地指出选用消费指标可以改善模型的拟合效果。因此，以下将选择消费作为影响货币需求的规模变量。

以上很多变量存在明显的季节性特征，为了消除季节性波动对实证分析结果造成的偏差，我们先运用Multiplicative方法对各变量进行季节调整，再以季节调整后得到的指标作为分析对象。在以上变量中，人民币存款利率是由官方制定的，其变化与时间无关，不存在季节波动问题，因此无须进行季节调整。

在宏观经济指标的时间序列分析中，由于许多变量并非平稳变量，直接对这些变量进行分析可能会产生分析结果的非有效性问题，因此，必须对这些变量进行平稳性检验，即进行单位根检验，并选择具有同阶单整的变量进行分析。对以上各项指标季节调整值进行的单位根检验结果见表6.3。运用ADF方法进行的单位根检验结果表明，各项指标的原序列都不能通过ADF检验，都是非平稳序列。对这些指标取一阶差分再进行检验，结果表明，这些指标的一阶差分都可以在1%的显著性水平上通过ADF检验。由此可见，这些指标都是一阶单整序列。

表6.3　对有关变量进行单位根检验

＊＊表示可以在1%的显著性水平上通过ADF检验。

为了探讨股票市场价格指数与M₁的季节调整指标之间的因果关系，判断中国股票市场发展是否是影响货币需求的原因，我们在单位根检验的基础上再进行Granger因果检验，结果见表6.4。其中，M1SA、INDSA分别表示狭义货币（M₁）需求和上海股票市场价格指数的季节调整值。从检验结果看，在采用滞后4个月的指标进行分析时，因果检验的F检验值为2.556 03，P值为0.044 37，表明采用滞后4阶的指标时，股票市场价格指数的季节调整值是影响M₁季节调整值的原因。P检验值小于0.05，说明Granger因果检验的显著性很好，可以在5%的水平上通过检验。

表6.4　Granger因果检验（滞后4阶）

样本数为96。

Granger因果检验的结果表明，中国股票市场的发展是导致狭义货币需求的季节调整值变动的原因，由此可见，中国股票市场的发展已经影响了货币政策效率。但是，Granger因果检验无法解释股票市场在多大程度上影响了货币需求，以及股票市场的发展是否增加了微观经济主体的货币需求，而这关系到股票市场发展在货币政策实施过程中究竟起到了什么作用。因此，我们再利用误差修正模型（VEC）模型分析股票市场、利率、居民收入和物价水平对货币需求的具体影响。

误差修正模型分析要求各变量之间存在协整关系，因此，在进行误差修正模型分析之前，有必要对有关变量进行Johansen协整检验。这样，就可以判断狭义货币需求、股票市场等变量之间是否具有稳定的关系，即是否具有协整关系，只有当它们之间具有协整关系时，才能利用误差修正模型进一步确定这种长期均衡关系的形式。

表6.5显示的是对狭义货币需求、股票市场价格指数、物价水平、消费等变量的季节调整指标以及利率指标的协整分析结果。从检验结果可以发现，在各似然比统计量中，只有第一个似然比统计量大于1%显著性水平的临界值，因此，只有第一个原假设可以在1%的水平上被拒绝。这说明了在1%的显著性水平上，各变量之间有且仅有一个协整关系，也就是说，狭义货币需求、股票市场价格指数、消费者物价指数、社会消费品零售总额等变量的季节调整指标以及1年期存款利率指标之间存在长期稳定的均衡关系。

表6.5　Johansen协整检验结果

＊表示在5%的水平上显著；＊＊表示在1%的水平上显著。

表6.6给出了这些指标之间的标准化协整系数，其中CPISA、CONSSA和INT分别表示消费者物价指数和消费品零售总额的季节调整值以及1年期人民币存款利率。根据这些系数，可以写出这些指标的协整关系数学表达式，并在此基础上进行VEC模型的估计。

表6.6　标准化协整系数

以VECM1表示协整关系的数学表达式，由表6.6.得

再对VECM1序列进行单位根检验，其ADF检验值为－4.373 013，可以在1%的水平上通过检验，表明VECM1是平稳序列。同时，VECM1的值在0上下波动，验证了协整关系的正确性，说明了中国股票市场的发展已经影响了微观经济主体的货币需求，股票市场的变动将引起狭义货币需求的变化。

在此基础上再根据以上各变量建立误差修正模型，得到关于M₁季节调整值的矩阵化估计结果为

其中，上标“＊”表示该系数可以通过T检验，X表示矩阵［M1SA，

CPISA，INDSA，CONSSA，INT］的转置矩阵，得到的修正误差模型调整后R²为0.24。

从模型的结果看，股票市场价格指数的滞后一阶差分对狭义货币需求差分的影响系数小于0，但不能够通过系数的显著性检验；股票市场价格指数滞后二阶差分对狭义货币需求差分的影响系数大于0，且可以通过显著性检验。这种情况说明，短期内，股票市场价格指数的上升可能会促使微观经济主体减少货币需求，进行股票投资。但是，长期内，股票市场价格指数的上升将增加金融财富，从而提高货币需求。同时，滞后一阶的VECM1的系数也大于0，且能够通过系数的显著性检验，同时，在协整关系式中，股票市场价格指数的系数为0.271 832，因而滞后一阶的股票市场价格指数对狭义货币需求的影响也是正方向的，表明股票市场规模越大，以股票形式持有的金融财富价值越大，狭义货币需求就越多。这种情况说明，总体上看，股票市场价格指数的变化对狭义货币需求存在一定的正面影响，股票市场价格指数的上升将加大狭义货币需求，这个结论和石建民（2001）的结论相同。但是，误差修正模型调整后R²只有0.24，解释力不强，表明股票市场对货币需求的影响并不强烈。由此可见，中国股票市场对狭义货币需求存在正向的影响，但总体上看，这种影响并不强，股票市场发展还不是引起我国狭义货币需求变化的主要因素。

向量误差修正模型说明了中国股票市场的短期变动对货币政策效率的影响。但是，随着我国股票市场的发展，货币政策受到的影响必然越来越大，股票市场对货币政策的影响必然是长期的，因此，必须考察股票市场长期发展对狭义货币需求的影响。相关分析已经初步说明，股票市场对货币政策的影响在不同的时间里是存在差异的。通过修正误差模型，我们生成了狭义货币需求季节调整值的脉冲响应图（见图6.1），以分析股票市场发展在不同时间中对狭义货币需求的影响。

图6.1　M1SA的脉冲响应图

从图6.1所显示的狭义货币需求对股票市场价格指数变化的脉冲响应图可见，当股票市场价格指数出现标准差新息（innovation）冲击后，狭义货币需求的反应在不同的时间里存在一定差异。在股票市场价格指数波动之初，狭义货币需求先是出现负向反应。但是，这种负向反应仅维持1个月左右，从第2个月开始，狭义货币需求开始出现强烈的正向反应。在第5个月，正向反应的幅度有所下降。但是从第6个月起，又转为缓慢上升的正向反应。脉冲响应图表明，股票市场的短期变化对狭义货币需求的影响是不稳定的，狭义货币需求将出现较大幅度的起伏，不利于货币政策的顺利实施。但是，当股票市场长期发展引起股票市场价格指数持续上升时，全社会金融财富总量不断增加，狭义货币需求也将稳定上升。在这种情况下，为了满足经济发展对货币的需求，货币当局就必须密切关注股票市场的发展，适时地调节货币供给。

股票市场发展对货币需求的影响在不同时间里存在方向性的差异，同时在影响狭义货币需求的各因素中，股票市场价格指数的重要性也是不断变化的。我们还利用方差分解（variance decomposition）方法，分析了包括股票市场在内的不同因素对狭义货币需求波动的影响，并考察了这些因素在不同时间里的重要性。其中狭义货币需求波动是根据误差修正模型得到的预测误差，分析结果见表6.7。

表6.7　对M1SA的方差分解表

从方差分析表可见，股票市场对货币需求方差的影响并不大，与其他因素相比，股票市场的变化还不是引起狭义货币需求变动的主要因素。在第2个月，股票市场价格指数仅能解释狭义货币需求变动的0.47%左右，第4个月达到0.876%，到第9个月以后将达到1%。这说明中国股票市场的发展对狭义货币需求的影响程度在不断加大，但是，在现阶段，由于中国股票市场还有待进一步发展，与其他因素相比，股票市场对狭义货币需求的影响并不大。在其他各项指标中，消费对狭义货币需求方差的影响较大，这是因为随着微观经济主体的收入和财富的增加，其消费将提高，同时货币需求也会上升。到第10个月，消费对狭义货币需求标准差的影响可以解释标准差变动的9.8%左右。消费者物价指数对狭义货币需求方差也具有一定影响，且影响程度不断提高。相反，利率对狭义货币需求的影响比较低，而且影响程度从第2个月开始不断下降。显然，在我国当前的经济体制和经济发展阶段，微观经济主体的狭义货币需求受官方制定的利率的影响不大，而更多地受到财富和价格水平的影响，股票市场的影响也在不断上升。

由以上分析可见，中国股票市场的发展已经对狭义货币需求产生了正向影响，但是，其影响程度并不大。短期内，股票市场对狭义货币需求的影响是不确定的，但股票市场的长期发展将对狭义货币需求产生正向的影响。随着中国股票市场的不断发展，股票市场对狭义货币需求的影响也将越来越大。实际上，随着中国股票市场的不断发展，股票市场与货币需求之间的关系越来越显著，从早期的不相关（钱小安，1998）逐渐发展到两者之间存在一定的联系（蒋振声、金戈，2001）。

6.2.3　股票市场发展对广义货币需求的影响

我们对M₂季节调整值的Granger因果检验却没有发现两者间的因果关系，这说明了中国股票市场的发展对广义货币并没有产生显著的影响。为了验证股票市场和广义货币需求之间是否存在稳定的联系，我们仍然对M₂的季节调整值和股票市场价格指数等变量进行了Johansen协整检验，结果见表6.8。其中，M2SA表示广义货币的季节调整值，其他符号的含义不变。

表6.8　对M2SA等进行的Johansen协整检验

＊表示在5%的水平上显著；＊＊表示在1%的水平上显著。

从检验结果可见，有两个似然比统计量大于1%显著性水平的临界值，因此，这两个原假设可以在1%的水平上被拒绝。检验结果表明，在1%的显著性水平上，这些变量之间有两个协整关系，证明了广义货币需求、股票市场价格指数、消费者物价指数、社会消费品零售总额等变量的季节调整指标以及1年期存款利率指标之间不存在长期稳定的均衡关系。这是因为影响广义货币的因素很多，在中国股票市场当前的发展程度下，与储蓄存款等相比，股票还不是微观经济主体金融资产的主要持有形式，中国股票市场还没有对广义货币需求产生系统影响。因此，股票市场价格指数与广义货币需求之间的关系是不稳定的，在不同的时间和经济发展状况下，两者之间的关系也是不同的。此外，从2001年7月开始，股票市场交易保证金计入M₂，使M₂的计量方法发生变化，这也是引起股票市场与M2关系变化的重要原因。

对货币需求的研究表明，中国股票市场的发展已经影响了狭义货币需求，股票市场价格指数的短期变动将引起狭义货币需求的波动，而股票市场价格指数在长期中的持续上升将引起狭义货币需求的稳定增加，但是影响程度还很小。另外，股票市场价格指数与广义货币需求之间还没有稳定的联系。货币需求对货币政策效率具有重大的影响，关系到货币政策能否生效，因此，股票市场的发展情况已经成为中国货币政策实施过程中必须考虑的一个因素。