【正文】 息是否有助于提高對股市的預測能力呢 為了將研究做得比較細致 我們同時對lnSZSA分別與lnM0SAlnM1SAlnM2SA做了GRANGER因果關系檢驗 結果如下表33 lnSZSA與lnM0SA的Granger因果關系檢驗 Null Hypothesis Obs FStatistic Probability LNM0SA does not Granger Cause LNSZSA 121 060644 054701 LNSZSA does not Granger Cause LNM0SA 163274 017617 注顯著性水平表示接受零假設的概率數(shù)字越小說明自變量預測因變量的能力越強下同 表34 lnSZSA與lnM1SA的Granger因果關系檢驗 Null Hypothesis Obs FStatistic Probability LNM1SA does not Granger Cause LNSZSA 121 256811 008103 LNSZSA does not Granger Cause LNM1SA 559769 000678 表35 lnSZSA與lnM2SA的Granger因果關系檢驗 Null Hypothesis Obs FStatistic Probability LNM2SA does not Granger Cause LNSZSA 121 197079 016184 LNSZSA does not Granger Cause LNM2SA 333112 002819 表33至表35說明lnM0SA不是lnSZSA的Granger原因但lnSZSA在1762的顯著性水平下是lnM0SA的Granger原因且lnSZSA分別在0678282的顯著性水平下是lnM1SAlnM2SA的Granger原因同時lnM1SAlnM2SA分別在8101618的顯著性水平下是lnSZSA的Granger原因說明我國股市和M1M2之間存在著雙向Granger因果關系從不同層次的貨幣供應量來看其與股市價格的相關程度是不一樣的其中狹義貨幣供應量M1與股市價格的關系最密切在a 8103的顯著性水平上 M1是股市價格的變動原因而其他層次的貨幣供應量M0M2與股市價格的關系則相對不夠顯著表33表34表35揭示的股市價格與貨幣供應量之間的互饋關系也表明一旦貨幣供應量增加將明顯引致而股市價格上升又會在一定程度上推動股市中貨幣供應量進一步增加二者相互影響互相強化形成了一個復雜的循環(huán)變動因此貨幣政策 貨幣供應量 與股票市場的關系可以定性為互為因果關系4協(xié)整檢驗 1 協(xié)整檢驗基本思想從上面單位根檢驗結果我們可以看出lnSZSAlnM0SAlnMlSAlnM2SA是非平穩(wěn)的而DlnSZSAlnM0SAlnMlSAlnM2SA是平穩(wěn)的也就是說lnSZSAlnM0SAlnMlSAlnM2SA都是一階單整I l 為了用lnM0SAlnMlSAlnM2SA的變動說明lnSZSA的變化我們還要知道他們之間是否具有長期穩(wěn)定的關系只有存在長期穩(wěn)定的關系才有可能預測lnM0SAlnMlSAlnM2SA以及l(fā)nSZSA的關系這里我們用到協(xié)整檢驗本文采取的是由Engle和Granger提出的協(xié)整檢驗方法協(xié)整理論的思想是自變量和因變量之間存在協(xié)整關系也就是說因變量能被自變量的線性組合所解釋兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關系因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列這個殘差序列應該是平穩(wěn)的因此檢驗一組變量之間是否存在協(xié)整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)序列 檢驗的主要步驟如下①若k個序列和都是一階單整序列建立回歸方程 4模型估計的殘差為 5②檢驗殘差序列是否平穩(wěn)也就是判斷序列是否含有單位根此時可以采用上節(jié)ADF檢驗來判斷殘差序列是否平穩(wěn)的如果殘差序列是平穩(wěn)的則可以確定回歸方程中的k個變量 之間存在協(xié)整關系并且協(xié)整向量為 其中 1否則 之間不存在協(xié)整關系如果殘差序列是平穩(wěn)的則回歸方程的因變量和解釋變量之間存在穩(wěn)定均衡關系 2 協(xié)整檢驗實證結果表36lnSZSA 與lnM0SAlnM1SAlnM2SA的OLS回歸結果變量 系數(shù) 變量 系數(shù) 變量 系數(shù) C 1303849 C 1471569 C 1411781 lnM0SA 0623530 lnM1SA 0527859 lnM2SA 0490381 記它們回歸的殘差項為ET0ET1ET2 對他們進行ADF檢驗經嘗試一個不包括截距項趨勢項與差分滯后項檢驗模型如表37所示表37 ET0ET1ET2 的單位根檢驗變量 ADF統(tǒng)計值 1臨界值 5臨界值 10臨界值 ET0 3357592 25838 19428 16172 ET1 2660183 25838 19428 16172 ET2 2634885 25838 19428 16172 由此知 lnSZSA分別與lnM0SAlnM1SAlnM2SA存在 1 1 階協(xié)整關系這里我們可以得到lnSZSA與lnM0SAlnM1SAlnM2SA都具有協(xié)整關系也就是說協(xié)整檢驗結果lnM0SAlnM1SAlnM2SA都是平穩(wěn)的在VAR模型中不會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象實證分析結果表明貨幣供應量與股票價格存在長期的協(xié)整關系因此 將殘差序列分別作為誤差修正項可建立誤差修正模型 表38 誤差修正結果變量 系數(shù) 變量 系數(shù) 變量 系數(shù) Dlnm0sa 0046030 Dlnm1sa 0039616 Dlnm2sa 2360121 ET00 0030842 ET11 0033338 ET22 0033784 其中ETOOET11ET22分別是ET0ET1ET2的一階滯后 根據(jù)結果可知 貨幣供應量M0M1M 2 對SZSA的短期彈性分別為004600396236長期彈性分別為0623505278604904 誤差修正項的系數(shù)為負 符合反向修正機制 模型中的非均衡誤差系數(shù)分別為 00308 00333 00338意味著上一年度的非均衡誤差以308 333 338 的比率對對本年度的上證綜合指數(shù)做出反向修正我們運用格蘭杰因果檢驗協(xié)整的時間序列分析方法對貨幣供應量和股市價格之間的關系進行實證研究可以看出股市價格與不同層次的貨幣供應量之間存在長期穩(wěn)定關系并且M0M2對股市價格有較弱的反饋作用而M0不是SZ的Granger原因但是股市價格卻是貨幣供給量M0M1M2的格蘭杰原因對貨幣供應量有較大影響四結論與政策建議1貨幣供應量對我國股票市場影響的結論 本文運用貨幣經濟學與金融經濟學的研究方法采用月度數(shù)據(jù)對我國貨幣政策的變化與股票價格指數(shù)的關系進行了系統(tǒng)的分析得出相應的結論最后在全文分析的基礎上提出相關的政策建議1貨幣政策與股票市場是否存在長期穩(wěn)定的關系問題 回顧歷次的股票價格上漲和下跌的波動過程我們不難得出這樣的結論貨幣供應量變化對股票價格的波動起到至關重要的作用具體說來在股票價格上漲過程中貨幣供應量總是處于增長狀態(tài)而當股票價格膨脹到一定程度時貨幣供應量的緊縮會造成股票價格的下跌乃至暴跌 由前面的協(xié)整檢驗可知股市價格與不同層次貨幣供應量之間均存在著長期穩(wěn)定的均衡關系同時協(xié)整檢驗也表明股市價格和貨幣供應量都具有平穩(wěn)性且在長期中二者在統(tǒng)計上是高度相關的當然貨幣政策對股票市場的影響在同一國家的不同時期會呈現(xiàn)不同的變化呈現(xiàn)這種特征的主要原因在于股票市場在經濟中所占的規(guī)模大小以及股票市場的波動程度例如市場有效性市場規(guī)模的變化等都是市場對貨幣政策信息接受和反饋的重要影響因素2貨幣供應量對股票市場影響力度問題 通過前面的實證分析我們知道股市價格與貨幣供應量之間存在著相互反饋作用股市價格對不同層次的貨幣供應量的影響效果是不同的對股票價格指數(shù)關系密切的狹義貨幣供應量M1的影響最大M2M0的影響就相對較弱股票市場價格指數(shù)波動對貨幣供應量產生結構性沖擊股市價格上升會使狹義貨幣增長相對較快導致貨幣流動性增強反過來狹義貨幣增長首先體現(xiàn)在公眾擁有更多的貨幣為了取得一定的回報率公眾希望自己的貨幣資產轉化為以股票資產為主的金融資產來獲得一定的收益率股票市場現(xiàn)金流入會出現(xiàn)增多因此會導致股票市場價格指數(shù)的上漲因此我們現(xiàn)在可以得出這樣的結論貨幣政策影響股票市場回報率和波動性一般說來寬松的貨幣政策提高股票回報緊縮的貨幣政策降低股票回報而對于波動性而言貨幣政策波動性對股市