我国货币政策对股票市场影响的研究

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山东大学硕+学位论文中文摘要经过二十多年的快速发展，我国股票市场融资规模不断扩大，参与者人数日益增加，在金融活动中的地位不断上升，与实体经济的联系也更加紧密。而货币政策是我国一个重要的宏观调控手段，广大学者和国家货币当局也逐渐关注货币政策对股票市场的影响问题，因此研究我国货币政策对股票市场的影响具有重要的理论与现实意义。本文以我国货币政策对股票市场的影响作为研究对象，采用Sims(1980)提出的向量自回归模型，即VAR模型和我国货币供应量、利率和上证综指1998年1月-2010年12月之间的数据，并引入汇率、股票市场规模、经济增长、通货膨胀等多个指标进行综合分析，发现只有利率是上证综指的Granger成因，狭义货币供应量、广义货币供应量都不是，狭义货币供应量、广义货币供应量对上证综指的影响不大且狭义货币供应量、利率的影响方向不确定，只有广义货币供应量对上证综指的影响方向确定。考察完整个样本期间后，以2005年4月30日股权分置改革试点正式启动为标志事件，将样本期间分为1998年1月一2005年4月和2005年5月一2010年12月两个子样本，考察股权分置改革前后我国货币政策对股票市场的影响。研究发现，股权分置改革前后，利率均是上证综指的Granger成因，狭义货币供应量、广义货币供应量都不是。股权分置改革后，狭义货币供应量对上证综指预测方差的解释力度加大了，相反的，利率的解释力度却变小，股权分置改革后，广义货币供应量与上证综指之间不存在协整关系。研究结果表明，现阶段我国货币政策仍应以利率作为主要调控工具，同时加强对狭义货币供应量的关注，央行应该关注股票市场变化而不是盯住股票市场。关键词：股票市场；协整检验；向量自回归模型 ABSTRACTChina’sstockmarkethasachievedgreatdevelopmentovel"thepast20vears：itsImancingscalehasbeencontinuouslyexpanding，thenumberofitsparticipantshasbeenincreasing，itspositioninfinancialactivitiesisontherise，anditisassociatedmuchcloserwiththeentityeconomy．Ontheotherhand，aSanimportantmaCr0’controlmeansofourcountry,monetarypolicyandtheeffectsithasuponthestockmarketbecomeanincreasingconcemamongscholarsandnationalmonetaryauthorities．ThestudyoftheeffectsofChinesemonetarypolicyonChinesestockmarketis，therefore，ofimportanttheoreticalandpracticalsignificance．ThispaperemploystheVARmodel，whichWaSproposedbySimsin1980．tostudytheinfluenceofChina’SmonetarypolicyonChinesestockmarket．Exchangerate，thestockmarketsize，economicgrowth，inflationandotherindicatorsareappliedtothecomprehensiveanalysisoftherelationshipamongmoneysupply,inter℃stEate．andtheShanghaicompositeindexfromJanuary1998toDecember2010ItisfoulldthatinterestrateISthesolegrangercauseoftheShanghaicompositeindex．whileboththenarrowmoneysupplyandthebroadmoneysupplyhavelittleeffectontlleShanghaicompositeindex．Besides，onlythedirectionoftheinfluenceofthebroadmoneysupplyonShanghaicompositeindexiSdefined．Duringtheentiresampleafterinvestigation，thispaperusesofficiallylaunchedpilotseparationreformprojectswhichhappenedinApril30，2005formarkevents．thesampleperiodsISdividedmtotwoSOILSsample：January1998toApril2005andMay2005-December2010，tostudytheinfluenceofChina’Smonetarypolicvonthestookmarketbeforeandaftershare—tradingreformThestudyfound．beforealldaRershare’tradingreform，interestrateistheShanghaicompositeindexgrangercauses．thenarrowmoneysupplyandthebroadmoneysupplyisnot．Aftershare．tradingreform。thenarrowmoneysupplyincreasesthevarianceexplanationoftheShanghaicompositeindexexplanation，onthecontrary，interestrate’SexplanationWassmaller,andthecointegrationrelationbetweencompositeindexdoesnotexist．thebroadmoneysupplyandtheShanghaiTheresultsofthestudyshowthat，atthisstageofChina’smonetarypolicyisstillshouldwithinterestratesasmaincontroltool，whilestrengtheningthemoneysupplytospecialattention，thecentralbankshouldpayattentiontothestockmarketchangeandnotpeggedtothestockmarket．Keywords：Stockmarket；Cointegrationrelation；VectorAutoregressivemodelII 山东大学硕十学仲论文1．1研究背景与目的第一章绪言随着资本市场的深化和广化，特别是股票市场的不断发展，资产价格对实体经济的影响逐渐加大，对货币政策提出了一序列新的挑战。其中1980年代后期到90年代初期出现的日本泡沫经济，在资本市场泡沫挤破，资产价格急剧下跌的情况下，导致了日本经济的大倒退。而引发日本出现经济泡沫的重要原因是日本扩张的持续的货币政策。因此货币政策与股票市场之间的关系值得我们思索。1984年，在我国建立资本市场的构想被提出，同年11月18日，上海飞乐音响股份公司成功发行一万股。1986年9月26日，中国工商银行上海信托投资公司静安分公司成立，标志着我国股票交易的开始。1990年12月19日和1991年7月3日，上海证券交易所和深圳证券交易所分别正式开业，标志着我国股票交易进入集中交易的时代。经过几十年的积累，我国股票市场取得了较大的发展。截止到2010年12月，上交所和深交所A股流通市值分别达到141330．23亿元和31430．91亿元，占到GDP的43．41％；境内上市公司也从1992年的53家上升到1998年的851家，2010年末达到2063家；股票投资者开户数到2010年末己达13391．04万户，参与者人数急剧上升。从上面的数据可以看到我国股票市场发展迅速，成为国际资本市场的一股重要力量，对我国的宏观经济影响越来越大，因此研究我国货币政策对股票市场的影响有重要意义。股票市场对经济发展的作用逐渐加大，股票价格的波动影响了经济的运行和广大居民投资者的财产，因此研究我国货币政策对股票市场的影响对经济的稳定有理论和实践上的必要性。1．2研究方法本文采取理论研究、实证分析、比较研究相结合的方法来分析我国货币政策对股票市场的影响。首先从理论层面深入探究了货币政策的股票市场传导机制，详细解释了货币政策(货币供给量和利率)如何影响股票市场。中国股票市场发展l 山东大学硕十学何论文已有几十年，已经具备了实证分析条件，本文选取1998年1月一2010年12月的月度数据，运用向量自回归模型，考察货币政策对股票市场的长期影响，并对模型估计结果进行实证分析。股权分置改革是中国证券市场影响深远的改革举措，文章采用向量自回归模型，以股权分置改革时间为界点，将1998年1月-2010年12月分成1998年1月一2005年4月和2005年5月-2010年12月两个时间段，实证检验股权分置改革前后货币供给量和利率对股票市场影响的不同。1．3研究设计与本文结构本文主要研究我国货币政策对股票市场的影响。通过选择向量自回归模型，即VAR模型估计货币政策对股票市场的长期影响，通过ADF单位根检验、Johansen协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应函数、方差分解等来分析货币政策对股票市场的影响。文章的结构安排如下：第一章是绪言，主要阐述研究目的、意义、研究方法等相关内容，介绍国内外学者关于货币政策对股票市场影响的研究成果，并对相关文献做简单的评述。第二章是相关理论基础，介绍了货币政策的股票市场传导机制。第三章介绍本文使用的计量模型及数据。包括ADF单位根检验、Johansen协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应函数、方差分解，VAR模型及其估计方法。第四章实证研究了1998年1月．2010年12月我国货币政策对股票市场的影响，并对估计结果进行分析。第五章实证研究了股权分置改革前后我国货币政策对股票市场的影响，探讨股权股权分置改革前后影响的变化。第六章为本文的结论和政策启示，在基于实证结果的基础上提出相关建议。1．4可能的创新与不足在已有关于货币政策影响股票市场的研究的基础之上，本文试图首先通过母样本实证分析我国货币政策对股票市场的长期影响，又以股权分置改革为界2 fI东大学硕+学侍论文限，把母样本分为两个子样本，分析股权分置改革前后我国货币政策对股票市场影响的变化，三个样本进行对比分析，发现我国货币政策对股票市场影响的变化。在实际的操作中，文章还引入汇率、股票市场规模、经济增长、通货膨胀等多个指标进行综合分析。此外，本文采用最新的数据，汲取了新的信息，得出的结果也证明了研究对象出现了新的特征，采用的月度数据则较好的避免“伪回归”的出现。虽然试图全面分析我国货币政策对股票市场的影响，但是受限于模型的运用，文章主要分析货币供应量和利率对股票市场的长期影响，没有考虑存款准备金率等其它因素对股票市场的影响，成为本文的不足之处。1．5文献综述1．5．1国外文献综述关于货币政策对股市价格的影响，国外实证研究采用的主要有回归分析方法、事件研究方法、向量自回归分析方法等，此外在IS．LM模型和新凯恩斯主i：义模型的基础上也进行了一系列的理论研究。Sprinkel(1964)使用作图的方法，首先研究了货币政策变量变化与股票价格的关系，发现1918年一1963年期间，货币供给量变动的谷底值领先股价大约两个月。20世纪70年代HomaandJaffee(1971)、Keran(1971)以及HamburgerandKochin(1972)等分别利用线性回归的方法对对股价的货币政策效应进行了测度，认为扩张的货币供给会导致会股价的上升。PearsandRoley(1982)使用线性回归检验股票价格对货币政策公布的短期反应，他把货币冲击分为期望到的和未期望到的货币政策变动两部分，研究表明只有未预期到的货币冲击才能使得股票市场做出反向的变动。FamaandFrench(1989)通过对股票收益率与期限利差、短期利率水平等变量进行回归，发现股票回报的预测能力随着时间间隔的延长而得到增强。CookandHahIl(1989)则运用时间研究方法对美国联邦基金利率的变动对股票价格的影响进行研究，发现股票价格指数确实受到联邦基金利率变动的影响。Sims(1980)提出的VAR模型是计量经济研究方法的一个重大发展，VAR系统中所有的变量都被假设是内生的，对前期的计量方法有很大的改进，很多文章也 IIJ东大学硕十学何论文皇曼曼舞IlIII,,皇曼曼皇曼曼曼鼍曼鼍璺量曼曼曼曼皇曼曼曼开始采用VAR的分析方法来判断货币政策对股票市场的影响程度。WillemThorbecke(1997)运用向量自回归模型考察了1953-1990年间联邦基金利率变化对美国股票价格的影响，研究结果表明扩张性的货币政策使资产价格上升。Lastrapes(1998)采用同样的方法研究了货币政策冲击对股票价格的影响，样本为欧洲八个国家，研究发现所有国家的货币供应对证券的影响为正，除了英国和法国。Blanchard(1981)在IS．LM模型的基础之上，研究了资产价格与产出的关系，发现资产价格对预期实际利率会做出反应，但是没有进行实证检验。BemankeandGertler(1999)在新凯恩斯主义框架内进行模拟实验，研究表明政策对股价波动无效，因为如果出现股价的快速上涨然后大幅下跌，货币政策会自动吸纳上市公司生产率提高所引起的股价上升，也会抵消由投机引起的股价波动。Filardo(2000)在新凯恩斯主义模型的基础上进行了修正，引入信贷市场的信息假说，承认额外的非基础性因素对股价的作用，得到同样的结论：货币政策对股价波动无效。而Cecchetti等(2000)在新凯恩斯主义模型框架下的模拟实验研究却得出了不一样的结论，认为货币政策对股价波动影响有效。此外，Angela(2002)采用ARCH模型分析货币政策对增长和股票收益价值的影响，样本来源于17个国家1975—2000年的数据，结果显示德国、法国、西班牙等国的货币政策对增长和股票价值有不对称的效果，而美国的货币政策对增长和股票价值则是对称的效果。Bemanke(2006)选取联邦基金利率作为参考的货币政策指标，以经过处理的期货市场利率期货合约为预期到的利率变化，进行事件研究，然后用Campbell的方差分解方法对利率变动对股票市场的影响机制进行研究，证明只有未预期到的利率变动才对股票收益有影响，且影响能力并不强。1．5．2国内文献综述近年来，我国学者针对货币政策对股票市场的影响这一课题也进行了一些研究，研究结果也不太一致。钱小安(1998)采用经典静态回归研究了我国货币供应量与股票价格的关系，发现沪指、深指与MO变化同向，与M1不相关，与M2则是反向变化，相关性较弱，货币政策影响不大。李红艳、汪涛(2000)检验了货币供应量与股票市场的关系，数据来源于1993年l户J-1999年8月，研究4 山东大学硕十学何论文寡IIII—I一——II曼曼曼曼鼍曼曼皇皇曼曼曼曼曼曼舅皇皇曼量皇曼笪量量曼曼皇曼表明样本期间我国货币供应量与股票市场价格之间有长期的协整关系，但货币供应量并不是引起股票市场变动的因素。孙华妤、马跃(2003)针对1993年10月一2002年6月的月度数据采用滚动式向量自回归和增加时滞的自回归系统相结合的计量方法进行研究，发现M0、M1、M2对股票市场没有影响，央行的利率变动量则对股价产生较明显的影响。陆蓉(2003)采用误差修正模型考察了不同阶段货币政策变量对股票市场的影响，发现当货币政策从直接调控转为间接调控，利率对股票市场的影响会逐渐显现。与前面的研究结果不同，唐奇鸣(2000)研究了1991年1月-1997年12月期间中国股票收益与货币政策之间的关系，发现二者之间具有正的相关关系，因此认为央行应该根据政策的变动及时调整货币供应量以影响股市。易纲、王召(2002)从货币政策对股票市场影响渠道方面着手进行定性研究，研究认为股票价格受到货币政策的影响，但是通过货币政策调整刺激股票市场拉动需求的做法在长期中是不可靠的，货币政策应考虑股市但不应该予以迁就。胡援成、程建伟(2003)采用单位根检验、Granger因果检验和协整检验方法对我国货币政策与资本市场传导的相互作用和影响进行了实证研究，研究发现货币供给量相对于利率对资本市场有更大的影响，M0和M1都对资本市场有正向的因果关系。刘烷松(2004)实证研究了中国货币政策如何影响股票市场，研究发现货币供应量对股票市场运行有较大影响，股市涨跌方向与每年新增的M0或M1增减方向基本同步，利用M1的信息可以提高我国股票市场的预测能力。此外，方曙红、李正逸(2007)在CAPM模型的基础上理论分析了利率的作用，但并未实证检验。崔畅(2007)则通过SVAR模型进行研究，发现货币政策对资产价格有实际的影响，在价格低迷阶段和膨胀阶段货币供应量与利率会取得不同的效果。黄永兴、汪卢俊(2008)分别考察了牛市和熊市中货币政策对股票市场的影响，发现相对于熊市，货币政策在牛市中的作用更加明显。1．5．3文献评述从以上国内外的研究文献中我们可以看出，学者们在实证分析货币政策对股票市场影响的主要研究方法有静态回归分析法、事件研究法和向量自回归模型分析法三种，而理论研究研究则是基于IS．LM、新凯恩斯主义等模型基础之上。但 山东大学硕十学位论文是对于货币政策能否影响到股票市场、影响程度的大小的问题上，学者们并没有达成共识，尤其是针对我国股票市场的研究，观点更是不一致。目前国内大多数的研究主要都是采取一个时间段分析，在分析货币政策对股票市场的影响时基本是单一的通过理论实证研究货币供应量、利率对股票价格价格的影响，没有系统考察不同阶段货币政策对股票市场的影响。因此本文将采用向量自回归模型检验央行多种货币政策(包括货币供应量、利率)对股票市场的影响，考察股权分置改革前后货币政策对股票市场影响的改变，力求通过较为全面的分析发现货币政策对股票市场影响的路径和发展方向，寻找到较为有效的货币政策工具。6 山东大学硕十学侍论文第二章货币政策股票市场传导机制2．1传统货币政策传导机制理论回顾货币政策传导机制是连接货币因素与实体经济活动的中介，是制定货币政策和决定货币政策有效性的基础，是货币政策从工具的运用到最终目标的实现的途径和方法。经济学家在不同经济条件下构造各自的货币理论都提出过各自的货币政策主张，而在提出这些货币政策主张时不可避免地涉及到阐述货币政策到实体经济的传导机制，从而产生不同的货币政策传导机制流派。从传统货币政策传导机制入手有利于更好的了解货币政策股票市场传导机制理论产生和演变的过程，从而发现货币政策通过哪些渠道影响到股票市场。(一)利率传导和货币供应量传导机制传统的凯恩斯学派认为货币供应量的变化通过下面的途径来对总产出水平发生作用，以紧缩性货币政策为例：货币供应量(M)l一利率(i)f一投资(I)l一总产出(Y)l货币供应量的减少造成市场资金的紧缺，在需求一定的情况下，供给的减少导致市场利率上升，在资本边际收益一定的情况下，资本成本上升使一部分投资的投资收益比发生变化，引起计划投资的减少，最终导致总产出的减少和物价的下跌。物价下跌幅度的大小在不同的就业情况下不同，在社会处于未充分就业的情形下，物价的下跌被产出的进一步减少所影响，物价的下跌幅度小于货币供应量的减少幅度；在社会处于充分就业的情形下，由于产出固定，物价下跌幅度与货币供应量减少幅度相同。随后的研究表明，这一途径的有效性受到“流动性陷阱"以及边际消费等多重约束，因此，后凯恩斯主义者更倾向于采用财政政策来影响经济的运行，也由此引发了与货币主义学派之间的激烈论战。以弗里德曼为首的货币主义学派认为在货币政策传导机制中起决定作用的是货币供应量而不是利率。他认为利率短期内会随着货币供应量的上升而下降，但是长期来看，随着物价水平的回升，利率会因为实际货币余额的减少而回到一开始的水平，利率在传导过程中无法起到决定作用。弗里德曼还引入通货膨胀的预期进行分析，认7 山东大学硕十学位论文鲁曼曼曼曼璺蔓曼曼皇曼曼曼曼曼曼曼量量鼍璺曼曼曼曼皇曼曼曼曼量曼曼曼量量曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼皇曼曼曼曼曼曼曼曼皇|iII曼曼曼曼皇寰曼!!曼曼曼皇皇量曼曼曼量曼曼曼曼曼曼皇曼曼曼蔓曼为实际发生作用的是实际利率而非名义利率。本质上看，弗里德曼的研究是对凯恩斯研究的扩展，不同的是弗里德曼研究的是长期效应而非短期效应。(二)信贷传导机制20世纪50年代以来，以斯蒂格利茨为代表的信贷传导机制理论将视角转向新的角度，立足于货币供应者的角度，同时从货币供应者和货币需求者的角度来分析货币政策传导机制，此分析基于贷款人对利率的变动比较敏感这样一个事实。当中央银行采取紧缩的货币政策，如在公开市场上大量出售政府债券，回笼资金，商业银行体系的超额准备金相应增加，用于发放贷款的资金增加，从而企业的贷款需求容易得到满足，进而整个社会的投资增加，社会总产出增加。其传导机制如下：Ml—Ll(贷款量)一II—Yl(三)开放经济下的汇率传导机制汇率对进出口、物价、资本流动都有影响，汇率上升，会促进进口、抑制出口；汇率上升提高国内物价水平，导致通货膨胀；汇率上升短期内会导致资本流入，长期看则对资本流动的影响不大。随着世界经济系联系程度的加强，汇率这种影响正在逐渐加大。一国的货币政策在通过汇率影响经济发展的同时又反过来影响本身。蒙代尔和弗莱明在资本自由流动的基础上提出了M-F模型，货币政策在资本自由流动的固定汇率制下会在一定程度上影响外汇储备，而在浮动汇率制下，会先影响净出口进而影响到国内总产出。当货币供应量减少时，国内实际利率水平上升，本币升值，净出口减少，最终总产出降低。其传导机制如下：Ml—if—Ef(汇率)一NXI(净出口)一Yl2．2货币政策股票市场传导机制理论股票市场由来已久，发挥着筹资融资、资源配置的功能，对社会经济的作用也越来越大。随着股票市场的日益成熟，股票市场也开始展现它的政策传导功能，货币政策通过股票市场对实体经济产生影响。从西方的研究来看，货币政策的股票市场传导机制大致可以分为两个阶段：第一个阶段是货币政策通过货币市场传导到股票市场，即货币政策通过利率、货币供应量的变化来影响股票市场。第二个阶段货币政策通过股票市场传导到实体经济，即股票市场变动影响居民和8 山东人学硕十学位论文曼曼曼曼皇曼曼曼皇曼曼曼曼曼曼皇曼曼曼曼曼蔓曼曼曼曼曼曼曼曼量曼曼曼!曼!曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼!曼!曼曼皇曼曼曼舅曼ImIIII曼曼鼍企业的消费与投资行为，进而影响实体经济的活动。这两个阶段相互联系，相互影响，实现货币政策到实体经济的传导，促进货币政策最终目标的实现。2．2．1货币政策通过货币市场传导到股票市场(一)货币政策由利率传导到股票市场利率对股票价格的影响途径是多方面的，主要有以下方式：(1)资产替代效应根据资产的收益性和安全性，投资者为了达到预期的收益目标在现行的利率下持有债券等低收益的资产和股票等高收益的资产。利率的变化会使得高收益资产和低收益资产的相对收益率发生变化，改变机会成本，因此在利率上升的时候，人们会减少股票的持有，股票价格下跌，反之，股票价格上涨。这一传导过程如下：利率t一持有股票的机会成本f一股票收益率l一股票卖出一股价l(2)预期效应利率调整可以促使投资者对股票的价值重新认识，因此投资者对利率调整的预期非常关键。如果利率的调整在投资者的预期之外，当利率较低时，投资者预期未来的利率会回升，未来的股价会比较低，投资者会减少现阶段的股票持有，股票价格会下跌。如果利率的调整在预期之内，股票的需求则会基本保持不变，股价相对稳定。(3)成本效应在企业既定的经营策略下，利率的上升会提高需要依赖外部融资的企业成本，企业的利润会受到影响，最终影响公司的估值水平，股票价格下跌。在利率上升的情况下，企业还可能转变经营策略，降低负债比率甚至减少一些既定的投资，影响公司的收入，导致公司估值水平下调和股票价格的下跌。对部分投资者来说，利率的上升会导致股票交易成本增加，这会促使这部分投资者减少对股票的需求，股票价格下跌。这一传导过程如下：利率f一融资成本、交易成本f一利润、股票需求l一股价l(4)股票定价效应股票预期收益的贴现值即为股票价格。根据“戈顿方程”(GorgenEquation)，9蕊‘二，譬 山东大学硕十学何论文有：P=D(1+g)／(r+i—g)其中，P、D、g、r、i分别代表股票的当期价格、预期股利水平、股利的期望增长率、无风险的市场利率水平、风险溢价。在预期股利水平、股利期望增长率一定的情况下，无风险市场利率和风险溢价的提高会导致股票价格的下跌，相反的在无风险利率水和风险溢价一定的情况下，预期股利水平提高会推高股票价格，而股利的期望增长率对股票价格的影响方向不确定，但一般来说是正向。(二)货币政策由货币供应量传导到股票市场(1)直接传导货币供应量的增加，一方面增加居民和企业手中的现金，流动性过剩，资金流向股票市场，股票需求增加，股票价格上升。另一方面，货币供应量的增加会改变人们的预期，人们预期未来的通货膨胀，资产保值增值的需求增高，投资股票市场成为抵御通货膨胀的选择，股票需求增加，股价提升。其传导过程如下：货币供应量f一现金f一股票需求f一股价f货币供应量f一预期通货膨胀一股票需求f一股价f(2)间接传导直观上，货币供应量的增加直接导致股价的上扬，但是货币供应量的增加也会通过引起利率、通货膨胀率的变化达到影响股票价格的效果。通货膨胀可以通过多个方面来影响股票价格。企业的成本和收益会因为通货膨胀而改变。通货膨胀往往引起原材料价格上升，引起公司生产成本上升，在成本无法转嫁出去的情况下使公司的利润降低，股价的未来估值降低，股价下跌。通货膨胀引起物价水平的上涨，上市公司的销售收入和利润增加，股票需求增加，股票价格上扬。因此，通货膨胀对股票价格的最终影响取决于通货膨胀引起的成本与收益，当成本大于收益时，股价下跌，当成本小于收益时，股价上涨。2．2．2货币政策通过股票市场传导到实体经济货币政策通过股票市场传导到实体经济主要依赖于财富效应、资产负债表效应、托宾Q值效应、通货膨胀效应、流动性效应等来影响消费和投资，进而影响整个产出水平。lO 山东大学硕十学位论文(一)托宾Q值效应Tobin(1969)研究了一种股票价格和投资支出相关联的理论，他把Q定义为企业的市场价值与资产重置成本的比值。如果Q大于1，企业的市场价值大于资产重置成本，增加投资比较有利，企业投资支出将会增加，最终产出增加。如果Q小于1，总产出将随着投资的降低而减少。而当Q等于1时，投资以经济的自然增长所需规模和速度增长。根据Q理论，当货币供应量增加，利率较低时，股票价格上升，企业市场价值提高，企业就会进行更多的投资，从而导致更多的产出，其传导过程如下：股票价格f—Qf一投资f一产出t(二)财富效应Modigliani(1971)在生命周期模型中假定消费者安排他们的消费不仅是当前的收入，而是消费者一生的财富。他认为居民消费行为决定于他一生的可支配资源，包括金融财富、人力资本和真实资本，金融财富主要包括的就是普通股票。参货币当局货币政策的改变会改变货币经济主体的实际财富数量，从而影响经济主体支出，进而影响收入。当央行实行紧缩的货币政策时，股票价格首先下降，消费者的终身财富随着金融财富价值的降低而减少，消费支出也随之受到影响，出现下滑。(三)流动性效应囊Mishikin(1977)在研究流动性效应时认为，股票市场对耐用消费品的支出有着重要影响。倘若消费预期发生财务危机的可能上升，消费将会更多的持有容易变现的金融资产，提高整个资产组合的流动性，降低出现财务危机的可能性，加大消费支出，促进经济增长，当货币供应量增加，股票价格上升，金融资产价值上升，遭受财务危机的可能更低，耐用消费品的支出也增加，最终导致产出的增加。其传导效应如下：股价f一资产f一财务危机可能性l一耐用消费品支出f一产出f(四)非对称信息效应BemankeandGentler(1995)在“次品理论”的基础上提出了建立在资金借贷市场不完全信息假设上的非对称信息效应。他们认为在信息不对称存在的情形下，逆向选择和道德风险充斥市场。企业净值高时，逆向选择和道德风险小，企业净值低时，风险就大。因此，当股价下降时，企业净值降低，风险增大，企业1l lIl东大’≯硕十学侮论文较难从股票市场获得融资，银行贷款受限，影响总需求，降低支出水平，影响总供给，产出下降。相反的，当股价上涨，净资产增加，风险较小，企业容易融资，投资支出增加。其传导效应如下：股价l一净值l一逆向选择与道德风险f一贷款l一投资J一产出(五)通货膨胀效应Chami，TomasandConnel(1999)认为上市公司股票的收益由股票价格和股票红利这两个因素决定，且这两个因素都是以名义收入衡量，因此受到通货膨胀水平的影响。当货币当局提高货币供给量时，物价水平上涨，股票价格上升，股票收益上升，上市公司也相应调整投资和生产。12 山东大学硕+学位论文第三章模型数据说明3．1模型在实证研究上，文章主要采用的是时间序列数据，具体采用以下几种方法。3．1．1向量自回归模型向量自回归(VAR)是基于数据的统计性质建立模型，VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。模型中每个方程的右边都是前定变量，没有非滞后的内生变量，且每个方程右边的变量又都是相同的，因此使用OLS估计方法可以得到与VAR模型参数一致的的且有效的估计量。VAR模型适用于处理多个相关指标的分析与预测，其数学表达式为：只=4咒一1+⋯+AN咒一Ⅳ+Bx,+q(3．1)其中只是内生变量向量，薯是外生变量向量，N是滞后阶数，4⋯A和B是待估系数，s，是误差向量。3．1．2单位根检验由于大多数时间序列数据是不平稳的，即遵循单位根过程。如果对这种不平稳的时间序列还是进行传统的回归估计，就很有可能导致“伪回归”。因此在对时间序列数据建模之前，必须进行数据的平稳性检验，本文采用的是AugmentedDicky—Fuller(ADF)检验。ADF检验是通过在检验回归方程的右边加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关，其相应的回归方程如下：Ay,：y只一。+圭屈觚一。+％t=lpAy,=y只一l+JLl+∑肛觚一l+坼l=1PAy,=TYt—l+Ⅳ+6f+∑屈Ayt—l-I-UtI--I其中，，是因变量的滞后阶数。t=l，2，．．·，T(3．2)f=1，2，．．·，T(3．3)，=l，2，．．·，T(3．4) 山东大学硕十学何论文曼曼舅曼曼曼曼曼曼舅舅I．_．。；II曼曼鼍曼曼曼皇皇量舅曼皇曼曼曼皇皇蔓3．I．3协整检验协整检验用于检验非平稳时间序列之间的长期均衡关系，本文采用的是以V根模型为基础的检验回归系数的方法，即由JohansenandJuselius(1990)提出的Johansen协整检验。Johansen协整检验的基本思想在于：如果两个或多个时间序列变量是不平稳的，但它们的同阶差分是平稳的，则这些非平稳的时间序列变V厂——、／——、量存在长期的协整关系。如果变星过问存在这种协整关系，则存在一个变量来萨响剪=布变量丽露丙召霞蒴狺罨妄i专夏三丐而鬲五王j蔷在vAR对象上进行协、整检验，其样本模式为：、以=届只一l+皮以一2+⋯+成只一I+％(3．5)3．1．4Granger因果关系检验Granger因果关系检验可以用来确定经济变量之间是否存在因果关系以及影响的方向，其检验思想为：如果X的变化引起了Y的变化，则X的变化应该发生在Y的变化之前①。检验要求估计以下的回归方程，分四种情形进行讨论。tf以=∑al五一+∑码∞√+“廿l-l产l(3．6)玉=∑屈ki+∑4乃叫+“卫i—l扣l(3．7)其中，假定两个随机误差项之间是不相关的。3．1．5脉冲响应函数脉冲响应函数(ImpulseResponseFunction，IRF)用于衡量来自某个内生变量的随机扰动项的一个标准差冲击(称之为“脉冲")对VAR模型中所有内生变量当前值和未来取值的影响，研究的是VAR模型的动态特征。。Granger因果关系检验是格兰杰(G陀nger)所开创，用于分析经济变量之间的因果关系，他给因果关系的定义为“依赖于使用过去某些时点上所有信息的最佳最d,--乘预测的方差。”14 IIJ东大学硕十学位论文3．1．6方差分解另一种研究VAR模型动态特征的方法就是方差分解(VarianceDecomposition)，其主要思想是考察VAR模型中每个新息冲击对内生变量变化的贡献度，由此知道各个新息对内生变量的作用有多大。3．2数据变量与定义为了实证研究货币政策(货币供应量、利率)对我国股票市场的影响，基于国内外的相关文献，构造一个VAR系统(阻，M，墨，巨，CZ，Gf，只)来进行综合分析，系统变量说明如下：(1)股票价格指数(SH)股票市场的收益性通常用股票价格指数来衡量。股票市场吸引投资者的地方在于它所能提供的报酬，如果股票市场不能提供合适的报酬，那么股票市场将会有丧失融资功能的危险。投资者主要通过股利与股票转让价差两种形式获得投资回报。由于这些数据比较难取得，因此可取股票价格指数来进行衡量。目前我国的股票价格指数有上证指数、深证指数等，其中上海证券综合指数是上海证券交易所挂牌上市的全部股票为计算范围，以发行量为权数综合，上证综指反映了上海证券交易市场的总体走势，同时也反应了整个中国股票市场的走势。因此本文选取的是上证综合指数(SH)的月收盘指数，该指标也用来反映股票市场的收益性。(2)货币供应量指标(M1、M2)央行将我国货币供应量指标分为四个层次：M0、M1、M2、M3。M0是流通中的现金，M1包括M0以及个人持有的信用卡类存款、农村存款、企业活期存款、机关团体部队存款，M2是M1与外币存款、企业定期存款、城乡居民储蓄存款、信托类存款之和，M3除了包括M2还有大额可转让存单、商业票据、金融债券等。其中M1是经济周期波动的先行指标，而M2对社会总需求的变化和未来通货膨胀的压力状况能有较好的反映，因此本文M1、M2作为货币供应量指标，M1、M2均为月末数据，并经过X12季节调整。(3)利率指标(R)15 IJJ东大学硕十学待论文利率采用的是七天内同业拆借加权平均利率(R)的月度数据。同业拆借是金融市场具有代表性的利率，是货币市场的核心利率，对货币市场和金融市场短期的资金供求关系能够较为及时、准确地反映，而七天同业拆借利率是几种拆借利率中市场化程度相对比较高的，对于投资者的决策有着重要作用，因此利率以七天同业拆借加权平均利率为代表。(4)汇率指标(E)汇率是国际贸易中重要的调节杠杆，对短期资本流动有重要的影响，因此本文选取人民币兑美元的加权平均利率来进行研究，用E表示。(5)股票市场规模指标(CT)以月度资本化率表示股票市场规模变量，用CT表示。月度资本化率是月度股票市值与月度GDP的比值，为了更好的反应市场规模，月度股票市值选取的是月度流通市值的月末数，月度GDP以月工业增加值代替。(6)经济增长指标(G)以月度GDP表示经济增长变量，用G表示。由于没有月度的GDP数据，因此以月度工业增加值代替。(7)通货膨胀指标(P)以月度CPI表示通货膨胀变量，用P表示。CPI的计算以1997年12月为基期(=i00)，得到各月的定基消费价格指数。本文用月度时间序列数据进行实证研究，所用的数据主要来源于中经网数据库和中国统计年鉴，共有三个样本数据，分别为1998年1月-2010年12月、1998年1月一2005年4月、2005年5月一2010年12月。选择以1998年为起点，一方面是基于股票市场1998年之后逐步的走向正轨，一方面是基于数据的可得性。而2005年4月是股权分置改革开始月份，因此以2005年4月为分界点，考察股权分置改革前后货币供应量、利率对股票市场影响的变化。16 山东大学硕十学位论文第四章货币政策对股票市场影响的实证检验4．1数据选取与数据处理本章选取1998年1月一2010年12月的月度数据作为研究对象，在系统(Slit，M，墨，巨，CZ，q，C)中分别考察货币供应量、利率对上证综合指数的影响，样本观察数据共计156个。由于季节变动因素的存在，M1、M2、G、P均使用X12方法进行季节调整。为了消除所取得数据的异方差，对各变量取自然对数，所得序列为LNSH、LNMlSA、LNM2SA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、INPSA。∞∞∞01∞03州酷∞07∞∞10∞∞∞010203“∞∞∞∞∞10E三画E三亟匦囚∞∞∞010203州∞∞07∞∞10∞∞∞们0203叫∞∞07∞∞1E三函固E圈∞∞∞01020304∞∞07∞∞10E三圃17 山东大学硕十学位论文曼鼍曼曼曼曼皇詈曼曼曼iI]IIliiII。皇曼舅量曼{=生坚三曼垒Il二丛￡璺苎I由图4—1可知，各变量都表现为不平稳，因此首先对各变量进行单位根检验，滞后期的选择依据AIC最小值准则。根据各变量的图形，可看出LNMlSA、LNM2SA、LNGSA、LNPSA、LNE均表现为规则的上升或者下降，数据包含趋势项和常数项。而LNSH、LNR、LNCT则表现为无规则的上升或者下降，但是包含常数项。通过检验，得到以下结果：表4一lADF单位根检验结果序列检验形式ADF统计量5％临界值结论UqSH(C，T，0)一I．33375-2．880088非平稳LNMlSA(C，T，O)一1．231618—3．439075非平稳U、『M2SA(C．T，0)一O．71399-3．439075非平稳LNR(C，0，I)一3．398319—3．473096非平稳LNE(C，T，2)一1．315484-3．439461非平稳LNCT(C，T，0)-2．29068—4．018349非平稳LNGSA(C，T，2)-2．038658—3．43946l非平稳LNPSA(C．T，O)一2．211501-3．439075非平稳DLNSH(C，0，O)-6．716581-2．880336甲稳DUqMlSA(C，T，0)一13．71414—3．439267平稳DLNM2SA(C，T,0)一12．84138—3．439267平稳DUqR(C，0，0)-10．92749-2．880336平稳DLNE(C，T，1)一4．429285-3．439461平稳DLNCT(C，T，0)一13．33937—3．439267平稳DLNGSA(C，T．1)一13．3232—3．439461平稳DLNPSA(C，T，0)一11．05219-3．439267平稳从表4-1可以看出，八个原始序列都是非平稳的，经过一阶差分后，在1％的置信水平下都变的平稳，说明变量是I(1)过程且可以进行协整检验。为了分别讨论M1、M2、R各自对SH的影响，文章将把这些变量分为三组进行讨论，分别是LNSH、LNMlSA、LNR、L1叮E、U、JCT、LNGSA、UqPSA：LNSH、LNM2SA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA：LNSH、LNR、LNMSA、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA。其中第三组研究的是利率对股票市场的影响，所选取的货币供应量的代表变量M是狭义货币供应量MI，因为M1相对于M2流动性更强，更有助于解释利率对股票市场的影响。18 I【J东大学硕十学位论文4．2M1对股票市场的影响(一)Johansen协整检验通过表4-1的ADF检验结果，发现第一组变量的序列都是一阶单整序列，这样可以进行协整检验，以确定各个变量之间是否存在长期的协整关系，文章采用的是Johansen协整检验，以LNSH为因变量，根据软件检验结果可得：表4．2LNSH、LNMlSA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA之间的协整检验结果HypothesizedEigenvalueTrace0．05No．ofCE(s)StatisticCriticalValueProb．·●None·0．330417213．9143134．6780AtmoStl●O．281424153．3481103．84730Atmost2+0．226021103．445I76．972770．0001AtmoSt3‘0．18804764．757454．079040．0042Atmost40．1092733．3021735．192750．0789Atmost50．07550715．8294520．261840．1825Atmost60．0259783．974469．164546O．4159丰(**)denotesrejectionofthehypothesisatthe0．05(0．01)level从表4-2的迹统计量检验结果来看，第一列假设下的迹统计量等于213．9164，大于5％下的临界值，因此拒绝“存在零个协整关系”的原假设，从而表明至少存在一个协整关系。再考察第四个原假设，迹统计量等于33．30217，小于5％临界值35．19275，因此不能拒绝原假设“至多存在4个协整关系”，从而迹统计量检验结果表明在5％的水平下存在三个协整关系。(--)Granger因果关系检验理论上，狭义货币供应量是影响股票价格的因素，但是他们之间到底是否存在因果关系呢?下面我们就对这些变量进行Granger因果关系检验，由于第一组序列之间存在协整关系，因此直接通过原始数据进行Granger因果关系检验，检验结果如下：表4．3LNSH、LNMISA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA之间的因果关系检验结果NullHypothesis：ObsF．StatisticProbabilityLNSHdoesnotGrangerCauseLNMISA1483．260740．00202LNM1SAdoesnotGrangerCauseLNSH1481．557910．14359LNRdoesnotGrangerCauseLNSH1482．413680．0183LNEdoesnotGrangerCauseLNSH1481．088720．37506LNCTdoesnotGrangerCauseLNSH1481．773680．08779LNGSAdoesnotGrangerCauseLNSH1481．610320．12771LNPSAdoesnotGrangerCauseLNSH1481．022540．42235从表4—3的检验结果可以看出，在滞后8彤‘的情况下，LNMlSA在5％的检19 山东大学硕十学何论文验水平下不是LNSH的Granger成因，而LNSH是LNMlSA的Granger成因。存在LNSH到LNMlSA的单向因果关系。LNR在5％的检验水平下是LNSH的Granger成因，而LNCT在10％f拘情况下也是LNSH的Granger成因。(三)脉冲响应分析图4—2LNSH对LNMlSA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA的脉冲响应图ResponsetoCholeskyOneS．D．Innovations±2S．E．ResponseofLNSHtoLNMlSAResponseofLNSHtoLNRResponseofLNSHtoLNGSA由图4—2可知，在第一期股票价格指数对狭义货币供给量的扰动没有响应，在第二期的时候达到正方向的最大值，此后响应逐渐变弱，在第六期的时候为0。第六期以后股票价格指数对狭义货币供应量的扰动开始变为负方向的响应，且响应逐渐加大，冲击对股票价格指数的影响逐渐变大，在第二十期达到负方向的最大值。(四)方差分解分析 山东入学硕十学位论文表4-4LNSH部分方差分解图PeriodS．E．LNSHLNMlSALNRLNELNCT10．084291100．00000．0000002O．12181898．285690．3189840．304072O．0128420．55693030．14951197．093140．3567270．3847940．0486030．5936484O．17232995．42354O．3143250．4283030．0939760．6380935O．19162893．650260．2609310．4256480．1350190．76704260．20837691．709900．2207350．4005150．1826301．01515070．22316089．6581l0．1987380．3665610．2424011．34777680．23643787．491550．195759O．331780O．3151001．74339090．24848985．25762O．2117320．3008160．3979132．179778100．25952582．986930．2451450．2763150．4874822．645879110．26968880．716380．2940700．2595890．5806013．130052120．27908678．473090．3560580．2509380．6744543．623298130．28779776．281970．4286730．2499820．7665184．117043140．29588274．162060．5094480．2558990．8546134．604513150．30339072．128800．5960790．2676290．9369295．080043160．31035870．193400．6864130．2840171．0120475．53926317O．31681868．363780．7785290．3039131．0789355．978769180．32279866．644820．8707260．3262411．1369306．396069—190．32832165．038920．9615500．3500411．1857046．789410200．33341163．546401．0497750．3744891．2252347．157680从表4-4看，一期的标准差是0．08429l，以后每期标准差逐渐增加，这是因为后一期预测包含了前一期预测的不确定影响。方差分解表中各时期的数据表示对股票价格指数的贡献度，在第一期中，股票价格指数预测方差全部来自于股票价格指数自身的扰动，到第二十期这一数据降到了63．5464％。而狭义货币供给量对股票价格指数的解释力度从第二期的0．318984％上升到了最高的1．049775％，但总的贡献度还是偏小，说明狭义货币供给量对股票价格指数的解释力度有限。4．3M2对股票市场的影响(一)Johansen协整检验利用EVIEWS5．0，可得：2l IlI东人学硕十学位论文表4-5LNSH、LNM2SA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA之间的协整检验结果HypothesizedTraceO．05Pmb．·+No．ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueNone·0．376238224．2868134．67800．0000Atmost1·0．299130153．0170103．84730．0000AtmoSt2‘0．20921499．3465476．972770．0004Atmost3·0．18660563．9025954．079040．0052Atmost40．10884832．7152935．192750．0903Atmost50．07646415．3140920．261840．2089Atmost6O．0216343．3026469．1645460．5257检验结果显示，前四个原假设的迹统计量值分别为224．2868、153．0170、99．34654、63．90259，均大于各自的临界值，而第五个原假设的迹统计量32．71529小于35．19275，因此可得变量LNSH与六个经济变量在5％的临界值下有三个协整关系。可以看出，LNSH与LNM2SA之间存在协整关系，即在整个样本期间内，股票价格指数与广义货币供应量之间存在着长期稳定的关系。(二)Granger因果关系检验表4-6LNSH、LNM2SA之间的因果关系检验结果NullHypothesis：ObsF．StatisticProbabilityLNM2SAdoesnotGrangerCauseLNSH1480．569910．80103LNSHdoesnotGrangerCauseLNM2SA1．146140．33701从检验结果看，第一个原假设的F统计值为0．56991，相应的概率值为0．80103，第二个原假设的概率值为0．33701，均大于O．1，因此股票价格指数不是广义货币供应量的Granger成因，而广义货币供应量也不是股票价格指数的Granger成因，互相不是因果关系。(三)脉冲响应分析图4-3LNSH对LNM2SA的脉冲响应图Re●Don●●alLhisHtoClnol4ndtyf、^-ini^n“’空^■Y'^u●mon由图4．3可以看出，股票价格指数对广义货币供应量扰动的响应与狭义货币供应量不一样，在一开始没有反应，而后响应逐渐增加，第四期之后响应速度逐渐加大，且为负向。(四)方差分解分析22 山东大学硕十学何论文曼曼曼罾曼曼曼曼曼邑曼曼曼曼曼曼皇皇舅舅曼曼曼曼画曼曼曼曼皇曼II鼍曼量曼曼曼曼曼量曼曼曼曼曼曼皇曼曼曼曼鼍毫曼曼曼鼍皇鼍皇曼曼曼曼曼曼曼曼曼量曼曼舅量曼!曼曼!量表4．7LNSH方差的部分分解图PeriodS．E．LNSHUqM2SALNRLNEl0．085216100．00000．00000020．12396898．50227O．0117660．2922660．01078530．15121797．407600．0162530．4444360．03460940．17318495．766020．041047O．5912970．07663650．19160894．06455O．0715040．697957O．11751360．20759492．25226O．1143370．7623350．1620887O．22167190．42618O．1653870．795772O．21304580．23424288．580550．2250860．805184O．27158590．24555786．752180．2912590．7977860．336567100．25581684．953090．3631530．7788140．406362110．26515783．202420．4393190．7527490．47919l120．27369481．50998O．5187600．7229990．55346813O．28151l79．885180．6003520．6921770．627728140．28868l78．333570．6831680．6621500．700681150．29526276．859340．7663240．634201O．771202160．30130575．464650．8490640．6091370．838352170．30685374．150500．9307150．5874120．901379180．31194572。916661．0107080．5692090．95970819O．31661371．762051．0885590．5545221．012935200．32088870．684871．1638690．5432101．0608ll由表4—7可知，各时期SH的预测方差主要还是由自身解释，解释比例70％以上。相对于M1，M2对SH的解释力度在一开始比较小，但是逐渐加大，M2对SH的影响要稍微大于M1对SH的影响。4．4R对股票市场的影响(一)Johansen协整检验由于第三组变量中的货币供应指标为M1，因此第三组变量的协整检验结果与第一组变量的协整检验结果相同。从表4—2的迹统计量检验结果来看，第一列假设下的迹统计量等于213．9164，大于5％下的临界值，因此拒绝“存在零个协整关系’’的原假设，从而表明至少存在一个协整关系。通过对接下来几个原假设的迹统计值与临界值的对比，可发现在5％的水平下存在三个协整关系。(二)Granger因果关系检验表4—8LNSH、LNR之间的因果关系检验结果NullHypotllesis：0bsF-StatisticProbabilityLNRdoesnotGrangerCauseLNSH1482．413680．0183LNSHdoesnotGrangerCauseLNR1．408720．19858从检验结果可以看出，概率值分别为0．0183、0．19858，在5％的检验水平下，23 山东大学硕十学位论文拒绝第一个原假设，说明七天同业拆借利率是股票价格指数Granger成因，而反过来不成立，存在七天同业拆借利率到股票价格指数的单向因果关系。(三)脉冲响应分析图4—4LNSH对LNR的脉冲响应图h篇嚣占：溢惚三愁哪由上图可以看出，股票价格指数对利率的扰动在第一期没有反应，而后迅速变大，在第六期达到最大值，而后响应逐渐变小，在第17期为0，17期之后响应变为负向的。(四)方差分解分析由表格4-4可知，各时期SH的预测方差主要是由自身解释，解释比例63％以上。相对于狭义货币供应量和广义货币供应量，利率对股票价格指数预测方差的解释力度不高，在第二期为0．304072％，第二十期为0．374489％。4．5实证结果分析通过对三组变量的讨论，由协整检验结果可知，货币供给指标(M1、M2)、利率指标(R)、汇率指标(E)、股票市场规模指标(CT)、经济增长指标(G)、通货膨胀指标(P)和股票价格指数(SH)之间存在长期协整的关系。由Granger因果分析可知，在5％的检验水平下，M1、M2均不是股票价格指数的Granger成因。产生这种结果主要有以下几个原因：(一)我国股票市场投资能力较弱，存在过度投资行为。目前我国股票市场参与者在进行投资时，较少考虑长期价值投资，而是在股票市场上进行频繁的买卖来赚钱差价，人为的放大成交量，提高了市场的波动性。由于投机性的存在，货币供给量的增减有时候并不能有效引起股票市场的变化。(二)我国股票市场“政策市”阻碍了市场有效性的实现。股市的发展随着政府发展思路的变化而变化，这种反复的波动造成投资者无所适从，不能很好的把握投资机会，一方面不符合市场发展规律，一方面打击了股市参与者的积极性，24 IlI东大学硕十学何论文曼量曼量量曼曼曼曼量曼量曼曼皇曼曼曼皇曼寰笪曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼!曼曼曼曼曼!!曼曼量曼蔓皇曼皇曼舅曼量_II皇曼皇量曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼曼舅曼曼皇曼皇往往会造成股市的过度繁荣或者持续低迷，影响股票市场的因素也复杂化。除了上面两点原因，我国股票市场内部环境的恶化、制度的缺失、机构投资者坐庄行为的加剧等都是造成这种结果的重要原因。与M1、M2不同，在5％的检验水平下，R是股票价格指数的Granger成因。这主要是利率体制造成的。我国实行利率管制体制，虽然利率的市场化程度不高，但是体现国家的一个政策手段，甚至代表的是国家的一个政策思路，而我国股票市场刚好是一个“政策市”，因此对于利率的变化会做出反应。由脉冲响应可知，股票价格指数在一开始对来自M1、M2、R的扰动都没有马上做出反应，而后股票价格指数对来自M1的扰动做出了正向响应，这与前面的经济学理论分析相一致。五期之后，股票价格指数对M1的扰动转为负向响应，表明狭义货币供给量的增加造成股票价格指数的下降，这与理论分析不一致。与M1不同，股票价格指数对M2是持续的负向响应，且负向响应逐渐加大，这也与理论分析不一致。股票价格指数对R的扰动表现为持续的正向响应，在将近十屯气七期之后，才转为负向响应，说明股票价格指数一开始随着利率的提高而上升，在较长时间之后才随着利率的提高而下降。总的说来，M1、R对股票价格指数的影响方向不确定，M2对股票价格指数的影响是负方向的，脉冲响应结果分析对理论分析并没有支持，造成这样的结果是中国股票市场的投机性和制度的缺失。此外，投资者坐庄行为的普遍存在，股票市场与宏观经济脱离联系等都造成了这种结果。由方差分解分析可知，Ml、M2、R对股票价格指数的解释力度都不大，说明它们对股票价格指数的影响比较小，这与脉冲响应结果分析相似，也说明股票价格指数的调控通过货币供给量和利率的变动来进行暂时还行不通。从以上的结果分析可知，在整个样本期间内，只有R是股票价格指数的Granger成因，M1、M2都不是，M1、M2、R对股票价格指数的影响不大且M1、R对股票价格指数的影响方向不确定，只有M2对股票价格指数的影响方向确定，但是由于M2相对来说比较不容易控制，因此通过调控M2来达到调控股票价格指数的难度也存在相当大的障碍。 山东大学硕十学位论文第五章股权分置改革前后货币政策对股票市场影响的实证检验5．1数据选取与数据处理2005年4月底，中国证监会发布了《关于上市公司股权分置改革试点有关问题的通知》，股权分置改革开始。本章选取1998年1月一2005年4月和2005年5月一2010年12月两个阶段的月度数据作为研究对象，探讨股权分置改革前后货币供应量和利率对股票市场影响的变化。所采用的序列有LNSH、LNMl、LNM2、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA。为了消除所取得数据的异方差，跟前一章采取的步骤一样，对各变量取自然对数，并对M1、M2、GDP、P进行季节调整，所得序列为LNSH、LNMl、LNM2、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA。由于变量都表现为不平稳，因此首先对各变量进行单位根检验，滞后期的选择依据AIC最小值准则。根据各变量的图形，设定常数项和趋势项，利用EVIEWS5．O进行ADF检验，得到如下结果：表5—11998年1月一2005年4月单位根检验结果序列检验形式ADF统计量5％临界值结论LNSH(C，0，0)一1．543179-2．895109非平稳UqMlSA(C，T，1)-2．487233-3．462912非平稳LNM2SA(C，T，0)一2．185726-3．462292非平稳LNR(C，T，1)-2．870624-3．462292非平稳LNE(C，0，2)-2．24619l-2．895924非平稳UqCT(C，T，2)-2．29068—4．018349非平稳LNGSA(C，T，2)一1．323483-3．463547非平稳LNPSA(C，T，0)一1．083288-3．462292非平稳DLNSH(C，0，0)-8．559115—2．895512平稳DLNMlSA(C，T，0)一12．80343-3．462912平稳DLNM2SA(C，T，0)一lO．80804-3．462912_平稳DLNR(C，T，0)一10．62651-3．462912平稳DLNE(C，0，1)一9．945136-2．895924平稳DLNCT(C，T，0)一11．53827-3．463547平稳DLNGSA(C，T，1)一10．93596-3．463547平稳DLNPSA(C，T，0)-9．028121-3．462912平稳 山东大学硕十学位论文表5-22005年5月一2010年12月单位根检验结果序列检验形式ADF统计量5％临界值结论LNSH(C，0，0)一1．845396—2．905519非平稳INMlSA(C，T，3)-2．253634—3．481595非平稳LNM2SA(C，T，3)一2．160287—3．481595非平稳LNR(C，0，1)一1．819057-2．90621非平稳LNE(C，0，2)一1．193354—2．906923非半稳LNCT(C，T，2)一1．9415ll-3．478305非平稳LNGSA(C，T，1)一2．574128-3．479367非平稳LNPSA(C，T，0)一1．103242-3．478305非平稳DLNSH(C，0，0)一7．298023-2．9062l平稳DLNMlSA(C，T，0)一6．824852—3．479367平稳DLNM2SA(C，T，0)一2．691675—3．481595不平稳DLNR(C，0，0)一10．68902-2．90621平稳DLNE(C，0，1)一3．114747-2．906923平稳DLNCT(C，T，0)一9．888442-3．479367平稳DLNGSA(C，T，1)-9．69209-3．480463平稳DLNPSA(C，T，0)一6．75599l一3．479367平稳从表5—1可以看出，在1998年1月-2005年4月这个时间段八个原始序列都是非平稳的，经过一阶差分后，在1％的置信水平下都变的平稳，说明变量是I(1)过程且可以进行协整检验。而2005年5月-2010年12月数据原始序列也是非平稳的，经过差分后，M2一阶不能平整，由于与SH平整阶数不一样，说明在此时间段内MY．和SH不存在协整关系。为了便于比较分析，以下将分别讨论货币供应量MI、M2、R在两个时间段对SH的影响，变量仍可分为三组，分别是LNSH、I小『lⅥ1SA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA；LNSH、U、IM2SA、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、I小mSA：LNSH、LNR、LNMSA、LNE、LNCT、INGSA、I，NPSA。5．2MI对股票市场的影响(一)Johansen协整检验通过ADF检验，发现第一组变量的三个序列都是一阶单整序列，这样可以进行协整检验，以确定各个变量之间是否存在长期的协整关系，根据软件检验结果可得：27 山东大学硕十学伊论文表5—31998司z1月一2I305年4月LNM1SASHLNSH的协祭检验HypothesizedTraceO．05No．ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb．¨NOIle‘0．58012I223．4249134．67800．0000Atmostl+0．42963I149．6630103．84730．0000Atmost2‘0．354211101．937876．972770．0002Atmost3‘0．28754764．7687854．079040．0042Atmost4‘0．20214735．9502635．192750．0413Atmost50．11385216．7546920．261840．1420AtmoSt60．0734096．48063l9．1645460．1567表5—42005年5月一2010年12月LNMlSA和LNSH的协整检验HypothesizedTrace0．05No．ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb．¨None木0．660321259．1723134．67800．0000Atmost1木0．610427191．1478103．84730．0000Atmost2木0．547846131．757576．972770．0000Atmost3木0．45803381．7523754．079040．0000Atmost4木0．26626043．1617135．192750．0056Atmost5木O．21787123．6568620．261840．0164Atmost60．1217028．1754829．1645460．0768由表格5—3和5-4可以看出，股权分置改革前后，变量LNSH与LNMl、LNR、LNE、LNCT、LNGSA、LNPSA之间存在长期的协整关系，在5％的置信水平下，分别有四个协整和五个协整。(二)Granger因果关系检验衣5—51998：／}1月一20052F4月。NMlSA利LNSH明Granger检验结果NullHypothesis：ObsF．StatisticProbabilityLNSHdoesnotGrangerCauseLNMlSA811．607620．14875LNMlSAdoesnotGrangerCauseLNSH811．484460．18817表5—62005年5月一2010年12月LNMlSA和LNSH的协整检验结果NullHypothesis：ObsF．StatisticProbabilityLNSHdoesnotGrangerCauseLNMlSA623．655150．00446LNMlSAdoesnotGrangerCauseLNSH620．675950．669571998年1月一2005年4月，在滞后9阶的情况下，LNMlSA在1096的检验水平下是LNSH的Granger原因，存在LNMlSA到LNSH的单向因果关系。2005年5月一2010年12月，LNMlSA不是LNSH的Granger成因的概率达到0．66957，SH不是LNMlSA的Granger成因的概率仅为0．00446，说明在1％的检验水平下LNSH是LNMlSA的Granger成因，相反的关系不存在。(三)脉冲响应分析 l“东大学硕十学位论文量笪曼皇曼量曼鼍曼曼曼鼍曼曼曼曼璺曼曼曼曼曼曼曼曼曼![]m_mm鼍曼罾曼曼曼曼曼曼皇量曼曼鼍量皇曼曼量量曼皇图5-I1998年1乒J-2005年4月LNMlSA和LNSH的脉冲响应图ResponsetoCholeskyOneS．D．Innovations±2S．E．ResponseofLNSHtoLNSHResponseofLNSHtoLNMlSAResponseofLNMISAtoLNSH，～，，⋯一，．．一，‘，一一’—一一_·—。一。—。’-，，，’’一’⋯-‘～’’‘～-_‘～～～～～—。～～～一24e8101214161820ResponseofLNMlSAtoLNMlSA图5—22005年5月-2010年12月LNMlSA和LNSH的脉冲响应图ResponsetoCholeskyOneS．D．Innovations±2S．E．ResponseofLNSHtoLNSHResponseofLNSHtoLNMlSA～、’、、、、‘、、、、‘、～，，‘、‘～，～～__24e0101214161820ResponseofLNMISAtoLNSHResponseofLNMlSAtoLNMlSA由图5—1和5—2可知，1998年1月一2005年4月，股票价格指数对其自身的一个标准差新息马上做出了响应，在第一期，股票价格指数的这种响应大约为8，在短暂冲高之后，这种冲击对股票价格指数的影响逐渐变小。同时，股票价格指数自身的这种扰动冲击对价格影响的持续时间比较长，直到20期后，能保持一 山东大学硕十学位论文定的影响。由第二个图看，股票价格指数对来自狭义货币供应量并没有立即做出反应，而后在正负向反应之间进行转换，股票价格指数对狭义货币供应量扰动的响应很不稳定，且响应较小。与此同时，狭义货币供应量对股票价格指数的冲击响应也很小。2005年5月一2010年12月，股票价格指数对狭义货币供给量的冲击一开始没有反应，在第二期的时候响应应较大且为正向，而后逐渐变弱，在第五期的时候又变为0。第五期之后响应逐渐加大，但是转为负向的响应。相比前一时间段，这一阶段的响应比较大，股票价格指数和货币供给量对彼此扰动做出的响应要比前一阶段大。(四)方差分解分析表5-71998年1月-2005年4月LNMlSA和LNSH的脉冲响应图1998年1月一2005年4月LNMlSA和LNSH的2005年5月一2010年12月LNMlSA和Period方差分解图LNSH的方差分解图S．E．LNSHLNMlSAS．E．LNSHLNMlSA10．061015100O0．100355100O20．0829898．82480．0201520．13309696．114171．15982230．09698794．639240．0185840．16098493．449970．99516440．10831987．723460．0157530．18489489．522840．786455O．11775381．555690．047740．2064985．767540．63395760．12450478．0687l0．0627330．22614381．9788l0．55029170．12918476．36093O．071980．24409878．363640．53417780．1324475．52961O．0717990．26045374．855980．57221890．13480375．032630．0694240．27524771．529940．67280510O．1366174．649920．0689660．28849968．39360．830571ll0．13805174．307380．0734030．30023165．489911．049393120．13924473．978930．085245O．31048262．836981．325218130．14026873．649230．106115O．31931560．453571．65709514O．1411873．306250．1373320．32681958．347i2．039847150．14201772．94420．1795520．33310756．519482．468341160．14280272．563270．2330590．33831354．963782．934345170．14354972．167860．2977720．34258453．665123．428329180．14426471．764080．373410．34607652．600283．938523190．14495271．358160．4595530．34894651．738484．452048200．14561270．955640．555707O．35134651．042964．955176从表5—7看，1998年1月～2005年4月，一期的标准差是0．061015，以后每期标准差逐渐增加，这是因为后一期预测包含了前一期预测的不确定影响。方差分解表中各时期的数据表示对股票价格指数的贡献度，在股改前，狭义货币供给量对股票价格指数的解释力度有限，最高的二十期也仅为0．555707％。股改之后，狭义货币供给量对股票价格指数的解释力度明显提高，在第二期就为1．159822％，虽然接下来几期有所减少，但是到二十期的时候达到最大值30 山东大学硕十学何论文4．955176％。5．3M2对股票市场的影响(一)Johansen协整检验表5—81998年1月一2005年4月LNM2SA和LNSH的协整检验结果HypothesizedTrace0．05No．ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb．·●None·0．560362209．0488134．67800．0000Atmostl+O．421752140．8390103．84730．0000Atmost2‘0．29407895．3755776．972770．0010Atmost3+0．24185366．4708054．079040．0027Atmost4+0．20000243．4899I35．192750．005lAtmost5‘O．15321724．9687620．26184O．0104AtmoSt6+0．12586311．164979．1645460．0206检验结果显示，1998年1月一2005年4月，变量之间在5％的临界值下，拒．二：+i绝所有的原假设。可以看出，广义货币供应量和股票价格指数之间存在长期的协’整关系，即在整个样本期间内，股票价格指数与广义货币供应量之间存在着长期稳定的关系。2005年5月一2010年12月的数据由于LNM2SA与LNSH之间单整．’阶数不一样，因此不存在协整关系。。(二)Granger因果关系检验NullHypothesis：ObsF．StatisticProbabilityLNM2SAdoesnotGrangerCauseLNSH791．118490．36410LNSHSAdoesnotGrangerCauseLNM2SA0．42743O．91520从检验结果可以看出，股票价格指数与广义货币供应量之间互相不为Granger成因，说明广义货币供应量的变化不能引起股票价格指数的变化，同样的，股票价格指数的变化也不能引起广义货币供应量的变化。(三)脉冲响应分析 山东大学硕十学位论文图5—31998年1月一2005年4乒JLNM2SA和LNSH的脉冲响应ResponsetoCholeskyOneS．D．Innovations±2S．E．ResponseofLNSHtoLNSHRespon∞ofLNSHtoLNM2SARespon∞ofLNM2SAtoLNSHResponseofLNM2SAtoLNM2SA由图5—3可以看出，股票价格指数对广义货币供应量扰动的响应与狭义货币供应量不一样，在一开始没有反应，而后响应稍微加，保持在一个比较低的负响应上，在第十期之后，股票价格指数对来自于广义货币供应量的扰动基本没有响应。(四)方差分解分析32 山东人学硕十学何论文表5．101998年1月．2005年4月LNM2SA和LNSH的方差分解PeriodS．E．LNSHU、JM2SALNRLNELNCTLNGSALNPSA10．060199100O0O20．08347696．503922．472302O．5121470．0885240．32335lO．0614340．0383173O．09891393．426252．3942091．1546761．6146770．2764570．8275570．3061774O．11238787．219042．3668441．4795636．6169420．2162811．4438040．65752750．12273782．48132．237249I．569857lO．913380．187528l-7120330．89865660．12976579．97722．1582361．53391413．435730．168046I．8220430．90482870．13441478．806462．125331I．47329514．679140．16315l1．9019150．85070980．13755l78．21282．1008411．41894515．24760．1642382．040580．81499890．13976677．805282．0742541．3749215．51604O．1614072．2623830．805712lO0．14141277．442472．0460641．34533515．62832O．1576812．563582O．81655110．14268277．089052．0191521．33268715．633530．1564792．9270390．842068120．14369976．731891．9949911．33683115．563860．1578853．3356810．878859130．14454776．359061．9736011．35558215．45040．16儿193．7765220．92371614O．1452975．962451．9544021．38590315．318080．1658664．24002l0．973279150．14596575．541331．9368431．42479315．182730．172064．7176231．02462l160．14659475．100821．9205511．46954215．052870．1795335．2010991．075583170．14718974．648511．9053171．51777514．932640．1879425．6830861．124733180．14775774．191991．8910541．56747l14．823770．1968936．1576721．17115519O．14830l73．737821．877781．61698614．726570．2060566．6205211．214268200．14882273．291311．8655931．66504514．64049O．21527．0686451．253722由表格5—10可知，股权分置改革前，广义货币供应量对股票价格指数预测方差的解释力度在开始的几期比较大，而后逐渐变小，到第二十期减为1．865593％，f波动幅度不大，此时与利率对股票价格指数预测方差的解释力度相差不大。由于股权分置改革后，广义货币供应量与股票价格指数之间不存在协整关系，因此此一时间段不存在方差分解。5．4R对股票市场的影响(一)Johansen协整检验由表5-3和5-4显示，在两个阶段，变量之间在5％的临界值下，拒绝“存在零个协整关系”的原假设。可以看出，LNSH和LNR之间存在协整关系，即在整个样本期间内，股票价格指数与利率之间存在着长期稳定的关系。(二)Granger因果关系检验NullHypothesis：ObsF．StatisticProbabilityLNSHdoesnotGrangerCauseLNR842．958320．02513LNRdoesnotGrangerCauseLNSH843．130550．0194633 山东大学硕十学何论文曼曼曼曼皇曼吕曼量曼曼曼曼I!．,IIII皇曼曼皇曼曼量曼皇曼曼曼曼皇皇寡量表5—122005年5月一2010年12月LNR和LNSH的协整检验NullHypothesis：ObsF-StatisticProbabilityLNSHdoesnotGrangerCauseLNR631．116050．36339LNRdoesnotGrangerCauseLNSH632．018910．09822从检验结果可以看出，股权分置改革前，在5％的检验水平下，拒绝两个原假设，利率和股票价格指数互为Granger成因，存在双向的因果关系。股权分置改革后，在10％的检验水平下，利率仍是股票价格指数的Granger成因，反之不成立，说明股权分置改革前后利率的变化均会引起股票价格指数的变化。(三)脉冲响应分析图5—41998年1月一2005年4月LNSH对LNR的脉冲响应图图5-52005年5月一2010年12月LNSH对LNR的脉冲响应图R■啊日r_●ofLNSHtoChok●●ⅣOneSDLNRIrlno憎l=on由图5—4和5—5可以看出，股权分置改革前，股票价格指数对利率的扰动在前十期是正向响应，而后转为负向反应，在第三期左右正向响应达到最大值。股权分置改革后，股票价格指数对利率的扰动的响应幅度变小，前十四期没有明显响应，之后开始有正向响应，且有逐渐加大趋势。(四)方差分解分析34 IIJ东大学硕十学何论文表5—131998年1月．2005年4,9方差分解对比PeriodS．E．I。NSHLNMlSALNRS．E．UqSHLNM2SAl0．061015100O0．060199100020．0829898．82480．020152O．3117290．08347696．503922．47230230．09698794．639240．0185841．4430940．09891393．426252．39420940．10831987．723460．0157532．110527O．11238787．219042．36684450．11775381．555690．047742．5070340．12273782．48132．23724960．12450478．068710．0627332．5894590．12976579．97722．15823670．12918476．36093O．071982．5830260．13441478．806462．12533180．1324475．52961O．0717992．5373670．13755178．21282．10084190．13480375．032630．0694242．4737040．13976677．805282．074254lO0．1366l74．649920．0689662．410414O．14141277．442472．046064110．13805l74．307380．0734032．3637580．14268277．089052．019152120．13924473．978930．0852452．3433810．14369976．731891．994991130．14026873．649230．106t152．35325l0．14454776．359061．973601140．1411873．306250．1373322．3932860．1452975．962451．954402150．14201772．9442O．1795522．4609630．14596575．541331．936843160．14280272．563270．2330592．5519660．14659475．100821．920551170．14354972．167860．2977722．6609860．14718974．6485l1．905317180．14426471．764080．373412．7823180．14775774．191991．891054190．14495271．358160．4595532．9104510．14830173．737821．87778200．14561270．955640．5557073．0403860．14882273．2913l1．865593表5．142005年4月一2010年12月方差分解对比FeriodS．E．LNSHLNMlSALNRl0．100355lOOO020．13309696．114171．1598220．00016330．16098493．449970．9951640．0047340．18489489．522840．78645O．01035650．2064985．767540．6339570．00830460．22614381．978810．5502910．00715870．24409878．363640．5341770．00616180．26045374．855980．5722180．00562390．27524771．529940．6728050．005723100．28849968．39360．8305710．006028110．30023l65．489911．0493930．00649712O．31048262．836981．3252180．0068l130．31931560．453571．6570950．006868140．32681958．34712．0398470．006663150．33310756．519482．46834l0．006422160．33831354．963782．9343450．006599170．34258453．665123．4283290．007889180．34607652．600283．9385230．011219190．34894651．738484．4520480．017686200．35134651．042964．9551760．028492由表5—13可以看出，股权分置改革前利率对股票价格指数预测方差的解释35 山东大学硕十学位论文力度较高，前二十期平均达到2．241355％，且随着期数的增加解释力度逐步提高，在第二十期达到最大值3．040386％。股权分置改革后，利率的解释力度下降明显，平均值仅为0．00797％且各期的变化不大。5．5实证结果分析本章通过对股权分置改革前后两个样本的实证检验，得到以下的实证结果：从协整检验结果看，在股权分置改革前，货币供给指标(M1、M2)、利率指标(R)、汇率指标(E)、股票市场规模指标(CT)、经济增长指标(G)、通货膨胀指标(P)和股票价格指数(SH)之间存在长期协整的关系，而在股权分置改革后，由于M2与SH不是同阶单整，因此不存在长期的协整关系。从Granger因果关系检验结果看，股权分置改革前，在10％的检验水平下，不能拒绝原假设“M1不是SH的Granger成因”的概率是0．05749，因此M1是股票价格指数的Granger成因。在同样的检验水平下，M2不是股票价格指数的Granger成因，而在5％的检验水平下，不能拒绝原假设“R不是SH的Granger成因”的概率是0．01946，R是股票价格指数的Granger成因。股权分置改革后，在10％的检验水平下，M1、M2均不是股票价格指数的Granger成因，而R是股票价格指数的Granger成因。从两个样本期间的检验结果看，股权分置改革前后对Granger检验结果的影响并不明显。从脉冲响应图看，股权分置改革前，股票价格指数对于M1的扰动所做出的响应很不确定，在正负响应之间波动且响应很小。对于M2的扰动，股票价格指数一开始并没有做出响应，在第二期的时候达到最大值0．012且为负方向，十三期之后，股票价格指数几乎没有响应。同样的，股票价格指数对于R的扰动所做出的反应也是不确定的，在前十期为正响应，十期之后则为负响应。股权分置改革后，股票价格指数对M1的响应一开始是正向的，五期之后则转为负向，股票价格指数对M1的响应比股权分置改革前的响应要大。与股权分置改革前相比，股票价格指数对R的响应比较小，前十五期响应的波动非常小，十五期之后，响应逐渐变大且为正向的。从方差分解图看，股权分置改革前，M1、M2、R在第二期对股票价格指数预测方差的解释力度分别为0．020152％、2．472302％、0．311729％，解释力度比较 11J东大学硕十学何论文低，说明M1、M2、R对股票价格指数的影响比较小。随着时间的推移，M1、R对股票价格指数预测方差的解释力度逐渐加大，在第二十期分别达到0．555707％、3．040386％，但仍远落后于股票价格指数对自身的解释力度。M2随着时间的推移解释力度则逐渐变小，在第二十期变为1．865593％，解释力度大于M1但小于R。股权分置改革后，M1对股票价格指数预测方差的解释力度明显增大，而R的解释力度则明显变小。由于股权分置改革前后M1、M2、R对股票价格指数预测方差的解释力度都远小于股票价格指数自身的解释力度，因此并不能证明货币供应量和利率对股票价格指数影响的有效性。综合以上的分析结果可以看出，股权分置改革后，狭义货币供应量对股票价格指数预测方差的解释力度加大了，相反的，利率的解释力度却较少，股权分置改革起到了一定的作用。股票分置改革提高了股票市场的投资、融资功能，巩固所有股东的共同利益基础，保护公众投资者的合法权益，完善股票市场定价机制，奠定了中国股市长期向好的制度基础和市场基础。 山东大学硕十学位论文曼曼曼曼皇曼皇曼曼曼曼曼曼曼曼曼皇曼量曼皇皇皇曼皇曼皇曼量曼皇!曼鼍。==m=m=m=m==m=l=I皇曼舅曼鼍曼曼曼曼曼曼苎曼曼曼曼曼曼曼量曼鼍第六章结论与政策启示本文研究了我国货币政策对股票市场的影响，包括货币供应量M1、M2以及七天同业拆借利率R对股票价格指数的影响，在进行理论分析的同时，通过三个样本区间数据的实证检验，得到以下主要结论：1．在整个样本期间，货币供应量M1、M2不是股票价格指数的Granger成因，货币供应量M1、M2对股票价格指数的影响力度不大，M1对股票价格指数的影响方向不确定，M2则对股票价格指数有微弱的负方向影响。七天同业拆借利率是股票价格指数的Granger成因，它对股票价格指数的影响力度同样不大且方向不确定。2．股权分置改革前后，货币供应量M1、M2和七天同业拆借利率对股票价格指数的影响发生了改变。股权分置改革前，M1、M2均不是股票价格指数的Granger成因，股权分置改革后，M1仍不是股票价格指数的Granger成因，但是对比股权分置改革前，M1对股票价格指数预测方差的解释力度有了提高，影响方向在正负之间波动。与M1、M2不同，七天同业拆借利率R在股权分置改革前后都是股票价格指数的Granger成因，R的变化会引起股票价格指数的变化。在股权分置改革后，R对股票价格指数预测方差的解释力度变小。3．比较货币供应量M1、M2和利率R对股票价格指数的影响，货币供给量M2和利率R的作用更大。一方面，从脉冲响应函数与方差分解可知，货币供应量和利率对股票价格指数的影响相差不大，但是从Granger因果关系检验看，利率的变化能够引起股票价格指数的变化。另一方面，货币供给量M2对股票价格的影响方向确定，利率R对股票价格指数的影响较长时期内也是确定的，二者对股票价格指数的影响都是负方向的。因此，如果运用货币政策工具来调控股票市场，那么货币供给量M2和利率R都是可以考虑的选择，不同的是，货币供给量M2比较难准确的控制，而利率R则较为确定。针对以上的实证分析结果，借鉴国内外的相关经验，给了我们一些政策启示。1．央行应关注股票市场变化而不是盯住股票市场。根据前面的实证分析，我国货币政策对股票市场的影响总体比较有限，且影响方向不确定，因此央行在38 山东大学硕十学何论文曼皇曼曼曼曼曼皇曼鼍曼曼舅I．I曼曼曼曼曼皇曼寰曼皇曼曼曼皇皇曼曼曼曼皇曼曼曼曼曼曼曼曼笪曼曼皇量皇曼曼曼曼曼量曼毫曼量舅曼曼曼曼曼曼曼皇曼曼曼鼍皇皇制定货币政策时可以适当关注股票市场价格指数的变化，但以股票价格指数作为货币政策中介目标目前来看还不够成熟，通过货币政策来调控股票市场的波动不是那么有效。2．加快利率市场化步伐。利率市场化是指国家控制基准利率，其它利率基本放开，由资金供求关系确定。在我国推行利率市场化有利于形成比较规范的金融市场环境，促进资金在地区、行业、银行、各金融子市场之间自由的流动和有效进出，加强货币市场和资本市场的联系，使资金在社会再生产各个环节有效循环。从前面的实证研究可以看出，利率的变化会引起股票价格指数的变化，在利率市场化的环境下，各个环节的沟通会让货币政策信号迅速传递，股票价格指数对利率的敏感度会加强，货币政策的影响将提高。3．完善我国股票市场。完善我国股票市场重点是加强制度建设和市场监管。加强股票市场的制度建设一方面要加强新股发行制度制度改革，形成合理的股票定价机制；另一方面要加强对中小投资者保护的制度保障，创造一个规范的投资的投资环境。完善股票市场监管主要的是转变监管模式，加强法律监管，运用法律工具处理股票市场相关事务，使股票市场市场化、规范化运作。同时，金融监管各部门要加强联系，防止货币市场与股票市场之间金融监管真空地带的出现，使资金在两个市场之间合法有效的流动。39 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山东大学硕十学何论文皇兽舅皇曼曼曼曼量曼皇量曼曼量曼曼曼曼曼曼曼量皇曼舅m|I鼍曼曼曼曼皇曼曼曼曼量曼皇曼曼皇皇曼曼曼曼皇曼曼曼曼曼曼曼曼鼍量经济技术经济研究，2004(6)：18-27．[30]陈德伟，金戈．利率、股票价格与货币政策传导[J]．商业研究，2005(13)：162—164．[31]许均华等，宏观经济政策对我国股市影响的实证研究[J]．经济研究，2001(9)：12-21．[32]陈雄兵，张宗成．再议Granger因果检验[J]．数量经济技术经济研究，2008(1)：154-160．[33]张利阳，王逸辉．股票市场价格与经济增长关系的实证分析[J]．统计与决策，2008(4)：99—100．[34]胡援成，程建伟．中国资本市场货币政策传导机制实证研究[J]．数量经济技术经济研究，2003(5)：15—18．[35]苟文军．资本市场的发展与货币政策的变革[J]．金融研究，2000(5)：64—71．[36]瞿强．资产价格波动与宏观经济政策困境[J]．管理世界，2007(10)：139—149．[37]段进．我国股票市场与货币政策相互影响研究[D]．长沙：湖南大学，2007．[38]高铁梅．计量经济分析方法与建模[M]．北京：清华大学出版社，2006．42 山东大学硕十学位论文致谢光阴荏苒，转瞬一年就过去了，本篇论文终于得以完成，不禁百感交集。回想这一年来的写作，可谓历经坎坷，甚至经历中途换题的考验，但总算坚持下来，结合自己三年研究生学习生涯的所学所悟，顺利完成了写作，虽然不尽完美，但凝结了自己的点滴努力。论文能够按期完成，得益于我的导师谢志平老师的谆谆教诲。他为人随和热情，治学严谨细心。从论文选题到搜集资料，从写稿到反复修改，谢老师始终认真负责地给予我深刻而细致地指导，精心点拨，不遗余力。正是有老师的无私帮助和不断的鞭策，我的毕业论文才能够得以顺利完成，我也时刻铭记要不断的努力，谢谢谢老师。感谢经济研究院给予我宝贵的学习平台，让我得以继续深造，提高完善自己。同时也要感谢院里的每一位老师，特别是黄凯南老师、唐绍欣老师、王凤荣老师、蒋金山老师等在论文开题及预答辩过程中提出的宝贵意见，让我更全面地思考论文中存在的问题。此外，感谢08级的每一位同学，感谢他们对我的帮助与关心，是他们让我们的研究生生涯多姿多彩。最后，我要感谢我的家人，他(她)们对我的支持和疼爱是我最大的财富，感谢他(她)们，他们的健康快乐是我最大的心愿。感谢所有帮助过我，关心过我，支持过我的人!谢谢!谢谢!徐伟滨二零一一年五月于山东大学43 学位论文评阅及答辩情况表专业技术是否博导总体评价姓名所在单位职务(硕导)※论、又评阅人专业技术是否博导姓名所在单位职务(硕导)主席答辩委员委会成员答辩委员会对论答辩秘书答辩日期文的总体评价※备注※优秀为“A”；良好为“B”；合格为“C”；不合格为“D”。