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【摘要】在划分不同层次货币供应量基础上，采用2006年1月至2011年9月的月度数据，将M1、M2同比增速对上证指数的影响进行实证分析。协整和格兰杰检验结果表明，不同层次货币供应量下，其变动幅度与股指之间均存在长期稳定的正相关关系，且二者互为因果，M1同比增速对股指的影响程度较大。
【关键词】货币供应量变动 上证指数 ECM模型 格兰杰检验
一、文献综述
对于货币供应量和股市关系问题，国内外学者进行了大量实证研究。Sprinkle（1964）运用图表揭示了货币供应量增长和股票价格变动的关系，投资者可以通过前几期货币供应量的变动走势来预计未来股票价格的变化，以期获得高于市场平均水平的收益。Huang.R.D.&W.A.Kracaw（1984）运用News模型对日本的实证研究发现，股价与货币供应量之间存在着正向关系。
针对我国资本市场情况，金德环，李胜利（2004）通过协整检验、格兰杰检验认为二者之间存在长期稳定协整关系，中国股票市场价格的变化不是导致货币供应量变化的原因，但股市价格的变动可以通过货币供应量的增减走向来解释。乔桂明等（2007）从货币供应量与股市之间关系的角度出发，利用VAR模型分析2007年大牛市是否由于“流动性过剩”而导致。分析结果显示，该阶段我国股市上涨与货币供应过多之间关系不大，股市上涨主要取决于人们对未来股市的预期。曹勇，张卓（2009）将广义货币供应量等8个变量作为基本变量，运用2005年7月到2008年6月共36个月的月度统计数据建立回归模型，间接得出上证指数与广义货币供应量成正相关关系。刘卫华（2010）将2001年1月至2010年11月的M1同比增速与上证指数的月度数据进行相关分析，同时考虑滞后的影响，计算滞后1-10期的相关系数值。分析结果显示，M1同比增速与上证指数密切相关。于扬（2011）选取2000年1月至2010年3月2日每日收盘价为研究样本，运用EARCH模型分析得出，上证指数的当前波动受货币供应量历史波动的影响不确定。李海波等（2011）运用协整和格兰杰因果检验得出货币供应量与深成指之间存在着长期的均衡关系，货币供应量领先股价指数3期变动。本文将货币供应量进行划分，考察不同层次货币供应量变动对股指的影响。
二、指标选取与数据处理
（一）指标选取
我国的货币供应量包括四个层次，即流通中的现金M0、狭义货币M1、广义货币M2以及考虑金融创新而设立的M3。为更好反映我国货币供应量以及股指的变动，本文选取M1同比增速（M1ZSt）反映狭义货币增长速度；M2同比增速（M2ZSt）反映广义货币增长速度；当月上证A股指数收盘价（GZt）反映股指走势。
（二）数据处理
样本取自2006年1月～2011年9月，共69组月度数据，所用数据均来源于Wind金融数据库系统。对变量进行自然对数变换，分别用lnM1ZSt、lnM2ZSt和lnGZt表示t期M1同比增速、M2同比增速和股指走势。
三、实证分析
（一）时间序列平稳性检验
为避免非平稳变量带来的伪回归问题，在进行实证检验前，利用ADF单位根检验方法对三个时间序列进行平稳性检验。检验结果（见表1）表明，在5%的显著性水平下，时间序列lnM1ZSt、lnM2ZSt、lnGZt是非平稳的，经过一阶差分后平稳，均为一阶单整序列。
注：临界值的显著水平为5%；滞后阶数的选择以AIC值最小为标准；△表示变量序列的一阶差分。
（二）协整检验
尽管三个时间序列均是非平稳的，但其线性组合却可能平稳，即具有协整关系。本文采用E-G提出的协整检验方法，对回归方程的残差进行单位根检验。若回归方程的残差序列是平稳序列，则该组变量之间存在协整关系。协整检验结果（见表2）表明，lnGZt与lnM1ZSt和lnM2ZSt均存在协整关系，即存在长期均衡关系。货币供应量变动对股指走势具有重要影响，后者与M1、M2同比增速均呈正相关关系，M1同比增速对股指的影响程度较大。
（三）ECM模型
由于存在各种扰动因素，变量间的均衡关系在短期内可能发生偏离。为考察短期偏离程度，可分别构建误差修正模型（ECM模型），估计得到：
△lnGZt = 0.0092 + 0.1660△lnM1ZSt－0.1070（lnGZt-1－0.4806lnM1ZSt-1）
△lnGZt = 0.0103 + 0.1860△lnM2ZSt－0.0837（lnGZt-1－0.1769lnM2ZSt-1）
其中，差分项反映了短期波动的影响，括弧部分为误差修正项，反映了货币供应量变动和股指在短期内偏离长期均衡的程度，系数描述了货币供应量变动与股指向长期均衡水平调整的方向和速度。
ECM模型表明，股指的短期变动，一部分是短期货币供应量增速波动的影响，一部分是偏离长期均衡的影响。修正误差项系数为负，说明当偏离长期均衡水平时，均能向长期均衡水平调整，方向一致，但速度不同。M1增速变动下，股指将以-10.7%的力度拉回到均衡状态；M2增速变动下，股指将以-8.37%的力度拉回到均衡状态。
（四）格兰杰检验
为检验货币供应量变动与股指之间的因果关系，对三个变量的平稳形式进行格兰杰检验。检验结果（见表3）表明，在1%的显著性水平下，M1、M2同比增速的变动均与股指互为因果关系。
四、结论
对货币供应量变动和股指进行实证分析后，得出以下结论：
第一，货币供应量变动对股指走势具有重要影响，后者与M1、M2同比增速均呈正相关关系，M1同比增速对股指的影响程度较大。
第二，M1、M2增速的短期波动均会对股指产生正向影响。当股指的短期变动偏离长期均衡水平时，均能向长期均衡水平反向修正。M1增速变动下的回调力度大于M2增速变动下的回调力度。
第三，M1、M2同比增速的变动均与股指互为因果关系。货币供应量的变动影响股指走势，而股指走势又会反向作用于货币供应量的变动。
参考文献
[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2007.
[2]金德环,李胜利.我国证券市场价格与货币供应量互动关系的研究[J].财经研究,2004,30(4):5-15.
[3]乔桂明,刘钟鸣,郑晓玲.现阶段我国货币供应量对股市影响的实证分析[J].经济管理,2007, (24):67-71.
[4]曹勇,张卓.上证A股指数与宏观经济因素关系的实证研究[J].价值工程,2009, (1):151-154.
[5]刘卫华.M1同比增速与上证指数走势的相关性研究[J].科海故事概览：科技探索,2010, (12):41.
[6]于扬.上证指数波动性影响因素实证分析[J].内蒙古财经学院学报,2011, (6):100-103.
[7]李海波,孙蓉,史本山.我国货币供应量对股票價格指数的影响研究[J].西南交通大学学报:社会科学版,2011, 12(2):87-91.
作者简介：吴戈（1985- ），女，安徽黄山人，南京航空航天大学金城学院助教，研究方向：宏观经济。
（责任编辑：刘影）
【关键词】货币供应量变动 上证指数 ECM模型 格兰杰检验
一、文献综述
对于货币供应量和股市关系问题，国内外学者进行了大量实证研究。Sprinkle（1964）运用图表揭示了货币供应量增长和股票价格变动的关系，投资者可以通过前几期货币供应量的变动走势来预计未来股票价格的变化，以期获得高于市场平均水平的收益。Huang.R.D.&W.A.Kracaw（1984）运用News模型对日本的实证研究发现，股价与货币供应量之间存在着正向关系。
针对我国资本市场情况，金德环，李胜利（2004）通过协整检验、格兰杰检验认为二者之间存在长期稳定协整关系，中国股票市场价格的变化不是导致货币供应量变化的原因，但股市价格的变动可以通过货币供应量的增减走向来解释。乔桂明等（2007）从货币供应量与股市之间关系的角度出发，利用VAR模型分析2007年大牛市是否由于“流动性过剩”而导致。分析结果显示，该阶段我国股市上涨与货币供应过多之间关系不大，股市上涨主要取决于人们对未来股市的预期。曹勇，张卓（2009）将广义货币供应量等8个变量作为基本变量，运用2005年7月到2008年6月共36个月的月度统计数据建立回归模型，间接得出上证指数与广义货币供应量成正相关关系。刘卫华（2010）将2001年1月至2010年11月的M1同比增速与上证指数的月度数据进行相关分析，同时考虑滞后的影响，计算滞后1-10期的相关系数值。分析结果显示，M1同比增速与上证指数密切相关。于扬（2011）选取2000年1月至2010年3月2日每日收盘价为研究样本，运用EARCH模型分析得出，上证指数的当前波动受货币供应量历史波动的影响不确定。李海波等（2011）运用协整和格兰杰因果检验得出货币供应量与深成指之间存在着长期的均衡关系，货币供应量领先股价指数3期变动。本文将货币供应量进行划分，考察不同层次货币供应量变动对股指的影响。
二、指标选取与数据处理
（一）指标选取
我国的货币供应量包括四个层次，即流通中的现金M0、狭义货币M1、广义货币M2以及考虑金融创新而设立的M3。为更好反映我国货币供应量以及股指的变动，本文选取M1同比增速（M1ZSt）反映狭义货币增长速度；M2同比增速（M2ZSt）反映广义货币增长速度；当月上证A股指数收盘价（GZt）反映股指走势。
（二）数据处理
样本取自2006年1月～2011年9月，共69组月度数据，所用数据均来源于Wind金融数据库系统。对变量进行自然对数变换，分别用lnM1ZSt、lnM2ZSt和lnGZt表示t期M1同比增速、M2同比增速和股指走势。
三、实证分析
（一）时间序列平稳性检验
为避免非平稳变量带来的伪回归问题，在进行实证检验前，利用ADF单位根检验方法对三个时间序列进行平稳性检验。检验结果（见表1）表明，在5%的显著性水平下，时间序列lnM1ZSt、lnM2ZSt、lnGZt是非平稳的，经过一阶差分后平稳，均为一阶单整序列。
注：临界值的显著水平为5%；滞后阶数的选择以AIC值最小为标准；△表示变量序列的一阶差分。
（二）协整检验
尽管三个时间序列均是非平稳的，但其线性组合却可能平稳，即具有协整关系。本文采用E-G提出的协整检验方法，对回归方程的残差进行单位根检验。若回归方程的残差序列是平稳序列，则该组变量之间存在协整关系。协整检验结果（见表2）表明，lnGZt与lnM1ZSt和lnM2ZSt均存在协整关系，即存在长期均衡关系。货币供应量变动对股指走势具有重要影响，后者与M1、M2同比增速均呈正相关关系，M1同比增速对股指的影响程度较大。
（三）ECM模型
由于存在各种扰动因素，变量间的均衡关系在短期内可能发生偏离。为考察短期偏离程度，可分别构建误差修正模型（ECM模型），估计得到：
△lnGZt = 0.0092 + 0.1660△lnM1ZSt－0.1070（lnGZt-1－0.4806lnM1ZSt-1）
△lnGZt = 0.0103 + 0.1860△lnM2ZSt－0.0837（lnGZt-1－0.1769lnM2ZSt-1）
其中，差分项反映了短期波动的影响，括弧部分为误差修正项，反映了货币供应量变动和股指在短期内偏离长期均衡的程度，系数描述了货币供应量变动与股指向长期均衡水平调整的方向和速度。
ECM模型表明，股指的短期变动，一部分是短期货币供应量增速波动的影响，一部分是偏离长期均衡的影响。修正误差项系数为负，说明当偏离长期均衡水平时，均能向长期均衡水平调整，方向一致，但速度不同。M1增速变动下，股指将以-10.7%的力度拉回到均衡状态；M2增速变动下，股指将以-8.37%的力度拉回到均衡状态。
（四）格兰杰检验
为检验货币供应量变动与股指之间的因果关系，对三个变量的平稳形式进行格兰杰检验。检验结果（见表3）表明，在1%的显著性水平下，M1、M2同比增速的变动均与股指互为因果关系。
四、结论
对货币供应量变动和股指进行实证分析后，得出以下结论：
第一，货币供应量变动对股指走势具有重要影响，后者与M1、M2同比增速均呈正相关关系，M1同比增速对股指的影响程度较大。
第二，M1、M2增速的短期波动均会对股指产生正向影响。当股指的短期变动偏离长期均衡水平时，均能向长期均衡水平反向修正。M1增速变动下的回调力度大于M2增速变动下的回调力度。
第三，M1、M2同比增速的变动均与股指互为因果关系。货币供应量的变动影响股指走势，而股指走势又会反向作用于货币供应量的变动。
参考文献
[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2007.
[2]金德环,李胜利.我国证券市场价格与货币供应量互动关系的研究[J].财经研究,2004,30(4):5-15.
[3]乔桂明,刘钟鸣,郑晓玲.现阶段我国货币供应量对股市影响的实证分析[J].经济管理,2007, (24):67-71.
[4]曹勇,张卓.上证A股指数与宏观经济因素关系的实证研究[J].价值工程,2009, (1):151-154.
[5]刘卫华.M1同比增速与上证指数走势的相关性研究[J].科海故事概览：科技探索,2010, (12):41.
[6]于扬.上证指数波动性影响因素实证分析[J].内蒙古财经学院学报,2011, (6):100-103.
[7]李海波,孙蓉,史本山.我国货币供应量对股票價格指数的影响研究[J].西南交通大学学报:社会科学版,2011, 12(2):87-91.
作者简介：吴戈（1985- ），女，安徽黄山人，南京航空航天大学金城学院助教，研究方向：宏观经济。
（责任编辑：刘影）