供應量

我國的股票市場經歷了20 多年的發展，其融資規模在不斷地提高與擴大。截至2016 年底，滬深兩市市價總值已達507685.88 億元，其中上海證券交易所市值達284607.63 億元，深交所223078.25 億元。兩市成交總額達98288 億元，其中上海證券交易所交易金額達44417.99 億元，深交所53870.01億元。股票市場的融資金額已達到相當高的規模，在很大程度上反映了當前的宏觀經濟狀況。我國貨幣供應量則被作為實施貨幣政策的中介目標。截至2016 年底，M0 為68303.9 億元，M1為486557.2 億元，M2 為1550066.7 億元，M0 同比增長8.1%，M1同比增長21.4%，M2 同比增長11.3%。股票市場作為貨幣市場與資本市場之間的融資渠道，其對貨幣政策和宏觀經濟的影響不斷增強 ^[1]  。

國外學者研究貨幣供應量對股票價格的影響，主要分為直接影響和間接影響兩類。早在20 世紀60 年代，Sprinkler（1964）使用作圖的方法研究貨幣供給量變化與股票價格變化的關係，得出股市峯值比貨幣供給量的峯值滯後15 個月，谷底滯後2 個月。在研究間接影響方面，Humpe&.Macmillan（2009）將美國與日本現狀比較分析，得出兩個市場的結果是不一樣的，在美國貨幣供應量對股市沒有明顯影響，但是在日本卻有着負向的影響。

1.變量選取與數據來源

選取M0、M1、M2 作為衡量貨幣供應量的指標，選取市場成立量和活躍程度較高的上證綜合指數SZ 代表股票市場的發展情況。對各變量時間序列取自然對數，以減少模型的異方差。模型樣本區間確定為2005 年1月至2016 年12 月。數據來源於國家統計局網站和wind 數據庫。

2.單位根檢驗

為了避免偽迴歸現象，運用ADF 檢驗法對LNMO、LNM1、LNM2、LNSZ 進行平穩性檢驗。利用Eview8.0 進行分析，結果表明在5%的顯著水平下，ADF 統計值都大於臨界值，接受原假設，存在單位根，這些指標是非平穩的。經一階差分後，ADF 統計量小於臨界值，拒絕原假設，指標平穩，即各指標為一階單整變量。

3.協整檢驗與誤差修正模型

由於四個變量指標為同階單整過程，滿足協整檢驗，因此基於EG 兩步法，利用Eviews8.0 進行檢驗，結果表明，以上證股指LNSZ 為被解釋變量，LNMO、LNM1、LNM2 為被解釋變量時，殘差的單位根系數檢驗量與偽t 檢驗量對應的檢驗概率都小於5%顯著性水平的臨界值，因此LNSZ 與LNMO、LNM1、LNM2 各自存在協整關係。

上證股指LNSZ 的短期變動主要受到其差分滯後2期的影響，當上證股指與三個貨幣指標偏離各自的長期均衡時，三個誤差修正項發揮反向調節作用，對應LNM0、LNM1、LNM2 的調整大小分別為-O.O492、-0.0461和-0.0476，符合反向修正機制。

4. Grange因果檢驗

Grange 因果檢驗結果顯示，從滯後2期到滯後5期，檢驗結論具有穩定性，在5%的顯著性水平下，僅有股指LNSZ是LNM1的格蘭傑原因，而LNM1不是LNSZ的格蘭傑原因，即LNSZ與LNM1存在單項因果關係。在10%的顯著性水平下，滯後5期檢驗發現，LSZ與LM1之間存在雙向因果關係。所有的滯後期均沒有發現LNSZ與LNM1和LNM2的貨幣指標存在因果關係。

5. VAR模型、脈衝響應與方差分解

建立VAR模型，通過信息指標來確定各自的模型階數。比較不同滯後期的有關信息指標的計算結果，可見選用VAR模型來描述LNSZ與LNM0、LNM1及LNM2之間的動態關係，每個VAR模型對應的兩個特徵根均小於1，即每個VAR模型都是平穩的。

從估計結果顯示，LNSZ分別與LNM0、LNM1、LNM2 的相關性不顯著，它們受自身滯後期的影響顯著，這與Grange因果檢驗結果一致。

脈衝響應和方差分解顯示，每個圖示的左側圖顯示，LNM0、LNM1、LNM2 對LNSZ 拉動作用較小，但對LNSZ本身的衝擊有一定的影響，並呈衰減趨勢。右側圖形顯示，LNSZ 對LNM0、LNM1、LNM2有較小的拉動作用，但對LNM0、LNM1、LNM2 的衝擊影響較大，並呈下降趨勢，這與平穩的VAR模型估計結果一致。

方差分解結果顯示，每個指標預測產生的方差，主要來自其自身擾動項部分，而來自其他指標擾動項方差所佔比例非常小。在LNM0、LNM1和LNM2 的方差分解中,來自LNSZ 擾動項方差所佔份額在LNM1中最大，而在LMO、LM2 的方差份額非常小，這説明LNSZ 對LNM1的影響遠遠大於LNSZ 對LNM0、LNM1的影響 ^[2]  。

首先，通過協整檢驗與誤差修正模型檢驗，LNSZ 與LNMO、LNM1、LNM2 存在着長期的均衡現象，並且LNMO、LNM1、LNM2 誤差修正項發揮反向調節作用，但是調整力度相當，不能進行較好的自行調控。

其次，通過Grange 因果檢驗，從滯後2 期到滯後5 期，檢驗結論具有穩定性，在5%的顯著性水平下，LNSZ 與LNM1存在單項因果關係。在10%的顯著性水平下，LSZ 與LM1之間存在雙向因果關係。所有的滯後期均沒有發現LNSZ 與LNM1和LNM2的貨幣指標存在因果關係。

最後，通過VAR 模型、脈衝響應與方差分解得出，建立VAR模型估計結果顯示LNSZ 分別與LNM0、LNM1、LNM2 的相關性不顯著，它們受自身滯後期的影響顯著；通過脈衝響應分析圖及方差分解表，表明LNM0、LNM1、LNM2 對LNSZ 的衝擊影響比較弱，反之LNSZ 對LNM0、LNM1、LNM2 也具有微弱的影響，但兩種情況都受自身衝擊的影響較大。另外，在LNM0、LNM1和LNM2的方差分解中,LNSZ 對LNM1的影響遠遠大於LNSZ 對LNM0、LNM1的影響。

在制定和執行貨幣政策時，央行應充分考慮貨幣政策對股票市場的影響。保持適當的貨幣供給，進而保證股票市場的健康發展；加快市場公平公正建設，公開信息透明披露；融通貨幣市場和資本市場渠道，大力推進利率市場化改革，以增強利率對金融資產價格傳導的有效性 ^[3]  。