1、研究領域：金融學中國股票市場對貨幣需求總量與結構影響的協整檢驗* ：本文是湖南省2003年度社科規劃項目“轉型時期中國的貨幣需求與貨幣需求函數估計”的階段性成果。：19942002A Cointegration Test of the Effect of Chinese Stock Market on Money Demand Aggregate and Structure :19942002易行健 龔志明 易君健作者簡介：易行健(1975.1- )： 男，湖南湘鄉人，湘潭大學商學院副教授、碩士生導師，復旦大學世界經濟系博士；主要研究方向： 金融理論與計量經濟學；聯系地址： 湖南省湘潭大學商學

2、院；郵政編碼： 411105電話號碼：E-mail： 龔志明（1962.1-）:男，湖南常德人，湘潭大學商學院教授、博士生導師、數量經濟學學位點負責人，1996年畢業于復旦大學數學研究所，獲理學博士；主要研究方向： 博弈論、計量經濟學、福利經濟學與復動力系統；聯系地址： 湖南省湘潭大學商學院；郵政編碼： 411105電話號碼： 07328293471易君健（1978，6-），男，湖南湘鄉人，浙江大學經濟學院碩士研究生；主要研究方向： 勞動經濟學與微觀經濟學；聯系地址： 浙江大學經濟學院。論文提交日期：2004年7月中國股票市場對貨幣需求總量

3、與結構影響的協整檢驗：19942002內容提要：本文采用Johansen協整方法檢驗了一個包含股票市場交易額變量的標準貨幣需求函數和貨幣流動性函數，實證結果表明我國股票市場的發展與擴張減少了對狹義貨幣與廣義貨幣的需求，體現了極強的資產替代效應和交易效應；同時，股票市場對貨幣需求結構存在顯著的影響，估計系數表明了股票市場交易與貨幣流動性M1/M2之間呈正向相關關系。最后本文還從股票市場的貨幣需求效應出發，為中央銀行制定與實施貨幣政策提出相關的政策建議。關鍵詞：股票市場；貨幣需求；貨幣政策；股票交易額；協整檢驗A Cointegration Test of the Effect of Chines

4、e Stock Market on Money Demand Aggregate and Structure :19942002Abstract: This paper uses Johansen cointegration method empirical method to test the effect of Chinese stock market on money demand aggregate and structure. The result reveals the turnover of Chinese stock market has negative effect on

5、the demand of M1 and M2. At the time, stock market significant affects money demand structure, estimated coefficient indicates positive relationship between turnover of stock trading and M1/M2. Finally, from the view of effects of stock market on money demand, this paper proposes policy suggestion f

6、or the central bank s monetary policy design and practices. Key Words: Stock Market; Money Demand; Monetary Policy; Turnover of Stock Trading；Cointegration TestJel Classification: G100; E410; E590; G100; C120一 、引言傳統的貨幣需求函數一般采用GDP作為決定交易性貨幣需求的規模變量，然而GDP只代表總交易中的一部份，還有金融資產交易（主要是股票市場）也同樣需要貨幣作為交易媒介，因此金融資產

7、的交易將同樣對貨幣需求產生影響，此外股票市場還將通過財富效應、資產組合效應和替代效應等來影響貨幣需求，這表明一個準確設定的貨幣需求函數應該考慮股票市場的影響。我國股票市場經過十來年的飛速發展，已經成為國民經濟體系中一個重要的組成部份，到2002年末，我國股票市場市值總額占國民生產總值的比重為37.4%(2000年末 從年度數據來分析，我國的股票市場市值總額和成交金額都是于2000年達到最大值。這一比例為53.8%)，股票市場成交金額與GDP之比為22.3%(2000年末這一比例為68%)。以股票交易帳戶證券公司客戶保證金為例， 2000、2001和2002年該帳戶余額分別為3748、7355和

8、2379億元，占狹義貨幣M1的比重分別為7.1%、12.3%和3.4%，因此股票市場已成為影響貨幣需求的一個重要因素。近年來，我國理論界出現這樣一種觀點，認為我國股票市場的發展與擴張對貨幣產生了不可忽視的增量需求，這些增量的需求需要有相配套的貨幣供給來予以滿足；而我國目前的貨幣政策忽視了股票市場的貨幣需求效應，從而影響了貨幣政策目標的實現，因為在相當部分的資金被用于滿足證券市場貨幣需求的情況下，用于保持實體經濟增長的貨幣和流動性相對偏緊，從而影響了實體經濟的回升(石建民，2001；中國人民銀行研究局課題組，2002)。這種觀點的前提是股票市場價格上漲和交易量的擴大導致貨幣需求的相應增加，但這與

9、經濟現實是不相符合的。以城鄉居民儲蓄存款為例 因為到2002年底我國城鄉居民儲蓄存款占準貨幣的比例高達75%，占廣義貨幣M2的比例也達到48%。，在1996年到2000年這一時期內，城鄉居民儲蓄存款余額雖然繼續增長，但是其增長速度一直處于下降通道，增長率由1995年的37.7%一路下降到2000年的7.9%，同時新增儲蓄存款的增長速度也開始出現負值，這種趨勢一直到2001年才開始扭轉過來，廣義貨幣M2也同樣表現出相類似的趨勢，這正好與我國股票市場上一波從1996年初開始到2001年6月結束的大牛市相對應。雖然儲蓄存款分流的原因有很多，但是分析表明(武劍，2000)居民儲蓄存款分流后的資金大量流

10、入股票市場，因此從這個角度看，我國股票市場的發展與擴張應該是減少貨幣需求。那么到底我國股票市場的發展和擴張是增加貨幣需求還是減少貨幣需求呢？這必需通過實證檢驗才能確定，并且最重要的是，這兩種效果對于貨幣政策意味著不同的操作方式，如果股票市場的貨幣需求效應為正，則股票價格 一般而言，股票價格與股票市場成交金額是高度相關的，在我國這一相關系數達為0.92。的上漲意味著貨幣當局必需增加貨幣供給，才能達到預期的GDP或通貨膨脹率目標；相反，如果股票市場的貨幣需求效應為負，那么股票價格的上漲則意味著應該采取緊縮的貨幣政策。其次，股票價格的上漲對貨幣需求的結構還將產生一定的影響，也就是說股票價格的上漲和股

11、票市場交易額的上升對狹義貨幣與廣義貨幣需求的影響有所差異，這點可以從貨幣流動性比例M1/M2上面體現出來。基于上述思路，本文結構安排如下：第二部份對涉及股票市場對貨幣需求影響的文獻進行簡單的回顧；第三部份將采用1994-2002年的季度數據，利用Johansen協整方法來檢驗股票市場對貨幣需求的影響，同時對包含股票市場交易額變量的貨幣需求函數進行估計；第四部份將利用協整方法就股票市場對貨幣需求結構的影響進行檢驗；第五部份對實證檢驗結果進行分析；最后一部份給出結論和相關的政策建議。二、文獻回顧關于股票市場對貨幣需求的影響機制，M. Friedman (1988)的經典研究指出了股票價格影響貨幣需

12、求的途徑和機制體現在以下4個方面：1、股票價格的上漲意味著居民名義財富的增加，而財富的增加將增加對貨幣的需求。股票市場與貨幣需求的這種關系，我們稱之為財富效應 注意與股票市場對實體經濟作用的財富效應相區別，我們這里是指股票市場對貨幣需求的影響。2、股票價格的上漲反應了風險性資產的預期收益相對于安全資產而言有所上升，在居民風險偏好程度不變的前提下，這種相對收益的變化將導致資產組合的風險程度上升，從而導致居民通過增加其資產組合中相對安全的資產的比重來對沖風險的上升，比如增加對短期債券和貨幣的持有，從而引起貨幣需求的增加。這種效應我們稱之為資產組合效應。3、股票價格的上漲往往伴隨著股票市場交易量的增

13、加，這往往將產生相應的貨幣需求來滿足或完成這些交易，這種關系我們稱之為交易效應。4、股票市場價格的上漲，交易量的擴張一般會使得股票的吸引力增加，這在一定程度上對貨幣(比如廣義貨幣中的儲蓄存款)有一種替代作用，從而降低貨幣需求。這種效應我們稱之為替代效應。在上述4中效應中，財富效應、資產組合效應和交易效應 我們認為M. Friedman(1988)所講的正的交易效應是針對一個廣義上的貨幣而言的，而對不同口徑的貨幣供應量而言則可能有所不同。會增加貨幣需求，而替代效應則減少貨幣需求。M. Friedman (1988) 還利用1961-1986年美國的季度數據對股票價格的貨幣需求效應進行了實證研究，

14、結果發現：股價上升的資產組合效應不明顯、交易效應對M2的影響不明顯但是對M1和M0有顯著影響、股價上升對M2的財富效應大于替代效應。但是他用1886-1985年美國的年度數據所做的實證檢驗卻發現股價上升對M2的財富效應小于替代效應，這表明股票價格的上升將減少貨幣需求，因此他認為股票價格上升對M2的財富效應大于替代效應是個例外。Field(1984)把股票市場交易額變量引入貨幣需求函數，實證分析發現，1919-1929年美國股票市場交易量急劇擴張，增加了對貨幣的交易性需求(研究結果表明，如果沒有1925年后股票交易的大幅高漲，M1的需求量將比其達到的實際水平低17%)。Palley(1995)的

15、實證研究發現1976-1991年美國的股票市場交易額與貨幣需求呈顯著正相關，并且發現通過引入股票市場變量可以提高貨幣需求函數的預測能力。在此之后S.B. Carpenter& J. Lange(2002)利用協整與誤差修正模型對美國1995-2002年的季度貨幣需求函數進行了估計，結果發現股票市場波動性的上升傾向于增加均衡時的M2余額，短期動態模型的結果表明股票市場預期收益的增加將減緩M2的增長率。 近年來也有學者對我國股票市場對貨幣需求的影響進行了實證研究，如謝富春和戴春平(2000)利用1994-1999年的季度數據對貨幣需求函數進行估計時發現，股票市值同M1、M2和準貨幣的名義余

16、額具有顯著的正相關關系。王志強和段渝(2000)的實證分析結果表明股價指數與狹義貨幣需求之間存在長期穩定的正相關關系。石建民(2001)對 1993-2000年的季度數據進行了實證檢驗，結果發現股票市場交易額增長率與M1、M2余額增長率正向相關。姜波克和陳華(2003)利用證券收益率和證券收益率的方差來估計股票市場對貨幣需求的影響，結果表明證券市場真實收益率期望值和方差與貨幣需求實際余額顯著正相關。總而言之，從以上的研究結論看，我國股票市場的產生和發展增加了對貨幣的需求。但是以上這些有關中國股票市場對貨幣需求的影響進行的實證研究所采取的方法或多或少都存在缺陷。首先，他們在的貨幣需求函數的設定方

17、面存在偏差。比如，謝富春和戴春平(2000)采用股票市場市值作為貨幣需求的規模變量引入貨幣需求方程，但是作為貨幣需求的規模變量用流量指標更加合適，而股市市值是個存量指標；并且該模型采用的股票市值是市價總值，由于我國股票市場的特殊制度背景，流通市值只占市價總值的1/3左右，把這樣一個變量引入貨幣需求函數無疑大大地影響了實證分析結果的真實性。石建民(2001)采用的模型不是一個包含股票市場變量的貨幣需求函數，從函數形式來看是一個動態模型，卻采用靜態方程形式，因此得出的結論也值得進一步商榷。姜波克和陳華(2003)模型中的機會成本變量包括證券收益率和通貨膨脹率，而沒有包括任何利率變量，這與現實經濟與

18、金融狀況是有差距的，因為即使我們假定狹義貨幣是不付息的， 但是M1的替代品不但包括證券，而且還(主要)包括付息的準貨幣，而對于廣義貨幣而言，其本身的絕大部分是付息的，因此不管是把利率作為替代資產的收益率還是貨幣自身的收益率都應該包括在貨幣需求函數當中。其次是使用替代變量帶來的統計誤差限制了實證研究結論的適用程度。王志強和段渝(2000)采用的季度GDP數據是采用工業生產總值季度指標作結構權重將年度GDP指標換算得來的，這種換算的結果與實際值之間的誤差非常大。姜波克和陳華(2003)采用的證券收益率是用上市公司的凈資產收益率，但是我國居民和企業投資股票的目的不是獲取紅利而是為了獲取股價上漲帶來的

19、資本利得，因此用上市公司的凈資產收益率作為證券的收益率的替代變量值得進一步的思考，而用上市公司凈資產收益率方差作為證券收益率方差的替代變量所帶來的誤差也可以依同理推之。本文將克服以上實證分析的缺陷，在借鑒Field(1984)和 Palley(1995)的研究方法的基礎上，利用1994年1季度到2002年4季度的季度數據，通過利用協整方法對包括股票市場交易額變量的貨幣需求函數進行估計來檢驗我國股票市場的貨幣需求效應。從現有文獻來看，專門研究貨幣流動性指標M1/M2的還比較少見， 而就股票市場對貨幣需求結構影響的研究更是罕見。就國內的文獻而言，卜永祥(1999)認為股票市場交易的火爆通過影響居民

20、的儲蓄行為，相對提高了貨幣的流動性；中國人民銀行研究局課題組(2002)認為股票價格的上漲會使貨幣流動性有所增強，因為伴隨著虛擬資產名義價值的上升，其隱含收益率上升，貨幣收益率相對較低，流動性偏好有所上升，居民和機構愿意持有更多的現金和活期存款，導致M0、M1增長過快，貨幣流動性(M1/M2)比率持續上升。另外在中國人民銀行發布的貨幣政策執行報告中多次從資金流向的角度提到貨幣流動性和股票市場的關系，如2002年第3季度的貨幣政策執行報告提到“隨著股市持續走低，儲蓄資金大量回流銀行，準貨幣增加很快，相應拉高了M2增幅，降低了貨幣流動性比例”。但是以上的文獻資料基本上都是從經驗的角度進行分析的，而

21、沒有進行實證檢驗，下面我們將利用協整方法來檢驗股票市場對貨幣流動性比例的影響。三、我國股票市場對貨幣需求總量影響的協整檢驗這一部份我們通過利用協整方法對包括股票市場交易額變量的貨幣需求函數進行估計來分析我國股票市場對貨幣需求總量的影響。(一) 變量的選擇和函數形式的設定一般而言，貨幣需求函數包括兩個類型的變量：規模變量和機會成本變量，對于中國而言，特有的制度因素應該考慮進貨幣需求函數，而這主要是指貨幣化和市場化進程，由于本文的樣本范圍是1994-2002年，在這段時間里我國貨幣化和市場化進程已經減緩，因此在本文構造的貨幣需求函數中不包括制度變量。1、規模變量本文采用兩個規模變量，其一是國內生產

22、總值GDP，它對各個層次的貨幣需求都是正向的；其二是股票市場交易額，它對貨幣需求的影響是不確定的，需要實證檢驗。2、機會成本變量貨幣需求的機會成本變量是指人們因持有貨幣而放棄持有其它資產所獲得的收益，它一般包括兩個組成部份：貨幣自身的收益率和除貨幣以外的其它資產的收益率(Sriram. S, 1999)，這主要包括國庫券的利率、商業票據的利率、定期存款利率、預期通貨膨脹率和國外資產的收益率等等。根據我國金融市場的發展狀況和經濟的開放程度，我們選擇一年期定期存款利率作為貨幣需求的機會成本變量，它與貨幣需求呈反方向變化。3、虛擬變量由于在樣本期內對廣義貨幣M2的口徑進行了調整，因此在貨幣需求函數中

23、增加虛擬變量。本文采用如下半對數形式的貨幣需求函數，也就是說方程包括利率的絕對值而不是利率的對數值，這其中隱含假定了利率的絕對變化而不是百分率變化與貨幣需求相關，這主要是因為半對數形式的結果要比對數形式好(弗里德曼，1991)： LNRM =f(LRGDP, LRTR, NR, DUM) (1)其中LNRM、LNRGDP和LNRSTR分別是實際貨幣余額、實際國內生產總值余額、剔除價格變化后的股票市場交易額的自然對數，NR是一年期定期存款利率，DUM是相應的虛擬變量。(二) 數據的來源、處理與單位根檢驗回歸分析的區間是1994年第一季度至2002年第四季度，樣本數據共36個，M1、M2、GDP、

24、NR和股票市場交易額數據TR都來自中國人民銀行統計季報各期，其中股票市場交易額數據包括上海和深圳證券交易所成交金額的加總。由于本文采用的是季度數據，在實證分析之前我們必須對M1、M2和GDP進行季節調整。其中的M1和M2就直接使用中國人民銀行統計季報公布的已經用X11方法進行季節調整后的數據，而GDP和TR則使用Eviews3.1統計軟件用X11方法進行季節調整。然后本文使用定基比消費價格指數將經過季節調整后的M0、M1、M2、SD、GDP和TR折算為實際余額，其中的定基比價格指數是根據中國統計從2001年1月開始公布的以2000年平均價格為基期的定基比消費價格指數和所有年度的同比價格指數進行

25、倒推而得。中國人民銀行于2001年6月份起將證券公司存放在金融機構的客戶保證金計入廣義貨幣供應量M2，因此本文在廣義貨幣需求函數中添加一虛擬變量DUM來模擬統計口徑的這一變化，設2001年第二季度以前的值為0，以后的值為1。在經濟計量分析中，經濟變量之間存在的長期均衡(靜態)關系被稱為協整關系，協整理論是研究非平穩時間序列的一個重要方法。根據協整檢驗的標準步驟，首先必須對各時間序列進行單位根檢驗，以判斷各序列的平穩性。本文利用Eviews3.1軟件分別對各變量的水平值和一階差分進行ADF單位根檢驗，其中檢驗過程中滯后項的確定采用AIC準則，結果見表1。從表1可以看出：除開LRM1在10%的顯著

26、水平下是一階差分平穩，其余各序列都在5%的顯著水平下都是一階差分平穩的，也就是都是屬于序列I(1)。因此，它們滿足構造協整方程組的必要條件。表1：各個序列的單位根檢驗結果變量檢驗形式(C,T,K)ADF檢驗值5%臨界值變量檢驗形式(C,T,K)ADF檢驗值5%臨界值LRM1(C. T. 2)-3.4528-3.5562LNRM1(C. 0. 2)-2.8683-2.6181LRGDP(C. T. 4) -1.8074-2.9591LRGDP(C. 0. 4)-3.3882-2.9627LRM2(C. T. 4)-1.7267-3.5670LRM2(C. 0. 2)-4.9241-2.9591L

27、RSTR(C. T. 2)-2.1370-3.5514LRSTR(C. 0. 2)-3.3044-2.9558NR(C. T. 3)-0.7213-3.5562NR(C. 0. 2)-3.2095-2.9558注：其中檢驗形式(C,T,K)分別表示單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢和滯后項的階數，加入滯后項是為了使殘差項為白噪聲，表示差分算子，表示在10%顯著水平的臨界值。(三) Johansen協整檢驗在對多變量時間序列模型進行協整檢驗時，Johansen-Juselius方法優于Engle-Granger的兩步法，因為隨著時間序列數目的增加，可能的協整關系的數目也在增加，而Johansen

28、-Juselius方法是對整個系統進行最大似然估計，這種方法可以找到所有的協整向量。其中用AIC準則來確定VAR模型中恰當的滯后長度，因為SC準則建議的滯后階數一般比較短(在本文中都是為1)，但是從向量自回歸模型中發現各個變量的滯后項有顯著影響，然而，利用AIC準則確定的滯后長度來進行協整分析則有樣本數量不足的缺陷，因此本文兼顧樣本長度和AIC準則。用Johansen協整方法得到的結果如下表：表2：M2的Johansen協整檢驗樣本區間：1994:12002：4；趨勢假定：線性確定趨勢；非限定性協整秩檢驗序列：LRM2SA，LRGDPSA，LRTRSA，NR；外生變量：DUM；滯后間隔(一階差

29、分)：1到4特征值似然比5%的臨界值1%的臨界值協整方程個數假定 0.835740 105.2355 47.21 54.46 None * 0.626140 49.24001 29.68 35.65 At most 1 * 0.453169 18.73991 15.41 20.04 At most 2 * 0.000898 0.027859 3.76 6.65 At most 3注：*(*)表示以5%(1%)的顯著性水平拒絕原假設表3：M1的Johansen協整檢驗樣本區間：1994:12002：4；趨勢假定：線性確定趨勢；非限定性協整秩檢驗序列：LRM1SA，LRGDPSA，LRTRSA，N

30、R；滯后間隔(一階差分)：1到4特征值似然比5%的臨界值1%的臨界值協整方程個數假定 0.870638 106.6420 47.21 54.46 None * 0.569478 43.24270 29.68 35.65 At most 1 * 0.423664 17.11722 15.41 20.04 At most 2 * 0.001104 0.034230 3.76 6.65 At most 3注：*(*)表示以5%(1%)的顯著性水平拒絕原假設 如表2所示，在1%的顯著水平上各個變量之間存在2個協整向量，我們選擇最大特征值的向量作為廣義貨幣需求的長期協整方程，見下式(括號中是標準差)：

31、LRM2 = 1.9775*LRGDP 0.0187*NR 0.0582*LRTR 7.1623 (2) (0.1066) (0.0037) (0.00741) 同樣如表3所示，在1%的顯著水平上變量之間存在2個協整向量，我們選擇最大特征值的向量作為狹義貨幣需求的協整方程，見下式(括號中是標準差)：LRM1 = 1.7356*LRGDP 0.0208*NR 0.0742*LRTR 5.6862 (3) (0.0825) (0.0039) (0.0139)協整檢驗表明無論是M1還是M2，股票市場交易額都與貨幣需求反向相關，并在統計上是非常顯著的。這說明在股票市場對貨幣需求產生的財富效應、資產組合

32、效應、交易效應和替代效應等不同方向的作用力中，降低貨幣需求的力量超過增加貨幣需求的力量，從而我國股票市場交易額與貨幣需求之間呈負相關。四、股票市場對貨幣需求結構影響的協整檢驗貨幣流動性比例M1M2是一個關于貨幣需求(或者說貨幣供應量 ：我們一般用貨幣供應量來代替需求量，這其實隱含了一個假設，即貨幣供需相等。)的結構指標，其作用在于考察M1和M2之間的協調關系。這一結構指標近年來在我國的季度貨幣政策執行報告和許多關于研究貨幣政策的研究報告中頻頻出現，成為反映貨幣流動性強弱的結構變化、分析社會即期資金狀況、加強金融監測、制定與實施貨幣政策的一個重要的參考指標（中國人民銀行貨幣政策分析小組，2002

33、）。貨幣流動性比例M1/M2反映的是企業和居民貨幣需求的不同動機，與居民資產結構變化和經濟市場化發展程度相適應，受到許多因素的影響。從長期趨勢來看，我國的貨幣流動性比例M1/M2在1978-1995年呈急劇下降，但是從1996年至今我國的M1/M2則基本保持平穩，這主要體現了這體現了1996年前后我國貨幣化速度和貨幣需求特征的差異(易行健等，2003)。然而，伴隨著貨幣流動性變動長期趨勢的還有其周期性的波動，它主要受到經濟波動、通貨膨脹、利率變動的影響。因為當經濟增長速度加快、通貨膨脹率升高，消費和投資支出相對比較旺盛，個人和企業對交易媒介或支付手段的需求就會升高，于是微觀主體趨向于較多持有流

34、動性強的貨幣，即M1，那么貨幣流動性指標M1/M2就升高；另外假設其他條件不變，當利率下降時，持有現金與活期存款的機會成本就會降低，因此將會導致居民和企業較多持有現金與活期存款從而導致M1/M2升高。我們這里討論的是股票市場對貨幣流動比例M1/M2的影響，前面提到現有的文獻資料從經驗現象出發認為股票價格的上漲將通過微觀經濟主體流動性偏好的變化相對提高了貨幣的流動性，下面本文將利用協整方法來檢驗股票市場對貨幣流動性比例的影響。(一) 變量的選擇、函數形式的設定和數據處理我們從經濟原因分析認為貨幣流動性比例M12(我們用M12表示M1/M2)應該可以由通貨膨脹率、利率和股票市場交易波動這三個因素來

35、解釋：經濟波動用季度同比GDP增長率RGDP來衡量；利率我們選取的是季度末的一年期儲蓄存款的名義利率NR；股票市場交易波動我們用的是季度股票市場成交額除以季度國內生產總值之比 ：因為這里都是采用的比例指標，因此沒有直接用股票市場交易額這一變量，而是參照R. Pollin.& M. Schaberg(1998)采用股票市場交易額與國內生產總值之比。TRGDP。因此貨幣流動性函數可以用下式表示：M12 = f(NR, IFL, TRGDP，DUM) （4）分析區間是1994年1季度到2002年4季度 ：雖然1994到1995年我國貨幣流動性的長期趨勢處于下降區間，但是考慮到這段時間的高通貨

36、膨脹，因此選取這段區間還是可行的，另一方面是如果選取1996年到2002年的季度數據，則存在樣本量太少的統計問題。，數據來源同上，同樣為了消除季節影響我們還是對M12、TRGDP用X-11方法進行季度調整。然后對這兩個變量進行ADF單位根檢驗，結果見表4。這四個序列在5%的顯著水平下都是一階差分平穩的，也就是都是屬于序列I(1)；因此，它們滿足構造協整方程組的必要條件。表4：各個序列的單位根檢驗結果變量檢驗形式(C,T,K)ADF檢驗值5%臨界值變量檢驗形式(C,T,K)ADF檢驗值5%臨界值M12(C. T. 3)-2.7092-3.5562M12(0. 0.4)-2.4636-1.9526

37、TRGDP(C. T. 1) -1.9937-3.5468TRGDP(C. 0.1)-5.3204-2.9527IFL(C. T. 2)-2.5799-3.5514IFL(C. 0. 2)-2.8889-2.6164RGDP(C. T. 2)-1.9667-3.5514RGDP(C. 0.4)-5.2033-2.9558注：其中檢驗形式(C,T,K)分別表示單位根檢驗方程包括常數項、時間趨勢和滯后項的階數，加入滯后項是為了使殘差項為白噪聲，表示差分算子，滯后階數的確定是采用AIC準則。(二) Johansen 協整檢驗在進行協整檢驗之前為了考察上面所討論的解釋變量是否對因變量(貨幣流動性比例)

38、有顯著的影響，我們首先用最小二乘法對方程(4)進行估計，：M12 = 0.00426*TRGDP - 0.3879*NR + 0.3909*IFL + 0.3821 (5)(0.4589) (-3.6510)* (9.4640)* (57.7947)*=0.8409 D-W=0.7794 F-statistic=56.3852 S.E.=0.0106其中括號內為T統計值；“*”表示在1%水平上通過顯著性檢驗。我們從方程可以得知每個回歸系數都具有期望的符號，但是股票市場交易額波動變量沒有通過顯著性檢驗，并且虛擬變量DUM在方程中也沒有通過顯著性檢驗(這里沒有列出)；但是如果我們把TRGDP換成T

39、RGDP(-1)(即滯后一期的量)然后再進行回歸可以得到：M12 = 0.0211*TRGDP(-1) - 0.3118*NR + 0.3672*IFL + 0.3726 (6) (2.7430)* (-3.5319)* (10.4329)* (68.2220)*=0.8659 D-W=1.0920 F-statistic=66.7250 S.E.=0.0088我們從方程可以看出，每個回歸系數都具有期望符號，股票市場交易額波動變量也通過了顯著性檢驗，并且如果在方程中再引入滯后兩期的股票市場交易額變量，也可以通過顯著性檢驗，同時可以顯著地提高方程的擬合程度。Johansen協整檢驗結果如下表：表

40、5：M12的Johansen協整檢驗樣本區間：1994:12002：4；趨勢假定：線性確定趨勢；非限定性協整秩檢驗序列：M12，TRGDP，IFL，NR；滯后間隔(一階差分)：1到1特征值似然比5%的臨界值1%的臨界值協整方程個數假定 0.719626 81.71797 47.21 54.46 None * 0.486370 38.48255 29.68 35.65 At most 1 * 0.284637 15.82996 15.41 20.04 At most 2 * 0.122451 3.441162 3.76 6.65 At most 3 注：*(*)表示以5%(1%)的顯著性水平拒絕

41、原假設從表5我們可以看出 在1%的顯著水平上各個變量之間存在2個協整向量，我們選擇最大特征值的向量作為貨幣流動性的長期協整方程，見下式(括號中是標準差)：M12 = 0.0301*TRGDP - 0.2195*NR + 0.3257*IFL + 0.3663 (7) (0.079) (0.0657) (0.0254) 我們可以看到采用Johansen方法估計的長期均衡關系(協整系數)與采用OLS方法估計出的回歸系數非常接近，由此說明，方程(7)真實地反映了貨幣流動性M1/M2、股票市場交易波動、名義利率與通貨膨脹率之間具有穩定的長期穩定的均衡關系，這也驗證上面的命題，即伴隨在股票價格的上漲、股

42、票市場交易額的上升，貨幣流動性有所增強，即居民更加愿意持有流動性更強的現金與活期存款。五、對實證研究結果的分析協整檢驗結果顯示我國股票市場交易額與貨幣需求總量之間呈反向相關，也就是說股票市場對貨幣需求總量的效應為負；同時股票價格的上漲、股票市場交易額的上升增強了貨幣流動性，對貨幣需求結構產生一定的影響。要說明股票市場對貨幣需求的總量效應與結構效應還是必需從股票市場影響貨幣需求的機制和貨幣需求動機著手。前面我們提到股票市場影響貨幣需求的途徑和機制主要體現在以下4個方面：財富效應、資產組合效應、交易效應和替代效應。其中財富效應難以測算，并且從我國股票市場對消費的財富效應并不顯著而且各時期還具有較大

43、的不穩定性(高莉和樊衛東，2001)這一結論出發，可以認為我國股票市場對貨幣需求的財富效應并不明顯，因此我們主要從資產組合效應、交易效應和替代效應這三個方面進行研究。而M. Friedman(1988)所說的資產組合效應 ：我們這里把M. Friedman(1988)所說的資產組合效應稱為狹義資產組合效應，是單獨指他所定義的股票價格對貨幣需求影響的資產組合效應。有一個前提，即當股票價格上升時投資者的風險偏好不變，這一假設現在已經被行為金融學理論證偽 ：根據Thaler & John(1990)的發現我們可以推知，當股票價格上升帶來投資收益的增加，投資者的風險偏好相應地會增加。，其次我國

44、股票市場投資者一般都具有較高的風險偏好，因此當股票價格上漲、風險程度增加時，人們并不會增加其資產組合中相對安全的資產的比重來抵消這種風險，反而會由于股票預期收益的增加而減少持有安全資產(比如貨幣與國債)并增加持有股票(這可以歸類到替代效應里面) ：如果股票價格已經非常高了，股市投資者當然會在其資產組合中減少持有股票而增加持有安全性資產。因此我國股票市場對貨幣需求的資產組合效應應該也不明顯。而我國目前股票市場采用的是足額的現金交易而非歐美國家普遍實行的信用交易方式，信用交易可以用較少的資金購買數倍金額的股票，同時我國股票市場的投機氣氛濃厚，年交易周轉率遠遠高于歐美等國，所以我國股票市場對貨幣需求

45、的交易效應是比較明顯的。就股票市場的替代效應而言，這在全世界的范圍內都不存在太大的差異，它都是減少貨幣需求，這其實是一種廣義上的資產組合效應(或者說資產替代效應)，因為當股票的收益率上升，而其他條件不變時，居民與企業的資產組合中肯定是增加持有股票而減少持有貨幣。在本文第四部份中我們通過實證檢驗確認的股票市場對貨幣需求的結構效應，在本文中我們把它稱為流動性效應，實質上是一種廣義上的資產組合效應與交易效應(根據凱恩斯的流動性偏好理論也可以稱為是投機性貨幣需求)的結合。廣義上的資產組合效應就是指，當股票價格上漲，其隱含收益率也隨之上升，準貨幣的收益率則相對下降，因此居民與機構愿意持有更多的現金與活期

46、存款。而廣義上的交易效應(或者說投機性貨幣需求)就是指，當股票價格不斷上升，股票市場交易量不斷上漲，預期股票收益率提高時，定期存款不斷向現金與活期存款轉換，隨時準備進入股票市場進行投機(在我國是通過進一步把活期存款與現金轉移到保證金帳戶上來實現的)。我國股票市場對貨幣需求的交易效應主要體現在證券公司存放在銀行的客戶保證金帳戶 ：當然還包括證券公司的自營資金，但是由于客戶保證金占證券公司同業存放的大部分(朱勇，2001)，因此在這里我們主要討論的是客戶保證金。上面，而客戶保證金是指在證券公司營業部開設資金帳戶的個人與機構投資者的在帳資金，這一部份資金主要用于一級市場新股的申購和二級市場股票的交易

47、。2002年我國證券公司客戶保證金為2739億元，占廣義貨幣M2的比重為1.5%，而2000、2001年證券公司客戶保證金分別為3748和7355億元，占廣義貨幣M2的比重分別為2.7%和4.9%。客戶保證金的來源主要有以下四種：一是居民儲蓄資金和手持現金的流入；二是來源于機構投資者的自有資金，或者從銀行以外渠道的借入資金；三是從銀行信貸市場和貨幣市場合法流入股票市場的資金；四是違規流入證券市場的銀行信貸資金，包括企業或個人通過股票質押貸款方式借入的銀行資金、企業生產性貸款、個人消費貸款被違規用于股票買賣部分。其中，現金、居民儲蓄存款和企業存款的流入是主要成分，兩者合計約占證券公司客戶保證金存

48、量的90%以上(朱勇，2001)。由于在2001年6月以前證券公司的客戶保證金是沒有計入貨幣供應量指標M0、M1和M2，因此這一階段我國股票市場對貨幣需求的交易效應應該是負的；而在2001年6月以后客戶保證金計入廣義貨幣供應量M2，因此從2001年6月起，我國股票市場對廣義貨幣需求的交易效應為正，而對于M1而言，交易效應仍然為負。在2001年6月以后，由于樣本數目的限制，我們不能估計包含股票市場交易額的廣義貨幣需求函數，但是可以作一個向量自回歸模型(VAR)來簡單模擬M2和股票市場交易額之間的關系，樣本采用2001年6月至2002年12月的月度數據，用TR表示股票市場交易額，滯后階數根據AIC

49、準則和SC準則確定為2，實證分析結果如下：M2= -3903.1260 +0.7670*M2(-1) + 0.2805*M2(-2) 0.3534*TR(-1) 0.1591*TR(-2) (7)=0.9847 D-W=2.1248 F-statistic=193.1316 實證研究結論顯示滯后1、2個月的股票市場交易額對M2的影響系數分別為-0.3534和-0.1591，兩者之和為-0.5125，這表示即使在2001年6月以后，我國股票市場對廣義貨幣需求的替代效應和流動性效應仍然大于交易效應，即統計口徑調整后股票市場交易與廣義貨幣需求呈仍呈負相關關系。當然，由于樣本數目太少，對統計口徑調整后

50、股票市場交易與廣義貨幣需求之間的關系還有待以后采用跨度更長的數據進行確認。 六、結論與政策建議本文采用Johansen協整方法估計一個包含股票市場交易額的標準貨幣需求函數和貨幣流動性函數，檢驗結果顯示貨幣需求與股票市場交易額之間存在長期均衡的協整關系，估計系數表明我國股票市場的發展與擴張減少了對狹義貨幣與廣義貨幣的需求，體現了極強的資產替代效應和交易效應；同時，貨幣流動性比例M1/M2與股票市場交易額變量、名義利率以及通貨膨脹率之間也存在長期均衡的協整關系，這顯示了股票市場對貨幣需求結構存在顯著的影響，估計系數表明了股票市場交易與貨幣流動性之間的正向關系。因此中央銀行在進行貨幣供給規劃和貨幣政策操作時必需考慮到股票市場的貨幣需求效應，使貨幣供給總量、結構與貨幣需求總量、結構相適應。如果忽視股票市場對貨幣需求的影響而實施貨幣供應調控將會導致貨幣供給大于貨幣需求，從而導致貨幣政策目標難以實現。由于股票市場的貨幣需求效應為負，因此并不存在“股票市場擴張衍生的交易貨幣需求沒有得到相應的貨幣供應增量予以滿足，從而導致實際經濟領域流動性不足，缺乏寬松的貨幣刺激，增長乏力(石建民，2001)”這樣的問題。反而，當股票價格持續上漲，股票交易量連續上升，股票投機的預期收