研究领域金融学

1、研究领域：金融学中国股票市场对货币需求总量与结构影响的协整检验* ：本文是湖南省2003年度社科规划项目“转型时期中国的货币需求与货币需求函数估计”的阶段性成果。：19942002A Cointegration Test of the Effect of Chinese Stock Market on Money Demand Aggregate and Structure :19942002易行健 龚志明 易君健作者简介：易行健(1975.1- )： 男，湖南湘乡人，湘潭大学商学院副教授、硕士生导师，复旦大学世界经济系博士；主要研究方向： 金融理论与计量经济学；联系地址： 湖南省湘潭大学商学

2、院；邮政编码： 411105电话号码：E-mail： 龚志明（1962.1-）:男，湖南常德人，湘潭大学商学院教授、博士生导师、数量经济学学位点负责人，1996年毕业于复旦大学数学研究所，获理学博士；主要研究方向： 博弈论、计量经济学、福利经济学与复动力系统；联系地址： 湖南省湘潭大学商学院；邮政编码： 411105电话号码： 07328293471易君健（1978，6-），男，湖南湘乡人，浙江大学经济学院硕士研究生；主要研究方向： 劳动经济学与微观经济学；联系地址： 浙江大学经济学院。论文提交日期：2004年7月中国股票市场对货币需求总量

3、与结构影响的协整检验：19942002内容提要：本文采用Johansen协整方法检验了一个包含股票市场交易额变量的标准货币需求函数和货币流动性函数，实证结果表明我国股票市场的发展与扩张减少了对狭义货币与广义货币的需求，体现了极强的资产替代效应和交易效应；同时，股票市场对货币需求结构存在显著的影响，估计系数表明了股票市场交易与货币流动性M1/M2之间呈正向相关关系。最后本文还从股票市场的货币需求效应出发，为中央银行制定与实施货币政策提出相关的政策建议。关键词：股票市场；货币需求；货币政策；股票交易额；协整检验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 、引言传统的货币需求函数一般采用GDP作为决定交易性货币需求的规模变量，然而GDP只代表总交易中的一部份，还有金融资产交易（主要是股票市场）也同样需要货币作为交易媒介，因此金融资产

7、的交易将同样对货币需求产生影响，此外股票市场还将通过财富效应、资产组合效应和替代效应等来影响货币需求，这表明一个准确设定的货币需求函数应该考虑股票市场的影响。我国股票市场经过十来年的飞速发展，已经成为国民经济体系中一个重要的组成部份，到2002年末，我国股票市场市值总额占国民生产总值的比重为37.4%(2000年末 从年度数据来分析，我国的股票市场市值总额和成交金额都是于2000年达到最大值。这一比例为53.8%)，股票市场成交金额与GDP之比为22.3%(2000年末这一比例为68%)。以股票交易帐户证券公司客户保证金为例， 2000、2001和2002年该帐户余额分别为3748、7355和

8、2379亿元，占狭义货币M1的比重分别为7.1%、12.3%和3.4%，因此股票市场已成为影响货币需求的一个重要因素。近年来，我国理论界出现这样一种观点，认为我国股票市场的发展与扩张对货币产生了不可忽视的增量需求，这些增量的需求需要有相配套的货币供给来予以满足；而我国目前的货币政策忽视了股票市场的货币需求效应，从而影响了货币政策目标的实现，因为在相当部分的资金被用于满足证券市场货币需求的情况下，用于保持实体经济增长的货币和流动性相对偏紧，从而影响了实体经济的回升(石建民，2001；中国人民银行研究局课题组，2002)。这种观点的前提是股票市场价格上涨和交易量的扩大导致货币需求的相应增加，但这与

9、经济现实是不相符合的。以城乡居民储蓄存款为例 因为到2002年底我国城乡居民储蓄存款占准货币的比例高达75%，占广义货币M2的比例也达到48%。，在1996年到2000年这一时期内，城乡居民储蓄存款余额虽然继续增长，但是其增长速度一直处于下降通道，增长率由1995年的37.7%一路下降到2000年的7.9%，同时新增储蓄存款的增长速度也开始出现负值，这种趋势一直到2001年才开始扭转过来，广义货币M2也同样表现出相类似的趋势，这正好与我国股票市场上一波从1996年初开始到2001年6月结束的大牛市相对应。虽然储蓄存款分流的原因有很多，但是分析表明(武剑，2000)居民储蓄存款分流后的资金大量流

10、入股票市场，因此从这个角度看，我国股票市场的发展与扩张应该是减少货币需求。那么到底我国股票市场的发展和扩张是增加货币需求还是减少货币需求呢？这必需通过实证检验才能确定，并且最重要的是，这两种效果对于货币政策意味着不同的操作方式，如果股票市场的货币需求效应为正，则股票价格 一般而言，股票价格与股票市场成交金额是高度相关的，在我国这一相关系数达为0.92。的上涨意味着货币当局必需增加货币供给，才能达到预期的GDP或通货膨胀率目标；相反，如果股票市场的货币需求效应为负，那么股票价格的上涨则意味着应该采取紧缩的货币政策。其次，股票价格的上涨对货币需求的结构还将产生一定的影响，也就是说股票价格的上涨和股

11、票市场交易额的上升对狭义货币与广义货币需求的影响有所差异，这点可以从货币流动性比例M1/M2上面体现出来。基于上述思路，本文结构安排如下：第二部份对涉及股票市场对货币需求影响的文献进行简单的回顾；第三部份将采用1994-2002年的季度数据，利用Johansen协整方法来检验股票市场对货币需求的影响，同时对包含股票市场交易额变量的货币需求函数进行估计；第四部份将利用协整方法就股票市场对货币需求结构的影响进行检验；第五部份对实证检验结果进行分析；最后一部份给出结论和相关的政策建议。二、文献回顾关于股票市场对货币需求的影响机制，M. Friedman (1988)的经典研究指出了股票价格影响货币需

12、求的途径和机制体现在以下4个方面：1、股票价格的上涨意味着居民名义财富的增加，而财富的增加将增加对货币的需求。股票市场与货币需求的这种关系，我们称之为财富效应 注意与股票市场对实体经济作用的财富效应相区别，我们这里是指股票市场对货币需求的影响。2、股票价格的上涨反应了风险性资产的预期收益相对于安全资产而言有所上升，在居民风险偏好程度不变的前提下，这种相对收益的变化将导致资产组合的风险程度上升，从而导致居民通过增加其资产组合中相对安全的资产的比重来对冲风险的上升，比如增加对短期债券和货币的持有，从而引起货币需求的增加。这种效应我们称之为资产组合效应。3、股票价格的上涨往往伴随着股票市场交易量的增

13、加，这往往将产生相应的货币需求来满足或完成这些交易，这种关系我们称之为交易效应。4、股票市场价格的上涨，交易量的扩张一般会使得股票的吸引力增加，这在一定程度上对货币(比如广义货币中的储蓄存款)有一种替代作用，从而降低货币需求。这种效应我们称之为替代效应。在上述4中效应中，财富效应、资产组合效应和交易效应 我们认为M. Friedman(1988)所讲的正的交易效应是针对一个广义上的货币而言的，而对不同口径的货币供应量而言则可能有所不同。会增加货币需求，而替代效应则减少货币需求。M. Friedman (1988) 还利用1961-1986年美国的季度数据对股票价格的货币需求效应进行了实证研究，

14、结果发现：股价上升的资产组合效应不明显、交易效应对M2的影响不明显但是对M1和M0有显著影响、股价上升对M2的财富效应大于替代效应。但是他用1886-1985年美国的年度数据所做的实证检验却发现股价上升对M2的财富效应小于替代效应，这表明股票价格的上升将减少货币需求，因此他认为股票价格上升对M2的财富效应大于替代效应是个例外。Field(1984)把股票市场交易额变量引入货币需求函数，实证分析发现，1919-1929年美国股票市场交易量急剧扩张，增加了对货币的交易性需求(研究结果表明，如果没有1925年后股票交易的大幅高涨，M1的需求量将比其达到的实际水平低17%)。Palley(1995)的

15、实证研究发现1976-1991年美国的股票市场交易额与货币需求呈显著正相关，并且发现通过引入股票市场变量可以提高货币需求函数的预测能力。在此之后S.B. Carpenter& J. Lange(2002)利用协整与误差修正模型对美国1995-2002年的季度货币需求函数进行了估计，结果发现股票市场波动性的上升倾向于增加均衡时的M2余额，短期动态模型的结果表明股票市场预期收益的增加将减缓M2的增长率。 近年来也有学者对我国股票市场对货币需求的影响进行了实证研究，如谢富春和戴春平(2000)利用1994-1999年的季度数据对货币需求函数进行估计时发现，股票市值同M1、M2和准货币的名义余

16、额具有显著的正相关关系。王志强和段渝(2000)的实证分析结果表明股价指数与狭义货币需求之间存在长期稳定的正相关关系。石建民(2001)对 1993-2000年的季度数据进行了实证检验，结果发现股票市场交易额增长率与M1、M2余额增长率正向相关。姜波克和陈华(2003)利用证券收益率和证券收益率的方差来估计股票市场对货币需求的影响，结果表明证券市场真实收益率期望值和方差与货币需求实际余额显著正相关。总而言之，从以上的研究结论看，我国股票市场的产生和发展增加了对货币的需求。但是以上这些有关中国股票市场对货币需求的影响进行的实证研究所采取的方法或多或少都存在缺陷。首先，他们在的货币需求函数的设定方

17、面存在偏差。比如，谢富春和戴春平(2000)采用股票市场市值作为货币需求的规模变量引入货币需求方程，但是作为货币需求的规模变量用流量指标更加合适，而股市市值是个存量指标；并且该模型采用的股票市值是市价总值，由于我国股票市场的特殊制度背景，流通市值只占市价总值的1/3左右，把这样一个变量引入货币需求函数无疑大大地影响了实证分析结果的真实性。石建民(2001)采用的模型不是一个包含股票市场变量的货币需求函数，从函数形式来看是一个动态模型，却采用静态方程形式，因此得出的结论也值得进一步商榷。姜波克和陈华(2003)模型中的机会成本变量包括证券收益率和通货膨胀率，而没有包括任何利率变量，这与现实经济与

18、金融状况是有差距的，因为即使我们假定狭义货币是不付息的， 但是M1的替代品不但包括证券，而且还(主要)包括付息的准货币，而对于广义货币而言，其本身的绝大部分是付息的，因此不管是把利率作为替代资产的收益率还是货币自身的收益率都应该包括在货币需求函数当中。其次是使用替代变量带来的统计误差限制了实证研究结论的适用程度。王志强和段渝(2000)采用的季度GDP数据是采用工业生产总值季度指标作结构权重将年度GDP指标换算得来的，这种换算的结果与实际值之间的误差非常大。姜波克和陈华(2003)采用的证券收益率是用上市公司的净资产收益率，但是我国居民和企业投资股票的目的不是获取红利而是为了获取股价上涨带来的

19、资本利得，因此用上市公司的净资产收益率作为证券的收益率的替代变量值得进一步的思考，而用上市公司净资产收益率方差作为证券收益率方差的替代变量所带来的误差也可以依同理推之。本文将克服以上实证分析的缺陷，在借鉴Field(1984)和 Palley(1995)的研究方法的基础上，利用1994年1季度到2002年4季度的季度数据，通过利用协整方法对包括股票市场交易额变量的货币需求函数进行估计来检验我国股票市场的货币需求效应。从现有文献来看，专门研究货币流动性指标M1/M2的还比较少见， 而就股票市场对货币需求结构影响的研究更是罕见。就国内的文献而言，卜永祥(1999)认为股票市场交易的火爆通过影响居民

20、的储蓄行为，相对提高了货币的流动性；中国人民银行研究局课题组(2002)认为股票价格的上涨会使货币流动性有所增强，因为伴随着虚拟资产名义价值的上升，其隐含收益率上升，货币收益率相对较低，流动性偏好有所上升，居民和机构愿意持有更多的现金和活期存款，导致M0、M1增长过快，货币流动性(M1/M2)比率持续上升。另外在中国人民银行发布的货币政策执行报告中多次从资金流向的角度提到货币流动性和股票市场的关系，如2002年第3季度的货币政策执行报告提到“随着股市持续走低，储蓄资金大量回流银行，准货币增加很快，相应拉高了M2增幅，降低了货币流动性比例”。但是以上的文献资料基本上都是从经验的角度进行分析的，而

21、没有进行实证检验，下面我们将利用协整方法来检验股票市场对货币流动性比例的影响。三、我国股票市场对货币需求总量影响的协整检验这一部份我们通过利用协整方法对包括股票市场交易额变量的货币需求函数进行估计来分析我国股票市场对货币需求总量的影响。(一) 变量的选择和函数形式的设定一般而言，货币需求函数包括两个类型的变量：规模变量和机会成本变量，对于中国而言，特有的制度因素应该考虑进货币需求函数，而这主要是指货币化和市场化进程，由于本文的样本范围是1994-2002年，在这段时间里我国货币化和市场化进程已经减缓，因此在本文构造的货币需求函数中不包括制度变量。1、规模变量本文采用两个规模变量，其一是国内生产

22、总值GDP，它对各个层次的货币需求都是正向的；其二是股票市场交易额，它对货币需求的影响是不确定的，需要实证检验。2、机会成本变量货币需求的机会成本变量是指人们因持有货币而放弃持有其它资产所获得的收益，它一般包括两个组成部份：货币自身的收益率和除货币以外的其它资产的收益率(Sriram. S, 1999)，这主要包括国库券的利率、商业票据的利率、定期存款利率、预期通货膨胀率和国外资产的收益率等等。根据我国金融市场的发展状况和经济的开放程度，我们选择一年期定期存款利率作为货币需求的机会成本变量，它与货币需求呈反方向变化。3、虚拟变量由于在样本期内对广义货币M2的口径进行了调整，因此在货币需求函数中

23、增加虚拟变量。本文采用如下半对数形式的货币需求函数，也就是说方程包括利率的绝对值而不是利率的对数值，这其中隐含假定了利率的绝对变化而不是百分率变化与货币需求相关，这主要是因为半对数形式的结果要比对数形式好(弗里德曼，1991)： LNRM =f(LRGDP, LRTR, NR, DUM) (1)其中LNRM、LNRGDP和LNRSTR分别是实际货币余额、实际国内生产总值余额、剔除价格变化后的股票市场交易额的自然对数，NR是一年期定期存款利率，DUM是相应的虚拟变量。(二) 数据的来源、处理与单位根检验回归分析的区间是1994年第一季度至2002年第四季度，样本数据共36个，M1、M2、GDP、

24、NR和股票市场交易额数据TR都来自中国人民银行统计季报各期，其中股票市场交易额数据包括上海和深圳证券交易所成交金额的加总。由于本文采用的是季度数据，在实证分析之前我们必须对M1、M2和GDP进行季节调整。其中的M1和M2就直接使用中国人民银行统计季报公布的已经用X11方法进行季节调整后的数据，而GDP和TR则使用Eviews3.1统计软件用X11方法进行季节调整。然后本文使用定基比消费价格指数将经过季节调整后的M0、M1、M2、SD、GDP和TR折算为实际余额，其中的定基比价格指数是根据中国统计从2001年1月开始公布的以2000年平均价格为基期的定基比消费价格指数和所有年度的同比价格指数进行

25、倒推而得。中国人民银行于2001年6月份起将证券公司存放在金融机构的客户保证金计入广义货币供应量M2，因此本文在广义货币需求函数中添加一虚拟变量DUM来模拟统计口径的这一变化，设2001年第二季度以前的值为0，以后的值为1。在经济计量分析中，经济变量之间存在的长期均衡(静态)关系被称为协整关系，协整理论是研究非平稳时间序列的一个重要方法。根据协整检验的标准步骤，首先必须对各时间序列进行单位根检验，以判断各序列的平稳性。本文利用Eviews3.1软件分别对各变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，其中检验过程中滞后项的确定采用AIC准则，结果见表1。从表1可以看出：除开LRM1在10%的显著

26、水平下是一阶差分平稳，其余各序列都在5%的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都是属于序列I(1)。因此，它们满足构造协整方程组的必要条件。表1：各个序列的单位根检验结果变量检验形式(C,T,K)ADF检验值5%临界值变量检验形式(C,T,K)ADF检验值5%临界值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：其中检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后项的阶数，加入滞后项是为了使残差项为白噪声，表示差分算子，表示在10%显著水平的临界值。(三) Johansen协整检验在对多变量时间序列模型进行协整检验时，Johansen-Juselius方法优于Engle-Granger的两步法，因为随着时间序列数目的增加，可能的协整关系的数目也在增加，而Johansen

28、-Juselius方法是对整个系统进行最大似然估计，这种方法可以找到所有的协整向量。其中用AIC准则来确定VAR模型中恰当的滞后长度，因为SC准则建议的滞后阶数一般比较短(在本文中都是为1)，但是从向量自回归模型中发现各个变量的滞后项有显著影响，然而，利用AIC准则确定的滞后长度来进行协整分析则有样本数量不足的缺陷，因此本文兼顾样本长度和AIC准则。用Johansen协整方法得到的结果如下表：表2：M2的Johansen协整检验样本区间：1994:12002：4；趋势假定：线性确定趋势；非限定性协整秩检验序列：LRM2SA，LRGDPSA，LRTRSA，NR；外生变量：DUM；滞后间隔(一阶差

29、分)：1到4特征值似然比5%的临界值1%的临界值协整方程个数假定 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%)的显著性水平拒绝原假设表3：M1的Johansen协整检验样本区间：1994:12002：4；趋势假定：线性确定趋势；非限定性协整秩检验序列：LRM1SA，LRGDPSA，LRTRSA，N

30、R；滞后间隔(一阶差分)：1到4特征值似然比5%的临界值1%的临界值协整方程个数假定 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%)的显著性水平拒绝原假设 如表2所示，在1%的显著水平上各个变量之间存在2个协整向量，我们选择最大特征值的向量作为广义货币需求的长期协整方程，见下式(括号中是标准差)：

31、LRM2 = 1.9775*LRGDP 0.0187*NR 0.0582*LRTR 7.1623 (2) (0.1066) (0.0037) (0.00741) 同样如表3所示，在1%的显著水平上变量之间存在2个协整向量，我们选择最大特征值的向量作为狭义货币需求的协整方程，见下式(括号中是标准差)：LRM1 = 1.7356*LRGDP 0.0208*NR 0.0742*LRTR 5.6862 (3) (0.0825) (0.0039) (0.0139)协整检验表明无论是M1还是M2，股票市场交易额都与货币需求反向相关，并在统计上是非常显著的。这说明在股票市场对货币需求产生的财富效应、资产组合

32、效应、交易效应和替代效应等不同方向的作用力中，降低货币需求的力量超过增加货币需求的力量，从而我国股票市场交易额与货币需求之间呈负相关。四、股票市场对货币需求结构影响的协整检验货币流动性比例M1M2是一个关于货币需求(或者说货币供应量 ：我们一般用货币供应量来代替需求量，这其实隐含了一个假设，即货币供需相等。)的结构指标，其作用在于考察M1和M2之间的协调关系。这一结构指标近年来在我国的季度货币政策执行报告和许多关于研究货币政策的研究报告中频频出现，成为反映货币流动性强弱的结构变化、分析社会即期资金状况、加强金融监测、制定与实施货币政策的一个重要的参考指标（中国人民银行货币政策分析小组，2002

33、）。货币流动性比例M1/M2反映的是企业和居民货币需求的不同动机，与居民资产结构变化和经济市场化发展程度相适应，受到许多因素的影响。从长期趋势来看，我国的货币流动性比例M1/M2在1978-1995年呈急剧下降，但是从1996年至今我国的M1/M2则基本保持平稳，这主要体现了这体现了1996年前后我国货币化速度和货币需求特征的差异(易行健等，2003)。然而，伴随着货币流动性变动长期趋势的还有其周期性的波动，它主要受到经济波动、通货膨胀、利率变动的影响。因为当经济增长速度加快、通货膨胀率升高，消费和投资支出相对比较旺盛，个人和企业对交易媒介或支付手段的需求就会升高，于是微观主体趋向于较多持有流

34、动性强的货币，即M1，那么货币流动性指标M1/M2就升高；另外假设其他条件不变，当利率下降时，持有现金与活期存款的机会成本就会降低，因此将会导致居民和企业较多持有现金与活期存款从而导致M1/M2升高。我们这里讨论的是股票市场对货币流动比例M1/M2的影响，前面提到现有的文献资料从经验现象出发认为股票价格的上涨将通过微观经济主体流动性偏好的变化相对提高了货币的流动性，下面本文将利用协整方法来检验股票市场对货币流动性比例的影响。(一) 变量的选择、函数形式的设定和数据处理我们从经济原因分析认为货币流动性比例M12(我们用M12表示M1/M2)应该可以由通货膨胀率、利率和股票市场交易波动这三个因素来

35、解释：经济波动用季度同比GDP增长率RGDP来衡量；利率我们选取的是季度末的一年期储蓄存款的名义利率NR；股票市场交易波动我们用的是季度股票市场成交额除以季度国内生产总值之比 ：因为这里都是采用的比例指标，因此没有直接用股票市场交易额这一变量，而是参照R. Pollin.& M. Schaberg(1998)采用股票市场交易额与国内生产总值之比。TRGDP。因此货币流动性函数可以用下式表示：M12 = f(NR, IFL, TRGDP，DUM) （4）分析区间是1994年1季度到2002年4季度 ：虽然1994到1995年我国货币流动性的长期趋势处于下降区间，但是考虑到这段时间的高通货

36、膨胀，因此选取这段区间还是可行的，另一方面是如果选取1996年到2002年的季度数据，则存在样本量太少的统计问题。，数据来源同上，同样为了消除季节影响我们还是对M12、TRGDP用X-11方法进行季度调整。然后对这两个变量进行ADF单位根检验，结果见表4。这四个序列在5%的显著水平下都是一阶差分平稳的，也就是都是属于序列I(1)；因此，它们满足构造协整方程组的必要条件。表4：各个序列的单位根检验结果变量检验形式(C,T,K)ADF检验值5%临界值变量检验形式(C,T,K)ADF检验值5%临界值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：其中检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后项的阶数，加入滞后项是为了使残差项为白噪声，表示差分算子，滞后阶数的确定是采用AIC准则。(二) Johansen 协整检验在进行协整检验之前为了考察上面所讨论的解释变量是否对因变量(货币流动性比例)

38、有显著的影响，我们首先用最小二乘法对方程(4)进行估计，：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其中括号内为T统计值；“*”表示在1%水平上通过显著性检验。我们从方程可以得知每个回归系数都具有期望的符号，但是股票市场交易额波动变量没有通过显著性检验，并且虚拟变量DUM在方程中也没有通过显著性检验(这里没有列出)；但是如果我们把TRGDP换成T

39、RGDP(-1)(即滞后一期的量)然后再进行回归可以得到：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我们从方程可以看出，每个回归系数都具有期望符号，股票市场交易额波动变量也通过了显著性检验，并且如果在方程中再引入滞后两期的股票市场交易额变量，也可以通过显著性检验，同时可以显著地提高方程的拟合程度。Johansen协整检验结果如下表：表

40、5：M12的Johansen协整检验样本区间：1994:12002：4；趋势假定：线性确定趋势；非限定性协整秩检验序列：M12，TRGDP，IFL，NR；滞后间隔(一阶差分)：1到1特征值似然比5%的临界值1%的临界值协整方程个数假定 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%)的显著性水平拒绝

41、原假设从表5我们可以看出 在1%的显著水平上各个变量之间存在2个协整向量，我们选择最大特征值的向量作为货币流动性的长期协整方程，见下式(括号中是标准差)：M12 = 0.0301*TRGDP - 0.2195*NR + 0.3257*IFL + 0.3663 (7) (0.079) (0.0657) (0.0254) 我们可以看到采用Johansen方法估计的长期均衡关系(协整系数)与采用OLS方法估计出的回归系数非常接近，由此说明，方程(7)真实地反映了货币流动性M1/M2、股票市场交易波动、名义利率与通货膨胀率之间具有稳定的长期稳定的均衡关系，这也验证上面的命题，即伴随在股票价格的上涨、股

42、票市场交易额的上升，货币流动性有所增强，即居民更加愿意持有流动性更强的现金与活期存款。五、对实证研究结果的分析协整检验结果显示我国股票市场交易额与货币需求总量之间呈反向相关，也就是说股票市场对货币需求总量的效应为负；同时股票价格的上涨、股票市场交易额的上升增强了货币流动性，对货币需求结构产生一定的影响。要说明股票市场对货币需求的总量效应与结构效应还是必需从股票市场影响货币需求的机制和货币需求动机着手。前面我们提到股票市场影响货币需求的途径和机制主要体现在以下4个方面：财富效应、资产组合效应、交易效应和替代效应。其中财富效应难以测算，并且从我国股票市场对消费的财富效应并不显著而且各时期还具有较大

43、的不稳定性(高莉和樊卫东，2001)这一结论出发，可以认为我国股票市场对货币需求的财富效应并不明显，因此我们主要从资产组合效应、交易效应和替代效应这三个方面进行研究。而M. Friedman(1988)所说的资产组合效应 ：我们这里把M. Friedman(1988)所说的资产组合效应称为狭义资产组合效应，是单独指他所定义的股票价格对货币需求影响的资产组合效应。有一个前提，即当股票价格上升时投资者的风险偏好不变，这一假设现在已经被行为金融学理论证伪 ：根据Thaler & John(1990)的发现我们可以推知，当股票价格上升带来投资收益的增加，投资者的风险偏好相应地会增加。，其次我国

44、股票市场投资者一般都具有较高的风险偏好，因此当股票价格上涨、风险程度增加时，人们并不会增加其资产组合中相对安全的资产的比重来抵消这种风险，反而会由于股票预期收益的增加而减少持有安全资产(比如货币与国债)并增加持有股票(这可以归类到替代效应里面) ：如果股票价格已经非常高了，股市投资者当然会在其资产组合中减少持有股票而增加持有安全性资产。因此我国股票市场对货币需求的资产组合效应应该也不明显。而我国目前股票市场采用的是足额的现金交易而非欧美国家普遍实行的信用交易方式，信用交易可以用较少的资金购买数倍金额的股票，同时我国股票市场的投机气氛浓厚，年交易周转率远远高于欧美等国，所以我国股票市场对货币需求

45、的交易效应是比较明显的。就股票市场的替代效应而言，这在全世界的范围内都不存在太大的差异，它都是减少货币需求，这其实是一种广义上的资产组合效应(或者说资产替代效应)，因为当股票的收益率上升，而其他条件不变时，居民与企业的资产组合中肯定是增加持有股票而减少持有货币。在本文第四部份中我们通过实证检验确认的股票市场对货币需求的结构效应，在本文中我们把它称为流动性效应，实质上是一种广义上的资产组合效应与交易效应(根据凯恩斯的流动性偏好理论也可以称为是投机性货币需求)的结合。广义上的资产组合效应就是指，当股票价格上涨，其隐含收益率也随之上升，准货币的收益率则相对下降，因此居民与机构愿意持有更多的现金与活期

46、存款。而广义上的交易效应(或者说投机性货币需求)就是指，当股票价格不断上升，股票市场交易量不断上涨，预期股票收益率提高时，定期存款不断向现金与活期存款转换，随时准备进入股票市场进行投机(在我国是通过进一步把活期存款与现金转移到保证金帐户上来实现的)。我国股票市场对货币需求的交易效应主要体现在证券公司存放在银行的客户保证金帐户 ：当然还包括证券公司的自营资金，但是由于客户保证金占证券公司同业存放的大部分(朱勇，2001)，因此在这里我们主要讨论的是客户保证金。上面，而客户保证金是指在证券公司营业部开设资金帐户的个人与机构投资者的在帐资金，这一部份资金主要用于一级市场新股的申购和二级市场股票的交易

47、。2002年我国证券公司客户保证金为2739亿元，占广义货币M2的比重为1.5%，而2000、2001年证券公司客户保证金分别为3748和7355亿元，占广义货币M2的比重分别为2.7%和4.9%。客户保证金的来源主要有以下四种：一是居民储蓄资金和手持现金的流入；二是来源于机构投资者的自有资金，或者从银行以外渠道的借入资金；三是从银行信贷市场和货币市场合法流入股票市场的资金；四是违规流入证券市场的银行信贷资金，包括企业或个人通过股票质押贷款方式借入的银行资金、企业生产性贷款、个人消费贷款被违规用于股票买卖部分。其中，现金、居民储蓄存款和企业存款的流入是主要成分，两者合计约占证券公司客户保证金存

48、量的90%以上(朱勇，2001)。由于在2001年6月以前证券公司的客户保证金是没有计入货币供应量指标M0、M1和M2，因此这一阶段我国股票市场对货币需求的交易效应应该是负的；而在2001年6月以后客户保证金计入广义货币供应量M2，因此从2001年6月起，我国股票市场对广义货币需求的交易效应为正，而对于M1而言，交易效应仍然为负。在2001年6月以后，由于样本数目的限制，我们不能估计包含股票市场交易额的广义货币需求函数，但是可以作一个向量自回归模型(VAR)来简单模拟M2和股票市场交易额之间的关系，样本采用2001年6月至2002年12月的月度数据，用TR表示股票市场交易额，滞后阶数根据AIC

49、准则和SC准则确定为2，实证分析结果如下：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 实证研究结论显示滞后1、2个月的股票市场交易额对M2的影响系数分别为-0.3534和-0.1591，两者之和为-0.5125，这表示即使在2001年6月以后，我国股票市场对广义货币需求的替代效应和流动性效应仍然大于交易效应，即统计口径调整后股票市场交易与广义货币需求呈仍呈负相关关系。当然，由于样本数目太少，对统计口径调整后

50、股票市场交易与广义货币需求之间的关系还有待以后采用跨度更长的数据进行确认。 六、结论与政策建议本文采用Johansen协整方法估计一个包含股票市场交易额的标准货币需求函数和货币流动性函数，检验结果显示货币需求与股票市场交易额之间存在长期均衡的协整关系，估计系数表明我国股票市场的发展与扩张减少了对狭义货币与广义货币的需求，体现了极强的资产替代效应和交易效应；同时，货币流动性比例M1/M2与股票市场交易额变量、名义利率以及通货膨胀率之间也存在长期均衡的协整关系，这显示了股票市场对货币需求结构存在显著的影响，估计系数表明了股票市场交易与货币流动性之间的正向关系。因此中央银行在进行货币供给规划和货币政策操作时必需考虑到股票市场的货币需求效应，使货币供给总量、结构与货币需求总量、结构相适应。如果忽视股票市场对货币需求的影响而实施货币供应调控将会导致货币供给大于货币需求，从而导致货币政策目标难以实现。由于股票市场的货币需求效应为负，因此并不存在“股票市场扩张衍生的交易货币需求没有得到相应的货币供应增量予以满足，从而导致实际经济领域流动性不足，缺乏宽松的货币刺激，增长乏力(石建民，2001)”这样的问题。反而，当股票价格持续上涨，股票交易量连续上升，股票投机的预期收