货币指数

货币指数（精选八篇）

货币指数篇1

关键词：货币供应量,单位根检验,格兰杰因果关系检验,最小二乘估计

一、引言

2000年1月份至今, 我国广义、狭义货币供给量与上证指数、股票市场流通市值的月走势变动方向趋于一致, 这在M1的变动上表现得更为明显。理论上, 货币供应量的变化会通过一定的传导机制影响到股票价格。从利率的角度来看, 随着货币供应量的增加, 利率水平会随之下降, 引发更多的投资支出。投资支出的增加创造更多的家庭收入, 因而引起消费支出的增加。后者通过乘数的作用又导致了更高的产出和随之而来的更大的公司利润。公司利润的提高又刺激股票购买, 从而促使股票价格的提高。由于股票的价格等于按利率贴现的预期收益流量, 与利率成反比, 这样也会提高股票的预期收益的现值, 从而进一步促使股票价格上涨。货币供应量对股票价格影响的理论解释是建立在一系列经济学假设之上的, 而实际经济活动远较这些假设复杂或者与假设根本不符。因而, 从实际表现上来看, 货币供应量与股票价格之间的关系并非全都符合理论上的推理。本文对M0、M1、M2与股价指数之间的关系进行了实证研究, 我们发现, 从长期来讲, 货币供应量对股市有重大影响, 但M2的变化对股市价格的变化有明显的影响。

二、数据选择与基本模型

(一) 数据选择。

本文旨在检验我国各个层次的货币供应量和证券市场的相互影响关系。在货币供应量方面我们分别选取M0、M1和M2作为研究对象;证券市场方面, 由于沪深股市存在着密切的正相关关系, 因此我们选择月度上证综合指数作为研究对象。所有数据均采用月度资料, 上证综指月度数据采用每月的收盘价, 样本期间为2004年5月至2008年4月, 共48组数据, 数据来源为中国人民银行网站和新浪网。

(二) 模型介绍

1、单位根检验。

以时间序列数据为依据的实证研究工作都必须假定有关的时间序列是平稳的, 否则会导致谬误回归问题的出现, 以此所作出的预测是无效的。

因此在研究中, 我们首先以ADF检验, 分析各个变量是否具有平稳性。其回归方程式为:

其中, △Yt为变量序列的一阶差分, t是时间或趋势变量, 因为金融时间序列数据往往具有自相关性, 因此加入△Yt-i项以消除变量自相关的影响。若检验结果δ显著为0, 则说明变量是单位根过程Ⅰ (1) ;否则, 若δ显著异于0, 则表明变量是一稳定过程Ⅰ (0) 。

2、格兰杰因果关系检验。

我们采用格兰杰因果关系检验法, 以探讨我国货币供应量与股价指数之间的线性因果关系, 并借此观察变量之间的影响大小。其模型建构如下:

格兰杰因果关系检验法假定有关变量的预测信息全部包含在这些变量的时间序列之中, 检验要求估计下面的两个回归方程式:

其中, X、Y分别表示两个不同的变量, 在第一个方程式中, 假定Y与其自身以及X的过去值有关, 如果估计结果表明X项的系数和显著异于0, 则说明有X到Y的单向因果关系, 即变量X引致变量Y。同样, 在第二个方程式中如果估计结果表明Y项的系数和显著异于0, 则说明有Y到X的单向因果关系。如果两者都显著异于零, 则说明变量X和Y有双向因果关系。

格兰杰因果关系检验法是通过计算F值来进行的, 这里:

其中, RSSR为没有包含X项的Y的受约束回归残差的平方和, RSSUR为包含X项的Y的无约束回归残差的平方和, 它遵循自由度为m和 (n-k) 的F分布, m为滞后期数, k为无约束回归中待估参数的个数。如果在选定的显著性水平上估计的F值超过临界F值, 则拒绝原假定。

3、最小二乘估计。

最小二乘原理利用样本回归函数估计总体回归函数Yi=β1+β2Xi+ui, 是以一个给定的包含n组X和Y观测数据为样本, 根据使样本剩余的平方和达到最小的准则, 也即最小二乘准则:, 确定模型中的参数, 建立样本回归函数, 使估计值尽可能接近观测值Yi。

三、实证检验结果分析

(一) ADF检验实证结果。

通过滞后的选取, 采用可消除残差自相关的ADF单位根检验法, 可以检验变量是否为稳态。单位根检验的最适滞后期是在残差符合无序列相关下 (P-Value>0.05) , 选择AIC的最小值所产生的。由于单位根检验有三种形式:有截距项、有截距项并有时间趋势项以及无截距和时间趋势项, 因此检验的顺序为先选择有截距和时间趋势项, 若截距项与时间趋势项不显著 (P-Value>0.05) , 再选择有截距项, 若截距项不显著, 最后选择无截距项与无趋势项, 假如在无截距项与无趋势项的情况下仍无法形成稳态, 必须进行一阶差分重复以上检验顺序一直达到稳态为止。表1是对各变量进行ADF检验的结果。 (表1)

注:*代表该序列ADF绝对值值大于10%水平下的T值绝对值;**代表该序列ADF绝对值值大于5%水平下的T值绝对值;***代表该序列ADF绝对值值大于1%水平下的T值绝对值。

从以上检验结果可以看出, 上证综指、各货币供给量变量的t统计量绝对值都小于1%、5%和10%的临界值, 所以我们接受这些变量具有一个单位根的虚无假设, 也就是这些变量是非稳定的, 而这些变量的一阶差分的t统计量绝对值都大于1%、5%和10%的临界值, 所以我们拒绝这些变量具有一个单位根的虚无假设, 这些变量的一阶差分是稳定的。

(二) 格兰杰因果关系检验结果。

根据格兰杰因果关系检验法, 分析我国的货币供应量与股价指数之间的因果关系:我们使用格兰杰因果关系检验法分别对三组数据 (上证综指、M0) 滞后期2期、 (上证综指、M1) 滞后期2期、 (上证综指、M2) 滞后期3期进行因果关系检验, 检验结果实证结果如表2所示。 (表2)

检验结果分别拒绝了上证综指月收益率是M0、M1和M2的原因, 但接受了M0、M1和M2是引起上证综指月收益率变化的原因。这表明, M0、M1和M0可以解释上证综指的变化。

(三) 最小二乘估计。

由表2知, M0、M1和M0可以解释上证综指的变化。所以, 我们采用最小二乘估计建立以下模型:ZSi=c+β0M0i+β1M1i+β2M2i+ui, 得最小二乘估计结果如下:

由以上结果看, 模型拟合较好, 因为可决系数R2=0.862594, 表明模型在整体上拟合较好;由于各个变量的t值都大于t0.025 (48) , 所以各变量作为解释变量在5%的置信水平下显著。

四、实证研究结论

(一) M0、M1和M2的变化可以引起上证综指的变化, 也就是可以解释上证综指的变化。以前的研究中, 有人指出M1对指数的影响不显著, 但是目前在我国证券市场中, 尤其是自从2005年以来的牛市使得以企业和机关团体存款为主的资金大量进入股市, 因此M1的变化对证券市场的影响力发生了很大的变化。因此, 央行可以借助调整M0、M1和M2的数量来调控证券市场, 进而影响证券市场的走势。

(二) 所有层次上的货币供应量都不能用证券市场价格来解释, 也就是说, 证券市场价格的变化不会明显引起货币供给量的变化。这是因为影响货币供应量的因素有很多, 比如物价指数、GDP增长、固定资产投资等其他因素, 而且相对于庞大的货币供给量来说, 仅仅由于证券市场价格变动导致的货币供给量变动显得微不足道。

(三) 总体来说, 在我国证券市场上, M0、M1对股价指数的影响较大, 而证券市场的波动, 对货币政策变量并不具有明显的解释作用。

(四) 随着我国证券市场的发展, 货币政策的传导对证券市场的影响越来越大, 证券市场对货币政策的敏感性不断加强。因此, 中央银行应该利用货币供应量作为调控证券市场的中间目标, 灵活地调控证券市场。

参考文献

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从货币化指数看流动性篇2

作者简介：庄庆，男，现供职于中国人民银行徐州市中心支行。

摘要：本文从货币化指数的角度，介绍了流动性过剩的根源､化解流动性过剩的有效途径等，对流动性过剩问题作出了独特的分析研究。

关键词：流动性;流动性过剩;货币化指数

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-1428(2007)12-0018-03

一､流动性及其衡量——货币化指数EM

根据货币银行学理论，货币化指数(EM)=广义货币供应量(M2)/国内生产总值(GDP)。在由美国经济学家Raymond W．Goldsmith (1969)开创的金融结构分析框架中，货币化比率被视作衡量一个国家经济发展水平与进程的最重要标志之一。从理论上说，货币化指数反映了国家经济货币化程度，或者说是金融深度。1994—2006年我国货币化指数计算结果如图1所示：

图1 EM走势图

资料来源：《中经网统计数据库》

从该图我们看到，随着经济的迅猛发展，我国的经济货币化增长态势十分显著。根据有关资料，我国1952年的货币化指数只有0．149，低于美国1871年0．216的水平。改革开放初期的1978年，也不过0．32;若按世界银行口径计算，则仅为0．25(World Bank，1996)。可是，随着改革的继续推进，中国的货币化指数在随后的将近30年中迅速攀升。1992年超越西方国家1946年的货币化路径“折点”值0．9;此后，货币化指数以更快的速度上升，2006年升至1．65的历史高位，而同期日本的货币化指数为1．43，美国仅为0．53。

从发达国家的历史经验看，根据Goldsmith(1969)提供的证据，1963年前后，大多数西方国家的货币化比率在0．85上下，而且这一比率被认为是可以近似地描述这些国家前几十年的情形。西方国家的货币化比率在1946年出现“折点”，“折点”处的货币化比率为0．9。尽管此后一些国家(如意大利1969—1979年和日本1972年以后)的货币化比率有过接近甚至超越0．9或者1的记录，西方主要国家的货币化比率自20世纪50年代后期开始也经历了一个缓慢上升的过程，但从平均值看，都未曾超过1946年的“折点”值。

从发展中国家的历史经验看，正如Goldsmith所料，大部分发展中国家的货币化比率处于较低水平。平均来看，这些国家在1950年的货币化指数要高于中国同期的水平，不过，随后的货币化指数曲线却表现得相当平缓。直到1980年仍未越过0．3的关口，1999年达到历史最高值0．5。

图2 M1､M2与GDP走势图

资料来源：《中经网统计数据库》

即便按照Goldsmith的货币化路径假说，这些发展中国家的货币化指数也将经历“倒U”过程，但从已有的货币化轨迹不难推测，其货币化的“折点”值可能要比中国低出许多。

从货币供应量增速看，我国广义货币供应量(M2)自上世纪90年代中期以来，其增长速度一直远远高于GDP增长速度，并且持续在高位运行。近几年M2年增长率都在17%左右，2003年末M2余额为22．12万亿元，同比增长达19．6%，至2006年末，M2余额为34．56万亿元，同比增长16．9%。从我国1994年以来M1､M2和GDP的增长速度看(如图2)，货币供应量M1､M2增速明显高于GDP增速，货币化指数呈快速上升趋势。

近十几年来，我国货币供应量连续多年都快于GDP增幅6个百分点以上，货币化指数呈加速上升态势，不论是和发达国家还是和发展中国家比较，我国的货币化指数均明显处于高位，由此可以看出货币关系作为经济关系的存在形式在我国已经得到了相当程度的深化与泛化，我国的经济货币化发展呈现很不正常的态势，流动性过剩逐渐凸显。

二､双顺差与投融资体制瓶颈造成了流动性的“开源节流”

众所周知，国际收支双顺差，外汇大量流入，是我国货币供应量快速增长的主因。央行数据显示，2001—2005年5年间，我国双顺差总量达6217亿美元，其中经常项目顺差3282亿美元，资本和金融项目顺差2935亿美元，分别比“九五”期间同类项目累计顺差增长1．8倍和3．7倍。6217亿美元的外汇净流入，需投放5万多亿元人民币(如图3)。顺差增大导致外汇储备攀升，外汇储备攀升致使央行投放人民币购买，这就导致EM公式中分子部分的增大，最终导致EM增大。国务院发展研究中心巴曙松的研究表明，外汇占款已占到我国总货币发行量的70%。

在EM公式的分子中，外贸出口净流入的资金部分，也创造了一部分GDP，使分母同方向增大。从出口对GDP的贡献度(即出口增加额占GDP增加额的比率)来看，图4显示，2001-2005年，出口对GDP的贡献度呈大幅上升趋势，其中2005年比2001年增长了3．4倍。这说明出口净流入的资金在影响EM公式中分子逐渐变大的同时，它在影响EM公式中分母逐渐变大的幅度也在增大，但即使这样EM公式中因出口因素而影响的分子总量的增速仍然大于分母总量的增速，直接导致货币化指数(EM)呈总体上升趋势。

图3 双顺差走势图

资料来源：国家外汇管理局网站

图4 出口对GDP贡献度%

资料来源：国家统计局网站

另一方面，我国的投融资体制影响了储蓄向投资的有效转化，致使我国的货币流动形同一个“漏斗”。据摩根士丹利首席经济学家史蒂芬·罗奇发布的最新经济研究报告称，我国目前的国民储蓄率接近50%，家庭储蓄率约为目前收入的30%。2006年，我国城镇居民储蓄存款16．7万亿元，占国内生产总值的79．6%;全社会固定资产投资11万亿元，占国内生产总值(即投资率)52．5%，其中工业生产性投资39760亿元，占国内生产总值的19%，农村投资16397亿元，占国内生产总值的7．8%。据国家统计局2003年“资金流量表”显示，我国最终消费总额占可支配总收入的比重为57．1%。其中居民消费占可支配总收入的比重为44．6%。这说明储蓄率和投资率都处于高位，消费水平偏低，投资中工业生产性投资和农村投资偏低，投资结构不平衡。造成储蓄率高､消费率低的原因，一是与我国传统文化､社会结构､家庭观念等诸多因素有关;二是社会保障体系的不健全使大部分人不敢花钱是重要诱因，普通百姓在住房､医疗､养老､子女教育等方面存在着极大的隐忧，在消费上只能限制在满足基本生存需要，而对于享受需要的支出却相对较少;三是我国的投融资体制影响了储蓄向投资的有效转化，制约了投资增长和资源配置效率的提高。银行配置资金资源长期占主导地位，间接融资比重过大，风险高，效率低。直接融资则长期处于从属地位，在资金资源配置上没能发挥更大的作用，也影响了储蓄资金向投资的有效转化，影响了流动性的分流和资金的配置效率。

三､降低货币化水平，平衡国内流动性--导源疏流

从货币化指数结构看，化解流动性过剩必须标本兼治，从货币化指数的分子看，M2的形成有很大一部分是由出口收入外汇和资本项目外汇流入“倒逼”中央银行投放货币而形成的，这是流动性的源头;从货币化指数的分母结构看，GDP由投资､消费和出口三因素贡献组成，为缓解流动性，降低货币化水平，就必须调整相关政策，对外汇流入进行引导，同时必须从扩大投资､促进消费､优化出口结构等方面努力，对流动性疏通渠道进行分流，使大部分资金进入实体经济领域，在使资金本身生利的同时，也增大GDP，从而将会降低货币化指数值，使流动性过剩问题得到有效缓解。

1､调整外贸政策，优化出口结构，扩大进口规模，引导外汇资本流向急需资金的行业和地区，提高外汇净流入的使用效率和效益。

要在保持出口规模稳定增长的同时，调整优化出口结构，转变出口增长方式，着力提高出口增长的质量和效益，提高出口对GDP的贡献度，同时扩大进口规模，增加对高科技产品和技术的进口，提升我国产业的科技含量。一是引导劳动密集型产业转型升级，支持高附加值劳动密集型产品出口，支持企业自主性高技术产品和机电产品出口。二是通过取消和降低出口退税，加征出口关税等措施，引导企业逐步停止高耗能､高污染和资源性行业的加工贸易，控制高耗能､高污染和资源性产品出口。三是引导加工贸易向高技术含量和高附加值产品发展，促进加工贸易从代加工逐步向代设计到自创品牌转变。四是建立和完善以财政､税收､金融､外汇､保险等手段为主的外贸调控体系，大力推进对外贸易便利化建设，完善各项贸易促进服务，构建质量效益导向的外贸调控体系和外贸促进体系。

2､改革完善投资体制，加大生产性投资和新农村建设投资，有效分流过多的流动性。

进一步深化投资体制改革，提高投资的有效性。转变政府职能，减少政府在投资领域资源配置上的低效率行为。更大程度地发挥市场配置资源的基础性作用，真正做到“该放开的坚决放开，该管住的真正管住”，最终建立起新的投资体制。

优化投资结构，加大对国有企业和新农村建设的支持力度。一方面要注重发挥好财政资金的导向和杠杆作用，增加生产性投资，大力支持处于自然垄断的部门和从事基础设施､高科技领域的需要保留和发展的国家控股企业，支持这些大企业发展高新技术产业､改造传统产业，培育新的经济增长点。采用贴息､担保等多种形式，吸附更多的银行资金､外资及社会闲散资金增加对国有企业的投入，同时，要拓宽思路和视野，进一步引导企业搞好资产运营，鼓励产权交易和资产流动，促进所有制结构调整和国有经济战略性改组，优化资源配置，提高国家控股企业的规模实力和市场竞争力。另一方面加大对新农村建设的投入，为农民增收创造条件，提高农民消费层次和消费水平。农业是面临自然和市场双重风险的弱势产业，同时又是国民经济的基础产业，具有战略意义，为此，国家必须予以大力扶持，增加农业科技投入，加快科技攻关､成果转化､良种繁育和实用技术推广;支持建立农产品适量标准体系和农产品基地建设，大力推广农业产业化和机械化经营;加大对中西部地区､民族地区､贫困地区的专项资金补助;支持农村饮水安全工程､能源､公路､电网､农业信息化､农田水利､土地治理以及卫生保健､基础教育等扶贫基础设施建设，切实改善农民的生产生活条件。

3､改革融资体制，大力发展直接融资。融资制度改善的重点应放在尽快发展非银行融资体系上，扩大直接融资减轻银行配置资源的压力。进一步拓宽企业和个人股权和债权投资项目的融资渠道，一方面通过QDII､个人直接对外投资和中国投资公司直接对外投资等渠道对境外资金分流的同时，也要加大对境内资金的使用，建议尽快试点私募基金对中小企业股权融资，在政策上放宽民资进入的领域，大力发展民族工商业。

4､改革完善社会保障制度，促进消费。逐步建立覆盖全社会的养老保险､失业保险､医疗保险及城乡居民最低生活保障制度，真正把社会保障支出列入财政预算的一个重大项目。同时，要在保障最低生活标准的基础上，根据经济发展水平和可用财力水平，逐步提高保障标准，减少中低收入者对未来支出的不确定性，增强对未来生活的信心，扩大当前消费，并提高消费层次。

参考文献：

[1]张杰．中国的高货币化之谜[J]．经济研究，2006;6

货币供应量对上证指数影响分析篇3

中国人民银行从 1998 年起确立货币供给量作为中间目标的地位, 这标志着中央银行调控经济的手段越来越市场化。另外, 随着近年股票市场价格的大幅波动, 股票市场也成为投资者重点关注的资本市场, 居民储蓄进入股票市场, 居民投资股票市场在家庭财富中所占的比重也逐步提高, 在这一系列的背景下, 投资者研究货币供应量及货币政策的走向对股票市场的影响具有重大意义, 有利于投资者了解货币政策特别是货币供应量的变化和股票市场的关系, 从而做出科学的投资决策。

2 文献综述

从国内外大量的文献参考资料来看, 主要有以下的作者关于货币政策对股票市场的影响分析, 得出结论比如Hamburger, Kochin (1996) 不同货币政策 (货币供应量、利率) 对股票市场价格指数的影响期限不同。陈姝 (2009) 经过实证分析, 表明货币政策调整会对股票收益产生影响, 但经检验每次股票收益的变化都不相同。王毅冰 (2010) 实证分析我国货币政策影响股票市场的利率渠道和货币供应量渠道之间关系, 结论表明我国的货币政策对股票市场影响不大的结论。万解秋、徐涛研究认为, 货币供应量扰动对我国股票市场产生一定程度的影响, 但影响不大。M1冲击对股市影响更大, 但影响存在一个月的时滞, 而M0、M2冲击对股市没有产生明显的影响。

国内有关货币供应量与股票价格之间的关系进行了实证研究。从研究的角度看, 学者的研究一般分为两类:一类主要关注股票市场对货币政策宏观经济政策制定的影响, 大多数学者在探讨货币政策要不要把股票市场作为决策因素加以考虑;而另一类则主要关心货币政策等宏观经济政策对股票市场价格指数的影响。如王晓芳等通过实证分析得到 M2 与上证综指的相关系数达到0.85, 但是该文的分析比较简单, 但未阐明对数据的具体处理方法。孙华妤等应用动态滚动式的计量检验方法发现所有货币数量 ( M0、 M1 和 M2) 对股票市场价格都没有影响。于长秋通过协整检验和格兰杰因果检验的方法分别对我国股票价格与不同层次货币供应量的关系进行了分析, 结果说明股票价格与货币供应量之间存在长期均衡的协整关系, 股票市场价格波动与货币供应量变化存在格兰杰因果关系, 而且二者相互影响。

3 货币供应量对上证指数的实证分析

本文从2007到2012年货币供应量与上证指数之间来分析, 货币供应量对股票市场的实证分析。

3.1 货币供给量与股票市场的关系

本文的主要目的在于检验新世纪以来我国各个层次的货币供应量和股票市场价格之间的相互影响关系。货币供应量对股票市场价格指数的影响分为直接、间接影响:直接影响是M0、M1、M2等货币供应量的变化直接影响股票市场的投资收益, 间接影响是投资者对货币政策的走向预期, 从而影响股市的价格波动。

货币供应量方面的指标选取 M0、M1和 M2作为衡量指标, 样本期间为 2007年1月到2012年12月, 数据来源于中国人民银行统计数据库。数据处理均采用Eviews3.1软件。根据《中国人民银行货币供应量统计和公布暂行办法》, 我国的各层次货币供应量的统计口径如下:

M0:流通中现金;

M1:M0 +企业存款+机关团体部队存款+农村存款+信用卡类存款;

M2:M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+外币存款+信托类存款。

2007年到2012年货币供应量数据如表1所示。

分析货币供应量对股票市场的影响, 主要通过货币的增速M1、M2来分析股票市场的变化, M1-M2是股市资金流入流出的重要指标之一, 若M1-M2的数值变大, 表明企业居民存款活期形式理财, 企业和居民交易频繁, 经济景气指数上升。若M1-M2数值缩小, 表明企业和居民倾向选择将资金以定期的形式投资理财, 未来可选择投资股票市场的机会将受限, 企业居民手中闲置资金从实体经济中存贮下来, 经济运行指数将回落。货币供应量与股票市场之间的实证关系表明, M1-M2数值与上证指数呈现较为明显的正向关系。M1-M2数值的拐点对股指有指示作用。图1是2008年到2012年M1-M2与上证指数的变化关系图。从图中可以两者走势基本一致。

3.2 货币供应量对上证指数的实证分析

(1) 样本数据的选取。

根据中国人民银行统计公布的货币供应量:流通中的现金M0、狭义货币M1、广义货币M2作为货币供应量指标;选用上证指数收盘指数作为股市市场价格方向标, 以SZ表示上证A指数, 取样为2008年1月至2012年12月。分析步骤如下:首先, 检验上证A指数变量与货币供应量指标变量各自的平稳性, 本文采用ADF检验法;其次, 经过 ADF检验, 如果在取样时间序列具有相同的单整阶数, 则对它们进行协整检验;再次, 使用格兰杰因果检验方法, 分别检验M0、M1和 M2与上证A指数 (SZ) 的关系;最后, 对数据进行回归分析, 计算出股票价格指数与货币供应量不同层次M0、M1和 M2之间的影响程度

(2) 单位根检验。

总体而言, 差不多所有表示绝对量指标的宏观经济变量都是非平稳的、存在时间趋势。因此, 分析经济变量模型时, 进行方程估计和相关检验, 通常都需要进行单位根检验, 以考察经济变量是否存在时间趋势, 进一步分析是否有必要采用协整分析方法。首先, 检验被分析时间序列变量是否具有单位根。经过ADF检验模型检验, M0序列是一阶单整。同样, M1、M2上证指数序列均是一阶单整。

(3) 格兰杰检验。

根据Granger因果关系检验的有一个前提是变量具有平稳性, 假如变量不平稳, 则必须是协整的;所以可以进Granger因果关系检验, 输出结果如表2所示。

4 结论

通过货币供应量与股票市场的实证分析可以看出, 就Granger因果关系检验结果判断, 从流通中的现金M0还是从狭义货币供应量M1及广义货币供应量M2层次分析, 与股票市场价格指数都是相互影响的。

从Granger因果关系分析可以看出, 上证指数对货币供应量的作用不明显, 但货币的供应量在一定程度上会影响上证指数。中央银行作为宏观经济调控及货币政策制定者, 更应关注资本市场价格波动, 在进行货币政策执行和操作时考虑资本市场的发展。投资者应关注银行的政策调整, 如2013年货币政策的放松将对证券市场的注入活力;投资者根据货币政策的走向, 能准确把握股票市场的买卖时机。

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货币指数篇4

物价对国民生活中具有重大的影响，中国之声《新闻纵横》报道，如果评选今年国内消费品市场的关键词，涨价二字可以说实至名归。10月份CPI同比上涨4.4%，创25个月的新高，食品价格上涨更是达到了10.1%。不断上升的物价让人们倍感压力，刚性上涨、供需失衡、货币超发、热钱炒作，各种声音不绝于耳。各方均在呼吁严控物价。在这样的背景下，我们研究物价水平的上涨的原因便具有重要的现实意义，其中货币主义认为货币至关重要，货币供应的变动影响产量、就业和物价的变动，而且是影响这些变动的主要因素和根本原因。弗里德曼把通货膨胀、失业、生产停滞、经济波动等简单地看做是货币这个最重要的因素所起作用的结果，凯恩斯等古典经济学家也认为物价与货币供应量之间存在着正相关关系。经典理论是否正确，在是否符合我国的实情，同时除了货币供应量之外，我国的物价水平大幅上涨，还与那些因素有关?为此，在本文中，我们将对其加以研究说明。

二、模型的设定

（一）物价指数的设定与选取

不同的物价指数可以反映经济生活中不同的一面。在实际研究中，我们更关注与消费者价格指数，因为全国居民消费价格指数是反映了居民家庭购买生活消费品和支出服务项目费用价格变动趋势和程度的相对数。其不仅反映了消费者的购买力状况，是通货膨胀率的重要指标，而且还反映了一个国家的货币强弱状况，对国家的汇率具有极大的影响。而且，其对国家的工资水平也有相当大的影响。在本文中，我们将选取居民消费价格指数，以上期为基础计算的居民消费价格指数。

（二）货币供给量的设定与选取

货币供应量，是指一国在某一时期内为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成。我们将货币供应量选取为M2。由于我们选择的被解释变量消费者物价指数是以上一年为基期加以计算得到，为了保证数据的一致性，我们将对M2货币供应量加以处理，我们收集到M2数据是年末的存量，为此有必要计算出M2的年增长率，将其作为解释变量。

（三）模型的设定

由于本文的前部分在于对经典理论进行实证研究，所以我们将被解释变量Y设定为消费者物价指数，而将解释变量X设定为货币供应量的年增长率。

模型设定如下：

（四）数据的搜集以及整理

我们将选取1990年-2009年的数据作为研究对象，数据取自于国家统计。我们将现有数据进行适当的整理和运算，我们知道货币与准货币m2反应的是当年年末货币的存量，而我们将要研究的是当年的货币投放量对物价的影响，而且我们的物价指数是以前一年为基数，所以我们将对货币以及准货币量进行适当的整理，我们需要求出每年货币供应量的增长比。即令XT=M2 (t) /M2 (t-1) ，其表示M2的年增长指数。

三、模型的估计和调整

（一）单位根以及协整检验

(1)对X, Y进行单位根检验：

运用ADF检验，我们可以从结果中发现，在1%，5%，10%三个显著水平下，单位根检验的临界值分别为-2.708084，-1.963，-1.61, t检验值也大于相应地临界值，我们在单位更检验中，指定对其一阶差分，我们可以得到在1%，5%，10%三个显著水平下，单位根检验的临界值均大于观测值，而且t检验的计量值也小于临界值，表明货币投放量的增量的一阶差分是不存在单位根的，是平稳序列。同样我们可以对Y即物价指数做单位根检验，我们可以从结果中发现，在1%，5%，10%三个显著水平下，单位根检验的临界值分别为-2.708084，-1.963，-1.61, t检验值也大于相应地临界值，表明物价增长指数存在着单位根，是非平稳序列。结果表明，Y与X一样，其都是一阶单整，故而我们将对其协整性进行检验。我们先做两变量之间的回归，在检验其回归残差项的平稳性。

(2)协整检验

我们以X—货币投放增长率作为解释变量，以Y—物价增长指数作为被解释变量，运用OLS回归方法做估计回归模型，结果如下：

为了检验回归残差的平稳性，我们在工作文档中，点击genr功能键，令e=resid，将上述的残差序列命名为e，然后对其做单位更检验，由于残差序列的均值为0，所以选择无截距项，无趋势项的ADF检验，结果如下：

结果显示：在1%，5%，1%的显著性水平下，我们发现t值均小于临界值，这表明我们需要拒绝原假设，残差序列不存在单位更，是平稳的序列，可以说明货币投入增长率以及物价增长指数之间存在着协整的关系。

（二）误差修正模型的建立

两者之间的协整关系可以表明两者之间存在着长期的均衡关系，这证明了弗里德曼的观点即通胀现象均是货币现象，也证明了各大经典理论的正确性。然而，在短期内，可能出现失衡，为了增强模型的精度，可以把协整回归中的误差项e看做均衡误差，通过建立误差修正模型将物价的短期变化行为与长期变化联系起来。我们设立误差修正模型为：

在eviews中运用genr键，生成△Y (t) ，△X (t-1) ，e (t-1) ，以后两者作为解释变量，估计回归模型，结果表明物价指数的变化不经取决于货币供应量的增长变化，还取决于误差项对其偏差的修正，上一期偏正的越远，本期修正的量就越大，其系统存在着误差修正机制。

（三）模型是否遗漏重要的解释变量（DW检验以及拉格朗日乘数检验）

然而，我们计量经济模型是对变量间经济关系因果性的设想，其可能会出现模型的设定误差，比如遗漏某个重要的解释变量。如在中国现实国情中，物价的上涨完全是由货币供应量的推动的吗?其与工资水平，汇率等有关系吗?我们将用DW检验法和拉格朗日乘数法对其进行检验。

在上面的误差修正模型中，我们发现其DW值=1.93829，而在观察值为17，参数个数为3的情况下，DL=1.015, DU=1.536, 4-DL=2.985, 4-DU=2.464，也就是说，观测的DW值落入DU-(4-DL)之间，也就是相关性，接受原假设，模型没有出现设定误差。

有学者指出我国物价上涨还存在着其他可能原因，成本推动型物价上涨以及输入性通货膨胀，为此我们有必要对其进行研究。我们运用拉格朗日最小二乘法，可以发现估计参数的t值均较小，p值偏大，也就是说每一个变量对残差项的影响并不显著，而且我们可以发现整个模型的可决系数也就是说R^2偏小，而F值也没有通过检验，这些均表明该模型不显著，解释变量对被解释变量没有较好的解释作用。

同时，计算出LM统计量，有LM=19*0.047813=.0.908447而LM服从2个自由度的x2分布。P (x2>0.908447) =0.85，也就是说我们应该建立一个较为简单的模型，物价上涨主要的原因来源于货币供应量的变化。

这一结论也就告诉我们在通货膨胀日益严重的中国，要有效的控制通胀，最为关键的措施在于控制货币供给量，如提高法定存款准备金率，提高利率等，央行应该采取各种措施来控制市场上的流动量，这才是治理通货膨胀的应用之道。

参考文献

[1]陈柏福, 唐力翔.我国物价与货币供应量关系及货币政策选择[J].湖南财政经济学院学报.2011 (04) .

[2]任立民.货币供应量与经济增长物价的协整研究[J].赤峰学院学报 (自然科学版) .2009 (10)

货币指数篇5

根据Fama( 1970) 的有效资本市场理论,如果市场是有效率的,则市场上各种证券的价格能够充分迅速地反映所有的信息[1]。由此可知,如果股票市场是一个有效率的市场,则股价的变动已经反映出货币供给变动的信息, 投资人无法由过去货币供给变动的趋势来预测未来的股价。这一观点得到Cooper( 1974) 、Rozeff( 1974) 、Tanner和Trapani( 1977) 、Rogalski和Vinso( 1977) 等学者的支持[2~6]。由于股价的变动经常是经济景气的指标,中央银行所采取的顺周期或逆周期的货币政策均会影响货币供给的增减,所以Cooper( 1974) 和Rozeff( 1974) 的实证研究指出 , 股价已经反映中央银行货币政策的所有信息,是一国经济活动的领先指标。Rogalski和Vinso( 1977) 进一步指出,当货币供给与股价指数之间存在双向即时的因果关系时,股票市场为一严格的有效市场。Ho( 1983) 的实证研究也显示,新加坡的股价指数与货币供给存在双向的因果关系[7]。

另一方面,Friedman和Schwartz( 1963) 则认为货币供给的变动会通过资产组合的变化影响股价的变动,成为股价的决定因素[8]。换言之,货币供给的变动会领先股价的变动。这一观点得到Sprinkel( 1964)、Homa和Jaffee( 1971)、Keran( 1971) 、Malkiel和Quandt( 1972) 、Meigs( 1972) 等多项研究的证实。

由此可见,学者们在这一问题上观点存在分歧,实证分析结果也不一致[9~12]。有鉴于此,本文根据Granger的因果检验理论,以我国的股票市场为研究对象,实证分析货币供给与股价之间的因果关系。

一、Granger 因果检验模型的构建

根据Granger的因果检验定义,假设存在Xt、Yt为两个时间序列,令。同理定义为截至t- 1期可获得的所有信息集合,且至少包含{xt,yt}二序列,并符合随机过程。At- Xt为At组合中不含Xt成分的与可由与的定义类推。假设为在信息组合At不变下预测值yt条件异方差的最小值,则因果关系、反馈 ( feedback) 关系与即时的因果关系( instantaneous casuality) 可分别定义如下:

1.因果关系 : 假设, 则意味着由X影响Y。X为原因,Y为结果。可表示为X→Y。

2.反馈关系:如则说明X与Y之间存在反馈效果,可用表示X→Y。

3.即时因果关系 : 若, 则X对Y有即时的因果关系。

Hsiao( 1981) 根据上述定义 , 利用Akaike提出的最终预期误差( final prediction error,FPE) 作为判定的标准,FPE的定义如下:

其中,RSS为误差项的平方和,T为观测值的数量,K为包含常数项的自变量个数。以定义1的因果关系为例,其检验步骤如下:

首先,将Y视为控制变量( controlled variable) ,X视为操作变量( manipulated variable) 。从Y对其本身滞后m期的回归方程中选择min FPE( m) 值。因此FPE( m) 可定义为:

其中,m为滞后期阶数。其次,将上述min FPE( m) 的m阶数看作固定 ,使Y对其本身滞后期m与x滞后期n进行二元回归分析,以选择min FPE( m,n) 值。FPE( m,n) 可定义如下:

如min FPE( m)>min FPE( m,n) ,即说明X→Y。反之则不然。Mookerjee( 1987) 指出,Hsaio检验的检验方法主要是基于过滤( filtration) 后的资料作为决定最优滞后期的依据。值得注意的是,以转换或过滤后的资料进行分析,可能会得到一个缺乏效率的统计估计值。有鉴于此,Mookerjee认为下列回归方程直接检验Granger因果关系比较具有效率:

对所有的t≠s,E( Ut,Us) =0,E( Vt,Vs) =0,E( Ut,Vt) =0。

上述方程中SP代表股价指数,M代表货币供应量。

上述两个回归方程可确立下列虚拟假设:

H0 1:所有的bj=0;H0 2:所有的cj=0

Ha 1:所有的bj≠0;Ha 2:所有的cj≠0

利用F统计量检验因果关系的结果会出现下列四种情形:

( 1) 由股价至货币供给的单向因果关系。即满足H0 1与Ha 2的假设,表示股票市场对货币供给的信息有效。( 2) 由货币供给至股价的单向因果关系。即满足Ha 1与H0 2的假设,表示股票市场对货币供给的信息无效。 ( 3) 股价至货币供给之间的双向因果关系。即满足Ha 1与Ha 2的假设,这隐含着股票市场是有效的。 ( 4) 由股价与货币供给之间无因果关系。即满足H0 1与H0 2的假设,表示股票市场与货币供给这两个变量相互独立,无任何关联性。

由于滞后期数的选择仍需符合残差项为白噪音( white noise) 的序列 ,且期数的多寡对于检验的结果具有相当高的敏感性。因此本文拟在以月度资料进行实证分析的前提下, 按照Mookerjee的方法,分别以股价与货币供给量均滞后12期,以及因变量滞后12期自变量滞后期减为6期两种模式进行研究。

二、结果分析

本文实证分析所采用的股价指数来自于上海证券交易所, 货币供应量M1和M2来自中国人民银行。数据区间为2000年1月至2014年6月,所有数据均为月度数据。按照第二节中的计量模型和步骤,得到如下结果。

( 一) 各个变量时间序列的趋势分析

根据传统的分析方法,我们将股价指数与两种货币供应量的时间序列数据分别转换为取自然对数后的一阶差分形式。为确保符合恒定序列,可利用下列简单回归方程分析:

以单个序列分别对常数项及时间进行回归分析 ,其结果列于表1。表1结果显示,未采取对数一阶差分之前,各变量明显的受到时间趋势变量的影响 ,但采取成长率的模式后 ,这一现象立即消除 ,表明转换后的序列已达到恒定状态。

注:LM1、LM2 分别表示货币供给量与股价指数取对数后的一阶差分序列;括号内为 t 统计量;** 表示 1%的统计显著水平。

( 二) 货币供给与股价之间因果关系判断的 FPE 极小值

结合Granger因果关系定义与Hsiao test,可利用二元自回归模型的方法分析下列恒定序列:

上式中Yt表示控制变量,Xt表示操作变量,L为滞后运算符号,L( Xt) =Xt- 1。本文取滞后期数1至20期,先令Yt对其滞后期( m由1期渐增至20期) 进行回归分析,在20个回归方程中选择FPE的极小值 , 即min FPE( y) ; 然后将上述min FPE( y) 的滞后期m视为固定 ,令Yt对其m期滞后期与n期的Xt滞后期进行回归分析( n由1期渐增至20期) 。同理, 选择FPE的极小值minFPE( y,x)。如minFPE( y)>minFPE( y,x) , 则表示X影响Y的因果关系存在。如要检验Y影响X的因果关系是否存在,仅需将X反过来视为控制变量,Y视为操作变量,遵循上述同样步骤即可。下页表2为货币供应量与股价间以FPE作为判断标准的因果关系检验结果。

下页表2的分析结果显示 ,在货币供给量M1与股价指数( SP) 的因果关系部分,其最小的FPE( SP) 为0.0948,而最小的FPE( SP,M1) 为0.0945。最小的FPE( SP) 大于最小的FPE( SP,M1) ,这说明M1影响SP的因果关系存在。然而最小的FPE( M1) 为0.00190,最小的FPE( M1,SP) 为0.00192, 则最小的FPE( M1) 小于最小的FPE( M1,SP) ,这说明SP影响M1的因果关系不存在; 在货币供给量M2与股价指数( SP) 的因果关系部分 ,最小的FPE( SP) 等于最小的FPE( SP, M2) ,而最小的FPE( M2) 等于最小的FPE( M2,SP) ,这说明无法确定M2与SP之间的因果关系是否存在。

注:各变量均为取对数后一阶差分的资料;括号内最最优的滞后期数。

因此由表2的实证分析结果可以得知,除了可以确定M1对股价指数具有单向因果关系,而股价指数对M1无单向因果关系外,其余变量之间并无确定的检验结果。所以综合Hsiao test所得结论 ,可知股票市场对于货币供给量M1存在信息无效率现象。

( 三) 货币供给与股价之间的因果关系的回归分析

在回归分析部分,我们则根据前述的上页式( 4) 、式( 5) , 分别以股价与货币供给量均滞后12期以及因变量滞后12期、自变量滞后6期两种模式进行分析。实证分析结果列于表3。

表3的回归分析结果显示,在货币供给与股价指数均滞后12期的F统计量( F1) 部分,仅M2对SP的F统计量1.915达到5%的显著水平。同样,在回归方程中因变量滞后12期、自变量滞后6期的F统计量( F2) 部分,也仅仅是M2对SP的F统计量2.221达到5%的显著水平。因此,由表3结果可知,M2与SP之间存在单向的因果关系,M1与SP无任何关联性。

注:F1 代表上页式( 4) 、式( 5) 中两变量滞后期皆为 12 期的 F 统计量,F2 代表上页式( 4) 、式( 5) 中因变量滞后 12 期、自变量滞后 6 期的 F 统计量;* 表示 5%的统计显著水平。

结论与讨论

货币指数篇6

货币供应量作为货币政策中介目标之一, 对于股票市场的运行有着较大的影响。尤其是此次金融危机发生以来, 中央银行为了防止经济呈现进一步下滑走势, 推行适度宽松的货币政策。货币供应量出现迅速增长, 同时股市也开始由跌转升, 引起了学术界关于货币供应量与股价指数之间关系的广泛探讨。

理论上, 货币供应量会通过一定的传导机制对股市产生影响。货币供应量的增加会使得实际利率下降, 国民收入增加。一方面, 国民收入增加会使得居民消费增加, 从而使得经济呈现繁荣, 并增加上市公司利润, 从而使得股价指数上涨。另一方面, 由于股价指数和利率成反比, 实际利率的下降也会使得股价指数上升。由于经济学理论是建立在一系列假设之上, 实际经济运行不一定与理论相吻合。本文拟通过实证分析, 研究我国货币供应量对股票市场的实际影响。

2 文献回顾

西方多位学者运用多种方法, 对货币供应量和股价指数之间的相互关系进行了实证分析。Sprinkel (1994) 运用作图的方法, 研究了货币政策变量变化与股票价格之间的关系, 发现货币供应量变动的峰值领先股价约4个月, 谷底值领先股价约2个月, 表示货币供应量对于股市产生影响, 但有一段时间的滞后性。Homa (1991) 运用回归分析的方法, 研究了货币供应量与股票价格的线性关系, 得出货币供给的扩张将导致股价上升的结论。Hambueger (1992) 对持续上涨的美国股市与货币供应量变动之间的关系进行了研究, 他发现货币供应量与股价呈正相关关系, 并且货币供应量显著解释了股市的变动。Mookerjee.R.Qiaoyu (1997) 通过对新加坡经济的研究, 得出股价与货币供给之间存在长期稳定的关系, 股市波动先于货币供给量的波动, 股市波动已包含货币供应量变动预期。Nouncassava (2004) 利用VAR模型, 对十七国集团各成员国的货币供应量的突然变化与股票价格短期反应之间的关系进行了考察, 发现货币供应的突然变化对除法国和英国之外的其他国家的真实权益价格都产生了正向的较显著的影响。M.Friedman利用1961—1986年美国季度数据, 对股票价格与货币供应量进行了实证研究, 结果发现:股价上升对M2的影响不显著, 但是对M1有显著影响。S.B.Carpenter&J.Lange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对于M2呈现显著的正向影响, 并且股票市场预期收益的增加, 将减缓M2的增长率。

在国内, 货币供应量和股价指数的关系, 近几年成为一个比较热门的课题。石建民 (2001) 采取协整分析方法, 对M1、M2、上海股票市场交易金额增长率进行研究, 结果显示货币供应量于上海股票市场交易金额增长率呈现正相关关系。余明桂 (2003) 采用1993—2002年的季度数据, 对我国股票市场和货币政策的互动关系进行了实证研究, 结论为股票价格走势与货币供应量有显著的正相关关系, 并且股价变动对于货币供应量增量较为敏感。孙华妤、马跃 (2003) 采用自回归模型和Granger因果关系检验相结合的计量方法, 研究发现, 股市在短期对M1和M2均不产生影响, 而货币供应量对于股市的影响是直接有力的, 由此说明货币政策对股市还是有一定的影响的。陈小莉 (2003) 采用ECM模型对我国1997年1月—2002年4月上证综指与M1之间关系进行研究, 发现货币供应量M1的变化对股票价格存在正向关系。杨新松、龙革生 (2006) 运用用VAR模型, 结合Granger因果检验, 得出货币供应量对股市产生一定的影响。张琦、段进 (2006) 运用ECM模型研究M1和M2与股市之间的影响关系, 发现在短期内股票市场对M1、M2不产生影响, 但从长期来看M1、M2与股票市场发展已经具有一定的协整关系。徐璋勇 (2007) 利用协整分析方法, 对我国1992—2004年M1、M2量变化对股市的影响进行了实证分析与检验, 发现以股票市值代表的股票市场发展对M1、M2有着明显的吸收效应, 并提出了货币政策应该对股票市场发展对货币量的吸收情况予以关注。

3 实证分析

我们认为十年的样本周期能够较好地反映长期中国经济的基本状况。因此本文选取2000年1月到2009年12月上证指数的月度收盘数据SZ, 以及M0、M1、M2作为货币供应量, 共120个观测值, 研究各层次货币供应量是否与上证指数存在一定的关系。为消除周期性因素以及残差序列相关对分析结果的影响, 首先对各组数据进行X12季节调整, 之后再进行对数处理。处理后的数据表示为LNM0、LNM1、LNM2、LNSZ。

3.1 单位根检验

如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变, 那么这个序列就是非平稳时间序列。首先需要确定数据之间是否平稳才能进行进一步的研究, 本文选取ADF检验作为平稳性检验的方法, 对各数据进行单位根检验, 结果如表1所示。

滞后阶的选取基于AIC、SC最小原则。结果显示, 无论是1%、5%、10%的显著性水平, 四组数据都存在单位根, 是非平稳的。

3.2 协整检验

20世纪80年代初由Engle与Granger提出的协整理论是解决非平稳时间序列之间协整关系的有效方法。协整的基本思想是, 如果两个 (或两个以上) 的时间序列变量是非平稳的, 但它们的某种线性组合却表现出平稳性, 则这些变量之间存在长期稳定的均衡关系, 即协整关系。

我们采取E G两步法进行协整检验, 先对L N S Z和LNM0、LNSZ和LNM1、LNSZ和LNM2三组数据进行OLS回归, 然后分别对其残差序列进行ADF检验。若残差序列是平稳的, 则说明存在协整关系, 如表2所示。

其OLS回归方程式分别为:

由此得出结论, 在5%显著性水平下, M0、M1、M2与股价指数之间不存在协整关系

3.3 Granger因果检验

协整分析只是分析变量之间是否存在长期均衡关系。但是我们有必要知道变量背后的因果关系。我们想知道是货币供应量影响了股市, 还是股市影响了货币供应量。因此, 需要通过Granger方法检验变量之间的因果关系。

从表中可以看出股市价格是M1的格兰杰原因, M0、M1是股市价格的格兰杰原因。总体上, 货币供应量与股价指数之间存在双向因果关系。货币供应量和股价指数之间形成了相互反馈关系, 两者相互影响、相互强化。经济繁荣时, 股价指数的上涨引起了货币供应量的增加, 而货币供应量的增加又引起了股价指数的上涨, 直到推动股价指数涨到一个泡沫阶段。经济衰退时, 股价指数下跌, 从而引起货币供应量减少。货币供应量减少又引起股价指数下跌, 直到股价指数下降到一个极低的位置。正由于存在这种相互反馈关系, 在我国, 靠市场本身的调节机制, 容易造成股价指数的暴涨暴跌, 长时间偏离合理价值区域。

4 结论和建议

4.1 货币供应量与股价指数之间并不存在长期均衡关系。

这是因为在实际情况中, 货币政策在股价波动达到一定幅度时作出反应。通常在股市极度繁荣和萧条时, 中央银行会通过调节货币供应量来调控股票市场。但是在股市波动达到哪种幅度、中央银行会进行调控以及调控的力度该如何掌控, 并没有一个严格的标准。此外中央银行对于货币供应量的调控, 主要是基于宏观经济基本面因素。更多地考虑了实体经济的需要, 而不单单出自于调控股市的目的。这也使得货币供应量和股价指数之间难以存在长期均衡关系。

相对于国外市场, 我国的货币政策传导机制不够完善。理论上货币供应量的变动通过利率、投资、收入等中间变量来影响股票价格, 在层层传递中, 效用逐渐递减。我国利率并未完全市场化, 直接影响了货币政策传导机制的效果。此外, 我国证券市场还存在诸多有待解决的问题, 如上市制度不科学, 投资新股的收益过高。上市公司信息披露制度不完善, 投机盛行, 使得股市并没有完全反映各种基本面信息。所有这些因素阻碍了货币政策的传导, 使得货币供应量和股市之间难以长期存在均衡关系, 如下页表3所示。

4.2 各层次货币供给量与股价指数之间的短期直接影响是不同的

M0影响股价指数, 但是股价指数不影响M0。我们知道流通中现金的多少与消费直接相关。人们在满足日常生活开支后, 如果有资金剩余, 才会用于投资股市。因此, 一方面流通中的现金增加会对股价指数产生短期直接的影响。但是另一方面, 股价指数的变动并不对流通中的现金产生影响。这也说明了大多数投资股市的资金都是人们日常开支以外的闲散资金。正由于人们已经预留了消费资金, 使得股价指数变动并不会显著影响到人们的生活质量。

M1和股价存在双向因果关系, 但M2却和股价指数不存在格兰杰因果关系。其根本原因是M1和M2的组成不同。M2由M1及商业银行的定期存款和储蓄存款组成。当股市上涨时, 定期存款和储蓄存款会立即转化为活期存款或直接进入股市。股市的波动会直接影响活期存款金额, 因此使得M1和股价指数互相为格兰杰因果关系。但是M2由M1与定期存款及储蓄存款构成, M1与股价指数同向变化, 定期存款与储蓄存款反向变化, 最终使得M2与股价指数之间不存在格兰杰因果关系。

4.3 政策建议

我国货币供给量与股价指数之间存在因果关系, 故中央银行在确定货币政策控制目标时, 不仅应该考虑实体经济因素, 还应该充分考虑股市价格波动因素的影响, 将股价指数纳入必要监管范围。目前我国股市仍然存在有诸多不规范之处, 以及货币政策传导机制不完善, 使得调控效果不明显。因此, 我们应该有计划地扩大股市的规模, 建立多层次的证券市场体系, 积极完善股市的资源配置功能, 规范上市公司的信息披露, 健全和完善相关法规, 建立金融监管协调机制。此外, 在金融风险有效监控基础上, 允许货币市场与股票市场之间合理的资金流动, 消除市场分割引起的非一致预期结构, 从而疏通股市传导机制, 提高货币政策的股票市场传导效率。

摘要：本文拟通过协整分析和格兰杰因果检验, 分析我国货币供给量和股价指数之间的关系。结论显示, 中国货币供给量和股价指数之间不存在长期均衡关系, 但是货币供给量和股价指数之间存在相互影响关系。这表明货币供应量对于股价指数的调控作用有限, 但中央银行在制定货币政策时, 仍需考虑其对股价指数的影响。

货币指数篇7

一、打破僵局, 敢当“第一个吃螃蟹”的人

德宏州与缅甸毗邻, 拥有2个国家级口岸、2个省级口岸、20多个边民互市点, 是中国通往东南亚的桥头堡、金大门。因得天独厚的地理位置, 长期以来保持着“全国边贸看云南, 云南边贸看德宏”的重要地位, 人民币与缅币兑换需求伴随经贸往来不断增加, 但受各种因素限制, 辖区无银行开办缅币兑换业务, 缅币兑换服务长期缺失, 成为制约中缅经济发展的一个“死穴”。同时, 由于“正门”未开致使“民间兑换商”的地下活动成为必然。这与国家的改革开放、与沿边金改、与中缅双边经贸发展的新常态格格不入。为解决正规兑换渠道缺失的瓶颈问题, 将中缅货币兑换汇率定价权牢牢掌握在国家手中, 多年以来, 德宏州、瑞丽市两级人行大胆创新、积极尝试, 坚持“两条腿走路”的思路, 一方面积极从系统内部突破, 最终赢得了在全国首推特许机构缅币经常项目兑换业务的重大政策突破;另一方面, 积极向政府建言献策, 充分依靠政府力量, 破解职能部门职责受限、力量单一等制约因素, 最终促成了兑换中心的成立。

二、创新思维, 愿当兑换中心的“设计员”

2012年, 在特许机构仅能办理个人兑换业务的政策限制下, 德宏中支打破思想藩篱, 撰写了《关于在瑞丽国家重点开发开放试验区设立人民币与缅币交易平台的可行性研究报告》, 首次提出了“在德宏设立人民币与缅币兑换平台, 专营人民币缅币兑换业务, 通过政府统筹协调, 人行、商务、海关等多部门联动配合, 由本地某家金融服务公司具体承办”的总体思路, 并通过德宏州政府向云南省相关部门进行了呈报, 2013年2月16日, 副省长和段琪在《云南省金融办国家外汇管理局云南省分局关于报请省政府致函国家外管局给予德宏州开展缅币等相关货币兑换政策支持的请示》 (云金办【2013】22号) 上批示:同意办理, 成为兑换中心框架构想的“前身”, 也引起了政府部门的高度重视。2014年, 在特许机构因受“民间货币商”垄断业务影响, 缅币经常项目业务开展阻力巨大, 业绩欠佳, 竞争不利的形势下, 为不断扩大缅币经常项目兑换试点政策影响, 使特许机构抱团聚成一股合力, 形成兑换主流市场, 扩大正规渠道影响力, 德宏中支在充分调研论证的基础上, 撰写上报了《瑞丽国家重点开发开放试验区视角下民间货币兑换市场规范化管理构想》, 再次提出了“成立人民币与缅币兑换交易协会, 协会下设中缅货币兑换交易信息服务中心, 民间兑换商作为协会会员集中在信息服务中心开办兑换业务”的战略构想, 为后续兑换中心的成立奠定了理论基础。同年, 德宏中支拟写了《规范德宏辖区“民间货币兑换市场”方案》、《人民币与缅币兑换市场管理办法》等多份材料, 详细汇报这一思路的模式构想、承办机构、业务流程及模式、风险控制措施、监督管理手段等详细内容, 并由分管局领导向地方党委政府领导进行了专题汇报, 促请地方党政下决心建成兑换平台, 发布“瑞丽指数”, 将汇率话语权掌握在国家而不是“民间兑换商”手中。

三、深接地气, 甘当兑换中心“主推手”

经过多方论证, 2015年, 最终确定了成立中缅货币兑换中心, 为确保风险可控, 设计了暂将瑞丽市银行业金融机构以及获得外汇局批准的特许机构纳入兑换中心首批成员的最终思路, 思路确定后, 德宏州、市两级人民银行积极为政府出谋划策, 审定了兑换中心的成立通知、兑换管理试行办法、兑换中心章程、具体宣传方案等多项内容。在兑换中心建设初期, 云南省委李纪恒书记、省政府陈豪省长亲临兑换中心调研, 并充分肯定兑换中心成立的创举和深远意义;人行昆明中心支行杨小平行长、刘莹副行长等领导和专家亲自谋划, 为兑换中心建设指方向、定目标;德宏州委书记、州长先后两次到兑换中心调研, 州委书记还作出批示。瑞丽市委市政府更是将该项目纳入全市重点项目推进, 先后召开5次专题会议和2次常委会议安排部署工作, 全力支持推进发展。广西、保山、红河、临沧等政府领导纷纷亲临参观学习。

货币指数篇8

关键词：股票收益率,消费者价格指数,货币供应量,净出口

一、引言

随着我国经济的不断增长, 我国的证券市场也正在不断的走向成熟。学者及投资者对股票收益率的影响因素的研究也逐步在加深。越来越多的理论被应用到证券市场的领域, 然而证券市场瞬息变化, 所有对证券市场的研究也应随之更新。本文以我国股票收益率影响因素为研究对象, 从消费者价格指数, 货币供应量, 净出口三个层面进行实证分析。并分A股市场和B股市场分别研究。

二、数据

本文数据均来自于中华人民共和国国家统计局和CSMAR数据库。股票收益率使用的是2012年1月至2013年11月的不考虑现金红利再投资的综合月市场回报率 (流通市值加权平均法) , 其来自于CSMAR数据库。消费者价格指数使用2012年1月至2013年11月的月度数据, 其来自于中华人民共和国国家统计局。货币供应量使用2012年1月至2013年11月的月度数据, 其来自于中华人民共和国国家统计局。净出口使用2012年1月至2013年11月的月度数据, 其来自于中华人民共和国国家统计局。

三、可预测性确定

在标准可预测的回归模型下分析股票收益率的预测性为无风险利率的投资组合i的超额收益率, 为潜在的预测变量, 为干扰项。我们关注的是作为中国A/B股市场的收益率时, 中国某些经济变量对预期收益的影响。我们分析中国A/B股市场综合市场组合的预期收益率, 利用OLS对方程进行估计, 得到估计量, 查阅T统计量来分析对的预测能力。

四、实证分析

1. 对A股市场的分析

(1) 消费者价格指数对A股市场综合收益率的预测

由表1可知, 消费者价格指数对应的t统计量为0.735小于1.71, 所以在5%的显著水平上, 消费者价格指数对A股的综合收益率没有显著影响。

(2) 货币发行量对A股市场综合收益率的预测

由表2可知, 消费者价格指数对应的t统计量为-0.0066小于1.71, 所以在5%的显著水平上, 货币发行量对A股的综合收益率没有显著影响。

(3) 净出口对A股市场综合收益率的预测

由表3可知, 净出口对应的t统计量为-1.05小于1.71, 所以在5%的显著水平上, 净出口对A股的综合收益率没有显著影响。

2. 对B股市场的分析

(1) 消费者价格指数对A股市场综合收益率的预测

由表4可知, 消费者价格指数对应的t统计量为0.014小于1.71, 所以在5%的显著水平上, 消费者价格指数对B股的综合收益率没有显著影响。

(2) 货币发行量对B股市场综合收益率的预测