【貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格影響的實(shí)證探析7800字（論文）】

貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格影響的實(shí)證分析目錄TOC\o"1-2"\h\u28176貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格影響的實(shí)證分析 16445一、引言 15768二、貨幣供應(yīng)量的概念界定及相關(guān)理論 222545（一）貨幣供應(yīng)量 21429（二）貨幣層次的劃分 22524（三）近年來我國貨幣供應(yīng)量分析 227903三、貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格影響的理論分析 228768（一）貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格的直接影響 210703（二）貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格的間接影響 35370四、貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格影響的實(shí)證分析 39858（一）數(shù)據(jù)的選取 327774（二）ADF檢驗(yàn) 44030（三）協(xié)整檢驗(yàn) 622424（四）格蘭杰因果檢驗(yàn) 730640五、實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果分析及政策建議 919233（一）結(jié)果分析 99613（二）政策建議 92109參考文獻(xiàn) 10摘要：在我國股票市場的發(fā)展進(jìn)程中，各層次的貨幣供應(yīng)量不同程度地影響著股票價(jià)格。首先，本文從理論上來分析貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格所產(chǎn)生的直接影響和間接影響；其次，通過2011至2020年貨幣供應(yīng)量各層次月度數(shù)據(jù)及上證指數(shù)月度數(shù)據(jù)，利用格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證分析，探究各變量對股票價(jià)格的影響程度。發(fā)現(xiàn)：從長期來看，貨幣供應(yīng)量的增加必定會(huì)導(dǎo)致股票價(jià)格的變化，M0、M1與M2對股票價(jià)格指數(shù)都存在協(xié)整關(guān)系。關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量股票價(jià)格格蘭杰因果檢驗(yàn)引言我國的股票市場經(jīng)歷了幾十年的發(fā)展，期間經(jīng)過的一系列政策調(diào)整，使它的融資規(guī)模在不斷地?cái)U(kuò)大。截止2020年底，滬深兩市市值已突破80萬億元，達(dá)到了85.27萬億元的高位。其中上海證券交易所市值達(dá)45.5萬億元，深圳證券交易所市值34.2萬億元。2020年，全球股票市場總值增長約17萬億美元，其中中國股市的份額占12.3%。我國在1993年首次向社會(huì)公布貨幣供應(yīng)量指標(biāo)，自此之后，貨幣供應(yīng)量逐年增加，穩(wěn)定增長。2004年國務(wù)院出臺了國九條，資本市場制度開始變革。2004年年底，我國貨幣供應(yīng)量M02.15億元，M19.60億元，M225.32億元，到2020年年底，M0為8.4億元，M162.6萬億元，M2218.7萬億元，M0同比增長9.2%，M1同比增長8.6%，M2同比增長10.1%。隨著金融市場的不斷發(fā)展，股票市場已經(jīng)把實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)緊密地聯(lián)系在一起，但同時(shí)它又受到貨幣政策以及貨幣供應(yīng)量的影響。本文分別介紹了貨幣供應(yīng)量的相關(guān)理論、貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格產(chǎn)生的影響及從實(shí)證分析的角度具體分析了貨幣供應(yīng)量如何影響股票價(jià)格。在我國當(dāng)前股票市場的發(fā)展下，貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)，為央行調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)提供了更易控制的指標(biāo)。貨幣政策調(diào)控的落腳點(diǎn)在于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，而實(shí)體經(jīng)濟(jì)與股票市場有著必然的聯(lián)系，因此深入分析貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格之間的關(guān)系，具有重要的意義。貨幣供應(yīng)量的概念界定及相關(guān)理論（一）貨幣供應(yīng)量貨幣供應(yīng)量是一個(gè)存量概念，它表示某一時(shí)點(diǎn)人們手中所持現(xiàn)金及各項(xiàng)存款之和。貨幣供應(yīng)量的多少會(huì)直接或間接地影響金融市場的發(fā)展，而它也能反映出當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)形勢。作為貨幣政策實(shí)施的中介目標(biāo)，它能在一定程度上指導(dǎo)貨幣政策的制定，也能反映出一段時(shí)間內(nèi)貨幣政策實(shí)施的有效情況。央行依據(jù)各類金融資產(chǎn)流動(dòng)性的不同，將貨幣供應(yīng)量劃分為幾個(gè)不同的層次。（二）貨幣層次的劃分對于貨幣供應(yīng)量層次劃分，央行依照各種金融資產(chǎn)自身流動(dòng)性大小的不同將其分為三個(gè)層次。通過對不同層次貨幣供應(yīng)量的具體分析，使央行更為深入地了解和掌握社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的整體運(yùn)行情況，從而能更加準(zhǔn)確地預(yù)測國家經(jīng)濟(jì)整體變化趨勢和方向。根據(jù)流動(dòng)性大小不同的原則，我國將貨幣供應(yīng)量劃分為以下三個(gè)層次：M0=流通中的現(xiàn)金（公眾手中所持有的現(xiàn)金），與消費(fèi)變動(dòng)密切相關(guān)，是流動(dòng)性最強(qiáng)的貨幣。M1=M0+單位活期存款（包括企業(yè)活期存款、機(jī)關(guān)團(tuán)體存款、農(nóng)村存款、個(gè)人持有的信用類存款），是央行重點(diǎn)調(diào)控的指標(biāo)。M2=M1+城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款+外幣存款+信托類存款+證券客戶保證金+住房公積金中心存款+非存款類金融機(jī)構(gòu)在存款類金融機(jī)構(gòu)的存款，不僅可以反映出當(dāng)前經(jīng)濟(jì)中的購買力，還能夠代表未來潛在的購買力（三）近年來我國貨幣供應(yīng)量分析隨著央行制定出的一系列對于金融市場的改革措施，并加強(qiáng)對社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)的建設(shè)，我國的貨幣政策做出了很多相應(yīng)的改變。貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)，其數(shù)據(jù)也隨著貨幣政策的改進(jìn)而不斷變化。根據(jù)中央銀行公布出的數(shù)據(jù)來看，我國各層次的貨幣供應(yīng)量都保持持續(xù)增長的趨勢。2020年12月末，廣義貨幣（M2）余額218.7萬億元，同比增長10.1%，比上年末增長1.4個(gè)百分點(diǎn)；狹義貨幣（(M1）余額62.6萬億元，同比增長8.6%，較上月下降1.4%，比上年同期正漲4.2個(gè)百分點(diǎn)；流通中貨幣（M0）余額8.4萬億元，同比增長9.2%。貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)一直在增長，但各個(gè)層次的貨幣供應(yīng)量有有一些差別。貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格影響的理論分析（一）貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格的直接影響中央銀行通過存款準(zhǔn)備金制度、再貼現(xiàn)政策和公開市場操作這三大最主要的貨幣政策工具，從總量上對貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模進(jìn)行調(diào)節(jié)。現(xiàn)金直接由中央銀行發(fā)行并進(jìn)入流通，通過控制基礎(chǔ)貨幣，中央銀行也能有效地控制M1和M2。貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)對金融市場產(chǎn)生一定影響，進(jìn)而投資者對股票的供求發(fā)生變化，其結(jié)果最終反映在股票價(jià)格上。央行通過調(diào)整法定存款準(zhǔn)備金率，規(guī)定商業(yè)銀行需要上繳的存款準(zhǔn)備金，來以此限制商業(yè)銀行對外放貸的能力及創(chuàng)造貨幣的能力。在存款乘數(shù)的作用下，即使法定存款準(zhǔn)備金率僅有細(xì)微變動(dòng)，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)也是巨大的，由此對商業(yè)銀行產(chǎn)生的影響直接導(dǎo)致流通在股票市場的資金減少，進(jìn)而導(dǎo)致股票價(jià)格下跌。反之，當(dāng)中央銀行降低法定存款準(zhǔn)備金率的時(shí)候，股價(jià)將會(huì)上漲。央行如果提高再貼現(xiàn)率，那么當(dāng)商業(yè)銀行將手中未到期票據(jù)向央行申請?jiān)儋N現(xiàn)時(shí)，將會(huì)增加商業(yè)銀行向央行貸款的資金成本，進(jìn)而會(huì)減少資金的供給量，進(jìn)入證券市場的資金也將減少，造成股價(jià)下跌。與此同時(shí)，為了保證經(jīng)營利潤，商業(yè)銀行將會(huì)提高市場利率，存款增加，貸款將會(huì)減少，同樣會(huì)導(dǎo)致居民投資股票的意愿減少，股市趨于疲軟。公開市場操作是指中央銀行通過公開買賣有價(jià)證券來調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量的行為。當(dāng)中央銀行在公開市場上買進(jìn)證券時(shí)，會(huì)向社會(huì)投放一筆基礎(chǔ)貨幣。無論是社會(huì)大眾持有基礎(chǔ)貨幣，還是商業(yè)銀行持有，銀行系統(tǒng)的存款準(zhǔn)備金都會(huì)增加，信貸規(guī)模因此擴(kuò)大，貨幣供應(yīng)量也隨之增加，進(jìn)而導(dǎo)致流通在證券市場中的資金增加。同時(shí)促使利率下降，企業(yè)向銀行貸款的成本降低，由此提高了企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的積極性，并且提高了居民的消費(fèi)熱情，結(jié)果會(huì)提升公司的經(jīng)營業(yè)績，股利也將會(huì)隨之增加，從而提高股價(jià)。相反，如果售出有價(jià)證券將會(huì)減少流通在市場上的資金，企業(yè)投資和居民消費(fèi)也將減少，最終導(dǎo)致股價(jià)下跌。（二）貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格的間接影響股票市場的參與者，無論是機(jī)構(gòu)投資者還是個(gè)人投資者，其資金來源均是貨幣當(dāng)局的貨幣供應(yīng)，而貨幣供應(yīng)量的多少會(huì)影響股票價(jià)格的變動(dòng)。除了上述分析的直接影響外，貨幣供應(yīng)量還可以通過利率傳導(dǎo)機(jī)制、價(jià)格預(yù)期效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)等途徑對股票價(jià)格產(chǎn)生間接影響。當(dāng)貨幣供應(yīng)量通過利率傳導(dǎo)影響股票價(jià)格時(shí)，假設(shè)貨幣供給增加，當(dāng)產(chǎn)出水平不變的時(shí)候，利率會(huì)相應(yīng)下降，利率下降會(huì)使企業(yè)向商業(yè)銀行貸款，進(jìn)行大規(guī)模投資，從而促進(jìn)股票價(jià)格的上漲。相反，當(dāng)貨幣供給減少時(shí)，利率會(huì)相應(yīng)回升，投資者從股票市場轉(zhuǎn)向銀行存款，從而導(dǎo)致股價(jià)下跌。當(dāng)貨幣供應(yīng)量通過價(jià)格預(yù)期效應(yīng)影響股票價(jià)格時(shí)，假設(shè)貨幣供給增加，公眾的貨幣持有量增加，從而提高了消費(fèi)意愿，也增加了對股票的需求，進(jìn)而引起股票價(jià)格的上漲。而當(dāng)貨幣供給減少時(shí)，公眾所持有的貨幣減少，因此支出減少，也降低了對股票的需求量，最終導(dǎo)致股票價(jià)格的下跌。而政府為了緩解通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)的不利影響，通常會(huì)采取緊縮的政策對貨幣供應(yīng)量進(jìn)行調(diào)節(jié)。例如，通過提高銀行利率，使更多的投資者從投資轉(zhuǎn)向儲(chǔ)蓄，直接減少股票市場的流動(dòng)資金，從而導(dǎo)致股票市場缺乏流動(dòng)性，出現(xiàn)市場低迷、股價(jià)下跌的情形。如果當(dāng)前經(jīng)濟(jì)處于通貨緊縮時(shí)，情況則恰恰相反。央行會(huì)制定并實(shí)施寬松的貨幣政策，向市場投放流動(dòng)性，鼓勵(lì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。企業(yè)獲得更多流動(dòng)性去進(jìn)行投資再生產(chǎn)，企業(yè)效益整體提高，投資者自然會(huì)被其利潤所吸引，自然愿意投資于股票市場而非銀行存款，從而促進(jìn)了股票價(jià)格的上漲。貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格影響的實(shí)證分析（一）數(shù)據(jù)的選取本文選用的120個(gè)樣本點(diǎn)是2011年1月至2020年12月月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用這些數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，考察貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格指數(shù)的影響。（其中，SH為上證指數(shù)，M為反映貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)。）貨幣供應(yīng)量（包括M0、M1、M2）的數(shù)據(jù)來自中國人民銀行官方網(wǎng)站，上證指數(shù)（SH）數(shù)據(jù)來自東方財(cái)富網(wǎng)。（二）ADF檢驗(yàn)時(shí)間序列計(jì)量分析有效性的基礎(chǔ)是時(shí)間序列的平穩(wěn)性，為了確定沒有隨機(jī)趨勢或確定趨勢，防止出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，即數(shù)據(jù)之間沒有真正的聯(lián)系，僅僅是兩者有同向的變化趨勢，我們首先用ADF檢驗(yàn)法對SH、M0、M1、M2進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，只有當(dāng)模型通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)才有統(tǒng)計(jì)意義。因此我們利用eviews7.0軟件對它們的原始數(shù)據(jù)和一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以便判斷它們是否平穩(wěn)，平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如下所示。1.SH的平穩(wěn)性檢驗(yàn)首先對SH的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，通過操作可知該序列存在趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的單位根過程。此時(shí)得到的結(jié)果如下表5-1所示。表5-1SH的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果t-Statistic1%lever-4.0376685%lever-3.44834810%lever-3.149326Prob=0.1077上表是通過eviews軟件得出的結(jié)果，由表5-1可以看出，P值為0.1077，大于10%，不拒絕原假設(shè)，說明存在單位根，該序列不平穩(wěn)。為了消除趨勢，降低異方差的影響，需要再對取對數(shù)后的lnSH做一階差分的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-2所示。表5-2lnSH一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5847075%lever-1.94356310%lever-1.614927Prob=0.0000由上表5-2可知，P值為0.0000，小于5%，拒絕原假設(shè)，此時(shí)lnSH的差分序列是平穩(wěn)的，不存在單位根。2.M0的平穩(wěn)性檢驗(yàn)首先對M0的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，通過操作可知該序列存在沒有趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的單位根過程。結(jié)果如下表5-3所示。表5-3M0的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5865505%lever-1.94382410%lever-1.614767Prob=1.0000 上表是通過eviews單位根檢驗(yàn)得出的結(jié)果，由表5-3可以看出，P值為1.0000，大于10%，接受原假設(shè)，說明存在單位根，該序列不平穩(wěn)。因此，需要再對取對數(shù)后的lnM0做一階差分的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-4所示。表5-4lnM0一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-3.4919285%lever-2.88841110%lever-2.581176Prob=0.0000由上表5-4可知，P值為0.0000，小于5%，拒絕原假設(shè)，此時(shí)lnM0的差分序列是平穩(wěn)的，不存在單位根。3.M1的平穩(wěn)性檢驗(yàn)首先對M1的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，通過操作可知該序列存在趨勢項(xiàng)和截距項(xiàng)的單位根過程。結(jié)果如下表5-5所示。表5-5M1的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果t-Statistic1%lever-4.0460725%lever-3.45235810%lever-3.151673Prob=0.1591上表是通過eviews軟件得出的結(jié)果，由表5-5可以看出，P值為0.1591，大于10%，接受原假設(shè)，說明存在單位根，該序列不平穩(wěn)。因此，需要再對取對數(shù)后的lnM1做一階差分的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-6所示。表5-6lnM1一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5867535%lever-1.94385310%lever-1.614749Prob=0.3394對lnM1一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出的P值為0.3394，大于10%，仍然接受原假設(shè)，存在單位根，該序列依舊不平穩(wěn)。因此，需要再對取對數(shù)后的lnM1做二階差分的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-7所示。表5-7lnM1二階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5867535%lever-1.94385310%lever-1.614749Prob=0.0000由上表5-7可知，P值為0.0000，小于5%，拒絕原假設(shè)，此時(shí)lnM1的差分序列是平穩(wěn)的，不存在單位根。4.M2的平穩(wěn)性檢驗(yàn)首先對M2的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，通過操作可知該序列存在截距項(xiàng)的單位根過程。結(jié)果如下表5-8所示。表5-8M2的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果t-Statistic1%lever-3.4925235%lever-2.88866910%lever-2.581313Prob=0.9998上表是通過eviews軟件得出的結(jié)果，由表5-8可以看出，P值為0.9998，大于10%，接受原假設(shè)，說明存在單位根，該序列不平穩(wěn)。因此，需要再對取對數(shù)后的lnM2做二階差分的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-9所示。表5-9lnM2一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-3.4931295%lever-2.88892310%lever-2.581453Prob=0.2518對lnM2一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出的P值為0.2518，大于5%，仍然接受原假設(shè)，存在單位根，該序列依舊不平穩(wěn)。因此，需要再對lnM2二階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-10所示。表5-10lnM2二階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行的單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5869605%lever-1.94388210%lever-1.614731Prob=0.0000由上表5-10可知，P值為0.0000，小于5%，拒絕原假設(shè)，此時(shí)lnM2的差分序列是平穩(wěn)的，不存在單位根。（三）協(xié)整檢驗(yàn)為了得到更可靠的結(jié)論，進(jìn)一步用協(xié)整檢驗(yàn)考察。不平穩(wěn)的序列可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸的情況，協(xié)整檢驗(yàn)的意義就在于檢驗(yàn)變量之間是否存在穩(wěn)定的關(guān)系。首先，用E-G兩步法判斷變量之間是否存在協(xié)整。先對lnSH和lnM0進(jìn)行簡單的OLS回歸，得到用于檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的殘差，生成殘差序列后，進(jìn)行水平項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-11所示。表5-11lnSH與lnM0的殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5845395%lever-1.94354010%lever-1.614941Prob=0.0138上表5-11顯示，P值為0.0138，小于5%，拒絕原假設(shè)，說明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，上證指數(shù)（lnSH）和貨幣供應(yīng)量（lnM0）之間存在協(xié)整關(guān)系。然后，用同樣的方法對lnSH和lnM1進(jìn)行簡單的OLS回歸，得到用于檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的殘差，生成殘差序列后，進(jìn)行水平項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-12所示。表5-12lnSH與lnM1的殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5847075%lever-1.94356310%lever-1.614927Prob=0.0054上表5-12顯示，P值為0.0054，小于5%，拒絕原假設(shè)，說明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明上證指數(shù)（lnSH）和貨幣供應(yīng)量（lnM1）之間存在協(xié)整關(guān)系。最后，再對lnSH和lnM2進(jìn)行簡單的OLS回歸，得到用于檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的殘差，生成殘差序列后，進(jìn)行水平項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下表5-13所示。表5-13lnSH與lnM2的殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果t-Statistic1%lever-2.5847075%lever-1.94356310%lever-1.614927 Prob=0.0042上表5-13顯示，P值為0.0042，小于5%，拒絕原假設(shè)，說明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，上證指數(shù)（lnSH）和貨幣供應(yīng)量（lnM2）之間存在協(xié)整關(guān)系。（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)當(dāng)一個(gè)變量發(fā)生變化時(shí)，它可能是受到自身和其他變量過去的影響，而這些經(jīng)濟(jì)變量之間又存在一定的關(guān)系。那么，當(dāng)兩個(gè)變量之間在時(shí)間上存在超前或滯后關(guān)系時(shí)，我們是否可以通過數(shù)據(jù)分析來檢驗(yàn)這兩個(gè)變量之間單向或雙向的關(guān)系呢？這時(shí)，我們就可以用格蘭杰因果檢驗(yàn)來分析它們之間的關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對于不同滯后期長度的敏感度有所不同。因此，就要選擇不同的滯后期長度進(jìn)行檢驗(yàn)，且要從隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在序列相關(guān)的滯后期長度中選取滯后期。首先，進(jìn)行l(wèi)nM0對lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果如表5-14所示。表5-14變量滯后2、3階因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果滯后長度Granger因果性F值P值結(jié)論2lnM0→lnSH3.240240.0428拒絕lnSH→lnM00.381400.6838接受3lnM0→lnSH2.266540.0848拒絕lnSH→lnM00.613520.6077接受4lnM0→lnSH2.289770.0645拒絕lnSH→lnM00.752190.5587接受5lnM0→lnSH1.698230.1415接受lnSH→lnM00.584280.7120接受對于lnM0對lnSH的影響，在5%的顯著性水平下，變量滯后為2階時(shí)，P值為0.0428，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為lnM0是lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)。變量滯后為3階、4階時(shí)，得到的結(jié)論和變量滯后為2階時(shí)的結(jié)論一致。這說明在這組數(shù)據(jù)所構(gòu)建的模型中，貨幣供應(yīng)量（lnM0）對上證指數(shù)（lnSH）有影響，是引起股票價(jià)格指數(shù)變化的原因。而對于lnSH對lnM0的影響，在5%的顯著性水平下，變量滯后無論是2階、3階、4階及以上，P值均不符合條件，不拒絕原假設(shè)。即認(rèn)為lnSH不是lnM0的格蘭杰因果檢驗(yàn)，上證指數(shù)（lnSH）對貨幣供應(yīng)量（lnM0）沒有影響，沒有預(yù)測能力。下面，進(jìn)行l(wèi)nM1對lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果如表5-15所示。表5-15變量滯后2、3階因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果滯后長度Granger因果性F值P值結(jié)論2lnM1→lnSH2.290110.1059接受lnSH→lnM12.759390.0676拒絕3lnM1→lnSH1.384630.2513接受lnSH→lnM12.480470.0648拒絕4lnM1→lnSH1.693770.1568接受lnSH→lnM11.850330.1246接受5lnM1→lnSH2.427890.0400拒絕lnSH→lnM11.921190.0970拒絕6lnM1→lnSH2.078950.0622拒絕lnSH→lnM12.314230.0390拒絕對于lnM1對lnSH的影響，在10%的顯著性水平下，變量滯后為2階、3階和4階時(shí)，P值均不符合條件，不拒絕原假設(shè)。即認(rèn)為lnM1不是lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)，而lnSH是lnM1的格蘭杰因果檢驗(yàn)。當(dāng)變量滯后調(diào)整為5階和6階時(shí)，lnM1是lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)，貨幣供應(yīng)量（lnM1）對上證指數(shù)（lnSH）有影響。lnSH也是lnM1的格蘭杰因果檢驗(yàn)，上證指數(shù)（lnSH）對貨幣供應(yīng)量（lnM1）也有影響。最后，進(jìn)行l(wèi)nM2對lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果如表5-16所示。表5-16變量滯后2、3階因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果滯后長度Granger因果性F值P值結(jié)論2lnM2→lnSH2.310990.1038接受lnSH→lnM20.599550.5508接受3lnM2→lnSH1.581210.1980接受lnSH→lnM20.496000.6858接受4lnM2→lnSH1.459140.2198接受lnSH→lnM20.719220.5806接受5lnM2→lnSH1.293290.2725接受lnSH→lnM20.469040.7985接受36lnM2→lnSH2.826590.0344拒絕lnSH→lnM20.799590.7086接受在5%的顯著性水平下，變量滯后為2階、3階、4階直至35階，P值均不符合條件，不拒絕原假設(shè)。即認(rèn)為lnM2不是lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)，lnSH也不是lnM2的格蘭杰因果檢驗(yàn)。當(dāng)變量滯后調(diào)整為36階時(shí)，lnM2是lnSH的格蘭杰因果檢驗(yàn)，貨幣供應(yīng)量（lnM2）對上證指數(shù)（lnSH）有影響，也能引起股票價(jià)格指數(shù)的變化。而此時(shí)lnSH依然不是lnM2的格蘭杰因果檢驗(yàn)，上證指數(shù)（lnSH）對貨幣供應(yīng)量（lnM2）沒有影響，沒有預(yù)測能力。實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果分析及政策建議（一）結(jié)果分析貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格指數(shù)有一定的影響，但不同層次的貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格指數(shù)的影響程度不同。股票價(jià)格指數(shù)SH與M0、M1不僅存在長期穩(wěn)定關(guān)系，且M0、M1還是股票價(jià)格指數(shù)SH變化的原因之一；而M2雖與股票價(jià)格指數(shù)存在協(xié)整關(guān)系，但M2與股票價(jià)格指數(shù)SH之間沒有相互的影響。M2對股票價(jià)格指數(shù)SH沒有預(yù)測能力，而M0、M1對SH有預(yù)測能力。（二）政策建議貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格在長期處于均衡的關(guān)系。從長期來看，貨幣供應(yīng)量影響股票價(jià)格，使其上下波動(dòng)。當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加或減少時(shí)，其產(chǎn)生的效果會(huì)直接或間接地反映在股票價(jià)格上。而股票市場的價(jià)格受到波動(dòng)后，又會(huì)反作用于貨幣供應(yīng)量，并在一定的傳導(dǎo)機(jī)制下引起它的變動(dòng)，這兩者之間相互影響，相互作用。因此，中央銀行在制定貨幣政策的時(shí)候，應(yīng)該充分考慮其對股市的影響，并通過一些相應(yīng)的數(shù)據(jù)分析詳細(xì)研究該政策的可實(shí)施性及其造成的影響是否可控。結(jié)合本文上述實(shí)證研究的結(jié)果，由此提出以下政策建議：1.當(dāng)一國貨幣當(dāng)局在制定貨幣政策來影響經(jīng)濟(jì)時(shí)，要結(jié)合其對股票市場的影響及當(dāng)前股價(jià)的波動(dòng)，從而制定出更加適用于當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形