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    自回歸模型貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格指數(shù)影響分析

    2012-09-26 09:11:28
    統(tǒng)計(jì)與決策 2012年12期
    關(guān)鍵詞:股票價(jià)格供應(yīng)量廣義

    黃 蓉

    0 引言

    股票價(jià)格和貨幣供應(yīng)量的關(guān)系一直備受國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注,貨幣政策與股票市場的互動關(guān)系顯然已成為金融研究的前沿課題。理論上說貨幣供應(yīng)量和股票市場具有一定的相關(guān)性,二者相互影響,具體表現(xiàn)如下:貨幣供應(yīng)量對股票價(jià)格的影響可以總結(jié)為三個方面:一方面貨幣供應(yīng)量增加,可以促進(jìn)生產(chǎn),維持物價(jià)水平,阻止商品利潤的下降,從而使得對股票的需求增加,促進(jìn)股票市場的繁榮。另一方面貨幣供應(yīng)量增加引起社會商品的價(jià)格上漲,股份公司的銷售收入及利潤相應(yīng)增加,從而使得以貨幣形式表現(xiàn)的股利會有一定幅度的上升,使股票需求增加,從而股票價(jià)格也相應(yīng)上漲。最后,如果貨幣供應(yīng)量持續(xù)增加則會引起通貨膨脹,通貨膨脹帶來的往往是虛假的市場繁榮,造成企業(yè)利潤普遍上升的假象,保值意識使人們傾向于將貨幣投向貴重金屬、不動產(chǎn)和短期債券上,股票需求量也會增加,從而使股票價(jià)格也相應(yīng)增加。由此可見,貨幣供應(yīng)量的增減是影響股價(jià)升降的重要原因之一。

    本文在總結(jié)學(xué)者們對貨幣供應(yīng)量和股票價(jià)格關(guān)系研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上,運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)的基本方法,對貨幣供應(yīng)量對股票指數(shù)的影響這一問題進(jìn)行了進(jìn)一步的研究。

    1 ARMA時間序列模型

    1.1 建模思想

    ARMA模型有三種基本類型:自回歸模型、移動平均模型以及自回歸移動平均模型。如果時間序列是它前期值和隨機(jī)項(xiàng)的線性函數(shù),即可表示為:

    則稱該時間序列Xt是自回歸序列,(1)式為p階自回歸模型,記為AR(P)。實(shí)參數(shù) φ1,φ2, ???,φp稱為自回歸系數(shù),是模型的待估參數(shù)。隨機(jī)項(xiàng)μt是相互獨(dú)立的白噪聲序列,且服從均值為0,方差為σ2μ的正態(tài)分布。如果時間序列Χt是它當(dāng)期和前期的隨機(jī)誤差項(xiàng)的線性函數(shù),即可表示為

    則稱該時間序列Χt是移動平均序列,(2)式為q階移動平均模型,記為MA(q)。實(shí)參數(shù)θ1,θ2, ???,θq稱為移動平均系數(shù),是模型的待估參數(shù)。如果時間序列Χt是它當(dāng)期和前期的隨機(jī)誤差項(xiàng)以及前期值的線性函數(shù),即可表示為

    則稱該時間序列Χt是自回歸移動平均序列,(3)式為(p,q)階自回歸移動平均模型,記為ARMA(p,q)。實(shí)參數(shù)φ1,φ2,???,φp稱為自回歸系數(shù), θ1,θ2,???,θq為移動平均系數(shù),都是模型的待估參數(shù)。

    1.2 Box-Jenkins建模方法

    建模思想:觀察自相關(guān)和偏自相關(guān)圖,觀察它們的拖尾截尾情況依照下列準(zhǔn)則定階。如表1所示。

    表1 自相關(guān)和偏自相關(guān)函數(shù)

    2 實(shí)證性研究分析

    2.1 樣本數(shù)據(jù)的選擇

    本文首先選取2008年1月主2010年12月不同口徑的貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù),用于建立貨幣供應(yīng)量自回歸模型。然后選取2008年1月主2010年12月的上證指數(shù)、深證成指、滬深300指數(shù)、IT指數(shù)、采掘指數(shù)、傳播指數(shù)、地產(chǎn)指數(shù)、電子指數(shù)、紡織指數(shù)、服務(wù)指數(shù)、機(jī)械指數(shù)、建筑指數(shù)、金融指數(shù)、金屬指數(shù)、木材指數(shù)、農(nóng)林指數(shù)、批零指數(shù)、石化指數(shù)、食品指數(shù)、水電指數(shù)、醫(yī)藥指數(shù)、運(yùn)輸指數(shù)、造紙指數(shù)與綜企指數(shù)數(shù)據(jù),貨幣供應(yīng)量為流通中的現(xiàn)金(M0)月末余額、狹義貨幣(M1)月末余額、廣義貨幣余額(M2)月末余額(數(shù)據(jù)均為漲幅數(shù)據(jù))進(jìn)行相關(guān)分析及回歸分析。數(shù)據(jù)主要來源于國家統(tǒng)計(jì)局、中國人民銀行統(tǒng)計(jì)月報(bào)、同花順和南京證券股票軟件。

    圖1 貨幣供應(yīng)量線圖

    2.2 對不同口徑貨幣供應(yīng)M 0、M 1、M 2建立時間序列模型并作出預(yù)測

    2.2.1 我國2008年1月份到2010年12月份貨幣供應(yīng)量時間序列特征分析

    利用EVIEWS5.0軟件對我國2008年1月到2010年12月貨幣供應(yīng)量的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。將數(shù)據(jù)繪制成線圖,如圖1所示。

    從2008年1月到2010年12月份我國的流通中的現(xiàn)金(M0)較為平穩(wěn),狹義貨幣供應(yīng)量(M1)、廣義貨幣供應(yīng)量(M2)都呈現(xiàn)出漸增的趨勢。M1的增長情況較為穩(wěn)定,而且漲幅并不大,狹義貨幣供應(yīng)量呈現(xiàn)出穩(wěn)中稍有增加的趨勢。但在2008年10月時,廣義貨幣供應(yīng)量M2增長突然增速呈現(xiàn)迅速增長趨勢,而且這種增勢持續(xù)至今,原因是受到2008年金融危機(jī)的影響,貨幣政策方面采取了一系列放松銀根、刺激需求的政策,增大了貨幣的供應(yīng)量??傮w來看從2008年1月到2010年12月之間我國的貨幣供應(yīng)量都不存在明顯的指數(shù)趨勢也不存在季節(jié)趨勢。

    2.2.2 序列的平穩(wěn)性判斷

    利用ADF方法檢驗(yàn)我國不同口徑貨幣供應(yīng)量的平穩(wěn)性。應(yīng)用EVIEWS5.0軟件對M0、M1、M2進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表2。在

    α=0.05的顯著性水平下,M0、M2水平項(xiàng)是平穩(wěn)的,M1序列的水平項(xiàng)是非平穩(wěn)序列;經(jīng)過一階差分后,ΔM1序列平穩(wěn)。

    表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果

    2.2.3 建立模型

    觀察序列的自相關(guān)和偏自相關(guān)圖。右圖2為序列M0自相關(guān)和偏自相關(guān)圖,該圖2中很明顯的可以看出來它的自相關(guān)呈現(xiàn)拖尾而偏自相關(guān)呈現(xiàn)一階截尾,根據(jù)Box-Jenkins建模思想,可以將變量序列M0設(shè)定為AR(1)模型。

    圖2 序列MO的自相關(guān)和偏自相關(guān)

    圖3 序列M2自相關(guān)和偏自相關(guān)

    同樣圖3序列M2的自相關(guān)和偏自相關(guān)圖,它的自相關(guān)也呈現(xiàn)拖尾而偏自相關(guān)呈現(xiàn)二階截尾,同樣根據(jù)Box-Jenkins建模思想,可以對變量序列M2設(shè)定為AR(2)模型。但序列M1水平值是非平穩(wěn)的,不能直接運(yùn)用Box-Jenkins方法進(jìn)行建模。不過通過多種模型的比較分析也可以對其建立存在截距項(xiàng)的一階自回歸模型。

    表3 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

    從表3可以看出三個模型對序列的擬合程度都比較好,模型也都比較顯著,D.W值均很接近2說明模型不存在自相關(guān)。模型預(yù)測的好壞可以通過觀察Theil不等系數(shù)進(jìn)行判斷,從表3可以看到三個模型的Theil不等系數(shù)都接近0,說明每個模型的預(yù)測精度都很好。

    利用以上模型預(yù)測2011年1月的不同口徑的貨幣供應(yīng)量分別為44865.41、272017.12、738296.88,實(shí)際2011年1月不同口徑貨幣供應(yīng)量分別為58063.94、261765、733884.8。由此可以看出模型的預(yù)測效果還是比較好的。

    2.3 相關(guān)分析及回歸分析

    通過計(jì)算不同口徑的貨幣供應(yīng)量漲幅與上證指數(shù)、深證成指、滬深300指數(shù)及各行業(yè)股票指數(shù)漲幅的相關(guān)系數(shù),可以看出三種不同口徑的貨幣供應(yīng)量漲幅與股票指數(shù)漲幅的相關(guān)性程度是不相同的。其中貨幣供應(yīng)量漲幅與上證指數(shù)、IT指數(shù)、傳播指數(shù)、木材指數(shù)、造紙指數(shù)漲幅的相關(guān)系數(shù)相對較高,在此基礎(chǔ)上可以判斷貨幣供應(yīng)量與股票指數(shù)確實(shí)存在一定的相關(guān)性。但貨幣供應(yīng)量漲幅和不同行業(yè)的股票價(jià)格漲幅的相關(guān)性卻不同。

    從相關(guān)系數(shù)還可以看出不同口徑的貨幣供應(yīng)量漲幅與各行業(yè)股票價(jià)格漲幅的相關(guān)程度并不同。由相關(guān)系數(shù)知廣義貨幣供應(yīng)量漲幅與各行業(yè)股票價(jià)格漲幅的相關(guān)性最強(qiáng),狹義義貨幣供應(yīng)量漲幅與流通中的現(xiàn)金漲幅與股票價(jià)格漲幅的相關(guān)性稍弱之。在這個初步判斷的基礎(chǔ)上,可進(jìn)一步做線性回歸。在此本文選擇上證指數(shù)、IT成指、傳播指數(shù)、木材指數(shù)、造紙指數(shù)漲幅數(shù)據(jù),對廣義貨幣供應(yīng)量漲幅與這三個行業(yè)股票指數(shù)漲幅進(jìn)行相關(guān)分析和回歸分析。

    2.3.1 相關(guān)分析

    廣義貨幣供應(yīng)量漲幅與上證指數(shù)、IT指數(shù)、傳播指數(shù)、木材指數(shù)、造紙指數(shù)漲幅相關(guān)系數(shù)分別為0.3311、0.4384、0.3499、0.3968,0.3617,可以看出廣義貨幣供應(yīng)量M2漲幅和股指漲幅具有一定的相關(guān)性。在這個初步判斷的基礎(chǔ)上,本文進(jìn)一步對廣義貨幣供應(yīng)量漲幅與股指漲幅進(jìn)行回歸分析。

    2.3.2 回歸分析

    時間序列數(shù)據(jù)一般都是非平穩(wěn)的,存在時間趨勢,如果不對其進(jìn)行平穩(wěn)性分析就直接進(jìn)行回歸的話,很可能會出現(xiàn)“偽回歸”。如果變量通過“單位根”檢驗(yàn),是平穩(wěn)序列,則可以對序列直接進(jìn)行回歸分析。如果變量通過“單位根”檢驗(yàn)后,是非平穩(wěn)時間序列,則可行一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

    利用EVIEWS5.0軟件對廣義貨幣供應(yīng)量、上證指數(shù)、IT指數(shù)、傳播指數(shù)、木材指數(shù)、造紙指數(shù)漲幅序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)方法為利用ADF檢驗(yàn)時間序列數(shù)據(jù)是否具有單位根效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

    表4 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

    在α=0.05的顯著性水平下,M2、上證指數(shù)、IT指數(shù)、傳播指數(shù)、木材指數(shù)、造紙指數(shù)的漲幅序列均通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因?yàn)樾蛄芯鶠槠椒€(wěn)序列,所以可以直接運(yùn)用EVIEWS軟件對序列進(jìn)行回歸分析。

    以廣義貨幣供應(yīng)量漲幅作為自變量,各股指漲幅作為因變量,運(yùn)用EVIEWS軟件建立回歸模型,回歸結(jié)果如下表5。

    由表5可以看出在α=0.05的顯著性水平下,回歸系數(shù)的t值都拒絕了系數(shù)不顯著的原假設(shè),可以認(rèn)為回歸系數(shù)都是比較顯著的,而且回歸的參數(shù)值都為正數(shù),說明股指漲幅和貨幣供應(yīng)漲幅呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系(從相關(guān)系數(shù)也可以看出)。參數(shù)的值也都大于1,說明貨幣供應(yīng)漲幅對股指漲幅的影響是比較大的。幾個模型的D.W值也均在2左右,說明模型中因變量不存在自相關(guān)。但模型的擬合優(yōu)度都不是很高,這可能是因?yàn)闃颖救萘肯鄬^小??偟膩碚f貨幣供應(yīng)量漲幅和股價(jià)漲幅有一定的相關(guān)性,在用廣義貨幣供應(yīng)量漲幅對各股指漲幅的回歸時,雖然具有一定的回歸效果,但貨幣供應(yīng)量漲幅并不是影響股價(jià)的唯一原因,在此認(rèn)為股價(jià)漲幅的變化主要取決于人們對未來股市的預(yù)期。

    3 結(jié)論

    本文利用EVIEWS5.0軟件通過對貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2首先進(jìn)行自回歸分析,然后對M0、M1、M2漲幅與股票價(jià)格漲幅的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究:對貨幣供應(yīng)量M0、M1、M2進(jìn)行自回歸模型的預(yù)測,回歸模型的結(jié)果比較好,作出的預(yù)測與真實(shí)值也比較相符。對貨幣供應(yīng)量進(jìn)行回歸分析知最近兩年我國的貨幣供應(yīng)量一直處于遞增的趨勢,而且短期內(nèi)還會繼續(xù)增加。從對M0、M1、M2漲幅與股票價(jià)格漲幅的相關(guān)分析可知,貨幣供應(yīng)量漲幅和股指漲幅具有一定的相關(guān)性,但不同口徑的貨幣供應(yīng)量漲幅和股指漲幅的相關(guān)程度并不相同,其中廣義貨幣供應(yīng)量漲幅M2和股指漲幅的相關(guān)性最強(qiáng)。而且貨幣供應(yīng)量漲幅對不同行業(yè)股指漲幅的影響程度也不相同。在對廣義貨幣供應(yīng)量M2漲幅與股票價(jià)格漲幅進(jìn)行回歸分析時,回歸模型的系數(shù)比較顯著但是模型的擬合優(yōu)度都不是很好,說明貨幣供應(yīng)量漲幅對股指漲幅的影響是有的,但并不是影響股指漲幅的唯一原因,只能說具有一定的相關(guān)性。本文認(rèn)為股價(jià)漲幅的變化主要取決于人們對未來股市的預(yù)期。

    [1]高茵.財(cái)政刺激計(jì)劃、貨幣供應(yīng)量、公眾預(yù)期與通貨膨脹[J].財(cái)經(jīng)問題研究,2010,(315).

    [2]李建潯.貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析及政策思考[J].經(jīng)濟(jì)師,2004,(5).

    [3]劉明志.貨幣供應(yīng)量和利率作為貨幣政策中介目標(biāo)的適用性[J].金融研究,2006,(1).

    [4]曾玲華,李紅光.論貨幣供應(yīng)量作為我國貨幣政策中介目標(biāo)的有效性[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào),2007,(2).

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