货币需求、储蓄存款与股市投机

范文一：货币需求、储蓄存款与股市投机性

货币需求、储蓄存款与股市投机性

一、引言

近年来，随着我国股票市场的发展，不少学者就股票市场的发展对货币需求的影响这一问题做了许多有益的研究。然而，纵观这些研究可以发现，它们暗含着一个假定或者说遗漏了一个重要的问题，即假定货币流通速度不变，或者说没考虑到货币流通速度的变化，仅仅是考虑了股票市场的发展对货币需求量的影响。而这种暗含的假定对于一个投机性气氛浓厚的股市是不成立的。由于我国股票市场特殊的股权结构和收益率使得投资者只能着眼于股票的价差收益，因此我国股市投机气氛浓厚。股价的上涨和股票交易量的扩张，使得居民储蓄存款活期化，而居民储蓄存款活期化无疑会加快货币流通速度，因此股票市场的发展所需求的货币量就可以由加快了的货币流通速度来满足，因而也就未必会增加相应的货币需求。货币需求是整个货币理论的重心，是中央银行制定和实施货币政策的重要依据。股票市场的发展

对货币需求的作用方向如何，值得我们进一步深入研究。

二、文献综述

关于股票市场对货币需求的影响途径或机制，Friedman(1988)的经典研究指出，股票市场引致货币需求的途径或机制体现在4个方面:(1)股票市场价格的上涨意味着人们名义财富的增加，在假定收入比股价波动性更小的条件下，这也就意味着财富,收入的比率上升。货币需求函数认为，财富,收入比率越高，则货币,收入的比率越高，因此财富的增加将增加对货币的需求。我们把股票市场与货币需求的这种关系称之为财富效应。(2)股票价格的上涨反映了风险性资产的预期收益相对于安全性资产而言有所上升。在人们风险偏好程度不变的情况下，这种相对收益的变化将导致资产组合的风险程度上升，从而使得人们将会增加其资产组合中相对安全性资产的比重来对冲这种风险，比如增加对短期债券和货币的持有，从而引致货币需求增加。我们把这种效应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加，而这往往产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。我们把这种效应称之为交易效应。(4)股票市场价格上涨、交易量扩张，一般会使得股票吸引力增加，这在一定程度上会对货币资产(主要是广义货币，如居民储蓄存款)有一种替代作用，从而降低货币需求。我们称这种效应为替代效应。在上述4种效应中，财富效应、资产组合

效应和交易效应会增加货币需求，而替代效应则会减少货币需求。

Friedman(1988)利用美国1961,1986年季度数据对股票价格的货币需求进行实证分析发现，以实际广义货币供应量衡量的货币需求与领先三个季度的实际股票价格呈正相关，但和同期的实际股票价格负相关。正相关显示出股价上涨的财富效应，而负相关则反映了股价上涨的替代效应，但股价上涨的财富效应大于替代效应。Field(1984)把股票市场交易量引入货币需求函数，实证分析发现，1919,1929年纽约股票交易所交易规模与货币交易性需求正相关，并认为导致美国爆发大萧条的真正原因是1925,1929年股票交易量的上涨所要求的货币需求没有得到相应的满足。Palley(1995)实证研究了1976,1991年美国纽约股票市场交易额与货币需求的关系，发现与房屋销售、股票市场交易额呈正相关，但与股票市场交易额呈负相关。Choudhry(1996)运用协整检验和误差修正模型，实证分析了“二战”后(1955,1989)美国和加拿大的股票价格和长期货币需求函数的关系，发现在这两个国家股票价格对长期的实际和需求有着重要的影响，影响的方向和大小取决于这两个国家对货币的定义。Majid等(2007)运用协整方法和格兰杰因果关系检验，利用印度尼西亚1998年第二季度至2006年第二季度数据实证分析了实际股票价格对长期货币需求的影响，发现实际狭义货币与实际GDP、利率和实际股票价格存在协整关系，股票价格对狭义货币需求

有显著的正向影响。

近年来，国内一些学者对我国股票市场对货币需求的影响进行了许多有益的研究。易行健(2004)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和广义货币的需求，且股票市场对货币需求结构存在显著的影响。许荣等(2008)利用2002年1月至2006年12月的月度数据，实证研究了我国股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场的发展提高了经济体的货币需求，股票成交金额的变动有助于对狭义货币供应量的预测，但无法对广义货币供应量进行预测。王晓芳等(2009)通过构建以收入、利率、预期通货膨胀以及股票市场市值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模型，利用1996年第一季度至2007年第四季度的季度数据实证研究了我国货币需求的影响因素，发现股票市值对狭义货币和广义货币均有正向影响。石建民(2001)通过引入一个简单的一般均衡模型，在考察股票市场对货币需求影响的基础上，全面分析一了股票市场对实体总量经济的影响，发现股票市场的发展对狭义货币和广义货币需求均呈正相关关系。段进等(2006)运用协整、弱外生性和因果关系检验，利用1994年第一季度至2004年第二季度的季度数据，实证研究了我国股票市场与货币需求的关系，发现股票市场的发展对狭义货币需求有正向影响，但对广义货币，只影响其结构不影响其总量。谢富胜等(2000)利用1994年第一季度至1999年第二季度的季度样本数据实证分析了股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场发展对狭

义货币、准货币和广义货币均存在正向作用。

上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义，但这些文献存在着两个需要进一步探讨的问题。一是Friedman的4种效应中的第4种效应——替代效应所引起对货币需求量的减少。我国在2001年6月前，由于证券公司客户保证金存款未计入，因此股市的发展对具有分流作用，会减少;但从2001年6月起证券公司客户保证金存款计入，此时的又是如何变化,按照Friedman的表述，替代效应主要使得居民储蓄存款减少。但是在把证券公司客户保证金存款计入后，且上市公司把从股市上融得的资金以企业存款的形式存入银行，则的总量应当不变，改变的只是的结构。换句话说，替代效应对总量没影响，影

响的只是的结构。如此看来，替代效应并不会减少货币需求。

二是上述文献在研究股票市场发展对货币需求量的影响时，暗含着一个假定或者说遗漏一个重要的问题，即假定货币流通速度不变，或者说没考虑到货币流通速度的变化，仅仅只考虑了股票市场的发展对货币需求量的影响。而正是暗含的这一假定，才出现了上述第一个问题的替代效应不会减少货币需求的结论。但这一暗含假定与事实不符。因为股价上涨，股票预期收益率提高，储蓄存款收益率相对下降，居民会把储蓄存款转化为现金和活期存款，以方便随时进入股票市场进行投机，而金融工具的创新，如银证转账、银证融通等为这种投机提供了更大的方便，各经济主体将会扩张融通资金的规模并加快资金的流通速度。资本市场、货币市场和商品市场是相互连通的，居民储蓄存款活期化加快了资金在不同的市场进进出

出，因此这会加快的流通速度。

在考虑了股票市场后，货币数量公式可写为:

因此，股票市场的发展所引起的需求就有可能由加快了的流通速度来满足，且如果货币流通速度V增加的较快，最终反而有可能引起需求量的减少。在我国，货币流通速度的快慢又与股市的投机性有着密切联系。在一个投机性极强的股市里，当股价上涨时，居民

储蓄存款活期化速度加快，流通速度会增加得很快。

因此，本文认为，Friedman之所以认为股票市场对货币需求影响的第4种效应——替代效应会减少需求，根本原因在于替代效应加快了的流通速度。本文中，我们把Friedman的替代效应修正为“速度效应”，上述两个问题实际上是同一个问题:股票市场的发展是否会影响流通速度,如果不会，则Friedman的替代效应在我国不成立，这也意味着股票市场的发展肯定会增加需求;反之，如果会，则股票市场发展对需求影响无法从理论上加以确定，只能通过实证来检验。另外，由于替代效应涉及的是(居民储蓄存款活期化)，而财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求(主要是)，因此股票市场的发展对

需求应当会增加。

综上所述，当股价上涨和股票交易量扩张时，对需求应当会增加;但对于，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加需求，而速度效应则会减少需求。所以股票市场对需求影响的综合效应是正向还是负向，无法从理论上确定，而应该通过实证检验来进一

步分析。

三、实证分析

(一)变量的选取与数据处理

一般而言，根据基本的货币需求理论:,f(P，Y，R)，货币需求函数包括两个类型

的变量:规模变量Y和机会成本变量R，并通过物价P区分变量名义值与实际值的影响。本文采用两个规模变量:一是国内生产总值GDP，二是沪深两市A股总市值SV。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他资产所获得的收益，它一般包括两个组成部分:货币自身的收益率和除货币以外的其他资产的收益率。本文选取一年期定期存款利率R作为货币需求的机会成本变量，并经消费者价格指数CPI调整求得实际值。另外，为考察沪深两市A股总市值SV对储蓄存款的影响，本文选取储蓄存款增长率HDR，其由储蓄存款HD求得。最后，由于货币需求的实证研究是基于货币总量的分析，因此本文在货币层次上选择狭义货币和广义货币。除一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI外，所有样本数据均来自于中国经济信息网，并均经消费者价格指数(CPI)调整以求得各自的实际值。一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI样本数据来自于EIU country data。样本数据区间为1998年第一季度至2008年第二季度，以季度为单一样本，共42个。因为样本数据的自然对数变换并不改变其原有的协整关系，而且能使其趋势线性化，避免数据的剧烈波动，有利于消除时间序列中存在的异方差现象，因此除一年期定期存款实际利率R和实际储蓄存款增长率HDR外(因为这两个时间序列变量有些值为负值)，本文对其余变量均取对数，分别记为狭义货币Ln、广义货币Ln、经济增长LnGDP、沪深两市A股总

市值LnSV(以下简称“股票市值”)。本文采用的计量软件是EViews 6.0。

(二)变量的平稳性检验

数据平稳性的检验是计量检验工作的开始，因为当变量之间的阶数不同时，有可能产生伪回归，就无法建立模型进行分析。本文采用ADF(Augment Dickey,Fuller)单位根检验方

法来检验变量的平稳性。检验结果如表1。

ADF检验结果表明，变量序列狭义货币Ln、广义货币Ln、经济增长LnGDP、股票市值LnSV、一年期定期存款实际利率R、居民储蓄存款增长率DHR均在10,显著性水平下存在单位根，都不是平稳序列。而它们的一阶差分均在1,的显著性水平下拒绝单位根假设。

这说明各变量的一阶差分具有平稳性，均为?(1)序列。

(三)变量间的协整检验

在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验，检验变量之间是否具有协整关系，

即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

货币量、经济增长、股票市值与一年期定期存款实际利率的协整检验

首先检验狭义货币Ln与经济增长LnGDP、股票市值LnSV与一年期定期存款实际利率R

的协整关系，检验结果分别见表2。

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量GDP和机会成本变量R的系数符号与经济理论一致，SV对需求具有正效应，与预期的一致，股票市值每增加1个百分点，狭义货币将增加0.148个百分点。这也与我国实际情况相符。我国的股市交易采用足额现金交易，股票交易主要依靠现金和活期存款来完成，所

以股市的发展会形成对的需求。

接下来检验广义货币(Ln)与经济增长(LnGDP)、股票市值(LnSV)与一年期定期

存款实际利率(R)的协整关系，检验结果分别见表3。

由表3可知，变量序列Ln、LnGDP、LnSV与R在5,的显著性水平上存在2个协整向

量。我们选择最大特征值所对应的协整向量，并对该协整向量正规化得到:

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量GDP的系数符号与经济理论一致，但机会成本变量R的系数符号与理论预期不相符。汪红驹(2003)认为，上世纪90年代中期开始，我国政府对教育、住房、医疗、养老保险等方面的制度改革逐渐铺开，这些制度改革增加了居民对未来收支不确定性的担忧，使居民形成了对经济不稳定的预期，因此尽管人民银行多次下调利率，但公众仍然倾向于持有风险程度较低、流动性较高的货币资产，进而扭曲了货币量与利率的关系。SV对需求具有负效应，股票市值每增加1个百分点，广义货币将减少0.0246个百分点。说明对于，当股票价格上涨和股票交易量扩张时，股票市场的财富效应、资产组合效应和交易效应小于速度效

应，因此减小了需求。

当股票价格上涨和股票交易量扩张时，股票市场之所以会减少需求，其深层次原因在于我国股票市场制度的不完善，使得股市投机气氛浓厚。在我国的股票市场中，特殊的股权结构和收益率使得投资者多着眼于股票的价差收益。许多投资者投资股票并非为了红利收入，而是在于预期股价未来会上涨而进行投机。造成我国股市具有极强投机性的原因有以下几方

面:

一是目前我国股票市场上最大投资主体是公众，但是公众是不可能成为上市公司大股东的。特殊的国情使得我国上市公司的股权结构中国有股和法人股占绝对多数，平均占70,，而能够在市场上流通的社会公众股大约只有30,。这种特殊的股权结构使得国有股在上市公司中处于绝对控股的地位，即使个别上市公司中国有股只是处于相对控股地位，但由于公众投资者的分散化，在公司决策过程中，公众投资者无法与国有股东相抗衡，不能“用手投

票”，只能“用脚投票”。

二是从红利和资本增值方面来看，我国上市公司的特性之一就是实行低派息甚至零派息政策。大股东为了扩充资本金，往往不派息或者象征性地发一点微乎其微的股息，股民们难以

从股份分红中获得收益，股票分红的收益往往要低于同期银行存款的利息。

三是由于我国上市公司并未建立起真正意义上的现代企业制度，上市公司普遍质量低下，上市公司亏损的数量较多，投机价值远超过投资价值。因此，投资者很难为了投资买入股票，

而只能转入二级市场，期望从股票价格的变动中获得价差收益。

四是由于我国股票市场制度的不健全，股票价格往往脱离上市公司的基本面，股票价格更多地受制于国家政策因素和各种所谓的消息面影响，投资者往往更多地关心各种各样的消息和政策，追涨杀跌，这使得我国股票价格波动频繁且幅度大，而股价的大幅涨跌无疑对投机

者充满着诱惑。

五是我国资本市场上长期没有退出机制。上市的国有企业仅是把股票市场当作融资、解困的工具。而国有企业由于涉及到地方就业、经济增长等一系列问题，地方政府是不会轻易让上市国有企业退出股市的，哪怕是业绩不佳，也会通过兼并、收购、重组等途径来使上市企

业继续存于股市。政府的这一“隐性担保”让股民们吃了“定心丸”，投机股市几乎不存在血本

无归的问题，股民们自然也就放心大胆炒股了。

股市的投机性对广义货币的一个重要影响就是居民储蓄存款活期化。因为股价上涨，股票预期收益率提高，储蓄存款收益率相对下降，居民流动性偏好加强，居民将储蓄存款转化为现金和活期存款，以方便随时进入股票市场进行投机。而资本市场、货币市场和商品市场是相互连通的，居民储蓄存款活期化加快了资金在不同的市场进进出出，因此这会明显加快

的流通速度，从而最终减少了需求。

为了进一步考察股票市值LnSV对储蓄存款的影响，下面再对居民储蓄存款增长率HDR

和LnSV作协整检验，检验结果见表4。

上式括号内的数字为变量系数的t统计量，SV的系数为,0.0084，其对应的t统计值在略大于10,的显著性水平下具有显著性，说明股票市值LnSV对居民储蓄存款增长率HDR具有负效应，股票市值的增大将导致居民储蓄存款增长率的下降。为了更进一步揭示居民储蓄存款增长率与股票市值潜在的因果性，下面对它们进行Granger因果关系检验，检验结果见

表5。

由表5可知，从格兰杰因果关系的意义上看，在10,的显著性水平上可以看出:居民储蓄存款增长率HDR不是股票市值LnSV的Granger原因，但股票市值LnSV是居民储蓄存款增长率HDR的Granger原因。Granger因果关系检验结果进一步证实了股票市值的扩张会

引起居民储蓄增长率的下降，也间接说明了我国股市具有很强的投机性。

证综合指数从2007年10月的最高点5955点跌至2008年12月的1821点，然后又逐渐回升，截至2009年10月，上证综合指数升至2996点。同时，我国居民储蓄存款增长率也由2007年10月的3.7,迅速上升至2009年1月的33.79,，然后又逐渐下降至2009年6月的28.28,。股市的牛市和熊市再次对应着居民储蓄存款增长率的下降和上升。显然，我国股市的牛市和

熊市分别与我国居民储蓄存款增长率的下降和上升相对应。

四、结论与政策建议

本文通过协整分析、Granger因果检验实证研究后发现:(1)修正后的Friedman关于股票市场4种效应能很好地解释我国股市的实际情况;(2)我国股票市场的发展对狭义货币具有正向作用，但对广义货币具有负向作用;(3)股票市场发展对的负向作用，主要原

因在于我国股市的较强投机性加快了流通速度。

针对以上结论，本文提出以下几点建议:

1.尽管从统计显著性的角度来看，股票市场发展对和的作用具有显著性，但作用系数较小，分别为0.148和0.0246，因此现阶段我国货币政策的制定和实施没有必要过分担忧股

票市场的影响，应当关注，而不用盯住。

2.由于我国股市投机性较强，股市的波动将会影响货币流通速度，而这无疑会影响到货币政策的实施效果，因此要采取相应措施减小股市投机性。如政府应制定好股票市场发展的长远发展规划和阶段性目标，保持政策的稳定性和连续性，并让投资者充分了解股市的发展和政策取向，增加投资者长期投资的信心;开辟新的融资渠道，增加新的融资工具，引导资金的分流，避免大量资金流向股票市场进行过度投机;提高上市公司的经济效益，给股东以较高的回报，促进股民进行长期投资，减少短期投机行为;强化证券市场退出机制，让那些经

营不善、业绩不佳的上市公司退出市场，让投资者意识到风险的存在。

3.加快利率市场化改革步伐，逐步放开利率管制，使利率真正反映借贷资金的价格或机会成本，通过股市收益率与存款利率的相互作用，促进各种融资市场的均衡发展。居民储蓄存款分流进入股市的一个重要原因是存款实际利率低于股市收益率，因此在利率市场化的条件下，当利率低于股市收益率时，储蓄存款分流进入股市，则信贷市场上的资金供给将会减少，利率将自动上浮，资金也会逐渐回流。反之，则相反。因此，加快利率市场化步伐，能减少

股市的投机性货币供给，在一定程度上减少股市泡沫。

范文二：货币需求_储蓄存款与股市投机性

J ournal of Hube i Unive rs ity of Econom ics

货币需求、储蓄存款与股市投机性

邓永亮,李薇,南开大学经济学院,天津 300071,

摘要,现有的有关股票市场发展对货币需求影响的研究,暗含着一个假设,货币流通速度不变。在一个投机性极强的股市里,这一假设难以成立。对 Friedman的替代效应修正后 ,股市发展对货币需求影响与我国实际情况

。股市发展对 M有正向作用,对 M有负向作用,后者的主要成因是我国股市具有极强投机性。相吻合1 2

关键词,货币需求,储蓄存款,股市投机性,货币流通速度

中图分类号,F830.91 文献标识码,A 文章编号,1672,626X,2010,03-0045-07

一、引言收入比股价波动性更小的条件下,这也就意味着财近年来, 随着我国股票市场的发展, 不少学者富/收入的比率上升。货币需求函数认为,财富/收入就股票市场的发展对货币需求的影响这一问题做 ,则货币/收入的比率越高,因此财富的增比率越高

。然而,纵观这些研究可以发现, 。我们把股票市场与货币需了许多有益的研究加将增加对货币的需求

它们暗含着一个假定或者说遗漏了一个重要的问。 ,2,股票价格的上求的这种关系称之为财富效应,即假定货币流通速度不变, 或者说没考虑到货题涨反映了风险性资产的预期收益相对于安全性资

,仅仅是考虑了股票市场的发展币流通速度的变化。在人们风险偏好程度不变的情况产而言有所上升

。而这种暗含的假定对于一个对货币需求量的影响,这种相对收益的变化将导致资产组合的风险程下

。由于我国股票投机性气氛浓厚的股市是不成立的,从而使得人们将会增加其资产组合中相对度上升

市场特殊的股权结构和收益率使得投资者只能着 ,比如增加对短安全性资产的比重来对冲这种风险

, 因此我国股市投机气氛浓 ,从而引致货币需求增加。我眼于股票的价差收益期债券和货币的持有

厚。股价的上涨和股票交易量的扩张,使得居民储

,而居民储蓄存款活期化无疑会加快蓄存款活期化 ,,股票价格们把这种效应称之为资产组合效应。3,因此股票市场的发展所需求的货币货币流通速度的上涨往往伴随着股票市场交易量的增加,而这往,因而也量就可以由加快了的货币流通速度来满足往产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。我。货币需求是整个货就未必会增加相应的货币需求

。 ,4,股票市场价格们把这种效应称之为交易效应,是中央银行制定和实施货币政策的币理论的重心

、交易量扩张,一般会使得股票吸引力增加,这上涨。股票市场的发展对货币需求的作用方向重要依据

在一定程度上会对货币资产 ,主要是广义货币,如 ,值得我们进一步深入研究。如何

居民储蓄存款, 有一种替代作用, 从而降低货币需二、文献综述

求。我们称这种效应为替代效应。在上述 4 种效应关于股票市场对货币需求的影响途径或机制, ,、财富效应资产组合效应和交易效应会增加货中Friedman,1988,的经典研究指出,股票市场引致货 ,而替代效应则会减少货币需求。币需求币需求的途径或机制体现在 4 个方面,,1, 股票市

Friedman,1988,利用美国 1961-1986 年季度数 ,在假定场价格的上涨意味着人们名义财富的增加,以实据对股票价格的货币需求进行实证分析发现

际广义货币供应量衡量的货币需求与领先三个季

,2010-039 收稿日期-0

作者简介 , 邓永亮 ,1974 ,, 男 , 福建漳平人 , 南开大学经济学院博士研究生 , 主要从事宏观经济运行与调控研究 , 李薇 -

(1981-),女,天津人,南开大学经济学院博士研究生,主要从事世界经济、国际金融研究。

湖北经济学院学报 2010年 5 月第 8 卷第 3 期

度的实际股票价格呈正相关,但和同期的实际股票了股票市场对实体总量经济的影响,发现股票市场

价格负相关。正相关显示出股价上涨的财富效应, 的发展对狭义货币和广义货币需求均呈正相关关

而负相关则反映了股价上涨的替代效应,但股价上系。段进等,2006,运用协整、弱外生性和因果关系

。 Field,1984,把股票市 ,利用 1994 年第一季度至 2004 年第二季度的涨的财富效应大于替代效应检验

场交易量引入货币需求函数, 实证分析发现 1919~ ,实证研究了我国股票市场与货币需求的季度数据

,发现股票市场的发展对狭义货币需求有正向关系1929 年纽约股票交易所交易规模与货币交易性需

,但对广义货币,只影响其结构不影响其总量。影响求正相关,并认为导致美国爆发大萧条的真正原因

谢富胜等,2000, 利用 1994 年第一季度至 1999 年是 1925~1929年股票交易量的上涨所要求的货币

第二季度的季度样本数据实证分析了股票市场发。 Palley,1995,实证研究需求没有得到相应的满足

,发现股票市场发展对狭义货展对货币需求的影响了 1976~1991年美国纽约股票市场交易额与货币

、准货币和广义货币均存在正向作用。币,发现 M与房屋销售、股票市场交易额需求的关系1

正相关 , 但 M与股票市场交易额呈负相关。上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴呈2

,但这些文献存在着两个需要进一步探讨的问 Choudhry,1996,运用协整检验和误差修正模型,实意义

题。一是 Friedman的 4 种效应中的第 4 种效应—— “二战”后,1955~1989,美国和加拿大的股证分析了

,发现在这两个替代效应所引起对货币需求量的减少。我国在 2001 票价格和长期货币需求函数的关系

国家股票价格对长期的实际 M和 M需求有着重年 6 月前, 由于证券公司客户保证金存款未计入 1 2

,影响的方向和大小取决于这两个国家对要的影响M, 因此股市的发展对 M具有分流作用,M会减 22 2

。 Majid 等,2007,运用协整方法和格兰货币的定义少, 但从 2001 年 6 月起证券公司客户保证金存款

计入 M, 此时的 M又是如何变化, 按照 Friedman 22

的表述,替代效应主要使得居民储蓄存款减少。但

M后, 且上是在把证券公司客户保证金存款计入 2

市公司把从股市上融得的资金以企业存款的形式杰因果关系检验,利用印度尼西亚 1998 年第二季

度至 2006年第二季度数据实证分析了实际股票价

格对长期货币需求的影响,发现实际狭义货币与实

际 GDP、利率和实际股票价格存在协整关系, 股票

。价格对狭义货币需求有显著的正向影响存入银行,则 M, 改变的只是 M的总量应当不变 2 2近年来,国内一些学者对我国股票市场对货币的结构。换句话说,替代效应对 M总量没影响,影 2 。易行健,2004, 需求的影响进行了许多有益的研究

响的只是 M的结构。如此看来,替代效应并不会减 2 采用 Johansen协整方法,检验了一个包含股票市场少货币需求。交易额变量的标准货币需求函数和货币流动性函

二是上述文献在研究股票市场发展对货币需 ,实证结果表明我国股票市场的发展与扩张减少数,暗含着一个假定或者说遗漏一个重求量的影响时,且股票市场对货了对狭义货币和广义货币的需求

,即假定货币流通速度不变, 或者说没考要的问题币需求结构存在显著的影响。许荣等,2008, 利用

,仅仅只考虑了股票市场虑到货币流通速度的变化2002年 1 月至 2006年 12 月的月度数据,实证研究。而正是暗含的这一假的发展对货币需求量的影响了我国股票市场发展对货币需求的影响,发现股票 ,才出现了上述第一个问题的替代效应不会减少定,股票成交金市场的发展提高了经济体的货币需求。但这一暗含假定与事实不符。因货币需求的结论,但无法额的变动有助于对狭义货币供应量的预测

,股票预期收益率提高, 储蓄存款收益为股价上涨。王晓芳等,2009,通过对广义货币供应量进行预测,居民会把储蓄存款转化为现金和活期率相对下降构建以收入、利率、预期通货膨胀以及股票市场市

,以方便随时进入股票市场进行投机, 而金融存款值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模

,如银证转账、银证融通等为这种投机工具的创新,利用 1996 年第一季度至 2007 年第四季度的季型

,各经济主体将会扩张融通资金提供了更大的方便,发现度数据实证研究了我国货币需求的影响因素

。资本市场、货币市的规模并加快资金的流通速度。石股票市值对狭义货币和广义货币均有正向影响

,居民储蓄存款活期化场和商品市场是相互连通的,2001,通过引入一个简单的一般均衡模型,在建民

,因此这会加快加快了资金在不同的市场进进出出,全面分析考察股票市场对货币需求影响的基础上

M的流通速度。 2

邓永亮，李薇:货币需求、储蓄存款与股市投机性

在考虑了股票市场后,货币数量公式可写为,量和机会成本变量 ,并通过物价区分变量名 Y RP

义值与实际值的影响。本文采用两个规模变量,一 ,1, MV,PQ，QP SS是国内生产总值 GDP, 二是沪深两市 A 股总市值 ,1,式中 M 表示货币供给量,V 表示货币流通速 SV。货币需求的机会成本变量是指人们因持有货币度,P 表示最终产品和劳务价格水平,Q 表示最终产 ,它一般包括两而放弃持有其他资产所获得的收益,P表示股票价格,Q表示股票品和劳务交易数量S S ,货币自身的收益率和除货币以外的其个组成部分。从,1,式等号右边来看,考虑了股票市场后, 数量

货币需求增加了 PQ,在假设产品市场货币需求不 SS 他资产的收益率。本文选取一年期定期存款利率 R 变的情况下,即 PQ 值不变,,等号左边货币流通量作为货币需求的机会成本变量,并经消费者价格指MV 也应相应增加,其中一种可能性为 M 保持不变另外,数 CPI 调整求得实际值。为考察沪深两市 A ,但 V 提高较大,最终 MV 仍然会增大。甚至减小本文选取储蓄存股总市值 SV , 对储蓄存款的影响

因此,股票市场的发展所引起的 M需求就有HDR,其由储蓄存款 HD 求得。最后,由于款增长率 2

货币需求的实证研究是基于货币总量的分析,因此且如果货币M流通速度来满足,可能由加快了的 2 在货币层次上选择狭义货币 M 文和广义货币本1 流通速度 V , 最终反而有可能引起 M增加的较快 2M。除一年期定期存款名义利率 R 和消费者价格指 2需求量的减少。在我国,货币流通速度的快慢又与数 CPI 外, 所有样本数据均来自于中国经济信息。在一个投机性极强的股市的投机性有着密切联系, 并均经消费者价格指数,CPI, 调整以求得各自网,当股价上涨时, 居民储蓄存款活期化速度股市里。一年期定期存款名义利率 R 和消费者价的实际值,M流通速度会增加得很快。加快2 格指数 CPI 样本数据来自于 EIU country data。样因此, 本文认为,Friedman 之所以认为股票市本数据区间为 1998 年第一季度至 2008 年第二季场对货币需求影响的第 4 种效应替代效应会 ———,以季度为单一样本,共 42 个。因为样本数据的度减少 M需求,根本原因在于替代效应加快了 M的 2 2 ,而且能自然对数变换并不改变其原有的协整关系。本文中,我们把 Friedman的替代效应修流通速度, 避免数据的剧烈波动, 有利于消使其趋势线性化“速度效应”,上述两个问题实际上是同一个问正为,因此除一年期定除时间序列中存在的异方差现象题,股票市场的发展是否会影响 M流通速度, 如果 2 期存款实际利率 R 和实际储蓄存款增长率 HDR 外 ,则 Friedman的替代效应在我国不成立 ,这也不会 ,因为这两个时间序列变量有些值为负值,,本文对意味着股票市场的发展肯定会增加 M需求,反之, 2 其余变量均取对数,分别记为狭义货币 LnM、广义 1如果会, 则股票市场发展对 M需求影响无法从理 2 货币 LnM、经济增长 LnGDP、沪深两市 A 股总市值 2 论上加以确定,只能通过实证来检验。另外,由于替LnSV,以下简称“股票市值”,。本文采用的计量软件代效应涉及的是 M,居民储蓄存款活期化,,而财富 2是 EViews 6.。0 、资产组合效应和交易效应会增加货币需求效应,二,变量的平稳性检验 ,主要是 M,, 因此股票市场的发展对 M需求应当 11 数据平稳性的检验是计量检验工作的开始,因。会增加, 有可能产生伪回归, 为当变量之间的阶数不同时, , 综上所述当股价上涨和股票交易量扩张时就无法建立模型进行分析。本文采用 ADF 对 M需求应当会增加,但对于 M,财富效应、资产 1 2,Augment Dicke y-Fuller,单位根检验方法来检验变组合效应和交易效应会增加 M需求, 而速度效应 2 量的平稳性。检验结果如表 1。则会减少 M需求。所以股票市场对 M需求影响的 2 2

ADF 检验结果表明,变量序列狭义货币 LnM、 1, ,无法从理论上确定而综合效应是正向还是负向

广义货币 LnM、经济增长 LnGDP、股票市值 LnSV、 2。应该通过实证检验来进一步分析

三、实证分析

,一,变量的选取与数据处理

d一般而言,根据基本的货币需求理论,M=f,P,

Y,R,,货币需求函数包括两个类型的变量,规模变

居民储蓄存款增长率一年期定期存款实际利率 R、

DHR 均在 10%显著性水平下存在单位根,都不是平

稳序列。而它们的一阶差分均在 1%的显著性水平

下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有

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表 1 变量及一阶差分的 ADF 检验结果

变量临界值检验结果 ADF 检验值检验类型,C,T,L,

非平稳 -1.611339, LnM2.143050 (0,0,4) 1

非平稳 1.611824, -LnM15.44020 (0,0,0) 2

非平稳 1.611469, -LnGDP 15.41441 (0,0,3)

非平稳 -1.611711, LnSV 1.219600 (0,0,1)

非平稳 1.611824, -R 1.357687 (0,0,0)

非平稳 1.611469, -HDR -0.896110 (0,0,3)

平稳 -3.615588,,, LnM?-7.323018 (C,0,2) 1

平稳 3.605593,,, -?LnM-5.777769 (C,0,0) 2

平稳 4.219126,,, -?LnGDP -174.3666 (C,T,2)

平稳 -2.624057,,, ?LnSV -4.945415 (0,0,0)

平稳 -2.624057,,, ?R ,0,0,0, -5.412322

平稳 2.627238,,, -?HDR ,0,0,2, 10.92915 -

注,,1,,、,,,分别表示显著水平为 10%,1%,,2,,C,T,L,中,C 为常数项,T 为趋势项,L 为滞后项,常数项和趋势项根据序列特点来选择,滞后阶数根据 AIC、SC 最优信息准则确定,Δ 表示一阶差分。

表 2 变量,LnM1 LnGDP LnSV R,的协整检验结果

临界值假设的协整关系数特征值迹统计量概率 ,5%的显著性水平, 没有, 0.709229 74.46906 47.85613 0.0000 至多 1 个 0.347331 25.06026 29.79707 0.1593 注,,1,以上检验含常数项,含趋势项,表 3、4 相同,不再说明,,,2,,为 5%显著性水平上拒绝零假设,表 3、4 相同,不再说明,。

平稳性,均为 I,1,序列。 t 统计量均具有显著性 , 规模变量各变量系数的

,三,变量间的协整检验 GDP 和机会成本变量 R 的系数符号与经济理论一在单整性基础上再对变量之间作 Johansen协致,SV 对 M需求具有正效应,与预期的一致,股票 1 ,检验变量之间是否具有协整关系, 即变量整检验市值每增加 1 个百分点, 狭义货币将增加 0.148 个。之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。这也与我国实际情况相符。我国的股市交百分点

1. 货币量、经济增长、股票市值与一年期定期 ,股票交易主要依靠现金和活期易采用足额现金交易存款实际利率的协整检验,所以股市的发展会形成对 M的需求。存款来完成1 首先检验狭义货币 LnM与经济增长 LnGDP、 1 接下来检验广义货币 ,LnM, 与经济增长 2股票市值 LnSV 与一年期定期存款实际利率 R 的协 ,LnGDP,、股票市值,LnSV,与一年期定期存款实际 ,检验结果分别见表 2。整关系,R,的协整关系,检验结果分别见表 3。利率由表 2 可知, 变量序列 LnM、LnGDP、LnSV 与 1由表 3 可知, 变量序列 LnM、LnGDP、LnSV 与 2

R 在 5%的显著性水平上存在 2 个协整向量。我们

选择最大特征值所对应的协整向量,并对该协整向对协在 5%的显著性水平上存在 1 个协整向量。 R

, 量正规化得到赞β 整向量正规化得到, ,,1,,0.739,,0.148,0.085,, 1 赞 β,,1,,1.051,0.0246,0.055,,其对应的协整关2 其对应的协整关系为, 系为, lnM=1.051lnGDP,0.0246lnSV-0.055R1.507 (3) -2lnM=0.739lnGDP+0.148lnSV-0.085R-0.826 (2) 1

,,8.72, ,,3.49, ,6.37,

,-8.72, ,-3.49, ,6.37, 上式括号内的数字为各变量系数的 t 统计量,

邓永亮，李薇:货币需求、储蓄存款与股市投机性

表 3 R,的协整检验结果变量,LnMLnGDP LnSV 2

临界值假设的协整关系数特征值迹统计量概率 ,5%的显著性水平,

没有, 0.728378 92.70207 47.85613 0.0000 至多 1 个, 0.557006 40.56829 29.79707 0.0020

至多 2 个0.159658 8.000362 15.49471 0.4654

司的特性之一就是实行低派息甚至零派息政策。大上式括号内的数字为各变量系数的 t 统计量,

股东为了扩充资本金,往往不派息或者象征性地发各变量系数的 t 统计量均具有显著性 , 规模变量

,股民们难以从股份分红中获 GDP 的系数符号与经济理论一致,但机会成本变量一点微乎其微的股息

,股票分红的收益往往要低于同期银行存款 R 的系数符号与理论预期不相符。汪红驹,2003,认得收益

。为,上世纪 90 年代中期开始, 我国政府对教育、住的利息

、医疗、养老保险等方面的制度改革逐渐铺开,这房三是由于我国上市公司并未建立起真正意义些制度改革增加了居民对未来收支不确定性的担 ,, 上市公司普遍质量低下上市上的现代企业制度

,使居民形成了对经济不稳定的预期, 因此尽管忧, 投机价值远超过投资价值。公司亏损的数量较多

,但公众仍然倾向于持有风人民银行多次下调利率因此,投资者很难为了投资买入股票, 而只能转入

、流动性较高的货币资产, 进而扭曲了险程度较低,期望从股票价格的变动中获得价差收益。二级市场

四是由于我国股票市场制度的不健全,股票价

格往往脱离上市公司的基本面,股票价格更多地受货币量与利率的关系。SV 对 M需求具有负效应, 2 ,投资制于国家政策因素和各种所谓的消息面影响广义货币将减少股票市值每增加 1 个百分点 , ,追涨杀者往往更多地关心各种各样的消息和政策0.0246个百分点。说明对于 M,当股票价格上涨和 2,这使得我国股票价格波动频繁且幅度大, 而股跌股票交易量扩张时,股票市场的财富效应、资产组。价的大幅涨跌无疑对投机者充满着诱惑, 因此减小了 M合效应和交易效应小于速度效应2 五是我国资本市场上长期没有退出机制。上市需求。、解困的工的国有企业仅是把股票市场当作融资当股票价格上涨和股票交易量扩张时,股票市具。而国有企业由于涉及到地方就业、经济增长等场之所以会减少 M需求, 其深层次原因在于我国 2 ,地方政府是不会轻易让上市国有企业一系列问题, 使得股市投机气氛浓厚。股票市场制度的不完善, 哪怕是业绩不佳, 也会通过兼并、收退出股市的在我国的股票市场中,特殊的股权结构和收益率使、重组等途径来使上市企业继续存于股市。政府购。许多投资者投得投资者多着眼于股票的价差收益“隐性担保”让股民们吃了“定心丸”,投机股的这一,而是在于预期股价未来资股票并非为了红利收入,股民们自然也就放市几乎不存在血本无归的问题。造成我国股市具有极强投机性会上涨而进行投机。心大胆炒股了, 的原因有以下几方面股市的投机性对广义货币的一个重要影响就一是目前我国股票市场上最大投资主体是公。 ,因为股价上涨股票预期是居民储蓄存款活期化,但是公众是不可能成为上市公司大股东的。特众,储蓄存款收益率相对下降, 居民流动收益率提高殊的国情使得我国上市公司的股权结构中国有股 ,居民将储蓄存款转化为现金和活期存性偏好加强,平均占 70%, 而能够在市场和法人股占绝对多数,以方便随时进入股票市场进行投机。而资本市款上流通的社会公众股大约只有 30%。这种特殊的股、货币市场和商品市场是相互连通的, 居民储蓄场权结构使得国有股在上市公司中处于绝对控股的 ,因存款活期化加快了资金在不同的市场进进出出,即使个别上市公司中国有股只是处于相对控地位此这会明显加快 M, 的流通速度从而最终减少了 2 ,但由于公众投资者的分散化, 在公司决策股地位M需求。 2 ,公众投资者无法与国有股东相抗衡, 不能过程中为了进一步考察股票市值 LnSV对储蓄存款的 “用手投票”,只能“用脚投票”。

二是从红利和资本增值方面来看,我国上市公

湖北经济学院学报 2010年 5 月第 8 卷第 3 期

,, 又逐渐下降—由, 对应的是股市的熊市阶段 —影响,下面再对居民储蓄存款增长率 HDR 和 LnSV

作协整检验,检验结果见表 4。 2005 年的 18.0%逐渐下降至 2007 年的 6.8% ,对应由表 4 可知,变量序列 HDR 与 LnSV 在 5%的 ,。近期来看,从 2007 年美国发的股市的牛市阶段

显著性水平上存在一个协整向量。对该协整向量正 ,我国生次贷危机到现在的世界金融危机这段时期

,上证综合指股市经历了由熊市到牛市的转变过程赞 ,β,,1.0084,,其对应的协整关系为, 规化得到3数从 2007 年 10 月的最高点 5955 点跌至 2008 年

4, ,HDR,,.008l0nSV+0.1232 12 月的 1821 点,然后又逐渐回升,截至 2009 年 10

,1.57, 月,上证综合指数升至 2996 点。同时,我国居民储

蓄存款增长率也由 2007 年 10 月的 3.7% 迅速上升上式括号内的数字为变量系数的 t ,SV 统计量

的系数为-0.0084,其对应的 t 统计值在略大于 10% 至 2009 年 1 月的 33.79%,然后又逐渐下降至 2009

年 6 月的 28.28%。股市的牛市和熊市再次对应着居的显著性水平下具有显著性,说明股票市值 LnSV 。显然,我国股市民储蓄存款增长率的下降和上升股票市对居民储蓄存款增长率 HDR , 具有负效应的牛市和熊市分别与我国居民储蓄存款增长率的值的增大将导致居民储蓄存款增长率的下降。为了。下降和上升相对应更进一步揭示居民储蓄存款增长率与股票市值潜四、结论与政策建议

在的因果性,下面对它们进行 Granger因果关系检本文通过协整分析、Granger因果检验实证研

究后发现,,1, 修正后的 Friedman关于股票市场 4 验,检验结果见表 5。

种效应能很好地解释我国股市的实际情况, ,2, 我由表 5 可知, 从格兰杰因果关系的意义上看,

国股票市场的发展对狭义货币 M具有正向作用, 1 在 10%的显著性水平上可以看出,居民储蓄存款增

但对广义货币 M具有负向作用,,3,股票市场发展 2 长率 HDR 不是股票市值 LnSV 的 Granger原因 ,但

对 M的负向作用, 主要原因在于我国股市的较强 2 票市值 LnSV 是居民储蓄存款增长率 HDR 的股

投机性加快了 M流通速度。 2 Granger原因。 Granger因果关系检验结果进一步证

针对以上结论,本文提出以下几点建议,实了股票市值的扩张会引起居民储蓄增长率的下

1. 尽管从统计显著性的角度来看,股票市场发 ,也间接说明了我国股市具有很强的投机性。降

展对 M和 M的作用具有显著性, 但作用系数较 1 2 从我国的实际情况来看 , 从 1996 年至 2008

,分别为 0.148 和 0.0246,因此现阶段我国货币政小年,我国股市经历了 1996 年初至 2001 年 6 月的牛

策的制定和实施没有必要过分担忧股票市场的影、2001 年 7 月至 2005 年的熊市和 2005 年至市

,应当关注,而不用盯住。响2008年的牛市三个阶段。在这三个时间段里,我国

2. 由于我国股市投机性较强,股市的波动将会民储蓄存款增长率也经历了逐渐下降 —由 —居

,而这无疑会影响到货币政策的影响货币流通速度1996 年的 29.9% 逐渐下降至 2001 年的 14.6% , 对

的是股市的牛市阶段 ,, 然后逐渐上升—由 —应

2001 年的 14.6%转而逐渐上升至 2005 年的 18.0%

表 4 变量,HDR LnSV,的协整检验结果

临界值假设的协整关系数特征值迹统计量概率 ,5%的显著性水平,

没有, 0.517273 31.94394 15.49471 0.0001 至多 1 个, 0.067880 2.811766 3.841466 0.0936

表 5 ,HDR LnSV,的 Granger因果关系检验结果

滞后阶数原假设 H F 统计量 P 概率 0

HDR 不是 LnSV的 Granger原因 3 0.85473 0.4745

LnSV不是 HDR 的 Granger原因 3.95708 0.0166

邓永亮，李薇:货币需求、储蓄存款与股市投机性

[3] 石建民.股票市场、货币市场与总量经济 , 一般均衡分析实施效果, 因此要采取相应措施减小股市投机性。

[J].经济研究,2001,,5,,45-52. 如政府应制定好股票市场发展的长远发展规划和

[4] 王晓芳,王学伟.我国货币需求的影响因素及政策涵义[J]. , 保持政策的稳定性和连续性, 并让投阶段性目标上海经济研究,2009,,2,,44-50. ,增加投资者资者充分了解股市的发展和政策取向[5] 汪红驹.中国货币政策有效性研究[M]. 北京 , 中国人民大长期投资的信心, 开辟新的融资渠道, 增加新的融 ,2003. 学出版社, 引导资金的分流, 避免大量资金流向股票资工具[6] 许荣,吴卫星.资本市场发展影响货币需求的实证研究[J]. 市场进行过度投机, 提高上市公司的经济效益,给经济理论与经济管理,2008,,9,,53-58.

, 促进股民进行长期投资, 减少股东以较高的回报[7] 谢富胜,戴春平.中国货币需求函数的实证分析[J].金融研短期投机行为, 强化证券市场退出机制, 让那些经 ,2000,,1,,23-29. 究

[8] 易行健.关于中国股票市场对货币需求总量与结构影响的、业绩不佳的上市公司退出市场, 让投资者营不善

[J].经济科学,2004,,6,,38-47. 分析。意识到风险的存在[9] 张晓峒.应用数量经济学[M].北京,机械工业出版社,2009. 3. 加快利率市场化改革步伐,逐步放开利率管 [10] Choudhry,Taufiq, “Real Stock Prices and the Long-run 制, 使利率真正反映借贷资金的价格或机会成本, Money Demand Function:Evidence from Canada and the 通过股市收益率与存款利率的相互作用,促进各种 USA”,Journal of International Money and Finance, 。居民储蓄存款分流进入股市融资市场的均衡发展1996,,15,,1-17. , 的一个重要原因是存款实际利率低于股市收益率[11] Friedman,Milton,1988, “Money and the Stock Market”, 因此在利率市场化的条件下,当利率低于股市收益 Journal of Political Economy,1988,,96,,221-245. , 储蓄存款分流进入股市, 则信贷市场上的资率时[12] Field,Alexander J., “Asset Exchanges and the Transac- , 利率将自动上浮, 资金也会逐渐金供给将会减少tions Demand for Money,1919 1929”,American Eco- -。反之,则相反。因此,加快利率市场化步伐,能回流nomic Review,1984,,74,,43-59. ,在一定程度上减少股减少股市的投机性货币供给

。市泡沫

[13] Majid,M.Shabri Abd.,Azis,M.Nasir and Ha rmen,

Hamdy, “Does Stock Prices Coi ntegrate with Money

Demand Function in the Indonesian Economy? Ev i-

dence from the post 1997 Asian Financial Crisis”, -参考文献, Thammasat EconomJoic urna l,2007,25,,142-160. [1] 段进, 曾令华, 朱静平. 我国股市与货币需求的相互影响 Palley,Thomas I., “The Demand for Money and non - [14] 分析及政策涵义[J].财经理论与实践,2006,,1,,41-46. GDP Transaction”,s Econom ics Letter,199s5, ,48,, [2] 格林沃德D.现代经济辞典[M].北京,商务印书馆,1983. ?

145-154.

,责任编辑,刘同清,

Money Demand, Household Deposits and Speculative of Stock Market

DENG Yong-liang,LI Wei

(School of Economics, Na nkai University, Tianjin 300071, Chna)i

Abstract: There is an implicit assumption which exists i n the study about the stock market on money demand, that is, the money veocity s stable, wh ich s not true. After revising the Friedman's substa on effect, we can find out the effect o f liiti

the stock market on money demand is suitab le to the real situation. The effect of the stock market on M1 is positive, but is negative on M2, which is caused by the speculative of stock market.

Key words: money demand; use hohold deposits; speculative of stock market; moneyvelocity

范文三：货币需求、储蓄存款与股市投机性

货币需求、储蓄存款与股市投机性

邓永亮/李薇 Deng Yongliang, Li Wei, School of Economics, Nankai

University, Tianjin 300071, China

【专题名称】投资与证券

【专题号】F63

【复印期号】2010年11期

【原文出处】《湖北经济学院学报》(武汉)2010年3期第45,51页

【英文标题】Money Demand, Household Deposits and Speculative of Stock Market

【作者简介】邓永亮李薇，南开大学经济学院，天津 300071

邓永亮(1974,)，男，福建漳平人，南开大学经济学院博士研究生，主要从事宏观经济运行与调控研究;李薇(1981,)，女，天津人，南开大学经济学院博士研究生，主要从事世界经济、国际金融研究。

【内容提要】现有的有关股票市场发展对货币需求影响的研究，暗含着一个假设:货币流通速度不变。在一个投机性极强的股市里，这

一假设难以成立。对Friedman的替代效应修正后，股市发展对货币需求影响与我国实际情况相吻合。股市发展对有

正向作用，对有负向作用，后者的主要成因是我国股市具有极强投机性。 There is an implicit assumption which exists in the study about the stock market on money demand, that is, the money velocity is stable, which is not true. After revising the Friedman’s substation effect, we can find out the effect of the stock market on money demand is suitable to the real situation. The effect

of the stock market on M1 is positive, but is negative on , which is caused by the speculative of stock market.

【关键词】货币需求/储蓄存款/股市投机性/货币流通速度money demand/household deposits/speculative of stock market/money velocityEE221UU8410500

中图分类号:F830.91 文献标识码:A 文章编号:1672,626X(2010)03,0045,07

一、引言

二、文献综述

近年来，国内一些学者对我国股票市场对货币需求的影响进行了许多有益的研究。易行健(2004)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

了对狭义货币和广义货币的需求，且股票市场对货币需求结构存在显著的影响。许荣等(2008)利用2002年1月至2006年12月的月度数据，实证研究了我国股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场的发展提高了经济体的货币需求，股票成交金额的变动有助于对狭义货币供应量的预测，但无法对广义货币供应量进行预测。王晓芳等(2009)通过构建以收入、利率、预期通货膨胀以及股票市场市值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模型，利用1996年第一季度至2007年第四季度的季度数据实证研究了我国货币需求的影响因素，发现股票市值对狭义货币和广义货币均有正向影响。石建民(2001)通过引入一个简单的一般均衡模型，在考察股票市场对货币需求影响的基础上，全面分析一了股票市场对实体总量经济的影响，发现股票市场的发展对狭义货币和广义货币需求均呈正相关关系。段进等(2006)运用协整、弱外生性和因果关系检验，利用1994年第一季度至2004年第二季度的季度数据，实证研究了我国股票市场与货币需求的关系，发现股票市场的发展对狭义货币需求有正向影响，但对广义货币，只影响其结构不影响其总量。谢富胜等(2000)利用1994年第一季度至1999年第二季度的季度样本数据实证分析了股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场发展对狭义货币、准货币和广义货币均存在正向作用。

上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义，但这些文献存在着两个需要进一步探讨的问题。一是Friedman的4种效应中的第4种效应——替代效应所引起对货币需求量的减少。我国在2001年6月前，由于证券公司客户保证金存款未计入

，因此股市的发展对具有分流作用，会减少;但从2001年6月起证券公司客户保证金存款计入，此时的

又是如何变化,按照Friedman的表述，替代效应主要使得居民储蓄存款减少。但是在把证券公司客户保证金存款计入后，且上市公司把从股市上融得的资金以企业存款的形式存入银行，则的总量应当不变，改变的只是的结构。换句话说，替代效应对总量没影响，影响的只是的结构。如此看来，替代效应并不会减少货币需求。

在考虑了股票市场后，货币数量公式可写为:

因此，股票市场的发展所引起的需求就有可能由加快了的流通速度来满足，且如果货币流通速度V增加的较快，最终反而有可能引起需求量的减少。在我国，货币流通速度的快慢又与股市的投机性有着密切联系。在一个投机性极强的股市里，当股价上涨时，居民储蓄存款活期化速度加快，流通速度会增加得很快。

展肯定会增加需求;反之，如果会，则股票市场发展对需求影响无法从理论上加以确定，只能通过实证来检验。另外，由于替代效应涉及的是(居民储蓄存款活期化)，而财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求(主要是

)，因此股票市场的发展对需求应当会增加。

综上所述，当股价上涨和股票交易量扩张时，对需求应当会增加;但对于，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加需求，而速度效应则会减少需求。所以股票市场对需求影响的综合效应是正向还是负向，无法从理论上确定，而应该通过实证检验来进一步分析。

三、实证分析

(一)变量的选取与数据处理

一般而言，根据基本的货币需求理论:,f(P，Y，R)，货币需求函数包括两个类型的变量:规模变量Y和机会成本变量R，并通过物价P区分变量名义值与实际值的影响。本文采用两个规模变量:一是国内生产总值GDP，二是沪深两市A股总市值SV。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他资产所获得的收益，它一般包括两个组成部分:货币自身的收益率和除货币以外的其他资产的收益率。本文选取一年期定期存款利率R作为货币需求的机会成本变量，并经消费者价格指数CPI调整求得实际值。另外，为考察沪深两市A股总市值SV对储蓄存款的影响，本文选取储蓄存款增长率HDR，其由储蓄存款HD求得。最后，由于货币需求的实证研究是基于货币总量的分析，因此本文在货币层次上选择狭义货币和广义货币。除一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI外，所有样本数据均来自于中国经济信息网，并均经消费者价格指数(CPI)调整以求得各自的实际值。一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI样本数据来自于EIU country data。样本数据区间为1998年第一季度至2008年第二季度，以季度为单一样本，共42个。因为样本数据的自然对数变换并不改变其原有的协整关系，而且能使其趋势线性化，避免数据的剧烈波动，有利于消除时间序列中存在的异方差现象，因此除一年期定期存款实际利率R和实际储蓄存款增长率HDR外(因为这两个时间序列变量有些值为负值)，本文对其余变量均取对数，分别记为狭义货币Ln、广义货币Ln、经济增长LnGDP、沪深两市A股总市值LnSV(以下简称“股票市值”)。本文采用的计量软件是EViews 6.0。

(二)变量的平稳性检验

数据平稳性的检验是计量检验工作的开始，因为当变量之间的阶数不同时，有可能产生伪回归，就无法建立模型进行分析。本文采用ADF(Augment Dickey,Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性。检验结果如表1。

ADF检验结果表明，变量序列狭义货币Ln、广义货币Ln、经济增长LnGDP、股票市值LnSV、一年期定期存款实际利率R、居民储蓄存款增长率DHR均在10,显著性水平下存在单位根，都不是平稳序列。而它们的一阶差分均在1,的显著性水平下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有平稳性，均为?(1)序列。

(三)变量间的协整检验

在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验，检验变量之间是否具有协整关系，即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

货币量、经济增长、股票市值与一年期定期存款实际利率的协整检验

首先检验狭义货币Ln与经济增长LnGDP、股票市值LnSV与一年期定期存款实际利率R的协整关系，检验结果分别见表2。

接下来检验广义货币(Ln)与经济增长(LnGDP)、股票市值(LnSV)与一年期定期存款实际利率(R)的协整关系，检验结果分别见表3。

由表3可知，变量序列Ln、LnGDP、LnSV与R在5,的显著性水平上存在2个协整向量。我们选择最大特征值所对应的协整向量，并对该协整向量正规化得到:

二是从红利和资本增值方面来看，我国上市公司的特性之一就是实行低派息甚至零派息政策。大股东为了扩充资本金，往往不派息或者象征性地发一点微乎其微的股息，股民们难以从股份分红中获得收益，股票分红的收益往往要低于同期银行存款的利息。

三是由于我国上市公司并未建立起真正意义上的现代企业制度，上市公司普遍质量低下，上市公司亏损的数量较多，投机价值远超过投资价值。因此，投资者很难为了投资买入股票，而只能转入二级市场，期望从股票价格的变动中获得价差收益。

四是由于我国股票市场制度的不健全，股票价格往往脱离上市公司的基本面，股票价格更多地受制于国家政策因素和各种所谓的消息面影响，投资者往往更多地关心各种各样的消息和政策，追涨杀跌，这使得我国股票价格波动频繁且幅度大，而股价的大幅涨跌无疑对投机者充满着诱惑。

五是我国资本市场上长期没有退出机制。上市的国有企业仅是把股票市场当作融资、解困的工具。而国有企业由于涉及到地方就业、经济增长等一系列问题，地方政府是不会轻易让上市国有企业退出股市的，哪怕是业绩不佳，也会通过兼并、收购、重组等途径来使上市企业继续存于股市。政府的这一“隐性担保”让股民们吃了“定心丸”，投机股市几乎不存在血本无归的问题，股民们自然也就放心大胆炒股了。

为了进一步考察股票市值LnSV对储蓄存款的影响，下面再对居民储蓄存款增长率HDR和LnSV作协整检验，检验结果见表4。

由表5可知，从格兰杰因果关系的意义上看，在10,的显著性水平上可以看出:居民储蓄存款增长率HDR不是股票市值LnSV的Granger原因，但股票市值LnSV是居民储蓄存款增长率HDR的Granger原因。Granger因果关系检验结果进一步证实了股票市值的扩张会引起居民储蓄增长率的下降，也间接说明了我国股市具有很强的投机性。

从我国的实际情况来看，从1996年至2008年，我国股市经历了1996年初至2001年6月的牛市、2001年7月至2005年的熊市和2005年至2008年的牛市三个阶段。在这三个时间段里，我国居民储蓄存款增长率也经历了逐渐下降——由1996年的29.9,逐渐下降至2001年的14.6,(对应的是股市的牛市阶段)，然后逐渐上升——由2001年的14.6,转而逐渐上升至2005年的18.0,(对应的是股市的熊市阶段)，又逐渐下降——由2005年的18.0,逐渐下降至2007年的6.8,(对应的股市的牛市阶段)。近期来看，从2007年美国发生次贷危机到现在的世界金融危机这段时期，我国股市经历了由熊市到牛市的转变过程:上证综合指数从2007年10月的最高点5955点跌至2008年12月的1821点，然后又逐渐回升，截至2009年10月，上证综合指数升至2996点。同时，我国居民储蓄存款增长率也由2007年10月的3.7,迅速上升至2009年1月的33.79,，然后又逐渐下降至2009年6月的28.28,。股市的牛市和熊市再次对应着居民储蓄存款增长率的下降和上升。显然，我国股市的牛市和熊市分别与我国居民储蓄存款增长率的下降和上升相对应。

四、结论与政策建议

本文通过协整分析、Granger因果检验实证研究后发现:(1)修正后的Friedman关于股票市场4种效应能很好地解释我国股市的实际情况;(2)我国股票市场的发展对狭义货币具有正向作用，但对广义货币具有负向作用;(3)股票市场发展对的负向作用，主要原因在于我国股市的较强投机性加快了流通速度。

针对以上结论，本文提出以下几点建议:

1.尽管从统计显著性的角度来看，股票市场发展对和的作用具有显著性，但作用系数较小，分别为0.148和0.0246，因此现阶段我国货币政策的制定和实施没有必要过分担忧股票市场的影响，应当关注，而不用盯住。

收稿日期:2010,03,09

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范文四：201003货币需求、储蓄存款与股市投机性

蚕　溷

　荒

。期

Ｊ　ｎｆｅｉｉ　ｉｎｏａｉｅＨｃ　　学ｕ　ｕＵ经湖学ｒｍ　　ｒｏｏ报ｌｂｓｆ院ｃｏｎｖ济北ｏｔｓｙＥ

货需币求、储蓄款存与股市投机　

邓性亮永，李　薇大经学（天０７）南开学济，院津３０１０　摘

要：有有的股关票场市发展对货需币求影响的研究，现暗含着一个设假：流币通度速不变。在一个投　机货

性极强的股

市里，假设一难以成。对立Ｆｍａｉ这ｒｄｎ的替代效应修后正市，发展货币对需求影响与我国实情况　际ｅ股相合吻。市发股展对Ｍ　正作向用，：负向Ｍ用作，者的主要成因我是国股具有市极强投机。性对有有后　

关键词：币需求；存蓄款市；投机性；流通币速度　货储股货

中图

分类号：８０９　文献识标码　：文编章号：６２６６２１）３０４ — ７Ｆ３．１Ａ１ — ７２Ｘ（０００ —００５　

一

引言、

收入比价波动性股更小条的件下也就，意着味财这　

／富入的收比率升。货上需币求数函认，为富财／入　

收近年来

，着随我股国票市场发的展，少学者　不就

股票市场的发展对币货求需的影响这一问题做　

比率越高，货／则收币入的比率高越，因此财富的　增将加增对货加的币需求我。把们股票市场与货需　

求币的这种关系之为财称富效应。（）票价格的　２股上

了许多有的研益究。然而，纵这观些研究可发现，以

它　们暗着含一个假定或说者遗漏了一个重的要问　

题，

即假货定币流通速度不，变者说没考虑货到　或币通速度流变化的，是仅考了虑票股市的场发展　仅货币对需求量的响。影这而种暗含的定假对于一个

投　性机气氛厚浓的市股是不立成的由于。国我票　市场股殊特股的权结构和收益率使投资得者能着　眼只于股票的差价收益，因我此国股市投机气氛浓　

反涨了风映险性资产的预期收益对于安相全资性　产

言有而上所。在升人们风险偏好度不程变情的　况

下，相种对收的变益将化致导资产合组的险风　程这

度上升，使得而们人会增将其加产资合组相中对　从安全性资产的重比来对冲这种风险比如，加对增　短期债券货币和持的，有而引致货币求需增。加我　

从

们把这种效应称之为资产组合效应。（）票格价　３股

厚。股价的上涨股和票交易量的扩张，使得居民　

蓄存款储期活化，而居民蓄存储活款期化无疑会加快　

的

上涨往往伴随着票股市场交量易的增加，这往而　产生往应的货相币需求来满足完成或这些交易。　我们

这把种应称效之为交易效。应（）票市场价格４股　

货币流通速度，因股此票场的发市展所求的需币　货

量就可以由加快了货的币流通速来度满足，也而　因

就必未会加增应相货币需的求。货币需求是整个货　币理

论的重心，中央行银定制和实货施币政的策　是

上涨易量、扩张，会使般得股票吸引增力加，交一这　

一在程度定会对上货币资（主产是要广义货，币　

重要依据如。票股市场的发展对币需货求作的方用　如向，何得我进们一步深研入究。值　

二、献述综　文

居

民储蓄存款有一）种替作代用，而低降货币　从需求。

们我称种这应效为替效代应。在上述种４应　效中，富效、应产组合效应和交易效应会加增　货财资币求需，替效代应则减会少货需币求。而　Ｆｄｉａ（９利８用美国１６— ９年６季数度ｒ　ｎ１８）ｍｅ９１１

据８对股票价格的货币需进求实行证析发分现，以　

关于股实票场市对货币需求的影响径途或机制，　Ｆｄａ（ｉ８９的经研典究指出，票市场引货　致ｍｒｎ１）８股

ｅ

需求币的途或径机制体在４现个面方１：（）股票市　

价格场的上涨意味着人们名义财富的增，在假加定　

际广义

货供币应衡量的量货币求与领需三先个季　

收

稿日期０：ｏ－ｏｏ　２－１３９

作者

简介：亮永（９４，，建漳人平，开大学经学济院博士研究生要，从事观宏经济运行与调研究；控　薇邓１７一）男南福主（９李）１女，津人，开大学济经学院博士研究生，要从世事界经济、１８一，南天国主际金融研究。　

固

２年５１００月　

湖

北经学院济学报　

第

８３第卷　

期度

实的际股价格呈票正相关，和同期的实股际　票

了但股市票对场实体总量经的影济响，现发票股市　场的发展对狭义货币和广义币需货求均呈相正关关

　系。段等进（６运０协用整、０２）

弱外生性和果因关系　

价负相关格。正相关显示出股价上涨的财富效应，　而负关则相映反了股价上的替代涨应效，价上股　但涨财富效应的于大代替应效Ｆ。ｅ９４（股把票市　ｌｉ８１）ｄ

场交量易引入货币需求函，数实分析发证现１１～９９

检验，　１用９利９４年第一度季至２００４第二年季度的　季度据，实数证研究了我国股票市场与币货需求的　系关现，股票场市的发展对狭货币义需求有正　向

发

２９１９纽约股票交年易所交易规与货模币交性需易　

正求相关，认为致美导爆国发萧条的大真正原因并　

１２是～９９年股票交易量的上涨所求要货的币９５１２　

影

响，对广义货，币但影只响其结构不响其影总量。　

谢富胜等（００利用１９０２）４年９第一季至度１９９年９　

需求没

得有到相应的足满。Ｐｌｙ１９）ａｌ９（５实证研究　ｅ了１７～９１美国纽约股票市场易交额货与币９６９年１　求需的关系，Ｍ现与房屋售销、发　股票市场交额　易呈正相关，但Ｍ：股票市交场易额呈负相关。与　

第

二季的度季度样本数据实证析分了股票市发　

场展货对需币求的影响，发股票现市场展发对狭义货　币、准币货广和义货币均存在正向作用　。上述文献对本文做的研所究有具启发和借鉴　意义，这些献存文在着两个需要进步一讨的问探　但

题。是ｉＦａ一ｄｒｍｎ的种效应４的第中４种效应— —　ｅ

Ｃｏｄｒ９（６运用协整检和验误差修模型正，ｕｈｙｈ９１）　实

证分了 “析战二（９”５１８国）和拿加大的　股后１５９￣９美．

价票格和期长币货求需数函的系关，现这两在　个发家股票国价格对长期的实Ｍ际和Ｍ需求着有重　　　要的影，响响的方和大向小取决于这两国家对个　影货币的定义。ａＭｉ（０７运用协整方法和格　兰ｊｄ等２０杰因果）关系检验，利印度尼西亚用９１９年８第二　季至度２００６第年季二度数据实证分析了实际股票价格对　期长货币需的影求响，发现实际狭义货币与　实际ＧＰ利率和实际股票价格存在协整关系，　票Ｄ、股价格对

义货狭币求有需显的著正向影响。　

替

代

效应引起所对货币需求量的减少。国２在０　０１我年月６前，于由证券公司客保证户金款存未计　入：Ｍ因，此市的股发对Ｍｚ展具有分作流用，减　会Ｍｚ少但从；０年２月６起券证公司客保户证金存款　０１入计Ｍ：，此时的Ｍ又是２如何变化按？照Ｆｉｍ　ａｄｒｅ

ｎ

的表述，替代应效要使主得居储蓄民存款减少。但

　在把是证券公司客户证保金存款入Ｍ计　且，　上后

公市把从股司市上得融的资金以企业存款形的式　

人存银行则，的总Ｍ应当量不变，改的变只是Ｍ　　

近年

来，内一些学者对我国股票市场对货币国需求　影响进的行了多有益许的研究。易行健０（４２　０

）采用ｈＪｎｅｏａｓｎ协整方法，了一验个包股票市含　场

检结构的。换话说句，替代效应对Ｍ总没影量，响　影响　的只Ｍ：是的构。结如此看来，代效应不会并　减替

少货币需求。　

交额变量的易准标货需币求数函和货币流动性　函数，

实证结果表我明股国票市场的展发与扩张少　减了对狭义货币广和货义币的求需股，票场市货对　且币求需构结存在显著的影响。许荣等（０８利用２　０）０２０２１年至２０月０６年１２月的度数月据，证实研究了我国股票市　场展对货币发求需的影，响现票股　发市场的发提展了经高济体的货币需求，股票成交　金的变额动有助于狭对货义币供应量的测，预法　无但对义广货供币量进行应预。王晓芳测等０（９通过　２０构建）以收、入、率期货通膨胀及以票股市场　市预利

二是上

述文献研在究股票场市发展对货币需　

求量影的响时，暗着含一个假定或者说遗漏一个重

　的要问题，假即定货流通币速度不变，说者没考　或虑到货流币通速的变度化，仅只虑了考票股场　市

的仅发展货对币需求量的影响。正而是含暗的一这假

　定，现出了上述一个问题第的替代应不效会减少才　币需货求结论的。这但暗含假一定与事实不符。　因股为价上涨票预，期收益提率高蓄存款收，　益股储率对相下降，民把储会蓄存款化为现转金活期和　存款居，以便方随进时入股票场进市行机，投金融　而具工的创新，如银证转账、证融通等为这种机　投

银

值等宏

经观指济为标定决变量的货需币计求量　

型模，用９１利９６年第一季度至００２年７第季四的季　度度数

据实证研究了我国货需求的影币响素因发现，

提供更了的方大便，经济体主会扩将张通融金资各　的

模规并加快金资的流通速度。资市本场、币市　

货股

票市值狭对义货和币广货义币均正有向影响。石　

建民（０１通过引入一个简单一的均般衡模型，２０）在　考股察票市场对货币求需影响基础的上，面析　分全

场和商品市是相场互连通的民，储存蓄款活期　居化

加快了资金在不同的市场进进出出，此因这加会　快Ｍ

：流速通度。　

的

圈　

邓永

亮薇，币：求、需蓄存款股与投机市　性李货

储在

考了虑票股市后，场数币量公式可为：货写　

ＭＰＶ＋ｓ＝　Ｑ　Ｑ）（　

１

量ｌ机和会成本量变尺，过通价物Ｐ分区变量　，名并

义

值与实际的影值响本文采用。两个模变规量一：　是国生内产值ＧＰ总Ｄ，二是沪深市两Ａ股市总　

值

（）　中表示货供币量，给表示货流通币速　式１　度，示最终产品劳和务格价水平，Ｐ表ｐ表示最产终　品和劳交务数易量，表示股票价格，ｓ股示票　　表

数Ｑ量从。（）式等，号边右来看，虑考了股票场后，市　

Ｓ

货币需求的机会成本变量是人们因持指货有币Ｖ　。

放而弃持有其他资产所获得的益收，它一般包括　个两成组部分：币身自的益收率和货除币以外的　其货他资产收的益率。本选文取一年期定存期利率款Ｒ　作货为币求需的机会成本量变，经消费价者格指　并数ＣＩ调Ｐ整求实得际值。另外为，考沪察深市两Ａ　股市值总Ｓ对Ｖ储蓄存款的响影本，选文储蓄存取　款增长率ＨＤ其由储蓄款ＨＤ求存得。Ｒ，最后，于　由货需币求的证实研究是基于货币量总的分析，因　此本在文货币层次上选择狭义货币Ｍ。广义货币和Ｍ　。：除年期定期一款名义存率Ｒ利和消费者格价　指数ＣＩ，有所样本数据均来自于中国经信息　济Ｐ网，外均经消费者价格指（数Ｐ）整以求得各自并ＣＩ调　的实际值。一年定期期款存名利义率Ｒ消费和者　格指价数ＣＩ数据本来自于ＥＵｃｕｔ　ａ。样　Ｐ样Ｉｏ　ｎｒ

ｄｔｙａ本数区据间１为９９８年第季度一至２００８第年二季　度，以度季为单样一本，４共２个。因为样本数据的　自然数对变并不换改变其有的协原关整系，且能　而使其趋势性线化，免数据剧的烈波动，避有利于消　时间序列除中存的异在差方象现，因此除年一期　定存期实际利率款和Ｒ实际储蓄存款增长率ＨＲ外　Ｄ

货

币需增求了加，９假设产品场货市币求需不　　　在的变况情下即（值　不变）等左边号货流通币　量，Ｍ也应Ｖ相应增加，中一种能可性为保　不变持其　甚至减，但　小提较高大，ＭＶ终仍会然大。增最　

因此，股市票场的展发所引的Ｍ起求需就有　　能可由加快了的Ｍ　速通度来满足且如果，货币流

流通速度　增加的较快，最终反而有可能起Ｍ引　需求的量减少。在我国币流，通度速的快慢又与　货

市股的机性投有着密联系切。一个投机性极强在的　

股市，当股里价上时涨民，储蓄存款活期化速度　

加居快，　Ｍ流速通度增会得很加。快　

因此，本文认为ｒ，ｄａＦｉｍｎ之所以认为股票市ｅ　场对币货需求影响的第４种应—效— 替代效应会　减少Ｍ　需，求本原因在替于效代应加快了Ｍ：根　

的通速流度。本文，中我们把ｉｄＦｒａｎｍ的代替效修　ｅ应

为 “正度效 ” 应述上两个问题实际上是同个一问　速，

题：

票市场的展是发否会影响Ｍ：股流速通度？如果

不会　，Ｆｅｍｎ的替效代应在我国不成立，也　则ｒｄａｉ意这着味股票市场的发展肯定会增加Ｍ需求；之　反，　如果会，则股票场市发展对Ｍ需求影无法响从　　理

上加论以确定，通过实证来能验检。另外，只由于替　

（这两个为时间列序量变有些值为负）值文对　本因，其余量变取对数均，记为别狭义货币ＬＭ、义分　ｎ　广

币货ＬＭ　经增长济ＬＧ沪深两Ｐ市Ａ股总值市　ｎ、ｎＤ

代效、应涉及是的：居Ｍ民储蓄存款活期）化而财　富（效，应、产组资效应和交易效合应会增加货币需求　

（要主是Ｍ一因此，票股市的场发展对Ｍ　）需求应当　会加增。　综上述所，当股上价涨和股票易交量扩张，时　对－Ｍ求应会增当

加；对于Ｍ富，应、需效：财但资产　

ＳＬ下简以称“ 票值市” 。本采文用的计量软　件Ｖ（ｎ股）

是ｉＥ６０ｓ　ｅＶ　．ｗ。（）

量的平稳性检验二　变

数据平稳

性的检验是计量检验工作开的始，　

为因当变量间之的阶数不同时有，可产能伪生回归，　

就法无建立模进行型分析。文本用Ａ采ＦＤ　

组

效合应和交易效应会加增Ｍ需求而，度速效应　　则

会少减Ｍｚ求。所股票以市场对Ｍ：需求影需响的　综合效是应向正还是向负无法从理，论上确定，而　

（

ｍｅｕＤｃｔｅ－ｕｌ单位ｒ根检验方法来检验变　Ａｇｎ　ｉｙＦｌｋ）ｅ量

的平稳性。检验结如果表１。

ＡＤ　Ｆ检验果表结明，变量序列狭义币货ＭＬ、ｎ　　广货币义ＬＭ经　济增长ＬＧＰ股票市值ＬＳ　ｎ、ｎＤ、ｎＶ、一

应该

过通实检证来验进一步分析。　

三、证分析　实

（）量选的取与数据处　一变

一

理

年定期存款期实际率Ｒ、利居民蓄存储款增长　率

ＤＲ均在Ｈ％显１著性平水下存在单根，位０都不平是

　序列稳。而它们的阶差一分在均１％显的性著水平　下绝单拒位根假设这。明各说变量的一阶差分具　

有

般而言，基据本货的需币理论求：＝（根　厂　，

Ｐｙ，，

币需求函数包括两个类型的量：变尺）货规模变　

囫　

１２年５００月

湖经北学济院学报　

第

第３卷８期　

表

１变及量一差分阶的Ａ　ＤＦ检结验果　变量　ＡＦ检验值　Ｄｌ值　界临检验类型（，）ＣＴＬ　，验检结　

果

ＬＭｎｌ　ｈ

ｌ２Ｍ　

２

１３　．５４０

０１．２４　５４０

一．ｌ０３９｛１３１　６

— １．８４木６１ｌ２

　，，（　０４０）

（，　，０００）

平稳非

非　平稳

　ＬＰｎＧＤ

　Ｌ　ＳｎＲＶ　Ｈ　Ｄ △ＲＭＩｌｍ

．１１４　４５ｌ４

１６１ｏ．０９　２１５７６．７　８３－６　　．８０ｌＯｌ９．－３１　７０３８

２一

．４９１６１６１　—

ｌ．７１术６ｌ１１　— ．８１４１６￥１　２ —．４ｌ９１｝１６６　— ．１５｝８｝｝３６５８　

（

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非平稳

非　稳　平非平稳

　非平　平稳稳

Ｌ△Ｍ２ｎ　

ＡＬＧｎＰＤ

　△ ＳＬ　ｎＶＲ △　△Ｈ　Ｄ

Ｒ

－．７６５７　７７９

７一－６　１４６６３－

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　－．ｌ６｝ｌ｛２９４２　　

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（，＇Ｃ）ｏ０　（，，）

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２（，，　０００），（　０００），（２，　００），

平稳

平　稳　平

稳　平稳　平稳　

－

．２７｛０｝｝２６５　－４．２２８｝２６｝７３　　

注

：１｝、｝分别｝表示显著水平为％１，；％（Ｔ２），，常数为项，（）｝０ｌ）（ＣＬ，中Ｃ为Ｔ趋项，势滞后项，项数和趋势项据根序列点特　Ｌ来常

选为择；后阶根据数Ｃ、Ｃ最Ａ优信息准则确定；滞ＩＳ表△示一阶差分。　表变２量（　ｎｎＰＬＳ　Ｒ协整）验检果　Ｌ结１ＬＧＤＭ　Ｖｎ临的值　假设的界协整系数　没关有　｝多至１个　征特值０７　２９．Ｏ　２９３７０３　４．３１迹统　计量（％的显　著性水平）５　７６．０　４９４６２６．２　５０６４０．５１　７８６３２．９０　７７９７ＯＯｏ．ｏＯ　１０９　．３５概率　

注：１以上检验含常项，数势项趋（３４同相，再说明）（）（含）表、不；２｝为５％显著水平上性拒零假绝设（３相４同，表、不再说明）　

。

稳性，平为Ｉ１序列均（。）　

（）量的协整检间　三验变

各变量系数的ｔ计均量具有显著性，规模变量　统

Ｇ

Ｐ和机会成本量尺变系的符号数与经济理论　一Ｄ

致，Ｖ对Ｍ需求有正具效应，期预一的致，Ｓ　股与票　市值增每加１百分点，狭货义币增加将０１个　８个．４百分点。这也与我国实情况相际。我符国股的市交　采易用足现金交易额，股票交易主依靠要现金和期　活存款来完成，股以市的发会形展对成Ｍ。所的求需。

接下来检验　广义货币（ｎ）经与济增长　ＬＭ：

在单整

性基础上再对变量之间Ｊｈ作ｅｏａｎｎ协ｓ整检　验，验量变之间是否具有协整关系，即变检量　之是间否存一种在长期定的稳均关衡系　。１．货币量、济增长、经股票市值与一

年定期期　存实款利际率的协整检验

　先首检验狭义货币ＬＭ与济经增ＬＧ长Ｐ　ｎ　ｎＤ

、股

票市值ＬＳＶ与ｎ一期年定期款实存际利率Ｒ的协　整

关系，验结果分别见表２　检。

（

ｎＤ）股市票值ｎＶ）ＬＧ（Ｐ、ＬＳ与一年期定存款期实际利率　（）Ｒ的协整关系，验检果分结见别表３　。由表可３知，变量列序ＬＭ２ＬＧＰＳ与Ｌ　ｎ、ｎＤ、ｎＶ

由表

２可知，变量序列ＬＭ１ｎＤ、Ｖ与ｎｎ　、ＧＰＳＬＬＲ在５的％显著水性平上存１个协在整向量。对协　整

向量正规得到化Ｂ：＝１－．９－．８０５０，Ｊ（０７，０１，，．　）３４８　其对应

的协整系关为：　

Ｒ在

５％的显性著水上存平在２个协向整量。我们　

择选最特大值征对所应协的整向量并对，协整向该

　正量规得到化：　

ｌＭ１３．１ＧＰ１８Ｏ一Ｓ．Ｒ８一．６（）ｎ＝７９ｎＤ＋．１Ｖ００５０８２　０ｎ４２　

８７（）．一２（４３）．）（－．　６３　９７

上式括号内的数为各变量字数的ｔ系计量，统　

：

（，１５，．４，．５）对应的其协整关　＝１一．１０６０００５，０２系为：　ｌ＝１．ｎＤ－４．１Ｓ－５１．０（　１ｎ５ｌＧＰＯ０ｎ６Ｖ００Ｒ－７．Ｍ２３２０５５）（８７）一．２　（４３）．一　９（）．６３　７

邓亮永，薇：币需求蓄存、款与市股投机　李货性

储表３变量（ｎ　Ｄｎ　ｎＶＲＬ）２ＬＧＭＰＬＳ　的协检整结验　果

界临　值

假

的设协整关系数　没有

｝　至多１｝个　

特

征值　

０７８７　．２３８０７ｏ５　５．０６

迹统计量　９

．Ｏ　０２７２４７．２６　０５８９

概率　

Ｏ０　０．ｏｏ０Ｏ　２．０ｏ

（

的显％著水性平）５　４．

１　５７６８３２９．　０９７７７

至

多２个　

０１９

５　．５８６

０８Ｏ６　．ｏ２３

．９７１５４　ｌ

４０

４５　．６４

式上括号内的数为字各量系变的数ｔ量计，统各　变量系数的￡计量均具有显著性，模规量变　统ＧＰ系的符数号与经济理论一致，机会成变量　Ｄ本Ｒ的但数系符号与论理期预相符。不红驹汪（０３　认０２

）司

的特之性一就实是行低

派息至甚派息政零策。大　

股东为了扩充资本金，往往不派息或者象性征发地　一

点乎微微其的股息，民们难从以股份红分获　中

股收益，得股票红分的益往收往要低于期同银行存款　

的利息。　

，世纪９为上年代Ｏ中开始期，政国府对教育、我住　

、医疗房、养老保等险方面的制度改革逐渐开铺，这　些度制改革增加了居民对未收来支不确定性的担忧　居，形民成对了经济不稳定的预期，使因此尽管　人民银行多次下调利率，公众仍然倾向于有持风　但险度程低、较流动性较高的货币产资，而扭曲了进　货币量利率的与关系。ＳＶＭ对　具求有负效应，　需股票市值每增加１百个分点广，义货币将减　少００．２４个６百分。说点对明于Ｍ，　当票价股格上涨和　票股交易量扩时张，股市票场财的富效应、产　资组合应效和交易效应小于速度效应，因此小减了Ｍ

　求。　需

三

是由于我国上市公司并未建立起正意真义　

上的代现企业制度，市公普司遍质量下低市，　上上公司亏损的数量较多，投机值远超价投过资价。　值因此资者，难为很了投资入买股票，只能转入　投而二市场级，期望从票价格股的动中变得获价收益差。四是　由于我国股市票场制度不的健全票价　，

格股往往脱离市上公司的本基，股票面价格更多地受

制于国政家策素因各和种所谓的息消影面响，　投资者

往更往多地关心各种各的消样息政策，和涨追　

跌杀，使我得股国票价格波频动且幅度繁大，股　而这

价的大幅涨跌无疑投对者充机满诱着。惑　是我国五资本市上长场期没退有机出制。上市　的国有企业仅是把票股市场当作资融、解困的工　

。而具有国企业由于涉到及地就方、业增济长　经等一

当股

票格上价涨和票股交易量扩张时，票市股　场所以之会少减Ｍ需求其，层深次原在因我于国　　股市票场制度的不完，善得股使投机市气浓氛。　在厚我的股国市票中场特，殊的股权结构和收益率　使得资投多者眼于股票着价差的收益。许多资投者投资股　票非并了为利红收入，而在于是预期价股未来　

列系题，问方政府是不会轻让易上市国有企业　

地

退出股

市的哪怕是，绩业不佳也会，通过兼并、收　购、重组途径来等使上市企业续存继于股市政。　府

会上而涨进行投机造成。我国市股具有强极机性投　的

原因有以下几面方　：一

的这

一隐“性担保 ”股民们吃了“ 丸心”机投股让　定，市几

不存乎血在本归的问无题，民们自然也放　就

心大股炒股胆了。　

是目

前国股我票市上场最大投资主体公　是

众，是公众不是能可成为上市公司大股的东特　但。殊国的情使得我国上公市司的股权结构中国有股　和人法占股绝对多数，均占７，能％够在市　场平０而上

通流的社会公众股约只大有３。％特种殊的股　这０

股市

的投机性对广义货币的一个重要响就影　是居储民蓄存款活化期。因为股价涨上，票股预期　益收率提，蓄存高收款益率对下相降民，动　储流居性偏好加强民，将储存蓄转款化为金现和活期存　居

款，以方便随时入进股票市进行投场机。而资市　本

权

构使结国得有股在上市公司处中于绝对控股的　

地位，即使个上市公别司中国有股只是处相对控于　

地股位，由于公投资者众的散分化公，决策司但　在

过程中，众投资者法与无有国股东相抗衡，能　不

公“ 手用投票 ”只 “ 能，用投脚票 ”　。

场币市、场和商品市场是互相通连的，民储蓄货　居存款期活化加快了资金不在的同市场进进出出，　因此

这会明显加快Ｍ　的通流度，从速而最减少了终　Ｍ　求需　

。二是

从红利和本增资值方面来看国上，市公　我

为

了一进步考察股票市值ＬＳｎ对储Ｖ蓄存款的

口　

２１年　５００月

湖　北济经学院学报　

８第３第卷期　

影响，面对居再储蓄存款民增长率ＨＤ下和ＲＳＬ　Ｖｎ

应（的是股的熊市市阶段对），逐又渐降下— 由—　０２０年的１５．８０％逐渐降下至２００７年的８６对　．％（应的股市的牛市阶段）近。期看来，２０从０７美国年　发

协作整验检，检结验果见表４　。由表４知可，量变序列ＨＲ与ＤＬＳ５在Ｖ％ｎ　显的著性平上水存在一个协整量向对。该协整向正量　规得到化：（，．８其对应的）整关协系为：　１＝４０，　０

尺＝Ｄ００ｎ８Ｖ

０１３　一０．Ｓ１．２２＋（４）

生　次危贷机到现在的世界金融危机这段时期，国　我股市

经历了由熊市到牛市转变的过程：上证综合指　数从

２０７年０１月０的最高点５９５５点至跌２００８年ｌ　２月的１２，８点然后又１渐逐回升，至２０截９０年ｌ０

（．　　７１）

上５括号式内的数字为变量系的数ｔ统计量，ＶＳ　

月

上，综证合指数升２９至９６点。同，时国居民　储

的系数我为一．８００，４其应对的ｔ０计统值在略大于１％　０

的显性著水平下具有显著性说，明票市股值ＬＳ　ｎＶ

蓄存增款长率也２由００７年ｌ３％的迅上速　升月０．７

至０２９年０的１３．，９月３７％后然又渐逐下降至０２　０９

对

民储居存蓄款增长率ＨＤＲ有具负效应股票，市　值的大将增致居民储导蓄存款增长的下率降。为　了更进一步揭居示储民存款蓄长率增与股票市值潜在　的果因性下，面它们对行进Ｇａｇ因ｒ关果系检　ｒｎｅ

，验检验结见果表５。　由表可５知，格从兰杰果因关系的意义上看，　

年的６．８２股市的市和牛熊再市对应次着居　月８。％２

民储蓄存款增长的率下降和上升。然显，股国市　我

牛的市和熊市分别与我国居储民蓄存款增长的率　下降和上升相应对。　

四、结论政策与议建　本文通过整协分析、ｒｅ因果ｎ检验实证研Ｇ　ａｇｒ

在％的显著性１水上可以平看出：储蓄存民增款　０居长率ＨＲ不是票市值股ＬＳ的Ｇｇｒａ因，ｎＤＶｎｅｒ但　股原票市值ＬＳ是居储蓄民存款增长率ＨＤ　的ｎＶＧａｇＲ因。ｒＧｇｒａｒｎｅ原ｒｎｅ因果关系验检结果一进步　证实了票股市的值扩会张引居起民蓄增储长率下　的降，接间明说了我国市具股有很强的投性机。也　从我国的实际情况看来，１从９６年至９２００　８年，

股国市经历了１９我９年初６２至００年１６月的牛　市、０年１７月至２０２００５年的熊市２０和０５年　至２００年８牛市的个三阶段在。这三个时间段里，国我　

究后现：发１（修）正后的Ｆｉｍａｒｄ关ｎ于股票市场４ｅ　种效应很好地能解释我国市的股实际情况

；２　我（）股票市国场的发展对狭义货币Ｍ有，向作正用，具　但对广货义币Ｍ具有负向作用；３票市股场发　　展）对Ｍｚ（的负向作用，要主原在因于我国股市的较　

强机性投快了加Ｍ流通速。度：　针对以结论上本文，提出下以几建议：点　

１尽从管计统显著的性角来度看，．股市票发场

　对Ｍ展Ｍ：和。的作用具有显著性，但作用系较　数小，别０为１和８００４，分．４．６此因现段我阶国币货　２政策的制定和施实没有必要过担忧分股市票场的　影响，

关注当，应而不用盯住。

居民　储蓄款存增长率也经了逐历渐下 ——降由　１９９年６的２．９％逐９渐下降至２００１年的１．（６４　对％应是股市的的市阶牛段），然后逐渐上升 —— 　由２０年的１．０１６４％转而逐渐上升至２００年５ｌ的．８％　

０２

．由我于国股市投机性强较，市股的波动会　将影响货币流速通度，这而无疑会影到货响币政的　

表策４变量（ＲＬＳ的协整检结验果　ＤＨ　ｎＶ）ｌ值　临界假设协的整关系数　

有没　

征值特

Ｏ　１５２３．７　

７

迹计统量

３　１９３４．４９　

（％

显的性著水平）５　

ｌ４　４５．９７１

概

率　

０Ｏ　０．ｏ

１多至１｝个　

０

Ｏ７８　６．８

０２８１　６１．７６

３

１８６．　６４４

Ｏ３　．９０

６５表（Ｄｎ　Ｖ）Ｇａｇｒ　ＨＲＬＳ的ｒｎｅ因果关系检验结果　

假原设ｏＨ　

ＨＤＲ不是ＬＳ的Ｇａｇｒ因ｎ　Ｖｒｎ原ｅＬｎＶＳ不是ＨＲ的Ｇｒｒｇ因　Ｄｅ原ａｎ

滞阶后数

　３　

Ｆ计量　统

８４０３．７５　９３７．８５０

　Ｐ概率　

０７５．４　４００６　．１６

圄

邓永

亮薇，币需：、求蓄存款与市投机性股货李储　

实效施，果因要此取采相措施应减股小市机投。性

　］［石建．民票场市、币市场总量经与济般：均衡分析　３股货一

［济．研究，０１（４ — ２）经Ｊ］２０，５５：５．　

如府政应制定好股票场市发展的长远发展划规　和阶段性目标，持政策的稳定和连续性性，让投　保并

］［晓王芳，４王伟学．国货币求需的影响因及素政涵策［．我Ｊ义］

　上经济海

研究，０９（）４ — ０２０，２：４５．　

【】汪红驹．货国币政策有效性研【究．京：国民人　大５中】Ｍ北中学出版

社，０３２０．　

者充分资了解股的发展市和政策取向，加投资者增　长

期资的投信心；辟新的融资渠道，加新的融　开增资工具，导资引金的分，流避免大量资金流向股票　

场进市行度过投机；提高上公市司的经济效益，给　

［Ｊ许６荣，卫星．资吴本场发展市影货响需币求的实证研究．【Ｊ　

经】理济论与经济管理，８０（）５ — ２８０９，：３５．

股东较以高的回报，进股民行进长期投资少，　促减短期投机行为；化证券市场退出机制那，些经　让

强

［】富胜谢，春平．国货币求函数需的实证分析［．融研７　戴中Ｊ金］究

，Ｏｏ（２） —９２，ｏ１３：２．

营　不、善绩不佳的上公司退市出市场，投资者业　让

意识风到险的存在。　

【８

健．于中行股国票市场对货币需求总量与结影构的　响】易

分析关．济【科学，０４６，：８４．Ｊ经】２（０）３７－　９【】张晓峒．应用数量经济【．学：京工械业出版，０９社Ｍ】北机２０　

．３

．加快利市率化改革场步伐，步放开率利　管制逐使，利率真正反映借贷资的价格金或机会本成，　过股市收益通率与款存利率的相互作用，进各　种促融资场的均市衡发。居展民蓄存储款分流进入股市　的

一个要原重因是存款实际利低率于股市收益率，　因此在利率市场化的条下件当利率，低股于市益　

收［０

ｈｕｙＴｈｕｑ “ｅｌｏｋＳＰｃｓａｄｔｅＬｎ－　ｕ】Ｃ１ｄｏｒ，ａｆ，Ｒ　ａｔｃ　ｒｅｎ　ｈ　　ｏｇｒｎｉｉ

Ｍｏｅ　ｍａｄＦｎｎＥｔｉｅｃ　ｒｍ　ａａａｄａｔｅｎｙＤｅｎ　ｕｃｉ：ｖｄｎｅｆｏｏＣｎ　ｄｎ　　ｈ

ＳＵ，ｏｒａｏ　　ＩｔｒａｎｉｌＭｅ　ａｏｄＦｎｎｅ， ” ＡｕｎＪｌｆｎｔｅａ　ｎｏｎｙｎ　ａｉｃ　

１９

（５）１１．９，１６ —：　

７

１ｒｄ【Ｍｎｌｎ８１Ｍｎ，ｙａｄｔＳｏｅＭｋａｔｋ，］Ｆｌｍｅ，ａｉｏ９，８ “ｏｅ　ｎ　ｈ　ｔ　ｒｅ” ｉｔｃ　

Ｊｕｎｌｏ　ｏｃｉＥｌ

ｏｏ９，，８９）２ — ．４ｏｒ　ｆａｌＰｉ　ａｃｎｍ１ｙ８（６２：２１５　ｔ

率时

，蓄存款分流进入股市，信市场贷的资上　储则金供给将会减，率少将自动上浮，金也逐会渐　利资

回流。，相反。之因此，反则加快利率场市化步伐，能减少股市　的投机货币性供给，一在定程度上少股减　市泡。沫

　参考文献：　

【

２ｉｄＡａｅｄｒ，ＪＡｔＥｓａｃｓｇｄａｅｔａＴｃ　ｓ１】Ｆｅ，ｌｘｎ　．“ ｅｅｓｘｈｅｎ　ｎｈ　ｒｎ　ａｌ－　

ｔ　Ｄｎｍａｄｏ　Ｍｏｅ，９９１—２，ｍｅｃｎｃ－ｉｓｎｅ　ｒｆｏｎｙ１１９９ ”ＡｒａＥ　ｏｉ

　ｎｍｉＲｅｉｗ。４９，７：５３．ｏｃｅｖ１８（４）４ —９　　

［Ｍａ３ｄＭａｒ．Ａｄｚ，，Ｎｓ　ａｄＨａ　１】ｎ　ｊ，ｂＳ　ｂ．ｉＭ．ａｉｉｈｉＡｓｒｎ　ｒ，ｅｍＨ

ａｙＤｓｏｔｃ　Ｐｃｓｍｄ， “ ｅ　Ｓｏｒｋ　ｅＣｏｎｅｒｔ　ｗ　ｔＭｏｅ　ｉｉｔｇａｅｉｈｎｙＤｅｎ　ｎＦｔｎｎｈｅｎｏｅｉｎｃｍｙｎＥｉａｍｄｕｃ　ｉ　ｔｉ　ｄＩｎａｓ　Ｅｏ？ｏｖ— ｏ　ｄｅｎｒｍ　ｔｅｏｔ９７ｅｃｆ　ｈ　ｐｏｓ一９１Ａ　ａｓ　Ｆｎｎｉ　Ｃｒ ” 　ｉｉｎｉａａｌｃｉ，ｓｓ

【

】段，进１曾令，华静平国股．市与货币需求的相互影响　我

朱Ｔａ

ｈｍｍａａ　ｃｎｍ　ｉｏｒａ，７０２）１２１　ｓ０ｔＥｏｏｃＪｕｌ２ｎｏ（：４５— ６．

分

析及政策涵义【．经理论与践实，６０（）４— Ｊ６财】２０，１１：４．　【】格林沃 ?德．代经济典辞【．京：２ＤＭ】北现商务印书馆，９３８１　．

【】ＰｌｙＴｏｓＩ “ ｅｍＤｄａｆｒＭｎｙ　ｎｏ —１４ｅａ，ｍａ　ｈ．Ｔ　ｅｎ　　ｏｅ　ａｄｎｎ　ｌｈ，ｏ

ＧＰＤｎｒａｔｎ ”Ｅｏｏ　ｃＬｔｒ，９，（５８：　Ｔａｓｃｓｉｃ，ｎｍｉｓｅｔｓ１ｏ９４ｅ　）

５１５４．】一４　 ’　

（责编任辑：清）同刘　

ｏＭｙｅｎ　ｅＤａｄ，ｏＨｓｏｈ　ｄｐｏｉｓａ　ｅｕａｅｉｏ　ｏ　ａｋｋｍｔｎｕｅｌＤｓｔ　ｎｅｄＳｐｌｃｔｖ　ｆＳｔｃＭｒｅ　

ＤＥＮＧ　ｎ－ｉｎＬＩ

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（ｉｏｌｏ　ｃｍ，ｃＮｎａＵｉｒｔｊｉ０　０１ｎｈ）ｈｏＳＥｆｏｏｉａｓｋｉｎｓｖｙａｉ３０７Ｃ，ｉ　　　ｅ，Ｔｎｉｎａ

Ａｂｔａｔｈｅｅｓｎｉｌｉａｍｐｓｎｉｈｃ　ｘｓｓｉ　ｅｓｕｙａｏｔｈｔｃｅ　ｒｋｔｎｏｍｅ　ｎｅａ　ｔｉｓ，ｒｃ：Ｔ　ｒｉ　ａ　ｐｍｉｔｓｕ　ｔｉｈｅｉｗ　ｔｎ　ｔｔｄ　ｕ　ｂｔ　ｏｓｋｍａｅ　ｏ　ｙｎｄｍａｄｈｓｔ　ｃ　ｈ

，

ｏｔｅｍｏｅ　ｅｏ　ｉｓａｓｌ，ｉｗｈｉ　ｏｒ　ｅｈ　ｎｙｖｌｔｃｉ　ｂｔｅｈｃ　ｓｎｔｔ．ｆｒｒＡｓｖｎ　ｈ　ｒｄｎｓｕａｓｉｎｅｅｔｕｙ　ｔｅｉｇｉｔｅＦｉｍａ＇ｅ　ｓｂｅｔｔ　ｆｃｗ，ｃｅ　ｆｄｏｔｔｅｅｅｏｔ　ｏ　ａｉ　　ｕｈ　ｆ　ｃｆｎｎ

ｈ　ｔｃ　ｒｅ　ｎｍｏｅｅｎ　　ｓｕｌｔ　ｔｈ　　ｅｌｓｔｔ．　Ｔｆｃ　ｔｆｅｏｓｍａｅｋ　ｎ　Ｍ　ｉｏｉｖｔｓｏｅｋｍａｋｏ　ｔｎｙｄａｍｄｉｓｉｂｅｏｔｅａ　ｒｉａｉｈｎｅｅｅｔｏｈ　　ｔｃ　ｒｋｔｏ　ｓ１ｓｔｐｅｂｔｓ　ａｕｉｏｕ　ｉ　，

ｇｔｎｅｏ　ｗ，ｉｈｉｃｕ　ｙｔｅｓｅｅｕａｅｉ　ｔｏｃ　ｅｒ．ｅｉａ　ｎＭ２ｃｈ　ｓｓａｄｂｈ　　ｐｃｔｌ　ｆｓｋｍａｋｔ　ｖｖｏ　

ｅ　Ｋｒｓｍｅ　ｏｅｎ；ｈｕｅｏｄｄｐｓｔｓ；ｅｕａｅｉｏ　ｃｔ　ｒｅ；ｍｅｏｅ　ｏｉ　ｗｏｄ：ｙｎｙｍａｄｏｄｈｓｌ　ｅｏｓｉｐｃｔ　ｌｆｋｓｍａｋｔｖｏｎｖｙｃｌｔｙ

圈

范文五：货币需求_储蓄存款与股市投机性

2010年5月第8卷第3期Vol.8No.3May.2010

湖北经济学院学报

JournalofHubeiUniversityofEconomics

货币需求、储蓄存款与股市投机性

邓永亮，李

薇

（南开大学

经济学院，天津300071）

摘要：现有的有关股票市场发展对货币需求影响的研究，暗含着一个假设：货币流通速度不变。在一个投机性极强的股市里，这一假设难以成立。对Friedman的替代效应修正后，股市发展对货币需求影响与我国实际情况相吻合。股市发展对M1有正向作用，对M2有负向作用，后者的主要成因是我国股市具有极强投机性。

关键词：货币需求；储蓄存款；股市投机性；货币流通速度中图分类号：F830.91

文献标识码：A

文章编号：1672－626X（2010）03-0045-07

一、引言

二、文献综述

关于股票市场对货币需求的影响途径或机制，

收入比股价波动性更小的条件下，这也就意味着财富/收入的比率上升。货币需求函数认为，财富/收入比率越高，则货币/收入的比率越高，因此财富的增加将增加对货币的需求。我们把股票市场与货币需求的这种关系称之为财富效应。（2）股票价格的上涨反映了风险性资产的预期收益相对于安全性资产而言有所上升。在人们风险偏好程度不变的情况下，这种相对收益的变化将导致资产组合的风险程度上升，从而使得人们将会增加其资产组合中相对安全性资产的比重来对冲这种风险，比如增加对短期债券和货币的持有，从而引致货币需求增加。我们把这种效应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加，而这往往产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。我们把这种效应称之为交易效应。（4）股票市场价格上涨、交易量扩张，一般会使得股票吸引力增加，这在一定程度上会对货币资产（主要是广义货币，如居民储蓄存款）有一种替代作用，从而降低货币需求。我们称这种效应为替代效应。在上述4种效应中，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求，而替代效应则会减少货币需求。

Friedman（1988）的经典研究指出，股票市场引致货

币需求的途径或机制体现在4个方面：（1）股票市场价格的上涨意味着人们名义财富的增加，在假定

Friedman（1988）利用美国1961-1986年季度数

据对股票价格的货币需求进行实证分析发现，以实际广义货币供应量衡量的货币需求与领先三个季

收稿日期：2010-03-09

作者简介：邓永亮（1974-），男，福建漳平人，南开大学经济学院博士研究生，主要从事宏观经济运行与调控研究；李薇

(1981-)，女，天津人，南开大学经济学院博士研究生，主要从事世界经济、国际金融研究。

2010年5月湖北经济学院学报第8卷第3期

度的实际股票价格呈正相关，但和同期的实际股票价格负相关。正相关显示出股价上涨的财富效应，而负相关则反映了股价上涨的替代效应，但股价上涨的财富效应大于替代效应。Field（1984）把股票市场交易量引入货币需求函数，实证分析发现1919~

1929年纽约股票交易所交易规模与货币交易性需

求正相关，并认为导致美国爆发大萧条的真正原因是1925~1929年股票交易量的上涨所要求的货币需求没有得到相应的满足。Palley（1995）实证研究了1976~1991年美国纽约股票市场交易额与货币需求的关系，发现M1与房屋销售、股票市场交易额呈正相关，但M2与股票市场交易额呈负相关。

Choudhry（1996）运用协整检验和误差修正模型，实

证分析了“二战”后（1955~1989）美国和加拿大的股票价格和长期货币需求函数的关系，发现在这两个国家股票价格对长期的实际M1和M2需求有着重要的影响，影响的方向和大小取决于这两个国家对货币的定义。Majid等（2007）运用协整方法和格兰杰因果关系检验，利用印度尼西亚1998年第二季度至2006年第二季度数据实证分析了实际股票价格对长期货币需求的影响，发现实际狭义货币与实际GDP、利率和实际股票价格存在协整关系，股票价格对狭义货币需求有显著的正向影响。

近年来，国内一些学者对我国股票市场对货币需求的影响进行了许多有益的研究。易行健（2004）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和广义货币的需求，且股票市场对货币需求结构存在显著的影响。许荣等（2008）利用

2002年1月至2006年12月的月度数据，实证研究

了我国股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场的发展提高了经济体的货币需求，股票成交金额的变动有助于对狭义货币供应量的预测，但无法对广义货币供应量进行预测。王晓芳等（2009）通过构建以收入、利率、预期通货膨胀以及股票市场市值等宏观经济指标为决定变量的货币需求计量模型，利用1996年第一季度至2007年第四季度的季度数据实证研究了我国货币需求的影响因素，发现股票市值对狭义货币和广义货币均有正向影响。石建民（2001）通过引入一个简单的一般均衡模型，在考察股票市场对货币需求影响的基础上，全面分析

了股票市场对实体总量经济的影响，发现股票市场的发展对狭义货币和广义货币需求均呈正相关关系。段进等（2006）运用协整、弱外生性和因果关系检验，利用1994年第一季度至2004年第二季度的季度数据，实证研究了我国股票市场与货币需求的关系，发现股票市场的发展对狭义货币需求有正向影响，但对广义货币，只影响其结构不影响其总量。谢富胜等（2000）利用1994年第一季度至1999年第二季度的季度样本数据实证分析了股票市场发展对货币需求的影响，发现股票市场发展对狭义货币、准货币和广义货币均存在正向作用。

上述文献对本文所做的研究具有启发和借鉴意义，但这些文献存在着两个需要进一步探讨的问题。一是Friedman的4种效应中的第4种效应———替代效应所引起对货币需求量的减少。我国在2001年6月前，由于证券公司客户保证金存款未计入

M2，因此股市的发展对M2具有分流作用，M2会减

少；但从2001年6月起证券公司客户保证金存款计入M2，此时的M2又是如何变化？按照Friedman的表述，替代效应主要使得居民储蓄存款减少。但是在把证券公司客户保证金存款计入M2后，且上市公司把从股市上融得的资金以企业存款的形式存入银行，则M2的总量应当不变，改变的只是M2的结构。换句话说，替代效应对M2总量没影响，影响的只是M2的结构。如此看来，替代效应并不会减少货币需求。

M2的流通速度。

邓永亮，李薇：货币需求、储蓄存款与股市投机性

在考虑了股票市场后，货币数量公式可写为：MV＝PQ＋PSQS（1）

（1）式中M表示货币供给量，V表示货币流通速度，P表示最终产品和劳务价格水平，Q表示最终产品和劳务交易数量，PS表示股票价格，QS表示股票数量。从（1）式等号右边来看，考虑了股票市场后，货币需求增加了PSQS，在假设产品市场货币需求不变的情况下（即PQ值不变），等号左边货币流通量

MV也应相应增加，其中一种可能性为M保持不变

甚至减小，但V提高较大，最终MV仍然会增大。

因此，股票市场的发展所引起的M2需求就有可能由加快了的M2流通速度来满足，且如果货币流通速度V增加的较快，最终反而有可能引起M2需求量的减少。在我国，货币流通速度的快慢又与股市的投机性有着密切联系。在一个投机性极强的股市里，当股价上涨时，居民储蓄存款活期化速度加快，M2流通速度会增加得很快。

因此，本文认为，Friedman之所以认为股票市场对货币需求影响的第4种效应———替代效应会减少M2需求，根本原因在于替代效应加快了M2的流通速度。本文中，我们把Friedman的替代效应修正为“速度效应”，上述两个问题实际上是同一个问题：股票市场的发展是否会影响M2流通速度？如果不会，则Friedman的替代效应在我国不成立，这也意味着股票市场的发展肯定会增加M2需求；反之，如果会，则股票市场发展对M2需求影响无法从理论上加以确定，只能通过实证来检验。另外，由于替代效应涉及的是M2（居民储蓄存款活期化），而财富效应、资产组合效应和交易效应会增加货币需求（主要是M1），因此股票市场的发展对M1需求应当会增加。

综上所述，当股价上涨和股票交易量扩张时，对M1需求应当会增加；但对于M2，财富效应、资产组合效应和交易效应会增加M2需求，而速度效应则会减少M2需求。所以股票市场对M2需求影响的综合效应是正向还是负向，无法从理论上确定，而应该通过实证检验来进一步分析。

三、实证分析

（一）变量的选取与数据处理

一般而言，根据基本的货币需求理论：Md=f（P，

Y，R），货币需求函数包括两个类型的变量：规模变

量Y和机会成本变量R，并通过物价P区分变量名义值与实际值的影响。本文采用两个规模变量：一是国内生产总值GDP，二是沪深两市A股总市值

SV。货币需求的机会成本变量是指人们因持有货币

而放弃持有其他资产所获得的收益，它一般包括两个组成部分：货币自身的收益率和除货币以外的其他资产的收益率。本文选取一年期定期存款利率R作为货币需求的机会成本变量，并经消费者价格指数CPI调整求得实际值。另外，为考察沪深两市A股总市值SV对储蓄存款的影响，本文选取储蓄存款增长率HDR，其由储蓄存款HD求得。最后，由于货币需求的实证研究是基于货币总量的分析，因此本文在货币层次上选择狭义货币M1和广义货币

M2。除一年期定期存款名义利率R和消费者价格指

数CPI外，所有样本数据均来自于中国经济信息网，并均经消费者价格指数（CPI）调整以求得各自的实际值。一年期定期存款名义利率R和消费者价格指数CPI样本数据来自于EIUcountrydata。样本数据区间为1998年第一季度至2008年第二季度，以季度为单一样本，共42个。因为样本数据的自然对数变换并不改变其原有的协整关系，而且能使其趋势线性化，避免数据的剧烈波动，有利于消除时间序列中存在的异方差现象，因此除一年期定期存款实际利率R和实际储蓄存款增长率HDR外（因为这两个时间序列变量有些值为负值），本文对其余变量均取对数，分别记为狭义货币LnM1、广义货币LnM2、经济增长LnGDP、沪深两市A股总市值

LnSV（以下简称“股票市值”）。本文采用的计量软件

是EViews6.0。

（二）变量的平稳性检验

数据平稳性的检验是计量检验工作的开始，因为当变量之间的阶数不同时，有可能产生伪回归，就无法建立模型进行分析。本文采用ADF（AugmentDickey-Fuller）单位根检验方法来检验变量的平稳性。检验结果如表1。

ADF检验结果表明，变量序列狭义货币LnM1、

广义货币LnM2、经济增长LnGDP、股票市值LnSV、一年期定期存款实际利率R、居民储蓄存款增长率

DHR均在10%显著性水平下存在单位根，都不是平

稳序列。而它们的一阶差分均在1%的显著性水平下拒绝单位根假设。这说明各变量的一阶差分具有

2010年5月湖北经济学院学报

表1

变量及一阶差分的ADF检验结果

临界值

检验类型（C,T,L）

第8卷第3期

变量ADF检验值2.14305015.4402015.414411.2196001.357687-0.896110-7.323018-5.777769-174.3666-4.945415-5.412322-10.92915

检验结果非平稳非平稳非平稳非平稳非平稳非平稳平稳平稳平稳平稳平稳平稳

LnM1LnM2LnGDPLnSVRHDR△LnM1△LnM2△LnGDP△LnSV△R△HDR

-1.611339﹡-1.611824﹡-1.611469﹡-1.611711﹡-1.611824﹡-1.611469﹡-3.615588﹡﹡﹡-3.605593﹡﹡﹡-4.219126﹡﹡﹡-2.624057﹡﹡﹡-2.624057﹡﹡﹡-2.627238﹡﹡﹡

(0,0,4)(0,0,0)(0,0,3)(0,0,1)(0,0,0)(0,0,3)(C,0,2)(C,0,0)(C,T,2)(0,0,0)（0,0,0）（0,0,2）

注：（1）﹡、﹡﹡﹡分别表示显著水平为10%，1%；（2）（C，T，L）中，C为常数项，T为趋势项，L为滞后项，常数项和趋势项根据序列特点来

选择；滞后阶数根据AIC、SC最优信息准则确定；Δ表示一阶差分。

表2

假设的协整关系数

没有﹡至多1个

特征值

变量（LnM1LnGDPLnSV

迹统计量

R）的协整检验结果

临界值（5%的显著性水平）

概率

0.7092290.347331

74.4690625.06026

47.8561329.79707

0.00000.1593

注：（1）以上检验含常数项，含趋势项（表3、4相同，不再说明）；（2）﹡为5%显著性水平上拒绝零假设（表3、4相同，不再说明）。

平稳性，均为I（1）序列。

（三）变量间的协整检验

在单整性基础上再对变量之间作Johansen协整检验，检验变量之间是否具有协整关系，即变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。

各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量

GDP和机会成本变量R的系数符号与经济理论一

致，SV对M1需求具有正效应，与预期的一致，股票市值每增加1个百分点，狭义货币将增加0.148个百分点。这也与我国实际情况相符。我国的股市交易采用足额现金交易，股票交易主要依靠现金和活期存款来完成，所以股市的发展会形成对M1的需求。

接下来检验广义货币（LnM2）与经济增长（LnGDP）、股票市值（LnSV）与一年期定期存款实际利率（R）的协整关系，检验结果分别见表3。

由表3可知，变量序列LnM2、LnGDP、LnSV与

1.货币量、经济增长、股票市值与一年期定期

存款实际利率的协整检验

首先检验狭义货币LnM1与经济增长LnGDP、股票市值LnSV与一年期定期存款实际利率R的协整关系，检验结果分别见表2。

由表2可知，变量序列LnM1、LnGDP、LnSV与

R在5%的显著性水平上存在1个协整向量。对协赞＝（1，－0.739，－0.148，0.085），整向量正规化得到：β1

其对应的协整关系为：

R在5%的显著性水平上存在2个协整向量。我们

选择最大特征值所对应的协整向量，并对该协整向量正规化得到：

lnM1=0.739lnGDP+0.148lnSV-0.085R-0.826

（－8.72）

（－3.49）

（6.37）

(2)

赞2＝（1，－1.051，0.0246，0.055），其对应的协整关β

系为：

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，

lnM2=1.051lnGDP－0.0246lnSV-0.055R-1.507(3)

（-8.72）（-3.49）（6.37）

邓永亮，李薇：货币需求、储蓄存款与股市投机性

表3

变量（LnM2LnGDPLnSV

R）的协整检验结果

临界值（5%的显著性水平）

概率

假设的协整关系数

没有﹡至多1个﹡至多2个

特征值迹统计量

0.7283780.5570060.159658

92.7020740.568298.000362

47.8561329.7970715.49471

0.00000.00200.4654

上式括号内的数字为各变量系数的t统计量，各变量系数的t统计量均具有显著性，规模变量

GDP的系数符号与经济理论一致，但机会成本变量R的系数符号与理论预期不相符。汪红驹（2003）认

为，上世纪90年代中期开始，我国政府对教育、住房、医疗、养老保险等方面的制度改革逐渐铺开，这些制度改革增加了居民对未来收支不确定性的担忧，使居民形成了对经济不稳定的预期，因此尽管人民银行多次下调利率，但公众仍然倾向于持有风险程度较低、流动性较高的货币资产，进而扭曲了货币量与利率的关系。SV对M2需求具有负效应，股票市值每增加1个百分点，广义货币将减少

0.0246个百分点。说明对于M2，当股票价格上涨和

股票交易量扩张时，股票市场的财富效应、资产组合效应和交易效应小于速度效应，因此减小了M2需求。

当股票价格上涨和股票交易量扩张时，股票市场之所以会减少M2需求，其深层次原因在于我国股票市场制度的不完善，使得股市投机气氛浓厚。在我国的股票市场中，特殊的股权结构和收益率使得投资者多着眼于股票的价差收益。许多投资者投资股票并非为了红利收入，而是在于预期股价未来会上涨而进行投机。造成我国股市具有极强投机性的原因有以下几方面：

一是目前我国股票市场上最大投资主体是公众，但是公众是不可能成为上市公司大股东的。特殊的国情使得我国上市公司的股权结构中国有股和法人股占绝对多数，平均占70%，而能够在市场上流通的社会公众股大约只有30%。这种特殊的股权结构使得国有股在上市公司中处于绝对控股的地位，即使个别上市公司中国有股只是处于相对控股地位，但由于公众投资者的分散化，在公司决策过程中，公众投资者无法与国有股东相抗衡，不能“用手投票”，只能“用脚投票”。

二是从红利和资本增值方面来看，我国上市公

司的特性之一就是实行低派息甚至零派息政策。大股东为了扩充资本金，往往不派息或者象征性地发一点微乎其微的股息，股民们难以从股份分红中获得收益，股票分红的收益往往要低于同期银行存款的利息。

M2需求。

为了进一步考察股票市值LnSV对储蓄存款的

2010年5月湖北经济学院学报第8卷第3期

影响，下面再对居民储蓄存款增长率HDR和LnSV作协整检验，检验结果见表4。

由表4可知，变量序列HDR与LnSV在5%的显著性水平上存在一个协整向量。对该协整向量正

（对应的是股市的熊市阶段），又逐渐下降———由

2005年的18.0%逐渐下降至2007年的6.8%（对应

的股市的牛市阶段）。近期来看，从2007年美国发生次贷危机到现在的世界金融危机这段时期，我国股市经历了由熊市到牛市的转变过程：上证综合指

（4）

数从2007年10月的最高点5955点跌至2008年

赞3＝（1.0084），其对应的协整关系为：规化得到：β

HDR＝－0.008lnSV+0.1232

（1.57）

12月的1821点，然后又逐渐回升，截至2009年10

月，上证综合指数升至2996点。同时，我国居民储蓄存款增长率也由2007年10月的3.7%迅速上升至2009年1月的33.79%，然后又逐渐下降至2009年6月的28.28%。股市的牛市和熊市再次对应着居民储蓄存款增长率的下降和上升。显然，我国股市的牛市和熊市分别与我国居民储蓄存款增长率的下降和上升相对应。

四、结论与政策建议

本文通过协整分析、Granger因果检验实证研究后发现：（1）修正后的Friedman关于股票市场4种效应能很好地解释我国股市的实际情况；（2）我国股票市场的发展对狭义货币M1具有正向作用，但对广义货币M2具有负向作用；（3）股票市场发展对M2的负向作用，主要原因在于我国股市的较强投机性加快了M2流通速度。

针对以上结论，本文提出以下几点建议：

上式括号内的数字为变量系数的t统计量，SV的系数为-0.0084，其对应的t统计值在略大于10%的显著性水平下具有显著性，说明股票市值LnSV对居民储蓄存款增长率HDR具有负效应，股票市值的增大将导致居民储蓄存款增长率的下降。为了更进一步揭示居民储蓄存款增长率与股票市值潜在的因果性，下面对它们进行Granger因果关系检验，检验结果见表5。

由表5可知，从格兰杰因果关系的意义上看，在10%的显著性水平上可以看出：居民储蓄存款增长率HDR不是股票市值LnSV的Granger原因，但股票市值LnSV是居民储蓄存款增长率HDR的

Granger原因。Granger因果关系检验结果进一步证

实了股票市值的扩张会引起居民储蓄增长率的下降，也间接说明了我国股市具有很强的投机性。

从我国的实际情况来看，从1996年至2008年，我国股市经历了1996年初至2001年6月的牛市、2001年7月至2005年的熊市和2005年至

1.尽管从统计显著性的角度来看，股票市场发

展对M1和M2的作用具有显著性，但作用系数较小，分别为0.148和0.0246，因此现阶段我国货币政策的制定和实施没有必要过分担忧股票市场的影响，应当关注，而不用盯住。

2008年的牛市三个阶段。在这三个时间段里，我国

居民储蓄存款增长率也经历了逐渐下降———由

1996年的29.9%逐渐下降至2001年的14.6%（对

应的是股市的牛市阶段），然后逐渐上升———由

2.由于我国股市投机性较强，股市的波动将会

影响货币流通速度，而这无疑会影响到货币政策的

2001年的14.6%转而逐渐上升至2005年的18.0%

表4

变量（HDRLnSV）的协整检验结果

临界值（5%的显著性水平）

假设的协整关系数

没有﹡至多1个﹡

特征值迹统计量概率

0.5172730.067880

31.943942.811766

15.494713.841466

0.00010.0936

表5

原假设H0

（HDRLnSV）的Granger因果关系检验结果

滞后阶数

F统计量0.854733.95708

P概率0.47450.0166

HDR不是LnSV的Granger原因LnSV不是HDR的Granger原因

邓永亮，李薇：货币需求、储蓄存款与股市投机性

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实施效果，因此要采取相应措施减小股市投机性。如政府应制定好股票市场发展的长远发展规划和阶段性目标，保持政策的稳定性和连续性，并让投资者充分了解股市的发展和政策取向，增加投资者长期投资的信心；开辟新的融资渠道，增加新的融资工具，引导资金的分流，避免大量资金流向股票市场进行过度投机；提高上市公司的经济效益，给股东以较高的回报，促进股民进行长期投资，减少短期投机行为；强化证券市场退出机制，让那些经营不善、业绩不佳的上市公司退出市场，让投资者意识到风险的存在。

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分析[J].经济科学，2004，（6）：38-47.

3.加快利率市场化改革步伐，逐步放开利率管

制，使利率真正反映借贷资金的价格或机会成本，通过股市收益率与存款利率的相互作用，促进各种融资市场的均衡发展。居民储蓄存款分流进入股市的一个重要原因是存款实际利率低于股市收益率，因此在利率市场化的条件下，当利率低于股市收益率时，储蓄存款分流进入股市，则信贷市场上的资金供给将会减少，利率将自动上浮，资金也会逐渐回流。反之，则相反。因此，加快利率市场化步伐，能减少股市的投机性货币供给，在一定程度上减少股市泡沫。

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（责任编辑：刘同清）

MoneyDemand,HouseholdDepositsandSpeculativeofStockMarket

DENGYong-liang，LIWei

(SchoolofEconomics,NankaiUniversity,Tianjin300071,China)

Abstract:Thereisanimplicitassumptionwhichexistsinthestudyaboutthestockmarketonmoneydemand,thatis,themoneyvelocityisstable,whichisnottrue.AfterrevisingtheFriedman'ssubstationeffect,wecanfindouttheeffectofthestockmarketonmoneydemandissuitabletotherealsituation.TheeffectofthestockmarketonM1ispositive,butisnegativeonM2,whichiscausedbythespeculativeofstockmarket.

Keywords:

moneydemand;householddeposits;speculativeofstockmarket;moneyvelocity

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