金融-貨幣政策對股票價格的影響研究

PAGEPAGEIII內(nèi)容摘要近年來，雖然中國的資本市場發(fā)展迅速，但市場效益仍然不足。股市的波動性和風(fēng)險往往較高，這不僅影響金融體系的穩(wěn)定性，而且對實體經(jīng)濟產(chǎn)生不利影響。適度調(diào)節(jié)股市具有重要意義。本文將首先闡明影響股票市場的兩種貨幣政策渠道——利率和貨幣供給，然后運用VAR模型和協(xié)整理論對貨幣政策對股票市場的有效性進行實證檢驗，并研究貨幣政策。通過分析對證券市場調(diào)整的影響，央行可以更深入地影響資產(chǎn)價格，從而影響宏觀經(jīng)濟的發(fā)展，也影響企業(yè)的消費行為和投資行為。關(guān)鍵詞:貨幣政策；股票；通貨膨脹

目錄內(nèi)容摘要 I一、貨幣政策影響股票價格的理論基礎(chǔ) 1（一）托賓Q理論 1（二）貨幣政策的股市傳導(dǎo)機制 21.再貼現(xiàn)政策 22.存款準(zhǔn)備金政策 23.公開市場政策 2二、貨幣政策的股市傳導(dǎo)渠道 2（一）通過資金推動效應(yīng)影響股市 2（二）通過通貨膨脹影響股市 3（三）通過影響股票預(yù)期收益現(xiàn)值而影響股市 3三、我國貨幣政策與股票市場現(xiàn)狀 4（一）我國現(xiàn)在的貨幣政策與股市的現(xiàn)狀 4（二）我國股票市場對貨幣政策調(diào)控行為的即期反應(yīng)特征 5四、貨幣政策調(diào)控對股市影響效應(yīng)的研究方法及檢驗結(jié)果 6(一)數(shù)據(jù)說明 71.變量選取 72.變量處理 8(二)實證分析 81.單位根（ADF）檢驗 82.協(xié)整檢驗 93.格蘭杰因果關(guān)系檢驗 104.VAR模型的參數(shù)估計 11五、結(jié)論及建議 14（一）結(jié)論 141.貨幣供給對股票市場的影響相對較大，但具有滯后性 142.存貸款利率對股票市場的影響不是很穩(wěn)定 143.貨幣政策目標(biāo)能否實現(xiàn)，很大程度上取決于貨幣市場與資本市場之間相互聯(lián)通的程度 15（二）建議 151.當(dāng)下應(yīng)以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的主要調(diào)控手段 152.加快推進利率市場化進程 153.貨幣政策不應(yīng)過分盯住股市，需提高貨幣政策獨立性 16參考文獻： 16致謝 19PAGE12貨幣政策；股票市場；實證分析ABSTRACTRecentyears,China'scapitalmarkethasbeendevelopingrapidly,butwithlessmarketefficiency,volatilityandrisksinvolvednotonlyaffectsthestabilityofthefinancialsystem,butalsoanegativeimpactontherealeconomy.Whethermonetarypolicyshouldbeeffectiveandhowtoeffectivelycontrolthestockmarketissignificant.Inthispaper,wewillfirstclarifythetwochannelsfromthemonetarypolicytothestockmarket-interestratesandmoneysupply,thenusetheVARmodelandcointegrationtheorytotestChina'smonetarypolicyeffectonthestockmarket,andfinallydrawareasonableconclusionforthecentralbankdecision-makerstobetterregulatethesecuritiesmarketthroughtheinfluenceassetprices,therebyaffectingmacroeconomicdevelopment,andaffectpeople'sconsumptionbehaviorandcorporateinvestmentbehavior.KEYWORDSmonetarypolicy;stockmarket;empiricalresearch.我國貨幣政策與股票價格的關(guān)系一、貨幣政策影響股票價格的理論基礎(chǔ)（一）托賓Q理論托賓（1969）在他的“貨幣均衡的一般方法”一書中提出了一個著名的托賓Q系數(shù)，它是企業(yè)的市場價值與重置成本的比率，用來解釋貨幣政策如何影響市場價值。股票和影響實體經(jīng)濟。它通常被用作公司業(yè)績或未來增長的重要指標(biāo)。當(dāng)Q>1時，公司的市場價值大于重置成本，這意味著工廠和實物投資相對便宜。購買新生產(chǎn)的資本產(chǎn)品更為有利。制造商可以以更高的價格發(fā)行股票并購買更便宜的資本。產(chǎn)品，這增加了公司的投資需求，擴大工廠和購買新設(shè)備。當(dāng)Q<1時，企業(yè)市場價值低于重置成本，制造商不會購買新的投資產(chǎn)品，企業(yè)的新投資支出將減少。（二）貨幣政策的股市傳導(dǎo)機制1.再貼現(xiàn)政策如果央行提高再貼現(xiàn)率，那么商業(yè)銀行將申請對中央銀行手中的未到期票據(jù)進行再貼現(xiàn)，這將增加商業(yè)銀行向中央銀行貸款的資本成本，從而減少進入證券市場的資金和資金供應(yīng)使得股價下跌。同時為保證經(jīng)營利潤，商業(yè)銀行將會提高市場利率，貸款將會減少，存款增加，同樣導(dǎo)致居民投資股票的意愿減少，股市趨于盤軟。2.存款準(zhǔn)備金政策具體而言，當(dāng)央行提高法定存款準(zhǔn)備金率時，它限制了商業(yè)銀行的資金余額，降低了商業(yè)銀行發(fā)放貸款和創(chuàng)造信貸的能力，以及法定存款準(zhǔn)備金率下的法定存款準(zhǔn)備金率的微小變化。貨幣供應(yīng)量將大大減少，股票市場的資金供應(yīng)量也將減少。在缺乏資金的股市中，股價也會下跌。反之，央行降低法定準(zhǔn)備金率則會使股價上漲。3.公開市場政策公開市場業(yè)務(wù)是指央行通過公開買賣有價證券的行為來調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量。當(dāng)中央銀行購買證券時，它將導(dǎo)致市場上流通的資金數(shù)量增加。同時降低利率，降低銀行貸款成本，提高擴大生產(chǎn)規(guī)模的積極性，激發(fā)居民積極性。該公司的經(jīng)營業(yè)績，股息也將增加，從而提高股價。相反，如果售出有價證券將會減少流通在證券市場的資金，企業(yè)投資和居民消費減少，將會導(dǎo)致股價下跌。二、貨幣政策的股市傳導(dǎo)渠道貨幣供應(yīng)量經(jīng)常會先引起物價水平和通貨膨脹率的改變，進而影響股票價格。（一）通過資金推動效應(yīng)影響股市這是最直接的影響方式，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時，人們持有更多的貨幣，貨幣的邊際收益下降，促使人們購買股票，引起股票價格上升。產(chǎn)量和由此產(chǎn)生的更大的企業(yè)利潤進一步推高了股價。（二）通過通貨膨脹影響股市根據(jù)凱恩斯學(xué)派和貨幣學(xué)派的觀點，貨幣政策是通貨膨脹率的一個決定因素，持續(xù)的貨幣供應(yīng)量的增加可能導(dǎo)致通貨膨脹。通貨膨脹對股票價格的刺激作用表現(xiàn)在名義收益效應(yīng)、投資預(yù)期回報效應(yīng)和持幣成本效應(yīng)上。名義收益效應(yīng)：物價水平↑→公司銷售利潤↑→股票收益↑→股票需求↑→股價↑投資預(yù)期回報效應(yīng)：物價水平↑→貨幣和絕大多數(shù)債券的投資價值↓→企業(yè)的資產(chǎn)負債表卻有所改善→企業(yè)的股票回報率↑→股票需求↑→股價↑持幣成本效應(yīng)：物價水平↑→持幣成本↑→人們的投資積極性↑→股票需求↑→股價↑通貨膨脹對股價的壓抑作用表現(xiàn)在通貨膨脹稅效應(yīng)和成本效應(yīng)上。成本效應(yīng)：通貨膨脹→原材料價格↑→生產(chǎn)成本↑→利潤↓→股票收益↓→股價↓。事實上，通貨膨脹對股票價格的最終影響取決于正向與壓抑作用的總效果。（三）通過影響股票預(yù)期收益現(xiàn)值而影響股市股票價值可以用其期望股利的貼現(xiàn)值來表示：P0=(1+gt)t/(1+rt+ρt)t股價水平由三個因素決定：股利水平和增長率、無風(fēng)險收益率、風(fēng)險溢價。貨幣供給的變化會對股利水平、無風(fēng)險收益率以及風(fēng)險溢價產(chǎn)生不同的影響。貨幣緊縮導(dǎo)致貼現(xiàn)率上升幅度大于市場利率。因此，當(dāng)經(jīng)濟蕭條時，宏觀經(jīng)濟環(huán)境比正常情況更不穩(wěn)定，而金融投資者的收入和財富在經(jīng)濟衰退期間趨于下降，人們可能不太愿意承受金融資產(chǎn)的波動。三、我國貨幣政策與股票市場現(xiàn)狀（一）我國現(xiàn)在的貨幣政策與股市的現(xiàn)狀中國的貨幣政策工具體系得到了進一步豐富，并開始關(guān)注總量控制和結(jié)構(gòu)應(yīng)用的組合調(diào)整。僅從2010年開始，央行六次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，兩次上調(diào)存貸款基準(zhǔn)利率。貨幣政策也從先前適度寬松的狀態(tài)恢復(fù)到穩(wěn)定狀態(tài)。在當(dāng)前的金融危機和經(jīng)濟復(fù)蘇中，中國的貨幣政策主要針對大宗商品價格上漲，通脹預(yù)期上升和房地產(chǎn)問題。自2010年以來，中央銀行還在監(jiān)管和控制方面提高了靈活性，使用量化工具和基于價格的工具，靈活的公開市場操作，采用差別準(zhǔn)備金率和差別化抵押貸款利率。試圖引導(dǎo)貨幣狀況逐步從應(yīng)對危機狀態(tài)恢復(fù)到正常狀態(tài)。但總的來說，在“十一五”五年期間，中國的貨幣政策經(jīng)歷了穩(wěn)中度緊縮到中度寬松穩(wěn)定，政策“風(fēng)向”頻繁變動，頻繁發(fā)生沖擊。資產(chǎn)價格波動，尤其是金融資產(chǎn)??股價波動引起的金融體系波動，將對實體經(jīng)濟產(chǎn)生嚴(yán)重影響，從而影響貨幣政策最終目標(biāo)的實現(xiàn)。資產(chǎn)價格泡沫的形成，持續(xù)和解體可以通過傳導(dǎo)機制影響居民和企業(yè)的消費投資，進而影響實體經(jīng)濟和通貨膨脹率。國民經(jīng)濟的穩(wěn)定和健康發(fā)展構(gòu)成了巨大的威脅。2011年，存款準(zhǔn)備金率上調(diào)六次，最高達21.5％。后來，由于信貸緊縮，導(dǎo)致了許多經(jīng)濟問題。2011年11月，央行開始“減持”。與此同時，股票市場的表現(xiàn)也很壯觀，而存款準(zhǔn)備金率基本上與股市一致。從理論上講，存款準(zhǔn)備金率的上升減少了社會資金的供應(yīng)。這對股市來說是個壞消息。兩者同時發(fā)生變化的原因是政府已采用貨幣手段迫使其降溫以遏制股市過熱。在貨幣政策實施之初，貨幣政策的效果尚未完全實現(xiàn)。股市仍然強勁上漲。在這種情況下，政府不斷采取措施抑制它（為了提高存款利率）。在此過程中，存款準(zhǔn)備金率和股票市場都將上漲。在此之后，一旦泡沫破裂并且股市沒有足夠的增量資金進入，它將迅速飆升并進入熊市。當(dāng)股市過冷時，政府可能會開始“拯救市場”。中央銀行購買債券以釋放貨幣或減少存款。準(zhǔn)率，刺激股市穩(wěn)定和穩(wěn)定。（二）我國股票市場對貨幣政策調(diào)控行為的即期反應(yīng)特征表1和表2分別顯示了中國貨幣供應(yīng)量調(diào)整和利率調(diào)整后證券市場的反應(yīng)情況。股票市場對存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整反映了其對貨幣供應(yīng)量的調(diào)整。表1：法定存款準(zhǔn)備金率調(diào)整后股票市場的反應(yīng)情況時間調(diào)整幅度（百分點）公布第二交易日上證指數(shù)表現(xiàn)開盤收盤漲跌幅（%）16.03.25+0.42784.043005.013.0416.01.16+0.53286.413221.74-1.0915.12.18+0.33546.053761.612.5315.10.09+15010.835189.921.3815.07.30+0.54472.274521.030.6815.05.18+0.63902.354132.221.0415.04.29+0.53724.273951.271.1715.04.05+0.23287.683363.590.13表2：金融機構(gòu)人民幣一年期存貸款基準(zhǔn)利率調(diào)整后股票市場的反應(yīng)情況時間調(diào)整幅度（百分點）公布第二交易日上證指數(shù)表現(xiàn)開盤收盤漲跌幅（%）16.01.23－0.293873.583663.80－1.7615.11.27－1.081801.681781.16－2.4415.09.16－0.371971.941929.05－2.9014.12.21+0.195232.915464.262.6014.09.15+0.265309.065421.392.0614.07.21+0.274099.244213.363.7114.05.19+0.183702.354072.222.04在股市處于上升階段時，旨在打壓股指的緊縮性貨幣政策效用極其微弱。從多次調(diào)控的效果看，短期內(nèi)股指幾乎沒有理會貨幣政策變動的影響，而是保持了原有的牛市趨勢。四、貨幣政策調(diào)控對股市影響效應(yīng)的研究方法及檢驗結(jié)果隨著資本市場的發(fā)展，貨幣政策變量的內(nèi)生性質(zhì)逐漸增強，這使得利用傳統(tǒng)的靜態(tài)回歸分析方法研究貨幣政策干預(yù)對股市的影響存在重大缺陷，因為傳統(tǒng)靜態(tài)的結(jié)果回歸分析方法不再是無偏見的。有效和一致可能會誤導(dǎo)分析結(jié)果。向量自回歸模型（VAR模型）很好地解決了這個問題。VAR將所有變量視為內(nèi)生變量，并且不對變量施加任何先驗約束。顯然，這用于衡量經(jīng)濟變量。動態(tài)關(guān)系非常適用。(一)數(shù)據(jù)說明1.變量選取貨幣供給：從對中國股票市場投資者結(jié)構(gòu)的分析來看，個人投資者在很長一段時間內(nèi)占多數(shù)，個人投資者可以選擇的投資方式極為有限，家庭的財產(chǎn)保留方式主要是耐用。存在消費品，有價證券和銀行存款。因此，大部分股票市場資金來自家庭儲蓄和現(xiàn)金（M2），而基于公司和機構(gòu)存款的M1變化對股市的影響不是很大，因此選擇M2之間的相關(guān)性更為合理。利率：銀行同業(yè)拆借利率是目前唯一市場化的利率，在很大程度上已經(jīng)被作為市場利率的參考，可以體現(xiàn)資金的供求狀況。首先分析風(fēng)險情況，從違約風(fēng)險來看，銀行間同業(yè)拆借利率相當(dāng)于國家信用，因此違約風(fēng)險較小；從流動性來看，銀行間同業(yè)拆借交易相對活躍。本文選擇了銀行間同業(yè)拆借市場7天加權(quán)平均利率作為市場利率的替代變量，記為R。股價指標(biāo)：在滬深股市的選取中,二者收盤綜合指數(shù)具有較強的關(guān)聯(lián)性和聯(lián)動性，并且滬市的指數(shù)涵蓋的行業(yè)范圍更廣、市值更大。此外，由于中小企業(yè)板的準(zhǔn)備，深圳市場已在相當(dāng)長一段時間內(nèi)停止發(fā)行新股，其代表性較弱，上海市場在市場規(guī)模和交易活動方面具有較強的代表性。指使用月度數(shù)據(jù)進行實證研究的中國股票總價格水平。該研究的變量是上證綜合指數(shù)的月收盤指數(shù)（SI）。實體經(jīng)濟指標(biāo)：在模型試驗中，為了不忽視實體經(jīng)濟對股市的影響，還應(yīng)引入GDP的參考因子，但GDP沒有月度數(shù)據(jù)，而是被工業(yè)價值所取代補充（IND）。所有數(shù)據(jù)均基于月度數(shù)據(jù)。貨幣供應(yīng)和利率數(shù)據(jù)來自中國人民銀行網(wǎng)站。股票價格指數(shù)和其他數(shù)據(jù)來自同花順軟件系統(tǒng)。根據(jù)歷史年鑒和經(jīng)濟氣候月報編制工業(yè)增加值數(shù)據(jù)。樣本期間為2015年。從2016年3月到3月，共有61組數(shù)據(jù)。所采用的計量經(jīng)濟模型和檢驗方法主要為VAR向量自回歸等模型和Granger因果關(guān)系檢驗，所選計量軟件為Eviews5.0。2.變量處理對M2、IND采用X-12方法進行季度調(diào)整，記為M2SA、INDSA，并對所有時間序列取對數(shù)以消除異方差干擾，記LnM2SA、LnR、LnSI和LnINDSA分別為廣義貨幣、利率、股票指數(shù)和工業(yè)增加值的對數(shù)。(二)實證分析1.單位根（ADF）檢驗為了檢驗變量序列之間的格蘭杰因果關(guān)系和協(xié)整關(guān)系，首先檢驗變量序列的平穩(wěn)性。這是因為VAR模型要求時間序列本身是一個固定序列，或者序列之間存在協(xié)整關(guān)系，幾乎所有代表絕對數(shù)量指數(shù)的宏觀經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)的并且有時間趨勢，所以按順序為了避免偽回歸問題，首先，對每個變量進行ADF測試，以確定每個變量的非平穩(wěn)性以及它是否具有相同的積分。由于所選數(shù)據(jù)從2013年開始，因此存在基值，因此原始數(shù)據(jù)被視為截距項，而一階差異是沒有趨勢和截距項的單位根測試。測試結(jié)果如表2所示。表2各變量的ADF檢驗結(jié)果原始變量ADF檢驗值臨界值（1%）臨界值（5%）LnSI－0.838426－2.515692－2.872519LnR－2.357876－3.478592－2.915419LnM2SA2.564231－3.526592－2.951119LnINDSA－2.069672－3.523404－2.905410一階差分變量ADF檢驗值臨界值（1%）臨界值（5%）△LnSI－6.532539－2.600471－1.894823△LnR－10.79636－2.600458－1.954823△LnM2SA－0.742615－2.642996－1.921987△LnINDSA－14.58652－2.520471－1.931823二階差分變量ADF檢驗值臨界值（1%）臨界值（5%）*LnSI－7.321229－2.602253－1.945672*LnR－10.63853－2.615426－1.932487*LnM2SA－11.82003－2.604892 －1.945827*LnINDSA－7.457807－2.608743－1.946433注：△為一階差分、*為二階差分；滯后期根據(jù)Schwarz準(zhǔn)則來確定，樣本數(shù)為68。應(yīng)使用協(xié)整方法進行測試。對每個序列進行一階差分。ADF測試結(jié)果表明，除LnM2SA之外的其他變量的一階差異在1％和5％的顯著性水平上拒絕零假設(shè)，這是一個平穩(wěn)的時間序列。對△LnM2SA做差分，則二階差分序列*LnM2SA在1%和5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確認LnM2SA是2階單整序列，所以它們之間的相關(guān)性滿足協(xié)整檢驗的前提。2.協(xié)整檢驗為了檢驗LnSI、LnR、LnM2SA以及LnINDSA是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，需對它們進行協(xié)整檢驗，確定協(xié)整向量個數(shù)。本文檢驗的主要目的在于考察R7、M2和IND對SI的影響，所以應(yīng)首先對滯后期數(shù)進行確定，根據(jù)判斷應(yīng)以滯后2期作為模型的選擇較優(yōu)。協(xié)整檢驗結(jié)果如表3和表4。表3：協(xié)整向量個數(shù)的跡統(tǒng)計量及其臨界數(shù)值協(xié)整向量個數(shù)特征值統(tǒng)計量5%置信水平臨界值P值None*

0.454692

61.25429>

42.17593

0.0001Atmost1

0.224897

22.13262<

24.27247

0.0680Atmost2

0.115237

7.976836<

13.34870

0.3478Atmost3

0.128000

1.716237<

4.457906

0.3758表4：協(xié)整向量個數(shù)的最大特征值統(tǒng)計量及其臨界數(shù)值協(xié)整向量個數(shù)特征值統(tǒng)計量5%置信水平臨界值P值None*

0.423504

38.26741>

24.15452

0.0002Atmost1

0.226445

13.95616<

17.77812

0.0824Atmost2

0.110537

6.042648<

13.22420

0.3488Atmost3

0.018160

1.547837<

4.128116

0.3567輸出結(jié)果給出了協(xié)整關(guān)系的數(shù)量，并以兩種檢驗統(tǒng)計量的形式顯示。從表3和表4可以看出，對于特征根檢驗和最大特征值檢驗，存在5％置信水平的協(xié)整向量，表明LnSI，LnR，LnM2SA和LnINDSA之間存在協(xié)整關(guān)系。3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗為考察各變量之間的數(shù)量關(guān)聯(lián)并驗證上文的猜測，進一步考察四個變量之間的關(guān)系，對其進行格蘭杰因果檢驗：根據(jù)AIC和SC最小原則，以滯后兩期PairwiseGrangerCausality方法進行格蘭杰因果檢驗。結(jié)果如表5。表5：格蘭杰因果檢驗的結(jié)果及顯著特征

NullHypothesis:ObsF-StatisticProbability

LnRdoesnotGrangerCauseLnSI66

2.12948

0.14984

LnSIdoesnotGrangerCauseLnR

2.14511

0.12498

LnM2SAdoesnotGrangerCauseLnSI66

1.09782

0.37948

LnSIdoesnotGrangerCauseLnM2SA

3.29670

0.06409

LnINDSAdoesnotGrangerCauseLnSI66

1.24915

0.13563

LnSIdoesnotGrangerCauseLnINDSA

3.64608

0.09496

LnM2SAdoesnotGrangerCauseLnR66

2.83164

0.06666

LnRdoesnotGrangerCauseLnM2SA

5.31651

0.06016

LnINDSAdoesnotGrangerCauseLnR66

7.96416

0.00019

LnRdoesnotGrangerCauseLnINDSA

0.57880

0.52319

LnINDSAdoesnotGrangerCauseLnM2SA66

6.76406

0.01964

LnM2SAdoesnotGrangerCauseLnINDSA

1.25126

0.24977表5中的顯著性水平表示接受零假設(shè)的概率，數(shù)字越小，說明自變量預(yù)測因變量的能力越強。由以上檢驗結(jié)果可知，R和IND的變化是SI趨勢波動的主要原因，利率是股票價格的格蘭杰原因，即利率變化會引起股票價格的變化，這表明貨幣政策部分有效。而貨幣供應(yīng)量卻不能有效影響股票價格。此外，IND對R和M2的影響較顯著，這表明經(jīng)濟增長需要貨幣供應(yīng)量的增加作為支撐，并進一步推動利率的上漲。4.VAR模型的參數(shù)估計要估計VAR參數(shù)，我們需要選擇適當(dāng)?shù)臏笃?。我們根?jù)最小AIC和SC信息確定最佳滯后期為2。在確定后續(xù)周期的數(shù)量之后，使用Eviews5.0獲得的矢量回歸結(jié)果顯示在表6中。表6：各股指VAR檢驗的各系數(shù)及統(tǒng)計特征LnINDSALnM2SALnRLnSILnINDSA(-1)0.366496-0.0014200.2341950.091526(0.11464)(0.00451)(0.11246)(0.07214)[3.05643][-0.32428][2.14241][1.29568]LnINDSA(-2)0.232826-0.0084210.140248-0.056316(0.10516)(0.00422)(0.09542)(0.06641)[2.42106][-2.14292][1.45427][-0.89561]LnM2SA(-1)-0.2546750.942612-6.8742652.046331(3.5514)(0.14213)(3.22761)(2.14346)[-0.04981][6.82642][-2.07500][0.95446]LnM2SA(-2)-0.3678890.0878906.87372-2.046715(3.58942)(0.13459)(3.27727)(2.11475)[-0.11134][0.64725][2.09872][-0.94624]LnR(-1)-0.142635-0.0042310.335642-0.005329(0.14939)(0.00273)(0.11807)(0.07412)[-1.14557][-1.09270][2.84187][-0.06175]LnR(-2)0.0445360.0007680.192523-0.061153(0.11876)(0.00761)(0.10244)(0.07145)[0.37780][0.11972][1.77467][-0.87311]LnSI(-1)0.6634750.007579-0.0927081.038104(0.23461)(0.00777)(0.21426)(0.14018)[2.82130][0.86675][-0.43224][7.41366]LnSI(-2)-0.440753-0.0051150.315451-0.047512(0.25455)(0.00563)(0.14567)(0.15310)[-1.70537][-0.61482][1.33140][-0.30816]C6.3110950.005196-2.204149-0.261317(2.26115)(0.08414)(2.06351)(1.22284)[2.79510][0.06012][-1.06119][-0.19620]注：每一列對應(yīng)VAR模型中一個內(nèi)生變量的方程，由Eviews得到系數(shù)估計值、估計系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差（圓括號中）及t-統(tǒng)計量（方括號中）。各自的方程如下：（1）SI與R所得方程：LnSI=1.053287LnSI（-1）-0.048396LnSI（-2）-0.020987LnR(-1)-0.066446LnR(-2)+0.038717LnR=-0.056182LnSI（-1）+0.188977LnSI（-2）+0.582513LnR(-1)+0.192866LnR(-2)-0.854491（2）SI與M2所得方程：LnSI=1.095448LnSI（-1）-0.121873LnSI（-2）+2.403778LnM2SA(-1)-2.415336LnM2SA(-2)+0.323963LnM2SA=0.003277LnSI（-1）-0.008605LnSI（-2）+1.060872LnM2SA(-1)-0.044767LnM2SA(-2)-0.151343（3）SI與IND所得方程LnSI=1.243600LnSI（-1）-0.278969LnSI（-2）+0.038485LnINDSA(-1)-0.168675LnINDSA(-2)-0.177345LnINDSA=-0.222622LnSI（-1）+0.497159LnSI（-2）+0.877694LnINDSA(-1)-0.372653LnINDSA(-2)-1.897275在第一組方程中，單位R的減少導(dǎo)致SI的增加約為0.02，而在前兩個時期中使SI加倍的效果對R7的影響約為0.12。兩者的效應(yīng)比證實了R7和SI之間的雙向因果關(guān)系。關(guān)系。在第二組方程中，M2滯后1項的系數(shù)是2.403778，這表明前一時期M2的供應(yīng)量增加將導(dǎo)致SI增加2.4，但是先前SI對M2的加倍的影響是大約0.003，表明M2的單向效應(yīng)。SI。在第三組方程中，IND中增加1將使SI增加約0.04。前兩個時期SI加倍的影響約為0.27，兩者的影響比相似。因此，IND和SI之間也存在雙向關(guān)系。因果關(guān)系。我們發(fā)現(xiàn)，在兩個滯后的回歸測試中，除了利率之外，各自的滯后條件對它們產(chǎn)生了重大影響，利率和貨幣供應(yīng)對股票價格指數(shù)和工業(yè)增加值的影響更大。通過以上分析，可以看出貨幣政策的兩個中間指標(biāo)——貨幣供給量和利率對股票價格指數(shù)有一定影響。從某種意義上說，它表明中國的貨幣政策在股市監(jiān)管中起著重要作用。但是，從模型的滯后因子來看，兩個指標(biāo)之間的時滯仍然存在差異。股票價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量的反應(yīng)主要體現(xiàn)在當(dāng)前的監(jiān)管時期，而利率對股市的影響則存在滯后效應(yīng)。顯著的主要表現(xiàn)是滯后階段2.股票指數(shù)對股票市場發(fā)展支撐的實體經(jīng)濟變化有一定的反應(yīng)。工業(yè)增加值試驗的股指指數(shù)測試更為顯著。比較歷史數(shù)據(jù)，表明中國股市的發(fā)展在過去五年中隨著實體經(jīng)濟的增長而加強。總體來說,在我國證券市場上，M2對股價指數(shù)的影響較大。同時，貨幣市場資金也是影響證券市場的一個重要因素。這些資金的進出場對于一般投資者來說不太明顯，尤其是大量資金的渠道是非法的。根據(jù)理性預(yù)期學(xué)派的理論，當(dāng)經(jīng)濟當(dāng)事人預(yù)期到貨幣存量變動時，貨幣是中性的，無論是對實體經(jīng)濟還是對資本市場，貨幣供應(yīng)量的增加都不會造成任何影響；當(dāng)經(jīng)濟當(dāng)事人沒有預(yù)期到貨幣存量的變動時，貨幣是非中性的，未能預(yù)期的貨幣政策能對資本市場產(chǎn)生重要影響。這可以部分解釋M2對于股價的顯著影響。利率政策不能對當(dāng)期股市產(chǎn)生重大影響的原因是中國股市無效，市場信息不公平。具體表現(xiàn)是，在公布利率調(diào)整之前，股指有一段大幅上漲的時期。當(dāng)消息正式公布時，股指大幅下挫。根據(jù)凱恩斯的流動性偏好理論，人們在他們的頭腦中有某種“標(biāo)準(zhǔn)”的利率。投機動機的貨幣需求是利率的遞減函數(shù)，較低的利率對應(yīng)于較大的投機貨幣需求。高利率對應(yīng)較小的貨幣需求。然而在中國市場，由于官方利率政策消息有正式公布前幾日就提前發(fā)布的習(xí)慣，理論上相當(dāng)于兩次公布，使公眾的預(yù)期反而與政策相悖，因而利率變動的預(yù)期效應(yīng)在正式公布日后馬上就被抵消。五、結(jié)論及建議（一）結(jié)論1.貨幣供給對股票市場的影響相對較大，但具有滯后性脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，股票指數(shù)收益對貨幣供應(yīng)單位沖擊的響應(yīng)非常敏感。方差分解的結(jié)果也表明貨幣供應(yīng)對股指收益的解釋力顯著增加。隨著這些政策的逐步實施，貨幣市場和資本市場的聯(lián)系增加了。此外，央行開始靈活運用公開市場操作。經(jīng)過幾年的努力，公開市場操作已成為央行監(jiān)管其貨幣的主要政策工具。由于資本市場帶來的利潤，貨幣供應(yīng)增加通過各種合法或非法渠道流入股市，這使得股市對貨幣供應(yīng)的影響反應(yīng)更為明顯。但是，由于資金流動控制和技術(shù)法律障礙，這種反應(yīng)變慢了。2.存貸款利率對股票市場的影響不是很穩(wěn)定在中國，存貸款利率仍受到監(jiān)管因此，市場內(nèi)的供需不能及時通過利率顯示。利率不能指導(dǎo)資金的流動和流動，這削弱了市場之間的關(guān)系。而利率管制具有很強的政策效應(yīng)。正如許多國家的“退稅率依賴”一樣，在中國，由于納入政策信息，央行對存貸款利率的調(diào)整將產(chǎn)生廣泛的影響。這種影響使得市場化的某些指標(biāo)的信息含量不高，作用余地受到壓縮。3.貨幣政策目標(biāo)能否實現(xiàn)，很大程度上取決于貨幣市場與資本市場之間相互聯(lián)通的程度我國金融市場發(fā)展過程與西方國家恰恰相反。西方國家是先出現(xiàn)短期融資的貨幣市場，后出現(xiàn)長期融資的資本市場。我國則是先建立證券市場，后發(fā)展貨幣市場。我國貨幣市場的發(fā)展和資本市場的發(fā)展極不協(xié)調(diào):以股票市場為主體的資本市場長期處于失血狀體;而以銀行為主體的貨幣市場卻面臨著投資渠道狹窄、流動性風(fēng)險日增的局面。貨幣市場和資本市場不協(xié)調(diào)發(fā)展的根本原因在于兩個市場的人為分割。有必要在兩個市場之間建立有效的溝通模式，以促進兩個城市之間合理和充足的資金流動。中國貨幣市場與資本市場的長期協(xié)調(diào)發(fā)展。（二）建議1.當(dāng)下應(yīng)以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的主要調(diào)控手段貨幣供應(yīng)監(jiān)管政策的使用更符合我們目前的情況。實證分析表明，貨幣供應(yīng)對股市的影響越來越快。因此，與提高利率相比，減少貨幣供應(yīng)不僅可以有效抑制股價的快速擴張，還可以避免人民幣升息帶來的影響。過度升值對我們經(jīng)濟的不利影響。就貨幣供應(yīng)而言，其調(diào)節(jié)經(jīng)濟的方式是改變流通中的貨幣供應(yīng)量，直接影響經(jīng)濟的基本面，改變資本以促進資本收縮的影響，從而發(fā)揮更大的作用。重要的監(jiān)管作用。要正確處理信貸資金進入股市的問題。貨幣市場和資本市場是兩個重要的金融市場。他們有多種溝通渠道，可以直接聯(lián)系或間接影響。2.加快推進利率市場化進程利率發(fā)揮效力需要具備一定的前提，如人們依實際利率而非名義利率進行資產(chǎn)選擇，利率的市場化和有效完善的資本市場。就目前的分析結(jié)果而言，目前的利率監(jiān)管階段對股票市場的監(jiān)管有限。在金融危機爆發(fā)前，利用利率手段規(guī)范股市，有必要不斷提高利率和資本收益率。收益率之和將減少進入資本市場的資金，達到規(guī)范股市的目的。3.貨幣政策不應(yīng)過分盯住股市，需提高貨幣政策獨立性由于貨幣政策調(diào)節(jié)股票市場，它面臨著時機的選擇，即預(yù)測股市波動對貨幣政策目標(biāo)的影響。只有當(dāng)股市波動影響貨幣政策目標(biāo)時，才難以進行監(jiān)管。中國的貨幣政策旨在影響宏觀經(jīng)濟運行。貨幣政策操作的影響必須通過幾個渠道傳播，以影響宏觀經(jīng)濟運作。股票市場應(yīng)該是傳播渠道之一。正如相關(guān)理論所預(yù)測的那樣，股票市場價值與GDP掛鉤，但這種聯(lián)系是不連貫和異常的。因此，中央銀行對股市的態(tài)度應(yīng)該關(guān)注而不是盯住。貨幣政策機制只能“考慮”而不是“規(guī)則”。然而，對可能導(dǎo)致金融危機的資產(chǎn)價格漠不關(guān)心顯然是不明智的。參考文獻[1]陳繼勇,袁威,肖衛(wèi)國.流動性、資產(chǎn)價格波動的隱含信息和貨幣政策選擇——基于中國股票市場與房地產(chǎn)市場的實證分析[J].經(jīng)濟研究,2013,11:43-55.[2]肖洋,倪玉娟,方舟.股票價格、實體經(jīng)濟與貨幣政策研究——基于我國1997-2011年的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟評論,2012,02:97-104.[3]王國松.基于價格粘性的貨幣政策、股票價格與宏觀經(jīng)濟之間動態(tài)關(guān)系研究[J].上海大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2012,03:104-115.[4]周佰成,朱孝楨,原燕東.中國貨幣政策對股票價格的影響——基于FAVAR模型的分析[J].當(dāng)代經(jīng)濟研究,2012,08:80-84.[5]吳淑娥,仲偉周,黃振雷,王箏.貨幣政策對股票價格的非對稱性影響——基于熊、牛市不同市場態(tài)勢下的實證分析[J].廣東金融學(xué)院學(xué)報,2012,03:53-63.[6]張金華,姜大明.我國貨幣政策對股票價格的非對稱性影響研究[J].經(jīng)濟縱橫,2014,11:79-82.[7]鄒萍.貨幣政策、股票流動性與股票價格暴跌風(fēng)險[J].南方經(jīng)濟,2015,07:29-46.[8]趙振洋.貨幣政策、股票價格對企業(yè)費用粘性的影響研究———基于我國上市公司的經(jīng)驗分析[J].價格理論與實踐,2015,06:88-90.[9]程立超.股票價格、貨幣政策和宏觀經(jīng)濟波動[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2010,04:24-29.[10]陸維新.貨幣政策、通貨膨脹預(yù)期和股票價格波動[J].生產(chǎn)力研究,2010,03:94-96.[11]王培康.貨幣政策可以干預(yù)資產(chǎn)價格波動嗎——基于中國股票市場的研究[J].上海行政學(xué)院學(xué)報,2010,03:97-107.[12]周暉.貨幣政策、股票資產(chǎn)價格與經(jīng)濟增長[J].金融研究,2010,02:91-101.[13]王如豐,于研.我國貨幣政策與股票價格的即期雙向作用[J].上海金融,2010,08:40-45.[14]鄭鳴,倪玉娟,劉林.我國貨幣政策對股票價格的影響——基于Markov區(qū)制轉(zhuǎn)換VAR模型的實證分析[J].經(jīng)濟管理,2010,11:7-15.[15]田建強.我國貨幣政策、通貨膨脹和股票價格的相互作用機制研究[J].特區(qū)經(jīng)濟,2013,01:57-58.[16]張立軍,王曉紅,李永立.基于SVAR模型的中國貨幣政策與股票價格波動交互影響研究[J].管理評論,2013,10:10-19.[17]寇明婷,盧新生.貨幣政策調(diào)整的股票價格瞬時效應(yīng)研究——基于A股市場高頻數(shù)據(jù)的實證分析[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2011,01:40-48.[18]韓克勇.股票價格與貨幣政策調(diào)控目標(biāo)相互影響研究[J].審計與經(jīng)濟研究,2011,03:100-106.[19]寇明婷,盧新生.SVAR模型框架下的貨幣政策操作與股票價格波動——基于1998～2010年月度數(shù)據(jù)的實證分析[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2011,08:51-59.[20]儲成兵.貨幣政策對股票價格的影響機理研究[J].價格理論與實踐,2011,10:70-71.[21]漢桂民,蘇劍.貨幣政策與股票價格關(guān)聯(lián)研究[J].求索,2011,12:34-35+31.[22]GeorgiosChortareas,ChristosMavrodimitrakis.Canmonetarypolicyfullystabilizepuredemandshocksinamonetaryunionwithafiscalleader?[J].EconomicModelling,2016,:.[23]JonathanBenchimol.MoneyandmonetarypolicyinIsraelduringthelastdecade[J].JournalofPolicyModeling,2016,381:.[24]HabibHussainKhan,RubiBintiAhmed,ChanSokGee.Bankcompetitionandmonetarypolicytransmissionthroughthebanklendingchannel:EvidencefromASEAN[J].InternationalReviewofEconomicsandFinance,2016,:.附錄：數(shù)據(jù)匯總年份上證綜指（SI）貨幣供應(yīng)量（M2）銀行同業(yè)拆借率（R