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西北大学
硕士学位论文
我国货币供应量与资产价格变动的实证分析
姓名：李萍
申请学位级别：硕士
专业：金融学
指导教师：赵守国
20090601
摘要
各国经济发展的实践无不证明，一国货币供给应当以满足经济发展的需要为宜。而
我国货币供应量的增长率大多数年份都超过了经济增长率与物价上涨率之和，经济运行
过程中存在着超额货币供给。在物价保持稳定的情况下，超发的货币反映在了资产价格
的波动当中，由此引发的资产价格泡沫及对经济的冲击日益得到关注。本文探讨了货币
供应量与资产价格变动的关系，认为货币供应量与资产价格之间的长期均衡关系是存在
的，货币政策应当关注资产价格。这对于更有效的制定和实施货币政策，防范由于资产
价格波动可能带来的风险，促进经济平稳较快发展具有重要的理论与现实意义。
文章以货币政策的传导理论和扩展的货币数量论为基础，对我国货币供给的现状和
特征进行描述分析，在此基础上深入讨论了我国货币供应量与资产价格的关系，并运用
协整检验、格兰杰因果检验和向量自回归模型对以股价和房价为代表的资产价格与货币
供应量的关系进行了检验。研究表明，货币供应量与资产价格之间的长期均衡关系是存
在的，货币供应量中的M，与资产价格变动关系密切。最后，提出了进一步协调我国货
币供应量与资产价格关系，灵活运用货币政策调控资产价格，防范资产价格波动风险，
建立资产价格预警指标系统的政策建议。
关键词：货币供应量，资产价格，向量自回归模型，格兰杰因果关系
Abstract
From all of the countrys’economy development，we Call conclude that the currency
supply of one country should better meet the demand of it’S own economy development．But
in our country，the increase rate of the currency supply has exceeded the sum of economy
increase rate and consumer price increase rate in most of the years．There is the excess of
currency supply in the economy circulation．When the consumer price is stable，the exceeding
supply of currency lead to the fluctuation of the assets price，what has bring to the assets
bubble and the impacts of the economy has draw much attention in nowadays．This article has
discussed the relationship between the currency supply and the asset price fluctuation，
concluded that there is the long term of equilibrating relationship between the currency supply
and asset price，and making the currency policy should consider the asset price．This is very
useful in the theory and the praxis for making and executing the currency policy，avoid the
risks come from the asset price fluctuations，and to promote the economy to develop smoothly
and rapidly．
Based on the research at home and abroad，by the theory of currency conduction and the
theory of expanded currency quantity，we have described and analised the actuality and the
character of the currency supply in our country．Further more we have discussed deeply the
relationship between the currency supply and the asset prices．And we have used
cointegration test，Granger causality test and VAR model to verify the relationship between
the currency supply and the asset prices which are represented by stock price and real estate
price．Our research indicate that the long term of equilibrating relationship between the
currency supply and asset price is exist．The relationship between M1 in currency supply and
asset prices fluctuation is very tight．We have also analysed the reasons。Finally，we have
proposed suggestions for improve the relationship between the currency supply and the asset
prices．
Key words：currency supply,asset price，Granger causality test，VAR model
ll
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学位论文作者签名： 指导教师签名：垂茎堡翁
7们四年石月，＆日溯，年6月／6日
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本研究所做的任何贡献均已在论文中作了明确的说明并表示谢意。
学位论文作者签名：爿嗲薄
叫年6月岱日
西j匕人学硕。L学位论文
{．|l研究的背景和意义
第一章导论
货币政策是一冒进行宏观调控的重要手段。我国货币政策的旦标是“保持货币若僮
的稳定，并以此促进经济增长”。1根据我国经济运行和金融发展的实际情况，在遵循“可
测性、可控性、相关性”原则的基础上，人民银行将货币供应量作为我国货币政策的中
介指标。一国货币供应量的水平应当以满足经济发展的需要为宣。
货币数量论假定货币流通速度是稳定的，则超过经济增长率之上的货币供给应该完
全反映在物价水平上，也就是说，货币供给增长率应该等于通货膨胀率与产出增长率之
和。当货币供给增长率不等于遵货膨胀率与产出增长率之和，其差额则为超额货币供给。
改革开放三十年来，我图长期存在着超额货币供给现象。2003．2007年间，M，、M：年
均增长分别为16．53％和17．08％。同期GDP增长率为10．42％，物价水平为2．64％，故在这
五年间，我国M，、M，的年均增长率比GDP与物价水平年均增长之和高出3．49％，4．01％。
2这种物价稳定而保持经济高速增长的现象被经济学家麦金农称为“中函之谜”。近年来，
随着我国资本市场及其衍尘品市场迅速发展，许多经济学家提出货币是用柬满足所有经
济活动的需要，其中不仅包括流通中的商品，也应该包括资产，因此应将费雪等式修难为
CK+JD圪m PQ+S，这璧S代表资本市场对货币的需求。由扩展的费雪方程式可以推断，
在物价保持稳定的状况下，超额货币供给会弓|起资产价格的大幅上涨。
资产价格的货币政策传导机制表咦资产价格已经将实体经济与货币政策联系起来，
其主要通过股票市场价格、房地产价格、汇率三个方面的传导来进行。，由于我国的汇改
还处在尝试阶段，故本文选取最有代表性的两类资产价格，股票价格和房地产价格作为
研究对象。货币供应量对这两类资产价格的影响更为明显。
资产价格的大幅波动对于金融稳定以及经济发展的外部环境都会造成很大冲击。20
世纪70年代以来，伴随着金融自由化浪潮兴起，金融市场曰益发展，由资产价格波动弓l
发的金融危机屡见不鲜。!tN90年代初期北欧国家的房地产泡沫破灭，号|起北欧三国的银
1《中华人民共和国人民银行法》1995．3．18
2资料来源：中豳国家统计数据库(http：／／219．235．129．54／cx／table／table．isp)
3陈舔瓣，汪星泛．金滋学文献逶论罐】中黧人民大学瘗叛圣毛2006：99
第一章导论
行危机；同样从90年代初开始，日本在泡沫经济破灭之后一直在通货紧缩和经济衰退中挣
藐：1997年我溯金融危机更演交为一场跨区域货币危机；直至最近发生在美嚣的次贷危
机，其影响之深，波及之广都是空前的。
由美国次级抵押贷款引发的金融危机不断升级，迅速从局部发展到全球，从发达国
家传导到新兴市场国家和发展中国家，从金融领域扩散到实体经济领域。为了应对金融
危机对我国的冲击，实现“保八”的经济增长目标，国务院在《关于当前金融促进经济发
展的若干意见》中提出，2009年以高于GDP增长与物价上涨之和约3至4个酉分点的增
长幅度作为全年货币供应总量目标，争取广义货币供应量膨，增长17％左右。’可见，2009
年我国的货币政策是宽松的，爵以预见的货币供应总量是充裕的。这就要求我们在“健
增长，保稳定”的同时，积极防范宽松的货币政策可能引发的物价上涨和资产价格波动。
在执行适度宽松的货币政策，抗击金融危机的同时，协调处理好各方面的关系。在促进
经济增长与稳定价格之间寻找新的平衡点。
鉴于此，本文对我国货币供应量与资产价格变动之间的关系进行了实证分析，运用
精确的计量模型，探讨了不同层次货币供给与资产价格的关系。这对于全面认识我国以
货币供应量为中介指标的货币政策，完善货币政策的资产价格传导渠道具有参考意义。
1，2研究的现状和评述
20世纪70年代以来，随着金融市场的规模不断扩大及其对实体经济的影响曰益显著，
资产价格的变动逐渐引起人们的关注。特别是当资产价格大幅波动影响实体经济的发展
后，人们开始从深层次寻找原因。女H1987年12月美国纽约股市暴跌，日本90年代股市和房
地产泡沫的破灭，直至最近的次贷危机，都导致了不同程度的经济衰退。因此理论界对
与资产价格密切相关的货币政策进行了更为丰富的、多焦度的研究。丽对货薅供应量与
资产价格关系问题的研究尤为充分。
1．2．1国外研究现状
Sprinkel(1964)首先研究了货币政策变量变化与股票价格的关系。利用作图的方法，
发现货币供应量变动的峰值领先股价约15个月，谷底值领先股价约2个月。2 Homa and
Jeffee(1971)找出了货币供应量水平、货币供应增长率与股票价格的线性关系，得出货币
1《羼务院办公牙关予当翁金融掘进经济发震的若干意见》2008。12。8
2陈雨鼯，汪昌兹．金融学文献通论[蛔中圈入民大学出版校，2006：102
2
两北大学硕士学位论文
供给的扩张将导致股价上涨的结论。‘Berkman(1978)和Lynge(1981)分别以Mo和M1、
M：作为货币政策的衡量指标，研究发现货币供应量和股价变化之间存在着逆向关系。2
Pearce and Roley(1983)首先区分了预期和非预期的货币供应量变化，以膨，作为研究
对象，主要关注股票价格如俺对非预期到的货币供应量变动做出反应，研究发现非预期
到的货币供应量与股市价格的变化成反向变动关系。3 Pearce and Roley(1985)、Hafer
(1986)和H甜douvelis(1987)考察1977．1984期间货币政策变化对股市的影响。采用的指标
是货币供应量和贴现率的变化。他们根据联邦储备委员会货币政策操作目标的不同，又
将其分为三个子区间：1977—1979，1979．1982，1982．1984。分别以利率、自幽准备金和
借入准备金作为货币政策的操作目标。Pearce and Roley(1985)采用非预期货币供应量、
通胀、产出变化和贴现率变化作为变量，对前两个子区间(1977．1979／1979．1982)进行
了研究。得出了这样的结果：货币供应量的变化都会对资产价格造成逆向影响。此后，
Haler(1986)对1978。1984_三个子区间进行了检验，所使用的方法与Pearce and Roley的相
似，结果发现只有在1979．1982／1982．1984两个子区间内货币供应量的宣告才会对权益价
格造成显著逆向影响。4紧接着过了一年，Hardouvelis(1987)藤两个子区间为样本进行
了检验，也得出同样的结论，即两个子区间内货币供应宣告与权益价格都存在显著的逆
向变化关系。
FriedmanlM．(1988)通过对美国市场进行研究，发现货币供应或货币流通速度均对
股市价格的波动具有较强的解释。rTastrapes(1998)幂lJ用1960年1月至U1993年12月的数据对
七国集团成员国和荷兰的货币供应量与股票价格的关系进行了考察。他研究的前提假设
是货币中性，使用的方法是VAR模型。研究发现货币供应的突然变纯对其他囡家的真实
权益价格都产生了正向的显著影响，对法国和英国的影响极不显著。6徐滇庆等(1999)
对台湾股价持续上涨与货币供应量变动之间的关系进行了研究，发现货币供应量与股价
成正相关关系，具体两富，赞币供给增加，股价会上升，上升幅度是股价每增]JHl％，
1 Homa and Jeffee(1978)Monetary policy and Asset Prices，Lecture to be Given at the money，Macro and Finance Group
．31醴Annual Conference，Oxford University
2 Berkman．N。G(1978)On the significance ofweekly changes in M1，New England Economic Review,May／June，5—22
3 Pearce，D．K．and Roley,V．V．(1983)The reaction of stock pdces to unanticipated changes in money：a note，Journal of
。Finance，38—1323-1333
’Hafef，R．W．(1986)The response of stock pdces to changes in weekly money and the dicount rate，Federal Reserve Bank of
，St．10uis Review,March：5·14
’Friedman．B，Monetary Policy，NBER Working Paper 8057,2000．
。Lastrapes，w：D．(1998)International evidence On e．quity prices，interest and money，Journal of International money and
Finance．17：377-406
3
第一章导论
股价上升1．7577％，而且，货币供给对股价的解释能力很强。1
20世纪粥年代后期，人们发现随着股票市场规模的不断扩大，货币政策和股价之间
存在交互影响的关系。因此很多学者纷纷采用向量自回归的方法来判断货币政策对股票
收益的影响程度(Thorbecke，1997；Patelis2，1997：Lastrapes，1998)。Moore&0iaoYu(1999)
对新加坡股市的研究也证明股价与货币供应量之间存在着长期稳定的均衡关系，股价波
动领先于货币供应量。3 AnnaJ．Schwartz(2002)研究发现，经济繁荣房价高涨时，房屋抵
押贷款也增加，此时中央银行和监管当局应该意识到这种价格上涨会对金融体系的稳定
产生影响。Robert0Rigobon(2003)认为股市运行对宏观经济有显著影响。他用异方差模
型研究标准普尔500指数，来簿量货币政策对股票市场的反应，发现股价指数的政策反
应强烈。Ferguson(2005)用M，增长率代表货币供应量的变化，发现货币供应量的增长同
股票价格的相关联程度有限，而同房地产价格的关联程度非常高。他认为统计上的非显
著并不能否定货币政策对资产价格的影响橇制，产生这种结果的原因可熊是股票价格的
波动过于频繁，普通的相关性分析并不能发现其中的规律。4
1．2．2国内研究现状
国内关于这方面的研究更加详细。大多数学者是从实证角度探讨货币供应量与赘产
徐格之闻的关系。按照萁研究对象的不同，大致可以分为两类，一类是关予关于货焉供
应量与股票市场的相关{生研究；另一类是关于货币供应量与房地产市场的相关性研究。以
下分别对两类观点进行综述。
㈤货币供应量与股价相关性的研究
钱小安(1998)的研究发现，我国货币供应量与资产价格相关性较弱且不稳定，股票综
合指数不能作为宏观经济的晴雨表。而且由于货币供应量增长与现有资产价格指数之间
的联动关系较弱，放不能以资产价格的变化律为判断货币政策松紧的依据。我隧股票市场
还处于规范和完善过程中，j#理性投资比较突出，股票价格变化受预期、投机因素或操纵
价格的影响较严重，资产价格变化的规律性还有待探索。5李红艳、江涛(2000)认为在90
年代中国股市价格与货币供应量之间长期均衡的因采关系中，股市价格主要处在因方地
位，两货币供应量处在果方地位。丽且股市价格与不同层次的货币供应量的关系有所不
1陈雨缮，汪吕云．会融学文献通论fM】中国人民大学Ⅲ版社，2006：102
‘Patelis．A。D。(1997)Stock retum prediebility：the role of money policy,Journal of Finance．52。1951。1972
’Moore B．M．Reconciliation of the supply and demand Ior Endogenous Money,Journal of Post Keynesian
Economics，1996，V01．19，No．3
4晋海媾。货币供给与虏地产价格理论缓说与经验捡验f硪．2008<4)：6
5钱小安．资产价格变化对货币政策的影响两．经济研究，1998(1)：70-76
4
西北人学硕}：学位论文
同，两者最终形成了一个以股市价格为主体，相互影响、相互依存的统一体t李文军(2002)
选取1995年第二季度至2002年第一季度数据，格兰杰因果检验结果表明，我冒货币供给
量与股票价格指数波动之间存在一定的互动关系。：易纲、王召(2002)研究认为货币数
量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且在一定意义上取决于股市。，谢
-]z(2002)为首的中国人民银行课题组认为中央银行盼货币政策搽作应关注股票市场价格
的波动，但不能把它作为货币政策决策的决定因素之一，也就是说对股票市场的价格波
动，应关注而不盯住。·周英章、孙崎th[星(2002)运用处理非平稳时间序列的经济计量分析
方法，对我圜股市价格波动与作为货币政策重要中介西标的货币供应量之间的关系进行
实证分析，发现二者之间存在着长期稳定的均衡关系，但股市价格波动明显领先于货币供
应量，对货币供应结构的稳定性构成较强的正向冲击，从而加大中央银行货币调控的难度，
削弱宏观需求管理的有效性。我国货币政策应密切关注股市价格波动因素的影响，将其纳
入必要的监管范围，减少股市价格波动对货币政策有效性的冲击。s孙华好、马跃(2003)
分析股价和市值对宏观经济变量GDP和消费指数的影响时发现股票市值或股价对消费
指数都没有影响，股价对GDP没有显著的影响；所以货币数量对股市也都没有影响。s刘
剑、谢朝华(2003)从理论土分析了货币供应量的变化通过资产结构调整效应渠道、财富
效应调整渠道、流动性效应渠道、资产负债表渠道、股票市场渠道影响股票市场价格。
，刘幌松(2004)研究认为：M1确实对上海胶市价格的变化有影响，但M1与上海股市价格之
闻并不存在长期的协整关系。我国股市价格的变化会弓|起M0的变化。如果某年薪增加
的货币供应量(D膨，、DMo)与上年相比是增加的，那么该年上证指数上涨的可能性很大；
反之则反。s楚尔鸣(2005)2000年1月至2004年8月的月度数据，利用协整分析、ECM模型
及格兰杰因果检验，分析出货币供给量M，、实际利率与沪深股市流通市值之间存在长期
协整关系。，何雁明(2∞8)选取1993年到2∞6年9PJ的广义货币供应量、股票市价总值、
股票成交金额以及股票成交量的年度数据作为样本，对货币供应量的增加影响股市价格
1李红艳，江涛．中国股市价格与黛币供成鬣关系的实证分析阴．预测，2000(3)：37．柏
2李嶷军，史静欣．货币政策与股市的互动关系阴．河南金融管理干部学院学报[J12003(2)：33-36
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6孙华好，马跃．中国货币政策与股票市场的关系fJl．经济研究，2003(7)：30．33
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9楚尔鸣，中国tJF券市场货币政策传导效应的实证分析阴．开发研究2005(3)：102．105
5
第一章导论
的程度做实证分析。得出了货币供应量的增加将影响股市价格的结论。t
(2)货币供应量与房地产价格相关性的研究
相对于股票市场，对货币供应量与房地产价格相关性的研究相对较少。谢经容(2002)
等对1990．1999年我国房地产价格与广义货币供给(M，)的实证研究结果表明，房价与货
币供给之间有强正相相关关系。：王维安，贺聪(2005)先对房地产价格与货币供求的关系加
以经验描述，在此基础上，建立考虑房地产价格的货币市场一般均衡模型，推出掰条与传统
理论截然不同的理论假说。然后基于此假说研究了两种外生冲击对货币市场均衡的影响，
分析了货币供给与房地产价格的关系。，郭科(2006)用1998年2季度到2005年4季度的数
据进行实证分析，得出货币政策可以影响房地产价格，利率对房地产价格的影响比货币
供应量要更显著。·周京奎(2006)以1998．2005年我国房地产价格与股票价格互动关系为例
实证分析我国资产价格的波动机制，也得出货币供应量对银行拆借利率和贷款额有显著
影响并通过信贷中介放大这个影响、货币供应量供给超额是弓l起资产价格波动的发动机
的结论s。晏艳阳、许均平(2006)以1999年1月至2004年11月为时间窗，选取房屋销售价
格指数和股价指数的增长率作为资产价格变量，研究其与货币供应量M，和M，的增长率
之间的协整关系和Granger因果关系。研究结果表明，从中长期来看，货币供应量与资产价
格之间存在均衡关系，恧短期内狭义货币供应量掰，与资产价格的互动关系更为密切，房
屋销售价格和股价指数的变化都会显著地弓|致狭义货币供应量掰，变化。建议我国货币
政策应该逐步关注资产价格。s秦樟华(2006)使用协整检验和因果关系检验的方法研究
了中国房地产市场价格、投资与货币供应量的关系，证实货币供给量能够影响房地产价格
和投资，因此可以制定适蛊的货币政策对房地产市场进行宏观调控，同时房地产业对货币
政策运行的影响也越来越大，也是制定货币政策值得关注的目标。，
1，3．3文献评述
从以上的文献可以看出，国内外学者关于货币供应量与资产价格关系的研究以实证
分析居多，而且大都得出了一致结论，即货币供应量与资产价格之间存在长期协整关系，
1何雁明．我国汝产价格≮流动髓关系闷邀研究闭。武汉余融2007(12)：23．24
2谢绛荣．地产泡沫与金融危机圜际经验及其借糖fMl．北京：经济管理出版社，2002
3王维安，贺聪．房地产俊揍与货艰供求：经验事实和理论缀说[奠。搏|经研究，2005(5)：17-28
2郭科．我国货币政策影响房缝产价格的实证分析CJ]．福建金融管理干部学院学报，2006(4>：25-29
5岗京奄．利率、汇率调整对房地产价格的影响一燃于理论与经验的研究[J]．金融理论与实践2006(12)：3-6
6晏艳姻，许均乎。我国赞币供应楚≮瓷产价格协整磷究[J】。湖溜论坛，2006(2)：40-42
7秦棒华．我国虏地产与货币供给釜关系的实证研究[J】．甘肃联合犬学学报，2006(7)：33-36
6
西北大学硕上学位论文
货币政策应该关注资产价格。
但是，通过对文献的整理也可以发现，关于资产价格，大多数学者都选择股票市场
作为替代，这与股票市场较强的波动性与数据的可得性有关。两对于货币供应量与资产
价格关系的全面研究较少。1998年7月3日国务院发布了《关于进一步深化住房制度改革
加快住房建设的通知》(圜发1998第23号文)，该文件宣布全国城镇从1998下半年开始停
止住房实物分配，全面实行住房分配货币化，同时建立和完善以经济适用房为主的多层
次城镇住房供应体系，并提出把住房产业培育成经济支柱产业。自此我国房地产价格一
直呈现出快速上涨的趋势。全国房屋平均销售价格由1998年的2063元／平方米，上涨到
2007年的3864元／平方米。，2009年1月6同住房城乡建设邦、发展改革委、财政部、人民
银行有关负责人召开新闻发布会，介绍关予促进房地产市场健康发展的有关情况。会上
四部委首次以官方的声音承认房价过高，并鼓励房产商主动降价。可见，房地产价格已
经得到了越来越多的关注。因此本文将房地产价格纳入研究的范围，从更全面的焦度分
析货币供给与资产价格的关系。
在研究方法上，国内学者使用的方法主要是协整检验和格兰杰因果检验，这与所研
究变量的时闻序列特征有关。翟外学者在20世纪90年代惹期纷纷用向量鸯圈归的方法进
行研究。向量自回归模型是一种非结构化的多方程模型，用于相关时间序列系统的预测
和分析随机扰动对变量系统的动态影响。它不带有任何事先约束条件，将每个变量均视
为蠹生变量，突出的一个核心闷题是“让数据自己说话”。因此，本文在研究当中借鉴了
这一方法。
1．3研究的方法和创新点
对于我国货币供应量与资产价格变动关系这一问题的探讨，在研究方法上，本文注
重研究的科学性和逻辑的完整性，坚持实证研究与规范研究相结合、理论分析与事实验
证相结合、历史研究与逻辑相统一。
(1)运用实证研究和规范研究的方法。实证研究和规范研究是经济学研究的基本
方法，实证研究可分为理论研究和经验研究两部分。通过理论研究可以从中归纳出市场
经济可能的运行规律，然后从一定的先验假设出发，以严密的逻辑推理演绎证明这些经
济规律并推演可能有的规律。经验分析则以实际案例验证理论分析{!导到的经济规德。规
1资料米源：中固房地产信息嘲(www．realestate．cei．gov．cn／)
7
第一章导论
范分析是对社会经济运行的过程和结果做出伦理分析和价值判断。本文在对我国货币供
应量与资产价格变动关系的分析中举持实证研究与规范研究相结合。
(2)是定性分析与定量分析相结合。定性分析是建立在描述基础上的逻辑分析和
推断，是对研究结果的“质"的分析。定量分析是依据统计数据建立数学模型，并用数
学模型计算滋分析对象的各项指标及其数值的一种方法。本文在定性分析货币供应量与
资产价格关系的同时，也重视定量研究，用定量分析的结果支持定性分板。同时定量分
析也需要定性分析提供分析框架和思路。二者互为补充，缺一不可。
本文对我国货币供应量与资产价格变动之间的关系进行了实证分析，运用精确的
计量模型，探讨了不同层次货币供给与资产价格的关系。在研究对象上，将房地产价格
纳入研究的范围，从更全面的角度分析货币供给与资产价格的关系；在研究方法上，借
鉴了向量自回归模型，并推导出了针对房屋销售价格指数的预测模型，经检验模型具有
较好的拟合优度和较高的精度。这些对于全蕊认识我国以货币供应量为中介指标的货币
政策，完善货币政策的资产价格传导渠道具有参考意义。
1．4研究的内容和框架
本文共分为五章。
第一章是导论部分，介绍了本文的研究背景与意义，并在综述国内外研究现状的基
础上，提出了本文的研究思路和框架，分绍了使用的研究方法。
第二章是货币供给引起资产价格变动的理论分析。在货币供给与资产价格传导机制
的一般分析的基础上，又从扩展的货币数量论的角度阐述了货币供给引起资产价格变动
的理论基础。
第三章对我国货币供应量的现状与特点及其与资产价格的关系进行了统计性描述
和简单的实证检验。以期从经验数据上判断二者的关系，为后文精确的实证分析奠定基
础。
第四章是货币供给引起资产价格变动的实证分析。分别对股票市场、房地产市场进
行了实证检验。得出了货币供应量与资产价格存在长期协整关系的结论。
第五章政策建议。以实涯分析的结果作为支持，提出了进一步协调货币供应量与资
产价格的关系，灵活运用货币政策调控资产价格，防范资产价格波动风险，建立资产价
格预警指标系统的政策建议。
最后总结了本文的主要结论及需要进一步研究的阀题。
8
西j匕大学硕叶?学位论嵌
第二章货币供给引起资产价格变动的相关理论
2。{古典的货币数量论
赞币数量论起源予羔8整纪，吉典赞玺数量论靛基本憋想认必经济率赞誉供给懿变
动会弓l起价格水平成比例的变动。古典货币数量论中，最有代表性的是欧文赞雪的现金
交易方程式和庇吉的现金余额方程式。以下分别对这两个方程式迸行溺顾。
欧文费誊霹以称嚣土是吉典货季数量论的鼻裰。德静交耍方程式在磋方费牵史上占
有非常重要的地位。他程1911年出版了《货币的购买力》一书，其中提出了著名的现
金交易方成式。在这个方程式中，袍撼出了如下两个假设： ’
第一，壤身货蓉蘸滚遥速蹙是一个慧葬平均蕊概念，它是巍笼鼗个俸鹣翔转率决定
的平均的周转率。幽于个体周转率之间的差辨，例盘爨个体的习一暾、人躺密度、商业潮惯
以及交通的便捷禚度等技术条件均不相同，使得货带流通涟度与流通中的货币数量不存
在辐关关系。费雪认尧，决定羹瀑流蘧速度煞是技术条磐。铡魏与交翁穗关翁各释搜寒
手段的创新会带来货币流通速度的改燮。
第二，认为商鼯交易的数鬣与贷带的流通速度～样，与货币的数髓也无关。商黼的
多少浚定与枣然资源寨技术条磐，瑟不是货薅鼗量。
嶷这两个假设的基础上，费雪提出了如下的现金交易方程式{
Cx％+D x％一P×Q 犯。1)
在现金交易方程式串，费鬻认为商品交翳的媒介除了通货还有银行活期存款。对于
遂簧藤言，假定e隽逶赞靛数鬟，粼琢霹熬表示邋货笺瘸转速缝；穗鹿羲，瘸D表示
活蘩存款黪数量，剃存款满是淡费熬麓转蘧凌霹璇表示兔魄。爨越等蕊鏊左边哥黻表
示用遴货和银行活期存款衡量的总的消费量。在等式的右端，P代表～般物赞水平，Q
代表经济中交易的商品总量，其乘积代表总的消费。关于C和D，费辫认为他们是成比
镶交动的。霞为“镶行赭器与镬行存款保持～个襁对固定的毙铡，豆个人、公司帮企盈
在德稍靛货豢与存款之阔保持相对霎定熬毖铡”。t
幽以上分析碟知，C和D之间成比例变劫，％、％和Q之间是无关的，由此可以
1郅崇耨，现谯骶方货币耀论与政策f麓l满肇大学潦敝经2005(3)：56
9
第二章货币供给引起资产价格变动的理论分析
推断一般物价水平随货币数量变动，即货币数量决定价格水平。t
到了1917年，庇古在《货币的价篮》一文中提出了现金余额方程式。与费雪楣似
的是，庇吉的货币概念也包括通货和银行活期存款，与现在的膨，概念楣一致。虽然得
出了和现金交易说完全相同的结论，但分析的出发点并不相同。他首先将货币视为一种
资产，然后探讨哪些因素决定了人们对这种资产的需求，并最终得出货币量和价格水平
弱比例变动的货币数量论观点。：
关于持币动机，他认为基于货币的以下两个属性：首先是货币作为交易媒介的属性。
人们之所以持有货币，是为了满足同常的交易所需。对通货和活期存款的实际需求决定
于一般民众在他的财富中选择以货币形式保有的比例。其次是货币俸为财富贮藏手段酶
属性。由于货币被视为一种资产，所以货币也是财富的一种，财富的增加要求人们持有
更多的货币。
在疵吉蕾来，个人的财富总额、持有货港的机会成本以及人们对未来的预期都会影
响他的意愿持币额。个人的财富总额越大，他的货艰需求就会越多。当然这也指的是有
效需求。持有货币的机会成本取决于货币以外的各种资产的收益。其他金融资产或者实
物的收益越高，持有货币资产的机会成本就会上舞。人们就要在持有货币的方便性和持
有其他资产可能带来的收益性之间进行权锈。此外，对未来收入、支出、物价等的预期
也会影响意愿持币额。当一个人预期未来物价下跌时，他会持币待购，减少消费支出，
从而减少货币持有额。
在此基础上，庇古提出了著名的剑桥方程式：
M一足×丹(2．∞
K为比例系数，代表了人们愿意以货币形式持有的名义国民收入的比例。其实，令
七。三
l，则剑桥方程式与费雪方程式是相同的。
无论是费雪方程式，还是剑桥方程式，货币数量论都给了我们一个最直观的判断，
即货币供给的变动会引起价格水平成比例的变动。
1邱崇明，现钱瓣方货币壤论与政策fMl渍偿大学{趣；{夔社2005(3)：56
2易纲，笑有昌，货币银行学[嗣上海人民磁舨社1999
lO
西北人学硕J二学位论文
2．2凯恩斯主义的货币传导机制
货币政策通过利率途径对经济活动产生影响是凯恩斯学派的观点，这一传导机制在
王S一删框架下运作，强调货币资产价格～利率，而不是金融的存量在货币政策传导中的
作用。凯恩斯认为，货币供应量的变化打破了资产市场的均衡，通过市场机制的作用，
利率的相应变化使资产市场重新恢复均衡状态；同时，利率的变动通过资本成本效应导
致投赘变化，再通过乘数效应使社会总支出发生更大的变化，最终影响产出和价格水平。
传统凯恩斯的扩张性货币政策传导渠道可以表示为：
M岭i等J号Y (2．3)
可以看出，扩张性货币政策的实施使得货币供应量增加。在货币需求不变时，货币
供给的增加导致利率下降，在投瓷对利率具有弹性的情况下，投资支出增加，伴随着投
资的乘数效应，产出增加，经济呈现一派繁荣景象。价格随之上涨。
关于货币与投资的关系，即货币政策对投资的影响，托宾傲了精辟的论证，提出了
托宾Q投资理论。
托宾分析了货币的发行与资本存量变化即投资之问的关系，并指出最佳资产结构应
满足这样的条件，即在该资产结构中平均预期收益恰恰为这种增长所引起的预期成本所
抵消，即边际收益与边际成本相等。托宾(1969)’进一步提出了Q值理论，以分析资产
价格与重置成本之间的关系。2他将Q定义为企业的市场价值除以资本的重置成本。由此
可以看出，企业的Q值高，意昧着企业的市场价格高于企业的重置成本。由于企业只发
行少量股票就能够买大量新投资品，于是投资支出会增加；另一方面，如果毽值较低，
意味着企业价值与资本成本相比较低而不能购买新的投资品，他们可以通过廉价购买其
他企业而获得已经存在的资本。这样，公司投资支出的水平就比较低。Q值是决定新投
资的主要嚣素。
托宾认为，企业的股票价值V等于企业所支付红利的贴现值。假设资本的边际产量
为MPK，折旧为d，每一个时期企业所支付的红利就等于MPK—d，于是企业的股票价
值V等于：
矿；—(M而PK-d)+!查犁+—(M两PK-d)+⋯⋯ (2．4)
1James Tobin，A General Equilibrium Approach to Moneytary Theory．Journal of Money,Credit,and Banking，1969(2)：15-29
2邱崇明，现代褥方货币理论与政策蕊]清华大学出版社2005(3)
11
第二章货币供给引起资产价格变动的理论分析
假定每个时期的MPK都相等，V可表示为
矿。—(MPK—-d)
，． 根据定义，譬。—(MPK—-d)
，．
(2．5)
(2．6)
巍q；1时，MPK=d+r；当q>1时，MPK》d+r；N q《1时，MPK《d÷芦。
托宾认为，股票市场价值是对企业未来盈利的贴现值，可以为企业的投资提供一个灵敏
的指标。当股票市场价格升高，q>1时，企业扩大投资可以获得更好的收益；反之，企
业扩大投资就没有效益可言。Q值的变动可以是货币政策意图引起股票价格变动的结果，
也可能是资本边际效率变动从而导致重置成本变动的结果。．t
货币变动引起财富价格变动，从丽影响人们的消费、支出流量和就业行为等，并进
一步影响产出和价格。
凯愚斯在《通论》中论及财富效应时指嫩，货币、工资和物价下降会提高货币余额
的实际价值，并导致证券需求的上升，丽这又反过来影响利率，进而影响支出流量。凯
恩斯的分析忽略了财富存量引起的财富效应。莫迪利安尼及其推崇消费的财富效应。在
他的生命周期模型里，认为个人在整个生命周期内的消费支出崮两个部分缰成，嚣p分别
是劳动收入和实际拥有的财富。消费函数可以表示为：
C=aW+cY (2．7)
其中，W是赢入力资本、实物资本和金融财富组成的实际总财富水平，a为财富的
边际消费倾向，Y为收入，C为劳动收入的边际消费倾向。股票是金融财富的重要组成
部分，其价格直接受货币变动的影响。当货币变动时，金融财富相对于总财富会相应发
生变动，从而引起消费的变化。这种传导机制是：
M辛芝号W净C垮Y (2。8)
其中，楚为货币供廒量；只为股票等证券价格；鬻为财富，e为消费；Y为产渤。
货币变动不仅直接影响支出流量，而且会通过其他市场影响实际经济变量。～方面，人
们持有的货币余额的增加会由于财富效应而增加其对各种生息资产的需求，另一方面也
可能影响资产的供给。可见，货币变动的财富效应会通过不同的市场影响经济。：
1陈聚瓣，汪最云，会融学文献通论[羽中邈人民犬学氆舨馥，2006(11)
2邱崇明，现代西方货币理论与政策[M]漓华大学{lj版社2005(3)
西jI：大学硕士学位论文
2．3新古典宏观经济学的货币传导机制
(1)货币主义的货币传导渠道
以弗垂德曼为代表的货币主义者认为货币对经济具有直接的效应。这样“一方面，
货币主义者经常被人们批评没有给出货币政策传导机制，而是将其直接归因于货币对支
出的神秘的‘直接’，另一方面，货币主义者经常将同样的传导机制以大量资产，包括
资本和菲耐用消费品组合问的替代作用来解释’’。t
弗里德曼在《美国和英国的货雨趋势》中解释了他的货币传导机制观点。
弗里德曼根据资产组合均衡的分析方法，假定私人部门的每个经济单位都试图保
持一个在边际收益上相等的资产组合。假设中央锻行通过购买债券使货币供给量增加，
公众所持有的现金量就会增加，货币的边际收益会下降，低于其他的资产。此时，公众
会通过购买各种非货币资产来减少现金总量。由于货币与其他资产具有直接的替代作
用，增加的货币供给量一部分会直接形成消费需求，促使商品价格上涨，另一部分被用
于购买金融资产，导致利率下降。对金融资产和实物资产的购买导致实物市场消费品和
资本品生产扩大，最终是货币供求在更高的名义国民收入水平上重新恢复均衡。其传导
机制过程为：
M辛E号汜r{净I辛y (2．9)
其中，E表示公共支出，I表示投资。弗里德曼认为这个传导机制在短期内可能会
对经济的实际起作用，这主要是因为价格的适应性预期存在着时滞并且劳动力市场上的
工资合同来不及调整。2
(2)汇率渠道
在开放经济中，人们更多关注货币政策对汇率的影响，而汇率则通过影响净出口和
资产负债表来发挥传导作用。一国扩张性货币政策使国内利率水平下降，本币储蓄较之
外币储蓄丧失了吸引力，本币相对予其健币种的价值下降，汇率贬值不可避免。本币贬
值使国内商品的价格相对便宜，净出口增加，从而总消费增加；另外，汇率的波动会对
金融及非金融部门的总需求带来重要的影响。对于非金融部门，当一国货币当局采取扩
张的货币政策时，本币贬值的结果会使其大量的以外币表示的债务负担增加，以本豢表
示的净资产价值下降这样资产负债表的恶化使逆向选择和道德风险增加，结果是贷款下
1
Laidler D。Monetarism：an Interpretation and an Assessment。Economic Journal，1981：91
2邱崇明，现代谣方货带理论与政策[羽清华犬学娃；舨柱2005(3)
13
第二章货币供给引起资产价格变动的理论分析
降、投资减少以及整体产出水平的衰退。对于金融部门由于汇率贬值导致债务负担加重
萼|发的流动性闯题在墨西哥和东南亚金融危机中表现尤为突出。
M蹿f jE号NX辛Y (2，10)
2．4扩展的货币数量论下货币供给与价格变动的理论分析
传统的货币数量论是从简单的商品市场交易入手，由于当时的金融资产占国民经济
的比重不大，所以方程式中只包括交易的货币需求而未包括对金融资产的货币需求，货
币仅仅执行交易职能。很随着金融市场的不断发展，货币不荐仅仅局限于充当交易媒介，
现代的货币有两个基本职能：交易媒介职能和资产职能(曾康霖2002)-。交易媒介职能是
基于货币的同质特征，货币作为～种普遍接受的价值符号存在，其价值用购买力指数来
衡量；资产是基于货币的异质特征，货币作为与其他金融资产相伴丽生的个性化资产存
在，其价值用现金流贴现来分析。由于货币有两种不同基本职能，相应地人们对货币的需
求也分为两部分：交易对货币需求(用MT表示)、资产对货币需求(用MA表示)。货币的供
应量的增长被这两种需求的增长所吸收。可以表示为：M m MT+MA。用只表示资产的
一般价格水平，织表示资产酶数量，臻表示商品的～般价格水平，Qc表示商品的数量，
那么扩展的货币数量公式表示为：
MV—PcQc+只缆(2．1 1)
(Mr+M少一PcQc+只Q- (2．12)
(2．12)式是广义货币数量公式，它表示货币流向商品市场和资本市场。对广义的货币数
量论公式刷y=忍驻+只线，两边同时求时间t的导数，得到：
y(警)+g、(d西V，)=Qc(鲁)+最(警)+ⅥQ I百dPA J＼+只(警) 缇m
方程两边同时除以MV，则有：
1 dM。1矗y f OcPc dPc。最Qc 1 dQc＼。f缆只1 dPA。缆只1 dQA 1
M dt V tit l MV Pcdt MV Qc dt J I MV只dt MV Qa dt J
‘曾康霖，货币经济瑾谂研究豹薪成采一评盛松成等著《现代货币经济学》(第二舨)曙】金融研究，2002(4)：131-133
14
两北大学硕士学位论文
其中楸，、U、p订、％、p甜、q。，分别表示t期货币供应量、货币流通速度、商品市场
总价格水平、商品市场产品总量、资产市场的一般价格水平和资产数量的增长率。
协器，∥=麓，筇；静．
口表示商品市场所占的比重，筇表示资本市场所占的比重、声表示资本市场与商品
市场的比值。口、∥都是时间变量，因此写成a。、麒，
那么(2．14)式写戒：
m，÷y，m a，(p掰+窖群)+《l—a，)(p耐+譬。，) (2．15)
这就是货币、商品市场、资本市场关系模型。以上的公式说明，经济中货币量的增
长率是商品市场和资本市场的增长率的函数，参数分别为a，和1一口，或口，屈，它们均大
于0。增加掰，+’，，％的货币量将按q和髓，屏比例分别流入商品市场和汝本市场，使实体
经济增长◇盯+鼋。，协，虚拟经济增加◇甜+昝。，磅。但这只是理论上的～种状态，三者的
背离才是经济生活中的常态。
我们推导出了扩展的货币数量论公式，将仅包括商品市场的传统的货币数量论扩展
成为既包括商品市场又包括资本市场的更广泛意义上的货币数量论。我们将用扩展的货
币数量论公式来篱要分析不溺时期货币供应量与资产价格变动的关系。
(1)假设的提出：
第一，经济中包括两部门，商品市场和资本市场。
第二，现代货币不但具有交易媒介职能，还具有资产职能。
第三，货币总量和货币需求分别幽两大部分组成。货币总量包括作为收入流量的货
币和作为资本存量的货币。分别用于购买商晶服务等实物资产和股票债券等虚拟资产。
第四，货币流通速度是稳定的，常态下不变。
(2)不同时期的具体分板
在扩展的货币数量论下，货币供应量变动不但影响商品价格还将影响资产价格。由
于资本市场和商品市场发育程度、两个市场之间的收益对比等因素不阂，以及时间的差
异，使得二者变化规律呈现不同的特征。当纳入了资本市场后，如果货币能够在两个市
场之间自由流动，不但货币总量的改变，即使在总量保持不变的情况下结构的变化，都
15
第二章货币供给引起资产价格变动的理论分析
会改变各变量之间的关系。根据一般商品价格和资产市场价格受到货币供应量变动影响
后变化规律的不同，可以根据时间长短依次划分为四个时期，即短期、中短期、中长期和
长期。
短期分析，假定在短期，货币结构是稳定的。当货币供应量增加时，将流向两个
市场：一是商晶市场，二是资本市场。由予短期内商品价格变化近似呈现出～种冈l性，
所以来预期到的扩张性货币政策短期内并不引起商品市场的改变，即短期商品市场存
在粘性，产晶数量和价格都来不及反映。反而是股票等资产价格反应较为迅速。短期而
言，瞻于资产数量的变化不同将会出现三种情况：
第一种情况，当资产数量固定不变时，货币供应量的增加全部表现为资产价格上涨。
一旦收益发生变化如金融投资收益高于实业投资收益时，货币的投机需求和交易需求增
加，将会导致投机货币的流动，出现资产价格大幅上涨的现象。
第二种情况，当资产数量大幅减少时，货币供应量的增加将导致资产价格的上涨。
这时货币供给增加表现为资产价格大幅上涨和资产数量的减少。
第三种情况，当资产数量大幅增加时，其增幅大于货币供应量的增幅。显而易觅，
货币供应量的增加将伴随资产价格的下跌。这时将会出现货币供给增加与资产价格下跌
和资产数量增加并存的局面。如新股上市发行导致股票供应量增加，在股票供应量增幅
大予货币供应量增幅的情况下股价下跌。
应该看到，由予这静情形的瞬间存在，以及价格的={#绝对刚性，所以，货币扩张唯独
引起资产价格变动的结果只能是一种理论上的极端。
从中短期开始，商品价格水平开始变动：其中在中短期，货币供应增加引起商品价格
水平葶瑟资产价格水平变化将会出现两种情况。
第一种情况，在资产数量保持不变或者变动幅度较小时，货币供成量增加导致商品
价格和资产价格同时上升，这是投资需求上升的结果。
第二种情况，资产数量大幅增加时，货鬻供应量增加导致商品价格上升藤资产价格
下跌。这主要由于货币供应量的增加导致投资增加，引起投资品的价格上涨，这是投资
需求增加的结果。
中长期中，货币供应量增加反而爨现商晶价格下降和资产价格上升的现象。由于效
率提高和规模经济的结果，商蹋价格和资产价格才会呈现反方向变动关系。
在长期中，根据传统货币数量论的观点，货币供应量增加会完全转化为商品价格的
同比例上升。但这是有l；{f提条件的，也就是资产价格的变化能够完全转化为商品价格的
16
西北大学硕士学位论文
变化。资产价格上涨的传导效应如下：
MMt啼<篙黧暑蕊镰：。财富斌托剃应
由此可见，在扩展的货币数量论下，货币供给的增加，不但会引起商品价格的上涨，
还会孳|起资产价格的上升。在长期，赘产价格的上涨会通过财富效应，托宾Q效应传导
到商品价格上，引起一般意义上的通货膨胀。
此外，在经济处于非正常状态下，还存在着两种特殊情况。即货币供应量增加伴随
资产价格的单独上升，例如泡沫经济时期；在金融危祝时期，由于由于信心危机导致大
量抛售金融资产，结果即使增加货币供应量也无法阻止资产下跌的局面，出现货币供应
量增加伴随资产缩水的现象。
表1不鬻时麓货币供癍量与资产价格关系简析
对期资产数量资产价格商品价格货币供应量
不变上涨不变增加
短期火幅减少上涨不变增加
大瞩增加下跌不变增热
中短期不变(或变动幅度小) 上涨上涨增加
大幅增加下跌上涨增热
中K期上涨’F跌增加
＆期同比例上涨增加
17
第三章我国货币供给与资产价格关系的统计特征
第三章我国货币供给与姿产价格关系的统计特征
3．1我国货币供给与资产价格的统计度量
3．1．1我国货币供给的层次划分
货币供应量是指某一时点一个国家流通中的货币量。它是分布在居民手中、信贷系
统、企事业单位金库中的货币总计。程现实经济生活中，人们往往还将货币的范围扩展
到一些流动较强的短期证券，如国库券、商业票据等，因为他们可以很容易地转换为现
金或者活期存款而成为现实的购买和支付工具。
货币供应量的基本结构是由现金、活期存款向各类存款和短期证券依次扩展，划分
层次的基本标准是货币的流动性强弱。所谓货币的流动性，是撰各种货币形态转化为现
金所需要的时间和成本的多少，它反映了各种货币形态作为流通手段和支付手段的方便
程度。现金和活期存款是直接可以用于购买和支付的货币，因而流动性最强，被普遍歹d
为第一层次。货币的第二层次，一般是加进各类定期存款和储蓄存款，其流动性较活期
存款弱。在定期存款和储蓄存款之后的货币～般是加进各类非银行金融机构的存款，属
于第三层次。再下一个层次，～般是加进各种短期金融工具如：国库券、银行承兑汇票
等，其流动性比各种存款弱，比其他长期证券强。t
参照国际通行原则并根据我国实际情况，中国人民银行将我国货币供应量指标划为
四个层次：现金(M。)：就是一定时点上个人和单位所持有的现金，可以直接作为流通手
段和支付手段进入流通领域，是最直接和最活跃的购买力。狭义货币供应量(M，)：指现
金(M。)加上企事业单位的活期存款。活期存款可以随时签发支票或变现，所以它类同现
金具有较强的流动性。广义货币供应量(M：>：是指材，加上准货币。其中准货币包括企
事业单位的定期存款、羼民储蓄存款及其健存款。准货币在一定条件下也可以直接变为
现金。
M。、肘，、吖：之间的联系和区别可从以下关系中体现：
M。=流通中现金
M1=M。+企事业单位活期存款
‘张尚学．货币银行学汹】科学淝版社，2005：161—162
18
西北大学颁i学位论文
M：=M。+企事业单位定期存款+居民储蓄存款+其他存款
可以看出，M。反映了经济中的现实购买力；M：不仅反映现实的购买力，还反映潜
在的购买力。若肘。增速较快，则消费和终端市场活跃；若M：增速较快，则投资和中间市
场活跃。中央银行和各商业银行可|以据此判定货币政策。掰2过高而膨，过低，表明投资
过热、需求不旺；掰，过高掰：过低，表明需求强劲、投资不足。货币供应量是影昀宏观
经济的重要变量。它同收入、消费、投资、价格、国际收支都有着极为密切的联系，是
国家制定宏观经济政策的重要依据。社会总需求与总供给的均衡，从需求方面看，主要
决定于货币供应盈是否适度。
3。{。2我国股票价格的度量
对于股票价格采用最综合的、最有代表性的上证综合指数和深证综合指数来衡量。
上证综合指数，是上海证券交易所编制的，以上海证券交易所挂牌的全部股票为计
算范围，以发行量为权数的加权综合股价指数。它反映上海证券交易所上市的全部A股
和全部B股豹股份走势。该指数以1990年12月19日为基准日，基准目指数定为100
点，自1991年7月15日开始发布。基期及基点为：1990。12．19=100指数计算，以样本
股的发行股本数为权数进行加权计算。
深证综合指数指由深圳证券交易所编制，以深圳证券交易所挂牌上市的全部股票的
发行量为权数计算的加权综合股价指数。该指数的基准日期是1991年4月3日，基日
指数定为100点。其样本为所有在深圳证券交易所挂牌上市的股票，权数为股票的总股
本。在前些年，由予深绷证交所的股票交投不如上海{委交所活跃，深圳证券交易所现已
改变了股票指数的编制方法，采用成分股指数，其中只有40只股票入选并于1995年5
月开始发布。t
3．{．3我国房地产价格的度量
房屋销售价格指数是反映～定时期房屋销售价格变动程度和趋势的相对数，它是通
过百分数的形式来反映房价在不同时期的涨跌幅度。包括商品房、公有房屋和私有房屋
各大类房屋的销售价格的变动情况。
房屋销售价格指数的优点是“同质可比"，这种方法反映的是排除房屋质量、建筑
1资料来源：中国证簸会两站(www．csrc．gov．cn／n575458／index．hlml)
19
第=章我目货m供蛤2瑚P价格*系∞统*特Ⅱ
结构、地师位霄、销售结构斟素影响之后，m J。供求关系及成本波动等冈豢带柬的价格
变动。
在房尾销售价格指数的计算中，小类指数是以报告期的销售收入作为计算权数．小
类(含)以F指数足以报告期调查样术的销售收入作为权数通过加权调和平均公式计算；
大炎指数和总指数是以上年某地区备类房尾的销售额作为权数，采用加权算术平均的
方法计算}rl束的。·
3 2我国各层次货币供应量与资产价格的趋势分析
3 2 1我国货币供应量的描述性统计分析
(1)我国备层次货币供应量及增长趋势分析
山于从1993年开始，。}】国人民银行才真iF将货币供应龄作为货币政策的中介目标，
故木竹选取从1993年到2008年并层次的货币供应量进行趟势分析。
懈懈广N-陟i二纛蕊__豢二j糍蹩MI露ll
∥，∥∥∥∥∥扩
许科m*：十日肼地P*息H(塑型za虹H＆女址∞二￡型)
20
Ⅱ北^学顾L学*№Z
由图1可以看出，从1993年开始，我国各层次货币供应总最呈}=升趋势。M。、M
M：基本上都以超过10％的速度高速成K。Mo的甲均增长率为13 98％，M．的平均增长
牢为18 2％，M，的、卜均增长率为20 29％，大大超过了经济增眭。并且可以看出货币层次
的流动肚越强，其增长率的波动性越大，即^，。增长率的波动性大于M。，M，增长率的
波动件大于M，。从1993年毋j1996年各层次货币供应量旱加速下降趋势，之后波动较为
平稳。这1，当时为了治理我国严重的通货膨胀(这阶段通货膨胀率高达20％左右)，
l±】家采取“适度从紧”的财政货币政策有关。在经过r这段治理之后，我罔于1996年基本
实现了经济的“软着陆”，此后货币供应量增K牢基本平稳。但最近的现象值得关注。2007
年Ⅳ。、M，、M：的增长率57N；h12 2％、21 05％、16 74％，到了2008年，各层次货币
供应量的增长率分别为12 59％、8 94％}f117 79％。其中，M。与M，的增长率基本平稳，
M，印有较大幅度下降，大昼的单位活期存款转为定期存款。
崮3 1998 2007年她增长率、实际GDP增幅与CPI增榀之和比较图
山幽3可以看山，我田广义货币供应箭^，，的增比率远高于实际(；叫与cPI增K率之
和。我们将货币供戍量增K率超过实际GDP增K率a dCPI增长率的差额定义为超额赞币供
给，即货币供应量超出了经济运{f当叶1所需要的量。由图可见彳竽我田的经济运行当叶]一
卣存在着超额货币供给。1998年山于年受到亚洲会融危机的影q∞，我幽经济也}{_：现了通
货紧缩现琢，CPI呈负增K，战经济中的超额货币供给相当，⋯重。此后，随着我国逐渐
走出通缔的酬够，加之绛济一直保柑了较高的增k速度，超额货币t}}给有下15芊的趋势。
但各年z州也有波动。2001年}112003年以吖，为统计f l径的超额货币供给相刈较多；2004
第三章我国贷币供给．‘J资产价格关系的统计特，征
年和2007年则较低。尤其是2007年，我国的经济增长速度达到了11．4％，CPI也在4．8％的
高缱运行，当年膨：的增长率保持在16．74％，故以膨：为统计嚣径的超额货币供给仅有
0。54％。可见，我国超额货币供给的波动并无规律可循，它与当年经济运行的实际状况，
中央银行所采取的货币政策密切相关。
(2)我国各层次货币流通速度趋势分析
货币流通速度是指单位货币在一定时期内的平均周转次数。货币流通速度越快，流
通中所需要的货币量越少，反之则越多。货币流通速度根据商品交易总额指标选择的不
同有两种分法。本文所采用的货币流通速度衡量指标为：各层次货币流通速度=GDP／各
层次的货荣供应量。．
翻4彗l、就酶流通速度
从图4可以看出，我国M，、M：的流通速度里现持续下降的趋势，分析其原因，主
要有以下几点。
首先，随着我国往房、医疗、教育体制改革的推进，未来的不确定性增强，人们对
于未来支出的预期也随之增强，居民的预防性货币需求t增大。由此实现和以前一样多的
GDP需要更多的货币量，反映在货币流通速度上，就是其不断下降。
其次，从经济货币化程度2的角度来分析。一园在货币化过程中会表现出货币需求的
增加大于GDP增加的趋势，是因为货币需求的弹性较大。由此导致货艰流通速度长期呈
下降趋势。
随着货币流通速度的下降，实现和以前一样多的GDP需要更多的货币量，反映在货
1预防住货币需求：撸入fl’】为|『应付意外事故聪形成对货币的满求。
2经济货币化足指存市场经济下，相对自给自足的生产和物物交换而言，熊币的使用正在增加，即传统的行业和家庭
部门由手开始使用货薅当蟊：交换媒介，将会有一笔数量W观的货币余额停留在社会各经济点体手中，用以作交易使
用
骶北大学硕士学位论文
币流通速度上，就是其不断下降。这也是最近几年我国流通中的货币量均保持了较高增
长速度的原因之～。
(3)我国各层次货币流动性趋势分析
图5 M，／∞P、掰，／&凹趋势圈
货币供应量对GDP的比例一般用来表示发展中国家金融深化的程度，以及各层次的
货币流动性。其中M，／GDP比较有代表性，用来反映一国经济生活的货币化程度。由
图5可以看出，我国M。／GDP和M：／GDP这两个指标均呈现出持续上升的趋势。但
M2／GDP上升的速度远远快于Ml／GDP。1993年，我国M。／GDP为0．47，M2／GDP是
1．Ol，+到了2008年，我围M，／GDP为O．69，肘：／d9P是1．81。可见，我国经济当中各层
次货币的流动性星上薨趋势。
(4)小节。本节分别从货币供应量及增长趋势、备层次货币流通速度和各层次货
币流动性三个角度对我国货币供给进行了总体描述。由以上分析可知，我圈各层次货币
供应总量一直呈上升趋势。材o、掰，、M：基本上都以超过10％的速度高速增长。从1993
年N2008年，材。的平均增长率为王3．98％，M。的平均增长率为量8．2％，M：的平均增长率
为20。29％，大大超过了经济增长率与物价上涨率之和。与此同时，我国各层次的货币流
通速度呈下降趋势。货币流通速度的趋缓，使得实现同样产出所需要的货币量增加，这
也是我国近年来货币流动性不断上升的原因之一。由此可见，我国经济当中～直存在着
超额货币供给。
第三章我国货币供给‘j资产价格关系的统计特征
3．2．2我国各层次货币供应量与股价波动的趋势分析
本节将对我匿各层次货币供应量和股价波动的趋势进行统计描述和简单的实证分
析，为后文的计量检验提供经验和趋势上的判断。所选取的样本区间为1995年到2008
的年度数据，变量为各层次货币供J立量肘。、M，、M：的年末余额；上证综合指数SZZZ
和深证成分指数SZCZ的年末收盘价。
·，．o
■
3 | 2．5
| ．
2 ’＼ 爿
l。5
／| 尺} · RSZZZ
l
． ／ 弋{
- RSZCZ
O．5 久
o —Q．眵彩j箩一j参j矿一
一量
图6 1995-2008上证综指与深涯成指涨跌趋势图
由图可以看出，我国股市在成立初期波动较大。且深成指的波幅远大于上证综指，
从1998年之后，二者的波动幅度才大致趋同。我国段市在经历了几年的徘徊之盾，到
了1999年，上证综指与深圳成指企稳回升，迎来了新～轮的牛市。上证综指从1999年
的1366．58点攀升到2000年的2073．48点，涨幅达51．73％。深圳成指也从3369．61点上
升到4752．75点，涨幅达4l％。随着这轮行情的终结，股指在2001年开始下跌，随后
一直萎靡不振。直到2005年，随着股权分置改革的推进，股市又迎来了新一轮行情。
到2007年，沪指涨幅达到96．66％，深成指达到166．29％。通过比较可以发现，在股指
涨幅较大的年份，货币供应量的增长率也较高。2007年，肘。增长了12％，M。增长了
2l％，掰，增长了16．73％，均高于其他年份。
(王)各层次货币供应量增长率与股指涨跌趋势分析
用RM9 RM，RM：分别表示Mo、M，、M：的增长速度，RSZZZ表示上证综指的涨
跌幅，RSZCZ表示深证成指的涨跌幅。1995年以来的各变量值见下表。
西北大学硕士学位论文
表2 1995～2008年货币供应量与上证综指、深证成指的增长攀比较单位：％
年份RMo RMl RM2 鬏SZZZ RSZCZ
1995 8．19 16．78 29．47 —14．2899 ．22．2887
1996 11．63 18．88 25．26 65．14074 312．90羔
1997 15．63 22．13 19．58 30．21668 2．609092
1998 10．09 11．85 14。84 —3．96952 ．29．5237
1999 20．09 17．67 14．74 19．17502 14．2504
2000 8．9 15．95 12．28 51．72767 41．04748
2001 7．07 12．65 17．6 ．20．618 00．0266
．2002 10．12 18．39 16．8 ．17．5 167 —17．03
2∞3 19．58 18．繇14。28 10。26零0薹26。11169
2004 ’
14．86 14．09 8．72 一15．3997 —11．9613
2∞5 17。57 l薹．78 11．94 撼。3253量《。52703
2006 15．68 17．48 12．65 130．4334 132．1245
2∞7 16。74 21．∞ 12．2 96。65928 166．2893
2008 17．79 8．94 12．59 —65．3941 ．63．36
利用Eviews3．0软件，可以计算出RMo RM，RM2 RSZZZ RSZCZ的标准差分别为
4．407、3。814、5．613、52。21、101。31。可以看出股指的标准差明显大于RM。RMl RM2
的标准差，说明股价的波动幅度远大于货珀供应量的波动幅度。
(2)各层次新增货币供应量的增减趋势与股市涨跌趋势分析
用DM。DM2 DMo表示新增的膨l M：Mo的一阶差分，在这里表示货币供应量的增
量。用RDMl RDM2 RDMo表示DMl DM2 DMo的增长幅度。
表3 1996-2008 Ml增加量与股指涨跌趋势的比较
年份DMI RDMl RSZZZ RSZCZ 关系
1996 4527．7
1997 6311．5 39．4 30．2l 2．609092 同涨
1998 4127．4 ．34．6 -3．97 —29．5237 同跌
1999 6883．6 66．8 19．16 14．250I隼同涨
2000 7309．9 6．2 51．73 41．04748 同涨
2∞王研24。4 _8．O ．20。62 oO．0266 网跌
2002 11010．2 63．7 ．17．52 ．17．03 不相同
2003 13236。8 20．22 10．27 26．11169 麓涨
2004 11851．1 -10．47 -15．4 —11．9613 同跌
2005 11309 4．57 -8．32 《。52703 阉跌
2006 18756．43 65．85 130．43 132．1245 同涨
2∞7 26524．97 41。42 96．66 166．2893 嗣涨
2008 13639．9 ．48．58 ．65．39 ．63．36 阔跌
可见，在大郝分年份，二者的涨跌趋势都是～致的。即如果某年新增膨，增加，则
第三章我图货币供给与资产价格关系的统计特舐
上证指数是上涨的；某年新增M。下降，则该年上证指数下跌。
表4 1996-2008 Id2增麓量与股指涨跌趋势憩比较
年份DM2 RDM， RSZZZ RSZCZ 关系
1996 15344．4
1997 14900．4 ．2．8935638 30．21 2．609092 不相同
1998 13503．2 ．9．3769295 -3。97 忍9。5237 同跌
1999 15399．4 14．042597 19．16 14．2504 同涨
2∞O 14712。5 -4。4605634 51。73 41．04748 不相月
2001 23691．5 61．029737 ．20．62 ．30．0266 不相同
2∞2 26705，1 12．720174 ．17．52 —17。03 不相网
2003 36215．8 ． 35．613797 10．27 26．11169 同涨
2004 32884．2 ．9．1992998 ．15．4 ．11．9613 同跌
2∞5 +44648．7 35。77554 ．8．32 《．52703‘ 不相同
2006 46847．89 4．9255409 130．43 132．1245 同涨
2∞7 57838．6l 23．460438 96．66 166。2893 同涨
2008 71757．8 24．065568 -65．39 -63．36 不相阎
由表4可以看出，膨：增加量与股指涨跌之间不存在一致趋势，说明二者不存在较显
著盼相关关系。
表5 1996-2008 MO增加量与股指涨跌趋势的比较
年份DMo RDMo RSZZZ RSZCZ 关系
1996 916．7
1997 1375．6 50．06 30．21 2．609092 同涨
1998 1026。6 25．37 ．3．97 ．29．5237 不相同
1999 2251．3 119。30 19．16 14．2504 藏涨
2000 1197．2 46．82 51．73 41．04748 同涨
2∞l 19【36．薹13．46 ．2e．62 _30．阮66 不攘网
2002 1589．2 53．38 -17．52 —17．03 不相同
20∞ 2468 55。30 10．笈26．11169 嚣涨
2004 1722．3 30．21 ．15．4 ．11．9613 不相同
2005 2563．4 48．84 ．8。32 —6。52703 不摆月
2006 3040．92 18．63 130．43 132．1245 同涨
2007 3302．58 8．60 96．66 166．2893 同涨
2008 3824．8 15．8l ．65．39 —63．36 不相圊
出表S可以看出，掰。增加量与股指涨跌之闻也不存在一致趋势，说骧二者不存在较
显著的楣关关系。
3．2．3我国各层次货币供应量与房价波动的趋势分析
1998年7月3 R国务院发布了《关于进一步深化住房制度改革加快住房建设的通知》
(圜发1998第23号文)，该文件要求全国城镇从1998 T半年开始全面实行住房分配货
26
瑙北大学硕士学位论文
币化，叫停之前的实物分配住房制度，建立和完善多层次城镇住房供应体系，以经济适
用房为主体，并要求把住房产业培育成经济支柱产韭。宙此我国房地产价格一直呈现出
快速上涨的趋势。根据这一背景，本文采用1998年到2007年的年度数据作为样本。数
据来自《中国统计年鉴》、国家统计局网站以及中国房地产信息网。奠中，HP代表全国
房屋平均销售价格，掰o、膨，、肘2代表各层次赞币供应量，RHP RMo RM，RM2分别
代表各变量的增长率。
表6 1998-2007年我网房屋平均销售价格与各层次货币供应量
年份嚣p R挺P Mo RMo MI RMl M2 RM2
1998 2063 3．3 11204．2 0．100869 38953．7 0．118514 104498．5 0．148394
19朔2053 -0。48 13毒55．5 0．200934 45837。3 O。176712 l薹9897。9 0。147365
2000 2112 2．87 14652．7 0．088975 53147．2 0．159475 13461 o．4 0．122709
2∞熏2堇为2。75 15688+8 e。Q钧711 5987羔。6 O。126524 158301+9 0。176001
2002 2250 3．69 17278 0．101295 70881．8 0．183897 185007 0．168697
2003 2359 4．84 19746 0．14284l 84118。6 O．186745 221222。8 0．195754
2004 2778 14．03 21468．3 0．087223 95969．7 0．140886 254107 O。148647
2005 3168 7．59 24031．7 0。119404 107278。7 O．117839 298755．7 O．175708
2006 3367 6．28 27072．62 0．126538 126035．1 O．174838 345603．6 0．15681
2007 3864 14．76 30375．2 0．12199 152560．1 0．210457 403442．2 0．167355
(1)描述统计
本文选取的接述性统计指标是均值、标准差、偏度和峰度。其中，均值属于集中趋
势分析，标准差属于离散趋势分析，偏度是用来表征概率分布密度曲线相对于平均值不
对称程度的特征数，峰度是用来反映频数分布曲线顶端尖峭或扁平程度的指标。用
这隧个指标，可以反应数据的基本特征以及分布状态。
表7变量的均值、标准差、偏度、峰度
变量均值标准差偏发峰度
HP 2618．4 643．6105 0．8270 2．2589
Mo l辨97．3Q 6221．83 0．4143 2。025
MI 83465．38 37030．75 0．5489 2．2015
M2 222544．7 101331。9 0．5102 2．0127
M1／M2 0．3771 0．0099 -o．2272 2．9235
Mz／GDP 1．4960 O．1427 -0．6259 l。9385
偏度是用来表征概率分布密度曲线相对于平均值不对称程度的特征数。当偏度系数
为正值，可以判断为右偏，反之为左偏；偏度的绝对值越小，表明该数据的正态对称性
越好。峰度是用柬反映频数分布曲线顶端尖峭或扁平程度的指标，当峰度系数大于
0，则数据为尖峰分布，反之为平峰分布。峰度值越大表明该数据的正态峰越明显。以
∞三々我月货mmb’』女产价#*§∞‰”特缸
卜的描述统计结果虽然不足以推导出傲性的结论，但却为进步研究提供了参考
(2)房尾销售价格与各层次货币供应量增长趋势分析
0 25
0．2 产＼厂＼ ，， 0‘15
一j ～7≮／7 一一HM1P增增长长率率O-1 ／Ⅵ M0增长率
O 05 M2增*$
o Σ一，￡二二：二j。
_。。矿毋盘袋建莲建垂袋盘
图7全国房屋平均销售价格与各层次货币供应量增长趋势圜
由罔7可知，M。增长率与房价增长率之M并不存在长期的一致趋势。1999年，M。
涨幅达到20％，而此时房屋销售价格反向F降丁0 A8个白分点；2004年．房价大涨了
14 03％，而同期M。增长率仅有8 7％。由趋势图可以推断，M。和房价之间小存在相关
关系。
从1999年丌始，M，大都保持0：12％以上的较高水平(只有2005年为11 78％)。
与此同时，房价也+路高涨，最高达到2004年的14 03％。虽然一者涨跌趋势一·致，但
仔细则察可以发现，房价的涨跌晚于Ⅳ，的涨跌。1998年吖。仪增长了11 85％，低于其
他年份。房价在1999年下降了0 48％。2006年我国狭义货币供应量增长了17 48％，涨
幅较大，与此同时房价在2007年的增幅达到了14 76％。町以推断，M。对房市的影响大
约会滞后一年。后文将会运用计量模型进行更精确的分析。
从图中反映的趋辨可以看出，2002年开始，M：大都保持在17％以卜的较高增长水
平，房价也进入快速l升区川。2003年开始宏观调控，收紧货币供应后，M：增速在2003
年三季末“{20 97％的高点快速F降，m房价指数在2004年末从高点回落，也存在定
的滞后。
3 3我国货币供应量与资产价格变动的相关性分析
扪述陛统计的一个再要功能是可以进行变最删的相关性分析。皮尔逊棚芙系数，描
28
西北人学硕+扛学位论文
述了两个定距变量问联系的紧密程度。样本的简单相关系数一般用，表示，计算公式为：
(3．1)
其中17为样本量，，描述的是两个变量闽线性相关强弱的程度。，的取值在一l与+l
之间，若r》0，表明两个变量是正相关，即一个变量的值越大，另一个变量的值也会
越大；若r《0表明两个变量是负相关，邵一个变量的值越大另一个变量的值反而会越
小。r的绝对值越大表明相关性越强；若r一0，表明两个变量闻不是线性相关，但有
可能是其他方式的相关(比如曲线方式)。利用样本相关系数推断总体中两个变量是否
相关，可以用t统计量对总体相关系数为0的原假设进行检验。若t检验显著，则拒绝
原假设，即两个变量是线性相关的；若t检验不显著，则不能拒绝原假设，即两个变量
不是线性相关的。
(1)货币供应量增长率与股指涨跌幅相关性分析
接下来对上证综指、深圳成指的涨跌幅和各层次货币供应量增长率做简单的相关分
析，得到如下相关系数矩阵。
表2各层次货币供应景增长率与股指涨跌幅相关系数矩阵
RSZZZ RSZCZ RM2 RMl RMo
RSZZZ 1．∞O 0．766 O．2蕊0．522 0．049
RSZCZ 0．766 1．000 -0．046 0．628 0．116
酞M2 0．224 国。甾6 董．◇∞ e。3∞ ·固。毒73
ltMl 0．522 0．628 0．306 1．000 0．125
RMo 0．049 0。重量6 ．0．473 0．125 l。Ⅸ轮
凼表2可以看出，股市的涨跌和M，的增速之间存在较强相关关系，其相关系数为
0．522和0．628，和Mo M：增长率之间几乎不存在关系。
(2)货币供应量增长率与房屋销售价格增长率先关性分析
通过Eviews3。0对脚RMo RM。RM2之间的相关性进行检验，得到翔下相关系
数矩阵。
骞查蝴
第三章我国货币供给与滚产价格关系的统计特征
表8各层次货币供应量增长率与房屋销售价格增长率的相关系数矩阵
R王{P RMo RMl RM，
RHP 1．Ooo O．0722 O．1769 O．1258
RMo 0．0722 1。000 0．4521 0．0902
黼涯l 0．1769 0．452l 1．∞0 0．1357
RM， 0．1258 0．0902 0．1357 1．000
相关系数是用来说明两个现象之间相关关系密切程度的统计分析指标。其范围在一圭
和+王之间。相关系数大予O为正相关，小于0为负相关，等于0表示不相关；绝对值越
大，相关程度越高。由表可知，房屋销售价格的增长率与M，的增长率之间存在正相关
关系，与M：的增长率之间的相关性稍弱一点。
两j匕大学硕士学位论=史
第四章我国货币供给与姿产价格关系的实证分析
第三章对货币供应量及货币供应量与资产价格之间的关系进行了统计性描述和简
单的实证分析。对我国货币供给的现状、特点以及货币供应量与资产价格之间的关系进
行了初步探讨。在此基磷上，本章将利用计量模型深入分析，进一步研究交量之间盼因
果关系。以期得出二者之闽较为精确的结论。
4。．1我国货币供应量与股票价格的实证分析
出于年度数掇的有限性，无法进行精确的计量分析，敞本节选用月度数据做实证研
究。数据来源于中国人民银行网站1、大智慧行情交易系统以及国家统计局数据库2。在
方法的选用上，主要采用平稳健检验、协整检验、格兰杰因果检验等计量方法来全面分
析我国各层次货币供应量与股票价格的长期均衡关系与因果关系。
4．1。1变量的选取与研究的方法
(1)数据的平稳性检验叫DF检验
在进行实证检验前，为避免非平稳的经济变量在回嬲分析时带来的伪回归闷题，必
须对数据进行平稳性检验。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文采用ADF
检验对序列的平稳性进行检验。ADF通常有三种模型：
口一1
ay，一YY，以+Σ麒缈，-f+F， (4·1)
p一1
Ay，一8+yy埘+Σ反缈一毛(4．2)
蚤一I
每，=a+yy“+6t+善成缈州+‘ (4·3)
其中序列Y，服从AR(p)过程，岛为白噪声。检验的原假设为Ho：)，一0；H。：，，《0。
如果接受原假设Ⅳo，说明序列是菲平稳的；如果拒绝原假设，则说明序列是平稳的。
在实际选择中P的选择标准为使得自噪声最小的值。如果检验酶t统计量小于其临界值，
1资料寒源：中圜人民锻行列蛄(www．pbc．gov．cn)
2资料来源：中国国家统计数据库(www．219．235,129．54／cx／table／table．jsp)
31
第1，q章我国货币供给弓f起资产价格变动的宓证分析
则可以认为在相应的临界值水平下该序列是平稳的。1选择哪一种模型视具体情况而定，
逶常根据图形判断是否有常数顼和趋势项。
(1)协整检验
协整检验从检验的对象上可以分为两种，基于回归系数的协整检验和基于回归残差
的协整检验。本文所采用的是基于回归残差的协整检验方法。这种方法是由Engle和
Granger(1987)提出的。他们认为，煮变量和因变量之间存在瓠整关系也就是说因变量
能被自变量的线性组合所解释，两者之间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量解
释的部分构成一个残差序列，这个残差序列应该是平稳的。因此检验一组变量之间是否
存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否平稳。
若k个序Ny静和岁麓，Y魏⋯Y船都是一阶单整序列，建立回归方程
Y。一声2Y2}+f13Y3f+⋯+成y缸+Hl (4．4)
模型估计的残差为
露，一Y1f一∥2Y各一f13Y3f一⋯一∥女Y矗(4．5)
检验残差序列是否平稳，也就是判断露。是否含有单位根。如果残差序列是平稳的，
则可以确定回归方程中的k个变量(Yu,Y：，，Y。∥一Y缸)之间存在协整关系，且协整向
量为《声，厂爹：，⋯，一度)。，其中磊=l；否则(Yu,Y教，Y噩．⋯Y缸≥之间不存在协整关系2
(1)格兰杰因果检验
判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，是经济计量学中的常见问题。
Granger提出了一个很好的判断因果关系的检验，即Granger因果检验。Granger因果检
验在考察序列X是否是序列y产生的原因时，先估计当前的Y值被其爨身滞后期取值所
能解释的程度，然后验证通过引入序列X的滞后值是否可以提高Y的被解释程度。如果
是，则称序列X是Y的格兰杰成因，此时X的滞后期系数具有统计显著性。其检验的模
型一般如下：‘
Yt 8 t2iXt_i&荟缈q枷缸(4·勘
1易丹辉．数据分橇与Eviews应髑[羽。中嚣统计趣舨社，2007：145
2高铁梅．计量经济分析方法与建模阻]．清华大学醯{版社，2008：155—156
32
两北大学硕士学位论文
铲善桃。+篆魄一丑(4_)
Granger因果检验度量对y进行预测时X的前期信息对均方误差MSE的减少是否有
贡献度，并以此作为因果关系的判断基准。用和不用X的前期信息相比，MSE无变化，
称X在Granger意义下对Y无因果关系，反之，当X的前期信息对MSE减少有贡献时，
称X在Granger意义下对Y有因果关系。1
4．1．2我国货币供应量与股票价格的实证检验
．在前一章，利用年度数据对货币供应量与股票价格的相关关系进行了初步判断，但
缺乏精确的实证检验，本节将在上一章的基础上进行深入研究。上证综指是以上海证券
交易所挂牌上市的全部股票为计算范围，以发行量为权数综合计算得出的，它反映了股
票市场的总体走势。故本文选取上证综指与各层次货币供应量Mo、M。、M：为研究对
象。涉及的变量为上证综指月收盘指数S，狭义货币供应量M。、M。、肼：月末余额。
样本区间为2004年1月到2008年12月，共60个样本点。在进行实证分析前，先对数
据进行处理。用移动平均法对货币供应量做季节调整，用指数平滑法对上证综指进行平
滑处理。
(1)单位根检验
非平稳的经济变量在回归分柝时会出现伪回归问题，因此在分析之前必须对数据进
行平稳性检验。本文采取的平稳性检验方法是ADF检验，以分析各个变量是否具有平稳
性。ADF的回归方程式为：
ay，=a+yy“础+Σ麒甑一‘ (4·8)
Y，代表要检验的四个变量，检验结果见表9。
1裹铁橼．诗量经济分板方法与建横[姻。黄华大学壅舨社，2008：260—261
33
籀网章我国货币供给弓l起资产价格变动的实证分析
表9单位根检验结果
变量ADF统计量临界值
．6．2009 l％levele．4．1190
Mb 5％levele-3．4862
10％levele-3．1711
．1．3613 l％levele-4。1190
掰1 5％levele-3．4862
10％levele-3．171 1
．0．8282 l％levele-4。1219
M2 5％levele-3．4875
10％levele-3。1718
S 0．0436 1％levele-3．5437
5％levele．2。91∞
10％levele．2．5928
≤。髓50 l％levele-3。5478
DMl
5％levele-2．9127
10％levele．2．5937
．6．6649 ． 1％levele一3．5478
DM2 5％levele-2。9127
10％levele-2．5937
Ds ．6．6918 l％levele-3．5457
5％levele-2。9l 18
10％levele．2．5932
由表9可知Mo一阶平稳，M。、M2、S～阶非平稳。经过一阶差分后，DM，、DM2、
DS均平稳。可知膨，、M，、S均为一阶单整序列。
(2)协整检验
对于非平稳的时间序列，如果以差分方法使其平稳，则会因为丢失隐含在其中的长
期信息而使回归分析失效或降低价值。针对这种状况，协整检验提供了一种检验变量间
是否有长期均衡稳定关系的方法。经过平稳性检验可知，掰，、掰2、S均为～阶单整序
列，霹对其进行协整检验。建立如下协整关系模型进行检验：
LS m万o+芦i￡Ml+掰n (4．9)
LS一口o+穰lLM2+秘f2 (4．10)
先用LS对￡肘，、埘：做普通最小二成估计，得到残差序列E、E：。再对残差序列
进行单位根检验，得到如下结果。
西北大学硕小学位论文
表10残差序N E1、E2的单位根检验结果
变量ADF统计量临界值
-5．2645 1％levele一3。5501
置5％levele-2．9137
10％levele一2．5942
-2．3766 1％levele-3．5457 ．
E2
5％levele一2．9118
l潞levele一2。5932
由表lO可知，由于置的检验统计量值-5．2645d、于显著性水平O．01时的临界值
-3．5501，表明序列龄和上M，之间具有长期协整关系。E：的检验统计量值一2．3766大于
显著性水平O．01时的临界值-3．5457，可见残差序列E非平稳，耶和LM，之间不具有
长期协整关系。
(3)格兰杰因果关系检验
在验涯了狭义货币供应量掰，与土证指数S存在长期协整关系之霜，还需对变量之
间的因果关系进行深入分析。格兰杰因果检验在考察序列X是否是序列Y产生的原因时先
估计当前的Y值被其自身滞后期取值所能解释的程度，然后验证通过引入序列X的滞后值
是否可以提高Y的被解释程度。如果是，则称序列X是￥的格兰杰成因，此时x的滞焉期系
数具有统计显著性。1同时，也应考虑序列Y是否X的格兰杰成因。
对各层次货币供应量与上证指数的格兰杰检验结果如下：
1荔封群，数搀分析与Eviows癍用融】．孛凰统诗出舨社，2007：178-179
35
第四章我国货币供给引起资产价格变动的实证分析
表n 各层次货币供应量与S的格兰杰检验结果
覆假设F统诗p值
Mo不是S的格兰杰成因1．67860 0．20173
S不是Mo的格兰杰成因1．48076 0．24176
Ml不是S的格兰杰成冈2．40692 0．09486
S不是M，的格兰杰成因2．59212 0．08917
M2不是S的格兰杰成因．
2．20629 0．12519
S不魁M2的格兰杰成因0．71551 0．49596
结果表明，嬲。不是S的格兰杰成因，S也不是掰。的格兰杰成因(以0．20173和
0．24王76的概率接受原假设)：M2不是S的格兰杰成因，S也不是掰：的格兰杰戒因(以
0．12519和0。49596的概率接受原假设)；两材，是S的格兰杰成因，S也是掰，的格兰杰
成因(以0．09486和0。08917的概率拒绝原假设)。恰恰验证了上文分析的掰o、M：与上
证综指的关系不显著，聪膨，与S存在长期协整关系的结论。
4．1。3实证结果分析
通过PA_k的实证检验可以看出，狭义货币供应量M，与上证指数S存在长期协整关
系，且互为因果关系。肘。的超额增长会引起股价的上涨，而上涨的股价又会反馈于M，。
狭义货币供应量M，增加会对股价产生正向影响，促使股价上升。如果～开始股市价格下
降，则情况恰恰相反，下降的股价导致货币供应量的下降，下降的M。又拖动股指下跌。这
样，股价作用于货币供应量，货币供应量反作用于股指，二者相互影响、互为嚣果，形成一
个复杂的循环变动。综合上一章的分析可知如果某年新增的货币供应量DM，与上年相比
是增加的，那么上证指数上涨的可能性很大，反之，则上证指数下跌的可能性很大。2006
年至U2007年狭义货币供应量增量的涨幅高达65．85％和41．42％1，而同期上证综指也上涨了
‘资料来源：中国入民银行网站(w啊．pbc．gov．cn)
西北人学硕上学位论文
130．43％、96．66％。1
槲，是指狭义货币供应量，即掰，=现金+企事业单位的活期存款，M，增速的加快意
味着企业资金的活跃。出于膨，能直接反映现金、贷款的增速，因丽能比其他指标更好
地显示流动性的充裕程度。正因为如此，材，往往能够成为股市的“睛随表’’。此外，
由予M扩材，的差额主要是企业活期存款，也从一个侧面说明我国的股市一直是由机构
投资者主导市场。
4．2我国货币供应量与房地产价格的实证分析
在前一章分析的基础上，本节选用月度数据做进一步的实证研究。数据来源于中国
人民银行网站2以及国家统计局数据库3。在方法的选用上，主要采用ADF平稳性检验、
格兰杰因果检验、VAR脉冲响应函数、方差分解等计量方法来分析我图各层次货币供应
量与房地产价格的因果关系与动态关系。
4．2．1变量的选取与研究方法
(1)数据的平稳性检验～彳肼检验
在进行实证检验前，为避免非平稳的经济变量在回归分析时带来的伪回归闻题，必
须对数据进行平稳性检验。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文采用ADF检
验对序列的平稳性进行检验。ADF通常有三种模型：
挣—l
蛾一YY¨+Σ色缈“+8， (4·11)
口一1
奴一a+YYt-1+芝成奴。+岛(4·12)
^一1
觇一a+yy硝+6}+Σr-孱蛾一f+颤㈨3)
其中序列Y，服从AR(p)过程，s，为自噪声。检验的原假设为Ho：)，z O；H。：y《0。
如采接受原假设烈。，说明序歹《是非平稳的；如果拒绝原假设，则说明序列是平稳的。
1资料宋源：大智慧证券交易系统
2资料来源：中国人民银行网站(wwW．pbc．gov．望n)
3资糕寒源：中嗣国家统计数据瘁(www．219．235．129．54／cx／table／table4sp)
笫四章我国货币供给引起资产价格变动的寓证分析
在实际选择中P的选择标准为使得白噪声最小的值。如果检验的t统计量小于其临界值，
则可以认为在相应的临界值水平下该痒列是平稳的。’选择哪一种模型视具体情况两定，
通常根据图形判断是否有常数项和趋势项。
(2)格兰杰因果检验
判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，是经济计量学中的常见问题。
Granger提出了一个很好的判断因果关系的检验，即Granger因果检验。Granger因果检
验在考察序列x是否是序列Y产生的原因时，先估计当前的Y值被其自身滞后期取值所
能解释的程度，然后验证通过弓|入序列x的滞后值是否可以提高Y的被解释程度。如果
是，则称序列X是Y的格兰杰成因，此时X的滞后期系数具有统计显著性。其检验的模
型一般如下：
y，2薹吼-j+荟芦舳饥(4·14)
铲善弛。酗只一％ @14)
Granger因果检验度量对Y进行预测时X的前期信息对均方误差MSE的减少是否有
贡献度，并以此作为因果关系的判断基准。用和不用X的前期信息相比，MSE无变化，
称X在Granger意义下对Y无因果关系，反之，当X的前期信息对MSE减少有贡献时，
称x在Granger意义下对Y有因果关系2。
(3)脉冲响应函数与方差分解
n维随机向量Y，服从P阶向量自回归过程的阮坎模型如下：
Yf-A1Yf—l+⋯+名pYf—p+Bxt+艿f t一毛2，⋯，r (4．15)
其中Y，是k维内生变量向量，t是d维外生变量向量，P是滞后阶数，T是样本个
数。k xk维矩阵4，⋯，么P和惫xd维矩阵B是要被估计的系数矩阵。Cq的第i行第j列
元素可以表示为c≯)：墼，q；0,1，⋯，f。1,2，⋯T。作为q的函数，它描述了在时期‘
a￡o
t，其他变量和早期变量不变的情况下，Yi,t+q对)，矗的一个冲击的反应，我们把它称作脉
1易丹辉。数据分析与Eviews瘫用【嬲。串网统计出版李±，2007：145
2高铁梅．计量经济分析方法与建模[锄．清华人学出版社，2008：260-261
38
西北人学硕J：学位论文
脉冲响应蚕数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其饨内生变量所带来
的影响。方差分解是通过分析每个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同
Y；的方差可以分解成k种不相关的影响，因此为了测定各个扰动项相对Y；的方差有
多大程度的贡献，定义了如下尺度：
啤㈤；哿“邮，⋯，七㈤㈤
即相对方差贡献率，是根据第j个变量基于冲击的方差对y。的方差的相对贡献度来
观测第j个变量对第i个变量的影响。如果R粥，叫G)大时，意味着第j个变量对第i个
变量的影响大，相反地尺粥H(s)小时，可以认为第j个变量对第i个变量的影响小。1
(4)VAR模型的预测
VAR是谣姆,R辫(Sims)1980年提出的向量自回归模型，它是用模型中所有当期变量对
所有变量的若干滞后变量进行回归。VAR用来估计联合内生变量的动态关系，而不带有
任何事先约束条件。无约束VAR模型的应用之一是预测。由于在VAR模型中每个方程的
右侧都不会有当期变量，这种模型用予预测的优点是，不必对解释变量在预测期内的取
值做任何预测。并且由于模型不以严格的经济理论为依据，在建模过程中，只需明确因
变量与哪些变量有关，以及确定其滞后阶数良口可。在实际应用中，常常采用A／C准则和
SC准则选择滞赢阶数k，使模型达到最优2。
4．2。2货币供应量与房地产价格的实证检验
本节旨在检验我国各个层面的货币供应量与房地产价格的互动关系。实证检验的数
据均来自予中国人民银行网站和国家统计数据库。具体原始数据包括Mo、膨，、膨：的
月末余额，全国70个大中城市房屋销售价格指数的月度环比数据。由于房屋销售价格指
数的统计iZl径前震有所变化，为了保持所选指标的连贯{生，故时间序列选取的范围是从
2005年7月至1J2008年12月。在做实证分析之前，对数据进行了如下处理：
1是铁梅。计量经济分析方法与建模[姻。溥华大学出舨挂，2008：264—266
2李涪．四川省税收收入岛GDP关系的实证分析发其VAR预测模型CJ】．税务研究2007(12)：46-50
39
第旧章我国货币供给弓f起资产价格变动的实证分析
第一步，用移动平均法对货币供应量做季节调整。季节调整可以从时间序列中去除
季节变动要素，从褥显示出序列潜在的趋势循环分量，真实反映经济时间序列运动的客
观规律。
第二步，对房屋销售价格指数进行指数平滑，并取对数做如下处理
LFJZSSM=LOG(FJZSSM)-LOG(FJZSSM●王))
由此可以确定本部分研究的最终指标包括，LM矿LM|、LM2、LFJZSSM。
向量自回归VAR是基于数据的统计性质建立模型，VAR模型把系统中每一个内生变
量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型。1980年西姆恩将VAR模型引入
到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。EaR模型常用于预测相互联系的
时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变
量形成的影响。其数学表达式为：
Yf—AlYf—l+⋯+么pYf—p+Bx,+￡f t一1,2,-．-,T (4。17)
其中：y，是k维内生变量囱量，薯是d维夕}生变量向量，p是滞后阶数，T是样本个数。
模型中内生变量有p阶滞蜃，掰以可以称其为一个溯灾0)模型。一般情况下，通常希望
滞后期P和r足够大，从丽完整的反映构造模型的动态特征。但另一方面，滞后期越长，
模型中待估计的参数就越多，自由度就越少。因此，应在滞后期与自由度之间寻求～种
均衡状态，一般根据AIC和SC信怠量敢值最小的准则确定模型的阶数，常用以下计算
公式：
AIC一一21／n+2k／n (4．18)
SC一一21／n+klogn／n (4．19)
其中，k；聊∽+朋)是估计参数个数，n是观测值数目。‘
在本节中，将以变ELMo、LMl、LM2、LFJZSSM建_立VAR模型，对各层次货币
供应量对房屋销售价格指数的动态冲击进行分析。
(1)平稳性检验
非平稳的经济变量在回归分析时会出现伪回归问题，因此在分析之前必须对数据进
1易丹辉．数据分橱与Eviews淹爝礴]。中邈统计出版社，2007：166-t67
两北大学硕士学位论文
行平稳性检验。本文采取的平稳性检验的方法是ADF检验，以分析各个变量是否具有平
稳性。检验的具体结果如下：
表12各层次货币供应量与五冗亿辩M的单位根检验结果
变量Aft)麟计量临界值
L壬0zSsM -4．320753 l％ 3。6019
5％ 2．9358
lO％ 2。2059
一3．668182 1％ 3．6019
LMo
5％ 2．9358
． 10％2．6059
—6．324195 1％ o。2092
LMl 5％．3．5279 ’
10％。3．1949
．6。68573 王％-4．2092
LM2 5％-3．5279
10％-3．1949
由检验结果可知，各变量均通过检验，序列是平稳的。
(2)格兰杰因果检验
格兰杰因果检验由Granger提出(1969)，Sims(1972)推广的如何检验变量之间
的因果关系。格兰杰因果检验在考察序列X是否是Y产生的原因时采用这样的方法：先估
计当阿的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度，然后验证通过引入序列X的滞后值是
否可以提高y的被解释程度。如采是，则称序列x是Y的格兰杰成因，此时X的滞看期系数
具有统计显著性。1
为了检验各变量之间的因果关系，对LF，Z孓洲与LM。、三M，、肼：分别进行格兰
杰因果检验，结果如下表：
1易丹辉．数据分析与Eviews砬内嘞]．中鬻统计缀版衽，2007：178—179
4薹
第四章我国货币供给引起资产价格变动的实证分析
表13各层次货币供应量与LFJZSSM格兰杰因果检验结果
原假设F统计鼙P值
0．01594 0．98419
LMo不是LFJZSSM的格兰杰成因
2．70164 0．08149
LFJZSSM不是上Mo的格兰杰成因
2．37339 0．10843
LM。是LFJZSSM的格兰杰成因
2。36715 0．10粥2
LFJZSSM不是三Ml的格兰杰成因
2．37l∞ 0．09862
LM2不是己只，z孓S!材的格兰杰成因
差。4570l 0．247ll
LFJZSSM不是￡材，的格兰杰成因
由以上结果可以看出，LMo不是LFJZSSM的格兰杰成因，LFJZSSM是LMo的格
一aI-：。A(、成因；LMl-与LFJZSSM互为格兰杰成因；LM2是．LFJZSSM的格兰杰成因，
LFJZSSM不是LM2的格兰杰成因。
(3)脉冲晌应分析
本文利用脉冲响应函数，对已建立的VAR模型进行进行分析，得到如下结果：
Response of LFJZS SM to LMl
图8 LFJZSSM对别Ml冲击的脉冲响应图
由脉冲响应的结果可以看出，LM，一个单位的正向冲击会对LFJZSSM产生长期的
正向效应，而这种影响随着时间的推移逐渐放大，在第9期达到最大。可以推断LM，对
LFJZSSM影响的滞后期大约在9期左右。
42
两=lE丈学硕一t：学位论文
Response of LMl to LFJZSSM
图9 LMl LFJZSSM冲击的脉冲响应图
由上图可以看出，LFJZSSM一个单位的正向冲击对LM。的正向效应在第2期开始
显现，在第5期达到最大，随籍逐渐减弱。可以推断LFJZSSM对￡膨，的影响滞看2期。
R esponse of LFJZSSM to LM2
图10 LFJZSSM LM2冲击的脉冲响应图
图10表明LM，一个单位的正向冲击对LFJZSSM的正向效应在第2期开始显现，
在第4期达到最大，在第8期开始回落。由曲线的斜率可以看出，一开始呈加速回落趋
势，之后逐渐平稳。
(4)方差分解分析
脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来
的影响。而方差分解是透过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价
不同结构冲击的重要性。
43
第四章我国货币供给引起资产价格变动的实证分析
表14 乞Fl『：z：孓SM方差分解图
Period S互． L摹3zSsM LMl LMo LM2
l 0．湖161 至钧。90DG O。貘治O∞ 0。镁妁∞O 0。貘均馍辩
2 0．O00366 92．33932 3．548430 3．786102 0．326146
3 0．00060l 78．76267 8．059823 10．87513 2．302377
4 0．0∞828 67．41909 12．28999 17．34136 2．949557
5 0。001039 59。34488 17．37327 20．68074 2。601113
6 O．001238 53．23653 22．63182 21．98319 2．148453
7 8。OQ薹钧9 48．22潞0 27．39757 22．68067 1．7∞967
8 0．001554 43．16224 31．93023 23．49030 1．417234
9 0．001680 38．53237 35．57340 24．54223 1．352007
10 O。∞1784 34．73083 38．17814 25．55335 董。537690
通过对LFJZSSM的方差分解可以看出埘，对LFJZSSM的贡献度最大，埘2较小。
在第6期的时候，埘，对LFJZSSM的贡献度超过了￡嬲n。
第五，VAR模型的预测。
VAR是西姆斯(Sims)1980年提出的向量自回归模型，它是用模型中所有当期变量对
所有变量的若干滞后变量进行圈归。VAR用来估诗联合内生变量的动态关系，两不带有
任何事先约束条件。无约束VAR模型的应用之一是预测。由于在VAR模型中每个方程的
右侧都不含有当期变量，这种模型用于预测的优点是，不必对解释变量在预测期内的取
值徽任何预测。并且由于模型不以严格的经济理论为依据，在建模过程中，只需明确因
变量与哪些变量有关，以及确定其滞后阶数即可。在实际应用中，常常采用AIC准则和
SC准则选择滞后阶数k，使模型达到最优。1根据AIC准则在对模型的反复试算中知道，
滞后阶数选择4模型效果最好。得到的以LFJZSSM为因变量的模型如下(LFJZSSM简写
为￡∥)：
五只一2．056LF,一l一1．779L只．2+0．941LF,．3—0．332LFt一4+0．062LMl04)
一O．005LMl(f一2)一O．05 1LMl(r一3)一O．058LMl(f一4)一O．021LMo(f一1)+O．004LMo(t．2)
+O．001LMo(f．3)一O．005LMo和一4》一0．059LM2{f—lj+O．1llLM20一2)一0．106LM2和一3》
一O．052LM 20一4)
1李溶．四川省税收收入与GDP关系的实证分析及箕VAR预测模受[J】．税务研究2007(12)：46-50
44
两北大学硕+l：学位论文
(4．20)
回归结果表臻，该模型的拟合优度达到0。996303。方程总体上显著，显不存在自相
关。可以用于对LFJZSSM进行预测。
I--LFJZSSM—LFJZSSMF l
图ll ￡F理驱掰的动态模拟结果
[：二：坠暇圣曼璺墅二=蔓曼生三璺曼鹜篡l
图12 ￡曩理筠毽f的静态模拟结果
可以看出，由玢捩方法建立的房屋销售价格指数预测模型的预测精度较高，效果较
好。将前期的数据带入模型，即可得到当年的房屋销售价格指数预测值。
4。2．3实证结果分析
透过以上分析可以看出，货豢供应量与房地产价格之间存在因果关系，相互影响，形
成一个复杂的循环。即一方面货币供应量的变化会引起房地产市场价格的变化，另～方
面，房地产市场价格的变化也会反馈于货币供应量。分柝其原因可知，货币供应量持续
较快的增长，一方面增加了商业银行的准备金和存款，从而提高了其贷款的供给能力，
促进个人住房抵押贷款快速增长。个人住房抵押贷款的迅速增长，不断扩大房地产的有
第四章我国货币供给引起资产价格变动的实证分析
效需求，推动了房地产价格的上涨；另一方面，降低了资产组合中货币资产的边际效用，
使资产组合效应发生。投资者将新增加的部分货币姿产转变为j#货币瓷产，使得购房{羲
向不断上升，从而推动房地产价格不断上扬。而上涨的房价又使得房地产抵押品价格上
升，银行资产负债状况改善，银行信贷增加，市场利率下降，进一步推动房地产价格上
扬，如此反复，形成一条正向反馈枫制。此外，房地产价格的上涨通过居民的财富效应
增加货币需求，根据货币供给的内生理论，货币供给受到货币需求的增加丽增加。
在各层次货币供应量当中，M，、M：与房价的正向关系较为明显。通过方差分解可
知，M，对房地产价格的贡献度最大，是推动房价上涨的主要原因。由于货币政策时滞
的存在，肘。对房价的影响在第8期达到最大，而房价对M，的影响在第2期开始显现，
在第5期达到最大，随詹逐渐减弱。2006年我国狭义货币供应量增长了17．48％，涨幅
较大，与此同时房价在2006年第四季度的增幅达到了14．7696。1本文的时期数为月度，
故与前文的判断基本吻合。
4．3实证分析小结
通过以上对各层次货币供应量与股票市场和房地产市场的分析，可以看出，我国货
币供应量与以股市和房市为代表的资产价格之间存在较强的相关关系。通过以上的实证
检验可以看出，狭义货币供应量掰，与上证撬数S存在长期协整关系，且互为因果关系。
始，的超额增长会孳l起股价的上涨，露上涨的股价又会反馈于M，。综合上一章的分橇可
知如果某年新增的货币供应量DM，与上年棚比是增加的，那么上证指数上涨的可能性很
大，反之，则上证指数下跌的可能性很大。2006年至U2007年狭义货币供应量增量的涨幅
高达65．85％和41．42％，而同期上证综指也上涨了130．43％、96．66％。M，是指狭义货币供
应量，即M，=现金+企事业单位的活期存款。由于M，能直接反映现金、贷款的增速，因
而能比其他指标更好地显示流动性的充裕程度。正因为如此，膨，往往能够成为股市的
“晴雨表弦。此外，由于掰0、膨，的差额主要是企业活期存款，也从一个侧面说明我国
的股市一直是由机构投姿者主导市场。
1资料来源；中灏房地产翁患燃(www．realestate．cei．gov．cn／)
西北大学硕士学位论文
同样，货币供应量和房地产市价格之间也存在～定的互动关系。在各层次货币供应
量当中，掰。、掰：与房价之间存在的正向相关关系较为漫著，材，、掰，的增加会推动房
地产价格的上涨。通过方差分解的结果可知，掰，对房地产价格的贡献度较大，是推动
房价上涨的主要原因。掰，对房价的影响在第8期达到最大，恧房价对掰，的影响在第2期
开始显现，在第5期达到最大，随后逐渐减弱。这是由于货币政策时滞的存在。这也从
侧面说明我国房地产价格的上涨，并非由居民的自主性住房需求引起，而是有一定的投
机因素的推动。可见除了保持货币政策的一致性与连续性，保证货币供给量的平稳增
长，从而避免资产价格的大起大落，减少资产价格的波动之外，还要加强对股票市场和
房地产市场的监管和调控，营造一个良好的外部发展环境，以促进国民经济健康平稳较
快发展。
47
第溢章协调我国货币供应爨与资产价格关系的政策建议
第五章协调我国货币供应量与资产价格关系的政策建议
通过以上对各层次货币供应量与股票市场和房地产市场的分析，可以看出，我国货
币供应量与以股市和房市为代表的资产价格之间存在较强的相关关系。狭义货币供应量
M，与上证指数存在长期协整关系，且互为因采关系。同样膨，对房地产价格的贡献度较
大，是推动房价上涨的主要原因。出予我国货币供给的“倒逼橇制’’、货币政策传导的
“非对称性"，以及靠投资、出口拉动的经济增长方式等原因，造成我国的货币供应量
远大于经济运行中应保有的水平。超额的货币供给在未造成物价水平大幅上升的同时，
大量流入了以股票和房地产等为代表的虚拟经济部门，推高了我国的资产价格。隧着全
球次贷危机对经济负面影响的进一步加深，加之我国之前各项宏观调控政策效果的显
现，我国资产价格有所回落。但是应该看到，今年以来，世界经济金融形势复杂多变，
不稳定不确定因素明显增多。次贷飙波弓|发的金融危机愈演愈烈，迅速从局部发展到全
球，从发达国家传导到新兴市场国家和发展中国家，从忿融领域扩散到实体经济领域。
为了应对金融危机对我囡的冲击，实现“保八"的经济增长目标，国务院在《关于当前
金融促进经济发震的若干意见》中提出，2009年以高予GDP增长与物价上涨之和约3
至4个百分点的增长幅度作为全年货币供应总量爱标，争取广义货币供应量膨，增长17％
左右。1我们似乎又看到了流动性过剩的端倪。如何协调好货币供应量与资产价格的关系，
灵活运用货币政策调节资产价格，防止资产价格的大幅波动，为国家“保增长，促转型’’
宏观政策的落实创造良好的外部环境是我们应该思考的问题。
5．-l保持货币政策调控资产价格的平稳性
20世纪70年代以来，伴随着金融自由化浪潮兴起，金融市场嚣益发展，由资产价
格波动引发的金融危机屡见不鲜。90年代初期北欧国家的房地产泡沫破灭，引起北欧三
国的银行危机；同样从90年代初开始，同本在泡沫经济破灭之后一直在通货紧缩和经济
衰退中挣扎；1997年亚洲金融危机更演变为～场跨区域货币危机；直至最近发生在美国
的次贷危机，其影响之深，波及之广都是空酶的。防范资产价格波动风险，保持经济平
稳发展已经成为各国中央银行的共识。而货币供应量的稳定合理增长，是保持资产价格
1《嚣务院办公疗关子黑蘸金融促进经济发矮兹蓉等意见》2008。t2．8
48
两北大学硕十学位论文
平稳的一个重要条件。
中央银行通过公开市场操作、存款准备金率或外汇储备等的变动来改变货币供应
量，对资产市场实施宏观调控。如果调控顺应了金融资产的价格均衡关系，便可以促进
货币经济的协调发展。相反，如果货币供应量的改变扭曲了资产价格的均衡关系，致使
经济领域形成了大量的累积性闷题，最终将促使经济“泡沫"形成，并付出沉重的代价。
货币供应量增加是引起资产市场资金过剩的重要原因。由前文分柝可知，货币供应
量与资产价格之间存在长期协整关系。M，的增加会引起股票价格的上涨，同时上涨的
股价又会反馈于M，。M，、M，的增加同样会推动房价的上升。由此可见，要防止资产
价格的大幅波动，首先要保持合理稳定的货币供应量增长速度。当货币供应量超过经济
发展中的需要量，会导致过多的货币追逐过少的商品，譬|起物价持续上涨，货币不断贬
值。为了减少贬值带来的损失，人们纷纷囤积商品。严重的通货膨胀还会引起银行的挤
兑风潮，直至爆发金融危机。此时工厂、银行纷纷倒闭，债券、股票等金融商品变成废
纸，失业入数剧增。相反，如果货币供给不足，则会导致产品流通不畅，投资下降，生
产萎缩，股市房市下跌，严重影响经济发展。可见，货币供应量的增长速度必须要同经
济发展的要求相适应。货币供应量的变化幅度过大，不仅会影响经济的发展，也是造成
资产价格不稳定的重要因素。藤货币政策决定着货币供给量的变化幅度，稳定的货币政
策必然伴随货币供应量的平稳增长。因此，保持货礞政策的一致性，是稳定货币供应量，
避免资产价格大幅波动的重要瀚提。．
各国经济发展的历史表明经济高速增长雷家的货币供应不稳定糕度一般要离子经
济低速增长国家。因此要确定～个合理的货币供应波动范围，并将货艰供应量增长率控
制在这个范围内。这是防止资产价格大幅波动的重要前提。
5．2提高货币政策调控资产价格的针对性
货币政策在调控资产价格时应当灵活审慎，具有针对性，并且要关注政策发挥作用
的时滞，才能收到更好的效果。由前文的理论分析和实证检验结果可知，货币供应量与
资产价格存在长期协整关系，且相互影响。货币供应量的变动会引起资产价格的波动。
因此，货币政策应当关注资产价格。但由于短期内商品价格存在粘性，货币供给的增加
并不～定能导致商品价格和资产价格同比例的上升。经济可能里现出冷热不均的态势。
这就对我们运用货币政策进行宏观调控提出了更高的要求，即灵活运用货忝政策
第五章协调我国货币供麻嶷1j资产价格关系的政策建议
调节资产价格，不能搞“一刀切’’。除了调控货币供应总量，还应该积极使用选
择性货币政策工具，进行结构性调整。
(1)针对房地产市场的不动产信用控制
不动产信用控制指中央银行就金融机构对客户购买房地产等方面放款的限制
措施，可以用来抑制房地产及其他不动产的交易动机。1主要内容有：规定不动产
贷款的最高额度、分期付款的期限、首次付款的金额及还款条件等。
当经济过热，不动产信用膨胀时，中央银行可通过规定和加强各种限制措施减少不
动产信贷，进而抑制盲豳生产或投橇，减轻通货膨胀压力，防止房地产价格泡沫的形成。
当经济衰退时期，中央银行也可通过放松管制，扩大不动产信贷，刺激社会对不动产的
需求，进而以不动产的扩大生产和交易活跃带动其他经济部门的生产发展，从而促使经
济复苏。如在2007年，我国房价过高的势头难以抑制的情况下，央行采断的提高了首
付比例，对于90平米以下的首套住房，购房人仍然可以首付2成，享受优惠利率；对
于90平米以上的首套住房，购房人仍然可以首付3成，享受优惠利率；而对于第二套
(含)以上的住房，首付比例和利率则逐步提升，直至不提供贷款2。这种首付比例和利
率的差别化对待充分体现了政府保障自住、抑制投资、打击炒房的政策导融，避兔了伤
及无辜，实现了精确调控。
此外，还可以通过控制住房贷款规模和结构来调控房价。商业银行一般通过住房消
费贷款、房地产开发贷款、建筑企业流动憾贷款和±地储备贷款等形式参与房地产开发
的全过程。当房地产价格高出合理区间时，可以调高贷款利率和严格对贷款申请人的审
查要求，同时利用央行对商业银行信贷方向的指导，减少银行资金的易获得性。除了总
量控制，还可以调整住房贷款的结构来实现调控意图。如适当控制房地产消费的信贷规
模，尤其要严格控制对房地产投机的信贷；适当增加房地产开发信贷规模。从而增加房
地产市场的供给，抑制对房屋的需求，最终实现房地产市场的供求均衡。
(2)针对股票市场的证券信用控制
证券市场信用控制指中央银行控制商业银行或证券交易所对交易者信用贷款或抵
押贷款占证券交易额的比例，以控制流向证券市场的资金，抑制过度投机。中央银行
对于凭信用购进有价证券的交易，规定应支付的保证金，目的在于限制用借款购
1余力，金融专业知识与实务[M]中国人事}fj版卒土，2007
2资料来源：中黉房地产信惠掰(www．realestate．cei．gov．cn／)
50
西北人学硕上学位论文
买证券的比重。中央银行规定保证会限额的目的，一方面是为了控制证券市场的
信贷资金的需求，稳定证券市场价格；另一方面则是为了调节信贷供给结梅，通
过限制大量资金流入证券市场，使较多的资金用于生产和流通领域。它是对证券
市场的贷款量实施控制的一项特殊措施。
虽然我国对信贷资金进入股市有着严格的规定和限制，僵货币市场和资本市
场的内在联系是无法被割断的。银行信贷资金合理有序进入股市，有助于商业银
行改善其资产结构，培植新的效益增长点，也有助于增强证券公司的实力，增加
股票市场的资金供给，促进股票市场的发展。同时也实现了货币市场与资本市场
的对接与协同。丽过量的信贷瓷金违规进入股市，会对经济产生严重的负面影响。但
应该看到，随着金融市场的发展与成熟，货币政策的股票价格传导渠道将会逐步完善，
银行信贷资金与股票市场之间的沟通与流通不仅是盛然的，也是正常的。而问题的关键
在予建立信贷资金与股市有机联系的同时，如何控制并防止过量的信贷资金违规流人股
市，造成资产价格泡沫，对经济造成冲击。
在这方面我国一直也在进行积极的探索。现行的《证券公司股票质押贷款管
理办法》、《证券公司进入银行闻同业市场管理规定》、《基金管理公司进入银
行间同业市场管理规定》就是在这一领域的有益尝试。随着货币市场和资本市场
之间通道的逐步打开，证券市场信用控制作为～种选择性货币政策工其会越来越
多的曼示粥它对资产价格结构性调整的优势。
5。3提升货币政策调控资产价格的前瞻性
前瞻性货币政策是指货币政策的霹期使用要与中长期嚣标相结合，特别是在
经济社会可能出现较大波动之前，就采取相应的措施保障经济运行安全。它是一
个动态过程，是中央银行通过现时的货币政策操作来影响未来的经济发展形势。
前瞻性货币政策对于中央银行提高货币政策操作的准确性，确保实瑗宏魂调控的
目标具有重大意义。实行前瞻性货币政策的原因是货币政策本身的时滞效应和其
他影响货币政策效应的因素的存在。从货币政策制定、实施到最终发挥效果并非立竿
见影，存在着认识时滞、决策时滞和外部时滞等。因此资产价格调节的货币操作要具有
“前瞻性"。
由前文的实证分析可知，货币供应量对房地产价格的影响要在第八期之后才
能显现出来。因此在房价高涨时再采取紧缩性的货币政策，减少货币供给来调控
51
第五章协调我国货币供应鬣与资产价格关系的政策建议
房地产价格并不能收到立竿见影的效果。并且随着时间的推移，经济形势在不断
变化，等到货币政策的效用真正发挥的时候，也许情况已经和当初货币当局的判
断大相径庭了。货币政策对股市的调节也存在同样的时滞。这就要求货币政策要
时刻关注资产价格的变动，在资产价格过度波动导致金融体系不稳定之前就采取
应对措施。为了避免由予相机抉择货币政策所产生的货币政策时滞，减少经济中
非预期到的重大波动，要求我们利用可能的合理信息预测资产价格是否会在未来
一段时间偏离合理区间。根据预测的信息制定调控措施。为了抵消货币政策的时
滞，可以提前实施，做到先价格变动丽变动。
为了实施前瞻性货币政策，更好地实现货币政策的最终目标，中央银行要重
视做好对经济和金融的预测，要在科学预测的基础上采取超前预防性策略。合理
的预测是要建立在客溉准确的统计数据基础上的。参照国际通用原则，根据我国实
际情况，中国人民银行将我国货币供应量指标分为四个层次材§、掰，、掰：和掰，。其中
Mo、M，、龆：以为大家所熟知，丽硝。即在嬲：的基础上增加其他货艰性短期流动资产，
例如国库券、金融债券、商业票据、大额可转让定期存单等。M，是考虑到金融创新的
发展而设立的，但由于设立之初我国的金融市场还不够发达，金融创新也刚刚起步，故
一直未测算。但随着我囡金融体制改革的不断深他，以四大国有商业银行重组上市为代
表的银行体制的不断完善，以及金融创新所带来的金融资产的数量和质量的只益提高，
对M，的测算显得越来越重要。完善货币供应量统计制度，全面测算各层次的货币供应
量，有利于中央银行正确判断实体经济运行状况与资产价格的差异及其对信用规模的影
响，从而准确把握货币政策调控的方向和力度。
5．4建立资产价格预警指标系统
资产价格的大幅波动引发的金融危机越来越得到各方面的关注。货币政策应充分
考虑资产价格波动对货荣政策效应所产生的影响，央行应根据市场走向和资产价格变化
对宏观经济影响程度建立与资产价格监测相关的指标体系，以及货币政策对资产过度波
动的反应机制。
要加强“窗口指导”，建立完善资产价格预警指标体系。资产价格预警指标系统是建
立在对以往经济运行过程的经验分析基础上，首先归纳和总结出若干经济运行的基本规
52
两北大学硕十学位论文
律，其次在可测性、可控性、相关性原则的指导下建立指标体系。可以使政府监督部门在
对有关指标变化持续监测的条件下，认清具体指标与资产价格之间的内在联系，能够从中
得到有关经济总体运行态势和局部特征变化的准确判断。并据此判断今后的走势，从而尽
可能地提前采取监督调控措施，将资产价格波动带来的危害控制在萌芽状态。
在房地产预警指标体系的建立上，单纯关注国家定期发布的房屋销售价格指数和国
房景气指数是不够的，还应当考虑建立复合指标体系来全面监测房地产市场的价格波
动。可以从房地产价格同国民经济协调关系、同市场协调关系以及产业内部协调关系等
方面构建指完整的标体系。同国民经济协调关系指标可以用房地产投资增长速度／GDP
增长速度、房地产投资额／固定资产投资额以及房地产贷款余额脸融业贷款余额等指标
来衡量。而同市场协调关系方面，可以考虑用实现预售面积／批准预售面积、销售面积／
竣工面积、商品房价格指数施货膨胀率等指标衡量。而关于产业内部协调关系指标的构
建比较麻烦，也难以取得准确数据，仅作为参考，即：完成开发土地面积／土地出让面积、
新开工面积／施工面积、竣工面积／施工面积、住宅竣工面积／所有商品房竣工面积、别
墅高档公寓竣工面积／所有住宅竣工面积、存量房交易面积／全部房屋交易面积。
构建全面合理指标体系的前提是掌握反映经济运行与房地产价格的准确信息。因此
央行应加快建设房地产市场数据信息库，除了加强房地产信息的统计、处理和公示制度
外，还应当和建设部、国土资源部等部门建立数据信息共享机制。各分支行也应加强与
辖区房地产管理部门的联系，掌握最新最准去的房地产市场信息，积极探索建立合理的
房地产价格评价体系和调控机制。
此外，货币政策也应当把股票指数作为观察经济走势的“先行指标”之一。随着我国
金融市场的发展，股票市场的总容量在不断扩大，作为重要的直接融资渠，其在经济生
活中的地位日益提高。为了适应我国证券市场快速发展，满足市场对金融衍生品创新的
内在需求，我国指数体系也在不断完善，除了知名度最高的上证综指和深圳成指，沪深
交易所分别推出了180指'数、50*I数及100J：旨'数等。它们之中有的是对原有指数进行调整，
!t1180指数在原上证30*I数的基础上，在编制中兼顾基准指数和交易指数两项功能，也
有的是新编的，如深证100指数，主要针对交易性指数的需要。这些指数都从不同的方
面吸纳国际上的普遍原则和方法，并结合我国的实际情况，对样本股的行业、规模和流
动性做出通盘考虑。完全可以作为我们对股票价格波动进行预警的指标体系。
建立资产价格预警指标系统，有助于央行将资产价格作为货币政策调控目标的辅助
监测指标，纳入货币政策的视野，在审慎观测的基础上确定货币政策操作。
53
结论
结论
本文主要探讨我国赞币供应量与资产价格之间的关系。在研究现状和理论综述的基
础上对我国货币供应量的现状、特点及其与资产价格的关系进行了统计性描述和简单的
趋势判断。随后通过计量检验得出我国货币供应量与以股市和房市为代表的资产价格之
间存在较强的相关关系的结论。认为货币政策应当关注资产价格。
首先，狭义货币供应量M，与上证指数S存在长期协整关系，且互为因果关系。肘，的
超额增长会引起股价的上涨，而上涨的股价又会反馈于M，。如果某年新增的货币供应
量DM．与上年相比是增加的，那么上证指数上涨的可能性很大，反之，则上证指数下跌
的可能性饺大。由于M，能直接反映现金、贷款的增速，因而能比其他指标更好地显示
流动性的充裕程度。正因为如此，材，往往能够成为股市的“晴雨表”。此外，由于掰o、
膨，的差额主要是企业活期存款，也从一个侧面说明我函的股市一赢是出机构投瓷者主
导市场。
其次，货币供应量和房地产市价格之间也存在一定的互动关系。在各层次货币供应
量当中，M，、M：与房价之间存在的正向相关关系较为显著，M，、M：的增加会推动房
地产价格的上涨。通过方差分解的结果可知，膨，对房地产价格的贡献度较大，是推动
房价上涨的主要原因。膨，对房价的影响在第8期达到最大，丽房价对膨，的影响在第2期
开始显现，在第5麓达到最大，随后逐渐减弱。这是毒予货币政策时滞的存在。这也从
侧面说明我国房地产价格的上涨，并非由居民的自主性住房需求引起，而是有一定的投
机因素的推动。
在实证结论的支持下，提出了我国货币政策废当关注资产价格的观点，以及灵活运
用货币政策调节资产价格，防范资产价格波动风险，建立资产价格预警指标系统的建议。
货币供应量与资产价格的关系是一个广泛的议题，由于数据的可得性及篇幅所限，
本文仅选墩了股票价格和房地产价格作为资产价格的代表。但随着我国经济的发展和金
融市场的不断完善，资产价格的内涵应该越来越宽广和丰富，除了股票价格和房地产价
格，还应当考虑债券、外汇等其他资产价格
西北大学硕七学位论文
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攻读硕上期问取得的科研成果
攻读硕士期间取得的科研成果
《我国金融资源分布对区域经济发展的影响》发表于《人文杂志专辑》2008年5月
西北人学硕十学位论文
致谢
本论文是在我的导师赵守国教授的悉心指导和帮助下完成的，从论文的选题、设计、
修改到定稿整个过程，无不浸透着他的心血和辛勤劳动，整个论文的完成过程也是我学
习薪知识和提高解决实际问题毙力的过程，其中的许多东西都是无法在课堂上学到的。
在导师的指导下，如同“摸着石头过河"那样探索着进行。值得～提的是：导师渊博的知
识，严谨的治学风范、一丝不苟的工作态度，使我铭记在心，受益终生，在此对赵守国
教授表示衷心的感谢。此外，陈希敏教授和李村璞师兄对论文创作提豳了宝贵意见，很
多同学也给予了无私的帮助，他们的直接与间接意见对写作此文起了莫大的作用，在此
对他们一起表示真诚的谢意。论文虽以完成，但当中的后续学习和相关问题的探索更待
努力，更因为由予本人的学识及理论与实践应用的水平有限，论文之中错误与疏漏在所
难免，敬请各位专家批评指正。