浙江大学经济学院
硕士学位论文
股票市场与货币政策关联性实证分析
姓名：陆杰锋
申请学位级别：硕士
专业：西方经济学
指导教师：叶航
20090330
摘要
伴随着我国货币政策的日益完善和股票市场的发展，货币政策和股市行情的关系也
成为现今学术界和政策当局普遍关注的话题之一．一方面，股票价格变化已开始从多个
方面对我国传统的货币政策操作提出了挑战；另一方面，货币政策的出台在推动经济发
展的同时，有一部分效应分流到了股票市场，影响了股市的涨跌。中央银行根据预测的
货币需求和货币乘数来调控货币供应量以影响宏观经济的能力被削弱，货币政策的效果
也因此变得不可确定。尽管我国货币当局和国内学者已开始关注股票价格与货币政策之
间的关系问题，但还没有进行过系统性的研究。
本文运用现代规范分析和实证分析方法，在对股票市场与货币政策相互关系进行理
论分析的基础上，用最新的数据进行了实证。文章运用单位根检验、格兰杰因果检验、
协整检验、脉冲反应、方差分解等方法实证分析了：通过股票市场产生的财富效应、投
资效应以及我国股票市场与货币政策的关联性，并根据实证的结论做出了分析和提出了
政策建议．
实证研究结果表明：我国股票市场价格的波动更多的是股市自身发展趋势所致，货
币政策对股价波动有一定影响但是不显著作用；股票价格波动不会对下期实体经济产生
显著影响，通过股票市场而产生的财富效应和投资效应非常弱；但是股票价格波动会对
货币需求产生一定影响。因此，央行在制定货币政策时应当关注股票市场的状况。
关键字：货币政策；股票市场；财富效应；投资效应；关联性；实证分析
Abstraet
Along witll the improvement in monetary policy and stock market developmenL the
relationship between stock market and monetary policy has also become a present-day
academic and policy authorities’one of the topics of common concem．On the one hand，the
change in stock prices have already begun to posed a challenge on a number of aspects of
China’S traditional monetary policy．On the other hand，the introduction of monetary policy in
promoting economic development has a part to the effect of diverting the stock market and
impact stock market’S change as the same time．The ability of Central Bank in accordance
、析t11 the prediction of money demand and monetary multiplier to control the money supply in
order to influence macroeconomic is being weakened．The effect of monetary policy has also
become uncertain．Although China’S monetary authorities and domestic scholars have begun
to concem about the stock price and the relationship between monetary policies problem，but
there has been no systematic studies．
This paper uses the modem normative analysis and empirical analysis．It makes the
Empirical analysis by the latest data，on the basis of the theory analysis of the relationship
between the stock’S market and monetary policy．This paper analyzes Wealth effect and
Invest effect through the stock market and relevance between the stock market and monetary
policy，by using the latest econometric time series method，such as the Unit Root Test，the
Granger Test，the Cointegration Test，the Impulse Response Function and the Variance
Decomposition．At last it gives suggestions by the analysis．
The empirical results show that the fluctuation of the stock price can more be explmned
by the stock market’S tendency．The monetary policy has the impact of the stock market，but
it has a little effect．The stock price won’t have an obvious impact of the next period
Macroeconomic．The Wealth effect and Invest effect generated through the stock market is
little，but the stock price has the impact of money demand．So the central bank should pay
attention to the stock market when it makes monetary policy．
Keywords：Monetary policy；Stock market；Wealth effect；Invest effect；relevance；Empirical
analysis
lII
浙江大学研究生学位论文独创性声明
本人声明所呈交的学位论文是本人在导师指导下进行的研究工作及取得的
研究成果。除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发
表或撰写过的研究成果，也不包含为获得逝鎏苤堂或其他教育机构的学位或
证书而使用过的材料。与我一同工作的同志对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：1圭本鳞签字日期：≯御。1年么月1日
学位论文版权使用授权书
本学位论文作者完全了解逝至三盘堂有权保留并向国家有关部门或机
构送交本论文的复印件和磁盘，允许论文被查阅和借阅。本人授权逝婆盘堂
可以将学位论文的全部或部分内容编入有关数据库进行检索和传播，可以采用影
印、缩印或扫描等复制手段保存、汇编学位论文。
(保密的学位论文在解密后适用本授权书)
学位论文作者签名：予圭窖．锌
签字日期：讼。7年6月I 目
导师躲叶勇U
签字日期：2p。7年彳月．|B
致谢
光阴似箭，我的研究生学习生活即将结束．我很荣幸能在浙江大学这个知名学府渡
过学习生活，在浙大2年的学习生活是我的一段极其珍贵也是终身难忘的人生经历。
我很荣幸能成为叶航教授的学生。叶老师高尚的人格，渊博的知识，严谨的学风，
敬业的精神以及精益求精的作风令我深受教益和启迪。而且叶老师对同学真诚、热情，
给人一种亲切的感觉。
在论文撰写过程中导师从我的选题到最后成稿的全过程都倾注了大量恩情和心血．
在此，我要向恩师表示深深的敬意!
衷心感谢浙江大学经济学院各位领导和同学的支持和帮助。
感谢在我的硕士学习期间所有支持和帮助过我的同学和朋友，特别是贾津生、祝燕
君、赵骆强、王峥、彭甚龙、费娜等．
最后我还要感谢我的家人，由于他们的理解和支持，我得以有大量的时间和充沛的
精力来完成学业和论文．
陆杰锋
2009年3月20日于浙大玉泉
浙江大学硕士学位论文绪论
1绪论
1．1选题背景及意义
股票市场与货币政策的关系是当前大家探讨研究的货币理论中的前沿的问
题之一，由于各国货币当局政策的差异性以及各国股市自有的差别性，经济学家
们和研究学者对此研究的成果，目前没有统一明确的结论，各类文献以及相关的
资料对这个问题也都没有一致的描述。股票价格的上下波动源于各类相应股票收
益的信息、各种政策的出台以及人们的预期等因素。货币政策作为货币当局调控
经济的手段，货币政策的实施会通过影响上市公司的业绩而影响相应的股票价
格，从而必将会对股票市场产生一定的影响。
央行或者货币当局在实施货币政策调控经济时，应当需要考虑实施的货币政
策会对股票市场产生何种影响。货币当局希望通过实施货币政策对股票市场产生
积极影响，引导市场资金合理流向，进而完成目标．研究股票市场的货币政策效
应相关的理论，有助于决策者进一步了解资本市场的运行规律，正确把握货币政
策的出台会对股票市场产生积极影响进而对宏观实体经济所造成积极影响。原美
联储主席格林斯潘1999年8月27日在怀俄明JacksonHole举行的货币政策会议
上就曾公开强调，由于美国居民将大量收入投入到股票市场中，货币政策的制定
者必须考虑到这一影响，美联储的货币政策需要更多地考虑股票市场的因素。
参与到股票市场的投资者，他们在购买股票投资资本市场前，希望掌握股票
市场运行的规律，了解股市发展的趋势走向，从而进行合理投资组合，规避非系
统性风险，获得较高的收益。这就要求投资者要全面系统地收集影响股票市场的
信息，并对可能影响股票市场的各种信息进行识别，对货币政策影响股票市场进
行准确预测。因此，研究股票市场的货币政策效应，同样有利于股票市场的投资
者正确理解货币政策对市场的冲击，减小市场波动，提高股票市场的效率。
探究股票市场的货币政策效应，并在现实中发挥其指导作用，首先必须揭示
货币政策在股票市场中的传导途径。货币政策的传导机制是货币政策理论的重要
问题之一．自凯恩斯建立宏观经济分析框架以来，各经济学流派从不同的经济条
件出发，形成了各自的货币政策传导机制理论，如利率渠道、资产价格渠道和财
富效应渠道等。股票市场的出现，为传统的货币政策传导机制研究提出了一个新
浙江大学硕士学位论文绪论
的挑战。货币政策的股票市场传导机制实际上包含了两个环节，即货币政策如何
传导到股票市场，以及股票市场怎样把货币政策的信息传导到实体经济。
自20世纪90年代以来，随着我国经济的快速发展，经济体制改革向纵深层
次推进，金融深化进程不断加快，我国金融结构演变的一个突出趋势是以股票市
场为代表的证券市场得以迅速发展，股票市场在金融体系中的地位和作用日益上
升．我国股票市场虽然只有短短十几年的发展时间，但其发展速度和规模却是惊
人的。现拥有上市公司数达到1400多家；2007年10月份上证指数站上了6000
点上方；股民数量大增，沪深两市帐户总数已经突破l亿大关。
伴随着我国股票市场在实体经济中的地位日益重要，股票市场对货币政策也
开始产生深刻的影响。这种作用不仅表现在货币政策的制定和实施会影响股票价
格发生迅速变化，同时也更表现为股票价格对经济增长、通货膨胀和就业等货币
政策目标的影响。所以股票市场在传递货币政策、发挥货币政策对实际经济活动
的影响方面都开始发挥出积极的作用，这也对货币政策的制定产生了一定的影
响。以前的货币政策不考虑或者较少地考虑股票市场，但是最近些年发生了变化，
在股票市场规范完善的国家，股票市场已成为货币政策传递的一条有效途径，而
被货币政策制定者加以关注。
本文研究的主要问题是，从股票市场消费效应和投资效应两方面研究我国股
票市场对货币政策传导机制的影响情况，针对实证结果分析我国股票市场传导货
币政策过程中发挥作用的程度；并通过实证研究股票市场发展与货币政策变量关
联性，针对实证结果分析我国货币政策变量对股票市场的影响和股票市场对我国
货币政策实施产生的影响，最后结合实证研究成果提出了相应的政策建议。
1．2国内外研究现状
1．2．1国外研究现状
Keran(1971)利用了1956年第l季度到1970年第2季度的数据，经过回归得
出结论，货币供应量的变化领先S&P500指数2个季度；Homa和Jaffee(1971)
发现货币供给量水平．货币供给增长率与股票价格的线性关系，得出货币供给的
扩张将导致股价上升的结论．
2
浙江大学硕士学位论文绪论
Berkman(1975)IjJ,M1和M2作为货币政策的衡量指标，他发现货币供应量变
化和股票市场价格变化之间存在着反向变化的关系。Pearce&Roley(1983)对这个
命题进行了重新检验，他们以M1为研究对象，而且区分了预期和非预期的货币
供应量变化，主要研究股票价格如何对非预期货币供应量变化做出反应。他们发
现未预期到的货币供应量的变化与股市价格的变化成反比．
Friedman(1984)将股票市场的交易额变量引入货币需求函数，实证分析发现
1919--1929年期间美国股票市场交易量急剧扩张，增加了对货币的交易性需求．
研究结果表明，假如没有1925年后股票交易的大幅高涨，M1的需求量将比其
达到的实际水平低17％．Palley(1995)实证研究发现，1976—1991年美国的股票
市场交易额与货币需求呈显著正相关，并且发现通过引入股票市场变量可以提高
货币需求函数的预测能力．
Fama(1990)研究了美国1953--1987年期间影响美国股市股票收益的各种因
素，他实证地研究探讨了工业生产增长率与股票实际收益的关系。他在以过去实
际股票收益为解释变量，工业生产增长率作为被解释变量的回归式中，发现股票
收益对于未来的工业生产增长率具有解释能力．
德黑克尔、坎迪尔和沙玛(Dhakal，Kandil and Sharma，1993)以货币市场均
衡条件为基础研究了美国股票价格和货币供给之间的关系。他们的向量自回归模
型的结果表明，货币供给量的变动对股票价格有显著的直接和间接冲击。他们认
为货币供给通过资产替代效应对股票价格产生影响，货币供给的增加会改变均衡
状态下的货币量，导致货币余额增加从而使资产的需求增加，以致资产价格上涨，
但是货币供给增长带来的对通货膨胀的正向预期会对资产价格带来负的影响。
Dayananda．D与Wen．Yao Ko(1996)对台湾股票市场的研究表明，股票价格收
益率与利率之间呈反向趋势，而与货币供应量之间呈正向趋势，然而二者的这种
关系在统计上不具备较强的显著性。Mooker．R&Qiao Yu(1999)对新加坡股市的
研究表明，股价与货币供应量之间存在长期稳定的均衡关系，股价波动领先于货
币供应量。
Domian与Louton(1997)对美国股市1947年1月至1992年12月问的资料进
行分析，检测股票收益是否能预先反映工业生产增长率，并进而假设虚拟变量，
建立不对称模型，分析股票收益对工业生产增长的影响是否具有不对称性
浙江大学硕士学位论文绪论
(asymmetry)，其实证结果表明：当股票收益为负时，工业生产增长率明显下降，
但当股票报酬为正时，工业生产增长率却只有随之小幅上升；由结果可以显示出
股票收益的确为领先经济的指标，尤其是当股市下跌时，预测效果会更明显、更
迅速，更能预测未来经济活动．
Rigobon与sack(2003)检验了美国货币政策对股票指数的影响，发现后者
对前者具有明显的负向影响，短期利率上升25个基点，标准普尔下降1．9％。
1．2．2国内研究现状
在对我国股票市场对货币需求影响的实证研究方面，谢富春和戴春平(2000)
利用1994—1999年期间的季度数据对货币需求函数进行估计时发现，股票市值
同MI、M2和准货币的名义余额具有显著的正向相关关系。
王志强和段渝(2000)的实证分析结果表明股价指数与狭义货币需求之间存
在长期稳定的正相关关系。石建E(2001)对1993--2000年期间的季度数据进行
了实证检验，结果表明股票市场交易额增长率与M1、M2余额增长率正向相关．
姜波克和陈华(2003)30用证券收益率和证券收益率的方差来估计股票市场
对货币需求的影响，结果显示证券市场真实收益率期望值和方差与货币需求实际
余额显著正向相关。总之，从以上的研究结论看，我国股票市场的产生和发展增
加了对货币的需求．
易纲(2002)认为，当一个经济体系中有股市存在时，货币政策传导机制就会
变的更为复杂。因为货币政策对金融资产价格(特别是股票价格)有影响，货币数
量和通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且一定意义上取决于股
市．无论股市财富效应大小，通过货币政策刺激股票市场拉动需求的做法在长期
是不可靠的，货币政策应关注股市而非盯注股市。
瞿强(2001)讨论了资产价格-9货币政策目标之间的关系，指出资产价格在货
币政策传导过程中对消费、投资和金融体系都具有一定影响。
股票市场对经济增长的方面，谈儒勇(2000)利用季度数据对我国股票市场
发展与经济增长间关系进行的计量结果同样表明，我国股票市场发展状况对经济
增长的作用是有限的，而且也同样发现股票市场中的一些指标的系数显著为负
值，说明我国股票市场不仅没有主流经济学中的观点一股票市场对经济增长具有
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浙江大学硕士学位论文绪论
促进作用，而且还有部分的反作用。
郑江淮、袁匡良、胡志乾(2000)通过计量分析得到：居民储蓄与股票市价
总值间具有显著的正向相关关系，说明股票市场发展对居民储蓄行为具有重要影
响，以此揭示出我国目前股票市场对经济增长的作用机制已经明显具备．但计量
结果同样表明，虽然股票市场对经济增长的作用机制己具备但实际上股票市场对
经济增长的贡献，从计量结果来看并不太显著。
1．3论文主要研究内容
股票市场与货币政策之间的关联性虽然有相关的理论解释，但从各国研究的
情况来看，实证检验结果往往都各不相同。因此，无论是西方发达国家还是转轨
经济国家，进行实证分析是首要问题．
本文中，笔者力图运用最新的数据和经济计量方法，对我国股票市场和货币
政策之间的关联性问题进行一个全面的研究，并由此对我国股价波动对经济和金
融产生的影响进行理论解析。
论文主要包括以下几个部分：
l、第1章讲述了提出了这个问题的意义和背景，并且阐述了股票市场与货
币政策关系的研究现状和动态。
2、第2章研究股票市场和货币政策理论基础。首先分析了我国股票市场发
展概括与特点，接着分析了我国货币政策内容、发展历程及现状。
3、第3章研究货币政策对股票价格的影响。主要从货币供给量和利率的角
度论述了货币政策对股票市场产生的影响。
4、第4章研究股票市场发展对货币政策影响的理论基础。首先分析了股票
市场对货币需求产生的影响，其次阐述了股票市场对于货币政策目标产生的影
响，最后分析股票市场传导货币政策的机理。
5、第5章运用最新的数据和时间序列的研究方法，实证研究了我国股票市
场对消费、固定资产投资的影响，并且根据实证结果给予一定的分析和阐述．详
细研究股票市场和货币政策的关联性实证分析，最后根据我国的实际情况对实证
结果给予一定的解释和阐述。
6、第6章从多方面对完善股票市场和货币政策的提出若干政策建议。
浙江大学硕士学位论文绪论
1．4论文研究路线
研究路径如图1．1所示：
1．5论文研究方法
图1．1本文研究思路
本文的研究首先是进行理论分析，然后更多地是采用计量实证方法，通过实
证研究结果的分析，探讨其中的经济学涵义。本文主要的计量方法如下：
(1)单位根检验：时间序列模型要求系统的平稳性，如果系统中各变量是平
稳的，可以保证系统的平稳性．对单位根的检验就是对随机过程平稳性的检验，
也是对随即过程单整阶数的检验。
(2)格兰杰因果检验：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
6
浙江大学硕士学位论文绪论
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
格兰杰原因，此时x的滞后期系数具有统计显著性．
(3)协整检验：格兰杰指出，当时问序列为非稳定的，如果通过差分方式
使其变为稳定状态，会使隐含在其中的长期信息丧失，仅保留短期信息。协整检
验提供了另一种检验变量间是否具有长期均衡稳定关系的检验方法。所谓协整关
系是指，有些时间序列，虽然它们自身非平稳，但是其某种线性组合反映了变量
之间长期稳定的比例关系．
(4)脉冲响应函数：在向量自回归(VAR)模型中，当某一变量t期的扰动项变
动时，会通过变量之间的动态联系，对t期以后各变量产生一连串的连锁作用。
脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未
来取值的影响。
(5)方差分解：方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量(共m个)的波动
(k步预引言测均方误差)按其成因分解为与各方程信息(随机误差项)相关联的m个
组成部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性．方差分解不仅是样本
期间以外的因果关系检验，而且将每个变量的单位增量分解为一定比例自身原因
和其他变量的贡献。
(6)向量误差修正模型：向量误差修正模型是包含协整约束条件的VAR模型，
应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。向量误差修正模型(VECM)既能反
映不同时间序列之间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机
制，是长、短期相结合以及具有高度稳定性和可靠性的一种模型。
1．6本文可能存在的创新点
1．本文在实证分析股票市场的财富效应中，在莫迪利亚尼的传统消费生命
周期模型的基础上，根据我国实际情况进行了改善，将影响居民消费的因素分解
成居民储蓄余额、股票流通市值和居民可支配收入。
2．本文在实证分析股票市场与货币政策关联性中，充分考虑到时间序列协
整关系的影响，根据变量的协整关系建立向量误差修正模型(VECM)，分析变量
之间短期和长期的影响。通过脉冲响应函数，方差分解和格兰杰检验等方法，展
示了系统中变量之间相互影响的动态过程。
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浙江大学硕士学位论文股票市场和货币政策理论基础
2股票市场和货币政策理论基础
要想研究货币政策与股票市场之间的关系，首先应该清楚了解货币政策和股
票市场各自的内涵。国内外相关研究学者通过研究已经发现它们有其深刻的理论
渊源。各主流经济学派的理论都系统的阐述了货币政策与股票市场以及整个经济
体系的联系。在20世纪初经济学家就已认识到货币不仅贯穿于实物经济的生产、
交换、分配、消费的全过程，而且货币供应量还影响金融部门的资金流向，引起
有价证券需求的改变，进而导致社会需求和物价水平的改变，因此资本市场(股
票市场)成为货币政策关注的一个重要场所。对此本章将深入阐述我国股票市场
和货币政策发展状况和各自的特点。
2．1我国股票市场发展概括与特点
2．1．1我国股票市场发展概括
股票市场是已经公开发行的股票按时价进行转让、买卖和流通的市场，包括
交易所市场和场外交易市场两部分。据市场的功能划分，股票市场可分为发行市
场和流通市场。流通市场是建立在发行市场基础上的，因此又称作二级市场。相
比而言，股票流通市场的结构和交易活动比发行市场更为复杂，其作用和影响也
更大。它具有两个特殊的功能，一是流通市场的功能；二是构成流通市场功能．
中国的股票市场是指股票发行和交易的场所，上市公司公开发行股票的场所
称为一级市场，对已公开发行的股票进行交易的场所被称为二级市场。一、二级
市场紧密联系和相互制约，使股票市场成为一个统一体。上市公司、中介机构、
投资者和金融监管当局是股票市场的参与者，其行为会直接影响股票市场筹资功
能和资源配置功能。本研究中的中国股票市场是个狭义的概念，一般专指中国大
陆的A股市场。
中国股票市场仅有20多年的历史，但取得了巨大成就，现拥有上市公司数达
到1400多家；2007年lOft份上证指数站上了6000点上方；股民数量大增，沪深两
市帐户总数已经突破l亿大关。据2007年第二届中国证券投资基金年会透露：我
浙江大学硕士学位论文股票市场和货币政策理论基础
国基金的数量已突破300只，规模即将突破l万亿元，占股票市场流通值19％的份
额，基民的数量预计已突破1500Zi"人．我国的股票市场已经成为市场经济体系的
重要组成部分。下表2．1展示了股票市场在国民经济中所占的比重1。
表2．1股票市价总值与GDPI七率单位：亿元
年份GDP 市价总值市价总值流通市值流通市值
／GDP ／GDP
1998 84402 19506 O．231108 5746 0．068079
1999 89677 2647l 0．295182 8214 0．091 595
2000 99215 4809l 0．48471 5 16088 0．162153
2001 109655 43522 0．396899 14463 0．131895
2002 120333 38329 O．318524 12485 0．103754
2003 135823 42458 0．312598 13179 0．09703 1
2004 159878 37056 0．231777 11689 0．073112
2005 183868 32430 O．176377 1063l 0．057819
2006 21087l 89404 0．423975 25004 0．118575
证券化率是衡量一国或地区股票市场发展程度的重要指标，通常用股票市场
总市值占同期GDP的比重来表示。一般而言，证券化率越高意味着股票市场在
一国或地区经济体系中越重要。随着我国证券市场的不断发展，1991—2000年10
年间，我国证券化率一直呈上升态势，由0．505％上升至48．4％，但2001年后逐
年下降至2005年的17．6％，而2006年则重新上升至42％。截止2007年9月28
日，沪深两市总市值更是飞速达到25．3万亿元，远超过2006年我国GDP21．1
万亿元的总量，使我国证券化率已超过了100％。证券化率的不断提高，反映了
股票市场与我国国民经济的关系越来越密切，越来越不可分割．
2．1．2我国股票市场特点
我国的股票市场相较西方发达国家的成熟股票市场不同，它是一个政策市、
’表2．I中数据米源《中国统计年鉴》，2007年。
浙江大学硕士学位论文股票市场和货币政策理论基础
庄家市和投机市．具体来说我国股票市场有如下特点：
1．投机性
股票的投资价值，取决于上市公司红利的大小．但是，在中国的股票市场中，
多数股民是抱着投机的心态去面对股票市场的。股价波动的原因在相当一部分情
况下：散户总是希望在最短的时间内获取最大收益，主力利用这个心理特征，进
行诱导所造成的。因此，股票的市场价格不能真实地反映上市公司的投资价值．
按照价值理论，股票下跌就有投资的价值。从这个意义上来分析，股民在股市中
追涨杀跌的行为，是一种错误的行为。然而，由于大部分股民是抱着投机的心态
参于股票市场中，他们为了在最短时间内获得最大的收益，在操作过程中常常“追
涨杀跌”．然而这种“追涨杀跌”的错误行为，更促成股票的涨与跌却是真实的。
从这个角度来讲，股市永远是正确的。既然错误的行为能促使股票价格真实的涨
跌，我们就不能不遵守股票市场这种“追涨杀跌”的游戏规则。关键的问题是，
投资者必需掌握好相应的技能和掌握相关的信息，切不可盲目的“追涨杀跌一．
2．政策性
我国股市具有显著的“政策性”的特征，因而有人将我国的股市称为“政策
市”．政策性的特征主要表现在四个方面．一是股票的发行数量实行额度管理．
二是新股的发行与上市实行高度集中的行政性管理体制，必须通过中国证监会审
批。三是在股市的管理上，政府干预的力度比较大。四是股市价格的走势受政策
面消息的影响很大。股票市场的走势似乎在按照自己的运行规律进行，其实不
然， 股市之所以“我行我素”，是因为管理层基于某种考虑，没有对市场进行
强有力的直接干预。但是，股市对于政策面信息变动的反应还是比较敏感的。
3．庄家性
股票市场多数情况下是个少数人或者是庄家赚钱的地方，散户往往是赔钱的
较多。因此，股票市场的“真理”总是掌握在少数人手中．其理由十分简单，在
底部阶段，当绝大多数人看多时，主力收集不到筹码，股票靠散户是做不上去的．
相反，在底部阶段只有在绝大多数人看空时，主力才能顺利地完成筹码收集任务，
为将来股票的提升奠定基础。同理，在顶部阶段如果在绝大多数人看空时，主力
是无法出局的，只有在绝大多数人看多时，主力才能顺利出掉获利筹码，因此，
中小投资者不能用常理来分析和预测股票短期未来走势．
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浙江大学硕士学位论文股票市场和货币政策理论基础
2．2我国货币政策
货币政策是货币当局或中央银行为实现宏观经济调控目标而采用各种方式
调节货币供应量和货币运行环境，并以此影响实体经济变量的方针和政策总称．
货币政策实际上是中央银行或货币当局通过货币政策工具对宏观经济进行控制
的别称，它是一个国家经济政策的重要构成部分，服从于总体的经济政策的要求。
一般来说货币政策主要包括以下几个方面：(1)政策目标、最终目标、中介目标(2)
货币政策工具及其运用(3)货币政策的传导机制及实施效果。
2．2．1货币政策目标
成。
货币政策目标体系是由货币政策最终目标、中介目标和操作目标三部分构
图2．1货币政策目标框架
货币政策目标是货币政策的核心，货币政策最终目标的选取，决定了货币政
策效力如何及经济发展的方向。货币政策最终目标一般有四个：稳定币值、实现
充分就业、促进经济发展和平衡国际收支。这四个目标也是基本的宏观经济目标，
是各国政府和中央银行力图实现的理想状态。从长期看，它们是一致的；但在短
期，它们之间既有联系又有矛盾。因此，一国货币政策很难同时实现多个目标，
各国在不同的时期一般选取其中一、二个作为其货币政策的最终目标。由于充分
浙江大学硕士学位论文股票市场和货币政策理论基础
就业与经济增长是一致的，币值稳定的条件之一是国际收支平衡．因此，四大目
标中一般选取的目标是两个：稳定币值和经济增长。
货币政策中介目标是指中央银行能够通过运用政策工具对其进行控制，并根
据中介目标可以观测到货币政策最终目标实现情况的金融变量。货币当局无法直
接影响或控制最终目标，然而可以通过调节与控制一些能够影响最终目标的中介
目标来间接地影响其最终目标。因此中介目标是货币政策对最终目标产生预期影
响的连接点，中央银行通过监测中介目标的变动情况可以比较准确地预测货币政
策对最终目的影响，由此对货币政策操作力度进行微调，以确保最终目标的顺利
实现。目前被理论界推崇为实际所用的变量大致有三种基本形式：一是资产价格
变化的指标即利率指标：二是衡量货币信贷、存量变化的指标即货币供应量指标；
三是本币与外币比价变化的指标即汇率指标。
2．2．2货币政策工具
1984年，中国人民银行从商业银行业务中脱离出来专职行使中央银行职能，
中央银行体制在中国正式确立，现代意义上的货币政策开始形成。起初，信贷规
模一直是中国人民银行一项强有力的政策工具，它使人民银行对货币供给的变动
拥有直接的调控能力。随着改革的推进和市场化进程的加快，信贷规模作为一种
直接型货币政策工具，效力日渐减小。与此同时，其他以市场机制为基础，借助
于市场力量来实现货币政策目标的间接型货币政策工具不断出现和完善，并发挥
着越来越大的作用和影响。
目前中国人民银行主要运用的货币政策工具2有：
1．法定准备金制度。从1984年起，存款准备金制度开始成为中国人民银行
调节货币供应量和信贷规模的政策工具．
2．再贷款工具。再贷款业务是中国人民银行对商业银行等金融机构发放的贷
款，然而主要是对国有商业银行和农业发展银行发放的贷款。从确立再贷款制度
起，再贷款业务在央行的资产负债表中就占有很大的比重，是我国基础货币投放
和回笼的主要渠道以及调节贷款流向的重要手段。
3．再贴现。1986年中国人民银行颁布《再贴现试行办法》，正式开办对专业
2货币政策工具分类来自中国人民银行网站
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浙江大学硕士学位论文股票市场和货币政策理论基础
银行的再贴现业务。随着再贴现规模不断扩大，其政策作用逐渐显现，贴现窗12
作为传递当局货币政策倾向的信号作用也日益加强。
4．公开市场业务。1994年外汇体制改革、汇率并轨，中国人民银行开始实施
外汇公开市场操作。以国债为对象的公开市场操作于1996年4月启动。2000年
后，中央银行公开市场操作规模逐渐扩大，而且操作的灵活性、前瞻性进一步提
高，有效地保证了基础货币的稳定增长和货币市场利率水平的平稳运行。从2002
年开始，由于外汇占款的持续增加，央行大量发行中央银行票据来对冲外汇占款
增加所带来的货币供应增加。
5．中央银行基准利率．我国的利率市场化程度较低，利率水平在相当大程度
上还是由中央银行直接调控，央行直接确定金融机构的存贷款基准利率，是我国
当前一项重要的货币政策工具。
6．其他货币政策工具．除了以上的政策工具外，中国人民银行还根据具体情
况需要，灵活使用优惠利率政策、专项贷款、利息补贴、特别存款等办法。此外，
央行还通过窗口指导的方式对信用变动方向和重点实施间接指导。
●
2．2．3货币政策传导机制
货币政策传导机制指从运用货币政策工具到实现货币政策目标的作用过程．
货币政策的传导过程是：中央银行制定和实施货币政策并以金融市场为中介，将
货币与信息注入以生产、流通和消费为主要环节的实体经济，进而影响厂商和个
人的投资与消费决策，最终导致社会总产出的变化。
货币政策的传导过程可以用下图2．2加以描述：
l 货币政策工具I 货币政策的中介目标l 货币政策的最终目标I
1．．．—．．．I——．．．．一一．．．．．．．．．I．． 1
操作目标充分就业
中期目标物价稳定
存款准备金短期利率经济增长
再贴现政策’入存款准备金』长期利率卜＼
国际收支平衡
—]／ —]／ —]／
公开市场业务汇率货币供应量汇率稳定
图2．2货币政策传导结构图
浙江大学硕士学位论文股票市场和货币政策理论基础
货币政策主要通过利率渠道、资产价格渠道，汇率渠道和信贷渠道作用于宏
观实体经济．
1彳0率渠道。利率渠道的作用机制体现在IS．LM的模型中：货币供给的变化
导致了利率水平的变化，利率水平的变化引起投资和消费的变化，于是改变了总
需求，从而改变了总产出和总收入。利率渠道起有效作用的关键是利率的市场化
以及投资和消费的利率弹性较大。
2．资产价格渠道．资产价格渠道的传导是认为货币政策能通过资产价格的变
化影响消费需求和投资需求，进而影响总产出。托宾的q理论较好地解释了资产
价格渠道的传导机理，q值等于资产的市场价值除以重置成本，也等于资本边际
效率除以贴现率，q值的大小决定投资，投资进一步影响总产出。当货币供给减
少时，对股票的需求减少，股票价格就会下跌。股票价格下降使q值下降，投资
支出下降，总产出下降。同时， 股票价格下降时，人们的财富减少，由于财富
效应发生作用，消费相应减少，总产出下降。资产价格渠道发挥作用是以完善、
发达和规范的股票市场为前提的。．
3．汇率传导机制随着经济的全球化，各国经济的相互依赖程度大大加强，依
照这一理论，现代凯恩斯主义者又提出了汇率传导途径，其中对固定汇率制下货
币政策的经典分析是蒙代尔一弗莱明模型。汇率传导机制强调开放条件下汇率的
影响，当货币供给增加时，导致本币汇率下降，外汇汇率上升，因为净出口增加，
所以导致总产出增加，即：货币供给增加一利率下降一本币汇率下降一净出口
NX增加一总产出增加。
4．信贷渠道。信贷渠道是一种典型的信用传导机制，展现货币政策对可贷资
金量的影响，由于银行贷款与其他金融资产不可完全替代，特定类型的借款人融
资需求只能通过银行贷款得以满足，因此使货币政策除经利率机制传导外，还可
通过银行贷款的增减变化进一步强化其对经济运行的影响。
信贷渠道传导机制呈现这样的规律：随着货币政策扩张，银行活期存款相应
增加，在银行资产结构基本不变的情况下，贷款规模的供给相应增强，这样依赖
银行贷款的特定借款人或者企业将进一步增加投资，从而使总产出增加。信贷渠
道起作用的关键是货币政策的非中性及贷款与债券的不完全替代，然而信贷渠道
的有效性取决于银行体系的健全性和完善性．
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浙江大学硕士学位论文货币政策对股票市场影响的理论分析
3货币政策对股票市场影响的理论分析
货币政策对股票市场(主要是指股票价格)既有直接影响，也有间接影响。
直接影响是指货币政策通过利率的变化或者货币供应量的调整，直接改变金融市
场上各种金融工具的相对价格，进而影响资金流向，最终影响股票价格波动。间
接影响是指货币政策的变化通过影响实体经济增长，并改变投资者对于经济的未
来预期，从而对于股票价格形成影响。
股票价值定价3可以用其期望股利的贴现值来表示：
Pt=Dt·(1+8)／(r-&)(3．1)
在上式中，Pt表示每股股票的t时期价格，D．表示t时期股利水平，gt是t
时刻股利期望增长率，期望贴现率包括无风险收益率和风险溢价。因此，股票价
格由三种因素来决定：股利水平与增长率、无风险收益率、风险溢价。
由于货币供应量与股利水平和增长率正相关，与无风险收益率和风险溢价负
相关．因此股价水平与货币供应量正相关。货币供给影响股利主要通过影响上市
公司当期及预期收益。在货币需求不变的情况下，货币供应量的减少会提高利率
并减少利率敏感的支出。货币供给对贴现率中无风险收益率的影响是货币供应量
对市场利率影响的一个直接函数。货币供应量的变化不仅影响无风险收益率的现
值，而且还将影响无风险收益率的未来水平．货币供给对风险溢价的影响很难加
以量化。风险因素伴随着股利增长率未来值，及无风险收益率的不确定性而增加。
假如投资者是风险厌恶者，则风险溢价就为正，且与不确定性的增加正相关。货
币供应量紧缩对风险溢价的效应则通过增加投资者预期的不确定性来体现。
3．1货币供应量对股票价格的影响
在理论分析上，货币主义的弗里德曼与后凯思斯主义的托宾、米什金都认为，
货币供给对股市是具有直接的影响力的，即当货币供给量增加时，社会公众会发
现他们所持有的货币比希望持有的数额要多，因此将多余的货币用于购买各种资
产，包括股票，从而造成股市的上涨。下图3．1展示了货币供给量通过预期效应、
3股票价值的定价模型是Gordon股票定价模型
浙江大学硕士学位论文货币政策对股票市场影响的理论分析
投资组合效应和股票内在价值增长效应影响股票价格。
图3．I货币供给量影响股价图
第一，预期效应。当货币当局准备实行扩张或紧缩的货币政策时，这种政策
的实施能够影响市场参与者对未来货币市场的预期，从而改变股市的资金供给
量，进而影响股票的市场价格。
第二，投资组合效应．当中央银行实施扩张的货币政策时，人们持有的货币
增加，货币的边际效用递减。在其他条件不变的情况下，部分货币进入股市寻求
收益，从而使股票供给小于股票需求，股价上升；反之亦然。
第三，股票内在价值增长效应。货币供应量增加，利率下降，导致投资增加，
并通过乘数的扩张效应促使股票投资收益提高，促使大量投资者进入股市，使股
票供给小于需求，股价上升．
3．2利率对股票价格的影响
通过对上述(3．1)式的分析可知，利率确实能影响股票价格。利率对于股票
价格的影响主要有以下四个途径：
一是利率变动造成的资产组合替代效应。由于利率变动会影响存款收益率，
所以投资者就会在股票、银行存款与债券之间进行资产选择。如利率上升，存款
收益率提高，将使一部分资金从股市流出而投向银行储蓄和债券，减少了股票市
场的资金供给，造成股票价格下跌．
二是利率对上市公司经营的影响，进而影响公司未来的估值水平。如贷款利
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浙江大学硕士学位论文货币政策对股票市场影响的理论分析
率提高会加重企业利息，增加成本支出，从而减少企业的盈利，进而减少股票分
红派息，受成本支出的增加和股票分红派息降低的双重影响，股票价格将会下跌。
三是利率作为一种政策信号，改变投资者(或投机者)对经济的未来预期而体
现在股票的价格中。凯恩斯的投机动机货币需求理论表明，每个投机者心目中都
有一个利率水平的正常值，如果实际利率水平高于正常值，他预期利率将会下降；
如果实际利率水平低于正常值，他预期利率将会上升．当投机者预期利率将下降
时，他会将货币转换成债券，以期在债券价格上升时同时得到利息收入和资本溢
价的双重收入。然而如果投机者预期利率将上升，就会产生多种可能性．其中有
一种最典型的可能性：当预期债券价格的下降使得债券的资本损失超过债券的利
息收人时，投机者就会只持有货币而不持有债券，以避免损失和在将来债券价格
下降时再度购进债券。因此，利率水平及投机者对利率变化趋势的预期对资本市
场有重要影响．虽然凯恩斯在作以上分析时认为人们的金融资产只有货币与债
券，并没有引入股票，但这种分析的基本原理对股票也同样适用．也就是说，投
机者对利率的预期将造成他持有或抛售股票的行为，从而影响股票价格．
四是利率的变动会对宏观经济产生影响。如利率的降低将会刺激投资，从而
带动经济增长。如此，股票预期的未来的现金流将会增加，最终造成股票市场的
繁荣和股票价格的普遍上涨，反之，则会造成股票价格的普遍下跌。
通过分析，得知利率通过四个渠道来影响股票价格，具体见下图3．2展示．
一资产组合替代效应卜_
一上市公司经营卜_
l 利率I 一膘惴
一投资者预期卜-
叫宏观经济卜
图3．2利率影响股价图
浙江大学硕士学位论文货币政策对股票市场影响的理论分析
3．3货币政策对股票市场的回报性
目前学术界已得出的结论是货币政策能够影响股票市场回报，或者说货币政
策对股票市场回报具有一定预测能力。一般而言，宽松的货币政策会增加股票回
报，而紧缩的货币政策会降低股票回报。
我国货币政策主要是通过同业拆借利率等货币市场利率渠道影响股市回报
的。从货币市场参与主体和资金流动格局的角度来对货币政策影响股票市场的货
币市场利率渠道进行分析，我们会发现近年来全国银行间同业拆借市场上资金流
动的基本格局是国有商业银行和其他商业银行一直是资金净融出方，而各地的融
资中心、其他金融机构、证券公司、基金以及外资金融机构则为资金的净融入方。
但在债券回购市场上，国有独资银行一直是重要的资金净融出方，证券、基金等
机构始终是净融入方。
从中我们可以得出这样的结论，即在货币市场当中，国有商业银行一直是货
币市场最主要的资金供给者。这一方面表明在当前全社会的储蓄资金主要还是集
中于国有独资商业银行手里；另一方面也表明，由于我国国有企业效率低下，新
增固定资产投资收益预期并不被看好，国有商业银行倾向于通过相对安全的货币
市场来使用其规模日益增大的储蓄资金而不愿以贷款的方式把它们发放出去。在
这种情况下，货币政策的变化如货币供应量和存款利率的变化将直接导致银行可
贷资金变动进而引起向货币市场提供的资金变动，进而影响货币市场利率。从
1999开始，我国已正式允许证券投资基金和部分证券经营机构进入货币市场，
这说明我国货币市场与股票市场之间，已经建立了一条为正式制度所许可的资金
流通渠道。近些年来，货币市场资金已经成为证券经营机构资金的重要来源，货
币市场利率的变化会影响到证券经营机构的资金成本，进而影响股市回报。研究
显示证券以及基金拆借和回购交易量的变化与股票市场价格的变化呈现明显的
正向相关关系。在实际中，货币市场利率与股指走势也具有明显的关联性。
因此，我们得出结论：货币政策变动主要通过影响银行可贷资金的变化而影
响到货币市场资金供应量，货币市场资金供应量的大小会引起货币市场利率变
动，因而影响证券经营机构的融资成本和融入量，最终影响到股市回报。而股市
价格的上升使证券投资的高收益预期自我实现，更吸引了更多的资金进入股市，
从而更强化了股市价格与入市资金规模之问的互动关系。
浙江大学硕士学位论文股票市场对货币政策影响的理论分析
4股票市场对货币政策影响的理论分析
4．1股票价格变动对货币需求的影响
在资本市场产生之前，全部货币都被用于实物资产的交易，而伴随着资本市
场的发展和日益完善，虚拟资产对货币的需求也越来越大，股票作为虚拟资产的
代表，其对货币的影响也越来越不容忽视。股票价格变动对货币的影响具体包括
四种效应：
1．财富效应
哈伯勒(Haberler，1939)、庇古(Pigou，1943)等人较早分析了财富效应，他
们认为如果人们所持有的货币以及公债等资产的实际价值增加就会导致财富增
加，人们财富的增加意味富裕，就会增加消费支出，因而将进一步增加消费品的
生产和增加就业。具体到股票市场而言，如果人们所持有的股票因股价上涨而导
致财富增加，则将产生上述同样的效果。而生产和消费支出的增加会导致货币需
求的增加，股票价格的财富效应可以表示为：股票价格上涨一公众财富增加一消
费和投资增加一对货币总量的需求上升。
2．交易效应
股票作为一种金融资产，其交易的顺利完成当然需要货币的参与，因此就会
产生货币的交易需求。伴随着股票市场的不断发展和规模的不断扩大，股票交易
产生的货币需求就会越来越大，从而对货币需求产生显著性影响。股票价格的交
易需求可以表示为：股票价格上涨一股市规模扩大一股票交易量上升一交易性货
币需求上升．
3．资产组合效应
资产组合理论认为，投资者要实现效用最大化，就需要对不同收益和风险的
资产进行选取，以实现风险和收益的最佳组合。可供投资者选择的资产包括货币、
银行存款、债券、股票等，当股票价格上涨时，投资者资产组合的收益会上升，
但同时资产组合的总体风险也会随之上升，在投资者的风险偏好程度不变的情况
下，投资者就会增加安全资产的比重，如增加货币的持有等，进而导致货币需求
上升。股票价格的资产组合效应可以表示为：股票价格上涨一资产组合的风险上
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浙江大学硕士学位论文股票市场对货币政策影响的理论分析
升一投资者增加对安全资产的持有一对货币的需求上升．
4．替代效应
股票市场价格的上升，交易量的扩张会使得股票的吸引力增加，公众对股票
的需求也会上升，这在一定程度上对货币(比如广义货币中的储蓄存款)有一种替
代作用，从而降低货币需求．股票价格的替代效应可以表示为：股票价格上涨一
增加对股票的需求一减少对货币的需求一对货币总量的需求下降。
股票价格对货币总量的影响由以上四种效应共同决定，财富效应、交易效应
和资产组合效应会增加对货币的需求，而替代效应则会减少对货币的需求，股票
价格变动对货币总量的影响是以上几种效应综合作用的结果。
4．2股票市场对货币政策中介目标的影响
把货币数量作为中介目标是20世纪70年代的西方发达国家，并且时至今日
仍然是许多国家的货币政策框架的重要特征。但必须有三个理论前提，一是货币
需求函数具有相对稳定性，货币需求量与名义收入保持正相关性；另一个是中央
银行可以灵活自如地控制货币供应量；最后是货币供应量与价格水平之间保持高
度正相关性。在此理论假设下，货币供应量与名义收入保持着正比例关系。股票
市场发展使得这一货币规则的准确性和可靠性不断下降。
4．2．1货币供应量可控性降低
由于股票市场发展，货币供给的内生性增强了，而相应的货币供应量的可控
性降低了。股票市场发展不仅影响了货币供给函数中的内生变量，而且影响了部
分外生变量，中央银行控制货币供应量的能力不断下降．特别是，股市价格的变
化使得股票市场对货币供给函数的有关变量的影响程度产生波动，容易导致货币
乘数的不稳定性，从而中央银行在投放基础货币时无法有效地用以预测货币供应
量的增长，加之股票市场使得货币结构发生变化，导致中央银行对货币供应量的
可控性下降。因为股票市场发展破坏了货币供应量的可测性、可控性和相关性，
使得货币供应量作为中介目标的有效性和可靠性不断下降．有鉴于此，20世纪
90年代以来，大多数发达国家的货币政策框架都废除了以货币供应量为中介目
标的做法，转而监测更多的变量，尤其是利率、汇率等价格型变量．
浙江大学硕士学位论文股票市场对货币政策影响的理论分析
4．2．2货币需求规模扩大
股票市场发展使得货币数量与居民收入和物价之间的相关性减弱，股市发展
壮大扩大了货币需求的规模，形成货币需求二元结构，所以货币数量与包括金融
交易在内的所有以货币为媒介的交易有着重要的相关性，而不再简单地同宏观实
体经济中的交易呈正比例关系．与此同时，在假定影响物价水平的其他因素不变
的情况下，货币量进去股市越大，物价水平与货币供应量的相关性越低，因而可
能出现货币供应量越多，股价上涨越快，而物价比较平稳的情况．
4．2．3货币供应量可测性降低
股票市场导致了货币需求的不稳定性，这主要表现在两方面：一是股票市场
产生的货币需求效应具有一定的对抗性，各种作用力在不同的时期作用程度不
同，从而使股票市场对货币需求的影响具有动态性。各国情况显示，股票市场在
发展的不同阶段，对货币需求具有不同的影响效应．二是股价波动容易引起货币
需求的变动。股票市场降低了货币需求结构的稳定性，货币需求在股票市场和实
体经济之间形成二元结构，股价波动产生的货币需求的波动可以引起货币二元结
构的波动。股票价格的不断上升，极大地提高了股票的相对收益率，极易扩大股
票市场的货币需求，相对减少实体经济的货币需求，从而导致大量资金从实体经
济转入股票市场，使货币结构发生变化。同时，股票市场存在部分流动性很强的
投机资金，股市行情变动会使这些货币在银行账户和证券公司保证金账户频繁移
动，在不同货币层次间转移，导致货币结构不稳定。
当前，虽然我国股票市场的发展已经对货币需求产生了重要影响，但是我国
货币政策框架仍然没有充分考虑到这种因股市成长和活跃带来的不断增长的货
币需求，货币供应规划仍然按照从前针对实体经济的做法，即在收入型货币数量
方程的基础上，根据经济增长目标、物价控制目标及某个既定的货币流通速度变
化水平来规划我国的货币供应目标，这种仅仅盯住实体经济货币需求而不考虑金
融市场货币需求必然导致货币政策失误，而达不到预期对实体经济产生的效果．
浙江大学硕士学位论文股票市场对货币政策影响的理论分析
4．3股票市场在货币政策传导中的作用
西方传统的货币传导机制理论着重分析探讨货币或信用渠道，讨论的是在封
闭经济条件下货币政策怎么样通过货币市场传导到微观经济主体，最终促进经济
增长和其他目标的实现。自从20世纪80年代以来，西方发达国家的金融结构和
经济环境发生了巨大的变化，股票市场的发展及股票价格的波动使货币政策的传
导机制随之也发生了显著变化，货币政策传导的股票市场渠道越来越重要。股票
市场渠道有广义和狭义4之分。托宾的q理论、财富效应、流动性效应都可以视
为广义上的股票市场渠道。
1．托宾的q理论
托宾的q理论提供了一种有关股票价格和企业投资支出相互关联的理论。定
义q=企业资本的市场价值比企业资本的重置成本。如果q很高，企业的市场价
值比资本价格高，意味着在新厂房和设备上的投资支出可以从发行公司股票上得
到回收，而且还有多余，这时企业会增加投资支出。如果q较低，因为公司市价
相对于重置成本低，企业将不会购买新的投资品。如公司想获得资本，它将购买
其它较便宜的企业而获得1日的资本品，这样投资支出将会降低。按照托宾的q
理论，当货币供应量上升，社会公众发现其持有货币比所需的多，从而增加开支
来减少持有的货币。结果，社会公众就会增加对股票的需求，从而提高股票的价
格。因此股票价格愈高，则q值愈高，从而投资支出也愈高。这一传导机制可以
表示为：货币供给量增加一股票价格上升一q值增加一企业投资支出增加一总产
出水平增加。
2．非对称信息效应(又称资产负债表渠道)
货币政策实施影响股票价格，引起企业资产净值的变动，进而影响银行贷款
过程中的逆向选择和道德风险，从而改变投资支出的传导过程。非对称信息是由
于在金融市场上进行交易的双方之间存在信息不对称，交易的一方可能对另一方
的情况不太了解。不对称信息会产生逆向选择和道德风险问题，造成贷款人总的
信贷风险增加。贷款人为了防止借款人的违约行为给自己带来损失，就会把借款
合同建立在借款人资产的净值之上。一个企业的资产净值(它等于企业的资产与
4狭义的货币政策传导的股票市场渠道指Ralph Chami，Thomas ECosimano和Connel Fullenkamp(1999)提
出的股票市场渠道。
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浙江大学硕士学位论文股票市场对货币政策影响的理论分析
负债的差额)发挥着类似抵押品的作用。假设一个企业的资产净值较大，即使它
从事的投资导致了亏损，在贷款偿付上出现违约．银行可以通过取得企业资产净
值的所有权，将其出售以补偿贷款损失．企业资产净值越大，违约的可能性就越
小，因为企业拥有的资产可以偿还贷款。因此，企业资产净值的增加将减轻银行
出于逆向选择而不愿贷款的问题。此外，企业的资产净值较高表示所有者在企业
投入较多股本．这使其从事高风险投资项目的意愿降低，也减轻了道德风险的发
生。因此，向这类企业提供贷款相对比较安全。当货币供给增加，股票价格上扬，
使企业的资产净值增加时，引起贷款的增加，投资支出也增加。这种渠道可以表
示为：货币供给量增加一股票价格上升一企业净值和抵押品价值增加一银行贷款
增加一企业投资支出增加一经济产出水平增加．
3．财富效应
财富指经济主体所持有的所有未来收入的现在价值。在莫迪利安尼的生命周
期理论中，消费者一生的资源，包括人力资本、真实资本和金融财富决定了消费
者的消费支出。金融财富的一部分内容是普通股票。中央银行通过调节货币供应
量，会相应改变经济主体的实际财富数量，从而使经济主体改变自己的支出，影
响到国民收入水平的变动．这一传导过程就是财富渠道传导。这一传导机制可以
表示为：货币供给量增加一股票价格上升一毕生财富增加一消费支出增加一经济
产出水平增加。
4．流动性效应
根据流动性效应的观点，汽车、住宅等属于耐用品，具有不流动性。如果消
费者急需现金而被迫卖掉耐用品来筹集资金，一定会遭受很大损失。因为耐用品
缺乏流动性，在被迫出卖时，这些资产将会贬值出卖；相反，如果消费者持有的
金融资产较多，就能很容易地按接近市场的价值将其迅速脱手变现。由此可见，
如果消费者对自己陷入财务困境的可能性预期较高，他将减少持有缺乏流动性的
耐用品，多持有具有流动性的资产．消费者的资产负债表状况，对消费者评价自
己是否可能陷入财务困境具有重要的影响。当消费者持有的金融资产比债务多
时，对财务困难的可能性预期会很低，因而更愿意购买耐用品。当股票价值上升
时，金融资产的价值也会上升，从而耐用品支出会增加。这一传导机制可以表示
如下：货币供给量增加一股票价格上升一金融资产价值增加一财务困难可能性减
浙江大学硕士学位论文股票市场对货币政策影响的理论分析
小一耐用消费品支出增加一经济产出水平增加．
5．狭义的股票市场渠道
企业股东的收益表现为两个方面：一是资本利得，二是股票红利。但无论哪
一种收入，都表现名义收入。名义收入的实际价值取决于通胀水平的高低．通货
膨胀除了对红利支出征收收入税外，还对股票征收了财产税。因此，当中央银行
采取扩张性货币政策导致价格水平的上升，本期股票的除息价值就会下降，股东
的真实回报也相应减少，其消费也会下降。这样股东会对企业产生提高回报率的
要求，企业在股东的压力下会增加下一期投资，提高资本存量，以提高利润，宏
观结果将表现为产量的上升。这一传导机制表示如下：货币供给量增加一股票价
格上升一股票除息价值增加一本期股票真实回报增加一股票收益率要求增加一
下一期投资增加一经济产出水平增加。
综上所述，股票市场在货币政策传导中对实体经济的影响主要通过如下五种
途径：
表4．1股票市场在货币政策传导中的5种渠道
股票市场渠道传导机制支出的构成
财富效应货币供给量增加一股票价格上升一毕生财富增加消费支出增加
流动性效应货币供给量增加一股票价格上升一金融资产价值耐用消费品支出增
增加一财务困难可能性减小力口
托宾的q理论货币供给量增加一股票价格上升一Q值增加企业投资支出增加
非对称信息效应货币供给量增加一股票价格上升一企业净值和抵企业投资支出增加
押品价值增加一银行贷款增加
狭义股票市场渠货币供给量增加一股票价格上升一股票除息价值下一期投资增加
道增加一本期股票真实回报增加一股票收益率要求
增加
根据上表可知，通过财富效应和流动性效应，货币供给量影响了实体经济的
消费部分，而通过托宾的q、非对称信息效应、狭义的股票市场渠道，货币供给
量影响了实体经济的投资部分。我们将在第五章根据我国的具体情况来实证财富
效应和投资效应。
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浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
5股票市场与货币政策关联性实证分析
5．1财富效应实证分析
5．1．1理论模型和数据变量选取
由第四章的理论分析可知，在分析股票市场对货币政策的传导效应时，股票
市场的财富效应和投资效应能够很清晰的表达股票市场对货币政策产生的影响．
根据生命周期理论，研究股票市场财富效应的实质，就是研究由于股价的涨跌所
导致的居民资产变动而对其消费的影响。从理论上分析，货币政策的变动会影响
股票价格，进而影响居民财富，从而影响消费、投资并对产出产生影响。股票价
格对消费的影响主要是通过财富渠道来表现的．
对于财富效应模型的选择，实证分析中国股票市场发展和消费支出水平之间
关系，本文构造以下指标：一是描述股票市场发展状况的指标，二是反映消费支
出水平的指标。根据莫迪利亚尼等人生命周期理论推导的消费函数：
C=a／4,'+,or (5．1)
上式中：W表示实际的财富水平，口为财富的边际消费倾向，Y为劳动收
入，∥为劳动收入的边际消费倾向。假设不考虑实物财富，金融财富就主要表现
为居民储蓄存款余额和股票流通市值余额之和，而当期收入则主要表现为本期劳
动所得。根据莫迪利亚尼消费函数模型构建了以下模型：
InSCt=Co+C 1 InDIt+C21nSZt+C31nSV t+lt(5．2)
上式中：DI。表示城镇居民人均可支配收入(元)；SC。是反映消费支出水平的
指标，由于居民消费月度数据不可得，所以用社会消费品零售总额代替居民消费；
SZ。是描述股票市场发展状况的指标，用股票流通市值(亿元)代替；SV。表示居民
储蓄余额；l。为随机误差项。为避免数据剧烈波动，消除原始数据中可能存在的
异方差，对上述4个变量均取对数．由于居民可支配收入是季度数据，我们对其
他数据月度数据采用x．11的方法进行调整，调整后再变量后加SA。本节所有月
度数据范围从2000年1月至2008年12月，数据来源：天一证券股票交易行情
软件，CCER数据库，国家统计局网，中国人民银行网站，WIND咨询数据库。
相关计量分析采用Eviews5．0计量分析软件。
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5．1．2实证分析
1、单位根检验
单位根检验：时间序列模型要求系统的平稳性，如果系统中各变量是平稳的，
可以保证系统的平稳性。对单位根的检验就是对随机过程平稳性的检验，也是对
随即过程单整阶数的检验．
在检验各变量之间的协整性之前，首先用ADF单位根检验方法来检验时间
序列的平稳性，再进行协整关系的存在性检验．检验结果如下．
表5．1时间序列ADF单位根检验
变量ADF检验值5％临界值1％临界值检验形式检验结果
(c，t，k)
LnSCsa ．1．357 ．3．483* -4．689** (c，t，1) 非平稳
／xLnSCsa ．10．378 ．3．467* 一4．683** (c，0，O) 平稳
LnSVsa ．3．431 ．3．683· -4．468** (c，t，1) 非平稳
△LnSVsa ．9．093 ．3．605* -4．523** (c，0，0) 平稳
LnDlsa -6．327 ．3．894* -4．563** (c，0，1) 平稳
LnSZsa ．2．375 ．3．024* ．3．586** (c，0，0) 非平稳
△LnSZsa ．8．872 ．3．048* ．3．596** (c，0，o) 平稳
注明：临界值中料(幸)表示1％(5％)显著性水平下的MacKinnon计算的临界值，检验中滞后阶数足根据AIC
原则5确定的。
由上表格可知，在显著性水平5％下，社会消费品零售总额LnSCsa，居民储
蓄LnSVsa，股票市场流通市值LnSZsa都为I(1)序列．它们均为非平稳时间序列，
不能使用传统的经济计量学理论来构建模型。然而，而居民收入LnDIsa为平稳
序列I(o)。为此，我们使用现代经济计量学中的协整理论及向量误差修正模型
VECM)，来研究中国2000年1月至2008年12月期间的股票市场的财富效应
的各个变量之间动态均衡关系。这首先需要确认变量之间的Granger因果关系。
2、格兰杰因果检验
格兰杰因果检验：格兰杰因果检验在考察序列x是否是序列Y产生的原因
5 AIC准则要求AIC取值越小越好．
26
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
时，先估计当前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Y的格
兰杰原N(GrangerCause)，此时x的滞后期系数具有统计显著性．
为避免在建模过程中出现“伪回归”现象，先对时间序列进行格兰杰因果检
验，确定变量间因果关系是否存在。检验结果如表5．2。
表5．2格兰杰因果检验结果
零假设F统计量概率
LnSCsa不是LnSVsa的Granger原因0．66563
0．65428
LnSVsa不是LnSCsa的Granger原因5．87643
0．0215l奉·
LnSCsa不是LnSZsa的Granger原因0．60251 0．41254
LnSZsa不是LnSCsa的Granger原因2．61255 0．04862**
LnSCsa不是LnDIsa的Granger原因0．52874 0．76720
LnDlsa不是LnSCsa的Granger原因1．41346 0．43457
由检验结果可知，居民储蓄LnSVsa在5％显著性水平下是社会消费品零售总
额LnSCsa的格兰杰原因，股票市场流通市值LnSZsa在5％显著性水平下是社会消
费品零售总额LnSCsa的格兰杰原因。但是居民收入LnDIsa不是社会消费品零售
总额LnSCsa的格兰杰原因。所在构造向量误差修正模型(VECM)模型时不考虑居
民收入LnDIsa。因为社会消费品零售总额LnSCsa，居民储蓄LnSVsa，股票市场
流通市值LnSZsa这三个时间序列都是I(1)序列，根据协整理论，这三个I(1)序列
可能有长期协整关系，下面考察这三个变量的协整关系。
3、协整检验及向量误差修正模型
协整检验：格兰杰指出，当时间序列为非稳定的，如果以差分方式使其变
为稳定状态，会使隐含在其中的长期信息丧失，仅保留短期信息。协整检验提供
了另一种检验变量间是否具有长期均衡稳定关系的检验方法。所谓协整关系是
指，有些时间序列，虽然它们自身非平稳，但是其某种线性组合反映了变量之间
长期稳定的比例关系．
向量误差修正模型：向量误差修正模型是包含协整约束条件的VAR模型，
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
应用于具有协整关系的非平稳时间序列建模。由于VAR模型中存在多重共线性
的问题，非限定性VAR模型的预测效果并不理想。向量误差修正模型(VECM)
可以很好地解决这一问题。向量误差修正模型(VECM)既能反映不同时间序列之
间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制，是长、短期相结
合的，具有高度稳定性和可靠性的一种模型．
变量：社会消费品零售总额LnSCsa，居民储蓄LnSVsa，股票市场流通市值
I，nSZsa．
表5．3时间序列Johansen协整检验结果
原假设协
拒绝原假
整关系个特征值似然比5％临界值1％tl缶界值
设概率
数
None* 0．556968 79．34234 45．8l 54-35 0．002l
Atmostl O．164794 l 2．34572 24．85 28．36 0．1443
Atmost2 0．027456 4．734236 8．56 9．96 0．5457
木表示在5％显著性水平下拒绝原假设
从表5．3可以看出，第一个不存在协整关系的原假设被拒绝，而最多只存在
一个协整关系的第二个原假设被接受，因此，模型存在1个协整关系。这说明社
会消费品零售总额LnSCsa，居民储蓄LnSVsa，股票市场流通市值LnSZsa，在95％
置信水平下存在协整关系，并且只有一个协整方程。社会消费品零售总额LnSCsa，
居民储蓄LnSVsa，股票市场流通市值LnSZsa存在长期稳定的均衡关系，具有共
同随机趋势项。同样说明社会消费总额的增长可以通过促进股市发展和增加居民
储蓄总额水平两种途径。
表5．4标准协整检验系数
似然函数值578．8567
LnSCsa LnSVsa LnSZsa C
1．000000 加．967324 ．o．063456 3．23774 l
(0．034455) (O．23472)
注：标准误差用()表示。
由于社会消费品零售总额LnSCsa，居民储蓄LnSVsa，股票市场流通市值LnSZsa
变量之间存在协整关系，因此误差修正项如下：
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日苣荔期曰卧'0631一¨卜嘲
5．1．3财富效应结论分析
通过上述股票市场的财富效应的实证研究分析可得，我们发现股票价格的上
涨会促进居民的消费，即存在股市的财富效应，但是我国的股市财富效应影响相
当小，我们分析下可能存在的因素：
(1)我国的股票市场在20世纪90年代初才开始创建，我国股票市场流通
市值数量少规模小，证券化率和市场化率较发达国家偏低。由于占全国大部分人
12的农村人口基本对股票市场不太了解，所以对股市参与程度相对于发达国家不
高。股市财富效应及流动性效应的发挥需要以一定规模、成熟的股票市场为基础．
我国证券化率在2007年只有42％，而发达国家证券化率基本上超过100％．我
国股市的发展现状与发达国家存在很大差距，没有构成充分发挥股市财富效应的
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客观条件。在股市规模扩大，功能完善之后，加上国民理性的参与股票投资，股
市财富占家庭财富总和的比例充分提高之后，股市财富效应会表现得比较明显。
(2)由于我国历史和体制因素，我国居民形成了趋于保守的消费心理和消
费>--3惯。我们居民有长期储蓄的>-j惯而没有提前消费的观念。而在西方发达国家，
国民一般有提前消费的习惯和积极参与股市投资的>--J惯，股市的财富效用才会显
著呈现。财富效用产生都是由于较低的储蓄率和一般居民都有提前消费的观念．
(3)由于我国股市政策性、投机性和庄家性等不完善因素所致。首先，我
国的股票市场易收到“政策面”消息的影响而上下波动．由于投资者不能及时准
确地获取国家出台的信息而不能把握股市的变动方向。股市信息的匮乏以及不理
性的投资观念，中小投资者往往在股市投资中处于弱势地位．当前我国股市中，
机构投资者具有资金优势和信息优势，加上有专业的投资分析人员，机构投资者
对股票市场分析判断能力也强于中小投资者，从而在股市中处于有利地位，更容
易拥有操纵股价获取暴利的机会，因此导致投资收益分配不均衡，股市上涨时受
益者往往是机构投资者，而股市下跌时中小投资者遭受巨大损失。低收入者往往
是那些开户资金低的投资者。然而机构投资者所处的一般是高收入阶层，其边际
消费倾向比较低，他们并没有将收益用于消费，而是停留股市循环投资来获取更
大资产收益，所以股市财富升值所带来的增量消费十分有限；中小投资者往往是
低收入的阶层，低收入阶层的边际消费倾向一般要远高于高收入阶层，中小投资
者一旦在股市中受损，就只能大量压缩消费进行弥补。所以，当股票价格上涨时，
股市的财富效应和流动性效应影响作用会受到一定的阻碍作用。
(4)居民消费倾向和股市收益预期存在不一致性将会导致挤出效应。这个
特有现象存在于我国股市初级阶段。首先，当股市上涨时，股市投资收益预期引
导投资者投资倾向超过消费倾向，即使投资者在股市的财富升值，他们也不愿过
多地用于消费，反而压缩消费增加投资，以期待更多获利。投资不仅替代储蓄而
且替代消费。其次，由于我国股市的发展处于初级阶段，政策特征和资金推动型
比较明显，这使市场系统性风险增加，当投资者将既定的资金投入股市后，常常
愿意减少消费来增加储蓄，以此保护无风险的储蓄利息收入。总之，我国居民储
蓄倾向比较强，股市分流储蓄的作用还没有充分发挥，相对来说，股市分流消费
的倾向更大些，这是影响股市财富效应的一个重要因素。
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5．2投资效应实证分析
股票市场价格的波动对实体经济产生影响的第二条渠道就是对企业投资的影
响。在新古典的投资模型中，投资与股票价格有着密切的联系，企业管理者是根
据投资是否会提高企业的未来价值为标准来制定投资决策。因为股价是包含有企
业的预期价值的先行变量，因此在理论上，股票价格与投资之间应该会有相关性。
5．2．1数据变量选取
1．投资水平。我们采用固定资产投资总额指标，来衡量企业投资的具体情况，
以GT表示。对原始数据进行x．1l季节调整，加后缀sa表示已经完成季节调整，
为避免异方差，变量取对数．
2．贷款水平。在股票市场存在的前提下，我国投资水平在很大程度上还受到
金融机构中长期贷款总量Loan的影响。一般来说贷款总量越高，则企业的投资水
平就越高，反之亦然．对原始数据进行x．11季节调整，加后缀Sa表示已经完成季
节调整，为避免异方差，变量取对数。
3．选取企业在股票市场的筹资总额来描述其间接融资情况(包括企业增发、
配股、首次公开发行时的筹资金额)，用Cz表示。对原始数据进行X．1l季节调
整，加后缀sa表示已经完成季节调整，为避免异方差，变量取对数．
4．由于托宾q理论和非对称信息理论可知股票价格会对企业的投资产生影
响，我们将股市市价总值引入企业投资模型。我们用ZV来表示股票市场总市值。
对原始数据进行x．11季节调整，加后缀sa表示已经完成季节调整，为避免异方差，
变量取对数。
5．投资成本因素。由于利率影响到投资的借贷成本，因此将利率作为影响投
资的一个重要因素。投资成本我们用我国的中央银行基准利率一对金融机构一到
三年期贷款利率Rd来表示，这一利率水平的提高意味着资金成本的上升从而使
投资水平下降，反之亦然。
本节所有月度数据范围从2000年1月至2008年12月，数据来源：天一证
券股票交易行情软件，CCER数据库，国家统计局网站，中国人民银行网站，
WIND咨询数据库。相关计量分析采用Eviews5．0计量分析软件。
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5．2．2实证分析
l、单位根检验
在检验各变量之间的协整性之前，首先用ADF单位根检验方法来检验时间
序列的平稳性，再进行协整关系的存在性检验。检验结果见下表5．5。
表5．5时问序列ADF单位根检验
变量ADF检验值5％临界值1％临界值检验形式检验结果
(c，t，k)
LnGTsa ．2．357 ．3．478 ．4．089 (c，t，O) 非平稳
ALnGTsa ．5．378 ．3．567 ．3．983 (c，0，0) 平稳
LnLoansa ．2．231 ．3．786 -4．098 (c，t，1) 非平稳
ALnLoansa ．5．098 ．3．708 ．3．961 (c，0，O) 平稳
LnCZsa ．3．327 ．2．894 ．3．039 (c，0，1) 非平稳
ALnCZsa ．4．375 -2．803 -3．084 (c,0，0) 平稳
LnZVsa ．1．879 ．2．908 ．3．896 (c，0，O) 非平稳
ALnZVsa ．8．675 ．2．858 ．3．748 (c，0，0) 平稳
Rd ．1．625 ．2．904 ．3．876 (c，0，1) 非平稳
ARd -6．348
．2．867 ．3．764 (c，0，1) 平稳
注明：临界值中料(丰)表示1％(5％)显著性水平下的～tacKinnon计算的临界值，检验中滞后阶数足根据AIC
原则确定的。
从以上检验结果可以看出，在显著性水平5％下，固定资产投资总额LnGTsa，
贷款LnLoansa，股票市场筹资总额LnCzsa，股票市场总市值LnZVsa，1．3年期贷
款利率Rd都是I(1)过程。换言之，它们均为非平稳时间序列，不能使用传统的
经济计量学理论来构建模型。为此，我们使用现代经济计量学中的协整理论及向
量误差修正模型(VECM)，来研究中国2000年1月至2008年12fl期间的的股
票市场的投资效应的各个变量之间动态均衡关系。
2、协整检验及向量误差修正模型
变量：企业固定资产投资总额LnGTsa，中长期贷款总量LnLoansa，股票市场的
筹资总额LnCzsa，股票市场总市值LnZVsa，金融机构一到三年期贷款利率Rd。
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表5．6时间序列Johansen协整检验结果
原假设协
整关系个特征值似然比5％临界值l％临界值
拒绝原假
数
设概率
NOne* 0．456968 73．34126 64．81 66．72 0．0476
Atmostl 0．264793 42．31245 44．85 45．84 0．1465
Atmost2 0．127315 1 0．73473 24．56 26．47 0．5457
Atmost3 0．071 824 4．568345 13．49 15．46 0．6461
Atmost4 0．045328 2．387659 3．83 4．34 0．7347
幸表示在5％显著性水平下拒绝原假设
从表5．6可以看出，第一个不存在协整关系的原假设被拒绝，而最多只存在
一个协整关系的第二个原假设被接受，因此模型存在1个协整关系。这说明固定
资产投资总额LnGTsa，中长期贷款总量LnLoansa，股票市场的筹资总额LnCZsa，
股票市场总市值LnZVsa，金融机构一到三年期贷款利率Rd，在95％置信水平下
存在协整关系，并且只有一个协整方程，具有共同随机趋势项。同样说明固定资
产投资总额LnGTsa的增长可以通过金融机构中长期贷款总量LnLoansa，股票市场
的筹资总额LnCZsa，股票市场总市值LnZVsa，对金融机构一到三年期贷款利率
Rd四种途径来完成。
表5．7标准协整检验系数
似然函数值678．8976 l
LnGTsa LnLoansa LnCZsa LnZVsa Rd C
1．000000 ．!．2673 ．0．6686 2．7865 -0．9834 ．1 8．6504
(0．3472) (0．3210) (0．5739) (O．9876)
注：标准议差用0表示。
由于变量之间存在协整关系，因此误差修正项如下：
Vec=LnGTsa．1．267Lnloansa+2．787LnZVsa．0．669LnCZsa-0．983Rd—l 8．650(5．4)
Vec=固定资产投资总额．1．267*贷款+2．787*股票市场总市值．0．669股票市场筹资
总额．0．983*贷款利率．18．6504
上述两式说明：固定资产投资总额LnGTsa，金融机构中长期贷款总量为
LnLoansa，股票市场的筹资总额为LnCzsa，股票市场总市值为LnZVsa，对金融机构
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一到三年期贷款利率为Rd．
对序列Vee进行单位根检验，发现他己经是平稳序列，验证了协整关系是
正确的。向量误差修正模型Vecm如下(我们只写出固定资产投资分量)：
A LnGTsa=(-0．132 2．683 o．124_0．016 o．178)·ALY(·1)．0．014·VEC(-1)-0．008
其中LY=(LnGTsa，LnLoansa，LnCzsa，LnZVsa，gd)
通过式误差修正项(5．4)可以看出，当企业贷款和股市筹资总额增加时，
企业固定资产投资额也随着增加，弹性系数分别为1．267和0．669。这说明银行
贷款是企业的固定资产投资主要来源，企业从股市筹得的资金并没有充分投入到
企业投资中。股票市价总值的增加却使企业投资的减少，原因就在于股票市场的
繁荣往往会吸引大量的资金流入股市，因为股市收益率高于商业银行的存贷款利
率，社会资金只会不断地流向股票市场，很难转化成实际有效投资。所以股票市
场发展不完善等因素，使得股票市场的投资效应渠道不能完全发挥作用，托宾q
效应在我国受阻。而且由于在选取的数据区间内，国家采取管制利率，利率的波
动幅度很小，利率增加的同时，企业投资并没有相应减少。
3、格兰杰因果检验
为避免在建模过程中出现“伪回归”现象，对时间序列进行格兰杰因果检验，
确定变量间因果关系是否存在。检验结果如表5．8．
表5．8格兰杰因果检验结果
零假设F统计量概率
Lnloansa不是LnGTsa的Granger原因2．64553 O．01233
LnCzsa不是LnGTsa的Granger原因0．23426 O．92154
LnZVsa不是LnGTsa的Granger原因0．26525 O．91257
Rd不是LnGTsa的Granger原因1．64325 0．34452
结果表明，金融机构贷款余额Lnloansa是固定资产投资LnGTsa的格兰杰原
因，并且二者的因果关系稳定而显著；与向量误差修正模型系数相符。其他变量
都不是固定资产投资的格兰杰原因。这说明我国企业的投资主要是靠银行贷款，
我国股市长期内并没有显著影响企业的投资支出。
34
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5．2．3投资效应结论分析
上述分析知股市的投资效应还是非常不显著，可能存在以下几个方面因素：
(1)托宾q效应不显著
在全社会固定资产投资中股票直接融资所占比重较低。近些年来，伴随着我
国股票市场的扩张及股价的上升，使企业能够高溢价发行新股、增发新股以及配
股，企业通过股票市场融资的规模相对扩大，所筹集到的资金也是越来越多。尽
管如此，股票市场融资在全社会固定资产投资中比重仍然较低。
产生“托宾q效应”的关键是，公司从股票市场筹集资金应当用于实体经济
投资。股市筹集的资金不能有效用到企业的投资上，而我国上市公司普遍存在随
意改变募集资金用途的现象。上述实证可知，企业从股市筹资额和固定资产投资
的弹性系数不高，主要因为股市筹集的资金在运用到投资中的有效性偏低。
资本效率规律就不能通过市场有效发挥作用，由于我国股票市场存在市场人
为分割。因此股市价格就不能反映上市公司的真实业绩和经营状况。法人和国有
股不能上市流通，上市公司总市场价格只能按少量可交易的市场价格套算，定然
会导致股市价格的失真，股市价格的失真使投资不能有效产生利润，所导致的投
资萎缩进而使经济景气状况更恶化．因此，托宾q效应在短期内作用十分有限．
(2)预期效应不显著
在目前中国的股票市场要通过公众预期效应发挥股票市场对投资支出的有
效影响很难实现。原因是，我国目前的大部分上市公司多为国有或者国有控股企
业，民营企业比率相对较低，然而国有股和法人股不能上市流通，因此，大股东
国有股“一股独大”， 小股民由于“势单力薄”难发挥股权监控职能， “国有
股”又往往是所有者“缺位’’更不能很好监督经营者和企业。
(3)实体经济环境的影响
伴随着社会主义市场经济体制的逐步确立，经济主体的经济活动的自主性逐
步增强，预期因素对经济主体的经济活动的影响增大．由于经济不景气和政策收
缩惯性的影响，多数企业因为产品销售不顺畅和产品价格竞争激烈，使得生产经
营的利润甚小，加上企业各种负担沉重，造成社会平均利润持续下降，投资收益
明显下降。在企业对未来经济缺乏信心的情况下，企业难于在股票融资，即使能
在股票市场上融得资金，仍然不易刺激企业的投资意愿，企业投资需求不旺盛。
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5．3股票价格与货币政策变量关联性实证分析
5．3．1数据变量选取
要全面分析考察我国股票市场和货币政策之间的关系，必须将两者的关系放
在一个经济系统中考虑，这就需要运用下列指标：股票市场指标、货币政策指标、
宏观经济指标和物价指标。
1、货币政策指标。根据前面的分析，货币供应量为我国主要的货币政策中
介目标，与别的变量相比，货币供应量的变动更能反映我国货币政策的变化．比
较常用的货币供应量指标有三个层次：Mo．流通中现金；Ml_Mo+活期存款；M：=
M。+定期存款+储蓄存款十其它存款。我国学者已对这三个层次的货币供应量指
标进行了不少研究，多数研究认为，M。和M：比流通中的现金更能反映，货币政
策的变动取向，并且与股票市场联系更紧密，所以我们取M。作为货币供给量代表，
为避免异方差，变量取对数。此外，为了全面地考虑问题，还选取了7天银行同
业拆借利率(文中用R7表示)代表货币市场利率水平以及金融机构贷款余额(文中
用Loan表示)代表贷款规模，作为其他货币政策指标进行比较。对于M。以及Loan
原始数据进行季节调整，对变量取对数。
2、股票市场指标．选取能综合反映股票市场价格波动的上证综合指数作为
股票市场价格的代表变量，原始数据进行季节调整以shi表示，为避免异方差，
变量取对数。
3、宏观经济指标。由于GDP只有季度数据，用工业增加值(文中用V表示)
进行代替，对于原始数据进行季节调整，变量取对数。
4、物价指标．选用居民消费价格指数，本文中用P表示。对于原始的物价
指标必须进行调整，利用公布的居民消费价格的月同期比数据和月环比数据进行
调整，转换为以2000年1月为基期的定基比指数，进行季节调整再取对数．
以上所有数据均为月度数据，样本区间为2000年1月到2008年12月。股
票指数数据来源于天一证券股票分析系统，其他数据来源于CCER数据库
(http：／／www．ccerdata．com／datalink／)，国家统计局网站(hap：Uwww．smts．gov．cn／)，
中国人民银行网站(http：／／www．pbc．gov．cn／)，WIND咨询数据库。相关计量分析
采用Eviews5．0计量分析软件．季节调整的方式为x．1l方式调整。
36
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5．3．2实证分析
1、单位根检验
先用ADF单位根检验方法来检验时问序列的平稳性，再进行协整关系的存
在性检验，检验结果如下。
表5．9时间序列ADF单位根检验
变量ADF检验临界值检验形式检验结果
值(c，t，k)
LnP ．1．824512 -3．1 25874**．2．987425* (c，tA) 非平稳
△LnP -9．651274 ．3．02 l 578**．2．88 l 247* (c，0，0) 平稳
LnSHi ．2．157482 ．3．748545** -2．8452 l 7宰(c，t,O 非平稳
△LnSHi ．9．412575 ．3．742 l 57·· -2．74642 l· (c，t，O) 平稳
LnV ．1．621574 ．3．72 1345** ．2．965423* (c，t，2) 非平稳
△LnV ．11．147851 ．3．62 1 544**．2．8652 l 4‘ (c，0，1) 平稳
R， ．2．014785 ．3．584745** ．2．685472* (c，0，1) 非平稳
△R， ．8．147582 ．3．486533** -2．583456* (c，0，O) 平稳
LnLoan ．2．613485
．3．678462** ．2．955365* (c，t,O 非平稳
△Lnloan ．6．264378 ．3．675476**一2．855563* (c，t，o) 平稳
LnMl ．2．514885 ．3．545365** ．2．785434* (c，t，1) 非平稳
△LnMI ．3．01 4456 ．3．549476**．2．765563* (c，t，O) 平稳
注明：临界值中料(木)表示1％(5％)显著性水平下的MacKinnon计算的临界值，检验中滞后阶数是根据AIC
原则确定的。
由上表格可知，在显著性水平5％下，工业增加值(LnV)、居民消费价格指数
(LnV)、货币供给量(LnMl．)、7天银行同业拆借利率(R7)以及上证指数的对数值
(LnSHi)均为单整I(1)序列。换言之，它们均为非平稳时间序列，不能使用传统的
经济计量学理论来构建模型。为此，我们使用现代经济计量学中的协整理论及向
量误差修正模型VECM)，来研究中国2000年1月至2008年12月期问的货币
政策和宏观经济状态的转变以及其与股票市场之间的长期动态均衡关系．这首先
需要确认变量之间的Granger因果关系。
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
2、格兰杰因果检验
先对时间序列进行格兰杰因果检验，确定变量间因果关系是否存在。检验结
果如表5．10．
表5．10格兰杰因果检验结果
零假设F统计量概率
LnSHi不是LnP的Granger原因0．66563 0．65428
LnP不是LnSHi的Granger原因2．87659 O．0215l
LnSHi不是LnV的Granger原因0．6025l O．11254
LnV不是LnSHi的Granger原因3．01255 0．03865
LnSHi不是LnR7的Granger原因0．22874 0．56720
LnR7不是LnSHi的Granger原因2．4122l 0．03654
LnSHi不是LnMl的Granger原因1．28563 0．57324
LnMI不是LnSHi的Granger原因2．45624 0．01218
LnSHi不是LnLoan的Granger原因0．28652 0．31024
LnLoan不是LnSHi的Granger原因2．76214 0．03218
在表5．10的2000年1月--2008年12月的样本中，工业增加值、居民消费
价格指数以及7天银行同业拆借利率、货币供给均可视为上证综指的格兰杰成
因，检验的相伴概率分别为0．03865、0．02151、0．03654、0．01218，说明货币供
给量对股价指数影响最大。相应的，对于LnShi不是LnP、LnV、LnR7、LnLoan、
LnMl格兰杰成因的原假设，检验的相伴概率分别为0．65428、0．11254、0．56720、
0．31024、0．57324，因此认为在股票价格与货币政策的关系中，货币供应量占主导
地位，说明在更大程度上货币供应量是因，股票价格的波动是果，货币供应量的
波动领先于股票价格的波动。其中，滞后阶数的选取依赖于包含各变量的VAR
模型中滞后阶数选择准则，即由LR检验、AIC、FPE、SC准则6等共同决定．
3、协整检验及向量误差修正模型
对上证综合指数LnShi、工业增加值LnV、货币供给量LnMl、贷款余额
LnLoan、居民物价指数LnP、7天银行同业拆借利率R7进行协整检验，得下表：’
6 FPE准则：采用的是Hsiao(1987)的最小预测误差终值(Final Prediction Error，FPE)准则。AIC和SC准则要求
AIC和SC取值越小越好
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
表5．1l时间序列Johansen协整检验结果
原假设协
整关系个特征值似然比5％临界值1％临界值
拒绝原假
数
设概率
None* 0．456546 78．34543 63．81 65．53 0．0578
Atmostl 0．364543 41．31434 42．85 44．57 0．1453
Atmost2 0．245324 11．73443 23．54 25．46 0．2563
Atmost3 0．061 845 5．468413 12．29 14．2l 0．3856
Atmost4 0．055334 2．567364 4．03 5．57 0．5463
Atmost5 0．007943 0．88734 l 2．56 3．23 0．6489
木表示在5％显著性水平下拒绝原假设
从表5．1lg以看出，第一个不存在协整关系的原假设被拒绝，而最多只存在
一个协整关系的第二个原假设被接受，因此，模型1存在1个协整关系。这说明
LnShi、LnV、LnM。、LnLoan、LnP、R7存在长期稳定的均衡关系，具有共同随机趋
势项．
表5．12协整结果2一变量之间标准化的协整系数
似然函数值l 234．537
LnShi LnMl LnLoan R7 LnV LnP C
1．000000 ．12．3346 ．6．4723 加．4043 13．4353 ．21．132l 1 95．7632
(4．3463) (5．4463) (0．7424) (5．74244) f1 O．6462)
从而可以得到一个误差修正序列：
Vec=LnShi-12．335LnMl-6．472 LnLoan．0．404 R7+i3．435LnV-21．1321LnP+195．7632(5．5)
Vee=上证综合指数．12．335*货币供给量．0．404*同业拆借利率+13．435"_T--业增加值
．21．1321木物价指数+195．763
从误差修正项(5．5)可知，货币供给量LnMI的弹性系数为12．335，说明货
币供给量的增加将导致股市的上涨，这符合我们在第三章中阐述的理论，即货币
供给量的增加对股票市场是正向作用的。同样的贷款余额LnLoan、物价指数LnP
和银行间同业拆借利率对股票市场都是正向作用的，弹性系数分别为6．472、
21．1321、0．404。然而工业增加值LnV却与股票市场成反向作用。这可能是由于
我们选取的数据区间有限或者是中国股市政策性、投机性所致。
协整系数下面括号中的数字为渐进标准误差。Vec是误差校正项，它反映了
39
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
变量在短期波动中偏离它们长期均衡关系的程度。对序列Vec进行单位根检验，
发现他己经是平稳序列，验证了协整关系是正确的。向量误差修正模型如下：
●
4、脉冲反应分析7
股票价格对于货币供应量物价同业拆借利率和贷款余额的脉冲反应，见下表
5．13。
表5．13脉冲反应分析表
Period LnSHi LnV LnMi LnP LnLoan R，
l O．077664 0．000000 O．000000 0．Ooo000 0．O00000 0．000000
2 0．072870 O．012114 0．014C106 0．005064 0．009362 0．007723
3 0．07452 l 0．013738 0．009447 0．006870 一O．OOl749 0．008209
4 0．075630 O．013777 0．000862 0．013502 ．0．004287 0．017068
5 O．074456 O．01693l 0．008446 0．01 7685 -0．006646 0．022623
6 0．073039 0．020370 O．017103 0．023006 -0．007103 0．025202
7 0．070223 0．023552 O．024402 0．028054 -0．007088 0．027578
8 O．066903 O．026420 O．030492 0．0323 12 -0．007550 0．029155
9 0．0632 17 0．028845 0．035303 0．036059 ．0．007908 0．030184
lO 0．059130 0．030829 0．038932 0．039090 -0．008305 0．030807
7脉冲反麻和方差分解的结果町以以表格或者图形的形式呈现，本文以表格的形式呈现。
40
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
上证综合指数LnSHi对于货币供给量LnMl冲击的反应是正向的，根据第三章
的理论分析，一般而言，货币供应量增加时，股票价格上涨，因此，LnSHi对于
LnM。冲击的反应与理论的描述一致。
上证综合指数LnSHi对同业拆借利率冲击的反应是正向的，股票指数和同业
拆借利率之问的正相关关系，说明我国股市价格的波动在一定程度上受到货币市
场利率变动的影响。货币市场资金往往通过多种渠道向股票市场转移，部分券商
和基金进入银行间市场进行资金拆借和国债回购来融通资金，用于股票市场运
作．货币市场的发展能保证股票市场有较充裕而稳定的资金来源，而股票市场退
出的资金也需要货币市场承载。
上证综合指数LnSHi对贷款余额的冲击反应则与同业拆借利率相反，LnSHi
对贷款余额的冲击的反应是负向的。很多研究我国货币政策传导机制的文献都指
出，现阶段信贷渠道仍然是我国货币政策的主要传导渠道，很多企业尤其是中小
企业。仍以间接融资为主，金融机构贷款余额和股票价格呈现负相关关系，说明
了即使在贷款限额控制取消以后，贷款余额仍然是我国一个重要的货币政策变
量，信贷机制的不完善会在某种程度上制约我国股市的发展．
货币供应量对于股价变动的脉冲反应，见下表5．14。
表5．14货币供应量的脉冲反应表
Period Ln【Ml LnSHi
l 0．00063 0．006072
2 O．00162 0．005034
3 O．ool02 0．005443
4 0．00068 0．006862
5 0．00087 0．005453
6 0．00033 0．007453
7 0．00051 0．004402
8 0．00063 0．005492
9 0．00078 0．005303
10 0．00082 0．003932
从表5．14中可以看出，LnMl对于LnsHi的冲击为正方向，并且在第五期达
到最大．从以上分析可以看出，我国股票市场价格的波动对于货币需求具有正相
关关系，即财富效应、交易效应以及资产组合效应的影响大于替代效应，印证了
第四章的理论分析，股票价格上涨将推动货币需求增加。
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
5、方差分解
工业增加值的方差分解：见下表5．15．
表5．15工业增加值方差分解
Period S．E． LnV LnSHi LnP LnLoan LnMI R，
l 0．068449 100．0000 0．000000 O．000000 0．000000 0．000000 0．000000
2 0．094779 75．50395 2．121893 20．69208 O．11976l 1．537555 O．024753
3 0．098136 74．96089 1．997239 1 9．33089 0．760877 2．347650 0．602452
4 O．102140 71．67995 2．000898 18．81993 O．731001 2．527666 4．24055 1
5 O．104606 70．23 123 2．267167 l 8．93094 0．737413 2．828 136 5．005111
6 O．106975 68．91678 2．260195 19．41 039 0．888493 3．474906 5．049235
7 O．109422 67．43 102 2．207019 l 9．70507 1．278589 4．449787 4．928518
8 O．111897 65．86629 2．129637 19．91819 1．813279 5．550064 4．722537
9 O．114443 64．22338 2．040322 20．00274 2．398101 6．820304 4．515160
10 0．117003 62．56045 1．952663 19．97149 2．968788 8．216425 4．3301 86
从表5．15可以看出，工业增加值的方差分解结果中，股票价格指数对于工
业增加值的贡献的数值很小，平均贡献在2％，基本上不具有解释工业增加值方差
的能力。这一结果表明，我国股票价格中不会对下一期的实体经济产生显著影响，
我国股票市场在货币政策传导过程中的作用有限。这与我们在上面财富效应和投
资效应中的实证相吻合。此外，货币供应量的对于工业增加值的解释力度也很不
大，但是表明货币政策对于我们宏观经济的增加起到了一定的作用。
股票价格的方差分解：见下表5．16．
表5．16股票价格的方差分解
Period S．E． LnSHi LnL，oall LnP LnV R， LnMI
l O．077664 loo．0000 0．000000 0．000000 O．000000 0．000000 O．O00000
2 O．108893 95．64965 O．01 3456 1．682118 1．808922 0．607500 0．025597
3 0．133442 94．88125 O．0l 8563 1．591089 2．684659 0．440108 0．0221 82
4
0．155593 93．41573 O．195434 1．170977 3．693740 0．44590 1 0．335436
5 O．176010 90．89494 0．464322 1．177196 5．051909 0．552156 0．776787
6 O．195542 87．59556 0．795644 2．79794 1 6．544760 0．630223 1．115194
7 0．214280 83．68523 0．945732 3．9 J 8275 8．116875 0．675849 1．388396
8 0．232316 79．48906 1．084632 5．368300 9．675613 O．716633 1．586583
9
0．249638 75．2530 1 1．323763 6．975823 11．16453 0．752064 1．721224
lO
0．266135 71．1492l 1．505783 8．610022 1 2．55850 0．786378 1．808119
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
从表5．16可以看出，货币供应量LnM。对第l期的股票价格波动没有解释能力，
从第2期开始对股票价格有一定的冲击影响。然而货币供应量LnM。对股票价格影
响显现的并不是很大相比与物价和工业增加值，在第10期仅为1．8％左右。而贷款
余额和同业拆借利率的贡献比货币供给量还小，说明在不同的货币政策中，货币
供应量的变动对于股票价格波动的影响最大。另外还可以看出，上证综合指数时
间序列自身的解释能力很强，自身的解释占据了70％以上的新生，说明了我国股
票价格波动更多的是与股票市场自身因素有关，而货币政策各指标的解释能力有
限。
为了了解股票市场对货币政策的影响，我们对货币供给量进行方差分解。货
币供给量的方差分解：见下表5．17
表5．17货币供应量的方差分解
Period S．E． LnMl LnP LnSHi LnV R1 LnLoan
1 0．01 7581 1 00．0000 O．000000 0．000000 0．000000 0．000000 0．000000
2 0．02201 8 88．90963 1．467671 0．53547 l 8．87992 1 0．152693 0．05461 7
3 0．025382 78．20782 2．189228 1．648679 l 6．89280 0．196703 0．864768
4 0．028374 72．31939 2．8l 6235 3．1 33639 20．85584 0．1 82275 0．69261 8
5 0．03 1078 67．67527 3．776745 4．926658 22．83322 O．1 87403 0．60070 l
6 O．033647 64．2040 1 4．49766 1 6．870924 23．65245 0．232887 0．542066
7 0．036157 61．40790 5．055192 8．994667 23．71439 0．315628 0．512225
8 0．03861 6 59．07048 5．467684 11．23005 23．34259 0．41093 l 0．478262
9 0．041039 57．11470 5．728366 1 3．48285 22．71711 0．516768 0．440204
10 0．043428 55．45089 5．872666 l 5．68397 21．96508 0．626543 0．400853
从方差分解的结果看，货币需求的方差被工业增加值(经济增长)解释的
部很大，从第二期开始的8．8％到第10期达至,12 J．9％，在每一期中，工业增加值对
货币需求量的解释贡献都是最大的，说明经济的增加对促进货币需求是最大的。
其次就是股市的解释比例也很大，在长期看来呈递增趋势，第二期为1．6％，第lo
期达到15．7％，增长了近十倍左右。说明随着我国股市的逐步发展和完善，股市
对货币需求的影响越来越大，股价的上升会使货币需求增大．物价指数、同业拆
借利率和贷款余额对于解释货币供给量的贡献相对较小。
43
浙江大学硕士学位论文股票市场与货币政策关联性实证分析
5．3．3股票价格与货币政策变量关联性小结
本章是运用我国2000--2008年的数据，通过单位根检验、格兰杰因果检验、
协整检验、脉冲反应，方差分解以及向量误差修正模型的计量方法，对我国货币
政策和股票市场以及宏观经济、物价指标之间的关系进行了全面的定量检验和分
析．得出的主要结论如下：
1．股票价格与货币供给量在之间均存在着长期稳定的协整关系。协整检验
表明，尽管股票价格和货币供应量都不具有平稳性，但长期而言，二者在统计上
是相关的。在我国存在着某种经济机制制约着股票价格和货币供应量之间的变
动，使二者之间具有共同的随机趋势。
2．股票指数和银行间同业拆借利率呈正向变化，说明了股票价格的波动在
一定程度上受到货币市场利率变动的影响，货币市场的发展会促进股票市场的发
展，上证综合指数和贷款余额呈负向变化，这与理论分析不相符合，说明我国度
信贷机制可能存在的不完善，并对我国股市的发展有一定的制约作用。
3．我国股票价格波动对工业生产影响有限，基本上不具有解释工业增加值
的能力，我国股票价格中不会对下一期的实体经济产生显著影响，我国股票市场
在货币政策传导过程中的作用有限。
4．虽然货币供给量对工业增加值有正向作用，但是货币供应量本身对工业
生产和物价水平的影响效果也不是十分显著，说明了货币供应量作为我国货币政
策的中介目标，其有效性并不显著。
5．在不同货币政策变量的比较中，货币供应量的变动对股票市场价格波动
的影响大于同业拆借利率和贷款余额，说明了货币供应量和股票市场的关系最为
密切。
6．股票市场价格的波动更多的是和股票市场自身因素有关或者说现期的股
票指数受过去股票价格指数趋势的影响大，虽然货币政策各个变量对股票市场有
一定的作用但是货币政策各指标对股票指数解释能力有限。
7．随着股票市场的发展，在股票市场和货币供应量的相互关系中，股票价
格波动对于货币供应量的影响越来越大，这说明随着我国股票市场的发展，我国
的股票市场己经能够对货币供应量及货币政策地其他变量如利率和贷款余额等
产生一定的影响，只是影响不是那么的显著。
浙江大学硕士学位论文结论和政策建议
6结论和政策建议
6．1实证总结和不足
1．财富效应总结：
从消费品零售总额LnSCsa的误差修正项可知(5．3)，消费品零售总额的变化
在短期内与股票流通市值LnSZsa呈正向关系；从向量误差修正模型看出，在长
期内，消费品零售总额与流通市值也有较稳定的正向关系，弹性系数为0．063，
由股市上涨每带来1元股票资产增值，就可能增加0．063元的消费支出。由此可
见，我国股票市场在长期和短期都对消费品零售总额有正向的影响，表明股票市
场在货币政策传导中的财富效应开始发挥作用，只是目前影响力度非常有限。
2．投资效应总结：
通过式误差修正项(5．4)可以看出，当企业贷款和股市筹资总额增加时，
企业固定资产投资额也随着增加，弹性系数分别为1．267和0．669。这说明银行
贷款是企业的固定资产投资主要来源，企业从股市筹得的资金并没有充分投入到
企业投资中。股票市价总值的增加却使企业投资的减少，原因就在于股票市场的
繁荣往往会吸引大量的资金流入股市，因为股市收益率高于商业银行的存贷款利
率，社会资金只会不断地流向股票市场，很难转化成实际有效投资。所以股票市
场发展不完善等因素，使得股票市场的投资效应渠道不能完全发挥作用，托宾q
效应在我国受阻。而且由于在选取的数据区间内，国家采取管制利率，利率的波
动幅度很小，利率增加的同时，企业投资并没有相应减少。
3．股票市场与货币政策关联性总结：
(1)股票价格与货币供给量在之间均存在着长期稳定的协整关系。在长期
内，互为正向促进作用，即股票价格的上涨会促进货币需求；货币供给量的增加
也推动股市的发展，但是并不显著。
(2)股票指数和银行间同业拆借利率呈正向关系，说明了股票价格的波动
在一定程度上受到货币市场利率变化的影响，货币市场发展会促进股票市场的发
展，上证综合指数和贷款余额呈负向关系，这与理论分析不相符合，说明我国的
信贷机制可能还存在的不完善，并对我国股市的发展有相应的制约作用．
浙江大学硕士学位论文结论和政簧建议
(3)我国股票价格波动对工业生产影响很有限，基本上不具有解释工业增
加值的能力，我国股票价格中不会对下一期的实体经济产生显著影响，我国股票
市场在货币政策传导过程中的作用很有限．
(4)虽然货币供给量对工业增加值有正向作用，但是货币供应量自身对工
业生产和物价水平的影响效果也不是非常显著，说明了货币供应量作为我国货币
政策的中介目标，它的有效性并不显著。
(5)在不同货币政策变量对股市影响的比较中，货币供应量的变动对股票
市场价格波动的影响要大于同业拆借利率和贷款余额，说明在上述三个政策变量
中，货币供应量和股票市场的关系最为密切。
(6)股票市场价格的波动更多的是和股票市场本身因素有关或者说现期的
股票指数受过去股票价格指数趋势的影响较大，而货币政策各指标对股票指数解
释能力还是相当有限的．
4．论文不足之处
货币政策与股票市场之间相互影响的关系是研究货币政策的前沿课题之一，
由于股票市场发展的不明确性，我国股票市场发展的特殊情况，以及文章选取数
据的区间和处理方式，文章的某些实证结果可能与理论和其他学者的研究结论有
所出入．笔者深知无论在研究这一问题的深度还是广度上，本文还分析得远远不
够透彻。再加上笔者水平、时间有限，文中难免存在一些错误，笔者会在以后的
学习，工作中，对这一问题继续探讨研究，当然也希望本文能起到抛砖引玉的作
用，引发大家对我国货币政策功能以及股票市场定位的重新思考。
6．2政策建议
6．2．1完善股票市场的建议
1．扩大股票市场相对规模，居民增加股票在总资产中的份额
扩大股票市场规模的方式主要是两个方面：一是上市公司进行原有股票的增
发和配股或者增加上市公司的数量发行新股；二是国有股和流通的数量实行逐步
减持。股票市场的扩大容量既要扩大它的绝对规模，更要增加它的相对规模，特
别是要提高股价流通总市值与GDP的比率。增加居民总资产中股票持有份额的
浙江大学硕士学位论文结论和政策建议
方法主要有两种：一是股市的整体规模(不仅绝对规模更是相对规模)逐步扩大，
会相应部分地提高居民总资产中的持股份额；另一个是增加与居民个人投资相关
的机构投资者的数量及规模。
2．提高居民股票投资收益
(1)积极发展机构投资者。机构投资者手里掌握着巨大的资金，其公司拥
有各种专业人才，相对于一般中小投资者，它们能够实现大规模投资带来的“规
模经济”，能通过完善投资组合分散非系统风险等。中小投资者如果把握股市信
息动态，及时了解国家相关政策以及做相应的理性分析来进行股票投资，一般能
够获得合理的投资收益率。规范的机构投资者数量的增加和其规模的扩大，通常
也能起到平抑股票过度波动的作用，有利于股票市场的理性繁荣。
(2)增强股市信息的透明度。这不但有助于股票价格的合理回归，而且可
以降低机构投资者和内部人员利用拥有比中小投资者多的信息来获得高额的投
资收益，部分地削减股市财富分配的“马太效应”．
(3)完善股票交易有关的税收政策，减少相关交易和收益的税费，这将提
高居民股票投资的实际收益率。
3．积极发挥股票市场的资源优化配置、股权监控的功能
(1)将公司上市和股票发行的审批制改革为真正的核准制，积极发挥股市
的托宾q效应。一是要取消股票发行和公司上市的行政性控制和计划额度管理制
度。股票发行和公司上市应主要取决于其所申报材料的真实性和是否达到最低标
准，从而建立股市的股票供求自动平衡机制，消除了上市公司的“壳”资源。二
是需要强化信息披露，公开公司上市和股票发行的程序，让市场来选择上市公司
和决定其股票的发行规模和价格(即决定上市或发行后能够成功)．三需要消除公
司上市和股票发行的所有制歧视，对国有和非国有企业实行统一的标准，打破优
质民营企业上市融资的进入壁垒，让优质民营企业竞争入市，从而使公司的经营
业绩真正地成为股票投资价值的主要来源。
(2)定位股票市场功能从为国有企业“资金筹集”为主转化为以“优化资
源配置’’为主。
(3)优化上市公司的股权结构，加强对上市公司募集资金投向的监督约束
力度。道德风险比如上市公司“内部人控制”及由此产生的资金滥用或不考虑股
浙江大学硕士学位论文结论和政策建议
东投资回报，是导致我国货币政策的股票市场传导机制阻塞的重要因素。要逐步
降低国有持股比例，建立法人持股为主体的多元化股权结构。要积极发展股票市
场战略性投资者，并稳步实施上市公司重组兼并，从而将投资基金等机构投资者
和实业法人投资者引入到上市公司股权结构，加强其对上市公司监督约束力度．
(4)建立和优化现代企业制度，提高上市公司的整体质量、收益率和核心
竞争力．这一方面可以通过“基本面”促使股票市场的持久繁荣，增强股票市场
的财富效应；另一方面要使股票价格能真正反映股票的实际收益率，促进股票市
场的健康稳定发展。
6．2．2完善货币政策的建议
1．虽然稳定币值和促进经济增长是货币政策最终目标首要任务，但货币政
策仍然应该充分关注股票市场价格的波动。
第五章通过财富效应、投资效应以及股票市场与货币政策关联性的实证结果
表明，我国股票市场对货币政策的传递效果是有限，对经济增长的作用有限，而
且当前我国股票价格时常脱离基本经济因素，股票市场没有成为严格意义上的投
资场所。因此，在往后相当长的一段时间内，我国货币政策主要还应当着眼于人
民币币值的稳定和对宏观实体经济的综合判断。然而，股票市场的发展会相应地
增加货币需求，股票价格的波动也会对货币需求的结构和稳定性产生影响，因此，
央行在制定货币政策时候，应当充分关注股票市场的发展状况，将当前的股票价
格等指标作为重要的参考依据，可适时建立股票价格波动的监控体系。
2．从货币政策中介目标角度来看，应当加快利率市场化步伐．
第五章己经指出，随着我国经济不断的发展，货币供应量与宏观经济的相关
性淅渐疏离，单单以货币供应量为中介目标已经难以适应目前经济发展的要求。
第五章的实证分析也表明，货币供应量对工业生产和物价水平的影响效果并不显
著，因此，应该考虑对货币政策中介目标进行改革．
从目前情况来看，股票价格等资产价格还不具备成为中介目标的条件，因为
如上所述，我国的股票市场受预期、短期政策因素的影响，心理因素占很大比例，
股票市场并不成熟，经常背离宏观实体经济因素，并且难以找到具有广泛代表性
的资产价格指数，因此，无论从可测性、可控性以及与最终目标的相关性来看，
48
浙江大学硕士学位论文结论和政策建议
想要将资产价格成为货币政策的中介目标，目前是不可现实的。
我国货币政策中介目标改革的首要任务应是积极推进利率的市场化进程。在
我国庞大的利率体系中，基本上都是官定利率，只有同业拆借利率和银行间债券
回购利率是和货币政策联系较为密切的市场利率。利率市场化改革的基本方向应
该是进一步地完善官定利率机制，增强官定利率对市场利率的诱导功能，赋予商
业银行更大的自主定价权，同时增强市场利率对官定利率信号的接收功能．通过
利率的市场调节，引导资金的合理流动，能够保持间接触资和直接融资的适当比
例，促进股票市场的健康稳定发展。第五章的实证分析也表明，随着股票市场的
发展，股票市场和同业折借利率等市场利率的关联性日益紧密。因此，加快利率
市场化步伐势在必行．
3．积极发展货币市场，促进股票市场和货币市场之间的联通
第五章的实证结果显示，上证综合指数和银行间同业拆借利率呈正向关系，
货币市场的发展会促进股票市场的发展。在交易标的的性质上，在调剂资金盈缺
的市场功能上，在充当货币政策传导的市场载体上，货币市场和股票市场具有同
一性。这种同一性使得货币市场和股票市场之间具有资本相互转移进而利率相互
影响的联动效应．按照一般的理论，货币市场的产生和发展应当先于资本市场，
当资金供求关系发生变化或者官定利率调整时，货币市场的短期利率应是最先作
出反应的，然后再将这种变化传递到资本市场中．在有效的市场机制中，遵循利
润最大化原则，资本合理流动最终会形成均衡的市场利率。而如果股票市场和货
币市场发展不平衡，则会阻碍货币政策的传递，误导决策行为。
长期以来，我国的货币市场发展非常缓慢，股票市场和货币市场发展不平衡，
并且没有互相联通。联通货币市场和股票市场的政策在1999年后陆续出台，如
允许证券公司用股票向银行质押贷款等，允许投资基金和证券公司进入银行同业
拆借市场，但总体而言，我国的货币市场还处于的起步阶段，交易规模小，工具
少，发展的滞后削弱了股票市场和货币市场之间的联系，限制了货币政策对股票
市场作用的发挥。因此，要加快发展货币市场，促进股票市场和货币市场之间的
联通，要鼓励金融创新，增加交易品种，完善优化交易机制，以货币市场的发展
来促进股票市场的发展，比如可以选择一些资产规模较大的投资基金公司和证券
公司作为公开市场操作的一级券商，还可以因此增强公开市场操作的力度。
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附录
本附录描述了本文第五章实证模型中原始数据的采集情况，由于样本数量过
大，本附录以股票市场和货币政策关联性实证中的数据为例，具体数据如下附表
1，如有需要全部数据可向笔者索取。附表l中金融机构贷款余额、货币供给量、
工业增加值的单位：亿元．
附表1
时间金融机构货币供给物价指数工业增加上证综合银行7天间
贷款余额量M1 值指数同业拆借
利率
20000l 93838．2 46570 99．8 1643 1535 2．48
200002 94352．9 44679 100．7 1487 1714．58 2．56
200003 95776．55 45158 99．8 1882 1800．22 2．49
200004 96604．65 46319 99．7 1929 1836．32 2．4
200005 961 74．88 46490 loo．1 1963 1894．55 2．38
200006 94847．87 48024 100．5 2092 1928．1l 2．37‘
200007 94362．5 l 47803 100．5 1960 2023．54 2．37
200008 94874．36 48885 100．3 2012 2021．2 2．36
200009 95995．5 1 50617 lOO 2093 19lO．16 2．34
200010 96709．8 1 49953 100 2095 1961．29 2．34
20001l 981 80．28 50787 101．3 2171 2070．61 2．34
200012 99371．07 53147．15 101．5 2358 2073．48 2．48
200101 1 00687．23 54406 101．2 1695 2065．6l 2．64
200102 10l 425．74 51998 100 1934 1959．18 2．62
200103 1 02470．64 53033 100．8 2239 2112．78 2．57
200104 103491．8l 5326l 101．6 2266 2119．17 2．53
200105 104714．59 53423 101．7 2279 2214．26 2．5l
200106 1 06553．42 55187 101．4 2398 2218．03 2．45
200107 107094．17 53503 101．5 2201 1920．32 2：45
200108 107614．13 55809 lOl 2233 1834．14 2．44
200109 l 08973．24 56823 99．9 2352 1764．87 2．4
浙江大学硕士学位论文
附表1续
时间金融机构货币供给物价指数工业增加上证综合银行7天问
贷款余额量MI 值指数同业拆借
利率
200110 108989．38 56115 100．2 2332 1689．17 2．35
200111 l 10090．33 56580 99．7 2389 1747．99 2．33
200112 112314．7 59871．59 99．4 2632 1645．97 2．38
200201 113194．69 60577．09 99 2158 1491．67 2．36
200202 11 3709．88 58702．87 100 1880 1524．7 2．3
200203 116255 59474．83 99．2 2456 1603．91 2．24
200204 117179．02 6046l 98．7 2569 1667．74 2．16
200205 118286．23 61285 98．9 2617 1515．73 2．12
200206 121137．64 63144 99．2 2780 1732．76 2．03
200207 121754．4 63488 99．1 2568 1651．59 1．99
200208 1 23483．62 64868．83 99．3 2634 1666．62 2．01
200209 l 26366．74 66797 99．3 2825 1581．62 2．1
200210 l 27089．14 67100 99．2 2830 1507．5 2．09
200211 l 28627．75 67993 99．3 2949 1434．18 2．1
200212 131293．93 70882．1l 99．6 3216 1357．65 2．24
200301 134615．13 72405．66 100．4 2662 1499．82 2．16
200302 135714．13 69756．6 100．2 2547 1511．93 2．13
200303 l 39436．56 71438．82 100．9 3134 1510．58 2．06
200304 141377．15 71321．2 10l 3197 1521．44 1．97
200305 143908．41 72777．8 100．7 3190 1576．26 2．02
200306 149156．56 75923．23 100．3 3633 1486．02 2．1
200307 l 50216．81 76152．8 lOO．5 3410 1476．74 2．15
200308 153025．17 77033 100．9 3498 1421．98 2．2
200309 l 56059．89 79163．88 101．1 3704 1367．16 2．68
200310 1 56676．17 80267．1 101．8 3753 1348．3 2．83
2003ll 157701．12 80814．93 103 3966 1397．22 2．57
200312 l 58996．23 84118．6 103．2 4351 1497．04 2．24
55
浙江大学硕士学位论文
附表1续
时间金融机构货币供给物价指数工业增加上证综合银行7天问
贷款余额量M1 值指数同业拆借
利率
200401 161730．64 83805．9 103．2 3344．15 1590．73 2．36
200402 163810．6l 83556．43 102．1 3709．29 1675．07 2．27
200403 1 67442．53 8581 5．57 103 4264．82 1741．62 2．08
200404 1 69434．99 85603．64 103．8 4370．5l 1595．59 2．3l
200405 170566．13 86780．37 104．4 4309．62 1555．91 2．24
200406 l 69905．22 88627．14 105 4607．94 1399．16 2．4l
200407 1 69884．39 86780．37 105．3 4408．98 1386．2 2．33
200408 171040．15 89125．33 105．3 4544．46 1342．06 2．34
200409 l 73473．07 90439 105．2 4812．36 1396．7 2．26
200410 1 73728．97 90782 104．3 4885．24 1320．54 2．2l
2004ll 1 75224．Ol 92387．13 102．8 5083．9 1340．77 2．2l
200412 177363．49 95970．8 102．4 5488．41 1266．5 2．09
200501 181082．96 97079．03 101．9 4843．7 1191．82 2．06
200502 l 82042．3 92815 103．9 4255．35 1306 2．26
200503 185461．32 94743．2 102．7 5367．04 1181．24 1．98
200504 186889．1 94593．72 101．8 5646．5 1159．15 1．79
200505 l 86274．1 95801．3 101．8 5701．57 1060．74 1．64
200506 186178．7 98601．25 101．6 6191．38 1080．94 1．57
200507 l 85859．75 97663．1l 101．8 5810．95 1083．03 1．55
200508 l 87756．6 99377．7 10l-3 5967．5l 1162．8 1．56
200509 190941．9 1009“ 100．9 6275 1155．6l 1．55
200510 19l 168．27 lOl752 101．2 6319．93 1092．82 1．48
2005ll 193416．93 104125．8 101．3 6590．16 1099．26 1．6
200512 1 94690．39 l 07278．6 101．6 6712．43 1161．06 1．73
200601 181082．96 l 07250．7 101．9 5639．6l 1258．05 1．78
200602 l 82042．3 104357．1 100．9 5473．1 1299．03 1．69
200603 185461．32 106737．1 loo．8 6679．72 1298．3 1．75
浙江大学硕士学位论文
附表1续
时间金融机构货币供给物价指数工业增加上证综合银行7天间
贷款余额量M1 值指数同业拆借
利率
200604 186889．1 106389．1 101．2 6819．8 1440．22 1．84
200605 186274．1 109219．2 101．4 7059．86 1641．3 1．88
200606 186178．7 112342．4 101．5 7817．77 1672．2l 2．19
200607 l 85859．75 112653 101 7199．84 1612．73 2．43
200608 1 87756．6 114845．7 101．3 7355．5 1658．64 2．46
200609 190941．9 116814．1 101．5 7754．06 1752．42 2．4
200610 191 168．27 118360 101．4 7601．4 1837．99 2．58
2006ll 193416．93 121645 101．9 7936．3 2099．29 3。23
200612 l 94690．39 126028．1 102．8 7415．04 2675．47 2．4
20070l 231031．18 128484．1 102．2 7201．38 2786．34 2．03
200702 235168．74 126258．1 102．7 6162．7l 2881．07 3．03
200703 239585．58 127881．3 103．3 7876．52 3183．98 1．99
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200707 253106．67 l 36237．4 105．6 8495，81 4471．03 3．1l
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200709 258970．33 142591．6 106．2 9219．58 5552．3 4．75
200710 260331．44 1 44649．3 106．5 8962．5l 5954．77 3．84
200711 261 205．4 l 48009．8 106．9 9317．22 4871．78 3．28
200712 261690．88 152519．2 106．5 8697．84 5261．56 3．3l
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200802 272165．99 150177．9 108．7 7111．76 4348．54 3．28
200803 275000．2 1 1 50867．5 108．3 9278．54 3472．7l 2．53
200804 279690．16 151681．4 108．5 9263．46 3692．1l 3．2
200805 282875．17 1 53344．8 107．7 9671．72 3433．35 3．37
200806 2861 99．38 l 54820．2 107．1 l 0827．93 2736．1 3．44
57
浙江大学硕士学位论文
附表1续
时间金融机构货币供给物价指数工业增加上证综合银行7天问
贷款余额量MI 值指数同业拆借
利率
200807 290016．98 1 54992．4 106．3 9744．69 2775．72 3．03
200808 292732．36 1 56889．9 104．9 9748．98 2397．37 3．26
200809 296477．09 155749 104．6 10270．6l 2293．78 3．16
2008lO 298295．65 157194．4 104 9697．44 1728．79 3．08
200607 1 85859．75 112653 lOl 7199．84 1612．73 2．43
200608 l 87756．6 114845．7 101．3 7355．5 1658．64 2．46
200609 190941．9 116814．1 101．5 7754．06 1752．42 2．4
2006lO 191 168．27 118360 101．4 7601．4 1837．99 2．58
2006ll 193416．93 121645 101．9 7936．3 2099．29 3．23
200612 l 94690．39 126028．1 102．8 7415．04 2675．47 2．4
20070l 231031．18 128484．1 102．2 7201．38 2786．34 2．03
200702 235168．74 126258．1 102．7 6162．71 2881．07 3．03
200703 239585．58 127881．3 103．3 7876．52 3183．98 1．99
200704 243805．22 l 27678．3 103 8006．45 3841．27 3．33
200705 246277．96 l 30275．8 103．4 8337．69 4109．65 2．36
200706 250792．59 l 35847．4 104．4 9334．42 3820．7 3．09
200707 253106．67 l 36237．4 105．6 8495．8l 4471．03 3．1l
200708 256135．41 1 40993．2 106．5 8642．71 5218．82 2．37
200709 258970．33 142591．6 106．2 9219．58 5552．3 4．75
2007lO 260331．44 1 44649．3 106．5 8962．51 5954．77 3．84
20071l 261 205．4 l 48009．8 106．9 9317．22 4871．78 3．28
200712 261690．88 152519．2 106．5 8697．84 5261．56 3．3l
200801 269695．58 l 54872．6 107．1 8558．6l 4383．39 3．45
200802 272165．99 150177．9 108．7 7111．76 4348．54 3．28
200803 275000．2 1 l 50867．5 108．3 9278．54 3472．71 2．53
200804 279690．16 151681．4 108．5 9263．46 3692．1l 3．2
200805 282875．17 l 53344．8 107．7 9671．72 3433．35 3．37
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浙江大学硕士学位论文
附表1续
时间金融机构货币供给物价指数工业增加上证综合银行7天问
贷款余额量MI 值指数同业拆借
利率
200806 286199．38 l 54820．2 107．1 1 0827．93 2736．1 3．44
200807 2900l 6．98 l 54992．4 106．3 9744．69 2775．72 3．03
200808 292732．36 l 56889．9 104．9 9748．98 2397．37 3．26
200809 296477．09 155749 104．6 l 0270．61 2293．78 3．16
200810 298295．65 157194．4 104 9697．44 1728．79 3．08
200811 295749．55 1 57826．6 102．4 9820．35 1871．16 2．68
200812 303394．64 166217．1 101．2 9193．62 1820．81 1．56
59
浙江大学硕士学位论文
作者简介
作者：陆杰锋性别：男出生年月：1983年10月22日
籍贯：浙江慈溪政治面貌：中国共产预备党员
教育经历：
1、1991年9月一1997年6月就读于浙江省慈溪市胜北小学；
2、1997年9月～2000年6月就读于浙江省慈溪市胜北中学；
3、2000年9月一2003年6月保送入浙江省慈溪市慈溪实验高级中学；
4、2003年9月～2007年6月就读于浙江大学计算机学院计算机系，本科；
5，2007年9月～2009年6月就读于浙江大学经济学院西方经济学系，硕士。
科研经历：
1．教育部人文社科基地重大项目课题“行为经济学与中国社会变迁研究”搜集资
料、翻译文献，参与讨论
2．浙江大学交叉预研项目“人类合作秩序发生以及演化的神经、心智基础”搜
集资料、翻译文献，参与讨论