股票市场的发展对货币政策的影响研究

周行健

摘 要：文章首先从理论上论证了伴随股票市场的发展，货币需求已不再相对稳定；货币供给结构和数量已发生变化；货币政策传导更趋复杂；货币供应量与实际经济变量失去了稳定的联系；货币数量不再简单地与物价和收入呈比例关系。之后，文章引入了一个简单的一般均衡模型，全面综合分析股票市场在货币政策传导中对实体总量经济的影响。此外，文章就中国股票市场的发展对货币政策的影响进行了定量和实证分析。最后结合以上分析，作者认为，现阶段我国货币政策虽不应“盯住”，但应“关注”股票市场发展。

关键词：股票市场 货币政策 传导机制

Abstract：At first, the paper theoretically proves that along with the stock market development, the monetary demand has been already no longer relatively stable; the monetary structure of supply and quantity have already changed; monetary policy conduction having been become more complicated; Money supply and real economic variable have lost the stable relationship; the monetary quantity no longer presents the proportionate relationship with the price and income briefly. Later, the paper introduce a simple equilibrium model that overall analyse stock market’s impact in monetary policy conduction on entity’s total amount economy. In addition the paper make the quantitative analysis and empirical study on the impact of Chinese stock market development on monetary policy. Finally, combine the above analysis author think chinese monetary policy answer “pay close attention” to the stock market development, although do not answer “keep a close watch” on it at present.

key words：stock market monetary policy conduction mechanism

引 言

20世纪70年代以来，信息技术的发展、金融创新、放松管制和金融全球化的浪潮促进了各国资本市场尤其是股票市场的日益深化与广化，在提高了金融体系效率的同时，也对实际经济和货币政策实施的金融环境产生了重大影响。美联储主席A.Greenspan 1994年在英格兰银行三百年纪念会上呼吁研究资本市场与货币政策的关系，1999年8月在联储Kansas会议上再次提出，希望引起实际部门和学术界的重视。

1

随着我国股票市场的发展，股票市值的不断增加，股票价格的变动已经越来越成为金融当局关注的重点。本文试图在对股票市场与货币政策相互关系进行分析的基础上，实证分析近10多年来我国股票市场的发展及其对货币政策的影响，并对我国货币政策的完善提出政策建议。

解决货币政策应否关注股票市场发展的一个合理思路是：货币政策为什么要关注股票市场的发展。这一思路的进一步延伸第一就是：股票市场的发展到底对货币政策产生了怎样的影响，使得货币政策不得不提出这样的问题与挑战；第二，股票市场的发展到底对货币政策产生了多大的影响。

基于上述思路，本文结构安排如下：第二部分从理论上论证了股票市场的发展对货币政策产生了怎样的影响。第三部分提出了一个包含股票市场变量的简单总量经济一般模型，从而为分析股票市场的发展对货币政策产生了多大影响提供一个模型框架。第三部分通过近10年来的数据实证分析我国股票市场与货币政策之间的关系。最后一部分给出结论和相关政策建议。

一、股票市场与货币政策之间的理论分析

过去20多年中，股票市场的发展（见表1）和金融创新推动了各国金融资产总量与结构的变化，并进而影响到企业与居民所持有的金融资产数量与结构，导致企业与居民的投资行为、储蓄行为和消费行为发生变化，使传统的经济理论和货币理论面临诸多新的难题。因此，美联储主席A.Greespan曾提出，在新时期美国货币政策面临的新挑战将主要来自于资本市场，这一观点进一步引发了学术界就“货币政策应否关注资产价格”所展开的跨国探讨。

表1 主要工业化国家金融市场趋势 （年末值，占GDP百分比） 美国 日本 德国 法国 英国 意大利 加拿大 G10 银行对私人非银行部门信贷 1985 1995 1998 68 64 69 99 118 118 93 103 118 76 87 80 47 116 120 51 58 60 68 79 88 75 84 86 股票市场市值 1985 1995 1998 52 82 123 58 17 57 21 22 48 12 32 65 62 119 169 10 18 46 41 61 94 44 67 98 资料来源：IMF International Financial Statistics; BIS International Banking and Financial Market

Development ;International Federation of Stock Exchanges.

（一）货币政策应否关注股市价格的争论

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经济学家基本同意股市价格与货币政策有一定的关联性，那么货币政策到底应不应该对股市价格变动作出回应呢？对此学术界金融专家持有两种截然不同的观点。

第一种观点是：央行对股市价格波动应给予回应。理由是：（1）股市价格波动不仅仅是由于基本因素的变化所引起的，通常是由非基本经济因素造成的，如低效的监管体制和投资者的非理性行为。（2）股市价格波动对实体经济产生重要影响。Goodhart①认为：当股市价格脱离基本经济因素增长过高时，央行应该积极调整利率以避免股市价格出现偏差。股市价格的泡沫如同石油国提高油价或政府财政政策变化带来的冲击一样，都会导致经济的不稳定。股市价格过度上涨会导致公司和家庭资产负债的增加，从而刺激消费支出。股市价格的大跌，则会出现相反的情况，并会影响到银行的偿付能力。

第二种观点认为，央行不应回应股市价格的波动。理由是：（1）央行很难判断股市价格膨胀是否是由基本经济因素还是非基本经济因素引起的。如果判断失误则会对经济和抑制通胀或通缩产生相反的作用。（2）央行的目标是稳定币值和促进经济增长，而不应干预或把股市价格作为主要目标，除非股市价格对预期通胀有影响，否则货币政策不要进行干预。（3）货币政策回应股市价格波动可能出现与决策者们设想的相反的不好后果。

本文认为，第二种观点在理论上存在着明显缺点。一是股市价格不可能有合理的目标值或区间，它主要反映的是众多投资者对经济走势的判断和投资行为的集合。二是中央银行的目标主要是稳定币值，币值的稳定不仅仅代表的是一般价格水平的稳定，也应包括占比越来越大的金融资产价格。货币政策需要经由许多中间环节才能最终影响实体经济，在这一过程中，股市价格不可避免地将对投资和消费产生影响，传统的衡量通货膨胀压力的指标所包含的判别经济总量的信息已逐步丧失。

（二）股票市场的发展对货币政策提出的若干挑战

各国中央银行虽然在控制商品与劳务的通货膨胀方面已经取得了很大成效，但是对于资本市场的发展，以及由其引起的资产价格膨胀，却难有对策。早在1929年，纽约股市的暴跌即已导致美国和全世界经济进入长期严重的萧条；日本80年代末资产价格极度膨胀引发的“泡沫经济”对其经济造成了长期的不利影响；90年代以美国为代表的西方各国资产价格明显地偏离实体经济上涨的趋势更是引起决策部门的普遍担忧；1997年爆发的东南亚金融危机更是席卷东南亚各国人民多年的建设成果而去。事实上，随着资本市场的深化和广化，货币与其它金融资产的界限日益模糊，货币供应量与实体经济变量失去稳定的联系，这种制度性变革对货币政策提出了一系列新的挑战。 Charles Goodhart是前英国货币政策委员会成员，建议中央银行采用范围更宽的通货膨胀办法包括住房和股票市场价格替代传统的通货膨胀办法如消费价格指数或PCE价格指数。 3

①

1、货币供给结构和数量发生变化

货币定义有两种方法。一种是归纳法，另一种是实证方法。所谓归纳方法，实际上是一种哲学方法，侧重于货币的特性，它主要强调货币区别于其他事物的单一特性，然后根据这种特性对货币下定义。这种定义方法是初次接触货币而进行的基本定义，即M1。但随着经济的发展，人们越来越发现M1与实体经济运行之间的差异在逐渐增大，货币的定义也缓缓地转向实证定义方法。货币的实证定义方法，是指根据不同金融工具在不同程度上具有的“货币性”而对其定义。因此，货币的实证定义方法不是按照货币的任何内在特性，而是把它定义为流动资产或流动资产的集合。这些流动资产具有：对名义收入的最大可预测影响和可以由央行控制的特性。依据这种定义方法，货币定义进一步扩展为广义货币，即M2、M3等。货币的实证定义为货币的不断扩展提供了最好的思考方式。随着新的金融制度和新的金融工具的产生，各国央行也逐步修改了既有的货币定义。

（1）股市价格的不断上扬会使定义中M0、M1的增长相对较快。伴随虚拟资产名义价值的上升，其隐含收益上升，货币收益则相对较低，流动性偏好有所上升。即在短期利率不变的条件下，居民和机构愿意持有更多的现金或流动性较强的货币，这会使M0、M1的增长相对较快，从而使货币的流动性有所增强。

（2）股票价格的不断上扬会使M2的增长回落。股市价格上扬，出于对高收益率的追求使得股票资产需求看涨，与此同时，相对较低的名义利率会导致储蓄心理出现扭曲，即储户认为储蓄越来越不划算，从而出现储蓄增长缓慢，货币与资产之间产生替代效应，M2增长回落。

（3）股市价格的不断上扬会使货币供给总量趋紧。股市价格上扬，利润的趋使会使企业、居民纷纷投资股票等资产，从而出现资金需求大量从生产领域向虚拟经济等非生产领域流动的转移效应。虚拟运作数量增大，实体经济供给不足，货币供给趋紧。

2、货币需求不再相对稳定

股市价格的变化莫测通过各种途径影响货币需求，这给中央银行进行货币数量管理，准确预测货币需求带来新的挑战。

在假定短期实际经济不变即收入不变的条件下，股票市场引致总的货币需求的途径或机制体现在4个方面（Friedman 1988）：1）财富效应①。股票市场价格的上涨意味着人们名义财富的增加，在假定收入比股价波动性更小的条件下，这也就意味着财富/收入的比率上升。而货币需求函数认为，财富/收入比率越高，往往反映为货币/收入的比率越高，或者说货币的收入流通速度越低。股票市场与货币需求的这种关系，我们称之为财富效应。2）资产组合效 ①

①

注意与股市对实际经济作用的财富效应相区别。

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应。股价上涨反映了风险性资产的预期收益相对安全性资产而言有所上升，在人们的风险偏好程度不变的情况下，这种相对价值的变化将导致风险性资产的风险程度增加，从而人们将会增加其资产组合中相对安全性资产的比重来抵消这种风险，比如说增大持有短期债券、货币等，从而引致货币需求增大。这种增大，我们称之为资产组合效应。3）交易效应。股价的上涨往往伴随着股市交易量的扩张，股票市场发展和交易量扩张，将产生相应的货币需求来满足和完成这些交易。这种货币需求的产生，我们称之为交易效应。4）替代效应。股票市场价格上涨，交易量扩张，一般会使得股票吸引力增加，从而在人们的资产组合中比重增大，在一定程度上会对货币资产有一种替代作用，从而降低货币需求。这种效应我们称其为替代效应。在上述4种效应中，财富效应、资产组合效应、交易效应会增加货币需求，而替代效应对货币需求起负作用，因此股票市场对货币需求的综合作用到底是正向还是负向，至少从理论上无法确定。

3、货币政策传导更趋复杂

所谓货币政策传导，实际上就是央行货币政策的变化（货币或者短期利率的调整）如何影响实际经济。传导机制是货币政策影响实体经济的框架，这是一个非常复杂的机制，迄今缺乏共识，争论纷纭。总起来看，股票市场的发展主要通过以下途径影响货币政策传导：

第一，通过消费影响实际经济。1）财富效应。居民的消费支出由居民的毕生财富决定，人的毕生财富由人为资本、真实资本及金融财富组成。金融财富的一个重要组成部分就是股票等资产，当股价上升时，金融财富增加，在边际消费倾向一定的情况下，居民的消费支出将增加，从而对实体经济产生影响。2）预期效应。消费支出是家庭生命周期中总的金融资源的函数，当期消费受未来收入水平预期的影响，而股票等金融资产价格的变化会影响未来收入水平的预期，从而增加或降低人们的边际消费倾向。3）流动性效应。股价水平的变化将引起消费者资产负债表的变化，使金融资产在总资产中的比重发生变化。由于金融资产相对于实物资产有更强的流动性，在发生财务困难时，金融资产的变现成本较少。因此当股价上升时，会促使消费者增加对住房等耐用消费品的支出。

第二，通过投资影响实际经济。1）Tobin’s q效应。Tobin把q定义为公司的市场价格与当期重置资本成本之比。q>1时，企业的资产价格高于重置成本，相对企业市值而言，新的厂房和设备比较便宜，企业必然会选择发行新股票，以扩张新的投资，投资增加，经济呈现景气态势；q<1时，企业与其投资新项目，还不如在市场上收购现有企业进行扩张，相应的投资活动会减少，投资萎缩，产出下降。2）资产负债表渠道。股票市值的下降会直接降低企业净值，企业向银行借款时所能提供的抵押品价值减少，这会使信贷市场上的逆向选择和道德风险增加，债权人行为趋于谨慎。同时，企业不良资产增加，外部资产筹措成本上升，债务人

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行为趋于谨慎。这两者导致贷款和投资的下降，并引起总需求和总产量的减少。

4、货币供应量作为货币政策中介目标的有效性下降

Friedman在与他人合著的代表性著作《美国货币史》一书中，通过对长期历史数据的统计分析，证实了收入型货币数量论①的有效性。他们分析认为，V是一个受制度、偏好等长期因素影响的结构性变量，短期假定不变。从而他们得出一个结论，即货币供应量与名义收入成有规则的正比关系。这一结论也为货币政策的制订创立了一个规则，即货币供给应该保持有规则的增长，比如每年6-7%，以保证经济在无通胀下按自然增长率水平稳定增长。货币主义的货币数量论和相应的货币政策主张，在20世纪70-80年代被发达国家货币当局采纳应用，时到今日仍是许多国家（包括中国）货币当局制订货币政策的重要依据。但随着货币流通速度变化、金融市场自由化与国际化、电子信息技术发展，收入型货币数量论的准确性和可靠性日益下降，人们发现货币数量不再简单地与物价和收入成比例关系，而是与经济体系中所有需货币媒介的交易（包括金融市场交易）有重要相关性。特别是在一个开放的市场化的经济中，货币总量作为货币政策的中介目标，其可控性、可测性和相关性都越来越不令人满意。股票市场的发展使货币需求函数发生变化，使实际货币需求与货币政策的数量目标之间出现较大的差异，同时又对货币供给、信用创造产生重要影响。货币供需的变化，使以货币供应量作为货币政策中介目标的做法受到挑战。20世纪90年代以来，大多数西方国家都对其货币政策中介目标进行了相应调整，如一些国家改弦更张采用价格控制策略，一些国家对原来的货币数量范围加以扩充，以适应金融发展的需要。

5、稳定币值的货币政策最终目标受到挑战

目前世界各国央行多将物价稳定作为货币政策的目标。虽然理论与历史经验均显示，一般物价水平的稳定有助于经济的稳定与增长，但是随着证券市场的发展，股票价格的变动已经对一般价格水平产生重要影响。一方面，股市价格的上升会通过财富效应带来一般商品和劳务价格水平的膨胀，同时，股票价格的膨胀容易歪曲价格信号，误导实体经济投资或决策，从而造成实体经济中资源配置不当。另一方面，一旦股票价格剧跌，则会使企业和个人财富大幅缩水，动摇投资者和消费者信心，减少投资和消费，从而影响一般价格水平，同时，由于银行抵押品价值的缩水而使银行陷入财务危机之中，诱发信贷危机，极端情况下会引发严重的通货紧缩。并且一般物价水平的稳定并不能保证金融的稳定。相反，物价稳定有时反而导致经济主体过分承担风险的行为。一个值得研究的现象是，资产价格的过度上升往往出现在一般价格水平比较稳定的时期，如20世纪20年代后期美国资产价格膨胀和80年代后期日 收入型货币数量论公式表述为MV＝PY，M为货币数量，V为货币流通速度，P为交易商品的价格，Q为商品交易量。 6

①

本的“泡沫经济”都出现在一般价格水平比较稳定的环境中。“虽然资产价格的波动并不是什么新现象，但是多数工业化国家过去20多年中，一个显著的特点是资产价格的持续上升和急剧下跌发生在消费物价下降和宏观经济稳定的环境中”（IMF，2000，p.77）。股票等资产价格与实体经济价格水平的背离往往使中央银行的货币政策处于两难局面。因此，单一盯住一般物价水平的波动作为标准是不完全的。

二、加入股票市场的一般均衡分析：股市传导机制模型

传统的IS—LM模型抽象掉股票市场对商品、货币市场均衡的影响，这在证券市场欠发达，市值规模小的情况下是合理的。但随着证券市场市值规模的日益扩张，势必会对商品、货币市场的均衡产生显著作用。我们已经分析：就商品市场而言，股票市值扩大、股价上涨，一方面将使居民名义财富拥有量增加，通过财富效应拉动消费需求上升；另一方面将使企业资产市场价值和重置成本的比率（即q比率）升高，从而刺激经济中的投资支出；从货币市场角度来看，股票市场市值和价格的膨胀，交易量扩张，将通过财富效应、资产组合效应、交易效应等途径增加对货币的需求，又通过替代效应途径减少对货币的需求。下面我们将在最简单、也是最经典的总量经济一般均衡模型——IS—LM模型基础上，引入股票市场变量，得出一个经修正的总量一般均衡模型，来分析股票市场对实体经济的总体作用，从而为分析股票市场对货币供给的影响提供一个理论框架。

首先，我们来看传统的IS—LM模型。一个简单、静态的IS—LM模型构成如下（变量均为实际值）：

ya1xgb1xrA1，其中a1,b1＞0 （2.1） md1xye1xrB1，其中d1,e1＞0 （2.2）

其中y表示收入，g代表财政支出，r代表利率，m表示货币供给，A1、B1表示常数项，a1、b1、d1、e1为变量系数。式（2.1）代表商品市场均衡，总供给等于总需求或收入等于支出，假定在封闭经济中总需求或总支出由消费、投资和财政支出组成，与利率成反比。式（2.2）表示货币市场均衡，货币供给等于货币需求，货币需求与收入成正比，与利率成反比。

综合（2.1）、（2.2）式进行简单求解，不难得出： md1a1gb1rA1e1xrB1，d1,e1＞0

（2.3）

现在，我们引入股票市场变量，得到一个修正的IS—LM模型或总量一般均衡模型： ya2xgb2xrC2qA2，其中a2,b2,c2＞0 （2.4） md2xye2xrf2qB2，其中d2,e2＞0，f20 （2.5）

模型中，q是股票市场变量（股票交易量），a2、b2、d2、e2、f2为变量系数，其他符号意

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义不变。

式（2.4）表示修正的商品市场均衡条件，与式（2.1）式含义类似，只不过在决定总需求的因素中引入了股票市场变量，因为股票市场通过财富效应，q效应与总需求量正相关。式（2.5）为修正的货币市场均衡条件，其他变量的含义与式（2.2）一样，但增加了一个股票市场变量，因为股票市场价格变化会通过财富效应、资产组合效应、交易效应、替代效应影响货币需求。

结合式（2.4）、（2.5）进行简单求解，不难得出：

md2a2gb2rA2c2d2f2qe2rB2， （2.6）

从式（2.6）中可看出，在其他条件不变的情况下，股票市场扩张对实际货币需求的影响主要体现在（c2+f2）q上，其中我们把c2定义为股票市场的收入弹性①，受财富效应、资产组合效应、交易效应、替代效应影响。

当f2＞0时，即财富效应、资产组合效应、交易效应之和大于替代效应时，定有c2d2+f2

＞0，因此股票市场的扩张需要相应地增加货币供给，这时股市与实体经济的良性互动均衡得以继续下去，但如果货币当局仍坚持不变货币供应，那么股票市场的持续扩张所产生的货币需求将从实际经济领域“吸”走部分货币，从而导致实际经济交易所需的流动性短缺或流动性成本升高，实际经济活动水平下降，增长减退。这种经济减缓如果持续下去，将降低投资者信心，迟早使得股票市场的扩张得以遏制，从而强制性地达到新的一轮均衡。这是符合经济学逻辑的。

当f2＜0时，即财富效应，资产组合效应、交易效应之和小于替代效应时，要看股票市场的收入弹性与经济的货币化程度之积和股票市场的货币需求弹性的大小。若c2d2+f2＞0，则货币当局仍应增加货币供给；若此时c2d2+f2＜0，则货币当局可适当考虑减少货币供给。而这些系数均可通过对式（2.4）、（2.5）进行回归分析可得。

三、中国股票市场的发展对货币政策影响的实证研究

在我国，以1990年上海证券交易所成立为标志，股票市场已有十余年的发展历程。到2003年3月，境内上市公司1238家，股票市场市价总值42729亿元，流通总市值13807.44亿元，总股本5942.72亿元，投资者开户数6914.04万户，证券营业网点3000余家，证券从业人员10万余人。随着资本市场的深化与发展，以及居民收入水平的提高，居民个人持有股权的比重在逐步增加。1997年以来，原先以银行储蓄为主要资产形式的居民资产结构开始发生变化，其资产总量中股权资产的比重在逐步增加。而近年来，连续8次下调利率，开征存款利息税，实施存款实名制，都在不同程度上促进了居民资产结构多元化的调整。股票市场的发展越来 这里不是严格意义上的弹性，只是借用弹性这一常用概念来表示股市变化对收入影响的大小程度，f2也如此。 8

①

越在人们的生活中发挥重要作用，股市对经济和货币政策的影响日益明显。许多专家学者和官方都开始关注股市的发展及其对经济生活的影响，虽然2001年后，我国股市呈现低迷状态，但其贮藏的巨大能量仍不可小视。本文试图从以下几个方面来具体分析一下我国股市对货币政策的影响以及二者之间的相关关系。 （一）股票价格变动对我国货币需求的影响

股票价格变动通过财富效应、资产组合效应、交易效应、替代效应影响货币需求，这四种效应对货币需求的影响是正向还是负向，从理论上无法确定，只能通过实际数据来检验分析。Friedman（1988）、Mccornac（1991）分别就美国和日本的股票价格与货币需求进行了分析，结果显示：股票价格对货币需求具有负向影响；Choudhry（1996）运用协整对美国和加拿大进行分析得出，股票价格在实际M1和实际M2的需求函数中具有显著的影响作用；John Thornton（1998）就德国股票价格与长期货币需求间分析显示：1960—1989年，实际股票价格在长期实际M1需求函数中具有显著的影响效应。

为分析我国股票市场对货币需求的影响，首先需要建立货币需求函数。Friedman提出了货币需求函数的最一般模式，但这里为着重分析股市对货币需求间的关联关系，我们将仅选取货币需求的规模变量和机会变量。以实际GDP为货币需求的规模变量，股票市值为机会变量，并辅之以实际利率指标。各变量的具体数据见表2。

表2 M1 M2

1992 11731 25402

1993 16280 34879 34560 3531 -3.72

1994 20540 46923 46670 3691 -13.12

货币需求函数的各项变量表 1995 23798 60750 57494 3474 2.68

1996 28514 76094 66850 9842 3.07

1997 34826

1998 38953

1999 45837

2000 53147

单位：亿元 2001 59871

2002 76881

90995 104498 119897 134610 158301 185006 73142 17529 6.87

76967 19506 6.48

80442 26471 5.18

89404 48090 4.48

95933 102398 43522 2.25

38329 1.85

GDP 26651 X R

1048 1.16

资料来源：《中国金融统计年鉴2001》，www.economycn.com。

对各变量取对数，由于R在1993—1994年间出现负值，因此，对实际利率保持原始数据。对数线性回归模型方程如下：

LnM=ca1LnGDPa2LnXa3Ru （3.1）

依据表中1992—2001年数据①，依次对M1、M2进行TSP线性回归分析，结果分别为： 笔者曾对加入2002年的数据进行回归分析，但由于2002年中国股市全面低迷，使模型解释能力大大降低，甚至不能通过经济意义检验，故只回归1992-2001年数据，2002年仅供参考。 9

①

被解释变量为M1：1992—2001

解释变量

C GDP X R R2=0.9860

回归系数 1.4777 0.6215 0.2153 -0.0011 Adjusted R2=0.9790

标准误差 1.5470 0.1868 0.0615 0.0050 D.W=1.5385

T检验值 0.9551 3.3263 3.4988 -0.2261 F=140.93

被解释变量为M2：1992—2001

解释变量

C GDP X R R2=0.9914

回归系数 -0.6444 0.9447 0.1572 0.0030 Adjusted R2=0.9872

标准误差 1.37814 0.1664 0.0548 0.0044 D.W=1.6915

T检验值 -0.4676 5.6758 2.8681 0.6743 F=232.45

从计算结果来看，股票市场已经成为影响货币需求的一个因素，虽然这一影响目前尚处于较为微弱的阶段。其中股票市场对M1需求的影响要大于对M2的，而且M1的T检验值也更为显著。目前影响货币需求的最主要变量仍是GDP，其中GDP对M2的弹性系数大于M1，这再次验证了M2比M1更为贴近宏观经济。计量结果同时也反映出实际利率对货币需求的影响已相当弱了。

（二）股票市场对我国货币供给的影响

股票价格的上涨使其隐含收益率上升；从而人们为了持币待购会使货币的流动性上升。据统计，2000年末，货币流动性为39.5%，比1999年末上升为1.3个百分点（中国人民银行研究局课题组，2002）。为了分析股票市场对货币供给的影响，本文对2001年6月—2003年3月的证券交易量与货币供应量进行了回归分析。用SR表示股票交易量，样本采用月度数据，如表3。

表3 2001.06—2003.03货币供给及相关变量 单位：亿元 月份

M0 M1

10

M2 SR

2001.06 .07

.08 .09 .10 .11 .12 2002.01 .02 .03 .04 .05

.06 .07

.08 .09 .10 .11 .12 2003.01 .02 .03

13943 14072 14370 15065 14485 14780 15688 16725 16642 15544 15864 15281 15097 15907 15712 16234 16015 16346 17278 21244 17937 17106

55187 53503 55809 56823 56115 56580 59871 60577 58702 59474 60461 61285 63144 63488 64868 66797 67100 67992 70881 72405 69756 71438

147809 149228 149941 151820 151497 154088 158301 159669 160935 164064 164571 166061 169601 170851 173250 176982 177294 179736 185006 190488 190108 194487

4917 3100 2491 1767 1952 2092 2079 1955 1263 4673 3006 1876 4070 3136 1886 1403 1139 1847 1735 2973 1621 2080

资料来源：www.economycn.com。

对各变量取对数，对股票交易量和M0、M1、M2均采用滞后分析。对数线性回归模型方程如下：

LnM=canLnMnbnLnSRnu （3.2）

依据表中数据，依次对M0、M1、M2进行TSP线性回归分析，结果分别为：

被解释变量是M0

解释变量

C M0 (-1)

回归系数 4.4821 0.5850

11

标准误差 1.8269 0.1739

T检验值 2.4533 3.3627

SR(-1) SR(-2) R2=0.5142

-0.0092 -0.0499 Adjusted R2=0.4231

0.0420 0.0393 D.W=2.21

-0.2199 -1.27 F=5.64

被解释变量是M1

解释变量

C M1 (-1) M1 (-2) SR(-1) SR(-3) R2=0.9313

回归系数 0.6337 0.9075 0.0456 -0.0072 -0.0062 Adjusted R2=0.9116

标准误差 0.9519 0.2704 0.2703 0.0167 0.0155 D.W=2.0852

T检验值 0.6657 3.3560 0.1689 -0.4343 -0.4000 F=47.45

被解释变量是M2

解释变量

C M2 (-1) M2 (-2) SR(-1) SR(-3) R2=0.9872

回归系数 -0.0165 0.8195 0.1918 -0.0081 -0.0054 Adjusted R2=0.9836

标准误差 0.4546 0.2512 0.2585 0.0066 0.0061 D.W=2.3219

T检验值 -0.0364 3.2623 0.7422 -1.2306 -0.8930 F=271.91

计量结果显示，证券交易量与M0、M1和M2均呈反方向变动，当期货币供给与滞后一期的有显著的相关关系。股票交易量对滞后1、2个月的弹性系数分别为-0.0092和-0.0499，二者之和为-0.0591，其中对滞后2个月的M0影响更为显著；股票交易量对滞后1、3个月的M1的弹性系数分别为-0.0072和-0.0062，两者之和为-0.0134；股票交易量对滞后1、3个月的M2弹性系数分别为-0.0081和-0.0054，两者之和为-0.0135。可见我国股票市场的发展已经对货币供给产生微弱影响，对滞后几个月的M0、M1、M2均起到分流作用，使各层次货币供应量的增长幅度下降，这是符合经济学逻辑的。 （三）我国股票市场与货币政策传导

股票市场是货币政策传导的重要渠道，从理论上讲，货币政策的变动会影响股票价格，从而影响消费、投资，并对产出发生影响。Ludvigson and Steindel（1999）对美国股票市场和消费的关系进行研究后得出：股票财富与社会总消费之间具有显著的正向相关关系。中国人民银行研究局课题组（2002）对我国股票市场和投资间的关系进行计量分析后发现：我国沪

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市综合指数与深市综合指数之间的相关系数分别为0.67和0.66，可谓显著，但他们却得出深沪指数与消费之间存在负相关，而据广东中诚信公司的一份研究报告显示：自1996年1月至1999年5月，上海市全社会消费品零售总额与深沪两市指数的正相关系数分别为0.717和0.638。

为了分析我国股市对消费的影响，本文运用回归模型进行回归分析，模型方程如下： LnCt=caLnYtbLnXu （3.3）

其中，C表示社会消费品零售总额，Y代表城镇居民可支配收入，X表示股票市值，具体数据如表4。

表4 Y1（元）

1992 2027

1993 2577 3531

股市财富效应相关数据 1994 3496 3691

1995 4283 3474

1996 4838 9842

1997 5160

1998 5425

1999 5854

2000 6280

2001 6860

2002 7703

C1（亿元） 10993 12462 16264 20620 24774 27298 29152 31135 34153 37595 40910 X（亿元） 1048

17529 19506 26471 48090 43522 38329

资料来源：《中国统计年鉴2001》，www.economycn.com。 依据表中数据，运用TSP分析得：

解释变量

C Yt X R2=0.9880

回归系数 2.1316 0.8727 0.0628 Adjusted R2=0.9846

标准误差 0.7385 0.1277 0.0398 D.W=1.6028

T检验值 2.8864 6.8333 1.5759 F=289.05

计量结果显示，我国股票市场对消费已具有正向影响（0.0628），但作用不显著，远不如收入指标对消费的影响（0.8727），究其原因：其一是由于我国股票市场发展只有十余年的历史，其深度和广度还远不够；其二是我国处于转轨时期的特殊经济背景，居民出于对国有企业的改革、医疗、住房、教育体制改革的预期，出现较强的时间偏好；其三是马太效应的存在，信息的不对称使股市上涨只能使一小部分人得利，机构大户凭借资金、信息优势成为股市最大的赢家，而边际消费倾向较高的中小投资者却收益较小。 （四）我国股票市场对货币流速的影响分析

货币流通速度是货币经济的另一个重要问题。货币流通速度的变化既可以影响货币需求，又可以影响货币供给，而且货币流通速度本身的诸多变化也可以反映出宏观经济中的许多问题。传统的货币理论将货币流通速度视为常数，主要基于货币需求是稳定的这一假设前提。但当货币需求发生变动以后，人们就需要分析货币流通速度的变化，以更好地理解货币需求

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变化的深层原因。

为了定量分析我国股票市场对货币流通速度的影响，本文采用公式：货币流通速度=国内生产总值/货币存量 来计量货币流通速度，用M2/GDP表示经济的货币化程度，并建立对数线性回归方程如下：

Ln(V1,2)=cbLnM2/GDPdInfeLnxu （3.4）

其中用V1，V2来表示被解释变量M1，M2的流通速度，Inf为通货膨胀率，但由于通货膨胀有负值，故不采用对数形式，X为股票市价总值。具体数据如表5。

表5 1992—2002年货币流通速度及相关指标 GDP 1992 26651 1993 34560 1994 46670 1995 57494 1996 66850 1997 73142 1998 76967 1999 80442 2000 89404 2001 95933 2002 102398

M1 11731 16280 20540 23978 28514 34826 38953 45837 53147 59871 70881

M2 25402 34879 46923 60750 76094 90995 104498 119897 134610 158301 185006

INF 5.4 13.2 21.7 14.8 6.1 0.8 -2.6 -3.0 -1.5 0 0.4

M2/GDP 0.0953 1.009 1.005 1.057 1.138 1.244 1.36 1.49 1.51 1.65 1.81

V1 2.272 2.123 2.272 2.398 2.344 2.10 1.976 1.755 1.682 1.6 1.44

V2 1.049 0.99 0.995 0.946 0.879 0.804 0.737 0.671 0.664 0.61 0.55

X 1048 3531 3691 3474 9842 17529 19506 26471 48090 43522 38329

资料来源：www.economycn.com以及根据相关资料整理计算而得。

依据表中1992—2001年数据，其中对解释变量股票市值分别采用原值和滞后一期数据，运用TSP进行回归分析，结果如下：

被解释变量为V1：1992—2001

解释变量

C M2/GDP X INF R2=0.7747

回归系数 2.3853 0.1214 -0.1787 -0.0050 Adjusted R2=0.6621

标准误差 0.7828 0.0879 0.0804 0.0079 D.W=1.3669

T检验值 3.0471 1.3806 -2.2211 -0.6337 F=6.88

被解释变量为V1（股票市值滞后一期）：1992—2001

解释变量

C M2/GDP X(-1)

回归系数 0.2692 -1.68 0.0946

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标准误差 0.3988 0.4599 0.0547

T检验值 0.6750 -3.6565 1.73

INF R2=0.9198

-0.0085 Adjusted R2=0.8717

0.0046 D.W=1.6085

-1.85 F=19.12

被解释变量为V２：1992—2001

解释变量

C M2/GDP X INF R2=0.9437

回归系数 1.3336 0.0519 -0.1669 0.0011 Adjusted R2=0.9156

标准误差 0.5241 0.0589 0.0538 0.0052 D.W=2.12

T检验值 2.5444 0.8813 -3.0987 0.2167 F=33.58

被解释变量是V2（股票市值滞后一期）：1992—2001

解释变量

C M2/GDP X(-1) INF R2=0.9999

回归系数 -0.0077 -0.9863 0.0005 0.0001 Adjusted R2=0.9999

标准误差 0.011 0.013 0.0016 0.0001 D.W=2.2641

T检验值 -0.6590 -72.70 0.33 1.3293 F=37196.73

计量结果显示：与同期股票市场相比，本期的货币流通速度与本期货币化程度弱性正相关，与股票市值负相关；与前期股票市场相比，本期的货币流通速度与本期货币化程度高度负相关，与前期股票市值弱性正相关，而且此时模型更为优化，模型拟合优度以及货币化程度T检验值均有提高，D.W统计值也更为合理。这是一个值得关注的现象，说明我国股票市场已经对同期或后期的货币流速开始产生作用。

四、基本结论与政策建议

股票市场与货币政策是1999年美联储发出并引起世界关注的一个问题。全球股票市场的发展在近20年来确确实实影响了各国实体经济与货币的方方面面。本文经过分析认为，虽然我国股票市场同国际股票市场发展相比，仍相去甚远，但对我国的货币供给、货币需求、货币政策传导以及货币流速等各方面均已产生影响。我国股票市场的发展对M1和M2的需求已经开始产生影响，并且对M1的影响大于M2的影响，但这两种影响都还相当微弱；通过股票交易量的月度滞后分析发现，证券交易量对货币M0、M1、M2的供给均具有一定的分流作用；在货币政策传导中，股票市场Tobin’s q效应初现，股市财富效应已经具有但相当微弱；股票市值对货币流速已经开始产生或正或负的影响，这一现象值的货币当局关注。鉴于以上分析，

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本文得出的初步结论是：我国股票市场的发展作为改革开放和经济发展的重要成果，对货币政策的各方面已经形成影响，中央银行作为货币政策制定和决策的金融当局虽不应“盯住”股票市场，但应密切“关注”股票市场的变化。

和我国股票市场发展一样，我国货币政策也正处于探索和需要逐步创新的阶段，不过这种探索和创新，目前还不需要面临太多股票市场发展的挑战，更多的挑战将主要来自于我国货币政策体系和金融体制内部，中央银行的根本目标仍然在于维护币值的稳定，但盯住商品与服务的价格的同时，也应关注股市价格的变动。基于此，本文给出以下几点建议：

第一，进一步完善股票市场，夯实证券市场基础。应该看到，我国股票市场无论从规模，还是效率以及机制上都还远不成熟。以股票市场总值/GDP为例，根据国际交易所组织的统计数据，1997年发达国家该比率大都超过了100%，发展中国家平均水平约为40%，而我国到2002年底仅为37%。机制与效率上，非基本经济因素有时起着很大作用（如“内部人”操纵，“炒作式”披露等不规范作法，投资者的非理性等），使股市价格变动不稳定和波幅太大，很容易产生泡沫现象与实体经济脱钩。

第二，重视对货币政策传导机制的研究。货币政策自身的不断创新与完善，从某种角度说是货币政策和既有实体经济与货币经济间进行的一种调适，是对既有货币政策、实体经济及金融基础的一个帕累托改进。在股票市场发展到一定规模时，传统的凯恩斯主义货币政策传导途径将遇到巨大挑战，货币政策传导不可能绕过股票市场，股票市场的财富效应和Tobin’s q 效应必定会起作用。而目前我国，居民出于时间偏好、风险偏好等原因使股市财富效应传导受阻；企业由于体制等原因也存在把从股市“圈来”的钱又通过种种途径重新投入到股市的“空转”现象，从而使Tobin’s q渠道不畅。

第三，继续发展货币市场。与资本市场特别是股票市场的快速发展相比，可以说货币市场的发展要慢的多，不仅是工具少，而且规模也小。从理论上讲，货币市场与资本市场二者要协调发展。资本市场发展到一定规模，如果没有货币市场的发展来支持，资本市场则很难进一步发展，而正是由于我国货币市场发展缓慢，使资本市场不仅要承担长期性的资源配置作用，而且还要承担流动性管理的责任，这又会加剧资本市场的巨大波动。

第四，疏通货币市场与资本市场的联结机制。虽然目前中国实行分业监管，但实际上中国的货币市场资金流入资本市场的“暗通”渠道是畅通的。在追求风险利润的动机驱动下，资本市场参与者将从货币市场或银行体系获得的资金投资于股市，银行信贷资金违规进入股市、企业个人非法盗用、套用信贷资金也屡见不鲜，导致股市虚假繁荣。因此，金融监管当局应当正视两者的关系，在不至于引发金融风险的前提下，疏通两个市场，以求风险和收益的有机统一。

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参考文献：

[1] 李子奈. 计量经济学[M]. 北京: 高等教育出版社, 2000 [2] 易纲, 吴有昌. 货币银行学[M]. 上海: 上海人民出版社, 1999 [3] 高鸿业主编. 西方经济学[M]. 北京: 中国人民大学出版社, 2000 [4] 托马斯.梅耶. 货币、银行和经济. 上海: 上海三联出版社, 1995

[5] 中国人民银行研究局课题组. 中国股票市场发展与货币政策完善[J]. 金融研究, 2002(4) [6] 高莉, 樊卫东. 中国股票市场与货币政策新挑战[J]. 金融研究, 2001(12)

[7] 石建民. 股票市场、货币需求与总量经济：一般均衡分析[J]. 经济研究，2001(5) [8] 易纲, 王召. 货币政策与金融资产价格[J]. 经济研究, 2002(3) [9] 瞿强. 资产价格与货币政策[J]. 经济研究, 2001(7)

[10] 冯用富. 货币政策能对股价的过度波动做出反应吗[J]. 经济研究, 2003(1) [11] 钱小安. 资产价格变化对货币政策的影响[J]. 经济研究, 1998(1)

[12] 钱小安. 货币市场与资本市场之间的联结机制及其疏导[J]. 金融研究, 2001(9) [13] Ben Benanke Mark Gertler. Money policy and asset volatility. NBER paper 7559, Feb 2000 [14] Andrew Filardo. money policy and asset price.www.kc.frb.org

[15] Roberto Rigobon and Brian Sack.Measuring. the Reactionof Monetary Policy to the Stock

Market.Fed Working Paper,2001(14)

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