我國股票市場發(fā)展與貨幣政策互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析

1、我國股票市場發(fā)展與貨幣政策互動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析 本文是中國社會科學(xué)院重大課題（b類）資本市場發(fā)展對中國貨幣政策改革影響的數(shù)量分析和對策研究的階段性成果。內(nèi)容提要：貨幣政策調(diào)整與股票市場發(fā)展的關(guān)系是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界和各國政府以及金融機(jī)構(gòu)關(guān)注的重要問題。本文我們在理論分析的基礎(chǔ)上，利用定量分析的方法，對中國貨幣政策的變化與股票市場的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行更為全面和深入的分析，重點(diǎn)從利率變化、貨幣供應(yīng)量調(diào)整、投資與消費(fèi)等方面，考察其與股市價(jià)格的關(guān)系，從而檢驗(yàn)中國貨幣政策與股票市場的互動(dòng)關(guān)系。關(guān)鍵詞：股票市場；貨幣政策；貨幣政策調(diào)整與股票市場發(fā)展的關(guān)系是國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)界和各國政府以及金融機(jī)構(gòu)關(guān)注的重要問題，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界

2、對這一問題也進(jìn)行了大量的研究。在理論方面，眾多“宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)”和“金融經(jīng)濟(jì)學(xué)”等方面著作涉及到這一問題。在實(shí)證方面，勞倫斯.s.里特和威廉.l.西爾伯對20世紀(jì)5080年代初期、j.h.洛里和m.t.漢密爾頓對19181970較長區(qū)間、諾扎.哈什莫扎德和菲利普.泰勒利用每周資料對1980年1月到1986年7月期間、斯普林克爾對19181963期間美國貨幣供應(yīng)量和股票價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，股票價(jià)格和貨幣供應(yīng)量兩者之間存在較復(fù)雜的關(guān)系。諾扎.哈什莫扎德和菲利普.泰勒還對股票價(jià)格和利率之間的關(guān)系進(jìn)行了考察。國內(nèi)也有很多學(xué)者對貨幣政策與股票市場之間的關(guān)系進(jìn)行了理論上的梳理和實(shí)證方面

3、的研究。如茍文均（2001）對資本市場與貨幣政策之間關(guān)系的國際經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行了總結(jié)，苑德軍（2001）對股票市場發(fā)展對中國貨幣政策的影響進(jìn)行了理論闡述。焦瑾璞（2002）運(yùn)用多元線性回歸模型對1993年1季度到2000年3季度期間我國股票市場發(fā)展對貨幣需求的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。英定文（2002）對減息與金融體制改革對證券市場的影響進(jìn)行了分析。中國人民銀行余明博士在一份研究報(bào)告中認(rèn)為，股票市場近幾年的發(fā)展壯大改變了過去貨幣政策傳導(dǎo)單純依賴金融機(jī)構(gòu)貸款的局面，形成了傳導(dǎo)貨幣政策作用的新渠道，并初步構(gòu)建了貨幣政策傳導(dǎo)的雙輪驅(qū)動(dòng)框架。竇彬央行研究報(bào)告：股市傳導(dǎo)貨幣政策功能增強(qiáng)，證券時(shí)報(bào)，2003年2月22日

4、。本文中我們將采用定性與定量相結(jié)合的方法，對中國貨幣政策的變化與股票市場的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行更為全面和深入的分析。一、貨幣政策與股票市場之間關(guān)系的理論分析理論研究表明，貨幣政策和股票市場之間存在著較為密切的互動(dòng)關(guān)系，這種互動(dòng)關(guān)系可以通過考察股市在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用來分析。在直接融資較為發(fā)達(dá)的國家，股市已成為重要的融資渠道之一，一方面受各種貨幣政策信號的影響，引起股價(jià)波動(dòng)，另一方面又將這種波動(dòng)傳導(dǎo)給企業(yè)和社會公眾，影響其投資和消費(fèi)行為，從而影響貨幣需求，并進(jìn)一步影響宏觀經(jīng)濟(jì)走勢。由此，股市在貨幣政策傳導(dǎo)中扮演著重要角色。（一）股市傳導(dǎo)貨幣政策的機(jī)制和渠道股市在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用發(fā)揮主要借助利率

5、機(jī)制以及投資渠道、財(cái)富效應(yīng)渠道、資產(chǎn)負(fù)債表渠道和流動(dòng)性渠道對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。利率既是一個(gè)經(jīng)濟(jì)內(nèi)生變量，也是一個(gè)政策變量。作為經(jīng)濟(jì)變量，它與社會的投資和消費(fèi)需求呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，作為一個(gè)政策變量，它則是中央銀行調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段。一般來說，中央銀行提高或降低利率，除了可以通過影響商業(yè)銀行信貸資金的借貸成本和借貸數(shù)量來擴(kuò)大或縮小社會的投資與消費(fèi)需求，進(jìn)而作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行過程以外，還可以通過對股票市場的影響來達(dá)到間接調(diào)控實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的目的。利率對股票價(jià)格的影響是通過以下幾方面途徑實(shí)現(xiàn)的：首先，利率發(fā)生變化會使不同投資工具的收益結(jié)構(gòu)發(fā)生相應(yīng)的變化，因?yàn)楦鞣N投資工具對利率的反應(yīng)是有差異的。其次，利率的

6、變化會對公司的利潤產(chǎn)生影響。再者，對于投資者而言，利率的提高會使靠銀行信貸進(jìn)行股票抵押買賣的短期股票交易帶來較大影響，增大交易成本，引起股票需求下降，從而使股票價(jià)格下降。由此可見，當(dāng)中央銀行降低利率時(shí)，將會推動(dòng)股票價(jià)格上漲，而股票價(jià)格的上漲必然會為企業(yè)的股票籌資活動(dòng)提供更加有利的市場環(huán)境，隨著企業(yè)股票發(fā)行和籌資量的增加，企業(yè)的投資會相應(yīng)擴(kuò)大，通過投資乘數(shù)的作用，進(jìn)而會帶動(dòng)社會投資、消費(fèi)和收入的增長。相反，中央銀行提高利率，則會導(dǎo)致股票價(jià)格下降，限制企業(yè)的股票籌資和投資活動(dòng)，在投資乘數(shù)的作用下，進(jìn)而會引起社會收入、消費(fèi)和投資規(guī)模的收縮。因此，作為貨幣政策的重要工具，利率并不是單向地通過商業(yè)銀行和

7、貨幣市場來傳導(dǎo)其作用過程，它還會通過股票市場這一中介傳導(dǎo)其對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)作用。正因?yàn)槿绱?，凡是影響利率變化的因素（如貨幣供?yīng)量的增減、法定準(zhǔn)備率的調(diào)整等）也都會通過間接影響股票市場活動(dòng)而產(chǎn)生相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)效果。但實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，影響股票價(jià)格變化的因素非常復(fù)雜，除了利率以外，整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢、國際金融市場狀況、政治因素、公司經(jīng)營狀況、股票市場是否處于均衡狀態(tài)等，都對股票價(jià)格產(chǎn)生影響，因而股票價(jià)格與利率之間并不完全遵循嚴(yán)格的負(fù)相關(guān)關(guān)系。如美國在19811989期間，股票價(jià)格與利率（財(cái)政部短期票據(jù)利率）之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而19491966期間則呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。諾扎.哈什莫扎德和菲利普.泰勒的研究表

8、明，股價(jià)與利率之間的關(guān)系不明顯。關(guān)于股市傳導(dǎo)貨幣政策的投資渠道、財(cái)富效應(yīng)渠道、資產(chǎn)負(fù)債表渠道和流動(dòng)性渠道，許多文獻(xiàn)都有介紹，這里不再贅述。（二）股票市場發(fā)展影響貨幣政策的有效性1990年代以來，西方發(fā)達(dá)國家和新興市場經(jīng)濟(jì)國家股票市場迅速發(fā)展和深化，股票市場的全球化和一體化趨勢日益強(qiáng)勁，股票市場作為資源配置、產(chǎn)權(quán)交易、風(fēng)險(xiǎn)定價(jià)和行使公司治理的市場機(jī)制對經(jīng)濟(jì)增長和其他經(jīng)濟(jì)變量的作用更加突出，改變了商業(yè)銀行主導(dǎo)國家金融體系的局面，股票市場成為貨幣政策傳導(dǎo)的重要渠道，并對貨幣政策的有效性產(chǎn)生了重要影響。首先，股票市場的發(fā)展使得股票市場作為貨幣政策傳導(dǎo)渠道的作用增強(qiáng)。股票市場的深化和發(fā)展使得許多前景良好

9、的企業(yè)可以直接進(jìn)入股票市場融資，過去只依靠銀行信用才能獲得資金的大量小企業(yè)現(xiàn)在也能低成本地進(jìn)入股票市場進(jìn)行首次公開銷售股票，銀行信貸市場的相對規(guī)模呈遞減之勢。直接融資比重的上升和貸款規(guī)模的下降表明，信貸市場作為貨幣政策傳導(dǎo)渠道的作用減弱，而股票市場作為貨幣政策傳導(dǎo)渠道的作用相對于信貸市場渠道得到加強(qiáng)。其次，股票市場的深化和發(fā)展擴(kuò)大了貨幣政策作用對象的范圍。隨著股票市場的深化發(fā)展，越來越多的個(gè)人投資者參與到股票市場中來，越來越多的養(yǎng)老基金、開放式基金等機(jī)構(gòu)投資者活躍于股票和債券市場。隨著一些國家重新實(shí)行混業(yè)經(jīng)營，銀行也在更大的程度上介入股票市場。另外，隨著股票市場的全球化進(jìn)程的加快，越來越多的外

10、資金融機(jī)構(gòu)和外國投資者介入國內(nèi)金融市場業(yè)務(wù)、證券投資業(yè)務(wù)，并成為貨幣政策當(dāng)然的作用對象。再次，隨著貨幣政策傳導(dǎo)渠道的變化和作用對象的增加，貨幣政策的傳導(dǎo)鏈條也更加復(fù)雜。股票市場的深化發(fā)展進(jìn)一步加深了整個(gè)經(jīng)濟(jì)的市場化程度，貨幣政策傳導(dǎo)的環(huán)節(jié)增多，經(jīng)濟(jì)主體對貨幣政策行動(dòng)的反應(yīng)在強(qiáng)度和方向上的不確定性加大，各種經(jīng)濟(jì)變量間的互動(dòng)過程和互動(dòng)關(guān)系更加復(fù)雜。在開放經(jīng)濟(jì)條件下，貨幣政策的傳導(dǎo)也必將受到更多國際國內(nèi)因素的影響。（三）、股票市場影響貨幣政策傳導(dǎo)的基本途徑從以上分析中不難發(fā)現(xiàn)，股票市場發(fā)展對貨幣政策的影響，主要是通過金融資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)這一基本途徑實(shí)現(xiàn)的。股票市場上金融資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對貨幣政策的影響，具

11、體表現(xiàn)在三個(gè)方面：其一，金融資產(chǎn)價(jià)格上漲產(chǎn)生的財(cái)富擴(kuò)張效應(yīng)會刺激居民個(gè)人的消費(fèi)需求，使人們對未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展抱有信心，保持合理的收入預(yù)期，這無疑會促進(jìn)消費(fèi)的增長，同時(shí)也會刺激有證券資產(chǎn)的企業(yè)的投資需求并擴(kuò)大其籌資能力。若金融資產(chǎn)價(jià)格下降，財(cái)富縮水效應(yīng)則會引致相反的結(jié)果。其二，金融資產(chǎn)價(jià)格上漲會刺激居民個(gè)人的證券投資需求，導(dǎo)致銀行儲蓄存款下降，引起貨幣需求結(jié)構(gòu)的變化，從而影響貨幣供給的數(shù)量和結(jié)構(gòu)。其三，金融資產(chǎn)價(jià)格是金融資源配置的“指示器”。公正、合理的金融資產(chǎn)價(jià)格，能夠有效指導(dǎo)增量金融資源的分配和存量金融資源的調(diào)整，使稀缺的金融資源真正流向業(yè)績優(yōu)良、成長性好的公司，提高金融資源的配置效率，促進(jìn)經(jīng)

12、濟(jì)增長。這會從供給方面影響商品和服務(wù)價(jià)格水平并使之下降。如果金融資產(chǎn)價(jià)格嚴(yán)重高估，會導(dǎo)致價(jià)格信號扭曲，降低金融資源的配置效率，影響產(chǎn)出，同時(shí)還會引發(fā)市場的過度投機(jī)，造成需求膨脹。而一旦市場泡沫破裂，不僅個(gè)人投資者損失慘重，銀行通過放款形式進(jìn)入市場的資金也難以收回，資產(chǎn)質(zhì)量將急劇惡化。問題嚴(yán)重的話，還有可能引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，危及國家的金融與經(jīng)濟(jì)安全。盡管股票市場對貨幣政策的影響要由金融資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)來實(shí)現(xiàn)，但在不同國度或一國股票市場發(fā)展的不同階段上，這種影響是有差別的。一般說來，股票市場對貨幣政策的影響程度主要受制于四個(gè)因素：股票市場的規(guī)模；市場參與者人數(shù)；市場上不同種類證券在證券存量中所占的

13、比重和貨幣市場與股票市場之間聯(lián)系的緊密程度。下面我們將使用定量分析的方法，從利率變化、貨幣供應(yīng)量調(diào)整、投資與消費(fèi)等方面，考察其與股市價(jià)格的關(guān)系，從而檢驗(yàn)中國貨幣政策與股票市場的互動(dòng)關(guān)系。二、貨幣供應(yīng)量與股價(jià)波動(dòng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)考察股市在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，需要首先分析貨幣供應(yīng)量與股價(jià)波動(dòng)的關(guān)系。從經(jīng)濟(jì)學(xué)原理上來說，貨幣供應(yīng)量的變化會通過一定的傳導(dǎo)機(jī)制影響到股票價(jià)格。假定中央銀行要購買或銷售債券來調(diào)整銀行儲備，并調(diào)整貨幣供應(yīng)量，它最初會作用于政府債券市場，然后影響到公司債券和普通股票市場，最后才影響到實(shí)物市場。這意味著貨幣供應(yīng)量的變化首先影響到金融市場，然后影響到實(shí)體經(jīng)濟(jì)。這樣就會出現(xiàn)先有貨幣供

14、應(yīng)量的變化后有股票價(jià)格變化的現(xiàn)象。從利率的角度來看，隨著貨幣供應(yīng)量的增加，利率水平會隨之下降，引發(fā)更多的投資支出。投資支出的增加創(chuàng)造更多的家庭收入，因而引起消費(fèi)支出的增加。后者通過乘數(shù)的作用又導(dǎo)致了更高的產(chǎn)出和隨之而來的更大的公司利潤。公司利潤的提高又刺激股票購買，從而促使股票價(jià)格的提高。從流動(dòng)性方面來看，如果中央銀行以快于正常速度增加貨幣供應(yīng)量時(shí)，公眾會發(fā)現(xiàn)自己手中持有的現(xiàn)金多于日常交易所需，于是他們會調(diào)整資產(chǎn)構(gòu)成，把其中多余的一部分用來購買金融資產(chǎn)（包括股票）。而股票供應(yīng)量是相對固定的（特別是在短期內(nèi)），因而對股票需求的增加將促使其價(jià)格上漲。反之則反是。另一方面，股票價(jià)格變動(dòng)也會對貨幣需求

15、產(chǎn)生影響。在假定短期實(shí)際經(jīng)濟(jì)不變即收入不變的條件下,股票價(jià)格變動(dòng)對貨幣需求的影響體現(xiàn)在財(cái)富效應(yīng)、交易效應(yīng)、替代效應(yīng)三個(gè)方面。股價(jià)變動(dòng)對貨幣需求的凈影響由這三方面的效應(yīng)共同決定,財(cái)富效應(yīng)和交易效應(yīng)增大了貨幣需求,而替代效應(yīng)則減少了貨幣需求。 貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格之間關(guān)系的理論解釋是建立在一系列經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)之上的，而實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)遠(yuǎn)較這些假設(shè)復(fù)雜或者與假設(shè)根本不符，因而從實(shí)際表現(xiàn)上來看，貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格之間的關(guān)系并非全都符合理論上的推理。勞倫斯.s.里特和威廉.l.西爾伯對美國的情況考察發(fā)現(xiàn)，在1957、1960、1969、1981年，股票價(jià)格的下跌確實(shí)落后于或伴隨著貨幣供應(yīng)量增長率的下降；在19

16、671968年股票價(jià)格的上漲的確與貨幣供應(yīng)量增長有著密切的聯(lián)系。但相反，1940年貨幣供應(yīng)量增長了15%，而股票市場價(jià)格卻下降了15%；19731974兩年期間，貨幣供應(yīng)量提高了11%，股票價(jià)格卻下降了40%以上。 勞倫斯.s.里特和威廉.l.西爾伯貨幣、銀行和金融市場原理，上海翻譯出版公司，1990。j.h.洛里和m.t.漢密爾頓對美國19181970較長區(qū)間的實(shí)證研究表明，貨幣供應(yīng)量和股票價(jià)格之間存在著密切的關(guān)系，貨幣供應(yīng)量增長率下降8.8個(gè)月后股票價(jià)格開始下降，而貨幣供應(yīng)量增長率上升2個(gè)月后股票價(jià)格開始上升。 參見佟家棟股票價(jià)格變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行第5759頁，南開大學(xué)出版社，1995。諾扎.

17、哈什莫扎德和菲利普.泰勒對1980年1月到1986年7月每周的資料進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)后認(rèn)為，股價(jià)與貨幣供應(yīng)量之間存在雙向的因果關(guān)系。 nozar hashemzadeh and philip taylor，stock prices，money supply，and interest rates：the question of causality，applied economics，1988，20.而斯普林克爾、庫珀和羅茲福、克拉夫特等學(xué)者則否認(rèn)貨幣供應(yīng)量與股價(jià)變動(dòng)之間存在因果關(guān)系。盡管斯普林克爾對19181963期間美國有關(guān)資料的分析表明，壓縮貨幣供應(yīng)增長率領(lǐng)先于股價(jià)下跌約9個(gè)月，而提高貨幣供應(yīng)增長

18、率會領(lǐng)先股價(jià)上漲兩個(gè)月。庫珀和羅茲福、克拉夫特等發(fā)現(xiàn)股票價(jià)格是超前而非滯后于貨幣供應(yīng)量變動(dòng)。 edmund a. mennis，security prices and business cycles，financial analysts journal/february，1995. 但是，以上情況也表明，盡管貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格變動(dòng)之間不完全存在嚴(yán)格的正相關(guān)關(guān)系，但兩者之間具有比較密切的關(guān)系卻是無疑的。 上述理論分析表明，貨幣供應(yīng)量是引起股市價(jià)格變化的一個(gè)重要原因，而股市價(jià)格變化也會反過來影響貨幣供應(yīng)量。焦瑾璞（2002）運(yùn)用多元線性回歸模型對1993年1季度到2000年3季度期間我國股票市場

19、發(fā)展對貨幣需求的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，如果其他條件不變,在即定樣本區(qū)間,證券交易金額每增長一個(gè)百分點(diǎn),狹義貨幣m1增長率會增加0.051個(gè)百分點(diǎn)，廣義貨幣m2增長率會增加0.073個(gè)百分點(diǎn)。他還同時(shí)對1996年1月2000年12月的證券交易量與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析。我們利用季度數(shù)據(jù)，考察狹義貨幣供應(yīng)量m1與股指變動(dòng)的因果關(guān)系。 由于2001年6月開始，央行規(guī)定將股民保證金計(jì)入m2，致使該指標(biāo)統(tǒng)計(jì)口徑出現(xiàn)變化，因而無法用于實(shí)證檢驗(yàn)?？疾斓臅r(shí)間區(qū)間為1995年第一季度至2002年第二季度，變量取狹義貨幣供應(yīng)量的增長率sm1和上證綜合指數(shù)的變化率szs。我們對sm1和szs兩個(gè)變量

20、進(jìn)行g(shù)ranger檢驗(yàn)，結(jié)果如下：零假設(shè)觀察值數(shù)f統(tǒng)計(jì)量概率sm1不會引起szs273.040190.06827szs不會引起sm14.336960.02583表中結(jié)果表明，可以拒絕m1的變化不會引起股指的變化概率較?。?.83%），而可以拒絕股指的變化不會引起的變化的概率更?。?.58%）。說明兩個(gè)指標(biāo)之間存在一定的互為因果關(guān)系。換言之，我國的貨幣供應(yīng)量對股指波動(dòng)會產(chǎn)生一定的影響，而股指波動(dòng)也反過來對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生影響，表明貨幣政策與股市之間存在一定的互動(dòng)關(guān)系。三、股價(jià)變動(dòng)與投資和消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)在我國的股票市場是否存在“q效應(yīng)”和“財(cái)富效應(yīng)”，以及這兩種效應(yīng)如何引起貨幣傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)生變化？

21、我們同樣需要進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)才能作出回答。我們對1991年至2001年期間，股價(jià)變動(dòng)與消費(fèi)和投資變量變化之間的關(guān)系進(jìn)行g(shù)ranger檢驗(yàn)，以年度數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。由于股市參與者絕大多數(shù)為城鎮(zhèn)居民，故消費(fèi)指標(biāo)取城鎮(zhèn)居民消費(fèi)水平，以其年度對數(shù)差分代表消費(fèi)變化，投資取全社會固定資產(chǎn)投資中自籌和其他資金部分 全社會固定資產(chǎn)投資按來源分為國家預(yù)算內(nèi)資金、國內(nèi)貸款、利用外資及自籌和其他資金。，同樣以其年度對數(shù)差分表示變化率。檢驗(yàn)結(jié)果如下：零假設(shè)觀察值數(shù)f統(tǒng)計(jì)量概率 yzs不會引起dxf9 1.83234 0.27235 dxf不會引起yzs 0.00183 0.99817 yzs不會引起dtz9 10.2555 0.

22、02663 dtz 不會引起yzs 0.04444 0.95699表中：yzs代表上證綜合指數(shù)年變化率，dxf代表城鎮(zhèn)居民消費(fèi)年變化率，dtz代表投資年變化率。 表中結(jié)果顯示，股指變化引起投資變化的可能性較大，而引起消費(fèi)變化的可能性則較小，說明我國股市通過“財(cái)富效應(yīng)”渠道影響貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的可能性很小，而通過“投資效應(yīng)”渠道影響貨幣傳導(dǎo)機(jī)制則存在一定的可能性。進(jìn)一步分析股市通過投資效應(yīng)對貨幣傳導(dǎo)機(jī)制的影響。我們選取狹義貨幣供應(yīng)量（m1）年變化率ym1為應(yīng)變量，yzs和dtz為自變量，進(jìn)行多元回歸分析，結(jié)果如下：變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t統(tǒng)計(jì)量概率c0.1037510.0184745.6160200.000

23、5yzs0.0361690.0255301.4167600.1943dtz0.4035950.0746215.4086100.0006r-squared0.817105 mean dependent var0.195760adjusted r-squared0.771382 s.d. dependent var0.070669s.e. of regression0.033790 akaike info criterion-3.710312sum squared resid0.009134 schwarz criterion-3.601795log likelihood23.40672 f-st

24、atistic17.87051durbin-watson stat2.709139 prob(f-statistic)0.001119 表中結(jié)果顯示，所選定的三個(gè)變量之間呈較強(qiáng)的相關(guān)性。而股指變化通過投資效應(yīng)對狹義貨幣供應(yīng)量m1的影響系數(shù)為0.01，即股指變化1個(gè)百分點(diǎn)，通過投資引致的m1變化達(dá)到0.01個(gè)百分點(diǎn)。四、利率的變化對股票市場的影響一種定價(jià)模型自1996年至1999年，為擴(kuò)大內(nèi)需，刺激消費(fèi)和投資，中國人民銀行連續(xù)七次下調(diào)人民幣存貸款利率。1996年5月1日，央行首次降息，股市對這一利好作出了積極反應(yīng)，步入持續(xù)上升的態(tài)勢；1996年8月23日，央行實(shí)施第二次降息，存款利率平均降低1.

25、5個(gè)百分點(diǎn)，貸款利率平均下調(diào)1.2個(gè)百分點(diǎn)，幅度之大超出了人們的預(yù)期。受此消息刺激，股指屢創(chuàng)新高，并在當(dāng)年年底沖上歷史高點(diǎn)。1997年10月23日，央行第三次大幅降息，存、貸款利率平均下調(diào)幅度分別為1.1和1.5個(gè)百分點(diǎn)。1998年3月25日和7月1日，央行再次降息，雖然幅度減小，但對準(zhǔn)備金利率作出大幅下調(diào)。1998年12月7日，央行第六次宣布降息，一年內(nèi)三次降息的間隔之短，在我國銀行利率調(diào)整史上也實(shí)屬罕見。但降息當(dāng)日，股指均出現(xiàn)下跌，對后市的影響則不盡相同。1999年6月10日，央行宣布第七次降息。金融機(jī)構(gòu)存款利率平均下降1個(gè)百分點(diǎn)，貸款利率平均下降0.75個(gè)百分點(diǎn)。這是1990年代人民幣最

26、后一次降息。7次降息存款利率平均下調(diào)6個(gè)百分點(diǎn)，而貸款利率平均下調(diào)7個(gè)百分點(diǎn)。從2002年2月21日起，中國人民銀行第八次宣布降低人民幣存貸款利率，滬深兩市股指也于消息宣布后開市首日應(yīng)聲而漲。英定文（2002）的分析認(rèn)為，降息對股市的影響表現(xiàn)出以下幾方面特點(diǎn)：首先，證券市場中的投資者對減息問題的第一反映較為負(fù)面。第二，從長期走勢看（三個(gè)月以上），減息對市場的影響正面占主要地位。從中期走勢看，出現(xiàn)漲跌互見的特點(diǎn)，體現(xiàn)市場較為盲動(dòng)。下面我們利用一種定價(jià)模型來分析利率的變化對我國股票市場的影響。受ross套利定價(jià)理論的啟發(fā)，我們利用多元回歸分析方法，建立了一種新的套利定價(jià)模型，借助深、滬股票市場的數(shù)

27、據(jù)，對該模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)與有效性檢驗(yàn)。此模型是ross 套利定價(jià)理論在我國股票市場的應(yīng)用，它揭示了證券價(jià)格與微觀因素（證券的每股收益、紅股、股本）以及宏觀因素（利率）的內(nèi)在聯(lián)系。ross 在1976年提出套利定價(jià)模型（apt）: （1）其中，是證券的期望收益率；為無風(fēng)險(xiǎn)利率，也稱為資本的時(shí)間價(jià)格，為第個(gè)風(fēng)險(xiǎn)因子的市場價(jià)格，是定價(jià)證券與風(fēng)險(xiǎn)因子得像關(guān)系數(shù)，由于此模型中因素的廣泛性，它具有深刻的理論意義。(一)、模型與計(jì)算結(jié)果在現(xiàn)實(shí)中，股票市場并不均衡，為了揭示股票市場的真正規(guī)律，必須從實(shí)際出發(fā)，找出市場定價(jià)的機(jī)制。這里我們探討在一定時(shí)期內(nèi)（一個(gè)年度）證券價(jià)格的最高價(jià)、最低價(jià)的定價(jià)問題。對最高價(jià)

28、與最低價(jià)進(jìn)行定價(jià)分析有以下幾點(diǎn)考慮：最高價(jià)與最低價(jià)反映了市場價(jià)格的極限狀況，由傳統(tǒng)經(jīng)驗(yàn)知它們較為穩(wěn)定；它們綜合體現(xiàn)了宏觀因素與微觀因素的變化和影響；它們有較強(qiáng)的實(shí)用性。記、分別表示一種證券的某年度中的最高價(jià)、最低價(jià)。選擇影響股價(jià)的因素如下：定價(jià)時(shí)期內(nèi)的一年期存款利率，其是百分?jǐn)?shù)，若一年中，利率進(jìn)行了調(diào)整，則選擇平均值，如，則表示利率是3%。：定價(jià)期間證券的每股收益，單位為0.1元。：證券每10股的送股量,如，就表示在定價(jià)期間的年份中，年初的單位股份的送股以及轉(zhuǎn)增股數(shù)之和為0.3。：證券的每股凈資產(chǎn)值，單位為元。：證券的流通股本，其單位為千萬股。在下文由以上因素派生出的因子有兩個(gè)，一是，稱之為利

29、率的負(fù)反饋項(xiàng)，另一個(gè)是，他表示證券的凈資產(chǎn)收益率。根據(jù)已建立的各種定價(jià)模型以及有關(guān)基本分析的理論，這里假設(shè)最高價(jià)與最低價(jià)的因素定價(jià)模型為：（2） (3)其中，、分別表示第家公司股票某一年度的最高價(jià)與最低價(jià)，表示該公司定價(jià)年度的因子向量。以年為定價(jià)時(shí)期，樣本選擇時(shí)間為從1994到2001年，八年累計(jì)的樣本個(gè)數(shù)為，借助匯龍股票分析系統(tǒng)中的數(shù)據(jù)，建立數(shù)據(jù)庫，它由四個(gè)表構(gòu)成：股票交易數(shù)據(jù)表，它包含所有股票每日的交易數(shù)據(jù)，如一日中的最高價(jià)、最低價(jià)、開盤價(jià)、收盤價(jià)以及成交量，并由此得出樣本股票在各年分中的最高價(jià)與最低價(jià)。為了價(jià)格之間的可比性，這些數(shù)據(jù)經(jīng)過了除權(quán)調(diào)整；除權(quán)資料數(shù)據(jù)表，它包括所有公司的分紅、派

30、息、配股及增發(fā)數(shù)據(jù)；上司公司的經(jīng)營狀況數(shù)據(jù)表，它包括公司的每股收益以及資產(chǎn)凈值；利率數(shù)據(jù)表，它包含從1993年以來，我國銀行一年期存款利率數(shù)據(jù)，包括調(diào)整值和調(diào)整日期。我們利用多元回歸分析方法，根據(jù)模型（2）、（3）計(jì)算得以下結(jié)果。1、 模型參數(shù)估計(jì)及因子的顯著性檢驗(yàn)經(jīng)回歸分析得出的參數(shù)估計(jì)及其t值在下面的表中給出。表1 最低、高價(jià)回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)表參 數(shù) 參數(shù)估計(jì) -0.33 10.07 0.48 1.88 0.21 -9.69 -0.18 t 值 -6.55 10.01 14.89 8.45 4.92 -1.82 -19.00 參 數(shù) 參數(shù)估計(jì) -9.27 24.42 1.19 0.14

31、0.10 -1.65 -0.34 t 值 -0.84 10.74 10.90 28.07 1.07 -1.39 -16.15 由于，在上表中，對最低價(jià)模型來說，對應(yīng)的值不顯著，把此項(xiàng)從最低價(jià)模型中剔除。對最高價(jià)模型來說，、對應(yīng)的值不顯著，把此兩項(xiàng)從最高價(jià)模型中剔除。剔除后，重新建立模型進(jìn)行分析，得參數(shù)估計(jì)及因子顯著性檢驗(yàn)表如下。表2 最低價(jià)、最高價(jià)回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)表參 數(shù) 參數(shù)估計(jì) -0.33 1.96 0.55 0.02 0.24 0.18 t 值 -6.61 9.76 19.37 9.05 4.75 -18.9 24.16 0.93 0.14 2.35 -0.36 29.74 2.31

32、15.14 29.49 -17.26 從表中看出，所剩各項(xiàng)皆顯著，由此得回歸方程為：最低價(jià)： (4)最高價(jià)： (5)2、方程的方差分析表表3 回歸方程的方差分析表方差來源 自由（最高價(jià)）平方和 f 值 最低價(jià) f值 回歸 5 122107 654 24874 427.61 誤差 3629 162420 35163 總計(jì) 3634 284527 60037 由表3可知，所得回歸方程高度顯著、有效。另外，我們選擇2001年前的股票進(jìn)行定價(jià)，結(jié)果顯示最高價(jià)的誤差小于20%者占73%，最低價(jià)的誤差小于20%者占77%，說明模型與實(shí)際吻合。（二）、 模型的意義及應(yīng)用由以上模型，我們可以分析各因素對證券定

33、價(jià)的影響。以下依最高價(jià)模型（5）為例進(jìn)行分析。 利率的作用。設(shè)定其它因子取值為常數(shù)，模型就簡化為，其中，。此定價(jià)模型表明，股票價(jià)格隨線性增大，即股票的均衡價(jià)格隨利率的下降而上升。而最低價(jià)模型的結(jié)果也相同。 每股收益的作用。把其它因素看作常數(shù)，模型（5）可簡化為：。其中由其它因子的取值確定，b>0。此模型說明，在定價(jià)過程中，每股收益越大，定價(jià)越高。 送股的作用。把其它因素看作常數(shù)，模型可簡化為。其中b=0.14。由于，此模型說明，送股比例越多，定價(jià)越高。送股對最低價(jià)的影響相同。 每股凈資產(chǎn)的作用。由（4）和（5）可知，每股凈資產(chǎn)對最高價(jià)沒有影響，而與最低價(jià)有正相關(guān)關(guān)系。5、 凈資產(chǎn)收益率的

34、作用。把其它因素看作常數(shù)，模型可簡化為，其中b=2.35。此模型說明，凈資產(chǎn)收益率越高，股票定價(jià)越高。凈資產(chǎn)收益率對最低價(jià)的沒有影響。6、 流通股本的作用把其它因素看作常數(shù)，模型可簡化為，其中b=-0.36。此模型說明，流通股本越多，股票定價(jià)越低。流通股本對最低價(jià)的影響相同。 上述分析和結(jié)論表明，這里給出的模型揭示了市場定價(jià)的機(jī)制，分析了不同因素對在我國股票市場中股票定價(jià)起著不同作用。 此外，我們采用銀行一年期定期存款利率和上證綜合指數(shù)（收盤）指標(biāo)，對19912002期間歷次利率調(diào)整對股市的影響進(jìn)行考察。結(jié)果顯示，利率變動(dòng)對我國股市的影響與上述實(shí)證分析和理論分析結(jié)論基本吻合。利率變動(dòng)與表征股市

35、價(jià)格變化的各期股指變動(dòng)存在一定的負(fù)相關(guān)，但其短期效應(yīng)較小，而中期（利率變動(dòng)后60日）效應(yīng)相對較大，說明股市對信息的反映還不很即時(shí)。由于利率變化不僅包括降息，也包括利率提高，因而我們的分析更為全面，結(jié)果也更可信。五、結(jié)束語 10多年來，我國股市規(guī)模迅速擴(kuò)大引起我國金融發(fā)生深刻的結(jié)構(gòu)性變革，相應(yīng)地，貨幣政策實(shí)施所依托的金融環(huán)境也有了很大改變。具體而言，我國股市發(fā)展對貨幣政策的影響主要表現(xiàn)在三個(gè)方面：一是與國際趨勢相一致，貨幣政策的作用對象由單一化向多元化轉(zhuǎn)變。股票市場的發(fā)展使越來越多的個(gè)人投資者、機(jī)構(gòu)投資者、企業(yè)和外國的投資者進(jìn)入市場，其籌資和投資行為將不僅影響到我國股票市場，也要反過來受我國貨幣政策的影響。二是貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制由