金融-貨幣政策對(duì)股票價(jià)格的影響研究

PAGEPAGEIII內(nèi)容摘要近年來(lái)，雖然中國(guó)的資本市場(chǎng)發(fā)展迅速，但市場(chǎng)效益仍然不足。股市的波動(dòng)性和風(fēng)險(xiǎn)往往較高，這不僅影響金融體系的穩(wěn)定性，而且對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不利影響。適度調(diào)節(jié)股市具有重要意義。本文將首先闡明影響股票市場(chǎng)的兩種貨幣政策渠道——利率和貨幣供給，然后運(yùn)用VAR模型和協(xié)整理論對(duì)貨幣政策對(duì)股票市場(chǎng)的有效性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并研究貨幣政策。通過(guò)分析對(duì)證券市場(chǎng)調(diào)整的影響，央行可以更深入地影響資產(chǎn)價(jià)格，從而影響宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，也影響企業(yè)的消費(fèi)行為和投資行為。關(guān)鍵詞:貨幣政策；股票；通貨膨脹

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

0.454692

61.25429>

42.17593

0.0001Atmost1

0.224897

22.13262<

24.27247

0.0680Atmost2

0.115237

7.976836<

13.34870

0.3478Atmost3

0.128000

1.716237<

4.457906

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

0.423504

38.26741>

24.15452

0.0002Atmost1

0.226445

13.95616<

17.77812

0.0824Atmost2

0.110537

6.042648<

13.22420

0.3488Atmost3

0.018160

1.547837<

4.128116

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

NullHypothesis:ObsF-StatisticProbability

LnRdoesnotGrangerCauseLnSI66

2.12948

0.14984

LnSIdoesnotGrangerCauseLnR

2.14511

0.12498

LnM2SAdoesnotGrangerCauseLnSI66

1.09782

0.37948

LnSIdoesnotGrangerCauseLnM2SA

3.29670

0.06409

LnINDSAdoesnotGrangerCauseLnSI66

1.24915

0.13563

LnSIdoesnotGrangerCauseLnINDSA

3.64608

0.09496

LnM2SAdoesnotGrangerCauseLnR66

2.83164

0.06666

LnRdoesnotGrangerCauseLnM2SA

5.31651

0.06016

LnINDSAdoesnotGrangerCauseLnR66

7.96416

0.00019

LnRdoesnotGrangerCauseLnINDSA

0.57880

0.52319

LnINDSAdoesnotGrangerCauseLnM2SA66

6.76406

0.01964

LnM2SAdoesnotGrangerCauseLnINDSA

1.25126

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