導語：如何才能寫好一篇貨幣政策和利率的關系，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

貨幣政策和利率期限結構(收益率曲線)之間的關系一直是貨幣經濟學研究的熱點。傳統經濟理論認為貨幣政策是通過其對市場利率產生效應而傳遞給經濟活動的，各國的貨幣政策制定者一般將短期利率作為他們的主要操作工具，通常是采用銀行同業之間的隔夜拆借利率作為貨幣政策運作工具。然而，實際的經濟活動諸如投資和消費在很大程度上是取決于長期利率水平的。因此，貨幣政策的有效性就高度依賴于其是否會對長期利率產生影響。貨幣政策制定者為了實現影響實際經濟活動的目標，就應當使貨幣政策可以影響不同期限的利率(整個收益率曲線)。

傳統的貨幣政策傳導機制假定利率期限結構可以由預期假說來充分地描述，長期利率是當前和未來短期利率的加權平均值。貨幣政策制定者通過影響當前的短期利率，就可以改變預期的未來短期利率和長期利率。因此，如果預期假說有效，則貨幣政策只會引起收益率曲線的平行變動而不會改變它的坡度。鑒于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲線的坡度來作為預測貨幣政策是否發生變化的一個先行指標。總的來看，研究貨幣政策對收益率曲線影響的文獻可以分為兩大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲線的動態變化是否與預期假說相一致，結果發現雖然預期假說常被實證結果所拒絕，但它至少可以解釋市場利率變動的某些行為；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和時間序列分析的方法來量化研究貨幣政策對收益率曲線的直接影響，結果發現貨幣政策的確可以影響市場利率，但其影響力隨著到期期限的延長而變弱，在收益率曲線的遠端甚至變得不太顯著。

國內在這方面的研究還較少。文獻［8］、［9］和［10］主要從定性的角度分析了貨幣政策變動與國債收益率曲線之間在理論上的一般聯系、貨幣政策影響利率期限結構的方式和相應的政策建議，但缺乏客觀的量化研究；文獻［11］運用Granger因果測試、脈沖響應函數和方差分解檢驗了收益率曲線坡度和央行基準利率在預測產出增長和通貨膨脹率中的信息含量，但并未實證檢驗貨幣政策是否對收益率曲線有影響以及是否使收益率曲線的短、中、長期部分發生平行變動。因此，本文的目的就是通過研究貨幣政策傳導機制來實證檢驗我國的貨幣政策是否對國債市場的利率期限結構(收益率曲線)具有顯著的影響，如有，這種影響是否以相同的方式影響收益率曲線的短、中、長期部分，還是存在某些差別。對這兩個問題的研究，將有助于評估我國貨幣政策的有效性。

2.樣本數據及處理

本文選用的數據為2004年5月20日到2005年11月3日的313個日度數據，其中央行的貨幣政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中國貨幣網(http：//)，國債回購利率數據(R001、R007、R014、R028、R091和R182)則由上海證券交易所獲得。而且，對上述兩類數據進行了相應的處理，剔除掉了一些缺失觀測。至于從1年期到20年期的國債利率，則是首先由上海證券交易所(http：//)獲得對應上述利率數據觀測日的39只記賬式國債收盤價，接著根據當日的國債收盤報價，根據廣義息票剝離法并利用Svensson模型估計出該日的國債市場利率期限結構，最后利用獲得的利率期限結構參數模型估計出到期期限分別為1到20年的國債市場利率數據。本文的研究所使用的數學軟件為Matlab70和Eviews5和SPSS115。

3.計量經濟分析

31預期假說與貨幣政策

預期假說認為t時刻n期資產的收益率Rn,t是由當前和未來的一組m期資產的收益率Rm,t(n＞m)唯一決定的。對于由零息票債券的即期收益率構成的期限結構關系，僅僅表明n期投資的收益率應當等于m期投資的收益率向前滾動k(k=n/m，且為整數)次并加上一項僅隨m和n變動而不隨時間變動的期限溢價θn,t，如式(1)所示：

貨幣政策傳導機制就是通過式(2)進行運作的。央行的貨幣政策部門可以通過改變隔夜拆借利率R0,t，來引發當前的短期利率發生變化，同時也改變了對利率未來變動路徑的市場預期，即長期利率由于可以看成是當期和預期未來的短期利率的加權平均，也會受到相應的影響。對貨幣政策效應的大小和顯著性可以通過估計多變量進行直接檢驗，其本質就是假定在貨幣政策工具和市場利率之間存在一種平穩的同期變動關系，即可以通過由貨幣政策工具的同期以及滯后和先行(lead)變動構成的仿射函數來對市場利率的變動進行解釋，如式(3)所示：

其中，Δ代表差分算子，Ri,t代表t時刻的國債回購利率和到期期限為1到20年的國債利率，R0,t代表t時刻的隔夜拆借利率(貨幣政策工具)，ε是誤差項，β0,i、β1,i和β2,i是到期期限為i的市場利率對貨幣政策工具變化響應程度的參數。如果βi(=β0,i+β1,i+β2,i)是統計顯著的，則表明貨幣政策的確會影響不同到期期限的利率；如果βi隨著利率到期期限的延長而減少，則表明貨幣政策對到期期限較長的利率的影響變弱，同時也表明貨幣政策引發了收益率曲線的非平行變動，使其平坦化。在式(3)中，引入Ri,t-1是為了消除殘差的自相關現象，引入R0,t-1是為了體現對貨幣政策變動的預期，而引入R0,t+1則是為了體現不能由當期貨幣政策數據所反映而實際上變化的貨幣政策已經對當期利率所產生的影響。

由于篇幅所限，本文對式(3)的估計結果和相關檢驗統計量沒有列表給出，但從其結果來看，貨幣政策工具對國債市場單個到期期限的利率的影響絕大部分都是顯著的，表明市場的確會在一定程度上預期到貨幣政策的變化。不過從分析中也可以看到，貨幣政策工具對國債市場利率的同期影響β0,i和總影響βi則是隨著國債市場利率期限的增加呈現先劇烈下降后稍稍上升的走勢，引發了收益率曲線的非平行變動。國債回購利率R001對貨幣政策工具(隔夜拆借利率)的響應程度遠遠高于其他期限利率對隔夜拆借利率的響應，表明二者之間具有相當高的相關性，R001對貨幣政策的變化反應是相當敏感的，因此在研究中可以適當地用R001來代替隔夜拆借利率，以解決其可能的數據缺失問題。對于除R001以外的其他期限利率對隔夜拆借利率的響應估計結果，則表明我國的貨幣政策對于國債市場收益率曲線的效應僅在短期內有效，而對于中長期、長期則基本無效或者效應相當低。

32協整理論及其實證檢驗

盡管式(3)的估計結果可以用來分析我國的貨幣政策傳導機制，但如果用于估計(3)的國債市場各期限利率是非平穩的，則得到的估計結果是不可靠的。雖然，式(3)通過對各變量差分消除了非平穩，但同時也會喪失各變量歷史數據之間存在的長期均衡關系。不過，如果預期假說成立，則國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間會表現出動態協同變動即具有相同的隨機趨勢。具體來講，就是國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間具有協整關系且協整向量的系數具有對稱性。鑒于上述兩點，本文應用協整理論來檢驗國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間是否存在動態協同變動以及如果存在動態協同變動，其具體的協整向量系數是否為(1，-1)形式。這等價于檢驗預期假說中貨幣政策工具對收益率曲線不同段的影響程度，如果國債市場各期限利率和隔夜拆借利率之間協整向量系數均為(1，-1)形式，則表明貨幣政策變化會引起收益率曲線的平行變動，反之則不然。

對于n維時間序列向量{Xt}，如果{Xt}的分量序列為I(d)序列，且存在一個向量α≠0，使得αTXt～I(d-b),b＞0，則稱{Xt}的分量序列存在(d，b)階協整關系，記為Xt～CI(d-b)，而α稱為協整向量。一個帶有高斯誤差項ε的無約束協整系統的向量自回歸表述形式如式(4)所示：

式(5)中矩陣Π的秩決定了各變量之間是否存在顯著的協整向量，對此可采用Johansen中的跡統計量λtr和最大特征值統計量λmax來進行檢驗，并且在檢驗之前根據AIC信息準則選擇合適的滯后長度以確保模型的殘差項不存在序列自相關現象。利用Eviews軟件可以得到基于Johansen檢驗的雙變量(國債市場各期限利率和隔夜拆借利率)系統的協整檢驗結果（編者按：因篇幅所限，本文省略了協整檢驗結果，有興趣者，可向作者網上索取，Libiao2002403@）

雙變量的秩檢驗結果說明，國債市場各期限利率中除1、2年期與8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的顯著性水平上不存在雙變量的協整關系外，其他各期限利率均與隔夜拆借利率存在協整關系。這表明我國的貨幣政策對國債市場利率具有一定程度上的長期影響，但對于收益率曲線上不同到期期限的市場利率的影響程度有很大差異，這可以從表2標準化的協整向量(1，β)結果中得到進一步的證明。對于短期和超短期的國債回購市場利率，其與隔夜拆借利率(貨幣政策工具)的長期參數絕對值接近于1，而對于那些利用國債收盤價估計出的1到20期的市場利率，則長期參數絕對值遠小于1，且變動情況也十分復雜。除不存在協整關系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的長期參數估計值呈現反復波動，不過仍小于04，而對于11到20年期的利率，長期參數估計值則呈現出有規律的上升態勢，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，雖然貨幣政策對我國市場收益率曲線具有效應關系，但其對于中短期、中期和長期利率的影響很弱，這就說明我國目前的貨幣政策傳導機制是很不健全的，市場利率對貨幣政策的變化不敏感，貨幣政策很難影響長期利率走勢，同時貨幣政策變化也會使我國的市場收益率產生非平行變動，甚至扭曲。

標準化的協整向量

4.貨幣政策對收益率曲線效應測度的主成分分析

為進一步說明貨幣政策對收益率曲線短、中、長端效應程度的不同，可應用統計中的主成分分析方法識別出影響市場收益率變動的公共因子來進行研究。由于主成分分析要求序列是平穩的，因此需要對各期限的國債回購利率和1到20年期市場利率進行單位根檢驗，在此基礎上再進行相應的差分處理，使各利率序列達到平穩。（編者按：篇幅所限，對本文主成分分析結果感興趣者，可與作者網上聯系。libiao2002403@）

根據Kaiser檢驗顯著的三個主成分對各期限市場利率的解釋能力分別為727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要與國債回購利率中的R091和R182以及到期期限從2年到20年的利用國債收盤價估計出的市場利率相關；第二主成分主要與國債回購利率中的R007、R014和R028相關；而第三主成分則主要對應與國債回購利率中的R001和到期期限為1年的市場利率。這表明我國的國債回購市場存在明顯的短、中、長期分割現象，而對于到期期限更長的國債市場這種現象卻不甚明顯。對于我國的國債回購市場，傳統的預期假說不成立，因為預期假說認為所有的利率均和同樣的影響因子具有強相關性，而本文得到的實證結果顯然拒絕了這種觀點。相反，本文的結果表明在我國的國債回購市場中存在影響利率變動的不同驅動因素，可以認為與國家貨幣政策相對應的流動效應是對短期市場利率變動起決定性的因素。下表中的貨幣政策工具IBO001和三個主成分的樣本相關系數更清楚地表明了這一點。雖然貨幣政策工具變量IB0001和三個主成分的樣本相關系數都是顯著的，但和第三個主成分(主要與R001相關)的相關系數高達0776，遠遠大于和前兩個主成分的相關系數值。因此，應用主成分分析研究貨幣政策對收益率曲線效應關系的結果進一步驗證了本文前面的結論：我國的貨幣政策僅能有效地影響收益率曲線的短端，而對中、長端的效應則很低，且使收益率曲線可能發生非平行變動。

貨幣政策工具IBO001和三個主成分的雙變量樣本相關系數

5.結論

對上述研究結果進行分析，有以下兩點結論：

1)我國的貨幣政策對于國債市場收益率曲線的效應僅在短期內有效，而對于中長期、長期則基本無效或者效應相當低；同時貨幣政策變化也會使我國的市場收益率產生非平行變動，甚至扭曲。說明我國目前的貨幣政策傳導機制還存在問題，有待完善。

2)根據上述的研究結果，可以按貨幣政策對收益率曲線影響程度的不同進行相應的階段劃分，將與其對應的國債分為六類：國債回購市場短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、長期利率(R091、R182)；國債市場短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和長期利率(11年到20年)。

參考文獻：

［1］Estrella，A,Hardouvelis，GThetermstructureasapredictorofeconomicactivity[J].JournalofFinance，1991，(46)：555-576

篇2

關鍵詞：貨幣政策；中介目標；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗

中介目標是央行貨幣政策對宏觀經濟運行產生預期影響的連接點和傳送點，不同的中介目標會使貨幣當局采取完全不同的行動來實現最終目標。貨幣政策的最終效果如何，也往往取決于中介目標的可行性和穩定性。我國貨幣政策中介目標的選擇經歷了從最初的以信貸總量、現金總量計劃為代表的規模管理，到1996年將貨幣供應量M1、M2作為貨幣政策中介目標的組成部分，再到1998年正式取消貸款規模控制，貨幣供應量正式成為我國唯一的貨幣政策中介目標的轉變過程。但是，近年來我國貨幣供應量作為中介目標遇到了很大困難，一些發達國家也先后放棄以貨幣供應量作為中介目標，而選擇了利率，這在很大程度上影響了我國有關當局控制貨幣供應量的決心[1]。

一、樣本數據及變量的選取

(一)樣本區間：1998—2005年的季度數據

我國自1984年人民銀行專門行使中央銀行職能以來，貨幣政策的制定和實施可以劃分為兩個階段：1984年到1997年為一個階段，1998年到現在為一個階段。因為1998年1月1日央行取消貸款規模限額的控制，貨幣供應量正式成為我國貨幣政策唯一的中介目標，貨幣供應量成為央行調節宏觀經濟的主要控制變量，因此，本文以1998年到現在央行公布的季度數據為樣本進行分析。

(二)變量選擇

貨幣政策中介目標：代表變量為M1、M2。1996年，我國正式將貨幣供應量M1作為貨幣政策中介目標，但隨著金融創新的不斷發展，M1越來越多的表現出可控性不足，而M2的可控性相對較強，本文將M1、M2分別作為中介目標的代表進行分析。

貨幣政策最終目標：代表變量GDP。貨幣政策的最終目標可歸結為促進經濟增長。GDP的增長最能反映一國經濟的運行態勢，因此，將GDP作為衡量經濟增長的指標。

利率代表變量：銀行間七日同業拆借利率。利率決定著金融資產的價格變化。在我國目前的利率體系中，同業市場拆借利率由于能夠十分靈敏地反映市場上貨幣資金的供求狀況，因而可成為貨幣市場的基準利率。因此，本文選取了成交量最大的七日拆借的加權平均利率為代表進行分析。

(三)數據處理

因為GDP、M1、M2的名義值包含了當期的物價因素，不能很好的反映真實經濟運行狀況，因此，我們用1998年1月為基期的CPI季度定基比指數對數據的名義值進行調整，將得到的實際值作為考查指標。

同時，由于本文采用的是季度數據，因此，在進行分析之前先采用移動平均季節乘法分離出季節影響。本文在分析中所使用的數據都是經過季節調整后的數據。

在對利率和GDP的關系進行分析時，分別對利率和GDP進行了對數調整來增加其可比性。

二、實證分析結果

(一)單位根檢驗

檢驗序列平穩性的標準方法是單位根檢驗。本文采用PP檢驗法進行單位根檢驗。結果如表1所示，在5%的顯著性水平下，每個分析變量都無法拒絕有一個單位根的原假設，都是非平穩的，但是，它們經過一階差分后在5%的顯著性水平下均能拒絕原假設，都是平穩的，因此都是一階單整序列。

(二)協整檢驗

協整是變量之間長期均衡關系的統計表示。本文采用的是Engle和Granger(1987)提出的協整檢驗方法。由于RGDP、RM1、RM2、LnRGDP、LnR都是單位根過程，因此，可以對其進行協整檢驗。Engle-Granger協整檢驗結果如下：

RM1與RGDP回歸的OLS估計為：

RGDP=5776.187+0.335498RM1+ζ1

(3.818613)(14.94971)

R-squared0.881654

RM2與RGDP回歸的OLS估計為：

RGDP=5938.722+0.123013RM2+ζ2

(4.818430)(18.25647)

R-squared0.917423

LnR與LnRGDP回歸的OLS估計為：

LnRGDP=10.73381-0.573347LnR+ζ3

(147.1241)(-8.046663)

R-squared0.763373

分別對殘差ζ1、ζ2、ζ3進行ADF單位根檢驗，結果見表2。

因為所得的殘差ζ1、ζ2在5%的臨界值水平下都是平穩的，所以，可以認為RM1和RGDP以及RM2和RGDP之間存在協整關系，即存在長期均衡關系。而殘差ζ3在5%的臨界值水平下是非平穩的，也就是說LnR和LnRGDP之間并不存在協整關系，它們之間并無長期均衡關系，同業拆借利率與貨幣供應量之間并不具有穩定的相關性。中央銀行可以通過變動貨幣供應量進而實現對經濟的長期穩定調控。這就對貨幣供應量作為貨幣政策中介目標的合理性進行了驗證。

三、結論及政策建議

第一，通過以上實證分析可知，目前我國貨幣供應量作為貨幣政策中介目標與貨幣政策的最終目標GDP之間仍存在著長期穩定的均衡關系，中介目標的變動能顯著地影響到最終目標。同時，我國金融市場的結構還比較簡單，這使貨幣供應量具有一定的可控性和可測性。因此，當前我國以貨幣供應量作為貨幣政策中介目標是合理的并應該繼續堅持。

第二，目前，我國低下的同業拆借利率市場化程度造成了我國銀行間同業拆借利率對宏觀經濟變量的影響并不顯著，同業拆借利率與貨幣政策最終目標之間并不存在長期穩定的均衡關系，因而目前并不具備選擇利率作為中介目標的條件。

第三，隨著中國經濟、金融對外開放的擴大，貨幣供應量的可測性和可控性正在減弱。不僅如此，利率管制是我國貨幣政策傳導機制失控的主要原因。因而急需加強中央銀行宏觀調控，同時應通過改革的推進，積極創造利率作為貨幣政策中介目標的操作條件。

政策建議：第一，針對貨幣供應量自身存在的弊端，我們可以靈活運用多種貨幣政策工具，適度調節貨幣供應量，進一步完善貨幣供應量的統計口徑，針對當前的金融創新趨勢，對貨幣供應量的統計口徑進行相應合理的修訂，增強貨幣供應量指標的可控性和可測性。第二，單一的貨幣政策中介目標已經不能適應當前經濟發展的要求，因此，我們在確定主要目標的同時，要根據經濟變化設定多個相關觀測變量，以更好的對經濟進行宏觀控制和預測。第三，在現階段繼續使用貨幣供應量指標的同時，要加快實現利率市場化，使利率能夠反映市場資金的供求狀況，促進貨幣政策傳導機制的順利運行，進而提高貨幣政策中介目標與最終目標的相關程度，便于中央銀行及時進行貨幣政策宏觀調控。

參考文獻：

[1]丁文麗，劉學紅.中國貨幣政策中介目標選擇的理論研究與實證分析[J].經濟科學，2002，(6)44-51.

[2]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].北京：清華大學出版社，2006.

[3]劉明志.貨幣供應量和利率作為貨幣政策中介目標的適用性[J].金融研究，2006，(1)：51-63.

篇3

摘要：近年來，隨著中國綜合國力不斷增強，由最近的人民幣匯率可以看到，我國的匯率波動幅度在逐漸增強，由不可能三角理論可知，固定匯率制度、資本自由流動和貨幣政策三者不能完全實現，必有一個角隨著其他兩個角的成立而垮塌，而本文就對中國貨幣政策獨立性是否受到更靈活的匯率機制影響而增強這一問題作實證檢驗。本文參考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的檢驗框架，以貨幣市場利率代表貨幣政策，運用統計分析軟件SPSS分析了2001年1月～2007年12月匯率制度的變化對中國貨幣政策的獨立性的影響，并得出了人民幣匯率制度改革后，匯率變動的靈活性增強并未使中國貨幣政策的獨立性增強的結論。

關鍵詞：匯率；貨幣政策；獨立性；貨幣市場利率

引 言

2005年7月，隨著人民幣匯率制度改革，人民幣匯率不再釘住單一美元，而改為參考一籃子貨幣，這也就意味著人民幣兌美元匯率波動將逐步加大。隨著本幣匯率變動靈活性的增強，對于本國貨幣政策的獨立性是否會得到增強各家各執一詞，，這也使從數據中得到解釋成為必要。本文的第一部分介紹檢驗貨幣政策獨立性的模型及分析方法；第二部分討論本文所選用的貨幣市場利率指標和數據，及其時間序列特征；第三部分是本文的分析結果；最后是結論。

一、文獻綜述

許多學者對不同的匯率制度對貨幣政策的影響作了實證分析，他們的研究無論在時期上和國家上都涵蓋特別廣泛，但是結論并不一致。Frankel等人（2002）利用水平數據檢驗了1970～1999年在數十個國家釘住匯率制和非釘住匯率制對貨幣政策的獨立性的影響，認為釘住匯率制并不一定導致貨幣政策獨立性的削弱。但是，Shambaugh（2004）指出，水平數據會導致謬誤回歸（spurious regression），從而使結論出現誤差。本文參考Obstfeld等人（2004）和Shambaugh（2004）的檢驗框架，以貨幣市場利率代表貨幣政策，分析了2001年1月～2007年12月匯率制度的變化對中國貨幣政策的獨立性的影響。

二、模型構建

由《國際貨幣與金融》可知，在固定匯率制度和資本自由流動的情況下，由于存在套利現象，本國利率與外國（base country）利率必然相等，否則資本會處于從利率水平較低的國家流入利率水平較高的國家的動態過程，直到兩國的利率相等而穩定為止。總體來看，固定匯率意味著貨幣政策的獨立性無法全面發揮。所以貨幣政策的獨立性增強可能需要通過匯率的變動增強來換取。要驗證這一分析，需要分析本國利率和外國利率的關系。假設下列等式成立：

R=aRf+b+c（1）

其中，R是本國名義利率，Rf是外國利率。在固定匯率制及資本自由流動的情況下，a只能為1，也就是說本國名義利率隨外國名義利率變動而變動，主要由于利差的出現，會發生大量的資本流動使利差減小為零。但現實中，我們可以由三角悖論推出資本完全自由流動或者固定匯率制并不能同時完全實行，因此，如果資本完全流動，而無法達到固定匯率制的話，a不一定等于1。根據理論推斷，實行固定匯率制國家的a值應該比浮動匯率制國家的a值更接近于1。

三、數據選取

（一）選取合適的利率指標

在作者選取數據檢驗其貨幣政策獨立性與匯率波動幅度關系的問題時，碰到一些困難，最后經過不斷修正作者選擇美元作為外國貨幣，原因是：

1、貿易量占比：美國是中國的第一大貿易伙伴，美元計價的貿易量所占比重較高。

2、美元經濟上的霸主地位：美元利率變動對中國經濟乃至世界經濟影響重大，有人稱東南亞金融危機之后包括中國在內的東亞的匯率制度為美元本位制（McKinnon，2005）。

（二）時間序列性質

對2001年1月～2007年12月期限為3個月的人民幣質押式回購利率（以下簡稱人民幣利率）和期限為3個月的美元倫敦同業拆借利率（以下簡稱美元利率）水平數據作單位根檢驗（ADF檢驗），發現在5%的臨界條件下不能拒絕人民幣利率和美元利率時間序列有單位根的假設，而這兩個時間序列的一階差分都在5%的臨界條件下拒絕了有單位根的假設，說明人民幣利率和美元利率一階差分序列都是平穩的。

既然人民幣利率和美元利率一階差分序列都是平穩的（I（1）），下面通過Johansen Cointegration Test檢驗兩者是否具有協整關系。檢驗發現，在的水平下不能拒絕假設，因此這兩個序列存在協整。協整關系如下：

=R-0.663Rf（2）

四、分析結果

把2001年2月～2006年12月人民幣利率和美元利率代入等式（1）作回歸，結果如下：R=-0.046Rf+2.160 （3） T=-1.629R2=0.031 d=0.107

從上面的分析數據求得的R2為0.031，很低，說明外國利率變動幾乎不能解釋本國利率變動。 或者說，中國的貨幣政策從總體上看不受美國的貨幣政策的影響。D-W統計量顯示存在自相關問題，但是前面的時間序列分析發現在這段時間內人民幣利率和美元利率存在協整關系，因此可避免謬誤回歸的可能。回歸結果顯示β值較低，低于Obstfeld等人（2004）文章中的釘住制國家的水平，說明外國利率變動后本國利率僅作出較小幅度的變化，這也說明貨幣政策的獨立性較強。下面分情況討論中國實行釘住匯率制度和非釘住匯率制度下的利率變動與美國利率變動的關系。2001～2006年，人民幣匯率制度可以分為兩個時期：匯改前和匯改后，2005年7月的人民幣匯率制度改革是一個重要的轉折點，從該月起，人民幣匯率由釘住單一美元轉變為參考一籃子貨幣。本文將人民幣匯率制度劃分為2001年1月～2005年6月的釘住制和2005年7月～2007年12月的非釘住制。

五、最終結論

本文通過對人民幣質押式債券回購利率與美國相應利率在2005年7月人民幣匯率制度改革前后的時間序列相關性分析，探究了中國貨幣政策的獨立程度隨匯率波動程度（即匯率穩定性）的變化。根據前面的數據分析，可以得出以下結論：

（一）中國貨幣政策獨立：

R2值無論是固定還是非固定匯率制度，都非常小（0.00001，0.088），人民幣利率的變動基本不隨美國利率變動而變動，中國的貨幣政策總的來說是獨立于美國的貨幣政策的。

（二）匯率變動增大并未使中國貨幣政策獨立性增強，反而下降：

美聯儲自2007年9月開始減息之后，央行仍然多次加息，從這個角度看，中國的貨幣政策具有較強的獨立性。但是，對債券回購利率的分析得出了不同的結論。央行加息和美聯儲減息所產生的中美利差誘使資本通過各個渠道流入境內，引發國內流動性過剩，從而使債券回購利率在低位運行。債券回購利率沒有隨著央行加息而上升，央行貨幣政策的有效性受到削弱。

篇4

關鍵詞：貨幣政策;銀行風險承擔;非對稱性;銀行杠桿

一、引言

自次貸危機開始后整個金融系統的不穩定性不斷發生的背景，促使學者逐漸聚焦于對貨幣政策的銀行風險承擔渠道的關注。而進一步新的研究揭示出貨幣政策銀行風險承擔渠道還存在時間上的非對稱性，其無疑也會影響貨幣政策與宏觀審慎政策協調監管金融穩定策略的制定。有鑒于此，本文擬圍繞貨幣政策銀行風險承擔渠道的非對稱性這一主題，闡述貨幣政策作用于銀行風險承擔的非對稱性的路徑、機理與影響因素，為構建合理完善的金融宏觀審慎管理制度提供參考。

二、國外關于貨幣政策銀行風險承擔渠道時間非對稱性的理論研究

1.定義

貨幣政策銀行風險承擔渠道的時間非對稱性是指短期以及長期的貨幣政策對銀行風險承擔的影響不同。

2.作用機理

許多學者試圖對于其貨幣政策銀行風險承擔渠道的時間非對稱性作用機制進行了分析和研究，其中較為具有代表性的有以下幾種觀點：

（1）組合配置效應與風險轉移效應的均衡。De Nicolò（2010）認為，組合配置效應和風險轉移效應兩種效應的綜合效應決定了貨幣政策與銀行風險承擔之間的關系。其中，組合配置效應是由投資者的逐利行為、資產替代效應以及銀行杠桿率等諸多因素綜合作用的結果，而風險轉移效應則是由有限責任保護和信息的不對稱引起的。

（2）利率傳遞效應與風險轉移效應的交互作用。Dell'Ariccia（2011）提出，風險轉移效應、利率傳遞效應的交互作用是貨幣政策的風險承擔渠道之所以存在非對稱性的根源。利率傳遞效應從資產方來考慮，是指寬松的貨幣政策降低了銀行的貸款利率，并進而降低了銀行的資產收益，銀行傾向于發放更多風險貸款，此時銀行風險承擔水平增加。風險轉移效應則是從銀行的負債方來考慮的，是指在緊縮的貨幣政策環境下，銀行的負債融資成本增加，因而銀行有動機通過增加銀行風險承擔水平來增加其償付能力。

（3）價格效應、廣義邊際效應、替代效應與特許權價值效應的交疊。Agur et al.（2011）通過對于理論模型的推導，總結出貨幣政策影響銀行的銀行風險承擔的四個途徑：一是替代效應;二是銀行特許權價值效應;三是價格效應;四是廣義邊際成本效應。在價格效應以及廣義邊際成本效應作用下，道德風險、特許權價值和銀行杠桿率的影響下，貨幣政策與銀行風險承擔關系呈現出不一致性。

三、國外關于貨幣政策銀行風險承擔渠道時間非對稱性的實證研究

1.時間非對稱性的存在性的實證研究

目前國外在貨幣政策與銀行風險承擔的關系的時間非對稱性方面已作出大量實證研究。Jiménez（2014）實證發現當短期寬松貨幣政策降低了浮動利率貸款的違約概率，銀行面對長期寬松貨幣政策時在傾向于發放更多風險貸款，增大了中長期貸款風險。Ekin Ayse Ozsuca et al.（2012）也表明，短時間內較低水平的短期利率會增加銀行的風險承擔行為。

2.銀行杠桿率對其影響的實證研究

其中銀行杠桿率在解釋貨幣政策銀行風險承擔渠道的時間非對稱性中起到了關鍵作用。

Altunbas（2011）實證表明，短期寬松的貨幣政策降低了銀行的風險承擔水平，但從長期的貨幣政策來看，卻會增加銀行風險。

而Delis et.al（2011）和Dell'Ariccia et.al（2014）實證表明，短期寬松貨幣政策在很大程度上增加了銀行的風險承擔水平。而且貨幣政策對于不同杠桿率的銀行的風險承擔的影響程度不同。

3.銀行市場結構對其影響的實證研究

而銀行市場結構由于可以影響利率傳遞效應，因而會對短期以及長期的貨幣政策與銀行風險承擔之間的關系產生影響。

Michalak T.（2013）認為銀行結構是影響貨幣政策與銀行風險承擔之間的關系的重要因素。其實證研究結果表明當銀行集中度越來越小，貨幣政策與銀行風險承擔之間的關系的負向關系越明顯。

Dell'Ariccia（2011）指出風險轉移效應、利率傳遞效應的交互作用是導致貨幣政策與銀行風險承擔之間的關系存在時間上的非對稱性的根源。利率傳遞效應又受到銀行市場結構的影響，因而不同的銀行市場結構下，貨幣政策與銀行風險承擔之間關系可能出現不一致性。

四、文獻述評

盡管學術界對于貨幣政策銀行風險承擔渠道時間非對稱性的研究尚處于萌芽階段，但從已有的研究成果來看，貨幣政策與金融穩定之間存在非對稱關系已是不爭的事實。縱觀既有的國內外文獻，本文發現目前的研究仍然存在以下可拓展之處：

其一，上述國外文獻缺乏對于銀行市場結構在貨幣政策的銀行風險承擔渠道的時間非對稱性中的作用的探討。

其二，上述國外文獻缺乏對于不同經濟周期背景下的貨幣政策銀行風險承擔渠道的研究。基于銀行杠桿率具有順周期性，其周期性的波動可能會引起風險轉移效應的周期性波動，進而對貨幣政策與銀行風險承擔之間的關系產生周期性影響。

其三，上述國外文獻缺乏對于不同利率管制情形下的貨幣政策的銀行風險承擔渠道的研究。由于不同利率管制將會通過影響銀行杠桿和銀行市場結構影響利率傳遞效應，其作用形式和機理也可能會出現差異。

因此，我們未來的研究可以基于以下三個方面展開。

1.探討銀行市場結構在貨幣政策銀行風險承擔渠道的非對稱性中的作用機理。

2.探討不同經濟周期下的貨幣政策銀行風險承擔渠道的作用機理。

3.探討不同利率管制情形下的貨幣政策銀行風險承擔的作用機理。

參考文獻：

[1]Agur， Itai and Maria Demertzis. Monetary Policy and Excessive Bank Risk Taking. DNB Working Paper 271， 2011.

[2]Altunbas Y. L. Gambacorta and D. Marques Ibaez. Does Monetary Policy Affect Bank Risk-Taking？. 2011. DNB working paper.

[3]Delis， M. and P. Kouretas. Interest Rates nd Bank Risk-taking [J].Journal of Banking and Finance， 2011， 35，840-855.

[4]De Nicolò， Dell Ariccia， L.Laeven and F.Valencia. Monetary Policy and Bank Risk Taking. IMF Staff Position Note， 2010， SPN/10/09.

[5]Dell’Ariccia， G. and R. Marquez. Lending Booms and Lending Standards [J]， Journal of Finance， 2006， 61， 2511-2546.

[6]Jimenez， G.， S.Ongena， J.Peydró and J. Saurina. Hazardous Times for Monetary Policy： What Do Twenty-Three Million Bank Loans Say about the Effects of Monetary Policy on Credit Risk-Taking？. Econometrical， March 2014， Volume 82， Issue 2， pages 463 505.

篇5

關鍵詞：利率期限結構 宏觀經濟因素 貨幣政策

一、引言

利率期限結構是指在某一時點上，不同期限資金的收益率與到期期限之間的關系，它反映了不同期限的資金供求關系，揭示了市場利率的總體水平和變化方向。隨著我國金融市場化改革的推進，金融市場對外開放程度的不斷加深等原因，利率作為金融市場上最重要的價格變量及貨幣當局制定和執行貨幣政策的主要觀測變量，其在金融市場上所起的杠桿功能顯得日趨重要。

對于利率期限結構的理解長久以來都是金融家和宏觀經濟學家研究的主題，但是，二者的研究存在一定的區別。一方面，金融家主要集中在有價證券利率的預測和定價上，并沒有指明利率期限結構與其他經濟變量之間的關系。另一方面，宏觀經濟學家專注于理解利率、貨幣政策和宏觀經濟基本面的關系，為了了解它們之間的關系，他們往往信賴“預期假說”，而不管其貧乏的實證記錄。結合這兩條線的研究似乎是富有成效的，因為兩種方式都有潛在收益（Hordahl等，2006）。

因此，本文的目的是通過借鑒國內外學者將利率期限結構與宏觀經濟進行聯合研究的成果，從金融學和宏觀經濟學的角度審視利率期限結構，以此加強對利率期限結構的理解。本文主要包括加入宏觀因素的利率期限結構模型，利率期限結構與單一宏觀經濟變量的關系，以及利率期限結構與宏觀經濟關聯性的研究。

二、加入宏觀經濟因素的利率期限結構模型

傳統的利率期限結構模型主要是針對期限結構本身的研究，沒有考慮宏觀經濟因素對利率期限結構的影響。隨著利率在宏觀經濟中的重要性日益突顯，人們開始重視利率期限結構中包含的宏觀經濟信息，并嘗試將宏觀經濟變量引入利率期限結構模型，發現在模型中加入宏觀經濟變量后，對利率變動的解釋度顯著增強（Kozicki和Tinsley，2001；陳哲，2008）。

1.國外研究現狀

泰勒規則和新凱恩斯理論的提出，引發并促進了加入宏觀因素的利率期限結構模型，即宏觀-金融模型（Macro-finance Model）的研究。Kozicki和Tinsley（2001），Ang和Piazzesi（2003）首次在期限結構模型中加入宏觀經濟變量并證明這樣做是合適的。Ang和Piazzesi認為宏觀經濟變量對收益率起到重要的解釋作用，這些變量在期限結構模型中能改善其預測效果，在這一開創之作后，宏觀-金融模型得到了更多學者的關注并不斷被修正和發展。

Hordahl等（2006），Rudebusch和Wu（2008）將期限結構模型追加到新凱恩斯宏觀模型中。Hordahl等構造了一項完全基于宏觀經濟因素的動態期限結構模型，模型包括通貨膨脹率、產出缺口和短期利率三個關鍵的宏觀經濟變量，考慮了短期利率到宏觀經濟產出的明確反饋。Rudebusch和Wu的建模與前者類似，他們均在建模過程中將定價核心看做是外生決定的，但二者都在供給和需求方程中添加了帶有幾分任意性的滯后結構。

由于大多數的宏觀模型中的關鍵變量是通貨膨脹、產出缺口和短期利率，但是由于這類模型的過度簡化揭示了非常有限的有關貨幣權威性和私下部分（private sector）的信息量。眾所周知，貨幣政策的運行環境是需要大量的數據的，所以，通貨膨脹、產出缺口和短期利率難以充分地預測貨幣政策未來的表現。因此，Bekaert等（2010）完善了帶有無套利仿射期限結構模型的結構化新凱恩斯宏觀經濟框架，與前面所提研究不同，除了通貨膨脹、去趨勢化的產出和短期利率以外，他們在潛在的宏觀模型中引進了兩個不可觀測的變量——隨時間變化的通脹目標和輸出的自然增長率，構建了一個五因素的清晰的結構化模型，促成了期限結構動力的一個有意義的經濟解釋。

此外，學者通過不斷修正和完善，將宏觀—金融模型進行拓展。例如，achter和Iania（2011）通過引入額外的流動性相關和回歸預測因素，擴展了僅包含標準宏觀經濟因素的基準宏觀-金融模型，模型在使用橫截面數據修正收益率曲線上，顯著優于Dew大多數的結構性和非結構性宏觀-金融收益率曲線模型。Benchimol和Fourcans（2012）遵循新凱恩斯主義動態隨機一般均衡框架，提出并測試歐元區的模型，特別強調了風險規避和貨幣的作用。Dewachter等（2012）開發了空間向量自回歸模型，在模型中同時考慮了經濟沖擊的時間和空間維度，通過這一框架來分析歐洲地區通過宏觀經濟沖擊（通貨膨脹，產出缺口和利率）的空間和時間進行的傳播。

2.國內研究現狀

與國外相比，國內對于利率期限結構的研究起步較晚，因而有關宏觀-金融模型這一領域的理論及建模方面的研究還較缺乏，新起的研究都是基于國外學者的理論及模型框架上進行的。

朱波，文興易（2010）根據宏觀經濟結構和微觀金融模型的結合方式，對國外新近的宏觀-金融模型進行區分，主要分為僅在仿射期限結構模型的基礎上增加宏觀經濟變量的簡約型宏觀金融模型，以及對利率期限結構和宏觀經濟變量之間的相互影響進行了考慮的結構化宏觀金融模型兩種類型。沈根祥，閆海峰（2011）也是在國外文獻的基礎上，按照利率期限結構模型的因子來源將其分為內基模型和外基模型。其中內基模型的因子不可觀測，其經濟含義往往難以解釋，而外基模型中的因子為宏觀經濟變量，模型具有明確的經濟含義。

孫皓，石柱鮮（2011a，2011b）首次使用宏觀-金融模型進行實證研究，但他們并沒有構建新的模型，而是基于Oda和Suzuki（2007）的模型框架，先是對我國利率期限結構動態過程中的時變宏觀經濟風險價格進行定量估計，隨后探討了我國貨幣政策對利率期限結構的影響。

三、利率期限結構與宏觀經濟因素的關系

利率期限結構中包含了宏觀經濟的信息，同時，宏觀經濟因素會對利率期限結構產生一定的影響。學者們主要從以下兩個方面來探討利率期限結構與宏觀經濟因素的關系。

1.利率期限結構與單一宏觀經濟變量的關系

目前，研究宏觀經濟所涉及的范圍已經相當廣泛，主要包括生產、消費、投資、經濟增長、通貨膨脹、貨幣供給等。本文通過對相關文獻進行梳理，選取了最具有代表性的三個宏觀經濟因素，分析了近年來國內外學者對利率期限結構與它們之間關系的研究情況。

（1）利率期限結構與通貨膨脹的關系。利率期限結構包含通貨膨脹的信息（Mishkin，1990a，1990b；Fama，1990），對通貨膨脹具有一定的預測功能（Ang等，2006），李宏瑾，鐘正生，李曉嘉（2010）通過對中國銀行間市場國債利率期限結構進行研究，發現中國短期利率期限結構（特別是中短端）包含了未來通貨膨脹變動的信息，可以作為預測變量用來判斷未來通貨膨脹走勢。

但是，不同學者關于利率對通貨膨脹的預測功能的研究結果并不一致。Ribba（2011）通過將預期通脹對利率沖擊的瞬間響應限制到零，發現短期名義利率不能作為通貨膨脹的預測器來解釋，至少不是長期預測器。陳鵬，徐煒（2009）則認為10年期與7年期利率差對未來3個月的通貨膨脹預測能力最強，利差增大預示著未來的通貨膨脹率增大，而陳紅霞等（2011）表明市場利差與未來通脹存在長期協整關系，對未來通脹具有持續顯著的負效應。

除了能夠對通貨膨脹進行預測功能外，利率與通貨膨脹之間還存在相互作用和影響。Yuksel和Akdi（2009）就探討了不同通貨膨脹對美國利率不確定性測度的影響，脈沖的不確定性對短期和長期利率有負面影響，而結構的不確定性對短期和長期利率有正面影響。Tillmann（2011）在新凱恩斯主義菲利普斯曲線框架內，根據貨幣傳導成本渠道，評估了利率對通貨膨脹動態的影響，研究表明，更高的利率轉換成更高的邊際生產成本，并最終成為更高的通貨膨脹。Hagedorn（2011）根據理性預期和全可信度下的標準新凱恩斯主義貨幣模型預測，名義利率應該下降以實現低通貨膨脹目標，而實際利率大致維持不變。Ehrmann等（2011）使用高頻率債券收益率數據來研究歐元區的通脹預期，發現更低的長期利率，更高的穩定性，以及更好的錨定反應，能夠大幅增加長期通脹預期的錨定。Wright（2011）提供了期限溢價，通脹不確定性和二者關系的跨國實證證據，這些證據表明長期通脹率在很大程度上可以對收益率曲線斜率向上進行解釋。

（2）利率期限結構與實際經濟增長的關系。關于利率期限結構與宏觀經濟的聯系，早在Estrella和Hardouvelis（1991）就通過美國季度數據，證明10年期和3個月期的國債收益率之差能夠很好地預測未來的消費、投資和產出情況。Haubrieh和Dombrosk（1996）通過研究說明利差對GDP增長也有很好的預測作用。國內對這方面的研究起步較晚，學者通過實證研究結果表明，我國利率期限結構對宏觀經濟走勢具有一定的預測能力（孫皓，石柱鮮，2011），利率期限結構是宏觀經濟波動態勢的“指示器”（孫皓等，2012）。

于鑫（2008）認為長短期利差對我國未來經濟變化具有一定的可預測性，但利差的邊際預測效果較差。況山（2009）研究發現銀行間市場不同長短期利差結構對宏觀經濟景氣一致指數的預測能力不同。其中，2年期國債利率與同業拆借1天的利差對一致指數解釋力度較強，且一致指數與利差呈負相關關系系，利差越大，未來10個月的一致指數越小。陳鵬，徐煒（2009）則認為10年期與3年期利差對經濟增長的預測能力最強，利差增大預示著未來經濟的增長。此外，利率期限結構對還能對經濟周期波動進行預測，孫皓，石柱鮮（2011）研究表明，我國利率期限結構變動能夠較為穩定地指示未來3個月的經濟周期波動狀態。

最新的研究由Favero等（2012）等做出，他們提供了一個統一的狀態空間模型框架，用來分析無套利和大型信息集的預測功能，發現非套利模型在較短的期限較短的范圍內更有用，大型信息集則在較長的范圍和較長的期限內更有用；收益率曲線模型可以利用宏觀經濟變量來預測宏觀經濟。

（3）利率期限結構與貨幣政策的關系。大量文獻都表明利率期限結構與貨幣政策之間存在密不可分的聯系。利率期限結構中蘊含著貨幣政策信息（徐小華，何佳，2007；郭濤，宋德勇，2008），通過利率期限結構的變化，中央銀行可以獲得金融市場對未來通貨膨脹以及利率變化的預期信息，從而制定合理的貨幣政策。同時，貨幣政策可以通過它的具體操作和傳導機制對利率期限結構產生一定的影響（Dai和Philippon，2006）。另外，賈德奎（2010）還從貨幣政策透明度角度上進行研究，發現提高貨幣政策透明度更有利于引導市場預期和形成穩定合理的利率期限結構。

不同期限利率受貨幣政策的影響不同，貨幣政策對我國短期利率的影響要遠大于對中長期利率的影響（劉海東，2006）。貨幣政策對期限結構不同因子的影響效果也具有顯著差異，孫皓，石柱鮮（2011）表明貨幣政策作用下，利率期限結構水平和曲率因子減小，而斜率因子增大。在貨幣政策的寬松期和緊縮期，面臨貨幣政策從緊的沖擊，水平因子的響應分別為正向和負向，而斜率的響應均為負向；當貨幣政策由寬松期轉向緊縮期時，水平因子變大，斜度變小（潘敏等，2012）。但是沈根祥（2011）的研究指出，貨幣政策和利率期限結構之間的短期動態影響表現出非對稱性，即債券市場對貨幣政策變化的反應較為遲緩，但貨幣政策對市場利率的變化反應敏銳。而長期均衡關系則表明，貨幣政策對銀行間債券市場利率期限結構有顯著影響，但銀行間債券市場對央行的利率調控目標不敏感，不能形成明確預期。

2.利率期限結構與宏觀經濟關聯性的研究

除了分別研究利率期限結構與通貨膨脹、宏觀經濟或貨幣政策等宏觀經濟因素的關系外，國內外學者也嘗試著探索利率期限結構與多種宏觀經濟因素間的動態關系，從整體上分析它們之間的關聯性。胡雪琴，陳勇（2010）采用主成分分析法構建我國國債市場的三因子動態模型，分析利率期限結構、貨幣政策和宏觀經濟三者的關系。Reschreiter（2011）研究貨幣政策制度的轉變對英國實際利率、通貨膨脹目標的影響，結果表明隨著貨幣政策改變為通貨膨脹目標制，實際利率的均值回歸水平下降，實際利率的波動性也降低了，實際利率偏離均值的持久性則增加了。Orphanides和Wei（2012）則探索了宏觀經濟結構對利率期限結構的影響，表明實際GDP增長、通貨膨脹和名義短期利率的遞歸估計的VAR產生與調查預測更為一致的預測。

宏觀沖擊對利率期限結構的影響也引起學者的關注，但宏觀沖擊對不同期限利率產生的影響存在差異，貨幣沖擊、供給沖擊和價格沖擊對短期利率具有持續顯著的影響，而對長期利率則沒有顯著作用（劉金全等，2007）。同時，不同類型宏觀沖擊對利率期限結構的影響也不一致，于鑫（2009）認為利率的水平因子受價格水平的影響最大，貨幣政策變化主要引起傾斜和曲度因子的變化，但季紹波等（2010）則認為貨幣政策主導水平因子變化，實際經濟變化才是傾斜和曲度因子變化的主要原因。孫皓，石柱鮮（2011）模擬了宏觀經濟對利率期限結構的沖擊效應，認為宏觀沖擊長期對利率期限結構的整體水平具有明顯影響，而對坡度的影響僅在短期內有效。

四、研究評述和未來研究展望

篇6

關鍵詞：人民幣國際化 貨幣政策IS-LM模型

中圖分類號：F830文獻文識碼：A文章編號：1006-1770（2011）02-011-05

一、引言

對于貨幣國際化如何影響貨幣政策問題，國內外許多學者（國外學者如Gibson ，1971、Bergsten，1975、Otani，2002；國內學者如姜波克，2005、劉力臻，2005）從不同的角度、運用不同的方法進行了分析。國內外學者的研究分析表明：貨幣國際化對一國貨幣政策效應會產生一定程度的影響。因此，深入研究貨幣國際化的貨幣政策效應，既有利于推動人民幣國際化進程，又有利于提高人民幣國際化條件下的貨幣政策有效性。本文以IS-LM模型為基礎，嘗試將人民幣國際化因子融入到開放經濟條件下的IS-LM模型中。在商品市場供求模型中，把進出口分為以人民幣計價的部分和以外幣計價的部分。以人民幣計價的進出口大小代表了人民幣國際化程度高低，以α表示以人民幣計價的進出口比重。為了分析的方便，本文令進出口中使用人民幣計價的比重都為α，α越大，表示人民幣國際化程度越高。而1-α為進出口中使用外幣計價的比重。為出口中以人民幣計價的部分，為出口中以外幣計價的部分，e為直接標價法下的人民幣匯率。為進口中以人民幣計價的部分，為出口中以外幣計價的部分。在貨幣市場供求模型中，將貨幣需求分為來自國內居民的需求和來自國外居民的需求。以國外居民對人民幣需求大小表示人民幣國際化程度高低。對人民幣需求分為來自于國內居民的需求n(kY-hi)和來自于國外居民的需求(1-n)[kY*-h(i-i*)]。國外居民對人民幣的需求取決于國外的收入Y*，以及國內外利率差i－i*。n表示對人民幣的需求中來自國內居民的需求所占的比重，1-n表示來自國外居民需求所占比重。n越小（1-n越大），表示人民幣國際化程度越大。并假定國內居民對貨幣需求的收入和利率彈性相同。即都為k和h。以此為基礎，構建了一個簡單的在人民幣國際化條件下的IS-LM模型。即：

下面，本文將以上述融入了人民幣國際化因子的IS-LM模型為基礎，分析在人民幣國際化條件下，貨幣政策的收入效應、利率效應、消費效應、國際收支效應、匯率效應以及貨幣流通速度效應。

二、人民幣國際化對貨幣政策的影響

本部分根據IS和LM方程，構建聯立方程組，得到人民幣國際化條件下均衡的收入、利率、消費、經常項目收支、匯率等式，在此基礎上分析人民幣國際化對貨幣政策效應的影響。

（一）貨幣政策的利率效應

根據人民幣國際化條件下的均衡利率對貨幣供應量求偏導，得到如下結果：

在式（3）中，由于，故貨幣供應量變化與利率變化是負相關關系。而且貨幣供應量變化引起利率變化的程度會受到人民幣國際化程度n的影響。相對于人民幣非國際化情況（n=1），人民幣國際化條件下，貨幣供應量的變化對利率的影響效應增強了。因為0≤n≤1，，而且隨著人民幣國際化程度的提高（n越來越小），的值會越來越大，貨幣供應量的變化對利率的影響效應會越來越強。因此，在人民幣國際化條件下，貨幣供應量變化對利率的影響有一種放大效應。表1顯示了人民幣國際化對貨幣政策的利率效應的影響。

貨幣政策對利率的影響具有放大效應可能是因為：在人民幣國際化條件下，金融市場高度發達和開放，金融資產的形式多種多樣，人們不僅可以投資國內多樣化的金融資產，還可以人民幣投資國外多種金融資產。貨幣需求不僅受到國內利率的影響，而且還受到國內各種金融資產收益率、國外利率和國外各種金融資產收益率的影響，貨幣需求對國內利率的敏感性相對降低。因此，當貨幣供應量增加使利率下降時，由于利率敏感性的降低，利率下降的幅度會更大。

上述分析實際上反映的是在人民幣國際化條件下，貨幣供應量增加對利率的短期影響效應。從長期來看，隨著人民幣利率的下降，國外居民就會增加對人民幣這種低成本的國際貨幣的需求，這可能會阻止人民幣利率的進一步下降；同時，隨著人民幣利率下降，若境外人民幣市場的人民幣利率高于國內利率，就會導致一部分人民幣流入境外人民幣市場，這也會阻止人民幣利率的進一步下降。

（二）貨幣政策的匯率效應

以人民幣國際化條件下的均衡匯率對貨幣供應量求偏導，結果如下：

在式（4）中，貨幣供應量變化與匯率變化之間的關系取決于的值。是外幣計價的出口與進口之差。若>0，即以外幣計價的進出口是順差，則，表示貨幣供應量變化與匯率變化是負相關的；反之，若

表2顯示，在不同的人民幣國際化程度下，貨幣政策對匯率的影響效應取決于Px2Qx2與 Pm2Qm2的大小。當人民幣國際化程度提高（α增加）時，若Px2Qx2> Pm2Qm2，即以外幣計價的進出口是順差，則de/dM

（三）貨幣政策的消費效應

以人民幣國際化條件下的均衡消費對貨幣供應量求偏導，結果如下：

在式（5）中，因，故貨幣供應量變化與消費變化是正相關關系。而且貨幣供應量變化引起消費變化的程度會受到人民幣國際化程度n的影響。相對于人民幣非國際化情況（n=1），人民幣國際化條件下，貨幣供應量的變化對消費的影響效應增強了。因為0≤n≤1，，隨著人民幣國際化程度的提高（n越來越小），的值會越來越大，貨幣供應量的變化對消費的影響效應會越來越強。因此，在人民幣國際化條件下，貨幣供應量變化對消費的影響也有一種放大效應。人民幣國際化與貨幣政策的消費效應關系見表3。

人民幣國際化對貨幣政策的消費效應之所以產生這樣的影響，原因是：從出口方面看，若一國出口貿易以外幣計價，則匯率變化對以外幣計價的本國商品出口價格影響不大，把世界需求從外國轉向本國商品的效應將減弱。如擴張性貨幣政策使人民幣貶值，以外幣計價的出口商品價格沒有什么變化，國外對我國出口商品的需求就難以增加。人民幣國際化程度越低，以外幣計價的出口比重就越高，外國的消費增加幅度就越低。所有這些影響都降低了本國出口、實際收入和消費的增加幅度。而若出口以人民幣計價，則人民幣貶值會使出口商品以外幣衡量的價格降低，從而增加我國出口、實際收入和消費。從進口角度看，若進口以外幣計價，擴張性貨幣政策導致的貨幣貶值，會使進口價格上升，貿易條件惡化，實際收入下降，消費下降。而若進口以人民幣計價，則不管本幣貶值與否，本國的進口價格不再上升，貿易條件不會惡化很多，擴張性貨幣政策直接增加國內實際收入，國內消費增加。綜上所述，在人民幣國際化條件下，擴張性貨幣政策有利于增加消費，而且人民幣國際化程度越高，消費的增加幅度越大。

（四）貨幣政策的收入效應

以人民幣國際化條件下的均衡收入對貨幣供應量求偏導，結果如下：

在式（6）中，由于>0，，故貨幣供應量變化與收入變化是正相關關系。而且貨幣供應量變化引起收入變化的程度會受到人民幣國際化程度n的影響。相對于人民幣非國際化情況（n=1），人民幣國際化條件下，貨幣供應量的變化對收入的影響效應增強了。因為0≤n≤1，，而且隨著人民幣國際化程度的提高（n越來越小），的值會越來越大，貨幣供應量的變化對收入的影響效應會越來越強。因此，在人民幣國際化條件下，貨幣供應量變化對國民收入的影響有一種放大效應。人民幣國際化與貨幣政策收入效應的關系見表4。

人民幣國際化與貨幣政策收入效應的關系可以從人民幣國際化與貨幣政策的利率效應、匯率效應和消費效應的關系中得到解釋。我們知道，人民幣國際化對上述三者的影響有放大效應。在擴張性貨幣政策下，利率放大效應有利于增加國內投資需求，增加國民收入。從匯率效應看，擴張性貨幣政策若使人民幣貶值，則匯率的放大效應有利于增加商品出口，穩定進口價格，增加消費需求，進而有進一步增加消費的放大效應，增加實際國民收入。

（五）貨幣政策的經常項目收支效應

以人民幣國際化條件下的均衡經常項目收支對貨幣供應量求偏導，結果如下：

在式（7）中，因，故貨幣供應量變化與經常項目收支變化是正相關關系。而且貨幣供應量變化引起經常項目收支變化的程度會受到人民幣國際化程度n的影響。相對于人民幣非國際化情況（n=1），人民幣國際化條件下，貨幣供應量的變化對利率的影響效應增強了。因為0≤n≤1，，而且隨著人民幣國際化程度的提高（n越來越小），的值會越來越大，貨幣供應量的變化對經常項目收支的影響效應會越來越強。因此，在人民幣國際化條件下，貨幣供應量變化對經常項目收支的影響也有一種放大效應。人民幣國際化與貨幣政策的經常項目收支效應的關系見表5。

人民幣國際化與貨幣政策的經常項目收支效應之間之所以出現這樣的關系是因為：在人民幣國際化條件下，中國金融市場必將高度開放，資本能夠在國內外市場間自由流動，在短期內，資本金融賬戶的資本流動狀況決定了匯率的變化。當經常賬戶出現逆差（以人民幣計價和外幣計價的進出口都是逆差）時，中央銀行為了消除經常賬戶逆差，實行擴張性貨幣政策。擴張性貨幣政策在短期內不僅會進一步導致經常賬戶逆差，而且會導致利率下降，資本流出。這些因素都促使了人民幣貶值。從長期來看，人民幣貶值在人民幣國際化條件下有利于增加出口。上文的分析已經表明，與以外幣計價相比，若出口以人民幣計價，在人民幣貶值的情況下，出口產品價格下降，從而更有利于產品出口。從進口來看，若進口以人民幣計價，在人民幣貶值的情況下，進口產品價格也相對比較穩定，從而進口需求也相對較為穩定。在進口穩定而出口大幅增加的情況下，經常賬戶順差增加。而且在人民幣國際化條件下，擴張性貨幣政策對匯率變化具有放大效應。這些都是導致人民幣國際化條件下擴張性貨幣政策變化對經常項目收支影響產生放大效應的原因。

（六）人民幣國際化對貨幣流通速度的影響

根據費雪的交易方程式MV = P Y及貨幣市場均衡等式，得人民幣國際化條件下的貨幣流通速度公式：

式（8）顯示貨幣流通速度的大小受到人民幣國際化程度n的影響。與人民幣非國際化（n=1）相比，在人民幣國際化條件下，貨幣流通速度增加了。在人民幣非國際化條件下，貨幣流通速度為：，因為(kY-hi)>n(kY-kY*-hi*)-hi，因此， ，即人民幣國際化條件下貨幣流通速度增加了。而且，人民幣國際化程度越高，即n越小，n(kY-kY*-hi*)-hi值越小，貨幣流通速度V的值越大，貨幣流通速度越大。總之，人民幣國際化增加了貨幣流通速度，而且，人民幣國際化程度越高，貨幣流通速度越大。人民幣國際化與貨幣流通速度之間關系見表6。

同時，由式（8）可知，外國國民收入Y*和利率i*的變化也會影響貨幣流通速度。外國國民收入Y*和利率i*增加，貨幣流通速度提高，反之降低。因此，人民幣國際化之后，我國的貨幣流通速度不僅增加了，而且國外國民收入和利率的變化也會引起我國貨幣流通速度的變化。

三、結論及建議

上文分析表明，在一定的假設前提下，人民幣國際化對貨幣政策效應產生一系列影響，且存在一種放大效應。顯然，人民幣國際化條件下的貨幣政策變得復雜了。而其中的重要原因在于人民幣的跨境流動，貨幣政策可能會在境內外兩個市場間進行傳導，由此導致央行對貨幣政策中介目標利率、匯率，以及最終目標國際收支（經常賬戶）、國民收入等的調節難度加大。為此提出如下建議：

（一）加快推進利率市場化改革，增強利率與匯率的聯動機制

由于在人民幣國際化條件下，經濟主體對利率變動的敏感性可能會降低，由此可能會使貨幣政策對利率變化產生放大或超調效應。因此，我們應加快推進利率市場化改革，建立健全由市場供求決定的利率形成機制，增強微觀主體對利率變動的敏感度。由此減弱貨幣政策對利率的放大影響。

在加快推進利率市場化的同時，穩步推進匯率的市場化改革，增強利率與匯率之間的聯動效應。通過利率和匯率的市場化改革，使利率和匯率能夠真正體現本外幣的相對價格，并通過利率變動對匯率變動的及時有效傳導，穩定跨境資本的流動，從而提高中央銀行貨幣政策的有效性。

（二）推動人民幣資產市場的國際化發展

通過人民幣資產市場的國際化發展，穩定人民幣的跨境流動。如當中央銀行執行擴張性貨幣政策，使利率大幅下降時，可能引起人民幣的跨境流出，削弱央行的擴張性貨幣政策效果。此時，若有一個發達的、國際化的人民幣資產市場，利率下降，可能會引起人民幣資產價格的上漲，國內外居民可能會增加持有人民幣資產，這又會抑制人民幣的跨境流出或吸引人民幣的跨境流入。這樣，一個發達的國際化的人民幣資產市場就可穩定人民幣的跨境流動，有利于提高中央銀行的貨幣政策效果。

不僅如此，國際化的人民幣資產市場還通過穩定人民幣的跨境流動，穩定了人民幣匯率。由于短期資本流動而導致的對人民幣的投機沖擊，只會引起需求在以人民幣計價的不同資產之間轉移，人民幣資產在全球范圍內的供求基本上不受什么影響。由此，降低了人民幣國際化過程中因匯率大幅波動發生貨幣危機的可能。

（三）促進國債市場的發展

建立一個高度發達的國債市場對提高人民幣國際化條件下的貨幣政策效果尤為重要。國債市場不僅可為國內外投資者提供安全性、流動性和收益性俱佳的人民幣資產――國債；它還為中央銀行提供了一個高度靈活的調節工具――公開市場業務。當金融市場發生突發性的人民幣大規模流入，沖擊國內的緊縮性貨幣政策時，中央銀行可通過賣出國債回籠貨幣，以沖銷流入的人民幣。反之，當出現人民幣的大規模流出，削弱擴張性貨幣政策時，可通過買入國債投放貨幣，以沖銷流出的人民幣。這樣，中央銀行能夠隨時根據自己的需要，通過主動地買賣國債（特別是短期國債）來靈活調節貨幣供應量、利率水平和利率結構，發現錯誤還可立即進行反向操作以糾正錯誤，從而可以及時、有效地沖銷跨境資本流動所帶來的貨幣供應量的突發變動，減少貨幣政策受到因外部沖擊而陷入嚴重的無效境地的可能性。

（四）對人民幣跨境流動的數量及可能性進行統計和預測

上文分析表明，我們可通過公開市場業務來部分沖銷人民幣的跨境流動。但是，要想實現有效沖銷，必須對跨境流動的人民幣數量進行統計和監測，在此基礎上才能采取有針對性的公開市場業務操作，才能達到沖銷效果。不僅如此，我們還要對人民幣跨境流動的可能性進行預測。在中央銀行執行擴張或緊縮的貨幣政策后，人民幣跨境流動是否會發生？對此判斷的準確與否，將對貨幣政策效果產生重要影響。當中央銀行增加政策工具來處理境外的人民幣回流問題時，可能會對貨幣政策產生不利影響。如中央銀行采取緊縮政策，當預測會有大量的人民幣回流時，可能會采取更加緊縮的政策，試圖抵消人民幣回流導致的影響，但是若人民幣回流沒有實現，必然造成國內貨幣環境的過度緊縮。

（五）加強國際貨幣合作

上文的分析表明，人民幣國際化條件下，我國的貨幣政策不僅受到外國的貨幣政策及經濟變量變化的影響，而且，我國貨幣政策的變化也會對其他國家產生重要影響。因此，在人民幣國際化條件下，我國貨幣政策執行必須考慮對其他國家的影響及其反應，加強與其他國家的貨幣政策合作，避免國與國的貨幣政策出現以鄰為壑的現象。

注：

本文得到上海市教委重點學科建設項目“經濟系統運行與調控”資助，項目編號：J50504。

參考文獻：

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6.Oliver Blanchard. Macroeconomics[M].清華大學出版社，2001.

篇7

關鍵詞：方差分解　脈沖響應　貨幣政策效應　轉軌時期貨幣政策特點

一、問題的提出

我國貨幣政策的改革和利率市場化是一個不可逆轉的過程，然而改革的整個進程不能脫離我國的貨幣政策實踐。本文力圖從貨幣政策效應中，分析我國現階段貨幣政策的特點，為我國貨幣政策改革所處階段及特點提供數量上的依據。

二、計量檢驗

我們首先從Granger因果檢驗做起，由于我國常用的貨幣政策手段是調節貨幣供應量和利率，所以我們做利率和貨幣供應量對GDP的Granger因果檢驗，同時從實踐來看，我國的貨幣政策與財政政策有很強的相關性，所以我們做財政支出GDP的Granger因果檢驗。為了防止偽回歸，我們對各時間系列的單位根做檢驗。

(一)Granger因果及單位根檢驗

經檢驗，利率、貨幣供應量、財政支出都顯著地Granger引起GDP。

經檢驗，Ingdp、Inml、Infinance、Inratio(gdp的對數,ml的對數，財政支出的對數以及利率的對數)都是I(1)過程，且存在著協整關系。

(二)建立包括Ingdp,inml,Infinance的，滯后三期的VAR系統

LNGDP=0.2104892954*LNMl(-1)＋0.3015000959*LNMI(-2)＋

(3.26)　(0.27)

0.2330595224*LNMl(-3)-0.4970655566*LNGDP(-1)＋

(0.37)　(-2.06)

0.08326675986*LNGDP(-2)-0.3935002847*LNGDP(-3)＋

(-0.35)　(-0.09)

0.1607142731*LNFINANCE(-1)＋(12514499022*LNFINANCE(-2)-

(2.186)　(1.671)

0.3063730264*LNFINANCE(-3)＋9.336098552

(0.711)　(2.96)

從檢驗結果的各項指標來看，r2較高，F統計量較為顯著，離差平方和也不大，并且殘差的相關系數也不高，模型是可以接受的。

從各項系數來看，滯后一期的lnml對lngdp有正的影響，并且影響是顯著的，滯后兩期后效果不明顯。說明貨幣政策從政策執行到效果產生有一期的時滯，貨幣增長能促進經濟的增長，(與經濟理論相符合)但這種效果持續時間不長。財政政策的作用是顯著的，并且政策效果有著較長的持久性，但是二者對經濟增長的效應及貢獻的大小我們無法衡量，必須做進一步的分析，通過做脈沖和反差分解來分析。

(三)脈沖反應：反應程度的衡量

從脈沖反應函數中可以看到：

1．從脈沖反應來看，貨幣政策開始有一個時滯，而后開始起作用，貨幣供應量增長1個百分點使得gdp增長在到第四期達到最大值，增長約0.04個百分點，然后慢慢的影響就接近0。以后貨幣供應量增長對gdp增長的影響成波動狀態，并且幅度越來越小，趨向于0。

2．財政支出的影響是逐步增大的，財政支出增長1個百分點在第二期使得gdp增長0.15個百分點，第三期達到最大為0.23個百分點，后降為0。

3．財政政策對經濟增長造成的波動更大，而且持續時間長，這可能以財政支出的乘數效應有關。財政支出的擴大能帶動其他產業的發展，尤其是我國財政支出中基礎設施的投入部分比例較大。而貨幣政策對財政政策有一定的依賴性，所以時滯比財政政策還要長。

通過脈沖響應函數可以從一定程度衡量貨幣政策和財政政策對gdp增長的短期效應，但是二者貢獻率的大小，二者的地位無法衡量，這需要通過方差差分解來進行。

(四)方差分解：貨幣和財政政策的貢獻率大小

方差分解是通過衡量系統中被解釋變量的方差的變動中由各因素方差影響所占的比重來衡量各個解釋變量對被解釋變量變動貢獻的比重。所以通過建立包括tngdp、lnml、lnfinance的系統，并通過對lngdp的方差分解來衡量貨幣政策和財政政策的貢獻率大小。

從方差分解中可以看出以下幾個特點：

1．貨幣政策的效應與財政政策相比不夠顯著。這與我國貨幣政策執行的情況相吻合，我國的貨幣政策與財政政策相比有效性不夠顯著，貨幣政策對gdp增長的貢獻率僅為gdp增長的7％左右，而財政政策對gap增長的貢獻率大約在15％左右。

2．財政政策和貨幣政策都有較長的時滯，并且貨幣政策的時滯長于財政政策的時滯。這與前邊脈沖相應函數的分析相一致。是由于財政政策的乘數效應需要一定的時間才能體現出來，基礎設施、基礎產業的發展才能帶動其他產業的發展。而我國的貨幣政策在和財政政策有較大的相關性，并有一定的依賴性，所以與財政政策相比貨幣政策有更長的時滯。

3．gdp的增長有很強的自生性。在gdp增長中近70％的部分沒有被貨幣政策和財政政策所解釋，說明gdp增長的自生性較強或者一些對gdp增長產生影響的變量沒納入模型。

(五)用同樣的方法建立利率、貨幣供應量和GDP的VAR系統

我們用同樣的方法構建由貨幣供應量，GDP利率組成的VAR系統，分析貨幣政策中利率政策和貨幣供應量政策之間的關系(三個時間系列都是一階平穩過程，并且利率、貨幣供應量都與GDP存在granger因果關系)。

同樣我們做GDP關于利率、GDP關于貨幣供應量的脈沖反應函數和方差分解。

通過脈沖反應函數可以看出：

1．利率的上升使得GDP下降，這與理論相吻合，利率上升提高了企業成本，企業減少產出。

2．同時可以看到利率政策有一期的時滯，利率上升一個百分點，第三期GDP增長率下降了約0.18個百分點，第四期后利率政策的效果幾乎就為零。

3．利率政策相比貨幣供應量政策撤果不顯著，且持續時間較短。

從方差分解中可以看出：

1．利率發揮作用幾乎沒有時滯，第一期就影響到GDP的波動，但是對GDP的影響十分有限，僅占GDP波動的5％左右。

2．而貨幣政策的作用與前邊的結論相類似，有三期左右的時滯，并且在第一期對GDP波動沒有影響。

3．在我國貨幣供應量對GDP波動的作用明顯強于利率對GDP波動的作用，利率對GDP波動的作用僅為貨幣供應量的30％左右，與美國的情況相反。

三、計量分析結論

(一)貨幣政策有效但效果有限

通過Granger因果檢驗可以得到貨幣供應量是GDP增長的原因，而GDP增長不是貨幣供應量增長的原因。而且從宏觀調控中我們也可以看到，貨幣政策在促進經濟增長、保持經濟穩定方面的作用。而引起人們對貨幣政策效應爭議的有兩個原因：首先是利率政策作用不顯著，其次是貨幣政策與財政政策有較強的相關性，對財政政策有一定的依賴性，作用效果遠遠低于財政政策，方差分解中僅有財政政策的50％。因此，在轉軌經濟中我們不能忽略貨幣政策的作用，另方面，要發揮貨幣政策的傳導渠道，加強貨幣政策作用。

(二)轉軌時期貨幣政策與財政政策的配合是其發揮致用的重要內容

我們建立由GDP、財政支出、貨幣供應量的VAR模型，從方差分解中我們看到財政支出對GDP變動的貢獻率為15％左右，而貨幣供應量變動對GDP變動的貢獻僅為7％，也就是說，貨幣政策對GDP貢獻僅為財政政策的50％，再從脈沖反應函數來看貨幣政策的時滯，比財政政策的更長，而引起gdp變化幅度小于財政政策。這與我國很長一段時期內奉行的財政包干制度有關，特別在計劃經濟下，企業的資金由財政供給，并以貸款的形式下撥潰幣供應量增加，貨幣政策成為財政政策的附屬。隨著改革的深入，企業成為自負盈虧的法人實體，但企業尤其是國有企業對銀行貸款的依賴性在較長的一段時期內存在。而1998年后貨幣政策的擴張貸款量的增長與財政支出的擴大，國債發行量的增長相配套，也使得貨幣政策對財政政策的依賴性大。因此，在轉軌時期我國貨幣政策的實施需要與財政政策相配合效果才明顯。

(三)利率政策效果不明顯，以利率作為主要調控手段的時機還不成熟

篇8

［關鍵詞］利率市場化；貨幣政策中介目標；貨幣供應量

［中圖分類號］F822.2［文獻標識碼］B［文章編號］1002-2880(2011)02-0100-02

隨著金融體制改革的深化，利率市場化已成必然。加之我國貨幣政策在應對由美國次貸危機引發的全球性金融危機時，一定程度上表現出了明顯的滯后性。其中一個重要的原因在于我國貨幣政策框架中，中介目標的選擇不當。

目前關于我國貨幣政策中介目標的選擇主要集中在貨幣供應量、利率以及通貨膨脹目標制定上。1983年中國人民銀行開始專門行使中央銀行職能，之后我國貨幣政策中介目標選擇依次經歷了三個階段：1996年以前，現金計劃和貸款規模是我國貨幣政策的中介目標。1996年我國正式確定M1(狹義貨幣供應量)為貨幣政策中介目標，M0(流通中的現金)和M2(廣義貨幣供應量)為觀測目標，這一階段我國仍采用雙重目標制，貨幣供應量和信貸規模同時作為中介目標。1998年，中央銀行正式宣布取消信貸規模限制，貨幣供應量便成為我國貨幣政策的惟一中介目標，并延續至今。

一、貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的不足

目前我國貨幣政策將貨幣供應量作為中介目標存在一些不足。如可控性較差，近幾年調控貨幣供應量的實踐表明，實際的貨幣供應增長率與中央銀行年初制定的目標值往往存在較大的差距；可測性不穩，貨幣供應量的計量口徑可能失真，M2的界限可能會越來越模糊；M1的相關性不高，我國貨幣供應量指標與物價、就業、經濟增長等貨幣政策的最終目標的相關性不太理想，甚至出現貨幣供應量增長和物價下跌并存的矛盾局面。

二、利率作為我國貨幣政策中介目標可行性分析

隨著我國利率市場化程度的加深，利率能更好地反映市場資金的供求狀況，可以促進我國貨幣政策傳導機制的順利運行，進而提高貨幣政策中介目標與最終目標的相關程度。中央銀行可以憑借其及時進行更加有效的貨幣政策宏觀調控。

（一）利率更符合貨幣政策中介目標的“三性”原則

1.可控性較高。中央銀行對利率的控制并非只對全部市場利率都要加以有效控制，而是只對市場基準利率進行控制，至于其他利率的變化，則都是依靠市場參與者的預期和判斷形成的。總體來看，利率在我國的可控性非常高。

2.可測性較穩定。我國法定利率由央行直接控制，市場利率也可以直接觀察到。央行每周二、周四進行公開市場操作，首先表現為市場基準利率的變化。且央行每次都會把公開市場操作的目的、方式和結果及時向全社會公示，貨幣市場利率的變化也隨之改變，基本上不會產生滯后和統計偏差，可測性非常穩定，明顯優于貨幣供給量指標。

3.相關性較高。利率可以對消費、投資等產生重要影響。經濟繁榮階段，資金需求比較旺盛，利率自然升高，利率升高可以遏制投資和消費，進而遏制總需求的擴張，對經濟繁榮有抑制作用；經濟衰退階段，資金需求不旺，利率自然降低，對經濟復蘇有刺激作用。利率還是決定投機性資金流向、流量和速度的重要因素，以利率為中介目標可以對投機性需求進行恰當的引導。

（二）貨幣供應量與利率在我國經濟調控中的作用

1.貨幣供應量在經濟調控中的作用減弱

盡管弗里德曼認為：貨幣最重要，通脹在任何情況下都是一個貨幣現象。但當貨幣量與物價的關系變得不穩定時，貨幣量影響經濟的力度也在下降。當今生產力高速發展，公眾的基本消費欲望已經得到了很大程度的滿足，貨幣供給增加，不會再像過去那樣都用來購買商品，對物價的影響明顯下降。此外，隨著金融工程的崛起，許多金融工具，如可上市的有價證券既有貨幣的性質，又延長了商品的系列。作為貨幣，這些金融工具可以成為商品價格上升的力量；而作為商品，它們又可以吸收貨幣，緩解物價上漲的壓力。

由于我國很多產業產能過剩，許多貨幣被吸引到證券市場上去，極大地吸收和分散了貨幣供給增加對物價的壓力。加之，商業票據和融資票據的貼現、背書和轉讓規模的增長，使得經濟主體越來越能夠從銀行之外獲得資金補充。

2.利率在我國經濟調控中的作用凸顯

(1)利率對消費的影響。利率是即期和未來消費之間交換的價格，或者說，利率是即期消費的機會成本，這是利率變動能夠影響消費的根源。利率變動對消費的影響具體體現為：利率升高，人們抑制即期消費，選擇延期消費；反之亦然。

雖然我國人民一直崇尚節儉，有“積谷防饑”的傳統美德，居民對未來收入和支出的不確定性增強，消費信貸的普及程度低等因素，制約了利率對消費的刺激作用的發揮，但這種制約并未達到居民消費對利率變動沒有敏感性的程度。北京大學中國經濟研究中心宏觀組(1998)專門論述了消費對利率變動有反應的論斷：“居民消費對實際利率其實是很敏感的”(如表1)。

如表1所示，實際利率走高，消費增長減慢；實際利率走低，消費增長加速，二者始終呈同步反向波動態勢。實際利率變動對消費的“替代效應”非常明顯。

(2)利率對投資的影響。利率作為企業經營成本，貸款利率的高低反映了資金使用成本的大小，對投資建設的貸款額存在反方向作用，利率越低，投資貸款越多；利率越高，投資貸款越少。調控利率就可以調控經濟熱度。

利率對投資規模的影響：在投資收益不變的條件下，因利率上升而導致的投資成本增加，必然使那些投資收益較低的投資者退出投資領域，從而使投資需求減少。相反，利率下跌則意味著投資成本下降，從而刺激投資，使社會總投資增加。

利率對投資結構的影響：利率水平與利率結構都會影響投資結構。利率水平對投資結構的作用依賴于預期收益率與利率的對比，資金容易流向預期收益率高的投資活動，而預期收益率低于利率的投資，往往由于缺乏資金而無法進行；利率結構的變動會直接影響到投資結構的變動，如利率的期限結構會影響投資的期限結構。如果長期貸款利率過高，會抑制建設期限較長的行業投資，相對增加人們對短期投資的需求；相反，如果短期利率過高，長期利率相對較低，則會刺激長期投資，使一部分投資需求由短期轉為長期。

(3)利率對通貨膨脹的影響。利率和物價應是一種交互影響的關系。但更為重要的是承認利率變動對物價水平的影響(如表2)，因為這更有利于認識從而發揮利率杠桿的宏觀調節作用。

目前，我國利率市場化格局還未完全形成。但是，隨著我國利率市場化的加深，利率必將發揮越來越重要的作用。

三、完善我國貨幣政策中介目標的建議

（一）進一步理順我國的利率體系，加快利率的市場化改革

目前我國利率市場化程度不高，這對利率發揮貨幣政策中介目標的作用構成一定的限制。雖然利率完全實現市場化并不是其作為貨幣政策中介目標的必要條件，但是利率市場化顯然有利于利率傳導渠道的暢通，有利于增強利率與貨幣政策最終目標的相關性，利率的市場化程度在一定程度上影響著利率執行貨幣政策中介目標的效果。利率市場化是實現我國貨幣政策中介目標從貨幣供應量向利率轉換的動力。

（二）改善貨幣政策利率傳導機制

貨幣政策傳導機制是指中央銀行運用貨幣政策工具影響中介指標，進而最終實現既定政策目標的傳導途徑與作用機理。貨幣傳導機制是否完善及提高，直接影響貨幣政策的實施效果以及對經濟的貢獻。貨幣傳導機制可以有多種渠道，我國目前最主要的渠道是信貸渠道和利率渠道。

（三）協調利率政策與匯率政策

在充分考慮國際資本市場環境的前提下，央行要通過利率政策與匯率政策的配合，來實現更好的政策效果。根據蒙代爾三角理論(Mundell triangle)，人民幣匯率形成機制的改革進程必然對我國利率政策的實施產生影響。為了使利率政策能夠更加有效的實施，必須完善人民幣匯率形成機制，減輕匯率對利率調整的壓力。

（四）增強中央銀行的獨立性

繼續增強中國人民銀行作為中央銀行的獨立性，為其獨立制定與執行貨幣政策提供制度安排和立法保障。

（五）加強銀行自身建設

央行要靈活調整利率，增加利率檔次，強化利率的約束性。商業銀行則要提高業務操作素質，進一步建立風險防范和補償機制，加強市場調研，培育駕馭市場的能力。

［參考文獻］

［1］夏斌，廖強．貨幣供應量已不宜作為當前我國貨幣政策的中介目標［J］．經濟研究，2001(8)．

篇9

關鍵詞:貨幣政策 股票指數 實證研究 相關關系

■一、引言

貨幣政策與股票市場相互影響,研究兩者之間的關系在學術界和實務界都很有現實意義。目前,大部分研究更多的專注于股票市場如何影響貨幣政策、金融穩定性以及宏觀經濟穩定性等方面。而對于貨幣政策如何影響股票市場,研究得并不多。研究貨幣政策對于中國股市的影響,對于解釋貨幣政策傳導機制很有價值,能為中央銀行在制定貨幣政策時提供參考意見,特別是是否干預以及如何干預資本市場有著極為重要的指導意義。本文將主要從實證角度研究貨幣政策對股票市場的影響。

■二、文獻綜述

國外在這一領域的研究開展得較早,成果也較為豐富。Homa&Jaffee(1971)通過對貨幣供應量、聯邦基金利率與股指的回歸分析,得出貨幣供應量與聯邦基準利率可以在一定程度上解釋未來一段時期的股票收益狀況。Friedman(1988)的研究表明,在美國金融市場,股票價格的趨勢以及波動可以由貨幣供應量部分解釋; Rigobon等人(2003)的實證研究發現股指與短期利率存在較為顯著的負相關。然而,以上研究所得出的結論與資本市場有效性假說是相互矛盾的。一般這一理論的實證研究表明,在成熟、發達的金融市場中,股票等資產價格能及時對貨幣政策的變動作出有效的調整,即資本市場服從弱式或半強式有效。

國內學者的研究開始于上世紀90年代末期。錢小安(1998)檢驗了貨幣供應量與股票價格之間的相關性,得出滬深指數與貨幣各層次之間的相關關系各異,且并不穩定的結論;孫華妤、馬躍(2003)認為利率對于股指有較大影響,而貨幣供給量的因素并不明顯;鐘小強(2008)運用VAR模型實證檢驗顯示,股票指數和貨幣供應量之間存在較為穩定的均衡關系。

從目前學者們的研究很難得出關于貨幣政策與股票市場較為統一的共識。一方面這是由于研究的樣本差異造成的偏差,另一方面也可以解釋為以股票市場為代表的金融市場也在不斷的發展和成熟的過程中,以往的研究很難解釋金融市場的最新發展。本文擬采用近5年的股票市場和貨幣政策的數據,以貨幣政策傳導為主線,對貨幣政策與股票市場的相關關系進行實證研究,并給出相應的解讀和政策建議。

■三、實證分析

與以往股票市場在經濟中影響力較為有限不同,目前股票市場的發展,已經改變了貨幣政策對股票市場單向影響的格局,股票市場也可以反過來影響貨幣政策。比如,通過市場交易、資源配置等效應間接的影響市場利率、貨幣供給。

1.變量的選擇

目前,中國人民銀行根據可控、可測、較為相關且抗干擾的、具有較好適應性的原則,確立的中介指標通常有利率、貨幣供應量、準備金率和基礎貨幣等。匯率目前未被納入貨幣政策的中介指標。其中,利率和貨幣供應量對于股市的影響較為明顯,作用也比較直接。其作用機理在于:

(1)利率通過影響儲蓄與投資的轉換影響股價

利率直接決定投資者投資資本市場的機會成本,利率的變動是投資者進行資產選擇的重要參考。市場利率上升或下降,提高或降低了持幣成本,儲蓄增加或減少,結果是抑制或刺激了市場上的投資需求,導致股票價格的下降或上升。

(2)貨幣數量通過決定資金面調整股票價格

根據資產選擇理論,貨幣數量增加,直接導致無風險資產的比例升高,投資者將重新分配資產,提高風險資產的比重。在風險資產供給不變的前提下,風險資產價格將上漲。一般而言,貨幣供給量增加,資金面充裕,股票價格上漲;貨幣供給量下降,資金面短缺,股票價格下降。

基于上述的理由,本文將利率和貨幣供應量作為貨幣政策指標,舍棄準備金率和基礎貨幣指標。

2.樣本及統計區間的選擇

由于研究股票市場的需要,利率應盡可能的體現市場化,因此,本文選擇市場化程度最高的全國銀行間同業拆借利率(7天),以反映短期資金的供給需求。而貨幣供給量樣本的選擇應遵循大口徑的原則,故本文選用廣義貨幣供應量M2。股票指數則選擇最能反映股票市場整體狀況的上證綜合指數(SI)。

統計區間的選擇需要考慮數據的可得性和計量統計的可靠性,更重要的是要能體現現階段股票市場的特征,因此,既不能選取過短的區間以免由于樣本容量太小影響計量統計的可靠性,也不能選取區間過長而導致市場特征不明顯。本文選取2005年1月至2010年4月的月度數據進行實證研究。在此期間,中國股票市場經歷了一個大漲大跌的完整周期,實體經濟遭受了金融危機的沖擊,正處于恢復中,該統計區間能比較理想的反映目前經濟狀況和金融市場特征。

為了減輕回歸模型中出現異方差的可能,本文的研究數據將對數據進行對數化處理,數據來源于中國人民銀行統計數據和GTA國泰安研究中心。

3.時間序列數據的平穩性和協整性檢驗

(1)平穩性檢驗

對時間序列平穩性的判斷是進行建立模型之前必須解決的問題,本文采用最為常見的檢驗方法,即單位根檢驗,以此判斷時間序列的平穩性。檢驗結果如下:

從檢驗結果可以看出,全國銀行間同業拆借利率(LR)滿足平穩性的要求,而貨幣供應量(LM2)和上證綜指(LSI)均為非平穩數據,因此,需要對其一階差分進行檢驗,結果如下:

結果表明,各變量進過一階差分后的ADF檢驗統計量的值都小于1%的臨界水平,因此,全體變量都是一階單整序列,即I(1)。

(2)協整關系檢驗

協整關系是對非平穩經濟變量長期均衡關系的統計描述。非平穩經濟變量存在的長期穩定的均衡關系稱作協整關系。分別對LSI、LR和LSI、LM2進行協整分析,采用一階差分進行協整關系檢驗,結果如下:

協整方程:

VECM=DLSI+9.799590DLM2(2)

協整方程:

VECM= DLSI-1.417833DLR (3)

協整關系檢驗結果表明,股票指數與貨幣供給量(LM2)顯著正相關,一階差分后的股票指數對貨幣供應量的彈性系數為9.799590。股票指數對全國銀行間同業拆借利率(R)顯著負相關,一階差分后的股票指數對利率的彈性系數為-1.417833。實證結果驗證了貨幣供應量和利率對股票市場的正向和反向效應。

4.格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗可以用來驗證兩組變量之間的作為原因及結果的解釋關系。樣本之間協整關系的存在,僅僅能說明三者存在長期穩定的均衡關系,但無法弄清它們之間誰是因、誰為果,如何通過貨幣工具的操作實現目標。因此,需要對它們進行格蘭杰因果檢驗,檢驗結果如下:

從格蘭杰因果檢驗的結果可以看出:

(1)SI與R互相之間不存在解釋關系,這也與中國的實際狀況吻合,全國銀行間同業拆借利率雖然是一個市場化利率,但這個利率仍然受到人民銀行利率政策的強烈影響,同時,我國經濟是二元分割現象較為明顯,股票市場仍遠未成熟,股票價格指數對于利率變動的反應并不明顯。

(2)M2是SI的格蘭杰原因,SI并不是M2的格蘭杰原因。這個檢驗的結論表明,貨幣供應量對于股票價格指數的影響是單向的,而且是顯著的解釋因素。這可以解釋為,我國的股票市場雖然經歷了十多年的發展,但仍然是一個資金驅動為特征的股市,股市行情的漲跌,更多的取決于資金面的狀況。貨幣供給量與股票價格指數同漲同跌。然而,股票價格指數的漲跌并不能導致貨幣供應量的變化,一個合理的解釋是,目前,我國外匯占款逐年增加,貨幣被發行的狀況較為嚴重,影響貨幣供應量的決定因素并不是金融市場、經濟狀況指標,而是中央銀行的結匯操作。

■四、結論與政策建議

中國經濟在經歷了03年至07年十個百分點左右的增長后,由于周期性調整的需要以及次貸危機沖擊的雙重因素作用,連續兩年出現了較為明顯的回落,與此同時,股指也應聲下探谷底。為走出經濟發展的低谷,中央實施了4萬億的投資計劃和寬松的貨幣政策,止住了經濟下滑的趨勢和股市進一步走低的頹勢。但由于09年上半年過度增長的信貸規模,流動性過剩的苗頭引發了市場、投資人對于通貨膨脹的擔憂。09年下半年,貨幣當局將寬松的貨幣政策調整為動態微調的貨幣政策,即在保持貨幣政策的連續性和穩定性的同時,將把握好適度寬松貨幣政策的重點、力度和節奏,靈活運用貨幣政策工具,注重運用市場化手段進行動態微調,引導貨幣信貸適度增長和信貸結構優化。本文的政策建議主要依據實證檢驗的結果,給出符合當前經濟及金融市場狀況的政策建議,包括:

1.相機調整貨幣供應量

協整檢驗以及格蘭杰因果檢驗的結果均表明,貨幣供應量M2對于股票市場的繁榮和蕭條有著較為顯著的決定作用。這種決定作用既體現為長期的、較為穩定的均衡關系,也體現為貨幣供給量對于股票市場直接影響,即成為決定股票價格指數漲跌的決定因素。基于這個檢驗結果,貨幣當局可以根據資本市場的發展狀況及需要,相機調整貨幣供給量,控制貨幣增長的規模和速度,從而實現穩定股票市場的政策目標。

資產價格直接關系居民的財產性收入,影響居民的消費潛力及意愿。因此,貨幣當局在制定貨幣政策時應統籌兼顧物價水平和資本市場的運行狀況,以最大程度上提高居民消費水平。

2.保持利率的合理水平,推進利率的市場化進程

利率與股票指數存在之間長期的、較為穩定的均衡關系。但兩者的格蘭杰因果關系檢驗并不支持利率對于股票市場具有解釋作用的判斷。綜合兩個檢驗的結論,說明制定利率政策的出發點在于穩定市場的投資機會成本,恰當的引導資金的流動和資源的配置,而不能寄希望于通過利率政策的調整直接影響股票市場的變動。當前,在世界經濟復蘇前景并不明朗,尤其是由于債務危機的侵襲導致的不確定因素增多的情況下,需要貨幣當局謹慎的調整利率政策,保持合理的利率水平,繼續維持投資的動力,持續推動經濟的發展。

利率變動對于股票指數的解釋力不強也從一個側面證明了我國利率市場化程度依然較低的現實,說明利率在我國仍然不是使用資本的真正意義上的價格。因此,進一步推進利率的市場化改革,提高經濟標量、尤其是投資對于利率的敏感性,將有助于發揮利率在資本市場的核心作用。

3.提高股票市場有效性

實證檢驗的結果,可以理解為我國的股票市場已經具有一定的有效性,能夠對市場信息,尤其是貨幣政策的變動做出反應,成為貨幣政策的傳導渠道。當然,實證檢驗的結果也表明,利率對于股票市場的解釋作用較小,說明目前我國的股票市場仍未成熟,進一步提高股票市場的有效性對于傳導貨幣政策,真正使股票市場成為宏觀經濟、金融市場發展狀況的晴雨表具有十分重要的現實意義。

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篇10

對于任何國家的金融市場，政府行為始終是市場參與者中不可缺少的部分。在必要的時候只有政府對金融市場進行適當的調控，才一能使其保持長期穩定健康的發展。我國股市是一個新興市場，在其較短的發展歷史中，相關政策、市場制度、投資環境等不夠完善，市場參與者的規范意識和理性程度也都較為欠缺。從我國股市歷年發展的經驗看來，政府出臺的政策在股市發展的過程中產生了重大影響。我國股市甚至被稱之為“政策市”。國外的研究結果對我國股市可能僅有參考意義，因此，還很有必要對我國貨幣供應量和股市價格關系這一課題進行深入研究。

貨幣政策作為主要經濟調控手段，關于它與股票市場的關系問題，各國經濟學家目前沒有統一的定論，股票市場會對所有可能影響股票收益的信息做出反應。所以我們以貨幣政策對股價變動的影響作為課題展開研究。

二、理論分析

（一）貨幣供應量與股價變動

貨幣供應量是各國中央銀行編制和公布的主要經濟指標之一。貨幣供應量的實際水平及其變動是國家制定貨幣政策的依據。從經濟學原理上說，貨幣供應量的變化會通過一定的傳導機制影響到股票價格。中央銀行通過公開市場業務購買或銷售債券來調整貨幣供應量，最初都會作用于政府債券市場和普通股票市場，最后才影響到實物市場。這意味著貨幣供應量的變化首先影響金融市場，然后才影響到實體經濟。當中央銀行準備實行擴張性的貨幣政策時，從預期效應看，能夠影響市場參與者對未來貨幣市場的預期，從而改變股市的資金供給量，影響股票市場的價格和規模。這種預期效應一般是正向的，也就是說，貨幣供應量增加會導致股票價格的上升。從利率的角度來看，隨著貨幣供應量的增加，利率水平會隨之下降，引發更多的投資支出。投資支出的增加創造出更多的家庭收入，因而引起消費支出的增加，后者通過乘數的作用又導致了更高的產出和隨之而來的更大的公司利潤。當然，長期看，因貨幣供應量增加而導致股價普遍上漲，達到一定水平時，國家又要提高法定存款準備金率，控制貸款發放，從而引起股價下跌。從流動性方面來看，如果中央銀行以快于正常速度增加貨幣供應量時，公眾會發現自己手中持有的現金多于日常交易所需，于是他們會調整資產構成，把其中多余的一部分用來購買金融資產，包括股票。對股票需求的增加就會促使其價格上升，使股票價格的平均水平上漲。

總之，貨幣供應量增加，可以增加流通中的現金流，提高上市公司貼現率，降低企業籌資成本，增加企業未來的預期收益，因此股價將上升，反之股價下跌。另一方面，貨幣供應量的增加，意味著國家將實行擴張的宏觀經濟政策，股市預期收益增加，促使股價攀升。

（二）利率與股價變動

利率是影響股市的重要因素之一。利率政策是貨幣政策的重要內容，是中央銀行對社會貨幣流通量進行調控的主要工具。利率的升降，預示了國家宏觀經濟政策的走向，利率取決于資本市場的資金供求，資金的供給來自儲蓄資金，需求來自投資，而投資和儲蓄均是利率的函數。一方面，利率水平的變動直接影響企業的融資成本。利率降低，可以降低企業的利息支出，增加盈利，股價上漲，還可以降低貨幣的持有成本，進而改變居民的金融資產結構。比如，持有固定收益債券的人將賣掉債券轉而投資股票，促進居民儲蓄向投資轉化，從而增加流通中的現金流，促使股價上漲，反之，利率上升，股價下跌。另一方面，利率變動會影響公司經營環境的變化，改變公司經營業績，引起公司資本價值及投資者預期的變化，從而使股價發生變化。利率下降，意味著社會資金的相對寬裕，刺激了企業的投資需求，影響企業的生產經營，進而會對公司利潤產生連鎖作用，影響股票價格，能使企業獲得較為寬裕且成本較低的資本，企業經營順利，經營風險減少，從而增加公司未來的股息收入的增長與派發能力，促進股價上漲，反之股價下降。

（三）股市對貨幣政策的敏感性

隨著我國證券市場的快速發展，我國證券市場已成為廣大投資者重要的投資平臺，為企業拓寬了融資渠道，股市的價格變動通過托賓q等效應影響了企業和個人的投資和消費，而企業和個人的投資、消費變化不可避免地影響了物價穩定，物價穩定是貨幣政策的重要目標，制定貨幣政策就應該關注股市價格變動，換言之，股市價格變動可能對貨幣政策有一個預測作用。

（四）對我國貨幣政策和股市價格變動的研究情況

目前國內有很多學者對我國股市的價格變動與宏觀經濟關系進行了實證研究。他們采用多種方法進行了實證分析，得出多種結論，大部分研究表明：進出口，價格指數對股價變動的影響與理論相符，但從現有文獻中可以看出，貨幣政策對股市波動的影響這一議題，理論界還存在一些分歧。劉熀松（2004年）通過年度、月度等不同時序的研究，發現貨幣供應量的年度數據對股市有重大影響。不過也有學者對此提出了反對意見，錢小安（1998）對我國股市與貨幣供應量之間的關系進行實證，認為我國目前的股市還不完善，股票價格與貨幣供應量之間的相關性還很低，貨幣供應量的改變對股市的影響微乎其微。孫華妤（2003）在對我國股市與貨幣政策主要工具之間的實證中指出，貨幣數量的變動對股票市場是不起作用的，如果中央銀行意圖影響股市時，政策工具只能選擇利率，因為只有利率才影響股票價格。還有很多學者們的研究表明中國股市的波動性與實體經濟間的關系是扭曲的。

本文在現有文獻研究的基礎上，采用單位根檢驗、VAR模型估計、格蘭杰因果檢驗和沖擊響應模型等計量方法，系統地對貨幣供應量和市場利率是否會影響股價變動、影響程度，股價變動是否會影響貨幣供應量和市場利率、影響程度以及各因素能否預測進行了研究，并結合實證研究成果提出了相應建議。

三、實證分析

（一）指標選取與樣本期間確定

本文將貨幣政策工具分成貨幣供應量工具和利率工具，貨幣供應量選用M0，因為相對于M1、M2，M0的流動性更強，對股市影響更直接。利率選用全國銀行間同業拆借市場30天利率，因為全國銀行間同業拆借利率較其他利率更貼近市場利率。在股市價格變動方面，指標選用上證指數每月最后一日收盤價，即上證指數月線數據。

以上貨幣政策指標的數據（M0，全國銀行間同業拆借市場30天利率的數據）均來自各期中國人民銀行統計季報以及中國人民銀行官方網站，上證指數月平均收盤價來自大智慧行情軟件。樣本期為2002年1月至2013年9月，均為月度數據。

（二）模型設定

前文分析了貨幣政策與股市之間存在的理論關系， 股票市場作為虛擬資本市場，它的價格變動是股市交易的作用結果，而股市交易取決的因素很多，直接的因素是股市交易者的實際交易，貨幣政策作為影響股市交易者的買賣心態與買賣能力的其中一個因素， 貨幣政策變動對于股價變動只是間接影響，而非直接影響。在可能存在漏失重要解釋變量情況下不能對兩者之間進行傳統的靜態回歸分析，所以本文用Eviews軟件中的向量自回歸模型（VAR模型）進行分析。

（三）平穩性檢驗

一般而言，幾乎所有表示絕對量指標的宏觀經濟變量都是非平穩的、具有時間趨勢。因此，在進行估計和相關檢驗之前，通常都需要進行單位根檢驗，消除“偽回歸”。

刻畫股價變動我們選取的是上證指數，雖然上證指數是非平穩的，但是它沒有時間趨勢，不能用HP濾波的方法使其變平穩，而簡單的對數差分會使具有經濟意義的數據原本的特征大大降低，所以我們采用上證指數的原始數據作為變量數據。

1.利率R的平穩性檢驗。

從表2的結果可以看出，利率R在90%上是平穩的，不存在單位根，即采用直接利率R進行回歸分析不會出現“偽回歸”。

2.PM0的平穩性檢驗。

因為原始數據貨幣供應量M0經單位根（ADF）檢驗（表3）后是非平穩的，M0有增長趨勢，所以我們將M0取對數之后，再HP濾波消除了其增長趨勢，得到PM0，以此來刻畫貨幣供應量。再對PM0進行單位根檢驗。

從表4檢驗結果可以看出，經HP濾波之后的貨幣供應量PM0在99%以上是平穩的。

（四）建立VAR模型

估計VAR模型，首先要確定滯后階數，利用LR檢驗和SC，AIC準則，得到VAR模型的滯后階數為一階。

得到滯后階數為一階后，建立VAR模型，結果如下：

SH=0.009090+0.466265SH（-1）+0.375573PM0（-1）-0.002864R（-1）+ε1t

PM0=0.002268-0.41986SH（-1）+0.344470PM0（-1）+0.000709R（-1）+ε2t

R=0.372755+1.215127SH（-1）-4.260246PM0（-1）+0.881827R （-1）+ε3t

（五）格蘭杰因果檢驗

利用計量經濟學軟件EViews對各變量之間因果關系進行檢驗。

從表6可以看出，在0.1的顯著性水平下：

1.利率（R）是股價（SH）的格蘭杰原因，而貨幣供應量（PM0）不是股價（SH）的格蘭杰原因，即利率對股價有預測作用，這意味著相對于貨幣供應量，利率對股價的影響更大。貨幣供應量與股價相關性并不顯著。主要原因是我國目前的股市發展還不完善， 股票價格與貨幣供應量之間的相關性還很低， 貨幣供應量的改變對股市的影響微乎其微。

孫華妤（2003）在對我國股市與貨幣政策主要工具之間的實證中指出，貨幣數量的變動對股票市場是不起作用的，如果中央銀行意圖影響股市時，政策工具只能選擇利率，因為只有利率才影響股票價格。正好與我們的研究結果相吻合。

2.股價（SH）是利率（R）的格蘭杰原因，而不是貨幣供應量（PM0）的格蘭杰原因。這表明，股票市場的變動會通過交易效應、資源配置等效應影響貨幣需求，進而影響利率。股價變動對利率有一個預測作用。例如股價的上漲往往伴隨著股市交易量的擴大，交易量越大，所需要的資金就越多，在貨幣供應量變動不大的情況下，利率就會上升。

3.股價（SH）不是貨幣供應量（PM0）的格蘭杰原因，即股價對貨幣供應量沒有預測作用。主要是跟我國貨幣供應量的確定和控制方法有關。我國貨幣供應量的確定是在年初根據GDP增長目標、物價控制目標及一定的貨幣流通速度來確定貨幣供應量，并在執行過程中通過對銀行信貸的控制保證來實現年初的目標。貨幣供應量表現出一定的外生性。在從股票市場到貨幣政策目標的傳導機制中，股票市場的變化本該通過財富效應和托賓“q”效應等途徑影響消費支出和投資支出，進而對總產出或國民收入產生影響。這種傳導機制效果在我國并不明顯。

無論中央銀行使用貨幣供應量還是利率，貨幣政策都能夠影響股票市場變動。與貨幣供應量相比，中央銀行利用利率手段調控股票市場更為有效。

（六）脈沖響應

可以看出利率與貨幣供應量的沖擊對股價帶來的影響都不大，但相對貨幣供應量而言，利率對股價的影響更大一些，此外股價對利率的沖擊也會對利率帶來一定影響。

四、建議

從以上分析可以看出，股票市場價格對貨幣供應量的作用不明顯，但貨幣的供求在一定程度上會影響股市價格。這也在一定程度上提高了中央銀行調控貨幣政策尤其是貨幣供應量的難度。因此，中央銀行作為宏觀經濟調控的重要部門，特別是貨幣政策制定和決策的金融當局，更應密切關注股市變動。同時為完善我國貨幣政策股票市場的有效傳導，針對我國目前現狀，在進行貨幣政策執行和操作時應該從以下幾個方面人手：

1.未來貨幣政策面臨越來越多的不確定性，必須提高中央銀行貨幣政策的前瞻性，增強對經濟的預測能力。

2.貨幣政策的最終目標應關注以包括股票價格在內的廣義價格指數的穩定，只有在股票價格危及宏觀經濟穩定時才干預股票市場，使證券市場的有效性提高，真正成為“宏觀經濟的晴雨表”。

3.我國現階段貨幣供應量與股市價格變動的相關系還很低，對股市實行必要干預時應多選擇利率作為調控工具。而且，貨幣供應量目標并不能在短期和中期為貨幣政策提供一個可靠的數量指導， 只能做事后統計，而利率的變化從根本上說能反映經濟的動態， 也易被中央銀行觀察到，因此，利率能作為中央銀行貨幣政策的最佳操作目標。

4.加快推進利率市場化建設。只有真正利率市場化，才能有效發揮利率對股票市場調控的有效性，提高貨幣政策股票市場傳導機制效率。

5.在進行宏觀調控的時候，應當充分估計政策因素對股市的影響，建立相應的對沖機制，以減輕由政策原因導致的金融市場的大起大落。

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