上證指數(shù)與各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間相關(guān)分析

1、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析上證指數(shù)與各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間相關(guān)分析上證指數(shù)與各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間相關(guān)分析（）問題提出：在我國，股票市場已有十余年的發(fā)展歷程。隨著股票市場的深化 與發(fā)展，以及居民收入水平的提高，居民個(gè)人持有股權(quán)的比重在逐步 增加。尤其是1997年以來，原先以銀行儲(chǔ)蓄為主要資產(chǎn)形式的居民資 產(chǎn)結(jié)構(gòu)開始發(fā)生變化，其資產(chǎn)總量中股權(quán)資產(chǎn)的比重在逐步增加。而 近年來，連續(xù)下調(diào)利率，并開征存款利息稅，實(shí)施存款實(shí)名制,都在不 同程度上促進(jìn)了居民資產(chǎn)結(jié)構(gòu)多元化的調(diào)整?，F(xiàn)在，股票市場在人們 的生活中越來越發(fā)揮著重要的作用，股市對經(jīng)濟(jì)和貨幣政策的影響日 益明顯，許多專家學(xué)者都開始關(guān)注股市的發(fā)展及其對經(jīng)濟(jì)生活的影 響。因

2、此，關(guān)于我國股市變動(dòng)情況與各宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的關(guān)系值得 我們深入研究。（二）理論綜述證券市場態(tài)勢多變，這是因?yàn)橛绊懽C券市場的因素多而且復(fù)雜。 就宏觀經(jīng)濟(jì)走勢、貨幣供應(yīng)量、利率等三個(gè)方面對證券市場態(tài)勢的影 響進(jìn)行分析。（三）模型建立由以上分析知，對于影響股票指數(shù)的各因素中，我們選取較為典 型的幾個(gè)因素來分析它們和上證指數(shù)之間的相關(guān)性:選擇上證指數(shù)增長率為被解釋變量(y),分別選取工業(yè)生產(chǎn)值增長率，狹義貨幣供應(yīng) 量增長率(ml),廣義貨幣供應(yīng)量增長率(m2),全國物價(jià)指數(shù)增長率, 人民幣一年期存款利率水平為解釋變量，設(shè)為xi, x2, x3, x4, x5o(選取數(shù)據(jù)為2004-2006年各刀度數(shù)

3、據(jù)，樣本量為36o如下：)工業(yè)生 產(chǎn)增長 率xi狹義貨 幣供應(yīng) 量增長 率x2廣義貨 幣供應(yīng) 量增長 率x3全國物價(jià)指數(shù)增長率x4人民幣 一年期 存款利 率x5上證指數(shù)增長率y2004. 115. 712.613.51032. 25-2.062004. 215. 713.8141022. 25-4.042004. 314.813.614.61012. 25-15.42004. 414.415. 314. 11012. 25 22.022004. 520. 910. 613.91022. 25 22.032004. 67.69.9141012. 25-32.182004. 715. 11014.

4、 11012. 25-27.352004. 81610.414.61012. 25-31.832004. 916.611. 315. 71012. 25-22.742004. 1016.81116.31012. 25-21.872004.1116. 111. 517. 31002.25-13.362004.121611. 617.91002. 25-17.262005. 116. 512. 1181002. 25 17.242005. 216. 112. 718.31012. 25l&ol2005. 316.611.817.61012. 25&332005. 416. 510.

5、619.21012. 250.532005. 512.612.418.81002. 250.532005. 620. 112. 718.81002.259.912005. 717.812. 518.91012.2524.252005. 816.61419. 11012. 2554.732005. 917.913.918.41012. 2554.72005. 1019.515.318.41012. 254&912005.1116. 715. 617.91012. 5242.642005.1215. 715. 716.81012. 5251.642006. 116. 116. 317. 1

6、1012. 5268.192006. 214. 716.816.81022. 5290.972006. 314.917. 516.91022. 52130.432006. 314. 720.215.91022. 52121.792006. 412.62117.81022. 52121.792006. 517.619.817.31032. 79145.242006. 617.42017. 11022. 79166.712006. 718. 119. 316. 71023. 06150.392006. 819.420.917. 11033.0612&482006. 91820.918.51

7、043. 33177.232006.1017.522.818. 11053.6214.652006. 1118.922. 118.51053.87216.842006. 1217.922.218.51053.87223.98建立模型為 y=a+blxl+b2x2+b3x3+b4x4+b5x5+ut,其中 ut 為隨機(jī) 誤差項(xiàng)。使用eviews5. 0的回歸結(jié)果如下：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/10/07time: 13:04sample: 2004m01 2006m12in eluded observati ons: 3

8、6coefficivariableent std. errort-statisticprob. 1373.0-2.43111c27 564.772550.021212x2x3x4x512.92994 1.556564 8.306715 0.00007.069841 2.414922 2.927565 0.006510.26718 5.761696 1.781972 0.084926.39258 20.81194 1.268146 0.21450.9450mean dependent48.408r-squared12 var61adjusted0.9358sd. dependent76.996r

9、-squared48 var37s.e. of19.501akaike info8.9299regression84 criterion07sum squared11409.9.1938resid66schwarz criterion27-154.73103.11log likelihood83f-statistic57durbin-watson1.09110.0000stat21prob(f-statistic)00從模型擬合結(jié)果可知，樣本觀測個(gè)數(shù)為36,模型的判定系數(shù) l2二0.945012, f統(tǒng)計(jì)量為103. 1157,在0. 05置信水平下,f臨界值 為2. 53,計(jì)算的f值遠(yuǎn)大于臨

10、界值，表明回歸方程是顯著的。模型 整體擬合程度較高。但是，由于xlx4. x5的t檢驗(yàn)值均不能通過檢驗(yàn)，故初步判定數(shù) 據(jù)中存在多重共線性。由相關(guān)系數(shù)矩陣（下圖）可以看出有些解釋變量之間相關(guān)系數(shù)較高，說明模型中確實(shí)存在多重共線性。x1x2x3x4x5x11.0000000.1991520.3259210.2474160.296613x20.1991521.0000000.2589950.7856360.830355x30.3259210.2589951.0000000.0570980.241970x40.2474160.7856360.0570981.0000000.910226x50.2966

11、130.8303550.2419700.9102261.000000（四）模型修正（1）多重共線修正：先將模型作對數(shù)模型的變換，得到回歸結(jié)果如下:dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/10/07 time: 12:52sample: 2004m01 2006m12included observations: 36coefficivariableent std. error t-statistic prob.6072.5-2.23640c38 2715.30790.0329-10.193-0.47880lx101 21.288504

12、0.6355165.95lx219 23.280017.1285160.0000117.26lx305 40.133812.9217390.00661137.3lx480 585.42781.9428180.0615132.46lx588 59.494412.2265760.03360.9434 mean dependent 48.408 r-squared48var61adjusted0.9340s.d.dependent76.996r-squared22var37regression39 criterion67sum squared11734.9.2218resid35schwarz cr

13、iterion87-155.24100.09log likelihood34f-statistic64durbin-watson1.00300.0000stat57prob(f-statistic)00再用逐步回歸來剔除變量以消除多重共線性:(1).dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/10/07 time: 13:13sample: 2004m01 2006m12in eluded observati ons: 36coefficivariable-702.95-14.080463 49.924129 0.0000ent std

14、. error t-statistic prob.lx2281.10 18.59571 15.11687 0.0000890.8704mean dependent48.408r-squared86 var61adjusted0.8666sd.dependent76.996r-squared77 var37s.e. of28.114akaike info9.5643regression04 criterion68sum squared26873.9.6523resid58schwarz criterion42-170.15228.51log likelihood86f-statistic97du

15、rbin-watson1.12460.0000stat06prob(f-statistic)00分別對各解釋變量做一元回歸分析，發(fā)現(xiàn)其中x2的it2最大，并 且t值檢驗(yàn)顯著。故將x2作為第一個(gè)進(jìn)入方程的變量。(2) .dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/10/07 time: 13:16sample: 2004m01 2006m12in eluded observati ons: 36coefficivariableent std. error t-statistic prob.-625.86-15.2299c34 41.094

16、3610.0000178.69lx298 24.82660 7.1979180.0000218.23lx556 43.39455 5.0291010.00000.9266 mean dependent48.408r-squared80 var61adjusted0.9222 s.d. dependent76.996r-squared36 var37s.e. of21.471 akaike info9.0509regression33 criterion69sum squared15213.9.1829resid59 schwarz criterion29-159.91208.54log lik

17、elihood74 f-statistic06durbin-watson1.08760.0000將x5加入方程，再將剩下的變量逐漸加入方程:最后經(jīng)過分析，挑選，保留x2.x5兩個(gè)變量。模型為 y二625.8634+178.69981x2+21 &23561x5(2) 異方差檢驗(yàn)用arch檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖诋惙讲睿?a)提出假設(shè)：h0:a2=a5=0, hl: ai (i=l,3,4.-5)中至少有一個(gè)不為零(b)用ols法估計(jì)原模型，計(jì)算殘差式et=yt-yt并計(jì)算殘差平方序列et八2, e(tl)八2,，e(t-p)a2 (c)做 輔 助 回 歸eta 2=a0+a 1 *e(

18、t-1)a 2+a2*e(t-2)a 2+ap*e(t-p)a2(d)計(jì)算統(tǒng)計(jì)量(np)*rt，其中n為樣本容量，ra2為輔助回歸的可決系數(shù),p為自由度。(e)在 h0:a2=a5=0 , hl: ai (i=l,3,4.5)中至少有一個(gè)不為零的假設(shè)條件下，查卡方分布表，得到(n-p)ra2=2.946488<xa2=110705故可以判斷模型中不存在異方差?；貧w結(jié)果如下:arch test:0.52510.7549f-statistic52 probability612.94640.7082obs*r-squared73 probability38test equation:depen

19、dent variable: resida2method: least squaresdate: 12/18/07 time: 18:44sample (adjusted): 2004m06 2006m12in eluded observati ons: 31 after adjustmentscoefficivariableent std. error t-statistic prob.485.5303 162.6070 2.985912 0.0062-0.0847-0.43525resida2(-1)89 0.1948042 0.6671-0.0829-0.69220resida2(-2)

20、07 0.1197740 0.4952resida2(-3)resida2(-4)resida2(-5)85 c0.021618 c-0.155404 c).1173135).118937 0.181764-1.29832).11969640.40910.85720.20600.0950mean dependent315.77r-squared48 var80adjusted-0.0859s.d. dependent470.07r-squared43 var20s.e. of489.85akaike info15.398regression54 criterion08sum squared59

21、989515.675resid8.schwarz criterion63-232.670.5251log likelihood03f-statistic52durbin-watson1.95130.7549stat91prob(f-statistic)61-0.0984-0.83950模型仍然為 y-625.8634+178.69981x2+21 &23561x5（3）自相關(guān)性檢驗(yàn)查dw統(tǒng)計(jì)表，在顯著性水平為0.01時(shí)，得到 dl=l 140, du=l. 370,模型中dw=l. 087616<dl,顯然模型中有自相關(guān) 存在?，F(xiàn)用科克倫-奧克特迭代法來修正：對殘差et進(jìn)行回歸分

22、析，回歸結(jié)果如下：dependent variable: etmethod: least squaresdate: 12/11/07 time: 10:48sample (adjusted): 2004m02 2006m12included observations: 35 after adjustmentsvariablecoefficient std. error t-statisticprob.et(-1)0.455101 0.152712 2.9801190.00530.2070 mean dependent0.1575r-squared65 var88adjusted0.2070 s

23、.d. dependent21.131r-squared65 var45s.e. of18.816 akaike info8.7355regression90 criterion44sum squared12038. schwarz criterion 8.7799resid5882-151.87 durbin-watson 1.7298log likelihood20 stat71進(jìn)行廣義差分，得到回歸結(jié)果:dependent variable: y-0.455101*y(-1)method: least squaresdate: 12/11/07 time: 10:50sample (ad

24、justed): 2004m02 2006m12in eluded observati ons: 35 after adjustme ntscoefficivariableent std. error t-statistic prob.c43 30.557835 0.0000lx2-0.455101*l131.02x2(-1)57 29.30464 4.471161 0.0001lx5-0.455101*l268.74x5(-1)59 49.96770 5.378393 0.0000-296.28-9.69585r-squared0.8444 mean dependent 30.009adju

25、sted0.8346sd.dependent45.809r-squared83 var60s.e. of18.625akaike info8.7687regression82 criterion91sum squared111018.9021resid48schwarz criterion07-150.4586.832log likelihood38f-statistic67durbin-watson1.45220.0000stat22prob(f-statistic)0007 var86由于考慮到樣本量人于30,故這里省去了進(jìn)行普萊斯溫斯滕變 換來補(bǔ)充觀測值這一步。由上面冋歸結(jié)果可得方程：y

26、n=-296.2843+131.0257*lx2n+268.7459*lx5n其中，yn= y-0.455101*y(-1) ix2n= lx2-0-455101*lx2(-1)ix5n= lx5-0.455101*lx5(-1)再有，cn=c/(1-0.455101)故 cn=-296.2843/(1 -0.455101 )=-543.74168yt=-543.74168+131.0257*lx2t+268.7459*lx5t1. 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：從回歸結(jié)果來看，各回歸系數(shù)的符號均符合現(xiàn) 實(shí)經(jīng)濟(jì)意義。2. 統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)：從回歸結(jié)果看：可決系數(shù)=0.844407,模型擬合良好，在顯著性水平=0.

27、05時(shí)，查t分布表得知，各解釋變量系數(shù)的t值均大于臨界值，所以和利率水平對上證指數(shù)增長率均有顯 著影響。(4) 平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)：(a) 采用adf法，對模型中各序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn):y序列：null hypothesis: y has a unit rootexoge no us: con stant, lin ear trendlag length: 9 (automatic based on sic, maxlag=9) t-statistic prob.*augmented dickey-fuller test-3.01741statistic50.1466test critical

28、1%-4.35606values:level85%-3.59502level610%-3.23345level6*mackinnon (1996) one-sided p-values.可見，y序列存在單位根，故檢驗(yàn)其一階差分序列的平穩(wěn)性:null hypothesis: d(y) has a unit rootexoge no us: consta nt, linear trendlag length: 1 (automatic based on sic, maxlag=9)t-statisticprob.mackinnon (1996) one-sided p-values.augment

29、ed dickefuller test-6.00925statistic00.0001test critical1%-4.26273values:level55%-3.55297level310%-3.20964level2可見其一階差分序列為平穩(wěn)的，故y為一階單整的。同理可得，1x2,1x5序列均為一階單整的，如下表：對1x2序列：null hypothesis: lx2 has a unit rootexogenous: constant, lin ear trendlag length: 0 (automatic based on sic, maxlag=9)t-statisticpro

30、b.mackinnon (1996) one-sided p-values.null hypothesis: d(lx2) has a unit rootexogenous: con stant, lin ear trendaugmented dickey-fuller test-2.38115statistic70.3824test critical1%-4.24364values:level45%-3.54428level410%-3.20469level9lag length: 0 (automatic based on sic, maxlag=9)t-statisticprob.*au

31、gmented dickey-fuller test-6.65267statistic80.0000test critical1%-4.25287values:level95%-3.54849level010%-3.20709level4*mackinnon (1996) one-sided p-values.對ix5序列：null hypothesis: lx5 has a unit rootexogenous: constant, linear trendlag length: 1 (automatic based on sic, maxlag=9)t-statisticprob.*aug

32、mented dickeyfuller test2.13975statistic11.0000test critical1%-4.25287values:level95%-3.54849level010%-3.20709level4*mackinnon (1996) one-sided p-values.null hypothesis: d(lx5) has a unit rootexogenous: constant, linear trendlag length: 0 (automatic based on sic, maxlag=9)t-statisticprob.*augmented

33、dickey-fuller test-6.75847statistic50.0000test critical1%-4.25287values:level95%-3.54849level010%-3.20709level4*mackinnon (1996) one-sided p-values.(b)協(xié)整檢驗(yàn):y對ix2和ix5的回歸，令e=resid,對e做adf檢驗(yàn):null hypothesis: e has a unit rootexogenous: nonelag length: 1 (automatic based on sic, maxlag=9)t-statisticprob.

34、mackinnon (1996) one-sided p-values.augmented dickefuller test 4.01150statistic10.0002test critical1%-2.63473values:level15%-1.95100level010%-1.61090level7可見e無單位根，序列1x2, 1x5與y整協(xié)，可見變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，故排除了偽冋歸的可能。(5) 建立誤差修正模型:dependent variable: dymethod: least squaresdate: 12/11/07 time: 17:08sample (adju

35、sted): 2004m02 2006m12included observations: 35 after adjustmentscoefficiprob.variableent std. error t-statistic4.0021c28 3.023712 1.3235810.195334.002dlx206 35.41169 0.9601930.3444112.25dlx54178.48429 1.4302750.1626 0.2144-1.41886e(-1)510.15114340.16590.1037mean dependent6.2542r-squared70 var86adju

36、sted0.0170sd. dependent15.942r-squared38 var21s.e. of15.805akaike info8.4658regression82 criterion44sum squared7744.58.6435resid39schwarz criterion98-144.151.1964log likelihood23f-statistic48durbin-watson1.51730.3273stat92prob(f-statistic)23dlx2=lx2-lx2 (1 )其中，dy=y-y ( -1 ),dlx5=dlx5-dlx5 (-1)故 誤 差

37、修 正dy=4.002128+34,00206*dlx2+112.2541 *dlx5-0.214451 *e (-1)上述結(jié)果表明，上證指數(shù)增長率的變化不僅取決于廣義貨幣供應(yīng) 量增長和利率水平，還取決于上一期上證指數(shù)增長對均衡水平的偏 離，誤斧項(xiàng)e (t-1)估計(jì)的系數(shù)-0.214451體現(xiàn)了對偏離的修正， 上一期偏離越遠(yuǎn)，本期修正量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。四結(jié)果分析由最終模型結(jié)果可以推斷出，對上證指數(shù)增長明顯的因素主要有 ml和利率水平，而其他的變量相對來說對上證指數(shù)增長的影響較小。(1) .宏觀經(jīng)濟(jì)走勢對證券市場的影響宏觀經(jīng)濟(jì)走勢是影響證券市場大盤走勢的最基本因素。證券市場 是整

38、個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的重耍組成部分，它在宏觀經(jīng)濟(jì)的人環(huán)境中發(fā)展，同 時(shí)乂服務(wù)于國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。從根本上說，股市的運(yùn)行與宏觀的經(jīng)濟(jì) 運(yùn)行應(yīng)當(dāng)是一致的，經(jīng)濟(jì)的周期決定股市的周期，股市周期的變化反 映了經(jīng)濟(jì)周期的變動(dòng)。經(jīng)濟(jì)周期包括衰退、危機(jī)、復(fù)蘇和繁榮四個(gè)階 段，一般來說，在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，股價(jià)指數(shù)會(huì)逐漸下跌；到經(jīng)濟(jì)危機(jī) 時(shí)期，股價(jià)指數(shù)跌至最低點(diǎn)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇開始時(shí)，股價(jià)指數(shù)又會(huì)逐步 上升；到經(jīng)濟(jì)繁榮吋，股價(jià)指數(shù)則上漲至最高點(diǎn)。宏觀經(jīng)濟(jì)走勢影響股價(jià)變動(dòng)，但宏觀經(jīng)濟(jì)走勢與股市趨勢的變動(dòng) 周期不是完全同步的。2002年10月，兩個(gè)數(shù)據(jù)在中國證券業(yè)界引起 了廣泛關(guān)注，一個(gè)數(shù)據(jù)是2002年前三個(gè)季度中國國內(nèi)生產(chǎn)總值同比

39、增長7.9%, 一個(gè)數(shù)據(jù)是2002年110月上證指數(shù)跌幅達(dá)到7.9%, 一正一負(fù)，宏觀經(jīng)濟(jì)走勢與證券市場走勢看上去形同陌路，相互背離, 讓投資者感到困惑。實(shí)際上，無論是宏觀經(jīng)濟(jì)還是股票市場，都存在 著各自周期性變化的特征。股市周期是指股票市場長期升勢與長期跌 勢更替出現(xiàn)不斷循環(huán)反復(fù)的過程，即牛市與熊市不斷更替的現(xiàn)象。以上海證券市場為例對中國的股市周期進(jìn)行分析。中國股市運(yùn)行 的笫一個(gè)周期，是從1990年12刀19 h的100點(diǎn)至1996年1刀的 512點(diǎn)，其中，大牛市階段為1990年12月19日的100點(diǎn)至1993年 2月16日的1558點(diǎn)；大熊市階段為1993年2月16日的1558點(diǎn)至 199

40、6年1月的512點(diǎn)。第二個(gè)周期是從1996年1月的512點(diǎn)至今， 其中，大牛市階段是1996年1月的512點(diǎn)至2001年6月的2245點(diǎn), 從此股市出現(xiàn)了較大的下跌行情。同期中國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的狀況為： 19781990年期間，中國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的總體態(tài)勢是經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性 在逐步增強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量有所提高。1991-1999年期間，中國 經(jīng)濟(jì)先是快速增長，越過高峰后，以小幅緩收為基調(diào)，而且收縮期明 顯增長（從1993年步入經(jīng)濟(jì)收縮期開始到1999年底，7年內(nèi)gdp增 長率平均每年下降1個(gè)百分點(diǎn)左右，波動(dòng)較為平緩，但下滑時(shí)間較 長）。進(jìn)入2000年，中國的經(jīng)濟(jì)增長率結(jié)束了連續(xù)7年的下滑過程 （199

41、9 年為 7. 1%, 2000 年為 8%, 2001 年為 7. 3%, 2002 年為 8%）。 經(jīng)濟(jì)周期是根本，經(jīng)濟(jì)從衰退、蕭條、復(fù)蘇到高漲的周期性變化，是 形成股市牛熊周期性轉(zhuǎn)換的最基本的原因，正是從這種意義上講，股 市是國民經(jīng)濟(jì)的晴雨表，但這并不代表兩個(gè)周期是完全同步的。作為 一個(gè)相對獨(dú)立的市場，股市的波動(dòng)也存在著自身特有的規(guī)律，在實(shí)際 運(yùn)行中，股市周期反映經(jīng)濟(jì)周期有著獨(dú)特的特點(diǎn)，從而造成了股市周 期與經(jīng)濟(jì)周期不同步，其至背離的現(xiàn)象。（2）貨幣供應(yīng)量對證券市場的影響貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格一般是呈正相關(guān)關(guān)系，即貨幣供應(yīng)量增大 使股票價(jià)格上漲，反之，貨幣供應(yīng)量縮小則使股票價(jià)格下跌。但從

42、1994年以來，我國貨幣供應(yīng)量的增長與股市的增長率變化比較，貨 幣供應(yīng)量的變化就不能準(zhǔn)確地反映股市的變化。如1994、1995、1998 這三年，上證指數(shù)的增幅都是負(fù)數(shù)，而同期我國的貨幣供應(yīng)量(m2) 的增幅分別是 34.53%、29. 47%. 14.87%； 1996、1997、1999、2000 這四年,上證指數(shù)的增幅分別是65. 14%、30.22%、19. 18%. 51.73 %,同期我國的m2增幅分別是25. 26%. 19.58%、14.74%、12. 27 %。原本是強(qiáng)相關(guān)的兩項(xiàng)指標(biāo)，增幅的變化卻出現(xiàn)了背離現(xiàn)象。這說 明證券市場與貨幣市場沒有完全打通，貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制出現(xiàn)了

43、故 障。所謂貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制是指一定的貨幣政策工具，如何引起社 會(huì)經(jīng)濟(jì)生活的某些變化，最終實(shí)現(xiàn)預(yù)期的貨幣政策目標(biāo)。對貨幣政策 傳導(dǎo)機(jī)制的分析，在西方主要有凱恩斯學(xué)派和貨幣學(xué)派。凱恩斯學(xué)派 的主要思路：通過貨幣供給的增減影響利率，利率的變化通過資本邊 際效益的影響使投資以乘數(shù)方式增減，而投資的增減會(huì)進(jìn)而影響總支 出和總收入。凱恩斯學(xué)派傳導(dǎo)機(jī)制理論的特點(diǎn)是對利率這一中介指標(biāo) 特別重視。貨幣學(xué)派認(rèn)為，利率在貨幣傳導(dǎo)機(jī)制屮不起重要作用，更 強(qiáng)調(diào)貨幣供應(yīng)量在整個(gè)傳導(dǎo)機(jī)制上的直接效果，主要思路：貨幣供給 量的變化直接影響支出，變化了的支出影響投資或者說導(dǎo)致資產(chǎn)結(jié)構(gòu) 調(diào)整，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的調(diào)整又反映在實(shí)際產(chǎn)出和

44、價(jià)格的變動(dòng)上。從貨幣政策工具的運(yùn)用到貨幣政策冃標(biāo)的實(shí)現(xiàn)中間有一個(gè)相當(dāng)長 的作用過程，在過程中貨幣當(dāng)局本身并不能直接控制和實(shí)現(xiàn)諸如穩(wěn) 定、增長這些目標(biāo)，它只能借助于貨幣政策工具、設(shè)置中介指標(biāo)并通 過對中介指標(biāo)的調(diào)節(jié)和影響最終實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)。因此，中介指標(biāo)就成 了貨幣政策作用過程中一個(gè)十分重要的中間環(huán)節(jié)，對它們的選擇是否 正確以及選定后能否達(dá)到預(yù)期調(diào)節(jié)效果，關(guān)系到貨幣政策最終冃標(biāo)能 否實(shí)現(xiàn)。根據(jù)屮介指標(biāo)的可控性、可測性、相關(guān)性、抗干擾性以及在 不同經(jīng)濟(jì)體制和金融體制下的適應(yīng)性，中介指標(biāo)一般有利率、貨幣供 應(yīng)量等。作為中介指標(biāo)，利率有可控性強(qiáng)、可測性強(qiáng)、貨幣當(dāng)局能夠 通過利率影響投資和消費(fèi)支出的優(yōu)點(diǎn)，

45、但利率作為中介指標(biāo)也有不理 想之處。因?yàn)槔始仁且粋€(gè)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)變量，乂是一個(gè)政策變量。作為 內(nèi)生變量，在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)，利率隨信貸需求增加而上升；在經(jīng)濟(jì)停滯 時(shí)，利率隨信貸需求減少而下降。作為政策變量，經(jīng)濟(jì)過熱，應(yīng)提高 利率；經(jīng)濟(jì)疲軟，應(yīng)降低利率。可見。利率作為內(nèi)生變量與政策變量 往往很難區(qū)分。在這樣的情況下，中央銀行很難判明自己的政策操作 是否已達(dá)到了預(yù)期的冃標(biāo)。以貨幣供應(yīng)量作為中介指標(biāo)，首先遇到的 困難是確定哪種口徑的貨幣作為中介指標(biāo)，是m0（現(xiàn)金），還是 m1（m1=mo+活期存款），還是m2 （mo +m1+定期存款+其他存款）。三個(gè) 指標(biāo)分別反映在中央銀行和商業(yè)銀行及其他金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)負(fù)債

46、表 上，可以進(jìn)行測算和控制，問題在于究竟哪一個(gè)指標(biāo)更能代表一定時(shí) 期的社會(huì)總需求和購買力，通過對它的調(diào)控就可直接影響總供求。至 于抗干擾性，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)作為內(nèi)生變量是順循環(huán)的，作為政策 變量是逆循環(huán)的，一般說來兩者是不會(huì)混淆的。貨幣供應(yīng)量與股票價(jià)格一般是呈正相關(guān)關(guān)系，但在特殊情況下必 須具體情況具體分析。如，在通貨膨脹的情況下，政府一般會(huì)釆取緊 縮的貨幣政策，這就會(huì)提高市場利率水平，從而使股票價(jià)格下降。同 期，企業(yè)經(jīng)理和投資者不能明確地知道眼前盈利究竟是多少，更難預(yù) 料將來盈利水平，他們無法判斷與物價(jià)有關(guān)的設(shè)備、原材料、工資等 成本的上漲情況，從而引起企業(yè)利潤的不穩(wěn)定，對證券市場造成不良

47、影響。通貨緊縮對證券市場的影響是通過傷害消費(fèi)者和投資者的積極性 反映出來的。就消費(fèi)者而言，持續(xù)的通貨緊縮使消費(fèi)者對物價(jià)的預(yù)期 值下降，而更多地持幣待購，推遲購買；就投資者而言，通貨緊縮將 使目前的投資在將來投產(chǎn)后，產(chǎn)品價(jià)格比現(xiàn)在的價(jià)格還低，并且投資 者預(yù)期未來工資下降，成本降低，這些會(huì)促使投資者更加謹(jǐn)慎，或者 推遲原有的投資計(jì)劃。消費(fèi)和投資的下降減少了總需求，使物價(jià)繼續(xù) 下降，從而使股票、債券及房地產(chǎn)等資產(chǎn)價(jià)格大幅下降，進(jìn)一步又大 大影響了投資者對證券市場走勢的信心。(3) 利率變動(dòng)對股市的影響一般情況下，利率變動(dòng)與股價(jià)變動(dòng)成反相關(guān)關(guān)系。1996年以來, 我國已八次下調(diào)人民幣利率。1996年5

48、月1日中央銀行決定實(shí)施首 次降息，當(dāng)時(shí)的股市正從底步啟動(dòng)，市場從4月份起，就對這一利好 作出了積極的提前反應(yīng)，消息出臺后雖然岀現(xiàn)了暫吋的獲利回吐，但 很快就步入了持續(xù)的升勢，一個(gè)歷時(shí)超過兩年的大牛市從此拉開了序 幕。1996年8月23曰央行實(shí)施了第二次降息，存款利率平均降低 15個(gè)百分點(diǎn)，貸款利率平均下調(diào)12個(gè)百分點(diǎn)，幅度z大超出了當(dāng) 時(shí)人們的預(yù)期。這一消息對于已經(jīng)經(jīng)歷4個(gè)月調(diào)整的滬深股市帶來了 新的刺激，市場很快探底成功，股指由此屢創(chuàng)新咼，并在當(dāng)年年底沖 上了歷史的高峰(1996年上證指數(shù)增幅65. 14%) o 1997年10月23 日，央行第三次降息，存貸利率平均下調(diào)幅度分別為1.1和1

49、. 5個(gè)百 分點(diǎn)，由于經(jīng)歷了三次降息，流向資本市場和消費(fèi)市場的資金不斷增 加。1998年3月25日和1998年7月1日的第四、第五次降息雖然 在幅度上明顯低于前三次，但同時(shí)對準(zhǔn)備金率作出了大幅度的調(diào)整 (由1980年的13%降到1998年的8%)，使得社會(huì)融資環(huán)境進(jìn)一步寬 松。由此，滬市綜指也從第一次降息的660點(diǎn)升至1998年7月的1330 點(diǎn)，升幅超過1倍。1998年12月？口，央行決定第六次降低金融機(jī) 構(gòu)的存貸利率，一年內(nèi)三次降息的間隔之短，在我國銀行利率調(diào)整歷 史上也實(shí)屬罕見，這次降息沒有對股市起到立竿見影的作用，但卻使 股市在1000點(diǎn)企穩(wěn)，也為之后的“5. 19”行情做了鋪墊。19

50、99年6 月10 h,央行宣布第七次降息，金融機(jī)構(gòu)存貸款利率分別下調(diào)1個(gè)、 0. 75個(gè)百分點(diǎn)。這次降息雖然仍激發(fā)了投資者的投資熱情，市場的 直接反應(yīng)卻呈現(xiàn)逐步減弱之勢，這是因?yàn)槭袌鋈狈δ軌蛞龑?dǎo)市場的熱 點(diǎn)板快等，但這并不能否定降息對股市的長期利好作用，就是說，政 策的利好雖沒有改變市場趨勢，但卻在不斷改變經(jīng)濟(jì)和市場環(huán)境，此 次降息為“5. 19”行情的爆發(fā)起到了推波助瀾的作用。2002年2月 21日，央行實(shí)施第八次降息政策，存貸款利率平均下調(diào)分別是0. 25 個(gè)百分點(diǎn)和05個(gè)百分點(diǎn)，此次降息最重要的是政府表明了一種態(tài) 度，給消費(fèi)者者、投資者、生產(chǎn)者一個(gè)積極的信號：只要通貨緊縮的 趨勢繼續(xù)延續(xù)

51、，經(jīng)濟(jì)低迷，政府就不會(huì)坐視不管，政府要加人金融對 經(jīng)濟(jì)發(fā)展的力度，以此來促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展。(4) 股票市場對貨幣政策傳導(dǎo)的影響一般來說，股票市場越發(fā)展，股票價(jià)格對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響越顯著。 我們分別選擇了 1995年以來我國的滬深綜合指數(shù)、股票市值、同期 的社會(huì)消費(fèi)品零售總額以及工業(yè)增加值的數(shù)字進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)社會(huì) 消費(fèi)晶零售總額、工業(yè)增加值與同期滬深股市綜合指數(shù)z間的相關(guān)度 分別是負(fù)值和較低（見表3）o由此得出的結(jié)論是，我國股票市場在貨 幣政策傳導(dǎo)中發(fā)揮的作用還較小，但特點(diǎn)卻很明顯，主要是自1995年 以來貨幣供應(yīng)量較高，而同期的滬深兩市股票指數(shù)與社會(huì)消費(fèi)品零售 總額卻是負(fù)相關(guān)，意味著部分貨幣需求并沒有進(jìn)入消費(fèi)領(lǐng)域或?qū)嶓w經(jīng) 濟(jì)。究其原因，一方面是由于我國股票市場發(fā)展只有十年的歷史，其深 度和廣度都還不夠，資產(chǎn)存量還較小；另一方面則是由于我國轉(zhuǎn)軌時(shí) 期的特殊經(jīng)濟(jì)背景使股票市場傳導(dǎo)渠道的'財(cái)富效應(yīng)和q效應(yīng)''難以 發(fā)揮。居民出于對國有企業(yè)改革、醫(yī)療、住房、教育體制改革的預(yù)期, 出現(xiàn)較強(qiáng)的時(shí)間偏好，使其在名義財(cái)富增加的情況下仍不會(huì)增加消 費(fèi).值得注意的是過量的信貸資金進(jìn)入股市，尤其是信貸資金違規(guī)進(jìn) 入股市，將會(huì)對貨幣政策產(chǎn)生負(fù)面影響。1、影響貨幣政策的順利傳導(dǎo)。大量信貸資金流入股市意味著大量 資金從實(shí)體經(jīng)濟(jì)向虛擬經(jīng)