作者簡(jiǎn)介：陳川奇（1989-），男，漢族，江西上饒人，在讀研究生，東華大學(xué)，研究方向：商業(yè)銀行經(jīng)營管理與創(chuàng)新。

摘要：貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指央行運(yùn)用一定的貨幣政策工具，影響經(jīng)濟(jì)體制內(nèi)的一系列經(jīng)濟(jì)變量，進(jìn)而達(dá)到其預(yù)期目標(biāo)的過程。傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制主要是通過利率影響企業(yè)投資、居民消費(fèi)從而影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)。隨著金融市場(chǎng)的發(fā)展，特別是股票市場(chǎng)的從無到有，貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響已經(jīng)發(fā)生了深刻變化。本文基于股票市場(chǎng)的角度，將貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制一分為二，即貨幣政策的操作對(duì)股票市場(chǎng)價(jià)格的影響以及股票價(jià)格的變化對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。

關(guān)鍵詞：貨幣政策;傳導(dǎo)機(jī)制;股票市場(chǎng);實(shí)體經(jīng)濟(jì)一、文獻(xiàn)綜述

在西方國家，股票市場(chǎng)的發(fā)展由來已久，因此對(duì)于貨幣政策與股票市場(chǎng)之間關(guān)系的研究也比較豐富。Sprinkel（1964）選取1918年到1963年的數(shù)據(jù)，采用圖表分析法，研究得出貨幣供給量對(duì)股票價(jià)格有直接影響，貨幣供給量的正向變動(dòng)在15個(gè)月后使股票價(jià)格上升，貨幣供給量的反向變動(dòng)在2個(gè)月后對(duì)股票價(jià)格有負(fù)作用。Bekrman（1975）將M1和M2作為貨幣供給量的代表變量，得出股票價(jià)格與貨幣供給量呈反方向變化。

在中國，由于股票市場(chǎng)發(fā)展的歷史較短，因此有關(guān)貨幣政策與股票市場(chǎng)之間關(guān)系的研究并不多。李紅艷、江濤（2000）選取1993-1999年的月度數(shù)據(jù)分析貨幣供應(yīng)量和股價(jià)之間的關(guān)系，得出股票價(jià)格為因，貨幣供給量為果，并且股票價(jià)格對(duì)不同層次的貨幣供給量的影響不同。王毅冰（2010）實(shí)證分析了貨幣政策到股票市場(chǎng)傳到的效率，得出利率效應(yīng)是影響股價(jià)重要的因素之一，但對(duì)于我國現(xiàn)階段而言股指對(duì)利率的變動(dòng)并不敏感。

二、貨幣政策的股票市場(chǎng)傳導(dǎo)機(jī)制第一階段實(shí)證分析

（一）實(shí)證數(shù)據(jù)說明和處理

一般在實(shí)證研究過程中所采用的宏觀經(jīng)濟(jì)變量數(shù)值比較大，因此分析時(shí)都采用其實(shí)際值的對(duì)數(shù)形式。LNM0、LNM1、LNM2、LNLL、LNSZSP、LNSHXF和LNSHTZ，分別表示貨幣供給量M0、M1、M2、利率、上證收盤綜合指數(shù)、社會(huì)消費(fèi)品零售總額以及全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額。考慮到月度經(jīng)濟(jì)變量經(jīng)常會(huì)受到季節(jié)性因素的影響，因此在建模之前需要對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整，本文采用的是Eviews 7.0中的Census X—12方法。經(jīng)過季節(jié)調(diào)整后的變量，其序列名稱后面自動(dòng)加上_SA，數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2007年1月—2013年12月。

（二）變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1各變量序列的ADF檢驗(yàn)變量ADF值檢驗(yàn)類型1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論LNM0_SA-2.201779（C，T，2）-4.075340-3.466248-3.159780非平穩(wěn)LNM1_SA-0.454110（C，T，0）-4.072415-3.464865-3.158974非平穩(wěn)LNM2_SA-0.217613（C，T，0）-4.072415-3.464865-3.158974非平穩(wěn)LNSZSP_SA-1.351904（C，0，0）-3.511262-2.896779-2.585626非平穩(wěn)LNLL_SA-2.060695（C，0，0）-3.511262-2.896779-2.585626非平穩(wěn)D（LNM0_SA）-11.61136（C，0，1）-3.513344-2.897678-2.586103平穩(wěn)D（LNM1_SA）-9.267484（C，T，0）-4.073859-3.465548-3.159372平穩(wěn)D（LNM2_SA）-8.501853（C，0，0）-3.512290-2.897223-2.585861平穩(wěn)D（LNSZSP_SA）-8.524067（0，0，0）-2.593468-1.944811-1.614175平穩(wěn)D（LNLL_SA）-10.77461（0，0，0）-2.593468-1.944811-1.614175平穩(wěn)注：①檢驗(yàn)類型中的C和T表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示所采用的滯后階數(shù);②表中的臨界值是由MacKinnon給出的數(shù)據(jù)計(jì)算出來的;③D表示變量的一階差分。

由表1可以看出，變量序列LNM0_SA、LNM1_SA、LNM2_SA、LNLL_SA和LNSZSP_SA在1%、5%及10%的顯著性水平下，ADF值均大于各自的臨界值，接受原假設(shè)，即存在單位根，序列是非平穩(wěn)的;而變量序列的一階差分D（LNM0_SA）、D（LNM1_SA）、D（LNM2_SA）、D（LNSZSP_SA）和D（LNLL_SA）在1%、5%及10%的顯著性水平下，ADF值均小于各自的臨界值，拒絕原假設(shè)，即不存在單位根，序列是平穩(wěn)的。因此，選取的各時(shí)間序列變量都是一階差分平穩(wěn)的，也就是屬于序列I（1）。

（三）變量序列的協(xié)整檢驗(yàn)

關(guān)于協(xié)整檢驗(yàn)，本文采用Jonansen和Juselius提出的基于向量自回歸VAR（p）模型的分析技術(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)無約束模型VAR的LR、FPE、AIC、SC、HQ檢驗(yàn)準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為1，協(xié)整方程為：E=LNSZSP_SA-0.937333LNLL_SA+3.938501LNM0_SA-2.280514LNM1_SA-0.312966LNM2_SA，對(duì)E進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平下，滿足平穩(wěn)性假定。因此，各變量的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系為：LNSZSP_SA=0.937333LNLL_SA-3.938501LNM0_SA+2.280514LNM1_SA+0.312966LNM2_SA。

（四）變量序列的格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平上，代表股票價(jià)格的LNSZSP_SA是狹義貨幣供給量LNM1_SA的格蘭杰原因，而狹義貨幣供給量LNM1_SA不是代表股票價(jià)格的LNSZSP_SA的格蘭杰原因;代表股票價(jià)格的LNSZSP_SA是廣義貨幣貨幣供給量LNM2_SA的格蘭杰原因，而廣義貨幣供給量LNM2_SA不是代表股票價(jià)格的LNSZSP_SA的格蘭杰原因;貨幣供給量M0與股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)之間則不存在Granger因果關(guān)系。

得出上述結(jié)論的原因主要是：論文選取的時(shí)間段是2007—2013年，眾所周知，自2007年8月份開始席卷全球的美國次貸危機(jī)深刻地影響了我國的股票市場(chǎng)，導(dǎo)致我國股票價(jià)格自2007年起開始狂跌，政府為了救市于2008年啟動(dòng)了四萬億的投資計(jì)劃。四萬億救市的結(jié)果是貨幣供給量大增（包括M0、M1和M2），股票市場(chǎng)價(jià)格也開始上升。當(dāng)然，物價(jià)也開始上升，滿足日常交易需求的M0的增加并未進(jìn)入到股市，而是被通貨膨脹效應(yīng)所抵消，結(jié)果是貨幣供給量M0與股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)之間不存在Granger因果關(guān)系。經(jīng)歷過危機(jī)后，無論是股民還是機(jī)構(gòu)投資者的投資都變得更加謹(jǐn)慎，即使是手中持有的閑余資金增加（M1中的活期存款以及M2中的定期存款都可以視為是閑余資金），也并未立即投入到股市，所以會(huì)得出貨幣供給量M1和M2不是股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)的Granger原因;但是，當(dāng)他們觀望到股市最糟糕的情況確實(shí)已經(jīng)過去了，手中持有的閑余資金便陸續(xù)進(jìn)入到股票市場(chǎng)，所以有股票市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)則是M1和M2的Granger原因。

三、貨幣政策的股票市場(chǎng)傳導(dǎo)機(jī)制第二階段實(shí)證分析

（一）股票價(jià)格變化對(duì)企業(yè)投資的影響

對(duì)代表企業(yè)投資的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額LNSHTZ_SA序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其屬于I（1）。因此，對(duì)序列LNSHTZ_SA和LNSZSP_SA進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由于是對(duì)兩變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，因此采用EG兩步法。采用OLS估計(jì)法并對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表2LNSZSP_SA和LNSHTZ_SA回歸殘差的ADF檢驗(yàn)序列ADF值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論隨機(jī)誤差項(xiàng)-2.387321-4.072415-3.464865-3.158974非平穩(wěn)由上表可知，LNSZSP_SA和LNSHXF_SA回歸殘差的ADF檢驗(yàn)均大于在1%、5%和10%的顯著性水平下的臨界值，隨機(jī)誤差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。這就說明LNSZSP_SA和LNSHTZ_SA之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（二）股票價(jià)格變化對(duì)居民消費(fèi)的影響

對(duì)代表居民消費(fèi)的社會(huì)消費(fèi)品零售總額LNSHXF_SA序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)其屬于I（1）。因此，對(duì)序列LNSHXF_SA和LNSZSP_SA進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。采用EG兩步法，對(duì)變量序列進(jìn)行OLS估計(jì)并對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表3LNSZSP_SA和LNSHXF_SA回歸殘差的ADF檢驗(yàn)序列ADF值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論隨機(jī)誤差項(xiàng)-2.342249-4.072415-3.464865-3.158974非平穩(wěn)由上表可知，LNSZSP_SA和LNSHXF_SA回歸殘差的ADF檢驗(yàn)均大于在1%、5%和10%的顯著性水平下的臨界值，隨機(jī)誤差項(xiàng)是非平穩(wěn)序列。這就說明LNSZSP_SA和LNSHXF_SA不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

通過上面對(duì)股票市場(chǎng)價(jià)格變化作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的實(shí)證分析，可以得出我國股票市場(chǎng)價(jià)格變化與投資和消費(fèi)之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。主要原因在于我國股票市場(chǎng)發(fā)展不夠成熟，也不具備托賓“q”效應(yīng)的前提條件，同時(shí)也由于我國股票市場(chǎng)存在嚴(yán)重的投機(jī)現(xiàn)象，導(dǎo)致股價(jià)波動(dòng)幅度大，難以形成持久的收入。

當(dāng)然，以上的分析結(jié)論受所選的樣本影響，樣本不同，結(jié)論可能也不同。由于本文選擇的樣本數(shù)據(jù)時(shí)間跨度小，且集中在2008年金融危機(jī)前后，因此結(jié)論難免會(huì)和前人的研究有所不同。（作者單位：東華大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

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[4]王毅冰.我國貨幣市場(chǎng)貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)的研究[J].證券市場(chǎng)，2010（1）.