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中国股票市场发展与货币需求实证研究


财贸研究

2005 . 2

中国股票市场发展与货币需求实证研究
赵明勋
(复旦大学 管理学院 , 上海 200433) 摘

*

要: 股票市场通过财富效应、 风险分散效应、 交易效应和替代效应等多种渠道影响货币需

求, 不同效应的影响方向是不同的 。本文实证检验了我国股票市场对货币需求的综合效应, 结果表 明, 股票市场的发展倾向于减少狭义和广义的货币需求, 且对广义货币需求的影响小于对狭义货币 需求的影响, 原因可能在于证券保证金纳入广义货币统计口径后, 提高了广义货币需求的稳定性 。 因此 , 货币政策既要注意货币需求总量的变化, 更要关注货币需求的结构变化 , 利用选择性货币政 策工具来防止股市泡沫膨胀 。 关键词: 股票市场; 货币需求; 向量自回归; 脉冲响应函数 在传统的货币理论研究中 , 货币供应主要考虑商品和劳务交换需要 , 然而金融资产的交易同样需要 货币作为媒介。一般认为 , 股票市场的发展使得其交易量的扩大会增加货币交易需求。同时, 资金为寻 求高额回报而在不同市场之间流动, 在一定情况下 , 也可能导致货币需求的短期变化。资本市场通过交 易效应、 财富效应、 资产组合效应和替代效应等来影响货币需求, 但它们对货币需求影响的方向是不同 的。因此, 只有进行实证研究才能得出股票市场对货币需求的各种效应的综合影响。 本文按逻辑关系分为四部分: 第一部分为对国内外主要文献进行回顾评述; 第二部分是界定变量、 处理数据和设定模型 ; 第三部分利用向量自回归分别就我国对狭义和广义货币需求函数进行估计, 分析 股票市场在我国货币需求中的作用, 并利用脉冲响应函数分析来自股票市场的随机扰动对货币需求的 影响; 第四部分为结论与政策建议。

一、 文献回顾
关于股票市场对货币需求的影响机制 , F riedm an ( 1988) 认为体现在以下四个方面 : ⑴股票价格的 上涨意味着居民名义财富的增加, 而财富的增加将增加对货币的需求。股票市场与货币需求的这种关 系 , 称之为财富效应。⑵股票价格的上涨反映了风险性资产的预期收益相对于安全资产而言有所上升, 在居民风险偏好程度不变的前提下, 这种相对收益的变化将导致资产组合的风险上升 , 从而导致居民通 过增加其资产组合中相对安全资产的比重来对冲这种风险的上升 , 比如增加对短期债券和货币的持有, 从而引起货币需求的增加。这种效应我们称之为资产组合效应。⑶股票价格的上涨往往伴随着股票市 场交易量的增加 , 这往往将产生相应的货币需求来满足或完成这些交易。这种关系我们称之为交易效 应。⑷股票市场价格的上涨、 交易量的扩张一般会使得股票的吸引力增加, 这在一定程度上对货币有一 种替代作用 , 从而降低货币需求。这种效应我们称之为替代效应。在上述四种效应中, 财富效应、 资产
收稿日期 : 2004 12 13 作者简介 : 赵明勋 ( 1978 ), 男 , 河南舞钢人 , 复旦大学管理学院博士生 , 研究方向为金融证券。 * 本文的写作得益于易行健博士的有益讨论, 在此表示感谢 , 但文责自负。

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组合效应和交易效应会增加货币需求, 而替代效应则减少货币需求。 F riedm an ( 1988) 还利用 1961 ~ 1986年美国的季度数据对股票价格的货币需求效应进行了实证研究, 结果发现 , 股价上升的资产组合 效应不明显 , 交易效应对 M 2 的影响不明显但是对 M 1 和 M 0 有显著影响 , 股价上升对 M 2 的财富效应大 于替代效应。但是, 他用 1886~ 1985 年美国的年度数据所做的实证检验却发现股价上升对 M 2 的财富 效应小于替代效应, 这表明股票价格的上升将减少货币需求。因此, 他认为股票价格上升对 M 2 的财富 效应大于替代效应是个例外。 关于我国股票市场对货币需求的影响 , 中国人民银行研究局课题组 ( 2002) 认为股票价格的上涨会 使货币流动性有所增强, 因为伴随着虚拟资产名义价值的上升 , 其隐含收益率上升, 货币收益率相对较 低 , 流动性偏好有所上升, 居民和机构愿意持有更多的现金和活期存款, 导致 M 0、 M 1 增长过快 , 货币流 动性 ( M 1 /M 2 )比率持续上升。另外 , 中国人民银行发布的《 货币政策执行报告》 多次从资金流向的角度 提到货币流动性和股票市场的关系, 如 2002 年第 3季度的《 货币政策执行报告》 提到 随着股市持续走 低 , 储蓄资金大量回流银行 , 准货币增加很快, 相应拉高了 M 2 增幅, 降低了货币流动性比例 。 还有许多学者就我国股票市场对货币需求的影响进行了实证研究, 多数研究者得出货币需求与股 票市场发展正相关的结论 ( 谢富春和戴春平, 2000 ; 石建民 , 2001 ; 姜波克和陈华 , 2003 ; 等等 )。而易行 健 ( 2004) 对货币需求函数进行估计, 结果发现股票市场的发展与扩张减少了对狭义货币与广义货币的 需求。但是以上这些有关中国股票市场对货币需求的影响的实证研究所采取的方法或多或少都存在缺 陷。谢富春和戴春平 ( 2000) 采用股票市场总市值作为货币需求的规模变量 , 而我国股票市场流通市值 只占市价总值的 1 / 3左右, 影响了实证分析结果的真实性 ; 石建民 ( 2001) 的模型采用的不是包含股票 市场变量的货币需求函数 ; 姜波克和陈华 ( 2003) 模型中的机会成本变量包括证券收益率和通货膨胀 率 , 而没有包括任何利率变量, 且他们采用的证券收益率是上市公司的净资产收益率 , 但是我国居民和 企业投资股票的目的更多是为了获取股价上涨带来的资本利得 (易行健 , 2004)。易行健 ( 2004) 的模型 用股票市场成交金额作为规模变量, 似乎更多地考虑了股市的货币交易需求 , 要检验股票市场对货币需 求的综合影响, 用股票市场的流通市值显然更合理。另外, 用实际通货膨胀率简单替代预期通货膨胀率 表明投资者完全理性 , 这也与投资者有限理性不符合。因此, 本文以股票市场流通市值作为规模变量, 以外推型非理性预期通货膨胀率作为预期通货膨胀率 , 采用向量自回归和脉冲响应函数考察货币需求 对各变量随机扰动的影响。

二、 变量选取、 数据处理及模型设定
(一 )变量选择 本文采用两个规模变量, 其一是国内生产总值 ( GDP ) , 它对各个层次的货币需求都是正向的 ; 其二 是股票市场流通市值 , 它对货币需求的影响由多种效应综合确定。 同时, 选择一年期定期存款利率 ( NNR) 和预期通货膨胀率 ( EP )作为货币需求的机会成本变量。其 中 , 利率反映了居民和企业持有货币的机会成本, 而预期通货膨胀率可以视为实物资产的预期收益率。 因此, 它们与货币需求呈反方向变化。 虚拟变量考虑了样本期内货币供应量的统计口径的两次调整。中国人民银行于 2001 年 6 月份起 将证券公司存放在金融机构的客户保证金计入广义货币供应量 M 2, 因此 , 本文在广义货币需求函数中 添加虚拟变量 DUM 2 来模拟统计口径的这一变 化, 设 2001 年第二季度以前的值为 0 , 以后的值为 1 。 2002年初, 随着我国金融统计机构范围的扩大 , 中国人民银行对货币供应量统计进行了第二次修订, 将 在中国的外资银行、 合资银行、 外国银行分行、 外资财务公司以及外资企业集团财务公司有关的人民币 存款业务, 分别计入不同层次的货币供应量, 因此, 我们在两类货币需求函数中都添加虚拟变量 DUM 1 来模拟统计口径的这一变化, 设 2002 年一季度以前的值为 0 , 以后的值为 1 。 61

(二 )数据来源及处理 本文的样本范围是从 1994 第一季度到 2004 年第一季度, 样本数据共 41 个。其中, M 1、 M 2、 GDP、 NNR 都来自《 中国人民银行统计季报》 各期; 股票市场流通市值 ( NC ) 包括上海和深圳证券交易所上市 A 类股票流通市值加总, 数据来自中国股票市场研究数据库 ( CS MAR ), 2004 年一季度数据来自全景网 络数据中心 ①。 中国人民银行统计季报的 M 1 和 M 2 已作季节调整, 但由于物价指数含有季节因素, 在计算实际货 币余额的过程中 , 实际货币余额就有季节特征 ( 见图 1 , RM 1 和 RM 2 ), 因此, 对实际货币余额再次进行季 节调整消除季节波动因素。

图 1 名义和实际货币余额 (M 1 , M 2 )

由于 GDP 和 NC 是包含季节波动因素的数值 , 所以 , 本文首先将二者用定基比消费价格指数转化 成实际值, 然后进行季节调整, 以消除季度波动因素。 本文使用的定基比价格指数是根据《 中国人民银行统计季报》 公布的年距环比物价指数 ( 以上年同 期为基期 ), 以 1993年相同月份为基期折算成定基比指数, 再用加权平均计算季度物价指数得到的。对 于预期通货膨胀率, 本文采用凯恩斯提出的非理性预期 , 假定投资者对于通货膨胀预期有非理性化倾 向 , 这样就更符合行为金融理论。当价格上涨时, 投资者预期价格会继续上涨, 而价格下跌时, 投资者预 期价格会继续下跌。由于我国股票市场有较显著的受政策影响的特征, 投资者一般较相信政府的调控 能力, 从而对价格的预期有向均衡回归的特点。因此, 假定投资者又有一定的谨慎心理 , 从而预期价格 不会 100 % 按照前期的趋势发生下去 , 所以调整系数设为 0. 5 , 即 EP = Pt- 1 + 0 . 5 * ( Pt- 1 - Pt- 2 ) ②。图 2 是实际通货膨胀率与分别以 0 . 5 和 1 为调整系数计算所得的预期通货膨胀率。

图 2 实际通 货膨胀率与预期通货膨胀率 注 : P 为实际通货膨胀率, EP为以 0 . 5为调整系数得出的预期通货膨胀率 , EP1是以 1 为调整系数得出的预期通货膨胀率。

(三 )模型设定
① ② http : / /www. p5w. n et / p5w / hom e/ data/ gengra / ind ex . ht ml 虽然这种方法仍不精确 , 但是笔者认为总比静态预期和以实际通货膨胀率简单代替要好得多。

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对系统的估计采用半对数形式的货币需求函数 , 对除利率、 预期通货膨胀率和虚拟变量以外的变量 实施对数变换。 VAR 估计会给出各内生变量的方程 , 本文仅考察货币需求函数 , 所以只给出狭义和广 义货币需求函数的估计:
p p i1 p 2 i

LRM 1 SA =

i= 1

LRM 1 SA ( - i) +

i= 1

LRGDPSA( - i) +

i= 1

i3

LRNCSA ( - i) + DUM 1 + NNR + EP+ C ( 1)

q

q i1

q 2 i

LRM 2 SA =

i= 1

LRM 2 SA ( - i) +

i= 1

LRGDPSA( - i) +

i= 1

i3

LRNCSA ( - i) +

1

DUM 1 +

2

DUM 2

+ NNR + EP + C ( 2) 其中 LRM SA、 LRGDPSA 和 LRNCSA 分别是季节调整后的实际货币余额、 实际国内生产总值余额、 剔除价格变化后的 A 股股票市场流通市值的自然 对数, NNR 和 EP 分别为利率 和预期通货膨 胀率, DUM 是相应的虚拟变量。当估计广义货币需求时 , 这时有两个虚拟变量 , DUM 1 和 DUM 2; i为滞后阶 数; p 、 q 为 VAR 最大滞后阶数; 为参数 , C 为常数项。

三、 估计狭义货币需求
对向量自回归模型的估计 , 首先是确定最大滞后阶数, 采用 A IC 信息准则和 SC 准则。经过反复测 试 , 当滞后阶数取 5 时 , A IC 为 - 11. 69369, SC 为 - 9 . 186457 ; 而当滞后阶数取 6 时, A IC 为 - 11 . 80914 , SC 为 - 8 . 876197 。所以, 不能直接确定最大滞后阶数。再采用 LR 检验来确定滞后项数。假定最大滞 后阶数为 5 , 检验统计量 : LR = - 2 ( L 5- L6) = - 2 ( 267 . 4865- 272. 6599) = 10 . 3468 2 分布, 其自由度为从 VAR ( 6) 到 VAR ( 5) 对模型施加的零约束

在零假设下 , 该统计量有渐近的 估计 VAR。

个数, 为 9 。通过计算可得相伴概率为 0 . 323 , 不能拒绝原假设, 采用滞后期为 5 。以最大滞后阶数为 5 , 把狭义实际货币需求余额用方程表述为 ①: LRM 1 SA = 0 . 42791785 LRM 1 SA ( - 1) + 0 . 18757634 LRM 1 SA ( - 2) + 0 . 35543558 LRM 1 SA ( - 3) (2 . 88209) (1 . 06848) (1 . 97634) -0 . 24539418 LRM 1 SA( - 4) + 0 . 38277281 LRM 1 SA( - 5) + 0 . 13784202 LRGDPSA( - 1) (- 1 . 41037) (- 2 . 49918) +0 . 05926788 LRGDPS A( - 5) (1 . 06701) (0 . 17072) (- 5 . 03337) (3 . 25306) ( - 3. 06916) (1 . 16036) (0 . 37373) -0 . 24881463 LRGDPS A( - 2) - 0 . 29036026 LRGDPSA( - 3) + 0 . 02044127 LRGDPSA( - 4) -0 . 00904283 LRNCSA( - 1) + 0 . 05433578 LRNCSA( - 2) ( - 0. 38123) (1 . 97415) (0 . 58183) (- 1 . 01624) (4 . 64963) (- 4 . 20533) (3 . 49260)

+0 . 00416806 LRNCSA( - 3) + 0 . 01473537 LRNCSA( - 4) - 0 . 10544345 LRNCS A ( - 5) - 0 . 02192406 NNR- 0 . 00017347 EP + 0 . 06189209 DUM 1 + 2 . 64865611 从所估计的方程可以看出 , A 股流通市值仅在滞后 2 期和 5 期对狭义货币需求的影响较显著。第 2 期系数为正的 0 . 054336 , 说明滞后 2期流通市值的增加会增加狭义货币需求, 股票市场的财富效应、 资 产组合效应、 交易效应要大于替代效应, 股价的上涨刺激了短期 ( 两个季度 ) 货币需求的上升。一方面, 股票市场的活跃 , 管理部门会增加核准发行股票数量和规模 (这符合我国实际 ) , 从而募资企业增加了
① 注 : 括号内为对应所估系数的 t统计值。

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银行存款; 另一方面, 股价的上涨, 更多投资者预期股票的收益率提高 , 增加货币交易需求, 或者一部分 投资者收入增加 , 增加货币持有 , 以减少股价下跌的风险。而滞后 5 期的流通市值对狭义货币需求的影 响显著为负 , 系数为 - 0 . 105443 , 替代效应超过其它效应, 货币需求减少。而动态来看, 所有股票市场流 通市值滞后项系数和为 - 0 . 041247 , 说明我国股票市场的发展总体上倾向于减少狭义的货币需求 , 原因 可能在于股票市场具有分流储蓄资金的作用。这和武剑 ( 2000) 的结论一致。滞后期实际国内生产总 值的系数和为负值, 而通过计算实际狭义货币需求与实际 GDP 相关系数高达 0. 95 , 表明狭义货币需求 更多地是受当期产出影响。利率与预期通货膨胀率对实际货币需求的影响为负 , 也同预期一致 , 但预期 通货膨胀率的作用并不显著。 再用此函数对狭义货币需求进行预测 , 图 3 给出了狭义货币需求函数预测值与实际值曲线。

图 3 估计的狭义货币需求函数预测值 ( LRM 1 SA F ) 与实际值 ( LRM 1 SA )

从图 3 可以看出 , 所估计的狭义货币需求函数能够较好地拟合实际货币需求量, 说明整个 VAR 对 于我国狭义货币需求有较强的解释能力。 为了考察股票市场发展的随机扰动对于狭义货币需求变化的动态影响 , 计算脉冲响应函数 , 图 4 是 狭义货币需求对来自股票市场一个标准差新息的响应。可以看出 , 狭义货币需求对来自流通市值一个 标准差的随机扰动到第 2期才有一个较小的负响应, 然后增加, 到第 5 期为最大值 0 . 006 , 之后迅速下 降 , 转为负值 , 6 个季度之后, 响应值基本上稳定在 - 0 . 003 左右 , 说明经过一年半之后, 狭义货币需求对 股票市场活跃的响应即转化为负值。

图 4 狭义货币需求 对股票市值一个标准差新息的响应 注 : 虚线为 95% 的置信区间。

我们还对变量 LRM 1 SA 进行了方差分解 ( 图 5), 以了解各内生变量新息对狭义实际货币需求的相 对重要性。可以看出 , 在四个季度之内 , 货币需求本身对其预测误差的贡献度超过 60% , 在第二年 ( 5 到 8 季度 )则稳定在 60 % 左右, 其它各变量贡献度在 20 % 左右。而在 9 个季度后 , 各变量方程新息对实 际货币需求重要性趋向相同水平。表明在两年内, 各方程新息对实际货币需求的重要性显著不同, 之后 随着时间的延长 , 这种贡献度差异就逐渐消失了。 64

图 5 LR M 1 SA 的方差分解

图 6 估计方程 ( 2) 的预测值 ( LRM 2 SAF ) 与实际值 ( LRM 2 SA )

四、 广义实际货币需求的估计
对广义实际货币需求的估计采用的方法与狭义货币需求的估计相同, 增加了虚拟变量 DUM 2。滞 后阶数仍由 LR 值确定。 LR = - 2 ( L 4- L5) = - 2 ( 278 . 4282- 286. 8195) = 16 . 7826 计算相伴概率为 0 . 05223 ,在 5 % 显著水平上不能拒绝原假设, 取滞后阶数为 4 。 估计 VAR 得到广义货币需求函数。 所估广义实际货币需求方程①: LRM 2 SA= 0 . 73665865 LRM 2 SA( - 1) - 0 . 08851829 LRM 2 SA( - 2) + 0 . 02784252 LRM 2 SA( - 3) (3 . 59182) (- 0 . 30225) (0 . 10215) +0 . 22205182 LRM 2 S A ( - 4) + 0 . 04002581 LRGDPSA( - 1) + 0 . 04574994 LRGDPSA( - 2) ( 0. 88208) (0 . 51616) ( 0. 68073) +0 . 04784928 LRGDPSA( 3) + 0 . 06223989 LRGDPSA ( - 4) - 0 . 04265682 LRNCSA( - 1) ( 1. 31117) ( 1. 50288) (1 . 61673) (0 . 71949) (1 . 34105) (0 . 60890) (- 0 . 85099) (- 0 . 84139) (- 1 . 23806) (- 2 . 35936) (- 0 . 84627) +0 . 03323727 LRNCS A ( - 2) 6+ 0 . 01257684 LRNCSA( - 3) + 0 . 01264445 LRNCSA( - 4) + 0. 01545789 DUM 1 - 0 . 0094433 DUM 2 - 0 . 00338149 NNR + 0. 00010721 EP- 0 . 53277659 从估计结果可以看出, 实际广义货币需求滞后 1 期值 ( 系数为 0 . 7366) 显著进入货币需求函数, 滞 后的实际 GDP各项系数在函数中不显著 , 系数和为 0 . 2, 说明实际广义货币需求主要受当期的实际国民 生产总值影响, 这与狭义货币需求函数的估计一致; 滞后 1 期的股票市场流通市值系数为 - 0 . 042657 , 显著为负, 说明股价上涨使得股票的替代效应大于其它效应的和 , 股票市场发展减少了广义货币需求。 滞后各期系数总和为 - 0 . 001 , 表明股票流通市值对广义实际货币需求的影响没有对狭义实际货币需求 的影响 ( 系数和为 - 0 . 041247) 大, 原因可能在于广义货币统计口径纳入了证券保证金 , 对于现金和活 期存款转化为证券保证金对广义货币没有影响 (但这一过程导致了狭义货币的减少 ) 。一年期储蓄存 款利率和预期通货膨胀率都不显著, 预期通货膨胀率系数为一个几乎可以忽略的正值 , 是误差因素还是 其它原因还有待进一步研究。图 6表明所估计的广义实际货币需求函数更接近现实。
① 注 : 括号内为对应所估系数的 t统计值。

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然后考察实际广义货币需求对各变量一个标准差随机扰动的响应曲线, 如图 7 。可以看出, 实际广 义货币需求对它自身一个标准差新息的响应在第 1 期较大, 0 . 0075 左右 , 之后即稳定在 0 . 004 附近, 且 有持续性响应; 对来自实际 GDP一个标准差的扰动, 到第 2 期才显现, 第 8 期后稳定在 0 . 002 左右, 响 应有持续性 ; 实际广义货币需求对来自股市流通市值的响应到第 2 期才显现, 为负值 , 第 4 期后稳定在 - 0 . 002 左右, 也有持续性。

图 7 LRM 2 SA 对 一个标准差新息的响应

方差分解 (图 8) 表明, 来自广义实际货币需求新息对自身预测误差最为重要, 占 80 % 左右 ; 股市流通 市值在第二期达到 7 % 左右的稳定水平; 实际 GDP贡献则从第三期后才逐渐增加, 到第 9 期超过股市的贡 献度 , 并随时间的延长而增加。说明股市新息对实际广义货币需求预测误差的相对重要性要差一些。

图8

LRM 2 SA 方差分解

五、 结论与政策建议
本文利用向量自回归和脉冲响应函数分别对狭义实际货币需求和广义实际货币需求与股票市场发 展的关系进行了实证分析。结果表明 , 股票市场发展的指标 流通市值无论对狭义货币需求 , 还是对 广义货币需求都有负作用 , 部分的原因可能是由于股票价格波动对货币需求的替代效应大于财富效应、 资产组合效应和交易效应的总和。说明我国股票市场投资者一般都具有较高的风险偏好。因此 , 当股 票价格上涨、 风险程度增加时, 人们并不会增加其资产组合中相对安全资产的比重来抵消这种风险, 反 而会由于股票预期收益的增加而减少持有安全资产 ( 比如存款、 国债 ) 并增加持有股票。就交易效应来 看 , 我国目前股票市场采用的是足额的现金交易, 所以, 我国股票市场对货币需求的交易效应是比较明 显的。由于证券保证金计入 M 2, 当股票市场活跃时, 一部分货币就从现金、 活期存款转化为证券保证 金 , 从而减少狭义货币需求 , 而广义货币需求量基本上不受影响 , 这与实证研究结果 股票流通市值 对狭义货币需求的影响要大得多 是一致的。就财富效应和资产组合效应来看, 由于我国股票的投 资者多为散户, 机构投资者所占比例很小 , 当股价上涨时, 往往有更多的投资者和更多资金以各种方式 进入股票市场持有股票; 当股市低落时, 散户和机构投资者又争相撤离股票市场, 财富效应和资产组合 效应不大。所以 , 总体来看 , 股票流通市值对货币需求具有负效应。 66

由于股票市场的货币需求效应为负, 当股票价格持续上涨, 股票交易量持续上升 , 股票投机的预期收 益率高于实业投资的预期收益率时, 会导致大量的货币资金通过各种渠道进入并滞留于股票市场, 进一步 助长股市泡沫。有人认为, 股票市场活跃会导致资金从投资和消费领域进入股票市场, 导致实体经济的资 金不足, 应该增加货币供应。本文的结论则表明, 股价上涨时, 本来货币需求就会减少, 再增加货币供应只 会是火上浇油, 进一步助长泡沫的膨胀; 而当股票市场低迷时, 由于股票市场的替代效应大于其它效应, 所 以, 货币需求是增加的, 这时就应适当增加货币供应, 有助于活跃股票市场, 增强其融资功能。 总之, 货币政策应该关注股票价格的变化 , 把资产价格纳入货币政策参考指标, 根据股票价格变化 来调整货币供应。在股价上涨时, 货币需求减少, 货币当局应适当减少货币的供给, 可以抑制股价的进 一步上涨; 在股价下跌时, 适当增加货币供应, 满足增加的货币需求。并且, 股票市场对货币需求结构的 影响不同, 当股价上涨时, 广义货币需求减少不多, 而狭义货币需求下降较多 , 货币政策只有考虑这种结 构性变化才能增强其有效性。同时, 为抑制股票市场泡沫的形成, 还要利用适当的选择性货币政策工 具 , 对股票市场进行信用控制, 加强监管来减少违规资金进入股市 , 或者由管理当局发布预警言论, 增强 公众对证券投资的风险预期, 从而挤出股票市场中过多的泡沫, 防止泡沫的进一步膨胀和泡沫破灭对经 济造成严重后果。
参考文献 :
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An Empirical Study of StockM arket D evelopm ent and M onetary Dem and in China
ZHAO M ing xun
( M anagem ent Schoo, l Fudan Un iv ersity, Shanghai 200433) Abstract : A ccord ing to F riedm an s ' ana ly sis , stock m arke t affectsm onetary dem and f rom four perspec t iv e s : w ea lth , risk spread in g, transaction and substitut io n , w ith different effects in dif ferent d irection s . T he w riter o f this paper conducts a test on the net e ffects o f stock m arket on m onetary dem and , and the results show s th at the in crease o f nego t ia ble capitalization is lik ely to reduce the m onetary dem ands in bo th M 1 and M 2, ex cept tha t the effect on M 2 is less than that onM 1. Part o f the effect d if ference on M 1 and M 2 is be cause o f th e fact tha t the secur ity depo sit has been taken in to sta tistics of M 2, w h ich in crease s the stability o f th e dem and for M 2. T herefo re , in m akin g m onetary po licies , c lo se atten tio n sho uld be pa id to th e quantity as w ell a s the structure o f th e m one tary de m and , and se le ctive m onetary in stru m ents should be m ade use o f to curb the sto ck bubb les . K ey w ord s : stock m arke; t m one tary dem and ; vecto r auto regressio n; i m pulse re sponse funct io n (责任编辑 67 刘志炜 )


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股票市场的发展,货币需求已不再相对稳定; 货币供给结构和数量已发生变化;货币...此外,文章就中国股票市场发展对货币政策的影响进行了定量和实证分析。最后结合...
对货币政策双重效应下的股票市场的实证研究
对货币政策双重效应下的股票市场实证研究 摘要:股票市场和股票价格增强了货币需求、货币乘数和货币供 应量的不稳定,中央银行根据预测的货币需求和货币乘数来调控 ...
中国股票市场发展与经济增长关系的动态实证分析
中国股票市场发展与经济增长关系的动态实证分析_经济学_高等教育_教育专区。经济学导论中国股票市场发展与经济增长关系的动态实证分析 郑长德 马俊? (西南民族大学经济...
中国资本市场货币政策传导机制的实证研究
中国资本市场货币政策传导机制的实证研究_教育学/心理...(2002)研究了中国股票市场发展与货币政策传导的关系;...同时,从协整方程 还可以看出,资本市场对货币需求尤其...
中国货币需求的实证分析(计量作业)
中国货币需求实证分析(计量作业)_经济学_高等教育...有效的货币政策, 对促进中国经济健康有序发展有重 ...[7] 石建民.股票市场货币需求与总量经济: 一般...
中国货币需求利率弹性和收入弹性实证研究
中国货币需求利率弹性收入弹性实证研究 - 龙源期刊网 http://www.qikan.com.cn 中国货币需求利率弹性收入弹性实证研究 作者:张祎鸽 来源:《商情》2013 年第 ...
试论股票市场与货币政策调控
股票市场发展深刻影响着货币的供给需求、 货币政策传导机制和货币政策调控目标,...楚尔 鸣(2005)进一步的实证分析表明, 中国货币政策通过货币供应量作用于股票市场...
外汇市场、股票市场及预期通货膨胀对货币需求的影响
膨胀对货币 需求的影响 作者:牛芸芸 李虹含 周婧 来源:《金融发展研究》2013 ...赵明勋(2005)通过实证研究中国股市货 币需求的综合效应,认为股价上升倾向于...
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