我想大家在写论文的时候都会遇到烦恼。小编专门整理了一些《货币政策与股票市场发展论文(精选3篇)》相关内容，希望对您有帮助！摘要：为了检验我国货币政策对股市有效性的影响，本文在经典理论的基础上运用协整检验、格兰杰因果检验、VECM检验方法对两者之间的关系进行实证分析。货币政策与股市回报之间的关系。

货币政策与股票市场发展论文第一部分：

我国货币政策与股票市场互动研究

1。货币政策对股市的影响

货币政策对股市有直接和间接的影响。所谓直接影响是指货币政策的变化，如利率调整等，通过改变金融市场上各种金融工具的相对价格，影响资金流向，最终影响股票价格。所谓间接影响，本质上是指货币政策变化的影响。经济增长影响股市的“基本面”，从而影响股价。间接效应通过货币政策信号改变投资者对经济未来的预期，进而反映在股票的现货价格上。一般情况下，股市或股价本身并不是央行货币政策直接调控的对象，但央行几乎每一次货币政策操作或推出的每一项货币政策措施都会对股市和股市产生影响。股票价格。直接或间接的影响。

1。利率政策对股市的影响。利率是股市的敏感指标。央行的每一次利率调整，甚至投资者对利率走势的预测或市场关于利率变化的传言，都容易引起股价波动。利率变化影响股市的原因有两个：一方面，利率变化影响存款收益率，进而影响资金流向和流向，最终影响资金和股票的供求关系。股票市场的价格。当利率上升时，股市资金供给减少，股价下跌；相反，当利率下降时，股票市场的资金供给增加，股票价格就会上涨。另一方面，利率变化会影响企业利息负担，进而影响企业盈利能力，最终影响股价。央行提高贷款利率，会增加企业的利息负担，从而减少企业的利润，从而减少企业的股票分红。由于利率上升和股票股息减少的双重影响，股价必然下跌。相反，央行降低贷款利率，会减轻企业的利息负担，降低企业的生产经营成本，提高企业的盈利能力，使企业能够增加股票分红。由于利率降低和股票股利增加的双重影响，股价会大幅上涨。

2。货币供应量变化对股市的影响。理论上，货币政策决定货币供应量。货币供应量对股票价格的影响有两个表现。一是货币供应量的增加引起社会物品价格上涨，股份公司的销售收入和利润相应增加，从而以货币形式表现的股利，即股票的名义收益，将增加。一定的涨幅就会增加股票的需求，股价就会相应上涨。其次，货币供应量持续增加引发通货膨胀。通货膨胀常常带来虚假的市场繁荣，造成企业利润普遍增长的假象。保值意识使得人们倾向于将资金投资于贵金属、房地产和短期债券。对股票的需求也会增加，导致股票价格相应上涨。如果政府通过在公开市场回购债券的方式增加货币供应量，一方面会减少政府债券的供应量，从而减少证券市场的总供应量，导致证券价格上涨，尤其是各类证券的价格上涨。政府购买的政府债券（通常是短期政府债券）。 ），其价格将会上涨更多；另一方面，政府回购国债相当于为证券市场提供了资金。这只基金最直接的作用就是增加了证券的需求，从而导致整个证券市场的价格上涨。可见，货币供应量的增减是影响股票价格涨跌的重要原因之一。

2。股市发展对货币政策的影响

随着股票市场的发展，股票市场在金融体系中的地位越来越突出。股票市场作为资源配置、产权交易、风险定价和公司治理的市场机制，对经济增长等经济变量发挥着越来越重要的作用。值得注意的是，股票市场对货币政策的影响越来越大。

1。股票市场发展对货币政策中介目标的影响。在开放市场经济条件下，货币供应量作为货币政策的中介目标，其可控性、可测量性和相关性越来越差。在我国，货币供应量长期以来一直是我国货币政策的中介目标，但股市发展带来的资本流动的不稳定影响了央行货币供应量指标的真实性。在股票市场一级市场，中购新发股票一度需要冻结数千亿资金。如此巨额的资金进出股市，造成了货币流通速度的不稳定。目前，为了给股票发行和交易结算提供各种便利，商业银行与证券公司签署协议，允许居民活期储蓄存款便捷地进入和退出股票市场（银证通）。机构活期存款还可以使用支票转账系统方便地存入和取出。股市。股市的大量资金流入和流出，直接影响了货币供应量统计的全面性，使得央行无法通过分析全社会的货币供应状况来准确判断经济增长和物价水平。如果股票保证金纳入货币供应量M2，将对货币供应量统计产生很大影响。此外，由于国内资本市场的快速发展，通过银行间接融资的比例正在逐渐下降。客观上，广义货币增速存在逐渐回落的趋势。这充分说明，经济发展和金融市场结构变化削弱了广义货币反映货币实际供求的能力。

2。股市发展对传统货币政策工具的影响。 （“存款准备金率、再贴现率、再贷款政策减弱。货币市场与资本市场互动增强，资本市场公众操作增多，证券公司与商业银行之间的资金往来增多”）货币市场的运行也吸收了商业银行的部分流动性，使得央行可以改变货币乘数，收缩或扩大商业银行的信贷创造能力，调整商业银行的信贷创造能力。通过调整存款准备金率来调节货币供应量，能力减弱也降低了金融机构对再贴现和再融资的依赖，削弱了央行再贴现和再融资政策的有效性。（二）公开市场业务操作的政策效应增强货币市场的发展为央行通过公开市场操作灵活调控基础货币提供了操作平台。货币市场与资本市场的分离和封闭，扩大了公开市场政策工具的影响，公开市场操作的规模和强度逐步加大。央行逐步加大公开市场操作规模和力度。银行及时在公开市场买卖证券和外汇，吸纳基础货币，调整商业银行的头寸，从而影响货币供应量和市场利率，为货币政策的有效实施创造条件。 （三）利率政策效果较为明显。多年来，中国利率政策的效果并不明显。股票市场的发展以及货币市场与资本市场互动的增强，为利率政策进一步发挥作用创造了有利条件。中央银行可以通过向货币市场发布利率调整指令来调整利率。信号影响资本市场资产价格水平，向社会传播政策信号，达到金融宏观调控的目的。

3。股票市场发展对货币政策传导机制的影响。股票市场是货币政策传导的重要渠道。理论上，货币政策的变化会影响股票价格，进而影响消费、投资和产出。股票价格对消费的影响主要是通过财富渠道。当股票价格上涨时，居民持有的财富总量增加或预期未来收入增加，反之亦然。股票价格变动对投资的影响主要体现在两个方面：（“托宾q理论。托宾定义公司市值与当前重置资本成本之比为q。当q>l时，企业资产价格为高于重置成本，与公司市值相比，新建厂房、设备相对便宜，公司必然选择发行新股扩大新投资，投资增加，经济景气；当q< l、企业与其投资新项目，还不如收购市场上现有的企业进行扩张，相应地，投资活动就会减少，投资萎缩，产出下降。(2)资产负债表渠道。股票市值的下跌将直接减少企业的净资产，这意味着企业向银行借款时可以提供的抵押品的价值将会减少。这将增加信贷市场的逆向选择和道德风险，导致贷款和投资下降。下降，导致总需求和总产出减少。

3。我国货币政策要更加关注股市

一方面，随着股票市场规模的扩大、品种的丰富、结构的优化、功能的充分发挥，股票市场对经济的影响将会越来越大，更大。中国股市的发展将对宏观经济、微观基础、消费需求产生重要影响。 、融资结构、金融稳定都会产生越来越大的影响。股票市场改变了货币政策工具的效果，制约了货币中介目标的实现。股票市场作为资本市场的核心部分，未来必将成为我国货币政策传导的重要渠道。货币政策对经济生活中越来越重要的股市和公众越来越关注的股票价格漠不关心，显然是不明智的选择，会降低货币政策的有效性。货币政策。

另一方面，从我国股市近年来的表现来看，央行确实有影响股市的能力。众所周知，我国股票市场有两个典型特征，一是政策市场，二是资本市场。唐利民等人的研究。 1999年的研究表明，1992年至1998年，造成上海股市股价异常波动的因素中，政策因素占总影响的44%，市场因素占23%，扩张因素占21%，新闻因素影响较大。因素 占12%。货币政策不仅仅是政策，主要涉及资金，包括资金的供求关系，以及资金的成本等。这意味着央行的政策本身会直接影响股票的供求关系市场资金。例如，1996年以后，央行连续七次降息，直至一年期整付利率降至2.25%（1999年11月1日起征收20%储蓄存款利息税后，一年期整付利率降至2.25%）。后来一次性存取款实际收益率仅为1.8%），活期存款利率下调至0.99%。 1999年11月，央行再次下调法定存款准备金率，由8%降至6%。可以说，这些政策的着眼点和出发点虽然是刺激内需，并非针对股市，但实际上为股市提供了充足的资金来源，客观上造就了我国的五年“牛市” ”。

因此，在股票市场的发展导致货币政策作用基础发生重大变化的新金融环境下，货币政策必须与时俱进，即不能仅仅规范交易对一般商品的需求；投资需求不仅要影响产品市场，还要影响金融市场；既要规范实体经济，又要影响虚拟经济。对于央行来说，在推进货币政策调控机制间接改革的过程中，尽快建立与股市发展相适应的新的货币政策框架，成为提高调控有效性的重要一步。货币政策促进金融经济稳定稳定。可持续发展的迫切要求。

作者：王德元

货币政策与股市发展论文第二部分：

我国货币政策对股市收益影响的实证研究

摘要：为了检验我国货币政策对股市的有效性，本文在经典理论的基础上运用协整检验、格兰杰因果检验、VECM检验方法对货币政策与股市之间的关系进行检验。和股市回报。实证分析。研究结果表明：货币供应量增速与股市回报率存在正相关关系，但长期影响并不显着；利率调整短期内对股票收益影响较大，但长期稳定。 ，两者的关系符合一般金融理论；进一步采用虚拟变量回归模型分析货币政策环境变化对收益率的影响。笔者结合我国国情，分析了这种传导效应的结果，做出了相应的判断，并对如何解决货币政策向股市传导中存在的问题提出了自己的看法。

关键词：货币供应量；利率;存款准备金率；股市收益率

1。简介

货币政策是影响股价变化的重要因素之一，但这一推论是基于一系列假设。测试货币政策是否会通过股票市场传导，不仅有助于投资者能否根据央行货币政策的变化买卖股票，从而在股票市场获得超额收益，而且有助于判断这一过程是否顺利进行。制定货币政策应关注股票价格的变化以及货币政策应对资产价格波动的前提条件是否存在。由于股市对货币政策变化反应的影响，货币政策的传导渠道和机制发生了变化，货币政策促进经济增长和物价稳定的最终目标也会受到影响，预期效果也会受到影响。达不到。因此，只注重对实体经济价格水平的影响而忽视对虚拟经济资产价格影响的货币政策在实施过程中会出现很多问题。随着我国股票市场的规模不断扩大，深入研究货币政策对股票市场的影响具有重要的现实意义。

2。文献综述

在国内外文献研究方面，Christos Loannidis和Alexandros Kontonikas（2006）从货币政策与股市收益变化的角度对1972年13个OECD成员国进行了研究——实证分析2002年货币政策与股票市场回报之间的研究发现，货币政策的变化会显着影响股票市场的回报，从而支持了货币政策通过股票市场传导的假设。 Bernanke和Kuttner（2005）发现，联邦基金目标利率每意外降低25个基点，股指就会上涨约1个百分点。刘黄松(2004)指出，货币供应量对股票价格的影响是建立在一系列经济假设的基础上的，理论解释与实际经济活动并不完全一致。李星和陈乐毅(2009)的研究结果表明，货币供应量对股票指数有正向影响，同时也会对股票市场交易量产生正向影响。卢慕容(2011)选取上证指数月度数据，采用动态计量方法检验M0、Ml、M2与股价的关系，得出央行应选择其他货币政策工具而非货币数量来影响股价的结论。股票。市场结论。

基于这样的背景，本文借鉴了大量国内外文献，结合多种计量经济学研究方法，研究了以下问题：一、本文采用向量自回归模型研究货币供应量和存款储备作为货币政策的中介目标。其次，以存款准备金率为基准，采用虚拟变量回归模型研究股票收益率对我国货币政策环境变化的依赖性。

3。实证研究

(1)变量选择与数据处理

本文选取沪深300指数2006年1月至2013年6月的月度数据作为研究对象。在此期间，中国股市经历了上涨、下跌和震荡，可以反映时间的变化和不同经济体的情况。财务背景的影响。月收益率Rt根据沪深300指数相邻两个月收盘价的自然对数差计算。计算公式为：

[Rt=lnPt-lnPt-1] (1)

其中，Rt代表收益率，Pt代表月收盘指数。对数形式可以减少异方差的发生。利用上证指数的波动性可以消除时间序列的平稳性问题，减少模型中的自相关问题。

货币政策变量选取三个代表变量：广义货币供应量环比增速RM2、上海7天加权平均银行间拆借利率SHIBOR、存款准备金率RR。选择广义货币供应量M2是因为M2覆盖面更广，更能反映社会资金量。采用SHIBOR作为利率指标，直接受央行货币政策导向影响，市场化程度较高，对股市影响较为显着。

(2) RM2对Rt

影响的实证分析

货币供应量是持续性货币政策工具，会对股市产生长期影响。本文利用向量误差修正模型和格兰杰因果检验来定量分析货币供应量变化对股市的影响。根据前面的分析，选择RM2作为衡量货币供应量的指标，沪深300指数收益率代表股市收益率。

1。单位根检验。图表上RM2和Rt的趋势如图1和图2所示。可以看出，RM2和Rt都没有明显的上升趋势，而是在一定范围内上下波动；虽然两组时间序列变量均为月度数据，但没有明显的季节性波动，因此无需进行季节性调整。为了避免伪回归问题，首先使用ADF检验方法对两个序列进行单位根检验。结果表明，原始序列RM2和Rt的ADF统计量分别为-9.919846和-8.169954，均小于1%水平的临界值。该值为-3.506484，这是一个平稳序列。由于 RM2 和 Rt 均为 I(0)，因此满足协整检验的条件。

2。约翰森协整检验。为了对后面建立的VAR模型进行实证分析，采用Eviews6.1软件对采用Lag Length Criteria的VAR模型进行处理。根据AIC准则和后续的VAR模型准则，表明滞后的最优阶数为4。由于RM2和Rt是同阶的单整合序列，因此可以建立协整检验模型来检验是否存在长的滞后阶数。 - 两个序列之间的长期稳定平衡关系。假设不存在且至少存在一个协整方程，则滞后期为4的Johansen协整检验的特征根的概率为0.0002，最大根分别为0.0277和0.0002，表明在95%置信水平下，存在一个协整整体方程。因此，货币供应量与沪深300指数之间存在长期均衡关系。

3。格兰杰因果分析。具有协整关系的向量并不一定具有因果关系。对货币供应量增速与沪深300指数收益率进一步进行格兰杰因果检验。结果表明，货币政策对股票收益率的影响之间的因果关系并不明显。

4。矢量误差修正模型。格兰杰定理证明协整向量之间一定存在VEC模型。因此，我们构建VEC模型来检验RM2和Rt之间的长期均衡关系以及货币供应量的短期变化对股价的影响。应用误差修正项的经济意义在于，当货币供应预期发生变化时，股市会做出相应反应。滞后期为4的VEC模型测试结果如下：

D（Rt）=-0.002531×VECM（-1）-0.912060×D（Rt（-1））+0.713993×D（Rt（-2））-0.535415×D（Rt（-3））+ 0.114522×D（Rt（-4））+3.412150×D（RM2（-1））+2.840549×D（RM2（-2））+2.295415×D（RM2（-3））+1.761218×D（RM2 ( -4)) -0.003879

VECM=Rt+0.0 85493×RM2-12.28006

测试结果表明，R2值较高，为0.517469，表明方程的拟合优度较好，解释力较为理想。误差修正模型显示，RM2各滞后期的差值对Rt的影响系数均为正，说明前期货币供应量的正向变化导致沪深300指数收益率的正向变化；同时，VECM方程显示，长期来看，RM2每增加1个百分点，Rt就增加0.085493个百分点。从长期来看，货币供应量与Rt呈正相关关系，这与传统金融理论是一致的。

(3)SHIBOR对Rt

影响的实证分析

由于货币政策主要体现央行调控市场的能力，而货币政策具有时间敏感性，因此本文选择SHIBOR利率来考虑其对Rt的影响。同时，不需要调味。首先对SHIBOR进行单位根检验，发现ADF统计量为-3.196428，小于5%显着水平临界值-2.894716。因此，SHIBOR 序列是平稳序列。因此，可以分析SHIBOR和Rt之间的协整关系。

1。约翰森协整检验。同上，可以看出SHIBOR滞后的最优阶数为5。在没有协整方程的假设下，协整检验的特征根迹和最大特征根结果分别为0和0.0006，两者低于 1%；在至少一个协整方程的假设下，两者的结果均为0.0049小于1%。这表明SHIBOR和Rt之间至少在5%显着性水平上存在长期协整关系。

2。格兰杰因果分析。具有协整关系的向量不一定具有因果关系。需要对 SHIBOR 和 Rt 进行进一步的格兰杰因果关系检验。结果被省略。在置信水平约为92.24%时，可以认为SHIBOR是沪深股市收益的格兰杰原因。

3。矢量误差修正模型。同样的研究，通过构建VECM模型来考察SHIBOR与沪深300指数之间的长期均衡关系以及SHIBOR的短期变化对股票价格的影响。根据确定模型由一般到简单的方法，得到测试模型如下：

D（Rt）=-0.543728×VECM（-1）+0.382348×D（Rt（-1））+0.195979×D（Rt（-2））+0.105022×D（Rt（-3））- 0.253545×D（Rt（-4））- 0.233048×D（Rt（-5））-0.649414×D（SHIBOR（-1））+2.666808×D（SHIBOR（-2））-1.988945×D（SHIBOR（ -3)) +0.758717×D (SHIBOR (-4)) -0.276978×D (SHIBOR (-5)) -0.000963

VECM=Rt-0.051072×SHIBOR+0.008483

结果表明，调整后的R2值为0.504383，说明方程的拟合优度良好。误差修正模型显示SHIBOR三阶滞后差和四阶滞后差对沪深300指数具有负向影响系数；它还表明，长期来看，SHIBOR每上升1个百分点，Rt就会下降5.1072个百分点。从长期来看，利率与Rt呈负相关，这与理论分析是一致的。说明当利率较高时，人们会选择将手中的钱主要用于储蓄，或者将资金投资于相对固定收益的资产，而较少购买债券等证券，从而减少了对证券的需求。 ，进而导致证券价格下跌和收益率下降。

(4) RM2和SHIBOR对Rt影响的实证研究

1。约翰森协整检验。经过与上述相同的过程，得出模型滞后的最优阶数为5。协整检验结果表明，在不存在且最多有一个协整方程的假设下，特征根迹检验值均为0，最大特征根分别为0和0.0005。可以看出，在5%显着性水平下，RM2、SHIBOR和Rt之间至少存在长期协整关系。

2。格兰杰因果分析。具有协整关系的向量不一定具有因果关系。对RM2、SHIBOR和Rt进一步进行Granger因果关系检验，检验结果省略。

从检验结果可以看出，在RM2、SHIBOR和Rt之间的关系中，在置信水平分别为92.24%、98.35%和87.36%时，可以认为SHIBOR可以格兰杰导致Rt，而SHIBOR格兰杰能引起 RM2 和 RM2 格兰杰能引起 Rt 吗？可以看出，Rt受到RM2和SHIBOR迟滞的影响。

3。矢量误差修正模型。与上述相同的研究，通过构建VEC模型来考察RM2、SHIBOR和Rt之间的长期均衡关系以及短期内RM2和SHIBOR的变化对股价的影响。根据一般到简单的模型确定方法，选择最佳滞后期为5的VECM模型。测试结果表明，测试模型如下：

D（Rt）=-0.011867×VECM（-1）+0.859816×D（Rt（-1））+0.630189×D（Rt（-2））+0.452373×D（Rt（-3））- 0.078518×D(Rt(-4))-0.149221×D(Rt(-5))-1.890606×D(RM2(-1))-1.386368×D(RM2(-2))-0.272626×D(RM2( -3)) +0.574290×D (RM2 (-4)) +1.628792×D (RM2 (-5)) +0.134930×D (SHIBOR (-1)) +3.255839×D (SHIBOR (-2)) -0.821116 ×D（SHIBOR（-3））+1.325048×D（SHIBOR（-4））+D（SHIBOR（-5））×D（SHIBOR（-5））+0.001337

VECM=Rt+48.52243×RM2+8.805573×SHIBOR

结果显示，R2值为0.557597，表明方程拟合程度良好。误差修正模型表明，RM2对Rt的一阶、二阶和三阶滞后项的系数均为负，而四阶和五阶项的系数为正。 SHIBOR对Rt的滞后影响系数除三阶外均为负值，其他滞后阶次的系数均为正值。VECM方程显示，长期来看，当SHIBOR不变时，RM2每增加一个单位，Rt就增加48.52243个单位，说明RM2的变化会引起Rt更大的波动；当RM2保持不变时，SHIBOR每增加一个单位，Rt就增加8.805573个单位。可以看出，长期来看，RM2、SHIBOR和Rt都是正相关的。说明当货币政策变得扩张时，M2的增加会刺激股市上涨，增加股市收益，对其影响较大。 SHIBOR 的增加会增加 Rt。这可能是因为市场往往会提前预期官方利率的调整。投资者高估了有关调整的信息，并将其解读为穷尽所有坏消息。因此，股价会出现反向波动。货币政策对股价波动的短期影响最终会被市场吸收。

(5)货币政策环境对Rt影响的虚拟变量回归模型

为了进一步研究货币政策环境对Rt的影响是否取决于样本区间的选择，对2006年1月至2013年5月、2006年1月至2009年1月、2009年2月至2013年5月期间进行了实证研究测试每隔三个月进行一次。

基于上述货币政策工具的变化，以存款准备金率RR为例，在紧缩和扩张的货币政策环境下，采用虚拟变量回归模型研究了Rt对我的存款准备金率变化的依赖关系。国家的货币政策环境。

以下为实证检验，通过估计如下回归方程来检验各区间内我国货币政策环境与Rt的关系：

RTt=α+βDt+εt (2)

式中，RTt为上证指数月股票收益率； Dt 是虚拟变量。如果中国人民银行实行紧缩货币政策，则其值为1；如果实行扩张性货币政策，则值为0；系数ɑ是扩张性货币政策环境下的股票收益，ɑ+β是紧缩性货币政策环境下的股票收益。各区间月度股票收益率对我国货币政策环境虚拟变量的回归结果如表1所示。

由于2006年1月至2013年5月中国经济总体呈现增长态势，股市总体呈现上涨趋势。此时股价很难在短时间内受到货币政策收紧的影响。为了改变上升趋势，投资者可能期望将坏消息变成好消息。因此，该时期的ɑ和ɑ+β均为正值，表明该时期紧缩的货币政策具有股市收益。利率高于扩张性股票市场的回报率。2006年1月至2009年1月，ɑ为正，而虚拟变量Dt的系数值β为负，表明在扩张性货币政策环境下，沪深证券交易所股票收益率高于扩张性货币政策环境下的股票收益率。紧缩的货币政策环境。货币政策环境下的收益率与2006年至2008年中国的牛市是一致的。虽然2008年全球都发生了金融危机，但我国受金融危机影响较小。 2009年以来的检验结果显示，沪深证券交易所在紧缩货币政策环境下的股票收益率低于紧缩货币政策环境下的股票收益率，这与理论不符。可能的原因是我国仍处于金融体系不完善、经济结构调整、通货膨胀严重冲击的转型期。这降低了人们的实际投资预期，进而影响货币政策变化对股市收益的传导。影响。但只有2009年2月至2013年5月区间的β值显着，其他区间不显着。这说明货币政策环境对股票收益的影响是否具有统计显着性取决于样本区间。选择。

4。结论

本文以我国股市近年来的发展为背景，以沪深300指数收益率为指标，研究货币政策对股市收益率的影响。首先介绍了货币政策变化对股票价格的影响，得出结论：一般情况下，货币供应量和银行间拆借利率的变化分别与股票理论收益呈正相关和负相关关系；其次，利用协整检验，向量误差修正模型分析了货币政策调整对股市收益的长期影响；最后采用虚拟变量回归模型方法研究股票收益率对我国货币政策环境变化的依赖性。

从实证结果分析可知，货币政策三方面的调整对股市收益的影响不同方向、不同程度，部分结果与传统金融理论存在差异。长期来看，货币供应量的变化与股票收益呈正相关，但存在一定滞后性，不能持续。银行间同业拆借利率短期内对股票收益影响较大，但长期稳定。两者之间的关系符合一般理论。在研究货币供应量变化、银行间拆借利率和股票收益之间的关系时发现，长期来看，银行间拆借利率和股票收益呈正相关。此外，在不同时间区间，扩张性货币政策环境和紧缩性货币政策环境对股市收益率的影响也不同。并不是说理论上意义上，扩张性货币政策下股市的收益率更高。从紧的货币政策下股市回报。

本文理论结果与实证结果存在差异的原因可能是：一是我国股票市场运行不规范，监管法律体系不完善，货币市场与资本市场脱节，在利率非市场化背景下，资金价格扭曲，利率变化对股价的影响并不显着，仅靠存款准备金政策无法对股市产生有效影响，从而未能达到预期效果的货币政策。其次，随着A股市场有效性的增强，加息预期将提前体现在股价上。当加息宣布时，市场会有“竭尽全力”的反应。第三，VECM模型只能反映变量滞后期对当期的影响，而不能反映变量现值之间的相互作用。因此，从长远来看，我国有必要加快利率市场化进程，制定和完善我国股票市场的准入和退出机制，在提高上市公司内部治理水平的同时加强外部监管，着力加强货币市场与资本市场的衔接。

参考：

[1]克里斯托斯·洛尼迪斯，亚历山德罗斯·康托尼卡斯。货币政策对股票价格的影响[J].政策模型研究.2006, 30(1).

[2]Bernanke, Kuttner.股票市场对美联储政策反应的解释[J].金融杂志.2005, 60(6).

[3]刘黄松.中国货币供应量与股市价格的实证研究[J].管理世界，2004年，(2).

[4]李行，陈乐毅.货币政策变化对股市波动的影响[J].求索，2009，(2).

[5]陆慕容.我国货币供应量与股票价格关系的探讨[J].金融经济学，2011，(2).

[6]高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用与实例[M]．北京：清华大学出版社，2009。

作者：夏一国冷静

货币政策与股市发展论文第三部分：

法定存款准备金率调整对中国股市的影响

【摘要】近年来，我国央行频繁调整法定存款准备金率。通过实证分析发现，宣布提高法定存款准备金率对股价综合指数没有影响，而宣布降低法定存款准备金率则会导致其下降，反之亦然。到经济理论。说明我国货币政策的股市沟通渠道并不畅通，主要是由于我国金融市场处于起步阶段，相关法律法规还不成熟。对此，提出加快利率市场化、完善准备金制度、扩大股票市场流通规模等建议。

【关键词】法定准备金率；股市;货币政策

1。简介

法定存款准备金政策可以通过改变基础货币和货币乘数来快速实现央行既定目标，但会对经济产生比较大的影响。但为了应对贸易顺差和热钱涌入导致的外汇储备和信贷规模过快增长，抑制固定资产投资，在公开市场操作运用受到限制的背景下，再贴现工具方面，我国央行已频繁使用法定存款准备金率作为货币政策工具。

股市是货币政策的传导渠道之一。货币政策实施后，股市的表现在一定程度上反映了货币政策的有效性。根据一般经济理论，法定存款准备金率的调整会引起股市的波动。具体来说，法定存款准备金率上调时，股价下跌；当法定​​存款准备金率降低时，股价上涨。准备金率调整影响股市的机制大致如下：（1）申报效应。当货币当局宣布提高法定存款准备金率时，人们就会预期货币当局会实施紧缩的货币政策，进而预期股价会下跌。在这种预期下，交易者抛售股票，股价下跌，促使交易者继续抛售股票，股价继续下跌。同样，当宣布降低存款准备金率时，股价也会上涨。 (2)对货币供应量的影响。如果提高存款准备金率，货币乘数变小，货币供应量就会减少，股价就会下跌。降低存款准备金率会提高货币乘数，增加货币供应量，从而推高股价。本文拟通过实证分析来研究我国股市在法定存款准备金率调整时的反应是否与经济理论相符，即存款准备金率等货币政策传导在股市是否有效。市场。

James D. Hamilton（1998）研究了影响准备金率的因素，指出调整准备金率会引起利率变化，进而影响整个金融市场。陈志兴(2004)认为，存款准备金率的调整对股市中短期有比较显着的影响，尤其是中期影响更为显着。张丹(2009)认为，在经济持续发展的背景下，运用货币政策的效果是显而易见的。在经济低迷的情况下，货币政策三大法宝之一的存款准备金效果并不明显。但左俊毅和王伟(2009)利用CARCH(1,1)模型研究得出我国存款准备金政策公告对短期利率、股票市场、债券市场具有公告效应。

2。法定存款准备金率调整对中国股市影响的实证分析

（一）数据介绍

本文的实证分析中，数据分为两类：一是我国股票市场交易数据，包括我国股票交易日期和上证指数（000001）收盘价；二是我国股票市场交易数据。二是我国法定存款准备金率调整，包括公告日期、执行日期和调整方向（上调或下调）。股价指数数据来源为太平洋证券通讯大盛软件，准备金率调整数据来源为中国人民银行网站。本文数据的基本区间为1998年3月2日至2010年3月1日，共计12年，共有2896个交易日，平均每年241个。截至2010年3月1日，央行历史上已调整存款准备金率32次，本文数据范围内调整存款准备金率28次。其中，1998年3月、1999年11月和2008年9月、10月、11月、12月为下调，其他均为上调。 2006年以来，存款准备金率调整尤为频繁，2007年和2008年分别多达10次和9次。设t日上证指数为Pt，日对数收益率为rt=ln Ptln Pt-1。 rt的描述性统计（如表1所示）。

表1 rt

的描述性统计

通过计算自相关系数，我们知道rt的1阶到10阶自相关系数很小，最大绝对值不超过0.06。但通过计算Q统计量，得出rt没有通过Ljing-Box检验，存在高阶自相关。同时，条件异方差也是金融数据的一个共同特征。因此，在使用最小二乘法估计回归方程的参数时，采用Newey-West(1987)提出的方法来估计方差。该方法对于序列自相关和条件异方差具有鲁棒性。本文使用Eviews测量软件进行分析。

(2) 经验模型

该模型借鉴了蒋金勇和潘冠中(2010)在《中央银行利率调整对股市的影响——理论预期与实证检验》的研究成果。准备金率调整通常在交易日收市后公布。宣布调整准备金率的日期记为t日。若调整公告恰逢市场假期，则收市前最后一个交易日记为t日。公告称，未来第一个交易日为t+1日。至少从1998年开始，我国央行调整存款准备金率的公告日期和实施日期就没有在同一天。本文将比较公告日与实施日对股票市场的影响及异同。同样，对于执行日，执行日后的第一个交易日记为t+1日，t+1日之前的交易日记为t日。下面建立多元回归模型来分析准备金率调整对股市的影响。其中包括关于误差项的假设，它允许在使用最小二乘法估计参数时获得一致的估计量。

yt=€%Z+€%[1d1t+€%[2d2t+€%^t

E(€%^t€HNd1t, d2t,)=0 (*)

yt 是事件回报率。对于宣布（或执行）准备金率调整的事件，yt分为三种情况定义，以衡量市场对准备金率调整的反应和预期。当事件收益率yt=rt时，我们衡量市场对准备金率调整的预期；当我们令yt=rt+1时，我们衡量的是准备金率调整后市场的反应。在此次调整公布之前，市场可能已经对准备金率的调整有所预期，并将这种预期反映在收益率上。因此，yt=rt+1可能并没有包含市场对准备金率调整的全部反应。当yt=rt+rt+1时，衡量的是这两天市场的综合反应。

d1t 和 d2t 是两个虚拟变量，分别称为上调虚拟变量和下调虚拟变量。若t日宣布（或实施）上调准备金率，则d1t为1；如果降低，则d2t为1；在其他情况下，两个虚拟变量都为 0。即：

（三）准备金率调整公布及实施对股市整体影响的研究比较

在回归方程的参数估计中，Eviews软件直接给出t统计量的P值。统计检验中常用的显着性水平是0.05。当t统计量的P值小于0.05时，在0.05显着性水平上拒绝参数为零的原假设，即参数显着不等于0。否则，不拒绝原假设。该参数被认为与零没有显着差异。

1。 t为公告日期

时的回归结果

从表2的回归结果可以看出，当yt=rt+1时，€%[1和0之间没有显着差异。由此推断，上调存款准备金率的公告已经对日产量的变化没有显着影响。然而，t 检验拒绝了 €%[2=0 的原假设，即 €%[2 与零显着不同，因为其 P 值小于显着性水平 0.05。因此，推断下调存款准备金率的公告对日收益率变化影响较大。 €%[2的估计为负，表明准备金率下调后，日收益率下降，日收益率下降1.74%。这个结果与理论预期完全相反。当 yt=rt 且 yt=rt+rt+1 时，每个参数估计值的 P 值大于 0.05，接受参数与零没有显着差异的原假设。推断，无论准备金率宣布上调还是下调，市场对其均无预期，调整前后市场对其的综合反应并不显着。

表2公告日回报结果

2． t为执行日

时的回归结果

当t为执行日期时，验证步骤与t为公告日期时相同。可以看出，三个方程yt=rt+1、yt=rt、yt=rt+rt+1的各个参数的P值都远大于0.05，即没有显着性差异各参数及零（回归结果表略）。因此，推断实施日无论是市场准备金率上调还是下调，都不会对股市产生重大影响。这是因为市场已经充分预期了准备金率调整的实施，而这部分的检验结果与理论是一致的。

3。准备金政策对股市影响与理论相悖的原因分析

本文认为，我国准备金率对股市影响的实际情况与理论存在偏差，原因如下：（1）利率非市场化导致货币政策传导渠道不畅。我国利率水平尚不能反映市场资金供求情况，给货币政策传导机制设置了障碍。 （二）准备金付息制度，超额准备金保持较高水平。对于商业银行来说，法定准备金率的调整只是将巨额超额准备金的一部分转入或转出，本质上是“存款迁移”。 （三）股票市场不成熟，功能缺陷严重。我国股市上市公司质量低下、投资观念扭曲、短期行为盛行，使得股市容易出现大幅波动；股市信息披露不规范，信息传递功能弱；股市规模小，对信息反应不快、不灵敏，影响货币政策传导。 （四）投资者以散户为主，结构不合理，导致股市银行信贷资金较少。当法定​​存款准备金率的调整导致银行信贷扩张或收缩时，股市不会有明显反应。

四。结论与政策建议

基于第二部分的实证结果，结论如下：（1）宣布降低法定存款准备金率时，上证指数日对数收益率下降1.7%；宣布上调时，对上证指数没有影响。影响。 （二）只有准备金率调整公告对市场产生影响，调整实施时对市场不产生影响； （3）市场对准备金率调整公告没有明显预期，准备金率调整对公告前后的收益率有影响。 rt+rt+1 的影响并不显着。

经验结果表明，只有当准备金率宣布降低时，才会对股市产生影响，从而导致股市下跌；而增加则不会对股市产生影响。这一结论与经济理论预测的效果相反，是我国金融市场不成熟、相关制度法规不成熟造成的。本文的创新之处在于，分别研究了宣布调整和实施的准备金率调整对股市的影响，发现市场的实际反应与经济理论相悖。

西方发达国家逐渐淡化共同货币政策工具的作用。我国央行近年来频繁使用存款准备金率这一工具有客观原因，但频繁调整存款准备金率毕竟不是长久之计。为此，提出以下政策建议：（一）加快利率市场化进程，使利率变化充分反映资本市场和货币市场资金供求情况，合理反映利率市场化价格。资金; （二）完善准备金制度，加快存款准备金金融体制改革。确定合理的准备金利率水平，适当情况下降低存款准备金率，为商业银行提供更大发展空间，为货币政策工具转换提供依据； （三）扩大股票市场流通规模，在严格审批的基础上改变信贷供给，可以对股票市场产生更深层次的影响，从而通过股票市场实现货币政策的最终目标，与社会经济密切相关。

参考文献

[1]蒋金勇，潘冠中。央行利率调整对股市的影响——理论预期与实证检验云南财经大学工作论文。 2009 (10)

[2]James D.Hamilton.美联储存款的供给与需求[J]．卡内基-罗切斯特公共政策会议系列． 1998 (49)

[3]陈志兴．浅析存款准备金率政策对股市的影响[J].武汉经济管理干部学院学报。 2004 (9)

[4]张丹．我国利率政策调整成效分析——以2008年法定存款准备金率调整为例[J].商业导报。 2009 (5)

[5]左俊毅，王伟。我国存款准备金政策的公告效应研究[J].南方财经. 2009 (7)

注：本文涉及的图表、注释、公式等请阅读PDF格式原文

作者：吉方潘冠中