前言：中文期刊网精心挑选了货币政策和利率的关系范文供你参考和学习，希望我们的参考范文能激发你的文章创作灵感，欢迎阅读。
货币政策和利率的关系范文1
关键词：预期假说；货币政策；收益率曲线；实证研究
中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006－1428（2006）04－0036-04
1.引言
货币政策和利率期限结构(收益率曲线)之间的关系一直是货币经济学研究的热点。传统经济理论认为货币政策是通过其对市场利率产生效应而传递给经济活动的，各国的货币政策制定者一般将短期利率作为他们的主要操作工具，通常是采用银行同业之间的隔夜拆借利率作为货币政策运作工具。然而，实际的经济活动诸如投资和消费在很大程度上是取决于长期利率水平的。因此，货币政策的有效性就高度依赖于其是否会对长期利率产生影响。货币政策制定者为了实现影响实际经济活动的目标，就应当使货币政策可以影响不同期限的利率(整个收益率曲线)。
传统的货币政策传导机制假定利率期限结构可以由预期假说来充分地描述，长期利率是当前和未来短期利率的加权平均值。货币政策制定者通过影响当前的短期利率，就可以改变预期的未来短期利率和长期利率。因此，如果预期假说有效，则货币政策只会引起收益率曲线的平行变动而不会改变它的坡度。鉴于此，Estrell和Hardouvelis、Brenanke和Blinder等采用收益率曲线的坡度来作为预测货币政策是否发生变化的一个先行指标。总的来看，研究货币政策对收益率曲线影响的文献可以分为两大分支，前者如Cuthbertson、Hsu和Kugler等主要研究收益率曲线的动态变化是否与预期假说相一致，结果发现虽然预期假说常被实证结果所拒绝，但它至少可以解释市场利率变动的某些行为；后者如Trhomton、Jondeau和Ricart、Haldane和Read等主要采用事件分析和时间序列分析的方法来量化研究货币政策对收益率曲线的直接影响，结果发现货币政策的确可以影响市场利率，但其影响力随着到期期限的延长而变弱，在收益率曲线的远端甚至变得不太显著。
国内在这方面的研究还较少。文献［8］、［9］和［10］主要从定性的角度分析了货币政策变动与国债收益率曲线之间在理论上的一般联系、货币政策影响利率期限结构的方式和相应的政策建议，但缺乏客观的量化研究；文献［11］运用Granger因果测试、脉冲响应函数和方差分解检验了收益率曲线坡度和央行基准利率在预测产出增长和通货膨胀率中的信息含量，但并未实证检验货币政策是否对收益率曲线有影响以及是否使收益率曲线的短、中、长期部分发生平行变动。因此，本文的目的就是通过研究货币政策传导机制来实证检验我国的货币政策是否对国债市场的利率期限结构(收益率曲线)具有显著的影响，如有，这种影响是否以相同的方式影响收益率曲线的短、中、长期部分，还是存在某些差别。对这两个问题的研究，将有助于评估我国货币政策的有效性。
2.样本数据及处理
本文选用的数据为2004年5月20日到2005年11月3日的313个日度数据，其中央行的货币政策工具即隔夜拆借利率(IBO001)取自中国货币网(http：//省略)，国债回购利率数据(R001、R007、R014、R028、R091和R182)则由上海证券交易所获得。而且，对上述两类数据进行了相应的处理，剔除掉了一些缺失观测。至于从1年期到20年期的国债利率，则是首先由上海证券交易所(http：//省略)获得对应上述利率数据观测日的39只记账式国债收盘价，接着根据当日的国债收盘报价，根据广义息票剥离法并利用Svensson模型估计出该日的国债市场利率期限结构，最后利用获得的利率期限结构参数模型估计出到期期限分别为1到20年的国债市场利率数据。本文的研究所使用的数学软件为Matlab70和Eviews5和SPSS115。
3.省略）
双变量的秩检验结果说明，国债市场各期限利率中除1、2年期与8、9、10年期利率和隔夜拆借利率在5％的显著性水平上不存在双变量的协整关系外，其他各期限利率均与隔夜拆借利率存在协整关系。这表明我国的货币政策对国债市场利率具有一定程度上的长期影响，但对于收益率曲线上不同到期期限的市场利率的影响程度有很大差异，这可以从表2标准化的协整向量(1，β)结果中得到进一步的证明。对于短期和超短期的国债回购市场利率，其与隔夜拆借利率(货币政策工具)的长期参数绝对值接近于1，而对于那些利用国债收盘价估计出的1到20期的市场利率，则长期参数绝对值远小于1，且变动情况也十分复杂。除不存在协整关系的1、2、8、9、10年期利率之外，3到7年期利率的长期参数估计值呈现反复波动，不过仍小于04，而对于11到20年期的利率，长期参数估计值则呈现出有规律的上升态势，但上升幅度很小，且均在05以下。因此，虽然货币政策对我国市场收益率曲线具有效应关系，但其对于中短期、中期和长期利率的影响很弱，这就说明我国目前的货币政策传导机制是很不健全的，市场利率对货币政策的变化不敏感，货币政策很难影响长期利率走势，同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。
标准化的协整向量
4.省略）
根据Kaiser检验显著的三个主成分对各期限市场利率的解释能力分别为727107％、130465％和69151％。其中，第一主成分主要与国债回购利率中的R091和R182以及到期期限从2年到20年的利用国债收盘价估计出的市场利率相关；第二主成分主要与国债回购利率中的R007、R014和R028相关；而第三主成分则主要对应与国债回购利率中的R001和到期期限为1年的市场利率。这表明我国的国债回购市场存在明显的短、中、长期分割现象，而对于到期期限更长的国债市场这种现象却不甚明显。对于我国的国债回购市场，传统的预期假说不成立，因为预期假说认为所有的利率均和同样的影响因子具有强相关性，而本文得到的实证结果显然拒绝了这种观点。相反，本文的结果表明在我国的国债回购市场中存在影响利率变动的不同驱动因素，可以认为与国家货币政策相对应的流动效应是对短期市场利率变动起决定性的因素。下表中的货币政策工具IBO001和三个主成分的样本相关系数更清楚地表明了这一点。虽然货币政策工具变量IB0001和三个主成分的样本相关系数都是显著的，但和第三个主成分(主要与R001相关)的相关系数高达0776，远远大于和前两个主成分的相关系数值。因此，应用主成分分析研究货币政策对收益率曲线效应关系的结果进一步验证了本文前面的结论：我国的货币政策仅能有效地影响收益率曲线的短端，而对中、长端的效应则很低，且使收益率曲线可能发生非平行变动。
货币政策工具IBO001和三个主成分的双变量样本相关系数
5.结论
对上述研究结果进行分析，有以下两点结论：
1)我国的货币政策对于国债市场收益率曲线的效应仅在短期内有效，而对于中长期、长期则基本无效或者效应相当低；同时货币政策变化也会使我国的市场收益率产生非平行变动，甚至扭曲。说明我国目前的货币政策传导机制还存在问题，有待完善。
2)根据上述的研究结果，可以按货币政策对收益率曲线影响程度的不同进行相应的阶段划分，将与其对应的国债分为六类：国债回购市场短期利率(R001)、中期利率(R007、R014和R028)、长期利率(R091、R182)；国债市场短期利率(1年期)、中期利率(2年到10年)和长期利率(11年到20年)。
参考文献：
［1］Estrella，A,Hardouvelis，G The term structure as a predictor of economic activity[J].Journal of Finance，1991，(46)：555-576
［2］Bernanke，B,Blinder,AThe federal funds rate and the channels of monetary transmission[J]The American Economic Review,1992,82(4)：901-921
［3］Cuthbertson，KThe expectations hypothesis of the term structure：the UK interbank market[J].Economic Journal，Royal Economic Society,106(436)：578-592
［4］Hsu，C.,Kugler,PThe revival of the expectations hypothesis of the US term structure of interest rates[J].Economics Letters,55(1)：115-120
［5］Thornton，DThe information content of the discount rate announcements：what is behind the announcement effect[J].Banking Finance.(22)：83-108
［6］Jondeau，E.,Ricart，R.The expectations hypothesis of the term structure：tests on US，German，French and UK Euro-rates[J].Journal of International Money and Finance,8(5)：725-750
［7］Haldane，A.，Read，V.Monetary policy surprises and the yield curve[J].Bank of England，Working Paper No.106：1-41.
［8］纪志宏.货币政策与国债收益率曲线［J］.中国社会科学院研究生院学报，2003，(3)：42-46
［9］谢赤，董华香论货币政策对利率期限结构的影响［J］.湖南社会科学，2005，(3)：80-83
［10］马明，向桢中国利率期限结构分析［J］.经济学(季刊)，2002，1(3)：699-713
［11］杨宝臣，李彪基于广义息票剥离法的国债收益率曲线的估计［J］.中国管理科学，2004，12(6)：1-5
货币政策和利率的关系范文2
关键词：货币政策；中介目标；协整检验；格兰杰因果检验
中图分类号：F822
文献标志码：A
文章编号：1673-291X(2007)04-0065-02
中介目标是央行货币政策对宏观经济运行产生预期影响的连接点和传送点，不同的中介目标会使货币当局采取完全不同的行动来实现最终目标。货币政策的最终效果如何，也往往取决于中介目标的可行性和稳定性。我国货币政策中介目标的选择经历了从最初的以信贷总量、现金总量计划为代表的规模管理，到1996年将货币供应量M1、M2作为货币政策中介目标的组成部分，再到1998年正式取消贷款规模控制，货币供应量正式成为我国唯一的货币政策中介目标的转变过程。但是，近年来我国货币供应量作为中介目标遇到了很大困难，一些发达国家也先后放弃以货币供应量作为中介目标，而选择了利率，这在很大程度上影响了我国有关当局控制货币供应量的决心[1]。
一、样本数据及变量的选取
(一)样本区间：1998―2005年的季度数据
我国自1984年人民银行专门行使中央银行职能以来，货币政策的制定和实施可以划分为两个阶段：1984年到1997年为一个阶段，1998年到现在为一个阶段。因为1998年1月1日央行取消贷款规模限额的控制，货币供应量正式成为我国货币政策唯一的中介目标，货币供应量成为央行调节宏观经济的主要控制变量，因此，本文以1998年到现在央行公布的季度数据为样本进行分析。
(二)变量选择
货币政策中介目标：代表变量为M1、M2。1996年，我国正式将货币供应量M1作为货币政策中介目标，但随着金融创新的不断发展，M1越来越多的表现出可控性不足，而M2的可控性相对较强，本文将M1、M2分别作为中介目标的代表进行分析。
货币政策最终目标：代表变量GDP。货币政策的最终目标可归结为促进经济增长。GDP的增长最能反映一国经济的运行态势，因此，将GDP作为衡量经济增长的指标。
利率代表变量：银行间七日同业拆借利率。利率决定着金融资产的价格变化。在我国目前的利率体系中，同业市场拆借利率由于能够十分灵敏地反映市场上货币资金的供求状况，因而可成为货币市场的基准利率。因此，本文选取了成交量最大的七日拆借的加权平均利率为代表进行分析。
(三)数据处理
因为GDP、M1、M2的名义值包含了当期的物价因素，不能很好的反映真实经济运行状况，因此，我们用1998年1月为基期的CPI季度定基比指数对数据的名义值进行调整，将得到的实际值作为考查指标。
同时，由于本文采用的是季度数据，因此，在进行分析之前先采用移动平均季节乘法分离出季节影响。本文在分析中所使用的数据都是经过季节调整后的数据。
在对利率和GDP的关系进行分析时，分别对利率和GDP进行了对数调整来增加其可比性。
二、实证分析结果
(一)单位根检验
检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。本文采用PP检验法进行单位根检验。结果如表1所示，在5%的显著性水平下，每个分析变量都无法拒绝有一个单位根的原假设，都是非平稳的，但是，它们经过一阶差分后在5%的显著性水平下均能拒绝原假设，都是平稳的，因此都是一阶单整序列。
(二)协整检验
协整是变量之间长期均衡关系的统计表示。本文采用的是Engle和Granger(1987)提出的协整检验方法。由于RGDP、RM1、RM2、LnRGDP、LnR都是单位根过程，因此，可以对其进行协整检验。Engle-Granger协整检验结果如下：
RM1与RGDP回归的OLS估计为：
RGDP=5776.187+0.335498RM1+ζ1
(3.818613)(14.94971)
R-squared 0.881654
RM2与RGDP回归的OLS估计为：
RGDP=5938.722+0.123013RM2+ζ2
(4.818430)(18.25647)
R-squared 0.917423
LnR与LnRGDP回归的OLS估计为：
LnRGDP=10.73381-0.573347LnR+ζ3
(147.1241)(-8.046663)
R-squared0.763373
分别对残差ζ1、ζ2、ζ3进行ADF单位根检验，结果见表2。
因为所得的残差ζ1、ζ2在5%的临界值水平下都是平稳的，所以，可以认为RM1和RGDP以及RM2和RGDP之间存在协整关系，即存在长期均衡关系。而残差ζ3在5%的临界值水平下是非平稳的，也就是说LnR和LnRGDP之间并不存在协整关系，它们之间并无长期均衡关系，同业拆借利率与货币供应量之间并不具有稳定的相关性。中央银行可以通过变动货币供应量进而实现对经济的长期稳定调控。这就对货币供应量作为货币政策中介目标的合理性进行了验证。
三、结论及政策建议
第一，通过以上实证分析可知，目前我国货币供应量作为货币政策中介目标与货币政策的最终目标GDP之间仍存在着长期稳定的均衡关系，中介目标的变动能显著地影响到最终目标。同时，我国金融市场的结构还比较简单，这使货币供应量具有一定的可控性和可测性。因此，当前我国以货币供应量作为货币政策中介目标是合理的并应该继续坚持。
第二，目前，我国低下的同业拆借利率市场化程度造成了我国银行间同业拆借利率对宏观经济变量的影响并不显著，同业拆借利率与货币政策最终目标之间并不存在长期稳定的均衡关系，因而目前并不具备选择利率作为中介目标的条件。
第三，随着中国经济、金融对外开放的扩大，货币供应量的可测性和可控性正在减弱。不仅如此，利率管制是我国货币政策传导机制失控的主要原因。因而急需加强中央银行宏观调控，同时应通过改革的推进，积极创造利率作为货币政策中介目标的操作条件。
政策建议：第一，针对货币供应量自身存在的弊端，我们可以灵活运用多种货币政策工具，适度调节货币供应量，进一步完善货币供应量的统计口径，针对当前的金融创新趋势，对货币供应量的统计口径进行相应合理的修订，增强货币供应量指标的可控性和可测性。第二，单一的货币政策中介目标已经不能适应当前经济发展的要求，因此，我们在确定主要目标的同时，要根据经济变化设定多个相关观测变量，以更好的对经济进行宏观控制和预测。第三，在现阶段继续使用货币供应量指标的同时，要加快实现利率市场化，使利率能够反映市场资金的供求状况，促进货币政策传导机制的顺利运行，进而提高货币政策中介目标与最终目标的相关程度，便于中央银行及时进行货币政策宏观调控。
参考文献：
[1] 丁文丽，刘学红.中国货币政策中介目标选择的理论研究与实证分析[J].经济科学，2002，(6)44-51.
[2] 高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2006.
[3] 刘明志.货币供应量和利率作为货币政策中介目标的适用性[J].金融研究，2006，(1)：51-63.
货币政策和利率的关系范文3
【关键词】 货币政策； 资产价格； VAR模型； Granger因果检验； 脉冲响应函数
一、引言
自20世纪90年代以来，发达国家和发展中国家发生的一系列金融危机使得货币政策与资产价格特别是金融资产价格之间的关系日益受到人们的关注。鉴于货币政策与资产价格之间的关系越来越重要，国内外经济学家们在理论与实践方面进行着不懈地创新与发展。尤其在有着发达资本市场的西方国家，管理层越来越重视金融资产价格变化对货币政策的影响，在货币政策的执行中充分考虑金融资产价格的变化。
随着次贷危机的爆发及其在全球范围内的不断扩散，各国政府纷纷出台救市措施，货币政策频出。在金融危机下政府应当通过各种手段包括货币政策来干预经济已经成为一种共识。人们不再局限于关注传统的对于货币政策目标是否应包含资产价格这一争论，更多的研究开始关注于货币政策与资产价格之间如何互相影响。
由于许多学者在研究金融危机时，往往将金融资产价格的波动视为导致金融危机发生的重要甚至是决定性的因素，在考察货币政策和资产价格关系的过程中，金融资产价格往往被当作资产价格的主要组成部分来进行研究分析。我国的资本市场在其不断壮大和健全的过程中逐步实现了与整个经济运行机制的协调与融合，这不仅为各经济主体的直接融资提供了重要的功能支撑，更重要的，它已经成为我国货币政策发挥作用的重要渠道之一。因此对中央银行来说，要想更好地把握货币政策传导机制，就不能忽视金融资产价格这一重要因素。对于货币政策与金融资产价格这一问题的研究或许能够为我国货币政策的实施提供一定的参考与借鉴。
另外，本文尝试在研究货币政策与金融资产价格的关系的基础上，进一步引进房地产价格作为资产价格的一个研究指标。这主要是由于在我国，房地产行业的景气情况与货币政策密切相关，但具体的相关程度与相互影响程度还有待研究。在研究中引入房地产价格，可以更全面地衡量资产价格与货币政策关系，也可以弥补之前此类研究的不足。
二、文献回顾
对于资产价格和货币政策之间的关系，学术界争论最多的是中央银行是否应该将资产价格作为货币政策的调控目标，目前学术界存在两种近乎对立的态度：一种是赞成把资产价格纳入货币政策的最终目标，进而必须对资产价格的变化做出政策反应；另一种观点认为虽应关注资产价格问题，但货币政策不应该对资产价格的波动进行直接干预。
上述两种观点针对的都是在资产价格波动之后的货币政策选择问题。货币政策被认为是一种滞后于资产价格波动的调节手段。这些研究虽有涉及货币政策与资产价格之间的关系，但更多停留于理论层面，并未从实证的角度定量地对两者之间的关系进行清晰的解释与说明。本文更多地将参照国内对这一问题的相关实证研究来展开对这一问题的研究。
李红艳、江涛（2000）在对1993年1月至1999年8月两者的月度数据进行研究分析后发现，20世纪90年代中国的股票市场价格和货币市场供应量之间存在长期均衡的协整关系。但是与一般理解不同，股市价格主要处于因方的地位，而货币供应量主要处于果方的地位，而且股市价格对各个层次的货币供应量的影响不同，对非现金层次的影响要大于对现金层次的影响。
易纲、王召（2002）认为货币政策对资产价格（特别是股票价格）有影响，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且在一定意义上取决于股市。另外，无论股市财富效应大小，通过货币政策刺激股票市场拉动需求的做法都是不可靠的，中央银行不应迁就股市或单纯通过刺激股市的方法拉动消费需求。
周英章、孙崎岖（2002）的研究结果和李红艳、江涛（2000）基本相同。他们主要考察了1993年1月至2001年4月的样本区间，选取了货币供应量作为货币政策的衡量指标，对不同层次货币供应量与上交所A股指数波动之间的关系进行了研究。研究发现，股市价格与不同层次货币供应量之间均存在着长期稳定的均衡关系，但对不同层次的货币供应量的影响效果不同，对与股票交易关系密切的狭义货币供应量M1的影响最大，对现金M0的影响次之，而对广义货币供应量M2的影响最小。在股市价格与货币供应量的相互反馈作用中，股市价格占主导地位，对货币供应量的作用比较显著，货币供应量对股市价格的作用则相对较弱。
孙华妤、马跃（2003）采用了滚动式向量自回归（Rolling VAR）与增加时滞的自回归系统（Augmented VAR）以及Granger因果关系检验相结合的计量估计方法，对1993年10月至2002年6月的月度数据进行了分析。在他们的研究中，货币政策被具体化为货币数量和利率两个主要手段，研究发现货币数量对股票市场没有影响，利率虽然影响股票价格但却不影响市值，而股票价格对市值也没有影响，从而得出结论：中国股票市场尚不能发挥货币政策传导机制的作用，但中央银行可以通过利率手段来影响股价。
刘松（2004）则以1995年1月至2003年8月为样本区间，运用协整和Granger因果关系检验等时间序列研究方法对货币供应量与股市价格之间的关系进行分析。研究结果显示，货币供应量与股市价格之间并不存在长期的协整关系，但M1的变化对股市价格的变化有明显的影响，股市价格的变化对M0的变化有明显的影响。
不难发现，上述研究的时间较早，随着最近几年我国资本市场的发展与货币政策的频繁应用，两者之间的关系可能会有新的情况，呈现出与以往研究结果不同的观点，因而本文将通过对更长时间窗口来研究。另外，本文看到在以往的研究中，货币政策与资产价格的关系大多被简化为货币供应量和股票市场的关系，利率工具与房地产价格往往分别被排除在货币政策与资产价格之外，本文将引入这两个指标，从更全面的角度来考察货币政策与资产价格之间的关系。
三、模型与数据
（一）模型设立
本文通过建立向量自回归（VAR）模型来探究货币政策与资产价格之间的相互影响。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而建立起由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。它常用来考察多个变量之间的动态互动关系，并用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击。VAR（p）模型的表达式如下：
yt=φ1yt-1+φ2yt-2+…+φpyt-p+
Hxt+εt
其中，t=1，2，…，T，yt是k维内生变量列向量，xt是d维外生变量列向量，p是滞后阶数，T是样本个数。k×k维矩阵φ1、φ2，…，φp和k×d维矩阵H是待估计的系数矩阵。εt是k维扰动列向量。
对于变量的选取，主要涉及货币政策走势变量以及资产价格变量。我国货币政策的目标变量经历了广义货币量（M2）和利率两个阶段。目前虽然是以利率为主要变量，但是货币供应量仍然是影响货币政策实施效果的重要参考因素。因此，本文准备选择使用央行基准利率和货币供应量两个变量代表货币政策走势。
目前学者们的相关研究主要使用股票价格、股票市值或者股票指数作为资产价格变量。本文认为，我国房地产市场在经历了十多年的发展后已经成为了经济生活中的重要资产，对家庭部门来说，更是成为其主要的固定资产。在我国，房地产市场同股票市场相比，其对经济的影响更为广泛，与家庭部门的联系更为普遍。因而，本文在使用股票指数作为资产价格变量的同时，引入房地产价格指数作为资产价格的另一个变量。
综合上述分析，本文将建立货币供应量、利率、股票价格指数和房地产销售价格指数四个变量的VAR模型。
（二）数据来源和指标选择
一般来说，我国对货币供应量分为三个层次：流通中的现金（M0）、基础货币（M1）、广义货币供应量（M2），为了充分说明不同层次货币供应量指标对资产价格的影响，笔者将分别设立三组VAR模型来考察各类流动性对于资产价格的作用。
根据相关文献和利率数据的可获得性，笔者选择了央行公布的一年期贷款基准利率作为名义利率变量。考虑到实际中中央银行是通过名义利率来调整实际利率，笔者认为也可以选择根据一年期贷款基准利率作为名义利率，减去通货膨胀因素来计算实际利率引入方程。本文用消费价格指数（CPI）来表示通货膨胀因素。
资产价格的两个变量笔者分别选用了上证综指指数和国家统计局公布的城市房屋销售价格指数来衡量。
由于中国人民银行从1996年1月1日开始公布货币供应量数据，因此数据区间就从1996年1月1日开始的月度数据；考虑数据的可获得性，数据选择截止至2009年4月。其中上证综指指数来自上海证券交易所网站，货币供应量指标和名义利率来自中国人民银行网站，CPI和城市房屋销售价格指数来自中国国家统计局和中经网统计数据库。共160组样本数据。
下文中，本文分别用M0、M1、M2、N-interest、R-interest、CPI、Stock、Estate代表流通中的现金、基础货币、广义货币供应量、名义利率、实际利率、消费价格指数、上证指数、城市房屋销售价格指数。变量前加上“ln”表示一阶差分形式，即环比增长；“ln-12”表示相隔12期的一阶差分，即同比增长。
四、实证分析
（一）单位根检验
VAR模型要求所有变量均为平稳序列。经过ADF（时间序列非平稳性检验法）检验，笔者发现，M0、M1、M2、Stock、Estate等五个变量为I（1）序列，其序列本身非平稳，但是一阶差分后，无论环比还是同比数据都为平稳序列。N-interest序列为I（0）序列，R- interest序列非平稳，且由于其对数序列不完整无法进行一阶差分，所以本文决定使用名义利率指标。
（二）VAR模型估计
根据计量方法，本文直接使用OLS（最小二乘）方法对没有限制条件的VAR模型进行参数估计。首先根据货币供应量的层次将VAR模型分为三类，同时考虑到环比和同比增长的不同进一步将三类VAR各分类两组，因此共设立了六个模型，其中VAR1、VAR2、VAR3分别表示同比增长下的M0、M1、M2模型，VAR4、VAR5、VAR6分别表示环比增长下的M0、M1、M2模型。为了节约篇幅，本文在表1中仅列出了每个VAR模型中各变量的F检验统计量，意在表示VAR模型对该变量的整体解释能力。同时，笔者列出了VAR2模型的方差分解作为各模型的代表，来说明各变量之间的相互影响。图1给出了VAR2模型在超前12期预测时下面变量排序的方差分解：ln12-M01，N-interest，ln12-
Stock，ln12-Estate。
由表1和图1可以看出以下几个特点：首先，同比增长模型组的解释能力强于环比增长模型。这体现在同比增长模型对于STOCK变量有非常强的解释能力，而环比增长模型几乎不能解释该变量。出现这一现象的原因可能是由于相对环比增长来说，同比增长存在一个更长时间的滞后期，即有了更充裕的时间使货币政策和资产价格之间形成相互影响。因此，笔者认为，货币政策和资产价格之间的相互作用在长期中更为明显。
其次，VAR模型组对于房地产价格变化的解释能力更强。这说明与股票市场相比，房地产市场更容易受到货币政策的影响，其不仅体现在较长期的同比变动上，而且在短期的环比增长上也有非常显著的作用。房地产价格受货币政策影响大于股市，可能是由于货币政策不仅影响房地产市场的需求方，导致其购房成本上升或者下降，同时直接影响房地产市场供给方，导致开发商成本变动和资金链绷紧或松动。尤其是与购房者相比，开发商对货币政策更为敏感，因为国内开发商对银行信贷有很大的依赖性，这就加大了房地产市场受货币政策的影响程度。这说明，在货币政策制定过程中，房地产价格变动有更好的反馈作用。
第三，VAR模型中各变量的自相关项起到了主要解释作用。分析发现，VAR模型组中，各变量的主要解释项主要都是其自身的滞后项。比如VAR2模型中，如图1所示，在滞后6期的情况下，自身滞后项的解释程度占到了全部解释能力的80%以上；即使是滞后12期，也仅有N-interest变量的非自身滞后项解释能力强于自身滞后变量。这说明，货币政策和资产价格之间的相互影响并没有模型整体显示的那么乐观，相互之间的影响需要经过1年以上的滞后期才能逐步显现出来。
（三）格兰杰因果关系检验
为了进一步分析货币政策和资产价格之间究竟是谁先谁后，笔者采用了Granger因果检验方法探究二者的因果关系。判断准则LR（似然比）检验统计量，如表2所示。
总体来看，虽然货币政策和资产价格之间的影响是交互的，但是不同变量之间的差别很明显。具体来说，货币供应量对资产价格基本不构成Granger原因，而利率变量却是股票价格和房地产价格的Granger原因，这可能是因为我国货币政策是利率目标政策，因此资产价格对于利率更为敏感。资产价格变量对货币政策有着非常强的影响能力，尤其是对利率变量，在所有VAR模型组中对利率变量都是Granger原因，房地产价格也在4个VAR模型中对利率变量是Granger原因。结合我国货币政策的目标，笔者认为，我国利率政策与资产价格波动互为Granger原因，二者关系紧密，应当在政策制定过程中保持对资产价格波动的高度关注。
（四）脉冲响应模型分析
在明晰了货币政策和资产价格之间的先后关系后，我们进一步研究某一类变量发生变化后，对另一类的影响持续时间。根据上文的结论，我们主要研究利率变量和资产价格变量之间的脉冲反应。在VAR模型组中，VAR3模型显示出二者之间的Granger因果关系最为显著，因此我们选择VAR3模型为代表来研究脉冲反应。结果如图2所示。
由图2可以看出，不同资产的价格对利率政策形成冲击显著不同。股票指数同比波动变化对利率政策带来的影响在13个月左右最为显著，且一直到30个月后这个影响仍然存在；房地产价格同比波动的变化对利率政策的影响在3个月左右，6个月后基本没有影响。这段时间是货币政策的反应期，体现了货币当局对资产价格做出反应所需的时间，或者说，货币当局在对资产价格波动的观察时间。如前所述，房地产市场由于其与经济整体的联系要甚于股票市场，因此货币当局对其价格波动更为敏感。
图2也显示出利率政策对不同资产价格的差异化影响。利率变化后，股票指数在4个月后受到的影响最大，随后效应逐步衰减，20个月后基本没有影响；房地产价格产生剧烈波动，且影响逐步放大，直到20个月后负面影响才开始缓慢衰减，30个月时还具有很大的影响能力。这与前文的分析一致，即货币政策对于房地产市场有更为直接和深远的影响。
五、结论与启示
通过VAR模型组可知，我国货币政策与资产价格之间存在比较显著的相互作用，尤其是利率政策与资产价格之间的相互影响非常明显。因此，作为货币政策的决策者，中央银行应当注意观察资产价格的波动，尤其是房地产市场的价格同比变化，这样一方面可以考察货币政策的作用，另一方面也可以缩短货币政策的观察期，提高货币政策对经济波动的反应速度。VAR模型还显示，资产价格和货币政策变量存在自相关特征，这一特点对于资产价格来说尤为明显，说明还不应当将资产价格引入到货币政策的决策体系之中，因为二者之间的相互作用目前还比较缓慢，尤其是股票市场与货币政策之间的反应速度较慢。
通过格兰杰因果关系检验显示，我国货币政策的主要目标变量――名义利率与主要资产价格之间存在比较明显的引导关系。结合脉冲响应函数，可知利率变量对房地产市场的波动更为敏感，同时其变化对房地产市场带来的影响更为显著，对股票市场的影响相对较小。
因而，本文认为目前我国不适合将资产价格列入到货币政策决策变量之中，但是应当保持对资产价格波动的观察，因为资产价格波动可以显示货币政策的执行效果。
【参考文献】
［1］ 李红艳，江涛.中国股市价格与货币供应量关系的实证分析［J］.预测，2000（3）.
［2］ 刘松.中国货币供应量与股市价格的实证研究［J］.管理世界，2004（2）.
［3］ 瞿强.资产价格与货币政策［J］.经济研究，2001（7）.
［4］ 孙华妤，马跃.中国货币政策与股票市场的关系［J］.经济研究，2003（7）.
［5］ 易纲，王召.货币政策与金融资产价格［J］.经济研究，2002（3）.
货币政策和利率的关系范文4
【关键词】货币政策 CPI 小波变换
一、理论基础回顾
西方经济学理论认为，货币政策的效应主要有两种传导渠道：一种是以凯恩斯学派和货币学派为主的传统经济学派，他们认为政策效应主要通过货币渠道传导的。中央银行通过控制和改变货币供给量，经由利率水平的变动进行传导，影响投资和有效需求，进而对产出和就业产生重要影响。另一种观点则是信贷渠道。即在信息不对称条件下，通过信贷配给理论，信贷影响商业银行的信用可得性，信用的延期和展期，使储蓄和投资主体发生变动，进而影响到经济活动。
在国内众多文献中，不乏关于货币政策和通货膨胀周期之间相关关系的研究，这些研究深化了对货币政策和通货膨胀不稳定关系的间接认识，为判断二者周期波动关系提供了有利的经验证据。但也应该看到，以上学者的研究方法在指标选取上，没有对影响货币政策的因素进行全面和到位的分析。
二、货币状况指数的重新构建
对于MCI（货币状况指数），存在实际MCI和名义MCI之分，考虑到本文是针对价格水平构建MCI，在这里主要构建名义上的MCI。
（一）变量的选取
传统的凯恩斯主义强调利率在货币政策传导中的作用，利率是投资和消费的价格，利率的上升或下降会抑制或刺激投资与消费，导致产出与价格水平的变化，因此本文在此选取银行间同业拆借利率代表利率水平；在开放经济条件下，汇率也是货币政策的一个重要传导机制。货币政策还会影响金融资产（如股票、房地产等）的价格，货币政策传导机制的多重性说明在货币政策实践中仅仅关注利率和汇率的变化是不够的，我们必须综合考虑利率与汇率、信用状况、金融资产价格等因素间的相互作用。
（二）数据的处理
根据以上对变量的选择，本文选取银行间同业拆借利率代表利率水平，名义有效利率NEER代表汇率水平，考虑到我国过去几年房地产业繁荣以及房地产业事实上已经成为我国的支柱性产业，本文选取全国房地产开发业综合景气指数（简称国房指数，下同）作为变量之一。货币供应量则采用狭义货币供应量。以上数据均为月度数据，时间范围从1996年1月―2012年2月，数据来源于国家统计局等。所有时间序列均取自然对数以避免数据剧烈波动，并消除潜在的异方差性。
（三）指数的计算
考察各变量对居民消费价格指数的冲击响应，从而计算每个变量在MCI中的权重。针对月度数据可在1年期内考察所有冲击的特征，因此将脉冲响应函数的滞后期设定为12，即period=12。表1显示了消费者价格指数作为因变量对来自各变量的一个标准差冲击在未来12个月的响应过程。
表1 脉冲响应函数值
最后即可构建名义MCI，根据公式计算，各变量权重各为0.32、0.16、0.43、0.09，进一步，假定基期（1996年1月）MCI=100，则可根据以下公式构建名义货币状况指数：
根据前文对货币状况指数的定义和所估计的各变量权重，可以构建自1996年1月到2012年1月的月度的我国名义货币状况指数MCI。对比指数则是居民消费价格月度同比价格指数。
图1 中国名义货币状况指数与通货膨胀
从图1可以看出，我国名义货币状况指数MCI综合了货币供应量、利率和汇率因素，较全面地反映并测度了我国货币政策调控与通货膨胀的关系。与通货膨胀率趋势变化相似，尤其是在通货膨胀的上升区间，我们可以从上图看出与具有特别好吻合效果，特别呈现出的是相比具有一定意义上的预测功能（我们从上图看出总是相对于更早的出现上升趋势，更早的出现下落趋势），这表明MCI与通货膨胀具有内在的一致性。货币状况指数领先于通胀膨胀的变化，特别是货币状况指数拐点对通货膨胀率拐点经常领先1―3月。
三、政策建议
由于利率调整进入下行周期。2008年以来的外部经济形势的恶化加速了中国经济的衰退进程。中国人民银行于2008年9月开始逐步放弃紧缩的货币政策。通过直接调控信贷规模，中国经济在2009年保持了较高的增长，但是也埋下了通货膨胀的隐患。
针对上述货币状况指数表示的货币政策和通货膨胀周期波动相关性的检验结果，本文的政策建议如下：
1.加强对货币增长量的控制，深入研究货币政策的传导机制，使货币供应增长率达到符合经济发展所需的要求。在我国货币政策的政策工具选择和实际操作过程中，中央银行应该继续致力于以货币供应量作为主要中介目标和调控体系，抑制货币需求，从而抑制通货膨胀。相关研究表明，无论哪个层次的货币供应量都是通货膨胀率变化的原因，这与货币数量论的基本思想一致。因此，应实施紧缩的货币政策，控制货币发行量，寻求货币供应量与经济增长、社会需求的平衡点。
2.完善我国的金融体系，以抵御外部货币对我国经济的冲击。作为当前宏观调控部门，央行应该进一步做好深化外汇体制和利率市场化改革，完善货币政策的监控体系，加强外汇储备的结构性调整，建立黄金战略储备体系，保持货币政策和财政、产业政策的协调，提高对各种复杂条件下的调控能力，特别是在通胀和紧缩时缩短经济波动的周期，减少经济波动对市场经济体制改革的影响。
3.在实施货币政策的过程中应密切关注信贷渠道梗阻对于在货币政策有效性的制约，开发央行货币政策新的调控工具。中国人民银行所能控制的对象是基础货币，它已经无法代替商业银行做出信贷决策，只能通过手中的工具约束商业银行的行为，如准备金率、公开市场操作、再贷款、再贴现以及利率等间接调控工具被越来越广泛的使用。这些政策有其自身的优点，但往往存在局限性，是否应该完全转向使用间接工具值得进一步研究。
参考文献
[1]陈鑫.国内货币供应量、通货膨胀和股票价格相关关系研究[D].北京：对外经济贸易大学，2010.
[2]许亦平，张鹏，林桂军.1979-2009：三十年中国货币政策回顾与展望[J].甘肃社会科学，2011（02）.
[3]卜永祥，周晴.中国货币状况指数及其在货币政策操作中的运用[J].金融研究，2004（01）.
[4]殷醒民.通胀周期性特征与货币政策的适时转换[J].经济改革，2011（04）.
[5]刚猛，陈金贤.实际股票收益、通货膨胀与货币政策的周期性[J].延边大学学报，2003（12）.
[6]王辰.切勿推倒通货膨胀的多米诺―基于货币政策与通货膨胀的实证研究[J].企业家天地，2010（04）.
[7]谭锦财.中国货币状况指数与经济增长关系的实证研究[D].大连：大连理工大学，2008.
[8]梁雅敏.货币状况指数研究文献综述[J].西南金融，2010（06）.
货币政策和利率的关系范文5
一、当前中国货币政策采用数量型调控方式的原因
（一）中国经济中的利率—信贷渠道不畅观察中国的利率种类，我们发现商业银行的贷款利率基本是在一年期存款利率的基础上，考虑了银行的边际成本后加成形成。因此，一年期存款利率是最为重要的长期基准利率。由于一年期的浮动贷款利率水平波动较小，因此，一年期贷款利率基本可以表示市场上的长期借贷利率水平。另外，同业拆借利率和国债回购利率是货币市场短期市场利率，基本反映金融机构流动性的变化，具有一定的市场化指标意义。尽管利率市场化不断推进，但利率和信贷量之间的关系仍不显著。从1996年6月1日央行开放银行间同业拆借利率开始，中央银行一直努力通过扩大贷款利率浮动区间等措施推进利率市场化，从已有的事实来看，扩张性的货币政策—降低利率和加大贷款力度—并没有产生预期效果。从这个阶段的调控效果来看，降低利率并不能带来信贷的扩张，利率—信贷渠道是不畅的。从中国经济的事实我们发现：经济增长带动信贷需求增加，而信贷增加推动工业产出增加，中国实体经济与信贷之间具有需求拉动和供给推动的乘数效应，信贷规模是中国货币政策有效的中介目标；而利率变化与银行信贷变化之间不存在显著的因果关系，利率变化与工业增加值变化之间在统计上也不存在因果关系，这说明通过调整利率达不到调控宏观经济的目的。与发达国家和地区的货币政策调控不同，在中国，调控宏观经济的有效手段是信贷量而不是利率，中国经济中的利率—信贷渠道目前还不通畅，利率与信贷之间几乎是相互独立的。
（二）目前，除房地产行业外，利率对全社会固定资产投资影响有限从中国固定资产投资的资金来源结构来看，1998—2011年，19.1%的固定资产投资来源于国内信贷，且呈逐年下降趋势；约为5.0%的来源于外商直接投资，也呈逐年下降；5.2%的为国家预算内资金；高达72.1%的固定资产投资资金来源于企事业单位的自筹资金和其他资金，且这一比例还在逐年增加。这其中自筹资金的占到大约54%。只有不到1%自筹集资金是通过股票和债券市场来筹集的。可以发现，约有53%的固定资产投资资金来源于企业的内部盈余。因此，在信贷规模占比仅占固定资产投资资金来源不到20%的背景下，利率在企业固定资产投资方面难以发挥调控作用，对整体企业投资行为的调控作用也是极为有限的。但是我们也发现，由于房地产企业的投资资金主要来源于外部市场，利率对房地产投资有明显调控作用，因此，利率对中国经济中的资产价格会产生一定的影响。然而，如上所述，在全社会范围内，这种影响产生的调控效果远远不够，利率对工业企业投资行为难以起到调控作用，而信贷调控则对工业企业会产生明显影响。
（三）M2是影响物价水平变动的主要因素信贷与M2之间互为因果关系，使得M2和信贷均是货币政策调控的有效工具。由于90%以上的外汇储备的新增部分通过央行票据和准备金来对冲，因此，国内货币供应量的增加部分取决于国内信贷的增加量。从趋势上看，商业银行各项贷款的信贷规模和M2之间存在明显的趋同，这一现象也在人民银行不但控制信贷量同时也控制M2的增速的货币政策中得到了充分的验证。信贷增量和M2增量之间互为因果关系说明宽松的货币政策会促进经济中信贷量的放大；采用准备金率的办法会导致对冲外汇新增储备带来基础货币减少的同时，实际上也是在降低商业银行可贷资金数量。在这个意义上，M2是信贷规模控制的工具变量。从1998年至今，M2和信贷规模一直是货币政策有效工具。信贷量增量和M2增量之间互为因果关系在融资结构上表现为信贷是全社会最主要的融资方式，从2001年加入WTO以来的情况看，信贷在非金融机构融资结构中占据了80%以上的份额，而且这一比例并没有发生实质性的改变，2011年与2001—2002年相比，整个经济的融资更加依赖商业银行的信贷。
（四）中国经济中还不存在利率与汇率的互动机制2005年7月21日，人民银行宣布人民币实施盯住一揽子货币计划。从2007年5月21日起，人民币兑美元交易价日均浮动幅度由0.3%增加至0.5%，出现了人民币对美元汇率双向浮动，这些措施的目的是提高人民币汇率形成的市场化程度。这在一定程度上反映中国的货币政策制度迈向独立性的改革开始进入了新阶段，但在货币政策执行过程中，利率政策与汇率政策的冲突仍然十分显著。中国的货币政策主要是通过信贷或M2的控制来调控宏观实体经济。利率在一定程度上能够调控房地产投资，但全社会范围内没有形成货币政策的利率调控机制。而在开放条件下，也没有形成通过利率去调节汇率形成以对冲资本流动对汇率冲击的机制，也不存在通过汇率调整对冲外部利率冲击的机制。中国经济中还不存在利率与汇率的互动机制。
二、当前中国货币政策调控存在的困扰
（一）数量型的货币政策调控工具进一步强化，利率无法真实反映全社会投融资边际成本，利率难以起到优化信贷资源配置的作用，当前信贷规模的快速膨胀可能导致银行坏账风险急剧增加从上述分析可以看出，利率与全社会的投资规模和资源配置关系较弱、利率变化与汇率变化几乎无关，而且由于居民家庭金融消费发展不足，大量研究表明利率与消费也没有关联。在这样的宏观经济特征下，货币政策对宏观经济的调控只能够依赖于数量型工具。频繁调整的准备金率和信贷规模控制成为货币政策调控中无奈的必选工具。从2003年以来的情况看，随着整个经济环境发生重大变化，尤其是金融体制和垄断性行业改革进入了新的阶段，经济增长也进入了新一轮的高增长时期。投资增速加快以及一定程度的进口通货膨胀，导致经济中CPI开始上升，并在2004年达到了3.9%。央行采取了信贷控制使CPI回落。但在随后的2006—2007年的宏观调控中，央行放松了信贷控制，试图依靠提高利率、准备金和对冲措施来稳定价格。结果是2007年CPI的进一步冲高，达到了4.8%，利率控制信贷和投资的目标再一次落空，导致了在2007年9月以后央行实施季度规模管理措施来调控商业银行信贷规模。在2008年第四季度，由于金融危机的影响，央行再次放松信贷规模控制，并降低利率，导致随后年份CPI不断上升，2011年7月同比达到了6.5%历史高位，连续的提高利率、准备金率和对冲措施并没有使CPI有效回落到目标区间，迫使央行再次实施信贷规模控制。这也再次印证信贷量才是调控中国宏观经济的有效手段。除了信贷控制以外，另一个重要的数量调控工具是准备金率。从2007年以来的情况看，央行频繁调整准备金率来对冲外汇储备的增长和控制商业银行的流动性。从2010年1月12日到2011年6月14日央行12次提高金融机构的准备金率，提高幅度达600个基点；为了应对欧债危机对国内经济的冲击，央行11月30日又下调准备金率50个基点。频繁使用准备金率带来了货币乘数的不断波动，加大监控流通中货币量的难度。这种过于依靠调整准备金率来对冲外汇储备增长的方式会带来第二个困扰。
（二）过于依靠准备金的对冲措施导致外部冲击内部化，带来了人民银行的对冲行为替代了银行的商业化行为这一矛盾，使得对冲的货币政策与国内实体经济的真实货币政策需求产生偏差经常账户余额波动性扩大，加上资本流入流出的不确定性，增加了货币对冲的难度，提高了现有的货币对冲成本，货币政策的自主性降低。为了保障货币政策调控国内经济的主动性，数量型的调控方法进一步提升，信贷规模的调控地位进一步强化。2007年以来，央行更加注重采用提高准备金的方式取行央行票据来对冲外汇储备的新增。因为准备金的利率水平（目前法定准备金利率1.62%，超额准备金利率0.72%）远低于约4%左右的央行票据利率。这在降低央行对冲成本的同时使得国内信贷政策更加依赖于新增外汇储备的变化，导致信贷政策偏差国内经济实际，这可能是2011年上半年央行分6次提高准备金率300个基点，从而导致货币政策调控方向出现明显偏差的重要原因。另一方面，由于中国经济中的金融部门和实体经济之间存在较为明显的分离，央行的对冲行为进一步使短期金融市场上资本账户余额的变化冲击传递到中国实体经济上来，从而会进一步冲击中国货币政策对实体经济的调控效果。
（三）由于金融摩擦的存在，国内外利差不是导致短期资本流动的根本原因，导致利率很难起到调控资本流动的作用从时间序列数据来看，我们发现中美两国利差的变化不是资本账户资本流动的原因。这说明在国内利率与汇率之间不存在互动机制的特征下，资本流入流出多是对人民币升值的预期，中国经济中其他金融资产收益预期以及全球经济形势导致的，而不是中美利率变化引发的。当前货币政策调控困扰源于这样的货币政策调控逻辑：通过提高准备金率和发行央行票据来对冲由于外汇储备的增加带来的外部冲击，从而调控经济中的信贷量和M2。但这样的调控模式会导致：数量型调控工具进一步强化，利率很难起到优化信贷资源配置的作用；央行的对冲行为替代了银行的商业化行为，使得被动实施的对冲货币政策会在一定程度上偏离国内实体经济的真实需求；过多使用数量型的对冲工具导致利率与汇率互动机制失效。
三、货币政策改革的政策建议
（一）信贷量和M2依然是当前中国货币政策最有效的调控工具，但必须依靠资金边际成本的变化优化信贷结构，加速利率的市场化可以考虑在放松现有的商业银行信贷浮动利率定价自的基础上，有选择性地放开一些金融机构的贷款利率，并使用贴息贷款等方式加大对中小微企业的金融支持。同时改变整个经济过多依靠信贷的投融资模式，加速公司债券和股票市场等证券市场的发展步伐，形成多元化的投融资格局。
货币政策和利率的关系范文6
[关键词]股票市场；货币政策调控；互动；政策建议
股票市场与货币政策调控之间存在互动关系，而且越来越密切。股票市场的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，而货币政策通过货币供应变化、利率变化等调控手段也在影响着股票市场。在我国股市深刻变化的今天，对股票市场与货币政策调控的关系进行研究具有重要意义。
一、文献回顾
关于股票市场与货币政策调控的研究，近年来越来越受到各国政府和学者的关注。
(一)在关于股票市场与货币政策传导效应的关系方面
陆蓉(2003)通过构建向量误差修正模型进行脉冲反应分析和方差分解，度量了股票市场的货币政策效应，她认为货币政策目标能否实现，很大程度上取决于货币市场与资本市场的一体化程度。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的效应明显，但传导过程中的“q”渠道和“财富效应”渠道等并没有充分发挥作用。宋宸刚、谭晓蓉(2001)还对股市泡沫的产生及其对货币政策传导效应的影响作了分析，这个研究对当前股市或许具有现实意义。
具体深入到货币政策传导有效性方面，苟文均(2000)分析了资本市场有效传导货币政策的条件，探讨了货币政策变革的基本方向。栾怡(2001)开始注重资本市场的发展对货币政策有效性的影响。江其务(2001)、许祥秦(2001)在研究中国货币政策失效问题时提到股票市场的因素，进而陈柳钦(2002)系统分析了资本市场发展对货币政策的影响，并重点阐明了我国资本市场有效传导货币政策的阻碍因素。刘志阳(2002)则从实证分析的角度提出货币政策的股市传导机制模型并进行检验，得出结论：货币政策与资本市场的相关度在逐步增强，这使得资本市场对货币政策的有效性产生了较大冲击；当局应对现有货币政策框架进行调整，重点是货币政策中介目标的利率取向和最终目标的股价参考。刘岭(2003)进一步通过分析不同货币政策传导机制，讨论了qfii对中国货币政策有效性的影响。许崇正(2003)则详细分析了中国股票市场传导货币政策低效的原因，并且与陈建新(2003)提出了扭转中国股市传导货币政策低效的对策。
(二)在股票市场与货币政策调控目标的关系方面
1．与最终目标的关系研究。borio.c(1994)认为在一个有效的资本市场中，央行没有理由去关注资产价格的波动。只有当资产价格波动影响到货币政策最终目标时，货币政策才应干预资本市场。而国内学者钱小安(1998)在研究了资产价格变动对货币政策的影响后指出，资产价格变化对货币需求的稳定性、货币政策的执行会产生较大的冲击，应在确定货币政策目标、运用货币政策等方面作出相应的调整。friedman(2000)通过对美国股票价格在一个较长时期中对通货膨胀和产出的影响进行实证分析，认为股票价格对产出和通货膨胀的影响并不显著。但就我国情况，谢平、焦瑾璞(2002)认为1999年下半年开始的货币政策机制紧缩效应与股票市场的关联在增强。央行为提高稳健货币政策的有效性应当关注股票市场的发展。同期，易纲等人(2002)借助模型分析发现，货币数量与通货膨胀的关系不仅取决于商品和服务的价格，而且在一定意义上取决于股市。当股市价格偏离稳态越来越远时，经济运行将是不安全的。因此，央行制定货币政策应同时考虑股市价格和商品与服务的价格，但是央行的根本目标仍是维护币值的稳定。较权威的中国人民银行研究局课题组(2002)的研究报告也认为对股市波动央行应关注但没必要盯住。
2．与中介目标的关系研究。货币需求方面：friedman(1988)认为股票市场通过财富效应、资产组合效应、交易效应和替代效应对货币需求产生影响。friedman&mccomac(1991)分析了美国和日本的股票价格与货币需求的关系，结果显示股票价格对货币需求具有负向影响。国内学者易行健等人(2004)实证检验了我国股票市场发展对货币需求的影响，估计了包含股票市场成交额的季度货币需求函数，得出我国股票市场成交额减少了各个层次货币需求的结论。进而赵明勋(2005)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。
具体到股票二级市场，据石建民(2001)、高莉、樊卫东(2001)的实证研究表明，股票二级市场对货币需求具有统计显著性，为正相关关系。股票二级市场对m1需求的影响要大于对m2的影响。
货币供给方面：周英章、孙崎岖(2002)对中国1993—2001年股市价格波动与货币供应量之间的关系进行实证研究，发现二者之间存在着长期稳定的均衡关系，但股市价格波动明显领先于货币供应量且对货币供应结构的稳定性构成较强的正向冲击，从而加大了央行货币调控的难度，削弱了宏观需求管理的有效性，故建议货币政策应密切关注股价波动。在股票价格对各层次的货币供应量影响方面，王维安、杨靖(2003)通过对中国1999～2002年的实证分析认为，股价变化引起的替代效应和转换效应是存在的，替代效应作用于短期，而转换效应会在一段时滞后显现。金德环、李胜利(2004)则进一步研究了中国股市价格和货币供应量的关系，实证结果显示股市价格和m0、m2之间存在着长期稳定的协整关系，它可以用货币供应量m0和m2来解释，但股价变化不是引起货币供应量变化的原因。
(三)在股票市场与利率手段的关系方面
rigobon＆sack(2001)实证检验的结果表明，标准普尔500指数每升降5％就可能导致利率升降25个基本点，利率对股市波动的反应强烈。国内学者王军波、邓述慧(1999)通过分析央行利率政策对股票市场的短期和长期影响，发现利率政策在短期和长期上对股价波动幅度、股票成交量等都有显著的影响，只是对股票市场的短期影响有反常现象，而长期影响则是稳定的。但是高俊峰(2004)在分析利率政策对我国股市的短期和长期效应后，则认为我国利率政策对股市的短期效应非常明显，但长期效应与理论分析有出入。他认为长期效应还要受资本市场和货币市场的完善程度、相互间沟通程度以及长短期证券工具的丰富程度的制约，而这恰是我国的不足。具体到利率调整对股票交易量的影响方面，李敏、金光(2004)通过实证分析认为该影响存在时滞，这一时滞约在15到30天之间；而且利率调整不对股票交易量产生决定性影响。
三、二者的互动分析
股票市场和货币政策调控二者之间存在互动关系：
(一)股票市场对货币政策调控的影响
1．股票市场对货币政策传导机制的影响。货币政策股票市场传导的财富效应和资产负债表效应，它们所成立的前提是：金融市场是完全竞争市场，货币市场和资本市场是一体的，没有阻滞。也就是说，要具有充分发展的金融市场，这样的市场资金配置效率高，现实中欧美等发达国家的金融市场接近于此。
近两年我国股票市场成功地进行了股权分置改革，实现了国有股和法人股的全流通，流通市值占gdp的比重迅速上升，股市规模进一步扩大，股市发展态势良好，这是有利因素。但种种制约因素使我国的证券市场并没有呈现出明显的财富效应来响应央行货币政策的传导：①货币市场和资本市场相互分割，一体化程度不高，货币和证券两种资产自身的联接效应以及两种资产价格的联接效应还有市场之间市场交易的非对称信息对称化效应不明显。②我国股票市场投机性太强，股票价格易纵，上市公司信息披露造假，市场信用体系并不健全，相关的法律法规急需完善。③市场规模尚需进一步扩大。
2．股票市场的发展对货币政策调控最终目标的影响。传统意义上货币政策最终目标是维持物价稳定，促进经济增长。这种只关注实体经济价格水平，不顾及虚拟经济资产价格的目标取向，在货币政策的实施过程中遭受到越来越多的尴尬和无奈。事实证明：股票价格已不能再排除在货币政策视野范围之外。随着资本市场在社会经济生活中日益重要、流通市值占gdp比重日益提高以及股指和gdp的相关度日益加强，货币政策通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济的影响必然会日益加深，这其中作为主要表现形式的股价波动对央行货币政策调控最终目标的完善已提出迫切要求。
3．股票市场的发展对货币政策调控中介目标的影响。我国将货币政策中介目标定为货币供应量，与其相应的操作手段是基础货币。货币供应量取决于基础货币投放的多少和货币乘数的大小。股票市场的发展将深刻影响货币供应量。因为伴随其发展，大量社会闲置资金将进人股市，银行、企业和居民的原有货币需求将发生变化，从而基础货币在他们之间的分配比例也将改变，这将影响基础货币的创造能力。而且由于股票价格的上涨，居民会减少现金持有，更多地进行证券投资，从而造成流通中现金漏损减少，货币乘数增大。股票市场的发展还将使居民、企业、机构投资者和商业银行通过货币市场和资本市场进行资金配置的互动加强，这将影响商业银行超额准备金的稳定性，从而影响货币政策的执行效力。可行的解决方法是在货币政策的调控方式上更多的采用利率手段，因为货币市场的利率变化将通过股票市场的财富效应和资产负债表效应对实体经济产生影响，从而帮助央行实现货币政策意图。
(二)货币政策调控对股票市场的影响
货币政策调控对股票市场的影响，集中体现在股票价格的变动上。上文提及的货币政策的利率调控手段，实质上就是央行通过利率变化来改变货币和证券这两种资产的相对价格，从而吸引资金由货币市场流向资本市场，最终影响股票价格。货币供应量的变化同样会对股票价格产生影响。当央行增加货币供应量时，居民手中持有的现金将增加，货币的边际收益下降，而就短期看居民出于交易动机和预防动机的货币需求变化不大，投机需求则会出现较大变化，于是股票价格将被推高。
四、政策建议
为了实现我国股票市场和货币政策调控的良好互动，政府应在如下三个方面调整完善政策：
1．央行在制定货币政策时应关注股价波动
2006年来我国股市发展迅猛，资本市场在国家经济生活中的位置愈发重要，股指与gdp的相关度也在加强，这意味着股票市场的财富效应和资产负债表效应会日益明显。而央行将股票价格纳入货币政策视线将适逢时机。
2．推进利率市场化改革
股票市场的深入发展将使作为我国货币政策中介目标的货币供应量越来越不具有可控性、可测性和相关性。利率手段将成为可行的目标取向。而这要求政府有力推进利率市场化改革，形成合理的利率风险结构和期限结构，以有效联接货币市场和资本市场。
