吳繼

內(nèi)容摘要：資本市場發(fā)展已成為貨幣傳導機制的核心要素，本文通過加速原理來分析資本市場與貨幣傳導之間的關系，選取1995-2012年的數(shù)據(jù)分階段對我國資本市場的貨幣傳導機制進行實證研究。結果表明，1995-2005年和2006-2012年兩個階段貨幣供應量對資本需求量的傳導效應都比較顯著，兩者存在長期的穩(wěn)定關系。因此，轉(zhuǎn)型時期資本市場發(fā)展的貨幣傳導效應較明顯。

關鍵詞：資本市場 貨幣傳導機制 加速機制

本文從轉(zhuǎn)型時期我國資本市場的發(fā)展現(xiàn)狀出發(fā)，對我國資本市場發(fā)展的貨幣傳導機制進行量化分析，探究具有中國特色的資本市場發(fā)展的貨幣傳導機制。

我國資本市場發(fā)展現(xiàn)狀概述

目前，我國資本市場發(fā)展仍處于轉(zhuǎn)型時期。與國際資本市場相比，我國資本市場還是一個新興市場。為加快資本市場改革，我國在20世紀90年代分別成立了上海證券交易所和深圳證券交易所。2011年，我國上市公司股票市場總價值約為GDP的41.35%?？梢哉f，資本市場中的股票價格已成為影響貨幣政策的核心要素。但由于國際金融危機的影響，我國金融市場較不景氣。2012年，全年融資5841億元，比前年下降了939億元，僅占當年GDP的1.12%。表明我國資本市場融資能力有所下降。據(jù)國家統(tǒng)計局相關數(shù)據(jù)資源，至2012年底，我國上市公司全年共籌集資金5841億元，同比下降13.85%。其中，首次發(fā)行的A股僅籌資1034億元，減少了1791億元；A股再籌資2093億元，同比下降6.89%；上市公司通過發(fā)行可轉(zhuǎn)換債券、可分離債券以及公司債券共籌資2713億元，增長了58.9%；公開發(fā)行創(chuàng)業(yè)板股票74只，共籌集近351億元。

衡量我國上市公司股票發(fā)展程度的指標可采用證券化比率或q值等指標，證券化比率用以反映股票市場的發(fā)展水平，q值用來反映股票市場的發(fā)展趨勢。股票市場價值所占GDP的比重從1992年的3.93%，上升到2000的53.79%，緩慢下降到2003年的36.38%，又緩慢上升到2012年的41.35%。從上述的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出，股票市場所占GDP的比重一直處于曲折上升的態(tài)勢。目前，股票市場已經(jīng)發(fā)展到相當水平，但是在國民經(jīng)濟的高速發(fā)展中，資本市場并沒有得到充分的發(fā)展。

資本市場發(fā)展的貨幣傳導機制模型

資本市場發(fā)展、貨幣傳導機制的加速機制可采用證券需求量增長值與國內(nèi)生產(chǎn)總值增長值的比值來衡量，假定加速系數(shù)為a，具體可表示如下：

a = ΔQ / ΔGDP （1）

其中Q表示資本需求量，ΔQ = Qt-Qt-1；GDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，ΔGDP表示t 時期與t-1時期國內(nèi)生產(chǎn)總值的差額。

若用資本需求的收入彈性η來表示，則（1）式可表示為：

a = （ ΔQ / Q ） / （ ΔGDP / GDP ） = η *（ Q / GDP ） （2）

其中η反映收入變化對金融市場資本需求變動的影響程度。與經(jīng)濟學中的需求收入彈性類似，資本需求的收入彈性具有如下內(nèi)涵：

當0 < η < 1時，表明金融資本需求量的增長速度小于收入的增加速度，收入的變動所引起金融資本需求量的變動較小，即資本需求是缺乏彈性的。當η = 1時，表明金融資本需求量的增長速度等于收入的增加速度，即資本需求的收入彈性是單位彈性。當η > 1時，表明金融資本需求量的增長速度大于收入的增加速度，收入的變動必將引起資本需求量的大幅度變動，即資本需求是富有彈性的（Gulnur Muradoglu，2001）。

Q / GDP反映了國民經(jīng)濟中資本需求量與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值，本文將其定義為證券化比率。

從（2）式中可以得出：當資本需求的收入彈性越大、證券化比率越高時，資本市場的加速系數(shù)越大，即資本市場中貨幣傳導機制的作用效率越明顯。下文將分析加速原理中的加速渠道。

在加速原理的第一階段，資本市場的貨幣傳導機制主要通過利率（i）渠道和貨幣供應量（M ）渠道的貨幣政策來影響資本市場。

顧名思義，利率渠道就是通過調(diào)整利率來改變資本市場的融資成本和實際投資回報率，進而影響全社會的投資儲蓄比率，最終影響全社會資本的總需求。從經(jīng)濟金融學理論來看，當利率水平下降時，資本市場的融資成本將下降，倘若此時投資的預期收入高于利率水平，則投資者會增加風險資本的投資規(guī)模，從而導致資本市場的股票、證券、基金以及其他資本產(chǎn)品價格上升（蕭松華，2001）。而凱恩斯理論又認為當利率下降到一定程度時，人們將愿意持有更多的貨幣，導致全社會的總投資下降?；诖?，本文主要分析利率水平的變動在一定范圍內(nèi)，而并未達到凱恩斯所講的利率水平。

貨幣供應量渠道是指通過擴張或緊縮的貨幣政策來影響貨幣的供應量，通過貨幣供應量來影響企業(yè)或個人對于股票、證券等非貨幣資產(chǎn)的購買數(shù)量，從而影響股票市場的價格，進而影響資本市場的價格。2012年，我國廣義貨幣供應量（M2）的余額為97.4萬億元，同比增長了13.8%；而流通中的現(xiàn)金（M0）的余額為5.5萬億元，其增長率比廣義貨幣供應量下降了6.1%；狹義的貨幣供應量（M 1）的余額為30.9萬億元，其增長率連M 2的一半都不到。表明我國狹義的貨幣供應處于緊縮的狀態(tài)。

在加速原理的第二階段，通過托賓的q值渠道、流動性渠道、財富渠道等方面來影響全社會的資本需求。

q值是指股票價格與投資支出之間的關系，針對資本市場價格的變動情況，托賓的q值等于企業(yè)市場價值與重置成本之比。企業(yè)的市場價值采用股票價格與總股本的乘積來衡量，資產(chǎn)的重置成本主要通過技術水平來衡量，并在轉(zhuǎn)型時期中技術水平是相對穩(wěn)定的，表明短期內(nèi)q值主要受資本市場中股票價格的影響。當資本市場的股票價格上升時，企業(yè)的市場價值將增加。此時，企業(yè)將選擇發(fā)行較少的股票而利用貨幣來購買較多的投資品，從而拉動社會總需求。這一過程便是資本市場發(fā)展中貨幣傳導的q值渠道。endprint

流動性主要衡量企業(yè)或個人擁有的貨幣與可當現(xiàn)金使用貨幣的關系。企業(yè)或個人的負債與金融財富的比值稱為財務困難系數(shù)，用來衡量企業(yè)或個人金融資產(chǎn)的流動性水平。流動性的增強必將降低企業(yè)或個人財務困難系數(shù)。當資本市場發(fā)展中，股票的價格不斷上升，企業(yè)或個人金融資產(chǎn)價值將增加，財務困難系數(shù)也將大大降低，有利于促進個人購買耐用品或企業(yè)進行新的投資，從而拉動社會總需求（沈小勝，2012）。這個過程就是通過流動性渠道來拉動社會總需求，進而通過社會總需求來促進資本市場發(fā)展。

財富渠道是指由于財富變動而引起貨幣的實際余額變化，進而影響消費者的支出發(fā)生變化。由于財富在家庭的消費中起到重要的正向效應（黃曉東、戴玉華，2013）。因此，在資本市場價格上漲過程中，金融財富隨之增加，可借助財富渠道，刺激消費者的購買欲望，有效帶動社會總需求。

然而，由于實際的貨幣政策存在一定的滯后效應，且容易受不確定因素的影響，導致貨幣傳導能力和傳導效果出現(xiàn)一定的偏差。為此，基于數(shù)據(jù)的可獲取性和可靠性，本文選取1995-2012年的相關數(shù)據(jù)，對轉(zhuǎn)型時期我國資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制進行分析。

轉(zhuǎn)型時期資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制的量化分析

（一）基于加速原理的我國資本市場量化分析

本文選取1994-2012年我國資本市場的數(shù)據(jù)來驗證加速原理，其中采用股票流通市價來衡量資本市場的需求量，采用GDP來衡量國內(nèi)收入情況。將這些數(shù)據(jù)帶入到公式（1）至（2）中，可求得如表1所示的相關數(shù)據(jù)。

由表1可知，轉(zhuǎn)型時期我國資本市場發(fā)展的貨幣傳導機制加速系數(shù)的變化趨勢主要可劃分為三個階段：第一階段為1995-2000年期間，加速系數(shù)基本上呈現(xiàn)平穩(wěn)的上升趨勢；除1995年以外，其收入彈性系數(shù)都大于1，但是由于證券化比率較低，也導致加速系數(shù)上升趨勢較為緩慢。第二階段為2000-2005年期間，此階段我國資本市場的加速系數(shù)成反向作用，且收入彈性也大多為負值。第三階段為2006年至今，加速系數(shù)的變化趨勢較大，且收入彈性和證券化比率也呈現(xiàn)快速波動的現(xiàn)象，表明我國資本市場進入了關鍵的轉(zhuǎn)折期。

（二）貨幣傳導機制的量化分析

為了增強方程的平穩(wěn)性，本文采用對數(shù)模型對我國貨幣供應量與資本需求量進行量化分析。其中，轉(zhuǎn)型時期我國貨幣供應量變化趨勢如圖1所示。通過上面的分析，本文將分兩個階段分別進行驗證。由于20世紀90年代初期部分數(shù)據(jù)的缺失，本文選取1995-2005、2006-2012這兩個階段進行量化分析。

在1995至2005年期間，貨幣供應量與資本需求量之間具有一階平穩(wěn)性，兩者之間存在長期關系，協(xié)整方程如下：

Ln Q = -9.523 + 1.928 Ln M0

（-2.268） （4.390） （3）

R 2= 0.822 Adj R 2= 0.806 F = 59.273

在2006至2012年期間，貨幣供應量與資本需求量之間經(jīng)過一階差分后，均通過ADF單位根檢驗，表明兩者之間存在長期關系，其協(xié)整方程為：

Ln Q = -15.256 + 2.532 Ln M0

（-1.958） （3.437） （4）

R 2= 0.702 Adj R 2= 0.643 F = 11.814

對比（3）和（4）可知，在1995至2005年期間，貨幣供應量與資本需求量之間的影響在1%的置性水平下顯著，表明此階段流通中的現(xiàn)金每增加一個百分點，將導致資本需求量增加1.928個百分點。在2006至2012年期間，貨幣供應量與資本需求量之間的關系在5%的置性水平下顯著，表明此階段流通中的現(xiàn)金每增加一個百分點，將導致資本需求量增加2.532個百分點。綜合實證結果可知，資本需求量與貨幣總需求之間存在長期穩(wěn)定的關系。

綜上所述，資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制量化分析表明資本市場在貨幣傳導中的作用日益上升。盡管經(jīng)過了二十余年的發(fā)展，我國資本市場的貨幣傳導機制仍存在較大的完善空間。一方面，我國的證券化比率較低，導致加速原理難以發(fā)揮作用；另一方面，我國資本市場抗干擾能力差，自2006年以來，受國際金融危機的沖擊較大。因此，要充分發(fā)揮資本市場在貨幣傳導中的作用，疏導貨幣傳導渠道，改善貨幣傳導效果。

參考文獻

1.Gulnur Muradoglu.Kivilcim Metinbetween stock returns and monetary variables： Evidence from an emerging market. Applied Financial Economics. 2001，12（11）

2.蕭松華.當代貨幣理論與政策[M].西南財經(jīng)大學出版社，2001

3.沈小勝.銀行規(guī)模、資本與貨幣政策傳導效應—基于中國的實證研究[J].現(xiàn)代管理科學，2012（9）

4.黃曉東，戴玉華.中國貨幣政策傳導機制考量：銀行信貸渠道的有效性與合理性[J].貴州財經(jīng)大學學報，2013（2）endprint

流動性主要衡量企業(yè)或個人擁有的貨幣與可當現(xiàn)金使用貨幣的關系。企業(yè)或個人的負債與金融財富的比值稱為財務困難系數(shù)，用來衡量企業(yè)或個人金融資產(chǎn)的流動性水平。流動性的增強必將降低企業(yè)或個人財務困難系數(shù)。當資本市場發(fā)展中，股票的價格不斷上升，企業(yè)或個人金融資產(chǎn)價值將增加，財務困難系數(shù)也將大大降低，有利于促進個人購買耐用品或企業(yè)進行新的投資，從而拉動社會總需求（沈小勝，2012）。這個過程就是通過流動性渠道來拉動社會總需求，進而通過社會總需求來促進資本市場發(fā)展。

財富渠道是指由于財富變動而引起貨幣的實際余額變化，進而影響消費者的支出發(fā)生變化。由于財富在家庭的消費中起到重要的正向效應（黃曉東、戴玉華，2013）。因此，在資本市場價格上漲過程中，金融財富隨之增加，可借助財富渠道，刺激消費者的購買欲望，有效帶動社會總需求。

然而，由于實際的貨幣政策存在一定的滯后效應，且容易受不確定因素的影響，導致貨幣傳導能力和傳導效果出現(xiàn)一定的偏差。為此，基于數(shù)據(jù)的可獲取性和可靠性，本文選取1995-2012年的相關數(shù)據(jù)，對轉(zhuǎn)型時期我國資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制進行分析。

轉(zhuǎn)型時期資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制的量化分析

（一）基于加速原理的我國資本市場量化分析

本文選取1994-2012年我國資本市場的數(shù)據(jù)來驗證加速原理，其中采用股票流通市價來衡量資本市場的需求量，采用GDP來衡量國內(nèi)收入情況。將這些數(shù)據(jù)帶入到公式（1）至（2）中，可求得如表1所示的相關數(shù)據(jù)。

由表1可知，轉(zhuǎn)型時期我國資本市場發(fā)展的貨幣傳導機制加速系數(shù)的變化趨勢主要可劃分為三個階段：第一階段為1995-2000年期間，加速系數(shù)基本上呈現(xiàn)平穩(wěn)的上升趨勢；除1995年以外，其收入彈性系數(shù)都大于1，但是由于證券化比率較低，也導致加速系數(shù)上升趨勢較為緩慢。第二階段為2000-2005年期間，此階段我國資本市場的加速系數(shù)成反向作用，且收入彈性也大多為負值。第三階段為2006年至今，加速系數(shù)的變化趨勢較大，且收入彈性和證券化比率也呈現(xiàn)快速波動的現(xiàn)象，表明我國資本市場進入了關鍵的轉(zhuǎn)折期。

（二）貨幣傳導機制的量化分析

為了增強方程的平穩(wěn)性，本文采用對數(shù)模型對我國貨幣供應量與資本需求量進行量化分析。其中，轉(zhuǎn)型時期我國貨幣供應量變化趨勢如圖1所示。通過上面的分析，本文將分兩個階段分別進行驗證。由于20世紀90年代初期部分數(shù)據(jù)的缺失，本文選取1995-2005、2006-2012這兩個階段進行量化分析。

在1995至2005年期間，貨幣供應量與資本需求量之間具有一階平穩(wěn)性，兩者之間存在長期關系，協(xié)整方程如下：

Ln Q = -9.523 + 1.928 Ln M0

（-2.268） （4.390） （3）

R 2= 0.822 Adj R 2= 0.806 F = 59.273

在2006至2012年期間，貨幣供應量與資本需求量之間經(jīng)過一階差分后，均通過ADF單位根檢驗，表明兩者之間存在長期關系，其協(xié)整方程為：

Ln Q = -15.256 + 2.532 Ln M0

（-1.958） （3.437） （4）

R 2= 0.702 Adj R 2= 0.643 F = 11.814

對比（3）和（4）可知，在1995至2005年期間，貨幣供應量與資本需求量之間的影響在1%的置性水平下顯著，表明此階段流通中的現(xiàn)金每增加一個百分點，將導致資本需求量增加1.928個百分點。在2006至2012年期間，貨幣供應量與資本需求量之間的關系在5%的置性水平下顯著，表明此階段流通中的現(xiàn)金每增加一個百分點，將導致資本需求量增加2.532個百分點。綜合實證結果可知，資本需求量與貨幣總需求之間存在長期穩(wěn)定的關系。

綜上所述，資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制量化分析表明資本市場在貨幣傳導中的作用日益上升。盡管經(jīng)過了二十余年的發(fā)展，我國資本市場的貨幣傳導機制仍存在較大的完善空間。一方面，我國的證券化比率較低，導致加速原理難以發(fā)揮作用；另一方面，我國資本市場抗干擾能力差，自2006年以來，受國際金融危機的沖擊較大。因此，要充分發(fā)揮資本市場在貨幣傳導中的作用，疏導貨幣傳導渠道，改善貨幣傳導效果。

參考文獻

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2.蕭松華.當代貨幣理論與政策[M].西南財經(jīng)大學出版社，2001

3.沈小勝.銀行規(guī)模、資本與貨幣政策傳導效應—基于中國的實證研究[J].現(xiàn)代管理科學，2012（9）

4.黃曉東，戴玉華.中國貨幣政策傳導機制考量：銀行信貸渠道的有效性與合理性[J].貴州財經(jīng)大學學報，2013（2）endprint

流動性主要衡量企業(yè)或個人擁有的貨幣與可當現(xiàn)金使用貨幣的關系。企業(yè)或個人的負債與金融財富的比值稱為財務困難系數(shù)，用來衡量企業(yè)或個人金融資產(chǎn)的流動性水平。流動性的增強必將降低企業(yè)或個人財務困難系數(shù)。當資本市場發(fā)展中，股票的價格不斷上升，企業(yè)或個人金融資產(chǎn)價值將增加，財務困難系數(shù)也將大大降低，有利于促進個人購買耐用品或企業(yè)進行新的投資，從而拉動社會總需求（沈小勝，2012）。這個過程就是通過流動性渠道來拉動社會總需求，進而通過社會總需求來促進資本市場發(fā)展。

財富渠道是指由于財富變動而引起貨幣的實際余額變化，進而影響消費者的支出發(fā)生變化。由于財富在家庭的消費中起到重要的正向效應（黃曉東、戴玉華，2013）。因此，在資本市場價格上漲過程中，金融財富隨之增加，可借助財富渠道，刺激消費者的購買欲望，有效帶動社會總需求。

然而，由于實際的貨幣政策存在一定的滯后效應，且容易受不確定因素的影響，導致貨幣傳導能力和傳導效果出現(xiàn)一定的偏差。為此，基于數(shù)據(jù)的可獲取性和可靠性，本文選取1995-2012年的相關數(shù)據(jù)，對轉(zhuǎn)型時期我國資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制進行分析。

轉(zhuǎn)型時期資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制的量化分析

（一）基于加速原理的我國資本市場量化分析

本文選取1994-2012年我國資本市場的數(shù)據(jù)來驗證加速原理，其中采用股票流通市價來衡量資本市場的需求量，采用GDP來衡量國內(nèi)收入情況。將這些數(shù)據(jù)帶入到公式（1）至（2）中，可求得如表1所示的相關數(shù)據(jù)。

由表1可知，轉(zhuǎn)型時期我國資本市場發(fā)展的貨幣傳導機制加速系數(shù)的變化趨勢主要可劃分為三個階段：第一階段為1995-2000年期間，加速系數(shù)基本上呈現(xiàn)平穩(wěn)的上升趨勢；除1995年以外，其收入彈性系數(shù)都大于1，但是由于證券化比率較低，也導致加速系數(shù)上升趨勢較為緩慢。第二階段為2000-2005年期間，此階段我國資本市場的加速系數(shù)成反向作用，且收入彈性也大多為負值。第三階段為2006年至今，加速系數(shù)的變化趨勢較大，且收入彈性和證券化比率也呈現(xiàn)快速波動的現(xiàn)象，表明我國資本市場進入了關鍵的轉(zhuǎn)折期。

（二）貨幣傳導機制的量化分析

為了增強方程的平穩(wěn)性，本文采用對數(shù)模型對我國貨幣供應量與資本需求量進行量化分析。其中，轉(zhuǎn)型時期我國貨幣供應量變化趨勢如圖1所示。通過上面的分析，本文將分兩個階段分別進行驗證。由于20世紀90年代初期部分數(shù)據(jù)的缺失，本文選取1995-2005、2006-2012這兩個階段進行量化分析。

在1995至2005年期間，貨幣供應量與資本需求量之間具有一階平穩(wěn)性，兩者之間存在長期關系，協(xié)整方程如下：

Ln Q = -9.523 + 1.928 Ln M0

（-2.268） （4.390） （3）

R 2= 0.822 Adj R 2= 0.806 F = 59.273

在2006至2012年期間，貨幣供應量與資本需求量之間經(jīng)過一階差分后，均通過ADF單位根檢驗，表明兩者之間存在長期關系，其協(xié)整方程為：

Ln Q = -15.256 + 2.532 Ln M0

（-1.958） （3.437） （4）

R 2= 0.702 Adj R 2= 0.643 F = 11.814

對比（3）和（4）可知，在1995至2005年期間，貨幣供應量與資本需求量之間的影響在1%的置性水平下顯著，表明此階段流通中的現(xiàn)金每增加一個百分點，將導致資本需求量增加1.928個百分點。在2006至2012年期間，貨幣供應量與資本需求量之間的關系在5%的置性水平下顯著，表明此階段流通中的現(xiàn)金每增加一個百分點，將導致資本需求量增加2.532個百分點。綜合實證結果可知，資本需求量與貨幣總需求之間存在長期穩(wěn)定的關系。

綜上所述，資本市場發(fā)展中貨幣傳導機制量化分析表明資本市場在貨幣傳導中的作用日益上升。盡管經(jīng)過了二十余年的發(fā)展，我國資本市場的貨幣傳導機制仍存在較大的完善空間。一方面，我國的證券化比率較低，導致加速原理難以發(fā)揮作用；另一方面，我國資本市場抗干擾能力差，自2006年以來，受國際金融危機的沖擊較大。因此，要充分發(fā)揮資本市場在貨幣傳導中的作用，疏導貨幣傳導渠道，改善貨幣傳導效果。

參考文獻

1.Gulnur Muradoglu.Kivilcim Metinbetween stock returns and monetary variables： Evidence from an emerging market. Applied Financial Economics. 2001，12（11）

2.蕭松華.當代貨幣理論與政策[M].西南財經(jīng)大學出版社，2001

3.沈小勝.銀行規(guī)模、資本與貨幣政策傳導效應—基于中國的實證研究[J].現(xiàn)代管理科學，2012（9）

4.黃曉東，戴玉華.中國貨幣政策傳導機制考量：銀行信貸渠道的有效性與合理性[J].貴州財經(jīng)大學學報，2013（2）endprint