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股票市场、货币需求与总量经济；一般均衡分析
内容提要：近几年来我國实体经济与股票市场的表现出现较大差别，与传统理论（如财富效应、Q效应）相违背。本文认为传统观点实质上是一種局部均衡分析，没有考虑货币市场的影响。为此，本文引入一个简单的一般均衡模型，在考察股票市场对货币需求影响的基础上，全面综合分析股票市场对实体总量经济的影响。文章还着重分析了我國股票市场对实体经济作用有限或滞后的原因，并提出相关政策建议。
一、引言
20世纪90年代中期尤其是自1997年亚洲金融危机爆发以来，中國经济受到较大冲击，有效需求明显减弱。虽然从1998年开始，國家就采取强有力的积极财政货币政策刺激和扩大内需，但物价水平仍然不断趋于下降，实体经济的增长速度依然十分低迷。2000年以来虽然经济增长有所回升，但仔细分析不难发现，这種回升主要是靠外需来拉动的，而作为内需基础的消费和投资两大支柱仍然没起色，经济增长回升的基础并不牢固。
与实体经济的这種衰退和脆弱相比较，金融领域主要是证券市场却显得异常活跃。从1996年到2000年，上证指数由550点涨到2000点左右，上涨2倍多，市值和成交量也增长迅猛，实体经济与虚拟经济明显显得冷热不均（國家计委宏观经济研究院课题组，2001）。
众所周知，股票市场是國民经济的晴雨表。股票市场价格上涨，交投活跃，应该反映國民经济将整体向好。同时从理论上讲，股票市场价格上涨也会通过财富效应、q效应等途径影响居民消费和企业投资，从而拉动实体经济也相应增长。然而近几年来中國经济的事实似乎表明并没有出现这種良性互动的局面。一些学者也注意到这一特殊现象，有人通过分析认为其中原因在于整个经济系统缺乏金融效率，使大量资金游离于实体经济之外（武剑，2000），甚至有人还通过相关分析，认为我國股票市值与CNP的比值和GNP增长率严重负相关，证券市场明显缺乏理性，股票价格晴雨表的作用在中國经济中根本不存在（赵志君，2000）。
很显然，上述观点明显有些过激和偏颇。但事实的确表明，近年来我國证券市场与实体经济的偏差是客观存在的。我们认为，人们一般所想象的股票市场与实体经济的良性互动关系，是从局部均衡角度分析的结果。如果从一般均衡角度来看，在特定环境条件下，有可能由于某些人为的制度、政策等因素导致这種良性互动的传导途径被梗塞或破坏，从而引起二者分离，良性互动无法体现或遭到阻滞。本文就是试图根据一般均衡分析指出，在我國目前存在哪些因素阻碍了股票市场与实体经济的良性互动关系。本文认为，随着我國股票市场发展壮大，市值和交易量不断扩大，这種资产交易对货币产生了一種额外需求，此外股票市场还将通过财富效应、资产组合效应等影响货 币需求。这些需求需要有相配套的一定量货币供给予以满足。而我國在对付这次经济衰退周期的货币政策中，显然并没有考虑到这種因股市成长和活跃带来的不断增长的货币需求，从而货币供应规划仍按照从前仅仅针对实际经济的做法，根据传统的货币交易方程来提供货币量，从而使得货币扩张相对有限，在相当部分资金被用于满足证券市场货币需求的情况下，用于保持实体经济增长的货币和流动性相对偏紧，从而影响了实体经济的回升。此外，其他種種因素（如体制改革的缺陷和不确定性、國有企业和上市公司的行为特征等）导致股市的财富效应、q效应等难以有效发挥，也在一定程度上阻碍了股市与实体经济的良性互动、共同发展。
基于上述思路，本文结构安排如下：第二部分通过回归分析，实证考察股票市场扩张产生的货币交易需求問題；第三部分综合考察股票市场对货币总需求的影响；第四部分在以上实证分析基础上，提出一个包含股票市场变量的简单的总量经济一般均衡模型（修正后的IS-LM模型）框架，分析股票市场对实体经济将造成何種最终影响；最后一部分给出结论和相关政策建议。
二、股票市场与货币交易需求的实证考察
原始的货币数量论认为，经济中货币需求量与所要满足的商品交易量成正比，写成公式即费雪的货币交易方程：MV=PQ （2．1）
其中M为货币数量，V为货币流通速度，P为交易商品的价格，Q为商品交易量。货币交易方程的另一種形式为剑桥余额方程式：M＝kPQ，k为货币余额占商品流通额的比例。
货币数量论在20世纪60年代到70年代被弗里德曼为首的货币主义学派重新发掘，但形式上有所改变，即由早先的交易型货币数量论衍变为收入型货币数量论（the income version Of the guantitytheory of money），即货币交易方程式中的商品交易总量这一变量被名义收入（Y）变量所替代：
MV＝PY （2．2）
弗里德曼在与他人合著的代表性著作《美國货币史》一书中，通过对长期历史数据的统计分析，证实收入型货币数量论的有效性。他们分析表明，在上述收入型货币数量论公式中，V被认为是一个受制度、偏好等长期因素影响的结构性变量，短期假定不变。从而他们得出一个结论，即货币供应量与名义收入成有规则的正比关系。这一结论也为货币政策的制订创立了一个规则，即货币供应应该保持有规则的增长（比如每年6——7％），以保证经济在天通胀下按自然增长率水平稳定增长。货币主义的收入型货币数量论和相应的货币政策主张，在20世纪70—80年代被发达國家货币当局采纳应用，时至今日仍是许多國家（包括中國）货币当痉N贫┗醣艺叩闹匾谰荨�
上世纪80年代中期开始，收入型货币数量论开始出现向早期的交易型货币数量论复归的趋势。随着货币流通速度变化、金融市场自由化与國际化、电子信息技术发展，收入型货币数量论的准确性和可靠性日益下降，人们发现货币数量不再简单地与物价和收入呈比例关系，而是与经济体系中所有需货币媒介的交易（包括金融市场交易）有重要相关性。Allen（199）把证券市场交易量指标引入货币数量方程，通过对80年代数据的回归分析发现，货币需求量与包括GDP交易、金融交易在内的经济体系所有交易的相关性仍十分显著，并不像货币与名义收入的关系那样出现明显变异和不稳定。此外，Gramer（198）、Field（1984）和Wenninger＆Radecki（1986）等都提出过类似观点。
证券市场交易包括发行新股交易，也包括市场主体在生命周期不同阶段改变其持有的不同资产组合而导致的交易，但常见的大量交易，是源于二级市场上投资主体因信息不对称、心理预期、新信息传播及对其解释等方面的不同，而形成对市场的不同看法所导致的交易。与商品交易一样，证券市场的资产交易也是通过货币媒介进行的，同样不可避免要产生对货币的交易需求。
关于股票市场交易所产生的货币需求問題，Field（1984）对这方面进行了一项较有影响的正式。规范研究。Field通过多元回归分析发现，20世纪20年代中期以来，美國股票市场交易活跃、交易量急剧扩大，产生了较大的货币需求（Field的回归模拟结果认为，如果没有1925年后资产交易的大幅高涨，M1的需求量将比其达到的实际水平低17％）。而货币当局却不仅未及时扩大提供相适应的货币供应，相反却认为股票市场过度投机从而采取紧缩货币量的措施，结果使得实体经济领域的货币流动性大幅减少，导致工业生产从1928年开始出现下滑。实体经济的下滑最终引起投资者信心下降，从而引发1929年10月股市暴跌。股市暴跌与当时的银行体系倒闭浪潮结合在一起，形成一種全局性恶性循环，进而演变为长达数年的经济大萧条。
在我國，有关货币需求的探讨基本上停留在收入型货币数量论的层面上。虽然前几年有的学者（如易纲）提出过货币化进程对货币需求的影响問題，但他们的货币化是指原先没有以货币为媒介的实物交易在市场化改革后演变为以货币来媒介的交易，并没有把金融市场的交易考虑进货币需求函数中去。之所以如此，原因主要在于：1．前些年我國的证券市场属于起步阶段，市场容量较小，交易所产生的货币需求还相对微小；2．在我國目前的资金结算、货币统计制度下，股票市场交易保证金存入银行“同业存放”科目，没有计入货币供应量范围。其实，经过近年来股市急剧扩容，以及居民投资意识的日益提高，我國股票市场市值和交易量已经相当可观。截至2000年12月底，沪深股市市价总值达48091亿元，流通市值16088亿元，2000年全年交易额达60827亿元。因此，股票市场对货币需求的影响不可再忽视。当然，股票市场的资金结算方式可能使一部分货币需求无法从统计指标上显示出来，但要看到随着银行证券行业合作不断加强，银证转账、银证融通等结算方式的创新，仍有相当一部分结算货币表现为货币量指标（武剑，2000）。更重要的是，围绕股市波动，居民、企业和机构有很大部分合法或违规资金在保证金账户进进出出，这部分狭义货币往往被人称为“游资”（夏斌等，1997），数量是十分庞大的。笔者认为这些资金中相当一部分在很大程度上已长期沉淀、固化为证券交易资金，应该被视为股票市场引致的交易性货币需求，因为它们几乎很少再进入实际生产领域，去充当实际经济交易的媒介（当然这中间不排除投机性资金，但我们认为只要它具有长期性，它的作用就与交易性资金没有很大区别，对本文分析的目的和结论无影响）。
为了证实我國股票市场的发展、活跃是否已开始对货币产生交易性需求，笔者采用多元线性回归模型进行分析。模型的样本采用1993年一季度到2000年三季度的季度数据，为了消除季节因素影响，模型变量全部采用同比增长率而不是绝对量。模型的因变量为狭义货币余额增长率（△ M），自变量包括工业生产总值增长率（△GIP）、物价增长率（△CPI）、一年期存款利率增长率（△DIR）以及上海证券交易所股票交易金额增长率（△TRD）：
模型回归的结果如表1：
从回归结果看出，股票市场交易与货币需求量正向相关。尽管从目前来看，股票市场交易与货币需求之间的系数还不大，但已具有明显的统计显著性。从统计结果看，回归方程的Durbin-Watson值偏低，检验表明，在模型既定的样本容量（31个）和解释变量数目（4个）下，给定5％的显著性水平，D－W值的上下限分别为1．74和1．16，而模型的D-W值界于0和下限之间，表明存在一定的一阶正自相关。下面使用广义差分法和Cochrane-Orutt法来修正方程的序列相关性。重新回归的结果列示如表2。
修正后的结果表明，序列相关修正后并不影响初始回归的基本结论，虽然在三个回归方程式中，变量的系数大小存在或多或少的差别，但正负方向并未变化，所有变量都保持统计显著性。
由上面的回归分析结果可以说明，随着我國股票市场规模的扩张，交易量增大，的确对货币需求函数产生了一定影响，相信这種影响还会随着股市进一步扩容和活跃而增加。
三、股票市场与货币总需求关系的实证分析
上一部分分析的是股票市场对货币产生的交易需求，因而采用的是最能体现交易性质的狭义货币民。但股票市场对货币的影响并不仅仅只在交易需求方面，还会通过其他途径和机制对货币总的需求产生影响。只有分析了这種综合影响，才能判断股票市场是如何通过货币需求来影响实际经济的。因此，这部分将实证考察股票市场与货币总需求的关系，由于考察的是总体货币需求，相应的货币指标将采用广义货币（M2）。
在假定短期实际经济不变即收入不变的条件下，股票市场引致总的货币需求的途径或机制体现在4个方面（Friedman 1988）： 1．股票市场价格的上涨意味着人们名义财富的增加，在假定收入比股价波动性更小的条件下，这也就意味着财富/收入的比率上升。而货币需求函数认为，财富／收入比率越高，往往反映为货币/收入的比率越高，或者说货币的收入流通速度越低。股票市场与货币需求的这種关系，我们称之为财富效应（注意与股市对实际经济作用的财富效应相区别）。2．股价上涨反映了风险性资产的预期收益相对安全性资产而言有所上升。在人们的风险偏好程度不变的情况下，这種相对价值的变化将导致风险性资产的风险程度增加，从而人们将会增加其资产组合中相对安全性资产的比重来抵消这種风险，比如说增大持有短期债券、货币等，从而引致货币需求增大。这種增大，我们称之为资产组合效应。3．股价的上涨往往伴随着股市交易量的扩张（笔者通过对中國股市所作的相关性分析，发现股价指数与交易量具有高度正相关性，相关系数达0．92）。正如我们在第二部分的分析，股票市场的发展和交易量扩张，将产生相应的货币需求来满足、完成这些交易。这種货币需求的产生，我们称之为交易效应。4、股票市场价格上涨，交易量扩张，一般会使得股票吸引力增加，从而在人们的资产组合中比重增大，在一定程度上会对货币资产（主要是广义货币，如居民储蓄存款）有一種替代作用，从而降低货币需求。这種效应我们称其为替代效应（实际也是一種资产组合效应，但作用方向与2相反）。
在上述4種效应中，财富效应、资产组合效应、交易效应会增加货币需求，而替代效应对货币需求起负作用。因此股票市场对货币需求的综合作用到底是正向还是负向，无法从理论上确定，只能通过实际数据来检验分析。下面我们以1993年第1季度到2000年第3季度的数据为样本，通过多元线性回归模型分析股票市场与总体货币需求的关系。我们采用的因变量是广义货币相比上年同期的增长率（△M 2），自变量包括工业生产总值同比增长率（△GIP）、物价同比增长率（△CPI）、一年期存款利率同比增长率（△DIR）以及上交所股票交易额同比增长率（△TRD）：
回归分析表明，股票市场与货币总需求具有统计显著性，为正相关关系，股票市场价格上涨、交易量扩大，导致货币需求相应增加。与（2．3）回归方程式类似，回归结果的D-W值偏低，检验表明存在一定的序列相关性。为修正序列相关的影响，使用广义差分法和Cochrane-Orutt法进行重新回归，结果如下表3。
修正结果与初始回归结果不存在基本结论冲突。虽然在系数大小上存在差别，但正负方向仍然是一致的。由此可见，我國股票市场已经对货币总需求函数具有影响，而且这種影响表现为正相关，说明在股票市场对货币需求产生的财富效应、资产组合效应、交易效应、替代效应等不同方向的作用力中，增加货币需求的力量（财富效应、交易效应等）超过降低货币需求的力量（替代效应），从而使股票市场与货币总需求之间呈正相关关系。
四、一般均衡分析
谈到股票市场对实际总量经济的作用，人们往往从财富效应、q效应等角度出发，得出股票价格上涨将刺激需求你快经济增长的结论。实际上，所谓的财富效应、q效应只不过是一種局部均衡分析，仅仅考虑到商品市场的均衡，而忽视了另一个重要市场——货币市场的均衡。要全面综合判断股票市场对总量经济的影响，必须进行一般均衡分析，把货币市场的均衡考虑进来。下面我们将在最简单、也是最经典的总量经济一般均衡模型——IS-LM模型的基础上，通过前面的分析引入股票市场变量，得出一个经修正的总量一般均衡模型，来分析股票市场对实体经济的总体作用。
首先我们来看传统的IS－LM模型。一个简单、静态的IS-LM模型构成如下（变量均为实际值）：
其中y表示收入，g代表财政支出，r代表利率，m表示货币供应量，A1、B1表示常数项，a1、b1、d、e1为变量的系数。式（4．1）代表商品市场均衡，总供给等于总需求或收入等于支出，总需求或总支出由消费、投资和财政支出组成，与利率成反比。式（4．2）表示货币市场均衡，货币供给等于货币需求，货币需求与收入成正比，与利率成反比。结合式（4.1）、（4．2）进行简单求解，不难得出：
传统的IS-LM模型抽象掉股票市场对商品、货币市场均衡的影响，这在证券市场欠发达、市值规模小的情况下是合理的。但随着证券市场市值规模的日益扩张，势必会对商品、货币市场的均衡产生显著作用。就商品市场而言，股票市值扩大、股价上涨，将使居民名义财富拥有量增加，在其他条件不变下，这将导致人们消费需求上升，从而产生所谓的财富效应；另一方面，股票市值和股价上涨，企业资产市场价值和重置成本的比率（即q比率）过高，企业就会扩大实际投资，从而刺激经济中的投资支出。消费需求和投资支出上涨，将驱动总量经济增长加速，供给扩张，直至达到新的均衡。从货币市场角度来看，正如我们在前一部分所分析的，股票市场市值和价格的膨胀，交易量扩张，将通过财富效应、交易效应等途径增加对货币的需求。这时如果货币当局相应地增加适量货币供应，那么股票市场带来的货币需求上升就不会对实际经济部门（收入、物价）产生什么影响，股市与实体经济的良性互动均衡得以继续下去，但如果货币当局仍坚持不变的货币供应，那么股票市场的持续扩张所产生的货币需求将从实际经济领域“吸”走部分货币，从而导致实际经济交易所需的流动性短缺或流动性成本升高，实际经济活动水平下降，增长减退。这種经济减缓如果持续下去，将降低投资者信心，迟早使得股票市场的扩张得以遏制，从而强制性地达到新的一轮均衡。
如果考虑到上述因素，我们可通过引入股票市场变量，得到一个修正的IS－LM模型或总量一般
式（4．4）表示修正的商品市场均衡条件，与式（4．1）含义类似，只不过在决定总需求的因素中引入了股票市场变量，因为股票市场通过财富效应、q效应与总需求量正相关。式（4．5）为修正的货币市场均衡条件，其他变量的含义与式（4．2）一样，但增加了一个股票市场变量，因为股票市场价格或交易量通过财富效应、交易效应与货币需求正相关。
结合式（4.4）、（4．5）进行简单求解，不难得出：
从式（4．6）中可看出，在其他条件不变的情况下，股票市场（q）扩张要对实际总量经济（y）产生正向刺激作用，必须满足 （4.7）
也就是说，股票市场的收入弹性（C2）与利率的货币需求弹性（e2）之积要大于利率的收入弹性（b2）与股票市场的货币需求弹性（f2）之积。
为了检验我國股票市场是否对实际总量经济具有刺激作用，我们首先须通过对方程式（4．4）。（4．5）进行回归，得出c2、e2和f2。修正序列相关后的回归结果如下（这里变量均为剔除物价因素的实际变量，样本为1993年王季度一2000年3季度对个数据）：
由此可得出 c2＝0．042，e2＝0．074，h2＝0．087，f2=一0．033，从而：
e2c2＝0．0031，b2f2＝0．0029，e2c2略大于b2f2。
根据式（4．7）条件可知，中國股票市场与实际总量经济的关系并非如有人认为的是负相关，股票市场对实际经济还是具有一定积极作用（如果没有股市的拉动，近几年实际经济表现可能更差一些），不过作用大小的确很有限。
但更不容忽视的是股市方面存在的問題，即股票市场扩张衍生的交易货币需求（表现为f2）没有得到相应的货币供应增量予以满足，从而导致实际经济领域流动性不足，缺乏宽松的货币刺激，增长乏力；而股票市场对國民收入应有的直接刺激作用，如财富效应、q效应等因種種制度、政策因素，迟迟没有得以充分发挥（表现为c2偏低）。
我们在第二、三部分的分析中知道，我國股票市场发展扩张的确对货币产生了不可忽视的增量需求。然而人们对这種货币需求并未认识到；即使在学术界也只有少数人主观直觉地有所意识，而货币当局则停留在收入型货币数量论（MV＝PV）基础上，仍然并将继续根据GDP增长目标、物价控制目标及某个一定的货币流通速度变化水平（如每年下降3－4％），来规划、制定货币供应目标（戴根有，2000）。由于这種货币供给政策忽视了股票市场的货币需求效应，相对其要达到的目标（如GDP增长率）而言是不适应的，从而影响其目标的实现。近几年在國家采取種種扩张政策下，我國经济迟迟未能启动，货币政策的GDP增长目标屡屡落空，这与货币供给的相对偏紧是有很大关系的。
另一方面，股票市场本身对总需求应有的刺激作用（如财富效应、q效应等），因種種原因，发挥受阻或滞后。股市的财富效应认为股票市值上涨将会增加人们拥有的财富数量，从而刺激人们消费。但如果消费者具有较高的风险偏好或者很小的时间偏好，那么在名义财富增加的条件下仍不会增加消费，而是继续投入股市，希望财富进一步增加，从而使得财富效应难以发挥或延迟发挥。在某些时期公众普遍出现非正常的风险偏好或时间偏好是常见的。就前者而言，历史上各时期世界各國不断發生的金融泡沫和金融危机便是明证。就后者而言，当前日本经济即是一例，由于居民对未来预期太差，居民对未来收入的贴戏N荡笥诘逼谥担是饔诹闵踔廖褐担选⑼蹲市枨蠹鹊兔浴４游覈壳袄纯矗毡榈姆缦掌煤褪奔淦貌⑽醇瞬徽＃捎诙試衅笠怠⒕鸵怠Ｒ搅啤⒆》俊⒔逃确N種体制改革前景的预期，在一定程度上影响着人们的时间偏好和风险偏好，从而阻碍或推迟了财富效应的正常发挥。从q效应来看也是如此。如果企业在q比率增长的情况，仍不想进行实物投资，而是把从股市“圈”来的钱重新通过種種途径又投入股市，那么资金就会滞留在股市，而不是通过股市配置到实际领域，从而阻碍或延长了股市对实际投资应有的促进作用。企业之所以不把资金投向实际领域而是投入股市，同样是由于风险偏好、时间偏好的关系。在中國这種特定的环境下，还与企业尤其是國有企业体制的治理结构有一定关系，在现有國企体制和治理结构下，企业经理人具有一種短期行为，而且由于风险收益的约束不对称（通俗地讲，赚了钱有人来分享，亏了钱无人来负责），他们更愿从事高风险的短期投资（如股票），而不愿从事长期性实物投资。
五、结论与政策建议
为了实现股票市场对总量经济的良性互动关系，我们认为以下几点建议可供考虑：1．充分认识到股票市场的货币需求效应，在定量分析基础上，把这種效应纳入货币供给规划的制订中，使货币总供给与货币总需求相适应。2．疏通股票财富效应、q效应传导的途径，使其及时有效得以发挥。这里既可以从完善体制改革、提高國企治理结构等方面考虑，还可从加强监管方面来着手。我们建议对企业尤其是上市公司过分地直接炒股予以必要限制，例如实施比例限制，对其交易、投资收益加大征税力度等，限制资金在金融领域“空转”。3．从长远来讲，改善实际投资环境，建立和完善社会保障体系，是股票市场与总量经济良性互动最根本的基础。政府一方面要强化住房制度改革，推进教育产业化，建立和完善医疗、失业、养老等社会保障制度，为人们创造一个良好的消费环境和心理预期，提高公众的时间偏好。此外还应强化证券市场监管，改善实际投资环境，降低公众的风险偏好。只有在公众正常的时间偏好和风险偏好下，股票市场对实际经济的促进作用才能得以有效发挥。
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