财贸研究２０１１．２货币政策对股票和债券市场流动性影响的差异性研究何志刚王鹏（浙江工商大学金融学院，浙江杭州３１００１８）摘要：以上交所上市的全部股票和银行间债券市场的国债为研究对象，运用Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验、脉冲响应函数以及方差分解等计量分析方法，分析货币政策对于中国股票市场和银行间债券市场流动性的影响及其差异性。研究发现：货币政策没有对两个市场的流动性产生持久性影响，冲击程度较低，对两个市场流动性影响的差异性较小。关键词：货币政策；证券市场流动性；差异性中图分类号：Ｆ８３２．５文献标识码：Ａ文章编号：１００１—６２６０（２０１１）０２—００９９—０８市场微观结构理论认为，交易机制在很大程度上影响着市场流动性，我国股票市场与银行间债券市场的交易机制不同，分别属于指令驱动型和报价驱动型。既定交易机制下，信息影响着两个市场的流动性，信息包括市场自身的信息和宏观经济信息，市场自身信息例如收益率以及收益率的波动性，宏观经济信息例如货币政策信息。由于两个市场交易机制的不同，并且股票和债券资产自身属性特点不同，从理论上来说，货币政策信息对于两个市场流动性的影响具有差异性。本文通过实证对此进行检验。本文结构如下：第一部分为文献综述，第二部分为流动性指标的计算及变量的选取，第三部分为模型的建立，第四部分为实证结果分析，最后为结论与启示。一、文献综还国内外涉及货币政策对于证券市场影响的研究主要有两个方面：其一，货币政策对于证券资产价格的影响，以及证券资产价格波动给货币政策的制定带来的挑战。国外已有许多学者对此展开了研究：Ｆｌｅｍｉｎｇ（１９９８）研究了１９９３年８月至１９９４年８月期间货币政策等宏观经济信息对于美国债券市场的影响，研究发现在这期间债券价格及交易量波动幅度最大时均与宏观经济信息的宣布有关。Ｂａｌｄｕｚｚｉ（２００１）利用美国债券市场的日内交易数据，研究了货币政策等宏观经济信息对于债券价格、交易量及买卖价差的影响，研究发现宏观经济信息的宣告能在很大程度上解释债券价格及交易量的波动。Ｂｅｍａｎｋｅ等（２００１）研究认为，只有在资产价格影响了中央银行对通货膨胀预期的情况下，资产价格的变化才影响货币政策。Ｇｏｏｄｈａｒｔ（２００２）研究认为，货币政策的制定应考虑资产价格的波动，建议中央银行将包括资产价格在内的广义价格指数作为货币政策目标。国内也有学者对上述问题展开了研究：易纲等（２００２）研究认为货币政策对股票价格有影响；瞿强（２００１）讨论了资产价格与货币政策目标的关系以及资产价格在货币政策传导过程中对消费、投资和金融体系的影响；张晓慧（２００９）从通货膨胀机理的角度对资产价格与通货膨胀的关系进行了探讨，提出了建立和完善更加关注收稿日期：２０１０—０８—０６作者简介：何志刚（１９６１一），男，浙江建德人，经济学博士，浙江工商大学金融学院教授。王鹏（１９８５一），男，山东威海人。浙江工商大学金融学院硕士生。基金项目：本文获得浙江省高校人文社会科学浙江工商大学金融学重点研究基地资助。一９９—万方数据资产价格的货币政策框架的建议。其二，货币政策对证券市场流动性的影响。一些学者采用不同的方法从实证视角研究了货币政策对证券市场流动性产生的影响：ｃｓｓ（２００５）研究发现，有共同的信息影响着股票与债券市场的收益率波动性和流动性，在金融危机时期扩张的货币政策提高了两个市场的流动性，预期之外的加息降低了两个市场的流动性。储小俊等（２００８）讨论了市场收益、波动及货币政策对股市流动性的影响，研究发现：货币政策对股市流动性并无显著影响，货币政策的松紧并不必然导致股市流动性的增强或减弱；市场的波动对股市流动性也无显著的影响效应，但市场的收益状态却决定着股市流动性的强弱。唐毅亭等（２００６）运用事件研究法研究了不规则的货币政策信息和资金管理政策对于我国银行间债券市场流动性的影响，结果表明利率调整政策与资金管理政策信息的公告会对银行间债券市场的流动性产生影响，但每次影响的程度会有所不同。近年来，国外有学者开始关注货币政策对于股票市场和债券市场流动性影响的差异性，Ｇｏｙｅｎｋｏ（２００９）研究了１９６２年至２００３年货币政策对于股票和债券市场流动性的冲击，研究发现货币政策对于两个市场的流动性产生显著的影响并且持续时间较长，且首先对债券市场的流动性产生影响，但对于股票市场流动性的冲击高于债券市场。因而，从国外市场的经验来看，在所研究的时间窗口内，货币政策会对证券市场流动性产生持久性的冲击，并且对于各个市场流动性的冲击具有差异性。国内学者目前只是采用不同的方法分别研究了货币政策对于股票市场和银行间债券市场流动性的影响，尚未有学者在同一研究框架下就货币政策对于股票市场和债券市场流动性影响的差异性展开研究，本文对这方面的已有文献进行了补充和扩展。考虑到国外市场存在着这种差异性，我国证券市场的情况如何还有待进一步检验。我国债券和股票市场发展水平与发达国家不同，且处于不断发展过程中，我们有必要就货币政策对我国证券市场流动性的影响及其差异性展开研究，以对货币政策的制定与实施提供理论与实证资料。二、流动性的度量及变量的选取１．债券流动性银行间债券市场是我国债券市场的主体，而国债则是债券市场的基准证券，具有一定的代表性。我国债券市场中，国债市场的发展相对较早，规模最大，交易相对活跃，故本文以银行间国债市场作为债券市场的代表，选取银行间债券市场各个到期期限（１年期、３年期、５年期、ｌＯ年期）的国债共３６支，以此为样本，来研究货币政策对债券市场流动性的影响。我们采用相对买卖报价价差来衡量国债市场的流动性，这是国债市场流动性的一种标准衡量方法。债券买卖报价数据来源于锐思金融研究数据库。本文删除了新发行债券（ｏｎ—ｔｈｅ—ｒａｎ）第一个月的交易数据，因为新发行债券的流动性往往好于旧债。本文也删除了债券最后一个月的交易数据，因为这是其到期月。国债的相对报价价差的计算公式如下：Ｑｓ：—趔匕业一（ａＳＫ＋ＢＩＤ）（１）其中，ＡＳＫ和ＢＩＤ分别代表特定交易日交易商报出的卖价和买价，计算每一只债券的月度平均价差，然后求出月度加权平均价差。相对买卖价差越大，则债券的流动性越差。２．股票流动性本文以上证综合指数所包含的样本股作为研究对象，上证综合指数成分股包括在上海证券交易所上市的全部股票，数据来源于锐思金融研究数据库。Ａｍｉｈｕｄ（２００２）提出一个非流动性（ｉｌｌｉｑｕｉｄｉｔｙ）指标来度量股票的流动性情况，股票ｉ在第ｔ个月的非流动性指标计算公式如下：－ＬＬＩＱ：＝击鬻等一１００—（２）万方数据ａ，，Ｖ其中，Ｒ：ｄ和Ｖ：。分别代表了股票ｉ在第ｔ个月第ｄ天的收益率和成交量，ＤＡＹＳ：为股票ｉ在第ｔ个月的交易天数。从式（２）可以看出，一只股票的收益率相对于其交易量越敏感，则其流动性越差。但是该指标中由于成交量是一个绝对数值，不能反映出流通股本的不同对股票流动性的影响，因此本文将成交量改为换手率来度量股票市场的流动性。改进后的公式如下：！≮ｏ！垒；ＬⅢ．ｎ；一１～１Ｙ。一ＤＡＹＳ！角ＴＵＲＮＩ其中，ＴＵＲＮ＇，。代表股票ｉ在第ｔ个月第ｄ天的换手率。３．其它变量的选取…市场自身信息例如收益率和收益率的波动性是影响流动性的重要因素（Ａｍｉｈｕｄ，ｅｔａｌ，１９８６），且在股票市场与债券市场之间存在着由波动性到流动性的跨市场动态流动，波动性的增加往往导致市场流动性的相对降低（ＣＳＳ，２００５）。因此，市场自身信息和货币政策信息都可能对证券市场流动性产生影响。货币政策信息变量包括：（１）货币供应量（Ｍ２）。１９９６年中央银行正式将货币供应量作为中介指标，每年中央银行都要制定货币供应量增长率的目标，并在第二年检查实际货币供应量增长的完成情况。并且，自２００３年５月以来，央行开始在银行间市场发行央票来进行公开市场操作，对货币供应量的影响力度更加显著，因此，以Ｍ２作为央行货币政策意图的变量，在此我们采用经Ｘ一１ｌ季节调整后的广义货币供应量Ｍ２的月度增长率。（２）银行间市场七日同业拆借利率的均价Ｒ，采用其月度平均值。由于货币市场的同业拆借利率市场化水平相对较高，直接受到央行货币政策取向的影响，因而我们采用其作为利率指标。除了债券市场的非流动性指标Ｑｓ以及股票市场的非流动性指标ＩＬＬＩＱ以外，其它变量如下：ＲＳ代表上证综合指数的收益率；ＲＢ代表银行问债券市场国债指数的收益率，指数数据来源于中国债券信息网；ＶＯＬＳ、ＶＯＬＢ分别代表两个市场相应收益率的波动性，计算一个月内每天收益率的标准差，然后求出加权平均值；Ｒ代表银行间市场七日同业拆借利率的均价，Ｍ２代表货币供应量的月度增长率。本文研究的样本期间为２００２年５月至２００９年３月。数据均来源于锐思金融研究数据库。三、模型的建立通过对上述变量建立ＶＡＲ模型，从而进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验、脉冲响应函数以及方差分解分析。１．平稳性检验为了避免伪回归，首先对各个变量的平稳性进行检验。检验结果（见表１）表明：股票与债券市场的收益率序列（ＲＳ与ＲＢ）是平稳的，这与已有的研究结论相一致，即金融资产价格序列是非平稳的，而收益率序列是平稳的；股票市场的非流动性指标ＩＬＬＩＱ、债券市场的非流动性指标Ｑｓ、股票市场与债券市场的波动率（ＶＯＬＳ、ＶＯＬＢ），以及银行间市场七１３同业拆借利率均价Ｒ、货币供应量增长率Ｍ２序列均是非平稳的，但是其一阶差分序列均是平稳的，采用ＤＩＬＬＩＱ、ＤＱＳ、ＤＶＯＬＳ、ＤＶＯＬＢ、ＤＲ、ＤＭ２来表示相应的一阶差分序列。表ｌ变量ＲＳＲＢＶＯＬＳＶＯＬＢ各变量的平稳性检验结果结论平稳平稳非平稳非平稳非平稳非平稳平稳变量ＤＶＯＬＢ检验值一３．５９８２一一５．０９４６一一２．３５９３—１．８００一２．５３１９一１．６８０９一７．７４６６”‘Ｉ临界值一３．５１４２一３．５１４２—３．５１４２—３．５１４２—３．５１４２—３．５１４２一３．５１４２检验值一７．４３３３“’一８．１２７９”’临界值一３．５１４２一３．５１４２一３．５１４２—３．５１４２一３．５１４２—３．５１４２一３．５１４２结论平稳平稳平稳非平稳平稳非平稳平稳ＤＩＬＬＩＱＯＱＳＲＤＲＭ２ＤＭ２一６．４２５７一—１．４３７５一５．３５０４“’一１．６８９ＩＬＩａＱＱＳＤＶＯＬｓ—３．６６７…注：一表示在１％的显著性水平下显著。・－－——１０１・－－——万方数据＝）５（２．ＶＡＲ模型的建立在平稳性检验的基础上，我们基于Ｒｓ、ＲＢ、ＤＶＯＬＳ、ＤＶＯＬＢ四个市场自身信息变量，ＤＩＬＬＩＱ、ＤＱＳ两个非流动性指标，以及货币政策信息变量ＤＲ、ＤＭ２建立向量自回归模型（ＶＡＲ）进行分析，因此，建立以下模型：ｋｋｘ。＝；善ａｌｊＸＩ．．Ｊｋｉ荟ｂｌｊＹｔ－ｊ＋ｕｔｋ（４）Ｙ。＝ｉ善ａ２ｊｘＩ－ｊ＋｛；ｌｂ２ＪＹｔ－ｊ＋Ｖｔ其中，ｘ（Ｙ）为代表了股票（债券）市场的非流动性、收益率以及收益率波动性的向量，滞后阶数ｋ的选择遵照ＡＩＣ准则确定为２。在ＶＡＲ估计结果的基础上，本文首先进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验，检验结果见表２，表中列示了Ｆ统计量和对应的Ｐ值。表２各变量Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验原假设ＤＩＬＬＩＱ非ＤＭ２的Ｇｒａｎｇｅｒ因Ｆ值Ｐ值６．５６１０．００２０．９９５０．４１９０．６０４０．４６２０．００００．４７８０．００８０．６４６０．７６５０．２５２０．１５９原假设Ｆ值Ｐ值０．８２２０．５６６ＤＩＬＩａＱ非ＤＶＯＬＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．１９６ＤＶＯＫＳ非ＤＩＬＨＱ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．５７４ＤＱＳ非ＤＶＯＬＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．９１４ＤＶＯＬＳ非ＤＱＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因１．８９２ＤＭ２非ＤＩＬＬＩＱ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．００５ＤＱＳ非ＤＭ２的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．８７９ＤＭ２非ＤＱＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．５０８ＤＩＬＬＩＱ非ＤＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．７８１ＤＲ非ＤＩＬＬＩＱ的Ｇｒａｎｇｅｒ因ＤＲ非ＤＱＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因９．０５１０．４０５０．１５８０．９７６０．７２００．４４７０．６３９０．８５２０．０３２０．１４３０．０５ＤＩＬＬＩＱ非ＲＢ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．００２ＲＢ非ＤＩＬＵＱ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．３３０ＤＱＳ非ＲＢ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．８１４ＲＢ非ＤＱＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．４４９ＤＩＬＬＩＱ非ＲＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．１６Ｉｔｓ非ＤＩＬＬＩＱ的Ｇｒａｎｇｅｒ因ＤＱＳ非ＲＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因ＲＳ非ＤＱＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因３．６１９１．９９９３．１１７ＤＱＳ非ＤＲ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．７４６５．０８２ＤＩＬＬＩＱ非ＤＶＯＬＢ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．４３９ＤＶＯＬＢ非ＤＩＬＬＩＱ的Ｇｒａｎｇｅｒ因０．２６９ＤＱＳ非ＤＶＯＬＢ的Ｇｒａｎｇｅｒ因ＤＶＯＬＢ非ＤＱＳ的Ｇｒａｎｇｅｒ因Ｉ．４０５１．８７８由Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验的结果可以看出：在５％的显著性水平下，货币供应量增长率ＤＭ２不是两个市场非流动性指标的Ｇｒａｎｇｅｒ因，而股票市场的非流动性指标却是货币供应量增长率的Ｇｒａｎｇｅｒ因；利率ＤＲ是两个市场非流动性指标的Ｇｒａｎｇｅｒ因；股票市场收益率ＲＳ是两个市场非流动性指标的Ｇｒａｎｇｅｒ因；其余Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系均不显著。３．脉冲响应函数由于Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验只是检验各变量的滞后值对于当期值的影响是否显著，并不能揭示ＶＡＲ系统的动态互动路径，接下来采用脉冲响应函数进行分析。由于脉冲响应函数要求扰动项之间是正交化的，因此我们将通过Ｃｈｏｌｅｓｋｙ分解来计算脉冲响应函数，在原始误差项基础上生成一对标准差为ｌ的正交冲击（Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ）。此方法下模型的估计结果对变量的顺序敏感，由于金融市场会对货币政策的变动做出反应，并且货币政策变量相对来说外生于金融系统，因此在ＶＡＲ模型中，本文将货币政策变量置于金融市场变量之前，依据ＣＳＳ（２００５），将ＶＡＲ模型中变量的顺序安排如下：ＤＭ２、ＤＲ、ＤＶＯＬＢ、ＤＶＯＬＳ、ＲＢ、ＲＳ、ＤＩＬＬＩＱ、ＤＱＳ。脉冲响应结果见图１和图２。由图１和图２可见，两个市场的非流动性指标对于市场信息变量冲击的响应如下：如果当期给股票市场收益率一个单位的正冲击，股票市场的非流动性指标当期减弱，说明股票市场当期的流动性增强，但是这种冲击的效果逐渐减弱，２个月后流动性开始减弱；债券市场的非流动性指标在２个月之后逐渐增强，在第３个月达到最大，然后逐渐下降，第７个月以后基本稳定。如果当期给股票市场收益率波动性一个单位的正冲击后，股票市场的非流动性指标增大，说明股票市场的流动性在当期减弱，６个月后逐渐稳定；当期给债券市场收益率波动性一个单位的正冲击后，债券市场的流动性当期不受影响，但是在接下来的２个月中流动性逐渐减弱，第４个月以后稳定下来。这是因为收益率波动性的增加加大了一１０２—万方数据市场风险，导致市场流动性下降。ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＩＬＬＩＱｔｏＤｉｎ２ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＩＬＬＩＱｔｏＤＲＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＩＬＬＩＱｔｏＤＶＯＬＢ２３４５６７８９ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＩＬＬＩＱｔｏＤＶＯＬＳＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＩＬＬＩＱｔｏｌｉｂ圈ｌ股票市场非流动性指标对其它变量冲击的响应ＲｅｓｐｏｎｓｅｎＯＯＯｏｆＤＱＳｔｏＤｉｎ２０ｎｎＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＱＳｔｏＤＲＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＱＳｔｏＤＶＯＬＢｎ０Ｏｎ０懈麟黼撇。耋｜麒傩ＲｅｓｐｏｎｓｅＯＯ懈嘶哪呲。耋｝哪嘶ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＱＳｔｏＲＢＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＤＱＳｔｏＤＶＯＬＳｏｆＤＱＳｔｏＲＳｎｎＯｎｎｎｎ臁删眦耋｜耄黼胱图２债券市场非流动性指标对其它变量冲击的响应两个市场的非流动性指标对于货币政策变量冲击的响应如下：如果当期给利率一个单位的正冲击，股票市场的非流动性指标当期增加，说明股票市场流动性变弱，并且持续３个月，之后流动性开始逐渐增强，８个月之后基本稳定；债券市场的非流动性指标也在当期增大，并且前两个月中继续增加，然后逐渐下降，第５个月之后基本稳定。与股票市场和债券市场的非流动性指标对于利率冲击的响应效果明显相比，如果当期给货币供应量增长率一个单位的正冲击，股票市场和债券市场的非流动性指标均响应微弱，相比来说，债券市场的流动性对货币供应量的变化更敏感一些。４．方差分解脉冲响应函数描述的是ＶＡＲ模型中的一个内生变量的冲击给其它内生变量所带来的影响，没有分析每一个结构冲击对内生变量的贡献度。为了定量分析市场信息变量和货币政策信息变量的冲击对于两个市场流动性的贡献率，接下来我们利用方差分解来分析各变量的冲击对流动性预测误差的贡献率，结果见表３与表４。一１０３一万方数据表３股票市场非流动性指标方差分解结果由表３可知：股票市场的非流动性指标对于其自身的预测误差的贡献率最高，第１期达到６０．４％，股票市场的收益率对于其流动性预测误差的贡献率第３期达到２０．２％，股票市场收益率的波动率对于其流动性预测误差的贡献率第ｌ期达到１２．９％；债券市场的非流动性指标对于股票市场流动性预测误差的贡献率最高为９．６％，债券市场的收益率和收益率波动性对于股票市场流动性预测误差的贡献率很低；利率对于股票市场流动性预测误差的贡献率第７期达到１２．９９％，而货币供应量增长率对于股票市场流动性预测误差的贡献率最高仅为１．８％。由表４可知：债券市场的非流动性指标对于其自身的预测误差的贡献率最高，第１期达到９２．３％；股票市场的收益率对于债券市场流动性预测误差的贡献率最高为８．０％，股票市场的非流动性指标对于债券市场流动性预测误差的贡献率最高为６．２％；债券市场的收益率及其波动性、股票市场的收益率波动性对于债券市场流动性预测误差的贡献率均很低；利率对于债券市场流动性预测误差的贡献率最高为１１．４％，低于股票市场；货币供应量增长率对于债券市场流动性预测误差的贡献率最高为４．１％，高于股票市场。四、实证结果分析１．我国证券市场流动性与货币政策的关系我国证券市场的流动性与货币政策的松紧之间并不存在必然的联系。主要原因有以下两点：一是我国股票市场的流动性目前主要受自身流动性和收益率水平的影响。从实证结果可以看出，二者所占的比重超过６０％，这符合我国股票市场目前的现状。市场自身制度越完善、市场流动性越高，越能吸引投资者进人股票市场，从而进一步提升了市场流动性，这说明我国股票市场流动性具有较强的“自我实现”性；同时，投资者如果不能获得合理的收益，即使资金宽裕也很可能不会进入市场，这样股票市场的流动性必然会很弱。事实上，我国居民储蓄率一直居高不下，对于我国股票市场来说并不缺少场外资金，关键要看能否给予投资者合理的回报，这在很大程度上决定着股票市场的流动性强弱。二是虽然银行间债券市场是央行公开市场操作的重要场所，且公开市场操作的主要工具是短期国债，但目前我国国债期限结构中短期国债所占的比例偏低。截至２００８年底，我国短期国债在国债中所占的比例仅为１１％①，央行相对较少地使用短期国债进行公开市场操作，使得货币政策对于银行间国债市场流动性的影响相对较小。①数据来源于Ｗｉｎｄ咨询数据库。一１０４一万方数据２．货币政策对股票和债券市场流动性影响的差异性由检验结果可以看出，利率是两个市场非流动性指标的Ｇｒａｎｇｅｒ因，利率的正向冲击降低了两个市场的流动性。利率对于股票和债券市场流动性预测误差的贡献率分别为１２．９９％和１１．４％，可见，利率显著地影响着两个市场的流动性。与债券市场相比，利率变化对于股票市场流动性的冲击更大，且持续的时间更长。这与两个市场投资者结构的不同有关。银行间债券市场以商业银行等机构投资者为主，而股票市场中有大量的散户，与散户对信息的过度反应相比，机构投资者更加理性，并且处理信息的能力也更强，因而债券市场的流动性对于利率变动的响应幅度更小。货币供应量增长率不是两个市场非流动性指标的Ｇｒａｎｇｅｒ因，与利率相比，两个市场的非流动性指标对于货币供应量增长率冲击的响应均很微弱，货币供应量增长率对于两个市场流动性预测误差的贡献率也很低。然而，与股票市场相比，债券市场的非流动性指标对于货币供应量增长率的冲击更敏感一些，而且货币供应量增长率对于债券市场流动性预测误差的贡献率也相对高一点，说明货币供应量指标对于债券市场流动性的影响比股票市场更大。由于货币供应量是央行目前货币政策的操作目标，央行通过每月调整货币供应量来实现其政策意图，来影响商业银行的信贷活动，因为银行信贷还是我国目前主要的货币政策传导渠道，因而，商业银行受央行货币供应量变化的影响调整其资产组合配置，而债券市场是商业银行资金配置的重要场所，其资产组合的调整会影响到债券市场的流动性。所以，货币供应量的变化对债券市场流动性的影响更明显。总体来看，我国货币政策对于两个市场流动性影响的差异性较小。Ｇｏｙｅｎｋｏ（２００９）就货币政策对美国股票市场和债券市场流动性冲击的研究结果表明，货币政策对二者流动性的冲击具有持久性，在两年之后这种冲击效果依然存在，并且冲击大小具有差异性。而货币政策信息对于我国证券市场流动性的冲击不具有持久性，大约６个月之后，市场的流动性又恢复到原来的水平，货币政策信息没有对证券市场流动性产生实质性影响。这与已有的市场微观结构理论不相符。市场微观结构理论认为，交易制度影响市场质量，股票与债券市场的投资者结构、品种结构及交易机制等的差异会导致市场流动性的差异，货币政策信息在不同的市场微观结构下对流动性的作用机制也应具有差异性。我国货币政策对于两个市场流动性冲击的差异性之所以不明显，主要与我国的资本市场特别是其中的债券市场发展还不成熟有关。，ｔ．、＾Ｌ一山一九、蒴记与届不本文以上交所上市的全部股票和银行间债券市场的国债为研究对象，分析２００２－－２００９年货币政策对于我国股票市场和银行间国债市场流动性的影响及其差异性。研究发现：货币政策对于两个市场流动性影响的持续时间均较短，大约为６个月，冲击程度也较低，两个市场的流动性最终都基本恢复至原—ｒ▲来的水平；货币政策对两个市场流动性的冲击效果也不具有差异性。由上述研究结论我们可以得到如下启示和建议：首先，我国股票市场的流动性目前主要受自身收益率的影响，受货币政策的影响较小。这说明投资者进入股票市场很大程度上是为了追求高收益，在牛市中往往体现为羊群效应，而在熊市中体现为大量投资者退出股票市场，这在一定程度上加剧了股票市场的波动。为此，我们应逐步完善投资者结构，加强投资者教育，提高投资者的理性水平，使我国股票市场朝着良性方向发展。其次，银行间国债市场的流动性受到货币政策的影响较小。由于银行间债券市场是我国债券市场的主体，我们应逐步完善国债品种的结构，增加短期国债的品种和数量，从而使国债市场真正成为央行货币政策操作的重要场所，发挥其在货币政策传导过程中的作用。再次，货币政策对股票市场和银行间债券市场流动性影响的差异性较小。这与我国的证券市场自身发展还不成熟、规模还比较小、市场存在分割、产品不够丰富以及利率市场化程度不高等有密切关系。为此，我们应逐步加快和完善市场化建设，逐步实现市场的一体化，在完善品种结构、扩大规模的同时，提高市场质量，促进我国资本市场的优化发展。一】０５—万方数据参考文献：储小俊，刘思峰．２００８．货币政策市场状态对中国股市微观流动性影响的实证分析［Ｊ］．数理统计与管理（５）：５４９—５５６．瞿强．２００１．资产价格与货币政策［Ｊ］．经济研究（７）：６０－６７．唐毅亭，韩东，卢字荣．２００６．公开信息与流动性：基于银行问债券市场的实证研究［Ｊ］．金融研究（９）：９３—１０３．易纲，王召．２００２．货币政策与金融资产价格［Ｊ］．经济研究（３）：１３—２０．张晓慧．２００９．关于资产价格与货币政策问题的一些思考［Ｊ］．金融研究（７）：ｌ一６．ＡＭＩＨＵＤＹ．２００２．ｍｉｑｕｉｄｉｔｙａｎｄｓｔｏｃｋｒｅｍｒｒｍ：ｃ嗍一目ｅｃ６∞ａｎｄｎｗ８ａｎｄｔｉｍｅ—ｓｅｒｉｅｓｅｆｆｅｃｔｓ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ《ＦｉｎａｎｃｉａｌＭａｒｋｅｔｓ，５（１）：３１—５６．ｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１７（２）：２２３—２４９．ＡＭＩＨＵＤＹ，ＭＥＮＤＥＬＳＯＮＨ．１９８６．Ａｓｓｅｔｐｒｉｃｉｎｇａｎｄｔｈｅｂｉｄ—ａｓｋＢＡＬＤＵＺＺＩＰ，ＥＬＴＯＮＥＪ，ＧＲＥＥＮＴＣ．２００１．Ｅｃｏｎｏｍｉｃｃｉａｌａｎｄｓｐｒｅａｄ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌｂｏｎｄｐｒｉｃｅｓ：ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＵ．Ｓ．ｈ＇ｅｅｓｕｒｙｍａｒｋｅｔ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎ－ＱｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅＡｎａｌｙｓｉｓ，３６（４）：５２３—５４３．ｔｏｍｏｖｅｍｅｎｔｓＢＥＲＮＡＮＫＥＢｓ。ＧＥＲＴＬＥＲＭ．２００１．Ｓｈｏｕｌｄｃｅｎｔｒａｌｂａｎｋｓｒｅｓｐｏｎｄ２５３—２５７．ｉｎａｓｓｅｔｐｒｉｃｅｓ［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，９１（２）：ＣＨＯＲＤＩＡＴ。ＳＡＲＫＡＲＡ，ＳＵＢＲＡＨＭＡＮＹＡＭＡ．２００５．Ａｎｅｍｐｉｒｉｃａｌａｎａｌｙｓｉｓｏｆｓｔｏｃｋａｎｄｂｏｎｄｍａｌｌｅｔｌｉｑｕｉｄｉｔｙ［Ｊ］．ＲｅｖｉｅｗｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔｕｄｉｅｓ，１８（１）：８５—１２９（４５）．ＦＬＥＭＩＮＧＪ，ＫＩＲＢＹＣ。ＯＳＴＤＩＥＫＢ．１９９８．Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎｎａｎｃｉａｌａｎｄｖｏｌａｔｉｌｉｔｙｌｉｎｋａｇｅｓｉｎｔｈｅｓｔｏｃｋ，ｂｏｎｄ，ａｎｄｍｏｎｅｙｍａｒｋｅｔｓ［Ｊ］．ＪｏｕｎｕｄｏｆＦｉ－ＥＣＡ）ＩＩｏｍｉｃ８。４９（１）：１１１—１３７．ＧＯＯＤＨＡＲＴＣ，ＨＯＦＭＡＮＮＢ．２００２．Ａｓｓｅｔ吣∞ａｎｄｔｈｅｃｏｎｄｕｃｔｏｆｍｏｎｅｔａｒｙｐｏｌｉｃｙ［Ｒ］．ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ，ｌｏｎｄｏｎＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ．ＧＯＹＥＮＫＯＲＹ，ＵＫＨＯＶＡＤ．２００９．Ｓｔｏｃｋａｎｄｔａｔｉｖｅｂｏｎｄｍａｒｋｅｔｌｉｑｕｉｄｉｔｙ：ａｌｏｎｇ—ｒｕｎｅｍｐｉｒｉｃａｌａｎａｌｙｓｉｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌａｎｄＱｕａｎｔｉ—Ａｎａｌｙｓｉｓ，４４（１）：１８９—２１２．ＤｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓｏｆｔｈｅＥｆｆｅｃｔｏｆｏｎＬｉｑｕｉｄｉｔｙｏｆＨＥＺｈｉ－ｇａｎｇＭｏｎｅｔａｒｙＰｏｌｉｃｙＳｅｃｕｒｉｔｙＭａｒｋｅｔＷＡＮＧＰｅｎｇ（ＳｃｈｏｏｌｏｆＦｉｎａｎｃｅ，ＺｈｉｊｉａｎｇＧｏｎｇｓｈａｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｈａｎｇｚｈｏｕ３１００１８）Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＲｅｇａｒｄｉｎｇｔｈｅｓｔｏｃｋｉｎｂｏｎｄｍａｒｋｅｔａｓＳｈａｎｇｈａｉＳｔｏｃｋＥｘｃｈａｎｇｅａｎｄｔｈｅＴｒｅａｓｕｒｙｂｏｎｄｉｎｔｈｅｉｎｔｅｒ－ｂａｎｋｓｔｕｄｙｓｐｏｎｓｅｆｕｎｃｔｉｏｎｓｏｂｊｅｃｔｓ，ｔｈｅｐａｐｅｒｕｓｅｓｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓｍｅｔｈｏｄｓｏｆＧｒａｎｇｅｒｃａｕｓａｌｉｔｙｔｅｓｔ，ｉｍｐｕｌｓｅｒｅ－ａｎｄｖａｒｉａｎｃｅｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎｍｅｔｈｏｄｔｏａｎａｌｙｚｅｗｈｅｔｈｅｒｍｏｎｅｔａｒｙｐｏｌｉｃｙａｆｆｅｃｔｓｔｈｅｌｉｑｕｉｄｉｔｙｏｆｓｅｃｕｒｉｔｙｍａｒｋｅｔａｎｄｔｈｅｉｒｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｉｎｄｉｃａｔｅｓｔｈａｔｍｏｎｅｔａｒｙｐｏｌｉｃｙｄｏｅｓｎ’ｔｈａｖｅａｐｅｒｓｉｓｔｅｎｔｅｆｆｅｃｔｏｎｔｈｅｌｉｑｕｉｄｉｔｙ，ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｉｓｌｏｗ，ａｎｄｔｈｅｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｉｓｓｍａｌｌ．Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｍｏｎｅｔａｒｙｐｏｌｉｃｙ；ｌｉｑｕｉｄｉｔｙｏｆｓｅｃｕｒｉｔｙｍａｒｋｅｔ；ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓ（责任编辑刘志炜）．・－——１０６・－———万方数据
