關(guān)聯(lián)于資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的貨幣政策非對(duì)稱性檢驗(yàn)
——基于修正NK-SVAR 模型的實(shí)證分析

徐 珊

（山東青年政治學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，濟(jì)南250103）

0 引言

作為貨幣政策相關(guān)研究的重要內(nèi)容，擴(kuò)張與緊縮性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的實(shí)際影響強(qiáng)度存在顯著差異，這一典型現(xiàn)象已為大量的實(shí)證研究所支持。Garcia and Schaller[1]（2002）以1955-1993 年的美國經(jīng)濟(jì)為樣本，證明了其貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)，同時(shí)也發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)高增長時(shí)期，貨幣政策對(duì)社會(huì)總產(chǎn)出的負(fù)向沖擊具有更高的強(qiáng)度。Clausen and Hayo[2]（2006）則通過構(gòu)建包含產(chǎn)出缺口和通脹等式的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，檢驗(yàn)了歐洲三國貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)，其結(jié)論同樣支持一個(gè)緊縮的貨幣調(diào)控對(duì)總需求影響更大。類似的結(jié)論也出現(xiàn)在劉金全、鄭挺國（2006）以中國為樣本進(jìn)行的實(shí)證研究中，而楊定華[3]（2008）通過對(duì)我國1984-2005 年的貨幣政策實(shí)踐的比較分析，再次驗(yàn)證了貨幣調(diào)控“剎車容易啟動(dòng)難”現(xiàn)象，并提出我國貨幣政策實(shí)施應(yīng)更進(jìn)一步地體現(xiàn)相機(jī)抉擇規(guī)則。同時(shí)還有另一些研究借助于不同的實(shí)證模型同樣證實(shí)了貨幣政策的非對(duì)稱性（趙進(jìn)文、閔捷，2005；王培輝，2010；王立勇等，2010；梁云芳、劉金全，2011）。

諸多文獻(xiàn)在不同的實(shí)證模型和方法下，都一致性地驗(yàn)證了貨幣政策存在非對(duì)稱效應(yīng)，這似乎使得該問題的研究已經(jīng)相當(dāng)清晰，但遺憾的是，上述文獻(xiàn)實(shí)際都先驗(yàn)地預(yù)設(shè)了一個(gè)完全因果前提，即社會(huì)總產(chǎn)出或者總需求的變化全部源自貨幣供應(yīng)量或利率的波動(dòng)，而忽略了一些重要的中間變量或者說間接傳導(dǎo)路徑，如資產(chǎn)價(jià)格和匯率波動(dòng)的影響。例如資產(chǎn)價(jià)格泡沫將導(dǎo)致金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定，進(jìn)而通過預(yù)期的影響對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形成沖擊，并最終反映在貨幣政策的實(shí)際效應(yīng)中。一部分文獻(xiàn)注意到了這個(gè)問題，在實(shí)證檢驗(yàn)貨幣政策效應(yīng)時(shí)開始考慮股票、房地產(chǎn)、匯率等相關(guān)變量的影響，如Cecchetti、Genberg et al[4]（2000）在構(gòu)建貨幣政策的產(chǎn)出缺口反應(yīng)函數(shù)時(shí)，考慮了存在確定性泡沫時(shí)的情況；Mishikin[5]（2007）的研究則更直接地表明，相機(jī)抉擇的貨幣調(diào)節(jié)應(yīng)緊緊盯住資產(chǎn)價(jià)格，只有其影響到產(chǎn)出并波及通貨膨脹時(shí),貨幣政策才需要跟進(jìn)；呂江林[6]（2005）通過考察上證綜指與實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系,得出我國貨幣政策應(yīng)對(duì)股價(jià)變動(dòng)做出適時(shí)反應(yīng)的結(jié)論；王虎、范從來[7]（2008）則基于股票價(jià)格能夠反映未來通貨膨脹信息，得出貨幣調(diào)節(jié)應(yīng)根據(jù)股價(jià)大幅變動(dòng)而做相應(yīng)調(diào)整的結(jié)論。

本文通過相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，僅采用多元線性回歸、VAR 和SVAR 模型來實(shí)證研究貨幣政策效果普遍存在以下缺陷：①實(shí)證往往和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)存在矛盾，導(dǎo)致類似“產(chǎn)出之謎”“價(jià)格之謎”等現(xiàn)象的出現(xiàn)，而且在研究中對(duì)于歷史數(shù)據(jù)和計(jì)量方法的依賴性較強(qiáng)，不同的數(shù)據(jù)取樣、不同的計(jì)量模型和不同的統(tǒng)計(jì)口徑都會(huì)帶來不同的研究結(jié)果，如Christiano et al（1998）、Bernanke 和Mihov（1998）、Bagliano 和Favero（1998）等的研究結(jié)果；②更注重貨幣政策的短期效果，卻忽略了其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的長期可持續(xù)性作用。

正是基于這樣的考慮，結(jié)合結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）能捕捉到變量間的當(dāng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，而新凱恩斯理論為SVAR 的短期約束提供了理論依據(jù)，同時(shí)其對(duì)預(yù)期行為的刻畫能夠更全面地反映貨幣政策、宏觀經(jīng)濟(jì)變量以及資產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)聯(lián)效應(yīng)。故本文在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上對(duì)新凱恩斯-SVAR模型進(jìn)行修正，通過導(dǎo)入資產(chǎn)機(jī)構(gòu)波動(dòng)影響，在一個(gè)更全面的分析框架下實(shí)證檢驗(yàn)貨幣政策效應(yīng)的非對(duì)稱性。

1 理論模型

根 據(jù)McCallum and Nelson（1999）、Jensen（2002）和Giordani（2004）等文獻(xiàn)，經(jīng)典的新凱恩斯模型可描述為：

由于中國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)特征和貨幣政策調(diào)節(jié)的特殊性，這一經(jīng)典模型并不能夠準(zhǔn)確地描述中國的現(xiàn)實(shí)。首先，我國的貨幣政策體系尚不完備,利率不能夠靈活變更以配合我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論中利率與貨幣供應(yīng)量等價(jià)原則并不適應(yīng)。其次，資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)對(duì)我國宏觀經(jīng)濟(jì)的影響日趨顯著，股市震蕩、房價(jià)高企，人民幣升值壓力逐步增加,通脹預(yù)期日益強(qiáng)化，并影響到總需求變化和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，進(jìn)而反映在貨幣政策的效應(yīng)評(píng)價(jià)和非對(duì)稱性檢驗(yàn)的實(shí)際結(jié)果中。據(jù)此，根據(jù)浦勇超[8]（2012）修正的新凱恩斯模型，把實(shí)際利率和貨幣增長缺口同時(shí)作為解釋變量納入到NK 模型中，并借鑒IMF 的GPM模型加入貨幣供應(yīng)方程（為了描述實(shí)際市場與金融市場之間的聯(lián)系，GPM 在IS 曲線的BLT 變量中加入了實(shí)際利率和匯率），以刻畫圍繞貨幣供應(yīng)量及盯住利率的貨幣政策效應(yīng)差異，同時(shí)為了反映資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響,在原有的新凱恩斯模型中加入了股價(jià)和匯率方程,并在總需求方程、總供給方程、貨幣政策方程中加入了股價(jià)與匯率波動(dòng),以刻畫資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響以及我國貨幣政策應(yīng)對(duì)日漸激烈的資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的效果。修正的新凱恩斯模型如下：

其中，et為實(shí)際有效匯率，qt為股價(jià)，Δ 代表資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)為匯率和股價(jià)的外生隨機(jī)沖擊，其余同上。

式（1）為開放經(jīng)濟(jì)下描述總需求變動(dòng)的IS 曲線，產(chǎn)出缺口取決于其自身滯后值、預(yù)期值、實(shí)際利率與實(shí)際均衡利率的偏離、貨幣供給量偏離值、股價(jià)波動(dòng)、匯率波動(dòng)和外生的總需求沖擊。本國貨幣貶值會(huì)導(dǎo)致凈出口和產(chǎn)出的增長，α3用來衡量這一效應(yīng)，而α4則用來衡量股票價(jià)格通過財(cái)富效應(yīng)和負(fù)債表效應(yīng)影響總需求的強(qiáng)度。

式（2）是擴(kuò)展的加速型菲利普斯曲線，以表征總供給的波動(dòng)。實(shí)際有效匯率的下降會(huì)促使進(jìn)口價(jià)格上升和凈出口增加，生產(chǎn)成本推動(dòng)和國外需求增加會(huì)促使本國通貨膨脹加劇，即β3越大，該效應(yīng)越大；股價(jià)上升也會(huì)通過財(cái)富效應(yīng)等促使通貨膨脹加劇，即β4越大，該效應(yīng)越大。值得注意的是，預(yù)期的通貨膨脹對(duì)本期通貨膨脹的作用較大。

利率的泰勒規(guī)則式由式（3）刻畫，用來描述貨幣政策行為。其中，系數(shù)γ2、γ3、γ4和γ5分別表示利率對(duì)通貨膨脹缺口、產(chǎn)出缺口、實(shí)際有效匯率波動(dòng)和股價(jià)波動(dòng)的反應(yīng)系數(shù)。

式（4）描述貨幣數(shù)量變動(dòng)。實(shí)際上有相當(dāng)多的文獻(xiàn)在其NK 模型中并不包含貨幣數(shù)量方程（Monacelli，1999；Berg，2006；謝平，2002；卞志村，2006），但是Taylor[9]（2000）研究發(fā)現(xiàn)，在新興市場經(jīng)濟(jì)中貨幣供給量應(yīng)作為一個(gè)合理的貨幣工具進(jìn)行使用。而我國目前利率尚未完全市場化，此時(shí)貨幣供給量這一工具在宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控中起著至關(guān)重要的作用，因此本文把這一方程納入修正的NK 模型中加以考慮。與式（3）一樣，本方程同樣考察了貨幣供給量對(duì)實(shí)際產(chǎn)出缺口、利率缺口、通脹缺口、股價(jià)波動(dòng)和實(shí)際有效匯率波動(dòng)的反應(yīng)。

式（5）是匯率方程。匯率的變化來自兩個(gè)方面的原因：一為預(yù)期因素；另一個(gè)是國內(nèi)外利率差額，當(dāng)國內(nèi)利率高于國外利率時(shí)，國外資本會(huì)流入，進(jìn)而使得本幣升值，匯率上升。我國匯率制度改革后，人民幣匯率與利率間的聯(lián)動(dòng)機(jī)制正逐漸加強(qiáng)。

式（6）為股票價(jià)格方程。參照程立超[10]（2010）的研究，股票價(jià)格由三部分構(gòu)成，即基本面價(jià)格、慣性部分和殘差項(xiàng)。其中，基本面價(jià)格受真實(shí)利率水平和預(yù)期的產(chǎn)出缺口影響，真實(shí)利率的下降會(huì)帶來股票價(jià)格上升；同時(shí)，企業(yè)收益增加、生產(chǎn)擴(kuò)張也會(huì)刺激股票價(jià)格上升。通常，除了基本面因素之外，上期股票價(jià)格的波動(dòng)也會(huì)帶動(dòng)本期股票價(jià)格上升，本文在該方程中加入了股票價(jià)格的波動(dòng)項(xiàng)。

2 數(shù)據(jù)選取與處理

本文選取2000 年1 月至2014 年3 月的月度數(shù)據(jù)，對(duì)所有的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整；數(shù)據(jù)來自中國人民銀行、財(cái)新網(wǎng)、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和wind 咨詢；實(shí)證分析部分均使用Eviews5.0 軟件完成。

2.1 產(chǎn)出缺口

由于月度國民生產(chǎn)總值（GDP）數(shù)據(jù)缺失，我們沿用梁云芳等[11]（2011）的辦法，選用月度工業(yè)總產(chǎn)值代表總產(chǎn)出，并將工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)折算為不變價(jià)（2000 年1 月為基期）。

估計(jì)潛在產(chǎn)出的方法主要是間接估計(jì)法，如謝平等[12]（2002）用線性趨勢進(jìn)行估計(jì)，陸軍等（2003）利用生產(chǎn)函數(shù)法估計(jì)，卞志村（2006）則用HP 濾波值代替趨勢進(jìn)行估計(jì)。鄭挺國等[13]（2010）考察了用HP、BK 和CF 濾波等方法估計(jì)產(chǎn)出缺口的可靠性，結(jié)果表明：相對(duì)而言，CF 濾波法要比其他兩種濾波法更為可靠。因此，本文采用CF 濾波法對(duì)潛在產(chǎn)出Y*進(jìn)行測算，再根據(jù)公式y(tǒng)t=100（Y-Y*）/Y*估算出產(chǎn)出缺口。

預(yù)期產(chǎn)出缺口由下式估算：

修正R2=0.998 D-W＝1.98

2.2 通貨膨脹率

我們將通貨膨脹的代理變量選為消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的同比增長率（π）。計(jì)算公式為：

π ＝（CPI－100）×100%。

對(duì)于預(yù)期通脹率，本文利用浦勇超（2012）提出的預(yù)期修正的菲利普斯曲線與奧肯法則結(jié)合的方法進(jìn)行估計(jì)。奧肯法則和菲利普斯曲線結(jié)合起來，可以得到菲利普斯-奧肯曲線：

其中，πt-12為去年同期通脹率，πt-1為上一期通脹率。

估計(jì)結(jié)果如下：

修正R2=0.943 D-W＝1.94

預(yù)期通脹率為：E[πt+1|Ωt]=-0.0888πt-11+0.9814πt

對(duì)于目標(biāo)通脹率，可以在我國通脹率的可容忍區(qū)間取值，即1%-5%內(nèi)（國家統(tǒng)計(jì)局課題組，2005），而很多學(xué)者（謝平等，2002；楊英杰，2002）認(rèn)為目標(biāo)通脹率選擇4%比較合理。綜合考慮后，我們選取4%作為目標(biāo)通脹率水平。

2.3 利率

由于我國利率未完全市場化，因而借鑒謝平等[12]（2002）的研究，選取同業(yè)拆借市場利率（i）作為市場利率的代理變量。

均衡實(shí)際利率的估算是一個(gè)存在較大分歧的問題。國外學(xué)者通常在兩個(gè)變量——均衡實(shí)際利率和通脹目標(biāo)中先假設(shè)一個(gè)，再估計(jì)另一個(gè)；國內(nèi)學(xué)者對(duì)均衡實(shí)際利率的估算采用過多種方法，一是使用簡單的歷史平均法或者利用一年期存款利率扣除通脹率作為均衡實(shí)際利率（謝平等，2002；王建國，2006；劉義圣等，2010）；二是將回歸方程的截距作為均衡實(shí)際利率。此外，直接引入利率平滑機(jī)制而不直接估算均衡實(shí)際利率也是一種處理方法（曹彥生等，2006；卞志村，2006）。

本文實(shí)際利率r 定義為rt=it-Etπt+1，采用如下AR 模型來進(jìn)行估計(jì)①對(duì)實(shí)際利率進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)證實(shí)其為平穩(wěn)序列。：

修正R2=0.943 D-W＝1.98

故有E[r]=0.0488+0.9967E[r]-0.0392E[r]，得r=1.15%。

長期實(shí)際名義利率：

修正R2=0.977 D-W＝2.177

故有E[i]=0.0702+0.9678E[i]，得i=2.18%。

2.4 資產(chǎn)價(jià)格

所用的變量為人民幣實(shí)際有效匯率e，采用AR（2）模型對(duì)其預(yù)期進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下：

修正R2=0.960 D-W＝1.97

預(yù)期匯率為：E[et+1|Ωt]=3.4025+1.222et-0.2525et-1。

2.5 資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)

本文采用鄧永亮等（2010）所建議的指數(shù)廣義自回歸條件異方差（EGARCH）模型來求得資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)。

上證指數(shù)q 作為股票價(jià)格變量，估計(jì)結(jié)果如下：

修正R2=0.968 對(duì)數(shù)似然值=206.4 AIC＝-2.20 SC＝-2.10

同理，對(duì)于匯率，估計(jì)方程如下：

修正R2=0.958 對(duì)數(shù)似然值=－306.6 AIC＝3.43 SC＝3.54

2.6 貨幣變量

很多文獻(xiàn)將廣義貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣變量，但我們通過相關(guān)圖卻證實(shí)M2與通脹率關(guān)系并不明顯，而狹義貨幣供應(yīng)量M1與通脹率的關(guān)系卻更為顯著（如圖1、2），因而本文選取M1作為貨幣變量。

圖1 滯后10 期的M1 增長率和通脹率的相關(guān)圖

圖2 滯后10 期的M2 增長率和通脹率的相關(guān)圖

本文采用AR（1）模型來估計(jì)預(yù)期貨幣缺口，并借助ARMA 模型來預(yù)期產(chǎn)出缺口：

3 實(shí)證結(jié)果分析

下面將運(yùn)用基于新凱恩斯模型的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（NK-SVAR 模型）分析變量間的時(shí)間關(guān)系。

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了保證模型的穩(wěn)健性，首先采用ADF 單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果表明，除e的對(duì)數(shù)序列為I（1）序列，其他序列或者在5%或者在10%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的。由于我們主要研究各變量之間的短期互動(dòng)關(guān)系，因而使用平穩(wěn)序列進(jìn)入模型（張成思，2008）。根據(jù)AIC、SC 等信息準(zhǔn)則將模型的滯后階數(shù)確定為2，檢驗(yàn)結(jié)果表明，被估計(jì)的VAR 模型所有根的模的倒數(shù)均小于1，位于單位圓內(nèi)，因此模型是穩(wěn)定的。

3.2 當(dāng)期參數(shù)估計(jì)

對(duì)可能涉及非對(duì)稱性變量的參數(shù)Z 值進(jìn)行對(duì)比。

表1 非對(duì)稱性參數(shù)Z 值的對(duì)比

由于SVAR 模型主要反映的是變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并不是嚴(yán)格的新凱恩斯方程，故參數(shù)估計(jì)結(jié)果的大小不足以反映變量之間的數(shù)值關(guān)系，但它們的正負(fù)及大小比較可以反映出貨幣政策效果的非對(duì)稱性效應(yīng)。參數(shù)Z 值中值不顯著，α5、值顯著（在5%置信水平下）。從參數(shù)估計(jì)的結(jié)果可以看出，貨幣政策的利率擴(kuò)張和緊縮對(duì)產(chǎn)出缺口的影響都不顯著，但貨幣政策的貨幣缺口擴(kuò)張和緊縮的影響卻十分顯著，而且由于的系數(shù)要遠(yuǎn)大于α5的系數(shù)，說明緊縮性的貨幣政策的作用要強(qiáng)于擴(kuò)張的政策，由此可見，我國的貨幣政策存在效果較為顯著的非對(duì)稱性。

3.3 方差分解

方差可以用來度量單個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的影響，從短期來說，對(duì)被解釋變量進(jìn)行方差分解可以進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的貢獻(xiàn)度。因此，我們采用方差分解的方法考察各變量的貢獻(xiàn)度，了解它們對(duì)產(chǎn)出缺口和通脹的沖擊作用。

表2 產(chǎn)出缺口的方差分解

由表2 可知，產(chǎn)出缺口沖擊影響的主要來源是其自身的沖擊，其貢獻(xiàn)度一直在53.8%-53.9%間；通脹率的貢獻(xiàn)率也保持在23.7-%23.9%間；在剩余的因素中，貨幣政策貨幣缺口緊縮沖擊對(duì)產(chǎn)出缺口的方差貢獻(xiàn)度為11.6%，貨幣缺口擴(kuò)張沖擊的方差貢獻(xiàn)度只有7.98%；貨幣政策利率緊縮沖擊對(duì)產(chǎn)出缺口的方差貢獻(xiàn)度為2.69%，利率擴(kuò)張沖擊的方差貢獻(xiàn)度只有0.01%。再一次說明，貨幣政策對(duì)產(chǎn)出缺口的影響存在非對(duì)稱性，緊縮性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出缺口的影響更大。

表3 通脹率的方差分解

表3 表明，通脹率沖擊影響也主要是來自于其自身沖擊（51.1%-82.2%），其次是產(chǎn)出缺口沖擊（213.4%-23.9%），即需求沖擊。在剩余的因素中，仍然是緊縮性貨幣政策沖擊的方差貢獻(xiàn)率最大，因此貨幣政策對(duì)通脹率的影響的非對(duì)稱性也是顯著的。

4 結(jié)論及政策含義

本文通過建立包含股價(jià)和匯率波動(dòng)的NKSVAR 模型，分析了我國貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。

（1）我國存在較為典型的貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)，其中緊縮性政策對(duì)總產(chǎn)出的影響更為強(qiáng)烈，而擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)效果則相對(duì)較弱，也就是說，貨幣政策調(diào)控對(duì)抑制經(jīng)濟(jì)過熱也許效果更為突出，而經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃也許需要更強(qiáng)的力度、更長的時(shí)滯和更多元化的調(diào)節(jié)手段。

（2）股票價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響較大，而且資產(chǎn)價(jià)格沖擊對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響是顯著的，故而貨幣政策制定要適當(dāng)考慮資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)，相機(jī)抉擇也許需要更為復(fù)雜和多目標(biāo)的機(jī)制設(shè)計(jì)。

總之，關(guān)聯(lián)于資產(chǎn)價(jià)格和匯率波動(dòng)的貨幣政策設(shè)計(jì)也許是未來貨幣調(diào)節(jié)優(yōu)化的重要方向，隨著股票市場在資本市場中的地位逐漸突出，虛擬經(jīng)濟(jì)的膨脹影響到貨幣供應(yīng)量的真實(shí)流動(dòng)性。股票市場的發(fā)展使得大量資金的流入、股價(jià)攀升的同時(shí)，改變了我國居民的消費(fèi)投資和企業(yè)的投融資。股價(jià)如果存在被過度高估或低估，便會(huì)導(dǎo)致資金大量進(jìn)出，從而對(duì)銀行的信貸資金和流動(dòng)性過剩產(chǎn)生影響，對(duì)信貸傳導(dǎo)機(jī)制形成一定的阻礙作用，影響貨幣政策的效果。為了協(xié)調(diào)我國股票市場發(fā)展與貨幣政策的關(guān)系，提高我國股票市場的貨幣政策傳導(dǎo)效率，必須把資產(chǎn)價(jià)格納入貨幣政策體系，建立與資產(chǎn)價(jià)格監(jiān)測相關(guān)的價(jià)格指標(biāo)體系，實(shí)現(xiàn)貨幣政策的最終完善。

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