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1、银行信贷、货币供应量与股票价格的动态关系研究 崔文学 摘要：在控制宏观经济因素影响的情况下，运用Johansen协整检验、脉冲响应和方差分 解等计量方法对我国银行信贷、货币供应量与股票价格之间的动态关系进行研究。结果表 明，银行信贷、货币供应量与股票价格之间存在长期稳定的关系；股票价格上涨能导致银行信 贷的显著增加，但银行信贷的增加并不必然导致股票价格的显著上涨；货币供应量的增加显 著促进银行信贷的扩张，而银行信贷的扩张并不是促进货币供应量增加的原因；货币供应量 与股票价格并无明显的相关性。基于此，在调控银行信贷规模时，同时要考虑股票市场和货 币供应量的影响，我国金融监管部门应密切关注股票价格

2、的变化以及货币供应量的变动，并 预测其对银行部门产生的影响。 关键词：银行信贷；货币供应量；股票价格；动态关系 银行信贷的扩张与紧缩、货币供应量的跳跃式增长和股票价格的暴涨暴跌是近年来中国 经济面临的突出现象。特别是在美国次贷危机爆发后，我国央行为应对严峻的国际金融危机 带来的压力和挑战，采取了适度宽松的货币政策，4万亿的投资使得货币供应量和银行信贷出 现了跳跃式增长。与此同时，我国股市也进入了加速上升的轨道，2015年上证综指又创下近 七年新高。由此而提出的问题是：银行信贷与货币供应量在股票价格波动中分别扮演着什么 样的角色?银行信贷、货币供应量与股票价格之间是否存在因果关系，如果存在，这种

3、因果关 系是单向的还是双向的?在控制其它宏观经济因素影响的情况下，银行信贷、货币供应量与 股票价格三者之间的关系又是如何，以及这种关系是如何传导的?因此，本文选取2000年1 月至2015年2月的月度数据，对我国银行信贷、货币供应量与股票价格进行实证研究，试图 分析以上的问题，并进而为我国的货币政策操作提供有用的信息。 一、文献综述 大量实证研究表明，银行信贷、货币供应量和股票价格之间存在某种复杂的内在联系。 在这些研究中大致可以分为两类，一类是关于银行信贷与股票价格的动态关系研究，目前许 多学者从不同的角度或运用不同的方法实证分析了二者之间的关系。从不同角度对银行信 贷和股票价格的动态关系分

4、析中，Karsten对挪威发生的三次金融危机的对比分析，发现在每 *作者简介：崔文学，中南财经政法大学金融学院2014级硕士研究生。 26 崔文学：银行信贷、货币供应量与股票价格的动态关系研究 次危机之前股票等资产价格大幅上涨，信贷扩张显著以及非金融部门负债不断增加。王晓 明于我国银行信贷与资产价格的顺周期的角度，分析结果表明，银行信贷过度介入股票市场 和房地产市场是资产价格大幅上涨和下跌的主要动因，而保持均衡的银行信贷增长率，则能 够有效平抑资产价格波动。 郭伟从商业银行资本约束的视角，实证分析股票价格波动和银行信贷之间相互影响的动 态关系。结果表明，中国资本市场中股票价格与商业银行信贷高度

5、相关，股票价格显著影响 银行信贷的增长规模。王艳艳、于李胜从债券人角度研究了国有贷款对股价同步性的影响。 研究结果表明：国有银行贷款比例与股价同步性呈正比，且二者的正相关关系在非国有企业 中显著弱于国有企业。在运用不同的方法实证分析股票价格与银行信贷的动态关系中，梁 琪、滕建州在控制股市流动性和波动性的情况下，采用时序列研究方法对我国股市发展，银行 发展与经济增长之间的关系进行了二元因果检验和多元协整分析。结果表明，股市波动与经 济增长和银行发展之间有着显著的因果关系，而且相关系数为负，说明股市中可能存在的过 度波动对经济增长和银行发展产生了负面影响。肖本华基于Allen和Gale的模型的扩展

6、， 分析了信贷扩张和投资成本对资产价格的影响，研究发现导致信贷扩张的主要原因在于货币 供给过快增长，信贷扩张在资产价格膨胀中又起到了比较重要的作用。桂荷发、邹朋飞、严 武基于VAR模型实证分析了我国银行信贷与股票价格之间的动态关系。研究结果表明，股 票价格的上涨会导致银行信贷的扩张，但银行信贷的扩张不是导致股票价格上涨的原因。 刘萍萍采用逐步回归法的OLS模型对我国银行信贷与股票价格的关联性进行了实证分析。 研究发现，我国银行信贷与股票价格存在长期稳定关系，并且银行信贷与股票价格具有正相 关性。马亚明、邵士妍基于向量误差修正模型(VECM)对我国的信贷规模和资产价格波动 的内在关联性进行了理论

7、与实证分析。结果表明，在短期动态分析中，股票价格的上涨会导 致银行信贷的扩张，而银行信贷的扩张又有助于股票价格的提升，且波动幅度更大；在长期的 协整分析中，却不存在如此明显的关系。 另一类是关于货币供应量与股票价格的动态关系研究，然而不同的学者对二者的关系研 究却得出不同的结论。有些学者研究分析表明货币供应量与股票价格存在动态关系，Homa、 Jaffee分析了货币供应量与股票价格指数的线性关系，得出货币供给量的扩张将导致股价上 涨的结论。Wong、Khan、Du对新加坡和美国的股价、货币供应量和利率进行协整检验和格 兰杰因果检验。结果表明，新加坡的股价与利率、货币供应量三者之间存在长期均衡关

8、系，短 Karsten R Gerdrup：Three episodes of financial fragility in Norway since the 1890s，BIS Working Papers，2003 王晓明：银行信贷与资产价格的顺周期关系研究，金融研究)2010年第3期。 郭伟：资产价格波动与银行信贷：基于资本约束视角的理论与经验分析，国际金融研究772010年第4期。 王艳艳，于李胜：国有银行贷款与股价同步性，会计研究)2013年第7期。 梁琪，腾建州：股票市场、银行与经济增长：中国的实证分析，金融研究)2005年第lO期。 肖本华：投资成本、信贷扩张与资产价格，世界经济

9、)2008年第9期。 桂荷发，邹朋飞，严武：银行信贷与股票价格动态关系研究，金融论坛)2008年第11期。 刘萍萍：我国股票价格波动与银行信贷的关联性研究，财经问题研究)2010年第5期。 马亚明，邵士妍：资产价格波动、银行信贷与金融稳定，中央财经大学学报)2012年第1期 KE Homa，DM Jaffee：The Supply of Money and Common Stock Prices，The Journal of Finance，1971，(5)：p1045 27 财经政法资讯 2016年第1期 期内，亚洲危机前股价与利率、货币量之间变动一致。 刘煜松对我国货币供应量与股票价格 波

10、动的实证研究发现，货币供应量对股市有重大影响。然而，有些学者的研究结果却发现货 币供应量与股票价格之间不存在相关性，Alatiqi、Fazel以货币供应量和标准普尔500指数作 为研究变量，运用协整检验及格兰杰因果检验发现货币供应量和股票价格二者并无显著相关 性。乔桂明、刘钟鸣、郑晓玲从货币供应量与股市之间关系的角度出发，通过协整、格兰杰因 果检验发现我国股市上涨与货币供应增加的关系不大。沈冰、廖杰、马哲光基于VAR模型 分别对牛市和熊市两种行情下货币供应量对股票价格指数的影响进行实证分析。研究结果 表明，在牛市行情下，货币供应量对股票价格指数的上涨具有积极的促进作用，而在熊市行情 下，货币供

11、应量对股票价格指数影响微弱。 已有的研究为本文提供了有益参考，但是已有的文献仅仅对银行信贷、货币供应量和股 票价格其中两者之间的关系进行研究，这样就不能对银行信贷和货币供应量对股票价格的影 响程度进行对比分析。并且，在对货币供应量和股票价格的关系研究中，不同的学者却得出 不同的结论，很大程度上可能是因为没有控制宏观经济变量的影响。因此本文在借鉴已有研 究的基础上对上述不足做出一定的改进，在控制宏观经济因素影响的情况下，综合分析银行 信贷、货币供应量和股票价格三者之间的动态关系具有重大的理论和现实意义。 二、数据和研究方法 (一)数据和指标 考虑到数据的可获得性，研究结果的可比性以及小样本时间序

12、列分析对数据的最低要 求，本文选取了2000年1月至2015年2月的月度数据作为样本。采用上证收盘综合指数代 表股票价格，金融机构信贷规模代表银行信贷，广义货币供应量(m2)代表货币供应量。另 外，为了过滤实体经济水平、利率、通货膨胀等因素对于银行信贷、货币供应量和上证综指的 影响，本文还选取工业增加值代表实体经济水平，银行间7日同业拆借利率代表金融系统的 利率水平，消费者价格指数代表通货膨胀水平。股市数据来自Wind资讯，银行数据来自中国 人民银行统计数据，宏观经济数据来自中国统计年鉴和CcER中国经济金融数据库。 本文所选的全部变量为：银行信贷(1oan)、货币供应量(m2)、上证综指(s

13、p)、居民消费价 格指数(cpi)、工业增加值(ind)、银行间7日同业拆借利率(ir)，并对工业增加值和居民消费价 格指数进行census X12季节调整，以消除序列中所存在的季节效应，同时为了消除时间序列 数据异方差的问题，并且保证时间序列的性质，对除利率以外的变量进行自然对数处理得到 指标lnloan、lnm2、lnsp、lncpi、lnind、ir。在实证分析之前，首先对变量进行统计性描述，结果 如表1所示。 WK Wong，H Khan，J Du：Do money and interest rates matter for stock prices?An econometric st

14、udy of Singapore and USA，The Singapore Economic Review，2006，(1)：p31 刘煜松：中国货币供应量与股市价格的实证研究9，管理世界92004年第2期。 Sara Alatiqi，Shokoofeh Fazel：Can money supply predict stock prices?Journal for economic educators，2008，(2)： p8 乔桂明、刘钟鸣、郑晓玲：现阶段我国货币供应量对股市影响的实证分析，经济管理92007年第24期。 沈冰、廖杰、马哲光：货币供应量对股市影响的实证分析，东北师范大学学报

15、92012年第4期。 28 崔文学：银行信贷、货币供应量与股票价格的动态关系研究 表1变量统计性描述 变量名称 均值 最大值 最小值 标准差 观测值 lnloan 125048 136497 114493 O6794 182 lnm2 12-8852 140445 116861 O7265 182 lnsp 76424 86919 69667 O3544 182 lncpi 46276 46886 4587O OO218 182 lhind 25546 30301 1335O 03038 182 lr 27113 69800 09900 O9979 182 (二)计量方法 我们研究的目的是分析

16、银行信贷、货币供应量和股票价格之间的动态关系，在分析多变 量动态关系时，我们可以将这些变量放在一起，作为一个系统来预测，使得预测相互融洽，我 们称为多变量时间序列分析，本文采用的正是这种多变量时间序列分析。1980年美国经济学 家西姆斯(CASims)所提倡的向量自回归(VAR)正是这样一种方法。本文所采用的VAR 模型是一种非结构的向量自回归模型，它是将单个内生变量与其他所有的滞后值的函数来构 造模型，用于时间序列系统的预测和分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经 济冲击对经济变量所形成的影响。VAR模型表达式为： Y 一I、。+F1Y 4-r2Y 一2+r。Y 一 +儿1X +儿

17、 X 一q+U 其中，Y 是k维内生变量向量，x 是d维外生变量向量，P和q分别是内生变量和外生变 量的滞后阶数，I1。，r。r。和 。是待估计的参数矩阵，Ut是随机误差项。当外生变量 为常数项时，内生变量有P阶滞后期，称为VAR(p)模型。VAR模型主要是通过平稳性检 验、滞后期的确定、Johansen协整检验、脉冲响应函数分析和方差分解分析等步骤，来分析变 量之间的关系。 三、实证分析 (一)平稳性检验 我们研究中选取的数据均为时间序列数据，时间序列数据在建模过程中可能会存在非平 稳性而导致建模过程中伪回归的出现，因此为排除由于数据非平稳而导致的伪回归的出现， 我们首先对银行信贷、货币供应

18、量、上证综指、居民消费价格指数、工业增加值、银行间同业拆 借利率的指标数据，以及差分后的序列进行单位根检验。采用ADF检验方法得到的检验结 果如表2所示。 由表2的检验结果可知：各变量原始序列的ADF值在显著性水平为5 时都不显著，说 明各变量原始序列在5 95显著性水平下都存在单位根，经过一阶差分后，在5 的显著性水平 下拒绝了存在单位根的原假设，即各变量都是一阶单整I(1)序列，因此可以进行协整检验分 析。 29 财经政法资讯 2016年第1期 表2各变量ADF单位根检验结果 变量 ADF检验值 检验类型 临界值 结论 (C，t，p) 1 5 10 Inloan 一2383O (C，t，4

19、) 一4O1O7 34354 31417 非平稳 Dlnloan 一99429 (C，0，0) 一34668 28775 25753 平稳 lnm2 19535 (c，t，3) 一4O104 34353 31416 非平稳 Dlnm2 62388 (C，0，2) 一34672 28776 25754 平稳 lnsp 一23843 (C。0，4) 34674 28777 25755 非平稳 Dlnsp 一73963 (0，0，1) 一2578O 一19426 16155 平稳 lncpi 一24317 (C，0，12) 34699 28788 25761 非平稳 Dlncpi 59487 (O，

20、0，11) 一25490 19428 16154 平稳 lnind 一22544 (C，0，1) 一34668 28775 25753 非平稳 Dlnind 一98164 (0，0，0) 一25779 19426 16155 平稳 1r 00328 (0，0，4) 一25781 19426 一l_6155 非平稳 Dir 一1O3543 (0。0，3) 一25781 19426 16155 平稳 注：(1)检验类型(c，t，p)中，C为常数项，t为趋势项，P为滞后阶数；(2)滞后阶数是以Schwarz信息准则为标准的；(3)D 为变量系列的一阶差分。 (-)协整检验 在进行协整检验时首要的问题

21、是滞后阶数的确定。本文根据LR、FPE、AIC、SC、HQ信 息准则确定模型的最优滞后阶数为3，结果如表3所示。 表3模型最优滞后期确定 Lag LogL LR FPE AIC SC HQ O 4527146 266e一10 5019265 4912014 4975772 1 2104115 3172915 349e一18 2316983 22419O7 一2286538 2 2154523 9345245 297e一18 2333l72 2193745 227663O 3 2193044 68-8189O 290e一18 一2336004 一2132227 2253367 4 2222456

22、 505625O 314e一18 2328602 2O6075 2219869 本文采用Johansen协整检验方法用于分析多变量非平稳时间序列长期稳定的关系，可 以得到全部协整关系，并且检验功效更稳定。在单位根检验结果中lnloan、lnm2、lnsp、lncpi、 lnind、ir六个变量都是一阶单整及最优滞后期检验得到3阶滞后期的基础上，运用迹统计量 和最大特征值统计量来确定六个变量之间的协整关系。Johansen协整检验结果如表4所示， 根据检验结果可以判定银行信贷、货币供应量、股票价格、消费者价格指数、工业增加值、利率 六个指标之间存在着1个协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系

23、。 30 崔文学：银行信贷、货币供应量与股票价格的动态关系研究 表4 Johansen协整检验结果 零假设：协整向量的个数 迹统计量 5临界值 最大特征值统计量 5临界值 0个 1038861 957537 442065 40O776 至多1个 596796 698189 27OO22 33_8769 至多2个 326774 47_8561 171245 275843 至多3个 155529 297971 86842 211316 至多4个 68687 154947 57090 142646 至多5个 11597 3-8415 11597 3-8415 注： 表不在5的显著性水平上拒绝零假设

24、(三)格兰杰因果检验 Johansen协整检验说明了银行信贷、货币供应量、股票价格、消费者价格指数、工业增加 值、利率六个变量之间存在长期均衡关系，但不能说明六者之间的确切经济含义。我们用格 兰杰因果关系检验银行信贷、货币供应量与股票价格之间的具体关系，通过滞后3阶的格兰 杰因果检验，得到检验结果见表5。从表5可以看出，银行信贷与货币供应量之间存在单向因 果关系，即货币供应量是银行信贷的格兰杰原因，而银行信贷不是货币供应量的格兰杰原因； 银行信贷与股票价格之间也存在单向因果关系，即股票价格是银行信贷的格兰杰原因，而银 行信贷不是股票价格的格兰杰原因；货币供应量和股票价格之间之间没有任何因果关系

25、。 表5格兰杰因果检验分析 原假设 样本数 F统计量 P值 LNM2 does not Granger Cause LNLOAN 179 43250 OO147 LNLOAN does not Granger Cause LNM2 23076 O1O25 LNSP does not Granger Cause LNLOAN 179 3468O OO333 LNLOAN does not Granger Cause LNSP 22O11 O1137 LNSP does not Granger Cause LNM2 179 O-8940 O41O9 LNM2 does not Granger Ca

26、use LNSP 1O899 O3385 (四)脉冲响应分析 由于VAR模型包含许多参数，而这些参数的经济意义很难解释，因此将注意力集中于脉 冲响应函数。脉冲响应函数(IRF)是考察随机扰动项的一单位标准差大小的冲击对内生变量 当期值和未来值所产生的动态影响。通过检验，VAR模型的特征根都在单位圆内，表明模型 是稳定的，可以做脉冲响应函数分析。本文采用乔利斯基(Cholesky)方法进行脉冲响应分析 银行信贷、货币供应量与股票价格之间的动态影响。从脉冲响应函数图分析表明：图1显示， 股票价格对货币供应量单位信息冲击的响应在第1期较小，从第2期开始响应为正且逐渐增 大；股票价格对银行信贷的单位信

27、息冲击的响应在前2期几乎为零，从第3期股票价格对银 行信贷的单位信息冲击的响应为负，且随后响应程度一直较小且保持负向响应。图2显示， 31 财经政法资讯 2016年第1期 银行信贷对股票价格单位信息冲击的响应在第1期为正且呈增长趋势，在第3期，银行信贷 对股票价格单位信息冲击达到最大为02 96，随后呈下降趋势并逐渐平稳。从经济意义上来 说，在股票市场发展初期，股市存在太大的风险，居民户和企业很少冒险投身于股市，随着金 融体系发展，股票市场逐渐完善，居民户和企业开始投资股票，其中投资股市的资金一部分可 能通过各种渠道借人银行的资金；银行信贷对货币供应量单位信息冲击的响应从第1期开始 为正，且随

28、后一直呈上升趋势。这与格兰杰检验的结果是一致的。图3显示，货币供应量对 股票价格单位信息冲击的响应在第1期较大，第2期为正且最大，随后呈下降趋势并逐渐平 稳；货币供应量对银行信贷单位信息冲击的响应在第1期最大，随后逐渐下降趋于平稳。 Rcsponsof LNSPtoLNSP Responseof LNSPtoLNM2 Responseof LNSPtoLNLOAN 0 二 图1 股票价格对其他变量的脉冲响应 RcseofLNOANt0LNLOAN ResponseofLNLOAIqtoLNSP ResistofLNLOANtoLNM2 t 叶 Rcsponsc 图2银行信贷对其他变量的脉冲响应

29、 of LNM2 to LNM2 Response of LNM2 to LNSP Response of LNM2 to LNLOAN 图3 货币供应量对其他变量的脉冲响应 (五)方差分解分析 脉冲响应函数定性地说明了随着时间的延续，各变量对于信息冲击的反应情况。本文进 一步对脉冲反应进行预测误差的方差分解来定量分析每一随机扰动项的冲击对内生变量变 化的贡献率，从而了解不同随机扰动项的冲击对模型内生变量的相对重要性。表6中给出的 股票价格方差分解结果显示，在第1期，股票价格的所有变动基本来自其本身的信息冲击，随 着时间的推移，自身影响的贡献率虽然有些减弱但依然很大，银行信贷和货币供应量对股票

30、 32 崔文学：银行信贷、货币供应量与股票价格的动态关系研究 价格波动的影响虽然有些增加，但是影响程度非常小，在第10期，股票价格波动受自身影响 的部分减小到9039 ，股票价格波动被银行信贷冲击解释的部分上升到269 ，小于货币供 应量的贡献率291 ，即货币供应量对股票价格的影响要大于银行信贷对股票价格的影响。 表6中给出的银行信贷方差分解结果显示，在第1期，银行信贷的所有变动受其本身的信息 冲击影响较大，随着时间的推移，自身影响的贡献率逐渐降低，股票价格和货币供应量对银行 信贷的影响逐渐增加，在第10期，银行信贷波动受自身影响的部分减小到6090 ，银行信贷 波动被货币供应量解释的部分占

31、1O02，银行信贷波动被股票价格解释的部分达到29O ， 即股票价格的波动对银行信贷有一定程度的影响。表6中给出的货币供应量方差分解结果 显示，在第1期，货币供应量的变动受银行信贷的影响较大，股票价格对货币供应量的变动几 乎没有影响。随着时间的推移，货币供应量受自身影响的贡献率逐渐降低趋于平稳，与此同 时银行信贷对货币供应量变动的影响程度逐渐减弱。在第1O期，货币供应量变动受自身影 响的部分占6O86 ，银行信贷冲击对货币供应量变动的贡献率为1746 ，而股票价格冲击 对货币供应量的变动几乎无影响。总体而言，方差分解的结论与脉冲响应分析结果是基本一 致的。 表6方差分解表 股票价格(LNSP)

32、预测误 银行信贷(LNLOAN)预测误 货币供应量(LNM2)预测误 差方差分解结果 差方差分解结果 差方差分解结果 期限 SE LNSP LNLOAN UNM2 期限 SE LNLOAN LNM2 U SP 期限 SE LNLoAN UNM2 UNSP 1 。O5524 。964545 。00581 。O4845 1 。O0057 。989258 。00000 。00000 1 。O0751 。303641 。681745 o00000 2 。06417 。949665 。01033 。04643 2 。00076 。927247 。O3514 。10763 2 。01259 。3O1889

33、 。627866 。07679 3 。06911 。942247 。03204 。05949 3 。00092 。872951 。07831 。21317 3 。01601 。282038 。587952 。12586 4 7278 。947677 。04720 7788 4 0105 。818634 。16581 。28097 4 口01833 。266363 。578309 。13969 5 。07510 。949228 。O7707 。10718 5 。0O115 。772530 。26942 。32654 5 。01996 。245774 。574902 。14401 6 。07682

34、 。946452 。11444 。13414 6 o00125 。733507 。39664 。34217 6 O2123 。227356 。578211 。14187 7 oo7809 。939530 。15339 。16798 7 。00134 。698860 o53627 。34l16 7 o02233 。211763 。585460 。13243 8 。O7910 。929933 。19305 。20488 8 。00143 。667106 。68527 。32909 8 。02331 。197815 。592987 。12206 9 。07994 。917989 。23145 。24

35、593 9 。00150 。637248 。84149 。31091 9 。02416 。185554 。600755 。l_1159 10 oo8O63 。903894, 。26857 。29141 10 。00157 。6O8987 。1O0183 9001 10 。02490 。174640 。608614 。10165 四、结论与政策建议 在控制宏观经济因素影响的情况下，对我国银行信贷、货币供应量与股票价格之间的动 态关系进行分析得到如下结论：(1)我国银行信贷、货币供应量与股票价格之间存在长期稳定 的关系；(2)股票价格上涨能导致银行信贷的显著增加，但银行信贷的增加并不必然导致股票

36、价格的显著上涨；(3)货币供应量的增加显著促进银行信贷的扩张，而银行信贷的扩张并不是 促进货币供应量增加的原因；(4)货币供应量与股票价格并无明显的相关性。 产生这种结果的主要原因是：由于资金的逐利性和流动性在股票价格大幅上涨时，导致 许多银行信贷资金进入股市，从而产生股票价格上涨促进银行信贷的显著增加。但是，由于 我国股票市场的发展还不健全，并且国家是最后风险的承担者，因此股票市场作为货币政策 33 财经政法资讯 2016年第1期 传导的渠道还没有发挥其应有的作用。随着我国股票市场的逐渐发展，股票价格波动将使整 个银行体系受到影响，货币政策的传导效率也将逐步提高。 因此，我国股票市场在未来的

37、运行和发展中，需要进一步在制度上和市场结构上加以完 善，包括在上市制度、股权结构、信息披露制度、证券监管体制等诸方面进行规范化建设，加强 股票市场的传导作用。一方面，通过改变货币供应量，使相关货币政策达到调节市场的作用， 进一步扩大我国股票市场和信贷市场的规模，使其进入良性循环的发展轨道；另一方面，通过 股票市场的有效作用，充分发挥股票市场的财富效应，使股票市场获取的收益或富裕流动资 金进入实体经济，进入消费领域和投资领域，推动国民经济健康持续发展，实现货币政策的最 终目标。同时，我国在货币政策操作实践中，监管部门应该密切关注股票价格的变化和股市 泡沫以及货币供应量的变动并预测其对银行部门产生

38、的影响，向银行部门传达风险提示。 新书推荐 丈量世界 德丹尼尔凯曼著，文泽尔译 南海出版公司20151013950元 洪堡，哥伦布之后最伟大的博物学家、地理学家。 高斯，牛顿以来最伟大的数学天才。 这两位同处一个时代的德国科学家，以截然相反的方式进行各自的研究，最后却走向奇迹般一致的远大 目标：丈量世界! 我们毕生追求的事业到最后都会衰退、会消亡。只有一样是真的，那就是追求知识的乐趣，它值得我们 为它献身。像丈量世界里的洪堡和高斯。 玛利亚的自白 爱尔兰科尔姆托宾著，张芸译 上海文艺出版社2O1512127。0元 圣母玛利亚的形象透过西方绘画和雕塑深入人心，可是除了圣经里的只字片语和一些宗教研究著述， 几乎没有作品以文学艺术的手法刻画过这位西方历史上最著名的母亲。 科尔姆托宾通过小说玛利亚的自白，把想象力投向最神圣却又最神秘的母子玛利亚和耶稣。 他直接通过玛利亚之口，让一向以沉默温婉形象示人的圣母发出自己的声音。 儿子殉难数年后，玛利亚独自在以弗所生活。在恐惧和悲伤中，她回忆起儿子罹难前后的过程。她觉 得，在那个动荡的时代，她的儿子是一个容易受到伤害的人。玛利亚努力说出她所理解的真相。 在托宾丰富的想象力和简洁有力的语言刻画中，一个性格饱满、令人难忘的玛利亚形象深入读者的心 中。 34