我國貨幣政策傳導(dǎo)機制研究——基于資產(chǎn)價格渠道的實證分析

繆 露

(蘇州大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 蘇州 215021)

一、貨幣政策傳導(dǎo)機制概述

貨幣政策傳導(dǎo)機制是指利用一定的貨幣政策手段,通過貨幣政策中介目標,最終實現(xiàn)貨幣政策實體經(jīng)濟最終目標的過程。貨幣政策傳導(dǎo)機制的有效性研究是建立在貨幣非中性,即貨幣對經(jīng)濟會產(chǎn)生實質(zhì)性影響的基礎(chǔ)之上。

西方關(guān)于貨幣政策傳導(dǎo)機制理論研究將貨幣政策傳導(dǎo)機制分為四種途徑:

(一)匯率傳導(dǎo)機制

匯率傳導(dǎo)理論的主要理論基礎(chǔ)是蒙代爾—弗萊明模型。它認為,浮動匯率制度下擴張或緊縮的貨幣政策會導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的變化,貨幣供應(yīng)量的變化會引起利率的變化,利率的變化又促使匯率發(fā)生變化,從而改變凈出口量,最終影響總產(chǎn)出的變化。以擴張的貨幣政策傳導(dǎo)機制為例:

(二)利率傳導(dǎo)機制

利率傳導(dǎo)機制的理論基礎(chǔ)是傳統(tǒng)的凱恩斯主義觀點,其強調(diào)實際利率對實體經(jīng)濟的作用。貨幣供應(yīng)量增加后,促使利率下降,從而促進投資增長,投資增加通過乘數(shù)作用,就可以促成總產(chǎn)出的增長。同樣以擴張的貨幣政策為例:

(三)資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機制

1.托賓Q效應(yīng)

托賓的Q理論中的Q指真實資本的當期股票市場價格與該真實資本的當期重置成本的比率。即:

若Q值大于1,相對于企業(yè)的市場價值來說新建成本就比較低,公司股權(quán)籌資的代價高于重置成本,此時企業(yè)傾向于棄舊置新;若Q值小于1,相對于資本的重置成本來說企業(yè)的市場價值就比較低,企業(yè)不會購買新的廠房設(shè)備。

在擴張的貨幣政策下,貨幣供應(yīng)量的上升會導(dǎo)致市場利率的下降,利率的下降又會引起企業(yè)股價的上升,股價上升會使Q值上升,Q值上升意味著企業(yè)市場價值相對于重置成本在上升,所以企業(yè)會增加投資,總產(chǎn)出也會隨之上升。其作用機理可用下圖表示:

2.消費財富效應(yīng)

消費財富效應(yīng)補充了貨幣政策對消費的影響,以莫迪格利安尼提出的生命周期模型為理論基礎(chǔ),即居民的消費支出是由生命周期中的總收入(人力資本、實物資本和金融資產(chǎn)之和)來決定的。當貨幣供應(yīng)量上升時,會使利率下降,利率下降則會導(dǎo)致股票價格上升,這就意味著消費者的財富上升,于是消費者的消費支出也會增加,最終促進總產(chǎn)出上升。其傳導(dǎo)機理可表示為:

(四)信貸傳導(dǎo)機制

信貸傳導(dǎo)機制強調(diào)了銀行貸款在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用,以貨幣擴張為例,銀行貸款渠道下的貨幣政策的傳導(dǎo)過程為:

擴張性貨幣政策→銀行貸款↑→投資↑→產(chǎn)出↑

貨幣政策的該傳導(dǎo)過程并不依靠利率傳導(dǎo)機制,而是通過直接影響信貸市場上供求發(fā)揮作用。

二、貨幣政策資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機制的實證研究

(一)數(shù)據(jù)來源

本文主要對貨幣政策的資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機制進行研究。數(shù)據(jù)來自www.pbc.gov.cn以及CCER經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫。

本文研究采用2002—2009年的月度或季度數(shù)據(jù)。包括:貨幣供應(yīng)量M0,M1,M2;名義利率為企業(yè)一年期貸款利率;企業(yè)商品價格指數(shù);股票價格以上證A股最高綜合股價指數(shù)為代表(P);社會消費品零售總額(Cons);每月新增固定資產(chǎn)投資額(Inves);金融機構(gòu)各項貸款余額(LOAN);城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(Y)。

企業(yè)商品交易價格指數(shù)(CGPI)是反映國內(nèi)企業(yè)之間物質(zhì)商品集中交易價格變動的統(tǒng)計指標,是比較全面的測度通貨膨脹水平和反映經(jīng)濟波動的綜合價格指數(shù)。

因此,以i表示實際利率:

(二)實證分析

實證研究過程均通過E-VIEWS3.1軟件完成。

1.M0、M1、M2與實際利率的相關(guān)系數(shù)矩陣

M0 M1 M2 i M0 1.00000 0.96178 0.96191 -0.88269 M1 0.96178 1.00000 0.99636 -0.89296 M2 0.96191 0.99636 1.00000 -0.88313 i -0.88269 -0.89296 -0.88313 1.00000

由結(jié)果可以看出,M0、M1、M2實際利率的相關(guān)程度均較高,相比較而言,i與M1的相關(guān)程度最大,因此本文以M1作為貨幣供應(yīng)量的代表。

2.變量的平穩(wěn)性檢驗

首先用ADF檢驗法檢驗研究序列是否存在單位根,也即檢驗各時間序列的平穩(wěn)性。結(jié)果如下表所示:

ADF單位根檢驗 臨界值變量 檢驗形式 ADF檢驗值 1% 5% 10%Cons (C,T,2) -2.0522 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(Cons) (C,T,2) -5.5680 -4.0602 -3.4586 -3.1551 i (C,T,2) -2.1613 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(i) (C,T,2) -4.6466 -4.0602 -3.4586 -3.1551 Inves (C,T,2) -3.5387 -4.0591 -3.4581 -3.1548 M1 (C,T,2) 2.3840 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(M1) (C,T,2) -4.0404 -4.0602 -3.4586 -3.1551 P (C,T,2) -2.4083 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(P) (C,T,2) -3.3821 -4.0602 -3.4586 -3.1551

D表示一階差分;檢驗形式(C,T,K)中的 C、T、K分別表示單位根檢驗方程中包括常數(shù)項、時間趨勢和滯后階數(shù)。

由檢驗可以看出,除每月新增固定資產(chǎn)投資額為平穩(wěn)序列,即I(0)以外,其余變量均為一階單整序列,即I(1)。

3.貨幣供應(yīng)量對實際利率的影響

(1)Johansen協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的前提是:如果兩個變量都是單整變量,且單整階數(shù)相同時,可以進行協(xié)整檢驗。當兩個變量通過協(xié)整檢驗時,則說明兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系;反之,兩個變量不能通過協(xié)整檢驗,則不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由于M1和i滿足一階單整過程,因此我們可以對其進行協(xié)整檢驗,以判斷兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

檢驗結(jié)果表明,貨幣供應(yīng)量和利率之間確實存在長期關(guān)系。

Likelihood Ratio 5%CriticalValue 1%CriticalValue Hypothesized 33.95289 15.41 20.04 None**

(2)Granger因果檢驗

Null Hypothesis: F-Statistic Probability I does not Granger Cause M1 6.58418 0.00215 M1 does not Granger Cause I 1.77141 0.17604

因果檢驗結(jié)果表明,利率是引起貨幣供應(yīng)量變化的原因,而貨幣供應(yīng)量的變動并不能成為利率變動的原因,這與我國利率管制的現(xiàn)狀是符合的。

4.實際利率對股票價格的影響

(1)Johansen協(xié)整檢驗

由于i和P同樣滿足I(1)過程,因此對其進行協(xié)整檢驗,結(jié)果表明,實際利率和股價指數(shù)之間同樣存在長期關(guān)系。

Likelihood Ratio 1%CriticalValue 5%CriticalValue Hypothesized 6.966664 3.74 6.4 At most 1**

(2)Granger因果檢驗

Null Hypothesis: F-Statistic Probability P does not Granger Cause I 8.02833 0.00566 I does not Granger Cause P 0.06625 0.79746

因果關(guān)系結(jié)果表明,股價是導(dǎo)致實際利率變化的結(jié)果,而利率卻不是引起股價變化的結(jié)果。原因可能為:我國實行利率管制,利率常常會被當做央行進行宏觀經(jīng)濟管理的工具變量,如央行認為經(jīng)濟過熱、股市存有泡沫時,便會使用利率工具(加息),以實行緊縮的貨幣政策。

5.股票價格對實體經(jīng)濟的影響

(1)托賓Q效應(yīng)

托賓Q效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道下,我們研究股票價格對企業(yè)投資的影響,投資以每月新增固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)為代表,同時引入金融機構(gòu)各項貸款余額作為對企業(yè)投資的解釋變量之一。建立如下模型進行分析(對各變量取對數(shù)以消除異方差問題):

(2)消費財富效應(yīng)

消費財富效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道下,我們研究股票價格對居民消費的影響,居民消費數(shù)據(jù)由社會消費品零售總額代表,同時引入城鎮(zhèn)居民可支配收入作為消費水平的解釋變量之一。由于只能獲取城鎮(zhèn)居民可支配收入的季度數(shù)據(jù),因消費財富效應(yīng)中的數(shù)據(jù)選用2002年3月至2009年6月的季度數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。并建立如下模型:

(三)實證研究結(jié)論

貨幣政策資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機制的托賓Q效應(yīng)和消費財富效應(yīng)可以由圖1反映,結(jié)合本文實證分析過程,我們可以檢驗圖1傳導(dǎo)過程的效果。

圖1

1.貨幣供應(yīng)量→利率→股票價格的傳導(dǎo)過程

由以上實證分析結(jié)果可以看出,我國貨幣供應(yīng)量與實際利率、實際利率與股票價格之間確實存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。利率會導(dǎo)致我國總體貨幣供應(yīng)量的變動,貨幣供應(yīng)量的變動卻不會引起利率波動;股價會導(dǎo)致實際利率的變化,實際利率變動卻不是導(dǎo)致股價變動的原因。這說明,貨幣政策的資產(chǎn)價格傳導(dǎo)渠道在圖1的左半部分的傳導(dǎo)并不通暢。

2.貨幣政策通過股票價格對實體經(jīng)濟的傳導(dǎo)過程

在引入了金融機構(gòu)各項貸款余額以及城鎮(zhèn)居民可支配收入這兩個解釋變量以后,我們研究了圖1貨幣政策虛線右半部分中的傳導(dǎo)過程。由回歸方程可以看出:

(1)托賓Q效應(yīng):金融機構(gòu)各項貸款余額和股票價格的t統(tǒng)計量都能通過檢驗,表明滯后三期(月)的股票價格和滯后兩期(月)金融機構(gòu)各項貸款余額確實能對企業(yè)的投資行為產(chǎn)生影響。但是P相對于LOAN而言,影響力顯然較弱。除了t統(tǒng)計量的顯著差異以外,由回歸方程系數(shù)可以看出,LOAN每增加1%,會引起兩期后的投資增加1.1918%;而P每增加1%,僅引起三期后的投資增加0.2289%。此外,回歸方程的決定系數(shù) R2=0.55,說明回歸方程的擬合程度有所缺陷,說明回歸方程不能很好地擬合影響企業(yè)投資行為的所有重要因素。我國企業(yè)現(xiàn)代企業(yè)制度尚未建立健全,可能存在很多影響企業(yè)投資行為的非市場因素。

(2)消費財富效應(yīng):當期城鎮(zhèn)居民可支配收入以及滯后四期(季度)的股票價格對居民的消費行為的影響力均能通過t檢驗。當期城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%,居民消費增加0.3060%;股票價格每增長1%,引起四期即一年后居民消費增加0.3510%。貨幣政策的消費財富效應(yīng)確實存在,但是影響力較弱。此外,回歸方程的決定系數(shù)R2=0.64,說明該方程在一定程度上能夠擬合我國居民消費函數(shù)。

3.原因分析

由上述結(jié)論分析可以看出,我國貨幣政策在貨幣供應(yīng)量→利率→股票價格的傳導(dǎo)過程并不通暢;同時,雖然托賓Q效應(yīng)和消費財富效應(yīng)存在,但是影響力卻并不大,主要原因如下:

(1)我國利率市場化尚未徹底完成、利率形成機制不靈活,利率無法真實反映資金供求關(guān)系,因此利率在我國只是一種操作工具,而無法成為傳導(dǎo)中介。

(2)資產(chǎn)價格渠道發(fā)揮作用必須要建立在健全的資本市場上,但是我國股票市場并不規(guī)范,股票價格并未能夠真實地反映公司真正的價值。因此,股票價格對企業(yè)投資行為的影響力遠不及金融機構(gòu)對其貸款的作用來得大。

(3)消費財富效應(yīng)的產(chǎn)生也需要建立在一定的前提下,即股票資產(chǎn)在居民財富中占有舉足輕重的地位,否則貨幣政策無法通過股票價格來影響居民的總財富,繼而影響到居民的消費行為。然而在我國,居民資產(chǎn)仍以儲蓄存款形式為主,股票資產(chǎn)的占比并不高,因此,股價對其消費行為的影響并不顯著。

三、我國貨幣政策傳導(dǎo)機制的對策與建議

(一)加快我國利率市場化進程

我國當前還處于利率市場化進程中,利率作為貨幣政策的傳輸渠道并不通暢。利率作為宏觀調(diào)控的重要工具,需要發(fā)揮其傳導(dǎo)功能。因此,加快推進利率市場化進程,優(yōu)化利率結(jié)構(gòu),建立一個央行能夠?qū)嵤╅g接調(diào)控的市場化利率體系顯得尤為重要。在正確處理防范金融風險與促進經(jīng)濟增長的關(guān)系的同時,要積極推進利率市場化改革,逐步建立市場供求決定金融機構(gòu)存貸款利率水平的市場利率體系。

(二)加快我國金融市場的建設(shè)

要加快我國金融市場建設(shè),就必須改善我國貨幣市場和資本市場長期分割的現(xiàn)狀,使資金在整個金融市場自由流動。貨幣市場和資本市場作為貨幣政策傳導(dǎo)的市場載體,發(fā)揮著極其重要的作用。然而由于我國貨幣市場和資本市場在管理和經(jīng)營體制上的分離,貨幣政策在兩個市場之間的傳導(dǎo)并不通暢。因此在大力發(fā)展貨幣市場的同時,完善資本市場,尤其是股票市場,真正發(fā)揮股市作為“宏觀經(jīng)濟晴雨表”的功能。此外,也要提高我國參與金融市場交易的主體素質(zhì),使投融資主體的市場交易行為更為規(guī)范與理性。

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