考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則及實證檢驗

李 濤，傅 強

0 前言

貨幣政策是否對資產(chǎn)價格作出反應(yīng)一直是學(xué)術(shù)界爭論的焦點。第一種觀點認(rèn)為資產(chǎn)價格不應(yīng)成為貨幣政策目標(biāo)，貨幣政策實際上也無法改變影響資產(chǎn)價格的長期利率環(huán)境。若將資產(chǎn)價格列人貨幣政策目標(biāo)，無疑會增加貨幣政策實施的難度，中央銀行的占優(yōu)選擇是所謂“事后救助”策略(“mop up after”strategy)，即通過及時注入充足流動性來緩解資產(chǎn)泡沫破裂對經(jīng)濟形成的沖擊。另一種理念則認(rèn)為貨幣政策應(yīng)當(dāng)關(guān)注資產(chǎn)價格變動。歐央行認(rèn)為，資產(chǎn)泡沫膨脹一般來說都與貨幣信貸的高增長相伴隨，尤其是在經(jīng)濟上升期及住房等資產(chǎn)價格膨脹的階段。中央銀行要加強對貨幣信貸的監(jiān)測分析，對資產(chǎn)價格波動中反映的未來通脹信息應(yīng)給予關(guān)注，構(gòu)建了資產(chǎn)價格變化與貨幣政策的反應(yīng)關(guān)系。西方國家操作貨幣政策的理論依據(jù)是泰勒規(guī)則。它假定貨幣當(dāng)局運用貨幣政策工具圍繞兩大關(guān)鍵目標(biāo)函數(shù)，即實際通貨膨脹率和目標(biāo)通貨膨脹率之間的偏離程度(通脹缺口)以及實際產(chǎn)出水平和潛在產(chǎn)出水平之間的偏離程度(產(chǎn)出缺口)（Taylor，1993）][1]。泰勒規(guī)則提出之后，許多學(xué)者對其進行了修正以完善貨幣政策調(diào)控框架：①引人利率平滑行為(Or-phanides,2001)[2]。②加入前瞻性變量（CGG,2000)[3]。③修正產(chǎn)出缺口以降低潛在產(chǎn)出的測量誤差(Orphanides,2003)[4]。④引人資產(chǎn)價格、匯率等其他重要變量(Siklos,Wemer&Bohl,2004[5];Ball,1999[6];Svensson,2000[7]等)。

泰勒規(guī)則在我國貨幣政策運用是否考慮資產(chǎn)價格因素是一個值得研究的問題。我國股市誕生之日起，股票價格暴漲暴跌雖已屢見不鮮，資產(chǎn)價格泡沫已經(jīng)是不爭的事實，直接危及金融安全與經(jīng)濟發(fā)展。這對我國央行制定有效貨幣政策，保持經(jīng)濟與社會平穩(wěn)發(fā)展，具有重要的理論與現(xiàn)實意義。本文在借鑒國外研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國國情對泰勒規(guī)則進行合理擴展，最終構(gòu)建把資產(chǎn)價格納入框架的貨幣政策利率反應(yīng)模型，并基于2000～2009年經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)進行實證檢驗，最后提出相關(guān)對策建議。

1 考慮資產(chǎn)價格的前瞻性泰勒規(guī)則模型

泰勒（1993）將中央銀行的利率調(diào)控規(guī)則設(shè)定為：

其中，it是聯(lián)邦基金利率，πat是前四季度的平均通脹率，y?t是產(chǎn)出缺口，y?t=100（y-y*）/y*，y 是真實GDP，y*是潛在GDP。

Clarida，Gali和Gertler(1997，2000)認(rèn)為鑒于貨幣政策的前瞻性特點，使短期利率成為通貨膨脹預(yù)期缺口和產(chǎn)出缺口的函數(shù)，能夠更真實地反映央行的實際決策過程以及更好地適應(yīng)貨幣政策作用的時滯。假定短期名義利率根據(jù)產(chǎn)出缺口和通脹缺口進行調(diào)整，即用以下方程表示短期名義利率的變化:

其中it*表示在t期貨幣政策的目標(biāo)利率，iˉ表示長期均衡名義利率，πt+n表示從t期到t+n期價格水平變化的百分比，π*表示通脹目標(biāo)，y?t是t期的產(chǎn)出缺口，E是預(yù)期因子,Ωt表示在t期利率制定時的信息集。

Hans Genberg（2001）[15]和 Siklos，Werner&Bohl(2004)的研究表明資產(chǎn)價格包含了未來總需求及其引起的通脹壓力的重要信息，資產(chǎn)價格波動對貨幣政策傳導(dǎo)具有一定的內(nèi)生性。泰勒模型中加入資產(chǎn)價格可以提高貨幣政策的有效性。本文借鑒Siklos，Werner&Bohl(2004)的研究，以股票市場總市值作為資產(chǎn)價格的代理變量加入泰勒規(guī)則。則（2）式變?yōu)?/p>

其中，St-1為之后一期資產(chǎn)價格。

Or-phanides(2001)認(rèn)為在泰勒規(guī)則內(nèi)引人利率平滑（interest rate smoothing），較之原泰勒規(guī)則能夠更好地符合實際觀察到的政策。利率平滑現(xiàn)象是指貨幣當(dāng)局為維護信譽，并不是將利率一步調(diào)整至目標(biāo)利率，而是逐步將利率調(diào)整至目標(biāo)水平，具體表現(xiàn)為以同一方向上連續(xù)微幅調(diào)整利率而逆向變化頻率低間隔時間長。

假定中央銀行調(diào)整利率有平滑行為，以下面的式子描述:

其中參數(shù)ρ∈(0,1)，反映平滑調(diào)整的程度，vt是零均值關(guān)于利率外在沖擊的隨機擾動項，it是貨幣當(dāng)局設(shè)定的當(dāng)前利率水平。

將（4）代入（3），

令 a=(1-ρ)，a=(1-ρ)，?=(1-ρ)β ，φ=(1-ρ)χ，γ=(1-ρ)δ，則我們得到考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則模型為：

其中，i表示市場利率，E([πt+1|Ωt])表示預(yù)期通貨膨脹缺口，y?t表示產(chǎn)出缺口，st-1表示滯后一期資產(chǎn)價格，it-1表示滯后一期市場利率。

2 數(shù)據(jù)選取與處理

本文選取的樣本為我國2000年第一季度到2009年第四季度，共40個樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于ccer經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。變量的數(shù)據(jù)選取及處理做如下說明：

2.1 名義利率與長期均衡利率

由于我國國債利率尚不能引導(dǎo)市場利率。而同業(yè)拆借利率能夠較為迅速地反映貨幣市場上資金的供求狀況（謝平、羅雄，2002;卞志村，2006等），所以本文沿用國內(nèi)研究的普遍做法將銀行七日同業(yè)拆借利率作為金融市場的基準(zhǔn)利率。

長期均衡利率值的主要方法是平均聯(lián)邦基金利率與平均通貨膨脹率之差（Kozicki，1999；clarida，Gali and Gerlter，2000），謝平、羅雄（2002）也認(rèn)為如果樣本期限足夠長，可以用樣本的平均真實利率來估計長期均衡真實利率。由于近年我國通貨膨脹率較高以及選取樣本的期限不夠長，為了避免出現(xiàn)較大的誤差，我們用1992～2009年的長期平均真實利率代表我國長期均衡利率，通過計算可得：長期均衡利率iˉ=2.347。

2.2 潛在GDP與GDP缺口的估計

為了消除通貨膨脹的影響，我們將名義季度GDP轉(zhuǎn)化為真實季度GDP(用RGDP表示)，方法為:真實季度GDP=名義季度GDP/當(dāng)季CPI。我們用線性趨勢來估計潛在GDP。由于GDP水平呈現(xiàn)出強烈的季節(jié)波動，首先用X11季節(jié)調(diào)整方法消除時間序列中的季節(jié)變動要素，然后通過Hodrick-Prescott（HP）濾波法分解序列的趨勢要素，進而得出潛在GDP和GDP缺口。

2.3 目標(biāo)通貨膨脹率與預(yù)期通貨膨脹率

根據(jù)《政府工作報告》和國家信息中心披露的信息，我國目標(biāo)通貨膨脹率應(yīng)維持在3%～5%之間應(yīng)該是宏觀調(diào)控的目標(biāo)。本文通過Fishier交易方程式法計算目標(biāo)通貨膨脹率，即P=MV*/Y*,其中M代表貨幣供應(yīng)量(M2),V*代表均衡貨幣流通速度，Y*代表潛在產(chǎn)出（陸軍、鐘丹，2003）。把每年實際的年平均值視為年均衡值，用2000～2009年的年實際流通速度的加權(quán)平均值代表這一時期的貨幣均衡流通速度，用每年貨幣供給量的加權(quán)平均值代表這一時期的貨幣供給量，再根據(jù)上文得出的潛在產(chǎn)出得到目標(biāo)通貨膨脹率π*=3.991。

目前文獻中估算預(yù)期通貨膨脹率的方法有兩類:一是直接估計的方式，主要依據(jù)Lucas供給曲線所導(dǎo)出的預(yù)期修正的菲利普斯曲線。二是間接估計的方式。根據(jù)費雪方程式估計隱含的預(yù)期通貨膨脹率。本文借鑒陸軍（2002）的研究，引入菲利普斯—奧肯曲線以估算預(yù)期的通脹率。

πt=f(ut)+πt*=πt*+b(ut-u*)——菲利普斯曲線

u=u*-a*y?t——奧肯法則

其中，u與u*表示實際與自然失業(yè)率。y?t表示產(chǎn)出缺口。將奧肯法則和菲利浦斯曲線結(jié)合起來，得到菲利普斯-奧肯曲線:

則預(yù)期通貨膨脹率

2.4 資產(chǎn)價格

采用上海證券綜合指數(shù)季度數(shù)據(jù)來代表資產(chǎn)價格。從圖1可以看出從2000年第一季度到2009年第四季度股票市場價格波動是較大的,尤其是在2006～2009年大幅起落。

3 實證分析與結(jié)果說明

3.1 ADF平穩(wěn)性檢驗

首先，為了避免模型出現(xiàn)偽回歸問題，本文將利用Dichey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列的ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩(wěn)性。因此，運用Eviews5.0分別對各變量進行單位根檢驗。檢驗過程中滯后項的確定采用SIC準(zhǔn)則，自動選擇。具體結(jié)果見表1：。

由上表的檢驗結(jié)果可得出，變量本身非平穩(wěn)序列，但一階差分后均是平穩(wěn)的，服從I（1）過程，因此，我們不能用傳統(tǒng)的計量分析方法檢驗它們之間的關(guān)系，而應(yīng)該采用處理非平穩(wěn)變量的協(xié)整分析方法。

圖1 上證綜合指數(shù)季度波動

3.2 Johansen協(xié)整檢驗

通過變量的平穩(wěn)性檢驗可以發(fā)現(xiàn)所有變量均為一階單整。當(dāng)以單位根檢驗得到變量不全為平穩(wěn)序列時，須進一步確定VAR模型的滯后期數(shù)。通過建立無約束的向量自回歸（VAR）模型，根據(jù)VAR模型中滯后長度標(biāo)準(zhǔn)檢驗中的AIC信息規(guī)則，可以確定最優(yōu)滯后期數(shù)為2。然后利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如表2所示。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

由檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，存在一個且僅存在一個協(xié)整關(guān)系。即表明各變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且協(xié)整方程為

協(xié)整檢驗結(jié)果表明市場利率利率、預(yù)期通貨膨脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價格與滯后一期市場利率之間實存在長期均衡關(guān)系。每個估計符號均符號理論要求，考慮資產(chǎn)價格后的前瞻性泰勒規(guī)則適合描述我國銀行同業(yè)拆借利率的長期走勢。

表2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗

預(yù)期通貨膨脹E([πt+1|Ωt]-π*)的反應(yīng)系數(shù)為0.2984，明顯小于1。這說明我國貨幣政策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策。當(dāng)經(jīng)濟處于高漲時期，利率上升幅度小于通貨膨脹率，結(jié)果相當(dāng)于真實利率下降，從而更進一步刺激投資，加速經(jīng)濟增長，使通貨膨脹進一步上升。央行在貨幣政策執(zhí)行過程中考慮到了微觀主體的預(yù)期,但是關(guān)注程度小于對預(yù)期通脹的程度。

產(chǎn)出缺口y?t反應(yīng)系數(shù)為0.3262。泰勒(1998)計算的美國在1987～1997年期間產(chǎn)出缺口的利率系數(shù)為0.765，英國1992～1997年期間的產(chǎn)出缺口系數(shù)為0.47，都高于我國的產(chǎn)出缺口系數(shù)。雖然我國產(chǎn)出系數(shù)微偏小，但表明我國在這一段時期實行的貨幣政策已經(jīng)開始重視產(chǎn)出缺口問題。

利率平滑it-1的系數(shù)為0.8402，小于1但相差不大，這表明央行能夠根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展變化，對利率進行主動調(diào)節(jié)的同時采用了利率平滑的調(diào)控方式，有利于維護央行信譽，防止對市場造成過度沖擊。

資產(chǎn)價格（股票總市值）st-1的系數(shù)為0.0633，這表明當(dāng)資產(chǎn)價格波動對利率的存在正向的影響，但是市場利率反應(yīng)的幅度遠遠低于資產(chǎn)價格波動的幅度。

3.3 反應(yīng)函數(shù)估計

我們采用GMM廣義矩陣法估計反應(yīng)函數(shù)進一步檢驗上述結(jié)論。工具變量集合包括常量、滯后兩階的名義短期利率、預(yù)期通脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價格。

GMM估計的結(jié)果表明，中央銀行在調(diào)整利率水平時對預(yù)期通脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價格、利率平滑的反應(yīng)系數(shù)分別為0.0379、0.4025、0.0434、0.9246，與協(xié)整檢驗結(jié)果基本一致，印證了我國中央銀行貨幣政策存在明顯利率平滑行為、對預(yù)期通貨膨脹缺口和資產(chǎn)價格反應(yīng)不足的結(jié)論。

然后將考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則與傳統(tǒng)泰勒規(guī)則估計的目標(biāo)利率值進行比較。圖2中i表示市場利率原值，i_a表示傳統(tǒng)泰勒規(guī)則對利率模擬值，i_b表示考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則對利率模擬值。表4為描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)的比較。

從上述比較可以看出，加入資產(chǎn)價格的前瞻性泰勒規(guī)則模型比原泰勒規(guī)則模型對目標(biāo)利率的模擬較好，更符合我國市場利率的走勢。因此，泰勒規(guī)則在我國的運用應(yīng)當(dāng)考慮資產(chǎn)價格波動。因此,資產(chǎn)價格應(yīng)該成為今后中央銀行利率調(diào)控的重要內(nèi)生變量。

表3 GMM反應(yīng)函數(shù)估計結(jié)果

4 研究結(jié)論與建議

本文將資產(chǎn)價格引入泰勒規(guī)則，并考慮前瞻性通貨膨脹預(yù)期，構(gòu)建了中國貨幣政策利率反應(yīng)模型。并基于2000～2009年中國宏觀經(jīng)濟季度數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗和反應(yīng)函數(shù)估計法對拓展后的泰勒規(guī)則模型進行檢驗和比較。本文得出以下結(jié)論：

第一，考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則更適合描述我國市場利率走勢。協(xié)整檢驗表明滯后一期資產(chǎn)價格與市場利率、預(yù)期通貨膨脹缺口、滯后一期市場利率之間存在長期均衡關(guān)系。反應(yīng)函數(shù)法與協(xié)整檢驗的結(jié)論基本一致。并且通過對比發(fā)現(xiàn)，考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則對我國市場利率的模擬更好，泰勒規(guī)則在我國的運用應(yīng)當(dāng)將資產(chǎn)價格納入框架，資產(chǎn)價格應(yīng)該成為今后中央銀行利率調(diào)控的重要內(nèi)生變量。

圖2 基準(zhǔn)模型、擴展模型模擬值與實際值比較

表4 實際利率與基準(zhǔn)模型、擴展模型模擬值描述統(tǒng)計比較

第二，利率調(diào)整對預(yù)期通脹缺口前瞻性不足。從協(xié)整檢驗結(jié)果看,我國中央銀行貨幣政策對預(yù)期通貨膨脹缺口的反應(yīng)系數(shù)為0.2984，反應(yīng)不足。這會利率上升幅度小于通貨膨脹率，結(jié)果相當(dāng)于真實利率下降，從而更進一步刺激投資，加速經(jīng)濟增長，使通貨膨脹進一步上升。這說明目前我們的貨幣政策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策。貨幣政策從制定、實施到影響實體經(jīng)濟之間存在時滯問題,認(rèn)為未來物價有通貨膨脹壓力時就應(yīng)該及時調(diào)整，因此央行應(yīng)提高對通貨膨脹的前瞻性預(yù)期，達到利率對通貨膨脹的合理調(diào)控。

第三，市場利率對資產(chǎn)價格反應(yīng)不足。資產(chǎn)價格st-1的系數(shù)為0.0633，GMM反應(yīng)函數(shù)估計的系數(shù)為0.0434，反應(yīng)程度均偏小。一方面原因可能是這一期間央行貨幣政策以穩(wěn)定物價、保經(jīng)濟增長為主，而對資產(chǎn)價格反應(yīng)不足，另一方面原因是資產(chǎn)價格的波動不僅受到貨幣政策的影響，還受到市場參與者對市場的預(yù)期、外部經(jīng)濟因素的影響，并且貨幣政策主要影響的是短期利率，而資產(chǎn)價格主要反映的是人們對長期利率水平的預(yù)期。

基于此，我們建議建立通貨膨脹監(jiān)測體系，根據(jù)物價水平和人們預(yù)期變化對宏觀經(jīng)濟影響程度的估計估計做出相應(yīng)判斷，加強貨幣政策的前瞻性。并且隨著我國資本市場不斷壯大以及金融衍生產(chǎn)品的日益豐富，金融資產(chǎn)占社會經(jīng)濟總資本的比重日益增大。資產(chǎn)價格如果出現(xiàn)劇烈波動將不可避免地影響貨幣政策效果，甚至?xí)暧^經(jīng)濟基本面產(chǎn)生嚴(yán)重沖擊。因此，必須通過加強金融監(jiān)管規(guī)范資產(chǎn)市場行為，完善資產(chǎn)價格的貨幣政策傳導(dǎo)機制，提高貨幣政策有效性。

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