流動性約束與貨幣政策的資產(chǎn)價格效應(yīng)

王曉芳，毛彥軍

(西安交通大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院，陜西西安710061)

一、引 言

始于2007年的美國次貸危機，使世界陷入了自大蕭條以來最為嚴重的金融危機。危機使資產(chǎn)價格大面積下跌，導(dǎo)致流動性嚴重短缺，金融體系因此遭受到嚴重的負面沖擊，個人和企業(yè)也未能幸免于難。危機中房價和股價等資產(chǎn)價格的下跌降低了個人和企業(yè)資產(chǎn)的凈值，削弱了個人和企業(yè)信貸的獲取能力，導(dǎo)致流動性約束，許多個人和企業(yè)被迫減少消費和投資，經(jīng)濟因此陷入重重困境。為應(yīng)對本次金融危機，世界主要經(jīng)濟體紛紛推出量化(或適度)寬松的貨幣政策，向市場注入流動性，試圖緩解流動性約束，提振經(jīng)濟。

然而，危機導(dǎo)致的資產(chǎn)價格波動性嚴重制約著貨幣政策作用的發(fā)揮，也使得貨幣政策選擇變得更加困難。其原因之一是資產(chǎn)價格波動降低了個人和企業(yè)的借貸能力和消費平滑能力，阻礙了經(jīng)濟基本面的好轉(zhuǎn)，降低了貨幣政策的有效性。原因之二是資產(chǎn)價格波動具有的明顯時變性，使得與其相互作用的流動性約束自然也具有時變性，這無疑增加了貨幣政策應(yīng)對資產(chǎn)價格波動和流動性約束的難度。對于影響到基本面的資產(chǎn)價格波動，根據(jù)伯南克的觀點①對于伯南克的這一觀點，詳細內(nèi)容讀者可參見Bernanke和Gertler(2000)。，貨幣政策應(yīng)該做出積極的反應(yīng)。但關(guān)于具體如何反應(yīng)，至今尚無定論，尤其是關(guān)于貨幣政策如何同時應(yīng)對資產(chǎn)價格波動和流動性約束的時變性，更是一個有待探討的問題。鑒于此問題具有的理論和實踐意義，本文提出并試圖回答如下問題:貨幣政策應(yīng)如何對資產(chǎn)價格波動以及時變的流動性約束做出反應(yīng)?為此，本文通過建立一個動態(tài)隨機模型和一個狀態(tài)空間模型從理論推演和實證分析兩個層面進行了探討。全文包括五部分內(nèi)容:第一部分是文獻綜述，第二部分構(gòu)建一個擴展的IS曲線，第三部分是在新凱恩斯分析框架內(nèi)進行理論模型求解和貨幣政策效應(yīng)分析，第四部分構(gòu)建狀態(tài)空間模型，基于中國貨幣政策背景，對理論模型的分析結(jié)果進行實證分析，第五部分結(jié)論與政策建議。

二、文獻回顧

近10多年來，雖然通貨膨脹在世界范圍內(nèi)得到了有效的控制，但金融資產(chǎn)價格卻出現(xiàn)了過度的波動，已成為影響宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的一個突出因素，這也是本次金融危機給世人留下的一個重要警示。資產(chǎn)價格波動與貨幣政策之間的關(guān)系因此日益倍受關(guān)注，已成為國內(nèi)外研究的一個熱點。既有研究主要集中在兩個方面:一是探討資產(chǎn)價格是否應(yīng)納入貨幣政策最終目標(biāo);二是探討貨幣政策是否應(yīng)對資產(chǎn)價格波動做出反應(yīng)以及如何反應(yīng)。對于第一個問題，Bernanke 和 Gertler［1－2］認為由于央行對資產(chǎn)價格波動的根源無法識別清楚，資產(chǎn)價格的波動是來自基本因素還是非基本因素，還是兩者共有，這對經(jīng)濟的影響是不能相提并論的，因為前者可能對經(jīng)濟造成持久的影響，因此把資產(chǎn)價格納入貨幣政策最終目標(biāo)不便于操作，不具有可行性。Mishkin［3］分析認為把資產(chǎn)價格納入貨幣政策的最終目標(biāo)，會破壞貨幣政策的績效，損害央行的獨立性，因此不支持將資產(chǎn)價格納入貨幣政策最終目標(biāo)的做法。與此相反，以 Cecchetti，Genberg，Lipsky 與 Wadhwani［4－5］的研究表明如果貨幣政策工具的調(diào)整不僅針對通貨膨脹和產(chǎn)出缺口，而且還針對資產(chǎn)價格，該政策將會取得較好的宏觀經(jīng)濟業(yè)績。因此，他們主張股價等資產(chǎn)價格應(yīng)當(dāng)以某種加權(quán)的形式納入到貨幣政策最終目標(biāo)。

雖然學(xué)者們對資產(chǎn)價格是否可以納入貨幣政策最終目標(biāo)存有爭議，但是大多學(xué)者都主張貨幣政策應(yīng)對資產(chǎn)價格波動做出反應(yīng)，只是在反應(yīng)的具體形式上還沒有形成一致的看法。法國央行的épaulard et al［6］指出由于央行能發(fā)出威嚇資產(chǎn)價格波動的信貸信號，因此央行應(yīng)對已發(fā)現(xiàn)的資產(chǎn)價格泡沫做出積極的反應(yīng)。Ahearne et al［7］認為貨幣政策應(yīng)對資產(chǎn)價格做出先發(fā)制人的反應(yīng)，以避免資產(chǎn)價格出現(xiàn)大幅波動。不過，Mishkin［8］認為由于鑒定資產(chǎn)價格泡沫存在一定的難度，同時貨幣政策對資產(chǎn)價格的影響又存在著不確定性，因此當(dāng)資產(chǎn)價格影響到通貨膨脹和產(chǎn)出水平及預(yù)期時，才應(yīng)該對資產(chǎn)價格波動做出反應(yīng)。他支持對資產(chǎn)價格波動采取“逆風(fēng)而動”(leaning against the wind)的貨幣政策反應(yīng)方式。Bernanke和Gertler［1］的分析也得出了類似的觀點。

自2000年以來，越來越多的國內(nèi)學(xué)者開始對資產(chǎn)價格和貨幣政策之間的關(guān)系展開研究。易綱、王召［9］通過建立貨幣政策的股市傳導(dǎo)模型研究指出，貨幣政策應(yīng)關(guān)注股票價格;呂江林［10］通過構(gòu)建誤差修正模型研究認為，股指與實體經(jīng)濟之間存在著雙重協(xié)整關(guān)系和單項因果關(guān)系，我國貨幣政策應(yīng)對股價波動做出適時反應(yīng);王曉芳和毛彥軍［11］通過在經(jīng)典的小型開放經(jīng)濟框架內(nèi)植入一個現(xiàn)金預(yù)留模型，研究了小型開放經(jīng)濟的最優(yōu)貨幣政策問題，結(jié)論表明貨幣政策調(diào)控不僅要關(guān)注產(chǎn)出和通脹的波動，而且還要關(guān)注匯率波動。近年來，國內(nèi)有學(xué)者開始嘗試對我國包含資產(chǎn)價格的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)進行估計，借以考察我國貨幣政策對資產(chǎn)價格反應(yīng)的具體形式。于長秋［12］，余元全、余元玲［13］，李成、王彬和馬文濤［14］等利用我國的實際數(shù)據(jù)分別構(gòu)建和估計了包含股價變量的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，分析認為我國貨幣政策對股價(等資產(chǎn)價格)有反應(yīng)，但重視程度不夠。唐齊鳴、熊潔敏［15］估計了我國包含房價和股價的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，結(jié)果表明我國房價和股價對產(chǎn)出缺口有較為顯著的作用，貨幣政策反應(yīng)函數(shù)中不能忽視資產(chǎn)價格。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對資產(chǎn)價格與貨幣政策之間的關(guān)系做了很多有意義的研究，在理論和實證方面都取得了堅實的成果，但就目前研究來看，多集中在資產(chǎn)價格納入貨幣政策最終目標(biāo)的可行性以及以利率為操作目標(biāo)的貨幣政策對資產(chǎn)價格波動反應(yīng)的必要性和反應(yīng)的形式上，而忽略了居民所受到的流動性約束對二者關(guān)系的潛在影響，以及由資產(chǎn)價格波動引起的流動性約束的改變可能導(dǎo)致的利率對資產(chǎn)價格反應(yīng)的時變特性。事實上，一方面影響居民消費的流動性約束是普遍存在的，而根據(jù)資產(chǎn)價格的財富效應(yīng)學(xué)說，資產(chǎn)價格波動又會對流動性約束產(chǎn)生影響;另一方面隨著經(jīng)濟體制改革和資本市場的發(fā)展以及資產(chǎn)價格的波動，經(jīng)濟變量之間的關(guān)系都在不停的發(fā)生著變化，利率對各經(jīng)濟變量變化的反應(yīng)應(yīng)該具有時變性。因此，厘清流動性約束情形下利率對資產(chǎn)價格波動反應(yīng)的時變性，對央行制定和實施有效的貨幣政策有積極的借鑒意義。

本文將在流動性約束下，理論推演和實證分析相結(jié)合，刻畫利率對資產(chǎn)價格波動反應(yīng)的時變特性，揭示出央行貨幣政策與資產(chǎn)價格財富效應(yīng)之間的關(guān)系，即貨幣政策最優(yōu)傳導(dǎo)中時變性流動性約束的意義。本文中貨幣政策具體化為利率規(guī)則，是出于這樣的考慮:雖然我國央行仍然以貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策的中介目標(biāo)，但在資本市場的當(dāng)今背景下，貨幣供給總量作為貨幣政策中介目標(biāo)的相關(guān)性、可測性和可控性日趨減弱，同時隨著近年來不斷推進的利率市場化改革，利率杠桿作用得到了積極的發(fā)揮，利率調(diào)控效果不斷得以改善，因此本文參照國內(nèi)其他學(xué)者的做法選取利率作為貨幣政策的操作目標(biāo)。

三、一個擴展的IS曲線

首先拓展Kajuth［16］的模型，建立一個同時包含住房價格和股票價格的消費生命周期模型。Kajuth［16］的原模型中假設(shè)第k個年輕人獲得的收入為依據(jù)分布函數(shù)f)在整個年輕人群體中進行配置。存在一個決定年輕人是否受流動約束的臨界值，其具體形式如下:

其中ht表示住房價格。

其中，ψ4為正常數(shù)。(1)和(2)中其它字母含義下文均有具體說明。

我們將股票價格引進Kajuth［16］的模型，重新推導(dǎo)出的決定年輕人流動性約束的收入臨界值如下:

具體推證見下文(16)?？紤]到房屋租金對我國居民整體消費的影響相對較小的事實，本文剔除了原模型中房租的影響，受流動性約束的年輕人的占比公式相應(yīng)調(diào)整為:

消費的生命周期模型構(gòu)建如下。假設(shè)模型中包括三種類型的人:年輕人、中年人和老年人。每一期，三種類型的人都存在且擁有房產(chǎn)和一定數(shù)量的股票，在這三類人群中只有年輕人可能受到流動性約束。所有人一生中的收入都有相同的“駝峰型”特征［17－18］，受到流動性約束的年輕人從中年人處借款，并在未來向老年人還款，以平滑消費。

(一)不存在流動性約束時的年輕人消費

在t時期，典型的不受流動性約束的年輕人將最大化他一生的效用:

其中，μ＞0度量效用方程的曲率，Cjt和Yjt分別表示代理人j在t時期的消費和收入，j={1，2，3}分別表示年輕人、中年人和老年人。δ是貼現(xiàn)率，rt表示t時期的名義利率，πt+1為t至(t+1)時期的通貨膨脹率。由C1t和C2t+1優(yōu)化的一階條件得:

對數(shù)線性化處理后，(7)和(8)式變?yōu)?

其中小寫字母c1t，c2t+1，c3t+2表示不同時期消費對均衡狀態(tài)的偏離，(rt－Etπt+1)為真實利率，ω1、ω2、ω3、ω4是正常數(shù)。(9)和(10)刻畫了不受流動性約束的年輕人消費的動態(tài)模式。

(二)受到流動性約束時的年輕人消費

假設(shè)受到流動約束的年輕人僅能消費他們目前的收入和流動性資產(chǎn):

其中，a，b分別表示由房價和股價上漲可被兌現(xiàn)用于消費的程度。

意味著他們就會受到流動性約束。

假設(shè)在臨界點上的年輕人不受流動性約束，此時他們的收入和流動性資產(chǎn)恰好滿足他們的最優(yōu)消費，用yc1t表示臨界點收入，則:

進一步整理得:

受到流動性約束的年輕人所占的份額定義為收入水平低于臨界點的年輕人的比例，以αt表示，借用原模型對年輕人收入分布函數(shù)的假設(shè)，本文得出了αt的表達式:

(三)消費的加總和IS曲線的導(dǎo)出

時期t的總消費為年輕人、中年人和老年人的消費的和，結(jié)合(9)和(10)式可得出消費總量的具體表達式如下:

式(18)中的第一行為受約束的年輕人和不受約束的年輕人的消費的加權(quán)的平均值，第二行為中年人的消費量，第三行為老年人的消費①這是參照Kajuth(2010)的模型構(gòu)建方法，基于老年人關(guān)心他們子女消費的假設(shè)給出的歐拉方程。。

假設(shè)每個人具有相同的收入生命周期模式，每個年輕人的收入在總收入中占固定的比率為mj，每個人消費占總收入的固定比例為nj。利用均衡條件ct=yt，并結(jié)合總消費的表達式(18)，可推出IS方程如下:

式(19)是對通常意義上的IS曲線的擴展，產(chǎn)出缺口不僅呈現(xiàn)出與預(yù)期未來產(chǎn)出缺口正相關(guān)與實際利率負相關(guān)的關(guān)系，而且還受到受流動性約束的年輕人所占比例的影響。由于流動性約束的存在，產(chǎn)出缺口還與房價和股價呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。借助(19)，經(jīng)濟處于均衡時受流動性約束的年輕人占比可表示為:

(21)和(22)式表明受流動性約束的人的比例會隨著房價和股價等資產(chǎn)價格的波動而變化，且與房價和股價分別負相關(guān)。

四、模型求解與貨幣政策效應(yīng)分析

下面我們用標(biāo)準(zhǔn)的新凱恩斯框架［19］來分析流動性約束下的最優(yōu)利率規(guī)則。本文采用了一條前瞻性的菲利普斯曲線:

其中πt為(t－1)期至t期的通貨膨脹率，0＜β＜1是貼現(xiàn)因子，Et表示基于t時期信息的期望算子，μ代表了產(chǎn)出缺口對通貨膨脹的影響，ηt表示成本推動沖擊且服從如下一階自回歸過程:

其中0＜ρ≤1，^ηt是一個獨立同分布的隨機變量，其均值為0，方差有限恒定。結(jié)合(19)(23)和(24)，得到了一個基本的宏觀經(jīng)濟模型。

中央銀行的損失函數(shù)定義如下:

這里ν代表中央銀行賦予產(chǎn)出缺口相對于目標(biāo)值偏差的權(quán)重。假設(shè)中央銀行采取相機抉擇的貨幣政策，在菲利普斯曲線的約束下，構(gòu)建如下拉格朗日函數(shù):

其中λt為菲利普斯約束的拉格朗日乘子，對(24)分別關(guān)于yt、πt求一階偏導(dǎo)數(shù)并整理得:

上式表明高通貨膨脹的邊際成本應(yīng)等于高產(chǎn)出缺口的邊際收益。結(jié)合式(19)，(23)，(24)得到考慮流動性約束和資產(chǎn)價格波動的最優(yōu)利率規(guī)則:

由方程(26)可以看出，存在流動性約束的情形下最優(yōu)利率分別是產(chǎn)出缺口、通脹預(yù)期、真實房價缺口以及真實股價缺口的函數(shù)，并且對通脹預(yù)期的反應(yīng)系數(shù)大于1①經(jīng)典的泰勒規(guī)則認為通貨膨脹系數(shù)應(yīng)大于1，使得實際利率反應(yīng)能夠降低通貨膨脹，從而避免通貨膨脹或緊縮的自我實現(xiàn)。，其余反應(yīng)系數(shù)均大于零。同時，我們還可以發(fā)現(xiàn)反應(yīng)函數(shù)中的每個系數(shù)均是受流動性約束的年輕人所占比例αt的函數(shù)。因為本文重點考察流動性約束存在的情況下，貨幣政策的資產(chǎn)價格效應(yīng)，因此下面分別對ψh和ψs關(guān)于αt求偏導(dǎo):

式(29)、(30)表明最優(yōu)貨幣政策對房價和股價的反應(yīng)系數(shù)均與受流動性約束的年輕人所占比例αt正相關(guān)，即隨著受流動性約束的年輕人所占比重的增大，最優(yōu)貨幣政策對房價和股價的調(diào)控力度應(yīng)加大。

綜合上述分析可以得出如下結(jié)論:由于房價和股價影響了受約束的代理人的消費，最優(yōu)利率規(guī)則應(yīng)對房價和股價的波動做出反應(yīng)。由于受流動性約束人的比例αt是房價和股價的函數(shù)且與二者負相關(guān)，同時反應(yīng)系數(shù)ψh，ψs又是αt的函數(shù)且二者正相關(guān)，因此，方程(28)中貨幣政策對房價和股價波動的最優(yōu)政策權(quán)重應(yīng)具有適當(dāng)?shù)臅r變性。當(dāng)房價和股價上漲時，相應(yīng)的權(quán)重減少，反之，應(yīng)增加權(quán)重。

五、基于最優(yōu)利率規(guī)則的實證檢驗

從最優(yōu)利率表達式(28)看出，產(chǎn)出缺口、通貸膨脹、房價和股價的反應(yīng)系數(shù)本質(zhì)上都是受流動性約束的年輕人所占比例αt的函數(shù)，也即是說中央銀行為了保持政策的最優(yōu)狀態(tài)需要根據(jù)流動性約束情況調(diào)整對這些經(jīng)濟變量的重視程度。但是現(xiàn)有研究所采用的固定參數(shù)模型不能夠反映這種變化特性。所以下面構(gòu)建狀態(tài)空間模型，深化第四部分的理論分析，并基于我國的數(shù)據(jù)和貨幣政策背景進行實證檢驗。

(一)數(shù)據(jù)的選取與處理

本文使用季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間選取為2002年第1季度到2010年第3季度?？紤]到消費者價格指數(shù)(CPI)能夠綜合反映一定時期內(nèi)城鄉(xiāng)居民所購買的生活消費品和服務(wù)價格水平的變動趨勢，且與國民的日常生活息息相關(guān)，本文選取消費價格指數(shù)(CPI)作為衡量通貨膨脹的指標(biāo)。參照既有文獻，本文選取市場化程度較高的銀行間同業(yè)拆借利率作為模型中的利率變量r:將7天期拆借利率月度數(shù)據(jù)的幾何平均，得出7天期拆借利率的季度數(shù)據(jù)。

關(guān)于產(chǎn)出缺口，本文首先用經(jīng)過季節(jié)性調(diào)整的名義GDP除以同期的環(huán)比CPI得到真實GDP的季度數(shù)值，其次本文對真實GDP進行HP濾波得到均衡產(chǎn)出(潛在產(chǎn)出)，然后運用公式(實際值－均衡值)/均衡值計算產(chǎn)出缺口y。

對于房價缺口和股價缺口，本文分別選取房屋銷售價格指數(shù)和上證指數(shù)作為房價和股價的度量指標(biāo)，然后采用求產(chǎn)出缺口的辦法求出房價缺口和股價缺口，并分別用h和s表示。

本文的原始數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和Wind資訊，模型估計使用Eviews 5.0。

(二)模型構(gòu)建與我國貨幣政策的實證分析

1.模型構(gòu)建

我國利率存在有平滑行為［20］，因此利率規(guī)則中應(yīng)充分考慮利率的慣性。另外，用滯后通脹率代替預(yù)期通脹率符合我國通脹率的實際特點［21］，本文選用當(dāng)期通貨膨脹代替預(yù)期的通貨膨脹。修正最優(yōu)利率規(guī)則方程(28)，構(gòu)建出如下狀態(tài)空間模型:

方程(31)為量測方程，yt、ht、st、cpit為觀測變量。狀態(tài)采取如下遞歸形式 SVj，t=SVj，t－1，j=1，2，3，4，5;εt服從均值為0方差為常數(shù)的正態(tài)分布。利用卡爾曼濾波算法可以得到時變參數(shù)的估計值。

2.實證分析

先對各變量進行單位根檢驗，以避免偽回歸。表(1)給出了檢驗結(jié)果。

表1 ADF單位根檢驗

表1是對各變量的ADF單位根檢驗，結(jié)果表明各變量均平穩(wěn)，不存在偽回歸。對狀態(tài)空間模型進行估計，結(jié)果如表2。

表2 狀態(tài)空間模型估計結(jié)果

為了將估計出來的狀態(tài)變量與真實房價缺口和真實股價缺口的變化趨勢作比較分析，以考察流動性約束下的貨幣政策資產(chǎn)價格效應(yīng)，下面給出2002年第1季度至2010年第3季度真實股價缺口和真實房價缺口的走勢圖，如圖1所示。

從圖1(左)可以看出，2002年第1季度至2003年第3季度以及2005年第2季度至2007年第2季度我國真實房價缺口波動相對平穩(wěn)，2004年第1季度至2005年第1季度波動稍微加劇，但隨著美國次貸危機的爆發(fā)，2007年第3季度至2008年第2季度，我國真實房價缺口開始出現(xiàn)強烈的向下波動，2009年第2季度開始出現(xiàn)回升，2010年第1季度又出現(xiàn)回落跡象。由圖1(右)，我國真實股價缺口在2002年第1季度至2004年第1季度表現(xiàn)比較平穩(wěn)，2004年第2季度至2005年第3季度出現(xiàn)了向下的明顯波動，2005年第4季度至2007年第3季度真實股價缺口出現(xiàn)顯著向上的波動，然而，受美國次貸危機的影響，我國真實股價缺口從2007年第3季度開始驟然向下波動，這種趨勢到2008年第4季度才得到緩和，然后出現(xiàn)小幅回升。總體看來，次貸危機爆發(fā)前，我國資產(chǎn)價格缺口波動基本穩(wěn)定，隨著危機的爆發(fā)，我國資產(chǎn)價格缺口開始出現(xiàn)顯著波動。

圖1 真是房價缺口(RHP)和真實股價缺口(RSTOCK)的走勢圖

圖2 時變參數(shù)SV3和SV4的走勢圖

圖2是通過狀態(tài)空間模型估計得到的真實房價缺口系數(shù)(SV3)以及真實股價缺口系數(shù)(SV4)的走勢圖。

圖2(左)給出了時變參數(shù)SV3在2002年第1季度至2010年第3季度的走勢圖。時變參數(shù)SV3在除2003年第4季度至2004年第3季度有向上的稍微波動，2007年第4季度至2008年第1季度有向下的稍微波動外，2002年第1季度至2008年第1季度表現(xiàn)比較平穩(wěn)。2008年第2季度至2009年第2季度時變參數(shù)SV3出現(xiàn)顯著的向上的波動，之后，時變參數(shù)SV3又出現(xiàn)幾次小幅波動。這種波動趨勢與這一時期我國真實房價缺口走勢形成鮮明對照(見圖1)。特別是美國次貸危機爆發(fā)以來，我國真實房價缺口出現(xiàn)顯著的向下波動趨勢，根據(jù)第三部分的理論分析，房價缺口的下降將導(dǎo)致受流動性約束的人的比例增加，進而增加方程(28)中真實房價缺口的系數(shù);隨著經(jīng)濟的慢慢復(fù)蘇，從2009年第2季度真實房價缺口開始向上波動，結(jié)合上文的理論分析，受流動性約束的人的比例開始減少，真實房價缺口的系數(shù)也呈現(xiàn)減小的態(tài)勢。從圖2(左)可以看出參數(shù)SV3的波動基本與理論分析吻合，有所不同的是參數(shù)SV3增加的幅度相對下降幅度總是偏大，這說明在我國還呈現(xiàn)出貨幣政策對房價波動反應(yīng)的非對稱性。

圖2(右)給出了時變參數(shù)SV4在2002年第1季度至2010年第3季度的走勢圖。2007年第2季度之前，參數(shù)SV4雖然處在波動之中，但是波動幅度不如2007年第2季度至2008年第4季度表現(xiàn)的劇烈，這是本次金融危機對我國股市造成的重大影響的具體體現(xiàn)。從2007年第3季度至2008年第2季度參數(shù)SV4出現(xiàn)大幅增加，隨后在2008年第2季度至2008年第4季度開始小幅下降。對于這一變化，我們可以結(jié)合第四部分理論給出如下解釋:受美國次貸危機的影響，從2007年第3季度至2008年第2季度，我國真實股價缺口出現(xiàn)向下的劇烈波動(見圖1右)，根據(jù)前面的理論分析，這一波動將直接導(dǎo)致受流動性約束的人口的比例增加，進而增大最優(yōu)貨幣政策對真實股價缺口的反應(yīng)系數(shù)，即增大參數(shù)SV4;隨著經(jīng)濟的復(fù)蘇，我國真實股價缺口從2008年第2季度開始出現(xiàn)向上波動趨勢，根據(jù)理論分析參數(shù)SV4將出現(xiàn)減小的趨勢，這正與我國的實證結(jié)果相吻合。但是需要指出的是參數(shù)SV4同參數(shù)SV3一樣出現(xiàn)了增加幅度大于減小幅度的現(xiàn)象，即我國貨幣政策對股價波動的反應(yīng)呈現(xiàn)出了非對稱性。

六、結(jié) 論

本文在新凱恩斯理論框架下，基于對經(jīng)典IS曲線的擴展，建立一個動態(tài)隨機模型，并以動態(tài)隨機模型的結(jié)論為理論基礎(chǔ)，構(gòu)建了一個狀態(tài)空間模型，從理論和實證兩個層面分析了當(dāng)居民消費存在流動性約束時貨幣政策的資產(chǎn)價格效應(yīng)。結(jié)果表明，由于房價和股價通過財富效應(yīng)影響了受約束的代理人的消費，最優(yōu)利率規(guī)則應(yīng)對房價和股價的波動做出反應(yīng)。此外，由于受流動性約束的人的比例αt是房價和股價的函數(shù)，同時反應(yīng)系數(shù) ψh、ψs、又是 αt的函數(shù)，因此，貨幣政策對房價和股價波動的最優(yōu)政策權(quán)重應(yīng)隨房價和股價的變化具有適當(dāng)?shù)臅r變性。當(dāng)房價和股價上漲時，相應(yīng)的權(quán)重減少，反之，相應(yīng)的權(quán)重增大。對我國經(jīng)濟數(shù)據(jù)的實證結(jié)果基本與由模型推演出的結(jié)論相吻合，但是實證分析還發(fā)現(xiàn)在我國貨幣政策對資產(chǎn)價格波動反應(yīng)的最優(yōu)權(quán)重出現(xiàn)了非對稱性，即當(dāng)資產(chǎn)價格下降時，權(quán)重增加幅度偏大，而在資產(chǎn)價格上漲時，權(quán)重減小幅度偏小。關(guān)于這一點，理論模型沒能體現(xiàn)出來，那么這一現(xiàn)象是普遍存在的還是某些國家和地區(qū)特有的?以及是否可以在模型中得以體現(xiàn)?這將是我們以后著重研究的一些問題。

基于本文的理論分析和實證結(jié)果，發(fā)現(xiàn)房價、股價等資產(chǎn)價格波動可以通過財富效應(yīng)影響受流動性約束的人所占比例，進而影響貨幣政策的實施。因此，為使貨幣政策的實施總是處于最優(yōu)狀態(tài)，決策部門應(yīng)關(guān)注居民受流動性約束的狀況及其對宏觀政策的影響，并對這種影響進行適時評估，為政策的制定和實施提供理論依據(jù)。另外，政策方面應(yīng)采取一切必要措施防止資產(chǎn)價格大起大落，同時繼續(xù)深化金融體制改革和創(chuàng)新金融產(chǎn)品以減少或規(guī)避流動性約束波動給居民消費帶來的負面影響，優(yōu)化貨幣政策的資產(chǎn)價格效應(yīng)。

［1］ Bernanke B，Gertler M.Monetary policy and asset price volatility［R］.NBER Working Paper，No.7559，2000.

［2］ Bernanke B，Gertler M.Should central banks respond to movements in asset prices?［J］.American Economic Review，2001，91:253－257.

［3］ Mishkin F S.The transmission mechanism and the role of asset prices in monetary policy［R］.NBER Working Paper，No.8617，2001.

［4］ Cecchetti S，Genberg H，Lipsky J.Asset prices and central bank policy［R］.Geneva Report on the World Economy 2，CEPR，2000.

［5］ Cecchetti S，Genberg H，Wadhwani S.Asset prices in a flexible inflation targeting framework［R］.NBER Working Paper，No.8970，2002.

［6］ épaulard A，Loisel O，Pommeret A，et al.Monetary policy and asset prices in an economy with private information and social learning［R］.Bank of France research paper，September，2006.

［7］ Ahearne A G，Ammer J，Doyle B M，et al.House prices and monetary policy:A cross－country study［R］.FRB International Finance Discussion Paper，No.841，2005.

［8］ Mishkin F S.Housing and the monetary transmission mechanism［R］.Paper Presented at the Federal Reserve Bank of Kansas City 31st Economic Policy Symposium，2007.

［9］ 易綱，王召.貨幣政策與金融資產(chǎn)價格［J］.經(jīng)濟研究，2002(3):13－20.

［10］ 呂江林.我國的貨幣政策是否應(yīng)對股價變動做出反應(yīng)［J］.經(jīng)濟研究，2005(3):80－90.

［11］ 王曉芳，毛彥軍.小型開放經(jīng)濟環(huán)境下的最優(yōu)貨幣政策設(shè)計［J］.財貿(mào)研究，2011(3):95－102.

［12］ 于長秋.中國的股票價格波動及貨幣政策反應(yīng)［J］.中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2006(3):45－49.

［13］ 余元全，余元玲.股價與我國貨幣政策反應(yīng):基于泰勒規(guī)則的實證研究［J］.經(jīng)濟評論，2008(4):51－57.

［14］ 李成，王彬，馬文濤.資產(chǎn)價格、匯率波動與最有利率規(guī)則［J］.經(jīng)濟研究，2010(3):91－110.

［15］ 唐齊鳴，熊潔敏.中國資產(chǎn)價格與貨幣政策反應(yīng)函數(shù)模擬［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009(11):104－115.

［16］ Kajuth F.The role of liquidity constraints in the response of monetary policy to house prices［J］.Journal of Financial Stability，2010(6):230－242.

［17］ Gourinchas P，Parker J.Consumption over the life cycle［J］.Econometrica，2002，70(1):47－89.

［18］ Campbell J，Cocco J.Do house prices affect consumption?Evidence from micro data ［J］.Journal of Monetary Economics，2007，54:591 －621.

［19］ Woodford M.Interest and prices:foundations of a theory of monetary policy［M］.Princeton University Press，2003.

［20］ 謝平，羅雄.泰勒規(guī)則及其在中國貨幣政策中的檢驗［J］.經(jīng)濟研究，2002(3):3－12.

［21］ 高鐵梅，劉玉紅，王金明.中國轉(zhuǎn)軌時期物價波動的實證分析［J］.中國社會科學(xué)，2003(6):73－83.