上海大学 姚婉婷

西方学者对于货币政策变化与资产价格波动的研究集中于对于货币政策是否应该对资产价格波动做出反应。Cassol与Morana(2002)对欧元区国家的资产价格在货币政策传导机制中发挥的中介作用进行了研究，发现货币政策对资本市场产生出明显效果，然而效应持续的时间却非常短，因此，货币政策当局想通过资产价格将货币政策意图传导到生产、流通以及消费等实体经济中的想法与现实不符。Kamin与Rogers(2002)建立了包括实际汇率、通货膨胀、产出三个变量的VAR模型，对墨西哥的经济数据进行研究，发现产出变化主要是来自于本身冲击，但永久性汇率贬值对产出有持久的不利影响。

从我国研究方面来看，瞿强(2007)介绍了资产价格波动与货币政策目标之间的争论，比较了货币政策是否需要干预资产价格的不同看法，并且进一步从传导机制、货币政策目标、资产价格波动的实际后果等方面分析了上述政策争论背后的理论观点与实际困难。王振杰、陶士贵(2009)比较分析了1994年至2008年我国货币政策主要传导渠道效应，认为信贷和货币渠道一起发挥了作用，但是信贷渠道起到了主要的作用，而货币渠道只是辅助机制而存在。

通过相关文献的梳理，可以发现货币政策的资产价格传导机制的效果与一国经济市场化水平、金融体系完善程度等相关。对于我国来说，无论是房地产价格或者股票价格，其传导货币政策意图的效果不明显，这与我国市场化程度不高的发展环境以及股票市场、房地产市场不规范与不完善分不开。

1 资产价格波动对货币政策传导机制分析

所谓货币政策的传导，实际上就是央行货币政策的变化(货币或者短期利率的调整)如何影响实体经济。因此，关于资产价格在货币政策传导中的作用，就是研究资产价格与实体经济的关系[1]。

1.1 货币政策影响资产价格的分析

(1)利率渠道。利率传导途径是货币传导渠道中最基本以及最重要的，是货币传导渠道中其他途径作用的基础。利率的高低由货币供给和货币需求所共同决定的，货币的供给量则是由中央银行给定的。

当央行调整利率时，整个社会的贷款情况会受到影响，利率调整会对企业的融资成本产生巨大影响，并且影响投资者的偏好以及热情，最终影响股票的价格。

(2)货币供应量。央行扩大货币供应量时，市场流动性得到增加，企业与个人可支配资金也增加，会产生额外的投资需求。在我国，股票是一个认可度较高的投资种类，企业与居民可支配资金会流入股市，以显出股市繁荣，股价随之走高。

同时，货币供应量的增加可提高银行贷款能力。若企业能够将获得的贷款发展实体经济，生产力也会随之提高，从而提高其盈利能力并且吸引更多投资者，从而提升股价。

1.2 资产价格波动影响实体经济的分析

(1)财富效应。财富效应是由Franco Modigliani于1971年提出，依据是其提出的消费生命周期理论。其指出：理想消费者在整个生命周期中平滑安排其消费，而决定消费者选择的是其一生的财富。由于居民的财富一般由现金、股票、储蓄、债券、外汇、房地产等资产为主要形式，扩张的货币政策会使股票、房地产以及债券的价格提高。货币政策可以通过影响资产价格改变人们拥有的财富价值，从而改变其消费，最终影响产出[2]。

(2)托宾Q效应。Tobin在1969年将企业的市场价值(股票市场价格)与资本重置成本之比定义为Q，其是影响货币政策效果的原因之一，可以用来衡量一项资产的市场价值被高估或低估[3]。货币政策能够影响股票等资产价格，并进而改变托宾Q值，影响实体经济并且对总产出有影响。

(3)资产负债表效应。Bernanke and Gertler认为：借款者外部融资成本取决于其财务状况，若借款者财务状况好则融资成本会越低，良好的财务状况能够体现出良好的还款能力，企业可获得更多资金。

因此，当企业持有资产，例如股票价格上升时，投资者增加投资信心，进而使得企业融资能力提高，最终会影响实体经济。

(4)流动性效应。是由Mishkin于1976年提出。家庭部门的资产负债表状况将会对市场主体在耐用消费品和住房支出的流动性产生影响。当家庭以股票等形式的金融资产作为其财富持有形式，由于金融资产的流动性较好，转让与出售金融资产交易的成本和流动性损失较小。货币政策能够影响金融资产的价格，从而对其资产负债状况产生影响，最终影响总产出。

(5)信心渠道。资产价格对实体经济影响的信息渠道是一个定性化的概念，对其量化十分困难，然而，不可忽视其对经济的影响。当股价上升时，投资者对经济预期较为乐观，并且提高企业融资能力，投资也会增加。消费者从中可获取更多的资本利得，增加其对未来收入的信心，从而消费会增加。最后影响实体经济，并对总产出有影响。

综上，本文认为确实存在一个完整的资产价格传导机制理论：中央银行通过货币政策对利率与货币供应量进行调节，利率与货币供应量都是可以引起资产价格波动的变量，因此资产价格会发生变化，由于资产价格可以通过托宾Q渠道、财富效应渠道、资产负债表效应等对社会总消费以及总投资发生变化，从而影响总产出。

2 计量模型与实证分析

2.1 经济变量选取与数据说明

本文所选取的经济变量包括资产价格变量与货币政策目标变量。其中，资产价格变量为股票价格指数；货币政策最终目标变量为经济增长；货币政策中介目标变量为短期利率、货币供应量。选用了2002年1月～2013年1月的月度数据进行实证分析。利用的时间序列数据样本可较为全面地反映我国宏观经济运行周期，具有较好的代表性。

2.2 数据获取与修正

(1) 短期利率(R)。我国银行间同业拆借市场能够较为迅速地反映市场资金供求情况，银行间同业拆借市场利率是我国利率市场化改革启动以来国家最早开发的市场利率[4]。本文选取7天期拆借市场利率月度数据来代替名义利率指标，数据来自中国人民银行网站。

(2)股票价格指数(LNINDEX)。上证综合指数样本涵盖了A股的全部股票与B股的所有上市股票，能够更好反映上市股票价格的变动。本文选取了上证综合指数月度数据作为我国股票价格价格指数的代表，用来反映资产价格的变动。数据来自于上海证券交易所网站。选取每月上证指数的收盘价，并且取对数，最终获得LNINDEX。

(3)货币供应量(LNM2)。货币供应量M2能够较为准确地刻画我国货币市场总需求的变动，是货币政策调节的主要对象之一。本文利用广义货币供应量M2作为货币供应量的指标，将其月度数据取对数，最终获得LNM2。该数据来自于中国人民银行网站。

(4)工业增加值(LNY_SA)。由于国内生产总值没有月度数据，本文利用工业增加值代替国内生产总值来表示对实体经济的影响。将工业增加值的月度数据先进行季节调整，并且取自然对数最后获得LNY_SA。 该数据来自于中国统计局网站。

(5)居民消费价格指数(CPI)。消费价格指数相对于商品零售价格指数能更为全面地反映物价水平变动，与GDP之间关系更紧密。本文用居民消费价格指数来代表通货膨胀，该数据来自于中国统计局。

3 数据处理与检验

3.1 单位根检验

利用Eviews6.0软件对各变量的平稳性以及是否具有同阶段协整关系进行判断。ADF检验是数据平稳性检验方法之一。Eviews分别给出1%、5%以及10%置信区间的临界值。结果如下表所示。

表1 单位根检验结果

注：(1)检验形式(CTP)中C、T、P分别表示常数项、时间趋势以及滞后阶数；(2)D代表一阶差分；(3)本文的样本数为117。

从表1中，可以看出，原时间序列并非是平稳的时间序列，经过一阶差分以后的序列是平稳的时间序列，可以认为其满足了协整检验的前提。以上5个变量之间可能存在某种稳定的长期相关。

3.2 滞后期数选择

本文选取的各变量，来考察对上证综指的影响。表2显示了LNY_SA、R、LNINDEX、LNM2、CPI在滞后期数下AIC、SC、FPE等同计量的值，本文构建滞后2期VAR模型最佳。

表2 模型最优滞后阶数选择

3.3 Johansen协整检验

通过前文的分析，已经发现5个变量之间存在某种长期稳定的相关关系，因此利用Johansen同计量与其临界值比较来确定协整向量个数，从而进一步分析它们之间协整关系，并且建立VAR系统，其结果见表3。

表3 Johansen协整检验

统计量都小于各临界值，即接受原假设，说明变量之间存在一个唯一的协整关系。因此变量LNM2、LNY_SA、LNINDEX、R、CPI之间可以建立VAR模型。

3.4 VAR模型建立

向量自回归(vector auto-regression, VAR)模型通常用于多变量时间序列系统的预测和描述随机扰动对变量系统的动态影响。

该5元2阶VAR模型能够表示为：

3.5 各变量之间Granger检验

为了考察各变量之间关联性，需要进一步考察变量之间的相互关系，按照格兰杰的理论对其进行Granger因果检验。由检验的结果可以发现，货币供应量M2的变化和利率的变化是股价指数波动的Granger原因，但是其影响非显著。工业增加值与M2之间存在弱的Granger因果关系，这表示经济增长需要更多货币进行刺激。

3.6 VAR系统的脉冲冲击响应检验

对以上建立VAR模型进行脉冲响应函数检验，对VAR系统各变量随机扰动影响对本身以及其他变量的影响情况。VAR系统中脉冲响应函数能够分析我国货币政策对资本市场动态传递特征。

图1 各变量对一个标准差的脉冲响应图

图1列举了上证指数和工业增加值的变化曲线，两者皆为对VAR系统中各变量随机扰动项一个标准差冲击滞后十期的响应结果。INDEX与Y_SA都对其自身和其他变量的一个标准差冲击立刻有较强反应，随着时间的推进，逐渐地衰减至零，对自身的冲击反应尤为突出。其他的变量也逐渐在第8期以后衰减至0。由于货币政策传导机制不够通畅，除了资产价格以及资产价格以外，其他宏观经济变量当期的反应都较弱。受广义货币供给量M2的冲击，上证指数INDEX和工业增加值Y_SA在经历了短期下调之后，由负值变为了正值。对于利率的冲击，初期两者均为正值，工业增加值Y_SA维持了负值状态，而上证股价指数INDEX对利率R的冲击响应随时间增长逐渐变小。

4 结论与建议

4.1 主要结论

通过上述对我国货币政策资产价格传导渠道实证分析，可以得出以下的结论：中央银行通过货币政策从而引起货币供应量M2的变动，然而，货币供应量M2的变动却很难使资产价格发生变动，从而降低了货币政策的操作对资产价格传导到有效性。

实证结果显示，利率政策对实体经济几乎没有起到与货币政策理论指出的预期结果。我国的利率政策是一种不稳定的货币政策，由于我国长期实行利率管制，因此市场投资者对利率调控政策敏感性较差，这使得利率工具对资产市场价格的调控不甚理想。

资产价格波动在一定程度上可以反映实体经济的基本面。资产价格中尤其是股票价格中包含了未来通货膨胀以及经济增长等于实体经济密切相关的信息。与此同时，资产价格可以通过财富效应、托宾Q效应以及资产负债表效应等渠道对实体经济产生影响，其在货币政策传导过程中发挥的作用越来越重要。

4.2 政策建议

从目前我国货币政策的传导情况来看，资产价格渠道传导不通畅。我国的金融体系一直以银行为中心，货币政策信贷渠道是其传导的主要渠道。随着资本市场发展，资产价格传导渠道日益突出，为此，本文提出了下列建议。

(1)基础利率决定机制。利率决定理论认为，市场利率应该在无风险利率水平上增加风险补偿，风险越大，则利率也越高[5]。无风险利率和风险水平是决定利率的两大基础变量。一般，国债收益率被视为无风险利率。因此，完善国债的期限结构和品种结构是利率市场化的必要条件。中央银行能够通过调整期限结构的国债利率从而调整资金的流向，传达货币当局调控意图。央行应该进一步转变其调控思路，从直接调控转变至间接调控，逐步建立并健全利用货币政策工具引导。

(2)政策应该更具有针对性与前瞻性。货币政策具有很强的时滞效应，货币政策当局应该对宏观经济进行预期，使货币政策制度以及操作更具有预见性。同时，央行应该针对不同调控目标使用相对应的货币政策操作工具，对于房地产市场和股票市场，货币政策工具需要增强其针对性。货币政策为了维护货币稳定,则必须对资产价格稳定做出及时、有力的反应。无论从通货膨胀角度还是信息预期角度，或者从经济稳定的社会福利角度来看，货币政策应对资产价格异常持续波动做出反应[6]。

(3)资本市场组织架构。我国现阶段的资产价格渠道对于货币政策传导不通畅，与资本市场组织结构不健全相关[7]。必须发展和完善我国的资本市场体系，推动资本市场结构的创新。在继续规范现有证券交易所市场的同时，大胆放开柜台交易市场，促进证券市场对实体经济影响。同时，进一步发展证券市场投资基金等机构投资者，使机构投资者成为中坚力量，从而发挥资本市场的效应。

[1] 李萼楼.我国金融资产价格与货币政策关系的实证研究[D].长沙:中南大学,2008.

[2] 何国华,黄明皓.开放条件下货币政策的资产价格传导机制研究[J].世界经济研究:开放战略探索版,2009,180(02).

[3] 王宏涛.货币政策调控对资产价格波动影响效应的实证研究[J].统计与决:财经论坛版,2010(21).

[4] 刘东航.我国资产价格与货币政策关系的实证研究[D].青岛:中国海洋大学,2011.

[5] 高明.我国货币政策资产价格传导渠道的效应分析[D].大连:东北财经大学,2010.

[6] 苗文龙.货币政策是否应该关注资产价格[J].当代财经,2010(07).

[7] 高山.我国货币政策传导机制有效性的实证研究——以资产价格传导机制[J].金融与经济,2011(01).