基于托賓效應的貨幣政策傳導機制實證研究

摘要:貨幣政策的資產價格傳導機制主要通過兩種途徑實現:一種是基于Q理論的“托賓效應”，另一種是基于莫迪利亞尼的“消費財富效應”。隨著我國股票市場的迅速發展，部分學者對托賓效應在貨幣政策傳導機制中的作用進行了有益的探索。本文利用2002年第二季度至2007年第三季度的Q比率、廣義貨幣M2、投資I和國內生產總值GDP，借助協整檢驗、格蘭杰因果檢驗進行實證分析，研究結果表明:托賓效應在貨幣政策傳導機制中的作用有限，貨幣政策主要通過其他傳導途徑發揮作用。

關鍵詞:協整檢驗;格蘭杰因果檢驗;貨幣政策傳導機制

Abstract:Monetary policy transmission mechanism of asset prices takes effect mainly through two ways: one is based on the Q theory of the“Tobin effect”，and the other is based on Modigliani’s “consumer wealth effect”. With the rapid development of China’s stock market，some scholars have made useful explorations on the Tobin effect in the monetary policy transmission mechanism.This article selectedQ ratio，M2，investment and GDP，from the second quarter of2002 to the third quarter of 2007，took use of cointegration test and Granger causality test，found that Tobin effect was limited in the monetary policy transmission mechanism function，monetary policy took effect mainly through other ways.

Key Words:cointegration test，Granger causality test，monetary policy transmissionmechanism

中圖分類號:F822.0 文獻標識碼:A文章編號:1674-2265(2009)09-0050-05

一、理論基礎和文獻回顧

(一)理論基礎

經過長期理論研究，一般認為貨幣政策傳導機制包括四種:利率傳導機制、信貸傳導機制、資產價格傳導機制和匯率傳導機制。其中資產價格傳導機制通過兩種途徑實現:一種是基于Q理論的“托賓效應”，另一種是基于莫迪利亞尼的“消費財富效應”。

托賓的Q理論揭示了貨幣經由股票市場而作用于投資的一種可能，反映了股票價格和投資支出的相互關系。Q是一個比值，被定義為:按照金融市場估價的企業的價值對企業現有資本的稅后重置成本的比率(奇林科，2000)。如果用MV代表市場價值，RC代表重置成本，則Q=MV/RC。Q比率的重要性在于，對每一項資本資產而言，它提供了一個存量市場估價與重置成本的對比度，從而對該資本資產的后續增量投資產生了直接的影響。當Q上升時，企業可以通過發行新股籌集資金進行投資，投資支出增加;當Q很低時，企業可以通過購買其他企業而獲得已經存在的資本，從而用于新投資品的購買將會很少。其貨幣政策傳導機制如下:貨幣供應↑→股票價格↑→Q↑→投資支出↑→總產出↑。即當貨幣供應增加時，更多的貨幣流向股票市場，股票價格上升，結果是股票價格愈高，則Q愈高，從而投資支出愈高。托賓Q理論的核心是企業在市場價值上升時可以通過并購、增發新股等手段進行擴張和投資。

托賓的Q值比較真實地反映了公司的內在價值與市場價值之間的關系。考慮到重置成本估算的難度，市場分析人士通常使用股票市值與公司凈資產的比率作為Q值的替代值，這樣再結合傳統的市盈率和市凈率指標來對上市公司進行分析以及價值度量，可以排除市盈率的局限性，將市價、利潤與資產結合起來統籌考慮。托賓的理論為分析資本市場提供了一個有效的工具，Q理論也成為連結虛擬經濟和實體經濟的重要根據。托賓Q值常用的計算公式為:Tobin Q=(MVE+PS+DEBT)/TA，其中MVE是公司的流通股市值，PS為優先股的價值，DEBT是公司的負債凈值，TA是公司的總資產賬面值。而在我國上市公司股權分置改革前，分為流通股市值和非流通股市值，非流通股部分主要以公司凈資產表示，股改完成后則不存在這種差別。

(二)文獻回顧

對基于托賓效應的貨幣政策傳導機制，我國的相關研究并不豐富，進行系統研究的尤其少，只是在研究貨幣政策傳導機制中涉及到托賓Q效應，且基本停留在運用數據進行較為簡單的統計檢驗階段。尤其是針對股權分置時期Q理論的有效性方面，并沒有運用理論及數理方法對Q值與投資是否存在相關關系進行分析的文獻。胡冬梅(2008)運用協整分析以及格蘭杰因果檢驗對我國1994—2007年第二季度的貨幣政策傳導機制進行了實證分析，分別檢驗了我國貨幣政策在利率傳導途徑、匯率傳導途徑、托賓的Q效應和居民的財富效應傳導途徑以及銀行信貸渠道中的有效性。實證分析得出的基本結論是:我國貨幣政策傳導機制的有效性較弱，以上四種傳導途徑在我國都不暢通。譙璐璐(2008)采用相關系數、單位根檢驗、協整理論和格蘭杰因果檢驗對我國轉軌經濟下2000—2007年季度數據進行實證分析，結果表明貨幣渠道或信貸渠道不能獨立對貨幣政策的傳導發揮作用，而是需要共同作用影響經濟總產出，且相比而言貨幣渠道更為重要。在轉軌經濟下，短期完善信貸渠道長期規劃貨幣渠道成為提高貨幣政策傳導有效性的關鍵。但二者在研究托賓的Q效應時都是以上證指數代替Q值，難免出現偏差。故本文在現有研究成果基礎上，選取最新的數據，針對我國資本市場發展的實際情況，檢驗基于托賓效應的貨幣政策傳導渠道是否通暢和有效。

二、計量分析

(一)研究方法和數據選取

本文選取廣義貨幣M2作為貨幣供應量指標。廣義貨幣M2是中央銀行貨幣政策的主要目標，并且其數量在金融中介機構的資產中占絕大部分(約80%—90%)。M2不僅反映現實的購買力，還反映潛在的購買力;狹義貨幣M1僅反映經濟中的現實購買力。若M1增速較快，則消費和終端市場活躍;若M2增速較快，則投資和中間市場活躍。中央銀行和各商業銀行可以據此判定貨幣政策。由于本文研究貨幣供應量與Q值和投資的關系，故選擇廣義貨幣M2更為合適。另外，本文以全社會固定資產投資作為度量投資I的指標，國內生產總值GDP作為衡量產出的指標。

本文首先對變量廣義貨幣M2、Q、投資I和國內生產總值GDP進行平穩性檢驗，再對四組變量Q與M2、I與Q、GDP與I、GDP與M2進行協整檢驗，然后通過格蘭杰因果檢驗探討各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系，在此基礎上結合我國經濟實際情況，分析基于托賓效應的貨幣政策傳導機制的效果。

1. 托賓Q值的測算。在托賓定義的Q比率中，重置成本就是廠商在產品市場上重新購買一個工廠或機器設備的成本，它不僅包括有形資產，還包括企業資產負債表上的其他項目，而證券的市場價值既包括股票也包括債務，反映的是股票持有者對某一公司資產的剩余索取權的價格的預期。在進行Q值的計算時，國內文獻中給出的方法多種多樣。袁緒亞等(2001)用公司總資產替代重置成本來計算Q值。由于國內長期存在的股權分置問題，文獻中關于計算Q值的討論主要集中在存在非流通股時公司市值應該怎樣計算，較為普遍的算法是用每股凈資產代替非流通股價格，用以計算非流通市值。對于尚未流通的限售股來說，其市值的衡量我們依然選擇每股凈資產。本文通過對Chung和Pruitt(1994)的方法進行修正，計算托賓Q值，計算公式如下:

其中MV1表示非流通市值，用每股凈資產代替非流通股價格，用以計算非流通市值;MV2表示流通市值;DEBT是公司的負債凈值，利用負債減去流動資產進行衡量，而TA則為總資產的賬面價值。為了能夠縱向討論我國A股市場從股權分置時代邁向全流通時代中上市公司的托賓Q值的變化情況，我們分別選擇了三個時點對托賓Q值進行了測算。在WIND數據庫中分別選擇到2006年底、2007年底和2008年3月的三個時點為止的所有已經完成股權分置改革的股票，在剔除其中的ST或曾經被ST的股票后分別留下其中的1142只、1331只和1367只股票作為樣本股，進行中國股票市場目前Q值的計算和區間分類。通過對2006年底A股所有上市公司Q值的計算，我們發現此時有11.21%的公司托賓Q值小于1，而近89%的股票擁有大于1的托賓Q值。然后在2007年的上漲推動下，2007年底測算的托賓Q數據表明所有的A股上市公司托賓Q值均在1之上。2008年3月底的測算中，隨著2008年市場的顯著調整，仍舊有98%的公司具有大于1的托賓Q值。三個時點中擁有最大Q值的三家公司分別為張裕A(000869)，安信信托(600816)和威爾科技(002016)。在大幅上漲后的2007年底，市場的托賓Q值擁有最大的均值和方差。仔細研究托賓Q值的變化，不難發現，市場價值作為托賓Q值的分子，受到了市場走勢的正向影響。2007年在托賓Q值普遍偏高的情況下，2008年各股出現了大幅減持的局面，使得托賓Q比率向均值1回歸，但是盡管2006年底的托賓Q值已經顯示出較高的水平，2007年的市場卻非跌反漲，甚至到2007年底出現了托賓Q值全部大于1的情況。這種現象產生的原因，一方面是由于2006年至2007年的投資整體處在牛市的環境下，人們的投資熱情高漲，另一方面是由于我們在計算的過程中對重置成本采用的近似而造成的偏差。因此，究竟托賓Q值對于投資的引導作用是否與理論上保持一致是值得我們探討的問題。

2. 相關數據選取。市場的托賓Q比率，其計算方法與(1)式中公司的托賓Q比率計算方法類似，用市場的均值代替各股，財務數據的時期與市場價值時期選擇一致，計算2002年第二季度到2007年第三季度的Q值①。在保證數據可得性與可靠性的基礎上，本文選取了2002年第二季度到2007年第三季度的M2、I和GDP共22個樣本來研究基于托賓效應的貨幣政策傳導渠道的效果，其中M2、I和GDP的計量單位為萬億元。

(二)單位根檢驗

為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，我們利用Eviews5.0先后對相關變量的水平值和一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果如表1。

由表1中的數據可知，M2、Q、I和GDP時間序列的ADF統計量大于10%顯著性水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列;一階差分序列D(M2)、D(Q)、D(I)和D(GDP)的ADF值小于5%顯著水平下的臨界值，是平穩序列。

(三)變量的協整檢驗

由于M2、Q、I、GDP都是屬于I(1)時間序列，因此Q與M2、I與Q、GDP與M2、GDP與I之間可能存在協整關系。檢驗變量之間是否存在協整關系的常用方法是恩格爾—格蘭杰(Engel Granger)兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差，故采用Johansen檢驗法對各組變量進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于動態分布滯后模型(VAR)來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效無偏估計。

在檢驗之前，必須首先確定 VAR模型的結構。運用赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)選擇滯后階數，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協整關系和存在一個協整關系等假設前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johanson臨界分布值時，拒絕其前提假設，反之，接受其假設，檢驗結果如表2。

由表2的檢驗結果可以看出，以檢驗水平5%判斷，變量Q與M2、I與Q、GDP與I、GDP與M2之間存在一個協整關系。Granger指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。因此，下面進一步探討上述各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系，以便與實際經濟情況進行對照。

(四)變量的Granger因果檢驗

所謂因果關系是指變量之間的依賴性，作為結果的變量是由作為原因的變量所決定的，原因變量的變化引起結果變量的變化。Granger因果檢驗通常有兩種方法:一種是成對Granger因果檢驗;另一種是基于VAR模型的Granger因果檢驗。

1. 成對Granger因果檢驗。英國經濟學家格蘭杰從預測的角度賦予因果關系新的含義，他在考察序列x是否是序列y產生的原因時采用這樣的方法:先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后期取值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰原因，此時x的滯后期系數具有統計的顯著性。從以上的定義可以看出，格蘭杰因果關系檢驗需要估計以下兩個回歸方程:

其中白噪聲和假定是不相關的。檢驗的零假設為:

為了檢驗此假設，我們可以采用F檢驗。如果拒絕前者而不拒絕后者，則存在由x到y的單向因果關系，反之相反;如果兩個假設都不拒絕，則x和y是兩個獨立的序列;如果兩個假設都拒絕，則x和y之間存在雙向因果關系。

從表3可以得出，在滯后2、4、5階的情況下，以5%的顯著性水平判斷，廣義貨幣M2是Q值變動的格蘭杰原因;在滯后2—3階的情況下，以5%的顯著性水平判斷，投資I和國內生產總值GDP互為格蘭杰原因;廣義貨幣M2是國內生產總值GDP變動的格蘭杰原因;投資I是Q值變動的格蘭杰原因。在滯后2—5階的情況下，以5%的顯著水平判斷，Q值都不是投資I變動的格蘭杰原因。

2. 基于VAR模型的Granger因果檢驗。在檢驗之前，必須首先確定VAR模型的結構，運用赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)選擇滯后階數，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。

從表4中可以得出，在5%顯著性水平下，廣義貨幣M2是Q值變動的格蘭杰原因;投資I和國內生產總值GDP互為格蘭杰原因;廣義貨幣M2和國內生產總值GDP互為格蘭杰原因;投資I是Q值變動的格蘭杰原因，但Q值不是投資I變動的格蘭杰原因。

三、結論

從上述計量分析的結果來看，基于托賓效應的貨幣政策傳導渠道并不暢通，主要是中間環節“Q↑→投資I支出↑”中斷。格蘭杰因果檢驗結果表明:Q值不是投資I變動的格蘭杰原因，即Q值的上升并不會顯著地促進投資I的增加。廣義貨幣M2是國內生產總值GDP變動的格蘭杰原因，表明貨幣供應量能顯著地影響產出，貨幣政策主要是通過其他的傳導渠道發揮作用。

托賓Q理論的核心是企業在市場價值上升時可以通過并購、增發新股等手段進行擴張和投資。這就需要存在一個龐大、發達、有序、信息暢通的股票市場，生產要素可以在這個市場自由流動。但從我國目前的情況來看，股市發展程度還不高，由于國有股、法人股、社會公眾股分割等多種原因，離資源自由流動還有很大的距離，資本效益規律就不能通過市場有效發揮作用。股票價格的變動對投資的影響非常有限。我國銀行貸款仍然占了企業融資的很大比例，在資本約束機制缺乏的條件下，銀行貸給企業的資金不能全部以資本要素的形態進入生產過程，其中一部分資金與產值最大化無關;且相當部分企業無法在股票市場融資，因此股票價格的變動只影響為數不多的上市公司，卻不能影響非上市公司。上市公司獲得股票融資后未必能將資金充分有效地用于投資。而且，我國經營者還普遍存在著經營理性程度不高、投資決策隨意性較大的問題，將股票融資用于非主營業務，而不能帶動投資增加的可能性很大。在這樣的情況下，托賓的Q理論就失去了充分發揮作用的條件。這也使得我國股票價格變動對投資的效應不如市場經濟較成熟的國家。此外，我國貨幣政策影響股票價格的方向是不確定的，股票價格隨利率上升而一起上升的現象屢屢發生，從而更無法有效地判斷貨幣政策影響投資的方向和力度。因此，在我國托賓Q理論在短期內還很難有所作為。

注:

①Q值數據計算可參閱巴曙松，朱元倩，鄭弘.全流通市場下的估值中樞為何呈現下移趨勢[J].金融發展研究，2008，(4).

參考文獻:

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[5]巴曙松，朱元倩，鄭弘.全流通市場下的估值中樞為何呈現下移趨勢[J]. 金融發展研究，2008，(4).

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[7]董亮，胡海鷗.中國貨幣政策資產價格傳導效應的實證研究[J].社會科學輯刊，2008，(1).

(責任編輯 代金奎)