流動性約束與貨幣政策的資產價格效應

王曉芳，毛彥軍

(西安交通大學經濟與金融學院，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。危機使資產價格大面積下跌，導致流動性嚴重短缺，金融體系因此遭受到嚴重的負面沖擊，個人和企業也未能幸免于難。危機中房價和股價等資產價格的下跌降低了個人和企業資產的凈值，削弱了個人和企業信貸的獲取能力，導致流動性約束，許多個人和企業被迫減少消費和投資，經濟因此陷入重重困境。為應對本次金融危機，世界主要經濟體紛紛推出量化(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，提振經濟。

然而，危機導致的資產價格波動性嚴重制約著貨幣政策作用的發揮，也使得貨幣政策選擇變得更加困難。其原因之一是資產價格波動降低了個人和企業的借貸能力和消費平滑能力，阻礙了經濟基本面的好轉，降低了貨幣政策的有效性。原因之二是資產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對資產價格波動和流動性約束的難度。對于影響到基本面的資產價格波動，根據伯南克的觀點①對于伯南克的這一觀點，詳細內容讀者可參見Bernanke和Gertler(2000)。，貨幣政策應該做出積極的反應。但關于具體如何反應，至今尚無定論，尤其是關于貨幣政策如何同時應對資產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:貨幣政策應如何對資產價格波動以及時變的流動性約束做出反應?為此，本文通過建立一個動態隨機模型和一個狀態空間模型從理論推演和實證分析兩個層面進行了探討。全文包括五部分內容:第一部分是文獻綜述，第二部分構建一個擴展的IS曲線，第三部分是在新凱恩斯分析框架內進行理論模型求解和貨幣政策效應分析，第四部分構建狀態空間模型，基于中國貨幣政策背景，對理論模型的分析結果進行實證分析，第五部分結論與政策建議。

二、文獻回顧

近10多年來，雖然通貨膨脹在世界范圍內得到了有效的控制，但金融資產價格卻出現了過度的波動，已成為影響宏觀經濟穩定的一個突出因素，這也是本次金融危機給世人留下的一個重要警示。資產價格波動與貨幣政策之間的關系因此日益倍受關注，已成為國內外研究的一個熱點。既有研究主要集中在兩個方面:一是探討資產價格是否應納入貨幣政策最終目標;二是探討貨幣政策是否應對資產價格波動做出反應以及如何反應。對于第一個問題，Bernanke 和 Gertler［1－2］認為由于央行對資產價格波動的根源無法識別清楚，資產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，這對經濟的影響是不能相提并論的，因為前者可能對經濟造成持久的影響，因此把資產價格納入貨幣政策最終目標不便于操作，不具有可行性。Mishkin［3］分析認為把資產價格納入貨幣政策的最終目標，會破壞貨幣政策的績效，損害央行的獨立性，因此不支持將資產價格納入貨幣政策最終目標的做法。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整不僅針對通貨膨脹和產出缺口，而且還針對資產價格，該政策將會取得較好的宏觀經濟業績。因此，他們主張股價等資產價格應當以某種加權的形式納入到貨幣政策最終目標。

雖然學者們對資產價格是否可以納入貨幣政策最終目標存有爭議，但是大多學者都主張貨幣政策應對資產價格波動做出反應，只是在反應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］指出由于央行能發出威嚇資產價格波動的信貸信號，因此央行應對已發現的資產價格泡沫做出積極的反應。Ahearne et al［7］認為貨幣政策應對資產價格做出先發制人的反應，以避免資產價格出現大幅波動。不過，Mishkin［8］認為由于鑒定資產價格泡沫存在一定的難度，同時貨幣政策對資產價格的影響又存在著不確定性，因此當資產價格影響到通貨膨脹和產出水平及預期時，才應該對資產價格波動做出反應。他支持對資產價格波動采取“逆風而動”(leaning against the wind)的貨幣政策反應方式。Bernanke和Gertler［1］的分析也得出了類似的觀點。

自2000年以來，越來越多的國內學者開始對資產價格和貨幣政策之間的關系展開研究。易綱、王召［9］通過建立貨幣政策的股市傳導模型研究指出，貨幣政策應關注股票價格;呂江林［10］通過構建誤差修正模型研究認為，股指與實體經濟之間存在著雙重協整關系和單項因果關系，我國貨幣政策應對股價波動做出適時反應;王曉芳和毛彥軍［11］通過在經典的小型開放經濟框架內植入一個現金預留模型，研究了小型開放經濟的最優貨幣政策問題，結論表明貨幣政策調控不僅要關注產出和通脹的波動，而且還要關注匯率波動。近年來，國內有學者開始嘗試對我國包含資產價格的貨幣政策反應函數進行估計，借以考察我國貨幣政策對資產價格反應的具體形式。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據分別構建和估計了包含股價變量的貨幣政策反應函數，分析認為我國貨幣政策對股價(等資產價格)有反應，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函數，結果表明我國房價和股價對產出缺口有較為顯著的作用，貨幣政策反應函數中不能忽視資產價格。

綜上所述，國內外學者對資產價格與貨幣政策之間的關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，多集中在資產價格納入貨幣政策最終目標的可行性以及以利率為操作目標的貨幣政策對資產價格波動反應的必要性和反應的形式上，而忽略了居民所受到的流動性約束對二者關系的潛在影響，以及由資產價格波動引起的流動性約束的改變可能導致的利率對資產價格反應的時變特性。事實上，一方面影響居民消費的流動性約束是普遍存在的，而根據資產價格的財富效應學說，資產價格波動又會對流動性約束產生影響;另一方面隨著經濟體制改革和資本市場的發展以及資產價格的波動，經濟變量之間的關系都在不停的發生著變化，利率對各經濟變量變化的反應應該具有時變性。因此，厘清流動性約束情形下利率對資產價格波動反應的時變性，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合，刻畫利率對資產價格波動反應的時變特性，揭示出央行貨幣政策與資產價格財富效應之間的關系，即貨幣政策最優傳導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則，是出于這樣的考慮:雖然我國央行仍然以貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標，但在資本市場的當今背景下，貨幣供給總量作為貨幣政策中介目標的相關性、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揮，利率調控效果不斷得以改善，因此本文參照國內其他學者的做法選取利率作為貨幣政策的操作目標。

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］的原模型中假設第k個年輕人獲得的收入為依據分布函數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。(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調整為:

消費的生命周期模型構建如下。假設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和一定數量的股票，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優化的一階條件得:

對數線性化處理后，(7)和(8)式變為:

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

(二)受到流動性約束時的年輕人消費

假設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:

其中，a，b分別表示由房價和股價上漲可被兌現用于消費的程度。

意味著他們就會受到流動性約束。

假設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恰好滿足他們的最優消費，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的假設，本文得出了αt的表達式:

(三)消費的加總和IS曲線的導出

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)的模型構建方法，基于老年人關心他們子女消費的假設給出的歐拉方程。。

假設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，產出缺口不僅呈現出與預期未來產出缺口正相關與實際利率負相關的關系，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，產出缺口還與房價和股價呈現正相關關系。借助(19)，經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價格的波動而變化，且與房價和股價分別負相關。

四、模型求解與貨幣政策效應分析

下面我們用標準的新凱恩斯框架［19］來分析流動性約束下的最優利率規則。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是貼現因子，Et表示基于t時期信息的期望算子，μ代表了產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。結合(19)(23)和(24)，得到了一個基本的宏觀經濟模型。

中央銀行的損失函數定義如下:

這里ν代表中央銀行賦予產出缺口相對于目標值偏差的權重。假設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，構建如下拉格朗日函數:

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

上式表明高通貨膨脹的邊際成本應等于高產出缺口的邊際收益。結合式(19)，(23)，(24)得到考慮流動性約束和資產價格波動的最優利率規則:

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

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

綜合上述分析可以得出如下結論:由于房價和股價影響了受約束的代理人的消費，最優利率規則應對房價和股價的波動做出反應。由于受流動性約束人的比例αt是房價和股價的函數且與二者負相關，同時反應系數ψh，ψs又是αt的函數且二者正相關，因此，方程(28)中貨幣政策對房價和股價波動的最優政策權重應具有適當的時變性。當房價和股價上漲時，相應的權重減少，反之，應增加權重。

五、基于最優利率規則的實證檢驗

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

(一)數據的選取與處理

本文使用季度數據，樣本區間選取為2002年第1季度到2010年第3季度。考慮到消費者價格指數(CPI)能夠綜合反映一定時期內城鄉居民所購買的生活消費品和服務價格水平的變動趨勢，且與國民的日常生活息息相關，本文選取消費價格指數(CPI)作為衡量通貨膨脹的指標。參照既有文獻，本文選取市場化程度較高的銀行間同業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據的幾何平均，得出7天期拆借利率的季度數據。

關于產出缺口，本文首先用經過季節性調整的名義GDP除以同期的環比CPI得到真實GDP的季度數值，其次本文對真實GDP進行HP濾波得到均衡產出(潛在產出)，然后運用公式(實際值－均衡值)/均衡值計算產出缺口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和上證指數作為房價和股價的度量指標，然后采用求產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。

本文的原始數據來源于中國人民銀行網站、國家統計局網站和Wind資訊，模型估計使用Eviews 5.0。

(二)模型構建與我國貨幣政策的實證分析

1.模型構建

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

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

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)給出了檢驗結果。

表1 ADF單位根檢驗

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

表2 狀態空間模型估計結果

為了將估計出來的狀態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價格效應，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，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，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強烈的向下波動，2009年第2季度開始出現回升，2010年第1季度又出現回落跡象。由圖1(右)，我國真實股價缺口在2002年第1季度至2004年第1季度表現比較平穩，2004年第2季度至2005年第3季度出現了向下的明顯波動，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，然后出現小幅回升?？傮w看來，次貸危機爆發前，我國資產價格缺口波動基本穩定，隨著危機的爆發，我國資產價格缺口開始出現顯著波動。

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SV3和SV4的走勢圖

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

圖2(左)給出了時變參數SV3在2002年第1季度至2010年第3季度的走勢圖。時變參數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季度表現比較平穩。2008年第2季度至2009年第2季度時變參數SV3出現顯著的向上的波動，之后，時變參數SV3又出現幾次小幅波動。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以來，我國真實房價缺口出現顯著的向下波動趨勢，根據第三部分的理論分析，房價缺口的下降將導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;隨著經濟的慢慢復蘇，從2009年第2季度真實房價缺口開始向上波動，結合上文的理論分析，受流動性約束的人的比例開始減少，真實房價缺口的系數也呈現減小的態勢。從圖2(左)可以看出參數SV3的波動基本與理論分析吻合，有所不同的是參數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出貨幣政策對房價波動反應的非對稱性。

圖2(右)給出了時變參數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。從2007年第3季度至2008年第2季度參數SV4出現大幅增加，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向下的劇烈波動(見圖1右)，根據前面的理論分析，這一波動將直接導致受流動性約束的人口的比例增加，進而增大最優貨幣政策對真實股價缺口的反應系數，即增大參數SV4;隨著經濟的復蘇，我國真實股價缺口從2008年第2季度開始出現向上波動趨勢，根據理論分析參數SV4將出現減小的趨勢，這正與我國的實證結果相吻合。但是需要指出的是參數SV4同參數SV3一樣出現了增加幅度大于減小幅度的現象，即我國貨幣政策對股價波動的反應呈現出了非對稱性。

六、結 論

本文在新凱恩斯理論框架下，基于對經典IS曲線的擴展，建立一個動態隨機模型，并以動態隨機模型的結論為理論基礎，構建了一個狀態空間模型，從理論和實證兩個層面分析了當居民消費存在流動性約束時貨幣政策的資產價格效應。結果表明，由于房價和股價通過財富效應影響了受約束的代理人的消費，最優利率規則應對房價和股價的波動做出反應。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，同時反應系數 ψh、ψs、又是 αt的函數，因此，貨幣政策對房價和股價波動的最優政策權重應隨房價和股價的變化具有適當的時變性。當房價和股價上漲時，相應的權重減少，反之，相應的權重增大。對我國經濟數據的實證結果基本與由模型推演出的結論相吻合，但是實證分析還發現在我國貨幣政策對資產價格波動反應的最優權重出現了非對稱性，即當資產價格下降時，權重增加幅度偏大，而在資產價格上漲時，權重減小幅度偏小。關于這一點，理論模型沒能體現出來，那么這一現象是普遍存在的還是某些國家和地區特有的?以及是否可以在模型中得以體現?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果，發現房價、股價等資產價格波動可以通過財富效應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狀態，決策部門應關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。另外，政策方面應采取一切必要措施防止資產價格大起大落，同時繼續深化金融體制改革和創新金融產品以減少或規避流動性約束波動給居民消費帶來的負面影響，優化貨幣政策的資產價格效應。

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