基于股價(jià)的貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)研究

單雙+張艾莉

內(nèi)容摘要：隨著資本市場(chǎng)的高速發(fā)展，貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)日益凸顯。本文運(yùn)用SVAR模型檢驗(yàn)我國(guó)貨幣政策股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)股價(jià)存在顯著影響，但股價(jià)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)效果微弱，并提出了政策建議。

關(guān)鍵詞：貨幣政策 股價(jià)傳導(dǎo) SVAR模型

我國(guó)近年來(lái)貨幣政策調(diào)控效果不佳，其主要原因在于貨幣政策傳導(dǎo)渠道存在阻塞。隨著股市逐步成熟，優(yōu)化股價(jià)傳導(dǎo)渠道成為提升貨幣政策傳導(dǎo)效率的新途徑。

20世紀(jì)30年代，國(guó)外學(xué)者開(kāi)始激烈地討論貨幣政策資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)問(wèn)題。雖然各國(guó)貨幣政策和市場(chǎng)環(huán)境存在差異，但是多數(shù)國(guó)外學(xué)者認(rèn)為貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)渠道是有效的，這是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制和成熟的資本市場(chǎng)環(huán)境共同作用的結(jié)果。McCandless和Weber（麥坎德利斯和韋伯，1995）指出在發(fā)達(dá)國(guó)家中資產(chǎn)價(jià)格渠道的傳導(dǎo)途徑基本成立。國(guó)際貨幣基金組織（2000）指出財(cái)富效應(yīng)隨國(guó)家金融結(jié)構(gòu)和資本市場(chǎng)發(fā)達(dá)程度遞增。Mishkin（米什金，2001）認(rèn)為貨幣政策會(huì)影響股價(jià)的波動(dòng)，這種波動(dòng)會(huì)傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中。Robert（羅伯特，2004） 等指出在短期內(nèi)資產(chǎn)價(jià)格的上升能夠引起投資的增長(zhǎng)。

多數(shù)國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為貨幣政策對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的影響是顯著的，但是對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)能否傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中存在質(zhì)疑。早些年的研究表明我國(guó)的資產(chǎn)價(jià)格對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響是微弱的，尤其是股價(jià)，但近兩年有學(xué)者指出資產(chǎn)價(jià)格對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)效果趨于顯著，認(rèn)為這是受中國(guó)資本市場(chǎng)逐漸走向成熟的影響，這也是我國(guó)貨幣政策資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)渠道逐漸通暢的信號(hào)。

馮科（2010）認(rèn)為貨幣供應(yīng)量對(duì)股價(jià)有顯著的正向影響，我國(guó)股市存在較弱的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)和投資效應(yīng)。彭艷萍等（2011）認(rèn)為我國(guó)貨幣政策的股市傳導(dǎo)并不順暢，在第一階段，貨幣供應(yīng)量能作用于股價(jià)，但是利率對(duì)股價(jià)的影響存在時(shí)滯，在第二階段，股價(jià)對(duì)產(chǎn)出沒(méi)有顯著影響。姚婉婷（2013）認(rèn)為股價(jià)波動(dòng)可以反映到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中，但貨幣供應(yīng)量對(duì)股價(jià)的作用不顯著。中國(guó)人民銀行與武漢分行聯(lián)合課題組（2013）指出我國(guó)貨幣政策能夠?qū)Y產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生一定的影響，并通過(guò)投資和消費(fèi)間接的影響產(chǎn)出，并能顯著影響通脹。

貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)理論分析

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制包括四個(gè)傳導(dǎo)渠道：利率傳導(dǎo)、信貸傳導(dǎo)、資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)和匯率傳導(dǎo)。貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)主要包括：以托賓的q理論為代表的托賓q效應(yīng)、以莫迪利安尼的生命周期理論為代表的財(cái)富效應(yīng)、以伯南克的凈值概念為代表資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)以及米什金提出的流動(dòng)性效應(yīng)。

（一）托賓q效應(yīng)

Tobin（托賓，1969）提出貨幣政策會(huì)通過(guò)股價(jià)的變化作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，其定義的q值是指企業(yè)的股票市值與資本的重置成本之比。如果q值大于1，說(shuō)明與企業(yè)的市價(jià)相比，新廠房設(shè)備比較便宜，企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模可以獲得更大的利潤(rùn)。當(dāng)貨幣供應(yīng)量（M）上升時(shí)，利率（i）下降，導(dǎo)致公眾對(duì)股票的需求上升，使得股價(jià)（Pe）上升。高股價(jià)導(dǎo)致q值變大，進(jìn)而導(dǎo)致拉升投資支出（I）和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（Y）。托賓q效應(yīng)的傳導(dǎo)可以表述為：M↑→i↓→Pe↑→q↑→I↑→Y↑。

（二）財(cái)富效應(yīng)

財(cái)富效應(yīng)理論是以Modigliani的生命周期收入理論為基礎(chǔ)的，Modigliani（莫迪利安尼，1963）認(rèn)為消費(fèi)支出由消費(fèi)者的終生財(cái)富決定，股票包含在內(nèi)。當(dāng)股價(jià)（Pe）上升時(shí)，終生財(cái)富（W）也上升，公眾的消費(fèi)支出（C）增長(zhǎng)，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出（Y）的增加。財(cái)富效應(yīng)的傳導(dǎo)可以表述為：M↑→i↓→Pe↑→W↑→C↑→Y↑。

（三）資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)

資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)是由于信用市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱問(wèn)題產(chǎn)生的。由于信用市場(chǎng)上的信息不對(duì)稱問(wèn)題，借款人的凈財(cái)富值成為可否獲得貸款的關(guān)鍵。當(dāng)借款人的凈財(cái)富值減少時(shí)，能向貸款人提供的貸款抵押將會(huì)減少，在嚴(yán)重的資金困難下，發(fā)生逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題趨向嚴(yán)重。這將導(dǎo)致信用市場(chǎng)上貸款者對(duì)借款人的信任度降低，放出的貸款減少，從而導(dǎo)致借款人企業(yè)投資和產(chǎn)出下降（徐慧賢，2008）。例如，當(dāng)中央銀行實(shí)行擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，貨幣供給（M）增加，利率（i）降低，股價(jià)（Pe）上升，企業(yè)凈值（NCF）增加，財(cái)務(wù)狀況得到改善，將降低道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇（H），進(jìn)而增加銀行貸款（L），拉升企業(yè)投資（I）和產(chǎn)出（Y），傳導(dǎo)過(guò)程可以表示為：M↑→i↓→Pe↑→NCF↑→H↓→L↑→I↑→Y↑。

（四）流動(dòng)性效應(yīng)

類(lèi)似的，Mishkin（米什金，1976）提出由于市場(chǎng)中存在信息不對(duì)稱問(wèn)題，對(duì)消費(fèi)者而言，金融資產(chǎn)比房屋、汽車(chē)等耐用品更容易變現(xiàn)，流動(dòng)性更好。消費(fèi)者會(huì)根據(jù)對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)水平的預(yù)期，調(diào)整所持有的流動(dòng)性資產(chǎn)和非流動(dòng)性資產(chǎn)的比例。當(dāng)消費(fèi)者看好未來(lái)的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)時(shí)，將降低持有金融資產(chǎn)的比例，更多地購(gòu)買(mǎi)房屋、汽車(chē)等耐用品。即央行執(zhí)行擴(kuò)張的貨幣政策時(shí)，股價(jià)將上升，消費(fèi)者持有的金融資產(chǎn)的價(jià)值隨之上升，消費(fèi)者會(huì)看好未來(lái)的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，預(yù)期未來(lái)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)困難的可能性降低，從而將資金更多的用于耐用品的支出，最終影響產(chǎn)出。傳導(dǎo)過(guò)程可以表示為：M↑→Pe↑→金融資產(chǎn)↑→經(jīng)濟(jì)危機(jī)風(fēng)險(xiǎn)↓→耐用品支出↑→Y↑。

貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)實(shí)證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文選用廣義貨幣供應(yīng)量（M2）和銀行間7天同業(yè)拆借利率（R）作為貨幣政策的代理變量，滬深300指數(shù)（SP）作為股價(jià)的代理變量，全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的代理變量，采用月度數(shù)據(jù)，受滬深300指數(shù)數(shù)據(jù)可得性限制，樣本區(qū)間為2005年4月-2013年8月，數(shù)據(jù)來(lái)源于CCER數(shù)據(jù)庫(kù)。觀察原始序列的時(shí)序圖發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值存在季節(jié)性波動(dòng)，因此用X12方法對(duì)該序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，得到去除了季節(jié)性的新序列g(shù)dp_sa，為統(tǒng)一口徑并消除異方差，再對(duì)各序列做對(duì)數(shù)化處理，得到新序列l(wèi)nm2、lnr、lnsp、lngdp_sa、lncpi。endprint

（二）模型的建立與估計(jì)結(jié)果

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。首先，觀察各變量的時(shí)序圖可以初步判斷各變量都不是平穩(wěn)序列，所以利用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。在5%的顯著水平下，各變量的τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，故不能拒絕序列非平穩(wěn)的原假設(shè)。因此，對(duì)變量進(jìn)行一階差分，再次檢驗(yàn)的結(jié)果顯示各變量的τ檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均小于臨界值，可以拒絕序列非平穩(wěn)的原假設(shè)，即一階差分序列均為平穩(wěn)序列，各序列是一階單整的。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。利用這些差分后平穩(wěn)序列建立VAR模型是可以避免產(chǎn)生偽回歸問(wèn)題的，但是Sims、Stock和Watson（西姆斯、斯托克和沃森，1990）指出利用差分序列建立VAR模型會(huì)造成信息損失，致使模型出現(xiàn)殘差較大，擬合效果不佳的問(wèn)題。但是，如果變量間存在協(xié)整關(guān)系，將變量的水平值引入模型既不會(huì)出現(xiàn)識(shí)別錯(cuò)誤，又可以避免信息損失。據(jù)此，對(duì)變量的水平值進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，如果存在協(xié)整關(guān)系，將利用水平值建立模型。

首先，建立無(wú)約束VAR模型，判定其滯后階數(shù)，以便進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)選擇適合的階數(shù)。根據(jù)表2的VAR模型滯后期數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果，判定VAR模型的最佳滯后期數(shù)為2。

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的最佳滯后期為VAR模型的最佳滯后期數(shù)減1。因此，將最佳滯后期數(shù)設(shè)為1，對(duì)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。當(dāng)原假設(shè)是存在0個(gè)協(xié)整向量時(shí)，在5%的顯著水平下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量分別為103.140和44.076，大于各自的臨界值88.803和38.331，拒絕原假設(shè)，即變量之間存在協(xié)整關(guān)系。當(dāng)原假設(shè)是至多存在1個(gè)協(xié)整向量時(shí)，在5%的顯著水平下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量分別為59.063和31.683，小于各自的臨界值63.876和32.118，不能拒絕原假設(shè)，因此，變量之間只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。

3.VAR模型建立與檢驗(yàn)。綜合以上結(jié)果，利用序列l(wèi)nm2、lnr、lnsp、lngdp_sa、lncpi建立VAR（2）模型，估計(jì)結(jié)果顯示系統(tǒng)內(nèi)五個(gè)模型的調(diào)整R2分別為0.999、0.773、0.978、0.998、0.949，擬合優(yōu)度都很高。同時(shí)，AR根圖（見(jiàn)圖1）顯示所有根模的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，可知VAR（2）模型滿足平穩(wěn)性條件。對(duì)VAR（2）模型的殘差進(jìn)行自相關(guān)性、正態(tài)性和異方差檢驗(yàn)，結(jié)果如圖2、表4和表5所示，模型殘差無(wú)自相關(guān)性，不存在異方差，服從正態(tài)分布，因此，模型VAR（2）是一個(gè)擬合良好的平穩(wěn)的模型。

4.SVAR模型的建立與估計(jì)。截止到目前，已經(jīng)有很多學(xué)者利用VAR模型研究貨幣政策的傳導(dǎo)效應(yīng)，這是一種有效地研究方法，但VAR模型忽略了對(duì)變量同期關(guān)系的研究。對(duì)VAR模型施加約束建立SVAR模型可以克服這個(gè)問(wèn)題，同時(shí)使脈沖響應(yīng)分析更加精準(zhǔn)。

因此，建立5元SVAR模型：

（1）

其中：

模型含有5個(gè)變量，根據(jù)理論至少需要施加個(gè)約束條件。依據(jù)經(jīng)濟(jì)理論對(duì)模型VAR（2）設(shè)定四個(gè)假設(shè)：貨幣供應(yīng)量當(dāng)期不會(huì)受到股價(jià)、產(chǎn)出和通脹的影響，故-b13=-b14=-b15=0。利率不會(huì)受到貨幣供應(yīng)量、股價(jià)、產(chǎn)出和通脹的影響，故-b21=-b23=-b24=-b25=0。產(chǎn)出當(dāng)期不會(huì)受到通脹的影響，故-b45=0。通脹當(dāng)期不會(huì)受到股價(jià)和產(chǎn)出的影響，故-b53=-b54=0。

通過(guò)對(duì)VAR模型施加短期約束識(shí)別SVAR模型，得到約束矩陣B0的估計(jì)結(jié)果為：

（三）股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)分析

1.股價(jià)對(duì)貨幣政策沖擊的響應(yīng)分析。如圖3所示，當(dāng)期對(duì)貨幣供應(yīng)量施加一個(gè)正的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊之后，股價(jià)出現(xiàn)微弱的正向反應(yīng)，響應(yīng)值在第2期達(dá)到最高點(diǎn)0.02%，隨后持續(xù)降低，第8期開(kāi)始變?yōu)樨?fù)向，第17期達(dá)到最大響應(yīng)，之后微幅回升，顯著期超過(guò)24個(gè)月。當(dāng)期對(duì)利率施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊之后，股價(jià)出現(xiàn)微弱的負(fù)向反應(yīng)，第2期開(kāi)始轉(zhuǎn)為正向并持續(xù)升高，到第6期達(dá)到峰值0.022%，之后快速衰減，到第15期開(kāi)始趨于平穩(wěn)。

綜上可知，貨幣政策會(huì)對(duì)股價(jià)產(chǎn)生顯著影響，且沖擊滯后期較長(zhǎng)，即從貨幣政策到股價(jià)存在顯著的傳導(dǎo)效應(yīng)。

2.實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)股價(jià)沖擊的響應(yīng)分析。如圖4所示，當(dāng)產(chǎn)出受到股價(jià)一個(gè)正的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，立即出現(xiàn)正向響應(yīng)，之后響應(yīng)值大幅拉升，最高點(diǎn)出現(xiàn)在第11期，為0.009%，之后逐漸衰減。當(dāng)通脹受到股價(jià)一個(gè)正的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，也出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，第2期開(kāi)始轉(zhuǎn)為正向并持續(xù)升高，到第9期達(dá)到峰值0.004%，之后逐漸衰減，第22期變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)，之后基本消失。

總體來(lái)講，產(chǎn)出和通脹會(huì)受股價(jià)沖擊產(chǎn)生波動(dòng)，但沖擊響應(yīng)微弱，其中，股價(jià)對(duì)產(chǎn)出的效應(yīng)較為強(qiáng)烈，沖擊滯后期也較長(zhǎng)，即從股價(jià)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)過(guò)程存在阻塞。因此，貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)不顯著，傳導(dǎo)渠道不通暢。

結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)SVAR模型檢驗(yàn)我國(guó)貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供應(yīng)量（M2） 、銀行間7天同業(yè)拆借利率（R）、滬深300指數(shù)（SP）、全國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，其中，貨幣政策對(duì)股價(jià)存在顯著影響，但股價(jià)對(duì)產(chǎn)出和通脹的影響微弱，即我國(guó)貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)渠道不通暢，主要是從股價(jià)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)過(guò)程存在阻塞。

與國(guó)外的成功經(jīng)驗(yàn)相比，我國(guó)股市的投機(jī)性較高，利益分配不合理，使消費(fèi)者難以形成持久的收入預(yù)期，以致于股價(jià)的上漲對(duì)消費(fèi)的刺激作用有限，影響了財(cái)富效應(yīng)。再者，我國(guó)上市公司治理不規(guī)范，雖然股價(jià)上升提高了托賓q值，但不能促使公司進(jìn)行實(shí)物投資，導(dǎo)致貨幣政策難以通過(guò)股價(jià)影響產(chǎn)出，降低了托賓q效應(yīng)的效果。

有鑒于此，要提高貨幣政策的股價(jià)傳導(dǎo)效率首先要完善我國(guó)的資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，規(guī)范市場(chǎng)發(fā)展。具體來(lái)講，規(guī)范企業(yè)的股份制改造行為，將改善托賓q效應(yīng)的作用，規(guī)范證券交易市場(chǎng)，加強(qiáng)對(duì)金融政策的解釋和會(huì)計(jì)披露，改善信息不對(duì)稱問(wèn)題，將吸引消費(fèi)者投資股市，從而加強(qiáng)股市的財(cái)富效應(yīng)。endprint

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7.姚婉婷.我國(guó)貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制研究[D].中國(guó)商貿(mào)，2013（15）

8.中國(guó)人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司預(yù)測(cè)分析處與武漢分行調(diào)查統(tǒng)計(jì)處聯(lián)合課題組.我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)渠道的實(shí)證分析[J].金融發(fā)展評(píng)論，2013（5）

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