基于股價的貨幣政策傳導效應研究

1、<p>　　基于股價的貨幣政策傳導效應研究</p><p>　　內(nèi)容摘要：隨著資本市場的高速發(fā)展，貨幣政策的股價傳導效應日益凸顯。本文運用SVAR模型檢驗我國貨幣政策股價傳導效應，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對股價存在顯著影響，但股價對實體經(jīng)濟的傳導效果微弱，并提出了政策建議。 </p><p>　　關鍵詞：貨幣政策 股價傳導 SVAR模型 </p><p>　　我國近年

2、來貨幣政策調(diào)控效果不佳，其主要原因在于貨幣政策傳導渠道存在阻塞。隨著股市逐步成熟，優(yōu)化股價傳導渠道成為提升貨幣政策傳導效率的新途徑。 </p><p>　　20世紀30年代，國外學者開始激烈地討論貨幣政策資產(chǎn)價格傳導問題。雖然各國貨幣政策和市場環(huán)境存在差異，但是多數(shù)國外學者認為貨幣政策的資產(chǎn)價格傳導渠道是有效的，這是市場經(jīng)濟體制和成熟的資本市場環(huán)境共同作用的結果。McCandless和Weber（麥坎德利斯和韋伯

3、，1995）指出在發(fā)達國家中資產(chǎn)價格渠道的傳導途徑基本成立。國際貨幣基金組織（2000）指出財富效應隨國家金融結構和資本市場發(fā)達程度遞增。Mishkin（米什金，2001）認為貨幣政策會影響股價的波動，這種波動會傳導到實體經(jīng)濟中。Robert（羅伯特，2004） 等指出在短期內(nèi)資產(chǎn)價格的上升能夠引起投資的增長。 </p><p>　　多數(shù)國內(nèi)學者認為貨幣政策對資產(chǎn)價格的影響是顯著的，但是對資產(chǎn)價格波動能否傳導到實

4、體經(jīng)濟中存在質(zhì)疑。早些年的研究表明我國的資產(chǎn)價格對實體經(jīng)濟的影響是微弱的，尤其是股價，但近兩年有學者指出資產(chǎn)價格對實體經(jīng)濟的傳導效果趨于顯著，認為這是受中國資本市場逐漸走向成熟的影響，這也是我國貨幣政策資產(chǎn)價格傳導渠道逐漸通暢的信號。 </p><p>　　馮科（2010）認為貨幣供應量對股價有顯著的正向影響，我國股市存在較弱的負向財富效應和投資效應。彭艷萍等（2011）認為我國貨幣政策的股市傳導并不順暢，在第一

5、階段，貨幣供應量能作用于股價，但是利率對股價的影響存在時滯，在第二階段，股價對產(chǎn)出沒有顯著影響。姚婉婷（2013）認為股價波動可以反映到實體經(jīng)濟中，但貨幣供應量對股價的作用不顯著。中國人民銀行與武漢分行聯(lián)合課題組（2013）指出我國貨幣政策能夠?qū)Y產(chǎn)價格產(chǎn)生一定的影響，并通過投資和消費間接的影響產(chǎn)出，并能顯著影響通脹。 </p><p>　　貨幣政策的股價傳導效應理論分析 </p><p>

6、;　　貨幣政策傳導機制包括四個傳導渠道：利率傳導、信貸傳導、資產(chǎn)價格傳導和匯率傳導。貨幣政策的股價傳導效應主要包括：以托賓的q理論為代表的托賓q效應、以莫迪利安尼的生命周期理論為代表的財富效應、以伯南克的凈值概念為代表資產(chǎn)負債表效應以及米什金提出的流動性效應。 </p><p><b>　?。ㄒ唬┩匈eq效應 </b></p><p>　　Tobin（托賓，1969）提

7、出貨幣政策會通過股價的變化作用于實體經(jīng)濟，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，說明與企業(yè)的市價相比，新廠房設備比較便宜，企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)?？梢垣@得更大的利潤。當貨幣供應量（M）上升時，利率（i）下降，導致公眾對股票的需求上升，使得股價（Pe）上升。高股價導致q值變大，進而導致拉升投資支出（I）和經(jīng)濟產(chǎn)出（Y）。托賓q效應的傳導可以表述為：M↑→i↓→Pe↑→q↑→I↑→Y↑。 </p><

8、;p><b>　　（二）財富效應 </b></p><p>　　財富效應理論是以Modigliani的生命周期收入理論為基礎的，Modigliani（莫迪利安尼，1963）認為消費支出由消費者的終生財富決定，股票包含在內(nèi)。當股價（Pe）上升時，終生財富（W）也上升，公眾的消費支出（C）增長，進而推動經(jīng)濟產(chǎn)出（Y）的增加。財富效應的傳導可以表述為：M↑→i↓→Pe↑→W↑→C↑→Y↑。

9、</p><p>　?。ㄈ┵Y產(chǎn)負債表效應 </p><p>　　資產(chǎn)負債表效應是由于信用市場上的信息不對稱問題產(chǎn)生的。由于信用市場上的信息不對稱問題，借款人的凈財富值成為可否獲得貸款的關鍵。當借款人的凈財富值減少時，能向貸款人提供的貸款抵押將會減少，在嚴重的資金困難下，發(fā)生逆向選擇和道德風險問題趨向嚴重。這將導致信用市場上貸款者對借款人的信任度降低，放出的貸款減少，從而導致借款人企業(yè)投資

10、和產(chǎn)出下降（徐慧賢，2008）。例如，當中央銀行實行擴張性貨幣政策時，貨幣供給（M）增加，利率（i）降低，股價（Pe）上升，企業(yè)凈值（NCF）增加，財務狀況得到改善，將降低道德風險和逆向選擇（H），進而增加銀行貸款（L），拉升企業(yè)投資（I）和產(chǎn)出（Y），傳導過程可以表示為：M↑→i↓→Pe↑→NCF↑→H↓→L↑→I↑→Y↑。 </p><p><b>　?。ㄋ模┝鲃有孕?</b><

11、/p><p>　　類似的，Mishkin（米什金，1976）提出由于市場中存在信息不對稱問題，對消費者而言，金融資產(chǎn)比房屋、汽車等耐用品更容易變現(xiàn)，流動性更好。消費者會根據(jù)對未來經(jīng)濟水平的預期，調(diào)整所持有的流動性資產(chǎn)和非流動性資產(chǎn)的比例。當消費者看好未來的經(jīng)濟形勢時，將降低持有金融資產(chǎn)的比例，更多地購買房屋、汽車等耐用品。即央行執(zhí)行擴張的貨幣政策時，股價將上升，消費者持有的金融資產(chǎn)的價值隨之上升，消費者會看好未來的經(jīng)

12、濟形勢，預期未來出現(xiàn)經(jīng)濟困難的可能性降低，從而將資金更多的用于耐用品的支出，最終影響產(chǎn)出。傳導過程可以表示為：M↑→Pe↑→金融資產(chǎn)↑→經(jīng)濟危機風險↓→耐用品支出↑→Y↑。 </p><p>　　貨幣政策的股價傳導效應實證分析 </p><p>　　（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理 </p><p>　　本文選用廣義貨幣供應量（M2）和銀行間7天同業(yè)拆借利率（R）作為貨幣政

13、策的代理變量，滬深300指數(shù)（SP）作為股價的代理變量，全國居民消費價格指數(shù)（CPI）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為實體經(jīng)濟的代理變量，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)來源于CCER數(shù)據(jù)庫。觀察原始序列的時序圖發(fā)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值存在季節(jié)性波動，因此用X12方法對該序列進行季節(jié)調(diào)整，得到去除了季節(jié)性的新序列gdp_sa，為統(tǒng)一口徑并消除異方差，再對各序列做對數(shù)化處理，得到新序列l(wèi)nm

14、2、lnr、lnsp、lngdp_sa、lncpi。 　?。ǘ┠Ｐ偷慕⑴c估計結果 </p><p>　　1.平穩(wěn)性檢驗。首先，觀察各變量的時序圖可以初步判斷各變量都不是平穩(wěn)序列，所以利用ADF檢驗法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表1所示。在5%的顯著水平下，各變量的τ檢驗統(tǒng)計量均大于臨界值，故不能拒絕序列非平穩(wěn)的原假設。因此，對變量進行一階差分，再次檢驗的結果顯示各變量的τ檢驗統(tǒng)計量均小于臨界值，可以拒絕序

15、列非平穩(wěn)的原假設，即一階差分序列均為平穩(wěn)序列，各序列是一階單整的。 </p><p>　　2.協(xié)整檢驗。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，擬合效果不佳的問題。但是，如果變量間存在協(xié)整關系，將變量的水平值引入模型既不會出現(xiàn)識別錯誤，又可以避免信息損

16、失。據(jù)此，對變量的水平值進行Johansen協(xié)整檢驗，如果存在協(xié)整關系，將利用水平值建立模型。 </p><p>　　首先，建立無約束VAR模型，判定其滯后階數(shù)，以便進行Johansen協(xié)整檢驗時選擇適合的階數(shù)。根據(jù)表2的VAR模型滯后期數(shù)檢驗結果，判定VAR模型的最佳滯后期數(shù)為2。 </p><p>　　Johansen協(xié)整檢驗的最佳滯后期為VAR模型的最佳滯后期數(shù)減1。因此，將最佳滯后

17、期數(shù)設為1，對變量進行Johansen協(xié)整檢驗，結果如表3所示。當原假設是存在0個協(xié)整向量時，在5%的顯著水平下，跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量分別為103.140和44.076，大于各自的臨界值88.803和38.331，拒絕原假設，即變量之間存在協(xié)整關系。當原假設是至多存在1個協(xié)整向量時，在5%的顯著水平下，跡統(tǒng)計量和最大特征根統(tǒng)計量分別為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，因此，變量

18、之間只存在一個協(xié)整關系。 </p><p>　　3.VAR模型建立與檢驗。綜合以上結果，利用序列l(wèi)nm2、lnr、lnsp、lngdp_sa、lncpi建立VAR（2）模型，估計結果顯示系統(tǒng)內(nèi)五個模型的調(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，AR根圖（見圖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VAR（2）模型的殘差進行自相

19、關性、正態(tài)性和異方差檢驗，結果如圖2、表4和表5所示，模型殘差無自相關性，不存在異方差，服從正態(tài)分布，因此，模型VAR（2）是一個擬合良好的平穩(wěn)的模型。 </p><p>　　4.SVAR模型的建立與估計。截止到目前，已經(jīng)有很多學者利用VAR模型研究貨幣政策的傳導效應，這是一種有效地研究方法，但VAR模型忽略了對變量同期關系的研究。對VAR模型施加約束建立SVAR模型可以克服這個問題，同時使脈沖響應分析更加精準。

20、 </p><p>　　因此，建立5元SVAR模型： </p><p><b>　　（1） </b></p><p><b>　　其中： </b></p><p>　　模型含有5個變量，根據(jù)理論至少需要施加個約束條件。依據(jù)經(jīng)濟理論對模型VAR（2）設定四個假設：貨幣供應量當期不會受到股價、產(chǎn)出和通脹

21、的影響，故-b13=-b14=-b15=0。利率不會受到貨幣供應量、股價、產(chǎn)出和通脹的影響，故-b21=-b23=-b24=-b25=0。產(chǎn)出當期不會受到通脹的影響，故-b45=0。通脹當期不會受到股價和產(chǎn)出的影響，故-b53=-b54=0。 </p><p>　　通過對VAR模型施加短期約束識別SVAR模型，得到約束矩陣B0的估計結果為： </p><p>　?。ㄈ┕蓛r傳導效應分析 &

22、lt;/p><p>　　1.股價對貨幣政策沖擊的響應分析。如圖3所示，當期對貨幣供應量施加一個正的標準差沖擊之后，股價出現(xiàn)微弱的正向反應，響應值在第2期達到最高點0.02%，隨后持續(xù)降低，第8期開始變?yōu)樨撓颍?7期達到最大響應，之后微幅回升，顯著期超過24個月。當期對利率施加一個標準差的正向沖擊之后，股價出現(xiàn)微弱的負向反應，第2期開始轉(zhuǎn)為正向并持續(xù)升高，到第6期達到峰值0.022%，之后快速衰減，到第15期開始趨于

23、平穩(wěn)。 </p><p>　　綜上可知，貨幣政策會對股價產(chǎn)生顯著影響，且沖擊滯后期較長，即從貨幣政策到股價存在顯著的傳導效應。 </p><p>　　2.實體經(jīng)濟對股價沖擊的響應分析。如圖4所示，當產(chǎn)出受到股價一個正的標準差沖擊后，立即出現(xiàn)正向響應，之后響應值大幅拉升，最高點出現(xiàn)在第11期，為0.009%，之后逐漸衰減。當通脹受到股價一個正的標準差沖擊后，也出現(xiàn)負向響應，第2期開始轉(zhuǎn)為正向

24、并持續(xù)升高，到第9期達到峰值0.004%，之后逐漸衰減，第22期變?yōu)樨撓蝽憫?，之后基本消失?</p><p>　　總體來講，產(chǎn)出和通脹會受股價沖擊產(chǎn)生波動，但沖擊響應微弱，其中，股價對產(chǎn)出的效應較為強烈，沖擊滯后期也較長，即從股價到實體經(jīng)濟的傳導過程存在阻塞。因此，貨幣政策的股價傳導效應不顯著，傳導渠道不通暢。 </p><p><b>　　結論與政策建議 </b>

25、</p><p>　　本文通過SVAR模型檢驗我國貨幣政策的股價傳導效應，發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供應量（M2） 、銀行間7天同業(yè)拆借利率（R）、滬深300指數(shù)（SP）、全國居民消費價格指數(shù)（CPI）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之間存在長期均衡關系，其中，貨幣政策對股價存在顯著影響，但股價對產(chǎn)出和通脹的影響微弱，即我國貨幣政策的股價傳導渠道不通暢，主要是從股價到實體經(jīng)濟的傳導過程存在阻塞。 </p><p&g

26、t;　　與國外的成功經(jīng)驗相比，我國股市的投機性較高，利益分配不合理，使消費者難以形成持久的收入預期，以致于股價的上漲對消費的刺激作用有限，影響了財富效應。再者，我國上市公司治理不規(guī)范，雖然股價上升提高了托賓q值，但不能促使公司進行實物投資，導致貨幣政策難以通過股價影響產(chǎn)出，降低了托賓q效應的效果。 </p><p>　　有鑒于此，要提高貨幣政策的股價傳導效率首先要完善我國的資本市場結構，規(guī)范市場發(fā)展。具體來講，規(guī)

27、范企業(yè)的股份制改造行為，將改善托賓q效應的作用，規(guī)范證券交易市場，加強對金融政策的解釋和會計披露，改善信息不對稱問題，將吸引消費者投資股市，從而加強股市的財富效應。 　　參考文獻： </p><p>　　1.McCandless G and Weber W. Some monetary facts[J]. Federal Reserve Bank of Minneapolis Quarterly Review，

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