摘要:貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制主要通過兩種途徑實(shí)現(xiàn):一種是基于Q理論的“托賓效應(yīng)”，另一種是基于莫迪利亞尼的“消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)”。隨著我國股票市場的迅速發(fā)展，部分學(xué)者對托賓效應(yīng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用進(jìn)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(nèi)生產(chǎn)總值GDP，借助協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明:托賓效應(yīng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用有限，貨幣政策主要通過其他傳導(dǎo)途徑發(fā)揮作用。

關(guān)鍵詞:協(xié)整檢驗(yàn);格蘭杰因果檢驗(yàn);貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)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(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:1674-2265(2009)09-0050-05

一、理論基礎(chǔ)和文獻(xiàn)回顧

(一)理論基礎(chǔ)

經(jīng)過長期理論研究，一般認(rèn)為貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制包括四種:利率傳導(dǎo)機(jī)制、信貸傳導(dǎo)機(jī)制、資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制和匯率傳導(dǎo)機(jī)制。其中資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制通過兩種途徑實(shí)現(xiàn):一種是基于Q理論的“托賓效應(yīng)”，另一種是基于莫迪利亞尼的“消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)”。

托賓的Q理論揭示了貨幣經(jīng)由股票市場而作用于投資的一種可能，反映了股票價(jià)格和投資支出的相互關(guān)系。Q是一個比值，被定義為:按照金融市場估價(jià)的企業(yè)的價(jià)值對企業(yè)現(xiàn)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(jià)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(xiàng)資本資產(chǎn)而言，它提供了一個存量市場估價(jià)與重置成本的對比度，從而對該資本資產(chǎn)的后續(xù)增量投資產(chǎn)生了直接的影響。當(dāng)Q上升時，企業(yè)可以通過發(fā)行新股籌集資金進(jìn)行投資，投資支出增加;當(dāng)Q很低時，企業(yè)可以通過購買其他企業(yè)而獲得已經(jīng)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(dǎo)機(jī)制如下:貨幣供應(yīng)↑→股票價(jià)格↑→Q↑→投資支出↑→總產(chǎn)出↑。即當(dāng)貨幣供應(yīng)增加時，更多的貨幣流向股票市場，股票價(jià)格上升，結(jié)果是股票價(jià)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(yè)在市場價(jià)值上升時可以通過并購、增發(fā)新股等手段進(jìn)行擴(kuò)張和投資。

托賓的Q值比較真實(shí)地反映了公司的內(nèi)在價(jià)值與市場價(jià)值之間的關(guān)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(chǎn)的比率作為Q值的替代值，這樣再結(jié)合傳統(tǒng)的市盈率和市凈率指標(biāo)來對上市公司進(jìn)行分析以及價(jià)值度量，可以排除市盈率的局限性，將市價(jià)、利潤與資產(chǎn)結(jié)合起來統(tǒng)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(jié)虛擬經(jīng)濟(jì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的重要根據(jù)。托賓Q值常用的計(jì)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(yōu)先股的價(jià)值，DEBT是公司的負(fù)債凈值，TA是公司的總資產(chǎn)賬面值。而在我國上市公司股權(quán)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(chǎn)表示，股改完成后則不存在這種差別。

(二)文獻(xiàn)回顧

對基于托賓效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，我國的相關(guān)研究并不豐富，進(jìn)行系統(tǒng)研究的尤其少，只是在研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中涉及到托賓Q效應(yīng)，且基本停留在運(yùn)用數(shù)據(jù)進(jìn)行較為簡單的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)階段。尤其是針對股權(quán)分置時期Q理論的有效性方面，并沒有運(yùn)用理論及數(shù)理方法對Q值與投資是否存在相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析的文獻(xiàn)。胡冬梅(2008)運(yùn)用協(xié)整分析以及格蘭杰因果檢驗(yàn)對我國1994—2007年第二季度的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析，分別檢驗(yàn)了我國貨幣政策在利率傳導(dǎo)途徑、匯率傳導(dǎo)途徑、托賓的Q效應(yīng)和居民的財(cái)富效應(yīng)傳導(dǎo)途徑以及銀行信貸渠道中的有效性。實(shí)證分析得出的基本結(jié)論是:我國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性較弱，以上四種傳導(dǎo)途徑在我國都不暢通。譙璐璐(2008)采用相關(guān)系數(shù)、單位根檢驗(yàn)、協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗(yàn)對我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)下2000—2007年季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明貨幣渠道或信貸渠道不能獨(dú)立對貨幣政策的傳導(dǎo)發(fā)揮作用，而是需要共同作用影響經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，且相比而言貨幣渠道更為重要。在轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)下，短期完善信貸渠道長期規(guī)劃貨幣渠道成為提高貨幣政策傳導(dǎo)有效性的關(guān)鍵。但二者在研究托賓的Q效應(yīng)時都是以上證指數(shù)代替Q值，難免出現(xiàn)偏差。故本文在現(xiàn)有研究成果基礎(chǔ)上，選取最新的數(shù)據(jù)，針對我國資本市場發(fā)展的實(shí)際情況，檢驗(yàn)基于托賓效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道是否通暢和有效。

二、計(jì)量分析

(一)研究方法和數(shù)據(jù)選取

本文選取廣義貨幣M2作為貨幣供應(yīng)量指標(biāo)。廣義貨幣M2是中央銀行貨幣政策的主要目標(biāo)，并且其數(shù)量在金融中介機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)中占絕大部分(約80%—90%)。M2不僅反映現(xiàn)實(shí)的購買力，還反映潛在的購買力;狹義貨幣M1僅反映經(jīng)濟(jì)中的現(xiàn)實(shí)購買力。若M1增速較快，則消費(fèi)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(yè)銀行可以據(jù)此判定貨幣政策。由于本文研究貨幣供應(yīng)量與Q值和投資的關(guān)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(chǎn)投資作為度量投資I的指標(biāo)，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為衡量產(chǎn)出的指標(biāo)。

本文首先對變量廣義貨幣M2、Q、投資I和國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，再對四組變量Q與M2、I與Q、GDP與I、GDP與M2進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，然后通過格蘭杰因果檢驗(yàn)探討各組變量之間是否具有統(tǒng)計(jì)上引起和被引起的關(guān)系，在此基礎(chǔ)上結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況，分析基于托賓效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)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(chǎn)品市場上重新購買一個工廠或機(jī)器設(shè)備的成本，它不僅包括有形資產(chǎn)，還包括企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表上的其他項(xiàng)目，而證券的市場價(jià)值既包括股票也包括債務(wù)，反映的是股票持有者對某一公司資產(chǎn)的剩余索取權(quán)的價(jià)格的預(yù)期。在進(jìn)行Q值的計(jì)算時，國內(nèi)文獻(xiàn)中給出的方法多種多樣。袁緒亞等(2001)用公司總資產(chǎn)替代重置成本來計(jì)算Q值。由于國內(nèi)長期存在的股權(quán)分置問題，文獻(xiàn)中關(guān)于計(jì)算Q值的討論主要集中在存在非流通股時公司市值應(yīng)該怎樣計(jì)算，較為普遍的算法是用每股凈資產(chǎn)代替非流通股價(jià)格，用以計(jì)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(chǎn)。本文通過對Chung和Pruitt(1994)的方法進(jìn)行修正，計(jì)算托賓Q值，計(jì)算公式如下:

其中MV1表示非流通市值，用每股凈資產(chǎn)代替非流通股價(jià)格，用以計(jì)算非流通市值;MV2表示流通市值;DEBT是公司的負(fù)債凈值，利用負(fù)債減去流動資產(chǎn)進(jìn)行衡量，而TA則為總資產(chǎn)的賬面價(jià)值。為了能夠縱向討論我國A股市場從股權(quán)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(diǎn)對托賓Q值進(jìn)行了測算。在WIND數(shù)據(jù)庫中分別選擇到2006年底、2007年底和2008年3月的三個時點(diǎn)為止的所有已經(jīng)完成股權(quán)分置改革的股票，在剔除其中的ST或曾經(jīng)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(jìn)行中國股票市場目前Q值的計(jì)算和區(qū)間分類。通過對2006年底A股所有上市公司Q值的計(jì)算，我們發(fā)現(xiàn)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(shù)據(jù)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(diào)整，仍舊有98%的公司具有大于1的托賓Q值。三個時點(diǎn)中擁有最大Q值的三家公司分別為張?jiān)(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(xì)研究托賓Q值的變化，不難發(fā)現(xiàn)，市場價(jià)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(xiàn)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(jīng)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(xiàn)了托賓Q值全部大于1的情況。這種現(xiàn)象產(chǎn)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(huán)境下，人們的投資熱情高漲，另一方面是由于我們在計(jì)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(dǎo)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(guān)數(shù)據(jù)選取。市場的托賓Q比率，其計(jì)算方法與(1)式中公司的托賓Q比率計(jì)算方法類似，用市場的均值代替各股，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的時期與市場價(jià)值時期選擇一致，計(jì)算2002年第二季度到2007年第三季度的Q值①。在保證數(shù)據(jù)可得性與可靠性的基礎(chǔ)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(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道的效果，其中M2、I和GDP的計(jì)量單位為萬億元。

(二)單位根檢驗(yàn)

為了保證回歸結(jié)果的無偏性、有效性和最佳性，我們利用Eviews5.0先后對相關(guān)變量的水平值和一階差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1中的數(shù)據(jù)可知，M2、Q、I和GDP時間序列的ADF統(tǒng)計(jì)量大于10%顯著性水平下的臨界值，接受原假設(shè)，時間序列含有單位根，是非平穩(wěn)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(wěn)序列。

(三)變量的協(xié)整檢驗(yàn)

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(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)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(jì)具有偏差，故采用Johansen檢驗(yàn)法對各組變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。JJ檢驗(yàn)法是基于動態(tài)分布滯后模型(VAR)來估計(jì)模型的長期均衡關(guān)系，以得出一個有效無偏估計(jì)。

在檢驗(yàn)之前，必須首先確定 VAR模型的結(jié)構(gòu)。運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)選擇滯后階數(shù)，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數(shù)為二階來構(gòu)建VAR模型。其檢驗(yàn)方法是首先計(jì)算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協(xié)整關(guān)系和存在一個協(xié)整關(guān)系等假設(shè)前提下的跡值進(jìn)行比較，當(dāng)回歸方程的跡值大于假設(shè)條件下的Johanson臨界分布值時，拒絕其前提假設(shè)，反之，接受其假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，以檢驗(yàn)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(xié)整關(guān)系。Granger指出，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關(guān)系。因此，下面進(jìn)一步探討上述各組變量之間是否具有統(tǒng)計(jì)上引起和被引起的關(guān)系，以便與實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況進(jìn)行對照。

(四)變量的Granger因果檢驗(yàn)

所謂因果關(guān)系是指變量之間的依賴性，作為結(jié)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(jié)果變量的變化。Granger因果檢驗(yàn)通常有兩種方法:一種是成對Granger因果檢驗(yàn);另一種是基于VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)。

1. 成對Granger因果檢驗(yàn)。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家格蘭杰從預(yù)測的角度賦予因果關(guān)系新的含義，他在考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因時采用這樣的方法:先估計(jì)當(dāng)前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗(yàn)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(shù)具有統(tǒng)計(jì)的顯著性。從以上的定義可以看出，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)需要估計(jì)以下兩個回歸方程:

其中白噪聲和假定是不相關(guān)的。檢驗(yàn)的零假設(shè)為:

為了檢驗(yàn)此假設(shè)，我們可以采用F檢驗(yàn)。如果拒絕前者而不拒絕后者，則存在由x到y(tǒng)的單向因果關(guān)系，反之相反;如果兩個假設(shè)都不拒絕，則x和y是兩個獨(dú)立的序列;如果兩個假設(shè)都拒絕，則x和y之間存在雙向因果關(guān)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(nèi)生產(chǎn)總值GDP互為格蘭杰原因;廣義貨幣M2是國內(nèi)生產(chǎn)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(yàn)。在檢驗(yàn)之前，必須首先確定VAR模型的結(jié)構(gòu)，運(yùn)用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)選擇滯后階數(shù)，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數(shù)為二階來構(gòu)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(nèi)生產(chǎn)總值GDP互為格蘭杰原因;廣義貨幣M2和國內(nèi)生產(chǎn)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(jié)論

從上述計(jì)量分析的結(jié)果來看，基于托賓效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道并不暢通，主要是中間環(huán)節(jié)“Q↑→投資I支出↑”中斷。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)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(jìn)投資I的增加。廣義貨幣M2是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP變動的格蘭杰原因，表明貨幣供應(yīng)量能顯著地影響產(chǎn)出，貨幣政策主要是通過其他的傳導(dǎo)渠道發(fā)揮作用。

托賓Q理論的核心是企業(yè)在市場價(jià)值上升時可以通過并購、增發(fā)新股等手段進(jìn)行擴(kuò)張和投資。這就需要存在一個龐大、發(fā)達(dá)、有序、信息暢通的股票市場，生產(chǎn)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(fā)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(guī)律就不能通過市場有效發(fā)揮作用。股票價(jià)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(yè)融資的很大比例，在資本約束機(jī)制缺乏的條件下，銀行貸給企業(yè)的資金不能全部以資本要素的形態(tài)進(jìn)入生產(chǎn)過程，其中一部分資金與產(chǎn)值最大化無關(guān);且相當(dāng)部分企業(yè)無法在股票市場融資，因此股票價(jià)格的變動只影響為數(shù)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(jīng)營者還普遍存在著經(jīng)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(yè)務(wù)，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(fā)揮作用的條件。這也使得我國股票價(jià)格變動對投資的效應(yīng)不如市場經(jīng)濟(jì)較成熟的國家。此外，我國貨幣政策影響股票價(jià)格的方向是不確定的，股票價(jià)格隨利率上升而一起上升的現(xiàn)象屢屢發(fā)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(nèi)還很難有所作為。

注:

①Q(mào)值數(shù)據(jù)計(jì)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(xiàn)下移趨勢[J].金融發(fā)展研究，2008，(4).

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(責(zé)任編輯 代金奎)