繆 露

(蘇州大學(xué) 商學(xué)院,江蘇 蘇州 215021)

一、貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制概述

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制是指利用一定的貨幣政策手段,通過貨幣政策中介目標(biāo),最終實(shí)現(xiàn)貨幣政策實(shí)體經(jīng)濟(jì)最終目標(biāo)的過程。貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性研究是建立在貨幣非中性,即貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響的基礎(chǔ)之上。

西方關(guān)于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論研究將貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制分為四種途徑:

(一)匯率傳導(dǎo)機(jī)制

匯率傳導(dǎo)理論的主要理論基礎(chǔ)是蒙代爾—弗萊明模型。它認(rèn)為,浮動(dòng)匯率制度下擴(kuò)張或緊縮的貨幣政策會(huì)導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量的變化,貨幣供應(yīng)量的變化會(huì)引起利率的變化,利率的變化又促使匯率發(fā)生變化,從而改變凈出口量,最終影響總產(chǎn)出的變化。以擴(kuò)張的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制為例:

(二)利率傳導(dǎo)機(jī)制

利率傳導(dǎo)機(jī)制的理論基礎(chǔ)是傳統(tǒng)的凱恩斯主義觀點(diǎn),其強(qiáng)調(diào)實(shí)際利率對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用。貨幣供應(yīng)量增加后,促使利率下降,從而促進(jìn)投資增長(zhǎng),投資增加通過乘數(shù)作用,就可以促成總產(chǎn)出的增長(zhǎng)。同樣以擴(kuò)張的貨幣政策為例:

(三)資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制

1.托賓Q效應(yīng)

托賓的Q理論中的Q指真實(shí)資本的當(dāng)期股票市場(chǎng)價(jià)格與該真實(shí)資本的當(dāng)期重置成本的比率。即:

若Q值大于1,相對(duì)于企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值來說新建成本就比較低,公司股權(quán)籌資的代價(jià)高于重置成本,此時(shí)企業(yè)傾向于棄舊置新;若Q值小于1,相對(duì)于資本的重置成本來說企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值就比較低,企業(yè)不會(huì)購(gòu)買新的廠房設(shè)備。

在擴(kuò)張的貨幣政策下,貨幣供應(yīng)量的上升會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)利率的下降,利率的下降又會(huì)引起企業(yè)股價(jià)的上升,股價(jià)上升會(huì)使Q值上升,Q值上升意味著企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值相對(duì)于重置成本在上升,所以企業(yè)會(huì)增加投資,總產(chǎn)出也會(huì)隨之上升。其作用機(jī)理可用下圖表示:

2.消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)

消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)補(bǔ)充了貨幣政策對(duì)消費(fèi)的影響,以莫迪格利安尼提出的生命周期模型為理論基礎(chǔ),即居民的消費(fèi)支出是由生命周期中的總收入(人力資本、實(shí)物資本和金融資產(chǎn)之和)來決定的。當(dāng)貨幣供應(yīng)量上升時(shí),會(huì)使利率下降,利率下降則會(huì)導(dǎo)致股票價(jià)格上升,這就意味著消費(fèi)者的財(cái)富上升,于是消費(fèi)者的消費(fèi)支出也會(huì)增加,最終促進(jìn)總產(chǎn)出上升。其傳導(dǎo)機(jī)理可表示為:

(四)信貸傳導(dǎo)機(jī)制

信貸傳導(dǎo)機(jī)制強(qiáng)調(diào)了銀行貸款在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用,以貨幣擴(kuò)張為例,銀行貸款渠道下的貨幣政策的傳導(dǎo)過程為:

擴(kuò)張性貨幣政策→銀行貸款↑→投資↑→產(chǎn)出↑

貨幣政策的該傳導(dǎo)過程并不依靠利率傳導(dǎo)機(jī)制,而是通過直接影響信貸市場(chǎng)上供求發(fā)揮作用。

二、貨幣政策資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)來源

本文主要對(duì)貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行研究。數(shù)據(jù)來自www.pbc.gov.cn以及CCER經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。

本文研究采用2002—2009年的月度或季度數(shù)據(jù)。包括:貨幣供應(yīng)量M0,M1,M2;名義利率為企業(yè)一年期貸款利率;企業(yè)商品價(jià)格指數(shù);股票價(jià)格以上證A股最高綜合股價(jià)指數(shù)為代表(P);社會(huì)消費(fèi)品零售總額(Cons);每月新增固定資產(chǎn)投資額(Inves);金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額(LOAN);城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(Y)。

企業(yè)商品交易價(jià)格指數(shù)(CGPI)是反映國(guó)內(nèi)企業(yè)之間物質(zhì)商品集中交易價(jià)格變動(dòng)的統(tǒng)計(jì)指標(biāo),是比較全面的測(cè)度通貨膨脹水平和反映經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的綜合價(jià)格指數(shù)。

因此,以i表示實(shí)際利率:

(二)實(shí)證分析

實(shí)證研究過程均通過E-VIEWS3.1軟件完成。

1.M0、M1、M2與實(shí)際利率的相關(guān)系數(shù)矩陣

M0 M1 M2 i M0 1.00000 0.96178 0.96191 -0.88269 M1 0.96178 1.00000 0.99636 -0.89296 M2 0.96191 0.99636 1.00000 -0.88313 i -0.88269 -0.89296 -0.88313 1.00000

由結(jié)果可以看出,M0、M1、M2實(shí)際利率的相關(guān)程度均較高,相比較而言,i與M1的相關(guān)程度最大,因此本文以M1作為貨幣供應(yīng)量的代表。

2.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)研究序列是否存在單位根,也即檢驗(yàn)各時(shí)間序列的平穩(wěn)性。結(jié)果如下表所示:

ADF單位根檢驗(yàn) 臨界值變量 檢驗(yàn)形式 ADF檢驗(yàn)值 1% 5% 10%Cons (C,T,2) -2.0522 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(Cons) (C,T,2) -5.5680 -4.0602 -3.4586 -3.1551 i (C,T,2) -2.1613 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(i) (C,T,2) -4.6466 -4.0602 -3.4586 -3.1551 Inves (C,T,2) -3.5387 -4.0591 -3.4581 -3.1548 M1 (C,T,2) 2.3840 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(M1) (C,T,2) -4.0404 -4.0602 -3.4586 -3.1551 P (C,T,2) -2.4083 -4.0591 -3.4581 -3.1548 D(P) (C,T,2) -3.3821 -4.0602 -3.4586 -3.1551

D表示一階差分;檢驗(yàn)形式(C,T,K)中的 C、T、K分別表示單位根檢驗(yàn)方程中包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)。

由檢驗(yàn)可以看出,除每月新增固定資產(chǎn)投資額為平穩(wěn)序列,即I(0)以外,其余變量均為一階單整序列,即I(1)。

3.貨幣供應(yīng)量對(duì)實(shí)際利率的影響

(1)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的前提是:如果兩個(gè)變量都是單整變量,且單整階數(shù)相同時(shí),可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。當(dāng)兩個(gè)變量通過協(xié)整檢驗(yàn)時(shí),則說明兩個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系;反之,兩個(gè)變量不能通過協(xié)整檢驗(yàn),則不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由于M1和i滿足一階單整過程,因此我們可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),以判斷兩者之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

檢驗(yàn)結(jié)果表明,貨幣供應(yīng)量和利率之間確實(shí)存在長(zhǎng)期關(guān)系。

Likelihood Ratio 5%CriticalValue 1%CriticalValue Hypothesized 33.95289 15.41 20.04 None**

(2)Granger因果檢驗(yàn)

Null Hypothesis: F-Statistic Probability I does not Granger Cause M1 6.58418 0.00215 M1 does not Granger Cause I 1.77141 0.17604

因果檢驗(yàn)結(jié)果表明,利率是引起貨幣供應(yīng)量變化的原因,而貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)并不能成為利率變動(dòng)的原因,這與我國(guó)利率管制的現(xiàn)狀是符合的。

4.實(shí)際利率對(duì)股票價(jià)格的影響

(1)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由于i和P同樣滿足I(1)過程,因此對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),結(jié)果表明,實(shí)際利率和股價(jià)指數(shù)之間同樣存在長(zhǎng)期關(guān)系。

Likelihood Ratio 1%CriticalValue 5%CriticalValue Hypothesized 6.966664 3.74 6.4 At most 1**

(2)Granger因果檢驗(yàn)

Null Hypothesis: F-Statistic Probability P does not Granger Cause I 8.02833 0.00566 I does not Granger Cause P 0.06625 0.79746

因果關(guān)系結(jié)果表明,股價(jià)是導(dǎo)致實(shí)際利率變化的結(jié)果,而利率卻不是引起股價(jià)變化的結(jié)果。原因可能為:我國(guó)實(shí)行利率管制,利率常常會(huì)被當(dāng)做央行進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)管理的工具變量,如央行認(rèn)為經(jīng)濟(jì)過熱、股市存有泡沫時(shí),便會(huì)使用利率工具(加息),以實(shí)行緊縮的貨幣政策。

5.股票價(jià)格對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響

(1)托賓Q效應(yīng)

托賓Q效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道下,我們研究股票價(jià)格對(duì)企業(yè)投資的影響,投資以每月新增固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)為代表,同時(shí)引入金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額作為對(duì)企業(yè)投資的解釋變量之一。建立如下模型進(jìn)行分析(對(duì)各變量取對(duì)數(shù)以消除異方差問題):

(2)消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)

消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道下,我們研究股票價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)的影響,居民消費(fèi)數(shù)據(jù)由社會(huì)消費(fèi)品零售總額代表,同時(shí)引入城鎮(zhèn)居民可支配收入作為消費(fèi)水平的解釋變量之一。由于只能獲取城鎮(zhèn)居民可支配收入的季度數(shù)據(jù),因消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)中的數(shù)據(jù)選用2002年3月至2009年6月的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。并建立如下模型:

(三)實(shí)證研究結(jié)論

貨幣政策資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制的托賓Q效應(yīng)和消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)可以由圖1反映,結(jié)合本文實(shí)證分析過程,我們可以檢驗(yàn)圖1傳導(dǎo)過程的效果。

圖1

1.貨幣供應(yīng)量→利率→股票價(jià)格的傳導(dǎo)過程

由以上實(shí)證分析結(jié)果可以看出,我國(guó)貨幣供應(yīng)量與實(shí)際利率、實(shí)際利率與股票價(jià)格之間確實(shí)存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。利率會(huì)導(dǎo)致我國(guó)總體貨幣供應(yīng)量的變動(dòng),貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)卻不會(huì)引起利率波動(dòng);股價(jià)會(huì)導(dǎo)致實(shí)際利率的變化,實(shí)際利率變動(dòng)卻不是導(dǎo)致股價(jià)變動(dòng)的原因。這說明,貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)渠道在圖1的左半部分的傳導(dǎo)并不通暢。

2.貨幣政策通過股票價(jià)格對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)過程

在引入了金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額以及城鎮(zhèn)居民可支配收入這兩個(gè)解釋變量以后,我們研究了圖1貨幣政策虛線右半部分中的傳導(dǎo)過程。由回歸方程可以看出:

(1)托賓Q效應(yīng):金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額和股票價(jià)格的t統(tǒng)計(jì)量都能通過檢驗(yàn),表明滯后三期(月)的股票價(jià)格和滯后兩期(月)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額確實(shí)能對(duì)企業(yè)的投資行為產(chǎn)生影響。但是P相對(duì)于LOAN而言,影響力顯然較弱。除了t統(tǒng)計(jì)量的顯著差異以外,由回歸方程系數(shù)可以看出,LOAN每增加1%,會(huì)引起兩期后的投資增加1.1918%;而P每增加1%,僅引起三期后的投資增加0.2289%。此外,回歸方程的決定系數(shù) R2=0.55,說明回歸方程的擬合程度有所缺陷,說明回歸方程不能很好地?cái)M合影響企業(yè)投資行為的所有重要因素。我國(guó)企業(yè)現(xiàn)代企業(yè)制度尚未建立健全,可能存在很多影響企業(yè)投資行為的非市場(chǎng)因素。

(2)消費(fèi)財(cái)富效應(yīng):當(dāng)期城鎮(zhèn)居民可支配收入以及滯后四期(季度)的股票價(jià)格對(duì)居民的消費(fèi)行為的影響力均能通過t檢驗(yàn)。當(dāng)期城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%,居民消費(fèi)增加0.3060%;股票價(jià)格每增長(zhǎng)1%,引起四期即一年后居民消費(fèi)增加0.3510%。貨幣政策的消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)確實(shí)存在,但是影響力較弱。此外,回歸方程的決定系數(shù)R2=0.64,說明該方程在一定程度上能夠擬合我國(guó)居民消費(fèi)函數(shù)。

3.原因分析

由上述結(jié)論分析可以看出,我國(guó)貨幣政策在貨幣供應(yīng)量→利率→股票價(jià)格的傳導(dǎo)過程并不通暢;同時(shí),雖然托賓Q效應(yīng)和消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)存在,但是影響力卻并不大,主要原因如下:

(1)我國(guó)利率市場(chǎng)化尚未徹底完成、利率形成機(jī)制不靈活,利率無法真實(shí)反映資金供求關(guān)系,因此利率在我國(guó)只是一種操作工具,而無法成為傳導(dǎo)中介。

(2)資產(chǎn)價(jià)格渠道發(fā)揮作用必須要建立在健全的資本市場(chǎng)上,但是我國(guó)股票市場(chǎng)并不規(guī)范,股票價(jià)格并未能夠真實(shí)地反映公司真正的價(jià)值。因此,股票價(jià)格對(duì)企業(yè)投資行為的影響力遠(yuǎn)不及金融機(jī)構(gòu)對(duì)其貸款的作用來得大。

(3)消費(fèi)財(cái)富效應(yīng)的產(chǎn)生也需要建立在一定的前提下,即股票資產(chǎn)在居民財(cái)富中占有舉足輕重的地位,否則貨幣政策無法通過股票價(jià)格來影響居民的總財(cái)富,繼而影響到居民的消費(fèi)行為。然而在我國(guó),居民資產(chǎn)仍以儲(chǔ)蓄存款形式為主,股票資產(chǎn)的占比并不高,因此,股價(jià)對(duì)其消費(fèi)行為的影響并不顯著。

三、我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的對(duì)策與建議

(一)加快我國(guó)利率市場(chǎng)化進(jìn)程

我國(guó)當(dāng)前還處于利率市場(chǎng)化進(jìn)程中,利率作為貨幣政策的傳輸渠道并不通暢。利率作為宏觀調(diào)控的重要工具,需要發(fā)揮其傳導(dǎo)功能。因此,加快推進(jìn)利率市場(chǎng)化進(jìn)程,優(yōu)化利率結(jié)構(gòu),建立一個(gè)央行能夠?qū)嵤╅g接調(diào)控的市場(chǎng)化利率體系顯得尤為重要。在正確處理防范金融風(fēng)險(xiǎn)與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系的同時(shí),要積極推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革,逐步建立市場(chǎng)供求決定金融機(jī)構(gòu)存貸款利率水平的市場(chǎng)利率體系。

(二)加快我國(guó)金融市場(chǎng)的建設(shè)

要加快我國(guó)金融市場(chǎng)建設(shè),就必須改善我國(guó)貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)長(zhǎng)期分割的現(xiàn)狀,使資金在整個(gè)金融市場(chǎng)自由流動(dòng)。貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)作為貨幣政策傳導(dǎo)的市場(chǎng)載體,發(fā)揮著極其重要的作用。然而由于我國(guó)貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)在管理和經(jīng)營(yíng)體制上的分離,貨幣政策在兩個(gè)市場(chǎng)之間的傳導(dǎo)并不通暢。因此在大力發(fā)展貨幣市場(chǎng)的同時(shí),完善資本市場(chǎng),尤其是股票市場(chǎng),真正發(fā)揮股市作為“宏觀經(jīng)濟(jì)晴雨表”的功能。此外,也要提高我國(guó)參與金融市場(chǎng)交易的主體素質(zhì),使投融資主體的市場(chǎng)交易行為更為規(guī)范與理性。

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