徐 梅

(西北政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西 西安 710063)

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貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)及宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的有效性研究

徐 梅

(西北政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西 西安 710063)

貨幣政策調(diào)整可以影響個(gè)人的消費(fèi)、投資行為，個(gè)人行為的累積會(huì)形成宏觀的金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，通過信貸和融資將金融資本轉(zhuǎn)化為實(shí)物資本，從而達(dá)到對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。本文通過構(gòu)建Sidrauski模型，提出貨幣政策的影響路徑假說，并構(gòu)建ARDL-ECM計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響效果比對宏觀經(jīng)濟(jì)更有效，短期調(diào)整比長期影響更有效。

貨幣政策；金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)；宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；Sidrauski模型；ARDL-ECM

一、引 言

自2010年以來，我國經(jīng)濟(jì)增長速度持續(xù)下行，呈階梯式回落之勢。GDP增長速度從2010年的10.3%逐步下降到2014年的7.3%，人均GDP增長速度則從2010年的10.1%，下降到2014年的6.7%。我國經(jīng)濟(jì)增長速度的回落使得個(gè)人、企業(yè)、政府三大需求同時(shí)收縮，工業(yè)生產(chǎn)回落，部分地區(qū)財(cái)政收入下降、失業(yè)問題嚴(yán)重，股市風(fēng)險(xiǎn)、銀行風(fēng)險(xiǎn)大幅提高。與此同時(shí)，我國政府也積極尋求有效的貨幣政策和財(cái)政政策刺激經(jīng)濟(jì)，阻礙經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步下行。就貨幣政策而言，我國央行自2012年以來8次調(diào)低存貸款基準(zhǔn)利率，目前一年期存款利率已低至1.5%。貨幣供應(yīng)量則持續(xù)增加，伴隨著經(jīng)濟(jì)增速放緩，結(jié)果反而導(dǎo)致了通貨膨脹。隨著我國穩(wěn)健寬松貨幣政策的實(shí)施，為什么促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)增長的收效甚微？筆者認(rèn)為，有必要對貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)途徑和調(diào)控效果進(jìn)行分析。

研究貨幣政策對經(jīng)濟(jì)增長的影響，是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心內(nèi)容。傳統(tǒng)的IS-LM模型說明了貨幣政策通過貨幣供給的變化，使LM曲線移動(dòng)，改變了均衡利率，刺激了投資，從而擴(kuò)大了產(chǎn)品與服務(wù)的需求。因此，貨幣政策的傳導(dǎo)方式有兩大類：貨幣渠道和信貸渠道。貨幣渠道通過改變經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的貨幣供應(yīng)量來影響利率從而影響投資與消費(fèi)，達(dá)到影響經(jīng)濟(jì)的最終目的；信貸渠道通過貨幣供給的變化或利率的變化影響銀行信貸資金和股市融資的可得性，從而進(jìn)一步影響投資與消費(fèi)，最終影響宏觀經(jīng)濟(jì)。因此，貨幣政策要實(shí)現(xiàn)對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響有兩條傳導(dǎo)路徑：一是貨幣政策通過影響個(gè)人、企業(yè)的消費(fèi)和投資，從而達(dá)到影響宏觀經(jīng)濟(jì)的目的；二是貨幣政策從中央銀行到商業(yè)銀行、股市等金融市場和資本市場，從而達(dá)到對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響目的。

對于貨幣政策有效性的分析是基于20世紀(jì)70年代興起的新古典主義學(xué)派的相關(guān)理論。該學(xué)派在貨幣政策分析中引入理性預(yù)期假設(shè)，并將連續(xù)市場出清假設(shè)與理性預(yù)期假設(shè)相結(jié)合，構(gòu)建包含貨幣政策的宏觀經(jīng)濟(jì)周期模型來研究貨幣政策對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響效果，提出了貨幣政策無效性的命題，即：預(yù)期到的貨幣政策對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)沒有影響，只有預(yù)料之外的貨幣政策才會(huì)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響。巴羅[1]通過實(shí)證驗(yàn)證了該命題，即：預(yù)期到的貨幣變動(dòng)與價(jià)格變動(dòng)是一一對應(yīng)的，只有未預(yù)期到的貨幣變動(dòng)才能影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。而新凱恩斯主義學(xué)派以不完全信息、非市場出清、粘性工資和粘性價(jià)格等理論為基礎(chǔ)，探討經(jīng)濟(jì)增長與貨幣政策之間的關(guān)系，認(rèn)為貨幣政策變動(dòng)會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，而且對未來貨幣政策的預(yù)期會(huì)影響私人部門的投資行為[2]。

貨幣政策操作的指標(biāo)主要監(jiān)控基礎(chǔ)貨幣、銀行利率等，從而達(dá)到影響貨幣供應(yīng)量，最終影響國民經(jīng)濟(jì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。McCandless & Webe[3]對110個(gè)國家近30年的貨幣供應(yīng)量和總產(chǎn)出之間的變化關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量增長率與總產(chǎn)出增長率之間沒有關(guān)系。Boschen & Mills[4]分析了不同類型貨幣，比如：通貨、銀行存款和銀行儲(chǔ)備等在實(shí)際沖擊之后對產(chǎn)出增長的影響效果，發(fā)現(xiàn)實(shí)際沖擊可以影響產(chǎn)出增長的部分原因，貨幣供應(yīng)量對產(chǎn)出增長變化沒有解釋能力。Fry[5]針對發(fā)展中國家的研究表明，提高實(shí)際利率有助于儲(chǔ)蓄的形成和投資的增長，因此實(shí)際利率對經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響。劉金全[6]分別使用貨幣供應(yīng)量和利率來作為貨幣政策的工具進(jìn)行度量，結(jié)果表明，貨幣政策具有不對稱性，即：緊縮性貨幣政策對產(chǎn)出的抑制作用要強(qiáng)于擴(kuò)張性貨幣政策對產(chǎn)出的促進(jìn)作用。Yunus & Leon-Ledesma[7]使用短期名義利率作為貨幣政策的相關(guān)指標(biāo)，對英國和美國二戰(zhàn)后的經(jīng)濟(jì)周期變動(dòng)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)長期中名義利率對實(shí)際產(chǎn)出沒有影響。鄭澤華[8]分析了儲(chǔ)蓄分流對貨幣政策傳導(dǎo)效率的影響，認(rèn)為儲(chǔ)蓄分流削弱了金融體系的貨幣派生能力，導(dǎo)致了貨幣政策的傳導(dǎo)不利。秦麗[9]研究發(fā)現(xiàn)我國居民金融資產(chǎn)選擇行為對利率的敏感性較低，制約了利率對宏觀經(jīng)濟(jì)的作用效果。金中夏、洪浩、李宏瑾[10]通過動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型(DSGE)，分析利率市場化對貨幣政策有效性的影響，認(rèn)為利率市場化將有助于貨幣政策中利率傳導(dǎo)渠道更加通暢，利率上升可以減少宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

目前，研究貨幣政策影響效果和傳導(dǎo)機(jī)制的方法更為豐富。Tobin[11]將貨幣變量引入經(jīng)濟(jì)增長模型，建立了貨幣供應(yīng)量增長率對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)過程，認(rèn)為在穩(wěn)定水平下，貨幣供給量增長率對穩(wěn)態(tài)產(chǎn)出增長率具有正向影響效應(yīng)，此效應(yīng)稱為“Tobin效應(yīng)”。Sidrauski[12]將貨幣因素引入效用函數(shù)，并將效用函數(shù)與生產(chǎn)函數(shù)相結(jié)合，在內(nèi)生框架下研究貨幣供應(yīng)量變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了貨幣供應(yīng)量的“超中性”性質(zhì)，即：無論是貨幣供應(yīng)量的水平值變化還是增長率變化，在長期內(nèi)對產(chǎn)出都沒有影響。Lucas[13]以世代交疊模型為基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)貨幣供給中非預(yù)期沖擊確實(shí)影響產(chǎn)出的波動(dòng)。King & Plosser[14]通過建立具有貨幣變量的真實(shí)經(jīng)濟(jì)周期模型(RBC)研究貨幣沖擊對實(shí)際產(chǎn)出的傳導(dǎo)機(jī)制。陸軍、舒元[15]運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)中國在1978-2000年期間，長期內(nèi)產(chǎn)出是貨幣供應(yīng)量的Granger原因，但反過來貨幣供應(yīng)量不是產(chǎn)出的Granger原因，因此試圖通過貨幣政策影響經(jīng)濟(jì)增長是不可能的。劉霖、靳云匯[16]采用協(xié)整和向量自回歸模型對貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為在長期內(nèi)貨幣擴(kuò)張能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，而又不一定造成通貨膨脹。郭明星、劉金全、劉志剛[17]使用具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的向量誤差修正模型(MS-VECM)，研究了貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出之間的長期均衡關(guān)系和短期波動(dòng)關(guān)系。研究結(jié)果表明，樣本期間我國貨幣供應(yīng)量與產(chǎn)出水平之間存在長期均衡關(guān)系，并且貨幣政策具有非對稱性。閆力、劉克宮、張次蘭[18]利用1998年1月到2009年3月的月度數(shù)據(jù)，采用HP濾波法分離出M1、GDP、CPI增長率序列的趨勢成分和波動(dòng)成分，運(yùn)用VAR模型及其脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國貨幣政策有效性進(jìn)行了研究，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量M1對產(chǎn)出的影響效應(yīng)不如價(jià)格效應(yīng)，而且貨幣政策效應(yīng)呈現(xiàn)非對稱性，其緊縮效益大于擴(kuò)張效應(yīng)。

綜上所述，國內(nèi)外以往對貨幣政策有效性的研究側(cè)重于貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)最終形成的影響效果的分析上，而貨幣政策的影響方式和途徑?jīng)]有詳細(xì)的研究。由于貨幣供應(yīng)量、利率的改變是通過影響個(gè)人、企業(yè)的消費(fèi)、投資行為，繼而影響銀行信貸和債券、股票融資，從而達(dá)到對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。因此，本文試圖通過構(gòu)建模型描述這一影響路徑，揭示貨幣政策的傳導(dǎo)途徑中的阻礙因素，解釋我國貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)影響的有效性問題。

二、含有貨幣政策工具的Sidrauski模型

面對流動(dòng)性貨幣的變化和利率的調(diào)整，個(gè)人會(huì)做出相應(yīng)的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄，以及持有不同類型金融資產(chǎn)的抉擇。個(gè)人行為的累積結(jié)果會(huì)形成宏觀的金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，通過資本市場和金融市場進(jìn)行信貸和融資將金融資本轉(zhuǎn)化為實(shí)物資本，從而達(dá)到影響宏觀經(jīng)濟(jì)的最終目標(biāo)。為了將個(gè)人選擇和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)結(jié)合起來，本文選擇了含有貨幣政策工具的Sidrauski模型作為分析的基礎(chǔ)。Sidrauski在1967年首先提出了效用函數(shù)中的貨幣模型，將微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的個(gè)人效用函數(shù)和宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的生產(chǎn)函數(shù)結(jié)合起來，分析貨幣政策對個(gè)人效用的影響，并進(jìn)而在內(nèi)生框架下分析貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)增長的影響。一般認(rèn)為，由于貨幣可以提供某種服務(wù)，因此它可以直接給個(gè)人帶來效用，個(gè)人在進(jìn)行消費(fèi)和儲(chǔ)蓄抉擇的同時(shí)，還要決定是以貨幣形式還是以物質(zhì)資本的形式持有財(cái)富。

(一)基本模型和假定

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中有很多無限壽命的經(jīng)濟(jì)家庭，除了消費(fèi)和閑暇能帶來效用外，假設(shè)貨幣提供的服務(wù)也能給家庭帶來效用。如果家庭的主觀時(shí)間貼現(xiàn)率為1>β>0，家庭決策者在t=0時(shí)刻所考慮的家庭幸福函數(shù)是家庭所有成員在當(dāng)前和未來所有時(shí)刻效用水平的貼現(xiàn)之和，即為：

(1)

(2)

根據(jù)方程(2)，可知人均預(yù)算約束方程為：

(3)

(4)

在生產(chǎn)方面，假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在一個(gè)代表性廠商，它通過利潤最大化來決定自己雇傭的勞動(dòng)和資本。廠商的生產(chǎn)函數(shù)表示為

Yt=F(Kt,Lt)

(5)

此外，個(gè)人總財(cái)富包括實(shí)物資本和貨幣兩種資產(chǎn)：At=at+mt。因此，個(gè)人預(yù)算約束也可以表示為：

(6)

假設(shè)商品市場和要素市場都是完全競爭市場，同時(shí)企業(yè)每期都可以調(diào)整資本和勞動(dòng)的雇傭水平，以使得每期的利潤都達(dá)到最大化，根據(jù)廠商最優(yōu)化的一階條件有：

rt=Fk(Kt,Lt)-δ

wt=Fl(Kt,Lt)

(7)

其中，F(xiàn)k和Fl分別表示生產(chǎn)函數(shù)F(Kt,Lt)對K和L求偏導(dǎo)，δ為資本折舊率。

因此，個(gè)人行為表現(xiàn)為以下優(yōu)化問題：

(8)

(二)模型求解和一階條件

令A(yù)t=at+mt，表示個(gè)人持有的總財(cái)富水平，根據(jù)方程(3)，得

(9)

由此，根據(jù)消費(fèi)者優(yōu)化問題(8)建立現(xiàn)值Hamilton函數(shù)為：

H=u(ct,mt,1-lt)+λt[Atrt+wt-ct-(rt+πt)mt]

(10)

其中，λ是Hamilton乘子，也稱為個(gè)人總財(cái)富A的共態(tài)變量(當(dāng)然也是a和m的共態(tài)變量)，它表示人均財(cái)富的影子價(jià)格。最優(yōu)化問題的一階條件為：

uc(ct,mt,1-lt)=λt

um(ct,mt,1-lt)=λt(πt+rt)=λt(πt+Fk-δ)

ul(ct,mt,1-lt)=-λtwt=-λtFl

(11)

(三)貨幣政策調(diào)整的外部沖擊

通常政府會(huì)選擇貨幣供給量和利率作為貨幣政策的主要工具，對貨幣供應(yīng)量和利率的調(diào)整作為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行的外生沖擊。假定這兩種沖擊都與前一期沖擊相關(guān)，并存在隨機(jī)性，即：遵循AR(1)過程。

貨幣供給沖擊用下式表示：

mt=ρmmt-1+um,t, 0<ρm<1

(12)

其中，um,t為貨幣供應(yīng)量的當(dāng)期擾動(dòng)，即：反映了貨幣供應(yīng)量調(diào)整的外部沖擊，ρm為相鄰兩期貨幣供應(yīng)量沖擊的相關(guān)系數(shù)。

同理，利率變動(dòng)也可表示為：

rt=ρrrt-1+ur,t, 0<ρr<1

(13)

其中，ur,t為利率的當(dāng)期擾動(dòng)，即：反映了利率調(diào)整的外部沖擊，ρr為相鄰兩期利率沖擊的相關(guān)系數(shù)。

(四)貨幣政策工具對居民財(cái)富和產(chǎn)出的影響推導(dǎo)

使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，假定規(guī)模報(bào)酬不變，即：

(14)

其中，b為資本產(chǎn)出彈性參數(shù)，資本與勞動(dòng)投入要素之間的替代彈性為1。

假設(shè)效用函數(shù)是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的(CRRA)效用函數(shù)，表示為：

(15)

其中，0<α<1，參數(shù)η與γ均為正的實(shí)數(shù)。

家庭當(dāng)期總財(cái)富是由上一期的財(cái)富總額加上工資收入、投資收益以及手持貨幣貶值。其中，投資收益來源主要包括實(shí)物投資和金融資產(chǎn)投資兩個(gè)渠道，表示如下：

(16)

其中將上一期的家庭資產(chǎn)分解為實(shí)物資產(chǎn)k、無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)(包括儲(chǔ)蓄存款和國債等)d和風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)s。將式(12)和式(13)代入(16)，得：

(17)

方程(17)右邊第一項(xiàng)為固定變動(dòng)部分，第二項(xiàng)為利率和貨幣供應(yīng)量調(diào)整沖擊部分?？梢钥闯?，貨幣政策工具是分別作用于居民財(cái)富影響的：利率通過影響居民的投資收益影響居民財(cái)富的變動(dòng)，而貨幣供應(yīng)量是影響居民手持貨幣的貶值程度來影響居民財(cái)富的變動(dòng)。

由式(6)可知，總產(chǎn)出可表示為：

(18)

(19)

方程(19)右邊第一項(xiàng)為固定變動(dòng)部分，第二項(xiàng)為利率和貨幣供應(yīng)量調(diào)整沖擊部分。由此可認(rèn)為，利率的調(diào)整是通過上一期的家庭財(cái)富的實(shí)際價(jià)值變化和當(dāng)期的貨幣供應(yīng)量影響總產(chǎn)出，而貨幣供應(yīng)量的調(diào)整是通過通貨膨脹和利率的調(diào)整影響總產(chǎn)出，并且利率和貨幣供應(yīng)量對產(chǎn)出的影響有交互作用。從隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的組成發(fā)現(xiàn)，利率和貨幣供應(yīng)量對總產(chǎn)出的影響有動(dòng)態(tài)效應(yīng)，即：前一期貨幣供應(yīng)量和利率的變動(dòng)會(huì)影響當(dāng)期的產(chǎn)出波動(dòng)。

基于以上模型推導(dǎo)，本文提出兩個(gè)研究假說：

假說1：利率通過影響居民的投資收益影響居民財(cái)富的變動(dòng)，進(jìn)而影響金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)并最終實(shí)現(xiàn)對宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。

假說2：貨幣供應(yīng)量是通過影響居民手持貨幣和儲(chǔ)蓄存款的的貶值程度來影響居民財(cái)富的變動(dòng)，進(jìn)而影響金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，并達(dá)到對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響目標(biāo)。

貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的傳導(dǎo)途徑如下圖所示：

圖1 貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的傳導(dǎo)路徑

三、模型設(shè)定與實(shí)證分析

(一)變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的指標(biāo)選擇。本文選取宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)中的一致指數(shù)來描述宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)狀況。該指數(shù)由國家統(tǒng)計(jì)局中國經(jīng)濟(jì)景氣監(jiān)測中心測算，一致指數(shù)(Coincidence Index，記為：coi)以1996年作為基期，由工業(yè)生產(chǎn)、就業(yè)、社會(huì)需求、收入等四個(gè)方面指標(biāo)計(jì)算得到，反映了當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的基本走勢。

2.家庭金融資產(chǎn)的指標(biāo)選擇。作為無風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的儲(chǔ)蓄存款一直以來受到了中國居民的偏好，儲(chǔ)蓄存款一直在家庭金融資產(chǎn)中占據(jù)著比較大的比重。債券持有也是居民喜好的一種方式。而作為高風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的股票近年來也越來越受到廣大居民的重視，股票交易變得活躍。此外，保險(xiǎn)準(zhǔn)備金、銀行理財(cái)、基金等也是居民金融資產(chǎn)的組成部分，但是由于分類比較細(xì)，數(shù)據(jù)的取得不具有連貫性，因此在本文的分析中暫不考慮。對家庭而言金融資產(chǎn)作為一種財(cái)富持有，而對宏觀經(jīng)濟(jì)而言，家庭金融資產(chǎn)作為一種投資進(jìn)入社會(huì)生產(chǎn)。因此，本文中居民儲(chǔ)蓄選取金融機(jī)構(gòu)新增人民幣存款(dep)和新增股票流通市值(sto)。

3.貨幣政策指標(biāo)選擇：國內(nèi)外學(xué)者對貨幣政策的研究中，一般選取貨幣供應(yīng)量和利率來衡量。貨幣供應(yīng)量中M0就是流通中的現(xiàn)金，是宏觀調(diào)控市場流動(dòng)性的重要指標(biāo)，因此本文選擇M0反映貨幣供應(yīng)量。由于拆借利率能更好地反映市場利率的變動(dòng)，而且變動(dòng)也更為靈活，因此本文選擇銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率反映利率的變動(dòng)(記為r)。

4.過渡影響指標(biāo)選擇：理論推導(dǎo)認(rèn)為，利率是通過影響金融資產(chǎn)收益從而影響居民對金融資產(chǎn)的選擇，而貨幣供應(yīng)量是通過影響居民手持貨幣和儲(chǔ)蓄存款的貶值程度來影響居民家庭財(cái)富的，因此本文加入資產(chǎn)收益與通貨膨脹的相關(guān)指標(biāo)。儲(chǔ)蓄存款的收益是由存款利率決定的，在一段時(shí)期內(nèi)較為固定，因此本文通過滬、深指數(shù)的收盤價(jià)格計(jì)算股票收益率inct=ln(pt/pt-1)=ln(pt)-ln(pt-1)，其中pt為滬、深股市收盤價(jià)格，然后以滬、深股市的流通市值作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均。通貨膨脹使用CPI環(huán)比指數(shù)來反映。

本文選取2004年1月至2015年10月共130個(gè)月度數(shù)據(jù)，并對各變量數(shù)據(jù)運(yùn)用X-12法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，剔除掉季節(jié)性的周期波動(dòng)。

(二)計(jì)量模型選擇

由于變量為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，各變量有可能存在單整階數(shù)不同的情況，而建立VAR模型或是VEC模型都要求先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，要求變量是同階單整，而由Pesaran[9]發(fā)展起來的自回歸分布滯后模型(ARDL)，不管變量是否為同階單整，都可以用該模型來檢驗(yàn)變量之間的長期關(guān)系。除此之外，ARDL模型還可以通過簡單的線性方法轉(zhuǎn)化為誤差修正模型(ECM)，可以同時(shí)研究變量之間的短期變動(dòng)與長期均衡。

ARDL模型對時(shí)間序列的分析包含兩個(gè)階段：第一階段，建立與該ARDL模型相對應(yīng)的ECM，并計(jì)算出ECM模型中的F統(tǒng)計(jì)量。以此判斷變量間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。第二階段，運(yùn)用ARDL模型，估計(jì)變量之間長期和短期關(guān)系的系數(shù)。

首先考慮到貨幣政策與金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和宏觀經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，構(gòu)建非受限誤差修正模型(UECM)：

(20)

其中，b,c,d,e,f為短期系數(shù)，θ為長期系數(shù)，k為滯后階數(shù)。

對5個(gè)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系做F檢驗(yàn)，即：

H0∶θ1=θ1=…=θ5=0

H1∶θ1,θ2,…,θ5至少有一個(gè)不為0。

F檢驗(yàn)如果拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，建立長期均衡方程：

(21)

同時(shí)，建立短期波動(dòng)方程：

(22)

其中，ECMt-1表示滯后的誤差修正項(xiàng)。

(三)實(shí)證分析過程

1.貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響

(1)協(xié)整檢驗(yàn)

通過AIC和SC準(zhǔn)則確定模型滯后2階，檢驗(yàn)方程(20)中是否全為0，得F統(tǒng)計(jì)量為：F(5,125)=2.9743，伴隨概率p=0.014，即：F統(tǒng)計(jì)量在5%的水平上顯著。這一檢驗(yàn)結(jié)果意味著，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)coi、新增人民幣存款dep、新增股票流通市值sto、貨幣供應(yīng)量M0和利率r之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

(2)ARDL-ECM模型分析

在確定變量之間存在長期均衡關(guān)系后，通過ARDL模型估計(jì)變量之間的長期均衡和短期波動(dòng)。首先使用AIC準(zhǔn)則確定模型中各變量的具體滯后階數(shù)，發(fā)現(xiàn)采用ARDL(2,0,0,2,0)的模型更為合適。長期和短期ARDL-ECM的估計(jì)結(jié)果如表1所示。在長期均衡關(guān)系中，貨幣政策、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)對宏觀經(jīng)濟(jì)均沒有顯著影響。短期波動(dòng)關(guān)系中，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與自己的滯后值是顯著相關(guān)的，波動(dòng)存在慣性變動(dòng)，如果沒有其他因素的變動(dòng)沖擊，波動(dòng)幅度在逐漸減小，當(dāng)期的變動(dòng)是上一期變動(dòng)的70.21%。宏觀經(jīng)濟(jì)的短期波動(dòng)和金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)變動(dòng)并無明顯相關(guān)，但是對貨幣政策調(diào)整卻是敏感的，當(dāng)期的貨幣供應(yīng)量變動(dòng)會(huì)對當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生負(fù)向影響，而貨幣供應(yīng)量滯后一期波動(dòng)卻對當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在正向影響，兩相比較，貨幣供應(yīng)量滯后期的影響更為顯著。宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與利率波動(dòng)之間存在負(fù)相關(guān)，利率波動(dòng)相比貨幣供應(yīng)量波動(dòng)影響的顯著性程度更低，只在10%的水平上顯著。此外，短期波動(dòng)方程中的誤差修正項(xiàng)的系數(shù)并不顯著，也就是說，如果宏觀經(jīng)濟(jì)受到影響偏離長期均衡，自身并沒有能力調(diào)整回到均衡路徑上?；蛘咭部梢哉J(rèn)為，貨幣政策、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)等指標(biāo)的波動(dòng)只會(huì)對宏觀經(jīng)濟(jì)有短期的波動(dòng)影響，而沒有長期的促進(jìn)作用。

表1 ARDL-ECM模型估計(jì)結(jié)果

注：變量形式Δy=y-y(-1)，Δy1=y (-1)-y (-2)；inpt為截距項(xiàng)；[]中為p值;ecm=coi+2.77×10-5×dep+3.60×10-5×sto+2.63×10-3×M0+1.78×r-105.83×inpt。

2.貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)影響的實(shí)證分析

模型估計(jì)的結(jié)果并沒能印證本文設(shè)計(jì)的傳導(dǎo)路徑，為了進(jìn)一步說明貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)作用的傳導(dǎo)途徑中哪一環(huán)節(jié)受到了阻礙，本文又分別對貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響構(gòu)建ARDL-ECM模型。模型構(gòu)建如下：

(1)構(gòu)建UECM：

(23)

接下來對系數(shù)θi(i=1,2,3,4,5)進(jìn)行F檢驗(yàn)，以確定是否有長期均衡關(guān)系。

(2)建立長期均衡方程和短期波動(dòng)方程

長期均衡方程：

(24)

短期波動(dòng)方程：

(25)

其中，ECM1為dep方程的誤差修正項(xiàng)，ECM2為sto方程的誤差修正項(xiàng)。

(3)協(xié)整檢驗(yàn)

通過對貨幣政策與金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的UECM模型系數(shù)θi的檢驗(yàn)結(jié)果見表2，兩個(gè)方程的F統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上顯著，表明貨幣供應(yīng)量M0、利率r、通貨膨脹CPI和股票收益率inc對兩種金融資產(chǎn)均存在長期協(xié)整關(guān)系。

表2 UECM方程的系數(shù)θi檢驗(yàn)結(jié)果

(4)ARDL-ECM估計(jì)

協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了貨幣政策與金融資產(chǎn)之間存在協(xié)整關(guān)系，通過ARDL-ECM模型建立變量之間的長期均衡和短期波動(dòng)關(guān)系，估計(jì)結(jié)果如表3所示。通過AIC準(zhǔn)則判斷方程各變量滯后期，dep方程采用ARDL(2,2,0,1,2)更為合適，而sto方程采用ARDL(2,2,1,0,2)更為合適。接下來對估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較分析，在長期均衡關(guān)系方程中，貨幣供應(yīng)量M0對新增人民幣存款dep存在顯著的負(fù)影響，而股票收益率inc對新增股票流通市值sto存在顯著的正影響。在短期波動(dòng)方程中，新增股票流通市值波動(dòng)對滯后一期的物價(jià)水平波動(dòng)更為敏感，這兩者之間存在正相關(guān)。此外，股票收益率的波動(dòng)也會(huì)影響新增股票流通市值的波動(dòng)。相比較而言，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對新增人民幣存款波動(dòng)的影響更為顯著，此影響為負(fù)的。新增人民幣存款的波動(dòng)與利率的當(dāng)期和滯后期的波動(dòng)都是顯著相關(guān)的，并且呈現(xiàn)負(fù)方向變動(dòng)；而利率的波動(dòng)對股票波動(dòng)的影響具有時(shí)滯性。對于短期波動(dòng)方程中的誤差修正項(xiàng)，分別以dep和sto作為被解釋變量的兩個(gè)方程，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)都為負(fù)值，分別為-0.545和-0.596，并且都在1%的水平上顯著。說明金融資產(chǎn)的短期波動(dòng)對于長期均衡的偏離，在下一年是可以得到修正的。

表3 貨幣政策對金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)影響的ARDL-ECM估計(jì)

注：dep方程的ecm=dep+228.07×CPI-80155×inc+2.8669×M0-91.762×r-8246.8×inpt;

sto方程的ecm=sto+4475.2×CPI-2033277×inc-0.584×M0-2565.1×r+3376.3×inpt。

接下來，將各指標(biāo)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后繪制貨幣政策變量與金融資產(chǎn)變量對宏觀經(jīng)濟(jì)的脈沖響應(yīng)圖(見圖2)，圖中顏色較深的線為金融資產(chǎn)變量，顏色較淺的線為貨幣政策變量。圖中可看到，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對宏觀經(jīng)濟(jì)影響的波動(dòng)幅度最大，會(huì)使得宏觀經(jīng)濟(jì)短期震蕩明顯，而收斂速度也最快，第5期時(shí)基本歸于平穩(wěn)。利率變動(dòng)對宏觀經(jīng)濟(jì)存在正向影響，在第7期左右基本達(dá)到最高，隨后逐漸趨于平穩(wěn)。新增人民幣存款和新增股票流通市值的變化對宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊存在負(fù)向影響，其中新增人民幣存款變化對宏觀經(jīng)濟(jì)的短期波動(dòng)更為明顯。

圖2 各指標(biāo)對coi的脈沖響應(yīng)

圖3 貨幣供應(yīng)量M0對各指標(biāo)的脈沖響應(yīng)

比較貨幣政策中貨幣供應(yīng)量與利率的變化對金融資產(chǎn)及宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊影響(見圖3和圖4)發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量的沖擊振幅在-0.3～0.3之間，而利率的沖擊振幅只在-0.2～0.15之間，可以認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量變化的短期沖擊振幅要明顯大于利率沖擊，尤其對儲(chǔ)蓄存款的沖擊更顯著，但是其影響的持續(xù)性并不強(qiáng)，很快沖擊則歸于平穩(wěn)。利率對儲(chǔ)蓄存款和宏觀經(jīng)濟(jì)存在正向的沖擊作用，對股票資產(chǎn)存在負(fù)向的沖擊作用，并且利率對股票的儲(chǔ)蓄存款和宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊效果更為顯著。利率對儲(chǔ)蓄存款的沖擊作用在第2期就達(dá)到了最大，而對宏觀經(jīng)濟(jì)的沖擊作用在第10期才達(dá)到最大，此后也逐漸收斂，趨于平穩(wěn)，但是其收斂速度要明顯慢于貨幣供應(yīng)量沖擊影響的收斂速度。

圖4 利率r對各指標(biāo)的脈沖響應(yīng)

四、理論分析和結(jié)論建議

(一)理論分析

(1)對假說1的分析。在長期內(nèi)，利率的變化對我國金融資產(chǎn)和宏觀經(jīng)濟(jì)的影響并不明顯，股票市值的變化確實(shí)依賴于投資收益的變化，但是由于利率的調(diào)整更多地是針對銀行系統(tǒng)存貸款所作的，所以無法引起股市投資收益的變動(dòng)。在短期內(nèi)，利率的變動(dòng)確實(shí)會(huì)影響儲(chǔ)蓄存款和股票市值的變動(dòng)，尤其對儲(chǔ)蓄存款的影響效果更為顯著，也會(huì)對宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生影響，并且利率調(diào)整的沖擊最先影響到儲(chǔ)蓄存款的變化。

(2)對假說2的分析。在長期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量對儲(chǔ)蓄存款存在負(fù)向影響，但是這個(gè)影響傳導(dǎo)不到宏觀經(jīng)濟(jì)。短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)對儲(chǔ)蓄存款變動(dòng)有顯著的影響，對宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)也有顯著的影響，貨幣供應(yīng)量短期的沖擊更為明顯，并且這種沖擊收斂至平穩(wěn)狀態(tài)的速度比較快。

(二)結(jié)論建議

通過對以上假說的分析，可以看出，從短期波動(dòng)來看，金融資產(chǎn)波動(dòng)對貨幣政策工具調(diào)整沖擊更為敏感，而這種沖擊傳導(dǎo)至宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)影響作用是比較弱的。理論上貨幣政策的傳導(dǎo)路徑在實(shí)際中并不一定有效，貨幣政策的調(diào)整短期比長期的影響效果更好，對金融資產(chǎn)的影響效果比對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響效果更好。也就是說，僅有貨幣政策的調(diào)整，沒有金融市場和資本市場的金融資本轉(zhuǎn)化為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的實(shí)物資本，貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的影響都只能是短期的，無法形成長期有效的作用效果。

貨幣供應(yīng)量的變化對股票市值變化的影響是正的，對儲(chǔ)蓄存款的影響則是負(fù)的，而貨幣供應(yīng)量對宏觀經(jīng)濟(jì)的當(dāng)前影響是負(fù)的，滯后一期的影響則是正的。從這一角度看，貨幣供應(yīng)量的調(diào)整通過儲(chǔ)蓄存款傳導(dǎo)的時(shí)滯性短，通過股票市值變化傳導(dǎo)的時(shí)滯性長，從而加強(qiáng)了宏觀經(jīng)濟(jì)短期的波動(dòng)性。

通過調(diào)整利率刺激經(jīng)濟(jì)是貨幣政策的傳統(tǒng)做法，但是從本文模型估計(jì)的長期穩(wěn)定關(guān)系結(jié)果看，利率對宏觀經(jīng)濟(jì)沒有幫助。短期波動(dòng)模型顯示，利率對宏觀經(jīng)濟(jì)的短期波動(dòng)影響效果也要弱于貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)，而且利率已經(jīng)低于通貨膨脹，利率調(diào)整的空間已經(jīng)不復(fù)存在。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不景氣，應(yīng)該考慮其他的貨幣政策。由于金融資產(chǎn)對貨幣政策變動(dòng)更為敏感，不同類型的金融資產(chǎn)對不同貨幣政策工具變動(dòng)沖擊的敏感性則不盡相同。因此，可以更加細(xì)化貨幣政策的工具使用，在不同的宏觀經(jīng)濟(jì)背景下，通過貨幣政策的調(diào)整鼓勵(lì)不同的融資方式，更有利于金融資本向?qū)嵨镔Y本的轉(zhuǎn)化，最終實(shí)現(xiàn)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的調(diào)整目標(biāo)。

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責(zé)任編輯、校對：鄭雅妮

2016-06-06

本文受國家社科基金項(xiàng)目“中國居民家庭金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)風(fēng)險(xiǎn)與經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的協(xié)動(dòng)性關(guān)系研究”(批準(zhǔn)號(hào)：11XJY025)及西北政法大學(xué)青年學(xué)術(shù)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)計(jì)劃資助。

徐梅(1977-)，女，廣西壯族自治區(qū)南寧市人，西北政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：金融數(shù)量分析。

A

1002-2848-2016(06)-0073-09