中国货币政策资产价格传导机制——基于股票及房地产市场视角的研究.pdf

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中国货币政策资产价格传导机制一基于股票及房地产市场视角的研究0021077TheAssetPriceChannelofChinaMonetaryPolicy●●●IranSmISSlon—AstudyontheStockMarketandtheRealEstateMarket专业名称：金融学申请人姓名：俞汉平导师姓名：林江教授 r⋯‘。’‘ 学位论文原创性声明本人郑重声明：所呈交的学位论文，是本人在导师的指导下，独立进行研究工作所取得的成果。除文中已经注明引川的内容外，本论文不包含任何其他个人或集体已经发表或撰写过的作品成果。对本文的研究作出重要贡献的个人和集体，均已在文中以明确方式标明。本人完全意识到本声明的法律结果由本人承担。学位论文作者签名：偷汉年日期：年月日学位论文使用授权声明本人完全了解中LlI大学有关保留、使J『J学位论义的规定，即：学校有权保留学位论文并向国家主管部门或其指定机构送交论文的电子版和纸质版，有权将学位论文用于非赢利目的的少量复制并允许论文进入学校图书馆、院系资料室被查阅，有权将学位论文的内容编入有关数据库进行检索，可以采用复印、缩印或≥e他方法保存学位论文。保密论文保密期满后，适用本声明。学位论文作者签名：肩强午日期：年月日导师签日期：年月日 中国货币政策资产价格传导机制一基于股票及房地产市场视角的研究专业：金融学硕士生：俞汉平指导教师：林江摘要货币政策是政府实施宏观调控的重要工具，以实现维持物价稳定，推动经济发展的目标。其中，货币政策传导机制的顺畅，直接影响了央行实施货币政策的有效性。近些年来，随着我国资本市场的发展以及居民理财观念的提升，资产价格作为货币政策的一个重要传导机制越来越被人们所重视。股票价格和房地产价格作为我国最重要的资产价格，其价格变动波动直接或间接影响公众的投资、消费及预期，继而影响实体经济的产出和价格水平。因此，研究货币政策在我国的资产价格传导机制，发现传导中存在的问题，对未来我国的资本市场进一步发展，提高货币政策实施的有效性具有重大意义。本文借鉴了国内外相关研究成果，将货币政策的资产价格传导机制划分为内部传导阶段及外部传导阶段两个环节。并在对相关理论进行归纳总结的基础上，结合我国实际，分别对这两个传导阶段进行研究。本文主要运用了向量自回归模型，协整检验，脉冲响应分析及方差分解，对比检验了货币政策通过股票价格及房地产价格传导的有效性。结果表明货币政策的内部传导阶段还是基本顺畅的，特别是在短期内货币政策能够影响资产价格；而货币政策的外部传导阶段不顺畅，特别是资产价格的投资效应不显著。因此，我国应借鉴发达市场经济国家的经验，通过推动利率市场化，扩大资本市场规模，优化市场结构等措施，疏通我 国货币政策的资产价格传导途径，从而提高货币政策的效果。关键词：货币政策、资产价格传导机制、向量自回归模型、脉冲响应函数 TheAssetPriceChannelofChinaMonetaryPolicy，1一●lransmlSSlon——AstudyontheStockMarketandtheRealEstateMarketMajor：FinanceName：YuHanpingABSTRACTMonetarypolicyistheimportanttoolforgovernmentmacro—economiccontrol，inordertomaintainpricestabilityandpromoteeconomicdevelopment．However,intheviewoftransmissionmechanism,theabilityofcentralbanktocontroltheintermediatetargetimpactinordertoreachthefinalgoalSdependsonwhetherthetransmissionmechanismisunobstructed．Inrecentyears，asChina'scapitalmarketdevelopmentandtheenhancementofpeople’Sfinancialmanagementconcepts；peopleputmoreandmoreemphasisonassetpricesasanimportantmonetarypolicytransmissionchannel．Stockpricesandhousepricesastheimportantassetprice，theirpricesvolatilityhavedirectlyorindirectlyeffectonthepublic’Sinvestment，consumptionandexpectations，therebyaffectingtherealeconomy’Soutputandpricelevel．Therefore，thestudymonetarypolicytransmissionmechanisminChina’SassetpricesandthefindingonthetransmissionproblemsisofgreatsignificanceonChina’Scapitalmarketdevelopmentandeffectivenessofmonetarypolicyimplementation．Thispaperisbasedondomesticandforeignresearchresults，assetprices，anddividedthetransmissionmechanismintotwostages．CombinebotllthetheoreticalresearchandthesituationinChina，thispaperstudythetwostagesinthemonetary transmissionmechanism．ThispaperusesVARmodel，CO—integrationanalysis，impulseresponseanalysisandvariancedecomposition，comparativeanalyzetheconductionefficiencyofthemonetarychannelofstockpricesandrealestateprices．Theresultsshowthattheintemalconductionofmonetarypolicyissmooth，asmonetarypolicyCallaffectassetpricesespeciallyintheshortterm．ButtheresultalsoshowsthattheeXtemalphaseisnotsmooth，especiallyintheinvestmenteffectsofassetpricesisnotsignificant．Therefore，weshouldlearnfromtheexperienceofdevelopedeconomies，bypromotingmarket-orientedinterestrates，expandthecapitalmarket，improvemarketstructureandothermeasuresinordertoimprovetheeffetenessofmonetarypolicy．KEYWORDS：MonetaryPolicy,AssetPriceTransmissionChannel，VAR,ImpulseResponseFunctionIV 目录第一章引言⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯。第一节第二节第三节第四节研究背景与研究意义⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯l国内外研究文献综述⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯2文章的研究思路与结构安排⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯6文章主要贡献及不足⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯7第二章货币政策资产价格传导机制的理论基础⋯⋯⋯⋯⋯⋯第一节第二节第三章第一节第二节第三节第四章第一节第二节第三节第四节8货币政策影响资产价格的渠道⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯8资产价格变动对实体经济的影响⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯。ll货币政策资产价格传导渠道研究方法概述⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．17实证方法概述⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．．17研究变量的选取及数据的初步处理⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯22本文的实证思路⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯24中国货币政策资产价格传导机制实证研究⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．．26变量的稳定性检验及VAR模型的建立⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．26基于VAR模型的脉冲响应分析⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．29基于VAR模型的方差分解分析⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯34实证检验总结⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯。38第五章总结与政策建议⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．第一节我国货币政策资产价格传导效应不显著的原因分析⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯。39第二节疏通我国货币政策资产价格传导渠道的政策建议⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯。43参考文献⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯．．47后记⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯⋯49V 第一章引言第一节研究背景与研究意义货币政策是政府进行宏观调控的重要工具，以实现维持物价稳定，推动经济发展的目标。其中，货币政策传导机制的顺畅，对政府实施相应的经济调控极为重要，因此也就成为学术研究的一个焦点所在。货币政策传导机制是指央行通过实施货币政策工具，透过不同渠道，对经济体产生效应的过程。一般认为，货币政策可以通过以下四个渠道进行传导：利率渠道、资产价格渠道、汇率渠道、信贷渠道。一般而言，资产价格指的居民手中持有的股票、债券、房地产、以及外汇资产的价格。尽管资产价格既不是货币政策中介目标，也不是货币政策的最终目标。然而，由于央行实施货币政策会影响资产价格，进而通过企业和居民的消费投资行为影响到价格水平等货币政策最终目标。因此，各国央行往往需关注本国的资产价格波动，采取相应的措施加以调控。欧洲中央银行行长Trichet(2005)经指出，“资产价格泡沫和货币政策的问题，是进入二十一世纪以来，现代中央银行面临的最大挑战之一。”当前，我国经济存在巨大的不确定性。发端于美国的金融危机于2008年中传导至我国，并对我国经济造成了巨大冲击。国内生产总值在第四季度增长6．8％，比第三季度下降了2．2个百分点，创下lO年来的新低。在这样的背景下，我国于2009年初出台了包括四万亿投资的财政政策以及适量宽松的货币政策在内的一篮子宏观调控政策。从政策实施的情况来看，我国经济已经在2009年实现了V型反转，率先在全球走出衰退阴影，国内生产总值增速从一季度的6．2％，一路上行至二季度的7．9％、三季度的9．1％、四季度的10．7％，全年国内生产总值完成“保八”的目标。然而在进入2010年后，相继公布的2月份以及3月份的经济数据显示我国通货膨胀率已经抬头，央行面临着退出经济刺激政策的压力。但是希腊债务危机引发的欧元区国家债务危机表明，世界经济前景仍不明朗，货币政策调控面临着宽松还是紧缩的尴尬。1 面对宏观经济的不确定性，研究我国货币政策的资产价格渠道就显得尤为重要。长期以来，由于实体经济过度银行化，我国货币政策基本上是通过信贷渠道来发挥作用的，货币观的传导机制在我国并不明显。但随着我国股市的持续发展以及国家取消福利分房，人们手中持有的资产数量不断增加，资产价格的改变对居民消费与投资的影响越来越重要。货币政策已经开始渗透到股票市场和房地产市场的领域，任何一项政策的变化，都会对两大市场产生快速而强烈反应。同时，股票市场和房地产市场不仅与其他产业的关联度高，而且其价格和数量对实体经济都有很强的影响力度。因此，研究我国货币政策的资产价格传导机制，不仅可以检验货币政策在该渠道传导的有效性，而且对于央行未来货币政策的实施提供一些参考。第二节国内外研究文献综述一、国外货币政策的资产价格传导渠道的实证研究(一)货币政策对资产价格的冲击货币政策对资产价格影响的研究始于上世纪60年代，Sprinkel(1964)利用作图发现，货币供应量变动的峰值领先股价约15个月，谷底值领先股价约2个月，说明货币政策对股票价格能产生影响。随后，Homa和Jaffee(1971)研究了货币政策的数量效应，发现了货币供应量、货币供应增长率与股票价格的线性关系，得出货币供给的扩张将导致股价上升的结论。Keran(1971)在Homa和Jaffee的研究基础上考虑了利率因素。Hambueger(1972)等在Keran的模型中又加入了当期价格水平及公司债券利率，以此辨别货币供应量对股价影响的直接冲击(并非通过利率的间接冲击)。美国学者Thorbecke，Willem(1997)研究表明扩张性的货币政策增加了股票投资回报。拉尔夫、托马斯和科奈尔(Ralph，ThomasandConnel，1999)的论文中阐述，在一般经济均衡条件下对股市渠道的存在和作用机制做了详尽的理论和实证分析，证明股票收益与货币供应量、通货膨胀率及产出增长率等宏观经济变量存在一定的相关性。也有学者对此持不同意见。Rahman&Mustafa(1992)分析了多个国家股票价格和利率的关系认为，大多数国家股票价格与利率之间不存在明显格兰杰因果关系，但是可能存在一个显著的长期协整关系。同时说明了股票市场与货币市场是2 密切相关的。(二)资产价格对实体经济的效应Medigliani(1963)的生命周期模型以及其提出的资产价格的财富效应为货币政策资产价格传导机制奠定了理论基础。随后，Tobin(1969)以凯恩斯的利率传导机制理论为基础，在著名的托宾Q理论中提出资产价格对实体经济投资的影响。自此，货币政策的资产价格传导机制变成了学界研究的重点，并从资产价格对消费和投资两个方面进行研究。国外对货币政策资产价格传导效应的研究主要集中于对财富效应的研究上。大多数学者对这一渠道持肯定态度。Ludvigson&Steindel(1999)对美国股票市场财富效应进行分析后发现，股票财富与社会总消费之间存在显著的正向关系，股票市场的不断发展确实增加了实体经济的消费。IMF在2000年对工业化国家中资产价格对消费支出的影响进行了实证分析。结果表明，财富效应是存在的，而且会因各国金融结构和资本市场的发达程度不同而不同。美国的资本市场最为发达，因此其消费支出对股票净市值的弹性大约在3％～7％，财富效应最为突出，加拿大、英国和日本次之，法国、意大利并不明显。DYNAN&Maki(2001)采用1983至1999年的季度数据为样本，研究美国股票价格波动对于消费的影响，结果发现直接的财富增长会使消费迅速增长而且会持续几个季度，研究还表明，持有中等股票财富的家庭，其资产每上升l美元，消费支出会增加5～15美分；James．M．Poterba(2002)估计股市收益带来的边际消费倾向约为0．03，即资产收益每上升l美元，消费支出会增加大约3美分。另外，一些学者房地产市场的研究证明了房地产市场的财富效应。Yoshikawa和Ohtake(1989)的研究表明，土地价格的上涨虽然会增加计划购买住房者的储蓄率，但是该部分居民占的比例很低。因此，住宅价格上涨的净影响还是将提高社会的总消费。Skinner(1989)的研究表明消费对住宅财富的增加有一个小的但是显著的相应。Case(1992)贝tJ运用新英格兰的数据，发现上世纪80年代后期房地产价格的上涨能推动消费的增加。Karl、E．Case，John&M．Quigley和RobertJ．Shiller(2005)运用14个国家的25年面板数据以及美国各州上世纪八十至九十年代的面板数据，发现房地产的财富效应对居民消费有一个显著的影响。AlexanderLudwig(2002)研究了16个OECD成员的股票价格与房地产价格的居民消费财富3 效应渠道，发现财富效应渠道作用日益增强。Giuliodori(2005)运用一系列向量自、回归模型，研究的结果表明欧盟国家的房地产价格对货币政策变动反应显著，并发现在房地产和信贷市场相对发达的国家，利率通过房地产价格对消费支出的影响更为显著。研究货币政策资产价格渠道传导的另一个方面是研究资产价格能否通过托宾Q效应影响投资。托宾设定TQ值这一特殊指标，将其定义为企业市场价值与资本重置成本之比，通过这个指标公司可以做出是否通过股票市场融资进行投资的决策：当股票价格上升时，企业的市场价值高于重置价值。此时对企业而言，进行新厂房及设备的投资成本将较低，企业可以通过发行股票募集资金进行新的投资。反之当股票价格下降导致企业Q值较小时，市场价值低于资本的重置价值，企业将会发现通过股票市场募集资金的成本太高，从而推迟投资支出。尽管托宾Q理论很好地解释了股票价格变动与实体投资的关系，但是许多学者的研究表明，股票市场的托宾Q效应并不显著。Blanchard(1993)运用投资、托宾Q值和决定企业的基本变量进行研究，研究结果表明：企业市值对企业的投资行为所起的作用非常有限，因而Q值对企业的投资影响不显著。Blanchard等人认为，股票价格的波动频繁并且常常会泡沫出现，价格可能会偏离其基本面。在这样的情况下，管理者不会理睬股票市场的信号，因而，给定的资本市场价值投票权在决定投资时所起的作用有限。Gilehrist(2002)的研究表明，托宾Q值的投资效应忽略了资本价值和边际收益，因为资本的价值由边际收益来决定。并且托宾Q的投资效应忽略了资本的转换成本。只有当企业的利润函数是一阶齐次函数，并且转换成本函数是凸的，托宾Q的投资效应在统计上才是充分的。二、国内货币政策的资产价格传导机制实证研究国内学者的研究大部分关注的是中国货币政策的利率及信贷传导渠道，一般认为我国的信贷传导渠道较为明显，对资产价格传导机制也有研究，但由于使用方法及数据的不同，研究的结构难以得出一致的结果。一些学者认为资产价格是我国货币政策传导的一条重要渠道，另一些学者则反对这种观点。(一)我国货币政策对资产价格的影响研究在货币政策的内部传导阶段，我国学者也做了大量的研究，从文献来看，大部分学者是支持货币政策会影响资产价格这一观点的。钱小安(1998)运用19944 年3月至1997年2月间的货币供应量和股票价格，利用静态回归和方差分解方发现沪指、深指与狭义货币供应量无关、与广义货币供应量反向变化，但相关性较弱，认为预期因素在股价形成中更重要。按照钱小安的研究思路，刘志阳(2002)的研究结果表明货币供应量与股票指数之间存在正的相关性，尽管相关系数不大，但是具有一定显著性，央行的货币供应量与股价之间的相关性在逐渐增大。易纲，王召(2000)的研究表明，在短期、中短期和中长期，未被预期的货币供给增加会使股票价格上升：而在长期，股票价格不受货币供应的变动的影响，无论货币供应变动是否被居民所预期。郭金龙、李文军(2004)贝U认为，货币供应量及利率的变动可引起股票指数的变化；货币供应量引起股价变动较明显，而利率增加会引起股价的下降，但短期效应较小。陈德伟、金戈(2005)的研究表明利率和股票价格在长期中存在均衡关系，且随着股票市场的发展其相关性逐步增大。崔畅(2007)利用SVAR模型研究的结果表明，货币政策对资产价格的作用具有有效性，在通货膨胀阶段可在一定时期内采取利率工具对资产价格进行微调，但在出现价格泡沫时控制货币供应量对资产价格的调控效果会更好。而在价格低迷阶段，用利率工具进行调节资产价格将具有更为明显和相对持久的作用。黄永兴、汪卢俊(2008)贝U发现我国货币政策在牛市和熊市时的影响具有不对称性，在熊市时货币政策对股票价格的影响不明显，而在牛市时货币政策对股票价格的影响比较显著。(二)我国资产价格变动对实体经济的影响魏永芬、王志强(2002)运用误差修正模型(ECM)研究了股票价格与投资、消费之间的关系，发现我国股票价格不具有财富效应，股价的上升并不会对消费产生刺激作用从而提升实体经济的效果，资产价格还不是我国货币政策有效传导的一条渠道。成家军(2004)运用了一个包含资产价格的简单宏观经济模型，证明资产价格不能对我国实体经济的价格水平和总产出产生显著影响，并指出由于货币政策对资产价格的影响有限，由货币政策引发的资产价格变动往往难以对居民消费产生作用。吕艳(2005)的研究也指出我国股市的财富效应和托宾Q效应不显著，货币政策通过股票市场传导效率较低。随着房地产成为居民资产组合中不可或缺的一部分，我国学者也开始关注货币政策的房地产价格传导渠道。刘传哲、何凌云(2006)测算了货币政策房地产价S 格传导渠道的作用程度和传导速度，指出房地产价格渠道整体效率高，并且发现托宾Q渠道传导效率高于财富渠道传导效率的结论。丁晨、屠梅曾(2007)运用向量误差修正模型实证验证了房价在货币传导机制中的作用，分析结果表明，房价在货币传导机制中的作用较为显著，房价渠道的总体传导效率较高。王松涛、刘洪玉(2009)运用SVAR模型，以1998．2008年的季度数据为样本，表明利率一个标准方差正向结构冲击(O．25％)引发私人消费下降1．09％，经济总产出和价格总水平也相应降低，房价则下降O．47％；房价一个标准方差正向结构冲击(1．17％)iJl发私人消费上升1．24％，经济总产出和价格总水平也相应提高。表明，房价解释货币政策下私人消费下降的45％，从而证明住房市场是传导货币政策信号的重要载体。但也有学者的研究指出我国房地产价格传导渠道并不是货币政策的有效传导路径。曾华珑、曾铮、吴娟(2008)研究了我国利率、房价和股价互动关系的基础上，认为我国利率对房地产价格及股票价格的冲击并不显著。胡莹、潘耀明、仲伟周(2008)运用VAR模型实证分析的结果是我国货币政策在房地产市场上并没有显著的财富效应和投资效应，房地产价格传导我国货币政策存在着障碍，利率工具无法充分发挥对房地产市场的调节作用。虞晓芳、薛永晓(2008)贝JJ用SVAR模型得出的结论是，虽然货币政策能够显著影响房地产价格，但是房地产价格变动并不能显著影响消费支出，房地产价格传导货币政策的途径总体传导效率不高。第三节文章的研究思路与结构安排按照Elbourne(2008)的思路，货币政策的传导分成两个阶段进行，第一阶段为内部传导阶段，考察货币政策变动对资产价格的影响；第二阶段为外部传导阶段，考察资产价格变动对消费投资乃至货币政策最终目标的影响。按照这个思路，本文将从这两个阶段分别对货币政策的股票价格传导机制以及房地产价格传导机制进行研究，并试图通过比较找出两者的传导差异，以指出一些政策建议。本文共五章，全文的安排如下：第一章为绪论，介绍文章的研究背景及研究意义，国内外研究文献综述、文章思路及结构安排，文章的贡献及存在的不足：第二章为货币政策资产价格传导机制的理论概述，主要按照Elbourne的研究方6 法，从货币政策对资产价格的影响以及资产价格通过哪些效应影响消费及投资两个阶段进行理论研究：第三章为货币政策资产价格传导渠道研究框架的建立，主要建立文章使用的研究方法，并选取实证所需要的变量。第四章为实证部分，将运用平稳性检验，向量自回归模型，协整检验，脉冲响应分析及方差分解，比较分析货币政策的两种不同的资产价格传导机制；第五章为总结与政策建议，在前述实证研究的基础上，总结目前我国货币政策的资产价格传导机制的特点，并提出政策建议以疏通我国货币政策传导机制，进一步提高货币政策的有效性。第四节文章主要贡献及不足本文的贡献在于：(1)虽然国内学者对我国货币政策的利率渠道以及信贷渠道研究已经比较透彻，然而对资产价格，特别是房地产价格传导机制的研究还不是太多。本文试图从股票价格和房地产价格两个方面刻画货币政策的资产价格传导机制，并通过比较以期对这两种资产价格传导的异同进行总结。(2)由于国内学者的文章多是运用季度数据，对货币政策的短期冲击描述的不够充分，本文将使用月度数据，以便捕捉货币政策更为精确的冲击。(3)本文采用2000至2009年的月度数据，因为这个时段包含宏观经济的复苏、繁荣、过热、衰退这四个阶段，因此可以全面地考察货币政策在不同的宏观背景下的传导。本文的不足在于：首先，居民手中持有的资产除了股票和房地产以外，还包括了外汇和权证等金融工具，其价格的波动对宏观经济的影响不容忽视，因此在后续的研究中也应该将这些资产价格纳入货币政策传导的研究中来；其次，本文将货币供应量和银行间7天拆借利率作为货币政策工具的代理变量，在后续研究中应该把调整准备金率、调整贴现率、公开市场操作等变量纳入模型中。7 第二章货币政策资产价格传导机制的理论基础在进行实证研究前，对货币政策资产价格传导机制的理论进行归纳和研究是非常有必要的。这一部分将建立货币政策资产价格传导机制的理论基础，并比较股票价格和房地产价格这两种资产价格的传导机制的差异。货币政策的传导机制可以分成内部传导和外部传导两个阶段。内部传导指的是央行实施公开市场操作、再贴现政策以及调整存款准备金等货币政策操作工具，通过对货币操作目标的监控，从而影响货币政策的中介目标。外部传导渠道指的是中介目标对最终目标变量如价格水平和总产出的传导。具体到资产价格传导机制而言，货币政策资产价格传导有两个阶段：第一阶段是央行通过货币政策操作工具，根据对中介目标的要求，影响包括股票和房地产价格在内的资产价格；第二阶段是资产价格的变动改变了居民和企业的消费投资决策，从而最终影响价格水平和总产出。以下将按照货币政策传导阶段的顺序，建立货币政策在资产价格渠道传导的理论框架，并在每一部分中对股票市场和房地产市场的不同传导进行比较。第一节货币政策影响资产价格的渠道一、货币政策对股票市场的影响央行通过公开市场操作、调整准备金以及再贴现政策等货币工具的运用，改变了利率水平和货币供应量，从而对股票市场产生影响。具体而言，利率政策对股票市场的影响可以归结为资本增值效应、资产组合替代效应、流动性偏好效应等，而货币供应量也可以通过其直接和间接效应影响股票市场价格。(一)利率变动对股票市场的影响l、资产增值效应首先，利率可以通过资产增值效应影响股票市场价格。一方面利率调整将导致社会总供给和总需求，从而导致企业经营环境的变化，继而引起经营业绩的变化。当利率降低时，由于投资成本下降以及预期投资收益增加，社会投资欲望加8 强，从而引起社会投资的增加；同时利率的下降也降低了消费的机会成本，它可以刺激消费。这两种效应合起来将改善企业经营环境，有利于提高企业的业绩。另一方面，利率的下调会降低企业的经营成本，如利息成本等，这将增加企业绩效。这两方面的效应将改善企业经营环境及业绩，降低企业经营成本，从而提高了企业资本价值，继而提高相应上市公司的股票价格。2、资产组合替代效应其次，利率的变动可通过资产组合替代效应影响股票市场价格。假如居民手中持有的资产包括股票及银行存款，居民资产组合中各部分资产所占的比例和该居民的风险偏好以及各资产的预期收益率相关。当央行提高利率时，银行存款的收益将相应提高，则一部分资金可能从股票市场流出转向银行存款，股票市场的资金供应及投资需求将同时降低，从而促使股票价格下跌：反之，利率下降，部分居民将储蓄资金投入股票市场，从而推动股票价格的上涨。3、流动性偏好效应第三，利率的调整也通过流动性偏好效应影响股票价格。根据凯恩斯的流动性偏好理论，如果目前利率下降大于公众期望，公众将会预期未来利率上升，则居民可以现在出售股票持有货币以待将来利率上涨时再买入股票，那么股票的价格将会下降。相反，如果目前利率下降幅度小于公众预期，人们将会相信未来利率还将继续下降，于是人们选择现在买股票以避免将来利率下跌的损失，因此，股票价格将上升。(二)货币供应量变动影响股票价格l，货币供应量通过影响了股票市场的资金供求影响了股票市场。假如居民手中持有包括银行存款、现金和股票等资产组合，人们根据单只资产的预期收益率以及自身风险偏好不断地调整其手中资产组合，以期实现投资效用的最大化。当央行采取扩张性货币政策时，公众会发现其手中持有的现金资产过多，原先的资产组合平衡被打破。为了使投资效用最大化，公众将把部分现金资产转向股票市场，从而通过增加股票市场资金供应引发股价上涨。反之，当央行实行紧缩性货币政策时，公众会发现其手中持有的现金资产减少，从而促使人们从股票市场中回笼资金，引发股票价格的下跌。2、货币供应量变动改变了无风险利率，从而通过影响投资者预期收益率来9 影响股票价格。根据股票价格的DCF模型，股票价值可以用一系列未来股利的折现值总和来表示。股票价格与未来股利成正比，而与其风险折现率成反比。当央行采取扩张性货币政策时，由于货币供应量的增加，货币市场中无风险利率将降低，继而引起市场中其他利率的下调，从而增加了未来股利的折现值，股票价格上涨；反之，当央行采用紧缩性货币政策，货币供应量的紧缩将增加市场中无风险利率和其他利率，从而降低了未来股利的折现值，股票价格下跌。3、货币供应量的变化还改变了企业经营环境，从而影响了股票价格。以央行采取扩张性货币政策为例：货币供应量的增加改善了企业的经营环境，利率下降将引起投资的增加，投资的增加会引发更多消费，通过乘数效应将带来更多的产出和企业利润，继而增加企业未来发放股利的预期，最终促使股票价格的上涨。4，货币供应量影响了通货膨胀率，继而影响了股票价格。在传统理论中，无论是凯恩斯学派还是货币学派都认同货币供应量是影响通货膨胀率的决定因素。当央行采取扩张性货币政策时，公众将会预期未来通胀率上涨。一方面，预期通货膨胀率的上涨将对部分企业的生产经营活动带来不利影响，特别那些对成本敏感度较高的企业，因此这部分企业的股价将会下降；而另一方面，预期通货膨胀率的上涨将促使居民降低对现金及银行存款资产的持有，转向收益更高的股票市场，从而引起股票价格的上涨。总体而言，通货膨胀率的上涨将推动股票价格的上涨。二、货币政策对房地产价格的影响货币政策对房地产价格的影响与其对股票价格的影响略有不同。由于房地产的短期供给弹性趋近于零，因此，货币政策在短期内主要是通过影响房地产需求而改变房地产价格的。l，货币政策通过资产组合替代效应影响房地产价格。假如居民资产组合中包括存款和房地产这两种资产，居民根据自身的风险偏好，结合资产的收益率，调整自身资产组合的结构。当央行通过货币政策的实施提高利率，居民存款的收益率将上升，而房地产资产对居民的吸引力会下降，此时居民对房地产资产的需求将会下降。由于短期内房地产投资的缺乏弹性，需求的下降将会引起房地产价格的下降。2，货币政策通过改变房地产购买者的成本，影响房地产需求。房地产既有10 资本品的特征，也具备消费品的特征。对于房地产的购买者而言，利率的上升将增加其购买房地产所支付的利息费用，从而使其降低当期对房地产资产的购买，房地产的需求将会下降。第二节资产价格变动对实体经济的影响在货币政策的传导中，外部传导机制即中介目标对最终目标的传导无疑是最关键的。微观主体对货币政策中介改变而做出的消费投资调整，将最终影响实体经济的价格水甲和产出水平。以下将分别对股票价格和房地产价格如何影响实体经济进行归纳。一、股票价格影响实体经济的路径股票价格主要通过影响市场参与者的消费与投资水平，从而达到影响实体经济的目的。从对投资的传导渠道来看，股票价格可以通过托宾Q效应以及资产负债表效应改变投资水平。从对消费的传导渠道来看，股票价格可以通过财富效应、流动性约束效应影响消费水平。(一)股票价格变动对投资水平的影响l、托宾Q效应、詹姆斯托宾继承了利率传导机制理论，认为利率是货币政策传导中的中心变量，在此基础上，托宾对凯恩斯的货币传导机制理论进行了发展，他认为利率传导机制理论是存在缺陷的，其原因在于金融资产是多元的，除了货币和债券外，金融资产还包括股票等，而股票和债券并不是完全可替代的。据此，托宾描述了货币政策的资产价格传导机制，即著名的“托宾Q效应”。托宾设定了Q值这一特殊指标，将其定义为企业市场价值与资本重置成本之比。当股票价格上升时，企业的市场价值高于重置价值。此时对企业而言，进行新厂房及设备的投资成本将较低，企业可以通过发行股票募集资金进行新的投资。反之当股票价格下降导致企业Q值较小时，市场价值低于资本的重置价值，企业将会发现通过股票市场募集资金的成本人高，从而推迟投资支出。从以上分析可以看出，托宾Q效应要发挥作用需要三个条件：首先，存在一个发达健全的股票市场，资金流通不受阻碍，股票价格反映的信息真实；其次，公司通过增发途径募集资金比较顺畅及时：第三，公司从股票市场上募集的资金 用于实业投资。只有具备了这三个条件：托宾Q效应才比较显著，货币政策才能够通过托宾Q效应影响企业投资。2、资产负债表效应股票价格的资产负债表效应实质上是和银行信贷渠道紧密相连的。金融市场信息不完全和市场不完善是银行信贷渠道存在的前提条件。在这样的条件下，由于借款人比贷款人拥有更多的信息，贷款人面临着逆向选择和道德风险的问题。贷款人不得不提高贷款的利率，作为这部分代理成本的补偿。一方面，企业可以将其持有的金融资产或者实物资产作为抵押，以获取贷款。当股票市场价格上升时，企业的抵押品价值上升，从而减少了代理成本。因为银行可以通过将企业提供的抵押品变现，保证贷款本金的安全，这时由于代理成本的降低，外部融资的成本减少，从而使得企业可以获得更多的资金用于投资。另一方面，即使银行发放的是信用贷款，当企业破产时，其股权价值也可以用于清偿债务，因此，贷款合同就得到了企业净值的隐含担保。当企业的股价下降时，企业的净值也会下降。一方面，当企业的净值较低时，缺少借款人为其贷款提供的担保品，借款人的逆向选择倾向就会升高，这样净值下降就会导致银行对其贷款支出的下降，导致企业投资支出的减少。另一方面，净值的下降也会降低公司所有者在公司资产中的价值，使其更倾向于从事高风险的投资项目，这样公司股价的下降将增加道德风险，从而降低银行对该企业的贷款数额，进而降低企业的投资支出。同样的道理，股票价格上升提高了企业的净值，改善了公司的资产负债情况从而减少了企业的逆向选择和道德风险，进而可获银行贷款增加而增加投资。(二)股票价格变动对消费水平的影响l、财富效应在凯恩斯的经济模型中，居民消费是仅由当期可支配收入来决定的。而莫迪格里尼亚在其生命周期消费模型中指出，消费者是理性的，个人将在一生的时间内计划他们的消费和储蓄行为，从而在整个生命周期内实现消费资源的最佳配置以达到毕生效用最大化的目的。因此决定消费的不是当期收入，而是消费者的毕生财富，包括人力资本、真实资本和金融财富，而股票是金融财富的一个重要组成部分。以股价上涨为例，股票价格变动的财富效应表现在以下两个方面： 一方面，股价上涨通过直接财富效应影响当期消费。、当股票价格上涨时，人们如果选择获利了结，则通过资本利得增加了财富总额。则人们会调整其一生对消费资源的配置，以重新达到效用最大化的目的，从而增加当期消费。另一方面，股价上涨通过预期财富效应影响当期消费。如果股票价格上涨而人们选择继续持有股票而不进行获利了结时，人们的实际财富并没有增长。然而，人们之所以不选择交割已经获利的股票，其原因在于预期未来的股价将继续上涨。因此，由于预期财富的增加，人们也会对其消费行为作出调整，从而增加当期消费。特别要指出的是，人们预期中的财富增长并不会引起消费行为的调整，因为预期之中的财富增长已经被纳入之前的消费决策中了。只有未被预期到的财富增长才会改变人们当期的消费行为。由于股票市场的价格上升或下降是很难被准确预计的，因此，股票价格的变动将影响人们的消费支出，这就为货币政策通过股票市场传递提供了重要途径。Ludvigson和Steindel(1999)对美国股票市场财富效应进行分析后发现，股票财富与社会总消费之间存在显著的正向关系，股票市场的不断发展确实增加了市场中的消费。另外，股票市场的价格波动也通过预期效应影响人们的预期财富，从而扩大了财富效应。Rom'e(1990)的研究认为股票价格的上升能够影响人们对未来经济发展的预期，能够鼓舞人们增加消费支出的信心。Jansen和Nahuls(2003)以欧洲十一个国家为样本，研究了1986"--2001年期间欧洲十一国股票市场与消费者信心之间的关系，他们发现，股票回报率主要通过影响消费者对未来经济状况的预期影响消费者的消费信心。值得注意的是，有研究发现股价变动对消费的效应具有不对称性：股价下跌对居民消费的抑制作用要大于股价上涨对消费的扩张作用，即股价变动有明显的“棘轮效应”。，ApergisandMiller(2004)研究了美国股市收益和消费的关系，发现了股价上涨对消费的扩张影响小于股价下跌对消费的紧缩影响。2、流动性约束效应股票市场价格波动对耐用消费品支出也有影响。消费者的资产组合包括流动性强的资产，如现金，股票等，也包括一些流动性不强的资产，如汽车房屋等。流动性不强的资产变现能力差，如果消费者突然需要现金，因而想卖掉这类资产13 来筹措的话，那消费者必定会蒙受很大的损失。相反，如果投资者拥有金融资产(如银行存款、股票或债券)，就能很容易地按完全的市场价值将它们迅速地脱手而得到现金。因此，消费者资产负债状况会影响消费者对未来财务困境的预期，而改变了对未来财务困境的预期，也会改变消费者资产负债状况。当消费者持有大量的金融资产时，股价上涨会使消费者资产负债状况大为改善，这将降低其对未来财务困难可能性的预期。同时，消费者资产负债状况的改善也会降低其通过消费信贷进行消费的难度，增加其预算约束。这两种效应的叠加使得消费者能通过自身资产负债状况的改善而增加消费。二、房地产价格变动对实体经济的影响房地产价格影响实体经济的途径类似于股票价格的传导，也分成对实体经济消费的传导和对投资的传导。以下将分别从这两方面进行分析。(一)房地产价格变动对消费的影响1、财富效应房地产资产也是消费者持有的资产组合中的一部分，因此，类似于股票市场的财富效应，房地产市场的财富效应也是通过直接财富效应和间接财富效应体现的。当房地产价格上升时，消费者可以通过抵押房子或者卖掉房子实现当期收益，从而通过直接财富效应增加消费。由于房地产流动性不强，因此房地产价格的间接财富效应可能更为明显。当房地产价格上升时，由于消费者对未来可实现财富预期的增加，消费者也会通过调整其未来的消费计划，增加当期消费。需要说明的是，房地产具有投资品和消费品的双重特征，因此，对于不同目的的房地产持有者而言，房价变动对其消费行为的影响不尽相同。对于将房地产作为投资品的居民而言，无论是购买房子用于出售还是出租，房地产价格的上涨对其财富效应都很大，因为他们可以直接获得利益。而对于购买房地产用于自住的居民，房地产价格上涨对其影响并不大，因为他们不太可能将自住房地产变现，也不可能拿出来出租，因此这部分居民的财富效应将不太明显。2、流动性约束效应相比股票价格的流动性约束效应，房地产价格的流动性约束效应略有不同。对拥有房产和没有房产的消费者而言，房地产价格上涨的影响是不同的。对于已经拥有房地产资产的消费者而言，房地产价格的上升会改善消费者的资产负债状14 况，从而降低其对未来发生财务危机可能性的预期，从而增加消费支出。而对于未购房者而言，房地产价格的上涨增加了其对未来房地产投资支出的预期，这样会减少其消费支出。类似地，在房地产出租市场，房地产的出租人和承租人的行为是相反的。具体而言，当房地产价格上升时，由于替代效应的存在，房地产的出租价格会有提升，特别是在房价长时间持续上涨的背景之下。这时，租客未来支付的房租将提高，从而恶化了其资产负债状况，这时其当期消费将会降低。对于房地产的出租人而言，房租的上涨意味着自身资产负债状况的改善，这时会增加其当期消费。3、替代效应房地产价格变动对消费的影响一个特殊之处就是存在替代效应。和股票不同，房地产不仅是一种投资工具，在某种意义上说更是一种生活必需品。当房价上涨时，假设银行的首付要求及利率不变，消费者也需要较多的首付款和未来更多的利息支付。因此，消费者将不得不减少当期消费而增加储蓄，以满足未来的购房需要。(二)房地产价格变动对投资的影响房地产价格变动对投资的传导效应主要体现在广义的信贷渠道效应，即银行●，●信贷效应和资产负债表效应。．7首先，房地产价格变动通过银行信贷效应影响银行可发放贷款的多少，从而影响投资。银行资产负债表中的大部分房地产信贷均是以房地产为担保的，房地产价格的上涨将增加银行持有的信贷担保品净值，从而降低了银行的相关贷款坏账，增加了银行资本，使得银行可以发放更多贷款。反之，房地产价格下跌，将增加以房地产为抵押的贷款坏账率，从而促使银行收紧房贷。其次，房地产价格变动通过资产负债表效应影响企业的信贷可得性，从而影响了投资。房地产价格变动改变了持有房地产资产企业的资产负债表，影响其净值，从而影响其从银行获取信贷的难易程度。根据新的会计准则，企业可以将持有的经营性土地和房屋作为投资性房地产，以公允价值入账。当房地产价格上涨时，企业持有的投资性房地产公允价值上升，企业的资产负债表改善，从而可以更容易地从银行渠道融得资金，增加投资。反之，房地产价格下跌，将使企业持有的投资性房地产公允价值下降，这会加大企业从银行等渠道融资的成本，使得15 企业作出减少投资的决策。16 第三章货币政策资产价格传导渠道研究方法概述第一节实证方法概述传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。可在现实中，经济理论往往不能对变量之间的动态联系提供一个严密的说明。而且内生变量既可以出现在方程的左边作为被解释变量，也可以出现在方程的右边作为解释变量，在这种情况下传统的计量方法便无法完全说明变量之间的关系。为了解决这些问题，向量自回归模型(VectorAutoRegression，VAR)和向量误差修正模型(VectorErrorCorrectionModel，VECM)等非结构化多方程模型就被Sims引进经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛运用。由于货币政策传导机制中的各变量相互联系，采用传统的计量方法并不能充分描述变量的动态关系，因此本文采用的方法更好地反映我国货币政策资产价格传导机制的特点。本文采用的实证方为通用的向量自回归方法(VAR)，并参照前述的分析对模型进行了一些修正，以便法如下：、一、平稳性检验一ADF检验时间序列往往会出现不平稳的情形，其数字特征是随着时间的变化而变化的，即序列在各个时间点上的随机规律不相同。非平稳的时间序列往往会导致“伪回归”现象的出现，即非平稳的序列通过回归表现出某种变化趋势，其拟合优度、显著性水平等指标都很好，而这种回归关系并不能够真实反映因变量和解释变量之间的均衡关系，没有经济含义，而仅仅是一种数字巧合。因此，对文章中采取的变量进行稳定性检验，是本文实证研究的第一步。检查时间序列平稳性的标准方法是单位根检验，本文采用的是AugmentedDickey．Fuller(ADF)检验在ADF检验中，主要运用以下三个方程进行检验：觚：M-i+兰屈觚-『+坼，：1，2，．．．，丁，Il17(3．1) 觚：M-i-I-a'+圭屈觚一，+坼，：l，2，．．．，，(3-2)，=lP△"=YY,一l+口+所+∑屈△”一f+甜，f=l，2，⋯，T(3-3)f掌l检验的原假设为Ho：7=0，即序列存在一个单位根；备择假设为q：y<0，即序列不存在单位根。其中，(3．1)式是ADF检验的基本回归方程式；(3．2)式是增加了常数项的回归方程式，说明序列带有漂移项；(3．3)式是在(3．2)式基础上增加了线性时间趋势项，说明序列中即带有漂移也带有时间趋势。在ADF检验中，检验丫显著性水平的t统计量在原假设下的渐近分布以来于常数项和线性时间趋势项的定义，因此，需要对每个变量在ADF检验中是否包含常数项或者时间趋势项进行假设。使用画图的方法来确定ADF中是否包含常数项或者时间趋势项是一个比较简便易行的办法，其方法是画出检验序列的曲线图，如果检验序列在一个偏离0的位置随机变化，检验回归可能包含常数项；如果检验序列的波动趋势随时间变化而变化，则可以添加时间趋势项。二、向量自回归模型(VAR)为了描述变量间的动态关系，VAR模型将系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数构造模型，从而将单变量自回归模型推广由多元时间序列变量组成的向量自回归模型。对于一个VAR(p)模型而言，其数学表达式为：只=4乃一I+⋯+彳，片一，+B一+岛r=l，2，⋯，T(3-4)其中，只是七维内生变量向量，‘为d维外生变量向量，P是滞后阶数，r为样本个数。七×七维矩阵4，．．．，4和舣d维矩阵B是要被估计的系数矩阵。岛是后维扰动向量，它们互相之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关及不与等式右边的向量相关，假设∑是岛的协方差矩阵，是一个kxk的正定矩阵。为了叙述方便，以下考虑的VAR模型都是不含外生变量向量的，即yt=AlY,-、+⋯+Apy卜p七￡t通过简单变换可以把上述数学表达式变成彳(￡)只=岛 如臬行列式del[A(L)]的根都在单位圆内，则上式满足平稳性条件，可以将其表示为无穷阶的向量动甲均(VMA(oo))形式只=C(￡)q其中，C(t)=彳(￡)一，C(三)=Co+cI三+C2r+⋯，其中Co=厶则对于VAR模型的估计可通过最小二乘法来进行，假设对∑矩阵不施加限制性条件，由最小二乘法可得∑矩阵的估计值为窆=；∑毒害：其中：盒=M—a片一。一互乃．：一⋯一4只一，。当VAR的参数估计出来之后，由于彳(￡)C(上)=厶，所以也可以得到相应的VMA(oo)模型的参数估计。三、基于VAR模型的Johansen协整检验1987年Engle和Granger提出了协整检验理论及其方法，为非平稳序列的建模提供了另一种途径。虽然一些经济变量本身是非甲稳序列，但它们的线性组合却有可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整方程，而且可以解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。Johansen在1988年及在1990年与Juselius一起提出了一种以VAR模型为基础的检验回归系数的方法，可以较好的对多变量进行协整检验。对于一个VAR(p)模型只=4只一l+⋯+Apy,一，+巩+岛，t=l，2，⋯，T(3．5)其中y¨’虼，．．．，虼都是非平稳的，(1)变量；薯是一个确定的d维的外生向量，代表趋势项、常数项等确定性项；B是k维扰动向量。将以上模型进行差分变换后，可得下面的式子：觚：兀Yt-I+艺r，觚-『+Bxt_t+q其中(3．6) pI-I=∑4一，，i=1J口r=一y彳，‘一jj=i+l由于，(1)过程经过差分变换将变成，(0)过程，Ijpy,，只一』(j=l，2，⋯，P)都是，(o)变量构成的向量，那么只要兀只一I是，(o)的向量，贝Jly,，，_。，儿，，_∥．．，儿'，-l之间具有协整关系，就能保证觚是平稳过程。变量M，，．。，咒．，-∥．．，Yk卜。之间是否具有协整关系主要依赖于矩阵n的秩。这样，就可以通过分析矩阵兀的秩来检验只的协整关系。因为矩阵兀的秩等于其非零特征根的个数，因此可以通过对非零特征根个数的检验来检验协整关系和协整向量的秩，设矩阵兀的特征根为^>如>⋯>五。则可以通过特征根迹检验来检验这些统计量的显著性。由，个最大特征根可以得到，个协整向量，而对于其余k一，．个非协整向量而言，4小乃巾⋯五应该为0，于是可以得到原假设为：‰：4>O，4+，=0，相应的备择假设为Hr。：4+l>0，，．=O，1，．．．，七一1。相应的检验统计量为七仉=一r∑ln(1一乃)，够被称为特征根迹统计量。则下面将依次检验这一系列统，=，+l计量的显著性：当‰不显著时，接受‰，表明有k个单位根，0个协整向量，系统不存在协整关系。当770显著时，拒绝‰，即表明至少有一个协整向量，须接着检验77l的显著性。同理，当1r／,不显著时，接受qo，表明只有一个协整变量，依次下去，直到接受耳。，说明存在，个协整向量。Johansen检验是一种基于VAR模型用极大似然法进行检验的方法，因此在进行Johansen检验前必须前确定VAR模型的最佳滞后期k。本文采用AIC和SC准则来确定滞后阶数，当AIC值和SC值发生矛盾时，由于协整关系受滞后阶数的影响较为敏感，用LR值进行最后的取舍。四、脉冲响应函数分析 运用VAR模型时，由于无需对变量做任伺先验性约束，因此在分析时往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击是对系统的动态影响，这种分析方法被称为脉冲响应函数方法(ImpulseResponseFunction，IRF)。当VAR模型满足稳定性条件时，可以将其表示为无穷阶的向量动平均形式：以=C(三)岛，，=l，2，．．．，T(3-7)其中，C(￡)=彳(￡)～，C(三)=Co+Cl三+C2r+⋯，其中Co=厶即M=(fi+C；三+C：r+⋯)q，f=l，2，⋯，T只的第f个向量％可以写成七％=∑(锣’颤+《’颤一。+够’白一：+够’岛q+⋯)，t=l，2，．．．，Tj=1(3-8)向量q的第f行，第／列元素可以表示为班等，删凡⋯，，，乩2，．．J(3．9)作为g的函数，上述式子描述了在时期，，其他变量和早期变量不变的情况下只．，+。X寸yj,的一个冲击的反应。五、方差分解分析上述的脉冲响应分析描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。运用方差分解技术则可以通过分析每个结构变量冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。k由蚝=∑(掣’勺+《’乃一，+够’％一2+谬’％一3+⋯)，t=l，2，．．．，T可知各个括号J-l中的内容是第／个扰动项占，从无限过去到现在时点对只影响的综合。如果占，无序 列相关，求其方差为：研(够’勺+《’勺一。+管’气一：+⋯)2】_∑(锣’)2％，q--0f，J=1，2，．．．，k。再进一步假定扰动项向量的协方差矩阵是对角矩阵，则只的方差是上述方差的k项简单和，即：kovar(yo．)=∑{∑(够’)2％)，i=1，2，．．．，k，，=l，2，．．．，TJ=lq=O为了测定各个扰动项相对咒的方差有多大程度的贡献，定义了如下尺度：∑(够’)2％R一⋯2％面21已—一，f，j『=l⋯2．．，k(3．9)∑{∑(够’)2％)RVC为相对方差贡献度(RelativeVarianceContribution)，根据第／个变量基于冲击的方差对M的方差的相对贡献度来观测第歹个变量对第f个变量的影响。通过方差分解，可以比较不同变量的效应大小。第二节研究变量的选取及数据的初步处理本文采用了2000年1月到2009年7月的月度数据，所涉及的变量包括：货币政策的代理变量(M2增长率、银行间7天同业拆借利率)，货币政策的最终目标变量(通货膨胀率，社会消费品零售总额、固定资产投资总额)，股票市场传导变量(上证指数)，房地产市场传导变量(全国房地产价格指数、全国房地产开发投资指数)一、货币政策的政策代理变量：央行通过公开市场操作、调整准备金率、调整贴现率等政策操作，主要影响市场中货币的价格和数量。因此，本文采用广义货币的增长率(M2GR)和银行间7天同业拆借利率(1泳)作为央行实施货币政策的代理变量。尽管目前央行将货币供应量MI作为我国货币政策的中介目标，而把M0和M2作为观察目标。但是近几年随着经济的快速发展，金融创新的不断加快，金融市场的持续活跃，越来越多的学者认为，由于M1日益表现出可控性和可测性不足的缺点，已经不 再适合作为我国货币政策的中介目标，而应该转为。M2。因此，本文将M2的增长率作为央行数量型调控政策的代理变量。由于央行于1996年以后放开了银行间同业拆借市场利率的管制，而对贷款利率的管制仍然较多。为了描述央行货币政策对货币市场价格的影响，本文将银行间7天同业拆借利率(I承)作为代理变量。该组数据的来源为Wind数据库。二、货币政策资产价格的传导变量：传导变量是货币政策传导过程中的中间变量，一方面，央行实施货币政策，通过改变利率及货币供应量影响货币政策的传导变量；另一方面，货币政策传导变量的波动，将对居民及企业的行为造成影响，继而影响实体经济的价格水平及产出水平。因此，资产价格作为货币政策传导的中间变量，其选择的合理性将直接影响实证分析的结果。为了反映货币政策对我国资产价格的影响，本文选取了股票价格及房地产价格作为我国资产政策传导的中介变量。作为股票市场传导变量为上证指数。由于我国目前还没有一个指数可以全面地反映整个股票市场价格变化，本文将上证指数作为股票市场价格变动的代理变量。房地产市场传导变量为全国房地产销售价格指数(HP)，用于代表房地产市场的价格变动。由于该指数的编制及发布由国家统计局公布，并且反映的是全国房地产的销售价格变化，因此具有一定的权威性及代表度。三、货币政策的最终目标变量：1995年颁布的《中国人民银行法》正式以法律的形式将我国中央银行货币政策最终目标确定为“保持货币币值的稳定，并以此促进经济增长”。可见保持币值的稳定是央行货币政策的首要目标。随着近几年来物价水平的大起大落，央行将维持物价水平稳定作为其政策的最终目标，特别是防止通货膨胀，因此，本文将通货膨胀率(CPIInflation)作为我国货币政策的最终目标变量。通货膨胀率是由国家统计局公布的每月消费者价格环比指数，以2000年1月为基期构造定基比序列并计算得出。为了反映资产价格变动对消费的影响，本组数据还包括社会消费品零售总额(COM)作为消费的代理变量。消费指标一般有社会消费品零售总额、社会商品零售总额。社会商品零售总额将出售给农民的农业生产资料也列入同级范围，23 而这部分产品已成为以交换为目的的生产活动中的中间消耗。社会消费品零售总额计量的是各种经济类型的商业、餐饮业，制造业，其他行业及各类农贸市场出售给城乡居民用于生活消费的商品，出售给机关、人民团体、部队、学校、企业和事业单位用公款购买的用于非生产经营用的消费品的总和，反映了各种商品流通渠道向居民和社会团体供应的生活消费品，因此是最具代表性的消费指标。另外，为了比较资产价格变动对投资的影响，尤其是为了说明我国股市中是否存在托宾Q效应，这里将固定资产投资额(INV)作为货币政策的最终目标变量之一。由于国家统计局只是公布了固定资产投资额的累计数，因此本文将公布的累积数做一阶差分得到每个月的固定资产投资额。并且由于国家没有提供一月份的固定资产投资额数据，本文将当年的二月份数据除以当年固定资产投资额月平均增长率，得出一月份的固定资产投资额。所有的数据将首先接受X12季节调整，以消除季节效应，并对除CPI以及M2增长率的数据进行对数化，以反映变动的百分比，并消除可能存在的异方差。进行X12季节调整时，除了固定资产投资额存在季节效应外，其余变量均不存在季节效应。因此本文将固定资产投资额进行X12调整，命名为LGINVSA，其余的变量不调整。经过以上初步处理的数据包括：货币政策变量(R、M2GR)、股票市场传导变量(LGSH)、房地产市场传导变量(LGHP)、最终目标变量(I，GCoM、I．GINVSA、I．GCPI)。第三节本文的实证思路对数据进行初步处理之后，本文将建立VAR模型，实证检验我国货币政策的资产价格传导渠道。实证检验的目的在于：首先，我国货币政策能否影响资产价格(股票价格或者房地产价格)，即考察我国货币政策对资产价格调整的有效性；其次，资产价格变动是否能影响最终目标变量，对于股票价格来说，重点考察股票价格能否对社会消费和投资产生影响，对于房地产价格而言，重点考察的是其对社会消费的冲击。接下来的实证分析按以下顺序进行：首先，对所有的变量做稳定性检验，以便识别出数据是否存在单位根。第二步，构建VAR系统。本文拟构建四个VAR系统。前两个VAR采用了货币政策变量、股市传导变量以及最终目标变量；后两个VAR采用了货币政策24 变量、房地产市场传导变量以及最终目标变量。第三步，对VAR模型进行协整检验。如果所有的数据变量都是同阶单整的，那么便可以运用协整检验，以便识别模型内是否存在稳定关系。第四步，脉冲响应分析。参照Elboume(2008)的研究方法，采用两阶段分析法：第一阶段，估计货币政策的结构冲击对资产价格(股票价格或者房地产价格)产生的影响；第二阶段，估计资产价格的结构冲击对私人消费产生的影响。假定私人消费对资产价格结构冲击的反馈效果在数量上不因导致资产价格变化的因素而改变，则综合上述两阶段脉冲响应分析结果，可估算出由资产价格冲击引发的私人消费变动占货币政策冲击引发的私人消费变动的比例。最后，利用方差分解，分别对资产价格、消费、投资等进行方差分解分析，以期进一步验证脉冲响应分析的结果。 第四章中国货币政策资产价格传导机制实证研究第一节变量的稳定性检验及VAR模型的建立一、变量的稳定性检验如前所述，在建立VAR模型之前必须对变量的甲稳性进行检验。本文使用的是通行的ADF检验方法，运用AIC和SC准则对变量的滞后阶数进行设定。经过检验发现，各变量RR、M2GR、LGSH、LGHP、LGCPI、LGINVSA均为非平稳序列。而在对以上变量进行差分后发现，差分后的变量变成了平稳序列。这就表明以上的变量都是一阶单整的，变量单位根检验的结果如下表：表4．1变量的稳定性分析LevelFirstdifference变量t-StatisticProbt-StatisticProbRR．2．1100O．2412．12．166lO．ooOOM2GR．0．59340．8667．10．99940．0000LGSH。．1．35820．6003-4．73790．000lLGHP．1．67020．4436．8．51410．0000LGCPI．o．0452O．9517．8．0641O．0000LGCOM-0．430666O．5．9506470．ooooLGINVSA0．24860．9744．3．54280．0087二、VAR模型的建立以及协整检验为了检验我国货币政策的资产价格传导机制，本文设定了四个VAR模型。VARI和VAR2主要研究货币政策的股票价格传导效应，两个VAR的区别在于VAR模型l中的货币政策变量为利率R而VAR模型2中的货币政策变量为M2增长率；同理，本文设定了VAR模型3和VAR模型4以研究房地产市场的传导机制，VAR模型3中货币政策变量为利率R而VAR模型4中的货币政策变量为M2增长率。VAR模型滞后期选择对模型的估计很重要：滞后期过长，模型中所需估计的26 参数就过多：自由度下降使模型变得没有效率；滞后期过短会使得残差达不到白噪音，出现估计偏差。本文运用AIC及SC准则对各个VAR模型的滞后期进行确定，并使设定的模型满足数学上的稳定性条件，即模型所有的根模的倒数小于l。因此，本文将VAR模型l的滞后阶数设定为3、VAR模型2的滞后阶数设定为3，VAR模型3的滞后阶数设定为4，VAR模型4的滞后阶数设定为4。本文建立的VAR模型如下表：标4．2本文建立的VAR模型一览表名称货币政策变最滞后阶数模型包含变最备注RR、LGSH、LGCOM、VAR模型l利率R3LGINVSA、LGCPI研究股票价格传导渠M2GR、LGSH、道VAR模型2M2增长率3LGCOM、LGINVSA、LGCPIRR、LGHP、LGCOM、VAR模型3利率R4LGINVSA、LGCPI研究房地产价格传导M2GR、LGHP、渠道VAR模型4M2增长率4LGCoM、LGINVSA、LGCPl在前述的稳定性检验中，本文的所有变量都是一阶单整的，因此可以运用Johansen协整检验方法，检验每个VAR模型中的长期协整关系。从检验的结果来看，在5％的显著性水平下，VAR模型l向量间含有2个协整关系，VAR模型2向量间含有1个协整关系；VAR模型3向量间含有1个协整关系，VAR模型4向量间含有1个协整关系。表4．3VAR模型l的Johansen协整检验结果迹检验最大特征值检验原假设特征根迹检验统计量P值最大特征值统计量P值None●0．395308120．71040．000055．83698O．0000Atmostl●0．28683864．873450．000637．52323O．0019Atmost20．17147427．350220．093320．879840．0542Atmost30．05666．4703790．63996．4674440．554Atmost42．64E．050．0029350．95530．0029350．9553注：·表示在5％的显著性水半下拒绝原假设27 表4-4VAR模型2的Johansen协整检验结果迹检验最大特征值检验原假设特征根迹检验统计量P值最大特征值统计量P值None+0．41683114．96610．000260．39906O．O000Atmost10．22558954．567020．235928．633060．1257Atmost2O．14274425．933960．74l17．250120．4369Atmost34．58E．028．6838440．96875．2519660．9805Atmost40．0301773．4318770．82173．4318770．8217注：}表示在5％的显著性水平下拒绝原假设表4-5VAR模型3的Johansen协整检验结果迹检验最大特征值检验原假设特征根迹检验统计最P值最大特征值统计最P值None枣O．341691．05090．000445．9678O．0012Atmostl0．217945．083l0．089027．03890．0586Atmost2O．109l18．04420．562812．71100．4792Atmost30．04705．33330．77255．2946O．7043Atmost4O．O0040．03870．84400．03870．8440注：木表示在5％的显著性水平下拒绝原假设表4-6VAR模型4的Johansen协整检验结果迹检验最大特征值检验原假设特征根迹检验统计量P值最大特征值统计量P值None·0．25888773．57216O．002433．5554l0．0198Atmostl0．15555640．016750．0519l8．93663O．2178Atmost20．08296721．08012O．129．7004760．5172Atmost3O．0679I吆l1．37965O．07157．8755670．1825Atmost40．0308023．5040790．07263．5040790．0726注：}表示在5％的显著性水下下拒绝原假设28 第二节基于VAR模型的脉冲H向应分析通过协整检验可以看出，本文设定的VAR模型都符合稳定性的要求，并且含有长期稳定关系，因此就可以运用脉冲响应函数，对货币政策的资产价格传导机制进行实证研究。此部分的研究分为两个阶段：第一阶段对每个模型施加利率RR或者M2增长率一个标准差的冲击，以考察货币政策能否影响资产价格；第二阶段对每个模型施加资产价格(股票价格或者房地产价格)一个标准差的冲击，以考察资产价格的变化能否影响消费水平及投资。脉冲响应期设定为36个月即3年，并且为了排除变量顺序的影响，采用了不依赖变量顺序的广义脉冲，以此说明货币政策的资产价格传导机制。一、货币政策的股票价格传导检验(一)货币政策对股票价格的影响本文对VAR模型l施加利率一个标准差冲击，对VAR模型2施加M2增长率一个标准差冲击，以考察紧缩或扩张的货币政策下股票市场的反应。RuponsoIoOoMrsi-圳OneSD．ImavUioast2S．E．啊啕蝴州la刚■Rll融呷慵一i．OtX)Mb限厂’＼＼．绘>∥＼／＼～图4．1利率一个正向冲击的影响图l展示的是面对利率RR的一个正向冲击时，即央行采用紧缩性货币政策时，模型l各变量的反应。在各图中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：月)，纵轴表示各变量的变动率，图中蓝色实现表示在利率一个正向冲击下，各 变量在不同时间的反应，红色虚线表示正负两倍标准差偏离带。可以看到我国紧缩型货币政策下，各变量的反应基本符合经济理论：股票价格在当期就有下降，下降的幅度在第3个月后达到最大，为．0．03；居民消费当期为负，经过短暂的上升之后在第6个月转为负值；固定资产投资总额保持在．0．02左右变动；而通货膨胀率在当期也为负值，并在冲击结束后未来一年内保持负值。然而，笔者也注意到股票价格变动在第6个月转为正值，并在此后的24个月保持正值，表明我国货币政策的紧缩对股票价格在短期内虽有负面影响，然而持续的时间不长。图2展示的是面对M2增长率的一个正向冲击时，即央行采用扩张性货币政策时，模型2个变量的反应。可以看到各变量在扩张性的货币政策下都有正响应：股票价格当期就有正回应，并在未来的36个月保持为正；消费虽然在前4个月有轻微下降然而从第5个月开始就变为正数；固定资产投资和通货膨胀率在36个月总体保持正数。说明，我国扩张性的货币政策能切实影响到股票市场价格。ResponsetoCholeskyOn●S．D．Inncweltcn$士2S，E．R●肇¨¨．，LO$H协N2GI●R●I—n¨．．LGCOU协M1G一／／7一、、、＼。／．／一，一一一＼～一一一，h-●●晴efLOC一押啪一／／／。／‘、^／，一_一．一、7。、～。～、h～～，～R●一¨¨WLGINVSA协■”R图4．2M2增长率一个正向冲击的影响(二)股票价格变动对消费及投资的影响 翱嗍椭协Chahi0／OneS．D．h咐憎酗雌±2S．量．m籼■豫to嗍m驰懈0峭ioLo甜●■●I．爪、／，／=一∞．髓．旷—一一～●-'．、心形厂。■．V～∞·●．＼、／／·舯．V＼＼～～⋯．●h引n-oft．OlWoSAto∞钳囊辨峨．|∞∞协∞钳．、~／7一一八＼、、‘‘～～，—一H一1／7、、。：：勿=、·／＼图4．3股票价格一个正向冲击的影响为了反映股票价格对投资和消费的影响，检验货币政策是否能通过股票价格影响实体经济，本文对VAR模型l中的所有变量施加了股票价格的一个正向冲击，脉冲响应分析图3所示。从图中可以看出，股票价格上涨对消费和投资有一定的影响，然而影响的程度各有不同：股票价格的上涨对消费的冲击较强，自第0期就有正向反应并且在第7个月达到最大值0．013，随后的29个月也保持正值，反映我国股票市场存在一定的财富效应，当股票价格上升时，居民将增加部分消费；而股票价格上涨对投资的冲击较弱，固定资产投资虽然在期初有所上涨(O．008)，然而在6个月之后就有衰减的趋势，并一直保持在0．005以内。另外，通货膨胀率对股票价格上涨呈现正向反应，然而从图中可以看到该正向反应的最大值为0．004，总体呈现倒U字形趋势，这表明股票价格上涨虽然对通货膨胀率有一定的推高作用，然而影响较小。二、货币政策的房地产价格传导检验(一)货币政策对房地产价格的影响31 恕印帜of“；睁协胀咖懈一LGcoM∞歙／／一＼、＼／＼、，，给＼“y＼‘＼～／／7一、’＼＼～‘h～∥鲰即豫ofLGl虬孰幻阳．P＼／4一一一～～。厂＼7一＼——／”?≮、、一一。～∥．—，，只es∞憾一I．＆ZPIb限／一一一”⋯p．，一—一一一／、厂、／＼一＼／／一图44利率一个正向冲击的影响图4显示的是利率的一个正向冲击对房地产模型各变量的影响。可以看到，和股票价格不同，房地产价格对紧缩性货币政策的反应轻微，只在冲击初期有负面影响，表明紧缩性货币政策对房地产价格的调控效果有限。R·q黼辅bchoI·-cyo’·SD．‰啪妇糟±2S丘舟瞄p∞-一I舯b—2豫只瞄—蚺蕾一嘞Mb■黼／‘＼，／＼入—～I7_．、＼-／＼～√。融印帽啊“蛇一撕峨I豫．／一、～～～，，_’’／7——、＼、!／～—．。—～⋯、＼＼一／7／——～一—／’、、～、--、／＼厂～～兔唪嘲一l删辅∞M2丽／／一＼＼～一一．p‘＼^．．．，一一～～．＼、一．／7图禾5M2增长率一个正向冲击的影响32 与紧缩性货币政策不同，当面临扩张性货币政策时，房地产价格有比较明显的反应。如图5所示，当房地产模型面对M2增长率一个正向冲击时，房地产价格在期初就立刻上涨，并在冲击后的一年达到最大值0．005，随后才出现衰减；消费和通货膨胀率虽然在冲击的初期有负相应，然而都在随后的区间回升在0以上；固定资产投资则一直保持为正，在整个冲击期内变化不大。从以上分析可以看到，货币政策对房地产价格的影响具有“非对称性”，即扩张性货币政策效果明显而紧缩性的货币政策效果有限。(二)房地产价格的变动对消费及投资的影响类似地，本文运用房地产市场的VAR模型3，考察房地产价格变动对实体经济的影响。从图6可以看到，房地产价格变动对消费及投资的影响都是负向的。消费支出的响应总体上呈现“倒U字”形状，期初的消费下降较大，然后在第6个月后稳步回升，并在第24个月接近0，并在随后再次下降。可见，房地产价格的上涨并不能有效地刺激消费的增加，反而会挤出经济体中的消费。另外。房地产价格上涨也不能对固定资产投资有正面影响，固定资产投资在房价上涨的冲击下反而有所下降。R●翻印翻协●bG■n■瞳■，●dOn,S．D．1—w■■‘o脯4-2S．E．舟删■限幻l神翱蛳憎of∞∞∞lG一厂＼～‘＼、．．，／一—＼．’、八————～1＼／／，＼＼／／／／厂＼＼＼、、．／’——、．’＼／—、t＼／厂一＼．／’图4-6房地产价格⋯个正向冲击的影响三、脉冲响应结果小结对比以上脉冲响应的分析结果，可以看出：首先，我国货币政策对股票价格33 及房地产价格的调控具有非对称性，扩张性的货币政策能有效地刺激资产价格上涨，而紧缩性货币政策虽然在短期内对资产价格有一定的平抑作用，然而作用时效较短，从中长期来看紧缩性货币政策并不能有效地降低资本市场的价格：其次，我国股市对消费支出有显著作用，而对投资支出的作用不明显，反映了我国目前的股票市场中具有一定的财富效应，然而托宾Q效应不明显；第三，我国房地产价格的上涨对实体经济的消费有一定的挤出效应，脉冲响应的结果表明当实体经济面临房地产价格一个正标准差的冲击时，消费下降了0．0l，表明在我国房地产市场中财富效应并不占优势，房价上涨对无房产者的收缩效应制约了消费的增加。第三节基于VAR模型的方差分解分析为了进～步考察货币政策通过股票市场及房地产市场传导的有效性，本文对以上VAR模型中的重要变量实施方差分解分析，以进一步评价不同结构冲击的重要性。一、股票市场模型的方差分解本文对股票市场的VAR模型1进行方差分解。、分解的变量包括股票价格(LGSH)、消费(LGCOM)以及固定资产投资(LGINVSA)，以便找出模型中影响这些变量的因素。VarianceDecormmsi60nofLGSHF=雨—_二i网l——LGSH——LGCPIII二=!竺型I图4．7股票1lj场模型股票价格的方差分解从图中可以看到，股票价格对自身的依赖较大，期初达95．39％：但随着时 可以看到，利率是影响股票价格第二大因素，表明我国货币政策能够影响股票价格。图4-8股票市场模型消费的方差分解从消费的方差分解来看，消费除了对自身依赖较大以外，还依赖于投资的变化，两者对消费的贡献度之和保持在90％左右。值得注意的是股票价格对消费的变动居于第三位，在冲击的后期提供了5％左右的贡献。VadanceDecompositionofLGINV_SAI—RR——LGINVSAII——LGSH——LGCPIII——LGCOMI图4-9股票1lJ场模型投资的方筹分解从投资的方差分解图上可以看出，投资的变动依赖于自身，期初接近70％，并在后期一直保持在60％以上的水甲。同时，股票价格对投资的影响较小，其贡 献度一直维持在1．5％以下，这也印证了前面说的我国股票市场托宾Q效应不明显的结论。二、房地产市场模型的方差分解同样地，本文运用房地产市场VAR模型3，对房地产价格(LGHP)，消费(LGCOM)以及投资(LGINVSA)实施方差分解分析。Variance[：)eeotr咐osiUonofLGHP图4．10房地产模犁房地产价格的方差分解房地产价格对自身的依存度最大，但有迅速下降的趋势，从一开始的100％下降到期末的60％。同时，利率对房地产价格的影响居次席，从一开始的近O％上升到最终的近20％，表明我国货币政策可以对房价造成影响。l—RR—LGCOMIl——LGliP——LGIqVSAII——LGCPIl图4．1l房地产模犁消费的方差分解图l1展示的是房地产模型中消费的方差分解，可以看到在房地产模型中， 5101520253035图4．12房地产模犁投资的方差分解图12展示的是房地产模型中，投资的方差分解。类似于股票市场，投资对自身的依赖性最大并在整个期间内保持稳定，从初期的73．31％升至77．91％。消费对投资的贡献度排第二位，在整个期间保持在20％左右。房价对投资的贡献度不高，期初仅为0．01％，虽然随后有一定程度的提高，然而贡献度一直维持在2％以下，这表明房价的波动并不能明显地影响投资的变化。三、方差分解分析小结在对股票市场模型及房地产市场模型进行方差分解以后，可以看出利率对股票价格的影响比其对房地产价格的影响大，表明我国的货币政策尤其为利率政策对股票价格的调控较其房地产价格的调控的效果明显。从资产价格对实体经济消费的影响来看，股票价格对消费的贡献度是房地产价格贡献度的两倍，表明比起房地产市场，股票市场对消费的影响更大。然而，从投资的方差分解图也可以看到，股票价格和房地产价格对投资的贡献度都偏低，均在2％以下，说明资产价格的变动的投资效应在我国并不显著。37 第四节实证检验总结通过以上的实证研究，我们可以发现中国货币政策的资产价格传导机制存在以下特点：首先，从脉冲响应分析来看，我国货币政策能够对股票价格及房地产价格产生影响。在面对货币政策一个冲击下，在短期内资产价格的变动是符合经济理论的。然而，我们也注意到我国货币政策对资产价格的冲击具有非对称性，即扩张性货币政策能够有效地提高资产价格，而紧缩性的货币政策对资产价格的调整作用有限，尤其是在房地产市场上，紧缩性的货币政策持续时间短，效应不明显。其次，从资产价格变动对消费的影响来看，股票市场存在一定的财富效应，股票价格的上涨可以通过增加当期收入及未来预期，改变人们的消费行为，增加当期消费。而在房地产市场上这种财富效应是不存在的，房地产价格的上涨并不能使居民消费增加，这与我国目前房地产市场尚不发达，居民购买房子主要用于自住的现状是密切相关的。另外，我国目前居民的房地产保有量仍然不足，当房地产价格上涨时，未购房者预期未来买房产需要付出更多的首期款以及利息费用，从而降低当期消费而增加储蓄。第三，从资产价格对投资的影响来看，无论是股票市场还是房地产市场都不存在托宾Q效应。股票价格及房地产价格的上涨并没有刺激实体经济投资，反而由于替代效应的存在而有所下降，随后进行的方差分解也支持了这一观点。 第一节我国货币政策资产价格传导效应不显著的原因分析从以上的实证分析可以看出，我国货币政策的资产价格传导渠道并不顺畅，央行的货币政策难以通过资产价格渠道传导到实体经济中。这表现在两个方面：从货币政策对资产价格的传导效应来说，我国货币政策对资产价格具有一定程度的影响，但其影响具有不对称性；从资产价格对实体经济的传导效应而言，尽管股票市场具有一定的财富效应，股票价格上涨能一定程度上增加居民消费，但股票市场的托宾Q效应并不明显，而在房地产市场上，房地产价格的上涨并不能推动消费和投资的增加。因此，我国货币政策的资产价格传导渠道在两个传导阶段都存在一定程度上的阻塞。一、货币政策对资产价格影响的非效率性分析在发达市场经济国家，央行可以通过公开市场操作、调整准备金率、调整再贴现率，影响货币市场的利率，从而改变了货币市场参与者的资金成本，使得资金在货币市场与资本市场间进行调配，影响股票价格及房地产价格。而在我国，这一内部传导机制被人为阻隔了，货币市场利率的变动并不能很好地影响股票价格及房地产价格，其原因主要在于：一方面，我国利率形成机制不够市场化，货币市场参与主体不够，市场容量有限，使得货币市场形成的利率能够反映真实的资金供求。在我国，各个货币市场的子市场之间缺乏有机联系，不同的经济主体被限定参与不同的子市场。如国债回购市场就被划分为银行间市场与交易所市场，银行、保险公司等金融机构被限定在银行间市场，两个市场被人为分开。由于众多中小金融机构与企业不能参与，货币市场总体上规模有限，有时甚至交易清淡，因此目前我国的货币市场还不能成为整个经济运行的敏感触点，其变动上不能产生足够影响力。另一方面，我国货币市场和股票市场、房地产市场的联系被人为割裂，货币市场形成的利率很难影响股票市场及房地产市场。在我国，我国的利率机制呈现二元结构，即货币市场利率已经基本实现了市场化，而面向居民的人民币存贷款 利率仍然是靠行政指令调节。尽管近几年我国积极推进利率市场化，央行陆续放开了外币贷款和存款利率，扩大人民币贷款利率浮动区间并建立并运行报价制的中国货币市场基准利率Shibor，但是人民币存贷款利率从本质上看仍然是管制利率。特别是在人民币存款利率上限以及人民币贷款下限，央行仍然进行管制，这使得使货币市场利率的导向性作用下降，现行利率机制不能反映市场真正的资金供求。二、我国资产价格对消费作用不显著的原因分析财富效应是资产价格影响居民消费的重要途径，资产价格的上升有助于提升居民对未来收入的预期，从而使居民增加当期消费。而在我国，股票市场和房地产市场存在以下一些特点，阻碍了财富效应在我国的发挥：(一)股票市场财富效应影响有限的原因分析首先，我国股票市场规模偏小，股票市场对实体经济影响有限，阻碍了财富效应的深度。衡量股票市场规模的一个重要指标是证券化率，即股票市值占GDP的比重。在发达市场经济国家，证券化率一般在100％以上。以美国、日本为例，美国2003年证券化率就达128．59％，日本同年证券化率更是达到298．66％，股票市场对实体经济的影响可见一斑。而从下表可以看出，我国的证券化率在2006年以前都在60％以下，尽管2007年以来我国证券化率有所提高，然而目前我国’的证券化率也只有88．29％，股票市场对实体经济的影响有限。表5．1我国证券化率(2000．2009)年份2000200l20022003200420052006200720082009证券化率(％)52．5244．6l35．5835．2625．8419．950．7158．7647．9488．29资料米源：Wind资讯第二，我国股票市场参与面不广，大部分居民并没有参与到股票市场，使得财富效应的影响缺乏广度。在成熟的市场经济国家，居民对股票市场的参与度很高，股票价格的变动能够通过广大市场参与者影响实体经济。据统计，在2000年美国有55％的家庭参与股票市场，而投入股票市场的资金占家庭总资产的38％。而在我国，截止到2009年12月，我国股票市场开户总数为14027．88万户，基金开户数为3149．26万户，两者合计只占我国人口总数的近lO％。可见我国股票市场的参与度相比发达市场经济国家还有很大差距，使得财富效应在我国缺乏柏 广度。第三，我国股票市场投资者结构不合理，股票市场的赚钱效应不明显。在我国，股票市场的参与者以散户为主。据统计，2009年我国A股市场开户数为13890．51万户，其中个人投资者开户数为138361．08万户，占总开户数的99．61％。由于投资知识的欠缺以及信息资源的缺乏，散户投资者往往在面临“只赚指数不赚钱”的尴尬，而真正从股市中获得高额收益的是于握资金和信息优势的机构投资者。这一现象使得资本收益向机构投资者和大客户集中，由于高收入者的边际消费倾向比中低收入者的低，使得资本市场收益不能很好地转化为消费，我国股票市场的财富效应难以得到发挥。(二)房地产市场财富效应不显著的原因分析房地产是一种特殊的资本品，一方面和股票类似，房地产具有保值增值，抵抗通胀的作用，是居民投资的重要工具：另一方面，房地产也具有耐用消费品的特征，无论初始的购买意图是投资还是出租，房地产最终用途还是落在居住上。我国房地产市场还处于发展初期，并存在一些问题，阻碍了房地产市场财富效应的有效发挥。首先，我国房地产市场的市场化程度不高，房子耐用消费品的属性还很强，房地产还不是居民投资的重要渠道。当前我国居民购房主要用于自住，房地产价格的上涨虽然增加了持有房地产家庭的财富，然而却难以通过市场交易将房子变现以获得实际的财富。同时，我国文化对住所的重视，居民往往把购置房产作为未来的一项必要支出，则房价上涨增加了无房者未来购置房产的预算支出，反而使其削减当期消费以满足未来的购房支出。其次，我国房地产供给结构不合理，制约了房地产财富效应的发挥。目前我国房地产供给中，住宅仅为房地产总数的2／3，并且多为大户型、高价位的住宅。适合一般工薪阶层购买的中小户型、中低价位的房子供应不足。另外，政府提供的廉租房，限价房数量不够。这一现状使得我国房地产的持有者多是中高收入者，而中低收入阶层持有房产的比例很小。因此房地产价格上涨的受益者往往是中高收入者。而根据凯恩斯的理论，中高收入者的边际消费倾向较低，这使得我国房地产市场的财富效应受到进一步制约。三、我国资产价格对投资作用不显著的原因分析41 理论上，资产价格对投资的作用主要是通过托宾Q效应以及资产负债表效应影响企业投资。而在我国，资产价格的变化无法推动企业投资，这与我国股票市场和房地产市场的现状是分不开的。(一)股票市场投资效应不显著的原因分析首先，我国股票市场筹资规模偏小，使得股票价格的投资效应对实体经济缺乏影响力。从下表可以看出，尽管近些年来我国加快了股市扩容步伐，大额IPO屡见不鲜，上市公司定向增发比比皆是；然而从相对数来看，企业从股票市场筹资额仍然偏低，股票融资占固定资产投资额的比重一直徘徊在10％以下，固定资产投资的主要资金来源仍然依赖银行信贷资金。这就制约了我国股票市场的投资效应在我国的影响力。表5．2我国股票融资占固定资产投资额一览表固定资产国内股票市场股票融资占固定资产年份投资额(亿元)融资额(亿元)投资额万分比(％)200024242．822103．028．67％200l27826．621251．894．50％200232941．76970．492．95％200342643．421357．523．18％200458620．281503．10．2．56％200575096．481881．072．50％200693472．365594．305．98％2007117413．9l8432．007．18％2008148167．253576．152．41％2009194138．626857．693．53％资料来源：中经网数据厍wjnd资讯第二，我国股票市场投机气氛较浓，股价波动幅度较大，制约了股票市场的投资效应。一方面，股价波动幅度大造成企业托宾Q值变化也大，企业难以根据托宾Q值来进行投资决策。另一方面，股价的波幅大也造成了企业净值变化大，银行难以合理评估企业价值以发放贷款。第三，我国企业上市及增发制度的非市场化，使得企业难以灵活地上市融资。42 现行我国企业上市及增发制度是核准制，企业IPO或者增发必须通过证券监管部门的批准。而在市场经济发达的国家，企业股票发行制度实行的是注册制度，企业只要达到了一定的标准就可以通过IPO或者增发股票募集资金。而在我国，由于实行的是核准制，企业发行股票往往需经过繁琐的程序，耗时长，成本高，这便使得企业难以把握市场时机，特别是利用上涨行情，募集到资金。(二)制约我国房地产投资效应的原因分析理论上，房地产价格上涨会改善企业的资产负债状况，使其更容易获得银行贷款，增加投资。然而在我国，房地产市场的投机气氛浓厚，特别是一线城市房价“只升不跌”的现象，使得房地产价格的上涨对实体经济投资具有一定的挤出效应。许多企业苦于投资机会的缺乏，在面临投资房地产市场的高额诱惑时，也将原本应用以实业投资的资金转移到房地产市场上，甚至有些企业也加入了炒房团的大军之中。因此，由于目前我国房地产市场的过热，使得房地产对实体投资具有一定的挤出效应，房地产价格上涨并不能有效地推动实体经济投资的增加。第二节疏通我国货币政策资产价格传导渠道的政策建议随着我国社会经济的不断发展，居民资产组合中股票和房地产资产所占的比重越来越大，我国资产价格必然将成为未来我国货币政策传导的重要渠道。然而，由于货币市场与资本市场的割裂，股票市场、房地产市场尚处于发展初期，我国的货币政策并不能有效地通过资产价格影响居民消费与投资。因此，我们应该借鉴西方发达国家的成功经验，采取有效措施，疏导股票价格和房地产价格渠道，进一步提高货币政策的有效性。一、提高货币政策对资产价格的调控，疏通货币政策的内部传导提高货币政策的资产价格渠道，第一步要疏导货币政策的内部传导渠道，使得货币政策能够对资产价格产生足够的效应。(一)扩大货币市场参与者，使货币市场利率水．甲能反映实体经济资金供求。扩大货币市场参与者，一是可以放开金融机构进入货币市场的准入限制，允许更多金融机构进入拆借市场和债券市场；二是允许大的企业或企业集团等机构投资者通过建立代理金融机构的形式间接参与货币市场交易；三是设立柜台交易制度，提高个人投资者持有债券的流动性。通过这些措施，可以扩大市场容量，43 活跃市场交易，使货币市场的利率能代表实体经济的资金供求。(二)稳步推进利率市场化进程，建立货币市场利率与资本市场的联系。目前我国的利率制度呈现二元化结构，人民币存贷款利率在本质上还是管制利率。因此，要积极稳步推进利率市场化进程，打通货币市场和资本市场的联系，使得央行公开市场操作等货币政策能通过影响货币市场利率而改变资本市场的资金调配。(三)我国货币政策应适度关注资产价格。从实证分析中可以看到我国的货币政策确实能对包括股票价格与房地产价格等资产价格产生影响。因此，我国的货币政策适当关注资产价格。货币政策关注资产价格并非指货币政策一定要对股票市场价格以及房地产市场价格进行直接调控，而是建立通货膨胀率的目标区域，把资产价格作为货币政策的参考指标和信息变量，在资产价格泡沫不至于对实体经济的过大冲击时，货币政策不应当直接对资产价格做出反应；而当资产市场崩溃引发金融危机时，中央银行应当及时为市场注入足够的流动性。二、进一步完善股票市场，疏通股票价格的传导渠道(一)应稳步扩大股票市场规模，调整优化市场结构。一方面，在充分考虑扩容对股票市场冲击的前提下，稳步推进股票市场扩容，改变企业单一依赖间接融资方式的现状。另一方面，优化调整市场结构，健康推进股指期货及融资融券，使之成为投资者管理风险的重要工具。在扩大股票市场规模的同时，应加强对中小投资者的保护，加强对内幕交易、非法关联交易、股市坐庄等违法行为的监管，优化市场结构。(二)应继续推进股票发行制度改革，严格实施退市制度。目前我国股票发行制度为上市推荐制。该制度的实施虽然一定程度上保证了上市公司的质量，然而也在一定程度上增加了企业上市的时间及资金成本，不利于企业通过直接融资渠道获取资金。因此，应该在适当的时机推进企业上市制度的改革，变上市推荐值为注册制，降低企业上市门槛。另外，应严格实施退市制度。目前我国虽然建立了一系列退市制度，然而实际操作中却难以真正实施。于是一些长期亏损上市公司不是努力提升自身业绩，而是依靠其“壳资源”，热衷于各式各样的资产重组，股票价格反而一飞冲天。这种现象不利于资金的配置，也 不利于我国理性投资者的培育。因此，应严格实施退市制度，将一些长期亏损或者资产负债有重大问题的企业中止上市甚至退市，促使上市公司进一步提高盈利质量，使股票市场的价格能反映公司真实的盈利情况。(三)应加大机构投资者在市场中的力量，建立成熟理性的股票市场。要改变我国目前股票市场中散户投资者过多的现象，就要积极发展以基金公司、保险公司、信托公司为代表的机构投资者。机构投资者具有专业的投资知识及强大的信息分析能力，能一定程度上降低股市投资风险，增加投资者的收益，避免投资者出现只赚指数不赚钱的尴尬。另外，机构投资者力量的壮大也可以通过自身对上市公司管理的参与，改善上市公司的治理结构，建立成熟理性的股票市场。(四)健全公司治理结构，提高上市公司质量。目前我国股票市场中，上市公司的治理结构尚不完善，监事会，独立董事的作用并没有得到很好的发挥，国有股“一股独大”的现象比比皆是。因此，应进一步加强上市公司治理结构的建设，充分发挥股东大会，监事会，独立董事制度，引导基金公司等机构投资者参与公司治理，有力地保障中小投资者的合法权益，不断提高上市公司的质量，为我国货币政策的股票市场传导渠道奠定坚实的微观基础。三、发展房地产市场，疏通房地产价格传导机制(一)应积极改善住房结构，扩大中小户型住房及经济适用房的建设。针对目前我国住房结构不合理的现象，调整我国住房结构，适度扩大中小户型住房及经济适用房的建设就成为必由之路。特别是在房地产价格上涨过快，城市住房供应多为大户型高价住房的一线城市，应把住房建设的重点放在中小户型住房及经济适用房的建设上，使更多的居民可以负担得起购房支出。同时，应加大土地供应调控力度，根据房地产市场的状况，调整土地供应结构及时间，特别是应提高中小户型住房和经济适用房用地的供应量。(二)政府应加强对房价的宏观调控，避免房地产市场出现过热的现象。房地产牵扯的行业广，价值链长，因此其价格的大幅波动将使宏观经济蕴含巨大风险。从前面的实证分析可以看到目前我国货币政策对房地产市场的调控作用有限，因此政府应多管齐下，运用财政政策、税收政策等多种政策，配合货币45 政策的调控实施，以减少房地产市场的周期性波动，降低宏观经济运行风险。目前的调控重心应该是抑制部分地区房地产价格的快速上涨，稳定消费者对房价预期，从而减少房地产对消费的挤出效应。(三)进一步拓展居民投资渠道，促进居民资产组合的多样化。近些年房地产价格的节节上升，和目前我国居民旺盛的投资需求是分不开的。目前我国居民的主要投资渠道为股市，部分国债，以及股票市场、债券市场和货币市场基金。而近些年来随着世界进入通胀周期，我国居民理财意识日益高涨，投资需求不断增加。在这样的背景下，理财需求的大增与理财工具的缺乏，促使居民转向收益较好的房地产市场，大大刺激了人们对房地产的投资性需求。因此，要分流目前过多的房地产投资需求，就需要增加人们可投资的金融工具，从源头上减少人们对房地产的投资性需求。(四)政府应加强对境外游资的监管，控制其对国内房地产市场的投机。人民币币值改革后，随着人民币升值预期的加强以及国内房地产市场的火爆，越来越多的国际游资通过各种渠道进入中国房地产市场，赚取人民币升值的汇率收益以及房地产升值的资本收益，进一步炒高了国内楼市。由于国际游资的短期投资行为，我国房地产价格的过高蕴含着巨大的宏观经济风险。因此，政府应该加强对国际游资的监管，切断游资的非法入境渠道，同时，政府应进一步规范国内投资条件，改善国内实业投资环境，争取将入境游资变成实业投资资本，进一步促进我国经济的发展。 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我首先要感谢我的导师林江教授。林老师治学严谨，视野开阔，知识渊博，给我的成长带来极大的帮助和影响。在我毕业论文的写作中，林老师以渊博的学识以及看问题的高度帮助我把论文结构拟定出来，并以精益求精的治学态度多次给我论文提出宝贵的修改意见。在这里我要衷心感谢老师在过去两年学习生活中所给予我的帮助和支持，在此向林老师致以最崇高的敬意与最衷心的感激!回顾这六年的求学生涯，岭南学院的全体老师严谨的治学态度和扎实的专业功底使我在学习中事半功倍，收获很大，在此，我向老师们表示最衷心的感谢!感谢我这六年来的同学和朋友，大家和我一起度过了最美好的大学时光，和我一起分享快乐，分担痛苦，在生活上关心我，在学习上帮助我，让我顺利完成了学业。特别感谢李静同学对我论文写作方向的提示和帮助，也感谢徐于琳同学对我论文文献收集的建议以及对我论文写作的不断鼓励和鞭策。感谢我的室友崔志鹏、方楚旭、李跃云同学对我论文实证方法的建议。感谢我的父母亲，是他们承担了经济的重担，全力支持我完成学业，使我能够无后顾之忧地追求知识。又是他们在不断地鼓励我前进，让我充满斗志攀登知识的高峰。由于本人知识结构和研究水平有限，文章中存在许多不足之处。恳请各位老师和专家学者提出宝贵意见，也感谢各位专家教授在百忙之中对本文的审阅、批评和指正149