基于財富效應的貨幣政策傳導機制研究

摘要:貨幣政策的資產價格傳導機制主要通過兩種途徑:一種是基于Q理論的“托賓效應”實現的，另一種是基于莫迪利亞尼的“消費財富效應”實現的。隨著我國股票市場的發展，部分學者對我國股市財富效應進行了理論和實證分析;但是，對基于財富效應的貨幣政策傳導機制的研究并不豐富。本文利用2002年第二季度至2007年第三季度的上證綜指，廣義貨幣、消費支出和國內生產總值，借助協整檢驗、格蘭杰因果檢驗進行實證分析。研究結果表明:財富效應在貨幣政策傳導機制中的作用有限，貨幣政策主要通過其它傳導途徑發揮作用。

關鍵詞:協整檢驗;格蘭杰因果檢驗;貨幣政策傳導機制

Abstract:Asset price conduction mechanism of monetary policy is based on two effects: one is the Q theory of the “Tobin Effect”，and the other is Modigliani’s “Consumer Wealth Effect”.As the Chinese stock market develop rapidly，a few scholars analyzed the Chinese stock wealth effect theoretically and empirically，however， the research on monetary policy conduction mechanism based on Consumer Wealth Effect is not rich. This article selected the data from Shanghai Composite Index from 2nd quarter of 2002 to 3rd quarter 2007，broad concept of money，consumption and GDP，and carried on the real diagnosis analysis with the advantage of cointegration test and Granger test. The findings indicated that the consumer wealth effect is limited in the monetary policy conduction mechanism and the functions of monetary policy are achieved mainly through other ways.

Key Words:cointegration test，Granger causality test，monetary policy conduction mechanism

中圖分類號: F822.0文獻標識碼:A 文章編號:1674-2265(2010)07-0009-05

一、理論基礎與文獻綜述

(一)理論基礎

貨幣政策傳導機制一直是西方國家貨幣政策研究的重點，西方貨幣政策傳導機制理論經過長期發展，歸納起來有四種:利率傳導機制、信貸傳導機制、資產價格傳導機制和匯率傳導機制。資產價格傳導機制通過兩種途徑:一種是基于Q理論的“托賓效應”實現的，另一種是基于莫迪利亞尼的“消費財富效應”實現的。

把財產作為影響消費行為的變量來研究，這是生命周期消費理論的重要貢獻。我們考慮利率和貼現率不為零時，個人的預算約束為:一生消費的貼現值不能超過初始財富和一生勞動收入貼現值的和。假設一個壽命為T的人，他的初始財富為W0，各期的勞動收入分別為Y1，Y2，…，YT，各期的消費分別為C1，C2，…，CT，那么他的預算約束為:

其中 是利率，且所有變量被貼現到0期。假設消費的即期效用函數為:

這一效用函數的相對風險回避系數(不同期消費間的替代彈性的倒數)為 ，即為

，與 無關。 決定了居民在不同時期轉換消費的愿望: 越小，隨著消費的上升，邊際效用下降越慢，因此居民也越愿意允許其消費隨時間變動。比如，如果 接近0，則效用幾乎是 的線性函數，居民也越愿意接受消費的大的波動，以利用其貼現率和儲蓄報酬率之間小的差異。居民一生的效用為:

其中是貼現率。人們會在相當長時期的跨度內計劃自己的消費開支，以便于在整個生命周期內實現消費的最佳配置。各期消費額是初始財富的增函數，財產數量越多，消費水平越高。因此，決定消費額的不僅僅是現期收入，而且包括消費者的畢生資財，即包括人力資本、真實資本和金融資本。而國民收入恒等式:

這表明消費者的財富變化通過影響消費支出可以影響產出。

消費者的財富效應通過影響消費支出從而導致IS曲線的變動，進一步影響均衡國民收入(如圖1)。

圖1中，產品市場和貨幣市場的初始均衡點在E0，決定的均衡收入水平為y0，利率為i0，財富的增加使消費增加，從而引起總需求增加，使IS曲線從IS0移到IS1。此時，均衡點為E1，均衡國民收入上升到y1，利率為i1。消費變動對收入變動的反應是一個動態調整過程。當均衡國民收入上升到y1時，消費者的收入增加了，消費支出也隨之增加，使IS曲線從IS1移到IS2，形成新的均衡點E2，均衡國民收入上升到y2。

貨幣供給的增加可以從兩個方面增加消費者的凈財富。首先，在價格不變的前提下，名義貨幣供給的增加意味著實際貨幣余額的增加;而實際貨幣余額又是消費者實際凈財富的一部分，因而它的增加會使消費者感到比以前更加富有，從而增加消費支出。這一效應有個專門的名稱，叫實際余額效應。它可以表述如下:

其次，貨幣供給還可以通過影響股票、債券等金融資產的價格來影響消費者的實際財富。當貨幣供給增加時。人們會增加對股票、債券等金融資產的需求，從而引起股票、債券的升值。而股票、債券又是消費者財富的一部分，因而它們升值會增加消費需求。其作用過程如下:

其中 表示實際貨幣余額， 、 分別表示股票、債券的價格， 代表實際凈財富。

由于貨幣供給的增加必然會導致物價水平的上漲，實際余額效應的作用有限，故本文只研究金融資產價格的變化通過影響消費進一步影響產出的效果。

(二)文獻綜述

對基于財富效應的貨幣政策傳導機制，我國的相關研究并不豐富，進行系統研究的尤其少，只是在研究貨幣政策傳導機制中涉及財富效應。胡冬梅(2008)運用協整分析以及格蘭杰因果檢驗對我國1994—2007年第二季度的貨幣政策傳導機制進行了實證分析，分別檢驗了我國貨幣政策在利率傳導途徑、匯率傳導途徑、托賓的Q效應和居民的財富效應傳導途徑以及銀行信貸渠道中的有效性。實證分析得出的基本結論是:我國貨幣政策傳導機制的有效性較弱，以上四種傳導途徑在我國都不暢通。但胡冬梅沒有將托賓的Q效應和居民的財富效應傳導途徑分開進行研究，只是根據利率與股價、廣義貨幣與股價以及股價與產出之間都不存在格蘭杰因果關系，判斷托賓的Q效應和居民的財富效應傳導途徑有效性較弱。實際上貨幣政策的托賓Q效應傳導途徑是:貨幣供應↑→股票、債券價格↑→Q↑→投資支出↑→總產出↑。財富效應傳導途徑是:貨幣供應↑→股票、債券價格↑→ ↑→C↑→總產出↑。前者是股票、債券的價格變化通過影響投資進而影響產出，后者是股票、債券的價格變化通過影響消費支出進而影響產出。兩者大不相同。故本文在現有研究成果基礎上，選取最新的數據，針對我國資本市場發展的實際情況，檢驗基于財富效應的貨幣政策傳導渠道是否通順和有效。

二、計量分析

(一)研究方法和數據選取

本文以上證綜指作為衡量股價波動的指標，選取2002年2季度至2007年3季度的上證綜指每季度最后一個交易日的收盤價作為季度數據，用SHI表示，數據來源于中信大智慧交易系統。以廣義貨幣M2作為貨幣供應量指標，M2不僅反映現實的購買力，還反映潛在的購買力。另外，本文以社會消費品零售總額作為度量消費水平的指標，用C表示。國內生產總值GDP作為衡量產出的指標。所有變量的時間跨度是2002年2季度至2007年3季度，貨幣供應量、社會消費品零售總額、國內生產總值的計量單位為億元，數據來源于中國人民銀行和國家統計局網站。

本文首先對變量廣義貨幣M2、上證綜指SHI、消費水平C和國內生產總值GDP進行平穩性檢驗，再對四組變量SHI與M2、C與SHI、GDP與C、GDP與M2進行協整檢驗，然后通過格蘭杰因果檢驗探討各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系，在此基礎上結合我國經濟實際情況，分析基于財富財富的貨幣政策傳導機制的效果。

(二)單位根檢驗

格蘭杰指出，當使用非平穩序列進行回歸時，會造成虛假回歸，并且當變量存在著單位根，即非平穩時，傳統的統計量，如t值、F值、DW值和R將出現偏差。因此為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，我們利用擴展的迪基—富勒(Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF)檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征，ADF平穩性檢驗是基于以下回歸方程:

為純粹白噪音誤差項，滯后階數的選擇使得

不存在序列相關。原假設H0 :P=1，備選假設H1:P<1。接受原假設意味時間序列含有單位根，即序列是非平穩的。利用Eviews5.0先后對相關變量的水平值和一階差分序列進行ADF檢驗，檢驗結果如表1。

由表1中的數據可知M2、SHI、C和GDP時間序列的ADF的統計量大于10%的顯著性水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列;一階差分序列D(M2)、D(SHI)、D(C)和D(GDP)的ADF值小于5%顯著水平下的臨界值，是平穩序列。

(三)變量的協整檢驗

由于M2、SHI、C、GDP都是屬于I(1)時間序列，因此SHI與M2、C與SHI、GDP與M2、GDP與C之間可能存在協整關系。檢驗變量之間是否存在協整關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具有偏差，故采用Johansen檢驗法對各組變量進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于動態分布滯后模型 (VAR，如6式)來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效無偏估計:

在檢驗之前，必須首先確定VAR模型的結構。運用赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)選擇滯后階數，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協整關系和存在一個協整關系等假設前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johanson臨界分布值時，拒絕其前提假設，反之，接受其假設，檢驗結果如表2。

由表2的檢驗結果可以看出，以檢驗水平5%判斷，變量SHI與M2、C與SHI、GDP與C、GDP與M2之間存在一個協整關系。Granger指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。因此，下面進一步探討上述各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系，以便與實際經濟情況進行對照。

(四)變量的格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗通常有兩種方法:一種是傳統的VAR模型，另一種是誤差糾正模型(ECM)。Granger指出，若非平穩變量間存在協整關系，使用VAR模型作因果檢驗可能會有錯誤的推論。由于變量M2、SHI、C和GDP都為I(1)時間序列，且存在協整關系，根據Granger定理，必然可以建立誤差糾正模型 (EMC)，通過ECM模型來檢驗各組變量之間的因果關系。

從表3可以看出，在1%的顯著性水平上，D(M2)是D(SHI)和D(GDP )的格蘭杰原因，在10%的顯著性水平上，D(C)和D(GDP)互為格蘭杰原因，而D(SHI)不是D(C)的格蘭杰原因。

三、計量結果的分析

從上述計量分析的結果來看，基于財富效應的貨幣政策傳導渠道并不暢通，主要是中間環節“股價指數SHI↑→消費支出C↑”中斷。格蘭杰因果檢驗結果表明:D(SHI)不是D(C)的格蘭杰原因，即SHI的上升并不會顯著地促進消費支出C的增加。廣義貨幣M2是國內生產總值GDP變動的格蘭杰原因，表明貨幣供應量能顯著的影響產出，貨幣政策主要是通過其它的傳導渠道發揮作用。

財富效應是指由于金融資產價格(主要是股票和債券)的趨勢性上漲(或下跌)，導致金融資產持有人財富增長(或減少)，進而產生擴大(或減少)消費，擴大(或縮小)短期邊際消費傾向(MPC)，促進(或抑制)經濟增長的效應。這就需要存在一個龐大、發達、有序、信息暢通的股票市場。但從我國目前的情況來看，股市發展程度還不高，深度和廣度有限，流通市值較少，參與者比例還不高，因而股票價格的變動對消費的影響非常有限。我們采用股票市值(以流通市值為主)占GDP的百分比為反映股市發展深度的指標，它集中體現了股票市場在國民經濟中的地位和作用力。用居民持有股票市值占居民資產的比例和城鎮居民財產收入占家庭收入之比這兩個指標，反映股票市場發展的廣度，它代表了股票市場對投資者的經濟影響。1990年以來，中國股市獲得較大發展，但在規模和深度上同美國相比仍然存在較大差距(見表4和表5)，限制了股市財富效應的發揮。

財富效應在貨幣政策傳導機制中的作用較弱的另一個原因是:股市尚未形成長期穩定的運行格局，暫時性的財富變動難以與消費支出聯系起來，股市的波動性較大，使投資者難以對未來收益產生確定性預期。一般地講，資產價格長期穩定的上漲才有可能產生一定的財富效應，因為只有持久性收入而非臨時性、偶然性收入才是決定消費水平的最重要的因素，暫時性的資產價格的波動應不具有顯著的消費效應?？傁M是由勞動收入和財富的趨勢部分決定的。在資產價格存在較大波動的情況下，資產的財富效應難以充分發揮，當資產價格上漲、投資收益增加時，投資者可能將投資收益繼續投資于資產市場，對消費的促進作用不明顯，甚至會將用于消費支出的資金轉而用于投資以獲取收益，當資產價格下跌時，投資者會實實在在地受到損失，進而影響其消費支出。故消費財富效應在貨幣政策傳導機制中的作用有限。

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(特約編輯 齊稚平)