考慮資產價格波動的前瞻性泰勒規則及實證檢驗

李 濤，傅 強

0 前言

貨幣政策是否對資產價格作出反應一直是學術界爭論的焦點。第一種觀點認為資產價格不應成為貨幣政策目標，貨幣政策實際上也無法改變影響資產價格的長期利率環境。若將資產價格列人貨幣政策目標，無疑會增加貨幣政策實施的難度，中央銀行的占優選擇是所謂“事后救助”策略(“mop up after”strategy)，即通過及時注入充足流動性來緩解資產泡沫破裂對經濟形成的沖擊。另一種理念則認為貨幣政策應當關注資產價格變動。歐央行認為，資產泡沫膨脹一般來說都與貨幣信貸的高增長相伴隨，尤其是在經濟上升期及住房等資產價格膨脹的階段。中央銀行要加強對貨幣信貸的監測分析，對資產價格波動中反映的未來通脹信息應給予關注，構建了資產價格變化與貨幣政策的反應關系。西方國家操作貨幣政策的理論依據是泰勒規則。它假定貨幣當局運用貨幣政策工具圍繞兩大關鍵目標函數，即實際通貨膨脹率和目標通貨膨脹率之間的偏離程度(通脹缺口)以及實際產出水平和潛在產出水平之間的偏離程度(產出缺口)（Taylor，1993）][1]。泰勒規則提出之后，許多學者對其進行了修正以完善貨幣政策調控框架：①引人利率平滑行為(Or-phanides,2001)[2]。②加入前瞻性變量（CGG,2000)[3]。③修正產出缺口以降低潛在產出的測量誤差(Orphanides,2003)[4]。④引人資產價格、匯率等其他重要變量(Siklos,Wemer&Bohl,2004[5];Ball,1999[6];Svensson,2000[7]等)。

泰勒規則在我國貨幣政策運用是否考慮資產價格因素是一個值得研究的問題。我國股市誕生之日起，股票價格暴漲暴跌雖已屢見不鮮，資產價格泡沫已經是不爭的事實，直接危及金融安全與經濟發展。這對我國央行制定有效貨幣政策，保持經濟與社會平穩發展，具有重要的理論與現實意義。本文在借鑒國外研究的基礎上，結合中國國情對泰勒規則進行合理擴展，最終構建把資產價格納入框架的貨幣政策利率反應模型，并基于2000～2009年經濟金融數據進行實證檢驗，最后提出相關對策建議。

1 考慮資產價格的前瞻性泰勒規則模型

泰勒（1993）將中央銀行的利率調控規則設定為：

其中，it是聯邦基金利率，πat是前四季度的平均通脹率，y?t是產出缺口，y?t=100（y-y*）/y*，y 是真實GDP，y*是潛在GDP。

Clarida，Gali和Gertler(1997，2000)認為鑒于貨幣政策的前瞻性特點，使短期利率成為通貨膨脹預期缺口和產出缺口的函數，能夠更真實地反映央行的實際決策過程以及更好地適應貨幣政策作用的時滯。假定短期名義利率根據產出缺口和通脹缺口進行調整，即用以下方程表示短期名義利率的變化:

其中it*表示在t期貨幣政策的目標利率，iˉ表示長期均衡名義利率，πt+n表示從t期到t+n期價格水平變化的百分比，π*表示通脹目標，y?t是t期的產出缺口，E是預期因子,Ωt表示在t期利率制定時的信息集。

Hans Genberg（2001）[15]和 Siklos，Werner&Bohl(2004)的研究表明資產價格包含了未來總需求及其引起的通脹壓力的重要信息，資產價格波動對貨幣政策傳導具有一定的內生性。泰勒模型中加入資產價格可以提高貨幣政策的有效性。本文借鑒Siklos，Werner&Bohl(2004)的研究，以股票市場總市值作為資產價格的代理變量加入泰勒規則。則（2）式變為

其中，St-1為之后一期資產價格。

Or-phanides(2001)認為在泰勒規則內引人利率平滑（interest rate smoothing），較之原泰勒規則能夠更好地符合實際觀察到的政策。利率平滑現象是指貨幣當局為維護信譽，并不是將利率一步調整至目標利率，而是逐步將利率調整至目標水平，具體表現為以同一方向上連續微幅調整利率而逆向變化頻率低間隔時間長。

假定中央銀行調整利率有平滑行為，以下面的式子描述:

其中參數ρ∈(0,1)，反映平滑調整的程度，vt是零均值關于利率外在沖擊的隨機擾動項，it是貨幣當局設定的當前利率水平。

將（4）代入（3），

令 a=(1-ρ)，a=(1-ρ)，?=(1-ρ)β ，φ=(1-ρ)χ，γ=(1-ρ)δ，則我們得到考慮資產價格波動的前瞻性泰勒規則模型為：

其中，i表示市場利率，E([πt+1|Ωt])表示預期通貨膨脹缺口，y?t表示產出缺口，st-1表示滯后一期資產價格，it-1表示滯后一期市場利率。

2 數據選取與處理

本文選取的樣本為我國2000年第一季度到2009年第四季度，共40個樣本數據。數據來源于ccer經濟金融數據庫。變量的數據選取及處理做如下說明：

2.1 名義利率與長期均衡利率

由于我國國債利率尚不能引導市場利率。而同業拆借利率能夠較為迅速地反映貨幣市場上資金的供求狀況（謝平、羅雄，2002;卞志村，2006等），所以本文沿用國內研究的普遍做法將銀行七日同業拆借利率作為金融市場的基準利率。

長期均衡利率值的主要方法是平均聯邦基金利率與平均通貨膨脹率之差（Kozicki，1999；clarida，Gali and Gerlter，2000），謝平、羅雄（2002）也認為如果樣本期限足夠長，可以用樣本的平均真實利率來估計長期均衡真實利率。由于近年我國通貨膨脹率較高以及選取樣本的期限不夠長，為了避免出現較大的誤差，我們用1992～2009年的長期平均真實利率代表我國長期均衡利率，通過計算可得：長期均衡利率iˉ=2.347。

2.2 潛在GDP與GDP缺口的估計

為了消除通貨膨脹的影響，我們將名義季度GDP轉化為真實季度GDP(用RGDP表示)，方法為:真實季度GDP=名義季度GDP/當季CPI。我們用線性趨勢來估計潛在GDP。由于GDP水平呈現出強烈的季節波動，首先用X11季節調整方法消除時間序列中的季節變動要素，然后通過Hodrick-Prescott（HP）濾波法分解序列的趨勢要素，進而得出潛在GDP和GDP缺口。

2.3 目標通貨膨脹率與預期通貨膨脹率

根據《政府工作報告》和國家信息中心披露的信息，我國目標通貨膨脹率應維持在3%～5%之間應該是宏觀調控的目標。本文通過Fishier交易方程式法計算目標通貨膨脹率，即P=MV*/Y*,其中M代表貨幣供應量(M2),V*代表均衡貨幣流通速度，Y*代表潛在產出（陸軍、鐘丹，2003）。把每年實際的年平均值視為年均衡值，用2000～2009年的年實際流通速度的加權平均值代表這一時期的貨幣均衡流通速度，用每年貨幣供給量的加權平均值代表這一時期的貨幣供給量，再根據上文得出的潛在產出得到目標通貨膨脹率π*=3.991。

目前文獻中估算預期通貨膨脹率的方法有兩類:一是直接估計的方式，主要依據Lucas供給曲線所導出的預期修正的菲利普斯曲線。二是間接估計的方式。根據費雪方程式估計隱含的預期通貨膨脹率。本文借鑒陸軍（2002）的研究，引入菲利普斯—奧肯曲線以估算預期的通脹率。

πt=f(ut)+πt*=πt*+b(ut-u*)——菲利普斯曲線

u=u*-a*y?t——奧肯法則

其中，u與u*表示實際與自然失業率。y?t表示產出缺口。將奧肯法則和菲利浦斯曲線結合起來，得到菲利普斯-奧肯曲線:

則預期通貨膨脹率

2.4 資產價格

采用上海證券綜合指數季度數據來代表資產價格。從圖1可以看出從2000年第一季度到2009年第四季度股票市場價格波動是較大的,尤其是在2006～2009年大幅起落。

3 實證分析與結果說明

3.1 ADF平穩性檢驗

首先，為了避免模型出現偽回歸問題，本文將利用Dichey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項序列的ADF單位根檢驗法，檢驗變量的平穩性。因此，運用Eviews5.0分別對各變量進行單位根檢驗。檢驗過程中滯后項的確定采用SIC準則，自動選擇。具體結果見表1：。

由上表的檢驗結果可得出，變量本身非平穩序列，但一階差分后均是平穩的，服從I（1）過程，因此，我們不能用傳統的計量分析方法檢驗它們之間的關系，而應該采用處理非平穩變量的協整分析方法。

圖1 上證綜合指數季度波動

3.2 Johansen協整檢驗

通過變量的平穩性檢驗可以發現所有變量均為一階單整。當以單位根檢驗得到變量不全為平穩序列時，須進一步確定VAR模型的滯后期數。通過建立無約束的向量自回歸（VAR）模型，根據VAR模型中滯后長度標準檢驗中的AIC信息規則，可以確定最優滯后期數為2。然后利用Johansen檢驗判斷它們之間是否存在協整關系。檢驗結果如表2所示。

表1 ADF平穩性檢驗結果

由檢驗結果可知，在5%的顯著水平下，存在一個且僅存在一個協整關系。即表明各變量之間存在長期穩定的均衡關系，且協整方程為

協整檢驗結果表明市場利率利率、預期通貨膨脹缺口、產出缺口、資產價格與滯后一期市場利率之間實存在長期均衡關系。每個估計符號均符號理論要求，考慮資產價格后的前瞻性泰勒規則適合描述我國銀行同業拆借利率的長期走勢。

表2 Johansen協整關系檢驗

預期通貨膨脹E([πt+1|Ωt]-π*)的反應系數為0.2984，明顯小于1。這說明我國貨幣政策是一種不穩定的貨幣政策。當經濟處于高漲時期，利率上升幅度小于通貨膨脹率，結果相當于真實利率下降，從而更進一步刺激投資，加速經濟增長，使通貨膨脹進一步上升。央行在貨幣政策執行過程中考慮到了微觀主體的預期,但是關注程度小于對預期通脹的程度。

產出缺口y?t反應系數為0.3262。泰勒(1998)計算的美國在1987～1997年期間產出缺口的利率系數為0.765，英國1992～1997年期間的產出缺口系數為0.47，都高于我國的產出缺口系數。雖然我國產出系數微偏小，但表明我國在這一段時期實行的貨幣政策已經開始重視產出缺口問題。

利率平滑it-1的系數為0.8402，小于1但相差不大，這表明央行能夠根據經濟發展變化，對利率進行主動調節的同時采用了利率平滑的調控方式，有利于維護央行信譽，防止對市場造成過度沖擊。

資產價格（股票總市值）st-1的系數為0.0633，這表明當資產價格波動對利率的存在正向的影響，但是市場利率反應的幅度遠遠低于資產價格波動的幅度。

3.3 反應函數估計

我們采用GMM廣義矩陣法估計反應函數進一步檢驗上述結論。工具變量集合包括常量、滯后兩階的名義短期利率、預期通脹缺口、產出缺口、資產價格。

GMM估計的結果表明，中央銀行在調整利率水平時對預期通脹缺口、產出缺口、資產價格、利率平滑的反應系數分別為0.0379、0.4025、0.0434、0.9246，與協整檢驗結果基本一致，印證了我國中央銀行貨幣政策存在明顯利率平滑行為、對預期通貨膨脹缺口和資產價格反應不足的結論。

然后將考慮資產價格波動的前瞻性泰勒規則與傳統泰勒規則估計的目標利率值進行比較。圖2中i表示市場利率原值，i_a表示傳統泰勒規則對利率模擬值，i_b表示考慮資產價格波動的前瞻性泰勒規則對利率模擬值。表4為描述性統計數據的比較。

從上述比較可以看出，加入資產價格的前瞻性泰勒規則模型比原泰勒規則模型對目標利率的模擬較好，更符合我國市場利率的走勢。因此，泰勒規則在我國的運用應當考慮資產價格波動。因此,資產價格應該成為今后中央銀行利率調控的重要內生變量。

表3 GMM反應函數估計結果

4 研究結論與建議

本文將資產價格引入泰勒規則，并考慮前瞻性通貨膨脹預期，構建了中國貨幣政策利率反應模型。并基于2000～2009年中國宏觀經濟季度數據，運用協整檢驗和反應函數估計法對拓展后的泰勒規則模型進行檢驗和比較。本文得出以下結論：

第一，考慮資產價格波動的前瞻性泰勒規則更適合描述我國市場利率走勢。協整檢驗表明滯后一期資產價格與市場利率、預期通貨膨脹缺口、滯后一期市場利率之間存在長期均衡關系。反應函數法與協整檢驗的結論基本一致。并且通過對比發現，考慮資產價格波動的前瞻性泰勒規則對我國市場利率的模擬更好，泰勒規則在我國的運用應當將資產價格納入框架，資產價格應該成為今后中央銀行利率調控的重要內生變量。

圖2 基準模型、擴展模型模擬值與實際值比較

表4 實際利率與基準模型、擴展模型模擬值描述統計比較

第二，利率調整對預期通脹缺口前瞻性不足。從協整檢驗結果看,我國中央銀行貨幣政策對預期通貨膨脹缺口的反應系數為0.2984，反應不足。這會利率上升幅度小于通貨膨脹率，結果相當于真實利率下降，從而更進一步刺激投資，加速經濟增長，使通貨膨脹進一步上升。這說明目前我們的貨幣政策是一種不穩定的貨幣政策。貨幣政策從制定、實施到影響實體經濟之間存在時滯問題,認為未來物價有通貨膨脹壓力時就應該及時調整，因此央行應提高對通貨膨脹的前瞻性預期，達到利率對通貨膨脹的合理調控。

第三，市場利率對資產價格反應不足。資產價格st-1的系數為0.0633，GMM反應函數估計的系數為0.0434，反應程度均偏小。一方面原因可能是這一期間央行貨幣政策以穩定物價、保經濟增長為主，而對資產價格反應不足，另一方面原因是資產價格的波動不僅受到貨幣政策的影響，還受到市場參與者對市場的預期、外部經濟因素的影響，并且貨幣政策主要影響的是短期利率，而資產價格主要反映的是人們對長期利率水平的預期。

基于此，我們建議建立通貨膨脹監測體系，根據物價水平和人們預期變化對宏觀經濟影響程度的估計估計做出相應判斷，加強貨幣政策的前瞻性。并且隨著我國資本市場不斷壯大以及金融衍生產品的日益豐富，金融資產占社會經濟總資本的比重日益增大。資產價格如果出現劇烈波動將不可避免地影響貨幣政策效果，甚至會對宏觀經濟基本面產生嚴重沖擊。因此，必須通過加強金融監管規范資產市場行為，完善資產價格的貨幣政策傳導機制，提高貨幣政策有效性。

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