關聯于資產價格波動的貨幣政策非對稱性檢驗
——基于修正NK-SVAR 模型的實證分析

徐 珊

（山東青年政治學院 經濟學院，濟南250103）

0 引言

作為貨幣政策相關研究的重要內容，擴張與緊縮性貨幣政策對經濟系統的實際影響強度存在顯著差異，這一典型現象已為大量的實證研究所支持。Garcia and Schaller[1]（2002）以1955-1993 年的美國經濟為樣本，證明了其貨幣政策非對稱效應，同時也發現，在經濟高增長時期，貨幣政策對社會總產出的負向沖擊具有更高的強度。Clausen and Hayo[2]（2006）則通過構建包含產出缺口和通脹等式的貨幣政策反應函數，檢驗了歐洲三國貨幣政策非對稱效應，其結論同樣支持一個緊縮的貨幣調控對總需求影響更大。類似的結論也出現在劉金全、鄭挺國（2006）以中國為樣本進行的實證研究中，而楊定華[3]（2008）通過對我國1984-2005 年的貨幣政策實踐的比較分析，再次驗證了貨幣調控“剎車容易啟動難”現象，并提出我國貨幣政策實施應更進一步地體現相機抉擇規則。同時還有另一些研究借助于不同的實證模型同樣證實了貨幣政策的非對稱性（趙進文、閔捷，2005；王培輝，2010；王立勇等，2010；梁云芳、劉金全，2011）。

諸多文獻在不同的實證模型和方法下，都一致性地驗證了貨幣政策存在非對稱效應，這似乎使得該問題的研究已經相當清晰，但遺憾的是，上述文獻實際都先驗地預設了一個完全因果前提，即社會總產出或者總需求的變化全部源自貨幣供應量或利率的波動，而忽略了一些重要的中間變量或者說間接傳導路徑，如資產價格和匯率波動的影響。例如資產價格泡沫將導致金融系統的不穩定，進而通過預期的影響對宏觀經濟形成沖擊，并最終反映在貨幣政策的實際效應中。一部分文獻注意到了這個問題，在實證檢驗貨幣政策效應時開始考慮股票、房地產、匯率等相關變量的影響，如Cecchetti、Genberg et al[4]（2000）在構建貨幣政策的產出缺口反應函數時，考慮了存在確定性泡沫時的情況；Mishikin[5]（2007）的研究則更直接地表明，相機抉擇的貨幣調節應緊緊盯住資產價格，只有其影響到產出并波及通貨膨脹時,貨幣政策才需要跟進；呂江林[6]（2005）通過考察上證綜指與實際國內生產總值之間的動態關系,得出我國貨幣政策應對股價變動做出適時反應的結論；王虎、范從來[7]（2008）則基于股票價格能夠反映未來通貨膨脹信息，得出貨幣調節應根據股價大幅變動而做相應調整的結論。

本文通過相關研究發現，僅采用多元線性回歸、VAR 和SVAR 模型來實證研究貨幣政策效果普遍存在以下缺陷：①實證往往和實踐經驗存在矛盾，導致類似“產出之謎”“價格之謎”等現象的出現，而且在研究中對于歷史數據和計量方法的依賴性較強，不同的數據取樣、不同的計量模型和不同的統計口徑都會帶來不同的研究結果，如Christiano et al（1998）、Bernanke 和Mihov（1998）、Bagliano 和Favero（1998）等的研究結果；②更注重貨幣政策的短期效果，卻忽略了其對宏觀經濟穩定發展的長期可持續性作用。

正是基于這樣的考慮，結合結構向量自回歸模型（SVAR）能捕捉到變量間的當期動態關系，而新凱恩斯理論為SVAR 的短期約束提供了理論依據，同時其對預期行為的刻畫能夠更全面地反映貨幣政策、宏觀經濟變量以及資產價格之間的關聯效應。故本文在相關研究的基礎上對新凱恩斯-SVAR模型進行修正，通過導入資產機構波動影響，在一個更全面的分析框架下實證檢驗貨幣政策效應的非對稱性。

1 理論模型

根 據McCallum and Nelson（1999）、Jensen（2002）和Giordani（2004）等文獻，經典的新凱恩斯模型可描述為：

由于中國轉軌經濟特征和貨幣政策調節的特殊性，這一經典模型并不能夠準確地描述中國的現實。首先，我國的貨幣政策體系尚不完備,利率不能夠靈活變更以配合我國經濟的發展，傳統經濟理論中利率與貨幣供應量等價原則并不適應。其次，資產價格的波動對我國宏觀經濟的影響日趨顯著，股市震蕩、房價高企，人民幣升值壓力逐步增加,通脹預期日益強化，并影響到總需求變化和宏觀經濟波動，進而反映在貨幣政策的效應評價和非對稱性檢驗的實際結果中。據此，根據浦勇超[8]（2012）修正的新凱恩斯模型，把實際利率和貨幣增長缺口同時作為解釋變量納入到NK 模型中，并借鑒IMF 的GPM模型加入貨幣供應方程（為了描述實際市場與金融市場之間的聯系，GPM 在IS 曲線的BLT 變量中加入了實際利率和匯率），以刻畫圍繞貨幣供應量及盯住利率的貨幣政策效應差異，同時為了反映資產價格波動對宏觀經濟的影響,在原有的新凱恩斯模型中加入了股價和匯率方程,并在總需求方程、總供給方程、貨幣政策方程中加入了股價與匯率波動,以刻畫資產價格波動對宏觀經濟的影響以及我國貨幣政策應對日漸激烈的資產價格波動的效果。修正的新凱恩斯模型如下：

其中，et為實際有效匯率，qt為股價，Δ 代表資產價格的波動為匯率和股價的外生隨機沖擊，其余同上。

式（1）為開放經濟下描述總需求變動的IS 曲線，產出缺口取決于其自身滯后值、預期值、實際利率與實際均衡利率的偏離、貨幣供給量偏離值、股價波動、匯率波動和外生的總需求沖擊。本國貨幣貶值會導致凈出口和產出的增長，α3用來衡量這一效應，而α4則用來衡量股票價格通過財富效應和負債表效應影響總需求的強度。

式（2）是擴展的加速型菲利普斯曲線，以表征總供給的波動。實際有效匯率的下降會促使進口價格上升和凈出口增加，生產成本推動和國外需求增加會促使本國通貨膨脹加劇，即β3越大，該效應越大；股價上升也會通過財富效應等促使通貨膨脹加劇，即β4越大，該效應越大。值得注意的是，預期的通貨膨脹對本期通貨膨脹的作用較大。

利率的泰勒規則式由式（3）刻畫，用來描述貨幣政策行為。其中，系數γ2、γ3、γ4和γ5分別表示利率對通貨膨脹缺口、產出缺口、實際有效匯率波動和股價波動的反應系數。

式（4）描述貨幣數量變動。實際上有相當多的文獻在其NK 模型中并不包含貨幣數量方程（Monacelli，1999；Berg，2006；謝平，2002；卞志村，2006），但是Taylor[9]（2000）研究發現，在新興市場經濟中貨幣供給量應作為一個合理的貨幣工具進行使用。而我國目前利率尚未完全市場化，此時貨幣供給量這一工具在宏觀經濟調控中起著至關重要的作用，因此本文把這一方程納入修正的NK 模型中加以考慮。與式（3）一樣，本方程同樣考察了貨幣供給量對實際產出缺口、利率缺口、通脹缺口、股價波動和實際有效匯率波動的反應。

式（5）是匯率方程。匯率的變化來自兩個方面的原因：一為預期因素；另一個是國內外利率差額，當國內利率高于國外利率時，國外資本會流入，進而使得本幣升值，匯率上升。我國匯率制度改革后，人民幣匯率與利率間的聯動機制正逐漸加強。

式（6）為股票價格方程。參照程立超[10]（2010）的研究，股票價格由三部分構成，即基本面價格、慣性部分和殘差項。其中，基本面價格受真實利率水平和預期的產出缺口影響，真實利率的下降會帶來股票價格上升；同時，企業收益增加、生產擴張也會刺激股票價格上升。通常，除了基本面因素之外，上期股票價格的波動也會帶動本期股票價格上升，本文在該方程中加入了股票價格的波動項。

2 數據選取與處理

本文選取2000 年1 月至2014 年3 月的月度數據，對所有的原始數據進行了季節調整；數據來自中國人民銀行、財新網、中經網數據庫和wind 咨詢；實證分析部分均使用Eviews5.0 軟件完成。

2.1 產出缺口

由于月度國民生產總值（GDP）數據缺失，我們沿用梁云芳等[11]（2011）的辦法，選用月度工業總產值代表總產出，并將工業品出廠價格指數折算為不變價（2000 年1 月為基期）。

估計潛在產出的方法主要是間接估計法，如謝平等[12]（2002）用線性趨勢進行估計，陸軍等（2003）利用生產函數法估計，卞志村（2006）則用HP 濾波值代替趨勢進行估計。鄭挺國等[13]（2010）考察了用HP、BK 和CF 濾波等方法估計產出缺口的可靠性，結果表明：相對而言，CF 濾波法要比其他兩種濾波法更為可靠。因此，本文采用CF 濾波法對潛在產出Y*進行測算，再根據公式yt=100（Y-Y*）/Y*估算出產出缺口。

預期產出缺口由下式估算：

修正R2=0.998 D-W＝1.98

2.2 通貨膨脹率

我們將通貨膨脹的代理變量選為消費者價格指數（CPI）的同比增長率（π）。計算公式為：

π ＝（CPI－100）×100%。

對于預期通脹率，本文利用浦勇超（2012）提出的預期修正的菲利普斯曲線與奧肯法則結合的方法進行估計。奧肯法則和菲利普斯曲線結合起來，可以得到菲利普斯-奧肯曲線：

其中，πt-12為去年同期通脹率，πt-1為上一期通脹率。

估計結果如下：

修正R2=0.943 D-W＝1.94

預期通脹率為：E[πt+1|Ωt]=-0.0888πt-11+0.9814πt

對于目標通脹率，可以在我國通脹率的可容忍區間取值，即1%-5%內（國家統計局課題組，2005），而很多學者（謝平等，2002；楊英杰，2002）認為目標通脹率選擇4%比較合理。綜合考慮后，我們選取4%作為目標通脹率水平。

2.3 利率

由于我國利率未完全市場化，因而借鑒謝平等[12]（2002）的研究，選取同業拆借市場利率（i）作為市場利率的代理變量。

均衡實際利率的估算是一個存在較大分歧的問題。國外學者通常在兩個變量——均衡實際利率和通脹目標中先假設一個，再估計另一個；國內學者對均衡實際利率的估算采用過多種方法，一是使用簡單的歷史平均法或者利用一年期存款利率扣除通脹率作為均衡實際利率（謝平等，2002；王建國，2006；劉義圣等，2010）；二是將回歸方程的截距作為均衡實際利率。此外，直接引入利率平滑機制而不直接估算均衡實際利率也是一種處理方法（曹彥生等，2006；卞志村，2006）。

本文實際利率r 定義為rt=it-Etπt+1，采用如下AR 模型來進行估計①對實際利率進行ADF 單位根檢驗證實其為平穩序列。：

修正R2=0.943 D-W＝1.98

故有E[r]=0.0488+0.9967E[r]-0.0392E[r]，得r=1.15%。

長期實際名義利率：

修正R2=0.977 D-W＝2.177

故有E[i]=0.0702+0.9678E[i]，得i=2.18%。

2.4 資產價格

所用的變量為人民幣實際有效匯率e，采用AR（2）模型對其預期進行估計，估計結果如下：

修正R2=0.960 D-W＝1.97

預期匯率為：E[et+1|Ωt]=3.4025+1.222et-0.2525et-1。

2.5 資產價格波動

本文采用鄧永亮等（2010）所建議的指數廣義自回歸條件異方差（EGARCH）模型來求得資產價格波動。

上證指數q 作為股票價格變量，估計結果如下：

修正R2=0.968 對數似然值=206.4 AIC＝-2.20 SC＝-2.10

同理，對于匯率，估計方程如下：

修正R2=0.958 對數似然值=－306.6 AIC＝3.43 SC＝3.54

2.6 貨幣變量

很多文獻將廣義貨幣供應量M2作為貨幣變量，但我們通過相關圖卻證實M2與通脹率關系并不明顯，而狹義貨幣供應量M1與通脹率的關系卻更為顯著（如圖1、2），因而本文選取M1作為貨幣變量。

圖1 滯后10 期的M1 增長率和通脹率的相關圖

圖2 滯后10 期的M2 增長率和通脹率的相關圖

本文采用AR（1）模型來估計預期貨幣缺口，并借助ARMA 模型來預期產出缺口：

3 實證結果分析

下面將運用基于新凱恩斯模型的結構向量自回歸模型（NK-SVAR 模型）分析變量間的時間關系。

3.1 平穩性檢驗

為了保證模型的穩健性，首先采用ADF 單位根檢驗方法檢驗各變量的平穩性。檢驗結果表明，除e的對數序列為I（1）序列，其他序列或者在5%或者在10%的顯著性水平下都是平穩的。由于我們主要研究各變量之間的短期互動關系，因而使用平穩序列進入模型（張成思，2008）。根據AIC、SC 等信息準則將模型的滯后階數確定為2，檢驗結果表明，被估計的VAR 模型所有根的模的倒數均小于1，位于單位圓內，因此模型是穩定的。

3.2 當期參數估計

對可能涉及非對稱性變量的參數Z 值進行對比。

表1 非對稱性參數Z 值的對比

由于SVAR 模型主要反映的是變量之間的動態關系，并不是嚴格的新凱恩斯方程，故參數估計結果的大小不足以反映變量之間的數值關系，但它們的正負及大小比較可以反映出貨幣政策效果的非對稱性效應。參數Z 值中值不顯著，α5、值顯著（在5%置信水平下）。從參數估計的結果可以看出，貨幣政策的利率擴張和緊縮對產出缺口的影響都不顯著，但貨幣政策的貨幣缺口擴張和緊縮的影響卻十分顯著，而且由于的系數要遠大于α5的系數，說明緊縮性的貨幣政策的作用要強于擴張的政策，由此可見，我國的貨幣政策存在效果較為顯著的非對稱性。

3.3 方差分解

方差可以用來度量單個結構沖擊對內生變量的影響，從短期來說，對被解釋變量進行方差分解可以進一步評價不同結構沖擊的貢獻度。因此，我們采用方差分解的方法考察各變量的貢獻度，了解它們對產出缺口和通脹的沖擊作用。

表2 產出缺口的方差分解

由表2 可知，產出缺口沖擊影響的主要來源是其自身的沖擊，其貢獻度一直在53.8%-53.9%間；通脹率的貢獻率也保持在23.7-%23.9%間；在剩余的因素中，貨幣政策貨幣缺口緊縮沖擊對產出缺口的方差貢獻度為11.6%，貨幣缺口擴張沖擊的方差貢獻度只有7.98%；貨幣政策利率緊縮沖擊對產出缺口的方差貢獻度為2.69%，利率擴張沖擊的方差貢獻度只有0.01%。再一次說明，貨幣政策對產出缺口的影響存在非對稱性，緊縮性貨幣政策對產出缺口的影響更大。

表3 通脹率的方差分解

表3 表明，通脹率沖擊影響也主要是來自于其自身沖擊（51.1%-82.2%），其次是產出缺口沖擊（213.4%-23.9%），即需求沖擊。在剩余的因素中，仍然是緊縮性貨幣政策沖擊的方差貢獻率最大，因此貨幣政策對通脹率的影響的非對稱性也是顯著的。

4 結論及政策含義

本文通過建立包含股價和匯率波動的NKSVAR 模型，分析了我國貨幣政策的非對稱效應。

（1）我國存在較為典型的貨幣政策非對稱效應，其中緊縮性政策對總產出的影響更為強烈，而擴張性貨幣政策對經濟的拉動效果則相對較弱，也就是說，貨幣政策調控對抑制經濟過熱也許效果更為突出，而經濟刺激計劃也許需要更強的力度、更長的時滯和更多元化的調節手段。

（2）股票價格波動對我國宏觀經濟變量的影響較大，而且資產價格沖擊對實體經濟產生的影響是顯著的，故而貨幣政策制定要適當考慮資產價格的波動，相機抉擇也許需要更為復雜和多目標的機制設計。

總之，關聯于資產價格和匯率波動的貨幣政策設計也許是未來貨幣調節優化的重要方向，隨著股票市場在資本市場中的地位逐漸突出，虛擬經濟的膨脹影響到貨幣供應量的真實流動性。股票市場的發展使得大量資金的流入、股價攀升的同時，改變了我國居民的消費投資和企業的投融資。股價如果存在被過度高估或低估，便會導致資金大量進出，從而對銀行的信貸資金和流動性過剩產生影響，對信貸傳導機制形成一定的阻礙作用，影響貨幣政策的效果。為了協調我國股票市場發展與貨幣政策的關系，提高我國股票市場的貨幣政策傳導效率，必須把資產價格納入貨幣政策體系，建立與資產價格監測相關的價格指標體系，實現貨幣政策的最終完善。

［1］ Carcir R,H Schaller.Are The Effects of Monetary Policy Asymmetric［J］.Economic Inquiry,2002（40）:102-119.

［2］ Clausen V，Hayo B.Asymmetric Monetary Policy Effects in EMU［J］.Applied Economics，2006，38（10）:1123～1134.

［3］ 楊定華.中國貨幣政策非對稱性研究［J］.經濟問題,2008（11）:25-30.

［4］ Cecchetti S G,Genberg H,etc.Asset prices and central bank policy［J］.International Center for Monetary and Banking Studies and CEPR,2000（29）：99-104.

［5］Mishkin F S.Housing and the Monetary Transmission Mechanism,Proceedings［J］.Federal Reserve Bank of Kansas City,2007（2）：359-413.

［6］ 呂江林.我國的貨幣政策是否應對股價變動做出反應？［J］.經濟研究,2005（3）:26-31.

［7］ 王虎，王宇偉，范從來.股票價格具有貨幣政策指示器功能嗎：來自中國1997-2006 年的經驗證據［J］.金融研究,2008（6）:15-19.

［8］ 浦勇超.基于資產價格影響的貨幣政策非對稱性效應研究［J］.經濟與管理，2012（6）：72-77.

［9］ Taylor J B.Discretion Versus Policy Rules in Practice［J］.Carnegie－Rochester Conference Series on Public Policy，1993（39）:195－214.

［10］ 程立超..股票價格、貨幣政策和宏觀經濟波動［J］.中央財經大學學報,2010（4）:24-29.

［11］ 梁云芳,劉金葉.中國貨幣政策對國內需求影響的非對稱性研究［J］.財經問題研究,2011（3）:31-36.

［12］ 謝平，羅雄.泰勒規則及其在中國貨幣政策中的檢驗［J］.經濟研究,2002（3）:3-12.

［13］ 鄭挺國,王霞.中國產出缺口的實時估計及其可靠性研究［J］.經濟研究,2010（10）:29-32.