基于财富效应的货币政策传导机制研究

【摘要】一、理论基础与文献综述 (一)理论基础 货币政策传导机制一直是西方国家货币政策研究的重点,西方货币政策传导机制理论经过长期发展,归纳起来有四种:利率传导机制、信贷传导机制、资...

摘要:货币政策的资产价格传导机制主要通过两种途径:一种是基于Q理论的“托宾效应”实现的,另一种是基于莫迪利亚尼的“消费财富效应”实现的。随着我国股票市场的发展,部分学者对我国股市财富效应进行了理论和实证分析;但是,对基于财富效应的货币政策传导机制的研究并不丰富。本文利用2002年第二季度至2007年第三季度的上证综指,广义货币、消费支出和国内生产总值,借助协整检验、格兰杰因果检验进行实证分析。研究结果表明:财富效应在货币政策传导机制中的作用有限,货币政策主要通过其它传导途径发挥作用。

关键词:协整检验;格兰杰因果检验;货币政策传导机制

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

中图分类号: F822.0文献标识码:A 文章编号:1674-2265(2010)07-0009-05

一、理论基础与文献综述

(一)理论基础

货币政策传导机制一直是西方国家货币政策研究的重点,西方货币政策传导机制理论经过长期发展,归纳起来有四种:利率传导机制、信贷传导机制、资产价格传导机制和汇率传导机制。资产价格传导机制通过两种途径:一种是基于Q理论的“托宾效应”实现的,另一种是基于莫迪利亚尼的“消费财富效应”实现的。

把财产作为影响消费行为的变量来研究,这是生命周期消费理论的重要贡献。我们考虑利率和贴现率不为零时,个人的预算约束为:一生消费的贴现值不能超过初始财富和一生劳动收入贴现值的和。假设一个寿命为T的人,他的初始财富为W0,各期的劳动收入分别为Y1,Y2,…,YT,各期的消费分别为C1,C2,…,CT,那么他的预算约束为:

其中 是利率,且所有变量被贴现到0期。假设消费的即期效用函数为:

这一效用函数的相对风险回避系数(不同期消费间的替代弹性的倒数)为 ,即为

,与 无关。 决定了居民在不同时期转换消费的愿望: 越小,随着消费的上升,边际效用下降越慢,因此居民也越愿意允许其消费随时间变动。比如,如果 接近0,则效用几乎是 的线性函数,居民也越愿意接受消费的大的波动,以利用其贴现率和储蓄报酬率之间小的差异。居民一生的效用为:

其中是贴现率。人们会在相当长时期的跨度内计划自己的消费开支,以便于在整个生命周期内实现消费的最佳配置。各期消费额是初始财富的增函数,财产数量越多,消费水平越高。因此,决定消费额的不仅仅是现期收入,而且包括消费者的毕生资财,即包括人力资本、真实资本和金融资本。而国民收入恒等式:

这表明消费者的财富变化通过影响消费支出可以影响产出。

消费者的财富效应通过影响消费支出从而导致IS曲线的变动,进一步影响均衡国民收入(如图1)。

图1中,产品市场和货币市场的初始均衡点在E0,决定的均衡收入水平为y0,利率为i0,财富的增加使消费增加,从而引起总需求增加,使IS曲线从IS0移到IS1。此时,均衡点为E1,均衡国民收入上升到y1,利率为i1。消费变动对收入变动的反应是一个动态调整过程。当均衡国民收入上升到y1时,消费者的收入增加了,消费支出也随之增加,使IS曲线从IS1移到IS2,形成新的均衡点E2,均衡国民收入上升到y2。

货币供给的增加可以从两个方面增加消费者的净财富。首先,在价格不变的前提下,名义货币供给的增加意味着实际货币余额的增加;而实际货币余额又是消费者实际净财富的一部分,因而它的增加会使消费者感到比以前更加富有,从而增加消费支出。这一效应有个专门的名称,叫实际余额效应。它可以表述如下:

其次,货币供给还可以通过影响股票、债券等金融资产的价格来影响消费者的实际财富。当货币供给增加时。人们会增加对股票、债券等金融资产的需求,从而引起股票、债券的升值。而股票、债券又是消费者财富的一部分,因而它们升值会增加消费需求。其作用过程如下:

其中 表示实际货币余额, 、 分别表示股票、债券的价格, 代表实际净财富。

由于货币供给的增加必然会导致物价水平的上涨,实际余额效应的作用有限,故本文只研究金融资产价格的变化通过影响消费进一步影响产出的效果。

(二)文献综述

对基于财富效应的货币政策传导机制,我国的相关研究并不丰富,进行系统研究的尤其少,只是在研究货币政策传导机制中涉及财富效应。胡冬梅(2008)运用协整分析以及格兰杰因果检验对我国1994―2007年第二季度的货币政策传导机制进行了实证分析,分别检验了我国货币政策在利率传导途径、汇率传导途径、托宾的Q效应和居民的财富效应传导途径以及银行信贷渠道中的有效性。实证分析得出的基本结论是:我国货币政策传导机制的有效性较弱,以上四种传导途径在我国都不畅通。但胡冬梅没有将托宾的Q效应和居民的财富效应传导途径分开进行研究,只是根据利率与股价、广义货币与股价以及股价与产出之间都不存在格兰杰因果关系,判断托宾的Q效应和居民的财富效应传导途径有效性较弱。实际上货币政策的托宾Q效应传导途径是:货币供应股票、债券价格Q投资支出总产出。财富效应传导途径是:货币供应股票、债券价格 C总产出。前者是股票、债券的价格变化通过影响投资进而影响产出,后者是股票、债券的价格变化通过影响消费支出进而影响产出。两者大不相同。故本文在现有研究成果基础上,选取最新的数据,针对我国资本市场发展的实际情况,检验基于财富效应的货币政策传导渠道是否通顺和有效。

二、计量分析

(一)研究方法和数据选取

本文以上证综指作为衡量股价波动的指标,选取2002年2季度至2007年3季度的上证综指每季度最后一个交易日的收盘价作为季度数据,用SHI表示,数据来源于中信大智慧交易系统。以广义货币M2作为货币供应量指标,M2不仅反映现实的购买力,还反映潜在的购买力。另外,本文以社会消费品零售总额作为度量消费水平的指标,用C表示。国内生产总值GDP作为衡量产出的指标。所有变量的时间跨度是2002年2季度至2007年3季度,货币供应量、社会消费品零售总额、国内生产总值的计量单位为亿元,数据来源于中国人民银行和国家统计局网站。

本文首先对变量广义货币M2、上证综指SHI、消费水平C和国内生产总值GDP进行平稳性检验,再对四组变量SHI与M2、C与SHI、GDP与C、GDP与M2进行协整检验,然后通过格兰杰因果检验探讨各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系,在此基础上结合我国经济实际情况,分析基于财富财富的货币政策传导机制的效果。

(二)单位根检验

格兰杰指出,当使用非平稳序列进行回归时,会造成虚假回归,并且当变量存在着单位根,即非平稳时,传统的统计量,如t值、F值、DW值和R将出现偏差。因此为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性,我们利用扩展的迪基―富勒(Augmented Dickey-Fuller,简称ADF)检验方法来检验样本数据的时间序列特征,ADF平稳性检验是基于以下回归方程:

为纯粹白噪音误差项,滞后阶数的选择使得

不存在序列相关。原假设H0 :P=1,备选假设H1:P

由表1中的数据可知M2、SHI、C和GDP时间序列的ADF的统计量大于10%的显著性水平下的临界值,接受原假设,时间序列含有单位根,是非平稳序列;一阶差分序列D(M2)、D(SHI)、D(C)和D(GDP)的ADF值小于5%显著水平下的临界值,是平稳序列。

(三)变量的协整检验

由于M2、SHI、C、GDP都是属于I(1)时间序列,因此SHI与M2、C与SHI、GDP与M2、GDP与C之间可能存在协整关系。检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔―格兰杰(Engel & Granger)两阶段法,但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差,故采用Johansen检验法对各组变量进行协整检验。JJ检验法是基于动态分布滞后模型 (VAR,如6式)来估计模型的长期均衡关系,以得出一个有效无偏估计:

在检验之前,必须首先确定VAR模型的结构。运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数,本文中滞后二阶的SC值和AIC值最小,故确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。其检验方法是首先计算回归方程的迹,然后逐一与不存在协整关系和存在一个协整关系等假设前提下的迹值进行比较,当回归方程的迹值大于假设条件下的Johanson临界分布值时,拒绝其前提假设,反之,接受其假设,检验结果如表2。

由表2的检验结果可以看出,以检验水平5%判断,变量SHI与M2、C与SHI、GDP与C、GDP与M2之间存在一个协整关系。Granger指出,若变量之间存在协整关系,则这些变量至少存在一个方向的Granger因果关系。因此,下面进一步探讨上述各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系,以便与实际经济情况进行对照。

(四)变量的格兰杰因果检验

格兰杰因果检验通常有两种方法:一种是传统的VAR模型,另一种是误差纠正模型(ECM)。Granger指出,若非平稳变量间存在协整关系,使用VAR模型作因果检验可能会有错误的推论。由于变量M2、SHI、C和GDP都为I(1)时间序列,且存在协整关系,根据Granger定理,必然可以建立误差纠正模型 (EMC),通过ECM模型来检验各组变量之间的因果关系。

从表3可以看出,在1%的显著性水平上,D(M2)是D(SHI)和D(GDP )的格兰杰原因,在10%的显著性水平上,D(C)和D(GDP)互为格兰杰原因,而D(SHI)不是D(C)的格兰杰原因。

三、计量结果的分析

从上述计量分析的结果来看,基于财富效应的货币政策传导渠道并不畅通,主要是中间环节“股价指数SHI消费支出C”中断。格兰杰因果检验结果表明:D(SHI)不是D(C)的格兰杰原因,即SHI的上升并不会显著地促进消费支出C的增加。广义货币M2是国内生产总值GDP变动的格兰杰原因,表明货币供应量能显著的影响产出,货币政策主要是通过其它的传导渠道发挥作用。

财富效应是指由于金融资产价格(主要是股票和债券)的趋势性上涨(或下跌),导致金融资产持有人财富增长(或减少),进而产生扩大(或减少)消费,扩大(或缩小)短期边际消费倾向(MPC),促进(或抑制)经济增长的效应。这就需要存在一个庞大、发达、有序、信息畅通的股票市场。但从我国目前的情况来看,股市发展程度还不高,深度和广度有限,流通市值较少,参与者比例还不高,因而股票价格的变动对消费的影响非常有限。我们采用股票市值(以流通市值为主)占GDP的百分比为反映股市发展深度的指标,它集中体现了股票市场在国民经济中的地位和作用力。用居民持有股票市值占居民资产的比例和城镇居民财产收入占家庭收入之比这两个指标,反映股票市场发展的广度,它代表了股票市场对投资者的经济影响。1990年以来,中国股市获得较大发展,但在规模和深度上同美国相比仍然存在较大差距(见表4和表5),限制了股市财富效应的发挥。

财富效应在货币政策传导机制中的作用较弱的另一个原因是:股市尚未形成长期稳定的运行格局,暂时性的财富变动难以与消费支出联系起来,股市的波动性较大,使投资者难以对未来收益产生确定性预期。一般地讲,资产价格长期稳定的上涨才有可能产生一定的财富效应,因为只有持久性收入而非临时性、偶然性收入才是决定消费水平的最重要的因素,暂时性的资产价格的波动应不具有显著的消费效应。总消费是由劳动收入和财富的趋势部分决定的。在资产价格存在较大波动的情况下,资产的财富效应难以充分发挥,当资产价格上涨、投资收益增加时,投资者可能将投资收益继续投资于资产市场,对消费的促进作用不明显,甚至会将用于消费支出的资金转而用于投资以获取收益,当资产价格下跌时,投资者会实实在在地受到损失,进而影响其消费支出。故消费财富效应在货币政策传导机制中的作用有限。

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