1、1关于货币政策资产价格传导机制的经验分析摘 要：货币政策的资产价格传导机制是金融领域中备受关注的热点问题。本文从梳理回顾国内外相关研究入手，通过将资产价格引入一般均衡框架，并结合“泰勒规则”构建联立方程式，分析货币政策资产价格传导机制中的金融加速器效应，进而对我国货币政策资产价格传导机制有效发挥作用的阻碍因素进行系统分析总结。 关键词：货币政策;资产价格传导机制;金融加速器 中图分类号：F830.31 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2015（11）-0010-06 一、资产价格传导机制的实证研究回顾 国外学者对资产价格传导机制的各个环节的研究相对比较成熟，已经形成了较为系统的理
2、论基础，并运用了较为完善的实证分析方法。向量自回归模型（VAR）通常被用于衡量宏观经济变量之间的动态关系，最早由 Sims（1980）提出。该模型无需假设经济变量之间存在先验关系，也无需区分经济变量的内外生性，可以通过脉冲响应分析经济变量如何对外部冲击做出反应，并通过方差分解了解各个经济变量对某一特定变量变化的解释程度。 在国外文献中，Dhakal， Kandil Sharma（1993）采用 VAR模型研究美国货币供给与股票价格之间关系，发现货币供应量对股票价格有显著冲击。Giuliodori（2005）基于 VAR 模型，发现在欧盟国家，2特别是在借贷市场和房地产市场相比较发达的国家，房地
3、产价格能够将利率调整有效地传导至消费水平上。Carlos Vargas-Silva（2008）采用符号约束向量自回归模型分析货币政策对房地产市场的影响，发现货币政策对于房地产市场的影响会受到约束条件的限制而变得不确定。Calza， Monacelli Stracca（2009）采用附带价格粘性及担保约束的两阶段 DSGE 模型，分析房地产首付比率、利率抵押贷款结构如何影响货币政策对消费和住宅投资的冲击，结果显示消费和住宅投资对货币政策冲击的敏感度在浮动利率抵押贷款结构中更高一些，并随着首付比率的下降而增加。 在国内文献中，陈德伟、金戈（2005）构建 VAR 模型，并利用Granger 因果检
4、验和方差分解，发现利率与股票价格之间存在着长期均衡关系，且前者是后者的格兰杰原因。陈平、张宗成（2008）采用VAR、VECM 模型对中国 1998-2007 年间的月度数据进行分析，发现股票市场已经成为货币政策传导的重要途径。吴江、韩鑫韬（2009）采用VAR、GARCH 模型分析货币供应量与房地产价格之间关系，结果显示两者之间的动态关联性、波动溢出效应并不显著。戴国强、张建华（2009）采用结构向量自回归模型（SVAR）实证货币政策的房地产价格传导机制，发现该机制的总体效率不高，其中从货币政策到房地产价格的传导比较顺畅，但房地产价格到消费支出的传导存在阻塞。周晖（2010）利用GARCH、
5、BEKK 模型对中国 1997-2008 年间的季度数据进行分析，发现货币供应量增长率与 GDP 增长率之间正相关，且货币供应量与 GDP 之间呈现出明显的波动溢出效应。 3综上，检验货币政策资产价格传导机制的文献主要采用 VAR 模型及其扩展形式，例如结构化向量自回归模型（SVAR） 、向量误差修正模型（VECM）等，以及 GARCH、DSGE、BEEK 等模型。在实证结果方面，现有研究主要有三个方面结论：一是整体来看，资产价格在货币政策传导机制过程中发挥重要作用，其中短期内作用较小，而在长期，资产价格的作用较大且比较显著;二是分别从房地产价格和股票价格来看，不同资产对实体经济影响并不对称，
6、房地产价格对货币政策的传导比较显著，且对 GDP、通货膨胀等的影响比较持久，而股票价格对货币政策的传导或者不显著，或者只在短期内有效，与 GDP 等经济变量的联系也没有那么紧密;三是分别研究货币政策资产价格传导机制的两个阶段，如实证货币政策对资产价格的影响效果、资产价格的财富效应、投资效应以及托宾 Q效应等，但这方面研究的结论并不一致。 当然，还有一些文献指出资产价格对货币政策的传导机制并无效果，例如，Mishkin（2001）指出货币政策与股票价格之间并无较强的关联性，通过货币政策来调控股票价格基本是行不通的。 经过比较也可以发现，资产价格对货币政策传导的有效性取决于一系列因素，包括微观要素
7、如资产的流动性（Muellbauer Lattimore， 1999） 、投资者的心理预期、居民资产结构等，以及宏观要素如制度条件、金融市场结构、股票市场发达程度、社会财富分配、区域经济结构等。在这些因素制约下，货币政策的资产价格传导效果大打折扣。 二、金融加速器与资产价格传导机制 4为了更细致地分析资产价格如何通过金融加速器机制传导货币政策，本文结合现有研究，将资产价格引入包含银行、企业、零售商、家庭和中央银行的一般均衡框架之中，并结合“泰勒规则”构建联立方程式进行分析。企业拥有资产的价格上涨会提高企业净资产进而增加可获取的银行信贷，从而将资产价格波动与企业融资结合起来。 假定经济环境中不存
8、在税收，企业按照柯布-道格拉斯函数进行生产 Y=AKL （1） 其中，Y、A、K、L分别表示总产出、技术系数、资本投入和劳动力投入;则企业的总资本存量可表示为 K=（）K+（1-）K （2） 其中，I为企业总投资量; 为资本折旧率;（?）K为资本品的生产函数，（0）=0，（?）0，（?）0;假定资本品的价格为 Q，则资本品生产企业的目标收入函数为 QK-I，进而可得资本品价格 Q= （3） 假设企业将资本品出售给零售商，同时假设价格标准化为 1，若零售商涨价幅度为 X，则企业销售资本品的相对价格为。此时，企业持有单位资产的期望收益为 E（R）=E （4） 假设企业存在破产风险，其存活概率为，则
9、企业净值可表示为 N=RQK-R+s（QK-N） （5） 其中，N为企业净值;s=，为外部融资风险升水，s（?）0、s（1）=1，即企业资产净值占比越高，外部融资风险升水越小，5当企业净值等于总资产时，风险升水为零，预期回报率等于无风险利率。对于零售商，假定其在定价方面具有垄断势力，并于每期以 1- 的概率改变价格;令 P*为 t 时期设定的价格，则价格水平 P=P+（1-）P，根据 Ichiro（2002） ，此时通货膨胀率可表示为 =X+E（） （6） 其中，=。 假设代表性家庭永续生存，通过提供劳动力获取工资、储蓄获取利息收入;假设家庭效用主要取决于消费和闲暇时间，则家庭的目标函数可表示
10、为 maxEk1n（C）+1n（1-L） 约束条件为 C=WL+RD-D （7） 其中， 为贴现系数;C、W、L分别为家庭消费、实际工资和劳动力供给;R、D分别为存款利率和家庭存款。构建拉格朗日函数，并分别对 C、L、C、L和 D求导，可得到一阶条件 =E（）R （8） = （9） 对于银行部门，假定只经营传统存、贷款业务，银行按固定利率从家庭部门获取存款、按无风险利率加信贷风险升水向企业发放贷款，详细设定参见 Townsend（1979） 。本节进而对上述模型线性化处理（崔光灿，2006） ，可得 总需求方程： 6y=c+i （10） c=Ec-R （11） Er=r-（n-q-k） （12
11、） r=y-k-x+（1-）q-q （13） q =（i-k） （14） 总供给方程： y=k+（1-）l （15） l=（y-c-x） （16） =x+E （17） 状态变量方程： k=i+（1-）k （18） n=（r-r）+r+n+ （19） 其中，小写字母表示各变量对稳态值的偏离程度;（10）式为总需求方程，和 分别为消费、投资在总需求中的占比;（11）式为（8）式的线性化;=s（?） ，为信贷风险升水， （12）式为 E（R）=s（）R的线性化，表示信贷风险升水受企业净值占比 n-q-k的影响，体现了金融加速器效应;（13）式为（4）式的线性化，表示企业的预期收益率受资产的边际产出收
12、益 y-k-x和资产价格 q、q;（14）式表示资产价格与投资 i边际产出的关系， 为资产价格的投资弹性;（15）为（1）式的线性化;（16）为劳动力供给方程， 表示劳动力供给的工资弹性;（17）为通货膨胀变化路径;（18） 、 （19）式分别为资产、企业净值的动态变化路径，=（q，k，y） ，7且 0，r-r，为企业资产收益率，k/n 为总资产/净资产。假设央行主要关注通货膨胀、产出及资产价格，并按照“泰勒规则”制定货币政策： r=+y+q+r （20） 其中，r为央行的利率工具;、分别为货币政策对通货膨胀率、产出和资产价格的反应系数;为利率平滑系数。结合模型及现有研究，本节梳理了各参数变量
13、的取值（表 2） 。 结合模型及参数值，大量文献对我国改革开放之后的数据进行模拟分析，本文无意于重复这些程序，而是着重分析上述联立方程中资产价格如何通过金融加速器效应有效传导货币政策。在经济繁荣阶段，资产价格上涨，当超过“阈值” ，中央银行将会收紧货币政策（如提高利率水平） ，从而降低资产价格，进而通过（19）式影响企业净值，一方面降低了企业内部融资的能力，另一方面通过（12）式提高了企业外部融资的风险升水，使得银行“惜贷” 、 “贵贷” ，受融资约束，企业将会减缓投资和扩张节奏，影响实体经济;反之，当资产价格下降超过“阈值” ，中央银行将会采取扩张性货币政策，从而推高资产价格，进而增加企业净
14、值，一方面扩大了企业内部融资来源，另一方面会降低外部融资风险升水、提高银行信贷能力和愿望，刺激投资和消费。 三、我国资产价格传导机制的阻碍因素 综上所述，货币政策的资产价格传导机制通常受一系列宏、微观因素影响，对于我国而言，区域金融发展不平衡、以银行主导的金融结构、利率市场化尚未完成，以及近些年愈演愈烈的“影子银行” 、互联网金融8等，均对资产价格传导机制形成了约束;而在微观方面，消费者、投资者、金融机构等市场主体的行为偏差也在一定程度上影响了资产价格在货币政策传导中的作用。 （一）银行主导的金融结构 金融结构一般划分为银行主导型（bank-based system）和市场主导型（market
15、 ?Cbased system） ，金融结构不同，货币政策的传导途径及有效性也不同。 在银行主导型金融结构中，商业银行是金融市场上最主要的金融中介，银行信贷是社会融资的主要资金来源，居民的投资组合中最重要的部分也是存款及现金，而股票、房地产等资产的比重较小;而在市场主导型金融结构中，情况与之相反。可以看到，金融结构不同，居民、银行等市场主体在资本市场、货币市场等的行为有所不同，资产价格对货币政策的传导效果也迥然不同。 尽管当前商业银行仍是我国金融体系的核心，但随着我国金融市场不断完善，股票市场、债券市场、衍生品市场、房地产市场等规模逐年增长，非银行金融机构占比也在逐年上升，我国金融结构逐步由银
16、行主导型向市场主导型过渡，可以预期，资产价格将会在我国货币政策传导过程中发挥更大作用。 （二）利率形成机制尚未完全市场化 利率是金融市场上资金的价格，也是一种财富再分配机制。在管制情况下，利率一是作为货币政策工具不能充分发挥职能，二是容易扭曲市场价格机制，三是加剧社会财富再分配不均衡。目前，我国利率市场9化工作已经取得突破性进展，其中贷款利率已经市场化，但存款利率仍然实行上限管制（基准利率的 1.1 倍） 。利率尚未完全市场化是制约我国采用价格型政策工具的关键因素，目前中国人民银行仍然主要采用数量型政策工具，由于存在利率管制，货币政策并不能有效地影响利率水平，也无法充分反映货币市场的真实需求，
17、更难以发挥资金配置的功能。近年来涌现出来的民间融资、 “影子银行”业务、乃至非正规的地下钱庄等都在一定程度上反映了这一问题。 （三）区域金融发展不均衡 尽管我国整体金融市场快速增长，但地区间的金融发展并不均衡。通常情况下，判断区域金融发展情况的指标包括储蓄存款规模、金融机构数量、金融机构类别、贷款规模、保费收入、股票市值等，以这些指标衡量的我国东、中、西地区的金融发展状况差异较大。货币政策传导能否产生预期效果，很大程度上依赖于传导过程处于的区域金融环境。不同区域金融环境下的市场主体具有不同的经济特征及行为偏好，对货币政策的反应也并不一致;同时，不同的金融环境，货币政策可依赖的传导机制、渠道也不
18、相同。在我国东部地区，资本市场、货币市场均比较发达，金融机构类型比较完善，市场主体对政策的反应比较灵敏，货币政策能够通过多个渠道进行传导;而在西部地区，金融市场发展普遍落后，市场化程度较低，市场主体对货币政策的反应也比较迟钝，严重制约了资产价格传导货币政策的有效性，而只能以传统的信贷渠道传导货币政策。 大量研究表明，中央银行实施货币政策需要考虑区域金融发展差异10性。部分学着提出我国区域经济发展的差异性与中央银行采取的统一的货币政策存在冲突，应该针对局部地区经济发展提供特殊的货币政策。事实上，针对地区差异而实施特殊的货币政策，或在统一的货币政策框架下利用货币政策工具区别对待，在国际上并不少见，
19、如 20 世纪 80 年代初的法国等。从长期来看，实施区域差别化货币政策也是我国未来发展的方向。 （四）市场主体行为偏差 根据前文提及的传导机制可知，货币政策对资产价格的影响最终要通过改变市场主体的行为来刺激或抑制实体经济，在很多情况下，由于市场信息不对称、预期效应、赚钱效应（示范效应）等因素，市场主体并非总是对资产价格波动做出预期反应，而是经常会存在一定程度的行为偏差。 对于投资者来说，最直观的案例便是“羊群效应” 。通常情况下，股票、债券、房地产等市场的需求包括两层含义，一是投资需求，二是投机需求，其中，资产的投资需求与资产价格之间一般呈现正相关性，但是投机需求却容易对资产价格形成“追涨杀跌”压力。以股票市场为例，在信息不对称的情况下，投资者搜寻信息的成本较高，其最优选择往往是采用跟随策略，从而导致对股票市场形成超额需求，致使出现泡沫现象，而一旦市场出现悲观情绪， “羊群效应”又将使股票市场价格加速下跌。羊群效应等投资者行为偏差使得资产价格在货币政策传导中的作用大大减弱。 对于企业而言，在信息不对称情况下，通过一些财务手段改善资产
