中国资本市场货币政策传导机制的实证研究

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1、中国资我市场货币政策传导机制的实证研究胡援成 程建伟江西财经大学摘要：本文运用单位根检查、格兰杰因果检查和协整检查措施，对中国货币政策实行与资我市场传导的互相作用和影响进行了实证分析，研究表白，从中央银行的货币政策到资我市场的传导机制是顺畅的。相对于利率而言，货币供应量对资我市场有较大的影响，M0和M1都对资我市场存在着正向的因果关系。在从资我市场到货币政策目的的传导机制中，资我市场的变化通过财富效应和“q”效应等途径影响消费支出和投资支出，进而对总产出或国民收入产生影响的传导机制作用并不明显。核心词：资我市场、货币政策、传导机制、货币供应量、利率 一、研究背景在中国国内，环绕货币政策传导机制

2、所进行的研究日益增多。郭树清()觉得完善货币政策传导机制是目前宏观调控面临的首要问题，深化投融资体制是完善货币政策传导机制的核心。谢多（）进一步研究了中国公开市场业务实践与货币政策操作方式的转变，并指出了公开市场业务发展中所遇到的障碍和此后改革的设想。夏斌、廖强（）对中国货币政策的中介目的进行了研究，得出货币供应量已经不适合伙为中国货币政策中介目的的结论。中国人民银行研究局课题组（）研究了中国股票市场发展与货币政策传导的关系；陆军、舒元（）提出了货币政策无效性命题；王宇（）探讨了论中国货币政策控制机制的改革；国家计委宏观经济研究院课题组（）针对性地研究了中国货币市场、利率与货币政策传导有效性问

3、题；刘金全（）初次对中国货币传导的时变参数与时变反映进行了研究；赵昕东、陈飞、高铁梅（）对中国货币政策工具变量效应作了基本性的实证研究。这一时期，阎庆民、李木祥（）和巴属松（）还就中国开放条件下货币政策传导机制的有效性等做了较系统的研究。在国外，经济学家弗里德曼(Friedman,1963)、普尔(Pool,1970)、柏顿(1990)米什金(Mishkin, )等对货币流通速度、货币政策工具、货币乘数、短期操作目的、中间目的和最后目的等均作了有关研究。Charles Bean、Jens Larsen 和 Kalin Nikolov, ()进行了货币政策传导方式的比较，发现欧元区、英国和美国在

4、传导方式上具有相似性；其还重点考察了货币政策传导机制中利率传导和信贷传导，着重研究了传导过程中的摩擦问题。Peter M. McAdam 和 Julian Morgan ( )、Giuseppe De Arcangelis 和 Giorgio Di Giorgio. (1999) 使用VAR技术对货币政策传导和冲击效应进行了进一步分析；Steven Kamin、Philip Turner 和 Jozef Van t dack, (1998)对新兴市场国家货币政策传导机制进行了广泛的对比分析；日本银行（）则特别针对接近零利率下的货币政策传导进行了探讨。一般而言，货币政策的外部传导机制重要涉及四种

5、渠道：一是银行信贷渠道；二是金融市场渠道；三是利率渠道；四为汇率传导渠道。加入WTO后，客观经济环境的变化迫使中国货币政策调控机制必须作相应调节，要研究解决开放经济条件下汇率、利率、物价互相协调以及内外均衡的难题。在开放的新形势下，货币政策控制力将发生构造性变化，货币政策中介目的的有效性将下降，部分货币政策工具的效率将递减，货币政策的对外依赖限度则日益增强。因此，进一步研究入世后中国货币政策的传导机制特别是金融市场传导渠道的变化，对指引中国货币政策的实际运作将具有积极的现实意义。本文将综合运用回归分析、单位根检查、格兰杰因果检查和协整检查等措施着重研究货币政策实行与资我市场传导的互相影响和作用

6、状况。二、资我市场传导渠道的实证分析（一）资我市场与货币政策传导机制的理论分析资我市场是涉及股票市场、债券市场等市场在内的一种有机整体。由于股票市场在中国资我市场中的绝对主体地位，本文以股票市场为代表，分析资我市场在中国货币政策传导中的作用。从理论上说，货币政策的变动会影响股票价格，从而影响消费、投资，并对产出发生影响。因此，货币政策的资我市场传导机制的分析涉及两个方面：从中央银行的货币政策到资我市场的传导机制和从资我市场到货币政策目的的传导机制。在市场经济条件下，当中央银行实行扩张性货币政策，货币供应量增长时，个人与公司持有的货币数量超过她们乐意持有的水平，她们会通过购买非货币资产来减少手头

7、过多的货币。当她们购买股票时，股票市场供不不小于求，从而拉动股票价格的上涨。此外，扩张性的货币政策意味着刺激经济增长，公司的赚钱水平将会提高，一方面将促使公司和个人购买非货币资产增长，另一方面，公司赚钱增长将增长通过变化人们对股票市场的预期收益促使人们增长股票投资，引起股票价格上涨。利率水平的变动则会引起投资者在无风险资产（钞票、银行存款）和风险资产（股票、债券）之间重新进行资产分派。当利率水平下降时，风险资产的预期收益高于利率时，投资者对风险资产的需求增长，使股票、债券等风险资产的价格上升，反之亦然（可参见图1）。图1 货币政策对股票市场作用的传导机制扩张性货币政策：货币供应量增长，利率下降

8、个人、公司购买非货币资产增长增长购买股票股票市场求不小于供刺激经济增长公司赚钱增长人们对上市公司赚钱预期增长增长购买股票股价上涨货币供应量与利率发生变化后，股市传导机制重要借助于如下四条渠道实现：（1）投资渠道。托宾的“q”理论 觉得，当中央银行实行宽松的货币政策时，股价上涨使公司市值相对于其资本存量的重置成本（即托宾所说的“q”比率）随之提高，这意味着当q值很高（不小于1）时，股票市值不小于重置成本，此时，公司很容易以相对较高的价格来发行较少的股票，并买到较多的新投资品，由此增进了公司投资支出的增长，进而拉动了总需求与产出的扩大。（2）财富效应渠道。当中央银行减少利率时，股价上升使得居民部门

9、的财富增长，进而促使居民当期和将来消费的增长，并刺激总需求和产出的增长。（3）信用渠道。当扩张性的货币政策对股市产生冲击并引起股价上涨时，公司的财富升值，即公司净值（NetWealth）上升。此时银行会意识到，公司可用于融资的抵押品价值升值，公司借款能力增强，银行对这些公司发放贷款所面临的逆向选择与道德风险问题将越少，于是银行将加大贷款投放，进而带动了公司投资、总需求及产出的扩大。相反，当紧缩性货币政策对股市产生冲击并引起股价下跌时，公司的资产负债状况恶化，此时银行会意识到，公司净值越低，银行对这些公司发放贷款所面临的逆向选择与道德风险问题将越严重，于是银行将收紧贷款，并由此影响到公司投资与总

10、需求的变化。（4）流动性渠道。该理论觉得消费者持有短期债券、存款等容易变现的金融资产，倘若消费者的预期收入下降，她们就会更少地持有不易变现的实物资产，并更多地持有易于变现的金融资产，反之则相反。当宽松的货币政策刺激了股价上升，使得消费者持有的股票等金融资产大幅增长时，消费者将感到其浮现财务收支困难的概率大大减小，于是消费者将同步增长耐用品和住房支出，由此拉动了总需求和产出的扩大（可参见图2）。而总需求和总产出的增长也反过来进一步增长了对货币供应量的需求。图2 股票市场对货币政策目的作用的传导机制股票价格上涨公司融资成本下降公司投资增长总需求和总产出增长居民财富增长消费需求增长公司借款能力提高银

11、行贷款增长股市预期收入上升股票持有及耐用消费品和住房消费增长（二）从货币政策到资我市场的传导机制的实证分析1、经济变量的平稳性检查为了对从中央银行的货币政策到资我市场的传导机制进行实证分析，我们以货币供应量M0 、M1、名义利率R和真实利率NR作为解释变量，以沪深两市股票流通总市值V为被解释变量，样本区间为1996年至的季度数据，数据来源为中国人民银行记录季报各期。为了消除数据中存在的异方差，先对这五个变量取对数 由于国内股票市值常常发生剧烈波动，其同比增长率的平稳性不如其自然对数的平稳性，由于在此将取各经济变量的自然对数值。，分别计为LM0、LM1、LR、LNR、LV。由于用非平稳经济变量建

12、立回归模型会带来伪回归问题，因此对这些经济变量的平稳性检查应予以足够的注重。在建立回归模型前一方面对经济变量作平稳性检查。平稳性检查成果如表1所示。 表1 经济变量的单位根检查变量检查形式ADF记录量5%LVI(0)I(1)(c,0,1)(c,0,1)-2.1869-3.3157-3.0038-3.0114LM0I(0)I(1)(c,0,2)(c,0,2)-0.7196-3.7856-3.0038-3.0114LM1I(0)I(1)(c,0,2)(c,0,2)-0.9255-4.6869-3.0038-3.0114LRI(0)I(1)(c,0,1)(c,0,1)-1.4437-3.0044-3

13、.0038-3.0114LNRI(0)I(1)(c,0,1)(c,0,1)-1.6461-3.2650-3.0038-3.0114由表1看出，有关经济变量的水平形式均未通过平稳性检查，并且都通过一次差分后才具有平稳性 (LR在10%水平下具有一阶整形)。2、协整和因果关系检查运用Johansen最大似然估计法对变量之间的长期关系进行分析，运用格兰杰因果关系检核对变量之间的因果关系进行检查，协整检查和格兰杰因果关系检查的成果分别如表2与表3所示。表2 经济变量的Johanson协整检查协整关系似然率5%临界值协整关系似然率5%临界值（LV,LM0）21.98152.748215.413.76(L

14、V,LR)15.26702.185815.413.76(LV,LM1)16.20741.500615.413.76(LV,LNR)12.86281.234015.413.76表3 经济变量的Granger因果检查零假设F记录值零假设F记录值LVLM0LM0LV0.85494.4202*LVLRLRLV0.20640.7170LVLM1LM1LV4.8513*4.0546*LVLNRLNRLV0.71260.8486注：*表达在5%的明显性水平下回绝原假设，也即存在因果关系。从协整检查和格兰杰因果关系检查的成果可以看出， LM0、LM1与LV之间存在着长期关系。 LR、LNR与LV之间不存在长期

15、关系。格兰杰因果关系检查的成果进一步表白存在着从货币供应量到流通市值的因果关系，并且货币供应量M1和流通市值之间存在双向的因果关系，这一方面体现了货币政策对资我市场的影响，另一方面也体现了资我市场对货币政策的影响。无论是名义利率还是真实利率，协整检查和格兰杰因果关系检查都未通过，这表白在从中央银行的货币政策到资我市场的传导过程当中，是货币供应量而不是利率在起作用。为了进一步考察传导过程中的弹性问题，建立变量之间的协整方程如下：LnV=-22.0805+3.3136 LnM0 R2=0.8673 AdjR2=0.8613(-8.5687)（11.9911） D.W=1.2122 F=143.78

16、80LnV=-19.3054+2.6623 LnM1 R2=0.9174 AdjR2=0.9136(-8.5687) （11.9912） D.W=0.9950 F=244.1885LnM1=7.5249+0.3446 LnV R2=0.9174 AdjR2=0.9136(38.5907) （15.6265） D.W=0.9534 F=244.1885从协整方程可以看出，货币供应量对股票流通市值具有较大的弹性，表白在从中央银行的货币政策到资我市场的传导过程中，中央银行具有较强的调控能力，从中央银行的货币政策到资我市场的传导机制是顺畅的。同步，从协整方程还可以看出，资我市场对货币需求特别是M1具有

17、较大的影响。流通市值提高1个百分点,对M1的需求提高个0.3446个百分点。按照格兰杰定理，协整变量之间一定存在误差修正模型，根据从一般到简朴的模型拟定措施，对每个变量选择滞后2期进行回归，然后去掉记录检查不明显的变量，得到误差修正模型：LnVt=0.0704+0.2919LnVt10.7122LnM0 t2 -0.5328 ECMt-1（2.2211）（1.9673） （1.3544） （-3.9268）R2=0.5845 AdjR2=0.5152 D.W=2.2969 F=8.4389LnVt=0.3934LnVt11.8559LnM1 t2 -0.4987 ECMt-1 （2.7528）

18、 （3.5159） （-2.7335）R2=0.5037 AdjR2=0.4515 D.W=2.3593 F=9.6420从误差修正模型可以看出,M1的增量对流通市值的增量的影响更大，在短期内，滞后两期的货币供应量M1的增量每增长一种百分点，流通市值的增量增长1.8560个百分点。误差修正后的系数为负数，符合反向修正机理。（三）从资我市场到货币政策目的的传导机制的实证分析资我市场的变化通过影响消费支出和投资支出，进而对总产出或国民收入产生影响。实证分析中以全国消费品零售总额代表消费，以全社会固定资产投资总额代表总投资，进行季节调节后对其分别取对数后计为LnCONSUM和LnINVEST，数据来

19、源为中国人民银行记录季刊各期。1、平稳性检查平稳性检查成果如表4所示。表4 消费和投资的单位根检查变量检查形式ADF 5%LnCONSUMI(0)I(1)(c,0,2)(c,0,2)0.2996-4.1943-3.0114-3.0199LnINVESTI(0)I(1)(c,0,3)(c,0,3)-0.6553-3.7856-3.0199-3.0294由表4可见，消费和投资的单位根检查反映出两者均为一阶差分平稳序列。运用最小二乘法对LnV和LnCONSUM、LV和LnINVEST之间的关系进行回归分析，也可发现同样的问题（见如下两个方程）：LnINVEST=7.1575+0.1943 LnV R

20、2=0.3491 AdjR2=0.3195 (14.3083) （3.4348） D.W=2.6063 F=11.7979LnCONSUM=7.3119+0.1839 LnV R2=0.9138 AdjR2=0.9099(68.6787) （15.2725） D.W=0.7347 F=233.2484从回归方程可以看出，投资与流通市值成正有关，但其弹性较小，仅为0.1943，各项检查虽已通过，但回归方程的拟合系数偏低，这阐明流通市值只是影响投资的众多因素中得较小一部分，资我市场中资产价格的上涨对投资的“q”效应相称有限。消费与流通市值的回归方程的拟合系数很高，除D.W检查外各项检查都已通过。由

21、于D.W检查值很小，这阐明回归方程存在着“伪回归”现象。2、协整和格兰杰因果关系检查进一步进行协整检查和格兰杰因果关系检查，检查的成果分别如表5和表6所示: 表5 股票市值与消费的Johanson协整检查协整关系似然率5%临界值（LV,LnCONSUM）9.05610.031715.413.76表6 股票市值与消费的Granger因果检查成果零假设F记录值LVLnCONSUMLnCONSUMLV0.617290.3002协整检查和格兰杰因果关系检查成果进一步表白消费和流通市值之间不存在长期的稳定关系，也不存在格兰杰意义上的因果关系，回归方程所显示的消费和流通市值的关系不成立，资我市场的变化通过

22、财富效应影响消费支出进而对总产出或国民收入产生影响的传导机制不成立。三、结论 对国内货币政策的资我市场传导机制的实证分析表白，从中央银行的货币政策到资我市场的传导过程中，中央银行具有较强的调控能力。 从中央银行的货币政策到资我市场的传导机制是顺畅的。相对于利率而言，货币供应量对资我市场有较大的影响，M0和M1都对资我市场存在着正向的因果关系。在短期内，滞后两期的货币供应量M1的增量每增长一种百分点，流通市值的增量增长1.855974个百分点。同步，资我市场对货币需求特别是M1具有较大的影响。流通市值提高1个百分点，对M1的需求提高个0.344568个百分点。因此，在货币政策的传导机制中，央行必

23、须格外关注股票市场的短期波动对货币供应量的冲击，特别是在国内目前仍将货币供应量作为中介目的的状况下，如何辨认来自股票市场的冲击并对其做出反映，是对央行提出的新挑战。利率对资我市场的影响很小，阐明利率不是影响资我市场投资者的一种重要因素，这也从另一种方面阐明了中国资我市场的非理性限度。因此，沟通货币市场和资我市场，稳步推动利率市场化，发挥利率作为资金价格的作用，培养理性投资者成为中国资我市场进一步发展的必然规定。在从资我市场到货币政策目的的传导机制中，资我市场的变化通过财富效应和“q”效应等途径影响消费支出和投资支出，进而对总产出或国民收入产生影响的传导机制并未发挥作用。究其因素，一方面是由于国

24、内资我市场上处在发展初期，其广度和深度都还不够。对于财富效应而言，股民的实际人数占全国人口的比例还很低，虽然有财富效应，其对总消费的推动也很有限。尤为重要的是，由于国内转轨时期的特殊经济背景，居民出于对国有公司改革、医疗、住房、教育体制改革的预期，浮现较强的时间偏好，使得消费在名义财富增长的状况下仍不会增长。对于“q”效应而言，由于固定资产投资和证券投资收益的严重背离，公司浮现非一致性预期，加之对上市公司缺少有效的监管，公司在“q”值增长的状况下仍不肯进行实物投资，成果是公司通过资我市场筹集的资金有的闲置，有的被拿到证券市场上去进行炒作，有的投资项目一改再改，阻碍了资我市场对实体经济的增进作用

25、。这也意味着要想疏通货币政策的资我市场传导机制，尚有许多的问题等着我们去解决，如进一步壮大资我市场规模，实现证券市场规范发展；加强社会保障体系建设，变化居民预期；加快现代公司建设，加快证券市场监管等。这些问题的解决与否，将是影响资我市场在货币政策传导机制中所起作用的决定性因素。重要参照文献：1、郭树清（），“深化投融资体制与完善货币政策传导机制”，金融研究，第2期2、谢多，（）“公开市场业务实践与货币政策操作方式转变”，经济研究，第5期3、夏斌、廖强（），“货币供应量已不适宜作为目前国内货币政策的中介目的”，经济研究，第8期4、中国人民银行研究局课题组（），“中国股票市场发展与货币政策完善”，

26、金融研究，第4期5、陆军、舒元（），“货币政策无效性命题在中国的实证研究”，经济研究，第3期6、王宇（），“论中国货币政策控制机制的改革”，经济研究，第11期7、 国家计委宏观经济研究院课题组 （），“货币市场、利率与货币政策传导有效性”， . 金融与保险，第2期8、刘金全（），“时变参数与货币政策的时变反映分析”，中国社会科学，第4期9、赵昕东、陈飞、高铁梅（），“国内货币政策工具变量效应的实证研究”，数量经济与技术经济研究，第7期10、阎庆民 , 李木祥（），中国货币政策传导机制及其效应研究，西南财经大学出版社, 第一版11、巴暑松（），中国货币政策有效性分析，经济科学出版社12、Fred

27、eric S. Mishkin () The Economics of Money, Banking, and Financial Markets, Sixth Edition, Addison Wesley.13. Charles Bean, Jens Larsen and Kalin Nikolov, (), Financial Frictions and the Monetary Transmission Mechanism: Theory, Evidence and Policy Implications, European Central Bank Series, Working P

28、aper No. 113.14. Peter M. McAdam and Julian Morgan, ( ), the Monetary Transmission Mechanism at the Euro-Area Level: Issues and Result Using Structural Macroeconomic Models, European Central Bank Series, Working Paper No. 93. 15. Steven Kamin, Philip Turner and Jozef Van t dack, (1998), The Transmis

29、sion Mechanism of Monetary Policy in Emerging Market Economies: An Overview, BIS (the Bank of International Settlements)Paper.16. Bank of Japan, (), The Transmission Mechanism of Monetary Policy Near Zero Interest Rates: The Japanese Experience 1998-, Conference Speech, “International Research on the Japanese Economy and Economic Policy.17. Giuseppe De Arcangelis and Giorgio Di Giorgio. (1999), Monetary Policy Shocks and Transmission in Italy: A VAR Analysis. the 9th edition of the Conference “Ricerche Quantitative per la Politica Economica”.