我國貨幣政策傳導機制有效性研究

【摘要】本文立足于貨幣政策渠道中的資產價格傳導機制之一的托賓Q效應途徑，收集了2006年至2015年廣義貨幣（M2）的發行量、托賓Q比率、國內生產總值（GDP）以及全社會固定資產投資額（I）等年度時間序列數據，利用單位根檢驗、協整關系檢驗和格蘭杰因果關系檢驗等當代主流的統計研究方法，建立向量自回歸模型，并運用脈沖響應函數和方差分解對我國貨幣政策托賓Q效應傳導的路徑與效果開展長期靜態分析和短期動態分析。結果表明：我國貨幣政策傳導的托賓Q效應渠道的有效性較低，該途徑在貨幣政策傳導機制中的作用有限。

【關鍵詞】貨幣政策傳導機制 托賓Q VAR模型 脈沖響應

一、研究背景

貨幣政策是中央銀行實現其宏觀調控目標的重要手段。故作為一個國家金融體系的核心的中央銀行，就必須靈活制定貨幣政策，并堅決的貫徹執行，從而達到幣值穩定和發展經濟的雙重目的。貨幣政策工具作為一種調節的橋梁，它并不是對經濟最終變量進行簡單直接的作用，而是從實施手段轉到目標實現之間有一個中間性的傳導過程，這個過程及其內在運行機理就被稱之為貨幣政策的傳導機制。一項貨幣政策從最初制定出來到最終實現其預期效果的這段時間里，究竟是通過哪些渠道傳導的、如何傳導的、效果怎么樣，這些都是值得研究的問題。一國貨幣政策傳導機制是否真正暢通有效，直接關系到這個國家貨幣政策效應能否正常發揮。

鑒于世界各國經濟金融環境和研究側重點不同，產生了多種貨幣政策傳導機制理論。因此分析研究我國當前的貨幣政策傳導機制有效性問題就必須一方面與我國特有的宏觀金融背景環境相結合，另一方面也要與我國現行的經濟制度相聯系。進而研究找出我國貨幣政策傳導機制受到有效性約束的因素與原由，提出提高政策傳導有效性的建議，對最終建立起與貨幣政策間接調控相適應的多渠道、多層次的傳導體系，具有深刻的理論意義與現實意義。

二、文獻綜述

近年來，伴隨著針對金融市場進行深度和廣度的擴展以及金融改革的不斷深人，我國的貨幣政策傳導機制逐漸由單一的信貸渠道擴展到利率渠道、資本市場渠道和匯率渠道等多種不同渠道，國內不少研究人員及學者均對此進行了研究。但是對托賓Q效應的貨幣政策傳導機制，可以發現，針對此類型的相關研討并不多，大部分都只是在進行此類問題研究中會簡單略微地提到托賓Q效應這一種傳導路徑的存在，并且均基本停留在運用數據進行較為簡單的統計階段。也同樣缺少運用系統理論及推斷計量方法對Q值與投資、Q值與總產出是否存在相關或者內生影響關系進行分析的文獻。胡冬梅（2008）運用了約翰遜協整關系以及格蘭杰因果檢驗對我國1994～2007年第二季度的貨幣政策傳導機制進行了實證分析，分別檢驗了我國貨幣政策在利率傳導途徑、匯率傳導途徑、托賓的Q效應和居民的財富效應傳導途徑以及銀行信貸渠道中的有效性。實證分析得出的基本結論是：我國貨幣政策傳導機制的有效性較弱，以上四種傳導途徑在我國都不暢通。程璐璐（2013）采用相關系數、單位根檢驗、協整理論和格蘭杰因果檢驗對我國轉軌經濟下2000～2007年季度數據進行實證分析，結果表明貨幣渠道或信貸渠道它們二者均不能獨立地對貨幣政策的傳導發揮作用，應是需要共同作用影響經濟總產出，且相比而言貨幣渠道更為重要。但二者在研究托賓的Q效應時都是采用上證指數來取代Q值的方法，這樣一來難免就會出現一定的誤差。值得一提的是郭麗君（2015）對托賓Q效應實證檢驗過程中的方法，托賓Q效應里的“Q”指企業的市場價值除以資本重置的成本，假設，Q=（p1*k/p2*k），其中k為已發售資本的單位，p1表示每一單位現存資本的市場價格，p2表示每一單位資本的替代成本，由此Q=p1/p2即普通股的價格除以新的資本品的價格，選取A股上證綜合收盤指數（SZZS）作為普通股價格的代表變量，選取固定資產投資的價格指數（GT）作為新的資本品價格的代表變量。

三、指標變量與統計檢驗

（一）變量的選取

綜合以往的有關貨幣政策傳導機制理論分析，其主要思路可以概括為：貨幣供應量→利率→股價→Q值→投資→總產出。而本文主要集中立足于研究貨幣政策傳導機制的托賓Q渠道是否流暢有效，在托賓的相關理論當中貨幣政策通過對普通股價格的影響進而影響投資支出，再進而影響總產出的變化。也就是說從資產的價值與結構的變動角度來分析貨幣政策的傳導機制。鑒于此，本文在變量的選取過程中，并未選擇利率指標的數據參與到統計計量的分析當中。于是，本文在分析托賓Q傳導機制時可以簡化為直接的貨幣供應量的變化直接作用影響到資本市場的變化，也就是：貨幣供應量→（股價）→Q值→投資→總產出。所以我們需要研究的變量就應該包括貨幣供應量、托賓Q、投資和總產出。于是我們便需要選擇相對較近的跨越了經濟危機前后的2006年至2015年的經濟金融相關數據，包括了廣義貨幣發行量（M2）、托賓Q比率、國內生產總值GDP以及全社會固定資產投資額I等年度時間序列數據。其中，放棄了前文中所述的以上證指數來替代Q值的方法。

由于本文研究貨幣供應量與Q值和投資以及總產出的關系，故選擇了中央銀行貨幣政策的主要目標和數量在金融中介機構的資產中占絕大部分的廣義貨幣M2更為合適。另外，本文以全社會固定資產投資額作為度量投資I的指標，國內生產總值GDP作為衡量產出的指標。至于托賓Q的測算，選取A股上證綜合收盤指數（SZZS）作為普通股價格的代表變量，選取固定資產投資的價格指數（GT）作為新的資本品價格的代表變量。因此本文的處理是：Q=SZZS/GT。整理來看，最終選取了2006年至2015年這10年間的廣義貨幣發行量（M2）的年度數據、國內生產總值（GDP）的年度數據、全社會固定在資產投資額（I）的年度數據、上證綜合收盤指數（SZZS）的年度數據以及固定資產投資價格指數（GT）的年度數據。然后使用上證綜合收盤指數（SZZS）在期間每一年的數據除以固定資產投資價格指數（GT）在期間每一年的數據最后得到了處理后的Q值年度時間序列數據。以上所有的原始數據都可以從國家統計局相關網頁中獲取。

（二）數據檢驗分析

貨幣供應量、國內生產總值、固定資產投資額（分別用M2、GDP、I表示）的數據分別繪制出各自的趨勢在統計圖上（如圖1、圖2和圖3所示），可以看出，貨幣供應量M2、國內生產總值GDP和固定資產投資額I具有非零均值和上升趨勢的特征。同時我們知道，以上數據并不是完全線性變化，那么，異方差必須在序列中得到消除，方法是對M2、Q、I和GDP分別取對數，再把他們分別記為LM2、LQ、LI和LGDP。

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圖1 2006～2015年貨幣供應量（M2）變化趨勢

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圖2 2006～2015年我國國內生產總值（GDP）趨勢

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圖3 固定資產投資額趨勢

1.ADF單位根檢驗。檢驗結果表明，變量LM2、LQ、LI和LGDP所計算出來的τ值在絕對值上甚至明顯的小于顯著性水平為10%條件下的臨界值的絕對值，因此這4個變量的時間序列應是非平穩的。但進一步可以發現，把這幾個變量一階差分之后，4個變量的τ檢驗值在絕對值上均至少高于任何一個顯著性水平標準下的臨界值的絕對值，所以它們的一階差分都是平穩的。由此可知LM2、LQ、LI和LGDP這四個變量都是一階單整序列，這樣也就符合了大部分經濟時間序列通常都是一階單整序列這一常識。

表1 ADF單位根檢驗結果（托賓Q渠道）

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2.約翰遜協整檢驗。由表2可知，倘若原假設不存在協整關系，則檢驗結果當中的跡統計量和最大特征值統計量都會大于各自的臨界值，即拒絕原假設，即說明變量之間存在著協整關系；倘若原假設至多存在1個協整關系，則檢驗結果當中的跡統計量和最大特征值統計量都會小于各自的臨界值，即接受原假設，即說明變量之間存在1個唯一的協整關系。故LM2、LQ、LI、和LGDP這四個變量之間滿足建立VAR模型的條件。

表2 約翰遜協整檢驗結果（托賓Q渠道）

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3.格蘭杰因果關系檢驗。由表3可知，顯著性P值均大于0.1，因此接受原假設，即LQ與LM2、LQ與LI等變量之間均不存在因果關系，這也就是說，一方面無法看出貨幣供應量的變動是托賓Q變動的格蘭杰原因，另一方面也無法看出托賓Q的變動是固定資產投資額變動的格蘭杰原因。由此可知，通過貨幣供應量的變化來控制托賓Q變化，將不太會取得較好的效果，以此類推，通過影響托賓Q變動來影響投資I和總產出GDP的變動的目標效率也不會高。

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果（托賓Q渠道）

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四、計量模型與關聯分析

（一）向量自回歸（VAR）模型

經過計算，滯后1期的AIC值和SC值最小，所以本文模型選擇滯后1期是合理的。利用Eviews6.0軟件建立托賓Q效應傳導渠道的VAR模型，其向量表示形式為：

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其中，■

（二）脈沖響應函數

詳細脈沖響應過程和數據值如系列圖4所示。

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圖4 脈沖響應過程數值與圖像

從脈沖響應函數圖來看，托賓Q對于貨幣供應量的1個標準差沖擊的脈沖響應值在第1期達到-0.1018，在第2期變為0.0187，而在第3期又恢復到-0.1627，第4期至第6期才有明顯變動，此后出現和前三期脈沖反應類似的震蕩。這表明我國貨幣供應量的變化短期內對托賓Q的影響效果比較微弱。在貨幣供應量的沖擊下，托賓Q在前3期基本沒有受到任何影響，從第4期開始才逐漸產生影響，短時間內的確可以看到當貨幣供應量增加，托賓Q值也呈增加狀態，但這種同方向變動的影響持續期數并不長，所以整個過程中的影響都非常有限。接著再看投資在托賓Q的沖擊下的情況，投資的脈沖響應值在第1期為0.0027，第2期為-0.0147，第3期變為0.0036，直至第7期才最接近0值，之后基本上托賓Q值變動對投資變動沒有明顯的影響，始終趨于0值，說明托賓Q傳導至投資增加這一渠道十分不暢通。最后對于托賓Q的1個標準差沖擊，國內生產總值（GDP）的脈沖響應值在第1期為-0，0070，除去第2期之外，每一期始終為負值。這說明隨著托賓Q的降低從長遠來看仍是會導致產出水平的一定降低，但影響產出水平的幅度其實也并不大，同樣在后期會靠近0值。

（三）方差分解

基于托賓Q傳導渠道VAR模型的方差分解結果如系列圖5所示。

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圖5 方差分解系列結果

從方差分解結果圖來看，托賓Q的預測誤差波動基本上70%左右來自于自身的影響，在第3期以后時高達一直保持穩定態勢，而來自貨幣供應量的信息對預測誤差的貢獻度一直較低，第10期時也沒能突破0.4，這說明我國貨幣政策操作短期內對托賓Q的傳導有效性很低。自身的影響導致固定資產投資額的預測誤差波動在第10期穩定在0.8以上，托賓Q對預測誤差的影響度僅在前2期呈快速上升狀態，此后一直影響微弱，從傳導性來看，我國托賓Q的變化對固定資產投資額變化影響很低。與固定資產投資一樣，國內生產總值（GDP）的預測誤差亦主要受自身信息因素影響，它在第10期時同樣始終在0.2以下，僅同貨幣供應量保持高度密切聯系，看出來M2的增長極大影響到了GDP產出的增長。因此，我國貨幣政策的調節中間目標來進行政策效果傳導的這個托賓Q機制作用受限，整體上處于不暢通的狀態。

五、小結

從上述統計數據分析的結果來看，基于托賓Q效應的貨幣政策傳導渠道并不暢通，主要體現在中間環節“Q↑→投資I支出↑”的中斷。格蘭杰因果檢驗結果表明：Q值不是投資I變動的格蘭杰原因，即Q值的上升并不會顯著地促進投資I的增加。而從方差分解結果來看，廣義貨幣M2卻的確是國內生產總值GDP變動的重要原因，這說明貨幣供應量能顯著地影響產出，貨幣政策主要可能是是通過其他的傳導渠道進而發揮作用。

通過本文的分析，我們可以得出以下主要結論：央行通過調整貨幣政策操作從而引起貨幣供應量的變動，但是這一變動很難迅速持久的促成托賓Q的有效變動，這無疑降低了貨幣政策對托賓Q渠道途徑的傳導效應。長期來看，固定資產投資額的變動受托賓Q變動的影響較小，這使得中央銀行無法通過宏觀調節有效控制投資規模。這足以說明我國貨幣政策的托賓Q效應傳導渠道的有效性較低。

至于影響托賓Q效應傳導機制的原因，貨幣政策的托賓Q效應傳導渠道之所以不暢通，根本原因在于我國金融市場環境還未達到上佳的市場化程度與狀態，同時也必須要看到我國金融市場發展程度還不發達這一事實。

托賓的Q效應傳導機制理論的重心就是企業可以在其市場價值適逢上升趨勢時選擇增加投資、增發股票等手段進行擴張。但是這種戰略決策所需要的是一個信息透明、信息盡可能對稱、有序發達的資本市場，在這樣的市場當中所有的生產要素可以自由的進行流動?；谀壳拔覈默F實情況來看，股票市場發展程度并不高，加之眾多不同種類的股票分割，如：法人股、國有股、社會公眾股等等。金融理論當中的資本效益規律就無法在這樣的市場環境中發揮其應有的有效作用。所以以上證指數為代表的股票價格的變化進而影響托賓Q值的效果就顯得十分有限了。因此，在我國，貨幣政策傳導機制托賓Q效應渠道在短期內來看還是很難發揮作用、有所作為的。

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作者簡介：施祥（1996-），男，漢族，安徽銅陵人，就讀于華東理工大學社會與公共管理學院，研究方向：公共管理，金融學。