中国资本市场货币政策传导机制的实证研究.docx
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中国资本市场货币政策传导机制的实证研究
中国资本市场货币政策传导机制的实证研究
中国资本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：
本文运用单位根检验、格兰杰因果检验和协整检验方法，对中国货币政策实施与资本市场传导的相互作用和影响进行了实证分析，研究表明，从中央银行的货币政策到资本市场的传导机制是顺畅的。
相对于利率而言，货币供应量对资本市场有较大的影响，M0和M1都对资本市场存在着正向的因果关系。
在从资本市场到货币政策目标的传导机制中，资本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。
关键词：
资本市场、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，围绕货币政策传导机制所进行的研究日益增多。
郭树清（2002）认为完善货币政策传导机制是当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关键。
谢多（2000）深入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今后改革的设想。
夏斌、廖强（2001）对中国货币政策的中介目标进行了研究，得出货币供应量已经不适合作为中国货币政策中介目标的结论。
中国人民银行研究局课题组（2002）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（2002）提出了货币政策无效性命题；王宇（2001）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（2002）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题；刘金全（2002）首次对中国货币传导的时变参数与时变反应进行了研究；赵昕东、陈飞、高铁梅（2002）对中国货币政策工具变量效应作了基础性的实证研究。
这一时期，阎庆民、李木祥（2002）和巴属松（2000）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,2001）等对货币流通速度、货币政策工具、货币乘数、短期操作目标、中间目标和最终目标等均作了相关研究。
CharlesBean、JensLarsen和KalinNikolov,（2002）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。
PeterM.McAdam和JulianMorgan（2001）、GiuseppeDeArcangelis和GiorgioDiGiorgio.（1999）使用VAR技术对货币政策传导和冲击效应进行了深入分析；StevenKamin、PhilipTurner和JozefVan’tdack,（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（2000）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主要包括四种渠道：
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整，要研究解决开放经济条件下汇率、利率、物价相互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结构性变化，货币政策中介目标的有效性将下降，部分货币政策工具的效率将递减，货币政策的对外依赖程度则日益增强。
因此，深入研究入世后中国货币政策的传导机制尤其是金融市场传导渠道的变化，对指导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、单位根检验、格兰杰因果检验和协整检验等方法着重研究货币政策实施与资本市场传导的相互影响和作用情况。
二、资本市场传导渠道的实证分析
（一）资本市场与货币政策传导机制的理论分析
资本市场是包括股票市场、债券市场等市场在内的一个有机整体。
由于股票市场在中国资本市场中的绝对主体地位，本文以股票市场为代表，分析资本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，货币政策的资本市场传导机制的分析包括两个方面：
从中央银行的货币政策到资本市场的传导机制和从资本市场到货币政策目标的传导机制。
在市场经济条件下，当中央银行实行扩张性货币政策，货币供应量增加时，个人与企业持有的货币数量超过他们愿意持有的水平，他们会通过购买非货币资产来减少手头过多的货币。
当他们购买股票时，股票市场供小于求，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，企业的盈利水平将会提高，一方面将促使企业和个人购买非货币资产增加，另一方面，企业盈利增加将增加通过改变人们对股票市场的预期收益促使人们增加股票投资，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（现金、银行存款）和风险资产（股票、债券）之间重新进行资产分配。
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加，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
货币供应量与利率发生变化后，股市传导机制主要借助于以下四条渠道实现：
（1）投资渠道。
托宾的“q”理论认为，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（大于1）时，股票市值大于重置成本，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，由此促进了公司投资支出的增加，进而拉动了总需求与产出的扩大。
（2）财富效应渠道。
当中央银行降低利率时，股价上升使得居民部门的财富增加，进而促使居民当期和未来消费的增加，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，企业的财富升值，即公司净值（Net Wealth）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，银行对这些企业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，进而带动了企业投资、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，企业净值越低，银行对这些企业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，并由此影响到企业投资与总需求的变化。
（4）流动性渠道。
该理论认为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，他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加时，消费者将感到其出现财务收支困难的概率大大减小，于是消费者将同时增加耐用品和住房支出，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加了对货币供应量的需求。
图2股票市场对货币政策目标作用的传导机制
（二）从货币政策到资本市场的传导机制的实证分析
1、经济变量的平稳性检验
为了对从中央银行的货币政策到资本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2001年的季度数据，数据来源为中国人民银行统计季报各期。
为了消除数据中存在的异方差，先对这五个变量取对数，分别计为LM0、LM1、LR、LNR、LV。
由于用非平稳经济变量建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验应予以足够的重视。
在建立回归模型前首先对经济变量作平稳性检验。
平稳性检验结果如表1所示。
表1经济变量的单位根检验
变量
检验形式
ADF统计量
5%
LV
I（0）
I
（1）
（c,0,1）
（c,0,1）
-2.1869
-3.3157
-3.0038
-3.0114
LM0
I（0）
I
（1）
（c,0,2）
（c,0,2）
-0.7196
-3.7856
-3.0038
-3.0114
LM1
I（0）
I
（1）
（c,0,2）
（c,0,2）
-0.9255
-4.6869
-3.0038
-3.0114
LR
I（0）
I
（1）
（c,0,1）
（c,0,1）
-1.4437
-3.0044
-3.0038
-3.0114
LNR
I（0）
I
（1）
（c,0,1）
（c,0,1）
-1.6461
-3.2650
-3.0038
-3.0114
由表1看出，相关经济变量的水平形式均未通过平稳性检验，并且都经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、协整和因果关系检验
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验对变量之间的因果关系进行检验，协整检验和格兰杰因果关系检验的结果分别如表2与表3所示。
表2经济变量的Johanson协整检验
协整关系
似然率
5%临界值
协整关系
似然率
5%临界值
（LV,LM0）
21.9815
2.7482
15.41
3.76
（LV,LR）
15.2670
2.1858
15.41
3.76
（LV,LM1）
16.2074
1.5006
15.41
3.76
（LV,LNR）
12.8628
1.2340
15.41
3.76
表3经济变量的Granger因果检验
零假设
F统计值
零假设
F统计值
△LV⇒△LM0
△LM0⇒△LV
0.8549
4.4202**
△LV⇒△LR
△LR⇒△LV
0.2064
0.7170
△LV⇒△LM1
△LM1⇒△LV
4.8513**
4.0546**
△LV⇒△LNR
△LNR⇒△LV
0.7126
0.8486
注：
**表示在5%的显著性水平下拒绝原假设，也即存在因果关系。
从协整检验和格兰杰因果关系检验的结果可以看出，LM0、LM1与LV之间存在着长期关系。
LR、LNR与LV之间不存在长期关系。
格兰杰因果关系检验的结果进一步表明存在着从货币供应量到流通市值的因果关系，而且货币供应量M1和流通市值之间存在双向的因果关系，这一方面表现了货币政策对资本市场的影响，另一方面也表现了资本市场对货币政策的影响。
无论是名义利率还是真实利率，协整检验和格兰杰因果关系检验都未通过，这表明在从中央银行的货币政策到资本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+3.3136LnM0R2=0.8673AdjR2=0.8613
（-8.5687）（11.9911）D.W=1.2122F=143.7880
LnV=-19.3054+2.6623LnM1R2=0.9174AdjR2=0.9136
（-8.5687）（11.9912）D.W=0.9950F=244.1885
LnM1=7.5249+0.3446LnVR2=0.9174AdjR2=0.9136
（38.5907）（15.6265）D.W=0.9534F=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，表明在从中央银行的货币政策到资本市场的传导过程中，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本市场的传导机制是顺畅的。
同时，从协整方程还可以看出，资本市场对货币需求尤其是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0.3446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，根据从一般到简单的模型确定方法，对每个变量选择滞后2期进行回归，然后去掉统计检验不显著的变量，得到误差修正模型：
△LnVt=0.0704+0.2919△LnVt－1＋0.7122△LnM0t－2-0.5328ECMt-1
（2.2211）（1.9673）（1.3544）（-3.9268）
R2=0.5845AdjR2=0.5152D.W=2.2969F=8.4389
△LnVt=0.3934△LnVt－1＋1.8559△LnM1t－2-0.4987ECMt-1
（2.7528）（3.5159）（-2.7335）
R2=0.5037AdjR2=0.4515D.W=2.3593F=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的增量每增加一个百分点，流通市值的增量增加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）从资本市场到货币政策目标的传导机制的实证分析
资本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，进行季节调整后对其分别取对数后计为LnCONSUM和LnINVEST，数据来源为中国人民银行统计季刊各期。
1、平稳性检验
平稳性检验结果如表4所示。
表4消费和投资的单位根检验
变量
检验形式
ADF
5%
LnCONSUM
I（0）
I
（1）
（c,0,2）
（c,0,2）
0.2996
-4.1943
-3.0114
-3.0199
LnINVEST
I（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验反映出二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+0.1943LnVR2=0.3491AdjR2=0.3195
（14.3083）（3.4348）D.W=2.6063F=11.7979
LnCONSUM=7.3119+0.1839LnVR2=0.9138AdjR2=0.9099
（68.6787）（15.2725）D.W=0.7347F=233.2484
从回归方程可以看出，投资与流通市值成正相关，但其弹性较小，仅为0.1943，各项检验虽已通过，但回归方程的拟合系数偏低，这说明流通市值只是影响投资的众多因素中得较小一部分，资本市场中资产价格的上涨对投资的“q”效应相当有限。
消费与流通市值的回归方程的拟合系数很高，除D.W检验外各项检验都已通过。
由于D.W检验值很小，这说明回归方程存在着“伪回归”现象。
2、协整和格兰杰因果关系检验
进一步进行协整检验和格兰杰因果关系检验，检验的结果分别如表5和表6所示:
表5股票市值与消费的Johanson协整检验
协整关系
似然率
5%临界值
（LV,LnCONSUM）
9.0561
0.0317
15.41
3.76
表6股票市值与消费的Granger因果检验结果
零假设
F统计值
△LV⇒△LnCONSUM
△LnCONSUM⇒△LV
0.61729
0.3002
协整检验和格兰杰因果关系检验结果进一步表明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，资本市场的变化通过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
对我国货币政策的资本市场传导机制的实证分析表明，从中央银行的货币政策到资本市场的传导过程中，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本市场的传导机制是顺畅的。
相对于利率而言，货币供应量对资本市场有较大的影响，M0和M1都对资本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的增量每增加一个百分点，流通市值的增量增加1.855974个百分点。
同时，资本市场对货币需求尤其是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，特别是在我国目前仍将货币供应量作为中介目标的情况下，如何识别来自股票市场的冲击并对其做出反应，是对央行提出的新挑战。
利率对资本市场的影响很小，说明利率不是影响资本市场投资者的一个重要因素，这也从另一个方面说明了中国资本市场的非理性程度。
因此，沟通货币市场和资本市场，稳步推进利率市场化，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本市场进一步发展的必然要求。
在从资本市场到货币政策目标的传导机制中，资本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。
究其原因，一方面是由于我国资本市场上处于发展初期，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，即使有财富效应，其对总消费的推动也很有限。
尤为重要的是，由于我国转轨时期的特殊经济背景，居民出于对国有企业改革、医疗、住房、教育体制改革的预期，出现较强的时间偏好，使得消费在名义财富增加的情况下仍不会增加。
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，企业出现非一致性预期，加之对上市企业缺乏有效的监管，企业在“q”值增长的情况下仍不愿进行实物投资，结果是企业通过资本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，阻碍了资本市场对实体经济的促进作用。
这也意味着要想疏通货币政策的资本市场传导机制，还有许多的问题等着我们去解决，如进一步壮大资本市场规模，实现证券市场规范发展；加强社会保障体系建设，改变居民预期；加快现代企业建设，加快证券市场监管等。
这些问题的解决与否，将是影响资本市场在货币政策传导机制中所起作用的决定性因素。
主要参考文献：
1、郭树清（2002），“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，（2000）“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（2001），“货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标”，经济研究，第8期
4、中国人民银行研究局课题组（2002），“中国股票市场发展与货币政策完善”，金融研究，第4期
5、陆军、舒元（2002），“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（2001），“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（2002），“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（2002），“时变参数与货币政策的时变反应分析”，中国社会科学，第4期
9、赵昕东、陈飞、高铁梅（2002），“我国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（2002），《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（2000），《中国货币政策有效性分析》，经济科学出版社
12、FredericS.Mishkin（2001）TheEconomicsofMoney,Banking,andFinancialMarkets,SixthEdition,AddisonWesley.
13.CharlesBean,JensLarsenandKalinNikolov,（2002）,FinancialFrictionsandtheMonetaryTransmissionMechanism:
Theory,EvidenceandPolicyImplications,EuropeanCentralBankSeries,WorkingPaperNo.113.
14.PeterM.McAdamandJulianMorgan,（2001）,theMonetaryTransmissionMechanismattheEuro-AreaLevel:
IssuesandResultUsingStructuralMacroeconomicModels,EuropeanCentralBankSeries,WorkingPaperNo.93.
15.StevenKamin,PhilipTurnerandJozefVan’tdack,（1998）,TheTransmissionMechanismofMonetaryPolicyinEmergingMarketEconomies:
AnOverview,BIS（theBankofInternationalSettlements）Paper.
16.BankofJapan,（2000）,TheTransmissionMechanismofMonetaryPolicyNearZeroInterestRates:
TheJapaneseExperience1998-2000,ConferenceSpeech,“InternationalResearchontheJapaneseEconomyandEconomicPolicy.
17.GiuseppeDeArcangelisandGiorgioDiGiorgio.（1999）,MonetaryPolicyShocksandTransmissioninItaly:
AVARAnalysis.the9theditionoftheConference“RicercheQuantitativeperlaPoliticaEconomica”.
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