对中国货币政策的影响
———基于1994—2006年季度数据的实证分析
Ξ
赵进文 高 辉
摘 要:近年来,全球资产价格波动剧烈,给各国经济和社会发展带来了深刻影响。实证分析表明,资产价格(股指与房价)是央行货币政策利率反应函数的重要内生影响变量。在保持预期通胀不变的情况下,产出缺口每上升1个百分点,央行降低利率01785个百分点;房地产价格每上涨1个百分点,相应的货币政策提升利率212个百分点;股指对货币政策取向也有影响,但较房价的影响要小。我们还证明,将资产价格作为内生变量的货币政策会使央行在实现其目标时更具可控性,因此建议央行将资产价格波动作为内生性影响因素,纳入前瞻性利率规则中,以此促进我国房地产市场、股票市场与衍生品市场、能源与大宗商品市场的健康发展,保持经济快速、平稳、持续、协调发展。
关键词:资产价格波动 货币政策 利率规则 扩展IS曲线 协整检验
作者赵进文,经济学博士,东北财经大学金融学院教授(大连 116025);高辉,东北财经大学统计学院博士研究生(大连 116025)。
一、引言与文献综述
20世纪70年代以来,全球资本市场危局丛生,资产价格波动剧烈,给各国经济和社会发展
带来了深刻影响。尤其是2007年爆发于美国华尔街的次贷危机,最终演化为蔓延全球的金融危机,其直接和潜在危害性甚至可与20世纪30年代初的经济危机相提并论。美国华尔街次贷危机只是众多国家和地区房地产价格泡沫破灭的典型代表,与之相伴的还有全球股市价格的深度调整,以及国际原油、重要原材料价格的巨幅震荡。从中国来看,自股市诞生之日起,股票价格暴涨暴跌虽已屡见不鲜,但近两年来的波动程度实为罕见;与之相伴,房地产价格也呈现出急剧震荡格局,直接危及金融安全与经济发展。可以肯定的是,资产价格大幅波动在金融危机的形成与发展过程中,扮演了极为重要的角色。
资产价格波动会对货币供应产生结构性影响,改变货币政策的传导机制。传统货币政策的传导机制是基于商业银行主导的金融体系,银行信贷成本和资金供求是货币政策传导的主要机
Ξ 本研究得到国家自然科学基金项目(项目批准号:70873015,70473012)、教育部人文社会科学重点研
究基地———中国人民大学应用统计科学研究中心重大项目(项目批准号:05jjd910153)、“辽宁省高等学校优秀人才支持计划”(项目批准号:2006R18,2008RC18),以及2008年度教育部回国人员科研启动金项目的联合资助。作者特别感谢匿名审稿专家的意见和建议。当然,文责自负。
・98・
资产价格波动对中国货币政策的影响
制。由于股票市场与房地产市场的快速发展,它们已成为影响货币政策执行效果的重要变量。资产价格波动,尤其是金融资产价格泡沫破裂,对实体经济会产生严重冲击,从而影响货币政策最终目标的实现。由此可见,调控资产价格是央行实现货币政策目标的内在需要。
从货币政策操作的具体实践看,我国现行的货币政策仍然以货币供应量作为其中介目标。然而,资本市场发展带来的资金结构变化和流动速度的不稳定已经影响到央行货币供应量的可控性和可测性,影响到我国货币政策的执行效果。货币市场与资本市场一体化程度的加深,为利率政策进一步发挥作用创造了有利条件。中央银行可以通过调控货币市场利率,影响资产价格水平,从而实现对宏观经济的全面调控。在具体调控过程中,发达国家有意无意地把泰勒规则(TaylorRule)或其变种作为操作的基准规则。目前,我国央行虽然还没有按照规则来调控,但未来货币政策操作将会逐渐过渡到基于规则的调控方式。因此,检验西方成熟的货币政策规则对中国的适用性,并在此基础上结合中国国情进行合理扩展,最终构建把资产价格作为内生因素的货币政策利率反应模型,探讨资产价格波动对货币政策的影响,对央行有效调控资产价格波动,保持经济与社会平稳发展,具有重要的理论与现实意义。①Thomton强调了间接国外对货币政策规则的研究最早可以追溯至Thomton和Fisher等。
货币传导机制:货币供给的变化影响借贷利率,进而影响支出和通货膨胀。Fisher则提出了著名的补偿美元计划,并于1945年又提出了人均货币存量保持不变和价格稳定规则,即在价格水平低于目标水平时,中央银行应扩张货币存量,而在价格高于目标水平时就应紧缩货币存量。
②基于这种原因,在研究文献中称这种价格水平目标为费雪—Simons也提出了相似的规则。西
蒙斯价格水平规则(Fisher2SimonsPriceLevelRule)。Friedman于1960年提出了固定货币增长
③此后,Taylor又提出了名义GNP目标规则,④而McCallum则提出了麦克勒姆—率规则。梅⑤目前,得到学术界及行政部门普遍关注、反响极大的是Taylor提出的泰茨勒基础货币规则。
⑦勒规则,⑥以及Svensson提出的通胀目标制规则。
泰勒规则提出后,引起了学术界的广泛关注。学者们建立了泰勒规则的动态模型,即滞后性的利率反应函数和前瞻性的利率反应函数。前者认为,货币当局根据上一期通胀和产出缺口来决定当期的利率水平;后者认为,货币当局主要是根据对未来通胀和产出的预期调整利率,利率水平是通胀预期和产出预期的函数。为测量利率反应函数的效能,经济学家对利率反应函数作了实证研究。例如,Taylor使用美国1879—1914年和1955—1997年的历史数据,对泰勒
①H.Thomton,AnEnquiryintotheNatureandEffectsofthePaperCreditofGreatBritain,editedby
F.A.Hayek,Fairfield:AugustusM.KelleyPublishers,1978.I.Fisher,StabilizingtheDollar,NewYork:MacmillanPublishingCompany,1920.
②H.C.Simons,EconomicPolicyforaFreeSociety,Chicago:UniversityofChicagoPress,1948.③M.Friedman,AProgramforMonetaryStability,NewYork:FordhamUniversityPress,1960.④J.B.Taylor,“WhatWouldNominalGNPTargetingDototheBusinessCycle?\"Camegie2Rochester
ConferenceSeriesonPublicPolicy,vol.22,1985,pp.61284.⑤B.T.McCallum,“RobustnessPropertiesofaRuleforMonetary,\"Camegie2RochesterConferenceSeries
onPublicPolicy,vol.29,1988,pp.1732204.⑥J.B.Taylor,“DiscretionversusPolicyRulesinPractice,\"Camegie2RochesterConferenceSerieson
PublicPolicy,vol.39,1993,pp.1952214.⑦LarsSvensson,“InflationForecastTargeting:ImplementingandMonitoringInflationTargets,\"
EuropeanEconomicReview,vol.41,1997,pp.111121146.
・99・
中国社会科学 2009年第2期
规则进行了检验,认为基于利率的反应函数是分析货币政策效应的有效框架,反应敏感的利率
①政策有助于经济稳定;并且,通过分析利率偏离目标利率的程度,可以发现货币政策的失误。
Mehra将长期债券利率所反应的通货膨胀预期引入前瞻性模型,对美国1979—1997年间的货币
②另外,有大量的文献对泰勒规则的扩展形式进行了研究。③政策反应函数进行了估计。
尽管泰勒规则的应用非常广泛,但在不同的经济体中应用泰勒规则需要重新进行修正,以反映该经济体的运行特征。1997年,Ball对如何修正泰勒规则进行了研究,认为汇率变动会对
④Borio和Lowe认为,中通货膨胀形成暂时的影响,建议用利率和汇率的加权代替利率指标。
⑤Bullard和Schaling则建央银行不应该仅仅控制消费价格的变动,也应监控资产价格的膨胀。⑥议将资产价格膨胀因素直接纳入泰勒规则。
近几年,国内学者对货币政策操作规则进行了有益的探讨。谢平、罗雄首次检验了泰勒规则在中国的适用性,得到泰勒规则可以很好地衡量中国货币政策运用水平的结论,建议泰勒规
⑦赵进文、高辉基于则可以作为未来中国货币政策的参照尺度,用以衡量货币政策的松紧。
⑧王胜、LWW规则,构建了更符合中国国情的、利率市场化主导下的稳健货币政策利率规则。
邹恒甫在综合考虑标准泰勒规则和Clarida等最优货币政策的情况下,提出了开放经济环境下的
⑨杨继红、王涣尘针对中国的实际情况,扩展型泰勒规则,并对中国货币政策进行了实证检验。
υλ也对泰勒规则进行了扩展,他们用货币供应量替代利率,探讨了货币政策对股市泡沫的响应。
赵进文、黄彦通过最优化目标函数得到的非线性反应函数,对我国货币政策操作对产出缺口和通货膨胀的非线性特征进行了实证检验,并在此基础上考察了这种非对称性偏好引起的非对称
ϖλ性反馈规则对通货膨胀产生的影响。
本文的主要目的在于考察把资产价格作为内生影响因素的货币政策反应机制,试图建立基于资产价格的货币政策利率反应模型,为央行有效调控资产价格,熨平资产价格巨幅波动对经济、社会的突发性和结构性影响,提供理论支撑与分析框架。为便于更清晰地说明问题,我们将重点放在股价和房地产价格这两个重要资产价格因素上,而将其他资产价格因素暂时忽略。
本文余下部分的结构安排如下:第二部分,泰勒规则及其扩展在中国的适用性评析;第三
①J.B.Taylor,“AnHistoricalAnalysisofMonetaryPolicyRules,\"NBERWorkingPaper,no.6768,
1998.
②Y.P.Mehra,“AForward2lookingMonetaryPolicyReactionFunction,\"EconomicQuarterly(Federal
ReserveBankofRichmond),April1,1999.③BenS.BernankeandMichaelWoodford,“InflationForecastsandMonetaryPolicy,\"JournalofMoney,
CreditandBanking,vol.29,no.4,1997,pp.6532684.A.Levin,V.Wieland,andJ.C.Williams,“RobustnessofSimpleMonetaryPolicyRulesunderModelUncertainty,\"NBERWorkingPaper,no.6570,1998.④L.Ball,“EfficientRulesforMonetaryPolicy,\"NBERWorkingPaper,no.5952,1997.⑤C.BorioandP.Lowe,“AssetPrices,FinancialandMonetaryStability:ExploringtheNexus,\"BIS
WorkingPaper,no.114,2002.⑥J.BullardandE.Schaling,“WhytheFedShouldIgnoretheStockMarket,\"FederalReserveBankofSt.
LouisReview,vol.84,2002,pp.35241.
⑦谢平、罗雄:《泰勒规则及其在中国货币政策中的检验》,《经济研究》2002年第3期。⑧赵进文、高辉:《中国利率市场化条件下货币政策规则的构建》,《经济学季刊》2004年特刊。⑨王胜、邹恒甫:《开放经济中的泰勒规则———对中国货币政策的检验》,《统计研究》2006年第3期。υλ杨继红、王涣尘:《我国货币政策是否响应股市泡沫的实证分析》,《财贸经济》2006年第3期。ϖλ赵进文、黄彦:《中国货币政策与通货膨胀关系的模型实证研究》,《中国社会科学》2006年第2期。
・100・
资产价格波动对中国货币政策的影响
部分,变量选取与数据处理;第四部分,变量间的Granger因果关系检验及协整检验;第五部分,对扩展的Phillips曲线及加入资产价格的IS曲线进行实证估计;第六部分,建立加入资产价格后的货币政策利率反应模型,并对中国的情况作实证估计;最后是结论与建议。
二、泰勒规则及其扩展在中国的适用性评析
20世纪80年代,美联储基本上接受了货币主义的“单一规则”,把确定货币供应量作为对
经济进行宏观调控的主要手段。进入90年代后,美国通过了“预算平衡案”,在相当程度上削弱了财政政策对经济实施宏观调控的作用,联邦政府从此不再可能仅通过扩大开支、减少税收等传统财政政策来刺激经济,货币政策成为政府对经济进行调控的主要工具。面对新的局面,美联储决定放弃实行了十余年的以调控货币供应量来调节经济运行的货币政策规则,而以调整实际利率作为对经济实施宏观调控的主要手段。泰勒规则从此步入货币政策研究的殿堂。
Taylor认为,政策规则不一定是政策工具的固定设定或一个机械的公式,规则型行为是系
统地(而不是随机地)按照某一计划实施货币政策。初始的泰勒规则可以表述为:
Rt=r+Δpat+
1Δaπ3
pt-2
+1～
yt2
～
(1)
其中,Rt是中央银行用作工具或政策目标的短期名义利率;r是长期均衡的实际利率;Δpat
是最近期通货膨胀率的均值(预期通货膨胀率);π3是央行目标通货膨胀率;yt是产出缺口。
Taylor于1993年对美国1985—1992年的数据进行了检验,指定r=2%,π3=2%,而Δpat是前四季
度的平均通货膨胀率,潜在产出由实际GDP的对数进行线性趋势拟合得到,于是模型变为:①
Rt=2+Δpat+
1Δa
pt-22
+1～
yt2
～
(2)
Taylor的研究发现,如果经济实现充分就业,即产出缺口yt=0,且通货膨胀率控制在目标
3
值,即Δpapar,经济可保持在稳定且持续增长的理想状态。如果通货膨胀t-π=0,则Rt-Δt=
率高于美联储目标1个百分点,利率就应提高115个百分点;如果实际产出低于潜在产出1个百分点,则利率就应降低015个百分点。这种规则与联邦货币政策实际操作拟合得很好。只有1987年,当美联储对股灾作出反应时,规则值与实际值才有一个较大的偏差。因而,可以说美
联储的货币政策基本上是按照泰勒规则操作的。
泰勒规则具有明确的政策含义,即联邦基金名义利率要顺应通货膨胀率的变化,以保持实际均衡利率的稳定性。如果产出的增长率超过潜在水平,或失业率低于自然失业率,以及预期通货膨胀率超过目标通货膨胀率,使实际利率Rt-Δpat偏离实际均衡利率,货币当局就应调节名义利率,引导实际利率的走向,使实际利率恢复到实际均衡利率水平。在泰勒规则的指导下,美国对其货币政策进行了重大的调整,实行利率平滑货币政策,即货币当局以实际利率作为货币政策中介目标,并通过控制短期利率,使实际利率沿着同一方向逐步小幅变动,而在经济运行情况发生剧烈变化,需要进行政策转向时,通过微调短期利率来改变实际利率的方向,给市场传达明确的政策信号,促使市场自动进行调整与合理回归。
泰勒规则能较好地反映西方国家成功的货币政策实践,因此,该规则实际上已经成为美联储、欧洲央行、英格兰银行和加拿大银行货币政策操作的依据。泰勒规则的提出,最初来源于
①J.B.Taylor,“DiscretionversusPolicyRulesinPractice,\"pp.1952214.
・101・
中国社会科学 2009年第2期
对经济数据的实证分析,缺乏坚实的理论基础。于是,以Clarida等为代表的一些经济学家把研究方向转向现代经济学理论模型,①并且,通过严格的数理模型推导,得到了类似于泰勒规则的利率反应函数,为泰勒规则的实践奠定了理论基础。
泰勒规则及其扩展是否适合中国国情,是否值得参考,如何借鉴与修正,一直是国内学者关注的重点问题。国内的研究者已经注意到,泰勒规则本身适用的前提条件在目前中国的金融体制下并不完全满足。此外,在研究方法与变量选择,以及模型参数估计等方面,也需要深化与改进。
泰勒规则的核心是以利率影响预期,从而间接地调控经济。因此,只有在经济发达、利率形成机制完善、利率市场化程度高、市场反应灵敏的国家才能拥有相适应的政策传导机制,泰勒规则指导下的货币政策才可能成功实施。对于市场经济不发达或利率管制较严格的国家而言,泰勒规则的指导意义无疑将大打折扣,但这并不影响人们对它的实践性进行研究与探索。我国的利率市场化改革虽然刚刚起步,利率的灵活性与结构还不尽合理,相对稳定的实际均衡利率也还没有形成,且我国在汇率方面实行“有管理的浮动汇率制”,但我国已对旧的金融体制进行了持续多年的改革,利率市场化不断推进,汇率形成机制不断完善,因此,探讨泰勒规则及其扩展规则在我国的实践,将会对我国未来金融体制改革起到一定的指导作用。
三、变量选取与数据处理
1.通胀水平的测算
在泰勒规则中应使用何种价格变量,以及选择多长的通胀期,目前学术界还没有形成共识。在Taylor的研究中,他采用年度GDP缩减指数的变动来衡量通胀水平。随后,其他研究者采用了一些替代的价格指数。Kozicki采用四种测算美国通胀水平(年度通胀率和预期通胀水平)的方法比较了泰勒规则,即用CPI、核心CPI、GDP缩减指数计算年度通胀率,用私人部门的平均预期计算预期通胀水平。结果显示,不同方法得到的联邦基金利率水平明显不同,从最小相差
②016个百分点到最大相差318个百分点。
国内衡量通货膨胀率有两种方法,即消费者价格指数(CPI)与商品零售价格指数(RPI),两者最主要的区别是CPI将服务价格计算在内。因此,本文选用CPI作为衡量通货膨胀率的指标。
由于官方发布的CPI数据是月度数据,③我们在计算中通过三项移动平均求出季度CPI数据,即通货膨胀率=(季度CPI-1)×100%。目标通货膨胀率是将1994—2006年各年政府工作报告中的数据取平均值,最后得到4%。预期通胀率,我们是用未来四个季度通胀率均值来替代的。
2.产出及产出缺口的测算
GDP与潜在GDP作为影响市场利率的宏观经济变量,与利率之间存在间接的传导关系。在
①R.Clarida,J.GaliandM.Gertler,“MonetaryPolicyRulesandMacroeconomicStability:Evidenceand
SomeTheory,\"QuarterlyJournalofEconomics,vol.115,no.1,2000,pp.1472180.②SharonKozicki,“MultivariateDetrendingunderCommonTrendRestrictions:ImplicationsforBusiness
CycleResearch,\"JournalofEconomicDynamicsandControl,vol.23,no.7,1999,pp.99721028.③在2000年以前,中国官方只公布消费者价格的月度与年度同比数据,月度环比数据不可得。从2000
年开始,国家信息中心经济预测部发布《中国数据分析》,开始公布2000年1月以来的消费者价格指数的环比数据。
・102・
资产价格波动对中国货币政策的影响
下文中,我们将使用产出缺口这一重要变量来测定中国的综合Phillips曲线。因此,本段先给出产出缺口的计算方法,为后面实证分析奠定数据基础。
本文中所用的GDP数据来自各期《中国统计年鉴》及《中国人民银行统计季报》。季度GDP为当季发生数,即用本季的当年累计数减去上季的当年累计数。为了消除通货膨胀的影响,
我们将名义季度GDP转化为实际值,实际季度GDP=[名义季度GDP/(CPI)]×100。
此外,我们使用X211方法对数据进行了处理以消除季节影响,得到最终季度GDP的实际值。
还需说明的是,测算潜在产出的方法比较多,诸如:虚拟变量法、时间趋势法、分段线性回归法、二次回归法、滤波法以及美国国会预算办公室运用的结构性方法等,不同的潜在产出测算方法结果会有差异。Kozicki的分析结果表明,不同的潜在产出测算方法得到的利率建议水①由于中国经济投资主体的预算软约束,以及由此产平有019个百分点到214个百分点的差异。生的道德风险激励,潜在GDP概念在中国向来是个有争议的问题,因此,国内估计方法也较
②本文借鉴了谢平、罗雄计算潜在GDP的方法,用线性趋势法来估计,③但是谢平等在数多。
据处理过程中,将名义GDP视为实际GDP,没有经过通胀处理与季节调整。另外,有的虽然对数据进行了季节性调整,④但并没有进行消除通胀因素的处理。由于GDP受季节性因素影响比较强,同时,通胀因素对GDP的影响也比较大,因此,本文在计算实际GDP时,在名义GDP基础上先消除通胀因素影响,再通过X211方法进行季节调整。
由于产出水平表现出较强的季度波动性特点,在进行线性估计时,我们加入了三个虚拟变量:
D1=
1 一季度0 其他
, D2=
1 二季度0 其他
, D3=
1 三季度0 其他
将真实的GDP与常数项、时间趋势项及虚拟变量作回归,得到如下方程(其中S.E.表示标准误差,下同):
LNGDP=91600+01027T-01445D1-01315D2-01301D3 (01051)
(01001)(01053)
(01052)
(01054)———S.E.
(3)
R2=01917,调整的R2=01910,F(4,50)=1241131,DW=11050
图1为1994年第1季度—2006年第2季度的真实GDP与潜在GDP(其中,LNGDP表示真实GDP的对数,LNGDPF表示潜在GDP的对数)。图2为GDP缺口(其中,LNGDPQK表
⑤示GDP缺口的对数)。
①SharonKozicki,“MultivariateDetrendingunderCommonTrendRestrictions:ImplicationsforBusiness
CycleResearch,\"pp.99721028.
②宋国青根据资本存量与社会劳动力等变量估计潜在GDP;谢平、罗雄采用时间趋势项及虚拟变量方法
来估计潜在GDP等。参见宋国青:《宏观经济的波动与人民币汇率》,《联办研究报告》,98005号,1998年;谢平、罗雄:《泰勒规则及其在中国货币政策中的检验》,《经济研究》2002年第3期。③谢平、罗雄:《泰勒规则及其在中国货币政策中的检验》,《经济研究》2002年第3期。④刘斌、张怀清:《我国产出缺口的估计》,《金融研究》2001年第10期。
⑤需要特别指出的是,图中数据是经过消除通货膨胀因素,再进行季节调整后获得的。这样,我们得到
的GDP缺口值不仅与上述文献是有差别的;而且,由于在样本期内我国的CPI变动剧烈,与直接和名义GDP比较获得的对GDP缺口的感性认知也存在一定差异。从技术角度讲,我们的处理结果能更客观地反映变量的内在特性。为保证数据的可靠性,我们还采用HP滤波法计算了本文所用GDP缺口值,结果与本文所用线性趋势法计算的GDP缺口值基本相同,数据备索。
・103・
中国社会科学 2009年第2期
另外,需要说明的是,在进行样本期的选取时,受到了我国统计核算制度的限制。在1992年前,我国只发布年度GDP核算数据,没有相应的季度GDP核算数据。不过,值得庆幸的是,经过十几年的积累,已经有了可观的季度GDP基础数据。在本文中,我们的样本观察期为1994年第1季度—2006年第2季度,共有50组样本数据,完全符合统计与计量建模的技术要求,这为本文建立可靠的实证拟合与向后向前外推延展模型,提供了有力的数据保证。开始点之所以选在1994年第1季度,是由于我国的房价指数发布较晚,只能找到1994年以后的数据。
图1 1994年第1季度—2006年第2季度各季度的
真实GDP与潜在GDP
图2 GDP缺口
3.利率的选择与均衡实际利率水平测算
市场利率是整个利率体系形成的基础,它可作为央行制定基准利率的价格信号和参照系数。市场利率体系由银行存贷款利率、债券发行市场利率、债券流通市场收益率、同业拆借利率、回购利率、贴现利率、票据市场利率、大额可转让定期存单市场利率等组成。在发达的市场经济国家,国债利率是金融市场的基础利率,主要由于其发行制度灵活、二级市场活跃以及中央・104・
资产价格波动对中国货币政策的影响
银行公开市场操作。
我国虽然基本建立了市场经济的框架,但市场体制和机制还并不完善。近年来,国债市场经过改革,发行机制逐步走向市场化,二级市场得到一定的发展,但由于总体规模尚小,还不足以引导市场化利率。我国同业拆借市场自1984年建立以后得到了长足的发展,能够迅速反映货币市场的资金供求状况,可以作为市场化利率的代理变量。在此我们选取7天拆借利率作为市场化利率的代理变量。
在数据的采集过程中,由于同业拆借市场在20世纪90年代初曾一度混乱,为保证数据的质量和代表性,1993—1995年我们选取上海融资中心同业拆借利率,1996—2006年选取央行7天同业拆借利率,作为市场化基准利率。这样选取具有可靠的分析基础。数据来自上海融资中心、
①各期《中国人民银行统计季报》。
均衡实际利率水平较难测算。扩展的泰勒规则涉及对均衡实际利率水平的估计。一个典型的泰勒型规则是由一个未观测到的均衡实际利率水平和一个在多数情况下未观测到的通货膨胀目标所组成的。国际上解决这个问题的最常用方法是在两个变量中先假设一个变量值,然后再
②估计另一个变量。Kozicki等将均衡实际利率视为平均联邦基金利率与平均通货膨胀率之差。
本文计算均衡实际利率时,采用的是平均同业拆借利率与平均通货膨胀率之差。
4.房地产价格指数的选取与测算
房地产价格指数编制方法的有效性在于数据的质量以及数据的适合程度。目前,国外房地产研究中常用的指数类型包括特征价格指数、重复交易价格指数,以及两者的综合指数。Henry
③的实证研究显示,目前还没有一种理想的价格指数,每种价格指数都会存在一些问题。
一般房地产价格采用两种指标,即价格指数和实际平均销售价格。目前,我国各类房地产价格指数不下十余种,如中房指数、全国35个大中城市房地产价格指数、西安40指数和上房50指数等。在众多指数中,国房景气指数虽具有代表性,但正式发布较晚,因此我们选取全国35个大中城市房地产价格指数作为中国房屋价格指数的代理变量。数据来自各期《中国统计年
鉴》、《中国房地产市场年鉴》和Wind资讯等,并通过季度内月度数据平均获得季度数据。
5.股票市场价格指数的选取与测算
我们选取上证综合指数(简称上证综指)收盘值来反映上海股票市场的价格水平,选取深圳成分指数(简称深成指)收盘值来反映深圳股票市场的价格水平,并将数据转换为季度数据。
四、Granger因果关系检验与协整检验
1.单位根检验
为考察序列的平稳性,我们利用ADF检验与PP检验对市场化利率(LNI)、预期通胀率与
①由于数据来源的限制,1994—1995年上海融资中心的加权利率为所有期限的利率加权值;而1996—
2003年选取7天同业拆借利率。虽然利率期限在两个时段上不匹配,但由于上海融资中心各期限的利差不大,对建模影响较小。谢平、罗雄:《泰勒规则及其在中国货币政策中的检验》,《经济研究》2002年第3期。
②SharonKozicki,“MultivariateDetrendingunderCommonTrendRestrictions:ImplicationsforBusiness
CycleResearch,\"pp.99721028.③O.P.Henry,“DataSourcesforMeasuringHousePriceChanges,\"JournalofHousingResearch,vol.
6,no.3,1995,pp.3772387.
・105・
中国社会科学 2009年第2期
目标通胀率差值(HD)、产出缺口(LNGDPQK)、上证综指(LNSHI)、深成指(LNSZI)、房屋价格指数(LNHI)进行单位根检验,这里,LN表示取序列对数。检验结果显示:在样本期1994年第1季度—2006年第2季度内,各变量均为I(1)单整非平稳序列。
2.Granger因果关系检验
表1列出了利率(LNI)对预期通胀率与目标通胀率差值(HD)、产出缺口(LNGDPQK)、上证综指(LNSHI)、深成指(LNSZI)、房屋价格指数(LNHI)之间的Granger因果关系检验结果。其中,检验的最佳滞后阶数1是根据AIC、SC准则来确定的。
表1 Granger因果关系检验结果原假设
HD不是LNI的Granger原因
LNI不是HD的Granger原因LNGDPQK不是LNI的Granger原因LNI不是LNGDPQK的Granger原因LNSHI不是LNI的Granger原因LNI不是LNSHI的Granger原因LNSZI不是LNI的Granger原因LNI不是LNSZI的Granger原因LNHI不是LNI的Granger原因LNI不是LNHI的Granger原因
49494949容 量49F统计量值1011391110260100101731218260141251598010037119031198
P值01003010020197301397010990152401022019530101001080
我们看到,预期通胀率与目标通胀率差值、沪深股价指数、房屋价格指数均是中国市场化利率的Granger原因,并且,房屋价格指数对市场化利率的引导作用的概率大于沪深股价指数的引导概率。GDP缺口对市场化利率引导作用很小。因此,资产价格对利率的引导作用是显著的。
3.协整检验
自20世纪80年代初Granger创立协整理论以来,该理论得到长足的发展,成为处理非平稳时间序列数据的规范性方法,协整关系的检验与建模技术也日臻完善。本文采用国际学术界广泛认可的Johansen极大似然估计法来检验。
由于协整检验对滞后阶数非常敏感,不当的滞后阶数可能导致“虚协整”,因此,必须先确定合理的滞后阶数p。我们采用AIC信息准则和SC准则对p值进行选择,即选取当二者同时为最小值时的阶数。p值确定后,对协整关系中是否具有常数项和(或)时间趋势项进行验证,再对其他组数据进行协整检验,最终得到正确的协整关系。
经过上述步骤,我们获得市场化利率(LNI)对预期通胀率与目标通胀率差值(HD)、沪深股价指数(LNSHI、LNSZI)、GDP缺口(LNGDPQK)、房屋价格指数(LNHI)之间的长期协整关系检验结果(最佳滞后阶数选择为1):
LNI=-611410-01060HD+41700LNGDPQK-21690LNSHI+11010LNSZI
(01024)(11644)(01758)(01477) (41314)
+151710LNHI+01010@TREND(94∶2)
(01016) — (41521) ——S.E.
(4)
可以看出:房价对市场化利率的影响最大;GDP缺口、沪市股价指数对市场化利率的影响次之,且深市股价指数对市场化利率的影响小于沪市股价的影响。考虑到股价指数之间的相关・106・
资产价格波动对中国货币政策的影响
性,我们删除深市股价指数,重新作Johansen极大似然估计检验,并根据SC准则、AIC准则,确定最佳滞后阶数为1,最大化特征根对应的协整方程为:
LNI=391170+01320HD+01690LNGDPQK-01720LNSHI-71000LNHI
(01958)(01229)(41212) (31894)(01094)
+01030@TREND(94∶2) (01014) ———S.E.
(5)
协整方程表明,长期来看,预期通胀率与目标通胀率的差值对市场化利率的反应系数为0132;GDP缺口对市场化利率的反应系数为0169;沪市股价指数对市场化利率的反应系数为-0172;房价对市场化利率的反应系数为-710。图3给出了对应于长期协整方程下的实际值、
拟合值与残差值。
图3 长期协整方程下的实际值、拟合值与残差值
由此可见,资产价格对市场化利率的影响较大。这为下面进一步考察资产价格对利率反应函数的影响,建立包含资产价格的扩展利率规则,探讨其传导机制,奠定了基础。
五、扩展的Phillips曲线及加入资产价格的IS曲线在中国的实证研究
1.扩展的Phillips曲线及其在中国的实证研究
首先需要说明的是,本文中并没有使用Phillips曲线来测定GDP缺口值,而是将GDP缺口作为影响Phillips曲线的一个重要外生变量来设置,使用前面线性趋势法计算的GDP缺口值作为GDP缺口的样本观察值进行统计与计量建模,来拟合Phillips曲线。目前,这种方法是一种非常规范的实证方法,已经得到国内外同行专家的广泛认可,①这种方法并不是本文的创新,本文
①GlennRudebuschandLarsSvensson,“PolicyRulesforInflationTargeting,\"inJ.B.Taylor,ed.,
MonetaryPolicyRules,Chicago:UniversityofChicagoPress,1999;L.Fanelli,“TestingtheNewKeynesianPhillipsCurvethroughVectorAutoregressiveModels:ResultsfromtheEuroArea,\"OxfordBulletinofEconomicsandStatistics,vol.70,no.1,2007,pp.53266.王少平等:《预期增广的菲利普斯曲线及其对中国适用性检验》,《中国社会科学》2001年第4期。曾利飞等:《开放经济下中国新凯恩斯混合菲利普斯曲线》,《数量经济技术经济研究》2006年第3期。
・107・
中国社会科学 2009年第2期
的创新点在于将中国的资产价格变量引入Phillips曲线,并使用中国的样本数据进行估计与检验。
Rudebusch和Svensson研究了英国经济增长模型,刻画了英国产出缺口的特点。该模型由
表现产出缺口的IS曲线和描述通胀动态的Phillips曲线组成。
由于纯粹的前瞻性模型与实际通胀和产出数据之间存在不一致性,Clarida、Galí和Gertler
①建议采用综合的Phillips曲线和IS曲线,它们包括了前向与后向的因素。
式(6)给出了综合的Phillips曲线,它描述了当前的通胀不仅依赖于过去和预期的通胀因素,而且还与过去的需求压力有关。其公式为:
πt=μ0+μ1πt-i+μ2Etπt+n
②模型。
+μ3yt-m+ηt
～
(6)
其中,滞后项πt-i反映了通胀惯性,前置项Etπt+n则源自于Taylor和Calvo的理性预期我们采用1994年第1季度—2006年第2季度的季度数据对中国的Phillips曲线进行了估计。总供给曲线表示如下:
πt=μ0+μ1πt-1+μ2πt+1+μ3yt-4+ηt
该模型对应的GMM估计结果为:
LNCPIt=01547LNCPI(t-1)+01452LNCPI(t+1)+01021LNGDPQK(t-1)+01003 (01049)
(01057)
(01009)
(8)
(01079)———S.E.
～
(7)
R2=01990,调整的R2=01989,S.E.=01007,DW=21352
实证结果显示:μ1>μ2,说明国内通胀率的后溯影响要大于其潜在性影响,但是,仍然小于A.Kontonikas和A.Montagnoli对英国的μ1实证研究结果,英国的实证研究结果显示,后溯的
③影响更大,其系数值为01800。
2.加入资产价格的IS曲线及其在中国的实证研究
我们采用综合的IS曲线来描述总需求。产出缺口是前期产出、未来预期产出、前期实际利率、添加滞后变量X的函数,模型为:
yt=λ0+λ1yt-i+λ2Et其中,it=
-
～～～
yt+n+λ′Xt-k+vt3it-s+Ω
-
(9)
112
11
i=0
∑R
t-i
-πt-i,是滞后12个月的平均实际利率。由于通过资产净值价格
和房产价格变动影响消费者财产的渠道很多,而直接影响因素包括反映资产价格变动的消费者计划,④间接影响主要通过家庭以及企业的资产负债表来实现,此外,产出也会受到资产价格水平变动的影响,因此,我们将资产价格因素加入到总需求曲线中。于是,包含了房产价格(HP)和股票价格(SP)的总需求曲线一般表达式可分别表示为:
①RichardClarida,JordiGalìandMarkGertler,“TheScienceofMonetaryPolicy:ANewKeynesian
Perspective,\"JournalofEconomicLiterature,vol.37,1999,pp.166121707.②J.B.Taylor,“AggregateDynamicsandStaggeredContracts,\"JournalofPoliticalEconomy,vol.88,
1980.GuillermoA.Calvo,“StaggeredPricesinaUtilityMaximizingFramework,\"JournalofMonetaryEconomics,vol.12,1983,pp.3832398.③A.KontonikasandA.Montagnoli,“HasMonetaryPolicyReactedtoAssetPriceMovements:Evidence
fromtheUK,\"EconomicsandFinanceDiscussionworkingpaper,2002,pp.2211.④FrancoModigliani,“MonetaryPolicyandConsumption:LinkagesviaInterestRateandWealthEffectsin
theFMPModel,\"inFederalReserveBankofBoston,ConsumerSpendingandMonetaryPolicy:TheLinkages,Boston:FederalReserveBankofBoston,1971,pp.9284.
・108・
资产价格波动对中国货币政策的影响
～
～
～
yt=λ0+λ1yt-i+λ2Et yt=λ0+λ1yt-i+λ2Et
～
～
～
～
～
yt+nyt+n-
πtHP+λ3it-s+λ4-m+v1tπtSP+λ3it-s+λ4-m+v2t
-
-
(10)(11)
～
针对研究的问题,我们采用季度数据,考虑资产价格的中国综合IS曲线如下:πt-4+vt yt=λ0+λ1yt-1+λ2yt+1+λ3it-4+λ4
合IS曲线的实证估计结果如下:
πtSHI yt=-01566+01115yt-1+01390yt+1-01002it-4+01080-4 (01346)(01164) (01003)(01049) (01155)———S.E. R2=01419,调整的R2=01361,S.E.=01088,DW=21348加入深成指(SZI)的中国综合IS曲线实证估计结果如下:πtSZI yt=-01351+01172yt-1+01443yt+1-01002it-4+01044-4
(01150) (01161)(01003) (01040)— (01319)——S.E. R2=01398,调整的R2=01339,S.E.=01090,DW=21505
加入房屋价格(HI)的中国综合IS曲线实证估计结果如下:
πtHI yt=01790+01162yt-1+01468yt+1-01001it-4-01168-4
(01159) (01003) (01254)— (11188)(01162)——S.E. R2=01387,调整的R2=01326,S.E.=01090,DW=21485
我们看到,对于中国来说,在样本期内,与总供给相比,加入资产价格因素(上证综指、
深成指、房屋价格)的总需求更受前瞻性因素的影响(式(13)、式(14)和式(15)的λ2均大于λ这与A.Kontonikas和A.Montagnoli对英国μ1的1,而从式(8)可以看到,μ1大于μ2)。
①实证研究结论相同。
～
～
～
-
(12)
我们分别建立加入各种资产价格因素的中国综合IS曲线。加入上证综指(SHI)的中国综
～
～
～
-
(13)
～～～
-
(14)
(15)
分析结果表明,滞后一年的实际利率系数为负,实际利率滞后一阶与产出负相关;股价则与总需求正相关,股票价格的系数均较小,沪市的影响大于深市。对于沪市来说,沪市股指上涨10%,当前的总需求扩大018%;对于深市来说,深市股指上涨10%,当前的总需求扩大014%,这说明在样本期内中国的股市没有起到经济“晴雨表”的作用。
滞后的房地产价格变动系数显示,房地产价格增长10%,当前的总需求则减少1168%,这说明在样本期内中国房地产市场的发展不仅没有起到财富效应的作用,而且,对实体经济产生了较大的损害,减少了消费。因此,对目前来说,要不断推进改革,积极扩大内需,必须对房地产市场加大改革力度,使中国房地产市场真正起到财富效应的作用,未来房地产市场的健康、良性发展还有很长的路要走。
在分析资产价格波动对总需求及通胀的影响之后,我们就资产价格波动对货币政策的传导机制进行实证研究,建立适合中国国情的、扩展的利率反应模型。
六、资产价格波动对中国货币政策影响的实证估计
关于货币政策利率反应机制的实证和理论研究工作,国外学者已积累了大量的成果,在此
①A.KontonikasandA.Montagnoli,“HasMonetaryPolicyReactedtoAssetPriceMovements:Evidence
FromtheUK.\"
・109・
中国社会科学 2009年第2期
不一一列举。以下,我们建立基于资产价格波动的中国货币政策反应模型,并作出实证估计。
1.不考虑资产价格的货币政策利率反应模型及其在中国的实证估计
①Kent和Lowe认为,在基Clarida等认为,中央银行在名义短期利率上有可操作的目标。
准模型中,通常采用产出缺口与预期通胀来刻画一国的经济,并且,在通胀目标盯住体制下,
②在每个时期,实际利率随着目标值进行局前瞻性行为会随着中央银行的政策操作而进行调整。
③我部调整。Svensson通过包含利率变动在内的央行损失函数,证明了局部调整机制的存在。
们将局部调整机制与目标准则相结合,得出如下的不考虑资产价格的货币政策利率反应模型。
l
Rt=
l
1-i
i=1
φ∑
i
α+βEtπt+n-π
3
+rEt-1
～
l
yt+
i=1
φR∑
i
t-i
+μt(16)
其中,
i=1
φ∑
∈0,1衡量了利率的平滑度。考虑利率平滑主要是从央行利率操作的角度出④因发的。Williams认为,在公众看来,利率方向出现频繁变动,可能是中央银行犯了错误。
此,保持利率运动的方向,能在客观上维护中央银行的信誉。平滑的利率水平也可以看作是对不能获得精确的经济信息,以及有关货币政策传导机制不确定性的反映。考虑到实际经济运行中的这些不确定性,中央银行倾向于通过缓慢调整的方式,实现稳健调控的目标。我们仍然使π3中的r3则表示长期均衡名义利率。由于货币政策制定者用π3来表示通胀目标,而α=r3-β
设定Rt时,yt3是不可观测的,因此,我们以产出缺口的预期水平Et-1随机误差项μt代表了白噪声货币政策的冲击。
我们对式(16)中一些未知的、预期未来的变量用已知值来替换,得到如下估计模型:
l
l
～
yt来代替其实际值。
Rt=1-
i=1
φ∑
il
α+βπt+n-π
3
+ryt
～
+
i=1
φR∑
il
t-i
+ωt(17)
式(17)满足: Et
Rt-1-
i=1
φ∑
i
α+βπt+n-π
3
+ryt
～
+
i=1
φR∑
i
t-i
/Zt=0(18)
其中,Zt表示利率一定时,在t时刻中央银行信息中的可观测变量,并且,Zt是与ωt正交的向量。由于预测通胀和产出的变量都是滞后的,故没有拒绝正交性意味着中央银行在反应函数里面考虑了滞后变量,用它们来预测未来通货膨胀和产出。由于政策制定者在作出决策时并不能获得当前的信息,一般说来,经验证据并没有显示运用滞后数据代替当前数据时会导致重大缺陷。再由于通货膨胀和产出水平是有一定惯性的,故用滞后的通胀率和产出缺口代替当前值并不会对结果产生多大影响。当然,我们有理由相信,中央银行在作出利率调整决策时,对经济运行状况所掌握的信息是多于由通胀和产出所反映的信息的。关于这一点,Rudebusch和Svensson已经给予了证明。他们认为,用当前数据代替滞后数据的行为暗含了一些没有在通胀
①RichardClarida,JordiGalìandMarkGertler,“TheScienceofMonetaryPolicy:ANewKeynesian
Perspective,\"pp.166121707.②C.KentandP.Lowe,“AssetPriceBubblesandMonetaryPolicy,\"ReserveBankofAustraliaResearch
DiscussionPaper,no.9709,1997.③LarsSvensson,“InflationForecastTargeting:ImplementingandMonitoringInflationTargets,\"
EuropeanEconomicReview,no.41,1997,pp.111121146.④JohnC.Williams,“SimpleRulesforMonetaryPolicy,\"FinanceandEconomicsDiscussionSeriesPaper,
no.1999212.
・110・
资产价格波动对中国货币政策的影响
和产出中所反映的信息。同时,他们还认为通胀和产出变量与外生的货币政策冲击μt是不相关
①这样,我们可以将式(18)变形,得到如下简化式:的。
Rt=<0+<1πt+n-π3
l
+<2yt+<3Rt-i+εt
l
l
i
2
l
i
3
～
(19)
1-
其中,<0=1-
i=1
φα,<∑
i
1
=1-
i=1
φβ,<∑
=
i=1
φγ,<∑
=
i=1
φ。∑
i
基于以上原理,我们对中国的情况采用上述函数进行实证分析。其中,我们采用未来一年的通胀率均值作为未来预期通胀率πt+n;对π3则采用恒定值410%;此外,我们采用滞后两个季度的市场化利率表达Rt-i。这样,对上述函数采用GMM估计方法,得到关于恒量、滞后两阶的名义短期利率、通胀、产出缺口的估计方程:
～
Rt=01457+01126πt+n-π3-01785yt+01876Rt-2
(01045)— (01218) (01043) (01687)——S.E. R2=01979,调整的R2=01978,S.E.=01645,J统计量=51310E-31
由式(20)计算可知,α=31685,β=11016,γ=-61331。
从上述GMM预测结果看出,通胀预估系数β大于1(11016),基准规则满足动态稳定性标准。如果β小于稳定性极限1,意味着总需求曲线呈正斜率状态,而产出在通胀的冲击下将呈现负斜率状态。产出缺口系数为负,表明在保持预期通胀不变的情况下,产出缺口每上涨1个百分点,将导致中国央行降低利率01785个百分点。利率平滑参数数字接近于1(01876),说明短期利率维持在较高的水平。最后,J统计量值显示,基准模型的过度识别限制未被拒绝。
2.加入资产价格的货币政策利率反应模型及其在中国的实证估计
(20)
资产价格包含了未来总需求及其引起的通胀压力的重要信息。资产价格波动对货币政策传导具有一定的内生性。资产价格波动对利率具有重要的影响。Cecchetti等发现,在模拟基础上,
②因此,我们借鉴Cecchetti等的观点,考虑在中国央泰勒规则包括资产价格通胀会更加合适。
行货币政策操作规则中纳入资产价格因素,对泰勒规则进行扩展,建立加入资产价格的中国货币政策利率反应模型,模型如下:
l
l
Rt=1-
i=1
φ∑
i
α+βEtπt+n-π
3
+rEt-1
～
yt+Θ′Xt
+
i=1
φR∑
i
t-i
+εt(21)
θ其中,Xt=[x1t,…,xjt]′表示新添加的解释变量,Θ=[,j]′表示新添加解释变量的系1,…θ数向量。在我们的实证分析中,Xt包括同期的房地产价格或者股票价格变量。我们采用同期的,而不用预期的数据,是因为预测资产价格波动并不是一件简单的事情。此外,市场弱型有效意味着当前资产价格基本能反映过去的历史。因此,没有必要包含滞后数据。上述函数经过变形,得到如下方程:
Rt=<0+<1πt+n-π3
l
+<2yt+<3Rt-i+<3Xt+υt
l
l
i
～
(22)
l
i
其中,<0=
l
1-
i=1
φα,∑
i
<1=1-
i=1
φβ,∑
<2=1-
i=1
φγ,∑
<3=
i=1
∑φ
i
,
<4=1-
i=1
φ∑
i
Θ′。
①GlennRudebusch,andLarsSvensson,“PolicyRulesforInflationTargeting.\"
②StephenG.Cecchettietal.,“AssetPricesandCentralBankPolicy,\"GenevaReportontheWorld
Economy,no.2,2000.
・111・
中国社会科学 2009年第2期
对上述函数采用GMM估计方法,预测中采用的工具有一个恒量、滞后两阶的名义短期利率、通胀、产出缺口、资产价格(上证综指、深成指、房屋价格指数)。在此框架下,分别建立加入资产价格后的中国货币政策的利率反应机制模型。
加入上证综指后扩展的中国利率反应机制模型结果如下:
～
πtSHI(23) Rt=-01109+01019πt+n-π3-01222yt+01913Rt-i+01025
(01138)— (11034) (01007) (01149) (01053)——S.E. R2=01974,调整的R2=01975,S.E.=01131,J统计量=41120E-27
加入深成指后扩展的中国利率反应机制模型结果如下:
～
πtSZI(24) Rt=-01033+01019πt+n-π3-01211yt+01909Rt-i+01014(01081)— (01664) (01007) (01146) (01039)——S.E. R2=01974,调整的R2=01972,S.E.=01131,J统计量=31130E-31加入房屋价格指数后扩展的中国利率反应机制模型结果如下:～πtHI(25) Rt=-101036+01015πt+n-π3-01106yt+01783Rt-i+21203
(01039) (01478)— (21195) (01004) (01117)——S.E. R2=01981,调整的R2=01979,S.E.=01114,J统计量=31340E-23
从以上分析结果可以看到,沪市比深市的影响要大,因此,我们考察同时加入上证综指与房屋价格指数后扩展的中国利率反应机制模型,实证结果如下:
～3SHIHI
ππ(26) Rt=-101157+01015π-01117yt+01787Rt-i+01018+21200t+n-πtt
(01128)(01476)— (21377) (01005) (01129) (01051)——S.E.
R2=01981,调整的R2=01979,S.E.=01115,J统计量=41610E-29
图4 包含资产价格的中国利率反应模型拟合值与实际值对比图
通过上述加入股指、房价的利率反应模型,我们可以看到:首先,将房地产价格数据加入反应模型,房地产价格对应系数为正,且很显著。房地产价格上涨,相应的货币政策应趋于紧缩,房地产价格每上涨1个百分点,相应的货币政策应提升利率212个百分点。货币政策对预期通胀的反应强于对基准情况的通胀,它的标准误差更小。其次,在基准模型中增加了股票价格的变动,沪市与深市价格加入后,影响系数均呈正值,并具有统计显著性,但其系数(01025、01014)比房地产价格的影响系数(212)小很多。当资产价格(股指与房价)均纳入模型,房
・112・
资产价格波动对中国货币政策的影响
价影响远大于股指影响(212>01018),因此,包含房地产价格的模型使得货币政策利率反应模型更具实际意义。图4给出了包含房价与股指的规则反应模型的实际值、拟合值与残差值。图5是模型的预测值及各项预测性能评价指标。
图5 模型的预测值及各项预测性能评价指标至此,我们分析了不同情形下资产价格波动对中国货币政策的影响。为直观比较,我们给
出了基于基准模型与加入资产价格(股价与房价)的货币政策利率反应扩展模型下计算得到的目标利率比较图(见图6),其中LNI表示实际利率值,LNI1表示基准模型模拟值,LNI2表示加入资产价格规则模型的模拟值。
图6 基准模型、扩展模型模拟值与实际值比较图
表2 实际利率与基准模型、扩展模型模拟值描述统计量
描述指标
均值中位数
最大值最小值标准差
实际利率51416
215031218001155341349
基准模型51349
214661319671154841169
加入资产价格扩展模型
51376
216571313081153541265
从上述比较中可以看到:加入资产价格的扩展模型比基准模型对目标利率的模拟表现要好,前者更接近于央行实际利率。因此,资产价格(股价、房价等)应该成为今后中央银行监控的重要内生变量。
・113・
中国社会科学 2009年第2期
七、结论与建议
本文基于1994—2006年间中国宏观经济季度数据,通过Granger因果关系检验、协整检验,以及对基准泰勒规则进行扩展,研究了加入资产价格(股价、房价)后的中国IS曲线,构建了加入资产价格后的中国货币政策利率反应模型,分析了资产价格波动对货币政策的影响。
从Granger因果关系检验结果看到:预期通胀率与目标通胀率差值、沪深股价指数、房屋价格指数均是中国市场化利率的Granger原因,并且,房屋价格指数对市场化利率的引导作用的概率大于沪深股价指数的引导概率。从协整检验结果看,预期通胀率与目标通胀率差值对市场化利率的反应系数约为0132;GDP缺口对市场化利率的反应系数约为0169;沪市股价指数对市场化利率的反应系数约为-0172;房价对市场化利率的反应系数约为-710。从长期协整方程的结果看出,资产价格对市场化利率的影响较大。此外,通过扩展的Phillips曲线估计,我们获得了国内通胀率的后溯影响大于潜在性影响的结论。从加入资产价格后的中国IS曲线估计看到:在样本期内,加入资产价格因素(上证综指、深成指、房屋价格)的总需求较总供给更受前瞻性因素的影响;股价与总需求呈正相关关系,比较而言,沪市的作用要大于深市的影响。对于沪深两市来说,股指上涨1010%,当前的总需求扩大均小于110%,说明了中国的股市还没有起到经济“晴雨表”的作用。房地产价格增长1010%,当前的总需求将减小1168%,说明中国的房地产市场发展不仅没有起到财富效应的作
用,而且对实体经济产生了较大的损害,减少了消费。因此,就现状而言,要不断推进改革,统筹投资与消费的关系,理顺房地产市场价格形成机制,化解房地产市场泡沫风险,促使中国房地产市场平稳健康发展。
从货币政策利率反应的实证模型看:在保持预期通胀不变的情况下,产出缺口每上涨1个百分点,将导致央行降低利率01785个百分点。此外,分析结果还显示:(1)房地产价格对货币政策的影响非常显著。房地产价格上涨,相应的货币政策趋于紧缩:房地产价格每上涨1个百分点,相应的货币政策将提升利率212个百分点。(2)当资产价格(股指与房价)均纳入模型时,房价对货币政策的影响要大于股指对货币政策的影响,其隐含的目标利率能更好地描述实际利率的大趋势。因此,把资产价格作为内生变量的货币政策函数将使央行在实现货币政策目标时更具可控性。
综上,由于资产价格波动对货币政策存在显著性影响,我们建议央行在制定货币政策时,应将资产价格波动作为内生性影响因素,纳入央行前瞻性利率规则之中,以此促进我国房地产市场、股票市场与衍生品市场、能源与大宗商品市场的健康发展,保持经济快速、平稳、持续、协调发展。
〔责任编辑:梁 华〕
・114・
中国社会科学 2009年第2期
sumptionofChineseresidentssince199721998:inthecourseofnationalincomedistributionandredistribution,governmentshaveoccupiedaneverincreasingshareofgrossincomeanddisposableincome,whiletheshareofChineseresidentshasshownacontinuousdecline.
(6)TheInfluenceoftheGlobalizationofMonopolyCapitalonChinaπsIndustrialDevelopment
QiLan・83・Aconcentratedmanifestationoftheglobalizationofmonopolycapitalisthecontrolanddom2inationofglobaltrade,investmentandtechnologybymultinationalcorporations(MNCs)fromdevelopedcountries.Recentdevelopmentsrevealtheextraordinarycontroltheyexercise,bymeansofoutsourcing,overtheglobalindustrialvaluechain,acontrolthathasanever2deepeningimpactonChinaπsindustrialdevelopment.Viewedgenerallyinbothtemporalandspatialterms,thishasmorepositivethannegativeeffects.However,astheMNCsπglobalindustrialstrategyunfoldsinChina,itsnegativeeffectshavegraduallybecomenoticeableandhaveintensified.Theautomobileindustryandthehouseholdapplianceindustry,forinstance,havebeenmoreseriouslyaffectedthanthegeneraleconomy.Thepositiveeffectsoftheearlierperiodareinstarkcontrasttothenegativeeffectsthatarenowappearing.ThefundamentalreasonforthisisthatinthecourseofintroducingMNCs,Chinahassignallyneglectedtobuilditsownindustriesπcapacityforindependentinnovation.
(7)ImpactofAssetPriceFluctuationonChinaπsMonetaryPolicy:AnEmpiricalAnalysisBasedon
QuarterlyData,199422006ZhaoJinwenandGaoHui・98・Thewidefluctuationinglobalassetpricesinrecentyearshashadaprofoundimpactontheeconomicandsocialdevelopmentofeverycountry.Anempiricalanalysisindicatesthatassetprices(thestockpriceindexandrealestateprices)areanimportantendogenousvariableaffect2ingtheinterestratereactionfunctionofcentralbankmonetarypolicy.Withexpectedinflationasagiven,eachonepercentagepointriseinoutputgapwillcausea0179percentagepointreductionininterestratesbythecentralbankandeachonepercentagepointriseinrealestatepriceswillre2sultina212percentagepointriseininterestrates.Thestockpriceindexdoeshaveaninfluenceonthetrendsinmonetarypolicy,butitislesssalientthantheimpactofhousingprices.Wealsoshowthatmonetarypolicythatemploysassetpricesasanendogenousvariableincreasesthecen2tralbankπscontrolinseekingtoattainitsobjectives.Thereforewesuggestthatthecentralbankshouldmakeassetpricefluctuationanendogenousvariableandincorporateitintoitsforward2loo2kinginterestraterule,inordertofacilitatethehealthydevelopmentofChinaπsmarketsforrealestate,stocksandderivatives,energyandbulkcommoditiesandmaintainrapid,smooth,sus2tainedandcoordinatedeconomicdevelopment.
(8)NegotiationoftheEU2ChinaPartnershipandCooperationAgreement(PCA):Issues,Sugges2
tionsandProspectsZengLingliang・121・TheEU2ChinaPCAisanewtypeofagreementbetweentheEUandathirdcountry.Itsne2gotiationandconclusionwillbringaboutanewlandscapeforacomprehensivestrategicpartner2shipbetweenthetwosides.However,owingtothebreadth,importanceandcomplexityofEU2Chinarelations,andtheEUπsuniquemultiplegovernancestructure,thenegotiationandcon2
・206・
因篇幅问题不能全部显示，请点此查看更多更全内容