李 濤，傅 強(qiáng)

0 前言

貨幣政策是否對(duì)資產(chǎn)價(jià)格作出反應(yīng)一直是學(xué)術(shù)界爭(zhēng)論的焦點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格不應(yīng)成為貨幣政策目標(biāo)，貨幣政策實(shí)際上也無(wú)法改變影響資產(chǎn)價(jià)格的長(zhǎng)期利率環(huán)境。若將資產(chǎn)價(jià)格列人貨幣政策目標(biāo)，無(wú)疑會(huì)增加貨幣政策實(shí)施的難度，中央銀行的占優(yōu)選擇是所謂“事后救助”策略(“mop up after”strategy)，即通過(guò)及時(shí)注入充足流動(dòng)性來(lái)緩解資產(chǎn)泡沫破裂對(duì)經(jīng)濟(jì)形成的沖擊。另一種理念則認(rèn)為貨幣政策應(yīng)當(dāng)關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)。歐央行認(rèn)為，資產(chǎn)泡沫膨脹一般來(lái)說(shuō)都與貨幣信貸的高增長(zhǎng)相伴隨，尤其是在經(jīng)濟(jì)上升期及住房等資產(chǎn)價(jià)格膨脹的階段。中央銀行要加強(qiáng)對(duì)貨幣信貸的監(jiān)測(cè)分析，對(duì)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)中反映的未來(lái)通脹信息應(yīng)給予關(guān)注，構(gòu)建了資產(chǎn)價(jià)格變化與貨幣政策的反應(yīng)關(guān)系。西方國(guó)家操作貨幣政策的理論依據(jù)是泰勒規(guī)則。它假定貨幣當(dāng)局運(yùn)用貨幣政策工具圍繞兩大關(guān)鍵目標(biāo)函數(shù)，即實(shí)際通貨膨脹率和目標(biāo)通貨膨脹率之間的偏離程度(通脹缺口)以及實(shí)際產(chǎn)出水平和潛在產(chǎn)出水平之間的偏離程度(產(chǎn)出缺口)（Taylor，1993）][1]。泰勒規(guī)則提出之后，許多學(xué)者對(duì)其進(jìn)行了修正以完善貨幣政策調(diào)控框架：①引人利率平滑行為(Or-phanides,2001)[2]。②加入前瞻性變量（CGG,2000)[3]。③修正產(chǎn)出缺口以降低潛在產(chǎn)出的測(cè)量誤差(Orphanides,2003)[4]。④引人資產(chǎn)價(jià)格、匯率等其他重要變量(Siklos,Wemer&Bohl,2004[5];Ball,1999[6];Svensson,2000[7]等)。

泰勒規(guī)則在我國(guó)貨幣政策運(yùn)用是否考慮資產(chǎn)價(jià)格因素是一個(gè)值得研究的問(wèn)題。我國(guó)股市誕生之日起，股票價(jià)格暴漲暴跌雖已屢見不鮮，資產(chǎn)價(jià)格泡沫已經(jīng)是不爭(zhēng)的事實(shí)，直接危及金融安全與經(jīng)濟(jì)發(fā)展。這對(duì)我國(guó)央行制定有效貨幣政策，保持經(jīng)濟(jì)與社會(huì)平穩(wěn)發(fā)展，具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。本文在借鑒國(guó)外研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國(guó)國(guó)情對(duì)泰勒規(guī)則進(jìn)行合理擴(kuò)展，最終構(gòu)建把資產(chǎn)價(jià)格納入框架的貨幣政策利率反應(yīng)模型，并基于2000～2009年經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，最后提出相關(guān)對(duì)策建議。

1 考慮資產(chǎn)價(jià)格的前瞻性泰勒規(guī)則模型

泰勒（1993）將中央銀行的利率調(diào)控規(guī)則設(shè)定為：

其中，it是聯(lián)邦基金利率，πat是前四季度的平均通脹率，y?t是產(chǎn)出缺口，y?t=100（y-y*）/y*，y 是真實(shí)GDP，y*是潛在GDP。

Clarida，Gali和Gertler(1997，2000)認(rèn)為鑒于貨幣政策的前瞻性特點(diǎn)，使短期利率成為通貨膨脹預(yù)期缺口和產(chǎn)出缺口的函數(shù)，能夠更真實(shí)地反映央行的實(shí)際決策過(guò)程以及更好地適應(yīng)貨幣政策作用的時(shí)滯。假定短期名義利率根據(jù)產(chǎn)出缺口和通脹缺口進(jìn)行調(diào)整，即用以下方程表示短期名義利率的變化:

其中it*表示在t期貨幣政策的目標(biāo)利率，iˉ表示長(zhǎng)期均衡名義利率，πt+n表示從t期到t+n期價(jià)格水平變化的百分比，π*表示通脹目標(biāo)，y?t是t期的產(chǎn)出缺口，E是預(yù)期因子,Ωt表示在t期利率制定時(shí)的信息集。

Hans Genberg（2001）[15]和 Siklos，Werner&Bohl(2004)的研究表明資產(chǎn)價(jià)格包含了未來(lái)總需求及其引起的通脹壓力的重要信息，資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)具有一定的內(nèi)生性。泰勒模型中加入資產(chǎn)價(jià)格可以提高貨幣政策的有效性。本文借鑒Siklos，Werner&Bohl(2004)的研究，以股票市場(chǎng)總市值作為資產(chǎn)價(jià)格的代理變量加入泰勒規(guī)則。則（2）式變?yōu)?/p>

其中，St-1為之后一期資產(chǎn)價(jià)格。

Or-phanides(2001)認(rèn)為在泰勒規(guī)則內(nèi)引人利率平滑（interest rate smoothing），較之原泰勒規(guī)則能夠更好地符合實(shí)際觀察到的政策。利率平滑現(xiàn)象是指貨幣當(dāng)局為維護(hù)信譽(yù)，并不是將利率一步調(diào)整至目標(biāo)利率，而是逐步將利率調(diào)整至目標(biāo)水平，具體表現(xiàn)為以同一方向上連續(xù)微幅調(diào)整利率而逆向變化頻率低間隔時(shí)間長(zhǎng)。

假定中央銀行調(diào)整利率有平滑行為，以下面的式子描述:

其中參數(shù)ρ∈(0,1)，反映平滑調(diào)整的程度，vt是零均值關(guān)于利率外在沖擊的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，it是貨幣當(dāng)局設(shè)定的當(dāng)前利率水平。

將（4）代入（3），

令 a=(1-ρ)，a=(1-ρ)，?=(1-ρ)β ，φ=(1-ρ)χ，γ=(1-ρ)δ，則我們得到考慮資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的前瞻性泰勒規(guī)則模型為：

其中，i表示市場(chǎng)利率，E([πt+1|Ωt])表示預(yù)期通貨膨脹缺口，y?t表示產(chǎn)出缺口，st-1表示滯后一期資產(chǎn)價(jià)格，it-1表示滯后一期市場(chǎng)利率。

2 數(shù)據(jù)選取與處理

本文選取的樣本為我國(guó)2000年第一季度到2009年第四季度，共40個(gè)樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于ccer經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)。變量的數(shù)據(jù)選取及處理做如下說(shuō)明：

2.1 名義利率與長(zhǎng)期均衡利率

由于我國(guó)國(guó)債利率尚不能引導(dǎo)市場(chǎng)利率。而同業(yè)拆借利率能夠較為迅速地反映貨幣市場(chǎng)上資金的供求狀況（謝平、羅雄，2002;卞志村，2006等），所以本文沿用國(guó)內(nèi)研究的普遍做法將銀行七日同業(yè)拆借利率作為金融市場(chǎng)的基準(zhǔn)利率。

長(zhǎng)期均衡利率值的主要方法是平均聯(lián)邦基金利率與平均通貨膨脹率之差（Kozicki，1999；clarida，Gali and Gerlter，2000），謝平、羅雄（2002）也認(rèn)為如果樣本期限足夠長(zhǎng)，可以用樣本的平均真實(shí)利率來(lái)估計(jì)長(zhǎng)期均衡真實(shí)利率。由于近年我國(guó)通貨膨脹率較高以及選取樣本的期限不夠長(zhǎng)，為了避免出現(xiàn)較大的誤差，我們用1992～2009年的長(zhǎng)期平均真實(shí)利率代表我國(guó)長(zhǎng)期均衡利率，通過(guò)計(jì)算可得：長(zhǎng)期均衡利率iˉ=2.347。

2.2 潛在GDP與GDP缺口的估計(jì)

為了消除通貨膨脹的影響，我們將名義季度GDP轉(zhuǎn)化為真實(shí)季度GDP(用RGDP表示)，方法為:真實(shí)季度GDP=名義季度GDP/當(dāng)季CPI。我們用線性趨勢(shì)來(lái)估計(jì)潛在GDP。由于GDP水平呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的季節(jié)波動(dòng)，首先用X11季節(jié)調(diào)整方法消除時(shí)間序列中的季節(jié)變動(dòng)要素，然后通過(guò)Hodrick-Prescott（HP）濾波法分解序列的趨勢(shì)要素，進(jìn)而得出潛在GDP和GDP缺口。

2.3 目標(biāo)通貨膨脹率與預(yù)期通貨膨脹率

根據(jù)《政府工作報(bào)告》和國(guó)家信息中心披露的信息，我國(guó)目標(biāo)通貨膨脹率應(yīng)維持在3%～5%之間應(yīng)該是宏觀調(diào)控的目標(biāo)。本文通過(guò)Fishier交易方程式法計(jì)算目標(biāo)通貨膨脹率，即P=MV*/Y*,其中M代表貨幣供應(yīng)量(M2),V*代表均衡貨幣流通速度，Y*代表潛在產(chǎn)出（陸軍、鐘丹，2003）。把每年實(shí)際的年平均值視為年均衡值，用2000～2009年的年實(shí)際流通速度的加權(quán)平均值代表這一時(shí)期的貨幣均衡流通速度，用每年貨幣供給量的加權(quán)平均值代表這一時(shí)期的貨幣供給量，再根據(jù)上文得出的潛在產(chǎn)出得到目標(biāo)通貨膨脹率π*=3.991。

目前文獻(xiàn)中估算預(yù)期通貨膨脹率的方法有兩類:一是直接估計(jì)的方式，主要依據(jù)Lucas供給曲線所導(dǎo)出的預(yù)期修正的菲利普斯曲線。二是間接估計(jì)的方式。根據(jù)費(fèi)雪方程式估計(jì)隱含的預(yù)期通貨膨脹率。本文借鑒陸軍（2002）的研究，引入菲利普斯—奧肯曲線以估算預(yù)期的通脹率。

πt=f(ut)+πt*=πt*+b(ut-u*)——菲利普斯曲線

u=u*-a*y?t——奧肯法則

其中，u與u*表示實(shí)際與自然失業(yè)率。y?t表示產(chǎn)出缺口。將奧肯法則和菲利浦斯曲線結(jié)合起來(lái)，得到菲利普斯-奧肯曲線:

則預(yù)期通貨膨脹率

2.4 資產(chǎn)價(jià)格

采用上海證券綜合指數(shù)季度數(shù)據(jù)來(lái)代表資產(chǎn)價(jià)格。從圖1可以看出從2000年第一季度到2009年第四季度股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)是較大的,尤其是在2006～2009年大幅起落。

3 實(shí)證分析與結(jié)果說(shuō)明

3.1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先，為了避免模型出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，本文將利用Dichey和Fuller（1981）提出的考慮殘差項(xiàng)序列的ADF單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。因此，運(yùn)用Eviews5.0分別對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)過(guò)程中滯后項(xiàng)的確定采用SIC準(zhǔn)則，自動(dòng)選擇。具體結(jié)果見表1：。

由上表的檢驗(yàn)結(jié)果可得出，變量本身非平穩(wěn)序列，但一階差分后均是平穩(wěn)的，服從I（1）過(guò)程，因此，我們不能用傳統(tǒng)的計(jì)量分析方法檢驗(yàn)它們之間的關(guān)系，而應(yīng)該采用處理非平穩(wěn)變量的協(xié)整分析方法。

圖1 上證綜合指數(shù)季度波動(dòng)

3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可以發(fā)現(xiàn)所有變量均為一階單整。當(dāng)以單位根檢驗(yàn)得到變量不全為平穩(wěn)序列時(shí)，須進(jìn)一步確定VAR模型的滯后期數(shù)。通過(guò)建立無(wú)約束的向量自回歸（VAR）模型，根據(jù)VAR模型中滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)中的AIC信息規(guī)則，可以確定最優(yōu)滯后期數(shù)為2。然后利用Johansen檢驗(yàn)判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平下，存在一個(gè)且僅存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。即表明各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，且協(xié)整方程為

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明市場(chǎng)利率利率、預(yù)期通貨膨脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價(jià)格與滯后一期市場(chǎng)利率之間實(shí)存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。每個(gè)估計(jì)符號(hào)均符號(hào)理論要求，考慮資產(chǎn)價(jià)格后的前瞻性泰勒規(guī)則適合描述我國(guó)銀行同業(yè)拆借利率的長(zhǎng)期走勢(shì)。

表2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

預(yù)期通貨膨脹E([πt+1|Ωt]-π*)的反應(yīng)系數(shù)為0.2984，明顯小于1。這說(shuō)明我國(guó)貨幣政策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于高漲時(shí)期，利率上升幅度小于通貨膨脹率，結(jié)果相當(dāng)于真實(shí)利率下降，從而更進(jìn)一步刺激投資，加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使通貨膨脹進(jìn)一步上升。央行在貨幣政策執(zhí)行過(guò)程中考慮到了微觀主體的預(yù)期,但是關(guān)注程度小于對(duì)預(yù)期通脹的程度。

產(chǎn)出缺口y?t反應(yīng)系數(shù)為0.3262。泰勒(1998)計(jì)算的美國(guó)在1987～1997年期間產(chǎn)出缺口的利率系數(shù)為0.765，英國(guó)1992～1997年期間的產(chǎn)出缺口系數(shù)為0.47，都高于我國(guó)的產(chǎn)出缺口系數(shù)。雖然我國(guó)產(chǎn)出系數(shù)微偏小，但表明我國(guó)在這一段時(shí)期實(shí)行的貨幣政策已經(jīng)開始重視產(chǎn)出缺口問(wèn)題。

利率平滑it-1的系數(shù)為0.8402，小于1但相差不大，這表明央行能夠根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化，對(duì)利率進(jìn)行主動(dòng)調(diào)節(jié)的同時(shí)采用了利率平滑的調(diào)控方式，有利于維護(hù)央行信譽(yù)，防止對(duì)市場(chǎng)造成過(guò)度沖擊。

資產(chǎn)價(jià)格（股票總市值）st-1的系數(shù)為0.0633，這表明當(dāng)資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)利率的存在正向的影響，但是市場(chǎng)利率反應(yīng)的幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的幅度。

3.3 反應(yīng)函數(shù)估計(jì)

我們采用GMM廣義矩陣法估計(jì)反應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步檢驗(yàn)上述結(jié)論。工具變量集合包括常量、滯后兩階的名義短期利率、預(yù)期通脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價(jià)格。

GMM估計(jì)的結(jié)果表明，中央銀行在調(diào)整利率水平時(shí)對(duì)預(yù)期通脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價(jià)格、利率平滑的反應(yīng)系數(shù)分別為0.0379、0.4025、0.0434、0.9246，與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果基本一致，印證了我國(guó)中央銀行貨幣政策存在明顯利率平滑行為、對(duì)預(yù)期通貨膨脹缺口和資產(chǎn)價(jià)格反應(yīng)不足的結(jié)論。

然后將考慮資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的前瞻性泰勒規(guī)則與傳統(tǒng)泰勒規(guī)則估計(jì)的目標(biāo)利率值進(jìn)行比較。圖2中i表示市場(chǎng)利率原值，i_a表示傳統(tǒng)泰勒規(guī)則對(duì)利率模擬值，i_b表示考慮資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的前瞻性泰勒規(guī)則對(duì)利率模擬值。表4為描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的比較。

從上述比較可以看出，加入資產(chǎn)價(jià)格的前瞻性泰勒規(guī)則模型比原泰勒規(guī)則模型對(duì)目標(biāo)利率的模擬較好，更符合我國(guó)市場(chǎng)利率的走勢(shì)。因此，泰勒規(guī)則在我國(guó)的運(yùn)用應(yīng)當(dāng)考慮資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)。因此,資產(chǎn)價(jià)格應(yīng)該成為今后中央銀行利率調(diào)控的重要內(nèi)生變量。

表3 GMM反應(yīng)函數(shù)估計(jì)結(jié)果

4 研究結(jié)論與建議

本文將資產(chǎn)價(jià)格引入泰勒規(guī)則，并考慮前瞻性通貨膨脹預(yù)期，構(gòu)建了中國(guó)貨幣政策利率反應(yīng)模型。并基于2000～2009年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和反應(yīng)函數(shù)估計(jì)法對(duì)拓展后的泰勒規(guī)則模型進(jìn)行檢驗(yàn)和比較。本文得出以下結(jié)論：

第一，考慮資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的前瞻性泰勒規(guī)則更適合描述我國(guó)市場(chǎng)利率走勢(shì)。協(xié)整檢驗(yàn)表明滯后一期資產(chǎn)價(jià)格與市場(chǎng)利率、預(yù)期通貨膨脹缺口、滯后一期市場(chǎng)利率之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。反應(yīng)函數(shù)法與協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)論基本一致。并且通過(guò)對(duì)比發(fā)現(xiàn)，考慮資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的前瞻性泰勒規(guī)則對(duì)我國(guó)市場(chǎng)利率的模擬更好，泰勒規(guī)則在我國(guó)的運(yùn)用應(yīng)當(dāng)將資產(chǎn)價(jià)格納入框架，資產(chǎn)價(jià)格應(yīng)該成為今后中央銀行利率調(diào)控的重要內(nèi)生變量。

圖2 基準(zhǔn)模型、擴(kuò)展模型模擬值與實(shí)際值比較

表4 實(shí)際利率與基準(zhǔn)模型、擴(kuò)展模型模擬值描述統(tǒng)計(jì)比較

第二，利率調(diào)整對(duì)預(yù)期通脹缺口前瞻性不足。從協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果看,我國(guó)中央銀行貨幣政策對(duì)預(yù)期通貨膨脹缺口的反應(yīng)系數(shù)為0.2984，反應(yīng)不足。這會(huì)利率上升幅度小于通貨膨脹率，結(jié)果相當(dāng)于真實(shí)利率下降，從而更進(jìn)一步刺激投資，加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使通貨膨脹進(jìn)一步上升。這說(shuō)明目前我們的貨幣政策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策。貨幣政策從制定、實(shí)施到影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間存在時(shí)滯問(wèn)題,認(rèn)為未來(lái)物價(jià)有通貨膨脹壓力時(shí)就應(yīng)該及時(shí)調(diào)整，因此央行應(yīng)提高對(duì)通貨膨脹的前瞻性預(yù)期，達(dá)到利率對(duì)通貨膨脹的合理調(diào)控。

第三，市場(chǎng)利率對(duì)資產(chǎn)價(jià)格反應(yīng)不足。資產(chǎn)價(jià)格st-1的系數(shù)為0.0633，GMM反應(yīng)函數(shù)估計(jì)的系數(shù)為0.0434，反應(yīng)程度均偏小。一方面原因可能是這一期間央行貨幣政策以穩(wěn)定物價(jià)、保經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為主，而對(duì)資產(chǎn)價(jià)格反應(yīng)不足，另一方面原因是資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)不僅受到貨幣政策的影響，還受到市場(chǎng)參與者對(duì)市場(chǎng)的預(yù)期、外部經(jīng)濟(jì)因素的影響，并且貨幣政策主要影響的是短期利率，而資產(chǎn)價(jià)格主要反映的是人們對(duì)長(zhǎng)期利率水平的預(yù)期。

基于此，我們建議建立通貨膨脹監(jiān)測(cè)體系，根據(jù)物價(jià)水平和人們預(yù)期變化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)影響程度的估計(jì)估計(jì)做出相應(yīng)判斷，加強(qiáng)貨幣政策的前瞻性。并且隨著我國(guó)資本市場(chǎng)不斷壯大以及金融衍生產(chǎn)品的日益豐富，金融資產(chǎn)占社會(huì)經(jīng)濟(jì)總資本的比重日益增大。資產(chǎn)價(jià)格如果出現(xiàn)劇烈波動(dòng)將不可避免地影響貨幣政策效果，甚至?xí)?duì)宏觀經(jīng)濟(jì)基本面產(chǎn)生嚴(yán)重沖擊。因此，必須通過(guò)加強(qiáng)金融監(jiān)管規(guī)范資產(chǎn)市場(chǎng)行為，完善資產(chǎn)價(jià)格的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，提高貨幣政策有效性。

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