1106 朱惠、潘琦：货币政策(完成稿)

广东外语外贸大学南国商学院朱惠潘琦

摘要：本文基于房地产价格的视角，采用我国1998 年第一季度- 2008 年第二季度的相关季度数据，运用协整分析和Granger 因果关系检验等计量方法对我国货币政策的资产价格传导机制进行了实证分析。实证结果表明，以房地产价格为代表的资产价格传导渠道已经成为我国货币政策传导的一条重要渠道，货币政策传导到房地产价格后将进一步传导到实体经济。央行应该充分发挥资产价格对货币政策的传导作用，从而增强货币政策的有效性，更好地调控宏观经济。

关键词：货币政策；房地产价格；传导机制

Probe into The Asset Price Transmission Mechanism of

Chinese Monetary Policy

Abstract:This article basing on the perspective of real estate prices, using quaterly data from 1998 to 2008, with the cliometrical method, made some empirical analysis. The empirical results show that, the asset prices transmission channel, presented by real estate prices, has become an important channel of Chinses monetary policy transmission, and monetary policy to the real estate prices will be further transmitted to the real economy. The central bank should give full play to the conduction of monetary policy, thereby enhancing the effectiveness of monetary policy, and make a better macroeconomic control.

Key words:Monetary Policy; Asset price; Transmission Mechanism;

注：本文是国家社科基金项目“商业银行供应链金融运行机制研究”，（项目编号10BJL026）的部分研究成果。

作者简介：

朱惠：女，1978年生，黑龙江人，讲师，国际贸易硕士，国际贸易理论与政策研究方向，工作单位：广东外语外贸大学南国商学院

地址：广州市白云区良田中路181号邮编：510545 电话：159********

电子邮箱：

潘琦：女，1986年生，安徽黄山人，广东外语外贸大学世界经济专业09级研究生。

摘要：本文基于房地产价格的视角，采用我国1998 年第一季度- 2008 年第二季度的相关季度数据，运用协整分析和Granger 因果关系检验等计量方法对我国货币政策的资产价格传导机制进行了实证分析。实证结果表明，以房地产价格为代表的资产价格传导渠道已经成为我国货币政策传导的一条重要渠道，货币政策传导到房地产价格后将进一步传导到实体经济。央行应该充分发挥资产价格对货币政策的传导作用，从而增强货币政策的有效性，更好地调控宏观经济。

关键词：货币政策；房地产价格；传导机制

一、货币政策资产价格传导机制理论综述

货币政策的资产价格传导机制是指通过货币政策的调整和操作来影响资产（主要是股票价格、房地产价格和汇率三种）的相对价格，从而引导人们进行资产结构调整，进而影响到货币总需求和实体经济。从各国货币政策的实践来看，货币政策的资产价格传导渠道主要有以下几种:

（一）资产结构调整效应渠道

即托宾的q理论（托宾，1969）。在衡量货币供给通过利率变动影响收入变化上，Tobin引入一个新概念q，即企业市场价值与资本重置成本的比值，q的高低决定了企业的投资意愿。当中央银行实行扩张性货币政策时，货币供应量（M ）增加将导致利率（r）下降，股票、债券的相对收益率将会上升，经由公众的资产结构调整效应最终促使股票价格（Pe）上升，q相应上升，带动企业投资（I）扩张，最终使国民收入（Y）增加。

这一货币政策传导机制可表示为：M ↑→r↓→Pe↑→q↑→I↑→Y↑。

此处M↑表示扩张性的货币政策，导致了股票价格的上升(Pe↑) ，股票价格的上升提高了q(q↑) ，q上升提高了投资( I ↑) ，因此导致了总需求的增加和产出的增长( Y↑) 。

（二）财富效应渠道

根据生命周期假说（莫迪利亚尼Modigliani，1971)，消费者是理性的，个人会对其一生的消费和储蓄行为进行合理规划，以期实现消费资源在整个生命周期内的最佳配置。因此，现期消费不只受到消费者现期收入的影响，还受到其毕生财富的影响。其财富包括人力资本、真实资本和金融财富，股票是金融财富的一个主要组成部分。因此，货币供给量的变动将通过改变利率和股票价格来影响居民的金融财富(W )及其一生的财富量(LR) ，进而影响其消费需求(C)和国民收入( Y)。理论的货币政策财富效应传导渠道可描述为：

M↑→r↓→Pe↑→W ↑→LR↑→C↑→Y↑。

（三）资产负债表渠道

货币政策可以通过影响潜在借款人（企业或居民）的资产负债表质量或财富净值，而对经济运行产生影响。现实中，由于借贷市场信息的不对称，出现了逆向选择与道德风险问题。因此，银行为了降低借款人赖账的风险，一般以借款人的财富净值为基准对其授信，同时还要求借款人提供相应的担保（Bernanke 和Gertler，1995）。企业净值的增加，较高的净值意味着借款人拥有较多的担保品，会减少逆向选择和降低道德风险，从而企业有较大欲望为投资支出而融资贷款。因此，当货币供给量增加、股票价格上升时，企业的净值也将随之提高，逆向选择和道德风险减少，导致贷款和投资支出增加，从而促进经济增长。

企业资产负债表渠道引起的投资支出的变化过程表述如下：

M ↑→Pe↑→企业净值↑→逆向选择与道德风险↓→贷款↑→I↑→Y↑。

从银行的资产负债表来说，银行从事大量的房地产信贷，而房地产起着担保品的作用。货币扩张导致房地产价格上升，银行贷款损失的可能性将会降低，银行资本增加，银行会从事更多的借贷。

银行资产负债表渠道引起的投资支出变化过程表述如下:

M ↑→房地产价格↑→银行资本净值↑→借贷↑→I ↑→Y↑

（四）流动性效应渠道

该效应是以消费者的资产负债表为基础的。具体说来，当消费者的净资产较多时，发生财务危机的可能性较小，就会更愿意购买耐用消费品。所以，当股票价格上升时，金融资产的价值将提高，消费者因财务状况趋于向好，陷入财务困境的可

能性变低，从而会增加其耐用消费品的支出。由此可见，货币政策和资产价格之间存在着比较密切的联系，它们之间的联系及对经济的影响过程也就是货币政策的传导过程。这一传导过程可以描述为：

M↑→Pe↑→财务危机可能性↓→耐用消费品开支↑→Y↑。

在上述货币政策的资产价格传导渠道中，财富效应渠道是最重要的渠道，托宾的q效应不显著，资产负债表效应在资产价格对实体经济的影响中起到主要的作用。国外相关研究表明，在多数工业化国家，房地产和股票价格变化对居民和企业的支出有显著影响，但影响程度有差异。另外，资产价格上升和下降产生的效应不对称，一般资产价格上升对经济的促进作用要小于资产价格下降同样幅度对经济的紧缩作用。

美国经济学家K. Case、Quigley and Shiller (2001) 利用美国、法国、比利时、芬兰等14 个工业国家的1975-1996 年的数据对消费支出、收入、股票财富、住宅财富之间的关系进行计量经济分析，发现股票市场的财富效应较弱，而住宅市场的财富效应是股票财富效应的约两倍。

Chen (2001) 认为银行对资产价格的变动起重要作用，借款的数量不仅受个人或企业财富的约束，还要受到银行总资产的约束，在信息不对称条件下银行贷款额同时是银行总资产和个人或企业财富的函数，货币政策对银行的影响将进一步扩大到资产价格。

国内的相关研究有:黄健(2000) 研究了货币政策间接调控证券市场与证券市场运行影响货币市场效果的原理，基本观点是货币市场与资本市场存在内在联系，货币政策可以通过货币市场调控资本市场价格行为。

魏永芬、王志强(2002) 研究了货币政策对资产价格的传导，主要分析了货币政策对股票价格传导的效率，并对中国股票市场价格传导的效率问题作了实证，结论是在我国市场金融资产不具有价格传导效率。

周京奎(2006) 研究了1998～2005 年我国资产价格波动机制，认为货币供应量对银行拆借利率和贷款额有显著影响，并通过信贷中介放大了这种影响，是引起资产价格波动的发动机，一旦产生货币冲击将使资产价格陷于持久的波动之中。

何国华、黄明皓(2009) 研究了开放条件下货币政策的传导，认为随着资本市场

在我国的快速发展，资产价格传导模型对货币政策传导机制的解释力度不断加强，货币供应量对资产价格具有明显的正效应，并通过资产价格传导影响产出。

众学者研究中常以股票市场或房地产市场为例分析货币政策的资产价格传导机制，本文将以房地产价格为例进行实证分析。

二、我国货币政策通过房地产价格进行传导的实证分析

本文的实证研究分成两个部分:第一部分研究货币政策传导到房地产价格的有效性，分析货币政策对房地产价格的影响是否显著；第二部分研究货币政策由房地产价格传导到实体经济的有效性，分析该传导过程是否显著存在。

（一）货币政策传导到房地产价格的有效性分析

1．数据选取及说明

1998 年我国结束了福利分房制，开始实行货币化分房，成为房地产业走向市场化的分水岭。因此本文以1998 年第一季度到2008 年第二季度为样本期，选择货币供应量作为货币政策传导变量，分析货币供应量与房地产价格之间是否存在稳定的关系。货币供应量选用广义货币供应量M2季度值，房地产价格选用房屋销售价格指数HP季度值。数据均来自中经网。

2．数据平稳性检验

非平稳的经济变量在作回归分析时常带来伪回归问题，因此，在建立经济模型前应先对经济变量进行平稳性检验。本文采取ADF 检验法对M2和HP进行平稳性检验，结果如下表所示:

单位根的假设，均为平稳序列。因此，各变量均为一阶单整的序列。

3．协整分析

协整方程反映了变量间的长期均衡稳定的数量关系。对于存在单位根的两组或

两组以上的时间序列，如果它们的线性组合是平稳的I(0)过程，则它们之间存在协整关系。

对变量M2和HP进行协整检验，约翰森协整检验的结果为：Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)和Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)的P值均为0.0000，小于0.05的显著水平，则拒绝原假设，说明M2和HP 具有长期稳定的协整关系。

4．因果关系检验

为了确定M2和HP之间是否存在因果关系以及因果关系的方向，分别选取滞后1至6期的情况下考察它们之间的联系，Granger因果关系检验的F统计量和P统计值分别列示在表1中。

表1：Granger因果关系检验结果

M2是HP 的Granger 原因，其余情况下Granger 因果检验表明两个变量间并不存在明显

的因果关系。因而，M2 是房地产价格变动的原因，时滞6-15 个月。这一结论意味着央行当前调控货币供应量的政策措施将在6-15个月以后对房地产价格产生影响。

（二）货币政策由房地产价格传导到实体经济的有效性分析

从前文的理论分析中可知，财富效应和资产负债表效应均会导致资产价格的变动进一步传导到实体经济中，对消费和投资产生促进或紧缩作用。本文仅对投资效应作一简要计量分析。

样本期间仍取1998 年第一季度到2008 年第二季度，选取的变量主要有：I，以固定资产投资完成额为统计量；GDP，以国内生产总值（现价）为统计量；R，以21-30天银行间同业拆借平均利率为统计量；HP，以全国房屋销售价格指数为统计量。为了减少异方差性影响并直接得出弹性值，对除利率外的所有变

量取对数值。采用的数据均来源于中经网，并加以整理得到。

由于季度数据具有很强的季节波动性，在建立回归方程前先对所有数据进行了季节调整，季节调整后的变量均加上SA后缀。数据处理完毕后建立如下的计量模型：LnISA= α + β L nGD PSA + γ RSA + δ L n H PSA + e

由于经济数据大多属于非平稳的时间序列数据，在进行OLS估计之前必须对各变量的数据进行单位根检验，以免造成虚假回归。单位根检验结果如下：

验的结果为：Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)和Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)的P值分别为0.0051和0.0007，都小于0.05，则拒绝原假设，说明LNISA、LNGDPSA、LNHPSA和RSA具有协整关系，进而可以对它们直接进行OLS回归分析。

运用Eviews6.0软件进行计量回归，最优回归结果为：

LnISA t = -17.9792 + 1.825LnGD PSA t– 0.0021 RSA t + 1.5369Ln H PSA t – 1

标准差：（2.8473）（0.0628）（0.012）（0.7297）

t统计量：（-6.315）（29.0774）（-0.178）（2.1063）

P值：（0.0000）（0.0000）（0.8597）（0.042）

R2 = 0.9888，F = 1084.786，DW = 0.7925

总体F检验显著，从调整的决定系数来看拟合情况较好，但是从各解释变量的t 检验来看，利率R在10 %的显著性水平下仍通不过t检验，而房屋销售价格指数HP 只有在取一阶滞后时才能在5 %的显著性水平下通过t 检验。方程总体拟合效果较好，且通过了正态性和异方差检验。但DW=0.7925，存在自相关，必须用广义最小二乘法予以消除。

令ρ=1-DW/2=0.6038，该回归方程最终得到的广义最小二乘估计结果是：

LnISA t = 2.0837LnGD PSA t–2.9638Ln H PSA t – 1

各变量P值均小于显著水平0.05，即均通过了t检验，且R2=0.9374，回归拟合度依旧较高，DW = 1.8681，消除了自相关。

我国利率管制仍然存在，利率市场化还没有完成，这造成了我国经济的低利率敏感性。投资多是由地方政府所主导的，如2008 年以来政府为应对经济危机大量投资基础设施建设便成为我国投资的主要组成部分，为追求政绩而带来的投资行为并不遵循市场经济规律。另外，很多行业都存在行政垄断等，这也带来了投资行为的非市场化。总体来看，投资对利率并不敏感。

房地产价格对投资有一定的解释力，高房价带来的高利润吸引了大量资金进入房地产行业。同时，土地出让收入也是地方政府财政收入的重要来源，这也激励了地方政府推动房地产业的发展。房地产业已成为我国经济发展的重要支柱，与它直接相关的产业就有50 多个，另外还有许多间接相关的产业。从计量模型来看，房地产价格滞后一期即3 个月，对投资的解释力最高，弹性系数接近3，而当期的房地产价格对投资的解释力并不高。这表明房地产价格带来的投资效应有一定的滞后期。

总之，房地产行业在我国经济发展中处于非常重要的地位，财富效应等机制的存在，使得房地产价格的变化与社会投资总量密切相关。房地产价格对社会消费影响的分析与上文分析方法相似，结论一致。可见，货币供应量影响了房地产价格后，将会通过房价进一步传导到实体经济，影响社会的投资与消费。

三、结论与建议

综上所述，目前我国货币政策资产价格传导机制虽然不是很稳定，但已开始显现出来。本文通过对房地产价格变动与货币供应量变动的计量分析可以看出，广义货币供应量与房地产价格之间存在着长期稳定的协整关系，Granger 因果检验表明货币供应量是房地产价格变动的原因，并存在6-15个月的时滞。房地产价格的变动对投资也有一定的推动作用，随着市场的进一步完善必将发挥更大的促进作用。

当然，目前我国股票市场仍不够完善，政府行为仍然存在，市场化程度依旧较低，企业融资仍主要依靠银行借贷。价格市场化、理性化的前提是市场管理规范化,提高资本市场的效率是改善货币传导机制的先决条件。所以，要改善货币政策传导的有效性，就必须加强市场监管,规范市场秩序。只有实现真正的资产价格由市场决定,才能使资本市场充分发挥融资投资和资源配置的作用,才能提高货币政策通过资产价格渠道传导的有效性。

同时，我国城乡二元化的结构表明，只有城市居民拥有的住房才有财富效应，广大农村的自有住房并不存在一个完善的交易市场，因而谈不上财富效应，但城市居民拥有住房人数仍较少，房地产市场还存在种种问题，这些都影响到了财富效应的发挥。我国的外汇储备高居世界第一，但盯住美元的固定汇率制度使得我国基础货币的被动投放量过大，汇率的传导机制不明显。总之，目前我国的货币政策的资产价格传导机制还有待改善。

虽然中国人民银行已经开始关注资产价格的问题，但并未将其纳入央行的政策目标之内。所以，央行有必要对其货币政策进行有效的改革，应尽快将资产价格纳入货币政策体系，加强对资产价格稳定的关注度，注重货币政策的前瞻性与针对性，提高外汇市场的开放度和市场化程度，不断完善货币政策体系，使得货币政策的作用能够得到更好的发挥。

为了建立健全的货币政策资产价格传导机制，政府应当进一步完善货币市场，建立一个多元化、高层次、高效率的货币市场，使货币政策通过货币市场传导到资本市场的时滞缩短；大力发展资本市场，完善人民币汇率的形成机制，增强货币政策的独立性；关注股票价格、房地产价格的变化，制定货币政策时应考虑到资产价

格的传导机制，提高货币政策的有效性；推动股票市场由筹资型向投资型发展，使资本市场有效引导企业投资。

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Chinese Monetary Policy

Abstract:This article basing on the perspective of real estate prices, using quaterly data from 1998 to 2008, with the cliometrical method, made some empirical analysis. The empirical results show that, the asset prices transmission channel, presented by real estate prices, has become an important channel of Chinses monetary policy transmission, and monetary policy to the real estate prices will be further transmitted to the real economy. The central bank should give full play to the conduction of monetary policy, thereby enhancing the effectiveness of monetary policy, and make a better macroeconomic control.

Key words:Monetary Policy; Asset price; Transmission Mechanism;

附录：本文实证部分的原始数据

时间R M2(亿元) GDP(亿元) HP I(亿元) 1998(1) 8.67 92083 17501.3 101.3 1136 1998(2) 7.03 93752 37222.7 102.1 4182 1998(3) 5.07 97803 57595.2 101.3 9056 1998(4) 6.26 102534 84402.3 101.0 16318 1999(1) 4.33 107239 18789.7 99.7 1434 1999(2) 4.83 110214 39554.9 99.6 4902 1999(3) 2.7 113107 61414.2 99.9 9990 1999(4) 4.71 117282 89677.1 100.7 17425 2000(1) 2.58 121794 20647 100.7 1595 2000(2) 2.43 124927 43748.2 101.1 5460 2000(3) 2.59 128196 68087.5 101.5 11349 2000(4) 2.75 131709 99214.6 101.2 19374 2001(1) 2.93 137499 23299.5 101.9 1846 2001(2) 2.97 142258 48950.9 102.5 6454 2001(3) 2.8 150331 75818.2 102.7 13447 2001(4) 3.12 154629 109655.2 101.8 22471 2002(1) 2.62 161547 25375.7 104.3 2336 2002(2) 2.26 166744 53341 102.8 8116 2002(3) 2.29 173695 83056.7 104.0 16706 2002(4) 2.34 180679 120332.7 103.5 27310 2003(1) 2.34 191694 28861.8 104.8 3463 2003(2) 2.12 200189 59868.9 105.0 11954 2003(3) 2.67 210117 93329.3 104.1 24887 2003(4) 3.13 217348 135822.8 105.1 39267 2004(1) 2.82 227936 33420.6 107.7 5173 2004(2) 2.79 235633 70405.9 110.4 16109 2004(3) 3.2 240538 109967.6 109.9 32443 2004(4) 2.9 248028 159878.3 110.8 50484 2005(1) 2.67 260552 38763.6 109.8 6629 2005(2) 2.26 270673 81206.8 108.0 20570 2005(3) 1.76 281897 125577.5 106.1 41510 2005(4) 1.84 292899 183217.4 106.5 64716 2006(1) 1.89 306193 44419.8 105.5 8451 2006(2) 2.12 317723 93611.6 105.7 26606 2006(3) 2.73 327920 144569.6 105.5 53082 2006(4) 2.9 338610 211923.5 105.3 80952 2007(1) 2.58 358087 51353.9 105.6 10539 2007(2) 2.97 371625 108913.1 106.3 33572 2007(3) 3.92 388063 169061.5 108.2 67201 2007(4) 4.84 399121 249529.9 110.2 102324 2008(1) 3.33 420646 61490.6 111.0 13219 2008(2) 3.52 436225 130619.3 109.2 42370