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    考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則及實證檢驗

    2011-09-26 09:10:10濤,傅
    統(tǒng)計與決策 2011年17期
    關(guān)鍵詞:前瞻性泰勒缺口

    李 濤,傅 強

    0 前言

    貨幣政策是否對資產(chǎn)價格作出反應(yīng)一直是學(xué)術(shù)界爭論的焦點。第一種觀點認(rèn)為資產(chǎn)價格不應(yīng)成為貨幣政策目標(biāo),貨幣政策實際上也無法改變影響資產(chǎn)價格的長期利率環(huán)境。若將資產(chǎn)價格列人貨幣政策目標(biāo),無疑會增加貨幣政策實施的難度,中央銀行的占優(yōu)選擇是所謂“事后救助”策略(“mop up after”strategy),即通過及時注入充足流動性來緩解資產(chǎn)泡沫破裂對經(jīng)濟形成的沖擊。另一種理念則認(rèn)為貨幣政策應(yīng)當(dāng)關(guān)注資產(chǎn)價格變動。歐央行認(rèn)為,資產(chǎn)泡沫膨脹一般來說都與貨幣信貸的高增長相伴隨,尤其是在經(jīng)濟上升期及住房等資產(chǎn)價格膨脹的階段。中央銀行要加強對貨幣信貸的監(jiān)測分析,對資產(chǎn)價格波動中反映的未來通脹信息應(yīng)給予關(guān)注,構(gòu)建了資產(chǎn)價格變化與貨幣政策的反應(yīng)關(guān)系。西方國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)局運用貨幣政策工具圍繞兩大關(guān)鍵目標(biāo)函數(shù),即實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)者對其進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)出的測量誤差(Orphanides,2003)[4]。④引人資產(chǎn)價格、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)則在我國貨幣政策運用是否考慮資產(chǎn)價格因素是一個值得研究的問題。我國股市誕生之日起,股票價格暴漲暴跌雖已屢見不鮮,資產(chǎn)價格泡沫已經(jīng)是不爭的事實,直接危及金融安全與經(jīng)濟發(fā)展。這對我國央行制定有效貨幣政策,保持經(jīng)濟與社會平穩(wěn)發(fā)展,具有重要的理論與現(xiàn)實意義。本文在借鑒國外研究的基礎(chǔ)上,結(jié)合中國國情對泰勒規(guī)則進行合理擴展,最終構(gòu)建把資產(chǎn)價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)濟金融數(shù)據(jù)進行實證檢驗,最后提出相關(guān)對策建議。

    1 考慮資產(chǎn)價格的前瞻性泰勒規(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,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),能夠更真實地反映央行的實際決策過程以及更好地適應(yīng)貨幣政策作用的時滯。假定短期名義利率根據(jù)產(chǎn)出缺口和通脹缺口進行調(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表示長期均衡名義利率,πt+n表示從t期到t+n期價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期利率制定時的信息集。

    Hans Genberg(2001)[15]和 Siklos,Werner&Bohl(2004)的研究表明資產(chǎn)價格包含了未來總需求及其引起的通脹壓力的重要信息,資產(chǎn)價格波動對貨幣政策傳導(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,以股票市場總市值作為資產(chǎn)價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際觀察到的政策。利率平滑現(xiàn)象是指貨幣當(dāng)局為維護信譽,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間長。

    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擾動項,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)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則模型為:

    其中,i表示市場利率,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)價格,it-1表示滯后一期市場利率。

    2 數(shù)據(jù)選取與處理

    本文選取的樣本為我國2000年第一季度到2009年第四季度,共40個樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于ccer經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。變量的數(shù)據(jù)選取及處理做如下說明:

    2.1 名義利率與長期均衡利率

    由于我國國債利率尚不能引導(dǎo)市場利率。而同業(yè)拆借利率能夠較為迅速地反映貨幣市場上資金的供求狀況(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的基準(zhǔn)利率。

    長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,可以用樣本的平均真實利率來估計長期均衡真實利率。由于近年我國通貨膨脹率較高以及選取樣本的期限不夠長,為了避免出現(xiàn)較大的誤差,我們用1992~2009年的長期平均真實利率代表我國長期均衡利率,通過計算可得:長期均衡利率iˉ=2.347。

    2.2 潛在GDP與GDP缺口的估計

    為了消除通貨膨脹的影響,我們將名義季度GDP轉(zhuǎn)化為真實季度GDP(用RGDP表示),方法為:真實季度GDP=名義季度GDP/當(dāng)季CPI。我們用線性趨勢來估計潛在GDP。由于GDP水平呈現(xiàn)出強烈的季節(jié)波動,首先用X11季節(jié)調(diào)整方法消除時間序列中的季節(jié)變動要素,然后通過Hodrick-Prescott(HP)濾波法分解序列的趨勢要素,進而得出潛在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)《政府工作報告》和國家信息中心披露的信息,我國目標(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Fishier交易方程式法計算目標(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)。把每年實際的年平均值視為年均衡值,用2000~2009年的年實際流通速度的加權(quán)平均值代表這一時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。

    目前文獻中估算預(yù)期通貨膨脹率的方法有兩類:一是直接估計的方式,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。二是間接估計的方式。根據(jù)費雪方程式估計隱含的預(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,得到菲利普斯-奧肯曲線:

    則預(yù)期通貨膨脹率

    2.4 資產(chǎn)價格

    采用上海證券綜合指數(shù)季度數(shù)據(jù)來代表資產(chǎn)價格。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價格波動是較大的,尤其是在2006~2009年大幅起落。

    3 實證分析與結(jié)果說明

    3.1 ADF平穩(wěn)性檢驗

    首先,為了避免模型出現(xiàn)偽回歸問題,本文將利用Dichey和Fuller(1981)提出的考慮殘差項序列的ADF單位根檢驗法,檢驗變量的平穩(wěn)性。因此,運用Eviews5.0分別對各變量進行單位根檢驗。檢驗過程中滯后項的確定采用SIC準(zhǔn)則,自動選擇。具體結(jié)果見表1:。

    由上表的檢驗結(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)過程,因此,我們不能用傳統(tǒng)的計量分析方法檢驗它們之間的關(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

    3.2 Johansen協(xié)整檢驗

    通過變量的平穩(wěn)性檢驗可以發(fā)現(xiàn)所有變量均為一階單整。當(dāng)以單位根檢驗得到變量不全為平穩(wěn)序列時,須進一步確定VAR模型的滯后期數(shù)。通過建立無約束的向量自回歸(VAR)模型,根據(jù)VAR模型中滯后長度標(biāo)準(zhǔn)檢驗中的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檢驗判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果如表2所示。

    表1 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

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

    協(xié)整檢驗結(jié)果表明市場利率利率、預(yù)期通貨膨脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價格與滯后一期市場利率之間實存在長期均衡關(guān)系。每個估計符號均符號理論要求,考慮資產(chǎn)價格后的前瞻性泰勒規(guī)則適合描述我國銀行同業(yè)拆借利率的長期走勢。

    表2 Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗

    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。這說明我國貨幣政策是一種不穩(wěn)定的貨幣政策。當(dāng)經(jīng)濟處于高漲時期,利率上升幅度小于通貨膨脹率,結(jié)果相當(dāng)于真實利率下降,從而更進一步刺激投資,加速經(jīng)濟增長,使通貨膨脹進一步上升。央行在貨幣政策執(zhí)行過程中考慮到了微觀主體的預(yù)期,但是關(guān)注程度小于對預(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)計算的美國在1987~1997年期間產(chǎn)出缺口的利率系數(shù)為0.765,英國1992~1997年期間的產(chǎn)出缺口系數(shù)為0.47,都高于我國的產(chǎn)出缺口系數(shù)。雖然我國產(chǎn)出系數(shù)微偏小,但表明我國在這一段時期實行的貨幣政策已經(jīng)開始重視產(chǎn)出缺口問題。

    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)濟發(fā)展變化,對利率進行主動調(diào)節(jié)的同時采用了利率平滑的調(diào)控方式,有利于維護央行信譽,防止對市場造成過度沖擊。

    資產(chǎn)價格(股票總市值)st-1的系數(shù)為0.0633,這表明當(dāng)資產(chǎn)價格波動對利率的存在正向的影響,但是市場利率反應(yīng)的幅度遠遠低于資產(chǎn)價格波動的幅度。

    3.3 反應(yīng)函數(shù)估計

    我們采用GMM廣義矩陣法估計反應(yīng)函數(shù)進一步檢驗上述結(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)價格。

    GMM估計的結(jié)果表明,中央銀行在調(diào)整利率水平時對預(yù)期通脹缺口、產(chǎn)出缺口、資產(chǎn)價格、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)整檢驗結(jié)果基本一致,印證了我國中央銀行貨幣政策存在明顯利率平滑行為、對預(yù)期通貨膨脹缺口和資產(chǎn)價格反應(yīng)不足的結(jié)論。

    然后將考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則與傳統(tǒng)泰勒規(guī)則估計的目標(biāo)利率值進行比較。圖2中i表示市場利率原值,i_a表示傳統(tǒng)泰勒規(guī)則對利率模擬值,i_b表示考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則對利率模擬值。表4為描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)的比較。

    從上述比較可以看出,加入資產(chǎn)價格的前瞻性泰勒規(guī)則模型比原泰勒規(guī)則模型對目標(biāo)利率的模擬較好,更符合我國市場利率的走勢。因此,泰勒規(guī)則在我國的運用應(yīng)當(dāng)考慮資產(chǎn)價格波動。因此,資產(chǎn)價格應(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)估計結(jié)果

    4 研究結(jié)論與建議

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

    第一,考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則更適合描述我國市場利率走勢。協(xié)整檢驗表明滯后一期資產(chǎn)價格與市場利率、預(yù)期通貨膨脹缺口、滯后一期市場利率之間存在長期均衡關(guān)系。反應(yīng)函數(shù)法與協(xié)整檢驗的結(jié)論基本一致。并且通過對比發(fā)現(xiàn),考慮資產(chǎn)價格波動的前瞻性泰勒規(guī)則對我國市場利率的模擬更好,泰勒規(guī)則在我國的運用應(yīng)當(dāng)將資產(chǎn)價格納入框架,資產(chǎn)價格應(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、擴展模型模擬值與實際值比較

    表4 實際利率與基準(zhǔn)模型、擴展模型模擬值描述統(tǒng)計比較

    第二,利率調(diào)整對預(yù)期通脹缺口前瞻性不足。從協(xié)整檢驗結(jié)果看,我國中央銀行貨幣政策對預(yù)期通貨膨脹缺口的反應(yīng)系數(shù)為0.2984,反應(yīng)不足。這會利率上升幅度小于通貨膨脹率,結(jié)果相當(dāng)于真實利率下降,從而更進一步刺激投資,加速經(jīng)濟增長,使通貨膨脹進一步上升。這說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、實施到影響實體經(jīng)濟之間存在時滯問題,認(rèn)為未來物價有通貨膨脹壓力時就應(yīng)該及時調(diào)整,因此央行應(yīng)提高對通貨膨脹的前瞻性預(yù)期,達到利率對通貨膨脹的合理調(diào)控。

    第三,市場利率對資產(chǎn)價格反應(yīng)不足。資產(chǎn)價格st-1的系數(shù)為0.0633,GMM反應(yīng)函數(shù)估計的系數(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、保經(jīng)濟增長為主,而對資產(chǎn)價格反應(yīng)不足,另一方面原因是資產(chǎn)價格的波動不僅受到貨幣政策的影響,還受到市場參與者對市場的預(yù)期、外部經(jīng)濟因素的影響,并且貨幣政策主要影響的是短期利率,而資產(chǎn)價格主要反映的是人們對長期利率水平的預(yù)期。

    基于此,我們建議建立通貨膨脹監(jiān)測體系,根據(jù)物價水平和人們預(yù)期變化對宏觀經(jīng)濟影響程度的估計估計做出相應(yīng)判斷,加強貨幣政策的前瞻性。并且隨著我國資本市場不斷壯大以及金融衍生產(chǎn)品的日益豐富,金融資產(chǎn)占社會經(jīng)濟總資本的比重日益增大。資產(chǎn)價格如果出現(xiàn)劇烈波動將不可避免地影響貨幣政策效果,甚至?xí)暧^經(jīng)濟基本面產(chǎn)生嚴(yán)重沖擊。因此,必須通過加強金融監(jiān)管規(guī)范資產(chǎn)市場行為,完善資產(chǎn)價格的貨幣政策傳導(dǎo)機制,提高貨幣政策有效性。

    [1]Taylor,John B.Discretion V ersus Policy Rules in Practice[J].Carnegie-Rochester Conference Serieson Public Policy,1993,39.

    [2]Orphanides A.(2001),"Monetary Policy Rules Based on Real-time data American Economic Review,2001,91(4).

    [3]Carida,R.,J.Gali,M.Gentler.Monetary Policy Rules and Macroecnomic Stability[J].Quarterly Journal of Economics,2000,115(1).

    [4]Qrphanides,A.Historical Monetary Policy Analysis and the Taylor Rule[J].Journal of Monetary Economics,2003,50(5).

    [5]Siklos,P.L.,T.Werner,M.T.BohlAsset Pricesin Taylor rules:Specification,Estimation,and Policy Implications for the ECB[C].Bundesbank Discussion Paper Series1,No.22,2004.

    [6]Ball,Laurence.Policy Rules for Open Economies[A].in J.Taylor(ed.)Monetary Policy Rules[M].Chicago:University of Chicago Press,1999.

    [7]Svensson,Lars E.O.Open-Economy Inflation Targeting[J].Journal of International Economics,2000,3.

    [8]Hans Genberg.Asset Price,Monetary Policy and Macroeconomic Stability[Z].DEWCONOMIST,NO4,2001.

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