基于價格粘性的貨幣政策、股票價格與宏觀經(jīng)濟(jì)之間動態(tài)關(guān)系研究

王國松

(上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444)

一、引 言

歷史事件表明，股票價格由快速膨脹到急劇崩潰，往往都會引發(fā)一輪較長時間的經(jīng)濟(jì)衰退和通貨緊縮，由此引發(fā)了各國理論界和貨幣決策者對“貨幣政策是否應(yīng)該對股票價格作出反應(yīng)”這一問題的高度關(guān)注與深度思考。如果股票價格包含通貨膨脹信息及股市是經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”的命題成立，則意味著貨幣政策應(yīng)該對股價波動作出適度反應(yīng)，以此提高貨幣政策的前瞻性和有效性。

關(guān)于股票價格與通貨膨脹之間關(guān)系的研究，國內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究更多集中于“通貨膨脹對股票收益的影響”這一問題，這與著名的“費雪效應(yīng)”是密不可分的。費雪(1930)［1］提出，名義利率近似等于實際利率與預(yù)期通貨膨脹率之和，實際利率是獨立于貨幣因素或通貨膨脹之外且由實際經(jīng)濟(jì)因素所決定，通貨膨脹則完全由債券或股票的名義收益所體現(xiàn)，即通貨膨脹與債券或股票的收益之間存在正向變動關(guān)系。因此，從長期來看，股票是一個好的抗御通貨膨脹風(fēng)險的套期保值品。國內(nèi)外學(xué)者期望通過深入研究通貨膨脹對股票價格和股票收益的影響，回答“通貨膨脹能否預(yù)測股市波動”以及“股票是否是有效的抗御通貨膨脹風(fēng)險的套期保值品”等長期爭議的焦點問題。［2-4］總體而言，關(guān)于股票價格對通貨膨脹的影響以及股票價格波動是否包含通貨膨脹信息等方面的研究，目前研究成果尚少。呂江林(2005)［5］實證考察了若干國家的股票價格指數(shù)與實際國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費物價指數(shù)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)股票價格指數(shù)與實體經(jīng)濟(jì)之間存在協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系，認(rèn)為貨幣政策應(yīng)該對股價變動作出適時反應(yīng)。孫華妤和馬躍(2003)、［6］郭田勇(2006)、［7］武戈(2007)［8］等人認(rèn)為，資產(chǎn)價格變動將通過投資效應(yīng)、資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)、流動性效應(yīng)、財富效應(yīng)、托賓Q效應(yīng)等多種渠道作用于總需求和通貨膨脹，貨幣政策應(yīng)該關(guān)注資產(chǎn)價格變動。王虎、王宇偉和范從來(2008)、［9］王國松(2010)［10］等人的實證研究表明，我國股票價格的變動能夠引起未來CPI和WPI的同向變動，與CPI的關(guān)系非常穩(wěn)定;股票價格在一定程度上包含了我國未來通貨膨脹的信息。

那么，股市到底是不是經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”以及股價為何背離宏觀經(jīng)濟(jì)面而運行?諸多研究成果否定了股市是經(jīng)濟(jì)的“晴雨表”，并解釋了股票價格背離基本面的成因。伍志文、鞠方(2003)［11］7指出，自 20 世紀(jì) 80 年代以來，通貨緊縮與資產(chǎn)膨脹并存情形在西方發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)運行中具有相當(dāng)?shù)牡湫托?進(jìn)入20世紀(jì)90年代以來，物價下跌與資產(chǎn)價格膨脹在中國也客觀存在。為解釋通貨緊縮與資產(chǎn)價格膨脹并存這一金融現(xiàn)象，伍志文、鞠方(2003)通過引入以資本市場為代表的虛擬經(jīng)濟(jì)部分，將傳統(tǒng)貨幣數(shù)量論拓展為三部門的廣義貨幣數(shù)量論，從貨幣政策角度分析了通貨緊縮與資產(chǎn)膨脹并存的生成機(jī)理，認(rèn)為“中國悖論”(即中國通貨緊縮與資產(chǎn)膨脹并存的現(xiàn)象)是理論貨幣供給量偏松情況下貨幣結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡的產(chǎn)物，是貨幣結(jié)構(gòu)失衡(程度)大于總量失衡(程度)的結(jié)果。［11］9-16但是這種理論解釋很難說明在理論貨幣供給量偏松、貨幣結(jié)構(gòu)失衡程度大于總量失衡程度的時候，為什么經(jīng)濟(jì)運行中總是先出現(xiàn)“通貨緊縮與資產(chǎn)膨脹并存”現(xiàn)象，而不是“通貨膨脹與資產(chǎn)縮水并存”現(xiàn)象?不僅如此，在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中，同樣也會出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長、物價不斷攀升和資產(chǎn)尤其是股票價格、股票價格指數(shù)不斷下滑并存的現(xiàn)象。由此可見，這種“通貨緊縮與資產(chǎn)膨脹并存”以及“通貨膨脹與資產(chǎn)縮水并存”的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象不只是貨幣結(jié)構(gòu)失衡的問題，需要從新的研究視角揭示其形成機(jī)理。本文擬從價格粘性的貨幣數(shù)量模型、貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制以及投資者的預(yù)期自我實現(xiàn)理論等研究視角，分析股票價格先于通貨膨脹而動的形成機(jī)理。

二、股票價格先于宏觀經(jīng)濟(jì)而動的形成機(jī)理分析

(一)基于價格粘性的貨幣數(shù)量模型的分析

首先，貨幣不僅是商品與勞務(wù)的交易媒介，同時也是金融資產(chǎn)的交易媒介，為此，需要將金融資產(chǎn)交易引入傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量模型中，否則會夸大貨幣數(shù)量對商品價格與勞務(wù)價格的影響。

其次，傳統(tǒng)的貨幣數(shù)量模型并沒有考慮到價格粘性的存在。新凱恩斯學(xué)派認(rèn)為，由于菜單成本、廠商交錯調(diào)整價格和投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)因素的存在，對于來自外部的沖擊，商品價格呈現(xiàn)出了十分緩慢的調(diào)整，這種價格調(diào)整明顯滯后于外部沖擊的特性即為價格粘性。在價格粘性存在的情況下，當(dāng)期的貨幣數(shù)量變動并沒有在當(dāng)期的商品價格中得以表現(xiàn)，即商品價格和金融資產(chǎn)價格對當(dāng)期的貨幣供給量變動的沖擊存在一個反應(yīng)時滯。與商品價格相比，由于投資者對貨幣政策的預(yù)期作用，使得金融資產(chǎn)價格相對比較敏感，可以視為金融資產(chǎn)價格不存在價格粘性。在這種情況下，若當(dāng)期的實際國民收入和金融資產(chǎn)數(shù)量不變，則意味著當(dāng)期貨幣數(shù)量的變動將會通過金融資產(chǎn)價格的變動得以表現(xiàn)。伴隨著商品價格粘性的逐漸消失，一次性貨幣供給的沖擊會被金融資產(chǎn)價格和商品價格共同吸收，這也意味著金融資產(chǎn)價格對一次性貨幣數(shù)量變動的反應(yīng)同樣存在一個短期超調(diào)狀態(tài)。隨著金融資產(chǎn)價格短期超調(diào)的逐漸消失，市場將重新達(dá)到一個新的均衡狀態(tài)。由此可見，在價格粘性存在的情況下，一次性貨幣數(shù)量的變動所引致的金融資產(chǎn)價格和商品價格的調(diào)整應(yīng)是一個動態(tài)的均衡調(diào)整過程，金融資產(chǎn)價格存在一個由短期超調(diào)到重新回歸均衡狀態(tài)的動態(tài)調(diào)整過程。

由于經(jīng)濟(jì)周期的現(xiàn)實存在，“逆風(fēng)向”操作的貨幣政策規(guī)則使得貨幣政策的擴(kuò)張性或緊縮性具有明顯的周期性與持續(xù)性。持續(xù)擴(kuò)張性或緊縮性的貨幣政策必將對金融資產(chǎn)價格和商品價格產(chǎn)生持續(xù)性的同向沖擊。在價格粘性存在情況下，這種持續(xù)性的同向沖擊，使得金融資產(chǎn)價格與商品價格很難出現(xiàn)一次性貨幣供給變動沖擊后的短期均衡調(diào)整過程，金融資產(chǎn)價格和商品價格對這種連續(xù)性擴(kuò)張(或緊縮)的貨幣政策沖擊反應(yīng)，更應(yīng)存在一個超調(diào)失衡的累積疊加效應(yīng)，從而加劇金融資產(chǎn)價格的超調(diào)失衡程度及其存續(xù)時間。因此，在一個宏觀經(jīng)濟(jì)上行或下行運行期間，由于貨幣政策的持續(xù)性同向操作，從而使得一般物價水平與金融資產(chǎn)價格在短期內(nèi)難以出現(xiàn)一次性貨幣數(shù)量沖擊后短期的動態(tài)均衡狀態(tài)，而是存在一個較長時間的累積疊加超調(diào)或失調(diào)狀態(tài)，由此導(dǎo)致一般物價水平的峰值與谷值的出現(xiàn)時間與金融資產(chǎn)價格的峰值與谷值的出現(xiàn)時間存在一個明顯的滯后期，即金融資產(chǎn)價格將會先于一般物價到達(dá)周期性的頂部或底部。正是由于貨幣數(shù)量的同向連續(xù)性沖擊使得金融資產(chǎn)價格能夠在較長時間處于價格超調(diào)狀態(tài)，從而使得金融資產(chǎn)價格的波動幅度背離其經(jīng)濟(jì)基本面變動幅度而產(chǎn)生所謂的“剪刀差”。因此，金融資產(chǎn)價格在其周期性運行中總是先于實體經(jīng)濟(jì)、通貨膨脹達(dá)到周期性的頂部或底部，而不是滯后于實體經(jīng)濟(jì)和通貨膨脹。這種現(xiàn)象只是表明資產(chǎn)價格與實體經(jīng)濟(jì)、通貨膨脹的運行趨勢在中長期存在時間上的不一致性，這種不一致性并不能夠否認(rèn)資產(chǎn)價格具有宏觀經(jīng)濟(jì)運行“晴雨表”功能，恰恰說明金融資產(chǎn)價格與實體經(jīng)濟(jì)、通貨膨脹背離而先行的現(xiàn)象具有較好的“信號”作用，不失為宏觀經(jīng)濟(jì)運行的“晴雨表”。

(二)基于價格粘性的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)理分析

基于價格粘性的貨幣數(shù)量分析，從表象上看，金融資產(chǎn)價格先于商品價格而動是一種貨幣現(xiàn)象，但也似乎很難讓人信服金融資產(chǎn)價格是對實體經(jīng)濟(jì)波動作出的反應(yīng)。如果從貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制視角來分析，可以看出，金融資產(chǎn)價格的波動在一定程度上體現(xiàn)了未來實體經(jīng)濟(jì)和物價的波動趨勢。一次性貨幣供給的增加，由于商品價格粘性的存在，貨幣需求并沒有隨之增加，由此使得市場利率水平下降幅度超過其短期均衡水平，即利率處于短期超調(diào)失衡狀態(tài)，由此刺激消費需求和投資需求。同時，由前文的包含價格粘性的貨幣數(shù)量方程和戈登方程(Gorden E-quation，1962)［12］可知，市場利率水平下降將會使得金融資產(chǎn)價格出現(xiàn)超調(diào)式上漲，再通過托賓Q效應(yīng)、財富效應(yīng)、資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)等傳導(dǎo)渠道作用于消費需求和投資需求。伴隨著消費需求和投資需求的增加，貨幣需求隨之增加，物價粘性逐漸消失，物價上漲、市場利率與金融資產(chǎn)價格的超調(diào)失衡將得以糾正而出現(xiàn)市場上漲與金融資產(chǎn)價格下跌，市場重新達(dá)到新的均衡。其具體機(jī)理如圖1所示:

從圖1的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)理可知，金融資產(chǎn)價格先于實體經(jīng)濟(jì)而動，而實體經(jīng)濟(jì)則先于商品價格而動，由此在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)活動中出現(xiàn)物價水平逆周期波動、資產(chǎn)價格膨脹與通貨緊縮并存的現(xiàn)象。同時，貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)理同樣可以解釋金融資產(chǎn)價格波動幅度大于實體經(jīng)濟(jì)波動幅度的“剪刀差”現(xiàn)象。由于價格粘性存在和貨幣政策的周期性、持續(xù)性的同向操作，使得金融資產(chǎn)價格在較長期間處于一個累積疊加的超調(diào)失衡狀態(tài)，由此加劇了金融資產(chǎn)價格波動幅度與實體經(jīng)濟(jì)波動幅度之間的背離而出現(xiàn)較大的“剪刀差”。

圖1 價格粘性下一次性貨幣供給沖擊后價格由短期超調(diào)至長期均衡的調(diào)整機(jī)理

此外，金融資產(chǎn)價格反映了投資者對未來經(jīng)濟(jì)的預(yù)期;而投資者的預(yù)期存在一個自我實現(xiàn)過程，即投資者的預(yù)期在沒有外界強(qiáng)烈負(fù)面因素干擾下，存在一個不斷自我加強(qiáng)的過程。故而在經(jīng)濟(jì)運行良好時，投資者的樂觀預(yù)期更加樂觀，而在經(jīng)濟(jì)運行不景氣時，悲觀預(yù)期更加悲觀，從而導(dǎo)致市場投資者在經(jīng)濟(jì)趨勢繁榮時期則會對“好消息”反應(yīng)過度而對“壞消息反應(yīng)”不足，而在經(jīng)濟(jì)趨于衰退時期則會對“壞消息”反應(yīng)過度而對“好消息”反應(yīng)不足，投資者的預(yù)期自我實現(xiàn)將會進(jìn)一步擴(kuò)大資產(chǎn)價格背離其基本面的“剪刀差”。因此，可以說，20世紀(jì)80年代以來資產(chǎn)價格變動與實體經(jīng)濟(jì)增長之間所呈現(xiàn)的“剪刀差”趨勢的直接原因，是連續(xù)性寬松的貨幣政策與金融市場投資者樂觀的自我實現(xiàn)因素共同作用的結(jié)果。

三、基于我國數(shù)據(jù)的實證檢驗

(一)數(shù)據(jù)處理與計量模型的確立

為了減少各變量序列的波動性，同時也為了較為準(zhǔn)確反映各變量之間波動的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，本文選擇了各變量波動的相對值即月度同比的百分值。本文選擇了1999年1月至2010年12月期間中國的月度數(shù)據(jù)作為分析對象，數(shù)據(jù)來自于中國社會科學(xué)院金融研究所(http://ifb.cass.cn/jrtj/index.asp)、中國國家統(tǒng)計局(http://www.stats.gov.cn/)和中國證券監(jiān)督管理委員會(http://www.csrc.gov.cn/)等網(wǎng)站的電子數(shù)據(jù)庫。文中物價指數(shù)以消費物價指數(shù)的月度同比的百分值表示(CPI);股票價格以上證綜合指數(shù)的月末收盤指數(shù)同比的百分值表示(SHGZ);國內(nèi)生產(chǎn)總值，由于缺乏GDP的月度統(tǒng)計數(shù)值，本文選擇了以實際工業(yè)增加值月度同比的百分值表示(RGYZZ);m1和m2分別表示狹義貨幣供給和廣義貨幣供給的月度同比的百分值。

在價格粘性下，貨幣數(shù)量變動所引致的利率超調(diào)以及資本市場上投資者預(yù)期的自我實現(xiàn)等沖擊因素，并不是直接作用于物價水平，而是通過金融資產(chǎn)價格、投資需求與消費需求即國民收入的變動作用于物價水平，由此使得物價波動滯后于經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)增長波動又滯后于金融資產(chǎn)價格。因此，在價格粘性條件下，當(dāng)期物價應(yīng)為前期的物價、貨幣政策、金融資產(chǎn)價格和名義國民收入的反應(yīng)函數(shù);一方面貨幣供給的變動首先分別作用于資產(chǎn)價格和利率，再通過利率與資本市場作用于國民收入，最后作用于物價水平，即M→股價與利率→國民收入→物價;另一方面，由于通貨膨脹具有一定的慣性，前期物價水平對當(dāng)期物價水平具有較強(qiáng)正向影響?；诖?，可以反向推定我國消費物價指數(shù)對實際國民收入沖擊的反應(yīng)滯后期為2，而對股票價格沖擊的反應(yīng)滯后期為3，對貨幣供給沖擊的滯后期為3，故而可得如下計量檢驗?zāi)Ｐ?

(二)協(xié)整檢驗

為了防止回歸檢驗中可能出現(xiàn)的“偽回歸”現(xiàn)象，本文運用 Eviews6.0軟件的 ADF單位根檢驗?zāi)Ｐ头謩e對CPI、RGYZZ和GZI等變量序列進(jìn)行了單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示，各變量序列的ADF統(tǒng)計量在各臨界水平均不顯著，即各變量水平序列均存在單位根，是非平穩(wěn)時間序列。各變量序列一階差分的ADF統(tǒng)計量在1%臨界水平均顯著，各變量時間序列都是一階單整序列，即I(1)。

表1 單位根檢驗結(jié)果

由于各變量序列均為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的統(tǒng)計學(xué)要求，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文選擇了Engle和Granger(1981)提出的基于回歸模型殘差的協(xié)整檢驗法，即先進(jìn)行回歸方程估計，再對回歸方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗;如果殘差序列是平穩(wěn)序列，則表明回歸方程的因變量與自變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)前文所設(shè)計量模型(1)，本文采用OLS法對進(jìn)行回歸方程的估計與方程殘差的ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果分別如方程(2)和(3)所示:

方程下方括號中的數(shù)值分別為方程對應(yīng)項的標(biāo)準(zhǔn)差和t統(tǒng)計值的檢驗值，下文相同。

方程(2)殘差序列的ADF單位根檢驗:T統(tǒng)計值=－13.2528＊＊＊(1%水平的臨界值=－2.5816，無截距、無趨勢)

方程(3)殘差序列的ADF單位根檢驗:T統(tǒng)計值=－13.1026＊＊＊(1%水平的臨界值=－2.5816，無截距、無趨勢)

由方程(2)和(3)的相關(guān)系數(shù)R2、F統(tǒng)計量、DW統(tǒng)計量可知，模型估計效果比較理想。方程(2)和(3)的殘差序列的單位根檢驗T統(tǒng)計值在1%臨界水平顯著，為平穩(wěn)序列，不存在單位根。由此說明，CPIt與 CPIt－1、RGYZZt－2、SHGZt－3、mt－3之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。從長期來看，我國當(dāng)期物價水平主要取決于前期物價水平，表明我國物價水平具有較強(qiáng)的慣性;方程(2)和(3)同時表明，我國物價水平與股票價格之間從長期來看存在顯著的正向相關(guān)，但彈性系數(shù)相對偏小，不及發(fā)達(dá)市場國家的影響力度。②呂江林(2005)對美國的實證研究發(fā)現(xiàn)，從長期來看，美國股指波動對其物價影響的彈性系數(shù)達(dá)到－0.2392，兩者是負(fù)向相關(guān)，詳見呂江林的《我國的貨幣政策是否應(yīng)對股價波動做出反應(yīng)?》，該文刊于《經(jīng)濟(jì)研究》2005年第2期。

(三)基于SVAR的方差分解

由于向量自回歸(VAR)模型并沒有直接給出變量間的當(dāng)期影響關(guān)系，而是將變量間的當(dāng)期關(guān)系隱含在隨機(jī)擾動項之中。結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型則彌補(bǔ)了VAR模型這一缺點，不僅可以體現(xiàn)變量的同期相關(guān)關(guān)系，而且可以給出更加符合經(jīng)濟(jì)理論的約束設(shè)定，避免VAR方法中Cholesky分解引發(fā)內(nèi)生變量排序?qū)Y(jié)果的影響。正因如此，本文選用SVAR模型實證檢驗通貨膨脹、實際經(jīng)濟(jì)增長、貨幣供給、股票價格之間的結(jié)構(gòu)性影響關(guān)系。

1.VAR模型的滯后階數(shù)確定與平穩(wěn)性檢驗

本文以m1、m2代表貨幣政策，構(gòu)建兩個4變量的VAR模型;其中 VAR1是以 CPI、RGYZZ、m1、SHGZ 為檢驗對象，VAR2是以CPI、RGYZZ、m2、SHGZ 為檢驗對象。依據(jù)LR、AIC、SC和 HQ信息量取值準(zhǔn)則和經(jīng)Eviews 6.0軟件所輸出的檢驗值，確定VAR1和VAR2的最優(yōu)滯后階數(shù)為4階，即為VAR1(4)與VAR2(4)。經(jīng)Eviews 6.0軟件對上述兩個VAR模型的平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)被估計VAR1、VAR2的AR特征多項式所有特征根秩的倒數(shù)均小于1，位于單位圓內(nèi)，滿足VAR模型的平穩(wěn)性要求。

2.SVAR的識別與估計

對于本文的4元4階VAR模型，其簡化式無窮階的向量移動平均VMA(∞)形式和結(jié)構(gòu)式可以分別表示為:yt=A(L)εt和C0yt;其中，yt=(cpit，rgyzz，mt，shgzt)t=1，2，…，T，A(L)是滯后算子 L 的4×4的參數(shù)矩陣;εt是VAR模型的擾動項，為k緯的新息向量;C0為對角線元素全為1的4階方陣，反映同期的結(jié)構(gòu)關(guān)系;ut為4緯的不可觀測新息。

若，E(ut，ut)=Ik，SVAR(P)模型的滯后算子形式可以表示為:C(L)yt=ut;其中，C(L)是滯后算子L的4×4的參數(shù)矩陣。

假定結(jié)構(gòu)式中誤差項ut的方差－協(xié)方差矩陣為單位矩陣 I4，且 C(L)可逆，則SVAR的無窮階的向量移動平均VMA(∞)模型可以表示如下:yt=B(L)ut;其中，B(L)是滯后算子

由 yt=A(L)εt、yt=B(L)u，可得:A(L)εt=B(L)ut

由于 A0=Ik，由此可得:A0εt= εt=B0ut或;再對其兩端期望平均則可得:∑ =E(εtε＇t)=B0B＇0，此時只要對 B0施加 k×(k－1)/2個短期約束即可識別SVAR模型。由于本文是以通貨膨脹、實際經(jīng)濟(jì)增長、貨幣供給和股票價格為分析對象，構(gòu)建4元4階的SVAR(4)模型，需要施加6個短期約束即可識別。①目前國內(nèi)學(xué)者多數(shù)將矩陣B的對角線各變量定義為1，然后再施加k(k－1)/2個約束，由此而產(chǎn)生過度識別問題。

首先，在價格粘性下，貨幣政策、經(jīng)濟(jì)增長對通貨膨脹的影響存在滯后效應(yīng)，當(dāng)期的貨幣數(shù)量沖擊與實際經(jīng)濟(jì)增長沖擊對當(dāng)期通脹沒有影響，即a12=a13=0;股價對通脹影響需要經(jīng)過一定的傳導(dǎo)途徑，如財富效應(yīng)、通脹幻覺效應(yīng)、托賓Q效應(yīng)以及資產(chǎn)負(fù)債表渠道等，故當(dāng)期股價沖擊對通脹沒有影響，即a14=0。

其次，在價格粘性下，貨幣政策對實際經(jīng)濟(jì)增長的影響是通過利率渠道發(fā)揮作用，故而可以視為貨幣供給沖擊對當(dāng)期的實際經(jīng)濟(jì)增長沒有影響，即a23=0;股價對實際經(jīng)濟(jì)增長的影響則需要經(jīng)過財富效應(yīng)、托賓Q效應(yīng)等渠道，故而可視為股票價格沖擊對當(dāng)期實際經(jīng)濟(jì)增長沒有影響，即a24=0。

最后，貨幣政策是否應(yīng)該對資產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)，目前理論上尚處于爭議階段，同時由“泰勒規(guī)則”可知，現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)生活中的貨幣政策并沒有對股價等資產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)，因此可視為股價沖擊對當(dāng)期貨幣政策沒有影響，即a34=0。

至此，SVAR1(4)模型和SVAR2(4)模型施加短期約束后如公式(4)所示:

通過Eviews6.0軟件，運用完全信息極大似然方法(FIML)分別對SVAR1(4)模型和SVAR2(4)模型進(jìn)行未知參數(shù)估計，估計結(jié)果如表2所示:

3.基于SVAR模型的方差分解

(1)通貨膨脹增幅波動的方差分解。由圖2可知:第一，通脹沖擊對于自身波動的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)短期快速下降，至第16個月之后趨于穩(wěn)定的特點;其中，基于SVAR1(4)模型的通脹沖擊對于自身波動貢獻(xiàn)率的最小值為13.7%，基于SVAR2(4)的通脹沖擊對于自身波動貢獻(xiàn)率的最小值為17.5%;可見，通脹沖擊對其自身波動的貢獻(xiàn)率在中長期并非很高。第二，實際工業(yè)增加值沖擊對通脹波動貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐級攀升，至第9個月達(dá)到最大，隨后漸漸趨穩(wěn);其中，基于SVAR1(4)模型的RGYZZ沖擊對通脹波動貢獻(xiàn)率的最小值在27%，基于SVAR2(4)的RGYZZ沖擊對通脹波動貢獻(xiàn)率的最小值為17.6%。第三，貨幣供給沖擊對通脹波動的貢獻(xiàn)率在第15個月之后趨穩(wěn)，趨穩(wěn)后貨幣供給沖擊對通脹波動的貢獻(xiàn)率在20%以上，但狹義貨幣m1對通脹波動的貢獻(xiàn)率明顯小于廣義貨幣m2及實際工業(yè)增加值的沖擊。第四，股價沖擊對通脹波動的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)短期快速上升，至第20個月之后逐漸趨穩(wěn)的特點，趨穩(wěn)后股價沖擊對通脹波動的貢獻(xiàn)率在30%以上;其中，基于SVAR1(4)模型的貢獻(xiàn)率最大值為40%左右，基于SVAR1(4)的貢獻(xiàn)率最大值為35%左右。由此可見，在中長期，通脹波動的主要原因來自于股價沖擊和廣義貨幣m2沖擊，其次來自于實際工業(yè)增加值沖擊和通脹自身沖擊，由此揭示貨幣政策的制定應(yīng)該高度關(guān)注股價波動，并作出適度響應(yīng)，它將有助于物價穩(wěn)定調(diào)控目標(biāo)的實現(xiàn)。

表2 SVAR模型未知參數(shù)的估計結(jié)果

圖2 通貨膨脹增幅波動(CPI)的方差分解

圖3 實際工業(yè)增加值增幅波動(RGYZZ)的方差分解

(2)實際工業(yè)增加值增幅波動的方差分解。由圖3可知:第一，實際工業(yè)增加值波動主要來自于自身，趨穩(wěn)后貢獻(xiàn)率在60%左右;第二，實際工業(yè)增加值波動的第二個主要因素則是通脹，通脹沖擊對實際工業(yè)增加值波動的貢獻(xiàn)率趨穩(wěn)后在20%左右;第三，股價沖擊對實際工業(yè)增加值波動的貢獻(xiàn)率趨穩(wěn)后在10%左右以上;第四，狹義貨幣供給沖擊對實際工業(yè)增長價值波動的貢獻(xiàn)率較低，不到10%，廣義貨幣供給m2沖擊趨穩(wěn)后在10%左右，與股價沖擊的貢獻(xiàn)率相差無幾。由此可知，物價穩(wěn)定有益于經(jīng)濟(jì)增長。

(3)貨幣供給增幅波動的方差分解。由圖4可知:第一，貨幣供給波動主要是由于自身沖擊造成的，其中狹義貨幣m1沖擊對其自身波動的貢獻(xiàn)率趨穩(wěn)后約在60%，而廣義貨幣m2在80%，說明我國廣義貨幣的外生性與可控性比較強(qiáng);第二，實際工業(yè)增長價值沖擊對m1的貢獻(xiàn)率高于對m2的貢獻(xiàn)率;第三，股價沖擊對m1波動的貢獻(xiàn)率低于實際工業(yè)增加值，但高于通脹沖擊;第四，通脹、實際工業(yè)增加值和股價等沖擊對m2波動的貢獻(xiàn)率相差不是很明顯。

圖4 貨幣供給增幅波動的方差分解

圖5 上證綜合指數(shù)同比增幅波動(SHGZ)的方差分解

(4)股價波動的方差分解。由圖5可知:第一，股價波動主要是由于自身沖擊造成的，在趨穩(wěn)后其貢獻(xiàn)率在65%;第二，貨幣供給沖擊對股價波動的貢獻(xiàn)率明顯高于通脹沖擊和實際工業(yè)增加值沖擊，在趨穩(wěn)后約在15%以上。第三，通脹沖擊和實際工業(yè)增加值沖擊對股價波動的貢獻(xiàn)率相對較低，不到10%;但通脹沖擊對股價波動的貢獻(xiàn)率略高于實際工業(yè)增加值。由此可見，股價波動在一定程度上受制于貨幣政策，這在一定程度上證明了前文的理論分析。

四、結(jié)論與政策含義

在短期，由于商品價格存在價格粘性，貨幣數(shù)量一次性的增加，將會引致金融資產(chǎn)價格的短期超調(diào)失衡;但伴隨著商品價格粘性逐漸消失，金融資產(chǎn)價格的短期超調(diào)失衡將伴隨商品價格上漲而逐漸消失，市場重新達(dá)到一個新的均衡狀態(tài)。從長期來看，由于貨幣政策“逆風(fēng)向”操作規(guī)則決定了貨幣數(shù)量變動存在持續(xù)性的同向變動趨勢。持續(xù)性的貨幣供給量增加或減少，使得金融資產(chǎn)價格的超調(diào)失衡難以在短期內(nèi)得以及時糾正，使其超調(diào)效應(yīng)在中長期呈現(xiàn)出累積疊加，由此使得金融資產(chǎn)價格能夠在較長時間處于累積超調(diào)狀態(tài)，從而使得股票價格能夠在較長時間處于背離其基本面而呈現(xiàn)出長期的“剪刀差”現(xiàn)象。

從貨幣政策的傳導(dǎo)過程來看，在價格粘性存在的前提下，一次性的貨幣供給的增減將引致利率短期超調(diào)失衡和金融資產(chǎn)價格短期超調(diào)失衡，并通過融資成本渠道、財富效應(yīng)渠道、托賓Q效應(yīng)渠道以及預(yù)期渠道作用于投資需求和消費需求，由此引發(fā)物價上漲，從而使得利率短期超調(diào)失衡和金融資產(chǎn)價格短期超調(diào)失衡得以糾正，市場重新達(dá)到一個新的均衡狀態(tài)。同樣道理，如果是連續(xù)性的同向貨幣數(shù)量增減沖擊，將會使得金融資產(chǎn)價格的超調(diào)效應(yīng)得以累積疊加，從而導(dǎo)致金融資產(chǎn)價格在較長期限內(nèi)背離其基本面而呈現(xiàn)出“剪刀差”現(xiàn)象。如果再考慮投資者的預(yù)期中存在自我實現(xiàn)過程，這種預(yù)期的自我實現(xiàn)將導(dǎo)致投資者在經(jīng)濟(jì)向好時期對市場“好消息”會反應(yīng)過度而對“壞消息”則會反應(yīng)不足，促進(jìn)股票價格進(jìn)一步上漲，股票價格超調(diào)狀態(tài)必將得到進(jìn)一步加強(qiáng)。

由此可見，在價格粘性下，貨幣數(shù)量的變動并不是首先直接作用于物價水平，而是通過金融資產(chǎn)價格、投資需求與消費需求即國民收入的變動作用于物價水平，由此出現(xiàn)物價波動滯后于經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長又滯后于金融資產(chǎn)價格。正是由于價格粘性的存在、貨幣數(shù)量周期性的持續(xù)性同向變動的沖擊以及投資者預(yù)期的自我實現(xiàn)，使得金融資產(chǎn)價格能夠在較長時間處于背離其基本面而出現(xiàn)“剪刀差”，并且能夠先于國民經(jīng)濟(jì)增長、物價水平而動，先行達(dá)到其周期性頂部或底部。這意味著股票價格并不因為出現(xiàn)背離基本面的“剪刀差”現(xiàn)象而喪失經(jīng)濟(jì)“晴雨表”作用，反而較為提前預(yù)示宏觀經(jīng)濟(jì)的頂部或底部的到來。如果貨幣當(dāng)局能夠?qū)⒐蓛r信息納入貨幣政策規(guī)則，及時對其作出反應(yīng)，則可以為前瞻性貨幣政策制定贏得寶貴的時間，可以有效地縮短貨幣政策的時滯效應(yīng)，提高貨幣政策的有效性和前瞻性，有助于實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長的貨幣政策調(diào)控目標(biāo)。

基于我國月度統(tǒng)計數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗表明，我國商品價格與前期商品價格、貨幣政策、國民收入和股票價格從長期來看存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。而基于SVAR模型的方差分解則進(jìn)一步表明:(1)從中長期來看，我國通脹波動的主要動因是股價沖擊和廣義貨幣m2沖擊，其次是來自于實際工業(yè)增加值沖擊和通脹自身沖擊;(2)除自身因素之外，通脹沖擊對實際工業(yè)增加值波動的貢獻(xiàn)率趨穩(wěn)后保持在20%左右，股價沖擊對實際工業(yè)增加值波動的貢獻(xiàn)率趨穩(wěn)后保持在10%左右以上;(3)股價波動主要是由于自身沖擊造成的，貨幣供給沖擊對股價波動的貢獻(xiàn)率明顯高于通脹沖擊和實際工業(yè)增加值沖擊，在趨穩(wěn)后約在15%以上;(4)貨幣供給波動主要是由于自身沖擊造成的，其中狹義貨幣沖擊對其自身波動的貢獻(xiàn)率趨穩(wěn)后約在60%，而廣義貨幣在80%。由此表明，我國貨幣供給尤其是廣義貨幣m2具有很強(qiáng)的外生性與可控性，而貨幣政策對股價波動和通脹波動又具有較強(qiáng)的解釋力，在此情況下，如果貨幣政策高度關(guān)注股價波動，并作出適度反應(yīng)，將有助于我國的物價穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長。

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