【摘要】本文立足于貨幣政策渠道中的資產(chǎn)價格傳導(dǎo)機制之一的托賓Q效應(yīng)途徑，收集了2006年至2015年廣義貨幣（M2）的發(fā)行量、托賓Q比率、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）以及全社會固定資產(chǎn)投資額（I）等年度時間序列數(shù)據(jù)，利用單位根檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等當(dāng)代主流的統(tǒng)計研究方法，建立向量自回歸模型，并運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對我國貨幣政策托賓Q效應(yīng)傳導(dǎo)的路徑與效果開展長期靜態(tài)分析和短期動態(tài)分析。結(jié)果表明：我國貨幣政策傳導(dǎo)的托賓Q效應(yīng)渠道的有效性較低，該途徑在貨幣政策傳導(dǎo)機制中的作用有限。

【關(guān)鍵詞】貨幣政策傳導(dǎo)機制 托賓Q VAR模型 脈沖響應(yīng)

一、研究背景

貨幣政策是中央銀行實現(xiàn)其宏觀調(diào)控目標(biāo)的重要手段。故作為一個國家金融體系的核心的中央銀行，就必須靈活制定貨幣政策，并堅決的貫徹執(zhí)行，從而達到幣值穩(wěn)定和發(fā)展經(jīng)濟的雙重目的。貨幣政策工具作為一種調(diào)節(jié)的橋梁，它并不是對經(jīng)濟最終變量進行簡單直接的作用，而是從實施手段轉(zhuǎn)到目標(biāo)實現(xiàn)之間有一個中間性的傳導(dǎo)過程，這個過程及其內(nèi)在運行機理就被稱之為貨幣政策的傳導(dǎo)機制。一項貨幣政策從最初制定出來到最終實現(xiàn)其預(yù)期效果的這段時間里，究竟是通過哪些渠道傳導(dǎo)的、如何傳導(dǎo)的、效果怎么樣，這些都是值得研究的問題。一國貨幣政策傳導(dǎo)機制是否真正暢通有效，直接關(guān)系到這個國家貨幣政策效應(yīng)能否正常發(fā)揮。

鑒于世界各國經(jīng)濟金融環(huán)境和研究側(cè)重點不同，產(chǎn)生了多種貨幣政策傳導(dǎo)機制理論。因此分析研究我國當(dāng)前的貨幣政策傳導(dǎo)機制有效性問題就必須一方面與我國特有的宏觀金融背景環(huán)境相結(jié)合，另一方面也要與我國現(xiàn)行的經(jīng)濟制度相聯(lián)系。進而研究找出我國貨幣政策傳導(dǎo)機制受到有效性約束的因素與原由，提出提高政策傳導(dǎo)有效性的建議，對最終建立起與貨幣政策間接調(diào)控相適應(yīng)的多渠道、多層次的傳導(dǎo)體系，具有深刻的理論意義與現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

近年來，伴隨著針對金融市場進行深度和廣度的擴展以及金融改革的不斷深人，我國的貨幣政策傳導(dǎo)機制逐漸由單一的信貸渠道擴展到利率渠道、資本市場渠道和匯率渠道等多種不同渠道，國內(nèi)不少研究人員及學(xué)者均對此進行了研究。但是對托賓Q效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)機制，可以發(fā)現(xiàn)，針對此類型的相關(guān)研討并不多，大部分都只是在進行此類問題研究中會簡單略微地提到托賓Q效應(yīng)這一種傳導(dǎo)路徑的存在，并且均基本停留在運用數(shù)據(jù)進行較為簡單的統(tǒng)計階段。也同樣缺少運用系統(tǒng)理論及推斷計量方法對Q值與投資、Q值與總產(chǎn)出是否存在相關(guān)或者內(nèi)生影響關(guān)系進行分析的文獻。胡冬梅（2008）運用了約翰遜協(xié)整關(guān)系以及格蘭杰因果檢驗對我國1994～2007年第二季度的貨幣政策傳導(dǎo)機制進行了實證分析，分別檢驗了我國貨幣政策在利率傳導(dǎo)途徑、匯率傳導(dǎo)途徑、托賓的Q效應(yīng)和居民的財富效應(yīng)傳導(dǎo)途徑以及銀行信貸渠道中的有效性。實證分析得出的基本結(jié)論是：我國貨幣政策傳導(dǎo)機制的有效性較弱，以上四種傳導(dǎo)途徑在我國都不暢通。程璐璐（2013）采用相關(guān)系數(shù)、單位根檢驗、協(xié)整理論和格蘭杰因果檢驗對我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟下2000～2007年季度數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明貨幣渠道或信貸渠道它們二者均不能獨立地對貨幣政策的傳導(dǎo)發(fā)揮作用，應(yīng)是需要共同作用影響經(jīng)濟總產(chǎn)出，且相比而言貨幣渠道更為重要。但二者在研究托賓的Q效應(yīng)時都是采用上證指數(shù)來取代Q值的方法，這樣一來難免就會出現(xiàn)一定的誤差。值得一提的是郭麗君（2015）對托賓Q效應(yīng)實證檢驗過程中的方法，托賓Q效應(yīng)里的“Q”指企業(yè)的市場價值除以資本重置的成本，假設(shè)，Q=（p1*k/p2*k），其中k為已發(fā)售資本的單位，p1表示每一單位現(xiàn)存資本的市場價格，p2表示每一單位資本的替代成本，由此Q=p1/p2即普通股的價格除以新的資本品的價格，選取A股上證綜合收盤指數(shù)（SZZS）作為普通股價格的代表變量，選取固定資產(chǎn)投資的價格指數(shù)（GT）作為新的資本品價格的代表變量。

三、指標(biāo)變量與統(tǒng)計檢驗

（一）變量的選取

綜合以往的有關(guān)貨幣政策傳導(dǎo)機制理論分析，其主要思路可以概括為：貨幣供應(yīng)量→利率→股價→Q值→投資→總產(chǎn)出。而本文主要集中立足于研究貨幣政策傳導(dǎo)機制的托賓Q渠道是否流暢有效，在托賓的相關(guān)理論當(dāng)中貨幣政策通過對普通股價格的影響進而影響投資支出，再進而影響總產(chǎn)出的變化。也就是說從資產(chǎn)的價值與結(jié)構(gòu)的變動角度來分析貨幣政策的傳導(dǎo)機制。鑒于此，本文在變量的選取過程中，并未選擇利率指標(biāo)的數(shù)據(jù)參與到統(tǒng)計計量的分析當(dāng)中。于是，本文在分析托賓Q傳導(dǎo)機制時可以簡化為直接的貨幣供應(yīng)量的變化直接作用影響到資本市場的變化，也就是：貨幣供應(yīng)量→（股價）→Q值→投資→總產(chǎn)出。所以我們需要研究的變量就應(yīng)該包括貨幣供應(yīng)量、托賓Q、投資和總產(chǎn)出。于是我們便需要選擇相對較近的跨越了經(jīng)濟危機前后的2006年至2015年的經(jīng)濟金融相關(guān)數(shù)據(jù)，包括了廣義貨幣發(fā)行量（M2）、托賓Q比率、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP以及全社會固定資產(chǎn)投資額I等年度時間序列數(shù)據(jù)。其中，放棄了前文中所述的以上證指數(shù)來替代Q值的方法。

由于本文研究貨幣供應(yīng)量與Q值和投資以及總產(chǎn)出的關(guān)系，故選擇了中央銀行貨幣政策的主要目標(biāo)和數(shù)量在金融中介機構(gòu)的資產(chǎn)中占絕大部分的廣義貨幣M2更為合適。另外，本文以全社會固定資產(chǎn)投資額作為度量投資I的指標(biāo)，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為衡量產(chǎn)出的指標(biāo)。至于托賓Q的測算，選取A股上證綜合收盤指數(shù)（SZZS）作為普通股價格的代表變量，選取固定資產(chǎn)投資的價格指數(shù)（GT）作為新的資本品價格的代表變量。因此本文的處理是：Q=SZZS/GT。整理來看，最終選取了2006年至2015年這10年間的廣義貨幣發(fā)行量（M2）的年度數(shù)據(jù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的年度數(shù)據(jù)、全社會固定在資產(chǎn)投資額（I）的年度數(shù)據(jù)、上證綜合收盤指數(shù)（SZZS）的年度數(shù)據(jù)以及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（GT）的年度數(shù)據(jù)。然后使用上證綜合收盤指數(shù)（SZZS）在期間每一年的數(shù)據(jù)除以固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（GT）在期間每一年的數(shù)據(jù)最后得到了處理后的Q值年度時間序列數(shù)據(jù)。以上所有的原始數(shù)據(jù)都可以從國家統(tǒng)計局相關(guān)網(wǎng)頁中獲取。

（二）數(shù)據(jù)檢驗分析

貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資額（分別用M2、GDP、I表示）的數(shù)據(jù)分別繪制出各自的趨勢在統(tǒng)計圖上（如圖1、圖2和圖3所示），可以看出，貨幣供應(yīng)量M2、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和固定資產(chǎn)投資額I具有非零均值和上升趨勢的特征。同時我們知道，以上數(shù)據(jù)并不是完全線性變化，那么，異方差必須在序列中得到消除，方法是對M2、Q、I和GDP分別取對數(shù)，再把他們分別記為LM2、LQ、LI和LGDP。

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圖1 2006～2015年貨幣供應(yīng)量（M2）變化趨勢

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圖2 2006～2015年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）趨勢

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圖3 固定資產(chǎn)投資額趨勢

1.ADF單位根檢驗。檢驗結(jié)果表明，變量LM2、LQ、LI和LGDP所計算出來的τ值在絕對值上甚至明顯的小于顯著性水平為10%條件下的臨界值的絕對值，因此這4個變量的時間序列應(yīng)是非平穩(wěn)的。但進一步可以發(fā)現(xiàn)，把這幾個變量一階差分之后，4個變量的τ檢驗值在絕對值上均至少高于任何一個顯著性水平標(biāo)準(zhǔn)下的臨界值的絕對值，所以它們的一階差分都是平穩(wěn)的。由此可知LM2、LQ、LI和LGDP這四個變量都是一階單整序列，這樣也就符合了大部分經(jīng)濟時間序列通常都是一階單整序列這一常識。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果（托賓Q渠道）

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2.約翰遜協(xié)整檢驗。由表2可知，倘若原假設(shè)不存在協(xié)整關(guān)系，則檢驗結(jié)果當(dāng)中的跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量都會大于各自的臨界值，即拒絕原假設(shè)，即說明變量之間存在著協(xié)整關(guān)系；倘若原假設(shè)至多存在1個協(xié)整關(guān)系，則檢驗結(jié)果當(dāng)中的跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量都會小于各自的臨界值，即接受原假設(shè)，即說明變量之間存在1個唯一的協(xié)整關(guān)系。故LM2、LQ、LI、和LGDP這四個變量之間滿足建立VAR模型的條件。

表2 約翰遜協(xié)整檢驗結(jié)果（托賓Q渠道）

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3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗。由表3可知，顯著性P值均大于0.1，因此接受原假設(shè)，即LQ與LM2、LQ與LI等變量之間均不存在因果關(guān)系，這也就是說，一方面無法看出貨幣供應(yīng)量的變動是托賓Q變動的格蘭杰原因，另一方面也無法看出托賓Q的變動是固定資產(chǎn)投資額變動的格蘭杰原因。由此可知，通過貨幣供應(yīng)量的變化來控制托賓Q變化，將不太會取得較好的效果，以此類推，通過影響托賓Q變動來影響投資I和總產(chǎn)出GDP的變動的目標(biāo)效率也不會高。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果（托賓Q渠道）

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四、計量模型與關(guān)聯(lián)分析

（一）向量自回歸（VAR）模型

經(jīng)過計算，滯后1期的AIC值和SC值最小，所以本文模型選擇滯后1期是合理的。利用Eviews6.0軟件建立托賓Q效應(yīng)傳導(dǎo)渠道的VAR模型，其向量表示形式為：

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其中，■

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)

詳細脈沖響應(yīng)過程和數(shù)據(jù)值如系列圖4所示。

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圖4 脈沖響應(yīng)過程數(shù)值與圖像

從脈沖響應(yīng)函數(shù)圖來看，托賓Q對于貨幣供應(yīng)量的1個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的脈沖響應(yīng)值在第1期達到-0.1018，在第2期變?yōu)?.0187，而在第3期又恢復(fù)到-0.1627，第4期至第6期才有明顯變動，此后出現(xiàn)和前三期脈沖反應(yīng)類似的震蕩。這表明我國貨幣供應(yīng)量的變化短期內(nèi)對托賓Q的影響效果比較微弱。在貨幣供應(yīng)量的沖擊下，托賓Q在前3期基本沒有受到任何影響，從第4期開始才逐漸產(chǎn)生影響，短時間內(nèi)的確可以看到當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加，托賓Q值也呈增加狀態(tài)，但這種同方向變動的影響持續(xù)期數(shù)并不長，所以整個過程中的影響都非常有限。接著再看投資在托賓Q的沖擊下的情況，投資的脈沖響應(yīng)值在第1期為0.0027，第2期為-0.0147，第3期變?yōu)?.0036，直至第7期才最接近0值，之后基本上托賓Q值變動對投資變動沒有明顯的影響，始終趨于0值，說明托賓Q傳導(dǎo)至投資增加這一渠道十分不暢通。最后對于托賓Q的1個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的脈沖響應(yīng)值在第1期為-0，0070，除去第2期之外，每一期始終為負值。這說明隨著托賓Q的降低從長遠來看仍是會導(dǎo)致產(chǎn)出水平的一定降低，但影響產(chǎn)出水平的幅度其實也并不大，同樣在后期會靠近0值。

（三）方差分解

基于托賓Q傳導(dǎo)渠道VAR模型的方差分解結(jié)果如系列圖5所示。

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圖5 方差分解系列結(jié)果

從方差分解結(jié)果圖來看，托賓Q的預(yù)測誤差波動基本上70%左右來自于自身的影響，在第3期以后時高達一直保持穩(wěn)定態(tài)勢，而來自貨幣供應(yīng)量的信息對預(yù)測誤差的貢獻度一直較低，第10期時也沒能突破0.4，這說明我國貨幣政策操作短期內(nèi)對托賓Q的傳導(dǎo)有效性很低。自身的影響導(dǎo)致固定資產(chǎn)投資額的預(yù)測誤差波動在第10期穩(wěn)定在0.8以上，托賓Q對預(yù)測誤差的影響度僅在前2期呈快速上升狀態(tài)，此后一直影響微弱，從傳導(dǎo)性來看，我國托賓Q的變化對固定資產(chǎn)投資額變化影響很低。與固定資產(chǎn)投資一樣，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的預(yù)測誤差亦主要受自身信息因素影響，它在第10期時同樣始終在0.2以下，僅同貨幣供應(yīng)量保持高度密切聯(lián)系，看出來M2的增長極大影響到了GDP產(chǎn)出的增長。因此，我國貨幣政策的調(diào)節(jié)中間目標(biāo)來進行政策效果傳導(dǎo)的這個托賓Q機制作用受限，整體上處于不暢通的狀態(tài)。

五、小結(jié)

從上述統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析的結(jié)果來看，基于托賓Q效應(yīng)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道并不暢通，主要體現(xiàn)在中間環(huán)節(jié)“Q↑→投資I支出↑”的中斷。格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明：Q值不是投資I變動的格蘭杰原因，即Q值的上升并不會顯著地促進投資I的增加。而從方差分解結(jié)果來看，廣義貨幣M2卻的確是國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP變動的重要原因，這說明貨幣供應(yīng)量能顯著地影響產(chǎn)出，貨幣政策主要可能是是通過其他的傳導(dǎo)渠道進而發(fā)揮作用。

通過本文的分析，我們可以得出以下主要結(jié)論：央行通過調(diào)整貨幣政策操作從而引起貨幣供應(yīng)量的變動，但是這一變動很難迅速持久的促成托賓Q的有效變動，這無疑降低了貨幣政策對托賓Q渠道途徑的傳導(dǎo)效應(yīng)。長期來看，固定資產(chǎn)投資額的變動受托賓Q變動的影響較小，這使得中央銀行無法通過宏觀調(diào)節(jié)有效控制投資規(guī)模。這足以說明我國貨幣政策的托賓Q效應(yīng)傳導(dǎo)渠道的有效性較低。

至于影響托賓Q效應(yīng)傳導(dǎo)機制的原因，貨幣政策的托賓Q效應(yīng)傳導(dǎo)渠道之所以不暢通，根本原因在于我國金融市場環(huán)境還未達到上佳的市場化程度與狀態(tài)，同時也必須要看到我國金融市場發(fā)展程度還不發(fā)達這一事實。

托賓的Q效應(yīng)傳導(dǎo)機制理論的重心就是企業(yè)可以在其市場價值適逢上升趨勢時選擇增加投資、增發(fā)股票等手段進行擴張。但是這種戰(zhàn)略決策所需要的是一個信息透明、信息盡可能對稱、有序發(fā)達的資本市場，在這樣的市場當(dāng)中所有的生產(chǎn)要素可以自由的進行流動?；谀壳拔覈默F(xiàn)實情況來看，股票市場發(fā)展程度并不高，加之眾多不同種類的股票分割，如：法人股、國有股、社會公眾股等等。金融理論當(dāng)中的資本效益規(guī)律就無法在這樣的市場環(huán)境中發(fā)揮其應(yīng)有的有效作用。所以以上證指數(shù)為代表的股票價格的變化進而影響托賓Q值的效果就顯得十分有限了。因此，在我國，貨幣政策傳導(dǎo)機制托賓Q效應(yīng)渠道在短期內(nèi)來看還是很難發(fā)揮作用、有所作為的。

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作者簡介：施祥（1996-），男，漢族，安徽銅陵人，就讀于華東理工大學(xué)社會與公共管理學(xué)院，研究方向：公共管理，金融學(xué)。