任羽菲

(中國社會科學(xué)院 研究生院，北京 102488)

經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”的流動性風(fēng)險
——基于貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格相互作用的分析

任羽菲

(中國社會科學(xué)院 研究生院，北京 102488)

文章從貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格相互作用機(jī)制的角度，對我國經(jīng)濟(jì)整體出現(xiàn)資金“脫實(shí)務(wù)虛”、“虛綁架實(shí)”現(xiàn)象的原因及由此產(chǎn)生的流動性風(fēng)險進(jìn)行了理論與實(shí)證分析，并提出了經(jīng)濟(jì)“脫虛入實(shí)”的途徑和有效措施。結(jié)果表明，貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格的相互作用存在區(qū)制性特征，在貨幣政策寬松而經(jīng)濟(jì)下行的區(qū)制內(nèi)兩者之間的作用增強(qiáng)。雖然當(dāng)前中國未達(dá)到出現(xiàn)流動性陷阱的零利率條件，但是資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差之間的作用明顯加劇，而貨幣增速剪刀差又與GDP增速呈逆向變動關(guān)系，表明存在低利率下貨幣政策空間收窄、有效性降低的風(fēng)險，流動性陷阱風(fēng)險仍然值得注意。

貨幣增速剪刀差；資產(chǎn)價格；流動性陷阱

一、引 言

2016年以來，M1和M2增速之差即貨幣增速剪刀差走高，該現(xiàn)象受到了市場和學(xué)界的廣泛關(guān)注。2016年7月，M2增速為10.2%，M1增速為25.4%，貨幣增速剪刀差自2016年2月以來持續(xù)擴(kuò)大并達(dá)到20年來最高水平(如圖1所示)，而且M1的高增長一反常態(tài)，并未伴隨實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門活躍度上升及產(chǎn)值增長。同時，房地產(chǎn)市場不斷升溫，金融資產(chǎn)價格波動加大，金融市場成交活躍，反映出經(jīng)濟(jì)整體出現(xiàn)“脫實(shí)務(wù)虛”的現(xiàn)象。這種現(xiàn)象的成因、貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格的關(guān)系以及貨幣增速剪刀差擴(kuò)大背后是否隱含流動性陷阱風(fēng)險，成為市場和學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。

關(guān)于貨幣增速剪刀差擴(kuò)大的原因，一個主要的觀點(diǎn)是，由于實(shí)體經(jīng)濟(jì)稅負(fù)過重、沒有創(chuàng)新和盈利性較好的生產(chǎn)性投資方向，企業(yè)部門的長期投資意愿減弱，活期存款沉積在賬面上，未能有效轉(zhuǎn)化為儲蓄存款，即實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門資金“脫實(shí)向虛”。就這種觀點(diǎn)而言，貨幣增速剪刀差擴(kuò)大和資金“脫實(shí)務(wù)虛”現(xiàn)象的出現(xiàn)在一定程度上反映了當(dāng)前經(jīng)濟(jì)存在的結(jié)構(gòu)性問題：一是房價增長較快但CPI增速下滑。根據(jù)儲蓄存款與長期貸款的關(guān)系，M2增速較低源于企業(yè)部門長期投資不足，當(dāng)前全國長期貸款增長主要靠居民部門拉動，而居民部門的長期貸款主要投向房產(chǎn)，伴隨房產(chǎn)銷量和房價的上升。房產(chǎn)作為傳統(tǒng)的優(yōu)質(zhì)抵押品，其價格上漲表明抵押品價值有所上升，本應(yīng)創(chuàng)造更多的信貸，但現(xiàn)實(shí)情況并非如此。這表明當(dāng)前我國信貸創(chuàng)造和貨幣創(chuàng)造的傳導(dǎo)機(jī)制出現(xiàn)了問題，資金進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)路徑受阻。另外，企業(yè)部門資金在金融市場沉積，導(dǎo)致股票市場價格波動劇烈。2015年央行連續(xù)降準(zhǔn)降息和地方政府債務(wù)置換等使M1增速加快，但投放的貨幣無法進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)，在金融市場上空轉(zhuǎn)形成了資金的“堰塞湖”，資金流出虛擬經(jīng)濟(jì)路徑不暢。常態(tài)下，M2中包含證券公司的客戶保證金，與證券市場關(guān)聯(lián)緊密，從而與股指存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。*M1=M0+企業(yè)活期存款，M2=M1+企業(yè)定期存款+居民儲蓄存款+證券公司客戶保證金+住房公積金中心存款+非銀行金融機(jī)構(gòu)存款。然而，2014年下半年開始，股票指數(shù)上漲伴隨貨幣增速剪刀差的擴(kuò)大，與M2的同比變化趨勢不一致，與常態(tài)不符。綜合以上兩點(diǎn)，本輪貨幣增速剪刀差的擴(kuò)大伴隨資產(chǎn)價格異于常態(tài)的聯(lián)動，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差之間可能存在非線性關(guān)系，在貨幣資金“脫實(shí)向虛”的背景下可能存在流動性風(fēng)險。

圖1 貨幣增速剪刀差走勢圖(1996Q1-2016Q2)

對比凱恩斯在《就業(yè)、利息和貨幣通論》中對流動性陷阱的定義，盡管低位運(yùn)行的名義利率與流動性陷阱出現(xiàn)的零利率條件尚有距離，投資回報率與存貸款利率仍遠(yuǎn)高于活期利率，但企業(yè)和個人更傾向于“持幣”，實(shí)體經(jīng)濟(jì)增速相對于貨幣增速進(jìn)一步放緩也在一定程度上表明當(dāng)前貨幣政策作用空間趨窄。如果缺乏合適干預(yù)，并非完全不存在落入“流動性陷阱”的風(fēng)險。根據(jù)2015年以來貨幣政策和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的狀況，可以判斷金融市場流動性過剩與實(shí)體經(jīng)濟(jì)融資困難同時出現(xiàn)，房地產(chǎn)和金融資產(chǎn)價格背離實(shí)體經(jīng)濟(jì)狀況而呈現(xiàn)泡沫化傾向的同時，寬松貨幣政策的作用越來越有限，從廣義貨幣到經(jīng)濟(jì)總需求擴(kuò)張的傳導(dǎo)出現(xiàn)了阻塞，由此經(jīng)濟(jì)是否有落入流動性陷阱的風(fēng)險成為一個值得探討的問題。

學(xué)界關(guān)于貨幣增速剪刀差的討論主要分為兩個方面：一是分析其與各種經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系；二是對其異常走勢成因進(jìn)行分析。第一類分析如范立夫等(2011)研究發(fā)現(xiàn)，貨幣增速剪刀差與CPI之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，樣本期內(nèi)兩者互為Granger原因；劉海影(2013)認(rèn)為M1與M2增速差表征貨幣的活化程度，能夠反映經(jīng)濟(jì)整體的活躍程度和企業(yè)投資需求的變動情況；劉超等(2015)發(fā)現(xiàn)上證指數(shù)與貨幣增速剪刀差之間存在單向因果關(guān)系。由以上研究可知，貨幣增速剪刀差的擴(kuò)大通常伴隨經(jīng)濟(jì)上行，并且對于各類價格指數(shù)走高具有一定的信號意義。第二類分析如任碧云(2010)對改革開放后中國出現(xiàn)的四次M2和M1增速剪刀差逆向擴(kuò)大現(xiàn)象的產(chǎn)生背景、不利影響以及宏觀應(yīng)對措施進(jìn)行了分析，認(rèn)為此種現(xiàn)象伴隨貨幣在虛擬經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域重復(fù)周轉(zhuǎn)，未能對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生有利的推動作用。對于我國是否存在流動性陷阱風(fēng)險，學(xué)者大多數(shù)通過貨幣政策有效性檢驗(yàn)來研究該問題。陳湛勻(2001)通過對利率杠桿有效性的檢驗(yàn)，得出經(jīng)濟(jì)衰退和通縮等問題存在時，貨幣政策有效性降低，應(yīng)采用財政政策與利率政策相結(jié)合的方法來預(yù)防落入流動性陷阱。陳豐(2010)論證了擴(kuò)張性貨幣政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有明顯的拉動作用，認(rèn)為金融危機(jī)下中國貨幣政策并未落入流動性陷阱。

關(guān)于資產(chǎn)價格與貨幣政策的關(guān)系，國內(nèi)外研究大部分涉及貨幣供應(yīng)量，較少將貨幣結(jié)構(gòu)，特別是貨幣增速剪刀差作為考察貨幣政策的指標(biāo)。本文將通過分析貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格的相互作用機(jī)制，提出兩者間相互作用的非線性特征與流動性陷阱風(fēng)險存在相關(guān)性的假設(shè)，并實(shí)證分析這種非線性特征出現(xiàn)的時點(diǎn)及特征。本文試圖對資金“脫實(shí)務(wù)虛”現(xiàn)象的原因和機(jī)制做出解釋，并討論這種現(xiàn)象的出現(xiàn)是否意味著經(jīng)濟(jì)存在落入流動性陷阱的風(fēng)險。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：一是在研究貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格的聯(lián)動時考慮了作用機(jī)制的非對稱性，采用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移和門限回歸方法識別兩者作用的非線性特征與資金“脫實(shí)入虛”現(xiàn)象的關(guān)聯(lián)；二是通過貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格相互作用的非線性特征，而非直接檢驗(yàn)貨幣政策有效性，討論實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門與金融市場間資金傳導(dǎo)不暢時流動性陷阱風(fēng)險的存在性；三是將貨幣結(jié)構(gòu)引入與資產(chǎn)價格相關(guān)性的討論中，分析貨幣流向和資產(chǎn)價格泡沫的相關(guān)性，為政策的制定和實(shí)施提供參考。

二、方法與數(shù)據(jù)

(一)研究思路和方法

1.資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差的作用機(jī)制。關(guān)于貨幣流動性影響資產(chǎn)價格的理論解釋，可建立一個Arrow-Debreu框架下僅考慮第t期和第t-1期的簡化模型進(jìn)行說明，具體推導(dǎo)過程見郭峰(2016)。模型的基本假設(shè)包括：投資者的總效用取決于財富水平與資產(chǎn)流動性水平。房地產(chǎn)作為投資者財富的重要組成部分，可以由財富值表示；股票資產(chǎn)作為金融資產(chǎn)最重要的組成部分，可由模型中的證券資產(chǎn)表示。財富和資產(chǎn)流動性因素能夠顯著影響投資者的總效用及邊際效用。全社會投資者總效用函數(shù)中的總資產(chǎn)流動性可由表征資金活化率的貨幣增速剪刀差表示。

為便于推導(dǎo)，假設(shè)投資者的邊際效用函數(shù)為Ut，其一般性表達(dá)式為：

Ut=UtWt,Wt-1,Lt,Lt-1

(1)

其中，Wt表示投資者在第t期的財富水平，Lt表示投資者在第t期的資產(chǎn)流動性狀況。假設(shè)折現(xiàn)因子具有隨機(jī)性，表達(dá)式為Bt=kUt/Ut-1?？紤]預(yù)算約束，對模型建立如下歐拉方程：

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

對(6)式分析可看出，影響資產(chǎn)價格的重要因素是預(yù)期的相對風(fēng)險厭惡系數(shù)Rt+nWt+n、Rt+nLt+n和穩(wěn)態(tài)展開系數(shù)λ。在持續(xù)時期內(nèi)，貨幣政策沖擊和歷史資產(chǎn)價格都會影響資產(chǎn)價格，如用模型刻畫，則貨幣政策變動、資金流動性和資產(chǎn)價格變量可被刻畫為一個具有明顯自回歸特征的向量系統(tǒng)。因此，在本文研究的問題中，使用VAR及其衍生模型是具有良好微觀金融基礎(chǔ)的。進(jìn)一步對(6)式分析可發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對資產(chǎn)價格的影響可通過財富效應(yīng)和流動性效應(yīng)傳導(dǎo)，流動性因素可通過影響投資者的相對風(fēng)險厭惡程度來影響資產(chǎn)價格。由式中系數(shù)可知，資產(chǎn)價格與投資者的預(yù)期相對風(fēng)險厭惡系數(shù)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，即投資者風(fēng)險厭惡程度上升時，資產(chǎn)價格會下跌。這解釋了貨幣政策頻繁變動即貨幣政策不確定性增加時資產(chǎn)價格的異常波動。

以往貨幣增速剪刀差作為資金活化率的表征，通常為GDP同比增速的領(lǐng)先指標(biāo)。本輪貨幣增速剪刀差的擴(kuò)大并未伴隨GDP同比增速的上升，究其原因，當(dāng)利率降到最低時，向市場投放的貨幣將被“閑置資產(chǎn)”所吸收，而無法作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，資金“脫虛向?qū)崱甭窂绞茏琛?shí)體經(jīng)濟(jì)增速趨穩(wěn)而資產(chǎn)價格上升較快，可能是房地產(chǎn)和股票市場的泡沫在更大程度上由實(shí)體經(jīng)濟(jì)內(nèi)部流動性過剩所引起的，貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格呈現(xiàn)互相強(qiáng)化的作用機(jī)制：貨幣增速剪刀差作為反映資金活化率的指標(biāo)迅速上升，而實(shí)際利率較低時企業(yè)部門不愿投資實(shí)體經(jīng)濟(jì)，導(dǎo)致資金流向房地產(chǎn)市場和股票市場，短期投資繁榮形成資產(chǎn)價格泡沫，從而導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)“缺血”；同時，由于資本的趨利性，房地產(chǎn)價格和股票價格上升所引起的表面繁榮又吸引居民部門進(jìn)一步投資，使資金由居民部門轉(zhuǎn)移到企業(yè)部門，貨幣增速剪刀差再次上升，形成了“虛綁架實(shí)”的循環(huán)機(jī)制。在經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)入虛”的情況下，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差的相互作用可能存在結(jié)構(gòu)上的變化，呈現(xiàn)一定的非線性特征。當(dāng)存在流動性陷阱風(fēng)險時，不僅貨幣增速剪刀差對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的引導(dǎo)作用不明顯，而且其與資產(chǎn)價格之間相互促進(jìn)的傳導(dǎo)效應(yīng)也存在異常。即相對于不存在流動性陷阱風(fēng)險時，由于存在相互強(qiáng)化的作用機(jī)制，兩者間相互作用更加顯著。

為檢驗(yàn)上述非線性關(guān)系，本文將采用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，檢驗(yàn)資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差之間作用機(jī)制的非線性特性，并結(jié)合流動性陷阱風(fēng)險出現(xiàn)的條件，以名義利率作為門限變量，驗(yàn)證結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的出現(xiàn)是否伴隨名義利率的不同。

2.MSVAR方法。由于傳統(tǒng)的VAR模型無法刻畫經(jīng)濟(jì)變量在受到外生沖擊或政策發(fā)生變化時的結(jié)構(gòu)性變化，Hamilton(1989)提出了可擬合經(jīng)濟(jì)變量在不同狀態(tài)、時期和作用機(jī)制下特征的馬爾科夫轉(zhuǎn)移(MarkovSwitching，MS)模型，即可觀測的時間序列向量yt的數(shù)據(jù)產(chǎn)生過程取決于不可觀測的區(qū)制變量st，可用區(qū)制依賴的截距項(xiàng)來描述yt過程。模型設(shè)定形式及估計方法參見Hamilton(1989)。

3.門限回歸方法。為了在區(qū)分區(qū)制的基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)是否存在落入流動性陷阱的風(fēng)險，在模型中加入名義利率變量，記為int，考察在名義利率處于不同范圍時，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差相互作用的非對稱性。本文借鑒Hansen(1996，1999，2000)提出的多元門限回歸模型進(jìn)行分析。

本文在估計門限回歸模型時首先采用Bai和Perron(2003)的方法進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)，得到突變點(diǎn)個數(shù)，然后使用EViews9.0提供的序貫方法對門限值進(jìn)行估計，修整百分比(trimmingpercentage)為15，顯著性水平為5%。具體方法參見Bai和Perron(2003)。在本文的門限回歸模型中，被解釋變量為dm21，解釋變量包括gdp、cpi、hpgr、spgr、int、ucm2和ucint，門限變量為利率int。

(二)數(shù)據(jù)和指標(biāo)選取

鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選用季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1996年第一季度到2016年第二季度。以貨幣增速剪刀差即ΔM1t/M1t-1-ΔM2t/M2t-1作為貨幣結(jié)構(gòu)短期變化的代理變量，記為dm21。資產(chǎn)價格選取房地產(chǎn)價格增長率和股票價格增長率，前者由月度商品房銷售額除以月度商品房銷售面積取對數(shù)差分換算為季度均值得到，記為hpgr；后者由上證綜指取對數(shù)差分換算為季度均值獲得，記為spgr。另外，根據(jù)范立夫和張捷(2011)的結(jié)果，貨幣增速剪刀差與CPI之間存在顯著的Granger因果關(guān)系，故選擇CPI環(huán)比增長率作為控制變量，記為cpi。根據(jù)陳繼勇等(2013)的研究設(shè)定，流動性對資產(chǎn)價格的作用明顯，并且股票、房地產(chǎn)價格波動均隱含了一定的產(chǎn)出(GDP)和通脹(CPI)信息，故引入經(jīng)濟(jì)增長率作為外生變量，記為gdp?？紤]到貨幣政策的不確定性可能對投資者信心產(chǎn)生影響，加入貨幣政策不確定性對貨幣增速剪刀差進(jìn)行解釋。由于我國利率尚未完全市場化，金融體系發(fā)展不完善，金融市場尚不成熟，將貨幣政策分為數(shù)量型和價格型兩種類型。參照Koivu(2009)、劉金全(2002)以及趙昕東等(2002)的研究，本文選取M2增長率來衡量數(shù)量型貨幣政策，6個月至1年期金融機(jī)構(gòu)貸款利率變化率來衡量價格型貨幣政策。關(guān)于如何度量貨幣政策的不確定性，Baum等(2006)認(rèn)為GARCH方法相對于移動標(biāo)準(zhǔn)差或基于問卷調(diào)查方法得出的預(yù)測值更加準(zhǔn)確。因此，依據(jù)Leahy和Whited(1996)、Byrne和Davis(2005)以及Baum 等(2006)的研究，運(yùn)用廣義自回歸條件異方差模型，即GARCH(1，1)模型來度量中國季度M2增長率和實(shí)際貸款利率變化率的條件方差。首先分別對兩個變量建立一階自回歸模型，然后建立GARCH(1,1)，將計算得到的條件方差作為數(shù)量型和價格型貨幣政策不確定性的代理變量，分別記為ucm2和ucint。在門限回歸時，加入利率作為門限變量，選擇6個月至1年期金融機(jī)構(gòu)貸款利率作為代理指標(biāo)。全部數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)，并經(jīng)過CensusX12季節(jié)調(diào)整。本文使用軟件OX3.4，運(yùn)用Krolzig(1998)的MSVAR包進(jìn)行MSVAR分析，使用EViews9.0進(jìn)行門限回歸分析。

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)MSVAR模型估計結(jié)果及分析

1.適用性檢驗(yàn)。由于MSVAR模型要求各變量數(shù)據(jù)為平穩(wěn)的時間序列，首先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，為保證檢驗(yàn)結(jié)果可靠，采取ADF、P-P和KPSS三種單位根檢驗(yàn)方法。ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，除貨幣增速剪刀差和GDP季度增長率在5%水平上拒絕不平穩(wěn)的原假設(shè)外，其他變量均在1%水平上平穩(wěn)。P-P檢驗(yàn)結(jié)果則顯示，除貨幣增速剪刀差和股價增長率在5%水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)外，其他變量均在1%水平上平穩(wěn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，可認(rèn)為全部變量序列是平穩(wěn)的。KPSS檢驗(yàn)結(jié)果表明，全部變量無法拒絕序列平穩(wěn)的原假設(shè)。

2.區(qū)制狀態(tài)分析。對于采用何種類型的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，如模型區(qū)制設(shè)置和狀態(tài)個數(shù)等，本文主要依據(jù)SC準(zhǔn)則、AIC準(zhǔn)則、HQ準(zhǔn)則以及對數(shù)似然值。檢驗(yàn)結(jié)果表明，最優(yōu)的模型形式為MSIA(3)-VAR(3)，即3區(qū)制3階自回歸模型。該模型的截距和系數(shù)都是區(qū)制依賴的，這與經(jīng)濟(jì)處于不同狀態(tài)時資產(chǎn)價格對貨幣增速剪刀差的影響具有不對稱性的假設(shè)相符。模型的SC準(zhǔn)則、AIC準(zhǔn)則、HQ準(zhǔn)則和對數(shù)似然值見表1。

表1 模型設(shè)定形式檢驗(yàn)結(jié)果

表1中最后一列給出了模型的非線性似然比檢驗(yàn)結(jié)果。該似然比檢驗(yàn)的原假設(shè)為變量系統(tǒng)服從線性VAR模型，備擇假設(shè)為該系統(tǒng)服從MSIA-VAR模型。似然比檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，即所選變量構(gòu)成非線性系統(tǒng)，所以選擇包含區(qū)制轉(zhuǎn)移的非線性系統(tǒng)是合理的。

本文MSVAR分析的3個區(qū)制見圖2。區(qū)制1發(fā)生的時間伴隨宏觀政策的寬松與經(jīng)濟(jì)增速的下滑，多與人民幣利率的調(diào)整有關(guān)，且變化明顯。例如，1997年4季度，降低金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存貸款利率，其中存款利率平均下調(diào)1.1個百分點(diǎn)，貸款利率平均下調(diào)1.5個百分點(diǎn)；同時，受亞洲金融危機(jī)影響，該時段GDP同比增速有所下滑。1999年末至2000年，在一輪積極財政政策和穩(wěn)健貨幣政策后，經(jīng)濟(jì)增速卻發(fā)生回落，其中1999年4季度GDP增速降至6.1%。2008年下半年開始，美國次貸危機(jī)引發(fā)了世界性金融危機(jī)，在一定程度上對我國經(jīng)濟(jì)也產(chǎn)生了巨大的沖擊。在此背景下，中國宏觀調(diào)控政策做出了重大調(diào)整，從2008年9月起中央銀行連續(xù)5次下調(diào)人民幣利率，但GDP增速在此區(qū)間內(nèi)大幅下滑。區(qū)制1內(nèi)股票市場動蕩較大，大部分時間上證綜指增長率為負(fù)，而房地產(chǎn)價格增速為正。區(qū)制2的突出表現(xiàn)為GDP穩(wěn)步增長，同時存貸款利率調(diào)整較少，貨幣政策偏穩(wěn)健。例如，2002年1季度至2006年2季度，貸款利率僅發(fā)生4次調(diào)整，存款利率僅調(diào)整3次，GDP保持較高增長并有加快趨勢，2003-2005年GDP增速均高于10%。2012年3季度到2013年2季度，存貸款基準(zhǔn)利率發(fā)生一次調(diào)整，兩年的GDP增速持平。區(qū)制3的主要特征為貨幣政策從緊，多次發(fā)生存貸款基準(zhǔn)利率上調(diào)。例如，2006年3季度到2008年2季度共發(fā)生7次存貸款基準(zhǔn)利率上調(diào)。

圖2 MSIA(3)-VAR(3)模型的區(qū)制狀態(tài)

模型估計結(jié)果顯示，2015年3季度至2016年2季度，經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制1狀態(tài)。央行2015年后頻繁降準(zhǔn)降息，且新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)增速放緩，這符合區(qū)制1狀態(tài)特征，貨幣當(dāng)局釋放流動性，但對實(shí)體經(jīng)濟(jì)作用不明顯。

與區(qū)制轉(zhuǎn)移相伴隨的問題是轉(zhuǎn)移概率，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定在3個區(qū)制內(nèi)的概率分別為0.7006、0.8030和0.7345。這說明經(jīng)濟(jì)一旦進(jìn)入存在流動性陷阱風(fēng)險的區(qū)制1，具有維持該狀態(tài)的慣性，但跳出該狀態(tài)進(jìn)入?yún)^(qū)制2的概率高達(dá)23.95%。從歷史來看，盡管流動性陷阱具有一定的自我維持性，但其后進(jìn)入穩(wěn)步增長階段的可能性仍然較高。直接跳入經(jīng)濟(jì)過熱區(qū)制的可能性較低，盡管該階段貨幣政策寬松，但是后期引發(fā)高通脹的可能性仍然較小。區(qū)制2和區(qū)制3向區(qū)制1轉(zhuǎn)移的概率分別為0.0997和0.0554，表明從經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定繁榮、貨幣政策效果較好的狀態(tài)轉(zhuǎn)向帶有流動性陷阱風(fēng)險、貨幣政策作用有限狀態(tài)的概率并不低，風(fēng)險仍然值得留意。

表2給出了MSIA(3)-VAR(3)模型系數(shù)的估計結(jié)果。MSIA模型假定截距、系數(shù)都是區(qū)制依賴的，即在不同的區(qū)制狀態(tài)下，變量之間相互影響程度不同，由此可分析不同區(qū)制狀態(tài)下貨幣增速剪刀差與房地產(chǎn)價格、股票價格的相互影響情況。

表2 不同區(qū)制下MSIA(3)-VAR(3)模型系數(shù)

注：***、**和*分別表示系數(shù)在1%、5%和10%的水平上顯著。

從資產(chǎn)價格對貨幣增速剪刀差的影響來看，區(qū)制1中房地產(chǎn)價格和股票價格的一階和二階滯后變量對貨幣增速剪刀差的擴(kuò)大均有促進(jìn)作用，且系數(shù)絕對值高于區(qū)制2和區(qū)制3。這一結(jié)果驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)，即在資金“脫實(shí)入虛”傾向明顯且存在流動性陷阱風(fēng)險時，資金由居民部門流向股票市場和房地產(chǎn)市場，在推高資產(chǎn)價格的同時，促進(jìn)了貨幣增速剪刀差的擴(kuò)大。在區(qū)制1狀態(tài)下，CPI對貨幣增速剪刀差的影響明顯高于其他兩個區(qū)制。此時，貨幣政策相對寬松，CPI變動不大，貨幣增速剪刀差對CPI變化率的敏感性顯著提高。GDP的滯后一期系數(shù)為負(fù)，絕對值為6.591，表明區(qū)制1確實(shí)具有一定的流動性陷阱特征，至少與貨幣增速剪刀差作為GDP增速先行指標(biāo)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)相悖。滯后一期的價格型貨幣政策在經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制1時對貨幣增速剪刀差的促進(jìn)作用更明顯，其系數(shù)絕對值為7.454，遠(yuǎn)高于經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制3時的1.239；數(shù)量型貨幣政策的二階滯后變量在區(qū)制1狀態(tài)下的系數(shù)絕對值為1.709，同樣遠(yuǎn)高于區(qū)制3的0.239。這一結(jié)果說明貨幣政策不確定性也是導(dǎo)致資金“脫實(shí)向虛”并產(chǎn)生流動性陷阱風(fēng)險的原因之一，企業(yè)獲得居民部門的資金后，由于政策的不明朗，投資信心不足，使大量資金淤積在企業(yè)的活期存款上，推高了貨幣增速剪刀差。

從貨幣增速剪刀差對資產(chǎn)價格的影響來看，在區(qū)制1狀態(tài)下，房地產(chǎn)價格回歸方程中貨幣增速剪刀差的一階滯后系數(shù)為正，表明前期由居民部門轉(zhuǎn)移到企業(yè)的資金投到房地產(chǎn)市場，推高了房地產(chǎn)價格，區(qū)制2和區(qū)制3中該一階滯后變量的系數(shù)均為負(fù)。貨幣增速剪刀差的二階滯后系數(shù)為負(fù)，絕對值為1.481；同時，價格型貨幣政策不確定性的一階滯后系數(shù)為正，高達(dá)8.588。我們推測前兩期的貨幣增速剪刀差擴(kuò)大會增加前一期政策環(huán)境的不確定性，滯后兩期的M2增速高于M1可能影響投資者對房地產(chǎn)市場的信心，對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生負(fù)向影響。但其通過影響下一期貨幣政策不確定性，又使投資者確信房地產(chǎn)市場相對于其他產(chǎn)能過剩的行業(yè)，如鋼鐵、煤炭、化工等，投資價值相對穩(wěn)定，從而增加對房地產(chǎn)的投資，對房價產(chǎn)生正向影響。對于股票價格，區(qū)制1狀態(tài)下貨幣增速剪刀差的一階滯后系數(shù)為2.748，區(qū)制2和區(qū)制3中分別為-0.392和-0.781，表明經(jīng)濟(jì)處于區(qū)制1時，盡管M2增速不高，M1的增速加快對股價升高有明顯推動作用。這與歷史上M2同比增長和股票市場之間聯(lián)系較強(qiáng)相悖，而與始于2014年下半年的牛市和M2同比增長出現(xiàn)背離相符。2015年上半年，經(jīng)濟(jì)處于下行階段，股票市場的繁榮并無基本面支撐，M2同比增長也有所下滑。央行采取寬松貨幣政策，頻繁降準(zhǔn)降息以提振經(jīng)濟(jì)，導(dǎo)致股票市場的杠桿率更高，從而股票價格上升。同時，股票價格的上升又使其作為抵押物的價值升高，股票市場融資額和價格進(jìn)一步推升，呈現(xiàn)出“杠桿提升—股票市值上漲—杠桿進(jìn)一步提升—股票市值再次上漲”的正反饋循環(huán)，表現(xiàn)為貨幣增速剪刀差與股票價格呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)。

以上MSVAR模型的實(shí)證結(jié)果從貨幣結(jié)構(gòu)與資產(chǎn)價格相互作用的角度驗(yàn)證了我國經(jīng)濟(jì)整體出現(xiàn)資金“脫實(shí)入虛”傾向的原因和機(jī)制，以及兩者間非線性作用出現(xiàn)時點(diǎn)與流動性陷阱風(fēng)險的關(guān)聯(lián)。當(dāng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)稅負(fù)過重、沒有盈利性更強(qiáng)的生產(chǎn)性投資方向時，由于資本的趨利性，實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門將資金過度投向了房地產(chǎn)和金融市場，造成資產(chǎn)價格泡沫和實(shí)體經(jīng)濟(jì)“缺血”。此時，如果貨幣政策不明朗，經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)務(wù)虛”進(jìn)一步加重，貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格之間強(qiáng)化機(jī)制增強(qiáng)，就會出現(xiàn)流動性陷阱風(fēng)險。

3.MSVAR方法的有效性。總體來看，MSIA(3)-VAR(3)模型較好地擬合了貨幣增速剪刀差、房地產(chǎn)價格和股票價格的變動。我們分析了貨幣增速剪刀差、房地產(chǎn)價格和股票價格增速變量的實(shí)際值、1步預(yù)測值和平滑值的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)模型估計值和1步預(yù)測值與實(shí)際值擬合良好，證明了MSIA(3)-VAR(3)模型刻畫貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格相互作用的區(qū)制特征的有效性。

(二)門限回歸模型估計結(jié)果及分析

我們將以利率為門限變量建立門限回歸模型，考察貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格增速之間的作用是否存在門限效應(yīng)，并討論“脫實(shí)務(wù)虛”現(xiàn)象的成因及流動性陷阱風(fēng)險的存在性。

首先以dm21為被解釋變量，其他變量為解釋變量建立模型，使用EViews9.0提供的序貫估計方法估計門限值，我們得到門限值為0.018和0.026。具體方法參見Bai和Perron(2003)。盡管可決系數(shù)達(dá)到0.705，但是模型中大部分系數(shù)不顯著?？紤]到貨幣政策不確定性變量在MSIA(3)-VAR(3)模型中的二階滯后項(xiàng)更加顯著，將變量ucint和ucm2做二階滯后處理引入模型，得到的2個門限值與不做滯后處理時完全相同，而模型系數(shù)絕大部分在5%水平上顯著，且可決系數(shù)提升至0.792。這也從另一角度證明了MSVAR模型的有效性。兩個模型下以名義利率作為門限變量效果最好，也說明了模型的穩(wěn)健性。下文僅對貨幣政策不確定性變量做二階滯后處理的情況進(jìn)行分析。

1.門限效應(yīng)檢驗(yàn)。在加入int并以其為門限變量后，對建立的模型進(jìn)行Bai和Perron(2003)結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了無斷點(diǎn)與1個斷點(diǎn)、1個斷點(diǎn)與2個斷點(diǎn)差異顯著為0的原假設(shè)，可以判斷當(dāng)利率作為門限變量時，樣本期內(nèi)貨幣增速剪刀差序列存在兩個結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)。即根據(jù)利率值的不同，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差之間的作用存在非線性特征，并可劃分為低利率、正常利率和高利率三個區(qū)制。

2.門限回歸模型估計結(jié)果及殘差診斷。表3給出了不考慮門限效應(yīng)的線性回歸結(jié)果及根據(jù)利率劃分的不同區(qū)制的門限回歸結(jié)果。從R2來看，門限回歸模型的擬合效果遠(yuǎn)好于線性回歸模型，證明貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格的作用確實(shí)存在非線性特征。

門限回歸結(jié)果顯示，在低利率狀態(tài)下，房地產(chǎn)價格增長和股票價格增長均與貨幣增速剪刀差正相關(guān)，且系數(shù)值高于正常利率狀態(tài)和高利率狀態(tài)。即低利率狀態(tài)下，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差的正向關(guān)聯(lián)更明顯。同時，在低利率和正常利率狀態(tài)下，名義利率與貨幣增速剪刀差正相關(guān)，且低利率時系數(shù)高于正常利率時，高利率狀態(tài)下名義利率對貨幣增速剪刀差的影響不顯著。這表明利率低到一定程度時，名義利率的提升將使貨幣增速剪刀差顯著擴(kuò)大，此時如貨幣政策進(jìn)一步收緊，資金活化程度將進(jìn)一步降低，生產(chǎn)部門信貸規(guī)?？s小，長期投資繼續(xù)降低，對貨幣資金脫虛向?qū)崢O為不利。就價格型貨幣政策和利率走勢的不確定性而言，低利率狀態(tài)下系數(shù)為正，正常利率狀態(tài)下為負(fù)，高利率狀態(tài)下不顯著。這表明利率低位運(yùn)行期間對利率預(yù)期的不確定性增大將導(dǎo)致貨幣增速剪刀差升高，此時貨幣政策前景不明將使廠商對生產(chǎn)性投資的盈利預(yù)期更為悲觀，從而資金流向更可能保值的房地產(chǎn)行業(yè)，即低利率狀態(tài)下應(yīng)采取積極明朗的貨幣政策提振市場信心。低利率時gdp增長率系數(shù)為負(fù)，說明利率水平偏低時，經(jīng)濟(jì)增長速度偏低與貨幣增速剪刀差走高可能同時出現(xiàn)。例如，2015年2季度后，由于處于轉(zhuǎn)型期，經(jīng)濟(jì)存在較大下行壓力，企業(yè)信貸需求弱于居民部門，寬松的貨幣政策對企業(yè)部門投資的刺激有限，資金更多地流向虛擬經(jīng)濟(jì)部門，房地產(chǎn)價格上升，股票市場波動加大，此時存在一定的流動性陷阱風(fēng)險。

表3 門限模型估計結(jié)果

注：括號內(nèi)為系數(shù)估計值的標(biāo)準(zhǔn)誤。

圖3 利率的區(qū)制劃分情況(1996Q1-2016Q2) 圖4 模型參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗(yàn)：殘差累積和

圖3給出了樣本區(qū)間內(nèi)低利率、正常利率和高利率時段的劃分。與MSVAR區(qū)制劃分對比可知，區(qū)制的劃分與利率運(yùn)行區(qū)間有一定的協(xié)同性。如MSVAR結(jié)果中，屬于區(qū)制1的1999年4季度到2000年3季度，利率相對于前后時期較低，且處于兩個門限值中間；2001年3季度到4季度，利率水平相對于前后時期有所下降；2015年3、4季度出現(xiàn)了利率略低于門限值0.018的情況，隨后有所回升。由于門限變量是反映流動性風(fēng)險特征的名義利率，期望得到的結(jié)果是，區(qū)制1出現(xiàn)流動性陷阱風(fēng)險的區(qū)間包含在門限回歸結(jié)果中低利率運(yùn)行的區(qū)間，估計結(jié)果證實(shí)了這一猜想。這進(jìn)一步說明了MSVAR中區(qū)制1的確是出現(xiàn)低利率的流動性風(fēng)險條件，符合流動性陷阱風(fēng)險出現(xiàn)的特征。但從表3的門限回歸結(jié)果來看，利率低位運(yùn)行，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差作用明顯加劇，反映資金活化度的貨幣增速剪刀差又與GDP增速呈負(fù)向關(guān)聯(lián)，說明2016年后經(jīng)濟(jì)雖未落入流動性陷阱，但資金“脫實(shí)向虛”傾向嚴(yán)重，流動性陷阱風(fēng)險仍然值得注意。圖4為門限回歸模型的參數(shù)穩(wěn)定性殘差累積和檢驗(yàn)，結(jié)果表明方程參數(shù)是穩(wěn)定的。

四、結(jié)論與政策建議

貨幣供應(yīng)量增加會導(dǎo)致價格上升，但貨幣的具體流向決定了推升的是資產(chǎn)價格還是商品價格。如果增加的貨幣供應(yīng)沒能進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)，而是在股票市場、房地產(chǎn)市場上等進(jìn)行投機(jī)活動，資產(chǎn)價格就會上升并趨于泡沫化，不能對經(jīng)濟(jì)增長起到推動作用。此時，貨幣政策寬松，流動性與需求不符，就會產(chǎn)生資金“脫實(shí)入虛”問題。從2015年10月開始，M2與M1同比增速之差由正轉(zhuǎn)負(fù)，并出現(xiàn)明顯的擴(kuò)大趨勢。為分析這一現(xiàn)象背后的深層原因，本文在論述貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格相互作用機(jī)制的基礎(chǔ)上，提出了經(jīng)濟(jì)存在流動性風(fēng)險時貨幣增速剪刀差與股票價格和房地產(chǎn)價格之間的聯(lián)動比常態(tài)時更加明顯的假設(shè)，并建立馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對此進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，兩者之間的相互作用存在區(qū)制性特征，在貨幣政策寬松但經(jīng)濟(jì)下行的區(qū)制內(nèi)確實(shí)存在貨幣增速剪刀差與資產(chǎn)價格之間作用加強(qiáng)的現(xiàn)象。此時，貨幣增速剪刀差擴(kuò)大表明經(jīng)濟(jì)中資金“脫實(shí)向虛”傾向加劇，資金投向獲利更高的房地產(chǎn)和金融等領(lǐng)域，造成資產(chǎn)價格泡沫和實(shí)體經(jīng)濟(jì)“缺血”，資產(chǎn)價格泡沫又進(jìn)一步吸引了試圖通過短期投資緩解資金壓力的企業(yè)，由此形成“虛綁架實(shí)”的循環(huán)機(jī)制，流動性陷阱風(fēng)險存在時這種作用機(jī)制將自我強(qiáng)化。為驗(yàn)證該結(jié)果，引入名義利率并將其作為門限變量建立門限回歸模型。結(jié)果表明，在低利率狀態(tài)下，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差的正向關(guān)聯(lián)更明顯；利率低到一定程度時，名義利率的提升將使貨幣增速剪刀差顯著擴(kuò)大，此時如貨幣政策進(jìn)一步收緊，資金活化程度將進(jìn)一步降低，對貨幣資金脫虛向?qū)崢O為不利。另外，當(dāng)利率水平偏低時，經(jīng)濟(jì)增長速度偏低與貨幣增速剪刀差走高可能同時出現(xiàn)。例如，2015年2季度后，由于處于轉(zhuǎn)型期，經(jīng)濟(jì)存在較大下行壓力，企業(yè)信貸需求弱于居民部門，寬松的貨幣政策對企業(yè)部門投資的刺激有限，表明經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了流動性陷阱特征。利率低位運(yùn)行，資產(chǎn)價格與貨幣增速剪刀差作用明顯加劇，反映資金活化度的貨幣增速剪刀差又與GDP增速呈負(fù)向關(guān)聯(lián)，表明2016年后經(jīng)濟(jì)雖未落入流動性陷阱，但流動性陷阱風(fēng)險仍然值得注意。

根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果，當(dāng)前經(jīng)濟(jì)雖未落入流動性陷阱，但存在低利率下貨幣政策空間收窄、有效性降低的風(fēng)險。為化解此種風(fēng)險，基于本輪貨幣增速剪刀差擴(kuò)大的原因，本文提出以下三點(diǎn)政策建議：一是由于貨幣本身并不能帶來需求，特別是在經(jīng)濟(jì)下行周期內(nèi)，貨幣政策應(yīng)與需求相配合，避免貨幣超量投放引起資產(chǎn)價格泡沫與貨幣增速剪刀差相互強(qiáng)化機(jī)制的形成；二是需要配合積極的財政政策來實(shí)現(xiàn)穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)的目標(biāo)，如減輕企業(yè)稅負(fù)、適當(dāng)提高財政赤字率等，刺激公共需求以彌補(bǔ)私人部門需求的不足；三是加強(qiáng)資本市場管制，積極應(yīng)對過去為穩(wěn)增長而累積的各類資產(chǎn)泡沫及超發(fā)的貨幣，防范危機(jī)的爆發(fā)。綜上所述，將財政政策和貨幣政策相配合，才能提振民間投資信心，促進(jìn)貨幣結(jié)構(gòu)合理化，使資金更多地流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，避免資產(chǎn)價格泡沫和流動性陷阱。

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TheLiquidityRiskof“CapitalFlowingfromtheRealEconomytotheVirtualEconomy”:BasedontheInteractionbetweenScissorsGapofMoneySupplyandAssetPrices

Ren Yufei

(GradutateSchoolofChineseAcademyofSocialSciences,Beijing102488,China)

Based on the analysis of the interaction between scissors gap of money supply and asset prices, this paper theoretically and empirically analyzes the reasons for the phenomenon of capital flowing from the real economy to the virtual economy in the whole economy and resulting liquidity risk, and puts forward the route to the flow from the virtual economy to the real economy & effective measures.The empirical results show that the interaction between scissors gap of money supply and asset prices does have a regime-dependent structure, and the interaction strengthens when the economy goes into the regime with easy monetary policy and economic downturn. Although the zero-interest rate condition of liquidity trap is not being reached in current China, the interaction between scissors gap of money supply and asset prices is getting more intense, and the scissors gap of money supply goes reversely with the growth rate of GDP, showing the risks of narrowing-down space for monetary policy and the reduction in effectiveness under low interest rates; the risk of liquidity trap is still notable.

scissors gap of money supply; asset price; liquidity trap

F031.2

：A

：1001-9952(2017)10-0031-12

10.16538/j.cnki.jfe.2017.10.003

(責(zé)任編輯 康 健)

2017-03-03

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71673296)

任羽菲(1990-)，女，吉林延邊人，中國社會科學(xué)院研究生院博士研究生。