錢 燁

安徽大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，合肥，230601

1 問題提出與相關(guān)研究

2016年以來，我國的貨幣“剪刀差”(M1與M2的增速之差)持續(xù)走高，2016年7月，貨幣“剪刀差”達到15.21%，這是20年來最高水平，這一現(xiàn)象引起了經(jīng)濟學(xué)家和社會的廣泛關(guān)注。但是M1的反常上升，并沒有刺激實體經(jīng)濟的發(fā)展，相反，宏觀經(jīng)濟有著“脫實向虛”的傾向，以房地產(chǎn)和股票市場為代表的資產(chǎn)價格波動劇烈，其資產(chǎn)市場的交易活動更加頻繁。

關(guān)于貨幣“剪刀差”持續(xù)擴大的根本原因，其中一個主要的觀點是債券超發(fā)，導(dǎo)致銀行存款活期化[1]。即由于政府和企業(yè)超發(fā)債券，使得存款機構(gòu)和一般非銀行投資者將定期存款轉(zhuǎn)化為活期存款來購買債券；又由于M1存量規(guī)模遠小于M2，從而導(dǎo)致M1增速超過M2增速，擴大了貨幣“剪刀差”。而金融市場上的資產(chǎn)價格伴隨著貨幣“剪刀差”的擴大而發(fā)生波動，其現(xiàn)象主要表現(xiàn)為：房價增長速度與CPI的增長速度不同步，房地產(chǎn)價格的上漲使其作為抵押品的價值也同時上升，但是信貸并未因此增加，這表明資金進入實體經(jīng)濟的過程受到了阻礙。同時金融市場上的股票價格波動劇烈，企業(yè)資金沉積在金融市場上不能流入實體經(jīng)濟。以上兩點表明，貨幣“剪刀差”與資產(chǎn)價格可能存在相關(guān)性。

資產(chǎn)價格的上漲，導(dǎo)致居民進一步加大對房地產(chǎn)的投機和股市的投入，減少了當(dāng)期的消費支出，影響國民收入。由于資金沉積在虛擬經(jīng)濟的賬面上，造成實體經(jīng)濟吸納的資金不足，實體經(jīng)濟發(fā)展缺少內(nèi)在動力。

國內(nèi)對于貨幣“剪刀差”的研究主要包括兩個方向：一是研究“剪刀差”與宏觀經(jīng)濟指標(biāo)之間的相關(guān)性；二是對形成貨幣“剪刀差”波動異常的原因進行分析。范立夫等通過實證研究，發(fā)現(xiàn)貨幣增速“剪刀差”與GDP同比增速存在動態(tài)相關(guān)性,且兩者互為格蘭杰因果關(guān)系[2]。劉超以上證綜合指數(shù)和貨幣“剪刀差”為指標(biāo)，實證得出上證綜合指數(shù)與“剪刀差”之間存在單向因果關(guān)系[3]。婁飛鵬認為，“剪刀差”的出現(xiàn)是近年來貨幣擴張導(dǎo)致的資金沉淀，使流動性增強，但流動性并沒有有效流向?qū)嶓w經(jīng)濟[4]。

國內(nèi)外學(xué)者對貨幣政策、資產(chǎn)價格與實體經(jīng)濟間的關(guān)系進行了研究。Case等分析了貨幣政策傳導(dǎo)過程中股票價格和房地產(chǎn)價格對消費的影響，通過實證研究檢驗了房地產(chǎn)價格波動和股票價格波動對居民消費的影響，得出房地產(chǎn)價格波動對居民消費的影響更為顯著的結(jié)論[5]。唐齊鳴通過構(gòu)建IS-ISPhillips模型，推導(dǎo)出我國考慮資產(chǎn)價格的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)[6]。李青峻利用泰勒規(guī)則和IS曲線，構(gòu)建了我國央行貨幣政策反應(yīng)函數(shù)[7]。李輝引入典型相關(guān)分析方法，發(fā)現(xiàn)實體經(jīng)濟發(fā)展與股票指數(shù)沒有顯著的相關(guān)性[8]。何德旭結(jié)合理論分析和實證檢驗，對股票市場和實體經(jīng)濟相互影響、相互發(fā)展亦作了相關(guān)研究[9]。

國內(nèi)也有不少學(xué)者將貨幣政策、資產(chǎn)價格及實體經(jīng)濟發(fā)展三者結(jié)合進行實證研究。李浩研究發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)價格大幅波動會引起實體經(jīng)濟發(fā)展不穩(wěn)定，應(yīng)該應(yīng)用多重貨幣政策[10]。張紅偉實證分析貨幣供給、資產(chǎn)價格及實體經(jīng)濟三者間的關(guān)系，并得出房地產(chǎn)價格與股票價格關(guān)聯(lián)性較強的結(jié)論[11]。

本文將貨幣“剪刀差”作為衡量貨幣政策的指標(biāo)，將房地產(chǎn)價格作為衡量資產(chǎn)價格的指標(biāo)，旨在研究當(dāng)貨幣政策變化時引起的貨幣“剪刀差”波動會觸發(fā)資產(chǎn)價格發(fā)生怎樣的變動，以及是否會引起實體經(jīng)濟的聯(lián)動反應(yīng)。

2 變量與基本假設(shè)

2.1 模型變量及數(shù)據(jù)說明

本文選擇的數(shù)據(jù)均來源于2002年2月—2016年12月的月度時間序列數(shù)據(jù)，考慮到各變量間的相關(guān)性及共線性、異方差等問題，采用同比增長率和利率數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)、國家統(tǒng)計局及Wind資訊。具體變量及數(shù)據(jù)解釋見表1。

表1 變量描述及解釋

2.2 基本假設(shè)

將貨幣“剪刀差”列入影響資產(chǎn)價格因素之一，因為本文以房地產(chǎn)價格作為資產(chǎn)價格的代表，亦同時受到市場價格波動的影響，得到資產(chǎn)價格模型為：

HPt=aHt+bPt+εt

(1)

其中t為時間序列。

3 實證檢驗

3.1 ADF單位根檢驗

在對文中的時間序列進行研究分析前，應(yīng)檢驗變量的平穩(wěn)性，本文選用ADF單位根檢驗法，具體結(jié)果如表2。

表2 單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗類型中的(C,T,P)，C和T代表截距項和趨勢項，0表示不含截距項或趨勢項，P表示滯后階數(shù)。

根據(jù)表2可知，在臨界水平為10%時，各變量的P值均小于10%，則各變量原序列都是平穩(wěn)的。

3.2 協(xié)整檢驗

在進行協(xié)整檢驗前，為保證統(tǒng)計上的可信度，需確定最佳滯后階數(shù)，根據(jù)AIC及SC準則，對資產(chǎn)價格模型(HP、H、P)確定的滯后期為4，對模型協(xié)整檢驗關(guān)系檢驗結(jié)果如表3。

通過協(xié)整檢驗，HP、H、P協(xié)整向量的系數(shù)估計為：

Z=(1.000 0，-0.279 9，0.500 8)

從而得到資產(chǎn)價格模型的協(xié)整方程：

HPt=0.279 9Ht-0.500 8Pt

(0.085 73) (0.222 5)

Log likelihood=-588.162 6

(2)

其中，括號內(nèi)為標(biāo)準差。

表3 資產(chǎn)價格模型協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

注：*表示在5%的臨界水平下拒絕原假設(shè)，下表相同。

資產(chǎn)價格方程表明，貨幣“剪刀差”波動與資產(chǎn)價格變化為正向關(guān)系。市場價格波動對資產(chǎn)價格起反向的作用，并且與貨幣“剪刀差”變動相比，市場價格波動對資產(chǎn)價格的波動影響更為顯著。貨幣“剪刀差”的相關(guān)系數(shù)為0.28，這說明貨幣“剪刀差”對資產(chǎn)價格已經(jīng)產(chǎn)生了較為突出的影響，貨幣“剪刀差”與資產(chǎn)價格波動存在長期均衡關(guān)系。

3.3 誤差修正模型

協(xié)整檢驗表明，貨幣“剪刀差”與資產(chǎn)價格波動之間存在長期關(guān)系。為進一步確定它們之間協(xié)整關(guān)系的穩(wěn)定性，對貨幣“剪刀差”影響資產(chǎn)價格波動建立誤差修正模型，前文已確定最合理的滯后期為4，則兩者間的VECM模型為：

D(HP)t=-0.007 1-0.179 2ECM(t-1)+0.354 2D(HP(t-1))-0.081 7D(H(t-1))+0.277 8D(P(t-1))

F=12.831 9 Log likelihood=-190.902 1

(3)

誤差修正模型(3)中的ECM的系數(shù)為-0.179 2，t值為-6.068 5，從模型中的差分項和ECM可知，貨幣剪刀差與資產(chǎn)價格波動的長期均衡關(guān)系模型的變量選取是合理的。當(dāng)短期波動關(guān)系偏離長期關(guān)系時，會出現(xiàn)一個反向的誤差項對模型進行調(diào)整，使趨向長期均衡狀態(tài)。

3.4 VAR模型

對貨幣“剪刀差”、資產(chǎn)價格和實體經(jīng)濟間(H,HP,Y)建立向量自回歸模型(即VAR模型)，在建立模型前，需確定VAR系統(tǒng)最佳的滯后期，以消除誤差項的自相關(guān)性， 根據(jù)AIC和SC準則，經(jīng)過反復(fù)檢驗和證明，確定此VAR模型的最合適的滯后期數(shù)為3。

3.4.1 穩(wěn)定性檢驗

在構(gòu)建VAR模型時，應(yīng)對模型系統(tǒng)的穩(wěn)定性進行AR根檢驗，檢驗依據(jù)是所有的單位根均落在單位圓內(nèi)。穩(wěn)定性檢驗結(jié)果如圖1。

圖1 AR根檢驗結(jié)果

從圖1中可知，VAR系統(tǒng)的單位根均落在單位圓內(nèi)，則由Y、H、HP構(gòu)成的VAR模型是平穩(wěn)的。

3.4.2 脈沖響應(yīng)函數(shù)

為進一步分析三變量在短期內(nèi)相互影響的動態(tài)過程，對VAR(3)模型建立脈沖響應(yīng)函數(shù)，貨幣“剪刀差”、房地產(chǎn)價格與工業(yè)增加值對各變量的脈沖響應(yīng)見圖2，圖2中的實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線代表正負兩個標(biāo)準差。

圖2 房地產(chǎn)價格波動對于貨幣“剪刀差”(a)、工業(yè)增加值(b)和自身的反應(yīng)程度(c)的脈沖響應(yīng)圖

圖2(a)(b)(c)依次反映了房價波動對于貨幣“剪刀差”、工業(yè)增加值和自身的反應(yīng)程度。由圖2(a)可知，短期內(nèi)房地產(chǎn)價格對貨幣“剪刀差”波動十分敏感，貨幣“剪刀差”的擴大會刺激房地產(chǎn)價格的上升，但這種正向的刺激會慢慢減弱，長期來看貨幣“剪刀差”波動對房地產(chǎn)價格變動的影響會減弱。由圖2(b)可知，工業(yè)增加值的增大會立即使房地產(chǎn)價格出現(xiàn)上漲，但之后會抑制房地產(chǎn)價格的上漲，且長期內(nèi)保持抑制效應(yīng)。由圖2(c)可知，短期內(nèi)房地產(chǎn)價格上漲出現(xiàn)慣性作用，導(dǎo)致房地產(chǎn)價格會進一步上升，推動房市發(fā)展，但長期來看房地產(chǎn)價格會趨向于平穩(wěn)。

圖3(a)(b)(c)依次表明工業(yè)增加值波動對于貨幣“剪刀差”、房價和自身的反應(yīng)程度。由圖3(a)可知，短期內(nèi)流向?qū)嶓w經(jīng)濟中的資金會隨著貨幣“剪刀差”擴大而增多，短時間內(nèi)會推動實體經(jīng)濟的發(fā)展，但隨著時間推移，資金會逐漸流向虛擬經(jīng)濟(如房市)，導(dǎo)致實體經(jīng)濟發(fā)展的后勁不足，所以長期貨幣“剪刀差”擴大會阻礙實體經(jīng)濟的發(fā)展。由圖3(b)可知，房地產(chǎn)價格上漲在短期內(nèi)對實體經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生刺激作用，但房市過于繁榮，長期會對實體經(jīng)濟產(chǎn)生負向的影響，導(dǎo)致經(jīng)濟“脫虛向?qū)崱?，不利于實體經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展。

圖3 工業(yè)增加值波動對于貨幣“剪刀差”(a)、房價(b)和自身的反應(yīng)程度(c)的脈沖響應(yīng)圖

3.4.3 Granger因果關(guān)系檢驗

在協(xié)整檢驗中已經(jīng)確認資產(chǎn)價格與貨幣“剪刀差”的長期均衡關(guān)系，為檢驗兩者間的關(guān)系是否也具有統(tǒng)計上的因果關(guān)系，需在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，對資產(chǎn)價格模型進行格蘭杰因果檢驗，最佳滯后期數(shù)為4(基于協(xié)整檢驗的結(jié)果)，同時，為確認在滯后幾期時貨幣“剪刀差”對資產(chǎn)價格具有單向作用，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

表4表明，在最佳滯后期為4個月時，貨幣“剪刀差”波動與資產(chǎn)價格變動互為Granger因果關(guān)系，并且市場價格波動也是影響資產(chǎn)價格變動的原因，置信水平為99%。在滯后期為16個月時，市場價格的波動對資產(chǎn)價格變動的影響減弱，置信水平為97%。在滯后期為18個月時，貨幣“剪刀差”波動是資產(chǎn)價格變動的單向Granger原因，置信水平為99%，市場價格波動與資產(chǎn)價格變動不具有統(tǒng)計上的因果關(guān)系。

同時需對貨幣“剪刀差”與實體經(jīng)濟發(fā)展、資產(chǎn)價格波動與實體經(jīng)濟進行Granger因果關(guān)系檢驗，分析變量之間是否具有統(tǒng)計上的因果關(guān)系，具體結(jié)果見表5。

如表5所示，在滯后期為2個月時，工業(yè)增加值波動是房地產(chǎn)價格波動的原因，其置信水平為90%。在滯后期為4個月時，房地產(chǎn)價格波動是工業(yè)增加值波動的原因，其置信水平為99%。在滯后期為8個月時，貨幣“剪刀差”波動是工業(yè)增加值波動的原因，其置信水平為90%。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗

4 結(jié)論及對策建議

4.1 結(jié) 論

(1)通過協(xié)整關(guān)系和Granger因果關(guān)系檢驗本文假設(shè)的資產(chǎn)價格模型，結(jié)果表明，資產(chǎn)價格模型具有合理性，貨幣“剪刀差”與資產(chǎn)價格波動存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。在短期內(nèi)，資產(chǎn)價格波動與貨幣“剪刀差”互為Granger因果關(guān)系，兩者相互影響、相互作用，隨著時間的推移，貨幣“剪刀差”是資產(chǎn)價格波動的單向原因。

(2)貨幣“剪刀差”通過影響資產(chǎn)價格波動而影響實體經(jīng)濟發(fā)展，這是貨幣“剪刀差”影響實體經(jīng)濟發(fā)展的渠道之一。在這一渠道中，短期內(nèi)資產(chǎn)價格會因貨幣“剪刀差”增大而上漲，刺激實體經(jīng)濟發(fā)展，但資產(chǎn)價格的持續(xù)增長，實體經(jīng)濟的發(fā)展會出現(xiàn)疲軟的現(xiàn)象，這主要是因為資產(chǎn)價格的上漲導(dǎo)致大量的貨幣資金涌入金融市場中，使實體經(jīng)濟發(fā)展在長期內(nèi)得不到資金的支持，實體經(jīng)濟的發(fā)展受到阻礙。引起資產(chǎn)價格的變化很有可能是由于貨幣政策變化導(dǎo)致貨幣結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，資產(chǎn)價值發(fā)生變化，資產(chǎn)價格的上升并不一定會刺激實體經(jīng)濟的發(fā)展。

4.2 對策建議

(1)建立新型貨幣政策調(diào)控體系。鑒于貨幣“剪刀差”與資產(chǎn)價格的關(guān)系，央行在制定貨幣政策時，應(yīng)將金融市場的資產(chǎn)價格波動納入制定貨幣政策時的參考。政府在面對金融市場動蕩、資產(chǎn)價格波動劇烈時，可以考慮改進數(shù)量型的貨幣政策調(diào)控模式，通過靈活調(diào)節(jié)貨幣結(jié)構(gòu)控制貨幣剪刀差的變動，使得金融市場的發(fā)展趨于平穩(wěn)，資產(chǎn)價格波動在合理的范圍內(nèi)。

(2)完善金融市場的發(fā)展機制和金融市場的風(fēng)險控制系統(tǒng)。當(dāng)前，我國金融市場的發(fā)展在很大程度上是出于對實體經(jīng)濟前景的擔(dān)憂，缺乏優(yōu)質(zhì)量的投資項目而導(dǎo)致大量資金在房地產(chǎn)和股市的金融市場中空轉(zhuǎn)，大大刺激了資產(chǎn)價格的非理性增長。這種非理性的增長很可能誘發(fā)金融市場的泡沫，并成為今后影響金融市場發(fā)展的一個重要因素。政府應(yīng)將金融市場與實體經(jīng)濟發(fā)展有機地結(jié)合起來，發(fā)揮金融市場支持實體經(jīng)濟的作用，豐富投資品種，提高投資項目的質(zhì)量，減少居民和企業(yè)對房地產(chǎn)投資的過度依賴，嚴格控制股市的投機行為，引導(dǎo)股市的健康有序發(fā)展。

(3)大力推進實體經(jīng)濟的發(fā)展，增強實體經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)生動力。應(yīng)將發(fā)展實體經(jīng)濟放在經(jīng)濟建設(shè)的首要位置，引導(dǎo)貨幣資金流向?qū)嶓w經(jīng)濟行業(yè)，政府相關(guān)部門應(yīng)加大對實體經(jīng)濟行業(yè)的人力資本、技術(shù)創(chuàng)新與科研能力的支持，加強金融市場與實體經(jīng)濟行業(yè)的聯(lián)系，進一步提高金融市場對實體經(jīng)濟發(fā)展的支持力度。貫徹落實好去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板五大板塊，積極進行實體經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)性改革，加大實體經(jīng)濟發(fā)展的薄弱環(huán)節(jié)建設(shè)力度，促進實體經(jīng)濟的健康發(fā)展。