基于托宾效应的货币政策传导机制实证研究

来源:用户上传      作者: 贺建清　胡林龙

　　摘要:货币政策的资产价格传导机制主要通过两种途径实现:一种是基于Q理论的“托宾效应”,另一种是基于莫迪利亚尼的“消费财富效应”。随着我国股票市场的迅速发展,部分学者对托宾效应在货币政策传导机制中的作用进行了有益的探索。本文利用2002年第二季度至2007年第三季度的Q比率、广义货币M2、投资I和国内生产总值GDP,借助协整检验、格兰杰因果检验进行实证分析,研究结果表明:托宾效应在货币政策传导机制中的作用有限,货币政策主要通过其他传导途径发挥作用。
　　关键词:协整检验;格兰杰因果检验;货币政策传导机制
　　Abstract:Monetary policy transmission mechanism of asset prices takes effect mainly through two ways: one is based on the Q theory of the“Tobin effect”,and the other is based on Modigliani’s “consumer wealth effect”. With the rapid development of China’s stock market,some scholars have made useful explorations on the Tobin effect in the monetary policy transmission mechanism.This article selectedQ ratio,M2,investment and GDP,from the second quarter of2002 to the third quarter of 2007,took use of cointegration test and Granger causality test,found that Tobin effect was limited in the monetary policy transmission mechanism function,monetary policy took effect mainly through other ways.
　　Key Words:cointegration test,Granger causality test,monetary policy transmissionmechanism
　　中图分类号:F822.0 文献标识码:A文章编号:1674-2265(2009)09-0050-05
　　
　　一、理论基础和文献回顾
　　
　　(一)理论基础
　　经过长期理论研究,一般认为货币政策传导机制包括四种:利率传导机制、信贷传导机制、资产价格传导机制和汇率传导机制。其中资产价格传导机制通过两种途径实现:一种是基于Q理论的“托宾效应”,另一种是基于莫迪利亚尼的“消费财富效应”。
　　托宾的Q理论揭示了货币经由股票市场而作用于投资的一种可能,反映了股票价格和投资支出的相互关系。Q是一个比值,被定义为:按照金融市场估价的企业的价值对企业现有资本的税后重置成本的比率(奇林科,2000)。如果用MV代表市场价值,RC代表重置成本,则Q=MV/RC。Q比率的重要性在于,对每一项资本资产而言,它提供了一个存量市场估价与重置成本的对比度,从而对该资本资产的后续增量投资产生了直接的影响。当Q上升时,企业可以通过发行新股筹集资金进行投资,投资支出增加;当Q很低时,企业可以通过购买其他企业而获得已经存在的资本,从而用于新投资品的购买将会很少。其货币政策传导机制如下:货币供应↑→股票价格↑→Q↑→投资支出↑→总产出↑。即当货币供应增加时,更多的货币流向股票市场,股票价格上升,结果是股票价格愈高,则Q愈高,从而投资支出愈高。托宾Q理论的核心是企业在市场价值上升时可以通过并购、增发新股等手段进行扩张和投资。
　　托宾的Q值比较真实地反映了公司的内在价值与市场价值之间的关系。考虑到重置成本估算的难度,市场分析人士通常使用股票市值与公司净资产的比率作为Q值的替代值,这样再结合传统的市盈率和市净率指标来对上市公司进行分析以及价值度量,可以排除市盈率的局限性,将市价、利润与资产结合起来统筹考虑。托宾的理论为分析资本市场提供了一个有效的工具,Q理论也成为连结虚拟经济和实体经济的重要根据。托宾Q值常用的计算公式为:Tobin Q=(MVE+PS+DEBT)/TA,其中MVE是公司的流通股市值,PS为优先股的价值,DEBT是公司的负债净值,TA是公司的总资产账面值。而在我国上市公司股权分置改革前,分为流通股市值和非流通股市值,非流通股部分主要以公司净资产表示,股改完成后则不存在这种差别。
　　(二)文献回顾
　　对基于托宾效应的货币政策传导机制,我国的相关研究并不丰富,进行系统研究的尤其少,只是在研究货币政策传导机制中涉及到托宾Q效应,且基本停留在运用数据进行较为简单的统计检验阶段。尤其是针对股权分置时期Q理论的有效性方面,并没有运用理论及数理方法对Q值与投资是否存在相关关系进行分析的文献。胡冬梅(2008)运用协整分析以及格兰杰因果检验对我国1994―2007年第二季度的货币政策传导机制进行了实证分析,分别检验了我国货币政策在利率传导途径、汇率传导途径、托宾的Q效应和居民的财富效应传导途径以及银行信贷渠道中的有效性。实证分析得出的基本结论是:我国货币政策传导机制的有效性较弱,以上四种传导途径在我国都不畅通。谯璐璐(2008)采用相关系数、单位根检验、协整理论和格兰杰因果检验对我国转轨经济下2000―2007年季度数据进行实证分析,结果表明货币渠道或信贷渠道不能独立对货币政策的传导发挥作用,而是需要共同作用影响经济总产出,且相比而言货币渠道更为重要。在转轨经济下,短期完善信贷渠道长期规划货币渠道成为提高货币政策传导有效性的关键。但二者在研究托宾的Q效应时都是以上证指数代替Q值,难免出现偏差。故本文在现有研究成果基础上,选取最新的数据,针对我国资本市场发展的实际情况,检验基于托宾效应的货币政策传导渠道是否通畅和有效。
　　
　　二、计量分析
　　
　　(一)研究方法和数据选取
　　本文选取广义货币M2作为货币供应量指标。广义货币M2是中央银行货币政策的主要目标,并且其数量在金融中介机构的资产中占绝大部分(约80%―90%)。M2不仅反映现实的购买力,还反映潜在的购买力;狭义货币M1仅反映经济中的现实购买力。若M1增速较快,则消费和终端市场活跃;若M2增速较快,则投资和中间市场活跃。中央银行和各商业银行可以据此判定货币政策。由于本文研究货币供应量与Q值和投资的关系,故选择广义货币M2更为合适。另外,本文以全社会固定资产投资作为度量投资I的指标,国内生产总值GDP作为衡量产出的指标。
　　本文首先对变量广义货币M2、Q、投资I和国内生产总值GDP进行平稳性检验,再对四组变量Q与M2、I与Q、GDP与I、GDP与M2进行协整检验,然后通过格兰杰因果检验探讨各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系,在此基础上结合我国经济实际情况,分析基于托宾效应的货币政策传导机制的效果。
　　1. 托宾Q值的测算。在托宾定义的Q比率中,重置成本就是厂商在产品市场上重新购买一个工厂或机器设备的成本,它不仅包括有形资产,还包括企业资产负债表上的其他项目,而证券的市场价值既包括股票也包括债务,反映的是股票持有者对某一公司资产的剩余索取权的价格的预期。在进行Q值的计算时,国内文献中给出的方法多种多样。袁绪亚等(2001)用公司总资产替代重置成本来计算Q值。由于国内长期存在的股权分置问题,文献中关于计算Q值的讨论主要集中在存在非流通股时公司市值应该怎样计算,较为普遍的算法是用每股净资产代替非流通股价格,用以计算非流通市值。对于尚未流通的限售股来说,其市值的衡量我们依然选择每股净资产。本文通过对Chung和Pruitt(1994)的方法进行修正,计算托宾Q值,计算公式如下:

　　
　　其中MV1表示非流通市值,用每股净资产代替非流通股价格,用以计算非流通市值;MV2表示流通市值;DEBT是公司的负债净值,利用负债减去流动资产进行衡量,而TA则为总资产的账面价值。为了能够纵向讨论我国A股市场从股权分置时代迈向全流通时代中上市公司的托宾Q值的变化情况,我们分别选择了三个时点对托宾Q值进行了测算。在WIND数据库中分别选择到2006年底、2007年底和2008年3月的三个时点为止的所有已经完成股权分置改革的股票,在剔除其中的ST或曾经被ST的股票后分别留下其中的1142只、1331只和1367只股票作为样本股,进行中国股票市场目前Q值的计算和区间分类。通过对2006年底A股所有上市公司Q值的计算,我们发现此时有11.21%的公司托宾Q值小于1,而近89%的股票拥有大于1的托宾Q值。然后在2007年的上涨推动下,2007年底测算的托宾Q数据表明所有的A股上市公司托宾Q值均在1之上。2008年3月底的测算中,随着2008年市场的显著调整,仍旧有98%的公司具有大于1的托宾Q值。三个时点中拥有最大Q值的三家公司分别为张裕A(000869),安信信托(600816)和威尔科技(002016)。在大幅上涨后的2007年底,市场的托宾Q值拥有最大的均值和方差。仔细研究托宾Q值的变化,不难发现,市场价值作为托宾Q值的分子,受到了市场走势的正向影响。2007年在托宾Q值普遍偏高的情况下,2008年各股出现了大幅减持的局面,使得托宾Q比率向均值1回归,但是尽管2006年底的托宾Q值已经显示出较高的水平,2007年的市场却非跌反涨,甚至到2007年底出现了托宾Q值全部大于1的情况。这种现象产生的原因,一方面是由于2006年至2007年的投资整体处在牛市的环境下,人们的投资热情高涨,另一方面是由于我们在计算的过程中对重置成本采用的近似而造成的偏差。因此,究竟托宾Q值对于投资的引导作用是否与理论上保持一致是值得我们探讨的问题。
　　2. 相关数据选取。市场的托宾Q比率,其计算方法与(1)式中公司的托宾Q比率计算方法类似,用市场的均值代替各股,财务数据的时期与市场价值时期选择一致,计算2002年第二季度到2007年第三季度的Q值①。在保证数据可得性与可靠性的基础上,本文选取了2002年第二季度到2007年第三季度的M2、I和GDP共22个样本来研究基于托宾效应的货币政策传导渠道的效果,其中M2、I和GDP的计量单位为万亿元。
　　(二)单位根检验
　　为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性,我们利用Eviews5.0先后对相关变量的水平值和一阶差分序列进行ADF检验,检验结果如表1。
　　由表1中的数据可知,M2、Q、I和GDP时间序列的ADF统计量大于10%显著性水平下的临界值,接受原假设,时间序列含有单位根,是非平稳序列;一阶差分序列D(M2)、D(Q)、D(I)和D(GDP)的ADF值小于5%显著水平下的临界值,是平稳序列。
　　(三)变量的协整检验
　　由于M2、Q、I、GDP都是属于I(1)时间序列,因此Q与M2、I与Q、GDP与M2、GDP与I之间可能存在协整关系。检验变量之间是否存在协整关系的常用方法是恩格尔―格兰杰(Engel & Granger)两阶段法,但这种方法在处理有限样本时的估计具有偏差,故采用Johansen检验法对各组变量进行协整检验。JJ检验法是基于动态分布滞后模型(VAR)来估计模型的长期均衡关系,以得出一个有效无偏估计。
　　在检验之前,必须首先确定 VAR模型的结构。运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数,本文中滞后二阶的SC值和AIC值最小,故确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。其检验方法是首先计算回归方程的迹,然后逐一与不存在协整关系和存在一个协整关系等假设前提下的迹值进行比较,当回归方程的迹值大于假设条件下的Johanson临界分布值时,拒绝其前提假设,反之,接受其假设,检验结果如表2。
　　由表2的检验结果可以看出,以检验水平5%判断,变量Q与M2、I与Q、GDP与I、GDP与M2之间存在一个协整关系。Granger指出,若变量之间存在协整关系,则这些变量至少存在一个方向的Granger因果关系。因此,下面进一步探讨上述各组变量之间是否具有统计上引起和被引起的关系,以便与实际经济情况进行对照。
　　(四)变量的Granger因果检验
　　所谓因果关系是指变量之间的依赖性,作为结果的变量是由作为原因的变量所决定的,原因变量的变化引起结果变量的变化。Granger因果检验通常有两种方法:一种是成对Granger因果检验;另一种是基于VAR模型的Granger因果检验。
　　1. 成对Granger因果检验。英国经济学家格兰杰从预测的角度赋予因果关系新的含义,他在考察序列x是否是序列y产生的原因时采用这样的方法:先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后期取值是否可以提高y的被解释程度。如果是,则称序列x是y的格兰杰原因,此时x的滞后期系数具有统计的显著性。从以上的定义可以看出,格兰杰因果关系检验需要估计以下两个回归方程:
　　其中白噪声和假定是不相关的。检验的零假设为:
　　为了检验此假设,我们可以采用F检验。如果拒绝前者而不拒绝后者,则存在由x到y的单向因果关系,反之相反;如果两个假设都不拒绝,则x和y是两个独立的序列;如果两个假设都拒绝,则x和y之间存在双向因果关系。
　　从表3可以得出,在滞后2、4、5阶的情况下,以5%的显著性水平判断,广义货币M2是Q值变动的格兰杰原因;在滞后2―3阶的情况下,以5%的显著性水平判断,投资I和国内生产总值GDP互为格兰杰原因;广义货币M2是国内生产总值GDP变动的格兰杰原因;投资I是Q值变动的格兰杰原因。在滞后2―5阶的情况下,以5%的显著水平判断,Q值都不是投资I变动的格兰杰原因。
　　2. 基于VAR模型的Granger因果检验。在检验之前,必须首先确定VAR模型的结构,运用赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)选择滞后阶数,本文中滞后二阶的SC值和AIC值最小,故确定滞后阶数为二阶来构建VAR模型。
　　从表4中可以得出,在5%显著性水平下,广义货币M2是Q值变动的格兰杰原因;投资I和国内生产总值GDP互为格兰杰原因;广义货币M2和国内生产总值GDP互为格兰杰原因;投资I是Q值变动的格兰杰原因,但Q值不是投资I变动的格兰杰原因。
　　
　　三、结论
　　
　　从上述计量分析的结果来看,基于托宾效应的货币政策传导渠道并不畅通,主要是中间环节“Q↑→投资I支出↑”中断。格兰杰因果检验结果表明:Q值不是投资I变动的格兰杰原因,即Q值的上升并不会显著地促进投资I的增加。广义货币M2是国内生产总值GDP变动的格兰杰原因,表明货币供应量能显著地影响产出,货币政策主要是通过其他的传导渠道发挥作用。
　　托宾Q理论的核心是企业在市场价值上升时可以通过并购、增发新股等手段进行扩张和投资。这就需要存在一个庞大、发达、有序、信息畅通的股票市场,生产要素可以在这个市场自由流动。但从我国目前的情况来看,股市发展程度还不高,由于国有股、法人股、社会公众股分割等多种原因,离资源自由流动还有很大的距离,资本效益规律就不能通过市场有效发挥作用。股票价格的变动对投资的影响非常有限。我国银行贷款仍然占了企业融资的很大比例,在资本约束机制缺乏的条件下,银行贷给企业的资金不能全部以资本要素的形态进入生产过程,其中一部分资金与产值最大化无关;且相当部分企业无法在股票市场融资,因此股票价格的变动只影响为数不多的上市公司,却不能影响非上市公司。上市公司获得股票融资后未必能将资金充分有效地用于投资。而且,我国经营者还普遍存在着经营理性程度不高、投资决策随意性较大的问题,将股票融资用于非主营业务,而不能带动投资增加的可能性很大。在这样的情况下,托宾的Q理论就失去了充分发挥作用的条件。这也使得我国股票价格变动对投资的效应不如市场经济较成熟的国家。此外,我国货币政策影响股票价格的方向是不确定的,股票价格随利率上升而一起上升的现象屡屡发生,从而更无法有效地判断货币政策影响投资的方向和力度。因此,在我国托宾Q理论在短期内还很难有所作为。
　　
　　注:
　　①Q值数据计算可参阅巴曙松,朱元倩,郑弘.全流通市场下的估值中枢为何呈现下移趋势[J].金融发展研究,2008,(4).
　　
　　参考文献:
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　　[5]巴曙松,朱元倩,郑弘.全流通市场下的估值中枢为何呈现下移趋势[J]. 金融发展研究,2008,(4).
　　[6]古扎拉蒂.计量经济学基础[M].中国人民大学出版社,2005,(4).
　　[7]董亮,胡海鸥.中国货币政策资产价格传导效应的实证研究[J].社会科学辑刊,2008,(1).
　　(责任编辑 代金奎)

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