流动性约束与货币政策的资产价格效应

王晓芳，毛彦军

(西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061)

一、引 言

始于2007年的美国次贷危机，使世界陷入了自大萧条以来最为严重的金融危机。危机使资产价格大面积下跌，导致流动性严重短缺，金融体系因此遭受到严重的负面冲击，个人和企业也未能幸免于难。危机中房价和股价等资产价格的下跌降低了个人和企业资产的净值，削弱了个人和企业信贷的获取能力，导致流动性约束，许多个人和企业被迫减少消费和投资，经济因此陷入重重困境。为应对本次金融危机，世界主要经济体纷纷推出量化(或适度)宽松的货币政策，向市场注入流动性，试图缓解流动性约束，提振经济。

然而，危机导致的资产价格波动性严重制约着货币政策作用的发挥，也使得货币政策选择变得更加困难。其原因之一是资产价格波动降低了个人和企业的借贷能力和消费平滑能力，阻碍了经济基本面的好转，降低了货币政策的有效性。原因之二是资产价格波动具有的明显时变性，使得与其相互作用的流动性约束自然也具有时变性，这无疑增加了货币政策应对资产价格波动和流动性约束的难度。对于影响到基本面的资产价格波动，根据伯南克的观点①对于伯南克的这一观点，详细内容读者可参见Bernanke和Gertler(2000)。，货币政策应该做出积极的反应。但关于具体如何反应，至今尚无定论，尤其是关于货币政策如何同时应对资产价格波动和流动性约束的时变性，更是一个有待探讨的问题。鉴于此问题具有的理论和实践意义，本文提出并试图回答如下问题:货币政策应如何对资产价格波动以及时变的流动性约束做出反应?为此，本文通过建立一个动态随机模型和一个状态空间模型从理论推演和实证分析两个层面进行了探讨。全文包括五部分内容:第一部分是文献综述，第二部分构建一个扩展的IS曲线，第三部分是在新凯恩斯分析框架内进行理论模型求解和货币政策效应分析，第四部分构建状态空间模型，基于中国货币政策背景，对理论模型的分析结果进行实证分析，第五部分结论与政策建议。

二、文献回顾

近10多年来，虽然通货膨胀在世界范围内得到了有效的控制，但金融资产价格却出现了过度的波动，已成为影响宏观经济稳定的一个突出因素，这也是本次金融危机给世人留下的一个重要警示。资产价格波动与货币政策之间的关系因此日益倍受关注，已成为国内外研究的一个热点。既有研究主要集中在两个方面:一是探讨资产价格是否应纳入货币政策最终目标;二是探讨货币政策是否应对资产价格波动做出反应以及如何反应。对于第一个问题，Bernanke 和 Gertler［1－2］认为由于央行对资产价格波动的根源无法识别清楚，资产价格的波动是来自基本因素还是非基本因素，还是两者共有，这对经济的影响是不能相提并论的，因为前者可能对经济造成持久的影响，因此把资产价格纳入货币政策最终目标不便于操作，不具有可行性。Mishkin［3］分析认为把资产价格纳入货币政策的最终目标，会破坏货币政策的绩效，损害央行的独立性，因此不支持将资产价格纳入货币政策最终目标的做法。与此相反，以 Cecchetti，Genberg，Lipsky 与 Wadhwani［4－5］的研究表明如果货币政策工具的调整不仅针对通货膨胀和产出缺口，而且还针对资产价格，该政策将会取得较好的宏观经济业绩。因此，他们主张股价等资产价格应当以某种加权的形式纳入到货币政策最终目标。

虽然学者们对资产价格是否可以纳入货币政策最终目标存有争议，但是大多学者都主张货币政策应对资产价格波动做出反应，只是在反应的具体形式上还没有形成一致的看法。法国央行的Épaulard et al［6］指出由于央行能发出威吓资产价格波动的信贷信号，因此央行应对已发现的资产价格泡沫做出积极的反应。Ahearne et al［7］认为货币政策应对资产价格做出先发制人的反应，以避免资产价格出现大幅波动。不过，Mishkin［8］认为由于鉴定资产价格泡沫存在一定的难度，同时货币政策对资产价格的影响又存在着不确定性，因此当资产价格影响到通货膨胀和产出水平及预期时，才应该对资产价格波动做出反应。他支持对资产价格波动采取“逆风而动”(leaning against the wind)的货币政策反应方式。Bernanke和Gertler［1］的分析也得出了类似的观点。

自2000年以来，越来越多的国内学者开始对资产价格和货币政策之间的关系展开研究。易纲、王召［9］通过建立货币政策的股市传导模型研究指出，货币政策应关注股票价格;吕江林［10］通过构建误差修正模型研究认为，股指与实体经济之间存在着双重协整关系和单项因果关系，我国货币政策应对股价波动做出适时反应;王晓芳和毛彦军［11］通过在经典的小型开放经济框架内植入一个现金预留模型，研究了小型开放经济的最优货币政策问题，结论表明货币政策调控不仅要关注产出和通胀的波动，而且还要关注汇率波动。近年来，国内有学者开始尝试对我国包含资产价格的货币政策反应函数进行估计，借以考察我国货币政策对资产价格反应的具体形式。于长秋［12］，余元全、余元玲［13］，李成、王彬和马文涛［14］等利用我国的实际数据分别构建和估计了包含股价变量的货币政策反应函数，分析认为我国货币政策对股价(等资产价格)有反应，但重视程度不够。唐齐鸣、熊洁敏［15］估计了我国包含房价和股价的货币政策反应函数，结果表明我国房价和股价对产出缺口有较为显著的作用，货币政策反应函数中不能忽视资产价格。

综上所述，国内外学者对资产价格与货币政策之间的关系做了很多有意义的研究，在理论和实证方面都取得了坚实的成果，但就目前研究来看，多集中在资产价格纳入货币政策最终目标的可行性以及以利率为操作目标的货币政策对资产价格波动反应的必要性和反应的形式上，而忽略了居民所受到的流动性约束对二者关系的潜在影响，以及由资产价格波动引起的流动性约束的改变可能导致的利率对资产价格反应的时变特性。事实上，一方面影响居民消费的流动性约束是普遍存在的，而根据资产价格的财富效应学说，资产价格波动又会对流动性约束产生影响;另一方面随着经济体制改革和资本市场的发展以及资产价格的波动，经济变量之间的关系都在不停的发生着变化，利率对各经济变量变化的反应应该具有时变性。因此，厘清流动性约束情形下利率对资产价格波动反应的时变性，对央行制定和实施有效的货币政策有积极的借鉴意义。

本文将在流动性约束下，理论推演和实证分析相结合，刻画利率对资产价格波动反应的时变特性，揭示出央行货币政策与资产价格财富效应之间的关系，即货币政策最优传导中时变性流动性约束的意义。本文中货币政策具体化为利率规则，是出于这样的考虑:虽然我国央行仍然以货币供应量作为货币政策的中介目标，但在资本市场的当今背景下，货币供给总量作为货币政策中介目标的相关性、可测性和可控性日趋减弱，同时随着近年来不断推进的利率市场化改革，利率杠杆作用得到了积极的发挥，利率调控效果不断得以改善，因此本文参照国内其他学者的做法选取利率作为货币政策的操作目标。

三、一个扩展的IS曲线

首先拓展Kajuth［16］的模型，建立一个同时包含住房价格和股票价格的消费生命周期模型。Kajuth［16］的原模型中假设第k个年轻人获得的收入为依据分布函数f)在整个年轻人群体中进行配置。存在一个决定年轻人是否受流动约束的临界值，其具体形式如下:

其中ht表示住房价格。

其中，ψ4为正常数。(1)和(2)中其它字母含义下文均有具体说明。

我们将股票价格引进Kajuth［16］的模型，重新推导出的决定年轻人流动性约束的收入临界值如下:

具体推证见下文(16)。考虑到房屋租金对我国居民整体消费的影响相对较小的事实，本文剔除了原模型中房租的影响，受流动性约束的年轻人的占比公式相应调整为:

消费的生命周期模型构建如下。假设模型中包括三种类型的人:年轻人、中年人和老年人。每一期，三种类型的人都存在且拥有房产和一定数量的股票，在这三类人群中只有年轻人可能受到流动性约束。所有人一生中的收入都有相同的“驼峰型”特征［17－18］，受到流动性约束的年轻人从中年人处借款，并在未来向老年人还款，以平滑消费。

(一)不存在流动性约束时的年轻人消费

在t时期，典型的不受流动性约束的年轻人将最大化他一生的效用:

其中，μ＞0度量效用方程的曲率，Cjt和Yjt分别表示代理人j在t时期的消费和收入，j={1，2，3}分别表示年轻人、中年人和老年人。δ是贴现率，rt表示t时期的名义利率，πt+1为t至(t+1)时期的通货膨胀率。由C1t和C2t+1优化的一阶条件得:

对数线性化处理后，(7)和(8)式变为:

其中小写字母c1t，c2t+1，c3t+2表示不同时期消费对均衡状态的偏离，(rt－Etπt+1)为真实利率，ω1、ω2、ω3、ω4是正常数。(9)和(10)刻画了不受流动性约束的年轻人消费的动态模式。

(二)受到流动性约束时的年轻人消费

假设受到流动约束的年轻人仅能消费他们目前的收入和流动性资产:

其中，a，b分别表示由房价和股价上涨可被兑现用于消费的程度。

意味着他们就会受到流动性约束。

假设在临界点上的年轻人不受流动性约束，此时他们的收入和流动性资产恰好满足他们的最优消费，用yc1t表示临界点收入，则:

进一步整理得:

受到流动性约束的年轻人所占的份额定义为收入水平低于临界点的年轻人的比例，以αt表示，借用原模型对年轻人收入分布函数的假设，本文得出了αt的表达式:

(三)消费的加总和IS曲线的导出

时期t的总消费为年轻人、中年人和老年人的消费的和，结合(9)和(10)式可得出消费总量的具体表达式如下:

式(18)中的第一行为受约束的年轻人和不受约束的年轻人的消费的加权的平均值，第二行为中年人的消费量，第三行为老年人的消费①这是参照Kajuth(2010)的模型构建方法，基于老年人关心他们子女消费的假设给出的欧拉方程。。

假设每个人具有相同的收入生命周期模式，每个年轻人的收入在总收入中占固定的比率为mj，每个人消费占总收入的固定比例为nj。利用均衡条件ct=yt，并结合总消费的表达式(18)，可推出IS方程如下:

式(19)是对通常意义上的IS曲线的扩展，产出缺口不仅呈现出与预期未来产出缺口正相关与实际利率负相关的关系，而且还受到受流动性约束的年轻人所占比例的影响。由于流动性约束的存在，产出缺口还与房价和股价呈现正相关关系。借助(19)，经济处于均衡时受流动性约束的年轻人占比可表示为:

(21)和(22)式表明受流动性约束的人的比例会随着房价和股价等资产价格的波动而变化，且与房价和股价分别负相关。

四、模型求解与货币政策效应分析

下面我们用标准的新凯恩斯框架［19］来分析流动性约束下的最优利率规则。本文采用了一条前瞻性的菲利普斯曲线:

其中πt为(t－1)期至t期的通货膨胀率，0＜β＜1是贴现因子，Et表示基于t时期信息的期望算子，μ代表了产出缺口对通货膨胀的影响，ηt表示成本推动冲击且服从如下一阶自回归过程:

其中0＜ρ≤1，^ηt是一个独立同分布的随机变量，其均值为0，方差有限恒定。结合(19)(23)和(24)，得到了一个基本的宏观经济模型。

中央银行的损失函数定义如下:

这里ν代表中央银行赋予产出缺口相对于目标值偏差的权重。假设中央银行采取相机抉择的货币政策，在菲利普斯曲线的约束下，构建如下拉格朗日函数:

其中λt为菲利普斯约束的拉格朗日乘子，对(24)分别关于yt、πt求一阶偏导数并整理得:

上式表明高通货膨胀的边际成本应等于高产出缺口的边际收益。结合式(19)，(23)，(24)得到考虑流动性约束和资产价格波动的最优利率规则:

由方程(26)可以看出，存在流动性约束的情形下最优利率分别是产出缺口、通胀预期、真实房价缺口以及真实股价缺口的函数，并且对通胀预期的反应系数大于1①经典的泰勒规则认为通货膨胀系数应大于1，使得实际利率反应能够降低通货膨胀，从而避免通货膨胀或紧缩的自我实现。，其余反应系数均大于零。同时，我们还可以发现反应函数中的每个系数均是受流动性约束的年轻人所占比例αt的函数。因为本文重点考察流动性约束存在的情况下，货币政策的资产价格效应，因此下面分别对ψh和ψs关于αt求偏导:

式(29)、(30)表明最优货币政策对房价和股价的反应系数均与受流动性约束的年轻人所占比例αt正相关，即随着受流动性约束的年轻人所占比重的增大，最优货币政策对房价和股价的调控力度应加大。

综合上述分析可以得出如下结论:由于房价和股价影响了受约束的代理人的消费，最优利率规则应对房价和股价的波动做出反应。由于受流动性约束人的比例αt是房价和股价的函数且与二者负相关，同时反应系数ψh，ψs又是αt的函数且二者正相关，因此，方程(28)中货币政策对房价和股价波动的最优政策权重应具有适当的时变性。当房价和股价上涨时，相应的权重减少，反之，应增加权重。

五、基于最优利率规则的实证检验

从最优利率表达式(28)看出，产出缺口、通贷膨胀、房价和股价的反应系数本质上都是受流动性约束的年轻人所占比例αt的函数，也即是说中央银行为了保持政策的最优状态需要根据流动性约束情况调整对这些经济变量的重视程度。但是现有研究所采用的固定参数模型不能够反映这种变化特性。所以下面构建状态空间模型，深化第四部分的理论分析，并基于我国的数据和货币政策背景进行实证检验。

(一)数据的选取与处理

本文使用季度数据，样本区间选取为2002年第1季度到2010年第3季度。考虑到消费者价格指数(CPI)能够综合反映一定时期内城乡居民所购买的生活消费品和服务价格水平的变动趋势，且与国民的日常生活息息相关，本文选取消费价格指数(CPI)作为衡量通货膨胀的指标。参照既有文献，本文选取市场化程度较高的银行间同业拆借利率作为模型中的利率变量r:将7天期拆借利率月度数据的几何平均，得出7天期拆借利率的季度数据。

关于产出缺口，本文首先用经过季节性调整的名义GDP除以同期的环比CPI得到真实GDP的季度数值，其次本文对真实GDP进行HP滤波得到均衡产出(潜在产出)，然后运用公式(实际值－均衡值)/均衡值计算产出缺口y。

对于房价缺口和股价缺口，本文分别选取房屋销售价格指数和上证指数作为房价和股价的度量指标，然后采用求产出缺口的办法求出房价缺口和股价缺口，并分别用h和s表示。

本文的原始数据来源于中国人民银行网站、国家统计局网站和Wind资讯，模型估计使用Eviews 5.0。

(二)模型构建与我国货币政策的实证分析

1.模型构建

我国利率存在有平滑行为［20］，因此利率规则中应充分考虑利率的惯性。另外，用滞后通胀率代替预期通胀率符合我国通胀率的实际特点［21］，本文选用当期通货膨胀代替预期的通货膨胀。修正最优利率规则方程(28)，构建出如下状态空间模型:

方程(31)为量测方程，yt、ht、st、cpit为观测变量。状态采取如下递归形式 SVj，t=SVj，t－1，j=1，2，3，4，5;εt服从均值为0方差为常数的正态分布。利用卡尔曼滤波算法可以得到时变参数的估计值。

2.实证分析

先对各变量进行单位根检验，以避免伪回归。表(1)给出了检验结果。

表1 ADF单位根检验

表1是对各变量的ADF单位根检验，结果表明各变量均平稳，不存在伪回归。对状态空间模型进行估计，结果如表2。

表2 状态空间模型估计结果

为了将估计出来的状态变量与真实房价缺口和真实股价缺口的变化趋势作比较分析，以考察流动性约束下的货币政策资产价格效应，下面给出2002年第1季度至2010年第3季度真实股价缺口和真实房价缺口的走势图，如图1所示。

从图1(左)可以看出，2002年第1季度至2003年第3季度以及2005年第2季度至2007年第2季度我国真实房价缺口波动相对平稳，2004年第1季度至2005年第1季度波动稍微加剧，但随着美国次贷危机的爆发，2007年第3季度至2008年第2季度，我国真实房价缺口开始出现强烈的向下波动，2009年第2季度开始出现回升，2010年第1季度又出现回落迹象。由图1(右)，我国真实股价缺口在2002年第1季度至2004年第1季度表现比较平稳，2004年第2季度至2005年第3季度出现了向下的明显波动，2005年第4季度至2007年第3季度真实股价缺口出现显著向上的波动，然而，受美国次贷危机的影响，我国真实股价缺口从2007年第3季度开始骤然向下波动，这种趋势到2008年第4季度才得到缓和，然后出现小幅回升。总体看来，次贷危机爆发前，我国资产价格缺口波动基本稳定，随着危机的爆发，我国资产价格缺口开始出现显著波动。

图1 真是房价缺口(RHP)和真实股价缺口(RSTOCK)的走势图

图2 时变参数SV3和SV4的走势图

图2是通过状态空间模型估计得到的真实房价缺口系数(SV3)以及真实股价缺口系数(SV4)的走势图。

图2(左)给出了时变参数SV3在2002年第1季度至2010年第3季度的走势图。时变参数SV3在除2003年第4季度至2004年第3季度有向上的稍微波动，2007年第4季度至2008年第1季度有向下的稍微波动外，2002年第1季度至2008年第1季度表现比较平稳。2008年第2季度至2009年第2季度时变参数SV3出现显著的向上的波动，之后，时变参数SV3又出现几次小幅波动。这种波动趋势与这一时期我国真实房价缺口走势形成鲜明对照(见图1)。特别是美国次贷危机爆发以来，我国真实房价缺口出现显著的向下波动趋势，根据第三部分的理论分析，房价缺口的下降将导致受流动性约束的人的比例增加，进而增加方程(28)中真实房价缺口的系数;随着经济的慢慢复苏，从2009年第2季度真实房价缺口开始向上波动，结合上文的理论分析，受流动性约束的人的比例开始减少，真实房价缺口的系数也呈现减小的态势。从图2(左)可以看出参数SV3的波动基本与理论分析吻合，有所不同的是参数SV3增加的幅度相对下降幅度总是偏大，这说明在我国还呈现出货币政策对房价波动反应的非对称性。

图2(右)给出了时变参数SV4在2002年第1季度至2010年第3季度的走势图。2007年第2季度之前，参数SV4虽然处在波动之中，但是波动幅度不如2007年第2季度至2008年第4季度表现的剧烈，这是本次金融危机对我国股市造成的重大影响的具体体现。从2007年第3季度至2008年第2季度参数SV4出现大幅增加，随后在2008年第2季度至2008年第4季度开始小幅下降。对于这一变化，我们可以结合第四部分理论给出如下解释:受美国次贷危机的影响，从2007年第3季度至2008年第2季度，我国真实股价缺口出现向下的剧烈波动(见图1右)，根据前面的理论分析，这一波动将直接导致受流动性约束的人口的比例增加，进而增大最优货币政策对真实股价缺口的反应系数，即增大参数SV4;随着经济的复苏，我国真实股价缺口从2008年第2季度开始出现向上波动趋势，根据理论分析参数SV4将出现减小的趋势，这正与我国的实证结果相吻合。但是需要指出的是参数SV4同参数SV3一样出现了增加幅度大于减小幅度的现象，即我国货币政策对股价波动的反应呈现出了非对称性。

六、结 论

本文在新凯恩斯理论框架下，基于对经典IS曲线的扩展，建立一个动态随机模型，并以动态随机模型的结论为理论基础，构建了一个状态空间模型，从理论和实证两个层面分析了当居民消费存在流动性约束时货币政策的资产价格效应。结果表明，由于房价和股价通过财富效应影响了受约束的代理人的消费，最优利率规则应对房价和股价的波动做出反应。此外，由于受流动性约束的人的比例αt是房价和股价的函数，同时反应系数 ψh、ψs、又是 αt的函数，因此，货币政策对房价和股价波动的最优政策权重应随房价和股价的变化具有适当的时变性。当房价和股价上涨时，相应的权重减少，反之，相应的权重增大。对我国经济数据的实证结果基本与由模型推演出的结论相吻合，但是实证分析还发现在我国货币政策对资产价格波动反应的最优权重出现了非对称性，即当资产价格下降时，权重增加幅度偏大，而在资产价格上涨时，权重减小幅度偏小。关于这一点，理论模型没能体现出来，那么这一现象是普遍存在的还是某些国家和地区特有的?以及是否可以在模型中得以体现?这将是我们以后着重研究的一些问题。

基于本文的理论分析和实证结果，发现房价、股价等资产价格波动可以通过财富效应影响受流动性约束的人所占比例，进而影响货币政策的实施。因此，为使货币政策的实施总是处于最优状态，决策部门应关注居民受流动性约束的状况及其对宏观政策的影响，并对这种影响进行适时评估，为政策的制定和实施提供理论依据。另外，政策方面应采取一切必要措施防止资产价格大起大落，同时继续深化金融体制改革和创新金融产品以减少或规避流动性约束波动给居民消费带来的负面影响，优化货币政策的资产价格效应。

［1］ Bernanke B，Gertler M.Monetary policy and asset price volatility［R］.NBER Working Paper，No.7559，2000.

［2］ Bernanke B，Gertler M.Should central banks respond to movements in asset prices?［J］.American Economic Review，2001，91:253－257.

［3］ Mishkin F S.The transmission mechanism and the role of asset prices in monetary policy［R］.NBER Working Paper，No.8617，2001.

［4］ Cecchetti S，Genberg H，Lipsky J.Asset prices and central bank policy［R］.Geneva Report on the World Economy 2，CEPR，2000.

［5］ Cecchetti S，Genberg H，Wadhwani S.Asset prices in a flexible inflation targeting framework［R］.NBER Working Paper，No.8970，2002.

［6］ Épaulard A，Loisel O，Pommeret A，et al.Monetary policy and asset prices in an economy with private information and social learning［R］.Bank of France research paper，September，2006.

［7］ Ahearne A G，Ammer J，Doyle B M，et al.House prices and monetary policy:A cross－country study［R］.FRB International Finance Discussion Paper，No.841，2005.

［8］ Mishkin F S.Housing and the monetary transmission mechanism［R］.Paper Presented at the Federal Reserve Bank of Kansas City 31st Economic Policy Symposium，2007.

［9］ 易纲，王召.货币政策与金融资产价格［J］.经济研究，2002(3):13－20.

［10］ 吕江林.我国的货币政策是否应对股价变动做出反应［J］.经济研究，2005(3):80－90.

［11］ 王晓芳，毛彦军.小型开放经济环境下的最优货币政策设计［J］.财贸研究，2011(3):95－102.

［12］ 于长秋.中国的股票价格波动及货币政策反应［J］.中央财经大学学报，2006(3):45－49.

［13］ 余元全，余元玲.股价与我国货币政策反应:基于泰勒规则的实证研究［J］.经济评论，2008(4):51－57.

［14］ 李成，王彬，马文涛.资产价格、汇率波动与最有利率规则［J］.经济研究，2010(3):91－110.

［15］ 唐齐鸣，熊洁敏.中国资产价格与货币政策反应函数模拟［J］.数量经济技术经济研究，2009(11):104－115.

［16］ Kajuth F.The role of liquidity constraints in the response of monetary policy to house prices［J］.Journal of Financial Stability，2010(6):230－242.

［17］ Gourinchas P，Parker J.Consumption over the life cycle［J］.Econometrica，2002，70(1):47－89.

［18］ Campbell J，Cocco J.Do house prices affect consumption?Evidence from micro data ［J］.Journal of Monetary Economics，2007，54:591 －621.

［19］ Woodford M.Interest and prices:foundations of a theory of monetary policy［M］.Princeton University Press，2003.

［20］ 谢平，罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验［J］.经济研究，2002(3):3－12.

［21］ 高铁梅，刘玉红，王金明.中国转轨时期物价波动的实证分析［J］.中国社会科学，2003(6):73－83.