《中国物价》 2009．04
一、 国内外研究概况
货币政策资产价格传导机制一般分为两个环
节， 第一个环节是从货币政策传导到资产价格，
第二个环节是从资产价格传导到实体经济 。 自
Tobin （ 1969） 的 投 资 q 理 论 以 及 Ando 和
Modigliani （1963） 的消费的生命周期理论诞生，
资产价格对实体经济的影响开始备受关注 。
Mishkin (1995,2001) 归纳了文献中关于股票价格
对经济活动影响的四条渠道 ， 分别是 ： Tobin
( 1969) 关于投资的股价 q 渠道 ； Bernanke and
Gertler (1995) 等关于广义信贷渠道理论的企业
资产负债表效应； Modigliani (1971) 关于生命周
期 理 论 的 居 民 财 富 效 应 渠 道 ， 和 Mishkin
(1976,1977) 关于居民资产组合的流动性渠道。 这
四种渠道尤其财富效应渠道和 Tobin 投资效应渠
道也成为理论研究者持续验证的对象。
1． 股价对实体经济影响的实证研究
Bernanke, Gertler & Gilchrist ( 1994) 提出了
“金融加速因子” 机制, 用家庭、 企业以及银行
的资产负债表状况解释股票价格波动对真实经济
的 机 制 与 效 应 。 Levine & Kunt ( 1996) 、
Grossman & Stigliz ( 1980) 等分别从流动性创
造、 风险分散、 信息获取和公司控制角度通过
理论分析和大量的实证检验得出股票市场对经济
增长有促进作用, Acemoglu、 Zilibotti ( 1997) 则
认为股票市场有利于投资多元化, 从而提高效率 ;
( 2000) 对美国股票价格在一个较长
时期中对通货膨胀和产出的影响进行了实证分析,
结果表明: 股票价格对于产出和通货膨胀的影响几
乎都不显著, 进而很难以信息变量的形式进入货币
当局的决策视野。 这些观点包含的一个前提是股
票市场是有效的。 因此, 一些经济学家也提出了不
同观点。 Stigliz ( 1985) 认为由于信息不对称、 投
机过度等原因, 股票市场最终可能损害经济增长。
Harris (1997) 通过实证分析指出 , 在发展中国家 ,
股票市场的增长效应是很弱的, 而对于发达国家 ,
股票市场确实有助于解释人均的增长。
国内学者魏永芬、 王志强 ( 2002) 用协整方
法和 Granger 因果检验验证了： 我国股票价格的
*本文获兰州大学人文、社会科学学科建设基金规划项目（从筹资到投资：中国股票市场功能转轨的治理制度解构）的资助，项目号 06LZU005。
摘 要：本文选取股票价格和房屋价格代表资产价格，分别同代表实体经济的消费、投资和 GDP 的增加额
进行了协整检验和格兰杰因果关系检验，结果显示，股价和房价都与实体经济间有着长期均衡稳定的关系。 但我
国的股价波动还不是消费和 GDP 的增加额的格兰杰原因，房屋价格波动是实体经济各变量波动的格兰杰原因。
关键词：资产价格 实体经济 财富效应 Tobin ’Q 效应
高宏霞 张燕 张宁华
我国资产价格波动
对实体经济影响的实证分析 *
资本市场与资产价格
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表 1 ADF检验结果
财富效应不存在, 只存在替代效应, 且上证指数和
固定投资水平不存在协整和因果关系;胡援成、 程
建伟 ( 2003) 运用单位根检验、 Granger 因果检验
和协整检验方法,发现从中央银行的货币政策到资
本市场的传导机制是顺畅的, 资本市场的变化对总
产出或国民收入产生影响的传导机制作用并不明
显。 夏新平、 余明桂、 汪宜霞 ( 2005) 用回归分
析及协整检验对货币政策与股票市场的关系及股
票市场与宏观经济变量的关系进行了实证分析,得
出： 我国股票市场虽然还不具有财富效应, 但已显
示出一定的投资效应， 我国股票市场已经具有一
定的传导货币政策的功能。
2． 房价对实体经济影响的实证研究
关于房价对实体经济影响的实证研究， 主要
是国内学者的相关研究。 黄平 （2006） 结合中国
数据对我国的房地产财富效应作了初步实证检验，
结果显示我国房地产市场存在微弱的财富效应；
丁晨 ， 屠梅曾 （2007） 运用向量误差修正模型
(VECM) 实证检验房价在货币政策传导机制中的
作用。 分析结果表明,房价在货币传导机制中的作
用较为显著,房价渠道的总体传导效率较高； 郭科
（2007） 用多元回归得出我国货币政策房地产价格
传导机制中的消费效应和投资效应均较为显著。
惠晓峰 王天龙 翟相如 （2008） 以我国 2000 年
到 2006年相关数据为样本通过协整检验， 格兰杰
因果检验得出房地产价格的变动影响货币政策中
的消费和投资， 房地产价格的上升会刺激投资和
消费， 带动产出的增加。
二、 我国资产价格
对实体经济影响的实证检验
1． 指标的选取
为了考察资产价格的变化对实体经济的影响，
本文资产价格选取房产价格和股票价格， 代表性
的指标是， 中国房屋销售价格指数 （fwxs） 和上
证综合指数 (sz)。 实体经济的变量分别有代表投
资， 消费， 和经济总量三个方面的指标， 依次是：
全国固定资产投资总额 (gdzc)， 全国消费品零售
总额增加额 ( dxfls) 和国内生产总值增加额
(dgdp)。 全部采用季度数据， 时间区间为 2001 年
第一季度到 2008 年第二季度， 数据来源为国研网
宏观经济数据库， 大智慧软件以及中国国家统计
局网站。
2． 数据分析
（1） 变量的平稳性检验
本文选取的是时间序列数据， 考虑到一般情况下
原始的时间序列数据是非平稳的， 若对其进行线
性回归会引起 “伪回归” 问题。 首先对数据进行
平稳性检验， 这里采用通常使用的单位根方法---
ADF 检验法 ， 最优滞后期由 AIC 和 SIC 准则确
定。 工具是计量软件 ， 结果如下表所
列。 原序列均不平稳， 经过一阶差分后均变为平
稳序列， 即一阶单整 I （1）。 表格中△符号表示一
阶差分项。 由于本文中选取的 5 个时间序列同阶
单整， 这样就可以对这些变量之间是否存在协整
关系作进一步的检验。
（2） 协整检验
根据上述平稳性检验结果， 在各序列同阶单
整的情况下， 可能存在协整关系。 协整不是指严
格意义上的统计相关关系或是函数关系,而是指从
一个长期区间来看,对于若干各自具有长期波动规
律的变量,它们之间存在的一种长期均衡关系。 我
变量 ADF 检验值
临界值
1% 5% 10%
DW 值 结论
SZ 不平稳
△SZ 平稳
FWXS 不平稳
△FWXS 平稳
DGDP 不平稳
△DGDP 平稳
DXFLS 不平稳
△DXFLS 平稳
GDZC 不平稳
△GDZC 平稳
资本市场与资产价格
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门这里运用 Johanson 协整检验方法， 依次检验上
证综指 （sz） 和房屋销售价格指数 （fwxs） 这两个
资产价格代表变量分别和消费零售总额的增加额
（dxfls） ,固定资产投资总额 (gdzc) 以及国内生产
总值的增加额 （dgdp） 这三个变量之间的协整关
系。 结果如表 2， 鉴于最大特征根检验统计量得
出了与迹统计量相同的检验结果， 因此在此只列
出迹统计量值。
检验结果可以看出， 在 5%显著性水平下， SZ
分别与 DGDP, DXFLS, GDZC 三个变量之间各存在
一个协整关系 。 FWXS 分别与 DGDP, DXFLS,
GDZC 三个变量之间各存在一个协整关系。 说明，
在我国房价和股价为代表的资产价格和消费增加
量， 投资总量以及经济总量增加额之间都有着长
期均衡稳定的关系。 其中资产价格和消费之间关
系可以衡量财富效应， 以及资产价格和投资之间
的关系可以用来衡量托宾 Q效应。
3． 格兰杰 （Grange） 因果关系检验
资产价格和各实体经济变量之间均存在协整
关系的情况下， 可以对它们之间再进行格兰杰因
果关系检验。 Granger 因果关系检验是确定一个变
量的滞后项是否包含在另一个变量的方程中, 如果
通过引入一个变量 x 的滞后项能够提高另一个变
量 y 的被解释程度 , 则称 x 是 y 的格兰杰原因
(Granger Cause)。
结果显示： 上证指数不是 GDP 的增加额以及
消费的格兰杰原因， 原假设均不能被拒绝。 上证指
数不是固定资产投资的格兰杰原因的显著性水平为
%， 即， 在 10%的显著性水平下， 原假设被
拒绝。 说明到目前为止， 我国股票市场的财富效应
还没有很好的体现， 但是投资效应已经显现； 全国
房屋销售价格指数分别是投资， 消费和 GDP 增加
额的格兰杰原因， 所以房市的财富效应和投资效应
都已经体现出来。 我国的房市价格波动可以直接的
影响到实体经济的总量以及消费和投资量。
三、 分析与建议
1． 我国股市和房市的价格总水平与消费， 投
资以及经济总量之间有长期稳定的关系。 尽管有
时他们会偏离这种关系， 但这种偏离是暂时和随
机的， 经济运行机制将会使这种偏离状态重新回
到均衡状态。 国内外学术界对于央行在制定货币
政策时是否应该把资产价格考虑在内这一问题，
一直不能达成一致， 从上个世纪八九十年代开始
Bernanke, Gertler 的论文 《货币政策和资产价格波
动》 到目前为止， 关于货币政策和资产价格之间
影响和关系的讨论从未间断过,通过本文的实证结
论看出， 无论是否要把资产价格波动作为货币政
策的最终目标， 但是一定要关注资产价格变动，
资产价格波动与实体经济的长期稳定关系可以为
货币政策和其他宏观经济政策的制定提供参考。
2． 我国目前股市的财富效应未显现， 但是投
资效应已显现。 这也验证了我国股票市场货币政
策传导的第二个环节不能通过消费但已经可以通
过投资渠道实现， 这同夏新平、 余明桂、 汪宜
霞 ( 2003) 的结论相似。 为使财富 (下转第 70页）
表 2 协整检验结果
变量 协整向量个数 特征值 迹统计量 5%显著性水平 P 值
Sz 与 Dgdp None * At most 1
? Sz 与 Dxfls
None * At most 1
? Sz 与 Gdzc None *
At most 1
Fwxs 与 Dgdp None * At most 1
原假设 F 统计量 相伴概率
SZ 不是 DGDP 的格兰杰原因
DGDP 不是 SZ 的格兰杰原因
SZ 不是 DXFLS 的格兰杰原因
DXFLS 不是 SZ 的格兰杰原因
GDZC 不是 SZ 的格兰杰原因
SZ 不是 GDZC 的格兰杰原因
FWXS 不是 DGDP 的格兰杰原因
DGDP 不是 FWXS 的格兰杰原因
-06
FWXS 不是 DXFLS 的格兰杰原因
DXFLS 不是 FWXS 的格兰杰原因
GDZC 不是 FWXS 的格兰杰原因
FWXS 不是 GDZC 的格兰杰原因
资本市场与资产价格
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附表 2 各省区市和中心城市汽、 柴油最高零售价格表 单位： 元/吨
90 号汽油（Ⅱ） 90 号汽油（Ⅲ） 0 号柴油 90 号汽油（Ⅱ） 90 号汽油（Ⅲ） 0 号柴油
北京市 6930 6260 湖北省 6510 5770
天津市 6485 5745 湖南省 6550 5830
河北省 6485 5745 河南省 6505 5765
山西省 6555 5800 海南省 6630 5880
辽宁省 6485 5745 广东省 6565 6795 5815
吉林省 6485 5745 广西自治区 6630 5880
黑龙江省 6485 5745 宁夏自治区 6490 5745
上海市 6500 5750 甘肃省 6470 5765
浙江省 6540 5800 新疆自治区 6265 5640
山东省 6495 5755
南昌市 6505 5765 西宁市 6435 5775
成都市 6705 5980
一、实行一省一价的地区
二、暂不实行一省一价的地区
呼和浩特市
南京市
6500
6500
5760
5750
重庆市
贵阳市
6690
6665
5945
5905
合肥市
福州市
6505
6540
5765
5790
昆明市
西安市
6695
6470
5935
5755
（上接第 48 页） 效应更快的体现， 我们应该加快
股票市场各项制度的建设和完善， 使其运作更加
规范， 来避免股市大起大落， 稳定投资者的预期，
才能使更多的居民投资到股票市场获取收益， 促
使财富效应发挥作用。
3． 我国房市的财富效应和投资效应均已显现。
房地产价格的变化可以直接影响到短期居民消费
和企业投资以及经济总量的增加， 房市已经成为
我国货币政策传导的一条重要渠道， 这与前述几
个国内学者的研究结果也基本一致。 所以要积极
促进房地产行业的稳定发展， 不论对于货币政策
的传导还是对经济总体增长都有积极作用。
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丁晨、屠梅曾，《论房价在货币政策传导机制中的作用———基于
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黄平，《我国房地产财富效应与货币政策关系的实证检验》，《上
海金融》，。
郭科，《我国货币政策房地产价格传导机制的实证研究》，《金融
与经济》，。
（作者单位：兰州大学经济学院）
责任编辑：钟文
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