韓鑫韜,　劉 星

(重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院,重慶 400030)

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資產(chǎn)價格波動與貨幣政策反應(yīng)：基于投資性貨幣與交易性貨幣框架

韓鑫韜,劉 星

(重慶大學 經(jīng)濟與工商管理學院,重慶 400030)

本文通過區(qū)分流向股市的投資性貨幣和流向房市的交易性貨幣，結(jié)合BEKK模型和GARCH均值方程模型，分析了兩種貨幣供應(yīng)量、資產(chǎn)價格(股價和房價)與經(jīng)濟增長的波動相關(guān)性以及它們的各種波動對經(jīng)濟增長率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：股市和房市的三個變量之間均存在波動溢出效應(yīng)，而且從操作層面看，中央銀行通過調(diào)控流向兩種資產(chǎn)的貨幣增長率的變動，比較容易控制資產(chǎn)價格增長率的變動，進而調(diào)控經(jīng)濟增長率的波動。但是除了經(jīng)濟增長率自身滯后項外,股市上的各種波動對經(jīng)濟增長率的大小沒有任何顯著影響，只有房地產(chǎn)價格增長率的波動以及流向房市的貨幣增長率與房地產(chǎn)價格增長率的聯(lián)合波動對GDP增長率的大小有顯著影響，并且這些波動的增加會導(dǎo)致GDP增長率的下降。這說明中央銀行有能力控制資產(chǎn)價格波動，但考慮到要同時實現(xiàn)經(jīng)濟“平穩(wěn)”和“較快”增長，可以選擇調(diào)控房地產(chǎn)價格。

資產(chǎn)價格；貨幣政策；波動溢出

1　引言

在傳統(tǒng)貨幣政策框架中，主要經(jīng)濟體的中央銀行均把價格穩(wěn)定主要解釋為消費物價穩(wěn)定，而對資產(chǎn)價格關(guān)注不夠。然而，20世紀90年代日本房價“泡沫”的破滅和2007年美國次貸危機的爆發(fā)均表明資產(chǎn)價格的過快上漲是誘導(dǎo)金融甚至經(jīng)濟危機爆發(fā)的重要原因。近年來，各國通貨膨脹主要表現(xiàn)為“結(jié)構(gòu)性”上漲，即初級產(chǎn)品和資產(chǎn)的價格上漲較快，而一般商品的價格上漲較慢，使得消費物價指數(shù)不能及時反映經(jīng)濟的周期變化[1]。同時，很多資產(chǎn)價格，特別是住宅價格的大幅變化，本身就意味著貨幣幣值的改變[2]。因此，資產(chǎn)價格波動應(yīng)該成為中央銀行貨幣政策決策中“關(guān)注”的重要因素。

貨幣政策對資產(chǎn)價格的傳導(dǎo)機制一般分為兩個環(huán)節(jié)，第一個環(huán)節(jié)是從貨幣政策傳導(dǎo)到資產(chǎn)價格，第二個環(huán)節(jié)是從資產(chǎn)價格傳導(dǎo)到實體經(jīng)濟。自Modigliani和Ando[3]的消費生命周期理論和Tobin[4]的投資q理論誕生，資產(chǎn)價格對實體經(jīng)濟的影響開始備受關(guān)注，后來又發(fā)展到“金融加速器”效應(yīng)[5]、“資產(chǎn)定價模型”理論[6,7]等。但在實踐中，貨幣政策能否盯住資產(chǎn)價格，如果要盯住，又如何去應(yīng)對？一直是學術(shù)界和實務(wù)界爭論的焦點。目前在資產(chǎn)價格波動與貨幣政策反應(yīng)的理論研究中，主要有三種觀點：一是，認為中央銀行應(yīng)致力于價格的穩(wěn)定，而不應(yīng)對資產(chǎn)價格的波動做出反應(yīng)，只有在資產(chǎn)價格影響到通貨膨脹和產(chǎn)出水平以及經(jīng)濟預(yù)期時，才應(yīng)該對資產(chǎn)價格的變化做出反應(yīng)，如Bernanke和Gertler[8,9]，Mishkin[10]的觀點。二是，認為中央銀行可以通過關(guān)注資產(chǎn)價格來制定利率政策，從而改善宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)，如Cecchetti等[11]。三是，第一、二種觀點的折衷，認為應(yīng)該根據(jù)資產(chǎn)價格泡沫的動態(tài)特征，經(jīng)過權(quán)衡干預(yù)成本和干預(yù)收益后，確定貨幣政策是否以及如何應(yīng)對資產(chǎn)價格膨脹，如Gruen等[12]。

從目前國內(nèi)的研究現(xiàn)狀看，也主要存在三種觀點。一是認為央行應(yīng)該將資產(chǎn)價格波動作為內(nèi)生性影響因素，納入前瞻性利率規(guī)則[13]。從中國貨幣政策的操作實踐來看，中國應(yīng)對資產(chǎn)價格膨脹已是當務(wù)之急[14]。二是認為貨幣政策不宜以盯住資產(chǎn)價格為目標[15,16]。三是貨幣當局在制定貨幣政策時，必須考慮到對資產(chǎn)價格可能的影響，依據(jù)具體經(jīng)濟狀態(tài)做出相應(yīng)決策[17]。雖然，國內(nèi)學者對資產(chǎn)價格與貨幣政策關(guān)系做了很多有意義的研究，但是已有文獻研究中采用貨幣供應(yīng)指標時，基本采用貨幣當局公布的貨幣統(tǒng)計口徑M1、M2或M3，而實際上對資產(chǎn)價格產(chǎn)生直接影響的貨幣是兩部分：一部分是用于真實交易的貨幣(即產(chǎn)生GDP的貨幣)，用來購買房地產(chǎn)等資產(chǎn)，因為新建住房和二手房折舊部分等都是作為支出法下的投資項計入了GDP；另一部分是用于投資虛擬資產(chǎn)的貨幣，如在二級市場買賣股票的貨幣，這部分貨幣推動股票價格大幅波動，但并不(或不直接)促進GDP增長。在當前我國金融市場迅速發(fā)展、居民理財方式不斷多樣化的背景下，選用現(xiàn)行的M1或M2都不能準確反映貨幣對股票、房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格的影響。目前，我國M1定義過窄，主要包括現(xiàn)金和企業(yè)、單位活期存款，不包括對股票、房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格影響較大的居民儲蓄存款，并不適合用來衡量貨幣對資產(chǎn)價格的影響。M2雖然包含居民儲蓄存款，但由于我國居民投資渠道的限制、收入分配的不合理以及社會保障制度的不健全，使得居民儲蓄存款中的一部分因預(yù)防性目的而形成了相當規(guī)模的長期“窖藏”資金[18]，這部分資金也不會成為推動資產(chǎn)價格波動的貨幣因素?；诖?，在分析貨幣對資產(chǎn)價格的影響時，有必要將其細分為指向?qū)嵨镔Y產(chǎn)的交易性貨幣和指向金融資產(chǎn)的投資性貨幣。

本文旨在區(qū)分流向股市的投資性貨幣和流向房市的交易性貨幣的基礎(chǔ)上，研究資產(chǎn)價格與貨幣政策的關(guān)系，以明確在當前我國經(jīng)濟“穩(wěn)中求進”發(fā)展的主線中，能否利用(或怎樣利用)貨幣政策對資產(chǎn)價格這條傳導(dǎo)渠道達到調(diào)控目標。

2　研究假設(shè)及模型建立

2.1研究假設(shè)

目前，我國貨幣政策的中介目標是貨幣供應(yīng)量，最終目標是保持國內(nèi)經(jīng)濟“穩(wěn)中求進”，其中，“平穩(wěn)”和“較快發(fā)展”成為貨幣政策操作的兩大著眼點。因此，如果資產(chǎn)價格要成為貨幣政策“關(guān)注”的目標，至少應(yīng)從兩個方面考慮。一是有利于實現(xiàn)貨幣政策的平穩(wěn)目標，這主要從經(jīng)濟增長的波動性考慮。二是有利于實現(xiàn)貨幣政策的發(fā)展目標，這主要從經(jīng)濟增長速度考慮。因此，本文研究的假設(shè)是：(1)經(jīng)濟“平穩(wěn)”增長是首要目標，經(jīng)濟“較快”增長是次要目標。(2)無論資產(chǎn)價格的波動是否影響到經(jīng)濟的較快增長，只要影響到經(jīng)濟的平穩(wěn)增長，且貨幣政策又比較容易干預(yù)資產(chǎn)價格的波動，則貨幣政策應(yīng)該“盯住”資產(chǎn)價格。(3)如果資產(chǎn)價格的波動已經(jīng)影響到經(jīng)濟的平穩(wěn)增長，但是貨幣政策不具有干預(yù)資產(chǎn)價格波動的可行性，或者資產(chǎn)價格的波動只影響經(jīng)濟增長速度而不影響經(jīng)濟增長的平穩(wěn)性，則應(yīng)該對資產(chǎn)價格進行干預(yù)，但不一定使用貨幣政策。(4)如果資產(chǎn)價格的波動既不影響經(jīng)濟增長的平穩(wěn)性也不影響其增長速度，則不需對資產(chǎn)價格進行干預(yù)。

2.2模型建立

2.2.1增長平穩(wěn)性檢驗?zāi)Ｐ?/p>

在驗證經(jīng)濟增長平穩(wěn)性的實證分析中，本文采用多元GARCH模型來反映各變量及相互間的波動特征。本文在股票市場和房地產(chǎn)市場中將分別通過流向股市的貨幣(M2S)、股票價格指數(shù)(SP)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)三個變量和流向房市的貨幣(M2H)、房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)(HP)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)三個變量建立三元對角BEKK模型，該模型為

(1)

其矩陣向量的形式為

(2)

條件方差和條件協(xié)方差方程的矩陣展開形式，有

(3)其中hiit表示某個變量的條件方差，hijt表示兩個變量之間的條件協(xié)方差。aiaj表示兩個變量相互作用的ARCH效應(yīng)對未來協(xié)同波動關(guān)系的影響，bibj表示兩個變量相互關(guān)聯(lián)的波動持久性對未來兩個變量波動的關(guān)聯(lián)影響。其中i,j=1, 2, 3。1代表流向股市(或房市)的貨幣增長率，2代表股票價格增長率(或房地產(chǎn)價格增長率)，3代表經(jīng)濟增長率。

2.2.2增長速度檢驗?zāi)Ｐ?/p>

為了考察股票價格(或房地產(chǎn)價格)的波動以及股票價格(或房地產(chǎn)價格)分別與流向股市(或房市)的貨幣和經(jīng)濟增長的聯(lián)合波動對經(jīng)濟增長速度的影響，本文建立GDP隨時間變化的GARCH條件均值模型。假設(shè)合理的均值模型如下

(4)

其中y3t表示經(jīng)濟增長指標GDP的增速，u3t表示殘差項，α表示常數(shù)項，βi和γi為參數(shù)，i為滯后期數(shù)。

將前面波動相關(guān)性研究中得出的條件方差、條件協(xié)方差，加入均值模型中，看系數(shù)是否顯著。模型如下

(5)

如果系數(shù)δ顯著，則說明股價(或房價)波動對經(jīng)濟增長速度存在較大影響；如果系數(shù)ξ顯著，說明股價(或房價)與流向股市(或房市)的貨幣的聯(lián)合波動對經(jīng)濟增長速度的影響較大；如果系數(shù)φ顯著，說明流向股市(或房市)的貨幣與經(jīng)濟增長的聯(lián)合波動對經(jīng)濟增長速度影響較大；如果系數(shù)φ顯著，說明股價(或房價)與經(jīng)濟增長的聯(lián)合波動對經(jīng)濟增長速度影響較大；如果系數(shù)η顯著，說明流向股市(或房市)的貨幣的波動對經(jīng)濟增長速度影響顯著。

3　數(shù)據(jù)收集和處理

3.1投資性貨幣與交易性貨幣

在廣義貨幣M2構(gòu)成中，用于資產(chǎn)交易的貨幣包括兩部分：一是“準貨幣”中的“證券公司客戶保證金”，用于股票等資本市場交易；二是M2中居民儲蓄存款和企業(yè)活期存款，但從目前統(tǒng)計口徑看，很難判斷居民儲蓄存款和企業(yè)活期存款中的哪一部分用于房地產(chǎn)或股票等資產(chǎn)交易，比較容易發(fā)現(xiàn)的是銀行活期存款變化與股市行情存在正相關(guān)的顯著關(guān)系[19]。因此，如果僅從國家統(tǒng)計口徑來區(qū)分投資性貨幣和交易性貨幣有一定難度。何寶和伍超明[18]以GDP為自變量和M2扣減“證券公司客戶保證金”后的數(shù)值為因變量建立一元回歸方程估計“真實交易貨幣M2”，其問題是忽略了房地產(chǎn)作為投資品與其他創(chuàng)造GDP的消費品的差異，估算的“真實交易貨幣M2”不能“真實”反映CPI的變化；模擬“用于投資的居民儲蓄存款”與上證綜合指數(shù)的走勢比較類似，主要得益于股票價格指數(shù)的變化幅度與M2的變化幅度比較一致，但沒有進一步分析“用于投資的居民儲蓄存款”與股票價格的關(guān)系。

按照貨幣需求理論，名義貨幣供給量的增加，一部分將進入產(chǎn)品市場，從而提高總產(chǎn)出和實際國民收入；另一部分將進入證券市場，從而提高對證券的需求。所以，流向股市的投資性貨幣大體上可以通過從M2中剔除流向?qū)嶓w經(jīng)濟的貨幣而求得。關(guān)鍵是如何區(qū)分流向房市的交易性貨幣，因為房地產(chǎn)不僅是一種重要的耐用消費品，同時也是一種能創(chuàng)造或儲存財富的投資品[20]，即房地產(chǎn)不僅能直接創(chuàng)造GDP，而且其價格能像虛擬資產(chǎn)價格一樣形成脫離基本面的大幅波動。因此，本文在接下來的貨幣分類模型構(gòu)建中，假設(shè)流向房市的交易性貨幣由兩部分組成：一部分推動房地產(chǎn)形成GDP；另一部分推動房地產(chǎn)價格波動。其中，廣義貨幣供應(yīng)量M2為因變量；自變量分別是名義GDP剔除房地產(chǎn)投資額度的差值代表貨幣推動除房地產(chǎn)以外行業(yè)創(chuàng)造的GDP；房地產(chǎn)投資額度代表貨幣推動房地產(chǎn)創(chuàng)造的GDP；股票價格代表貨幣推動的股票價格波動；房地產(chǎn)格代表貨幣推動的房地產(chǎn)價格波動。各變量名稱為：廣義貨幣供應(yīng)量，M2；房地產(chǎn)以外行業(yè)創(chuàng)造的GDP，GDP*；房地產(chǎn)創(chuàng)造的GDP，GDPH；股票價格，SP；房地產(chǎn)價格，HP。所有變量的數(shù)據(jù)均為1998年至2014年的季度數(shù)據(jù)。

本文根據(jù)對模型的診斷和對比，發(fā)現(xiàn)如下狀態(tài)空間模型能較好刻畫貨幣供應(yīng)量流向?qū)嶓w經(jīng)濟或擾動股票價格和房地產(chǎn)價格的效應(yīng)：

其中t代表時間序列第t季度；GDP*和GDPH均經(jīng)過X11季節(jié)(乘法模型)調(diào)整后的名義變量；SP為上證綜合指數(shù)每季度末的收盤價；HP為全國房屋銷售價格指數(shù)調(diào)整后的指數(shù)。估計的最后狀態(tài)顯示：β2,t=-0.335(Z統(tǒng)計量為-89613.5)，β3,t=2.618(Z統(tǒng)計量為216697.2)，β4,t=58.637(Z統(tǒng)計量為542671.5)，β5,t=2544.3(Z統(tǒng)計量為946248.4)。將估計的變系數(shù)β4,t乘以SP表示流向股市的貨幣，用M2S表示；β3,t乘以GDPH表示形成房地產(chǎn)基本價值的貨幣，β5,t乘以HP表示推動房價波動的貨幣，兩者之和，即為流向房市的貨幣，用M2H表示。

3.2數(shù)據(jù)的整理

由于我國從1998年開始實行住房制度改革，本文選取前文區(qū)分完成的1999年第1季度至2014年第4季度的流向股市的貨幣和流向房市的貨幣、上證綜合指數(shù)、修正的房屋銷售價格指數(shù)(全國房屋銷售價格指數(shù)數(shù)據(jù)截至到2010年12月后就沒再發(fā)布，所以本文通過主成分分析和回歸模擬來補足缺失2011～2014年的全國房價數(shù)據(jù))和經(jīng)季節(jié)調(diào)整的GDP的季度數(shù)據(jù)為樣本，每個變量獲得64個觀測值。用M2St表示第t季度流向股市的貨幣量，其增速表示為M2SGR=ln(M2St/M2St-1)；用M2Ht表示第t季度流向房市的貨幣量，其增速表示為M2HGR=ln(M2Ht/M2Ht-1)；同理，SPt表示第t季度的股票價格指數(shù)，其增長率表示為SPGR=ln(SPt/SPt-1)；HPt表示第t季度的房地產(chǎn)價格指數(shù)，其增長率表示為HPGR=ln(HPt/HPt-1)；GDPt表示經(jīng)季節(jié)調(diào)整的第t季度經(jīng)濟增加值，其增長率表示為GDPGR=ln(GDPt/GDPt-1)。本文中的數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。

4　實證研究

4.1基本統(tǒng)計特征

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，無論流向股市的貨幣增長率還是流向房市的貨幣增長率，其平均值、最大值與最小值之差、標準差以及變異系數(shù)均遠遠高于相應(yīng)的股票價格增長率和房地產(chǎn)價格增長率，說明在這16年間流向資產(chǎn)價格的貨幣波動非常劇烈，也反映了在此期間流向股票市場和房地產(chǎn)市場的資金量總體比較寬松。股票價格指數(shù)增長率的標準差和變異系數(shù)遠大于房地產(chǎn)價格指數(shù)增長率，顯示股市的風險遠遠大于房市的風險。GDP增長率的波動相對最小，而且平均值與中位數(shù)均為9.5%左右，說明在此期間我國經(jīng)濟整體呈現(xiàn)出平穩(wěn)較快的增長。同時，對五個序列變換整理后的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗(ADF)和正態(tài)性檢驗(JB)發(fā)現(xiàn)，在10%的顯著性水平時，均平穩(wěn)，而且均接受正態(tài)性假定。

4.2基于MGARCH—BEKK模型的實證分析

本文通過WinRATS 7.0軟件，采用BFGS算法對MGARCH—BEKK模型進行最大似然估計。表1給出了股市和房市對應(yīng)模型的參數(shù)估計結(jié)果，結(jié)果顯示，除了股票市場中的系數(shù)a1、a3、b1和房地產(chǎn)市場中的系數(shù)b2不顯著外，其他系數(shù)均在10%的顯著性水平下表現(xiàn)顯著。

表1　MGARCH—BEKK模型的參數(shù)估計結(jié)果

注：由于a1a2、a1a3、a2a3、b1b2、b1b3和b2b3涉及交互乘積，本文采用BDS檢驗(3維)；括號內(nèi)為p值，*表示在0.1顯著性水平下顯著，**表示在0.05顯著性水平下顯著，***表示在0.01顯著性水平下顯著。

4.2.1股票市場

就股票市場而言，系數(shù)a2顯著，說明股票價格增長率自身存在顯著的ARCH效應(yīng)，表現(xiàn)出時變方差特征，但系數(shù)a1和a3不顯著并不能說明它們分別與其他兩個系數(shù)的乘積不顯著，也就是說，這個結(jié)果并不能排除各系數(shù)間的交替影響存在ARCH效應(yīng)。通過BDS檢驗發(fā)現(xiàn)3個變量兩兩之間的聯(lián)動均存在顯著ARCH效應(yīng)，在一定程度上，這也顯示3個變量兩兩之間存在波動溢出。系數(shù)b1b2顯著，b1b3不顯著，顯示流向股市的貨幣增長率與股票價格增長率之間的聯(lián)動存在顯著的GARCH效應(yīng)，而與經(jīng)濟增長率之間的聯(lián)動不存在顯著的GARCH效應(yīng)，這說明我國M2中流向股市的貨幣更多地支撐了股票價格，但并沒有較好地間接傳導(dǎo)實體經(jīng)濟。同理，系數(shù)b2b3顯著，說明股市和宏觀經(jīng)濟的聯(lián)動會影響未來股市和宏觀經(jīng)濟的相互關(guān)系。

從條件方差看，經(jīng)濟增長率的波動幾乎在零值附近，而流向股市的貨幣增長率和股票價格增長率的波動較大，這不僅顯示流向股市的貨幣增長率的波動與股票價格增長率的波動存在關(guān)聯(lián)，而且似乎暗示我國股票市場“理性”成分的增長，因為流向股市的貨幣增長率的變化除了在2007～2009年對股票價格增長率有顯著沖擊外，股票價格增長率在大部分時間內(nèi)對貨幣量的反應(yīng)變化均比較平穩(wěn)。從條件協(xié)方差看，經(jīng)濟增長率分別與流向股市的貨幣增長率的聯(lián)動和股票價格增長率的聯(lián)動幾乎在零值附近不發(fā)生變化，這說明經(jīng)濟增長率分別與流向股市的貨幣增長率和股票價格增長率均存在穩(wěn)定的相互影響，而流向股市的貨幣增長率與股票價格增長率的相互影響也存在比較穩(wěn)定的波動。這意味著中央銀行通過流向股市的貨幣干預(yù)股票價格從而調(diào)控實體經(jīng)濟波動的做法是可行的，只是流向股市的貨幣增長率與股票價格增長率的聯(lián)動遠遠小于流向股市的貨幣增長率的波動，所以，中央銀行即使通過流向股市的貨幣干預(yù)股票價格，其操作難度和成本也是比較高的。

4.2.2房地產(chǎn)市場

就房地產(chǎn)市場而言，系數(shù)a1、a2和a3和兩兩交互乘積的估計結(jié)果顯示流向房市的貨幣增長率、房地產(chǎn)價格增長率和經(jīng)濟增長率3個變量自身及兩兩之間均存在顯著的ARCH效應(yīng)。系數(shù)b1b3顯著，說明當期的流向房市的貨幣增長率與經(jīng)濟增長率的相互關(guān)系能夠影響到未來流向房市的貨幣增長率與經(jīng)濟增長率的相互關(guān)系。系數(shù)b1b2和b2b3顯著，說明房地產(chǎn)價格增長率分別與流向房市的貨幣增長率和經(jīng)濟增長率的相關(guān)波動沖擊均具有持久性。這表明中央銀行貨幣政策對房地產(chǎn)價格的非線性傳導(dǎo)渠道是暢通的。如果中央銀行實施貨幣政策去調(diào)控房地產(chǎn)價格增長率的波動，不僅可能會有助于房地產(chǎn)價格的“平穩(wěn)走勢”，而且會有助于經(jīng)濟的“平穩(wěn)”增長。

從條件方差看，除了經(jīng)濟增長率以外，房地產(chǎn)價格增長率的波動也在零值附近，流向房市的貨幣增長率的波動在2004年以前較大，但之后也逐漸收縮在零值附近，這與我國從2003年以來實施的幾次房地產(chǎn)政策調(diào)控有關(guān)，流向房市的貨幣平均增長率維持在1.3%左右，遠低于同期M2高達4.1%的平均增速。從條件協(xié)方差看，房地產(chǎn)價格增長率與經(jīng)濟增長率的聯(lián)動關(guān)系比較穩(wěn)定。流向房市的貨幣增長率分別與經(jīng)濟增長率的聯(lián)動和房地產(chǎn)價格增長率的聯(lián)動趨勢比較相似，但后者的平均波動幅度是前者的1/5。這說明如果中央銀行以經(jīng)濟增長“平穩(wěn)”為現(xiàn)實目標，那么通過貨幣供應(yīng)量調(diào)控房地產(chǎn)市場進而影響實體經(jīng)濟的操作是可行的，因為流向房市的貨幣確實有一大部分直接促進了經(jīng)濟增長。但如果中央銀行以調(diào)控“房地產(chǎn)價格”為現(xiàn)實目標，那么此操作很可能將是無效的，因為調(diào)控流向房市的貨幣增長率對房地產(chǎn)價格增長率的影響較小，反而將更多地造成經(jīng)濟增長波動。

4.3基于GARCH均值方程模型的實證分析

通過SC和AIC準則，滯后一期的GARCH均值方程較為合理，所以根據(jù)(4)式建立的均值方程為

y3t=α+βy3t-1+γu3t-1+u3t

(6)

將前面波動相關(guān)性研究中得出的條件方差、條件協(xié)方差，加入股票市場和房地產(chǎn)市場的均值模型中，有

y3t=α+βy3t-1+γu3t-1+δh22+

(7)

從模型估計結(jié)果看(見表2)，在股票市場中，系數(shù)β在99%的置信水平下顯著，即只有GDP的滯后項對其當期值存在顯著影響，所以通過流向股市的貨幣來干預(yù)股票價格并不能促進經(jīng)濟增長，反而可能只會進一步加劇股票市場的失衡。在房地產(chǎn)市場中，β、δ、ξ分別在99%、95%、90%的置性水平下顯著，即除了GDP的滯后項對其當期值存在顯著影響外，只有房地產(chǎn)價格增長率的波動和流向房市的貨幣增長率與房地產(chǎn)價格增長率的聯(lián)合波動對GDP增長率有顯著影響，并且它們的波動將導(dǎo)致GDP增長率的下降。而且從理論上看，貨幣政策可以通過家庭資產(chǎn)負債表效應(yīng)[21]、銀行信貸資產(chǎn)負債表效應(yīng)[22]等作用于房地產(chǎn)價格進而調(diào)控實體經(jīng)濟。所以，從保持經(jīng)濟較快增長的角度看，可以通過貨幣政策來控制房地產(chǎn)價格的波動。

表2　基于均值模型的參數(shù)估計結(jié)果

注：*表示在0.1顯著性水平下顯著，**表示在0.05顯著性水平下顯著，***表示在0.01顯著性水平下顯著。

5　結(jié)論及建議

本文在區(qū)分流向股市的投資性貨幣和流向房市的交易性貨幣的前提下，對股票價格增長率、流向股市的貨幣增長率和經(jīng)濟增長率以及房地產(chǎn)價格增長率、流向房市的貨幣增長率和經(jīng)濟增長率的動態(tài)變化關(guān)系進行了實證研究，研究發(fā)現(xiàn)：中央銀行在合理區(qū)分流向股市的投資性貨幣和流向房市的交易性貨幣的前提下，通過調(diào)控流向兩種資產(chǎn)的貨幣增長率的變化都能控制經(jīng)濟增速的波動，但是股票市場上的各種波動對我國GDP增速的快慢沒有顯著影響，而房地產(chǎn)市場中存在對GDP增速大小的影響因素，所以，如果要干預(yù)資產(chǎn)價格，為了同時實現(xiàn)經(jīng)濟“平穩(wěn)”和“較快”增長，可以選擇調(diào)控房價波動，如果更多地是為了經(jīng)濟增長的平穩(wěn)性，可以同時考慮調(diào)控股票價格和房地產(chǎn)價格的波動，但中央銀行通過流向股市的貨幣干預(yù)股票價格的操作難度和成本相對較高。

建議中央銀行對不同類別的資產(chǎn)價格分類“關(guān)注”。股票等虛擬資產(chǎn)價格對經(jīng)濟增長的直接貢獻主要體現(xiàn)在一級市場的融資方面，由于我國股價的“信號”作用有待提高，二級市場對要素資源合理配置的導(dǎo)向作用尚不能充分發(fā)揮；而房地產(chǎn)等實物類資產(chǎn)的價格本身就成為經(jīng)濟增加值核算的一個要素，其帶動的相關(guān)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻也是非常明顯的。所以，貨幣政策應(yīng)高度“關(guān)注”房地產(chǎn)等實物類資產(chǎn)價格，適度“關(guān)注”股票等虛擬資產(chǎn)價格。 同時，需要合理抑制資產(chǎn)價格“泡沫”。資產(chǎn)價格的過度膨脹容易引發(fā)國內(nèi)外資本的投機性流動，特別是在當前人民幣國際化和資本管制的背景下，資本流入的大幅波動會對資產(chǎn)價格產(chǎn)生非對稱性沖擊，進而威脅金融體系乃至經(jīng)濟體系的安全。因此，貨幣政策還應(yīng)從經(jīng)濟安全角度堅決抑制資產(chǎn)價格“泡沫”，并合理考慮資產(chǎn)價格波動對經(jīng)濟和社會穩(wěn)定產(chǎn)生的不良影響。

[1] 盛松成.價格總水平穩(wěn)定與利率市場化改革[J].資本市場，2011，(2):64- 67.

[2] 張曉慧.關(guān)于資產(chǎn)價格與貨幣政策問題的一些思考[J].金融研究，2009，(7):1- 6.

[3] Modigliani F, Ando A. The life cycle hypothesis of saving: aggregated implications and tests[J]. American Economic Review, 1963, 53(1): 55- 84.

[4] Tobin J. A general equilibrium approach to monetary theory[J]. Journal of Money, Credit and Banking, 1969, 1(1): 15-29.

[5] Bernanke B S, Gertler M. Agency costs, net worth, and business fluctuations[J]. American Economic Review, 1989, 79(1): 14-31.

[6] Gerlaeh S, Ramaswamy S, Seatigna M. 150 years of financial market volatility[J]. Basel: BIS Quarterly Review, 1996, (9): 77-91.

[7] Smets F. Financial asset prices and monetary policy: theory and evidence[R]. Basel: BIS Working Paper, No.47, 1997.

[8] Bernanke B S, Gertler M. Monetary policy and asset prices volatility[R]. Cambridge: NBER Working Paper, No.7559, 2000.

[9] Bernanke B S, Gertler M. Should central banks responds to movements in asset prices[J]. American Economic Review, 2001, 91(2): 253-257.

[10] Mishkin F S. Housing and the monetary transmission mechanism[R]. Cambridge: NBER Working Paper, No.13518, 2007.

[11] Cecchetti S, Genberg H, Lipsky J, et al.. Asset prices and central bank policy[R]. Geneva: CEPR & ICMB Working Paper, No.2, 2000.

[12] Gruen D, Plumb M, Stone A . How should monetary policy respond to asset-price bubbles[J]. International Journal of Central Banking, 2005, 1(3): 260-280.

[13] 趙進文，高輝.資產(chǎn)價格波動對中國貨幣政策的影響——基于1994-2006年季度數(shù)據(jù)的實證分析[J].中國社會科學，2009，(2):98-114.

[14] 李浩，王璞.資產(chǎn)價格波動、貨幣政策反應(yīng)與實體經(jīng)濟牽扯[J].改革，2010，(8):69-75.

[15] 瞿強.資產(chǎn)價格與貨幣政策[J].經(jīng)濟研究，2001，35(7):60- 67.

[16] 李亮.資產(chǎn)價格波動與貨幣政策應(yīng)對——基于結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的實證分析[J].上海經(jīng)濟研究，2010，22(4):45-56.

[17] 王培輝.貨幣沖擊與資產(chǎn)價格波動——基于中國股市的實證分析[J].金融研究，2010，(7):59-70.

[18] 何寶，伍超明.正確看待貨幣供應(yīng)對物價的影響[J].中國金融，2010，(12):72-73.

[19] 胡繼之,于華.影響中國股市價格波動若干因素的實證分析[J].中國社會科學，1999，(3):68- 87.

[20] 韓鑫韜,王擎.我國房地產(chǎn)價格波動與中央銀行貨幣政策調(diào)控[J].南方金融，2011，(11):4-10.

[21] Case K E, Quigley J M, Shiller R J. Comparing wealth effects: the stock market versus the housing market[R]. Cambridge: NBER Working Paper, No.8606, 2001.

[22] Peek J, Rosengren E S. Is bank lending important for the transmission of monetary policy[R]. Boston: Federal Reserve Bank of Boston Working Paper, No.39, 1995.

The Fluctuation of Asset Prices and the Reaction of Monetary Policy: Based on the Perspective of Investment-money and Transaction-money

HAN Xin-tao, LIU Xing

(SchoolofEconomicsandBusinessAdministration,ChongqingUniversity,Chongqing400030,China)

This paper distinguishes investment-money flowing to the stock market and transaction-money flowing to the real estate market from M2 at first. Then based on the BEKK model and the GARCH mean-value equation model, this paper analyzes the linear relationship and volatility correlations among two kinds of money supply，asset prices(price of stock and price of real estate)and economic growth, and examines the impact of various volatilities on economic growth. It has been found out that three variables, in stock market and real estate market, have significant volatility spillover effects on each other. And on terms of operation, the central bank can regulate changes of asset prices and volatility of economic growth through controlling changes in money supply growth rate. But in addition to lagging item of economic growth rate itsetf, all kinds of volatilities in stock market have no significant impact on the economic growth rate; only do volatility of the real estate and the co-movement between growth rate in money flowing to the real estate market and real estate price’s growth rate have significantly negative influences on economic growth rate. The conclusion is that the central bank has the ability to control the volatility of asset prices, but considering the “stable and rapid” growth rate of economy, the central bank can choose to intervene in real estate prices.

asset prices; monetary policy; volatility spillover

2015- 09-22

國家自然科學基金重點資助項目(71232004)；國家自然科學基金資助項目(71172082)

F830.31

A

1003-5192(2016)04- 0063- 06

10.11847/fj.35.4.63