摘要：文章基于2013年11月至2016年12月數(shù)據(jù)，利用SVAR模型從實(shí)證研究角度分析了新一輪美聯(lián)儲加息對中國資產(chǎn)價(jià)格的溢出效應(yīng)。脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示：（1）美國聯(lián)邦基金利率水平的提高對人民幣名義有效匯率存在負(fù)向溢出效應(yīng)，人民幣存在貶值壓力；（2）美聯(lián)儲加息、人民幣匯率貶值導(dǎo)致我國股票價(jià)格下降，10年期國債收益率上升，而房地產(chǎn)市場受到?jīng)_擊則不明顯，仍表現(xiàn)為價(jià)格上升。為應(yīng)對美聯(lián)儲加息的不利影響，我國應(yīng)適度實(shí)行寬松的貨幣政策；豐富發(fā)展多層次資本市場；提高人民幣國際化地位，增強(qiáng)貨幣政策的獨(dú)立性。此外，文章也對討論其他經(jīng)濟(jì)體對我國的溢出作用提供了參考。

關(guān)鍵詞：美聯(lián)儲加息；中國資產(chǎn)價(jià)格；溢出效應(yīng)；SVAR模型

一、 引言

自2005年7月21日起，人民幣實(shí)行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，美國作為中國重要的貿(mào)易伙伴，美元在中國貨幣籃子中具有重要地位。目前，中國人民銀行以美元作為標(biāo)準(zhǔn)參考物，這意味著美聯(lián)儲的貨幣政策變化將通過匯率渠道對中國資產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生影響?；仡櫭缆?lián)儲歷史上三輪加息周期：1994年～1995年、1999年～2000年及2004年～2006年均在短期內(nèi)對我國資本價(jià)格產(chǎn)生了的負(fù)向沖擊。2008年美國爆發(fā)全球性金融危機(jī)，通過降低短期利率刺激經(jīng)濟(jì)的常規(guī)寬松貨幣政策作用有限。為挽救美國經(jīng)濟(jì)，避免陷入流動性陷阱，美聯(lián)儲實(shí)行了近七年的非常規(guī)貨幣政策，美國基準(zhǔn)利率一直接近于零。伴隨美國經(jīng)濟(jì)的逐漸復(fù)蘇，失業(yè)率及物價(jià)水平均處于合理區(qū)間，2015年末，美聯(lián)儲啟動實(shí)行非常規(guī)貨幣政策以來的首次加息，聯(lián)邦基金委員會（FOMC）宣布加息25個基點(diǎn)，結(jié)束了美聯(lián)儲長達(dá)7年的零利率時(shí)代?！扒珊稀钡氖?，在美聯(lián)儲宣布加息不久，2016年初，中國股市出現(xiàn)了較大程度的波動，并啟動了四次“熔斷機(jī)制”，短期內(nèi)形成股災(zāi)。中國房地產(chǎn)市場及國債市場也出現(xiàn)震蕩。在美聯(lián)儲加息后，短期內(nèi)中國資本市場均出現(xiàn)了波動，這兩者是巧合還是有必然的聯(lián)系呢？

2016年12月，美國聯(lián)邦市場公開委員會（FOMC）已全票通過加息25個基點(diǎn)的方案。李克強(qiáng)總理在2017年政府工作報(bào)告中提出，要加強(qiáng)金融風(fēng)險(xiǎn)調(diào)控。因此，研究美聯(lián)儲加息對中國資本市場的影響具有重要的意義。股票、房地產(chǎn)及債券是我國重要的三類資產(chǎn)，并且這三者之間存在一定的替代效應(yīng)。本文擬研究在美聯(lián)儲非常規(guī)貨幣政策結(jié)束后，美聯(lián)儲加息導(dǎo)致我國股票、房地產(chǎn)、國債三類代表性資產(chǎn)的變化，并進(jìn)一步探討防范美國貨幣政策對我國溢出作用的政策建議。

二、 文獻(xiàn)綜述

由于全球資本的流動，一國的貨幣政策也對其他國家存在一定的溢出效應(yīng)。目前，研究一國經(jīng)濟(jì)沖擊的效果及國際傳導(dǎo)機(jī)制的文獻(xiàn)日益繁多，從研究角度來看，可分為經(jīng)濟(jì)沖擊的國際傳導(dǎo)渠道及對特定國家或經(jīng)濟(jì)體沖擊的程度大小兩類：

2008年全球金融危機(jī)發(fā)生后，國內(nèi)外學(xué)者集中于研究實(shí)施非常規(guī)貨幣政策對他國的溢出效應(yīng)：如Cho和Rhee（2013）認(rèn)為非常規(guī)貨幣政策導(dǎo)致其他國家債券收益率降低。李自磊和張?jiān)疲?013）認(rèn)為非常規(guī)貨幣政策加劇了新興經(jīng)濟(jì)體的通貨膨脹。一部分研究集中于非常規(guī)貨幣政策的國際傳導(dǎo)機(jī)制：如肖芍芳和黃潔文（2012）從貿(mào)易渠道和貨幣渠道傳導(dǎo)角度研究，結(jié)果表明，貿(mào)易渠道是貨幣政策傳導(dǎo)的重要途徑，此外，非常規(guī)貨幣政策對我國出口額、貨幣供應(yīng)及物價(jià)水平存在長期正向影響，對產(chǎn)出有短期的正向影響。劉蘭芬和韓立巖（2014）利用EGARCH模型研究了非常規(guī)貨幣政策對中國、巴西股票市場的影響，結(jié)果表明，全球流動性擴(kuò)張對中國、巴西股票市場擴(kuò)張均有溢出效應(yīng)，且對巴西的影響大于中國，非常規(guī)貨幣政策溢出效應(yīng)的資產(chǎn)價(jià)格組合渠道較為明顯。劉偉江等（2015）研究了美國貨幣政策外溢性對我國房地產(chǎn)市場的影響。

伴隨美國經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇，勞動力市場改善及物價(jià)水平穩(wěn)定，美聯(lián)儲逐步通過加息實(shí)現(xiàn)貨幣政策的正?；鴥?nèi)外學(xué)者對美聯(lián)儲加息的溢出效應(yīng)進(jìn)行了廣泛研究。Kazi等（2013）研究14個OECD國家對美聯(lián)儲加息的反應(yīng)，結(jié)果認(rèn)為，美聯(lián)儲加息對加拿大、日本、瑞士的經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)向作用，而對其他OECD國家存在一定的正向福利。肖衛(wèi)國和蘭曉梅（2017）研究了中國跨境資本流動對美聯(lián)儲加息的反應(yīng)。易憲容（2014）認(rèn)為美國必然會退出非常規(guī)貨幣政策，中國政府要充分估計(jì)對全球及中國經(jīng)濟(jì)的影響，并做好應(yīng)對準(zhǔn)備，從而降低對中國經(jīng)濟(jì)與金融市場的沖擊。

陳虹和馬永?。?016）基于匯率傳導(dǎo)渠道認(rèn)為，美聯(lián)儲加息將導(dǎo)致人民幣匯率波動，進(jìn)而在短期內(nèi)導(dǎo)致資產(chǎn)價(jià)格波動，但這一影響不具有長期效應(yīng)。李天國（2014）分析表明，美聯(lián)儲加息將導(dǎo)致新興經(jīng)濟(jì)體匯率短期內(nèi)貶值，且股票市場先上升后下跌。譚小芬等（2016）通過對11個新興市場國家研究，發(fā)現(xiàn)美國退出量化寬松政策帶來新興經(jīng)濟(jì)體貨幣貶值，股指下跌及10年期國債收益率下降，并且經(jīng)濟(jì)狀況好，金融市場完善的國家受到的不利影響更小。

前人已經(jīng)對非常規(guī)貨幣政策的影響效果進(jìn)行了豐富的研究，然而，現(xiàn)有研究存在兩個缺陷：一是多側(cè)重于美國貨幣政策對某一經(jīng)濟(jì)體整體的影響，對中國問題討論的角度較為單一，多是從貿(mào)易水平、通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長等宏觀角度研究對中國的溢出效應(yīng)，缺乏對中國金融市場的關(guān)注。二是由于美聯(lián)儲剛剛啟動新一輪的加息周期，目前的文獻(xiàn)多是定性分析美聯(lián)儲加息的影響，缺乏實(shí)證數(shù)據(jù)的支持。本文擬從以上兩個方面加以完善，基于2013年11月～2016年12月數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型研究美聯(lián)儲新一輪加息對中國股票、國債、房地產(chǎn)三類資產(chǎn)的影響。

三、 實(shí)證模型選擇及變量來源

本文將構(gòu)建一個SVAR模型，考察美聯(lián)儲加息對我國國債、股票及房地產(chǎn)三類資產(chǎn)價(jià)格的影響，美聯(lián)儲在實(shí)踐中通過提高基準(zhǔn)利率實(shí)現(xiàn)非常規(guī)貨幣政策的退出，因此，在模型中考察聯(lián)邦基金利率（FR）的變化。匯率渠道傳導(dǎo)變量選擇人民幣名義有效匯率指數(shù)（NEER），資產(chǎn)變量選擇中國10年期國債收益率（GUOZHAI），上證綜合指數(shù)（GUP）及國房景氣指數(shù)（HP）。人民幣名義有效匯率指數(shù)來源于國際清算銀行（BIS），國房景氣指數(shù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來自于CEIC數(shù)據(jù)庫。值得注意的是，國債收益率與國債價(jià)格存在著負(fù)向變動的關(guān)系，國債收益率的上升代表國債價(jià)格的下降。為了完整研究美聯(lián)儲退出量化寬松政策對我國資產(chǎn)價(jià)格的影響，本文選取的時(shí)間區(qū)間為2013年11月～2016年12月，之所以選擇月度數(shù)據(jù)，是因?yàn)樵露葦?shù)據(jù)可以包含更多的樣本信息。為防止出現(xiàn)異方差，在利用SVAR模型分析之前，對除利率外的各變量進(jìn)行了取對數(shù)運(yùn)算。endprint

則SVAR模型結(jié)構(gòu)式與沖擊式關(guān)系可以由（1）、（2）式表示：

A0Ut=？著t（1）

1 0 0 0 0a21 1 0 0 0a31 a32 1 0 0a41 a42 a43 1 0a51 a52 a53 a54 0utFRutNEERutGUOZHAIutGUPutHP=？贅11 0 0 0 00 ？贅22 0 0 00 0 ？贅33 0 00 0 0 ？贅44 00 0 0 0 ？贅55？著tFR？著tNEER？著tGUOZHAI？著tGUP？著tHP（2）

四、 實(shí)證研究結(jié)果

1. ADF單位根檢驗(yàn)。由于宏觀經(jīng)濟(jì)變量只有少量是平穩(wěn)的，在應(yīng)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)，常選用增廣的迪基-富勒檢驗(yàn)（ADF）對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷各時(shí)間序列的平穩(wěn)性，以避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。由于是月度數(shù)據(jù)，本文選取最大滯后階數(shù)為12階，并通過序列圖形判斷是否存在常數(shù)項(xiàng)及時(shí)間趨勢，分別用字母c和t代表，利用AIC準(zhǔn)則判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。由檢驗(yàn)結(jié)果表1可知，各變量的水平序列ADF值均大于其臨界值，均為不平穩(wěn)序列，而一階差分后，序列平穩(wěn)。各變量均滿足I（1）的，可以建立SVAR模型。

2. SVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)。由于實(shí)證分析結(jié)果受到模型滯后長度的影響，在實(shí)際應(yīng)用時(shí)，應(yīng)先從較大滯后階數(shù)出發(fā)，根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ檢驗(yàn)值確定SVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。在實(shí)際選擇時(shí)一般遵循兩個標(biāo)準(zhǔn)：（1）滯后階數(shù)足夠大，可以全面反映模型的動態(tài)特征；（2）模型易于估計(jì)，要綜合考慮這兩個因素。在實(shí)踐中，當(dāng)AIC和SC準(zhǔn)則確定的階數(shù)相同時(shí)，選擇使AIC及SC準(zhǔn)則同時(shí)最小的階數(shù)作為模型滯后階數(shù)；若AIC和SC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)不同時(shí)，選擇LR、FPE、AIC、SC、HQ五種檢驗(yàn)準(zhǔn)則中*較多的。本文建立的SVAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

3. SVAR模型AR根結(jié)果。確定了SVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)后，應(yīng)對模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以保證脈沖響應(yīng)及方差分解在穩(wěn)定的SVAR模型中進(jìn)行。圖1中的黑點(diǎn)表示SVAR模型特征根的倒數(shù)，由圖1可知，全部特征根倒數(shù)均在單位圓內(nèi)，因此，我們所建立的滯后階數(shù)為2的SVAR模型是穩(wěn)定的。

4. Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。本文基于極大似然估計(jì)的Johansen協(xié)整方法對FR，lnNEER，GUOZHAI，lnGUP，lnHP進(jìn)行檢驗(yàn)，確定變量之間的長期關(guān)系，以避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)相當(dāng)于對SVAR模型施加了一個協(xié)整約束，因此，其滯后階數(shù)應(yīng)等于SVAR模型的滯后階數(shù)減去1，固選擇滯后階數(shù)為1階進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)均顯著拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，跡檢驗(yàn)？姿trace結(jié)果表明，變量之間至少存在五個協(xié)整關(guān)系，最大特征根檢驗(yàn)？姿max表明，變量之間至少存在三個協(xié)整關(guān)系。綜上，聯(lián)邦基金利率、人民幣名義有效匯率指數(shù)、國債收益率、股票價(jià)格、房地產(chǎn)價(jià)格之間至少存在三個協(xié)整關(guān)系。

5. 脈沖響應(yīng)函數(shù)?；谝陨媳蛔R別的SVAR模型，本文使用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析變量之間的互相影響，圖2顯示了美聯(lián)儲加息對中國資產(chǎn)價(jià)格的影響：

圖2（1，1）①顯示了美聯(lián)儲加息（FR）對人民幣名義有效匯率（lnNEER）的影響。對FR施加一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，人民幣名義有效匯率先出現(xiàn)負(fù)向變化，在前兩期變化較小，到第六期達(dá)到負(fù)值最小值，之后略有上升，最后出現(xiàn)微弱的正向變化。

圖2（1，2）是美聯(lián)儲加息對中國10年期國債利率（GUOZHAI）的影響示意圖。對美國聯(lián)邦基金利率施加一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，中國10年期國債利率在初期表現(xiàn)為負(fù)向變化，但在第八期以后，10年期國債收益率表現(xiàn)為正向變化。說明美聯(lián)儲加息對國債市場影響存在一定的滯后作用，并且導(dǎo)致中國10年期國債收益率上升。

圖2（2，1）反映了美國量化寬松政策對中國股票市場（lnGUP）的影響。給定美國聯(lián)邦基金利率一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，中國股票市場表現(xiàn)為負(fù)向變化，到14期，變化逐漸消失。說明短期內(nèi)美聯(lián)儲加息吸引了熱錢流回美國，對中國股票市場產(chǎn)生了一定的負(fù)向沖擊，但長期來看，這種影響消失。

圖2（2，2）是美國量化寬松政策對中國房地產(chǎn)價(jià)格（lnHP）的影響。從圖中可以看出，美聯(lián)儲加息帶來了中國房地產(chǎn)價(jià)格的正向變化，從第三期開始，正向變化逐漸減弱，到第十六期左右，達(dá)到平穩(wěn)，變化逐消失。

6. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于SVAR模型的結(jié)果在一定程度上取決于內(nèi)生變量的順序，為了驗(yàn)證模型的正確性，本文將仿照李自磊、張?jiān)疲?013）的做法，對SVAR模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。將方程（2）中的內(nèi)生變量調(diào)整順序：FR→GUOZHAI→NEER→GUP→HP。得到了和圖2類似的脈沖響應(yīng)結(jié)果，說明我們以上建立的模型是穩(wěn)健的。

五、 結(jié)論及啟示

本文建立結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型，以2013年11月到2016年12月月度數(shù)據(jù)為樣本，研究了美聯(lián)儲加息對中國資產(chǎn)價(jià)格的影響。實(shí)證研究表明：

第一，美聯(lián)儲加息帶來了人民幣有效匯率的負(fù)向變化，原因是美國聯(lián)邦基金利率上升，吸引熱錢流回美國，人民幣相對美元貶值。

第二，美聯(lián)儲加息吸引了一部分原本投入中國股市的資金流回美國，從而帶來中國股票價(jià)格的下降，但是從長期來看，這種影響會消失。說明美聯(lián)儲加息在短期內(nèi)會沖擊中國股市，由于影響中國股市發(fā)展的因素較多，長期內(nèi)，多種因素的共同作用將抵消美聯(lián)儲加息對中國股票市場的負(fù)向影響。

第三，中國10年期國債利率先負(fù)向變化，后轉(zhuǎn)變?yōu)檎蜃兓?，?lián)邦基金利率的上升并沒有立即帶來我國國債價(jià)格的下降，而是國債價(jià)格先呈現(xiàn)出微弱的上升，到中期及以后，國債價(jià)格才開始下降。說明美聯(lián)儲加息對我國國債價(jià)格影響存在一定的滯后效果，美聯(lián)儲加息導(dǎo)致一部分熱錢流出國債市場，從而帶來中國國債價(jià)格的下降。endprint

第四，對于房地產(chǎn)市場而言，美聯(lián)儲加息對中國房地產(chǎn)市場沖擊較小，且在一定程度上對中國房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生了正向刺激作用。但長期內(nèi)，這種影響消失。導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格短期上升可能存在兩個方面的原因：①股票和房地產(chǎn)是兩個替代商品，當(dāng)股票市場價(jià)格下降時(shí)，更多資本轉(zhuǎn)而投向房地產(chǎn)市場，從而推高房地產(chǎn)價(jià)格；②美聯(lián)儲加息導(dǎo)致美元相對于人民幣升值，一部分資金用于投資中國房市，導(dǎo)致國內(nèi)房地產(chǎn)價(jià)格出現(xiàn)短暫升高的現(xiàn)象。

本文的政策啟示在于：美聯(lián)儲加息從匯率渠道和資產(chǎn)組合再平衡渠道對中國資本市場產(chǎn)生了一定的負(fù)向沖擊。為了應(yīng)對美聯(lián)儲新一輪加息周期對我國產(chǎn)生的不利影響，首先，應(yīng)增強(qiáng)中國貨幣政策的靈活性，在一部分熱錢外流的情況下，央行應(yīng)審時(shí)度勢，根據(jù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況酌情實(shí)行適度寬松的貨幣政策，降低由于資本外流對中國資本市場帶來的不利影響。其次，要提高金融體系對抗風(fēng)險(xiǎn)的能力，致力于構(gòu)建多層次資本市場體系，提高股票、債券市場應(yīng)對美國量化寬松政策溢出效應(yīng)的抵抗能力。再次，提高人民幣國際化地位，目前，人民幣已加入SDR，應(yīng)豐富外匯儲備幣種結(jié)構(gòu)，提高貨幣政策的獨(dú)立性。此外，目前日本、英國、歐洲仍處于低利率狀態(tài)，本文的結(jié)論對研究其他經(jīng)濟(jì)體對中國的溢出作用也存在一定的參考價(jià)值。

注釋：

①圖2（1，1）指圖2中第一行第一個圖，圖2（1，2）指第一行第二個圖，圖2（2，1）指第二行第一個圖，圖2（2，2）指第二行第二個圖。

參考文獻(xiàn)：

[1] Cho D， Rhee C.Effects of Quantitative Easing on Asia： Capital Flows and Financial Markets[C].Asian Development Bank，2013.

[2] 李自磊，張?jiān)?美國量化寬松政策是否影響了中國的通貨膨脹？——基于SVAR模型的實(shí)證研究[J].國際金融研究，2013，（8）： 13-21.

[3] 肖芍芳，黃潔文.美國量化寬松貨幣政策對中國經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)研究[J].廣東商學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，27（6）： 12-19.

[4] 劉蘭芬，韓立巖.量化寬松貨幣政策對新興市場的溢出效應(yīng)分析——基于中國和巴西的經(jīng)驗(yàn)研究[J].管理評論，2014，（6）：13-22.

[5] 劉偉江，丁一，隋建利.貨幣政策外溢性對我國房地產(chǎn)價(jià)格影響研究——以美國為例[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2015，（8）：127-133.

[6] Kazi I A， Wagan H， Akbar F.The changing international transmission of U.S.monetary policy shocks：Is there evidence of contagion effect on OECD countries [J].Economic Modelling，2013，30（1）：90-116.

[7] 肖衛(wèi)國，蘭曉梅.新一輪美聯(lián)儲加息對中國跨境資本流動溢出效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2017，（2）：84-90.

[8] 易憲容.美聯(lián)儲量化寬松貨幣政策退出的經(jīng)濟(jì)分析[J].國際金融研究，2014，（1）：12-24.

[9] 陳虹，馬永健.美國量化寬松貨幣政策與退出效應(yīng)及其對中國的影響研究[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2016，（6）： 22-31.

[10] 李天國.美國退出量化寬松對新興經(jīng)濟(jì)體的傳導(dǎo)機(jī)制研究——基于PVAR模型的實(shí)證分析[J].國際經(jīng)濟(jì)合作，2014，（10）：86-91.

[11] 譚小芬，殷無弦，戴群.美國量化寬松政策的退出公告對新興經(jīng)濟(jì)體的影響[J].國際金融研究，2016，（7）：18-32.

基金項(xiàng)目：教育部人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（項(xiàng)目號：16JJD79007）；對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金（項(xiàng)目號：2017057）。

作者簡介：洪朝偉（1988-），女，漢族，黑龍江省齊齊哈爾市人，對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士生，研究方向?yàn)榉浅Ｒ?guī)貨幣政策。

收稿日期：2017-09-12。endprint