[摘要]隨著人民幣國際化進(jìn)程的不斷推進(jìn)以及國內(nèi)資產(chǎn)市場的迅速發(fā)展，資產(chǎn)價(jià)格和匯率的變動與貨幣政策效果之間的聯(lián)系變得越發(fā)緊密。文章從貨幣供給視角出發(fā)，通過協(xié)整分析得出全國商品房均價(jià)、匯率與貨幣供應(yīng)量M1之間存在著長期均衡的關(guān)系，并且匯率與商品房均價(jià)兩者對貨幣供應(yīng)量M1的影響程度相當(dāng)。

　　[關(guān)鍵詞]論文發(fā)表范文參考,商品房均價(jià),匯率,貨幣供應(yīng)量

　　1引言

　　隨著我國金融體制改革的不斷深入，資本市場在我國經(jīng)濟(jì)對外開放進(jìn)程中的作用越來越顯著。從理論上講，一個(gè)國家在金融自由化不斷推進(jìn)的過程中，需要逐漸放松甚至取消對金融活動的各種管制，資本市場與貨幣市場之間也將因此變得越發(fā)緊密。當(dāng)資產(chǎn)價(jià)格發(fā)生變化時(shí)，居民一般會對所持的金融資產(chǎn)組合進(jìn)行相應(yīng)的結(jié)構(gòu)調(diào)整，資產(chǎn)市場上較高的收益率通常會引導(dǎo)貨幣由實(shí)體經(jīng)濟(jì)流向虛擬經(jīng)濟(jì)。例如，房地產(chǎn)市場價(jià)格不斷上漲時(shí)，居民會更傾向于投資房地產(chǎn)，這在一定程度上助推了房地產(chǎn)價(jià)格的進(jìn)一步上升，政府和金融監(jiān)管當(dāng)局就需要對其進(jìn)行控制，由此影響央行的貨幣供給。也就是說，資產(chǎn)價(jià)格的變化會在一定程度上對央行貨幣政策的制定和實(shí)施產(chǎn)生一系列的影響。

　　我國自2005年7月21日宣布實(shí)行新的有管理的浮動匯率制度以來，人民幣一直處于升值通道中。為應(yīng)對2008年的全球金融危機(jī)，我國政府出臺了一系列貨幣政策和財(cái)政政策等刺激經(jīng)濟(jì)的恢復(fù)與發(fā)展，為避免我國的出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)遭受過大沖擊，中國人民銀行還必須同時(shí)維持人民幣匯率的相對穩(wěn)定，通過各種干預(yù)措施來減弱人民幣在外匯市場上日趨加大的升值壓力。根據(jù)“蒙代爾不相容三位一體”理論，所有開放經(jīng)濟(jì)體均面臨著對于資本自由流動、貨幣政策獨(dú)立、匯率穩(wěn)定三者之間的選擇問題，這也使得央行在保持貨幣政策的獨(dú)立性問題上面臨諸多困難。由此可見，探究資產(chǎn)價(jià)格、匯率變動與貨幣政策的關(guān)系，研究其相應(yīng)的作用機(jī)制，無疑有著極其深刻的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

　　2實(shí)證分析

　　本文在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)協(xié)整理論的基礎(chǔ)上，運(yùn)用Stata軟件實(shí)證探究資產(chǎn)價(jià)格、匯率與貨幣供應(yīng)量M1三者之間的數(shù)量和邏輯層次關(guān)系。考慮到2005年我國實(shí)行了股權(quán)分置改革，并且同年人民幣匯率開始實(shí)行新的有管理的浮動匯率制度，所以實(shí)證研究過程中選擇2005 年7月至2013年12月相應(yīng)變量的月度數(shù)值作為樣本數(shù)據(jù)。為了避免異方差的出現(xiàn)，本文在研究過程中，統(tǒng)一采用所選取變量的自然對數(shù)。

　　首先，選取商品房均價(jià)(HP)和上證綜指(SZ)來代表資產(chǎn)價(jià)格，其中商品房均價(jià)由于沒有現(xiàn)成的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，需要通過計(jì)算才能獲得，其值=商品房當(dāng)月銷售額/當(dāng)月銷售面積。按照正常的經(jīng)濟(jì)理論進(jìn)行分析，資產(chǎn)價(jià)格的上漲在很大程度上會引起市場上交易量的增加，因此資產(chǎn)價(jià)格的上漲理論上會導(dǎo)致對市場對貨幣供應(yīng)量的需求隨之增加，從而預(yù)期得到的變量系數(shù)符號為正。

　　其次，考慮到美元在一籃子貨幣中的重要地位，因而選取人民幣兌美元加權(quán)平均匯率，在直接標(biāo)價(jià)法下，數(shù)值變小說明人民幣升值。人民幣發(fā)生升值時(shí)央行將會適時(shí)采取相應(yīng)的政策引導(dǎo)和市場操作，最終會增加貨幣供應(yīng)量。由于采用的是直接標(biāo)價(jià)法，因此預(yù)期得到的匯率變量系數(shù)為負(fù)。

　　最后，由于本文主要討論資產(chǎn)價(jià)格、匯率變動對于M1的影響，而狹義的貨幣供應(yīng)量由銀行體系外流通中的現(xiàn)金和個(gè)人、企事業(yè)單位等各類活期存款組成，通常以M1表示，其數(shù)值可以通過中國人民銀行官網(wǎng)上公布的貨幣統(tǒng)計(jì)概覽中直接獲取。

　　21模型的建立

　　211ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)

　　在對經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列進(jìn)行最小二乘回歸分析之前，首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時(shí)間序列才能進(jìn)行回歸分析。在此對相關(guān)序列采用 ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)兩種方法。

　　從表1結(jié)果來看lnM1、lnHP、lnSZ和lnER的原序列都未通過ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，表明它們是非平穩(wěn)序列;但是它們都通過了一階差分的ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，說明了這四個(gè)序列都是一階單整序列I(1)。

　　表1單位根檢驗(yàn)(ADF和PP檢驗(yàn))ADF檢驗(yàn)

　　統(tǒng)計(jì)值A(chǔ)DF臨界值1%5%PP檢驗(yàn)

　　統(tǒng)計(jì)值PP臨界值1%5%結(jié)論單整階數(shù)LnM1-0705-351-289-0346-198-137不平穩(wěn) DLnM1-12089-3511-2891-112827-19782-13692平穩(wěn)I(1)LnHP- 0875-351-289-0812-198-137不平穩(wěn)DLnHP-11408-3511-2891-97874-19782-13692平穩(wěn) I(1)LnSZ-1799-351-289-1958-351-289不平穩(wěn)DLnSZ-9088-3511-2891-9212-3511-2891 平穩(wěn)I(1)LnER-2757-351-289-2124-351-289不平穩(wěn)DLnER- 16937-3511-2891-21757-3511-2891平穩(wěn)I(1)

　　212協(xié)整檢驗(yàn)

　　首先建立一般的回歸方程，考慮建立模型：

　　lnM1t=α0+α1lnHPt+β1lnSZt+γ1lnERt+ε1t(1)

　　通過Stata操作得出回歸方程(1)的相應(yīng)回歸結(jié)果：第一，α0=19493、α1=13709、β1=00094、γ1=-07358; 第二，R2=09633，說明方程擬合度較好，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為84952，在00000的基礎(chǔ)上通過檢驗(yàn)，說明方程整體顯著性顯著;第三，除了lnSZ變量，其他變量系數(shù)和常數(shù)項(xiàng)都在5%的水平上通過了T檢驗(yàn)，說明變量系數(shù)和常數(shù)項(xiàng)都顯著不為0。

　　其次，鑒于以上的回歸結(jié)果，刪除t值不顯著的變量lnSZ，重新做回歸分析：

　　lnM1t=α00+α11lnHPt+γ11lnERt+ε11t(2) 　　通過Stata操作得出新回歸方程(2)的相應(yīng)回歸結(jié)果：第一，α00=19845、α11=13760、γ11=-07387;第二，R2=09633，說明方程擬合度較好，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為128461，在00000的基礎(chǔ)上通過檢驗(yàn)，說明方程整體顯著性顯著;第三，所有變量系數(shù)和常數(shù)項(xiàng)都在5%的水平上通過了T檢驗(yàn)，說明變量系數(shù)和常數(shù)項(xiàng)都顯著不為0。

　　在此回歸方程(2)的基礎(chǔ)上進(jìn)行相應(yīng)的殘差序列單位根檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果看出，lnM1、lnHP、lnER三個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系(見表2)。

　　表2模型(1)、模型(2)殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)ADF檢驗(yàn)

　　統(tǒng)計(jì)值A(chǔ)DF臨界值1%5%結(jié)論模型(1)殘差序列-6303-351-289平穩(wěn)模型(2)殘差序列-63-351-289平穩(wěn)

　　由表2檢驗(yàn)結(jié)果可得這三個(gè)變量都是一階單整序列，依據(jù)協(xié)整理論，同階單整序列在通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)之后應(yīng)當(dāng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，進(jìn)一步分析它們之間的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)過程中，得出滯后階數(shù)為3階，存在著一個(gè)協(xié)整關(guān)系;出于穩(wěn)健性考慮，同時(shí)用似然比檢驗(yàn)和Wald test兩種方法檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)lnSZ均無法通過檢驗(yàn)，即lnSZ這個(gè)變量并不包含在相應(yīng)的協(xié)整關(guān)系中，所以確定將該變量剔除以后建立相應(yīng)的VECM(向量誤差修正模型)。誤差修正模型具有特定的形式，是協(xié)整分析的一個(gè)延伸。變量之間的協(xié)整關(guān)系是一種長期穩(wěn)定的關(guān)系，并且這種關(guān)系的維持需要在短期動態(tài)過程中不斷地進(jìn)行調(diào)整，通過對誤差的修正可以使得短期出現(xiàn)偏離均衡的變量重新回歸到均衡的狀態(tài)之中，從而將短期的波動以及長期均衡有效地結(jié)合并反映在誤差修正模型當(dāng)中。

　　由協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)知道貨幣供給量lnM1、匯率lnER和商品房均價(jià)lnHP之間存在著唯一的協(xié)整關(guān)系，因此可對模型分別建立誤差修正模型，如圖1所示，得到長期協(xié)整關(guān)系(系數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù))：

　　lnM1t=42913-12993lnERt+12291lnHPt(3)

　　圖1Stata長期協(xié)整關(guān)系結(jié)果

　　表3殘差序列的穩(wěn)定性檢驗(yàn)dfuller celDickey-Fuller test for unit rootNumber of obs=100――――Interpolated Dickey-Fuller――――Test

　　Statistic1% Critical

　　Value5% Critical

　　Value10% Critical

　　ValueZ(t)-6990-3510-2890-2580Mackinnon approximate p-value for z(t)=00000如表3結(jié)果所示，對協(xié)整方程進(jìn)行殘差序列的穩(wěn)定性檢驗(yàn)，得出協(xié)整方程式是平穩(wěn)的，因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值-699<臨界值-289。此外，無論JB檢驗(yàn)，還是偏度檢驗(yàn)，峰度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示都服從正態(tài)分布，說明模型還是比較理想的。

　　213格蘭杰因果檢驗(yàn)

　　由于協(xié)整檢驗(yàn)僅僅只是檢驗(yàn)了模型中變量之間的數(shù)量關(guān)系，因而并不能完全說明在長期中商品房均價(jià)HP和匯率ER的變動導(dǎo)致了貨幣供應(yīng)量M1的變動，也有可能是貨幣供應(yīng)量M1波動引發(fā)了商品房均價(jià)HP和匯率ER的變動，又或者是貨幣供應(yīng)量M1與商品房均價(jià)HP一起引發(fā)了匯率ER的變動為了弄清楚長期中匯率、商品房均價(jià)和貨幣供給量三者之間的因果關(guān)系，我們再采用格蘭杰因果檢驗(yàn)法對其進(jìn)行因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：

　　表4格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果Granger causality wald testsEquationExcludedchi2dfProb>chi2LnM1

　　LnM1

　　LnM1LnHP

　　LnER

　　All41202

　　062345

　　457653

　　3

　　60249

　　0891

　　0599LnHP

　　LnHP

　　LnHPLnM1

　　LnER

　　All28917

　　003289

　　326413

　　3

　　60000

　　0998

　　0000LnER

　　LnER

　　LnERLnM1

　　LnHP

　　All12477

　　2274

　　219453

　　3

　　60006

　　0518

　　0001

　　從結(jié)果可以看出，lnM1不是lnHP的原因，也不是lnER的原因;而lnHP和lnER都是lnM1的原因。

　　22結(jié)論分析

　　第一，從實(shí)證結(jié)果可以確定商品房均價(jià)、匯率與貨幣供應(yīng)量三者存在長期均衡的關(guān)系，且實(shí)證中的協(xié)整檢驗(yàn)表明三者具有共同的隨機(jī)趨勢，也就是說商品房均價(jià)水平和匯率水平的變化能較為靈敏地引發(fā)貨幣供給量的變動。

　　第二，資產(chǎn)價(jià)格系數(shù)是符合預(yù)期的正值，說明商品房價(jià)格的上漲的確引發(fā)了房地產(chǎn)市場交易量的增加，資金的流入在一定程度上增加了貨幣供應(yīng)量。

　　第三，匯率變量的系數(shù)是符合預(yù)期的負(fù)值，說明當(dāng)前中國人民銀行主要還是通過增加基礎(chǔ)貨幣的投放以及在公開市場上操作的方式來維持人民幣匯率的穩(wěn)定，從而增加了流通市場上人民幣的供應(yīng)量。

　　第四，回歸方程結(jié)果中商品房均價(jià)和匯率變量兩者系數(shù)的絕對值差別不大，這表明自2005年匯改以來人民幣升值以及房地產(chǎn)價(jià)格的迅猛增長所導(dǎo)致的貨幣供給增加量是相當(dāng)?shù)摹Ｒ环矫妫��?005年以來，外匯占款就已經(jīng)成為了基礎(chǔ)貨幣投放最主要的渠道，據(jù)不完全統(tǒng)計(jì)，2013年之前的幾年我國央行基礎(chǔ)貨幣投放中外匯占款占基礎(chǔ)貨幣的比例幾乎均超過95%的比例，其中2009年年底更是高達(dá)13412%，這對我國的貨幣政策效果產(chǎn)生了極大的影響。另一方面，我國房價(jià)上漲速度極快，從全國房地產(chǎn)行業(yè)平均銷售價(jià)格的變動來看，2005年至2012年，全國商品房平均銷售價(jià)格從3168元/平方米上漲至5837元/平方米，增長率高達(dá)8425%，幾乎增長了一倍之多。此外，從樣本數(shù)據(jù)中也可以觀察到，本可以用來代表資產(chǎn)價(jià)格的上證綜指從2005年快速上漲至2007年的最高峰值，之后又遽然回落;而且由于我國的證券市場發(fā)展相當(dāng)不完善，對我國居民缺乏吸引力，各方面經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象均表明貨幣流動性在股市停留時(shí)間并不長，正是出于這些方面的考慮，本文最后模型將無法通過檢驗(yàn)的lnSZ這個(gè)變量剔除，從而模型中我國資產(chǎn)價(jià)格的變動也就完全體現(xiàn)在了商品房均價(jià)上。也就是說，在資產(chǎn)投資的選擇過程中，居民更傾向于房地產(chǎn)，資金也是更多地流向了房地產(chǎn)領(lǐng)域，模型所得結(jié)果確與我國房價(jià)近年來一路走高的現(xiàn)象相吻合。

　　3政策建議

　　貨幣供應(yīng)量在相當(dāng)大程度上反映了央行實(shí)施貨幣政策的效果，根據(jù)所得出的實(shí)證結(jié)論，結(jié)合我國當(dāng)下的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，為了減小商品房均價(jià)變化以及匯率變動對貨幣政策可能帶來的沖擊，從以下幾方面提出相應(yīng)的政策建議：

　　第一，在對金融宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)控時(shí)，要充分考慮房地產(chǎn)市場的商品房價(jià)格水平以及外匯市場上人民幣匯率的變化情況。值得注意的是，近年來我國房價(jià)居高不下，房地產(chǎn)市場泡沫嚴(yán)重，政府?dāng)?shù)次采取措施均不見起效，因此政策的制定應(yīng)充分考慮居民對房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期的恐慌心理和羊群效應(yīng)。

　　第二，應(yīng)當(dāng)穩(wěn)步拓寬人民幣交易的自由度，使市場在人民幣匯率形成機(jī)制中起到主導(dǎo)作用。本文的實(shí)證研究表明，人民幣匯率在短期和長期中均對貨幣政策產(chǎn)生影響，且長期中人民幣匯率通過促使貨幣供應(yīng)量的長期均衡回歸來影響貨幣政策效果。因此，應(yīng)當(dāng)穩(wěn)步實(shí)現(xiàn)人民幣的自由交易，但考慮到我國金融外匯市場的不成熟以及發(fā)展中存在的諸多不穩(wěn)定因素，人民幣匯率的形成機(jī)制應(yīng)走循序漸進(jìn)的步伐，不能操之過急。

　　第三，應(yīng)更努力健全我國的證券市場，降低信息不對稱程度，完善市場融資功能。考慮到在實(shí)證過程中用上證綜指代表資產(chǎn)價(jià)格的不可行性情況，可見我國證券市場的價(jià)格反應(yīng)功能很弱，投機(jī)性質(zhì)強(qiáng)，極大地降低了對資金的吸引力，融資功能薄弱，不利于上市企業(yè)的融資發(fā)展，過多的資金涌入房地產(chǎn)市場，進(jìn)一步助推了房地產(chǎn)價(jià)格的上漲，這對整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是很不利的。

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