貨幣供給與房地產(chǎn)價格和股票收益率的關聯(lián)性
——基于SVAR模型的應用

劉 磊,袁 靖

(山東工商學院 統(tǒng)計學院,山東 煙臺 264005)

財政金融研究

貨幣供給與房地產(chǎn)價格和股票收益率的關聯(lián)性
——基于SVAR模型的應用

劉 磊,袁 靖

(山東工商學院 統(tǒng)計學院,山東 煙臺 264005)

通過構建經(jīng)濟理論建立SVAR模型來分析貨幣供給與房地產(chǎn)價格和股票收益之間的相互影響。結果表明:貨幣供給的擴張能促使房地產(chǎn)價格的上漲,但反向作用不明顯;擴張的貨幣政策能促進股價的上漲,但影響強度比較弱,影響時間比較短;股票價格的上漲能引起房地產(chǎn)價格的上漲。

貨幣供給;SVAR模型;脈沖響應

一、引言

房地產(chǎn)業(yè)是我國的支柱產(chǎn)業(yè),它涉及的產(chǎn)業(yè)鏈非常廣,特別與金融市場的聯(lián)系更為密切。房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展給我國經(jīng)濟的增長提供動力,但是過度的房地產(chǎn)經(jīng)濟的發(fā)展會產(chǎn)生資產(chǎn)泡沫,給我國經(jīng)濟的發(fā)展帶來隱患,因此國家通過宏觀經(jīng)濟政策進行調(diào)控,而有不少學者研究宏觀調(diào)控的有效性。國內(nèi)外大多數(shù)學者研究貨幣政策是如何影響房地產(chǎn)市場的,旨在完善房地產(chǎn)價格的傳導渠道,更好發(fā)揮貨幣政策干預市場,穩(wěn)定經(jīng)濟發(fā)展的作用。但是實施的貨幣政策不僅能影響房地產(chǎn)市場,而且還會影響其他市場,例如股票市場,在這一方面許多學者也有研究。一般認為,擴張的貨幣政策會導致貨幣供應量增加,人們的消費水平?jīng)]有發(fā)生突然改變時,會把多余的貨幣投入到股票市場,因此會影響股票市場價格。

大部分的學者都是研究的一個割裂的市場,比如貨幣政策對房地產(chǎn)市場的影響,貨幣政策對股票市場的影響等,很少有人對這些市場進行整合統(tǒng)一來進行研究,因此,本人通過梳理前人文獻的基礎上,把房地產(chǎn)市場、股票市場和貨幣政策整合到一個模型之中,利用SVAR模型進行實證分析,希望得到有益研究。本文各部分的安排:第二部分文獻綜述,梳理文獻,介紹國內(nèi)外關于貨幣政策對股票市場和房地產(chǎn)市場影響的研究現(xiàn)狀;第三部分理論模型構建,根據(jù)經(jīng)濟結構設定模型;第四部分實證分析,構建SVAR模型,進行分析;第五部分結論,通過對模型的分析解釋得到一些結論。

二、文獻綜述

貨幣政策與房地產(chǎn)市場聯(lián)系緊密,這在國內(nèi)外都有很多研究。胡浩志(2010)構建一個SVAR模型,把貨幣政策的變動沖擊與房地產(chǎn)市場的沖擊反映在同一個模型之中,考察了貨幣政策對房地產(chǎn)的影響和房地產(chǎn)市場的波動對宏觀經(jīng)濟的影響,證實了房地產(chǎn)市場上確實存在貨幣政策的傳導機制。貨幣政策對房地產(chǎn)價格的傳導渠道有很多種,例如“信貸渠道”“財富效應”和“利率傳導”等。黃飛雪和王云(2010)從貨幣供給的利率傳導機制以及房地產(chǎn)價格對貨幣供給的反饋機制進行實證分析,他們認為貨幣量的增加會引起房價的大幅上漲,而利率的提高對于房地產(chǎn)價格的下降影響很小。房地產(chǎn)價格在貨幣政策傳導的過程中是通過財富效應和信貸效應對消費和價格產(chǎn)生影響,本期的貨幣沖擊影響房地產(chǎn)價格。在譚政勛和王聰(2015)的研究中,運用后顧型結構模型,把貨幣政策如何反應房價的間接和直接觀融于一體,他們認為,如果貨幣政策能充分利用房價波動的當前信息和過往信息,那么,緊縮的貨幣政策更能有效地抑制產(chǎn)出、房價和通貨膨脹,而寬松的貨幣政策能減小經(jīng)濟波動,但是貨幣供應量對房地產(chǎn)價格的反應不充分。王松濤和劉洪玉(2009)認為應區(qū)分房地產(chǎn)市場對貨幣政策傳到的直接效應和間接效應,房地產(chǎn)價格對私人消費的影響處于貨幣政策傳導機制的核心位置。因此貨幣政策通過種種傳導渠道影響房地產(chǎn)價格[1-4]。

對于貨幣政策對股票市場的影響也有許多研究。王曦和鄒文理(2011)通過構建結構向量自回歸模型得出結論,貨幣政策通過三個渠道影響股票市場,即“流動性效應”、“通貨膨脹效應”和“產(chǎn)出效應”,而且它們對股票市場的影響依次減弱。擴張的貨幣政策推動股票價格的上漲,而且影響非常之大。李亮(2010)認為貨幣沖擊對產(chǎn)出和股價都有明顯的促進作用,但是貨幣工具不能較好地控制股價的漲幅。屈晶(2015)通過實證分析,認為貨幣供應量增加會使股價上漲,利率上升會導致股價下跌,這比較符合現(xiàn)實的情況。方舟等(2011)引入MS-VAR模型,考察了貨幣政策在不同區(qū)制下對股市流動性的動態(tài)影響。不同區(qū)制對股市流動性的影響程度不同,當股市處于膨脹期時,貨幣政策的沖擊對股市流動性的影響要比股市低迷期時表現(xiàn)更加明顯[5-8]。

對于股票市場和房地產(chǎn)市場,于瑞(2012)構建VAR模型,對房地產(chǎn)市場和股票市場價格之間的關聯(lián)性進行研究,實證發(fā)現(xiàn)我國股票價格是引起房地產(chǎn)價格波動的格蘭杰原因,兩個市場價格存在一定的關聯(lián)性[9]。劉振亞(2015)對房地產(chǎn)市場和股票市場之間的關聯(lián)性進行理論分析,但是沒有對兩個市場之間傳導效應的影響程度進行測度和衡量[10]。

三、理論模型的構建

(一)國民收入的決定

傳統(tǒng)理論認為,國民收入(Y)由消費(C)、投資(I)和政府購買(G)來決定,即Y=C+I+G,此為國民收入恒等式。消費和政府購買是國民收入的增函數(shù),投資是利率的減函數(shù)。現(xiàn)代經(jīng)濟理論發(fā)展了這一傳統(tǒng)的經(jīng)濟理論,認為房地產(chǎn)價格會影響消費的增加。劉宇(2012)利用季度數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),房地產(chǎn)價格的上漲確實對消費具有刺激作用[11]。對于居民的消費,股票價格也會對其有很大的影響,根據(jù)財富效應理論,當股票價格上升時,人們的實際財富或收入也隨之增加,進而影響人們的邊際消費傾向,最終導致消費的增加。價格的變化也是影響消費的一大因素,根據(jù)弗里德曼的實際余額效應,當價格下降時,人們持有的貨幣和以貨幣為固定價值的資產(chǎn)實際價值上升,人們相對變得更加富有,因此人們會增加消費支出,此外,價格的變化也會根據(jù)收入效應和替代效應影響消費支出。

對于投資來說,根據(jù)托賓Q理論,股票價格的上漲會使資本的市場價值與其重置成本之比上升,資本市場價值的提高會使人們生產(chǎn)新的資本品,因此會影響私人的投資和國民經(jīng)濟的產(chǎn)出。房地產(chǎn)價格的變化也會影響投資支出,李世美(2011)通過實證研究,認為房地產(chǎn)價格對于經(jīng)濟的增長和投資需求具有正向的作用[12]。房地產(chǎn)價格一個單位的正向沖擊會引起投資的增加(黃靜,2010)[13]。當期房地產(chǎn)價格的上升會使人們對未來房價提高的預期增加,因此人們會增加投資以期獲得更高的回報。

綜合以上分析,我們可以得到:

Y=C(Y,SP,HP,P)+I(r,SP,HP)+G(Y),

其中,SP表示股票價格;HP表示房地產(chǎn)價格;P表示物價水平;r表示利率。上式整理可得Y=Y(r,SP,HP,P),對上式取半對數(shù)線性形式:

lnY=a0+a1lnHP+a2lnSP+a3lnP+a4r.

(1)

其中,ai(i=0,…,4)為常系數(shù)。

(二)股票價格的決定

根據(jù)資產(chǎn)定價原理,資產(chǎn)的現(xiàn)值是由未來的現(xiàn)金流折現(xiàn)而得來的,其公式為:

對于股票來說,股票價格的決定取決于它未來產(chǎn)生的股利和折現(xiàn)率。股利的大小取決于企業(yè)的未分配利潤(汪昌云,2004),未分配利潤受到宏觀和微觀因素的影響[14]。在宏觀方面,整體經(jīng)濟狀況的好壞影響著企業(yè)的收入,當經(jīng)濟擴張時,社會的需求增加,因此企業(yè)的銷售收入就會增加。在微觀方面,企業(yè)的經(jīng)營能力也會影響企業(yè)的利潤,但是一般來說,企業(yè)的經(jīng)營方式和經(jīng)營能力在一段時間內(nèi)不會發(fā)生較大的變化,因此,影響企業(yè)利潤的主要是整體經(jīng)濟的狀況。其中影響經(jīng)濟狀況的主要變量是國民收入、價格水平和貨幣供給量。這就是王曦和鄒文理(2011)所設定股票價格的思想[5]。其股票價格方程為SP=SP(Y,P,MS,r),其中,SP為股價、Y為國民收入、P為物價水平、MS為貨幣供給、r為利率。

對于我國來說,房地產(chǎn)業(yè)是我國的支柱產(chǎn)業(yè),房地產(chǎn)價格的變化不僅影響著居民的生活消費水平,而且對國民經(jīng)濟和其他資本市場具有非常大的影響。因此,房地產(chǎn)價格也是影響股票價格的一大因素。據(jù)此,可以擴展原設定的方程為:SP=SP(Y,P,MS,HP,r),為了便于分析,把上式轉(zhuǎn)化為半對數(shù)形式,其方程為:lnSP=b0+b1lnY+b2lnP+b3lnMS+b4lnHP+b5r.

(2)

其中,bi(i=0,…,5)為常系數(shù)。

(三)房地產(chǎn)價格的決定

影響房地產(chǎn)價格的可以分為一般因素和特殊因素,特殊因素是根據(jù)房地產(chǎn)所處位置不同而影響房地產(chǎn)價格,在此我們只考慮其一般因素。房地產(chǎn)開發(fā)商建造住房的資金來源除了自有資金外,大部分都是通過借貸來籌集資金,影響借貸的因素主要是利率。當借貸利率發(fā)生變化時,房地產(chǎn)開發(fā)商的借貸成本也會相應發(fā)生變化,為了實現(xiàn)正的回報,房地產(chǎn)開發(fā)商會把借貸的成本反映在房地產(chǎn)的價格上。對于居民而言,購買房地產(chǎn)通常都是按揭貸款,而利率的變化會使貸款成本發(fā)生相應的變化,這會導致居民對住房消費需求的變化,最終影響房地產(chǎn)的價格。

其次,市場的流動性也會影響房地產(chǎn)價格,貨幣供給的增加會增加市場的流動性,根據(jù)馬歇爾的貨幣數(shù)量論,貨幣供給的增加,居民的收入會相對增加,個人消費會增加,貨幣的流通速度也會加快,貨幣供求關系失衡,這時物價的上漲會和貨幣供應量的增長相適應,最終達到新的平衡。如果消費價格保持穩(wěn)定,那么貨幣會流向房地產(chǎn)等資本市場,資產(chǎn)價格就會上升。這符合現(xiàn)代的貨幣數(shù)量論(MV=PT+S,S為資產(chǎn)對貨幣的需要),貨幣需要滿足所有交易需要,包括資產(chǎn)交易的需要(黃飛雪,王云,2010)[2]。

因此,可以設定房地產(chǎn)價格方程為HP=HP(MS,Y,P,r),取其半對數(shù)形式為:

lnHP=c0+c1lnMS+c2lnY+c3lnP+c4r.

(3)

其中,ci(i=0,…,4)為常系數(shù)。

(四)貨幣政策

我國的銀行法規(guī)定:貨幣政策的目標是維持人民幣幣值的穩(wěn)定,并促進經(jīng)濟的增長。而貨幣供應量是貨幣政策重要的中間目標,因此,可以用貨幣供應量作為貨幣政策的代理變量。王曦,鄒文理(2011)認為,根據(jù)我國貨幣政策的目標,貨幣供應量應該對物價水平和國民收入水平做出反應[5],其方程為:MS=MS(Y,P).

在我國,利率的變動是受到控制的,商業(yè)銀行根據(jù)中央銀行設定的基準利率來決定存貸利率,因此,可以認為利率是外生的。而傳統(tǒng)的貨幣供給需求理論認為,利率是市場化的,這是因為不同國家的金融市場的成熟程度不同,所以我們應該根據(jù)具體情況應用理論模型。中央銀行調(diào)控基準利率也會影響貨幣供應量,央行通過改變再貼現(xiàn)率和存款準備率來控制金融機構的信貸擴張與收縮,進而間接調(diào)控貨幣供應量。這樣可以擴展貨幣供給模型為:MS=MS(Y,P,r),同樣,可以設定方程為半對數(shù)線性方程:

lnMS=d0+d1lnY+d2lnP+d3r.

(4)

di(i=0,…,3)為常系數(shù)。

lnP=f0+f1lnMS+f2lnY+f3r.

(5)

其中,fi(i=0,…,3)為常系數(shù)。

(五)確立聯(lián)立方程系統(tǒng)

根據(jù)式(1)至式(5),將這些局部均衡系統(tǒng)整合成一個聯(lián)立方程系統(tǒng),有:

(6)

式(6)中,共有5個方程,5個內(nèi)生變量,1個外生變量。Y、SP、HP、MS和P為內(nèi)生變量,r為外生變量。

對(6)式取差分可得:

(7)

由于在本文中所使用的都是月度數(shù)據(jù),所以在式(7)中,dlnY代表月度產(chǎn)出增長率;dlnSP代表股票月度收益率;dlnHP代表房地產(chǎn)月度收益率;dlnMS代表貨幣供給月度增長率;dlnP代表月度通貨膨脹率;dr表示月度利率變化水平。為了簡便,在下文中,用dly表示dlnY,dlsp表示dlnSP,dlhp表示dlnHP,dlms表示dlnMS,dlp表示dlnP,dr不變。

四、方法、數(shù)據(jù)的說明和實證分析

(一)方法和數(shù)據(jù)的說明

傳統(tǒng)計量經(jīng)濟方法(如聯(lián)立方程模型等結構性方法)是以經(jīng)濟理論為基礎來描述變量關系的模型,但是,經(jīng)濟理論并不能對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供嚴密的說明。1980年,Sims提出了向量自回歸模型(vector autoregressive model,VAR),它是自回歸模型的聯(lián)立形式,廣泛應用預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊。在模型的每一個方程中,內(nèi)生變量是對模型全部內(nèi)生變量做滯后回歸。VAR方程式為:

yt=B1yt-1+B2yt-2+…+bpyt-p+Hxt+et,

(8)

t=1,2,…,T.

式中,yt是k維內(nèi)生列向量,xt是d維外生列向量,p是滯后階數(shù),T是樣本個數(shù),k×k維矩陣B1,…,Bp和k×d維矩陣H是待估系數(shù)矩陣。

et為k維擾動列向量,它們之間可以同期相關,但與自己的滯后值不相關且與等式右邊的變量不相關。

向量自回歸是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型,它的缺點是不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù),忽視了經(jīng)濟結構。VAR模型沒有給出變量之間當期相關關系的確切形式,而這些當期相關關系隱藏在誤差項的相關結構之中。因此,經(jīng)濟學家(Sims,1986;Bernanke,1986)為了解決這些問題,提出了結構向量自回歸模型(structural vector autoregressive model,SVAR模型)。SVAR模型是一種結構式經(jīng)濟模型,它把經(jīng)濟的同期關系反映在了模型之中,引入了變量之間的作用與反饋作用。模型的表達式為:

c0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+…+Γpyt-p+Qxt+ytt=1,2…,T.

(9)

式中:

i=1,2,…,p,ui=(u1tu2t…ukt)'.

向量yt和xt是平穩(wěn)隨機過程,隨機誤差項ut是白噪聲序列,矩陣C0表達了內(nèi)生變量之間的同期相關關系。

(10)

本文選用的是時間序列數(shù)據(jù),時間從2008年1月至2015年12月,總共96個樣本。我國的GDP缺少月度數(shù)據(jù),因此參考大多數(shù)文獻的做法,利用工業(yè)增加值月度增長率來代替GDP月度增長率(dly)。利用月度滬深300股票指數(shù)收益率來代替股票收益率(dlsp),利用我國月度的廣義貨幣供應量M2增長率來表示月度貨幣增長率(dlms),采用國家統(tǒng)計局發(fā)布的月度國房景氣指數(shù)增長率來作為房地產(chǎn)價格月度增長率(dlhp),采用居民消費價格指數(shù)(CPI)月度增長率來代表通貨膨脹率(dlp),利用Shibor隔夜銀行拆借利率的利率差作為利率的變化率。其上數(shù)據(jù)所有內(nèi)生變量均采用X12進行季節(jié)調(diào)整,除利率外,均為取對數(shù)再差分后形成的增長率。所用的數(shù)據(jù)來自于東方財富網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站,部分資料來自于中國人民銀行網(wǎng)站。

(二)實證模型

首先檢驗變量是否具有平穩(wěn)性,因此,本文使用Eviews 6.0對變量做ADF檢驗,其結果如下。

根據(jù)表1可知,所有的變量在5%顯著性水平下沒有單位根,因此所有變量是平穩(wěn)的。這樣可以建立SVAR模型:

表1 單位根檢驗

注:檢驗形式C、T、P分別代表模型中的截距項、時間趨勢和滯后階數(shù);P值和臨界值都是5%的顯著性水平。

(11)

根據(jù)(7)式的經(jīng)濟結構理論對(11)式進行同期約束得:

(12)

其中,a1,a2,a3,b1,b2,b3,b4,c1,c2,c3,d1,d2,f1,f2為待估計參數(shù)。

(三)脈沖響應分析

根據(jù)Eviews 6.0計量軟件的分析,綜合考慮AIC和SC準則后,構建VAR模型時選擇模型的滯后階數(shù)為2。再是檢驗模型的穩(wěn)定性,由圖1可知,特征多項式的根的倒數(shù)全部在單位圓內(nèi),說明構建的模型具有穩(wěn)定性。

通過估計VAR模型可以得到同期的結構系數(shù)矩陣:

在實際應用中,對于結構向量自回歸模型,我們一般不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何,而是分析當模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響,因此,我們考慮模型的脈沖響應動態(tài)沖擊的影響。對前文構建的模型進行脈沖響應分析,圖2中給出的時間是20期,房地產(chǎn)價格增長率一單位的正向沖擊對其他變量響應曲線,虛線代表的是正負2單位的標準誤,后面的圖形解釋類似。

1. 房地產(chǎn)價格增長率對其他變量的沖擊響應

由圖2可知,貨幣供給增長率受到房地產(chǎn)價格增長率的一個正向沖擊時,當期有一個負的影響,隨后在第二期達到正的影響,并且達到最大,到第三期之后都是負的影響,在第12期影響基本為零。這是因為當房地產(chǎn)價格增長過快時,貨幣當局會收縮流動性來抑制房地產(chǎn)價格的過快增長,但是,總體來說影響較弱。房地產(chǎn)價格增長率的一個單位正向沖擊對通貨膨脹率來說影響較大,在第一期有個較大的正向影響,第三期達到最大值,到12期時影響為零。這說明房地產(chǎn)價格的上漲會導致人們財富的增加,根據(jù)財富效應,人們財富的增加會促使增加消費,而在商品市場,商品的供給一定時,商品需求的增加會致使商品市場供求失衡,為使商品市場重新達到平衡,就會導致物價的上漲,從而會使通貨膨脹率增加。

對于股票市場,房地產(chǎn)價格增長率一個正的沖擊在當期有一個正的影響,到第二期達到最小值,最終在第七期影響為零。房地產(chǎn)價格上漲,會使人們增加財富,人們就會把手中相對多余的貨幣投入股票市場,最終導致股票價格的上漲,但是房地產(chǎn)價格的上漲對股票市場的影響較弱。房地產(chǎn)價格的上漲對收入的增加有正的影響,并且在第四期影響達到最大值,在第20期才接近零,這說明房地產(chǎn)價格的增長對收入有較長期的影響。

圖1 AR特征根平穩(wěn)性檢驗

圖2 房地產(chǎn)價格增長率對其他變量沖擊的響應曲線

2. 貨幣供給增長率對其他變量的沖擊響應

由圖3可知,當貨幣供給增長率一個單位正沖擊時,當期通貨膨脹率的響應值為負,在第五期達到最大值,然后逐漸降低并于第12期響應值為零。這說明貨幣當局在增加貨幣供給量時會有時滯效應,在經(jīng)過一段時間后才會影響到商品市場,在貨幣供給增加的時候,市場流動性加強,物價上漲,通貨膨脹率上升,但是總體影響較弱。在股票市場上,流動性增加會給股價一個正向的沖擊,在第2期達到最大值,而在第3期基本達到零值。可以看出,貨幣供給量的增加確實能提振股價,但是影響強度較弱,并且影響時間也較短,這也是近期央行頻繁釋放流動性的原因。貨幣供給增長率一單位的沖擊對收入增長率有較大影響,在第6期達到最大響應值,在第20期響應值為零。這符合經(jīng)濟理論,根據(jù)貨幣市場上的均衡條件可知,貨幣供給與國民收入為正相關關系。貨幣供給增長率對房地產(chǎn)價格增長率有正向的影響,在第3期達到最大響應值,并在之后逐漸減弱。

3. 通貨膨脹率對其他變量的沖擊響應

圖3 貨幣供給增長率對其他變量沖擊的響應曲線

由圖4可知,通貨膨脹率的正向沖擊對于股票收益率、國民收入增長率和房地產(chǎn)價格增長率都有正向的響應,而對貨幣供給增長率有負的響應值。對于股票收益率來說,響應值在第2期達到最大,隨后有小幅的波動,并在第8期達到零值。收入增長率也在第2期達到最大值,并于第12期響應值為零。房地產(chǎn)價格增長率于第3期達到最大響應值,第8期對房地產(chǎn)價格的影響基本消失。這些數(shù)據(jù)說明,在通貨膨脹率上升時,人們?yōu)閼獙ω泿诺馁H值就會增加對非貨幣資產(chǎn)的增持,這就會導致股票和房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格的上漲,而持有資產(chǎn)價格的上升就會帶來收入的相對增加。貨幣供給增長率對于通貨膨脹率的一單位沖擊在第2期達到最小值,隨后輕微波動并在第10期響應值為零。這說明當通貨膨脹率上升時,物價上漲,市場上存在過多的貨幣資金,這時貨幣當局就會通過正回購或提高利率來緊縮貨幣供給以抑制通貨膨脹。

4. 股票收益率對其他變量的沖擊響應

從圖5可以看出,股票收益率對收入增長率當期有一個正向的沖擊,隨后在第2期為負值,到第4期時響應基本為零。一單位股票收益的沖擊對房地產(chǎn)價格增長率有正向的影響,在第2期達到最大值,直至14期減小為零。這和于瑞(2012)研究的股票價格是房地產(chǎn)價格的格蘭杰原因相一致[9]。股票收益率的提高對于貨幣供給增長率來說在第二期達到最大響應值,第3期轉(zhuǎn)為負值,在第五期基本為零。這說明股票價格的增長會影響貨幣供給量,但是會出現(xiàn)一定的波動。而股票收益率對通貨膨脹率的沖擊是正向的,并在第2期達到最大值。通過這些數(shù)據(jù)說明,股票收益率的提高并不是直接通過收入的增加來影響通貨膨脹率的,而應該是股票收益率影響了房地產(chǎn)價格的增長,進而使得人們的財富相對增加,這樣間接地通過收入的相對增長來影響通貨膨脹率。這時收入的相對增長會引起人們增加對商品的需求,根據(jù)商品市場均衡理論,商品需求的增加會使供給增加,物價上漲,因此會導致通貨膨脹的上漲。

圖4 通貨膨脹率對其他變量沖擊的響應曲線

圖5 股票收益率對其他變量沖擊的響應曲線

5. 收入增長率對其他變量的沖擊響應

由圖6可知,收入增長率的一單位沖擊對房地產(chǎn)價格增長率有負的響應,并于第8期達到最小值,之后逐漸回歸為零。貨幣供給增長率對于收入增長率的沖擊是正向的,在第2期達到最大響應值,并于第18期響應為零。而收入增長率對通貨膨脹率的沖擊在1至6期圍繞零值輕微波動,在第6期至20期為負值。收入增長率的沖擊對于股票收益率來說在第2期達到最大值,第3期達到最小負值,并于第14期達到零響應值。

圖6 收入增長率對其他變量沖擊的響應曲線

五、結論

本文首先構建了一個有管制利率的經(jīng)濟理論模型,再通過建立可識別的SVAR模型獲得模型的脈沖響應和方差分解,進而分析貨幣供給與房地產(chǎn)價格和股票收益率之間的相互關系。通過實證分析,本文得出以下結論:

貨幣供給的擴張確實能夠影響房地產(chǎn)價格的上漲,但是反向作用并不明顯。擴張的貨幣政策增加了市場的流動性,但不會明顯增加通貨膨脹率。在商品市場上,貨幣的需求有限,在流動性過剩的情況下其多余的貨幣會尋找出路,在我國,房地產(chǎn)業(yè)是支柱產(chǎn)業(yè),其特點就是需要資金量大,因此多余的貨幣就會流入到房地產(chǎn)市場,這就促使了房地產(chǎn)價格的上漲。然而房地產(chǎn)價格的上漲并不能顯著地減少貨幣供給。

擴張的貨幣政策能夠促進股價的上漲,但是影響強度弱,影響時間也較短。這也就是央行頻繁實施逆回購的原因。貨幣供給影響股票價格的另一個途徑是通過影響通貨膨脹率來影響股票收益率,這是因為貨幣供給增加導致通貨膨脹率上升,而人們?yōu)榱耸种械馁Y產(chǎn)保值增值就會把貨幣投入到資本市場,這就導致資本價格的上升。貨幣供給的增加促進國民收入的增加,但是產(chǎn)出效應對股票收益率的影響并不明顯,這表明我國的股市還停留在政策市上。

股票價格的上漲能引起房地產(chǎn)價格的上漲。股票價格與房地產(chǎn)價格之間存在著財富效應,即股票收益率的提高會使人們的財富增加,進而提高人們對房地產(chǎn)的消費需求,從而提高了房地產(chǎn)的價格。

[1]胡浩志. 房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中的作用：基于SVAR模型的經(jīng)驗研究[J].宏觀經(jīng)濟研究,2010,(12):69-74.

[2]黃飛雪,王云. 基于SVAR的中國貨幣政策的房價傳導機制[J].當代經(jīng)濟科學,2010,32(3):26-35.

[3]譚政勛,王聰. 房價波動、貨幣政策立場識別及其反應研究[J].經(jīng)濟研究,2015,(1):67-83.

[4]王松濤,劉洪玉.以住房市場為載體的貨幣政策傳導機制研究：SVAR模型的一個應用[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究, 2009,(10):61-73.

[5]王曦,鄒文理. 貨幣政策對股票市場的沖擊[J]. 統(tǒng)計研究,2011,28(12):55-65.

[6]李亮. 資產(chǎn)價格波動與貨幣政策應對：基于結構向量自回歸模型的實證分析[J]. 上海經(jīng)濟研究,2010,(4):45-56.

[7]屈晶. 我國貨幣政策對股票市場影響的實證研究[J]. 經(jīng)濟問題,2015,(1): 55-59.

[8]方舟,倪玉娟,莊金良. 貨幣政策沖擊對股票市場流動性的影響：基于Markov區(qū)制轉(zhuǎn)換VAR模型的實證研究[J]. 金融研究,2011,(7): 43-56.

[9]于瑞. 我國股票市場與房地產(chǎn)市場相關性實證研究[D].上海:復旦大學,2012.

[10]劉振亞.房地產(chǎn)市場與股票市場的長期均衡及短期調(diào)整不對稱性研究[D].杭州:浙江財經(jīng)大學,2015.

[11]劉宇.我國房地產(chǎn)價格波動對居民消費的影響研究[D].上海:華東師范大學,2012.

[12]李世美.房地產(chǎn)價格的貨幣政策傳導效應研究[D].長沙:中南大學,2012.

[13]黃靜. 中國房地產(chǎn)價格上漲的廣義財富效應研究[D].上海:上海交通大學,2010.

[14]汪昌云,汪勇祥. 股權分裂與國有股流動性溢價:基于流動性的經(jīng)濟學分析[J]. 中國人民大學學報,2004,(6):23-28.

[責任編輯:劉 煒]

10.3969/j.issn.1672-5956.2016.06.014

2016-04-19

劉磊,1992年生,男,山東菏澤人,山東工商學院碩士生, 研究方向為金融數(shù)量分析,(電子信箱)qsmy-ll@163.com。袁靖,1977年生,女,山東聊城人,山東工商學院副教授,博士,碩士生導師,研究方向為金融數(shù)量分析。

F820；F293.35;F832.5

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1672-5956(2016)05-0093-10