论文部分内容阅读
摘 要: 利用楼市指数、股市指数、CPI以及市场基准利率的月度数据对资产价格、通货膨胀以及货币政策之间的相关性及相互作用机制进行了系统定量分析,结论表明:资产价格过快膨胀会导致通货膨胀;而通货膨胀又促使更多资金流入资本市场,加重资本市场的过热现象;并进而强化了政府的流动性过剩预期,促使政府通过收紧货币政策来平抑资产价格的过快膨胀,以消除通货膨胀。此外,本文通过向量误差修正模型量化阐释了三者之间的长期均衡关系和对于系统不均衡的调整规律。
关键词:资产价格;通货膨胀;货币政策;互动机制
中图分类号:F830.91 文献标识码:A 文章编号:1009-9107(2010)03-0051-05
一、引言
近些年来,各国政府和学者格外关注资产价格,尤其是房地产和股市价格的波动,因为房地产和股票价格波动在以往通货膨胀中起到了先行指示器的作用。[1]资产价格变化反映出未来商品和服务的价格预期[2],并可通过财富效应、投资效应及金融加速器效应影响总需求,进而影响通货膨胀。[3]由于通货稳定是货币政策的主要甚至唯一目标,因此资产价格变动在货币政策中的作用是一个亟需研究的问题。
关于资产价格与通货膨胀关系的研究主要沿两个方向,第一个方向是探讨是否将资产价格纳入广义的通货膨胀指标中以及如何将该指标应用于实践。Fisher[4]最早对资产价格与通货膨胀关系进行研究,提出在通货膨胀测量中纳入资产价格,从而更好地反映价格水平。此思想得到了Alchian和Klein[5]、Shibuya[6]、Shiratsuka[7]以及Goodhart和Hofmann[8]的继承和发展。其中,Goodhart和Hofmann[8]在货币状况指数基础上加入房地产价格与股票价格,将其扩展为金融状况指数,并得到了广泛应用。王恒[9]、封北麟[10]、陆军等[11]探讨了广义通货膨胀指数在中国的构建和应用;第二个方向是研究资产价格波动对未来通货膨胀的影响以及两者之间的关系。如Filardo[1], Goodhart和Hofmann[8]以及Tkacz和Wilkins[12]研究表明,资产价格是未来通货膨胀的有用指示器。Kontonikas和Montagnoli[13]则发现资产价格波动与未来通货膨胀高度正相关。在国内,翟强[2],易纲和王召[14]以及郭田勇[15]认为资产价格波动会对通货膨胀产生影响,但只有达到影响通货预期的程度时央行才会做出反应,然而并没有定量给出货币政策的触发点。吕江林[16]就此问题进行了实证研究,并得出我国货币政策应当对股市价格变动做出反应的结论。
国内现有研究的不足主要在于没有将资产价格、通货膨胀以及货币政策纳入到一个统一的系统中进行严格的定量分析。鉴于此,本文将资产价格、通货膨胀以及货币政策置于一个统一的分析框架内,运用格兰杰因果检验对三者之间的相关性以及相互作用关系进行分析,并在协整检验基础上,通过向量误差修正模型量化阐释了三者之间的长期均衡关系和对于系统不均衡的调整规律。
二、资产价格、通货膨胀及货币政策关系的理论分析
资产价格上扬容易引起通货膨胀,其主要的机制为:资产价格的上涨通过财富效应、托宾Q效应、预期与信用渠道促进消费与投资的较快增长,从而拉动总需求,使物价处于较高的水平。而这一过程又进一步导致更高的通货膨胀预期,原因在于资产价格的迅速上涨,使得私人部门产生更高的商品与服务价格的预期,从而导致更高的通货膨胀率。此外,资产价格的过快上涨带来的收益驱动以及“抗胀”压力,致使资金大量流向非实业经济,产业经济所需资金却不能得到满足,产生虚假繁荣,进而形成“泡沫经济”,带来巨大的金融风险,从而影响经济增长和通货膨胀目标的实现(见图1)。鉴于此,政府通过相应的货币政策对资产价格的剧烈波动进行干预。当资产价格出现大幅波动,尤其是资产价格持续低迷时,对政府“托市”的要求就会通过各种渠道表达出来,迫使政府采取宽松的货币政策刺激资产价格上涨;而当资产价格过度上涨,表现出泡沫倾向时,出于控制金融风险的考虑,政府又会通过收紧货币政策,抑制资产价格的过度膨胀。
三、资产价格、通货膨胀及货币政策关系的实证分析
(一)样本数据的选取与处理
本文以股市和楼市指数作为资产价格的代理变量,CPI作为通货膨胀系数,并以市场基准利率作为货币政策的代理变量,选取2004年1月至2008年8月期间楼市指数、股市指数、CPI以及市场基准利率的月度数据。以上数据均来源于国泰安宏观经济数据库(http://www.gtarsc.com)。
由于本文研究的是楼市、股市、CPI以及市场基准利率之间的相关性及其相互作用关系,因此为去除量纲影响,本文首先对数据进行中心标准化操作。处理后的楼市指数、上证综合指数、深证成份指数、CPI以及市场基准利率变量分别命名为 NHouse、NShidx、NSheidx、NCPI以及Nr。
(二)资产价格、通货膨胀及货币政策间相互作用关系分析
为了分析楼市、股市、CPI以及市场基准利率之间的因果关系,我们进行Granger[17]因果检验。由于变量间的复共线性会影响格兰杰因果检验的有效性[18],因此本文首先对变量间的复共线性进行检验,发现全变量系统的复共线性条件数为26.496,存在中度复共线性。而最大条件数因子对应的变量为Nshidx和Nsheidx(贡献值分别为0.98385和0.99336),因此判定Nshidx与Nsheidx之间存在复共线性。进一步,去除最大条件数因子贡献值最大的变量 (深证成份指数)后,复共线性检验结果显示此时系统的复共线性条件数为5.05354,不存在复共线性。因此,可进一步对其作格兰杰因果检验。
鉴于格兰杰因果检验的结果对滞后长度的敏感性很大,本文通过综合考虑AIC、SBC等信息准则,取滞后阶数k=2。格兰杰因果检验结果见表1。
此外,由于本文引入了政策性变量 ,而Granger因果性对政策分析来说,既不是充分条件也不是必要条件,因为它没有对变量的外生性进行分析。[19,20]因此,本文对NHouse、NShidx、NSheidx及Nr进行弱外生性假设检验,结果显示在α=0.01显著性水平下, NHouse、NShidx、NSheidx及Nr的弱外生性假设均被拒绝,因此各变量均对长期均衡的变动作出反应。
由表1可知,在α=0.01显著性水平下, NHouse和NShidx是NCPI的Granger原因,而NCPI反过来又是NHouse和NShidx的Granger原因,表明楼市和股市过热确实是CPI持续走高的原因,而CPI持续高位运行又反过来促使投资者为了保值目的将更多地资金投入到股市和楼市上来,进一步加重了股市和楼市过热现象;此外,NHouse和NShidx是NCPI的Granger原因,而NShidx和NHouse又是NHouse的Granger原因,表明股市和楼市的过热使得政府的经济流动性过剩预期加重,从而促使政府采取银根紧缩政策,提高基准利率,而股市和基准利率对楼市又有很大的影响,尤其是作为楼市命脉的商业贷款基准利率。股市过热在一定程度上带动了楼市的疯涨,而出于给过热经济降温,稳定经济运行的目的,政府提高商业贷款基准利率,又平抑了房价的过快上涨。
不过,从表1可以看到,在α=0.01显著性水平下,NCPI和Nr之间不存在Granger因果关系。这主要存在两方面原因:(1)央行的货币政策调整并不能直接作用于通货膨胀,而是借助资本价格的调整实现银根收放操作,对国民经济进行宏观调控,从而间接调整CPI运行情况;(2)引起通货膨胀的因素很多,不仅限于经济过热,流动性过剩等与货币政策相关因素,还包括其他如粮食价格上涨,石油、钢铁等原材料价格上涨等非货币政策相关因素,因此央行并不能单纯参考CPI运行情况制定货币政策,而是应主要参考以资本价格为表征的宏观经济整体运行情况。以上两点原因造成了NCPI和Nr之间双向Granger因果关系均不显著。
(三)资产价格、通货膨胀及货币政策间长期均衡关系分析
1.协整分析。在明确了楼市、股市、CPI以及市场基准利率之间的相互作用关系之后,可以进一步建立误差修正模型(VECM)来对其关系进行计量研究。为避免伪回归,本文使用ADF[21]检验来确定时间序列是否平稳。结果显示,在显著性α=0.01条件下,各变量序列均为I(1)序列,故可利用Johansen[22]协整检验来确定以上变量系统的随机驱动趋势个数。本文首先检验了全部变量组成的系统,结果发现存在3个协整关系,也即存在两个随机趋势。然后,本文又检查了各个不同维子系统,结果发现由楼市、上证综指、CPI以及市场基准利率组成的四维子系统协整,也即只存在一个随机趋势,如表2所示。
2.误差修正模型。由表2可知,楼市、上证综指、CPI以及市场基准利率之间存在某种长期均衡关系,可通过建立向量误差修正模型来定量刻画这种均衡关系。由于向量误差修正模型的估计结果对滞后阶数很敏感,因此本文通过综合考虑AIC、SBC等信息准则,取滞后阶数 。并为简炼起见,将估计出的VECM(2)等价改写为VAR(2)模型形式,结果见表3。
表3不仅给出了误差修正模型的估计结果,还给出了变量之间的长期均衡关系。将基准利率变量 的系数标准化为1,则CPI、楼市和上证综指的系数分别为-0.67658、0.43191和-1.14115。这表明基准利率与楼市存在负的均衡关系,而与CPI和上证综指存在正的均衡关系。对于前一均衡关系,这不难理解:作为楼市命脉的商业贷款基准利率,对于楼市的资金链具有决定性作用。基准利率上调,会收紧楼市的资金供给,从而压迫楼市下调;反之则会放宽楼市的资金供应,促使其上扬。而基准利率与CPI和上证综指存在正的均衡关系这一结果,也是符合我国国情的。依据上文格兰杰因果检验的结果和分析,CPI和基准利率之间的Granger因果关系不显著,两者之间是通过资本价格相互作用的。若金融市场过热,资本价格上涨过快,势必推高CPI涨幅,而央行出于挤压金融泡沫,稳定经济运行的目的,也会采取紧缩银根政策,调高基准利率;反之,央行会通过降低基准利率来促进投资,以保障经济增长。此外,通过观察即可发现,由于我国金融机制建设不健全,金融政策和宏观调控信息传导通道不通畅等原因,在央行宣布调高基准利率的第二个交易日,股市基本上均以上涨收盘,反之则以下跌收盘。以上也在一定程度上构成了实证分析中基准利率与股市存在正的均衡关系这一结果的原因。
对应长期均衡系数β,表3还给出了调整系数α=[0.0273,-0.09609,0.03403,-0.06311]t。这表明如果由于某种原因使得均衡关系偏离一个单位,则在下一期指数变化中, ΔNCPI的调整将比正常调整增加0.02731单位,ΔNHouse的调整将减少0.09609单位,Δ NShidx的调整将增加0.03403单位,而ΔNr的调整将减少0.06311单位。以上调整将持续至均衡关系得到恢复为止。
四、结论
本文对资产价格、通货膨胀及货币政策间的相关性及相互作用机制进行了系统定量分析,结论表明:楼市和股市过热确实是CPI持续走高的原因;而CPI持续高位运行又反过来促使更多的资金流入股市和楼市,进一步加重了股市和楼市过热现象;进而强化了政府的流动性过剩预期,促使政府采取银根紧缩政策,提高基准利率;而股市和基准利率对楼市又有很大的影响,尤其是作为楼市命脉的商业贷款基准利率:股市过热在一定程度上带动了楼市的疯涨,而出于给过热经济降温,稳定经济运行的目的,政府提高商业贷款基准利率,又平抑了房价的过快上涨。
同时,由于央行主要将资产价格(而不是CPI)的运行情况作为基准利率调整的参考标准和调整对象,并借助资产价格的调整实现银根收放操作,对国民经济进行宏观调控,从而间接调整CPI运行情况,从而造成基准利率和CPI之间的Granger因果关系不显著。
此外,基于向量误差修正模型分析发现,基准利率与楼市存在负的均衡关系,而与CPI和上证综指存在正的均衡关系,并且各变量均对长期均衡的变动作出反应。
参考文献:
[1]FILARDO.Monetary policy and asset price [R].Economic Review 3 Quarter,Federal Reserve Bank of Kansas,2000:11-37.
[2] 翟强.资产价格与货币政策[J].经济研究,2001(7):60-67.
[3] 王虎,陈峥嵘,冯彩.我国金融资产价格与通货膨胀的关联性检验[J].证券市场导报,2008(3):31-39.
[4] FISHER.The purchasing power of money [M].New York:Mcmillan,1911.
[5] ALCHIAN,KLEIN.On a correct measure of inflation [J].Journal of Money Credit and Banking,1973,5(1): 173-191.
[6] SHIBUYA,HIROSHI.Dynamic equilibrium price index:asset price and inflation [J].Monetary and Economic Studies,1992,10(1):95-109.
[7] SHIGENORI SHIRATSUKA.Asset price fluctuation and price indices [J].Monetary and Economic Stdies,1999(12):103-128.
[8] GOODHART,HOFMANN.What weight should be given to asset prices in the measurement of inflation? [J].The Economlc Journal,2001,111:335-356.
[9] 汪恒.资产价格对核心通货膨胀指数的修正[J].数量经济技术经济研究,2007(2):92-98.
[10] 封北麟,王贵民.金融状况指数FCI与货币政策反应函数经验研究[J].财经研究,2006,32(12):53-64.
[11] 陆军,梁静瑜.中国金融状况指数的构建[J].世界经济,2007(4):13-24.
[12] TKACZ,WILKINS.Linear and threshold forecasts of output and inflation with stock and housing prices [R].Working Paper,Bank of Canada, 2006:25.
[13] KONTONIKAS,MONTAGNOLI.Has monetary policy reacted to asset price movements:evidence from the UK [R].Paper Presented for 6th International Conference on Macroeconomic Theory and Policy,Rethymno,Crete,2002.
[14] 易纲,王召.货币政策与金融资产价格[J].经济研究,2002(3):13-20.
[15] 郭田勇.资产价格、通货膨胀与中国货币政策体系的完善[J].金融研究,2006(10):23-35.
[16] 吕江林.我国货币政策是否应对股价变动做出反应[J].经济研究,2005(3):80-90.
[17] GRANGER,NEWBOLD.Forecasting economic time series [M].New York:Academic Press,Inc.,1977.
[18] HURLIN,C,VENET,B.Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients [M].Miméo:University Paris IX,2001.
[19] ERICSSON N. R.Cointegration,exogeneity and policy analysis:A overview [J].Journal of Policy Modeling,1992(14):253-280.
[20] ERICSSON N. R,HENDRY D. F,MIZON G. E.Exogeneity,cointegration,and economic policy analysis [J].Journal of Business&Economic Statistics,1998(16):370-387.
[21] DICKEY,FULLER.Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root [J].Journal of the American Statistical Association,1979,74 (366):427-431.
[22] JOHANSEN.Statistical analysis of cointegration vectors [J].Journal of Economic Dynamics and Control,1988,12:231-254.
An Empirical Study on the Interaction Mechanism Among Asset Prices,Inflation and Monetary Policy
YANG Bao-chen,SU Yun-peng
(School of Management, Tianjin University,Tianjin 300072,China)
Abstract:Using the data of Shanghai composite index,Shenzhen component index,the property index,CPI and the benchmark interest rate,a systematic quantitative analysis is given on the interaction mechanism among asset prices,inflation and monetary policy, which indicates that a sharp increase in asset prices causes inflation,driving more money into the capital market in return and making the overheat in the market even worse and further strengthening the expectation of excess liquidity of the government. As a result,a tighter monetary policy would be made to inhibit the dramatic increase in asset prices and inflation.Furthermore,a vector error correction model is established and estimated to capture long-run equilibrium and adjustment to the disequilibrium among the three.
Key words:asset price;inflation;monetary policy;interaction mechanism
关键词:资产价格;通货膨胀;货币政策;互动机制
中图分类号:F830.91 文献标识码:A 文章编号:1009-9107(2010)03-0051-05
一、引言
近些年来,各国政府和学者格外关注资产价格,尤其是房地产和股市价格的波动,因为房地产和股票价格波动在以往通货膨胀中起到了先行指示器的作用。[1]资产价格变化反映出未来商品和服务的价格预期[2],并可通过财富效应、投资效应及金融加速器效应影响总需求,进而影响通货膨胀。[3]由于通货稳定是货币政策的主要甚至唯一目标,因此资产价格变动在货币政策中的作用是一个亟需研究的问题。
关于资产价格与通货膨胀关系的研究主要沿两个方向,第一个方向是探讨是否将资产价格纳入广义的通货膨胀指标中以及如何将该指标应用于实践。Fisher[4]最早对资产价格与通货膨胀关系进行研究,提出在通货膨胀测量中纳入资产价格,从而更好地反映价格水平。此思想得到了Alchian和Klein[5]、Shibuya[6]、Shiratsuka[7]以及Goodhart和Hofmann[8]的继承和发展。其中,Goodhart和Hofmann[8]在货币状况指数基础上加入房地产价格与股票价格,将其扩展为金融状况指数,并得到了广泛应用。王恒[9]、封北麟[10]、陆军等[11]探讨了广义通货膨胀指数在中国的构建和应用;第二个方向是研究资产价格波动对未来通货膨胀的影响以及两者之间的关系。如Filardo[1], Goodhart和Hofmann[8]以及Tkacz和Wilkins[12]研究表明,资产价格是未来通货膨胀的有用指示器。Kontonikas和Montagnoli[13]则发现资产价格波动与未来通货膨胀高度正相关。在国内,翟强[2],易纲和王召[14]以及郭田勇[15]认为资产价格波动会对通货膨胀产生影响,但只有达到影响通货预期的程度时央行才会做出反应,然而并没有定量给出货币政策的触发点。吕江林[16]就此问题进行了实证研究,并得出我国货币政策应当对股市价格变动做出反应的结论。
国内现有研究的不足主要在于没有将资产价格、通货膨胀以及货币政策纳入到一个统一的系统中进行严格的定量分析。鉴于此,本文将资产价格、通货膨胀以及货币政策置于一个统一的分析框架内,运用格兰杰因果检验对三者之间的相关性以及相互作用关系进行分析,并在协整检验基础上,通过向量误差修正模型量化阐释了三者之间的长期均衡关系和对于系统不均衡的调整规律。
二、资产价格、通货膨胀及货币政策关系的理论分析
资产价格上扬容易引起通货膨胀,其主要的机制为:资产价格的上涨通过财富效应、托宾Q效应、预期与信用渠道促进消费与投资的较快增长,从而拉动总需求,使物价处于较高的水平。而这一过程又进一步导致更高的通货膨胀预期,原因在于资产价格的迅速上涨,使得私人部门产生更高的商品与服务价格的预期,从而导致更高的通货膨胀率。此外,资产价格的过快上涨带来的收益驱动以及“抗胀”压力,致使资金大量流向非实业经济,产业经济所需资金却不能得到满足,产生虚假繁荣,进而形成“泡沫经济”,带来巨大的金融风险,从而影响经济增长和通货膨胀目标的实现(见图1)。鉴于此,政府通过相应的货币政策对资产价格的剧烈波动进行干预。当资产价格出现大幅波动,尤其是资产价格持续低迷时,对政府“托市”的要求就会通过各种渠道表达出来,迫使政府采取宽松的货币政策刺激资产价格上涨;而当资产价格过度上涨,表现出泡沫倾向时,出于控制金融风险的考虑,政府又会通过收紧货币政策,抑制资产价格的过度膨胀。
三、资产价格、通货膨胀及货币政策关系的实证分析
(一)样本数据的选取与处理
本文以股市和楼市指数作为资产价格的代理变量,CPI作为通货膨胀系数,并以市场基准利率作为货币政策的代理变量,选取2004年1月至2008年8月期间楼市指数、股市指数、CPI以及市场基准利率的月度数据。以上数据均来源于国泰安宏观经济数据库(http://www.gtarsc.com)。
由于本文研究的是楼市、股市、CPI以及市场基准利率之间的相关性及其相互作用关系,因此为去除量纲影响,本文首先对数据进行中心标准化操作。处理后的楼市指数、上证综合指数、深证成份指数、CPI以及市场基准利率变量分别命名为 NHouse、NShidx、NSheidx、NCPI以及Nr。
(二)资产价格、通货膨胀及货币政策间相互作用关系分析
为了分析楼市、股市、CPI以及市场基准利率之间的因果关系,我们进行Granger[17]因果检验。由于变量间的复共线性会影响格兰杰因果检验的有效性[18],因此本文首先对变量间的复共线性进行检验,发现全变量系统的复共线性条件数为26.496,存在中度复共线性。而最大条件数因子对应的变量为Nshidx和Nsheidx(贡献值分别为0.98385和0.99336),因此判定Nshidx与Nsheidx之间存在复共线性。进一步,去除最大条件数因子贡献值最大的变量 (深证成份指数)后,复共线性检验结果显示此时系统的复共线性条件数为5.05354,不存在复共线性。因此,可进一步对其作格兰杰因果检验。
鉴于格兰杰因果检验的结果对滞后长度的敏感性很大,本文通过综合考虑AIC、SBC等信息准则,取滞后阶数k=2。格兰杰因果检验结果见表1。
此外,由于本文引入了政策性变量 ,而Granger因果性对政策分析来说,既不是充分条件也不是必要条件,因为它没有对变量的外生性进行分析。[19,20]因此,本文对NHouse、NShidx、NSheidx及Nr进行弱外生性假设检验,结果显示在α=0.01显著性水平下, NHouse、NShidx、NSheidx及Nr的弱外生性假设均被拒绝,因此各变量均对长期均衡的变动作出反应。
由表1可知,在α=0.01显著性水平下, NHouse和NShidx是NCPI的Granger原因,而NCPI反过来又是NHouse和NShidx的Granger原因,表明楼市和股市过热确实是CPI持续走高的原因,而CPI持续高位运行又反过来促使投资者为了保值目的将更多地资金投入到股市和楼市上来,进一步加重了股市和楼市过热现象;此外,NHouse和NShidx是NCPI的Granger原因,而NShidx和NHouse又是NHouse的Granger原因,表明股市和楼市的过热使得政府的经济流动性过剩预期加重,从而促使政府采取银根紧缩政策,提高基准利率,而股市和基准利率对楼市又有很大的影响,尤其是作为楼市命脉的商业贷款基准利率。股市过热在一定程度上带动了楼市的疯涨,而出于给过热经济降温,稳定经济运行的目的,政府提高商业贷款基准利率,又平抑了房价的过快上涨。
不过,从表1可以看到,在α=0.01显著性水平下,NCPI和Nr之间不存在Granger因果关系。这主要存在两方面原因:(1)央行的货币政策调整并不能直接作用于通货膨胀,而是借助资本价格的调整实现银根收放操作,对国民经济进行宏观调控,从而间接调整CPI运行情况;(2)引起通货膨胀的因素很多,不仅限于经济过热,流动性过剩等与货币政策相关因素,还包括其他如粮食价格上涨,石油、钢铁等原材料价格上涨等非货币政策相关因素,因此央行并不能单纯参考CPI运行情况制定货币政策,而是应主要参考以资本价格为表征的宏观经济整体运行情况。以上两点原因造成了NCPI和Nr之间双向Granger因果关系均不显著。
(三)资产价格、通货膨胀及货币政策间长期均衡关系分析
1.协整分析。在明确了楼市、股市、CPI以及市场基准利率之间的相互作用关系之后,可以进一步建立误差修正模型(VECM)来对其关系进行计量研究。为避免伪回归,本文使用ADF[21]检验来确定时间序列是否平稳。结果显示,在显著性α=0.01条件下,各变量序列均为I(1)序列,故可利用Johansen[22]协整检验来确定以上变量系统的随机驱动趋势个数。本文首先检验了全部变量组成的系统,结果发现存在3个协整关系,也即存在两个随机趋势。然后,本文又检查了各个不同维子系统,结果发现由楼市、上证综指、CPI以及市场基准利率组成的四维子系统协整,也即只存在一个随机趋势,如表2所示。
2.误差修正模型。由表2可知,楼市、上证综指、CPI以及市场基准利率之间存在某种长期均衡关系,可通过建立向量误差修正模型来定量刻画这种均衡关系。由于向量误差修正模型的估计结果对滞后阶数很敏感,因此本文通过综合考虑AIC、SBC等信息准则,取滞后阶数 。并为简炼起见,将估计出的VECM(2)等价改写为VAR(2)模型形式,结果见表3。
表3不仅给出了误差修正模型的估计结果,还给出了变量之间的长期均衡关系。将基准利率变量 的系数标准化为1,则CPI、楼市和上证综指的系数分别为-0.67658、0.43191和-1.14115。这表明基准利率与楼市存在负的均衡关系,而与CPI和上证综指存在正的均衡关系。对于前一均衡关系,这不难理解:作为楼市命脉的商业贷款基准利率,对于楼市的资金链具有决定性作用。基准利率上调,会收紧楼市的资金供给,从而压迫楼市下调;反之则会放宽楼市的资金供应,促使其上扬。而基准利率与CPI和上证综指存在正的均衡关系这一结果,也是符合我国国情的。依据上文格兰杰因果检验的结果和分析,CPI和基准利率之间的Granger因果关系不显著,两者之间是通过资本价格相互作用的。若金融市场过热,资本价格上涨过快,势必推高CPI涨幅,而央行出于挤压金融泡沫,稳定经济运行的目的,也会采取紧缩银根政策,调高基准利率;反之,央行会通过降低基准利率来促进投资,以保障经济增长。此外,通过观察即可发现,由于我国金融机制建设不健全,金融政策和宏观调控信息传导通道不通畅等原因,在央行宣布调高基准利率的第二个交易日,股市基本上均以上涨收盘,反之则以下跌收盘。以上也在一定程度上构成了实证分析中基准利率与股市存在正的均衡关系这一结果的原因。
对应长期均衡系数β,表3还给出了调整系数α=[0.0273,-0.09609,0.03403,-0.06311]t。这表明如果由于某种原因使得均衡关系偏离一个单位,则在下一期指数变化中, ΔNCPI的调整将比正常调整增加0.02731单位,ΔNHouse的调整将减少0.09609单位,Δ NShidx的调整将增加0.03403单位,而ΔNr的调整将减少0.06311单位。以上调整将持续至均衡关系得到恢复为止。
四、结论
本文对资产价格、通货膨胀及货币政策间的相关性及相互作用机制进行了系统定量分析,结论表明:楼市和股市过热确实是CPI持续走高的原因;而CPI持续高位运行又反过来促使更多的资金流入股市和楼市,进一步加重了股市和楼市过热现象;进而强化了政府的流动性过剩预期,促使政府采取银根紧缩政策,提高基准利率;而股市和基准利率对楼市又有很大的影响,尤其是作为楼市命脉的商业贷款基准利率:股市过热在一定程度上带动了楼市的疯涨,而出于给过热经济降温,稳定经济运行的目的,政府提高商业贷款基准利率,又平抑了房价的过快上涨。
同时,由于央行主要将资产价格(而不是CPI)的运行情况作为基准利率调整的参考标准和调整对象,并借助资产价格的调整实现银根收放操作,对国民经济进行宏观调控,从而间接调整CPI运行情况,从而造成基准利率和CPI之间的Granger因果关系不显著。
此外,基于向量误差修正模型分析发现,基准利率与楼市存在负的均衡关系,而与CPI和上证综指存在正的均衡关系,并且各变量均对长期均衡的变动作出反应。
参考文献:
[1]FILARDO.Monetary policy and asset price [R].Economic Review 3 Quarter,Federal Reserve Bank of Kansas,2000:11-37.
[2] 翟强.资产价格与货币政策[J].经济研究,2001(7):60-67.
[3] 王虎,陈峥嵘,冯彩.我国金融资产价格与通货膨胀的关联性检验[J].证券市场导报,2008(3):31-39.
[4] FISHER.The purchasing power of money [M].New York:Mcmillan,1911.
[5] ALCHIAN,KLEIN.On a correct measure of inflation [J].Journal of Money Credit and Banking,1973,5(1): 173-191.
[6] SHIBUYA,HIROSHI.Dynamic equilibrium price index:asset price and inflation [J].Monetary and Economic Studies,1992,10(1):95-109.
[7] SHIGENORI SHIRATSUKA.Asset price fluctuation and price indices [J].Monetary and Economic Stdies,1999(12):103-128.
[8] GOODHART,HOFMANN.What weight should be given to asset prices in the measurement of inflation? [J].The Economlc Journal,2001,111:335-356.
[9] 汪恒.资产价格对核心通货膨胀指数的修正[J].数量经济技术经济研究,2007(2):92-98.
[10] 封北麟,王贵民.金融状况指数FCI与货币政策反应函数经验研究[J].财经研究,2006,32(12):53-64.
[11] 陆军,梁静瑜.中国金融状况指数的构建[J].世界经济,2007(4):13-24.
[12] TKACZ,WILKINS.Linear and threshold forecasts of output and inflation with stock and housing prices [R].Working Paper,Bank of Canada, 2006:25.
[13] KONTONIKAS,MONTAGNOLI.Has monetary policy reacted to asset price movements:evidence from the UK [R].Paper Presented for 6th International Conference on Macroeconomic Theory and Policy,Rethymno,Crete,2002.
[14] 易纲,王召.货币政策与金融资产价格[J].经济研究,2002(3):13-20.
[15] 郭田勇.资产价格、通货膨胀与中国货币政策体系的完善[J].金融研究,2006(10):23-35.
[16] 吕江林.我国货币政策是否应对股价变动做出反应[J].经济研究,2005(3):80-90.
[17] GRANGER,NEWBOLD.Forecasting economic time series [M].New York:Academic Press,Inc.,1977.
[18] HURLIN,C,VENET,B.Granger causality tests in panel data models with fixed coefficients [M].Miméo:University Paris IX,2001.
[19] ERICSSON N. R.Cointegration,exogeneity and policy analysis:A overview [J].Journal of Policy Modeling,1992(14):253-280.
[20] ERICSSON N. R,HENDRY D. F,MIZON G. E.Exogeneity,cointegration,and economic policy analysis [J].Journal of Business&Economic Statistics,1998(16):370-387.
[21] DICKEY,FULLER.Distribution of the estimators for autoregressive time series with a unit root [J].Journal of the American Statistical Association,1979,74 (366):427-431.
[22] JOHANSEN.Statistical analysis of cointegration vectors [J].Journal of Economic Dynamics and Control,1988,12:231-254.
An Empirical Study on the Interaction Mechanism Among Asset Prices,Inflation and Monetary Policy
YANG Bao-chen,SU Yun-peng
(School of Management, Tianjin University,Tianjin 300072,China)
Abstract:Using the data of Shanghai composite index,Shenzhen component index,the property index,CPI and the benchmark interest rate,a systematic quantitative analysis is given on the interaction mechanism among asset prices,inflation and monetary policy, which indicates that a sharp increase in asset prices causes inflation,driving more money into the capital market in return and making the overheat in the market even worse and further strengthening the expectation of excess liquidity of the government. As a result,a tighter monetary policy would be made to inhibit the dramatic increase in asset prices and inflation.Furthermore,a vector error correction model is established and estimated to capture long-run equilibrium and adjustment to the disequilibrium among the three.
Key words:asset price;inflation;monetary policy;interaction mechanism