[摘要]隨著人民幣國際化進程的不斷推進以及國內資產市場的迅速發展，資產價格和匯率的變動與貨幣政策效果之間的聯系變得越發緊密。文章從貨幣供給視角出發，通過協整分析得出全國商品房均價、匯率與貨幣供應量M1之間存在著長期均衡的關系，并且匯率與商品房均價兩者對貨幣供應量M1的影響程度相當。

　　[關鍵詞]論文發表范文參考,商品房均價,匯率,貨幣供應量

　　1引言

　　隨著我國金融體制改革的不斷深入，資本市場在我國經濟對外開放進程中的作用越來越顯著。從理論上講，一個國家在金融自由化不斷推進的過程中，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緊密。當資產價格發生變化時，居民一般會對所持的金融資產組合進行相應的結構調整，資產市場上較高的收益率通常會引導貨幣由實體經濟流向虛擬經濟。例如，房地產市場價格不斷上漲時，居民會更傾向于投資房地產，這在一定程度上助推了房地產價格的進一步上升，政府和金融監管當局就需要對其進行控制，由此影響央行的貨幣供給。也就是說，資產價格的變化會在一定程度上對央行貨幣政策的制定和實施產生一系列的影響。

　　我國自2005年7月21日宣布實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。為應對2008年的全球金融危機，我國政府出臺了一系列貨幣政策和財政政策等刺激經濟的恢復與發展，為避免我國的出口導向型經濟遭受過大沖擊，中國人民銀行還必須同時維持人民幣匯率的相對穩定，通過各種干預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“蒙代爾不相容三位一體”理論，所有開放經濟體均面臨著對于資本自由流動、貨幣政策獨立、匯率穩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立性問題上面臨諸多困難。由此可見，探究資產價格、匯率變動與貨幣政策的關系，研究其相應的作用機制，無疑有著極其深刻的理論與現實意義。

　　2實證分析

　　本文在計量經濟學協整理論的基礎上，運用Stata軟件實證探究資產價格、匯率與貨幣供應量M1三者之間的數量和邏輯層次關系�？紤]到2005年我國實行了股權分置改革，并且同年人民幣匯率開始實行新的有管理的浮動匯率制度，所以實證研究過程中選擇2005 年7月至2013年12月相應變量的月度數值作為樣本數據。為了避免異方差的出現，本文在研究過程中，統一采用所選取變量的自然對數。

　　首先，選取商品房均價(HP)和上證綜指(SZ)來代表資產價格，其中商品房均價由于沒有現成的統計數據，需要通過計算才能獲得，其值=商品房當月銷售額/當月銷售面積。按照正常的經濟理論進行分析，資產價格的上漲在很大程度上會引起市場上交易量的增加，因此資產價格的上漲理論上會導致對市場對貨幣供應量的需求隨之增加，從而預期得到的變量系數符號為正。

　　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平均匯率，在直接標價法下，數值變小說明人民幣升值。人民幣發生升值時央行將會適時采取相應的政策引導和市場操作，最終會增加貨幣供應量。由于采用的是直接標價法，因此預期得到的匯率變量系數為負。

　　最后，由于本文主要討論資產價格、匯率變動對于M1的影響，而狹義的貨幣供應量由銀行體系外流通中的現金和個人、企事業單位等各類活期存款組成，通常以M1表示，其數值可以通過中國人民銀行官網上公布的貨幣統計概覽中直接獲取。

　　21模型的建立

　　211ADF檢驗和PP檢驗

　　在對經濟變量的時間序列進行最小二乘回歸分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩性。只有平穩的時間序列才能進行回歸分析。在此對相關序列采用 ADF檢驗和PP檢驗兩種方法。

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

　　表1單位根檢驗(ADF和PP檢驗)ADF檢驗

　　統計值ADF臨界值1%5%PP檢驗

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

　　212協整檢驗

　　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)的相應回歸結果：第一，α0=19493、α1=13709、β1=00094、γ1=-07358; 第二，R2=09633，說明方程擬合度較好，F統計量為84952，在00000的基礎上通過檢驗，說明方程整體顯著性顯著;第三，除了lnSZ變量，其他變量系數和常數項都在5%的水平上通過了T檢驗，說明變量系數和常數項都顯著不為0。

　　其次，鑒于以上的回歸結果，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)的相應回歸結果：第一，α00=19845、α11=13760、γ11=-07387;第二，R2=09633，說明方程擬合度較好，F統計量為128461，在00000的基礎上通過檢驗，說明方程整體顯著性顯著;第三，所有變量系數和常數項都在5%的水平上通過了T檢驗，說明變量系數和常數項都顯著不為0。

　　在此回歸方程(2)的基礎上進行相應的殘差序列單位根檢驗，從檢驗結果看出，lnM1、lnHP、lnER三個變量之間存在著協整關系(見表2)。

　　表2模型(1)、模型(2)殘差序列平穩性檢驗ADF檢驗

　　統計值ADF臨界值1%5%結論模型(1)殘差序列-6303-351-289平穩模型(2)殘差序列-63-351-289平穩

　　由表2檢驗結果可得這三個變量都是一階單整序列，依據協整理論，同階單整序列在通過平穩性檢驗之后應當進行協整檢驗，進一步分析它們之間的協整關系。檢驗過程中，得出滯后階數為3階，存在著一個協整關系;出于穩健性考慮，同時用似然比檢驗和Wald test兩種方法檢驗，發現lnSZ均無法通過檢驗，即lnSZ這個變量并不包含在相應的協整關系中，所以確定將該變量剔除以后建立相應的VECM(向量誤差修正模型)。誤差修正模型具有特定的形式，是協整分析的一個延伸。變量之間的協整關系是一種長期穩定的關系，并且這種關系的維持需要在短期動態過程中不斷地進行調整，通過對誤差的修正可以使得短期出現偏離均衡的變量重新回歸到均衡的狀態之中，從而將短期的波動以及長期均衡有效地結合并反映在誤差修正模型當中。

　　由協整檢驗已經知道貨幣供給量lnM1、匯率lnER和商品房均價lnHP之間存在著唯一的協整關系，因此可對模型分別建立誤差修正模型，如圖1所示，得到長期協整關系(系數為標準化系數)：

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

　　圖1Stata長期協整關系結果

　　表3殘差序列的穩定性檢驗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結果所示，對協整方程進行殘差序列的穩定性檢驗，得出協整方程式是平穩的，因為統計檢驗值-699<臨界值-289。此外，無論JB檢驗，還是偏度檢驗，峰度檢驗，結果顯示都服從正態分布，說明模型還是比較理想的。

　　213格蘭杰因果檢驗

　　由于協整檢驗僅僅只是檢驗了模型中變量之間的數量關系，因而并不能完全說明在長期中商品房均價HP和匯率ER的變動導致了貨幣供應量M1的變動，也有可能是貨幣供應量M1波動引發了商品房均價HP和匯率ER的變動，又或者是貨幣供應量M1與商品房均價HP一起引發了匯率ER的變動為了弄清楚長期中匯率、商品房均價和貨幣供給量三者之間的因果關系，我們再采用格蘭杰因果檢驗法對其進行因果檢驗，檢驗結果如表4所示：

　　表4格蘭杰因果檢驗結果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結論分析

　　第一，從實證結果可以確定商品房均價、匯率與貨幣供應量三者存在長期均衡的關系，且實證中的協整檢驗表明三者具有共同的隨機趨勢，也就是說商品房均價水平和匯率水平的變化能較為靈敏地引發貨幣供給量的變動。

　　第二，資產價格系數是符合預期的正值，說明商品房價格的上漲的確引發了房地產市場交易量的增加，資金的流入在一定程度上增加了貨幣供應量。

　　第三，匯率變量的系數是符合預期的負值，說明當前中國人民銀行主要還是通過增加基礎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定，從而增加了流通市場上人民幣的供應量。

　　第四，回歸方程結果中商品房均價和匯率變量兩者系數的絕對值差別不大，這表明自2005年匯改以來人民幣升值以及房地產價格的迅猛增長所導致的貨幣供給增加量是相當的。一方面，自2005年以來，外匯占款就已經成為了基礎貨幣投放最主要的渠道，據不完全統計，2013年之前的幾年我國央行基礎貨幣投放中外匯占款占基礎貨幣的比例幾乎均超過95%的比例，其中2009年年底更是高達13412%，這對我國的貨幣政策效果產生了極大的影響。另一方面，我國房價上漲速度極快，從全國房地產行業平均銷售價格的變動來看，2005年至2012年，全國商品房平均銷售價格從3168元/平方米上漲至5837元/平方米，增長率高達8425%，幾乎增長了一倍之多。此外，從樣本數據中也可以觀察到，本可以用來代表資產價格的上證綜指從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展相當不完善，對我國居民缺乏吸引力，各方面經濟現象均表明貨幣流動性在股市停留時間并不長，正是出于這些方面的考慮，本文最后模型將無法通過檢驗的lnSZ這個變量剔除，從而模型中我國資產價格的變動也就完全體現在了商品房均價上。也就是說，在資產投資的選擇過程中，居民更傾向于房地產，資金也是更多地流向了房地產領域，模型所得結果確與我國房價近年來一路走高的現象相吻合。

　　3政策建議

　　貨幣供應量在相當大程度上反映了央行實施貨幣政策的效果，根據所得出的實證結論，結合我國當下的經濟環境，為了減小商品房均價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的政策建議：

　　第一，在對金融宏觀經濟進行調控時，要充分考慮房地產市場的商品房價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，近年來我國房價居高不下，房地產市場泡沫嚴重，政府數次采取措施均不見起效，因此政策的制定應充分考慮居民對房地產價格預期的恐慌心理和羊群效應。

　　第二，應當穩步拓寬人民幣交易的自由度，使市場在人民幣匯率形成機制中起到主導作用。本文的實證研究表明，人民幣匯率在短期和長期中均對貨幣政策產生影響，且長期中人民幣匯率通過促使貨幣供應量的長期均衡回歸來影響貨幣政策效果。因此，應當穩步實現人民幣的自由交易，但考慮到我國金融外匯市場的不成熟以及發展中存在的諸多不穩定因素，人民幣匯率的形成機制應走循序漸進的步伐，不能操之過急。

　　第三，應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�？紤]到在實證過程中用上證綜指代表資產價格的不可行性情況，可見我國證券市場的價格反應功能很弱，投機性質強，極大地降低了對資金的吸引力，融資功能薄弱，不利于上市企業的融資發展，過多的資金涌入房地產市場，進一步助推了房地產價格的上漲，這對整個國民經濟的發展是很不利的。

　　參考文獻：

　　[1]邢天才，田蕊貨幣政策應否關注資產價格和匯率的波動[J].經濟問題，2010，10

　　[2]童甜甜資產價格、匯率變動的貨幣政策效應――基于貨幣供給角度的實證分析[J].時代金融，2011(3).