匡小平 干 霖

(江西財經(jīng)大學(xué)財稅與公共管理學(xué)院，江西南昌 330013)

一、引言

通貨膨脹是宏觀經(jīng)濟(jì)運行中最為敏感的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之一，過去二十多年來，穩(wěn)定物價成為極其重要的貨幣政策目標(biāo)，主要國家和地區(qū)的中央銀行在控制通貨膨脹方面已經(jīng)取得了重要成功。然而近些年來，資產(chǎn)價格波動劇烈而頻繁，并對實體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著影響。那么，跌宕起伏的資產(chǎn)價格與通貨膨脹之間是否存在長期均衡關(guān)系?若存在，兩者的因果關(guān)系是什么?本文擬運用理論分析與實證分析結(jié)合的方式嘗試回答上述兩個問題。

Smets(1997)認(rèn)為，資產(chǎn)價格波動與通貨膨脹的互動有兩個途徑:一是資產(chǎn)價格直接影響總需求;二是資產(chǎn)價格受預(yù)期收入的影響，而未來的經(jīng)濟(jì)狀況、通貨膨脹、貨幣政策均影響預(yù)期收入。①Smets F．Financial Asset Price and Monetary Policy:Theory and Evidence．CEPR Discussion Paper No．1751，1997．實證研究方面，Goodhart和Hofmann(2000)考察了一個簡單經(jīng)濟(jì)模型的系數(shù)估計與VAR脈沖反應(yīng)，推導(dǎo)出七國集團(tuán)金融條件指數(shù)(FCI)，它是短期利率、有效實際匯率、實際房價和實際股價的加權(quán)平均，并賦予后兩者很高的比重。研究表明，金融條件指數(shù)有利于預(yù)測樣本內(nèi)的通貨膨脹。②Goodhart C，Hofmann B．Financial Variables and the Conduct of Monetary Policy．Sveriges Riskbank Working Paper12，2000．卜壯志、盧小兵(2008)認(rèn)為，以股票價格為代表的資產(chǎn)價格波動對貨幣政策的沖擊主要表現(xiàn)在四個方面:資產(chǎn)價格波動影響貨幣需求;資產(chǎn)價格波動影響貨幣乘數(shù)和貨幣流通速度;資產(chǎn)價格作為貨幣政策渠道的影響;資產(chǎn)價格波動對貨幣政策目標(biāo)的沖擊。而且他們認(rèn)為，我國央行應(yīng)關(guān)注總體物價水平的穩(wěn)定，采取從緊的貨幣政策應(yīng)對通貨膨脹的蔓延趨勢，沒有必要為了調(diào)控以股市為代表的資產(chǎn)價格的波動而運用過分緊縮的貨幣政策。③卜壯志、盧小兵:《資產(chǎn)價格波動對我國貨幣政策的影響研究》，《山東社會科學(xué)》2008年第5期。以上學(xué)者們的論述，大多專注于探討股票收益率與通貨膨脹水平之間的關(guān)系，或者是對房地產(chǎn)價格與物價水平之間的統(tǒng)計分析，本文將綜合考慮股票、房地產(chǎn)、外匯等資產(chǎn)和代表貨幣政策的貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的影響。

二、實證分析

(一)數(shù)據(jù)處理與變量選擇

本文所討論的資產(chǎn)主要是指股票和房地產(chǎn)。我們分別選擇上海證券綜合指數(shù)(SPI)、國房景氣指數(shù)(HPI)代表兩種資產(chǎn)的價格;用居民消費價格指數(shù)(CPI)作為對通貨膨脹的衡量指標(biāo)，該指標(biāo)不包含資產(chǎn)價格，從而避免指數(shù)成分的相關(guān)性，保持變量的獨立性?？紤]到影響通貨膨脹的諸多因素，本文將貨幣供應(yīng)量(M2)、實際有效匯率(REER)和7天銀行間拆借利率(R)也納入通貨膨脹與資產(chǎn)價格的相關(guān)性分析框架之內(nèi)。

本文選取1998年1月至2010年9月的月度數(shù)據(jù)(原始數(shù)據(jù)資料來源于巨靈金融平臺、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和國際清算銀行網(wǎng)站)作為樣本空間。SPI為每月上證綜指的收盤價，表示月度股市的平均行情;因無法獲取2009年1月和2010年1月的國房景氣指數(shù)，故用其前后兩月指數(shù)的平均值代替;REER為國際清算銀行公布的人民幣實際有效匯率，由于人民幣采用的是參照一籃子貨幣、有管理的浮動匯率制，因此REER比人民幣對美元的有效匯率更為可靠。本文對除利率以外變量取自然對數(shù)，新的變量序列為InCPI、InSPI、In-HPI、INREER、INM2。這樣做的原因:第一，資產(chǎn)價格波動性較大，取對數(shù)可消除異方差;第二，由于各指數(shù)的統(tǒng)計口徑不同，取對數(shù)可以減小原始數(shù)據(jù)誤差對最終結(jié)果的影響;第三，取對數(shù)不改變序列特征，且經(jīng)濟(jì)意義明確，如CPI、HPI取對數(shù)后，其相關(guān)系數(shù)可表示其長期彈性。

(二)運用協(xié)整和誤差修正模型研究兩者的相關(guān)性

1．序列平穩(wěn)性檢驗。

宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)序列一般是非平穩(wěn)的，單位根檢驗是檢驗時間序列數(shù)據(jù)是否具有某種統(tǒng)計特性的平穩(wěn)性檢驗方法。本文采用ADF方法對各序列及其一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表1。

表1 序列及其一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗

由表1可以看出，時間序列InCPI、InSPI、InHPI、INREER、INM2的水平值在1%的顯著性水平下表現(xiàn)為非平穩(wěn)，但其一階差分序列在1%的顯著性水平下為平穩(wěn)，因此上述變量的一階單整序列都是I(1)的，其變量間可能存在協(xié)整關(guān)系。

2．協(xié)整和誤差修正模型。

由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的慣性，經(jīng)濟(jì)序列一般都存在自相關(guān)，變量滯后值影響變量大小。在建立模型時，根據(jù)SIC法則確定變量滯后期，在均衡方程中加入相應(yīng)滯后變量，并剔除不顯著的變量。本文將模型的滯后變量最大值選為5，依據(jù)P值和T值對模型中不顯著的變量加以剔除。剔除不顯著變量后，如表2所示，模型的整體擬合度比剔除前高，且解釋變量顯著性也有所提高，因此可以用剔除不顯著變量的模型反映資產(chǎn)價格與通貨膨脹的短期相關(guān)性。剔除不顯著變量后建立模型如下:

INCPI=0．8494+0．0133INSPI － 0．0180INSPIt－1+0．0155INSPIt－2+0．1310INHPI － 0．2167INHPIt－1+0．1980INHPIt－2+0．0341INREER －0．0615INREERt－1－ 0．0329INREERt－5－ 0．0008R － 0．0027Rt－3+0．0038Rt－4－0．0382INM2+0．0422INM2t－2+0．8317INCPIt－1－ 0．0954INCPIt－2

根據(jù)滯后5期的模型估計結(jié)果可知，當(dāng)期股票價格和房地產(chǎn)價格對通貨膨脹的影響為正，后者對價格水平的影響是前者的10倍，但滯后1期后，其反應(yīng)為負(fù);滯后2期時，影響再度逆轉(zhuǎn)。滯后一期的通貨膨脹的貢獻(xiàn)率為0．8317，隨著時間的推移，滯后的影響變小。

為得到變量之間的長期關(guān)系，本文采用Gampa＆Goldber(2005)衡量長期均衡的方法來計量資產(chǎn)價格與通貨膨脹之間的長期關(guān)系，長期均衡方程如下:

將上述回歸得到的殘差序列命名為新序列et，對et序列進(jìn)行單位根檢驗，顯示t檢驗統(tǒng)計量為－11．86033，小于臨界值，從而拒絕H0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明物價水平與股價、房價、匯率、利率之間的長期均衡關(guān)系是成立的。方程(2)表明，以股票和房地產(chǎn)為代表的資產(chǎn)價格與通貨膨脹之間是正相關(guān)的，通貨膨脹關(guān)于股票價格的長期彈性為0．041，關(guān)于房地產(chǎn)價格的長期彈性為0．4259，房地產(chǎn)價格對通貨膨脹的影響大于股票價格對通貨膨脹的影響。但從短期來看，這種協(xié)整關(guān)系可能會出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，將協(xié)整回歸中的誤差項et看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型將短期行為與長期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型的估計結(jié)果如下:

方程(3)中，均衡誤差的系數(shù)為－0．6364，說明當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，誤差項將以－0．6364的調(diào)整力度將其拉回長期均衡狀態(tài)，符合反向修正機(jī)制，說明資產(chǎn)價格波動與通貨膨脹的長期均衡關(guān)系制約著通貨膨脹的短期變動。模型中修正的相關(guān)系數(shù)僅為0．17，擬合程度不高，其原因在于本文的重點是資產(chǎn)價格與通貨膨脹之間的關(guān)系，模型中并未體現(xiàn)其他影響通脹的重要因素。

(三)格蘭杰因果檢驗

資產(chǎn)價格與通貨膨脹的對數(shù)序列是一階單整的，且存在協(xié)整關(guān)系。應(yīng)用格蘭杰因果檢驗驗證dInCPI、dInSPI、dInHPI之間是否存在因果關(guān)系，檢驗結(jié)果如下:

表2 InCPI與InSPI、InCPI與InHPI的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

格蘭杰因果檢驗的結(jié)果顯示，股價是通貨膨脹的格蘭杰原因，即當(dāng)前股價可以為滯后1到3期的價格水平提供有價值的預(yù)測信息;僅在滯后1期時，通貨膨脹才是股價的格蘭杰原因，即當(dāng)期的物價水平可能影響下期的股價。除滯后2期以外，滯后1、3期時，房價是通貨膨脹的格蘭杰原因，通貨膨脹也是房價的格蘭杰原因，即當(dāng)期的房價包含了滯后1到5期的物價水平信息，當(dāng)期的物價水平也包含了滯后1到3期的房價信息。上述分析表明，房地產(chǎn)市場與物價水平的關(guān)系更為密切，這也從側(cè)面說明了房地產(chǎn)對居民的生活影響更大。

(四)實證結(jié)果及分析

1．從實證研究的綜合結(jié)果看，資產(chǎn)價格與通貨膨脹間存在長期均衡關(guān)系，且對其短期波動有明顯的制約作用，但是股價、房價與當(dāng)期通貨膨脹的關(guān)系較弱，可能的原因有如下幾個:一是統(tǒng)計技術(shù)和數(shù)據(jù)處理的缺陷;二是資產(chǎn)價格波動對通貨膨脹的影響具有較強(qiáng)的滯后效應(yīng)，而模型并未考慮股價和房價的滯后值對通貨膨脹預(yù)期的影響;三是我國股市和樓市目前還不夠成熟，非基本面因素對資產(chǎn)價格的沖擊較大;四是影響通貨膨脹的因素很多，滯后一期的通貨膨脹在一定程度上能代表這些因素，因此其回歸系數(shù)較大。

2．方程(2)顯示，股價每上升1%，物價水平就上漲0．041%，即長期中股價與通貨膨脹的相關(guān)性很微弱，這主要是因為我國股市還不成熟，股價的暴漲暴跌不能反映國民經(jīng)濟(jì)的真實運行情況，股市的財富效應(yīng)也不明顯。具體分析:其一，中國股市的基本制度不完善，上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的不合理造成嚴(yán)重的“一股獨大”和“內(nèi)部人控制”問題，上市公司管理層操縱股價的現(xiàn)象屢見不鮮，股價的波動不能很好地反映經(jīng)濟(jì)的基本面，而主要反映了市場的投機(jī)程度;其二，雖然近年來股票收入占居民總收入的比重有所上升，但居民參與股市的廣度和深度都不夠，股市的固有風(fēng)險也促使居民傾向于股市的短期投資，居民的財富結(jié)構(gòu)有所調(diào)整，但財富總量增加并不明顯，相應(yīng)的消費支出變動也不顯著。

3．方程(2)顯示，通貨膨脹對房地產(chǎn)價格的長期彈性為0．4259，與股票價格對通貨膨脹的影響相比，房價對物價水平的影響大得多。

4．從格蘭杰因果檢驗的結(jié)果看，變量間或多或少存在一定的因果關(guān)系，而且隨著滯后期數(shù)選擇的不同，變量間呈現(xiàn)出不同的因果關(guān)系，這說明資產(chǎn)價格影響通貨膨脹也存在一定的時滯，這個問題亟待深入研究。

三、結(jié)論與建議

基于本文的分析，資產(chǎn)價格與通貨膨脹之間存在長期均衡關(guān)系，并對其短期波動有明顯的反向制約作用，而且房地產(chǎn)價格對物價水平的影響是股價的10倍左右。由此，中央銀行應(yīng)該關(guān)注資產(chǎn)價格，特別是當(dāng)資產(chǎn)價格波動幅度嚴(yán)重偏離基礎(chǔ)價值并可能導(dǎo)致資本市場崩潰、引發(fā)金融危機(jī)時，需要前瞻性地考慮貨幣政策對資產(chǎn)價格的可能影響，既要合理解讀資產(chǎn)價格波動所包含的信息，增強(qiáng)貨幣政策反應(yīng)的預(yù)見性，也要防止貨幣供應(yīng)量過多流入虛擬經(jīng)濟(jì)，引起資產(chǎn)價格的劇烈波動。如果資產(chǎn)價格的劇烈波動，引起了人們對未來宏觀經(jīng)濟(jì)通貨膨脹或通貨緊縮的強(qiáng)烈預(yù)期，或者威脅到了以銀行為核心的金融體系的穩(wěn)定，那么央行應(yīng)針對資產(chǎn)價格波動的可能原因及時進(jìn)行干預(yù)。