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【摘 要】研究选取房地产与股票作为资产的代表，利用2002年6月至2012年6月国房景气指数、上海证券综合指数收盘值分别代表其价格水平来研究资产价格与货币供应量（M2）之间的关系，从而回答我国货币政策是否应该关注资产价格的波动。并据此，给出相应的政策建议。
【关键词】资产价格；货币政策；货币供应量
一、引言
长期以来，关于货币政策对资产价格的影响始终是货币经济学领域关注的焦点，其争论也未曾停息过。目前，房地产价格，作为最主要的资产价格之一，其变动与金融、经济活动密切相关，是用于理解经济行为以及预测经济和金融发展的中心。同样地，股票市场是资本市场的重要组成部分，而中国的股票市场，自1990年上海证券交易所建立以来，正在迅速扩张。2008年国际金融危机以来，中国的股市极度低迷，严重打击了居民的投资信心。
由于股票市场与房地产市场具有一定程度的相似性，因而有关这两方面的研究方法也有其相通之处。瞿强（2001）认为货币政策操作要关注资产价格但不宜盯住资产价格。易纲（2002）从股市角度分析了货币政策与股价的关系，认为中央银行在考虑货币政策制定的同时应考虑股价及商品与服务的价格。冯用富（2003）建立了中国特定约束条件下的资产选择模型，说明用货币政策干预股市波动是无效的。吕江林（2005）实证考察了我国上证综指与实际国内生产总值之间的动态关系，发现两者之间存在着双重协整关系和单向因果关系，并提出了我国货币政策应对股价变动做出适时反应。
本文在构建VAR模型的基础上，利用中国宏观经济实际数据来研究资产价格与货币供应量（M2）关系，以此来回答我国货币政策是否应该关注资产价格的波动，并提出相应的政策建议。
二、研究与计量检验
（一）变量选取
为了研究房地产市场、股票市场与货币政策之间的关系，我们需要选取相应的变量来进行研究。根据我国大量学者的研究经验，本研究把房地产综合景气指数作为我国房地产市场的代表变量，股票市场的代表变量选择上海证券综合指数收盘值。而对于货币政策，中国货币政策的操作目标是货币供应量。央行能够控制基础货币，并且通过基础货币影响货币总量。因此，可以用广义货币M2的月度同比增长表示货币政策的变动。
（二）数据收集与处理
考虑到我国房地产市场、股票市场的发展历史，以及经济数据的时效性与可得性，本文将用1998年6月到2013年3月的月度数据作样本进行实证分析。房地产综合景气指数、M2月末同比增速及上证收盘综合指数均来自中经网统计数据库。其中，房地产综合景气指数中很多年份1月数据缺失，采取将相邻两月的数据取平均值代替的办法补充。考虑到收集的数据具有较大的波动性，本文采用区对数的方法来减小波动。经处理后的三个变量分别用LN_FJ（房地产综合景气指数）、LN_MS（M2月末同比增速）和LN_SZ（上证收盘综合指数）来表示。
（三）基本统计特征
表1给出了各时间序列的统计性描述。因为没有将通货膨胀的因素考虑在里面，所以从表格中的均值来看，并没有得到有用的信息。从波动性角度考虑，房地产综合景气指数波动相对于上证收盘综合指数、M2月度增速来说较小，这说明房地产价格水平相对于股票市场价格与货币供给的波动小，可以猜测房地产市场对货币政策的反应程度不及股票市场对货币政策的反应灵敏。
（四）变量平稳性检验
本研究利用EVIEWS软件，对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。通过检验发现LN_FJ、LN_MS为平稳变量，而LN_SZ为非平稳性变量。本研究对平稳性变量采取差分法，结果见表2.。其中，D（LN_SZ）表示对LN_SZ取一阶差分值。从表2可以看出，经过处理后所有数据序列在10%显著水平下都是平稳的。
（五）協整检验与格兰杰检验
1.Johansen协整检验。协整关系是检验变量之间 是否存在长期的相关 关系。Johansen在1988年及1990 年与Juselius一起提出了一种以VAR模型为基础的检验 回归系数的方法，对多变量协整检验有较好的检验能力。主要的检验方法有特征根检验（Trace）和最大特征值检验（Max-Eigenvalue）。 由各变量的平稳性检验知道，LN_FJ、LN_MS、LN_SZ并不是同阶平稳的，从而它们并不能进行协整分析。
2.Granger因果关系检验。首先明确格兰杰因果检验是检验统计上的时间先后顺序，并不表示这是真正的存在因果关系，是否呈因果关系需要根据理论、经验和模型来判定。格兰杰因果检验要求所有的变量应该是平稳的，这是格兰杰检验能够进行的前提条件，如果单位根检验发现两个变量是不平稳的，那么不能直接进行格兰杰因果检验，否则可能会出现虚假回归问题。于是，由于LN_FJ、LN_MS、D（LN_SZ）是平稳的，所以可以对修正后的变量进行格兰杰因果检验。下表的滞后期设为2。
根据表3的结果，可以看出在10%的显著水平下，短期内，变量D（LN_SZ）能Granger引起变量LN_FJ，变量LN_MS能Granger引起变量LN_FJ，变量LN_FJ能Granger引起变量LN_MS，其他变量之间的Granger因果关系相对而言并不显著。这说明股票市场的波动能引起房地产市场的波动，而同样货币政策与房地产市场之间存在相互因果关系。这说明，相比而言，我国的股票市场与货币政策之间关系要比房地产市场与货币政策之间关系更紧密。
（六）脉冲响应函数分析
脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，对变量的当前值和未来值所带来的影响。我们在VAR模型下使用广义脉冲函数，对是否协整关系不要求。
此处的图显示了LN_FJ、LN_MS、LN_SZ三个变量对相对冲击的动态反应。分析可知：房地产综合景气指数对其自身的一个标准差新信息立刻产生了较弱反应，立即增加了0.04%，而且随后反应程度逐渐上升，知道从第4个月左右开始逐步下降，表现出强烈的自相关性，这可能源于购房者对于房价的”追涨杀跌”；货币供应量对来自于房地产综合景气指数的新信息没有立刻产生较强的反应，而是随着时间的推移逐渐增强，到第十个月时到了0.4%，而且从一开始就是负值，可能是因为房地产价格水平上涨后人们调节了资产结构，多持有房地产少持有货币；同样上证收盘综合指数对来自房地产价格的新信息没有立刻作出较强的反应，三个月后有了0.1%的增加，而从第6个月开始反应是负值，这可以解释为房地产价格的上涨导致人们将股票市场中的资产投入房地产市场中。 货币供应量对其自身的一个标准差的新信息立即产生较弱的反应，立即增加了0.6%，但随着时间的推移，该新信息产生的反应慢慢的减弱，到第8个月时稳定在0.4%左右；房地产综合景气指数对来自于货币供应量的新信息没有立刻产生较强的反应，但是从第2个月开始就慢慢增加，到第10个月时还有上涨的趋势，说明货币供应量对房地产市场的价格水平可以产生影响，而且影响的持续性较强；上证收盘综合指数对来自于货币供应量的新信息立即产生了较弱的反应，有0.1%的增加，而且到第5个月后基本稳定在0.2%的增长，同样说明货币供应量对股票市场有着持续性的影响，并且与房地产市场比较而言，股票市场对货币供应量的反应更加敏感。
上证收盘综合指数对其自身的一个标准差的新信息立即产生较强的反应，立即增加了0.8%，但从第4个月开始，该新信息产生的反应慢慢的减弱，到10个月后还有继续减弱的趨势；房地产综合景气指数对来自于上证收盘综合指数的新信息没有立刻产生较强的反应，但是在慢慢增加，到5个月后到达最大值，随后又逐渐减小，10个月后仍有继续减小的趋势；货币供应量对来自于上证收盘综合指数的新信息没有立即产生强烈的反应，2个月后增加0.05%左右，为最大值，但到第6个月开始为负值，10个月后仍有下降的趋势，这可能是因为股票市场前景好的情况下，也就是“牛市”时，人们会暂且观望随后在确定股票市场的前景后会将持有的货币投入到股票市场中，于是导致货币供应量减少。
三、结论与政策建议
文章采用向量自回归模型，考察了货币政策与房地产市场、股票市场价格波动之间的联系。经过实证分析认为：货币供给量的正冲击会给房地产综合景气指数与上证收盘综合指数带来正面的影响，观察可知房地产市场的反应比较滞后，第一期影响不明显，第二期开始逐步上升，而股票市场反应则相对灵敏，第一期开始就有较强的反应，而且两种市场下由货币供给量带来的影响效应具有长期有效性。货币供应量对资产价格的影响随着时间的增加，其影响程度越来越深，因此扩张性货币政策会导致房地产价格、股票价格上涨，
本研究认为在货币政策的实施过程中，需要纳入资产价格，并将其作为调控的目标之一，以消除潜在的资产价格泡沫过度膨胀的隐患。。在对资产价格的波动密切关注的同时，也要对市场的变化要持续关注，如果市场已作出了反应，应及时变化政策，避免走上极端。另外，政策实施过程中，应避免直接的行政干预，力图顺应市场规律，从而维持金融体系的稳定和实体经济的健康发展。
参考文献：
[1]冯用富. 货币政策能对股价的过度波动做出反应吗？[J]. 经济研究， 2003， 1： 37-44.
[2]吕江林：《我国的货币政策是否应对股价变动做出反应》[J]，《经济研究》，2005（3）
[3]瞿强. 资产价格与货币政策[J]. 2001.
[4]易纲， 王召. 货币政策与金融资产价格[J]. 经济研究， 2002， 3（1）： 121.
【关键词】资产价格；货币政策；货币供应量
一、引言
长期以来，关于货币政策对资产价格的影响始终是货币经济学领域关注的焦点，其争论也未曾停息过。目前，房地产价格，作为最主要的资产价格之一，其变动与金融、经济活动密切相关，是用于理解经济行为以及预测经济和金融发展的中心。同样地，股票市场是资本市场的重要组成部分，而中国的股票市场，自1990年上海证券交易所建立以来，正在迅速扩张。2008年国际金融危机以来，中国的股市极度低迷，严重打击了居民的投资信心。
由于股票市场与房地产市场具有一定程度的相似性，因而有关这两方面的研究方法也有其相通之处。瞿强（2001）认为货币政策操作要关注资产价格但不宜盯住资产价格。易纲（2002）从股市角度分析了货币政策与股价的关系，认为中央银行在考虑货币政策制定的同时应考虑股价及商品与服务的价格。冯用富（2003）建立了中国特定约束条件下的资产选择模型，说明用货币政策干预股市波动是无效的。吕江林（2005）实证考察了我国上证综指与实际国内生产总值之间的动态关系，发现两者之间存在着双重协整关系和单向因果关系，并提出了我国货币政策应对股价变动做出适时反应。
本文在构建VAR模型的基础上，利用中国宏观经济实际数据来研究资产价格与货币供应量（M2）关系，以此来回答我国货币政策是否应该关注资产价格的波动，并提出相应的政策建议。
二、研究与计量检验
（一）变量选取
为了研究房地产市场、股票市场与货币政策之间的关系，我们需要选取相应的变量来进行研究。根据我国大量学者的研究经验，本研究把房地产综合景气指数作为我国房地产市场的代表变量，股票市场的代表变量选择上海证券综合指数收盘值。而对于货币政策，中国货币政策的操作目标是货币供应量。央行能够控制基础货币，并且通过基础货币影响货币总量。因此，可以用广义货币M2的月度同比增长表示货币政策的变动。
（二）数据收集与处理
考虑到我国房地产市场、股票市场的发展历史，以及经济数据的时效性与可得性，本文将用1998年6月到2013年3月的月度数据作样本进行实证分析。房地产综合景气指数、M2月末同比增速及上证收盘综合指数均来自中经网统计数据库。其中，房地产综合景气指数中很多年份1月数据缺失，采取将相邻两月的数据取平均值代替的办法补充。考虑到收集的数据具有较大的波动性，本文采用区对数的方法来减小波动。经处理后的三个变量分别用LN_FJ（房地产综合景气指数）、LN_MS（M2月末同比增速）和LN_SZ（上证收盘综合指数）来表示。
（三）基本统计特征
表1给出了各时间序列的统计性描述。因为没有将通货膨胀的因素考虑在里面，所以从表格中的均值来看，并没有得到有用的信息。从波动性角度考虑，房地产综合景气指数波动相对于上证收盘综合指数、M2月度增速来说较小，这说明房地产价格水平相对于股票市场价格与货币供给的波动小，可以猜测房地产市场对货币政策的反应程度不及股票市场对货币政策的反应灵敏。
（四）变量平稳性检验
本研究利用EVIEWS软件，对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性。通过检验发现LN_FJ、LN_MS为平稳变量，而LN_SZ为非平稳性变量。本研究对平稳性变量采取差分法，结果见表2.。其中，D（LN_SZ）表示对LN_SZ取一阶差分值。从表2可以看出，经过处理后所有数据序列在10%显著水平下都是平稳的。
（五）協整检验与格兰杰检验
1.Johansen协整检验。协整关系是检验变量之间 是否存在长期的相关 关系。Johansen在1988年及1990 年与Juselius一起提出了一种以VAR模型为基础的检验 回归系数的方法，对多变量协整检验有较好的检验能力。主要的检验方法有特征根检验（Trace）和最大特征值检验（Max-Eigenvalue）。 由各变量的平稳性检验知道，LN_FJ、LN_MS、LN_SZ并不是同阶平稳的，从而它们并不能进行协整分析。
2.Granger因果关系检验。首先明确格兰杰因果检验是检验统计上的时间先后顺序，并不表示这是真正的存在因果关系，是否呈因果关系需要根据理论、经验和模型来判定。格兰杰因果检验要求所有的变量应该是平稳的，这是格兰杰检验能够进行的前提条件，如果单位根检验发现两个变量是不平稳的，那么不能直接进行格兰杰因果检验，否则可能会出现虚假回归问题。于是，由于LN_FJ、LN_MS、D（LN_SZ）是平稳的，所以可以对修正后的变量进行格兰杰因果检验。下表的滞后期设为2。
根据表3的结果，可以看出在10%的显著水平下，短期内，变量D（LN_SZ）能Granger引起变量LN_FJ，变量LN_MS能Granger引起变量LN_FJ，变量LN_FJ能Granger引起变量LN_MS，其他变量之间的Granger因果关系相对而言并不显著。这说明股票市场的波动能引起房地产市场的波动，而同样货币政策与房地产市场之间存在相互因果关系。这说明，相比而言，我国的股票市场与货币政策之间关系要比房地产市场与货币政策之间关系更紧密。
（六）脉冲响应函数分析
脉冲响应函数描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，对变量的当前值和未来值所带来的影响。我们在VAR模型下使用广义脉冲函数，对是否协整关系不要求。
此处的图显示了LN_FJ、LN_MS、LN_SZ三个变量对相对冲击的动态反应。分析可知：房地产综合景气指数对其自身的一个标准差新信息立刻产生了较弱反应，立即增加了0.04%，而且随后反应程度逐渐上升，知道从第4个月左右开始逐步下降，表现出强烈的自相关性，这可能源于购房者对于房价的”追涨杀跌”；货币供应量对来自于房地产综合景气指数的新信息没有立刻产生较强的反应，而是随着时间的推移逐渐增强，到第十个月时到了0.4%，而且从一开始就是负值，可能是因为房地产价格水平上涨后人们调节了资产结构，多持有房地产少持有货币；同样上证收盘综合指数对来自房地产价格的新信息没有立刻作出较强的反应，三个月后有了0.1%的增加，而从第6个月开始反应是负值，这可以解释为房地产价格的上涨导致人们将股票市场中的资产投入房地产市场中。 货币供应量对其自身的一个标准差的新信息立即产生较弱的反应，立即增加了0.6%，但随着时间的推移，该新信息产生的反应慢慢的减弱，到第8个月时稳定在0.4%左右；房地产综合景气指数对来自于货币供应量的新信息没有立刻产生较强的反应，但是从第2个月开始就慢慢增加，到第10个月时还有上涨的趋势，说明货币供应量对房地产市场的价格水平可以产生影响，而且影响的持续性较强；上证收盘综合指数对来自于货币供应量的新信息立即产生了较弱的反应，有0.1%的增加，而且到第5个月后基本稳定在0.2%的增长，同样说明货币供应量对股票市场有着持续性的影响，并且与房地产市场比较而言，股票市场对货币供应量的反应更加敏感。
上证收盘综合指数对其自身的一个标准差的新信息立即产生较强的反应，立即增加了0.8%，但从第4个月开始，该新信息产生的反应慢慢的减弱，到10个月后还有继续减弱的趨势；房地产综合景气指数对来自于上证收盘综合指数的新信息没有立刻产生较强的反应，但是在慢慢增加，到5个月后到达最大值，随后又逐渐减小，10个月后仍有继续减小的趋势；货币供应量对来自于上证收盘综合指数的新信息没有立即产生强烈的反应，2个月后增加0.05%左右，为最大值，但到第6个月开始为负值，10个月后仍有下降的趋势，这可能是因为股票市场前景好的情况下，也就是“牛市”时，人们会暂且观望随后在确定股票市场的前景后会将持有的货币投入到股票市场中，于是导致货币供应量减少。
三、结论与政策建议
文章采用向量自回归模型，考察了货币政策与房地产市场、股票市场价格波动之间的联系。经过实证分析认为：货币供给量的正冲击会给房地产综合景气指数与上证收盘综合指数带来正面的影响，观察可知房地产市场的反应比较滞后，第一期影响不明显，第二期开始逐步上升，而股票市场反应则相对灵敏，第一期开始就有较强的反应，而且两种市场下由货币供给量带来的影响效应具有长期有效性。货币供应量对资产价格的影响随着时间的增加，其影响程度越来越深，因此扩张性货币政策会导致房地产价格、股票价格上涨，
本研究认为在货币政策的实施过程中，需要纳入资产价格，并将其作为调控的目标之一，以消除潜在的资产价格泡沫过度膨胀的隐患。。在对资产价格的波动密切关注的同时，也要对市场的变化要持续关注，如果市场已作出了反应，应及时变化政策，避免走上极端。另外，政策实施过程中，应避免直接的行政干预，力图顺应市场规律，从而维持金融体系的稳定和实体经济的健康发展。
参考文献：
[1]冯用富. 货币政策能对股价的过度波动做出反应吗？[J]. 经济研究， 2003， 1： 37-44.
[2]吕江林：《我国的货币政策是否应对股价变动做出反应》[J]，《经济研究》，2005（3）
[3]瞿强. 资产价格与货币政策[J]. 2001.
[4]易纲， 王召. 货币政策与金融资产价格[J]. 经济研究， 2002， 3（1）： 121.