貨幣傳遞機制

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使得英國及美國民間消費顯著下降^, 並且改善貿易赤字問題。Vansteenkiste and

Hiebert (2011) 針對歐洲地區的房價外溢效果進行研究^, 其認為影響歐洲房地產

市場因素有三項^, 分別為央行貨幣政策、 金融借貸市場及房屋報酬率^; 實證顯示相 較於美國^, 歐洲房地產市場波動較為穩定^, 國家之間的外溢效果較美國小^, 而在三 項影響房價的因素中^, 利率為影響房價市場最大的因素。 Nanda and Yeh (2014) 針對亞洲六座城市⁽台北、 東京、 首爾、 香港、 新加坡、 曼谷⁾做房地產的實證研究^, 結果顯示香港與新加坡房價會受貨幣供給、 利率及油價影響^, 台北、 東京及曼谷房 價則是與經濟開放程度成正相關^, 其中首爾、 香港與曼谷房價具有外溢效果^, 會影 響鄰近城市房價。

2.3 貨幣傳遞機制

Mishkin (2007)提出在貨幣傳遞機制理論中有三個管道會影響實質經濟面^,分

別是利率管道、 信用管道、 資產價格管道。 其中^, 利率管道為傳統理論中最常被引 用的管道此一^, 此管道指出在名目物價僵固假設下^,名目利率變動會造成實質利率 同向變動^, 進而影響實質經濟面^; 或是利用中央銀行三種貨幣工具的 「宣示」 效果^, 改變投資人對未來利率的預期^,修正資產預期收益的貼現因子^, 改變投資人的投資 組合^, 進而影響資產的價格及需求^; 此外^, 短期利率上升^, 也會促使房屋建造成本 上升^,使房屋供給減少。 信用管道則是指當中央銀行貨幣政策改變造成銀行準備金 的變動時^, 影響了銀行能夠放款的額度與意願^,在廠商與投資者主要資金來源為銀 行的假設下^,則中央銀行貨幣政策的改變會影響修費及投資行為。 資產價格管道則 是當資產價格改變時^, 透過財富效果以及^{Tobin’s q} 效果影響投資與消費^,其中財 富效果是根據 「恆常所得假說」(Permanent Income Hypothesis), 當資產價格發 生變化時會影響終身財富^, 消費者將會重新配置當期支出^, 進而影響其消費行為。

Tobin’s q 效果則是指當房價上漲^, 房屋價值高於房屋重建成本^, 生產利潤提高之

後^, 廠商對於房屋的投資意願也將升高^; 相反的^, 房價下跌則廠商對房屋投資意願 降低。

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3 研究方法

3.1 GVAR 模型設定

在 ^GVAR 模型中假設經濟體中有 i 個國家^, 或是由多個國家所組成的地區 (如^: 歐盟、 東協), i = 0, 1, 2, ..., N。 其中 i = 0 的國家為 「參照國」^(reference

country), 為經濟體中最強勢的國家^, 一般我們將它設定為美國。 模型中有兩類重

要變數^,一類為 「國內變數」(country-specific variables), 指i 國本身的經濟變數^, 例如 i 國的經濟成長率或是 i 國的長期利率等^, 另一類為 「國際變數」 (foreign-specific variables),這邊要特別注意的是國際變數與國內變數不同^,並不是選取外 國各國的經濟變數^, 而是依據各國對本國貿易量或資本流通量的不同^,對各國的經 濟變數做加權後的結果。 在本文的研究議題下共有七個國內變數^:

xit = (yit, pit, qit, eit, ρit, mit, hpit),

yit = ln(GDP_it/CP I_it , p_it = ln(CP I_it),

qit= ln(EQit/CP Iit) , srit= 0.25 × ln(1 + SRit/100), eit= ln(Eit/CP Iit) , lrit = 0.25 × ln(1 + LRit/100),

hp_it = ln(HP_it/CP I_it)

GDPit 為第 t 期第 i 國個名目國內生產毛額; SRit 為第 t 期第 i 國的名目短期 利率 ⁽以年率表示); CP Iit 為第 t 期第 i國的消費者物價指數; LRit 為第 t 期第 i國的名目長期利率⁽以年率表示); EQit 為第t期第i國的名目股價指數; Eit為 第 t 期第 i 國以美元表示的名目匯率; HP_it 為第 t 期第i 國的名目房價指數。

我們亦設定了七個對應的國際變數^:

x^∗_it= (y_it^∗, p^∗_it, q^∗_it, e^∗_it, sr∗it, lr^∗_it, hp^∗_it),

y_i^∗t = Σ^N_j=0wijyjt , p^∗_it= Σ^N_j=0wijpjt, q_it^∗ = Σ^N_j=0wijqjt , e^∗_it= Σ^N_j=0wijejt, r_it^∗ = Σ^N_j=0wijrjt , lr^∗_it= Σ^N_j=0wijlrjt,

hp^∗_it = Σ^N_j=0wijhpjt

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其中 w_ij 為一個權重^, 用來衡量 j 國與 i 國的貿易相依程度; w_ij 為i 國和 j 國的貿易往來量佔 i 國總貿易量之比^{, ΣN}_j=0wij = 1且wii= 0。 wij 可為一個移動 平均亦可為一個常數。

根據上述的 「國內變數」 及 「國外變數」 我們可以建立^GVAR 模型^:

xit= ai0+ ai1t + Φixi,t−1+ Λ_i0x^∗_it+ Λ_i1x^∗_i,t−1+ εit, (1)

εit∼ iid(0, Σ_ii), Σ_ii= cov(εilt, εist),

模型中共有 T 期及 N + 1 個國家: t = 1, 2, ..., T, i = 0, 1, 2, ..., N。

其中xit為一個ki× 1的矩陣^, 表示i國共有k 個總體變數, x^∗_it為一個ki× 1 的矩陣^, 表示國際變數中共有k 個總體變數。 依此類推^{, Φ}i 為k_i× k_i 矩陣表示 i 國國內變數的落後期係數矩陣^{, Λ}_i 為 k_i× k^∗_i 矩陣表示國際變數的落後期係數矩 陣, ε_it 為i 國的誤差項^, 我們假設 ε_it 存在弱相關^, 以此表示各國的意外衝擊會有 交互影響。

GVAR模型和一般^VAR 模型的差異在於^Λi0和^Λi1 兩個國際變數前的係數^, 當 ^Λi0 和^Λi1 皆為零時^, 整個模型就從 ^GVAR 轉換為我們熟悉的^VAR。 模型中 Λ_i0 和^Λi1 的存在為使我們可以探討國外的經濟衝擊發生時對國內經濟的影響。

接著我們將根據第⁽¹⁾ 式設定對 ^GVAR 模型求解。 我們將定義幾個新變數使 模型簡化便於求解^, 首先我們將 「國內變數」 以及 「國際變數」 結合成一個新變數 z_it , 定義如下^:

zit =

⎛

⎝ x^it x^∗_it

⎞

⎠ ,

z_it 為一個k_i× k^∗_i 矩陣。 將 z_it 代入 ⁽¹⁾ 式後我們得到^:

αizit = ai0+ ai1t + βizi,t−1+ εit, (2) 其中 αi =



I_ki −Λ_i0  , βi =



Φ_i Λ_i1



, αi 和 βi 皆為 ki× (ki+ k^∗_i) 矩 陣。 接著我們定義另一個變數 xt , 使 xt 包含所有國家的所有國內變數^:

xt =



x0t x1t x2t · · · xNt

。

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全球共同外生變數dt(common global exogenous variables), 用來代表此變數在 全球價格皆有相近的數值^, 例如^: 原油價格、 黃金價格。 加入共同外生變數後的模

在文檔中 房地產市場之跨國連動及外溢效果 - 政大學術集成 (頁 11-14)