房地產(chǎn)價(jià)格和貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制 VECM

1、論房地產(chǎn)價(jià)格在貨幣傳導(dǎo)機(jī)制中的作用基于VECM的分析【摘要】本文在理論分析的基礎(chǔ)上, 運(yùn)用向量誤差修正模型( VECM) 實(shí)證檢驗(yàn)房?jī)r(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用。分析結(jié)果表明, 房?jī)r(jià)在貨幣傳導(dǎo)機(jī)制中的作用較為顯著, 房?jī)r(jià)渠道的總體傳導(dǎo)效率較高。因此, 在我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)已成為貨幣政策傳導(dǎo)的重要途徑。最后本文提出了相關(guān)政策建議。一 房?jī)r(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中作用的理論分析及文獻(xiàn)綜述貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，是指從貨幣政策工具的實(shí)施到貨幣政策目標(biāo)最終實(shí)現(xiàn)之間的作用過(guò)程和機(jī)理，實(shí)質(zhì)上就是通過(guò)實(shí)施貨幣政策從而影響宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的過(guò)程。各經(jīng)濟(jì)學(xué)流派從不同的經(jīng)濟(jì)條件出發(fā)，分別形成了各自的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論，至今沒(méi)有形

2、成統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)。一般認(rèn)為貨幣政策傳導(dǎo)有兩類：貨幣渠道（包括利率渠道、資產(chǎn)價(jià)格渠道、財(cái)富效應(yīng)渠道）和信用渠道（銀行貸款渠道和資產(chǎn)負(fù)債表渠道）。傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制主要強(qiáng)調(diào)利率的作用，如凱恩斯學(xué)派認(rèn)為金融資產(chǎn)只有貨幣和債券兩種形式，銀行貸款只是債券的一種，貸款和債券可以相互替代。但隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其他渠道在現(xiàn)代的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制也越來(lái)越顯著，比如資產(chǎn)價(jià)格渠道。資產(chǎn)價(jià)格，廣義上是指社會(huì)公眾持有的股票、債券、房地產(chǎn)、外匯等資產(chǎn)的價(jià)格。狹義資產(chǎn)價(jià)格通常指股票價(jià)格和房地產(chǎn)價(jià)格。房地產(chǎn)之所以成為資產(chǎn)，主要因?yàn)榉康禺a(chǎn)商品兼有生活資料和生產(chǎn)資料雙重屬性，它既可以被看作是一種消費(fèi)品，也可以被看作是投資品。當(dāng)其作為投

3、資品時(shí)，也就具有了資產(chǎn)的基本屬性。房地產(chǎn)資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)，會(huì)使價(jià)格體系出現(xiàn)波動(dòng)，對(duì)貨幣流通速度產(chǎn)生影響，從而影響貨幣政策的有效性，因此也逐漸有學(xué)者開始對(duì)于資產(chǎn)價(jià)格在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用進(jìn)行研究。房地產(chǎn)在貨幣資產(chǎn)的傳導(dǎo)機(jī)制中的作用，可以分成兩步：1）貨幣政策對(duì)于房地產(chǎn)（價(jià)格）的影響，2）房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)的影響，主要體現(xiàn)在總產(chǎn)出和物價(jià)水平的變化。當(dāng)前，中國(guó)房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)宏觀調(diào)控的主要手段有產(chǎn)業(yè)政策、財(cái)政政策、貨幣政策等，作為一個(gè)資金密集型的產(chǎn)業(yè)，其供給和需求都高度依賴金融的支持，因此通過(guò)貨幣政策可以有效的影響房地產(chǎn)市場(chǎng)。運(yùn)用貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)實(shí)施宏觀調(diào)控，可以從供求兩方面對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)和

4、房地產(chǎn)金融貨幣信貸政策：比如中央銀行可以影響商業(yè)銀行的信貸行為，調(diào)控信貸資金的總量和方向，從而調(diào)控房地產(chǎn)開發(fā)貸款額，進(jìn)而調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給；比如從需求方面，中央銀行可以制定政策，調(diào)整房地產(chǎn)住房按揭貸款的成數(shù)，也可通過(guò)基準(zhǔn)利率的變動(dòng)影響商業(yè)銀行信貸行為，進(jìn)而調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求。通過(guò)供求雙向調(diào)節(jié)，達(dá)到房地產(chǎn)市場(chǎng)供求關(guān)系的平衡，推動(dòng)房地產(chǎn)市場(chǎng)健康發(fā)展。一般來(lái)說(shuō)，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度與貨幣政策的松緊程度往往密切相關(guān)。適度的寬松的貨幣政策，比如降低房貸利率，擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量，放松信貸控制，都會(huì)刺激房地產(chǎn)市場(chǎng)的投資和消費(fèi)，帶動(dòng)房?jī)r(jià)上漲，促進(jìn)市場(chǎng)的繁榮。但是過(guò)度持續(xù)的放松的貨幣政策，又會(huì)導(dǎo)致房地產(chǎn)投資過(guò)快，

5、出現(xiàn)房地產(chǎn)投機(jī)現(xiàn)象之后，容易使得出現(xiàn)房地產(chǎn)泡沫經(jīng)濟(jì)，從而出現(xiàn)金融危機(jī)。更重要的是，房地產(chǎn)市場(chǎng)本身就是貨幣政策傳導(dǎo)途徑的一部分。房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策資產(chǎn)價(jià)格渠道方面發(fā)揮著重要的作用。 托賓Q理論認(rèn)為，當(dāng)貨幣數(shù)量增加時(shí)，社會(huì)公眾就會(huì)發(fā)現(xiàn)他們持有的貨幣比所需的要多，于是會(huì)投資于股票市場(chǎng)，結(jié)果抬高了股票的價(jià)格，股價(jià)愈高則Q(企業(yè)資本的市場(chǎng)價(jià)值/資本的重置成本)值愈高，這時(shí)企業(yè)資本的市場(chǎng)價(jià)值相對(duì)來(lái)說(shuō)要高于資本的重置成本。因此，公司可能發(fā)行較少的股票籌資就可以爭(zhēng)取到更多新的投資，因此Q值越高企業(yè)的投資意愿也越高。運(yùn)用于房?jī)r(jià)上，則Q值可以定義為房屋當(dāng)前市值與房屋重置成本的比值，當(dāng)房?jī)r(jià)升高時(shí)，Q值升高并且大于

6、1，說(shuō)明房屋的邊際收益率會(huì)提高，會(huì)吸引開發(fā)商建造更多的新房，投資支出增加，從而帶動(dòng)總需求的增加，并引致產(chǎn)出和物價(jià)的上漲。在不完全競(jìng)爭(zhēng)的金融市場(chǎng)上廣泛存在著信息不對(duì)稱的現(xiàn)象，貸款人的貸款往往需要借款人提供抵押資產(chǎn)，并且貸款規(guī)模往往與抵押資產(chǎn)的凈值相關(guān)。房產(chǎn)作為許多企業(yè)的主要抵押資產(chǎn)，其價(jià)格的上升，往往帶來(lái)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表狀況的改善。抵押物價(jià)值的上升，作為銀行，會(huì)更有意愿發(fā)放更多的貸款，從而鼓勵(lì)了企業(yè)從銀行獲得貸款來(lái)進(jìn)行更多的實(shí)體投資，從而帶動(dòng)了產(chǎn)出增長(zhǎng)。這種效應(yīng)稱為資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)。莫迪格利亞尼的生命周期模型認(rèn)為，居民的消費(fèi)支出是由居民的終身財(cái)富決定的，而金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)都是居民財(cái)富的一個(gè)重要組成部

7、分。貨幣政策導(dǎo)致的房?jī)r(jià)上升，會(huì)使得居民的財(cái)富水平上升，在邊際消費(fèi)傾向不變的情況下，居民的消費(fèi)支出也將增加，從而帶動(dòng)產(chǎn)出和物價(jià)上升。房?jī)r(jià)作為一種重要的價(jià)格指標(biāo)，其波動(dòng)也往往會(huì)對(duì)消費(fèi)者的預(yù)期和信心效應(yīng)產(chǎn)生重大影響，繁榮的房地產(chǎn)市場(chǎng)可以使消費(fèi)者增加對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的信心，使其對(duì)未來(lái)收入情況的預(yù)期更樂(lè)觀，從而影響了當(dāng)前的消費(fèi)決策，從而影響經(jīng)濟(jì)的總產(chǎn)出和物價(jià)水平的變化。貨幣政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響歷來(lái)是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)問(wèn)題，隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展，房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用也受到了越來(lái)越多的關(guān)注。在理論上貨幣政策通過(guò)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響宏觀經(jīng)濟(jì)需要經(jīng)歷兩個(gè)階段，即貨幣政策影響房地產(chǎn)市場(chǎng)階段與房地產(chǎn)市場(chǎng)影

8、響宏觀經(jīng)濟(jì)階段。在前一階段，貨幣政策的變化通過(guò)改變房地產(chǎn)商融資成本來(lái)影響房地產(chǎn)市場(chǎng)供給方行為，通過(guò)改變其他資產(chǎn)相對(duì)收益、購(gòu)房者首付和利息支付來(lái)改變房地產(chǎn)市場(chǎng)需求者行為，從而影響整個(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)（Adam Elbourne，2008）。第二階段，房地產(chǎn)市場(chǎng)的波動(dòng)則通過(guò)托賓Q效應(yīng)、財(cái)富效益、預(yù)期效應(yīng)等影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)層面的投資和消費(fèi)，進(jìn)而影響貨幣政策的最終目標(biāo)產(chǎn)出和物價(jià)（丁晨、屠梅曾，2007）。自20世紀(jì)90年代初日本股市、房市泡沫和隨后美國(guó)股市泡沫的相繼爆發(fā)，國(guó)外學(xué)者開始充分關(guān)注資產(chǎn)價(jià)格在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中所起的作用，并更多地進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。此前的研究較多集中于金融資產(chǎn)(主要是股票價(jià)格)之上，而正是由

9、此時(shí)起，房地產(chǎn)價(jià)格在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用才被廣泛關(guān)注與研究起來(lái)。Kosuke Aok （2004） 等將BGG模型（Bernanke， Gertler 和Gilchfist model， 1999 年正式稱此模型為BGG 模型） 引人了房地產(chǎn)部門經(jīng)濟(jì)， 研究了房地產(chǎn)在貨幣政策中的傳導(dǎo)作用。在該模型中住房既提供一定的消費(fèi)流， 也是家庭借貸的抵押品， 在一定條件下， 金融加速器效應(yīng)放大了貨幣政策沖擊在住房投資、住房?jī)r(jià)格和消費(fèi)中的作用。Mishkin (2007)從理論上分析了貨帀政策傳導(dǎo)機(jī)制的六條途徑，其中三條是貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的直接影響，另外三條為貨幣政策對(duì)整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的間接影響。他認(rèn)為，利

10、率可能影響到房地產(chǎn)市場(chǎng)的資本成本、市場(chǎng)的未來(lái)預(yù)期及房地產(chǎn)市場(chǎng)的房屋供給量，從而直接影響到房地產(chǎn)價(jià)格；而貨幣政策的變動(dòng)又可能通過(guò)財(cái)富效應(yīng)和資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)進(jìn)一步影響消費(fèi)和投資。要想達(dá)到價(jià)格穩(wěn)定和充分就業(yè)的雙重目標(biāo)，政策制定者在研究相關(guān)貨幣政策時(shí)就必須非常謹(jǐn)慎。Giuliodori (2005)分析了在不同經(jīng)濟(jì)制度下房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中作用的差異。同時(shí)采用VAR模型，檢驗(yàn)了歐洲9個(gè)主要國(guó)家房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中所扮演的角色，結(jié)果表明，貨幣政策中利率的變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)的波動(dòng)有顯著影響，房?jī)r(jià)變化對(duì)消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制暢由通,特別是在房地產(chǎn)市場(chǎng)和抵押市場(chǎng)相對(duì)成熟和發(fā)達(dá)的國(guó)家，這一傳導(dǎo)機(jī)制表現(xiàn)的更加明

11、顯。Aoki (2004)分析了房地產(chǎn)市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的相互關(guān)系，指出房?jī)r(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中發(fā)揮著重要作用。房地產(chǎn)在貨幣政策的傳導(dǎo)過(guò)程中，住房既提供一定的消費(fèi)量，也成為家庭借貸的抵押品，他認(rèn)為，金融加速器效應(yīng)放大了貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)投資、房屋價(jià)格和消費(fèi)的沖擊作用。通過(guò)檢驗(yàn)英國(guó)數(shù)據(jù)可知，信貸市場(chǎng)結(jié)構(gòu)變化會(huì)減小住房抵押的借貸成本，一方面增加了貨幣政策沖擊對(duì)消費(fèi)的影響，另一方面也降低了對(duì)住房?jī)r(jià)格和住房投資的影響。Bj0rnland和Jacobsen (2008)對(duì)瑞典、挪威和英國(guó)三國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中扮演的角色進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明，房地產(chǎn)市場(chǎng)在傳導(dǎo)機(jī)制中扮演了不可忽略的重要作用，房

12、地產(chǎn)價(jià)格對(duì)貨幣政策的變化反應(yīng)迅速，房?jī)r(jià)得下降會(huì)引發(fā)總產(chǎn)出水平的下降，降低通貨膨脹率。但是各個(gè)國(guó)家傳導(dǎo)機(jī)制的有效性、反應(yīng)時(shí)滯和變化幅度各不相同。Chow和Choy (2009)通過(guò)運(yùn)用FAVAR模型，對(duì)新加坡的貨幣政策對(duì)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響作出考量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對(duì)過(guò)度快速上漲的房地產(chǎn)價(jià)格有潛在的調(diào)節(jié)作用。緊縮的貨幣政策雖然有通貨緊縮和抑制經(jīng)濟(jì)的風(fēng)險(xiǎn)，但在調(diào)節(jié)資產(chǎn)價(jià)格方面有不可忽略的重要作用。此外，Bernanke和Gertler(1989)提出的經(jīng)典"金融加速器"理論也為日后的研究提供有效的方法，他們認(rèn)為由于企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)景氣時(shí)，借款人的凈值升高，投資增加

13、，而出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)，借款人凈值降低，投資減少。凈值決定的投資波動(dòng)具有自我加強(qiáng)的慣性，將對(duì)經(jīng)濟(jì)原來(lái)的走勢(shì)造成深遠(yuǎn)的影響。Bernanke和Gertler (1995)的研究發(fā)現(xiàn)：在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中，信貸渠道作用的發(fā)揮很大程度取決于整個(gè)國(guó)家的銀行系統(tǒng)。Chen(2006)運(yùn)用VECM協(xié)整模型，采用PT變量分解的方法，對(duì)瑞典24年間的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。結(jié)論認(rèn)為：房地產(chǎn)財(cái)富、金融財(cái)富與居民總消費(fèi)、可支配收入有很明顯的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格的持續(xù)上漲對(duì)居民消費(fèi)具有顯著的正效應(yīng)。Ferreira(2010)則著重研究信貸渠道特別是銀行在貨幣政策傳導(dǎo)過(guò)程中的作用，認(rèn)為銀行是金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)情況下貨幣政策的主要

14、傳導(dǎo)渠道，但信貸渠道并不總是有效，銀行貸款要受到多個(gè)因素的影響。近10年來(lái)，隨著我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的飛速發(fā)展，使用國(guó)內(nèi)數(shù)據(jù)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究的文獻(xiàn)也逐漸豐富。部分學(xué)者認(rèn)為中國(guó)的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制暢通，但是貨幣政策通過(guò)房地產(chǎn)進(jìn)一步影響宏觀經(jīng)濟(jì)的有效性較弱。馮科（2011)通過(guò)構(gòu)建SVAR模型,檢驗(yàn)2000至2009年中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)與房地產(chǎn)市場(chǎng)的相關(guān)數(shù)據(jù)，重點(diǎn)研究我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中發(fā)揮的作用。結(jié)果表明中國(guó)的貨幣政策很難通過(guò)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)一步傳導(dǎo)到實(shí)體經(jīng)濟(jì)，從而實(shí)現(xiàn)貨幣政策的最終目標(biāo)。戴國(guó)強(qiáng)和張建華（2009)也得出類似的結(jié)論，認(rèn)為我國(guó)貨幣政策對(duì)房

15、地產(chǎn)價(jià)格的影響途徑比較順暢，但房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)投資和消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制存在阻塞，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效用和投資效用不顯著。另一些學(xué)者的結(jié)論是中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制暢通，貨幣政策有效調(diào)控房?jī)r(jià)，同時(shí)能進(jìn)一步對(duì)消費(fèi)和投資的等產(chǎn)生重要影響。周暉和王擎(2009)運(yùn)用BEKK模型和GARCH均值方程模型，檢驗(yàn)中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格、貨市供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)相關(guān)性，探究各種波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：房?jī)r(jià)的波動(dòng)及房?jī)r(jià)和貨幣供應(yīng)量的聯(lián)動(dòng)對(duì)GDP的增速有顯著影響，會(huì)導(dǎo)致GDP增長(zhǎng)率的下降，同時(shí)貨幣供應(yīng)量與房?jī)r(jià)的聯(lián)動(dòng)變化非常劇烈，貨幣政策對(duì)不同城市房?jī)r(jià)的調(diào)控效果也不盡相同。高波和王先柱（2009)運(yùn)用向量自回

16、歸模型和2000至2007年數(shù)據(jù)，探討中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的有效性。結(jié)果表明，中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)確實(shí)存在貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制,貨幣供給量的增加剌激了房地產(chǎn)投資和商品房銷售額的增長(zhǎng)，導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格上漲；但貨幣政策在房地產(chǎn)市場(chǎng)傳導(dǎo)具有特殊性，提高利率能夠有效控制商業(yè)銀行在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的貨款供給，卻無(wú)法有效抑制商業(yè)銀行在房地產(chǎn)市場(chǎng)的貨款供給,故房地產(chǎn)貨款的增加推動(dòng)了房地產(chǎn)價(jià)格上漲。黃靜和屠梅曾（2009)創(chuàng)新的運(yùn)用家庭微觀數(shù)據(jù)，著重研究我國(guó)近十年來(lái)居民的房地產(chǎn)財(cái)富與消費(fèi)間關(guān)系，驗(yàn)證了房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)。她們認(rèn)為房地產(chǎn)財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用,且戶主越年青的家庭，收入越高的家庭和經(jīng)濟(jì)越發(fā)

17、達(dá)地區(qū)的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)越大。胡浩志（2010)采用SVAR模型，利用1999至2009年的月度數(shù)據(jù)，對(duì)貨幣政策、房地產(chǎn)市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究。根據(jù)結(jié)果，他認(rèn)為中國(guó)存在通過(guò)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響宏觀經(jīng)濟(jì)的貨幣政策傳導(dǎo)渠道。信貸規(guī)模和利率都能引發(fā)商品房銷售額在短期內(nèi)的較大波動(dòng)，因此在利率沒(méi)有充分市場(chǎng)化的中國(guó)，直接進(jìn)行信貸控制更能有效地調(diào)控房?jī)r(jià)。同時(shí)，房地產(chǎn)市場(chǎng)的波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)有顯著影響。房?jī)r(jià)的沖擊短期內(nèi)會(huì)引起通貨膨脹和工業(yè)增加值較大幅度的波動(dòng)，并通過(guò)財(cái)富效應(yīng)引發(fā)CPI的迅速上漲。王松濤和劉洪玉(2009)構(gòu)建了以住房市場(chǎng)為載體的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論框架，定量研究住房市場(chǎng)傳導(dǎo)貨幣政策的

18、效果，結(jié)果表明利率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊引發(fā)私人消費(fèi)下降1.09 % ,經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出和價(jià)格總水平也相應(yīng)降低，房?jī)r(jià)則下降0.47%;房?jī)r(jià)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向結(jié)構(gòu)沖擊引發(fā)私人消費(fèi)上升1.24%,經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出和價(jià)格總水平也相應(yīng)提高。從而證明住房市場(chǎng)是傳導(dǎo)貨幣政策信號(hào)的重要載體，同時(shí)，緊縮的貨幣政策對(duì)穩(wěn)定住房?jī)r(jià)格、抑制住房投資快速上漲發(fā)揮了重要作用，是一種有效的干預(yù)工具。武康平和胡諜（2010)利用施加兩種約束的SVAR模型來(lái)實(shí)證分析房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作IS 。實(shí)證結(jié)果證明房地產(chǎn)市場(chǎng)已經(jīng)成為我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的重要渠道。一方面寬松的貨幣政策是房?jī)r(jià)短期高漲的最主要原因；另一方面房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲對(duì)我國(guó)的消

19、費(fèi)和非房地產(chǎn)投資也存在明顯的擠出效應(yīng)。同時(shí)，武康平和胡諜（2011)根據(jù)"金融加速器"理論，構(gòu)建包含金融加速器的一般均衡模型，研究房地產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的"加速器"作用。結(jié)果顯示，我國(guó)的房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)確實(shí)存在"加速器"作用,房?jī)r(jià)的上升與房地產(chǎn)投資和社會(huì)總體投資的上升就形成了一種相互促進(jìn)的關(guān)系。當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于上升狀態(tài)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)更快；而當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退，房?jī)r(jià)的下跌會(huì)加速經(jīng)濟(jì)的衰退。所以必須重視房地產(chǎn)市場(chǎng)的波動(dòng)給宏觀經(jīng)濟(jì)所帶來(lái)的潛在風(fēng)險(xiǎn)。徐凱（2010)研究發(fā)現(xiàn)，通過(guò)財(cái)富效應(yīng)，房地產(chǎn)價(jià)格影響消費(fèi)、投資進(jìn)而影響總需求，傳導(dǎo)至CPI

20、進(jìn)而引起我國(guó)貨幣政策變化。論文證明了房地產(chǎn)市場(chǎng)存在財(cái)富效應(yīng)和資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)，也從側(cè)面證明了房地產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間有明顯的時(shí)滯效應(yīng)。屠佳華（2005）運(yùn)用VAR模型對(duì)推高上海房地產(chǎn)價(jià)格的各種因素進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)貸款利率下調(diào)對(duì)上海房?jī)r(jià)影響不明顯。丁晨、屠梅曾（2007）運(yùn)用向量誤差修正模型（VECM）考察了房?jī)r(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用，結(jié)果表明房?jī)r(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用較為顯著，房?jī)r(jià)渠道的總體傳導(dǎo)效率較高，但其實(shí)證結(jié)果卻得出了"利率沖擊使房?jī)r(jià)短期內(nèi)產(chǎn)生正向變動(dòng)"的結(jié)論。段忠東（2007）則運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解等方法檢驗(yàn)了我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與通貨膨脹、產(chǎn)出

21、的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)通貨膨脹與產(chǎn)出的影響有限，長(zhǎng)期則對(duì)通貨膨脹與產(chǎn)出產(chǎn)生重要影響，并且房?jī)r(jià)與通貨膨脹、產(chǎn)出之間存在正反饋?zhàn)饔脵C(jī)制。從上述研究文獻(xiàn)得出的結(jié)果來(lái)看，關(guān)于房地產(chǎn)價(jià)格與貨幣政策的關(guān)系、房地產(chǎn)價(jià)格與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系的研究結(jié)論并不一致。這與不同國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境、研究數(shù)據(jù)的選取區(qū)間、數(shù)據(jù)的處理以及分析方法的不同有關(guān)。二、基于VECM的實(shí)證檢驗(yàn)1.變量設(shè)置、樣本選擇及數(shù)據(jù)說(shuō)明通過(guò)上述理論分析可知，房地產(chǎn)價(jià)格在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中發(fā)揮作用必須要涉及三個(gè)層面的的變量。第一是政府貨幣政策調(diào)控層面。政府的貨幣政策調(diào)控主要是通過(guò)貨幣政策中介目標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)節(jié)，而自1998年國(guó)家隊(duì)經(jīng)濟(jì)實(shí)行間

22、接調(diào)控以來(lái)，我國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)一直以貨幣供應(yīng)量為主，同時(shí)兼有利率和匯率。因此本文選取了貨幣供應(yīng)量和利率水平作為變量。其中用廣義貨幣供應(yīng)量M2代表貨幣供應(yīng)量，因?yàn)樗粌H反映社會(huì)現(xiàn)實(shí)購(gòu)買力也反映了潛在購(gòu)買力，是政府制定長(zhǎng)短期貨幣政策的關(guān)鍵變量。對(duì)于利率水平，我們選取全國(guó)銀行間市場(chǎng)同業(yè)拆借30天平均利率（I），因?yàn)檫@是我國(guó)1996年利率市場(chǎng)化改革以來(lái)最早放開的利率，是我國(guó)最具代表性、最成熟的市場(chǎng)化利率，對(duì)市場(chǎng)變化反應(yīng)極為敏感。此外，我國(guó)仍以間接融資為主要融資手段，信貸規(guī)模控制仍是貨幣政策的重要工具，對(duì)房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)尤為如此，所以本文還選取了金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額（CREDIT）來(lái)反映信貸政策。第二是實(shí)體

23、經(jīng)濟(jì)層面。實(shí)體經(jīng)濟(jì)層面主要考慮社會(huì)的兩大經(jīng)濟(jì)部門企業(yè)和居民，對(duì)應(yīng)選取投資和消費(fèi)作為這一層面經(jīng)濟(jì)變量，兩者是擴(kuò)大社會(huì)總產(chǎn)出的主要途徑，同時(shí)也能檢驗(yàn)房?jī)r(jià)的TobinQ效應(yīng)和財(cái)富效應(yīng)。本文分別采用固定資產(chǎn)投資完成總額(INV)及社會(huì)消費(fèi)品零售總額(CS)表示這兩個(gè)指標(biāo)。第三是貨幣政策目標(biāo)層面。貨幣政策最終目標(biāo)，一般有四個(gè)：穩(wěn)定物價(jià)、充分就業(yè)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和平衡國(guó)際收支。就可控性和可測(cè)性而言，主要考慮物價(jià)穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。所以本文選擇了CPI同比指數(shù)用以考量通貨膨脹，度量物價(jià)水平。而由于GDP只有季度數(shù)據(jù)，考慮到月度數(shù)據(jù)的易得性，用工業(yè)增加值(IAV)同比增長(zhǎng)率反映社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)于房?jī)r(jià)，由于國(guó)內(nèi)的各種

24、房地產(chǎn)指數(shù)在數(shù)據(jù)采集和編制上各有缺陷，所以本文選擇了易得的全國(guó)商品房銷售面積和銷售額月度數(shù)據(jù), 并將這些最原始的數(shù)據(jù)首先換算成全國(guó)平均價(jià)格, 再進(jìn)一步轉(zhuǎn)化成同比增長(zhǎng)率( 上年同期為100) , 以表示房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(HPI)。本文采用2000年1月至2012年9月的時(shí)間序列月度數(shù)據(jù)作為樣本。之所以采用2000年以后的數(shù)據(jù)，是因?yàn)閲?guó)家于1998年停止實(shí)物分房，實(shí)行住房商品化，1999年房地產(chǎn)市場(chǎng)化水平才顯著提升，由于要用到增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)所以以1999年為基期，2000年為起始年比較好。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。實(shí)證檢驗(yàn)前，我們對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：為提高數(shù)據(jù)的可比性, 所有絕對(duì)數(shù)

25、據(jù)( 貨幣供應(yīng)量、信貸余額、房地產(chǎn)平均價(jià)格、投資額、消費(fèi)額、工業(yè)經(jīng)濟(jì)增加值) 均換算成同比增長(zhǎng)率( 上年同期為100) ; 運(yùn)用X12-Multiplicative 方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整; 對(duì)所有數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)( 文中在各變量前用LN表示)，這樣在不改變數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)性質(zhì)的情況下，可以消除數(shù)據(jù)的異方差性。本文所有實(shí)證檢驗(yàn)均采用Eviews6計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析軟件。2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)在對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行處理前，必須先檢驗(yàn)這些時(shí)間序列的平穩(wěn)性。對(duì)非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，再檢驗(yàn)其是否協(xié)整。本文采用ADF方法對(duì)所有變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn), 以AIC值確定滯后階數(shù),檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：變量ADF統(tǒng)計(jì)量臨界值（5%）P值檢驗(yàn)

26、結(jié)論LNCPI零階差分-2.101281-2.882127 0.2446非平穩(wěn)LNCPI一階差分-5.594455-2.882127 0.0000平穩(wěn)LNCREDIT零階差分-3.526575-2.8811230.0086平穩(wěn)LNCS零階差分-1.671766-2.882127 0.4434非平穩(wěn)LNCS一階差分-5.984341-2.880463 0.0000平穩(wěn)LNI零階差分-3.002304-2.880463 0.0369平穩(wěn)LNIAV零階差分-2.891518-2.882127 0.0489平穩(wěn)LNINV零階差分-4.7854

27、75-2.880463 0.0001平穩(wěn)LNM2零階差分-2.896704-2.8808530.0481平穩(wěn)根據(jù)上表可知，LNCPI與LNCS為一階單整序列，其他變量為零階單整的平穩(wěn)序列。3.政府貨幣政策調(diào)控層面分析（1）.協(xié)整檢驗(yàn)由前文所述，本文主要進(jìn)行三個(gè)層面的分析。第一層面，通過(guò)貨幣政策調(diào)控對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響，即M2、信貸政策和利率對(duì)房?jī)r(jià)的影響。由于房?jī)r(jià)指數(shù)、M2、金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額和利率均為0階單整序列，因此我們考慮其存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法: 一種是Engel和Granger提出的兩步法平穩(wěn)性檢驗(yàn)( 基于回歸的殘差序列檢驗(yàn)) ; 另一種是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)(

28、 基于VAR模型回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)) 。前者主要針對(duì)單方程而言; 后者是一種進(jìn)行多變量協(xié)整檢驗(yàn)的較好的方法。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，通過(guò)跡統(tǒng)計(jì)量來(lái)確定變量間的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)表明在5%的顯著性水平下，以上變量存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明房?jī)r(jià)與其他三個(gè)變量存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。因此，通過(guò)建立VECM模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析與方差分解。（2）.格蘭杰因果檢驗(yàn)由于上述四變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以先進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，研究變量之間的相互影響。首先對(duì)模型最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行選取，通過(guò)檢驗(yàn)，依據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，確定格蘭杰因果檢驗(yàn)的滯后階數(shù)為2。具體檢驗(yàn)結(jié)果如下所示：Pairwise Granger Caus

29、ality TestsLags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb.  LNI does not Granger Cause LNHPI 151 5.813020.0037 LNHPI does not Granger Cause LNI 0.324940.7231 LNM2 does not Granger Cause LNHPI 151 2.903550.0580 LNHPI does not Granger Cause LNM2 

30、1.307720.2736 LNCREDIT does not Granger Cause LNHPI 151 0.490140.6135 LNHPI does not Granger Cause LNCREDIT 0.378890.6853根據(jù)上面的數(shù)據(jù)可以看出：在5%的顯著性水平上，利率是房?jī)r(jià)的格蘭杰原因，但房?jī)r(jià)并不是利率的格蘭杰原因；M2與房?jī)r(jià)以及信貸額與房?jī)r(jià)之間不存在因果關(guān)系。但在10%的顯著性水平上，M2是房?jī)r(jià)的格蘭杰原因，其他各項(xiàng)結(jié)論不變。因此可以認(rèn)為，就統(tǒng)計(jì)意義上而言，利率與房?jī)r(jià)之間存在較強(qiáng)的單項(xiàng)因果關(guān)系；貨幣供應(yīng)量M2與房?jī)r(jià)之間

31、存在較弱的單項(xiàng)因果關(guān)系；而信貸額與房?jī)r(jià)之間相互獨(dú)立。（3）.基于VECM的分析 模型簡(jiǎn)介。根據(jù)Granger定理, 一組具有協(xié)整關(guān)系的變量一定具有誤差修正模型的表達(dá)形式存在。VECM的一般表達(dá)式為: y t =yt-1+y t-1+et (1)同時(shí)上式也可表示為： y t =aECMt-1+y t-1+et (2)其中式( 2) 中的ECMt - 1 是誤差修正項(xiàng), 即分量之間的協(xié)整方程反映了被解釋變量與解釋變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系, 而整個(gè)VEC 模型則反映了變量間長(zhǎng)期均衡關(guān)系及變量滯后期的短期波動(dòng)對(duì)當(dāng)前變量的短期波動(dòng)$y t 的影響。系數(shù)向量a 反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí), 將

32、其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整力度。因此VECM 能用于考察經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中各變量之間的長(zhǎng)期及短期關(guān)系。VECM的估計(jì)結(jié)果通過(guò)估計(jì)，可以得到房?jī)r(jià)、M2、信貸額及利率的協(xié)整方程：LNHPI(-1)= 2.243979 LNCREDIT(-1)- 0.736254 LNI(-1)- 7.287082 LNM2(-1)+29.2931 (3) （-2.72582） （6.90531） （4.38373）反映房?jī)r(jià)短期波動(dòng)決定形式的誤差修正模型為：D(LNHPI)= -0.149768 CointEq1-0.261257 D(LNHPI(-1)+ 0.061264 D(LNI(-1)+ (-3.76346) 

33、0;(-3.33628)  (1.37028) 1.326353 D(LNM2(-1) -1.116857 D(LNCREDIT(-1) (4) (1.52009)  (-1.58279)（）內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，CointEq1即為（2）式中的誤差修正項(xiàng)ECM，回歸效果較為明顯。在上面的誤差修正模型中，房?jī)r(jià)的短期波動(dòng)由兩部分決定：一部分是偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的影響；另一部分是自身及其他變量短期波動(dòng)的影響。從CointEq1的估計(jì)值及t檢驗(yàn)值來(lái)看，當(dāng)房?jī)r(jià)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)具有較為顯著的反向調(diào)整機(jī)制，調(diào)整力度較大；而從變量短期波動(dòng)系數(shù)及其t統(tǒng)計(jì)值來(lái)看，滯后一期的房?jī)r(jià)自

34、身的短期波動(dòng)對(duì)當(dāng)期房?jī)r(jià)在5%置信水平上有顯著影響, 而其他變量的短期波動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)影響較弱。（4）脈沖響應(yīng)與方差分解分析為了更好地刻畫貨幣政策對(duì)房?jī)r(jià)的傳導(dǎo)，本文應(yīng)用脈沖響應(yīng)分析進(jìn)行進(jìn)一步研究。其基本思想是分析模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)各內(nèi)生變量當(dāng)前及未來(lái)的影響。本文選用不依賴于變量次序的廣義脈沖。圖1 房?jī)r(jià)對(duì)貨幣政策( 利率、貨幣供應(yīng)量與信貸) 的響應(yīng)從圖中可以看出，三個(gè)貨幣政策變量對(duì)房?jī)r(jià)都能產(chǎn)生負(fù)向影響。市場(chǎng)化程度相對(duì)較高的全國(guó)銀行間市場(chǎng)同業(yè)拆借30天平均利率的沖擊使房?jī)r(jià)產(chǎn)生負(fù)向變化，并隨著時(shí)間的推移影響力逐漸增大，在10個(gè)月后趨于平穩(wěn)。貨幣供應(yīng)量M2和金融機(jī)構(gòu)信貸余額CREDIT也有類似

35、影響，但影響力度要小很多。我們?cè)俳Y(jié)合方差分解來(lái)看：圖2 貨幣政策( 利率、貨幣供應(yīng)量與信貸)對(duì)房?jī)r(jià)的方差分解從圖中可以看出，只有利率對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的貢獻(xiàn)度最強(qiáng)，隨著時(shí)間的推移解釋力度逐漸增強(qiáng)。相較而言，貨幣供應(yīng)量及信貸額對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的貢獻(xiàn)較小。4.房?jī)r(jià)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)層面由于房?jī)r(jià)、固定資產(chǎn)投資完成總額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額這三個(gè)變量并非同階單整，因此不能進(jìn)行VECM模型分析，可通過(guò)無(wú)約束的VAR模型進(jìn)行分析。同理，通過(guò)最優(yōu)滯后期數(shù)檢驗(yàn)，根據(jù)AIC、SC原則確定最優(yōu)滯后期為3。此時(shí)我們要探討房?jī)r(jià)對(duì)投資于消費(fèi)的傳導(dǎo)效應(yīng)，同樣通過(guò)VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)與方差分解分析：圖3 固定資產(chǎn)投資完成總額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額

36、對(duì)房?jī)r(jià)的響應(yīng)上圖反映了實(shí)體經(jīng)濟(jì)對(duì)房?jī)r(jià)的反映。房?jī)r(jià)的上漲在前3個(gè)月內(nèi)使得居民的消費(fèi)減少，但3月后影響逐漸為正，并保持長(zhǎng)期正向影響，大概在0.005的水平。對(duì)投資的影響，剛開始短暫為負(fù)，但24個(gè)月之后有明顯正向沖擊，但之后投機(jī)長(zhǎng)期趨于0。圖4 房?jī)r(jià)對(duì)固定資產(chǎn)投資完成總額、社會(huì)消費(fèi)品零售總額的方差分解從上圖方差分解可以看出，房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的貢獻(xiàn)度明顯強(qiáng)于投資因素，貢獻(xiàn)度能達(dá)到10%左右，反觀房?jī)r(jià)對(duì)投資波動(dòng)的貢獻(xiàn)度長(zhǎng)期趨于0。5.房?jī)r(jià)對(duì)貨幣政策目標(biāo)層面房?jī)r(jià)對(duì)貨幣政策目標(biāo)的影響，即對(duì)產(chǎn)出和通脹的影響。我們以房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、工業(yè)增加值以及CPI來(lái)度量。由于這三個(gè)變量不為同階單整，因此同上部分分析一樣，在選

37、擇最優(yōu)滯后階數(shù)之后進(jìn)行VAR脈沖響應(yīng)和方差分解分析。根據(jù)檢驗(yàn)，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為4。圖5 工業(yè)增加值、CPI對(duì)房?jī)r(jià)的響應(yīng)可以看出，短期內(nèi)，房?jī)r(jià)對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生正負(fù)交替的影響，在第4月達(dá)到高峰后逐漸趨于平穩(wěn)下降趨勢(shì)。而房?jī)r(jià)對(duì)物價(jià)指數(shù)的影響始終為正，并有逐漸增強(qiáng)的趨勢(shì)，最終穩(wěn)定在0.002的水平上。圖6 房?jī)r(jià)對(duì)工業(yè)增加值、CPI的方差分解從上圖的方差分解來(lái)看，隨著時(shí)間的推移，房?jī)r(jià)對(duì)產(chǎn)出以及CPI波動(dòng)的貢獻(xiàn)度在增強(qiáng)，對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)度最終能達(dá)到10%左右，略高于CPI。房?jī)r(jià)對(duì)貨幣政策目標(biāo)確有傳導(dǎo)作用。三、基于模型分析的結(jié)論和政策建議通過(guò)以上實(shí)證檢驗(yàn)可以得出以下結(jié)論：（1）從協(xié)整方程來(lái)看，房?jī)r(jià)與貨幣政策的三個(gè)中介目標(biāo)變量具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，貨幣政策對(duì)房?jī)r(jià)具有較強(qiáng)的影響力。但房?jī)r(jià)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)層