基于SVAR模型的貨幣政策在房地產(chǎn)市場的設計與開發(fā)

哈爾濱工業(yè)大學本科畢業(yè)設計（論文）--Keywords：Monetarypolicy，Therealestatemarket，Thetransmissionmechanism，SVARmodel一、引言與文獻綜述2007年以美國次貸危機為禍首而引發(fā)的全球性金融危機在世界蔓延，許多國家都采取了一系列的措施以緩沖其對實體經(jīng)濟的沖擊。從各個國家的應對金融危機的各項舉措來看，貨幣政策無疑是最關鍵，最有效的措施之一。2008年，貨幣政策的適時放松使中國經(jīng)濟率先復蘇，尤其是以房地產(chǎn)及相關產(chǎn)業(yè)為支柱的國民經(jīng)濟快速增長。與此同時，我國的房價不斷飆升，直到近年來才有所緩解。相關數(shù)據(jù)顯示，僅2008年央行就9次提高貸款利率，20次提高存款準備金率，卻并未明顯改善房產(chǎn)價格快速上漲的趨勢。2012年12月份70個大中城市房價上漲和持平的占絕大多數(shù)，2013年1月，我國房地產(chǎn)市場價格堅挺，樓市比較活躍。央行降息和公積金政策等政策因素引起剛需釋放，房價再次小幅波動。3月，央行針對房地產(chǎn)的價格實施結構性貨幣政策，通過結構性的信貸資產(chǎn)來實現(xiàn)宏觀調控。到去年年底，二三線城市的房價已經(jīng)開始有下滑的趨勢。那么，貨幣政策對房地產(chǎn)市場的宏觀調控效果如何？貨幣政策是怎樣來影響房地產(chǎn)市場的？如何才能更好的使貨幣政策在房地產(chǎn)市場上發(fā)揮作用？這些問題的研究都很有意義。從貨幣政策傳導機制的研究文獻來看，國外學者的研究一般分為兩大類：理論分析和實證研究。理論方面研究的比較早，Bernanke和Gertler(1995)研究發(fā)現(xiàn)，受到短期利率沖擊后，房地產(chǎn)投資反應劇烈且長時間受影響，而受長期利率的沖擊相對而言平緩一點，且回復很快。Aoki(2004)為研究貨幣政策傳導過程中房地產(chǎn)扮演的角色而引入了BGG模型。在該模型中，房地產(chǎn)既是居民借貸的質押物，也分流了一些消費。在某些環(huán)境下，貨幣政策受金融加速器效應的影響，其沖擊在房地產(chǎn)價格、房地產(chǎn)投資和消費中被擴大了。在實證方面，2007年，Matteo和Raoul構建了多個VAR模型。利用這些模型，他們分析了房地產(chǎn)市場受芬蘭、英國、挪威和德國等國家的貨幣政策沖擊后的反應。結果表明，一個國家的房地產(chǎn)市場結構對該國信貸渠道的傳導效果有很深的影響。芬蘭和英國的傳導途徑主要是銀行信貸途徑，但并不否認資產(chǎn)負債途徑的存在；德國貨幣政策則完全是通過資產(chǎn)負債表途徑傳導的；挪威更是表現(xiàn)示出沒有任何的信貸途徑。從國內研究來看，劉傳哲，何凌云（2006）以計量方法測算了貨幣政策房地產(chǎn)傳導渠道的作用程度及傳導速度，結果表明：房地產(chǎn)渠道整體效率高，Q渠道效率優(yōu)于財富渠道效率，產(chǎn)出效率優(yōu)于物價效率，但同時調控的難度和風險也較大。高波，王先柱（2009）用VAR方法，對2000-2007年的相關指標進行了探討，研究表明，增加貨幣供給量，促進了商品房的銷售，并導致房價上漲；提高利率對抑制商業(yè)銀行在房地產(chǎn)市場的貸款供給效果不明顯，更不能阻止房地產(chǎn)開發(fā)商以其他途徑從銀行間接獲取更多貨款，房地產(chǎn)貸款的增長推動了房地產(chǎn)價格上漲。張慶君（2009）采用脈沖影響函數(shù)分析了貨幣政策對房地產(chǎn)的傳導效果，結果表明：貨幣供給量對房地產(chǎn)市場產(chǎn)生了較長期的影響，而利率影響的持效期較短。胡浩志（2010）用6個變量的SVAR方法對1999——2009年的貨幣政策、房地產(chǎn)市場和宏觀經(jīng)濟的動態(tài)關系進行了實證研究。研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策在房地產(chǎn)市場存在傳導關系，并進而影響宏觀經(jīng)濟，通過調控金融機構的信貸規(guī)模能更有效的穩(wěn)定房價，從而有效地調控宏觀經(jīng)濟。孟彩云和李權（2011）基于2000到2010年我國宏觀季度經(jīng)濟數(shù)據(jù)，構建了3個VAR模型，實證檢驗了房地產(chǎn)市場貨幣政策信貸傳導機制有效性。研究表明，短期內，利率對房價有負面影響，并且貢獻率較大；但在長期，利率的調控效果逐漸減弱。國內外的學者對貨幣政策及其在房地產(chǎn)市場中的傳導做了比較全面、深入的研究，在理論和實證研究上都取得了一定成果，這為本課題的開展奠定了堅實的基礎。然而從現(xiàn)有文獻來看，仍有一些問題需要繼續(xù)解決。國內很多研究僅僅是抓住單個變量或少數(shù)變量來研究，在房地產(chǎn)市場方面也往往只研究房地產(chǎn)價格，容易以偏概全，同時也忽略了它們本身之間的相互作用和聯(lián)系。不同貨幣政策工具帶來的傳導效果肯定會有所差異，并且絕非是“1+1”的影響，而房地產(chǎn)的不同指標對此的反應也不盡相同。所以，我的課題研究旨在比較不同階段不同貨幣政策的調節(jié)方式和效果，采用多種貨幣政策的傳導機制（貨幣供應量，利率，金融機構貸款余額）對房地產(chǎn)市場多個指標（投資額，竣工量，價格，銷售量）的傳導效果進行研究，達到調控宏觀經(jīng)濟（社會消費，物價，工業(yè)增加值）的目的。并通過評價貨幣政策的有效性和持續(xù)性，為國家宏觀調控提供參考建議。二、貨幣政策傳導的理論分析貨幣政策的傳導機制主要指，相關部門根據(jù)相關經(jīng)濟背景，采取合適的貨幣政策手段或政策工具，經(jīng)過一系列的途徑和渠道傳導后來調整實體經(jīng)濟，實現(xiàn)貨幣政策最終調控目標的作用過程。各種流派對于貨幣政策理論及其傳導機制的觀點有很多，但基本都承認：在市場經(jīng)濟環(huán)境下，貨幣政策可以利用資產(chǎn)負債途徑、信貸途徑以及利率途徑對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生影響。在西方發(fā)達國家，市場開放程度較高，央行在實施貨幣政策時，很多時候都會通過操作利率來控制，利率傳導途徑在發(fā)達國家的貨幣政策中處于核心地位。而我國作為社會主義國家和發(fā)展中國家，資本市場規(guī)模相對有限。同時，我國的利率背負著調節(jié)資金供求和國民收入再分配的雙重任務，容易出現(xiàn)央行為刺激經(jīng)濟而放寬貸款，而因為利差太小，商業(yè)銀行不愿放貸的矛盾。同時，我國的利率是受管制的，嚴重削弱了貨幣政策的效果。我國實施貨幣政策的常用途徑主要是信貸渠道，但其規(guī)模增長平緩：一方面，信貸規(guī)模并沒有因為基礎貨幣的擴大而顯著上升；另一方面，信貸規(guī)模亦未能跟上存貸款利差擴大的步伐。我國貨幣政策的傳導過程一般分成兩步，即“貨幣政策手段——貨幣政策的中介目標——貨幣政策的最終目的”。如圖1所示的就是貨幣政策通過房地產(chǎn)市場的傳導最終影響宏觀經(jīng)濟的多種機制框架。其傳導機制可以分為以下兩個部分：圖1：貨幣政策在房地產(chǎn)市場的傳導機制1、貨幣當局利用貨幣政策工具對房地產(chǎn)市場產(chǎn)生影響在利率途徑方面，新古典主義認為房地產(chǎn)需求的主要決定因素是購房成本，如果我們用c來表示的話，則c=hp(I-∏he+)。式中hp表示房地產(chǎn)價格；I表示利率，即資金成本；∏he表示潛在的房價增長率；示折舊率。當貨幣政策轉為緊縮時，I上升會直接導致C的提高，使得房地產(chǎn)需求減少，社會的總需求減少。雖然已有研究顯示我國的利率是比較粘滯的。但隨著市場化程度的加深，利率對房地產(chǎn)市場的影響正逐漸加強。在信貸途徑方面，在寬松貨幣政策下，信貸量會由于貨幣供給量增加而增加，社會流動性充裕。當經(jīng)濟景氣時，地產(chǎn)商會毫無顧忌地高價購地，未來的房價直接因為成本的增加而上升，同時這也誘導了大家預期房價的上漲。另外，信貸量因貨幣供給增加而增加時，居民購房更易獲得貸款，擴大了房產(chǎn)的需求，房價進一步上漲，并勾起人們更多的賺錢欲望。房地產(chǎn)市場也因此吸引了更多的資金流入，房地產(chǎn)投資進一步增加。因此可以說，在貨幣政策在寬松時，房地產(chǎn)投資和房價是相互促進，相互攀升的。在資產(chǎn)負債途徑方面，1969年托賓就提出了Q理論。當實施寬松的貨幣政策時，市場價值隨著股市的景氣而上升，Q值相應增加。當Q值大于1時，企業(yè)愿意為了擴建企業(yè)而增加投資。Bamako在1999年的研究中提出，如果金融市場出現(xiàn)信息不對稱現(xiàn)象，銀行為降低風險會要求借款方提供一定的質押物，其風險大小將直接由質押物的價值變化決定，同時貸款量的多少和利率的高低也會受到影響。銀行質押物中最常用的就是房產(chǎn)了，因此在貨幣政策沖擊下對房地產(chǎn)的沖擊尤為重要。當貨幣政策寬松時，房價上升會使質押物更有價值，質押貸款方也因而獲得更多的貸款，也就有更多的錢去消費和投資了。2、房地產(chǎn)市場引發(fā)的效應機制貨幣政策的變動引發(fā)房地產(chǎn)市場的響應，然后反應到宏觀經(jīng)濟上，最終達到貨幣政策的調控目的。而這些影響主要表現(xiàn)為財富效應，拉動效應和擠出效應這三類表現(xiàn)形式。在財富效應方面，根據(jù)永久收入理論，財富與消費間呈現(xiàn)正相關的相互關系。持房人的財富會因為房價的上漲而積累，同時也使人們有資本去消費。即由房價上漲所導致的財富效應可以對房產(chǎn)擁有者的消費活動起到刺激的作用。在拉動效應方面，從金融危機爆發(fā)以來，我國政府拉動經(jīng)濟的措施有很多都是有關房地產(chǎn)的刺激政策。房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展對鋼鐵、建筑、石化以及金融服務等多個產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有著強力的促進作用，促使經(jīng)濟快速復蘇。在擠出效應方面，歐美地區(qū)的消費者通過抵押自住房產(chǎn)的方式獲得貸款，進而將其用于消費及投資是一種普遍的行為，但由于受我國傳統(tǒng)文化的影響，同時也由于我國市場經(jīng)濟的的局限性，很少有普通百姓通過房產(chǎn)抵押貸款的形式進行消費。此外，歐美國家的人口具有很強的流動性，房屋租賃及二手房買賣市場發(fā)展程度較高；但我國國內的房屋租賃市場則很不完善，再考慮到中國文化中對于房產(chǎn)的特殊偏好，使得房子這種消費品幾乎成為一種剛需。在這樣的經(jīng)濟和文化背景下，房價上漲對于普通民眾的其他消費就會產(chǎn)生極大的擠出效應。當大多數(shù)百姓需要節(jié)衣縮食去購買房產(chǎn)時，擴大內需就很難實現(xiàn)。以上講的是房地產(chǎn)對消費的擠出，但其擠出效應不僅于此。非房地產(chǎn)投資同樣受到了房地產(chǎn)的擠出，基于我國國情，這是更加明顯的。房地產(chǎn)行業(yè)由于房價的上漲而得到豐厚利潤，人們紛紛看好，同時也誘引了其他行業(yè)的各種資源的流向。甚至導致炒地炒房盛行，許多不相關產(chǎn)業(yè)為了投資房地產(chǎn)而挪用了本來應該用于研發(fā)、設備更新等方面的資金。長此以往，其他產(chǎn)業(yè)的資金就會被擠占，發(fā)展就受到制約。三、模型建立與數(shù)據(jù)選取1、SVAR模型的建立很多研究者采用向量自回歸（VAR)模型來研究貨幣政策的傳導機制。VAR模型最早由Sims在1980年提出的，該模型從數(shù)據(jù)生成的視角對系統(tǒng)內生變量進行研究，充分模擬了系統(tǒng)的動態(tài)特征。當內生解釋變量之間具有協(xié)整關系時，VAR模型可轉換為向量誤差修正模型(VEC)，并以此協(xié)整關系對內生變量的變動進行約束。與上述方法不同，本文將采用結構向量自回歸(SVAR)模型進行實證分析。與普通VEC和VAR模型不同的是，SVAR模型一方面能充分體現(xiàn)系統(tǒng)內生變量的同期相關關系，以設定與貨幣政策環(huán)境相符的約束，避免VAR模型中因Choleski分解后內生變量次序對結果造成的誤差；另一方面SVAR模型避免了因錯誤的長期約束造成的對模型結果的負面作用，另外，在內生變量較多時，填補了VEC模型不能用經(jīng)典經(jīng)濟學理論解釋復雜協(xié)整關系的缺陷。簡化的SVAR模型可寫為：B（L）Yt=μt。其中B（L）代表矩陣多項式，用來解釋變量間滯后相關性；Yt代表n維列向量；μt代表n維結構擾動向量。另外，μt序列互不相關，且var（μt）=Λ，Λ是對角矩陣。令B0為多項式B（L）在L0上的系數(shù)矩陣，則它代表了結構模型的同期相關關系矩陣。令B′（L）為矩陣多項式B（L）的其他部分，即B（L）=B0+B′（L）。結構沖擊擾動向量μt和簡化式誤差向量εt的關系可以表示為：μt=εt。因此為了識別結構沖擊可以對B0施加約束。由于Λ是對角矩陣，對于包含n個變量的模型，只需施加不少于n×（n-1）個約束就可以識別。在傳統(tǒng)Choleski分解約束下，B0最終可以化解為下三角矩陣，而在SVAR模型中，只要滿足至少n×（n-1）個約束條件，B0矩陣的結構可以是任意的，因此我們可以依據(jù)經(jīng)典經(jīng)濟學理論來對B0設定約束。2、基礎數(shù)據(jù)根據(jù)理論分析，貨幣政策的傳導分為兩步，三個對象。因此，本文將對貨幣政策，房地產(chǎn)市場和宏觀經(jīng)濟進行設定對應變量。在貨幣政策方面，本文選取金融機構貸款余額（LOAN）、貨幣供應量（M2）和利率（R）這三個指標。由于我國的基準利率長期保持不變，缺乏彈性，所以用銀行同業(yè)間拆借30天加權平均利率來表示，這樣可以及時反映資金供求變化。而在選取貨幣供應量時，根據(jù)聶學峰，劉傳哲（2006）的理論，M2與宏觀經(jīng)濟關系最密切。同時在處理數(shù)據(jù)時，本文將M2做了消除季節(jié)影響的處理。在信貸方面，金融機構人民幣資金運用中的貸款余額則能很好的體現(xiàn)。在房地產(chǎn)方面，本文選取房地產(chǎn)投資（HI）、商品房竣工面積（HCS）、商品房銷售額（SFDC）和房地產(chǎn)價格（HP）這4個指標。房地產(chǎn)價格數(shù)據(jù)選取的策略有很多，但都有缺陷，要么變化較大，要么時間略短。為此，本文將選用全國房地產(chǎn)景氣指數(shù)中全國商品房的銷售價格指數(shù)作為房地產(chǎn)價格的月度數(shù)據(jù)。盡管這種處理也存在缺陷，區(qū)域結構對其會有影響，但在現(xiàn)有條件下，該數(shù)據(jù)也基本能體現(xiàn)我國房價的變化趨勢。同時商品房銷售額，商品房竣工面積分別用當月商品房銷售額和當月商品房竣工面積來表示。投資數(shù)據(jù)則以房地產(chǎn)開發(fā)投資的單月數(shù)據(jù)HI作為投資模型數(shù)據(jù)，對于每年1、2月份數(shù)據(jù)只有累計值情況，通過簡單算術平均和移動平均來估算1、2月份的單月投資數(shù)據(jù)。在宏觀經(jīng)濟方面，本文選取物價指數(shù)（CPI）、社會消費（CO）和工業(yè)增加值（GY）這3個指標。其中消費用社會消費品零售總額當月數(shù)據(jù)來表示。由于缺乏經(jīng)濟增長量的確切月度數(shù)據(jù)，我們選取工業(yè)增加值同比增長情況（GY）作替代。本文的數(shù)據(jù)來源為國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2007年1月-2012年12月的月度數(shù)據(jù)。在下文的實證分析中，各個變量數(shù)據(jù)都將進行消除通脹、季節(jié)影響的調整以及取對數(shù)消除異方差的處理。四、實證結果及分析1、ADF單位根檢驗為了避免變量因為序列不平穩(wěn)而出現(xiàn)虛假回歸，一般采用ADF方法進行單位根檢驗，即檢驗方程是否具有時間趨勢項或截距項。本文使用Eviews7.0對各變量序列進行分析，通過畫散點圖發(fā)現(xiàn)原序列可能存在時間趨勢或截距項。經(jīng)過ADF單位根檢驗后發(fā)現(xiàn)，原序列在10%的顯著性水平下不平穩(wěn)存在單位根。但是各變量的一階差分序列在5%顯著性水平下拒絕了原假設，即這10個變量都滿足一階單整。檢驗結果如下表1所示：表1ADF單位根檢驗結果變量檢驗類型（C，T，P）t統(tǒng)計值1%臨界值5%臨界值10%臨界值D（LOAN）（0，0，0）-5.838816-4.094550-3.475305-3.165046D（M2）（0，0，0）-8.646321-4.094550-3.475305-3.165046D（R）（0，0，1）-6.763855-4.096614-3.476275-3.165610D（HI）（0，0，2）-5.775320-4.098741-3.477275-3.477275D（HCS）（0，0，2）-6.693068-4.098741-3.477275-3.166190D（SFDC）（0，0，2）-6.781940-4.098741-3.477275-3.166190D（HP）（0，0，0）-5.473144-4.094550-3.475305-3.165046D（CPI）（0，0，0）-7.593200-4.094550-3.475305-3.165046D（CO）（0，0，1）-7.614664-4.096614-3.476275-3.165610D（GY）（0，0，2）-6.038716-4.098741-3.477275-3.166190注：檢驗類型（C，T，P)中，C表示檢驗中含有常數(shù)項，C=0表示不含常數(shù)項。T表示檢驗中含有時間趨勢項，T=0表示不含趨勢項。P為滯后階數(shù)，其選定依據(jù)是SIC信息準則。D表示一階差分。2、Johansen協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗主要是為了判定數(shù)據(jù)間的長期均衡關系。由于原序列不平穩(wěn)，那么直接進行線性自回歸是沒有什么現(xiàn)實意義的。但若這些不平穩(wěn)的時間序列之間有著某種協(xié)整性關系，那么進行線性自回歸還是能說明一些問題的。本文采取Johansen協(xié)整的方法來檢驗。在平穩(wěn)性檢驗中，已知十個時間序列變量均為一階單整。于是，可以直接對這十個時間變量進行協(xié)整關系檢驗。檢驗結果如下表2顯示，這十個變量之間在5%的顯著性水平上存在一個協(xié)整關系，即這10個變量具有某種長期均衡關系。表2各變量Johansen協(xié)整檢驗結果協(xié)整個數(shù)最大值特征值跡統(tǒng)計值5%顯著性P最大特征值5%顯著性0*0.888392522.3307273.18890.0000151.300368.812061*0.755944371.0303228.29790.000197.3146062.752152*0.646768273.7157187.47010.000071.8034756.705193*0.524609201.9123150.55850.000051.3096850.599854*0.438247150.6026117.70820.000139.7918444.497205*0.412839110.810888.803800.000636.7394438.331016*0.31823274.0713263.876100.005526.4315832.118327*0.26645047.6397442.915250.015721.3802825.823218*0.19675626.2594625.872110.044815.1176619.3870490.14911211.1418012.517980.084011.1418012.51798注：n*表示在5%的置信水平下，拒絕原假設H0：10個變量中最多只有n個協(xié)整關系。3、參數(shù)估計在模型約束方面，主要是通過對B0中的元素做出零假設或者和為零的假設來完成：如果能根據(jù)理論和實際數(shù)據(jù)確定在一定時期內變量i對變量j沒有影響，則可以確定同期關系矩陣B0中的Bij元素等于0。本文將約束分為長期約束和短期約束。在短期約束方面，基于中國的貨幣政策制定制度，本文假設金融機構貸款余額、貨幣供給和利率在短期內，不受消費、工業(yè)增加值、CPI、房價、竣工面積、銷售額和投資的影響。基于經(jīng)濟學理論和常識經(jīng)驗，在短期內房價主要受貨幣政策的影響，與投資，竣工面積，銷售額，以及宏觀經(jīng)濟指標無關。而消費主要是收入和價格的函數(shù)，因此假設消費在短期內不受房地產(chǎn)投資、竣工面積的影響。同時商品房銷售額是價格和銷售面積的函數(shù)，也不會受到投資，竣工面積的影響。在長期約束方面，根據(jù)經(jīng)濟學理論，經(jīng)濟體系中的資本積累和技術進步等因素是影響消費和經(jīng)濟增長的主要原因。所以，在長期約束中可以認為，CO和GY不受貨幣供應量、貸款余額和利率的長期影響。同時工業(yè)增加值是描述經(jīng)濟總量的指標，是整個社會通過生產(chǎn)勞動累積獲得的，在同期內與房價、消費、物價無關。另外，CPI是衡量物價指數(shù)、通貨膨脹率的宏觀指標，不會與貨幣政策、住房投資、竣工面積產(chǎn)生同期相關關系。結合短期約束和長期約束后，具體約束如下式：4、脈沖反應分析由于SVAR模型是結構式模型，它的每一個變量都可以作為內生變量，單個參數(shù)估計值是有偏的，單獨解釋沒有意義，因此我們直接考察脈沖反應函數(shù)圖?？v軸表示被解釋變量對解釋變量的響應程度；橫軸表示滯后期數(shù)，每期代表一個月。實線為脈沖響應函數(shù)值，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。脈沖反應期數(shù)選為20期。1）貨幣政策向房地產(chǎn)市場的傳導在下列脈沖反應圖中，圖2給出了商品房銷售額、商品房竣工面積、房地產(chǎn)投資、房地產(chǎn)價格對金融機構貸款余額的脈沖反應結果。圖3刻畫了這四個指標對貨幣供給量的沖擊反應結果。圖4則是它們對利率的沖擊反應結果。圖2房地產(chǎn)市場對貸款余額的脈沖反應圖圖3房地產(chǎn)市場對貨幣供應量的脈沖反應圖圖4房地產(chǎn)市場對利率的脈沖反應圖當貨幣當局擴大信貸規(guī)模，提高貸款額后，當期商品房銷售額、竣工面積和投資都將別慣性地下滑，短期反彈后緩慢波動至影響消失。其中房地產(chǎn)投資反彈較快，短期反應最強烈。而由于我國的市場開放程度不高，房價粘性較強，短期內反應平緩。顯而易見，信貸政策對房價具有長期影響，使房價長期處于降幅中，雖然降幅很小。當貨幣當局增加貨幣供應量時，短期內，商品房銷售額、竣工面積和投資都將劇增，隨后影響迅速減小，而房價依舊表現(xiàn)平緩而漫長。另一方面，受貨幣供應量的影響，房地產(chǎn)價格除了在當期會慣性下滑0.3%外，將長期處于正影響中。當央行調整利率時，短期內主要影響商品房銷售額、竣工面積和房地產(chǎn)投資，長期則沖擊房地產(chǎn)價格。當提高利率時，商品房銷售額、竣工面積和房地產(chǎn)投資劇增，隨后反復波動，在滯后5月時達到最大程度，之后影響逐漸減弱并趨于零水平。而房價則將長期處于負向沖擊中?？偠灾?，貨幣政策對商品房銷售額、竣工面積和房地產(chǎn)投資具有短期影響，對房價有長期影響。另外，貨幣政策對商品房竣工面積的影響比較突出，而相對于剛性的房地產(chǎn)價格則表現(xiàn)平平?？紤]到房價的粘性和滯后性，我國的貨幣政策主要是先影響房地產(chǎn)投資和商品房竣工面積等房地產(chǎn)供給，然后利用供需關系影響長期房價，最終影響整個房地產(chǎn)市場。另一方面，短期內房地產(chǎn)市場對貨幣供應量的反應比較直接迅速；對貸款余額的反應也很快，但存在一定的余波；而對利率的反應則波動較大。另外，在反應程度上，貸款余額的沖擊較強，利率次之，貨幣供應量最弱。而在長期，顯而易見，房地產(chǎn)市場對利率的長期反應突出，對貨幣供應量的反應則疲軟。這說明，我國的信貸渠道比較完善，短期效果立竿見影，非常適合短期調整，但調整有限；而我國利率市場化程度不夠完善，名義基準利率是由央行根據(jù)前期市場供需制定的，存在一定的粘性和滯后性，難以有效調整當期市場，以至于貨幣政策的利率渠道雖然能夠有效調整長期房地產(chǎn)市場，但卻會首先沖擊短期市場；同時基于我國的社會主義性質，我國的金融市場開放有限，資產(chǎn)負債渠道雖然調整強度很好，但存在一定的波動和風險。2）由房地產(chǎn)市場傳導至宏觀經(jīng)濟在下列圖中，分別是CPI、工業(yè)增加值、消費對房地產(chǎn)市場（商品房銷售額、商品房竣工面積、房地產(chǎn)投資、房地產(chǎn)價格）的脈沖反應圖。圖5宏觀經(jīng)濟對SDFC的脈沖反應圖6宏觀經(jīng)濟對HCS的脈沖反應圖7宏觀經(jīng)濟對HI的脈沖反應圖8宏觀經(jīng)濟對HP的脈沖反應顯而易見，短期內商品房銷售額、竣工面積和投資對物價的影響不大，主要是存在中長期影響。而工業(yè)增加值和社會消費在短期內波動巨大。首先，房地產(chǎn)是國民經(jīng)濟的支柱，當商品房銷售增加時，拉動了經(jīng)濟的增長，同時創(chuàng)造了價值，短期內使GY上升的同時讓人們有更多的錢去消費。隨后大家紛紛看好房地產(chǎn)市場，盲目向房地產(chǎn)投資，從而擠占其他市場的資源使其他市場的產(chǎn)出降低，同時也擠占了人們的可供消費的資金。而要房地產(chǎn)市場再次創(chuàng)造價值是需要一定的周期的。當房屋竣工后，拉動了相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，社會總產(chǎn)出和消費是增加的，但房屋在銷售之前只能算是固定資產(chǎn)或其他產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出，并未真正意義上實現(xiàn)價值。同時竣工量的增多意味著供給的增多，使房價短期下滑。所以剛竣工的房屋其本身并沒能促進經(jīng)濟的增長，反而會逐漸拉低國民經(jīng)濟。但隨著新一輪商品房的銷售，財富效應和拉動效應會相繼顯露。而在長期，人們可以尋找消費替代品，合理安排消費，加上房地產(chǎn)的財富作用和拉動作用逐漸掩蓋其擠占作用，房地產(chǎn)銷售額，竣工面積和投資的沖擊不斷減弱。而在房價方面，房價的波動對宏觀經(jīng)濟的短期影響劇烈，而長期波動比較正常。短期內，當房價上升時，人們面臨的購房壓力和還貸壓力上升，基于中國國情，人們不得不存錢并節(jié)衣縮食以湊錢購房或租房；另一方面，人們會預期下段時間房價還將上漲，“買房得趁早”。所以這就影響了當前人們日常消費的購買欲望和購買能力，使得短期內人們消費日常生活用品減少，需求減少，價格也就降下來了，使得CPI驟降，同時社會總消費減少。另外，房價的提高，不僅使房地產(chǎn)市場擠占了其他市場，總產(chǎn)出減少；還使得人們對商品房的銷售處于一種“圍觀”的心態(tài)，短期內房地產(chǎn)的銷售量減少，剛竣工的商品房得不到增值，社會總產(chǎn)出停滯。但是，在中國，住宅是作為和食品、穿著等同的剛需存在的，從長期來看，房價的提高并不會真正動搖買房者。隨著房價上漲的拉動，房地產(chǎn)相關產(chǎn)業(yè)回暖，而日常消費品的生產(chǎn)被擠占，日常消費品供給減少，物價也將提高。加上人們消費偏向的不斷轉變，房價對社會消費的沖擊經(jīng)過不斷波動后趨于平緩。同時，房地產(chǎn)價格的提高，不但沒引起人們足夠的重視，反而會吸引更多的人將資本投入房地產(chǎn)市場，使房地產(chǎn)的產(chǎn)出增加，并拉動相關產(chǎn)業(yè)，使總產(chǎn)出也增加。結論隨著房地產(chǎn)市場對實體經(jīng)濟的沖擊越來越明顯，我國不斷采取一些貨幣政策來宏觀調整，也有越來越多的學者關注這方面的問題。本文采用了SVAR方法對2007年到2012年，貨幣政策的房地產(chǎn)市場傳導效果進行了實證研究。選取了具有代表性的10個變量的月度數(shù)據(jù)，分別進行了平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和脈沖檢驗。分析結果表明：我國的貨幣政策存在著利率渠道、信貸渠道和資產(chǎn)負債渠道向房地產(chǎn)市場傳導，并利用房地產(chǎn)市場的財富效應，拉動效應和擠出效應達到調控宏觀經(jīng)濟的目的。在此基礎上，本文證實了貨幣政策的傳導機制，并簡要的刻畫它的一些效果。1.我國貨幣政策的傳導機制存在多元性。我國主要存在利率渠道、信道渠道和資產(chǎn)信貸渠道這三種傳導途徑，它們對貨幣政策向房地產(chǎn)市場的傳導發(fā)揮了一定的作用。介于我國的國情，社會主義與資本市場的有機結合，使我國貨幣政策的傳導也具有相應的特色：信貸渠道與利率渠道、資產(chǎn)負債渠道有機協(xié)調才能更好地調節(jié)我國的經(jīng)濟。2.我國的貨幣政策對房地產(chǎn)投資、商品房竣工等房地產(chǎn)市場供給方面的調節(jié)比對房價的調節(jié)更有效。介于我國人民長久以來的傳統(tǒng)和文化，房地產(chǎn)需求已成為剛需，這是與西方資本主義國家不一樣的。住房的剛需加上價格的粘性，使我國的貨幣政策很難直接對房價方面產(chǎn)生強烈的沖擊。我國要想調節(jié)房價，得從供需關系等其他方面著手。3.房地產(chǎn)市場對宏觀經(jīng)濟有著很強的短期擠出效應，以及長期財富效應和拉動效應，在拉動經(jīng)濟增長的同時也對經(jīng)濟結構產(chǎn)生沖擊。我國貨幣政策在利用房地產(chǎn)市場調節(jié)宏觀經(jīng)濟時，一定要提前預防風險，不能一味的往前跑，要做到“又好又快”的發(fā)展經(jīng)濟。參考文獻[1]Modigliani.F.ThechannelsofmonetarypolicyintheFederalReserve-MIT.UniversityofPennsylvaniaeconometricmodeloftheUnitedStates.[2]BenS.Bernanke,MarkGertler.InsidetheBlackBox：TheCreditChannelofMonetaryPolicyTransmission.JournalofEconometrics.1995(9);27-48.[3]AokiK,ProudmanJ,VliegheG.HousePrices,Consumption,andMonetaryPolicy：AFinancialAcceleratorApproach.JournalofFinancialIntermediation.2004(13)：414-435.[4]Giuliodori.M.MonetaryPolicyShocksandtheRoleofHousePricesacrossEuropeanCountries.ScotPolityEconomy2005，52(4)：519-543.[5]MatteoIacoviello,RaoulMinetti.TheCreditChannelofMonetaryPolicy：EvidencefromtheHousingMarket.JournalofMacroeconomics.No.3,2007,pp.1-28..[6]高波，王先柱.中國房地產(chǎn)市場貨幣政策傳導機制的有致性今析：2000—2007[J].財貿經(jīng)濟，2009,(3):129-135.[7]張慶君.貨幣政策對房地產(chǎn)市場的傳導效應研究[N].渤海大學學報，2009(6):97-101.[8]劉傳哲，何凌云.我國貨幣政策房地產(chǎn)渠道傳導效率檢驗[J].南方金融，2006(7)：5-7.[9]劉洪玉.從緊貨幣政策下房地產(chǎn)市場的發(fā)展[J].中國金融，2008（11）：19-21.[10]李雅靜，楊毅.利率和貨幣供應量對我國房地產(chǎn)投資的影響[J].西安財經(jīng)學院，2005(10