黃瑞芬 李大正

（中國(guó)海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島266100）

一、引言

自2011年以來(lái)，種種房?jī)r(jià)調(diào)控政策相繼出臺(tái)，房?jī)r(jià)上漲的趨勢(shì)有所緩解。但進(jìn)入2012年，隨著GDP增長(zhǎng)率三年來(lái)的首次“破八”、CPI的持續(xù)回落，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)探底跡象，我國(guó)央行先后于2012年2月24日和5月18日兩次下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，于6月8日和7月6日兩次實(shí)施降息。央行實(shí)行的寬松貨幣政政策是否會(huì)對(duì)房?jī)r(jià)的調(diào)控產(chǎn)生影響，在面對(duì)房?jī)r(jià)調(diào)控與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩個(gè)目標(biāo)時(shí)，如何合理地運(yùn)用貨幣政策工具對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行調(diào)控是一個(gè)值得研究的問(wèn)題。本文通過(guò)建立VECM模型，探討數(shù)量型貨幣政策工具和價(jià)格型貨幣政策工具對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房?jī)r(jià)的影響效應(yīng)，通過(guò)數(shù)量型貨幣政策工具和價(jià)格型貨幣政策工具的搭配實(shí)現(xiàn)在保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)控制房?jī)r(jià)的目標(biāo)。

二、文獻(xiàn)綜述

在使用貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格的理論依據(jù)方面，李宗怡基于日本貨幣政策應(yīng)對(duì)房地產(chǎn)泡沫的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，比較了中日兩國(guó)在房地產(chǎn)泡沫時(shí)期的宏觀經(jīng)濟(jì)格局，得出中日兩國(guó)房地產(chǎn)泡沫的形成具有相似背景，中國(guó)應(yīng)該緊縮貨幣以擠壓泡沫。［1］陳志宇、楊剛通過(guò)構(gòu)建空間狀態(tài)模型指出房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)我國(guó)的通貨膨脹率與匯率有顯著的影響，房?jī)r(jià)穩(wěn)定對(duì)我國(guó)的物價(jià)穩(wěn)定、幣值穩(wěn)定有著非常重要的意義。［2］因此，房?jī)r(jià)穩(wěn)定應(yīng)該成為我國(guó)貨幣政策重要的中介目標(biāo)。

在貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控效果研究上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已有一些成果，主要分為兩個(gè)方面：一是貨幣供應(yīng)量對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響。Lastrapes認(rèn)為居民以資產(chǎn)的形式持有房產(chǎn)，并依據(jù)此建立住宅價(jià)格的動(dòng)態(tài)模型。通過(guò)模型分析表明，貨幣供應(yīng)沖擊對(duì)住房?jī)r(jià)格具有正向作用。［3］王維安和賀聰認(rèn)為我國(guó)的貨幣供給量對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格具有正向的影響。［4］周冰、蘇治認(rèn)為我國(guó)調(diào)控房?jī)r(jià)的主要措施應(yīng)該是控制貨幣供應(yīng)量，防止房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)的虛假繁榮。［5］二是利率對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響。斯蒂格利茨和安娜施瓦茨認(rèn)為，美聯(lián)儲(chǔ)2001－2004年的長(zhǎng)期低利率政策是造成美國(guó)房產(chǎn)泡沫的主要原因。［6］周光亮認(rèn)為，我國(guó)較低的實(shí)際利率是推動(dòng)住房?jī)r(jià)格持續(xù)上升的主要因素。［7］李善燊、沈悅認(rèn)為投資住房的收益率遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其利率成本，這是利率推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲的重要渠道。［8］

上述文獻(xiàn)分別探討了我國(guó)數(shù)量型、價(jià)格型貨幣政策工具對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響，闡釋了我國(guó)的貨幣政策能夠起到調(diào)節(jié)住房?jī)r(jià)格的作用，但是并未對(duì)兩種貨幣政策工具調(diào)控房?jī)r(jià)的有效性作出比較，也未考慮兩種類(lèi)型貨幣政策工具調(diào)控房?jī)r(jià)的機(jī)會(huì)成本。尤其是在如今我國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)不景氣，GDP增長(zhǎng)率跌破8%的情況下，合理選擇相應(yīng)的貨幣政策工具搭配，對(duì)于保障宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)及住房市場(chǎng)價(jià)格的穩(wěn)定顯得尤為重要。

三、貨幣政策工具影響住房?jī)r(jià)格及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制

（一）貨幣政策對(duì)住房?jī)r(jià)格的作用機(jī)制

房地產(chǎn)業(yè)是資金密集型產(chǎn)業(yè)，無(wú)論該產(chǎn)業(yè)的供給方還是需求方都需要金融行業(yè)的支持，在我國(guó)這樣一個(gè)以間接金融為主的國(guó)家，貨幣政策的變動(dòng)會(huì)通過(guò)銀行信貸渠道傳遞到房地產(chǎn)市場(chǎng)，進(jìn)而引起住房?jī)r(jià)格的波動(dòng)。寬松的貨幣政策如降低利率、降低存款準(zhǔn)備金率和在公開(kāi)市場(chǎng)上購(gòu)買(mǎi)債券等行為，會(huì)增加市場(chǎng)的流動(dòng)性，增加市場(chǎng)的消費(fèi)需求，導(dǎo)致市場(chǎng)的繁榮，拉動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。但是過(guò)度寬松的貨幣政策會(huì)導(dǎo)致市場(chǎng)上流動(dòng)性泛濫，引起房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫，不利于宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定。從房地產(chǎn)市場(chǎng)需求理論分析，緊縮的貨幣政策使國(guó)債、存款等金融產(chǎn)品的利率升高，投資者會(huì)考慮將用于投資房產(chǎn)的財(cái)富投資于這些金融產(chǎn)品，直至投資住房的收益率與金融產(chǎn)品的收益率相等；另一方面，利率是購(gòu)買(mǎi)住房的主要機(jī)會(huì)成本，升高的成本將會(huì)抑制人們的住房需求，造成房?jī)r(jià)下降。

（二）貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制

貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制主要有以下四個(gè)方面：（1）利率傳導(dǎo)機(jī)制。利率上升造成企業(yè)投資成本降低，使企業(yè)增加投資從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。（2）貨幣供應(yīng)量傳導(dǎo)機(jī)制。貨幣主義學(xué)派認(rèn)為，貨幣需求函數(shù)是穩(wěn)定的，貨幣供應(yīng)量增加會(huì)在短期內(nèi)直接拉動(dòng)消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。（3）財(cái)富效應(yīng)。貨幣政策引起居民資產(chǎn)價(jià)格的變化，資產(chǎn)價(jià)格的升高會(huì)增加人們的消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。（4）托賓的“Q”效應(yīng)。Q值上升意味著企業(yè)有增加投資的需求，進(jìn)而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

四、模型構(gòu)建及指標(biāo)選取

（一）VECM模型

向量誤差修正模型（VECM）是由Eagle和Geranger將協(xié)整和誤差修正模型結(jié)合起來(lái)所建立。因?yàn)橹灰兞恐g存在協(xié)整關(guān)系，我們就可以由自回歸分布滯后模型推導(dǎo)出誤差修正模型。而VAR模型中的每一個(gè)方程都是自回歸分布滯后模型，可以認(rèn)為向量誤差修正模型是含有協(xié)整約束的向量自回歸模型，應(yīng)用于有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。即：

其中的每一個(gè)方程都是一個(gè)誤差修正模型。aecmt－1＝′βyt－1是誤差修正項(xiàng)，系數(shù)矩陣α反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度。

我們構(gòu)建如下VECM模型：

Xt＝ ｛hpt，ratet，Yt，M2t｝

其中，hpt為房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)，ratet為實(shí)際抵押貸款利率，Yt為月度工業(yè)增加值，M2為廣義貨幣供應(yīng)量。

（二）指標(biāo)選取

本文選取對(duì)房?jī)r(jià)影響較大的抵押貸款標(biāo)準(zhǔn)利率作為代表價(jià)格型貨幣政策工具的變量，為消除通貨膨脹因素的影響，以2008年1月份至2012年6月份的CPI數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，計(jì)算月度環(huán)比通貨膨脹率，根據(jù)費(fèi)雪效應(yīng)得到實(shí)際抵押貸款利率（rate），經(jīng)過(guò)這樣處理之后的抵押貸款利率，剔除了通貨膨脹對(duì)該利率的影響，能夠更好地反應(yīng)抵押貸款利率的實(shí)際變化情況；選取廣義貨幣供應(yīng)量M2作為數(shù)量型貨幣政策工具的代表變量，M2作為最具代表性的數(shù)量型貨幣政策工具指標(biāo)，在眾多研究文獻(xiàn)中廣泛應(yīng)用。

在貨幣政策目標(biāo)層面，由于缺乏月度GDP數(shù)據(jù)，此處以工業(yè)增加值Y作為反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，工業(yè)增加值Y采用X12法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整；關(guān)于房?jī)r(jià)變量，采用目前比較統(tǒng)一的全國(guó)房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)（hp）來(lái)表示。自2011年起的全國(guó)性房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的70個(gè)大中城市房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平均而得。

以上所有的數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。本文數(shù)據(jù)樣本期間為2008年1月至2012年6月，數(shù)據(jù)頻度為月度。

五、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

本文用ADF法對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，以防止偽回歸的產(chǎn)生。從下表可知，房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)（hp）、工業(yè)增加值（Y）、貨幣供應(yīng)量 M2，以及實(shí)際抵押貸款利率（rate）均未通過(guò)90%置信度的單位根檢驗(yàn)。因此，對(duì)所有原始時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分后再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明，四個(gè)經(jīng)過(guò)一階差分后的變量均通過(guò)了95%置信度的單位單檢驗(yàn)，經(jīng)過(guò)一次差分后的各數(shù)據(jù)不會(huì)產(chǎn)生為回歸的情況。

表1 變量及一階差分的ADF檢驗(yàn)

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

由于dhp、dY、drate、dM2均服從I（1）過(guò)程，它們之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，我們使用Johansen方法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，在進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)之前我們需要確定VECM模型的最優(yōu)滯后期。本文根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定房屋銷(xiāo)售價(jià)格模型的最優(yōu)滯后期為2。根據(jù)我們選擇的數(shù)據(jù)特征，采用協(xié)整檢驗(yàn)得出的跡統(tǒng)計(jì)量結(jié)果進(jìn)行分析，能夠以95%的置信度確定這四個(gè)變量之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示：

表2 跡統(tǒng)計(jì)量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

我們可以根據(jù)得到的協(xié)整向量寫(xiě)出相應(yīng)協(xié)整方程的數(shù)學(xué)表達(dá)式：

從協(xié)整方程我們可以看出，在長(zhǎng)期房屋銷(xiāo)售價(jià)格對(duì)實(shí)際利率的彈性為－1．215565，貨幣供應(yīng)量M2對(duì)房屋銷(xiāo)售價(jià)格的彈性為9．265347，且工業(yè)增加值對(duì)實(shí)際利率和貨幣供應(yīng)量彈性的符號(hào)與作用機(jī)制中討論的一致。由此我們可以得出房屋銷(xiāo)售價(jià)格、工業(yè)增加值與實(shí)際利率、貨幣供應(yīng)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

（三）誤差修正模型（VECM）

由協(xié)整檢驗(yàn)可知，房屋銷(xiāo)售價(jià)格、工業(yè)增加值與實(shí)際利率、貨幣供應(yīng)量之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，可建立包含有一個(gè)協(xié)整方程的誤差修正模型。誤差修正模型為：

其中：

各貨幣政策工具變量對(duì)房?jī)r(jià)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可以通過(guò)觀察其在方程中的系數(shù)知曉。通過(guò)誤差修正方程可知，在短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量M2對(duì)房屋銷(xiāo)售價(jià)格的影響較大，而實(shí)際利率則對(duì)房屋銷(xiāo)售價(jià)格的影響較??；在工業(yè)增加值方面，短期內(nèi)也是M2比實(shí)際利率的影響更為明顯。同時(shí)誤差修正項(xiàng)CointEq1的系數(shù)對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)的估計(jì)值0．001683和0．120637來(lái)看，當(dāng)房屋銷(xiāo)售價(jià)格和工業(yè)增加值偏離長(zhǎng)期均衡值的時(shí)候，將分別以0．001683和0．120637的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)

根據(jù)前文所做的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，以及所建立的VECM模型可知，選取的四個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，滿足進(jìn)行脈沖響應(yīng)的條件。脈沖相應(yīng)函數(shù)是用于衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。

圖1 房屋銷(xiāo)售價(jià)格對(duì)實(shí)際利率的新息響應(yīng)

圖2 房屋銷(xiāo)售價(jià)格對(duì)貨幣供應(yīng)量的新息響應(yīng)

從圖1可以看出，給實(shí)際利率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊之后，房屋銷(xiāo)售價(jià)格在第一、第二期并無(wú)顯變化，在第三期時(shí)有一個(gè)負(fù)向的反應(yīng)，為－0．097747，以后各期呈逐漸減小的趨勢(shì)，至第十期時(shí)影響已減弱至－0．019808。圖2顯示，在給予M2一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，房屋銷(xiāo)售價(jià)格自第二期開(kāi)始有正向反應(yīng)，為0．136004，第三期達(dá)到最大為0．160612，而后影響逐漸減小，至第十期已無(wú)明顯影響。

圖3 工業(yè)增加值對(duì)實(shí)際利率的新息響應(yīng)

圖4 工業(yè)增加值對(duì)貨幣供應(yīng)量的新息響應(yīng)

由圖3分析可得在給予實(shí)際利率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊之后，工業(yè)增加值在第二期有一個(gè)正向的影響為2．353637，至第三期時(shí)影響達(dá)到最大值，但影響轉(zhuǎn)為負(fù)向，為－22．70888，其后影響幅度逐期縮小，至第九期時(shí)已縮小至0．068694。而圖4顯示工業(yè)增加值在受到貨幣供應(yīng)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊之后，在第二期有一個(gè)正向的響應(yīng)，第三期時(shí)達(dá)到最大為14．70089，第四期時(shí)轉(zhuǎn)為負(fù)向影響，但幅度已大為減小，其后呈現(xiàn)正負(fù)影響每?jī)善诮惶孀儞Q且影響力逐期減小。

（五）方差分解

表3為房?jī)r(jià)的方差分解結(jié)果，由表3分析可知，M2與實(shí)際利率對(duì)房屋銷(xiāo)售價(jià)格的貢獻(xiàn)度在第九期時(shí)趨于穩(wěn)定，M2的貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在15．24087%左右，而實(shí)際利率為2．397547%左右，在對(duì)房屋銷(xiāo)售價(jià)格的影響方面，貨幣供應(yīng)量的作用明顯大于實(shí)際利率的作用。

表3 房?jī)r(jià)的方差分解

由表4分析可知，M2對(duì)工業(yè)增加值的影響在第五期穩(wěn)定，M2對(duì)工業(yè)增加值的貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在5．899075%左右，而實(shí)際利率在第十期以后趨于穩(wěn)定，影響力度在10．05599%左右。在對(duì)工業(yè)增加值的影響上，實(shí)際利率的作用要強(qiáng)于貨幣供應(yīng)量。

表4 工業(yè)增加值的方差分解

六、實(shí)證結(jié)論及政策建議

（一）實(shí)證結(jié)論

1、從得到的變量之間的協(xié)整方程來(lái)看，房屋銷(xiāo)售價(jià)格（hp）、工業(yè)增加值（y）、實(shí)際利率（rate），以及廣義貨幣供應(yīng)量（M2）四個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這是貨幣政策能夠?qū)Ψ课蒌N(xiāo)售價(jià)格進(jìn)行調(diào)節(jié)的基礎(chǔ)。

2、從所建立的誤差修正模型（VECM）得到的結(jié)果來(lái)看，當(dāng)房屋銷(xiāo)售價(jià)格和工業(yè)增加值偏離長(zhǎng)期均衡值的時(shí)候，系統(tǒng)均會(huì)自動(dòng)進(jìn)行調(diào)節(jié)，但系統(tǒng)自動(dòng)進(jìn)行調(diào)節(jié)的力度均不顯著。這也證明了當(dāng)房屋銷(xiāo)售價(jià)格以及工業(yè)增加值在偏離長(zhǎng)期均衡值較遠(yuǎn)時(shí)，無(wú)法自動(dòng)恢復(fù)至均衡狀態(tài)，需要政府進(jìn)行宏觀調(diào)控。

3、從脈沖響應(yīng)分析的結(jié)果來(lái)看，實(shí)際利率的下降、貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)導(dǎo)致工業(yè)增加值與房?jī)r(jià)上漲；而實(shí)際利率的上升、貨幣供應(yīng)量的減少使工業(yè)增加值和房屋銷(xiāo)售價(jià)格下降。

4、方差分解的結(jié)果顯示，數(shù)量型貨幣政策工具在調(diào)整房?jī)r(jià)方面效果會(huì)更加顯著，而價(jià)格型貨幣政策工具即利率在對(duì)工業(yè)增加值的調(diào)控上會(huì)更具優(yōu)勢(shì)。我們也應(yīng)該看到貨幣政策工具在影響房?jī)r(jià)波動(dòng)的比重在17%左右，在進(jìn)行房?jī)r(jià)調(diào)控的過(guò)程中我們應(yīng)關(guān)注貨幣政策因素，也應(yīng)從房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求與供給入手進(jìn)行調(diào)控。

（二）政策建議

1、在進(jìn)行貨幣政策制定時(shí)，應(yīng)充分考慮房?jī)r(jià)因素。數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)房?jī)r(jià)的調(diào)控更為有效，應(yīng)關(guān)注對(duì)房?jī)r(jià)的調(diào)控；而價(jià)格型貨幣政策工具偏重于調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，兩種貨幣政策工具的合理搭配能夠在調(diào)控房?jī)r(jià)的同時(shí)兼顧我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

2、貨幣供應(yīng)量對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響較大，能夠有效對(duì)房?jī)r(jià)進(jìn)行調(diào)控，央行應(yīng)關(guān)注國(guó)內(nèi)的流動(dòng)性控制，防止流動(dòng)性泛濫現(xiàn)象的出現(xiàn)，使貨幣的增長(zhǎng)速度不明顯高于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)速度。

3、在使用貨幣政策工具進(jìn)行房?jī)r(jià)調(diào)節(jié)的同時(shí)，也應(yīng)從房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給需求方面進(jìn)行房屋銷(xiāo)售價(jià)格的調(diào)節(jié)。比如，中央和地方應(yīng)關(guān)注以廉租房、公租房為主的保障性住房建設(shè)，保證保障性住房的土地供應(yīng)和資金支持，分擔(dān)暫時(shí)無(wú)能力購(gòu)房者的購(gòu)房需求；努力實(shí)現(xiàn)多元化財(cái)政收入，改善各地土地財(cái)政的現(xiàn)狀，保證房地產(chǎn)市場(chǎng)的土地供給，降低房地產(chǎn)企業(yè)成本從而控制房?jī)r(jià)。

［1］李宗怡．貨幣政策如何應(yīng)對(duì)房地產(chǎn)泡沫—中日比較分析［J］．亞太經(jīng)濟(jì)，2007，（04）：36-39．

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