郭 娜，劉鎮(zhèn)林，章 倩

（天津財經(jīng)大學(xué) a.大公信用管理學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222）

我國貨幣政策對房地產(chǎn)市場調(diào)控的非對稱效應(yīng)研究
——基于DSGE模型的分析

郭 娜a，劉鎮(zhèn)林b，章 倩a

（天津財經(jīng)大學(xué) a.大公信用管理學(xué)院；b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222）

貨幣政策作為調(diào)控國民經(jīng)濟(jì)的重要手段，在構(gòu)建合理的房地產(chǎn)價格調(diào)控體系中有著不可或缺的作用。文章構(gòu)建了包含房地產(chǎn)商部門的DSGE模型，并在此基礎(chǔ)上運用2005-2016年的數(shù)據(jù)，分別考察了寬松和緊縮貨幣政策實施期下，數(shù)量型和價格型貨幣政策工具沖擊對房地產(chǎn)價格的影響。研究結(jié)果表明，在不同的貨幣政策實施期，我國貨幣政策工具對房地產(chǎn)市場調(diào)控效果存在非對稱效應(yīng)，寬松期貨幣政策工具的調(diào)控效果要大于緊縮期貨幣政策工具的調(diào)控效果；而數(shù)量型貨幣政策工具對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果要優(yōu)于價格型貨幣政策工具。

貨幣政策；房地產(chǎn)市場調(diào)控；非對稱效應(yīng)；DSGE模型

一、引 言

房地產(chǎn)行業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，保持平穩(wěn)、合理的價格是房地產(chǎn)行業(yè)健康發(fā)展的關(guān)鍵。近年來，隨著我國房地產(chǎn)市場的迅猛發(fā)展，我國房地產(chǎn)價格一路攀升，形成了非理性的上漲局面，2005年-2015年是我國房地產(chǎn)市場發(fā)展的黃金期，全國房價累計上漲超過80%，2015年，北上廣深等一線城市的房價更是達(dá)到了20%至30%的漲幅。2015年底中央經(jīng)濟(jì)工作會議重點提及房地產(chǎn)問題，提出要“適當(dāng)降低商品住房價格”，“房地產(chǎn)去庫存”也成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展急需解決的五大任務(wù)之一。2016年初，由于國家降低首套房首付比例以及調(diào)低存款準(zhǔn)備金率等一系列寬松政策，我國各地房價又開始了新一輪的上漲，據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2016年8月份全國70個大中城市中有64個城市新建商品住宅銷售價格環(huán)比上漲，57個城市二手住宅銷售價格環(huán)比上漲，一線城市房價更是呈現(xiàn)失控局面，環(huán)比漲幅超過了4%，同比增幅更是達(dá)到18.06%，創(chuàng)下歷史新高。

此輪房價的飛漲已經(jīng)引起了國務(wù)院、人民銀行和相關(guān)部委的關(guān)注，2016年9月，限購政策再次重啟，貨幣政策又一次在新一輪的調(diào)控中扮演著重要角色。眾多理論研究認(rèn)為，我國的中央銀行有必要也有責(zé)任對資產(chǎn)價格的異常波動給予高度關(guān)注，并適時合理地采用貨幣政策工具來對資產(chǎn)價格進(jìn)行調(diào)控，從而達(dá)到穩(wěn)定物價和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的貨幣政策最終目標(biāo)［1-3］。那么，中央銀行采取貨幣政策是否有效？數(shù)量型貨幣政策工具與價格型貨幣政策工具的調(diào)控效果孰強孰弱？寬松貨幣政策實施期與緊縮的貨幣政策實施期的政策效果是否一致？在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”背景下，我國經(jīng)濟(jì)增長的動力發(fā)生了本質(zhì)的變化，房地產(chǎn)行業(yè)的運行狀態(tài)和成長邏輯將受到新的挑戰(zhàn)，關(guān)于這些問題的正確回答，對于我國貨幣政策傳導(dǎo)機制的完善和房地產(chǎn)市場的健康發(fā)展有著重要的實際意義。有鑒于此，本文將通過建立包含房地產(chǎn)部門的DSGE模型，對比寬松與緊縮貨幣政策實施周期下，數(shù)量型與價格型貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格的調(diào)控效果，以求對上述問題做出較好的解釋。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著各國房地產(chǎn)市場的蓬勃發(fā)展，國外學(xué)者開始將目光聚焦到房地產(chǎn)市場上來，最早的相關(guān)文獻(xiàn)大多探討抵押信貸對房地產(chǎn)價格的影響［4-5］。隨著貨幣政策信貸傳導(dǎo)理論的逐步延伸，各國學(xué)者開始關(guān)注到貨幣政策對房地產(chǎn)價格的影響。Iacoviello（2000）以美國為數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行實證分析，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)證明了貨幣政策能夠解釋美國房價變動的20%［6］。Bjornland和Jacobsen（2009）以挪威、瑞典和英國為數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行實證分析，通過結(jié)構(gòu)向量自回歸模型得出房地產(chǎn)價格對這三個國家的貨幣傳導(dǎo)機制有重要影響這一結(jié)論［7］。Beatrice（2012）等則以南非的房地產(chǎn)市場為研究對象，利用MS-VAR模型，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對房價具有顯著影響，而且經(jīng)濟(jì)上行時期貨幣政策對房價波動的作用更為明顯［8］。Xiao（2013）等通過實證分析發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對于調(diào)控房地產(chǎn)價格后續(xù)的漲跌情況具有重要作用［9］。Robstad和?rjan（2014）則運用貝葉斯結(jié)構(gòu)的VAR模型研究了房地產(chǎn)價格和家庭信貸對貨幣政策沖擊的響應(yīng)，他們發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊對房地產(chǎn)價格具有顯著的影響［10］。

近年來，隨著我國房地產(chǎn)市場的飛速發(fā)展和房地產(chǎn)價格的急劇攀升，國內(nèi)學(xué)者開始從不同的角度討論貨幣政策與房地產(chǎn)價格的關(guān)系。王來福和郭峰（2007）通過構(gòu)建VAR模型，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法，研究貨幣供應(yīng)量對國內(nèi)房地產(chǎn)價格的沖擊，得出央行對貨幣供應(yīng)量的調(diào)節(jié)能有效地調(diào)控房地產(chǎn)市場價格這一結(jié)論［11］。梁斌和李慶云（2011）運用動態(tài)隨機一般均衡模型，刻畫了首付約束和利率對房地產(chǎn)價格的影響，發(fā)現(xiàn)提高利率能夠有效地抑制過快上漲的房價［12］。王云清等（2013）通過構(gòu)建兩個部門的DSGE模型，探討了產(chǎn)量波動和房地產(chǎn)價格的機制，利用貝葉斯參數(shù)估計顯示眾多因素中貨幣政策沖擊能夠解釋約60%的房價波動，從而證實了貨幣政策是我國房地產(chǎn)價格波動的主要來源［13］。顧海峰和張元姣（2014）采用現(xiàn)金流貼現(xiàn)模型、資本資產(chǎn)定價模型和供需均衡模型，以存款準(zhǔn)備金率對房價的影響為切入點，證明了貨幣政策中調(diào)整準(zhǔn)備金率這一工具對調(diào)整房地產(chǎn)價格具有顯著的影響［14］。徐淑一等（2015）則探討了市場利率、房地產(chǎn)價格和貨幣政策目標(biāo)變量之間的關(guān)系，結(jié)果表明央行的貨幣政策工具對調(diào)控房地產(chǎn)市場價格具有顯著的作用［15］。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，大多數(shù)前期研究僅討論一種貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生的影響，對于不同貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格調(diào)控的比較研究并不多見，并且大多數(shù)研究只考察一種幣政策工具的沖擊效果，卻忽視貨幣政策在寬松期和緊縮期的調(diào)控效果可能會存在非對稱差異，這也就無法為中央銀行貨幣政策的進(jìn)一步有效實施提供理論依據(jù)。因此，本文將通過引入房地產(chǎn)商的DSGE模型，衡量在不同的貨幣政策實施期下，數(shù)量型與價格型兩種貨幣政策工具貨幣政策對房地產(chǎn)價格調(diào)控存在的非對稱效應(yīng)，以其為政策實施提供有益的參考依據(jù)。

三、研究方法：DSGE模型

本文以Kiyotaki和Moore（1997）開發(fā)的借款人-貸款人模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建的DSGE模型包括家庭、中間廠商、最終產(chǎn)品生產(chǎn)商、房地產(chǎn)商、商業(yè)銀行和中央銀行等經(jīng)濟(jì)主體［5］。

（一）家庭部門

根據(jù)Iacoviello（2005）的設(shè)定，經(jīng)濟(jì)生活中存在兩種異構(gòu)家庭，即耐心的家庭和不耐心的家庭［6］。耐心的家庭有著較高的儲蓄傾向，不耐心的家庭有著較高的消費傾向，即耐心的家庭的貼現(xiàn)因子要高于不耐心家庭，假設(shè)他們通過勞動獲取報酬、消費以及房地產(chǎn)投資來實現(xiàn)他們的效用最大化耐心的家庭試圖最大化他們的效用函數(shù)：

其中，0＜βs＜1，是耐心的家庭的跨期貼現(xiàn)因子，Cs,t，Ns,t，Hs,t分別代表t時期的非房地產(chǎn)消費、工作時間和房地產(chǎn)投資，是勞動力供給彈性，其中η＞0。jt為房地產(chǎn)投資在效用函數(shù)中的比重，我們假定log(jt)=log(j)+uJt，并且uJt遵從自回歸過程。對jt的沖擊意味著對房地產(chǎn)投資邊際效用的沖擊。這些沖擊直接影響著家庭對房地產(chǎn)的需求，因此可以被解釋為房地產(chǎn)價格外生的沖擊變量。

其預(yù)算約束為：

Bt表示耐心家庭在商業(yè)銀行的存款，Rt為耐心家庭在商業(yè)銀行存款的利息總回報，Qt為1消費單位的房地產(chǎn)價格，Ws,t表示實際工資率，F(xiàn)t表示家庭從企業(yè)獲得的總回報。耐心的家庭部門的最優(yōu)經(jīng)濟(jì)行為一階條件為：

等式（3）為跨期消費的歐拉方程，等式（4）為勞動供給條件，等式（5）為房地產(chǎn)投資的跨期條件。而不耐心的家庭試圖最大化以下效用函數(shù)：

其中，0＜ βb＜1，代表不耐心的家庭的跨期貼現(xiàn)率。

不耐心的家庭在最大化其效用函數(shù)時會受到預(yù)算約束：

同時還有商業(yè)銀行信貸約束：

其中，Bt代表不耐心家庭的商業(yè)銀行貸款，Rt代表不耐心家庭獲得的商業(yè)銀行利息總額，κt為貸款與價值比率，抵押約束把不耐心家庭的商業(yè)銀行貸款限制在他們所持房地產(chǎn)的折現(xiàn)價值。

不耐心家庭最優(yōu)化經(jīng)濟(jì)行為的一階條件為：

其中，λt為不耐心家庭借貸約束的乘數(shù)，此一階條件可被視作不耐心的家庭最優(yōu)經(jīng)濟(jì)行為的一種。

（二）中間產(chǎn)品生產(chǎn)商

假定中間產(chǎn)品生產(chǎn)商是壟斷競爭，中間產(chǎn)品生產(chǎn)商雇傭耐心的家庭與不耐心的家庭的勞動力進(jìn)行生產(chǎn)，同時還會租借、購買資本存量。在此設(shè)定正如Iacoviello（2005）［6］指出的，兩類家庭的勞動類型是互補的。一個連續(xù)統(tǒng)的壟斷性競爭廠商，生產(chǎn)中間產(chǎn)品y(z)，使用以下柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)表示的技術(shù)：

其中，α∈[ ]0,1，以表示各勞動力類型在勞動力中的比重，耐心的家庭比例為α，不耐心的家庭比例為1-α，這樣假定的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義為儲蓄者家庭為富有階層，中間產(chǎn)品生產(chǎn)商由耐心的家庭掌握，并且耐心的家庭勞動力的工資會高于不耐心的家庭。At為生產(chǎn)技術(shù)，并且遵循自回歸過程：

其中，ρA為自回歸系數(shù)，μAt為一個均值為0方差為的獨立同分布的白噪聲過程。并且，中間產(chǎn)品生產(chǎn)商同樣受到經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的資源約束，其約束可由國民收入恒等式Y(jié)t=Ct+It，中間產(chǎn)品生產(chǎn)商的生產(chǎn)函數(shù)Yt=At和中間產(chǎn)品生產(chǎn)商的資本積累方程ΔKt+1=It-δKt得出。

中間產(chǎn)品生產(chǎn)商的資源約束為：

勞動力需求由實際工資決定，則有以下條件：

其中，χt為壟斷競爭廠商的邊際成本倒數(shù)，廠商的利潤最大化為生產(chǎn)要素的邊際成本等于邊際收入。本文在模型中引入新凱恩斯框架中的價格剛性，從而如Calvo（1983）提出的形式，在t時期每個中間廠商僅以（1-θ）的概率重新設(shè)定價格，θ也代表了廠商的名義價格剛性。價格為Pt（z）

則最優(yōu)價格設(shè)定為：

則總價格水平為：

通過對數(shù)線性化，并聯(lián)合式（17）（18），可以得到一個前瞻性的新凱恩斯菲利普斯曲線：

其中，Xt代表壟斷廠商生產(chǎn)的邊際成本。進(jìn)而有：

式（20）顯示出當(dāng)前的通貨膨脹與未來的通脹預(yù)期呈正相關(guān)關(guān)系，與總成本呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。其中ψ≡（1-θ）(1-βθ)/θ，μπt是一個成本推動沖擊。 πt為當(dāng)期的通貨膨脹率，代表著通貨膨脹率對其穩(wěn)態(tài)πt的對數(shù)偏離。

（三）最終產(chǎn)品生產(chǎn)商

假定最終的消費品由最終產(chǎn)品生產(chǎn)商生產(chǎn)，并且最終的商品Yt是由完全競爭廠商使用yt(z)單位的各種中間產(chǎn)品z，以不變的規(guī)模報酬、遞減的邊際產(chǎn)品和恒定的技術(shù)替代彈性，也就是通過CES生產(chǎn)函數(shù)生產(chǎn)出來的，并且最終產(chǎn)品的生產(chǎn)不需要投入其他要素：

其中，ε＞1是恒定的彈性替代參數(shù)。一個中間產(chǎn)品yt(z)的價格，被表示為Pt(z)，并且被認(rèn)為是競爭性的最終產(chǎn)品生產(chǎn)商給定的。假定最終產(chǎn)品生產(chǎn)商通過投入yt(z)來實現(xiàn)最大化利潤Πt，則最終產(chǎn)品生產(chǎn)商的最優(yōu)化行為方程如下：

則最終產(chǎn)品生產(chǎn)商的一階條件為：

求解成本最小化，可以產(chǎn)生一個恒定價格彈性需求函數(shù)，對于最后總產(chǎn)出每一種同質(zhì)產(chǎn)品z的需求，都有：

因為此時的均衡利潤等于0，所以此時最終產(chǎn)品價格指數(shù)為：

（四）房地產(chǎn)商

根據(jù)Aoki et al.（2004）與Christensen et al.（2016）與Mendicino和Punzi（2014）模型的設(shè)定，資本生產(chǎn)商從零售商手里購買一部分最終產(chǎn)品作為投資，把它與現(xiàn)有資本存量結(jié)合到一起，以構(gòu)成新的資本產(chǎn)品［16-18］。本文假定房地產(chǎn)商的生產(chǎn)行為類似于資本的生產(chǎn)過程。就是說，他們購買最終產(chǎn)品Ih,t，并與自有住宅存量相結(jié)合，同時也生產(chǎn)新的房產(chǎn)。房地產(chǎn)配房地產(chǎn)商成本調(diào)整函數(shù)的斜率，δh為房地產(chǎn)商生產(chǎn)資本的折舊率。房地產(chǎn)商在Ih,t水平上最大化他們的利潤；

通常認(rèn)為，資本生產(chǎn)商的資本積累方程為Ik,t=kt-( )

1-δkkt-1，所以，類似的有房地產(chǎn)商資本積累方程：

其中，房地產(chǎn)總存量，Ht=Hc,t+Hb,t，Hc,t,Hb,t分別為兩種家庭所持有的房地產(chǎn)存量。其一階條件為：

式（28）代表房地產(chǎn)商利潤最大化時的房地產(chǎn)供應(yīng)，其中新的房產(chǎn)資本產(chǎn)品售價為Qt。在沒有投資調(diào)整成本時，Qt是恒定的且為1。

（五）中央銀行

假定中央銀行為了調(diào)控經(jīng)濟(jì)，特別是房地產(chǎn)市場，而采用數(shù)量型貨幣政策工具和價格型貨幣政策工具，先看數(shù)量型貨幣政策工具，貨幣政策調(diào)控具有平滑性的特點，所以對名義貨幣增長率可以引入通貨膨脹預(yù)期，即，用貨幣供應(yīng)量作為數(shù)量型貨幣政策工具的代理變量則有如下表達(dá)式：

ρm為貨幣供應(yīng)量的沖擊持續(xù)性參數(shù)，?1為數(shù)量型貨幣政策工具通貨膨脹預(yù)期的權(quán)重系數(shù)，?2為數(shù)量型貨幣政策工具中產(chǎn)出缺口的權(quán)重系數(shù)。υm,t為數(shù)量型貨幣政策工具沖擊，且服從AR（1）過程：νm,t=ρmνm,t-1+εm，εm是一個均值為0方差為的獨立同分布的白噪聲過程。

將利率作為價格型貨幣政策工具的代理變量，假定中央銀行采用廣義的泰勒規(guī)則：

利率規(guī)則的設(shè)定主要考慮了通貨膨脹的預(yù)期和產(chǎn)出缺口，ρr為利率的沖擊持續(xù)性參數(shù)，?3為價格型貨幣政策工具通貨膨脹預(yù)期的權(quán)重系數(shù)，?4為價格型貨幣政策工具中產(chǎn)出缺口的權(quán)重系數(shù)。υr,t為價格型貨幣政策工具沖擊，且服從AR（1）過程：νr,t=ρrνr,t-1+εr，εr是一個均值為0方差為的獨立同分布的白噪聲過程。

（六）市場出清條件

市場均衡需要達(dá)到如下條件：

房地產(chǎn)的總供給是固定的，所以有：

本文構(gòu)建的 DSGE模型由（3）、（4）、（5）、（7）、（9）、（10）、（11）、（12）、（13）、（15）、（16）、（20）、（27）、（28）、（29）、（30）、（31）、（32）等 18個差分方程組組成。內(nèi)生變量包｛Cs,t，Ns,t，Hs,t，Ws,t，Bt，Qt，Rt，Dt，ωt，F(xiàn)t，Cb,t，Nb,t，Hb,t，Wb,t，At，Yt，Mt，Ih,t｝，參數(shù)包括｛βs，βb，j，η，κ，ρ，α，θ，ε，ψh，δh，ρm，ρr，?1，?2，?3，?4｝，外生沖擊變量包括｛υm,t，υr,t｝。

四、數(shù)值模擬與結(jié)果分析

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文將貨幣政策進(jìn)行劃分為寬松期與緊縮期，并在每種貨幣政策時期類型下都設(shè)置價格型貨幣政策工具沖擊與數(shù)量型貨幣政策工具沖擊，采用的數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2005年第1季度至2016年第4季度。主要經(jīng)濟(jì)變量為總產(chǎn)出（采用實際GDP數(shù)據(jù)），消費（社會消費品總額和房地產(chǎn)消費額），通貨膨脹（采用CPI指數(shù)），利率（采用中央銀行公布的三年期貸款基準(zhǔn)利率），廣義貨幣供應(yīng)量（M2），房地產(chǎn)銷售價格（全國商品房銷售額/銷售面積）。以上數(shù)據(jù)均來源與中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。在數(shù)據(jù)處理上，本文所用數(shù)據(jù)經(jīng)過季節(jié)調(diào)整法和H-P濾波法調(diào)整，以剔除其中變量的趨勢項影響，使之符合模型對于穩(wěn)態(tài)的要求。在我國貨幣政策緊縮期與寬松期的劃分上，本文以我國人民銀行按季度發(fā)布的《中國貨幣政策執(zhí)行報告》中對于當(dāng)前階段所實行貨幣政策的描述為基準(zhǔn)1。根據(jù)《中國貨幣政策執(zhí)行報告》的描述，本文定義2005年第1季度至2008年第2季度為貨幣政策的緊縮期，2008年第3季度至2016年第4季度為貨幣政策寬松期。

（二）參數(shù)校準(zhǔn)

DSGE模型的參數(shù)校準(zhǔn)一般通過兩種方式，其一是參考現(xiàn)有參考文獻(xiàn)，其二是根據(jù)我國的實際情況，通過宏觀數(shù)據(jù)測算得出。對于兩種家庭的主觀貼現(xiàn)因子，βs取值0.98，βb取值0.96；2015年我國房地產(chǎn)投資占GDP14.2%，因此將效用函數(shù)中jt設(shè)定為0.14；根據(jù)劉斌（2008）的研究，勞動力供給彈性的倒數(shù)取值6.16，即η=6.16［19］；基于我國2016年最新住房貸款政策的調(diào)整，首付比例不低于25%，因此將信貸約束κt設(shè)定為0.25；根據(jù)Iacoviello（2005）［6］，設(shè)定α=0.64；根據(jù)Zhang（2009）的估計，將消費品的替代彈性ε設(shè)定為4.16；將δh設(shè)定為0.025，以使資本年折舊率為1%。房地產(chǎn)商成本調(diào)整函數(shù)的斜率ψh參考馮濤（2014）的研究，設(shè)定為0.68［20］（見表1）。

表1 參數(shù)校準(zhǔn)值結(jié)果

（三）貝葉斯參數(shù)估計

貝葉斯參數(shù)估計的方法是通過把待估計的參數(shù)設(shè)定成特定先驗概率分布的隨機變量。這樣在對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計時，就能把預(yù)先設(shè)定變量的先驗概率密度轉(zhuǎn)變成變量的后驗概率密度，也就是通過樣本數(shù)據(jù)對我們初始假設(shè)的參數(shù)估計值進(jìn)行了修正。由貝葉斯公式可知：

此時不直接估計參數(shù)的值，也不要求后驗概率最大，而是允許參數(shù)服從一定概率分布。這樣就需要求p(X)，即已有數(shù)據(jù)的概率，當(dāng)有新樣本數(shù)據(jù)被觀測時，其變量的后驗概率也會隨著進(jìn)行調(diào)整。而這需要根據(jù)現(xiàn)有研究，對模型待估計參數(shù)的先驗分布有所了解，如果想得到新值x∧的概率，可以由式（34）計算得出。

由于模型中其他待估計參數(shù)的敏感性較強，能對結(jié)果產(chǎn)生較大影響，所以均采用貝葉斯估計的方法進(jìn)行估計。模型的待估計參數(shù)為｛θ，ρm，ρr，?1，?2，?3，?4，υm,t，υr,t｝

為使本文的估值更加準(zhǔn)確，數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的持續(xù)性參數(shù)ρm參考馬文濤（2011）的估計，設(shè)為0.6［21］，價格型貨幣政策工具沖擊的持續(xù)性參數(shù)ρr依據(jù)陳利峰（2015）的研究，設(shè)定為服從均值為0.5的Beta分布。數(shù)量型貨幣政策工具通貨膨脹預(yù)期的權(quán)重系數(shù)?1，數(shù)量型貨幣政策工具中總產(chǎn)出缺口的權(quán)重系數(shù)?2，價格型貨幣政策工具通貨膨脹預(yù)期的權(quán)重系數(shù)?3，價格型貨幣政策工具中總產(chǎn)出缺口的權(quán)重系數(shù)?4遵照劉喜和等人（2014）的研究分別設(shè)定0.04，0.06，0.08，0.06［22］。廠商的名義價格剛性θ設(shè)定為服從均值為0.75的Beta分布（馬亞明和劉翠，2014）［23］。數(shù)量型貨幣政策工具沖擊υm,t、價格型貨幣政策工具沖擊υr,t的標(biāo)準(zhǔn)差的先驗均值均設(shè)定為0.1，且服從InvGamma分布（見表2）。

表2 貝葉斯參數(shù)估計結(jié)果

（四）模擬結(jié)果分析

通過模擬分析，我們可以得到各宏觀經(jīng)濟(jì)變量對本文中引入的價格型貨幣政策工具沖擊和數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的脈沖響應(yīng)圖，這樣能更加直觀的了解貨幣政策對房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出、通貨膨脹的影響程度。脈沖圖的橫坐標(biāo)為季度時期，縱坐標(biāo)為變量相對于期穩(wěn)態(tài)值水平的偏離。

（1）貨幣政策寬松期下價格型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)。圖1表示了貨幣政策寬松期下價格型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)。在給定中央銀行基準(zhǔn)利率下降1個百分點的沖擊下，圖1分別顯示了房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹三個指標(biāo)的響應(yīng)情況。關(guān)于房地產(chǎn)價格的響應(yīng)情況，當(dāng)房地產(chǎn)價格受到?jīng)_擊時，房地產(chǎn)價格立即上升，增加了大約5.3個單位，隨后慢慢下降，并在15期時下降至最小值-0.25，在第35期回歸穩(wěn)態(tài)值水平；關(guān)于總產(chǎn)出的響應(yīng)情況，當(dāng)總產(chǎn)出受到?jīng)_擊時，在第1期偏離穩(wěn)態(tài)值達(dá)到最高點，增加大概9個單位，之后回落，在第15期下降到最小值-0.5，隨后慢慢回升在40期回后歸到穩(wěn)態(tài)值水平；關(guān)于通貨膨脹的響應(yīng)情況，當(dāng)通貨膨脹受到?jīng)_擊時，立即在第1期向上偏離穩(wěn)態(tài)值0.2個單位，隨后在第2期升至最高點0.4回落，在第15期下降至最低點-0.025后逐漸回升，并在40期后回歸達(dá)到穩(wěn)態(tài)。通過房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的脈沖響應(yīng)圖，可以看出，寬松期下的價格型貨幣政策工具對于總產(chǎn)出的影響最大，對房地產(chǎn)價格的影響次之，對于通貨膨脹的影響最小。這表明，擴張性的價格型貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格有正向的刺激作用，并且借助貨幣政策的房地產(chǎn)價格傳導(dǎo)機制，對通貨膨脹和總產(chǎn)出水平的影響也較為明顯，但價格型貨幣政策工具對通脹水平的刺激作用產(chǎn)生一定的時滯。

圖1 貨幣政策寬松期下價格型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)

（2）貨幣政策寬松期下數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)。圖2表示了在貨幣政策寬松期的情況下數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)。在給定中央銀行貨幣供應(yīng)量增加1個百分點的沖擊下，圖2分別顯示了房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的響應(yīng)情況。關(guān)于房地產(chǎn)價格的響應(yīng)情況，當(dāng)房地產(chǎn)價格受到?jīng)_擊時，房地產(chǎn)價格立即上升，增加了大約4.5個單位，隨后繼續(xù)迅速上升，在第3期上升到最大值5.9，隨之慢慢下降，在第20期降至最小值-0.25后逐漸回升，40期后回歸穩(wěn)態(tài)值水平；關(guān)于總產(chǎn)出的響應(yīng)情況，當(dāng)總產(chǎn)出受到?jīng)_擊時，在第1期立即達(dá)到最高點，比穩(wěn)態(tài)值增加2個單位，之后迅速回落，在第3期下降到最小值-0.9后逐漸回升，第15期時回歸穩(wěn)態(tài)值水平；關(guān)于通貨膨脹的響應(yīng)情況，當(dāng)通貨膨脹受到?jīng)_擊時，立即偏離穩(wěn)態(tài)值至最高點0.45，之后回落，在第6期下降至最低值-0.15后上升，并在第15期回歸穩(wěn)態(tài)值水平。通過房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的脈沖響應(yīng)圖可以看出，寬松期下的數(shù)量型貨幣政策工具對于房地產(chǎn)價格的影響最大，對總產(chǎn)出的影響次之，對于通貨膨脹的影響最小。這表明，擴張性的數(shù)量型貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格同樣具有正向的刺激作用，并且相對于擴張性的價格型貨幣政策工具，通脹水平受沖擊的時滯效應(yīng)更短，說明貨幣供應(yīng)量是致使通脹水平產(chǎn)生波動的重要原因。

（3）貨幣政策緊縮期下價格型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)。圖3表示了在貨幣政策緊縮期下價格型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)。在給定中央銀行基準(zhǔn)利率增加1個百分點的沖擊下，圖3分別顯示了房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的響應(yīng)情況。關(guān)于房地產(chǎn)價格的情況，當(dāng)房地產(chǎn)價格受到?jīng)_擊時，房地產(chǎn)價格立即下降，在第1期減少了大約0.7個單位，隨后繼續(xù)下降，在第3期下降到最小值-1.2，之后慢慢上升，在第17期達(dá)到最大值0.1后逐漸在第40期時回歸穩(wěn)態(tài)值水平；關(guān)于總產(chǎn)出的情況，當(dāng)總產(chǎn)出受到?jīng)_擊時，在第1期偏離穩(wěn)態(tài)值下降至最低點，降低大概0.28個單位，之后上升，在第8期達(dá)到最大值0.025，隨之慢慢下降并在第17期恢復(fù)到穩(wěn)態(tài)值水平；關(guān)于通貨膨脹的響應(yīng)情況，當(dāng)通貨膨脹受到?jīng)_擊時，立即在第1期偏離穩(wěn)態(tài)值，下降至最低點，減少約0.85個單位之后回升，在第15期達(dá)到最大值0.1，隨后逐漸下降并在第40期以后回歸到穩(wěn)態(tài)值水平。通過房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的脈沖響應(yīng)圖可以看出，緊縮期下的價格型貨幣政策工具對于房地產(chǎn)價格的影響最大，對通貨膨脹的影響次之，對于總產(chǎn)出的影響最小。這表明，緊縮性的價格型貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格有負(fù)向的抑制作用。利率水平的下降，使得房地產(chǎn)市場消費水平降低，通脹水平受到抑制，短期內(nèi)總產(chǎn)出水平也隨之下降，但隨后房地產(chǎn)消費增加，總產(chǎn)出水平、通脹水平回升，房價回升，最終回歸均衡狀態(tài)。

圖2 貨幣政策寬松期下數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖3 貨幣政策緊縮期下價格型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)

（4）貨幣政策緊縮期下數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)。圖4表示了貨幣政策緊縮期下的數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)。在給定中央銀行貨幣供應(yīng)量減少1個百分點的沖擊下，圖4分別顯示了房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的響應(yīng)情況。關(guān)于房地產(chǎn)價格的響應(yīng)情況，當(dāng)房地產(chǎn)價格受到?jīng)_擊時，房地產(chǎn)價格立即下降，減少了大約1個單位，隨后繼續(xù)下降在第2期達(dá)到最小值-1.22后上升，在25期達(dá)到最大值0.05，隨后趨于穩(wěn)定；關(guān)于總產(chǎn)出的響應(yīng)情況，當(dāng)總產(chǎn)出受到?jīng)_擊時，在第1期立即下降到最低點，比穩(wěn)態(tài)值減少大概0.9個單位，之后回升，在第16期達(dá)到最大值，接近0.1，隨后下降并在40期以后回歸穩(wěn)態(tài)值水平；關(guān)于通貨膨脹的響應(yīng)情況，當(dāng)通貨膨脹受到?jīng)_擊時，在第1期立即偏離穩(wěn)態(tài)值降至最低點，減少大概0.85個單位之后回升，在第16期升至最高點0.1，隨之回落，在第40期后回歸穩(wěn)態(tài)值水平。通過房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的脈沖響應(yīng)圖，可以看出，寬松期下的數(shù)量型貨幣政策工具對于房地產(chǎn)價格的影響最大，對總產(chǎn)出的影響次之，對于通貨膨脹的影響最小。這表明，緊縮期的數(shù)量型貨幣政策工具同樣對房地產(chǎn)價格有負(fù)向的抑制作用。相比緊縮性的價格型貨幣政策工具，數(shù)量型貨幣政策工具的調(diào)控效果更加顯著，同樣印證了我國當(dāng)前利率市場化尚不成熟，雖然利率管制已經(jīng)基本放開，但仍以國家控制為主，以利率規(guī)則為代表的價格型貨幣政策傳導(dǎo)機制仍存在一定的阻滯。

圖4 貨幣政策緊縮期下數(shù)量型貨幣政策工具沖擊的響應(yīng)函數(shù)

通過對比房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹對于不同貨幣政策時期不同性質(zhì)貨幣政策工具的響應(yīng)不難發(fā)現(xiàn)：對于房地產(chǎn)價格而言，寬松時期的貨幣政策影響顯著，而緊縮期的貨幣政策影響較??；相比價格型貨幣政策工具，數(shù)量型貨幣政策工具影響更大、作用時期更長，該結(jié)果也與李成等人（2011）的研究結(jié)論相類似［24］。對于調(diào)節(jié)總產(chǎn)出而言，在貨幣政策的寬松期，價格型貨幣政策工具對總產(chǎn)出的刺激顯著大于數(shù)量型貨幣政策工具，能有效刺激總產(chǎn)出增長，然而在貨幣政策的緊縮期，價格型貨幣政策工具對總產(chǎn)出的調(diào)控效果小于數(shù)量型貨幣政策工具，這表明在不同貨幣政策實施期，貨幣政策工具對于總產(chǎn)出的調(diào)節(jié)表現(xiàn)出不同的效果，人民銀行應(yīng)該根據(jù)具體實施期來合理制定貨幣政策調(diào)控方案使之發(fā)揮更大效果；對于通貨膨脹而言，價格型和數(shù)量型的貨幣政策工具的調(diào)控效果差別并不大，貨幣政策緊縮期下的作用時間要略長于貨幣政策寬松期，因此，人民銀行在調(diào)整貨幣政策工具以實現(xiàn)穩(wěn)定物價最終目標(biāo)時，要根據(jù)不同時期的時滯性來選擇貨幣政策調(diào)控時間并以此得到最佳的實施效果。結(jié)合以上分析，不同的貨幣政策實施期下數(shù)量型和價格型的貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹的調(diào)控效果存在差異，因此人民銀行如果選擇運用貨幣政策工具來調(diào)控房地產(chǎn)市場，應(yīng)在考慮貨幣政策實施期對房價調(diào)控效果的非對稱性效應(yīng)的同時，還應(yīng)當(dāng)權(quán)衡該貨幣政策對總產(chǎn)出和通貨膨脹的影響，在符合經(jīng)濟(jì)最終目標(biāo)的前提下實現(xiàn)房地產(chǎn)市場調(diào)控的有效性。

五、主要結(jié)論及政策建議

本文基于非對稱效應(yīng)的角度，構(gòu)建了包含房地產(chǎn)商部門的DSGE模型，研究了在我國不同貨幣政策實施期房地產(chǎn)價格、總產(chǎn)出和通貨膨脹等變量的對不同貨幣政策工具的脈沖響應(yīng)。實證結(jié)果表明，貨幣政策對房地產(chǎn)價格的調(diào)控具有非對稱效應(yīng)：一方面，寬松期貨幣政策工具對房地產(chǎn)市場調(diào)控的效果要大于緊縮期貨幣政策的調(diào)控效果；另一方面，數(shù)量型貨幣政策工具的調(diào)控效果要優(yōu)于價格型貨幣政策工具的調(diào)控效果。對于總產(chǎn)出和通貨膨脹而言，貨幣政策寬松期下價格型貨幣政策工具對總產(chǎn)出的刺激明顯大于數(shù)量型貨幣政策工具；而通貨膨脹則表現(xiàn)出不同的結(jié)論，即無論在貨幣政策寬松期還是緊縮期，數(shù)量型與價格型貨幣政策工具的作用效果基本一致，只是作用時間上略有不同。由此可知，在我國尚未形成完善的利率市場化環(huán)境下，中央銀行以數(shù)量機制為主導(dǎo)的調(diào)控體系較之以價格機制為主導(dǎo)的調(diào)控體系更加有效，作用效果更加明顯。

為了建立完善的房地產(chǎn)市場價格調(diào)控體系，增強我國貨幣政策對房地產(chǎn)價格調(diào)控的有效性，結(jié)合本文實證分析結(jié)果，我們提出以下政策建議：首先，中央銀行應(yīng)當(dāng)在權(quán)衡總產(chǎn)出和物價的前提下，充分利用貨幣政策對房地產(chǎn)市場價格調(diào)控的非對稱性，根據(jù)房地產(chǎn)環(huán)境所處的貨幣政策實施期，采用適當(dāng)?shù)呢泿耪吖ぞ哌M(jìn)行調(diào)節(jié)，如調(diào)整貨幣供應(yīng)量和公開市場操作等，以達(dá)到抑制房價過快上漲穩(wěn)定房地產(chǎn)市場的目的；其次，應(yīng)加快推動利率市場化改革，使價格改革與結(jié)構(gòu)、數(shù)量改革并進(jìn)，在取消對利率直接管制的基礎(chǔ)之上，推動央行和市場參與者行為模式的轉(zhuǎn)變，疏通貨幣政策的傳導(dǎo)渠道，提高貨幣政策傳導(dǎo)的有效性，從而更快地促進(jìn)房地產(chǎn)市場價格回歸理性。

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A Study on the Asymmetric Effect of China’s Monetary Policy Tools Regulation on Real Estate Market—Based on the Analysis of DSGE Model

GUO Naa,LIU Zhen-linb,ZHANG Qiana
（a.School of Da Gong Credit Management;b.School of Economics,Tianjin University of Finance and Economics,Tianjin 300222,China)

As a key method to regulate the national economy,monetary policy tools play a crucial role in constructing a rational regulation system of real estate.This paper,based on the construction of the DSGE model including the departments of real estate developers,uses the data from 2005 to 2016 to discuss the different effects of quantitative and price type monetary policy tools on real estate prices respec?tively throughout the implementation of loose and tight monetary policy tools.The results show that the asymmetric effect exists throughout the different implementation periods when using monetary policy tools to regulate real estate prices in China,the regulation effect of mone?tary policy tool on the real estate market in the loose period is better than that in the tight period.Whereas the quantitative monetary policy tools are better than the price type monetary policy tools in regulating the real estate market.

monetary policy;real estate market regulation;asymmertic effect;DSGE model

F293.3；F830.3

A

1007-5097（2017）11-0094-09

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.11.013

2017-09-12

國家社會科學(xué)基金青年項目（15CJY080）

郭 娜（1984-），女，遼寧沈陽人，副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：房地產(chǎn)金融；

劉鎮(zhèn)林（1992-），男，天津薊縣人，碩士研究生，研究方向：貨幣銀行；

章 倩（1993-），女，新疆石河子人，碩士研究生，研究方向：宏觀金融。

［責(zé)任編輯：張 青］