房地產(chǎn)價格和貨幣政策傳導機制 VECM

1、論房地產(chǎn)價格在貨幣傳導機制中的作用基于VECM的分析【摘要】本文在理論分析的基礎上, 運用向量誤差修正模型( VECM) 實證檢驗房價在貨幣政策傳導機制中的作用。分析結果表明, 房價在貨幣傳導機制中的作用較為顯著, 房價渠道的總體傳導效率較高。因此, 在我國房地產(chǎn)市場已成為貨幣政策傳導的重要途徑。最后本文提出了相關政策建議。一 房價在貨幣政策傳導機制中作用的理論分析及文獻綜述貨幣政策傳導機制，是指從貨幣政策工具的實施到貨幣政策目標最終實現(xiàn)之間的作用過程和機理，實質上就是通過實施貨幣政策從而影響宏觀經(jīng)濟活動的過程。各經(jīng)濟學流派從不同的經(jīng)濟條件出發(fā)，分別形成了各自的貨幣政策傳導機制理論，至今沒有形

2、成統(tǒng)一的認識。一般認為貨幣政策傳導有兩類：貨幣渠道（包括利率渠道、資產(chǎn)價格渠道、財富效應渠道）和信用渠道（銀行貸款渠道和資產(chǎn)負債表渠道）。傳統(tǒng)的貨幣政策傳導機制主要強調利率的作用，如凱恩斯學派認為金融資產(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)濟發(fā)展，其他渠道在現(xiàn)代的貨幣政策傳導機制也越來越顯著，比如資產(chǎn)價格渠道。資產(chǎn)價格，廣義上是指社會公眾持有的股票、債券、房地產(chǎn)、外匯等資產(chǎn)的價格。狹義資產(chǎn)價格通常指股票價格和房地產(chǎn)價格。房地產(chǎn)之所以成為資產(chǎn)，主要因為房地產(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品，也可以被看作是投資品。當其作為投

3、資品時，也就具有了資產(chǎn)的基本屬性。房地產(chǎn)資產(chǎn)價格的變動，會使價格體系出現(xiàn)波動，對貨幣流通速度產(chǎn)生影響，從而影響貨幣政策的有效性，因此也逐漸有學者開始對于資產(chǎn)價格在貨幣政策傳導機制中的作用進行研究。房地產(chǎn)在貨幣資產(chǎn)的傳導機制中的作用，可以分成兩步：1）貨幣政策對于房地產(chǎn)（價格）的影響，2）房地產(chǎn)價格的波動對于經(jīng)濟的影響，主要體現(xiàn)在總產(chǎn)出和物價水平的變化。當前，中國房地產(chǎn)經(jīng)濟宏觀調控的主要手段有產(chǎn)業(yè)政策、財政政策、貨幣政策等，作為一個資金密集型的產(chǎn)業(yè)，其供給和需求都高度依賴金融的支持，因此通過貨幣政策可以有效的影響房地產(chǎn)市場。運用貨幣政策對房地產(chǎn)市場經(jīng)濟實施宏觀調控，可以從供求兩方面對房地產(chǎn)市場和

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，調控信貸資金的總量和方向，從而調控房地產(chǎn)開發(fā)貸款額，進而調節(jié)房地產(chǎn)市場的供給；比如從需求方面，中央銀行可以制定政策，調整房地產(chǎn)住房按揭貸款的成數(shù)，也可通過基準利率的變動影響商業(yè)銀行信貸行為，進而調控房地產(chǎn)市場的需求。通過供求雙向調節(jié)，達到房地產(chǎn)市場供求關系的平衡，推動房地產(chǎn)市場健康發(fā)展。一般來說，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。適度的寬松的貨幣政策，比如降低房貸利率，擴大貨幣供應量，放松信貸控制，都會刺激房地產(chǎn)市場的投資和消費，帶動房價上漲，促進市場的繁榮。但是過度持續(xù)的放松的貨幣政策，又會導致房地產(chǎn)投資過快，

5、出現(xiàn)房地產(chǎn)投機現(xiàn)象之后，容易使得出現(xiàn)房地產(chǎn)泡沫經(jīng)濟，從而出現(xiàn)金融危機。更重要的是，房地產(chǎn)市場本身就是貨幣政策傳導途徑的一部分。房地產(chǎn)市場在貨幣政策資產(chǎn)價格渠道方面發(fā)揮著重要的作用。 托賓Q理論認為，當貨幣數(shù)量增加時，社會公眾就會發(fā)現(xiàn)他們持有的貨幣比所需的要多，于是會投資于股票市場，結果抬高了股票的價格，股價愈高則Q(企業(yè)資本的市場價值/資本的重置成本)值愈高，這時企業(yè)資本的市場價值相對來說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。運用于房價上，則Q值可以定義為房屋當前市值與房屋重置成本的比值，當房價升高時，Q值升高并且大于

6、1，說明房屋的邊際收益率會提高，會吸引開發(fā)商建造更多的新房，投資支出增加，從而帶動總需求的增加，并引致產(chǎn)出和物價的上漲。在不完全競爭的金融市場上廣泛存在著信息不對稱的現(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。房產(chǎn)作為許多企業(yè)的主要抵押資產(chǎn)，其價格的上升，往往帶來企業(yè)資產(chǎn)負債表狀況的改善。抵押物價值的上升，作為銀行，會更有意愿發(fā)放更多的貸款，從而鼓勵了企業(yè)從銀行獲得貸款來進行更多的實體投資，從而帶動了產(chǎn)出增長。這種效應稱為資產(chǎn)負債表效應。莫迪格利亞尼的生命周期模型認為，居民的消費支出是由居民的終身財富決定的，而金融資產(chǎn)和房地產(chǎn)都是居民財富的一個重要組成部

7、分。貨幣政策導致的房價上升，會使得居民的財富水平上升，在邊際消費傾向不變的情況下，居民的消費支出也將增加，從而帶動產(chǎn)出和物價上升。房價作為一種重要的價格指標，其波動也往往會對消費者的預期和信心效應產(chǎn)生重大影響，繁榮的房地產(chǎn)市場可以使消費者增加對未來經(jīng)濟發(fā)展的信心，使其對未來收入情況的預期更樂觀，從而影響了當前的消費決策，從而影響經(jīng)濟的總產(chǎn)出和物價水平的變化。貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的影響歷來是國內外學者研究的熱點問題，隨著房地產(chǎn)市場的發(fā)展，房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中的作用也受到了越來越多的關注。在理論上貨幣政策通過房地產(chǎn)市場影響宏觀經(jīng)濟需要經(jīng)歷兩個階段，即貨幣政策影響房地產(chǎn)市場階段與房地產(chǎn)市場影

8、響宏觀經(jīng)濟階段。在前一階段，貨幣政策的變化通過改變房地產(chǎn)商融資成本來影響房地產(chǎn)市場供給方行為，通過改變其他資產(chǎn)相對收益、購房者首付和利息支付來改變房地產(chǎn)市場需求者行為，從而影響整個房地產(chǎn)市場（Adam Elbourne，2008）。第二階段，房地產(chǎn)市場的波動則通過托賓Q效應、財富效益、預期效應等影響實體經(jīng)濟層面的投資和消費，進而影響貨幣政策的最終目標產(chǎn)出和物價（丁晨、屠梅曾，2007）。自20世紀90年代初日本股市、房市泡沫和隨后美國股市泡沫的相繼爆發(fā)，國外學者開始充分關注資產(chǎn)價格在貨幣政策傳導機制中所起的作用，并更多地進行實證檢驗。此前的研究較多集中于金融資產(chǎn)(主要是股票價格)之上，而正是由

9、此時起，房地產(chǎn)價格在貨幣政策傳導中的作用才被廣泛關注與研究起來。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， 研究了房地產(chǎn)在貨幣政策中的傳導作用。在該模型中住房既提供一定的消費流， 也是家庭借貸的抵押品， 在一定條件下， 金融加速器效應放大了貨幣政策沖擊在住房投資、住房價格和消費中的作用。Mishkin (2007)從理論上分析了貨帀政策傳導機制的六條途徑，其中三條是貨幣政策對房地產(chǎn)價格的直接影響，另外三條為貨幣政策對整個宏觀經(jīng)濟的間接影響。他認為，利

10、率可能影響到房地產(chǎn)市場的資本成本、市場的未來預期及房地產(chǎn)市場的房屋供給量，從而直接影響到房地產(chǎn)價格；而貨幣政策的變動又可能通過財富效應和資產(chǎn)負債表效應進一步影響消費和投資。要想達到價格穩(wěn)定和充分就業(yè)的雙重目標，政策制定者在研究相關貨幣政策時就必須非常謹慎。Giuliodori (2005)分析了在不同經(jīng)濟制度下房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中作用的差異。同時采用VAR模型，檢驗了歐洲9個主要國家房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中所扮演的角色，結果表明，貨幣政策中利率的變動對房價的波動有顯著影響，房價變化對消費的傳導機制暢由通,特別是在房地產(chǎn)市場和抵押市場相對成熟和發(fā)達的國家，這一傳導機制表現(xiàn)的更加明

11、顯。Aoki (2004)分析了房地產(chǎn)市場與宏觀經(jīng)濟之間的相互關系，指出房價在貨幣政策傳導機制中發(fā)揮著重要作用。房地產(chǎn)在貨幣政策的傳導過程中，住房既提供一定的消費量，也成為家庭借貸的抵押品，他認為，金融加速器效應放大了貨幣政策對房地產(chǎn)投資、房屋價格和消費的沖擊作用。通過檢驗英國數(shù)據(jù)可知，信貸市場結構變化會減小住房抵押的借貸成本，一方面增加了貨幣政策沖擊對消費的影響，另一方面也降低了對住房價格和住房投資的影響。Bj0rnland和Jacobsen (2008)對瑞典、挪威和英國三國的房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中扮演的角色進行實證分析,結果表明，房地產(chǎn)市場在傳導機制中扮演了不可忽略的重要作用，房

12、地產(chǎn)價格對貨幣政策的變化反應迅速，房價得下降會引發(fā)總產(chǎn)出水平的下降，降低通貨膨脹率。但是各個國家傳導機制的有效性、反應時滯和變化幅度各不相同。Chow和Choy (2009)通過運用FAVAR模型，對新加坡的貨幣政策對主要宏觀經(jīng)濟變量的影響作出考量，結果發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對過度快速上漲的房地產(chǎn)價格有潛在的調節(jié)作用。緊縮的貨幣政策雖然有通貨緊縮和抑制經(jīng)濟的風險，但在調節(jié)資產(chǎn)價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，他們認為由于企業(yè)的資產(chǎn)負債表效應，經(jīng)濟景氣時，借款人的凈值升高，投資增加

13、，而出現(xiàn)經(jīng)濟衰退時，借款人凈值降低，投資減少。凈值決定的投資波動具有自我加強的慣性，將對經(jīng)濟原來的走勢造成深遠的影響。Bernanke和Gertler (1995)的研究發(fā)現(xiàn)：在貨幣政策傳導機制中，信貸渠道作用的發(fā)揮很大程度取決于整個國家的銀行系統(tǒng)。Chen(2006)運用VECM協(xié)整模型，采用PT變量分解的方法，對瑞典24年間的季度數(shù)據(jù)進行分析。結論認為：房地產(chǎn)財富、金融財富與居民總消費、可支配收入有很明顯的統(tǒng)計關系，房地產(chǎn)價格的持續(xù)上漲對居民消費具有顯著的正效應。Ferreira(2010)則著重研究信貸渠道特別是銀行在貨幣政策傳導過程中的作用，認為銀行是金融市場不發(fā)達情況下貨幣政策的主要

14、傳導渠道，但信貸渠道并不總是有效，銀行貸款要受到多個因素的影響。近10年來，隨著我國房地產(chǎn)市場的飛速發(fā)展，使用國內數(shù)據(jù)對房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中的作用進行經(jīng)驗研究的文獻也逐漸豐富。部分學者認為中國的貨幣政策對房地產(chǎn)價格的傳導機制暢通，但是貨幣政策通過房地產(chǎn)進一步影響宏觀經(jīng)濟的有效性較弱。馮科（2011)通過構建SVAR模型,檢驗2000至2009年中國宏觀經(jīng)濟與房地產(chǎn)市場的相關數(shù)據(jù)，重點研究我國房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中發(fā)揮的作用。結果表明中國的貨幣政策很難通過房地產(chǎn)市場進一步傳導到實體經(jīng)濟，從而實現(xiàn)貨幣政策的最終目標。戴國強和張建華（2009)也得出類似的結論，認為我國貨幣政策對房

15、地產(chǎn)價格的影響途徑比較順暢，但房地產(chǎn)價格對投資和消費的傳導機制存在阻塞，我國房地產(chǎn)市場的財富效用和投資效用不顯著。另一些學者的結論是中國房地產(chǎn)市場的貨幣政策傳導機制暢通，貨幣政策有效調控房價，同時能進一步對消費和投資的等產(chǎn)生重要影響。周暉和王擎(2009)運用BEKK模型和GARCH均值方程模型，檢驗中國房地產(chǎn)價格、貨市供應量與經(jīng)濟增長的波動相關性，探究各種波動對經(jīng)濟增長率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：房價的波動及房價和貨幣供應量的聯(lián)動對GDP的增速有顯著影響，會導致GDP增長率的下降，同時貨幣供應量與房價的聯(lián)動變化非常劇烈，貨幣政策對不同城市房價的調控效果也不盡相同。高波和王先柱（2009)運用向量自回

16、歸模型和2000至2007年數(shù)據(jù)，探討中國房地產(chǎn)市場貨幣政策傳導機制的有效性。結果表明，中國房地產(chǎn)市場確實存在貨幣政策的傳導機制,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，導致房地產(chǎn)價格上漲；但貨幣政策在房地產(chǎn)市場傳導具有特殊性，提高利率能夠有效控制商業(yè)銀行在整個國民經(jīng)濟中的貨款供給，卻無法有效抑制商業(yè)銀行在房地產(chǎn)市場的貨款供給,故房地產(chǎn)貨款的增加推動了房地產(chǎn)價格上漲。黃靜和屠梅曾（2009)創(chuàng)新的運用家庭微觀數(shù)據(jù)，著重研究我國近十年來居民的房地產(chǎn)財富與消費間關系，驗證了房地產(chǎn)市場的財富效應。她們認為房地產(chǎn)財富對居民消費有顯著的促進作用,且戶主越年青的家庭，收入越高的家庭和經(jīng)濟越發(fā)

17、達地區(qū)的房地產(chǎn)財富效應越大。胡浩志（2010)采用SVAR模型，利用1999至2009年的月度數(shù)據(jù)，對貨幣政策、房地產(chǎn)市場與宏觀經(jīng)濟波動之間的動態(tài)關系進行經(jīng)驗研究。根據(jù)結果，他認為中國存在通過房地產(chǎn)市場影響宏觀經(jīng)濟的貨幣政策傳導渠道。信貸規(guī)模和利率都能引發(fā)商品房銷售額在短期內的較大波動，因此在利率沒有充分市場化的中國，直接進行信貸控制更能有效地調控房價。同時，房地產(chǎn)市場的波動對宏觀經(jīng)濟有顯著影響。房價的沖擊短期內會引起通貨膨脹和工業(yè)增加值較大幅度的波動，并通過財富效應引發(fā)CPI的迅速上漲。王松濤和劉洪玉(2009)構建了以住房市場為載體的貨幣政策傳導機制理論框架，定量研究住房市場傳導貨幣政策的

18、效果，結果表明利率一個標準差的正向沖擊引發(fā)私人消費下降1.09 % ,經(jīng)濟總產(chǎn)出和價格總水平也相應降低，房價則下降0.47%;房價一個標準差的正向結構沖擊引發(fā)私人消費上升1.24%,經(jīng)濟總產(chǎn)出和價格總水平也相應提高。從而證明住房市場是傳導貨幣政策信號的重要載體，同時，緊縮的貨幣政策對穩(wěn)定住房價格、抑制住房投資快速上漲發(fā)揮了重要作用，是一種有效的干預工具。武康平和胡諜（2010)利用施加兩種約束的SVAR模型來實證分析房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導機制中的作IS 。實證結果證明房地產(chǎn)市場已經(jīng)成為我國貨幣政策傳導的重要渠道。一方面寬松的貨幣政策是房價短期高漲的最主要原因；另一方面房價的過快上漲對我國的消

19、費和非房地產(chǎn)投資也存在明顯的擠出效應。同時，武康平和胡諜（2011)根據(jù)"金融加速器"理論，構建包含金融加速器的一般均衡模型，研究房地產(chǎn)價格的變動對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生的"加速器"作用。結果顯示，我國的房地產(chǎn)價格變動對宏觀經(jīng)濟確實存在"加速器"作用,房價的上升與房地產(chǎn)投資和社會總體投資的上升就形成了一種相互促進的關系。當經(jīng)濟處于上升狀態(tài)時，經(jīng)濟增長會更快；而當經(jīng)濟衰退，房價的下跌會加速經(jīng)濟的衰退。所以必須重視房地產(chǎn)市場的波動給宏觀經(jīng)濟所帶來的潛在風險。徐凱（2010)研究發(fā)現(xiàn)，通過財富效應，房地產(chǎn)價格影響消費、投資進而影響總需求，傳導至CPI

20、進而引起我國貨幣政策變化。論文證明了房地產(chǎn)市場存在財富效應和資產(chǎn)負債表效應，也從側面證明了房地產(chǎn)價格和消費價格指數(shù)之間有明顯的時滯效應。屠佳華（2005）運用VAR模型對推高上海房地產(chǎn)價格的各種因素進行了分析，發(fā)現(xiàn)貸款利率下調對上海房價影響不明顯。丁晨、屠梅曾（2007）運用向量誤差修正模型（VECM）考察了房價在貨幣政策傳導機制中的作用，結果表明房價在貨幣政策傳導機制中的作用較為顯著，房價渠道的總體傳導效率較高，但其實證結果卻得出了"利率沖擊使房價短期內產(chǎn)生正向變動"的結論。段忠東（2007）則運用協(xié)整檢驗、脈沖響應函數(shù)與方差分解等方法檢驗了我國房地產(chǎn)價格與通貨膨脹、產(chǎn)出

21、的關系，結果發(fā)現(xiàn)短期內房地產(chǎn)價格對通貨膨脹與產(chǎn)出的影響有限，長期則對通貨膨脹與產(chǎn)出產(chǎn)生重要影響，并且房價與通貨膨脹、產(chǎn)出之間存在正反饋作用機制。從上述研究文獻得出的結果來看，關于房地產(chǎn)價格與貨幣政策的關系、房地產(chǎn)價格與實體經(jīng)濟的關系的研究結論并不一致。這與不同國家或地區(qū)的經(jīng)濟環(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。二、基于VECM的實證檢驗1.變量設置、樣本選擇及數(shù)據(jù)說明通過上述理論分析可知，房地產(chǎn)價格在貨幣政策傳導機制中發(fā)揮作用必須要涉及三個層面的的變量。第一是政府貨幣政策調控層面。政府的貨幣政策調控主要是通過貨幣政策中介目標對經(jīng)濟進行調節(jié)，而自1998年國家隊經(jīng)濟實行間

22、接調控以來，我國貨幣政策中介目標一直以貨幣供應量為主，同時兼有利率和匯率。因此本文選取了貨幣供應量和利率水平作為變量。其中用廣義貨幣供應量M2代表貨幣供應量，因為它不僅反映社會現(xiàn)實購買力也反映了潛在購買力，是政府制定長短期貨幣政策的關鍵變量。對于利率水平，我們選取全國銀行間市場同業(yè)拆借30天平均利率（I），因為這是我國1996年利率市場化改革以來最早放開的利率，是我國最具代表性、最成熟的市場化利率，對市場變化反應極為敏感。此外，我國仍以間接融資為主要融資手段，信貸規(guī)?？刂迫允秦泿耪叩闹匾ぞ?，對房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)尤為如此，所以本文還選取了金融機構各項貸款余額（CREDIT）來反映信貸政策。第二是實體

23、經(jīng)濟層面。實體經(jīng)濟層面主要考慮社會的兩大經(jīng)濟部門企業(yè)和居民，對應選取投資和消費作為這一層面經(jīng)濟變量，兩者是擴大社會總產(chǎn)出的主要途徑，同時也能檢驗房價的TobinQ效應和財富效應。本文分別采用固定資產(chǎn)投資完成總額(INV)及社會消費品零售總額(CS)表示這兩個指標。第三是貨幣政策目標層面。貨幣政策最終目標，一般有四個：穩(wěn)定物價、充分就業(yè)、促進經(jīng)濟增長和平衡國際收支。就可控性和可測性而言，主要考慮物價穩(wěn)定和經(jīng)濟增長。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)同比增長率反映社會經(jīng)濟增長。對于房價，由于國內的各種

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)首先換算成全國平均價格, 再進一步轉化成同比增長率( 上年同期為100) , 以表示房地產(chǎn)價格指數(shù)(HPI)。本文采用2000年1月至2012年9月的時間序列月度數(shù)據(jù)作為樣本。之所以采用2000年以后的數(shù)據(jù)，是因為國家于1998年停止實物分房，實行住房商品化，1999年房地產(chǎn)市場化水平才顯著提升，由于要用到增長率數(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)均來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫及國家統(tǒng)計局。實證檢驗前，我們對數(shù)據(jù)進行了如下處理：為提高數(shù)據(jù)的可比性, 所有絕對數(shù)

25、據(jù)( 貨幣供應量、信貸余額、房地產(chǎn)平均價格、投資額、消費額、工業(yè)經(jīng)濟增加值) 均換算成同比增長率( 上年同期為100) ; 運用X12-Multiplicative 方法對數(shù)據(jù)進行季節(jié)調整; 對所有數(shù)據(jù)取自然對數(shù)( 文中在各變量前用LN表示)，這樣在不改變數(shù)據(jù)統(tǒng)計性質的情況下，可以消除數(shù)據(jù)的異方差性。本文所有實證檢驗均采用Eviews6計量經(jīng)濟學分析軟件。2.平穩(wěn)性檢驗在對時間序列數(shù)據(jù)進行處理前，必須先檢驗這些時間序列的平穩(wěn)性。對非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進行處理，再檢驗其是否協(xié)整。本文采用ADF方法對所有變量進行單位根檢驗, 以AIC值確定滯后階數(shù),檢驗結果如下表所示：變量ADF統(tǒng)計量臨界值（5%）P值檢驗

26、結論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.政府貨幣政策調控層面分析（1）.協(xié)整檢驗由前文所述，本文主要進行三個層面的分析。第一層面，通過貨幣政策調控對房價產(chǎn)生影響，即M2、信貸政策和利率對房價的影響。由于房價指數(shù)、M2、金融機構各項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)整關系。協(xié)整檢驗主要有兩種方法: 一種是Engel和Granger提出的兩步法平穩(wěn)性檢驗( 基于回歸的殘差序列檢驗) ; 另一種是Johansen協(xié)整檢驗(

28、 基于VAR模型回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗) 。前者主要針對單方程而言; 后者是一種進行多變量協(xié)整檢驗的較好的方法。本文采用Johansen協(xié)整檢驗，通過跡統(tǒng)計量來確定變量間的協(xié)整關系。檢驗表明在5%的顯著性水平下，以上變量存在一個協(xié)整關系，說明房價與其他三個變量存在長期穩(wěn)定的均衡關系。因此，通過建立VECM模型進行脈沖響應分析與方差分解。（2）.格蘭杰因果檢驗由于上述四變量之間存在協(xié)整關系，可以先進行格蘭杰因果檢驗，研究變量之間的相互影響。首先對模型最優(yōu)滯后階數(shù)進行選取，通過檢驗，依據(jù)AIC、SC準則，確定格蘭杰因果檢驗的滯后階數(shù)為2。具體檢驗結果如下所示：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，利率是房價的格蘭杰原因，但房價并不是利率的格蘭杰原因；M2與房價以及信貸額與房價之間不存在因果關系。但在10%的顯著性水平上，M2是房價的格蘭杰原因，其他各項結論不變。因此可以認為，就統(tǒng)計意義上而言，利率與房價之間存在較強的單項因果關系；貨幣供應量M2與房價之間

31、存在較弱的單項因果關系；而信貸額與房價之間相互獨立。（3）.基于VECM的分析 模型簡介。根據(jù)Granger定理, 一組具有協(xié)整關系的變量一定具有誤差修正模型的表達形式存在。VECM的一般表達式為: y t =yt-1+y t-1+et (1)同時上式也可表示為： y t =aECMt-1+y t-1+et (2)其中式( 2) 中的ECMt - 1 是誤差修正項, 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期均衡關系, 而整個VEC 模型則反映了變量間長期均衡關系及變量滯后期的短期波動對當前變量的短期波動$y t 的影響。系數(shù)向量a 反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態(tài)時, 將

32、其調整到均衡狀態(tài)的調整力度。因此VECM 能用于考察經(jīng)濟系統(tǒng)中各變量之間的長期及短期關系。VECM的估計結果通過估計，可以得到房價、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）反映房價短期波動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)（）內為t統(tǒng)計值，CointEq1即為（2）式中的誤差修正項ECM，回歸效果較為明顯。在上面的誤差修正模型中，房價的短期波動由兩部分決定：一部分是偏離長期均衡關系的影響；另一部分是自身及其他變量短期波動的影響。從CointEq1的估計值及t檢驗值來看，當房價短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)具有較為顯著的反向調整機制，調整力度較大；而從變量短期波動系數(shù)及其t統(tǒng)計值來看，滯后一期的房價自

34、身的短期波動對當期房價在5%置信水平上有顯著影響, 而其他變量的短期波動對房價影響較弱。（4）脈沖響應與方差分解分析為了更好地刻畫貨幣政策對房價的傳導，本文應用脈沖響應分析進行進一步研究。其基本思想是分析模型中隨機擾動項單位標準差沖擊對各內生變量當前及未來的影響。本文選用不依賴于變量次序的廣義脈沖。圖1 房價對貨幣政策( 利率、貨幣供應量與信貸) 的響應從圖中可以看出，三個貨幣政策變量對房價都能產(chǎn)生負向影響。市場化程度相對較高的全國銀行間市場同業(yè)拆借30天平均利率的沖擊使房價產(chǎn)生負向變化，并隨著時間的推移影響力逐漸增大，在10個月后趨于平穩(wěn)。貨幣供應量M2和金融機構信貸余額CREDIT也有類似

35、影響，但影響力度要小很多。我們再結合方差分解來看：圖2 貨幣政策( 利率、貨幣供應量與信貸)對房價的方差分解從圖中可以看出，只有利率對房價波動的貢獻度最強，隨著時間的推移解釋力度逐漸增強。相較而言，貨幣供應量及信貸額對房價波動的貢獻較小。4.房價對實體經(jīng)濟層面由于房價、固定資產(chǎn)投資完成總額、社會消費品零售總額這三個變量并非同階單整，因此不能進行VECM模型分析，可通過無約束的VAR模型進行分析。同理，通過最優(yōu)滯后期數(shù)檢驗，根據(jù)AIC、SC原則確定最優(yōu)滯后期為3。此時我們要探討房價對投資于消費的傳導效應，同樣通過VAR模型進行脈沖響應與方差分解分析：圖3 固定資產(chǎn)投資完成總額、社會消費品零售總額

36、對房價的響應上圖反映了實體經(jīng)濟對房價的反映。房價的上漲在前3個月內使得居民的消費減少，但3月后影響逐漸為正，并保持長期正向影響，大概在0.005的水平。對投資的影響，剛開始短暫為負，但24個月之后有明顯正向沖擊，但之后投機長期趨于0。圖4 房價對固定資產(chǎn)投資完成總額、社會消費品零售總額的方差分解從上圖方差分解可以看出，房價對消費波動的貢獻度明顯強于投資因素，貢獻度能達到10%左右，反觀房價對投資波動的貢獻度長期趨于0。5.房價對貨幣政策目標層面房價對貨幣政策目標的影響，即對產(chǎn)出和通脹的影響。我們以房地產(chǎn)價格指數(shù)、工業(yè)增加值以及CPI來度量。由于這三個變量不為同階單整，因此同上部分分析一樣，在選

37、擇最優(yōu)滯后階數(shù)之后進行VAR脈沖響應和方差分解分析。根據(jù)檢驗，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為4。圖5 工業(yè)增加值、CPI對房價的響應可以看出，短期內，房價對產(chǎn)出產(chǎn)生正負交替的影響，在第4月達到高峰后逐漸趨于平穩(wěn)下降趨勢。而房價對物價指數(shù)的影響始終為正，并有逐漸增強的趨勢，最終穩(wěn)定在0.002的水平上。圖6 房價對工業(yè)增加值、CPI的方差分解從上圖的方差分解來看，隨著時間的推移，房價對產(chǎn)出以及CPI波動的貢獻度在增強，對產(chǎn)出的貢獻度最終能達到10%左右，略高于CPI。房價對貨幣政策目標確有傳導作用。三、基于模型分析的結論和政策建議通過以上實證檢驗可以得出以下結論：（1）從協(xié)整方程來看，房價與貨幣政策的三個中介目標變量具有長期穩(wěn)定的均衡關系，貨幣政策對房價具有較強的影響力。但房價與實體經(jīng)濟層