韓娜，巴仕，張南翔

(1．鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南鄭州450001;2．河南城建學(xué)院教務(wù)處，河南平頂山467036;3．興業(yè)銀行合肥分行會(huì)計(jì)結(jié)算部，安徽合肥230001)

我國(guó)貨幣供給與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系研究

韓娜1，巴仕2，張南翔3

(1．鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南鄭州450001;2．河南城建學(xué)院教務(wù)處，河南平頂山467036;3．興業(yè)銀行合肥分行會(huì)計(jì)結(jié)算部，安徽合肥230001)

基于1999—2010年季度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析和誤差修正模型對(duì)貨幣供給、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行研究。結(jié)果表明，在長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供給和房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都存在促進(jìn)作用，并且貨幣非中性;在短期內(nèi)，貨幣供給和房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在促進(jìn)作用。另外，誤差修正模型也表明，三者之間是相互影響的，同時(shí)也受自身和另外兩個(gè)因素滯后期的影響。

貨幣供給;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);房屋價(jià)格指數(shù);實(shí)證研究

一、引言

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了快速增長(zhǎng)。2010年，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為5．8 786萬億美元，第一次超過日本，成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。當(dāng)我們對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)取得的巨大成就歡欣鼓舞時(shí)，更需要關(guān)注GDP的高速增長(zhǎng)所產(chǎn)生的一系列問題。自1998年以來，中央銀行取消了貸款規(guī)模的限制，貨幣政策也一躍從以政策干預(yù)為主轉(zhuǎn)向以市場(chǎng)調(diào)節(jié)為主，形成了以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的貨幣調(diào)控機(jī)制。據(jù)統(tǒng)計(jì)，截至2011年3月底，我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量達(dá)到了73．6萬億元人民幣，新增的貨幣供給量對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、緩解金融危機(jī)帶來的經(jīng)濟(jì)衰退起到了一定的積極作用。但是，貨幣供給量的增加，對(duì)我國(guó)的商品市場(chǎng)和資本市場(chǎng)也產(chǎn)生了一定影響。貨幣供應(yīng)量的增加使總需求增加，產(chǎn)生通貨膨脹，房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)上揚(yáng)。而房?jī)r(jià)指數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)的一個(gè)先行指標(biāo)，它能夠提前反映經(jīng)濟(jì)的變化，讓人們能夠預(yù)測(cè)宏觀經(jīng)濟(jì)的景氣動(dòng)向，進(jìn)而影響人們對(duì)經(jīng)濟(jì)總體趨勢(shì)的預(yù)期。因此，正確認(rèn)識(shí)和研究貨幣供應(yīng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系，準(zhǔn)確地對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)走勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)分析，有利于在復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中實(shí)施有效的貨幣政策，并進(jìn)行正確的決策。

二、實(shí)證分析

(一)變量指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取與處理

選取M2代表貨幣供應(yīng)量，因?yàn)椤癕2較M1具有較慢的流動(dòng)速度，變化相對(duì)更穩(wěn)定”［1］，并且“M2對(duì)經(jīng)濟(jì)具有主導(dǎo)作用”［2］;選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。目前，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)主要包括3類:房屋銷售價(jià)格指數(shù)、土地交易價(jià)格指數(shù)、房屋租賃價(jià)格指數(shù)。其中，“房屋銷售價(jià)格指數(shù)更能表明人們對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的預(yù)期”［3］，所以，選取房屋銷售價(jià)格指數(shù)作為房地產(chǎn)價(jià)格的指標(biāo)，用HP表示。我國(guó)從1998年下半年開始，停止住房實(shí)物分配，全面實(shí)行住房分配貨幣化。從此，我國(guó)的住房實(shí)行商品化，房地產(chǎn)市場(chǎng)也隨之形成，并迅速發(fā)展起來。因此，選取了1999—2010年間房屋銷售價(jià)格指數(shù)的季度數(shù)據(jù)，每個(gè)變量有48個(gè)樣本觀測(cè)值。為了消除異方差而對(duì)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，經(jīng)過處理后的變量指標(biāo)分別用lnM2、lnGDP、lnHP來表示。通過計(jì)算分析，lnM2和lnGDP之間的相關(guān)系數(shù)為0．858，lnM2和lnHP的相關(guān)系數(shù)為0．526，lnGDP和lnHP的相關(guān)系數(shù)為0．518，由此可以看出，三者之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如果時(shí)間序列不是平穩(wěn)的序列，而直接對(duì)其進(jìn)行回歸，這樣容易存在“偽回歸”，即原本兩個(gè)沒有任何聯(lián)系的變量，如果樣本足夠大，就有可能得出兩個(gè)變量回歸系數(shù)也是顯著的。為了避免偽回歸模型的出現(xiàn)，首先對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF檢驗(yàn)法，在進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，分別采用含有常數(shù)項(xiàng)、同時(shí)含有趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)以及不含趨勢(shì)項(xiàng)和常數(shù)項(xiàng)3種模型，對(duì)滯后期采用滯后10階以內(nèi)的AIC準(zhǔn)則來確定，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

從表1中可以看出，lnM2、lnGDP、lnHP在1%、5%的置信水平下，ADF統(tǒng)計(jì)量的值均大于臨界值，所以lnM2、lnGDP、lnHP都存在單位根，即都是非平穩(wěn)的。而lnM2、lnHP的一階差分在1%、5%的置信水平下都是平穩(wěn)的，即服從一階單整;而lnGDP的一階差分在1%、5%的置信水平下都是非平穩(wěn)的，但是其二階差分是平穩(wěn)的。因此，不能直接對(duì)3個(gè)變量使用經(jīng)典回歸模型進(jìn)行分析，應(yīng)采用協(xié)整分析。

(三)協(xié)整分析

協(xié)整分析是檢驗(yàn)變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的一種方法，它可以用來描述兩個(gè)或兩個(gè)以上的序列之間的平穩(wěn)關(guān)系。根據(jù)協(xié)整理論，如果被解釋變量和解釋變量間的協(xié)整關(guān)系存在，說明變量間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而被解釋變量不能被解釋的部分即殘差序列也應(yīng)該是平穩(wěn)的，因此，通過檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性就可以判斷協(xié)整關(guān)系是否存在。

采用Johansen協(xié)整分析法，對(duì)lnM2、lnGDP、lnHP進(jìn)行協(xié)整分析，滯后期依據(jù)AIC準(zhǔn)則來進(jìn)行選擇。選擇滯后期為4。對(duì)lnM2、lnGDP、lnHP檢驗(yàn)的結(jié)果見表2。

表2 ln M2、ln GDP、ln HP的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)

表2是在95%的置信水平下跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)的變量之間的協(xié)整關(guān)系，從此表可以看出lnM2、lnGDP、lnHP存在著長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，將誤差項(xiàng)記為ECM，建立如下協(xié)整模型。

從(1)式可以看出，在長(zhǎng)期中，廣義貨幣M2的供給每增長(zhǎng)1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值就會(huì)增長(zhǎng)約0．75%，可見，貨幣供給的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，即貨幣長(zhǎng)期是非中性的。房屋銷售價(jià)格指數(shù)每上漲1%，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值就會(huì)增長(zhǎng)約2．34%。房?jī)r(jià)的上漲對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也起著促進(jìn)作用，并且房?jī)r(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于貨幣供給的影響。

(四)向量誤差修正模型

向量誤差修正模型是不平穩(wěn)時(shí)間序列且具有協(xié)整關(guān)系的向量自回歸模型。它是建立在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，以協(xié)整約束的向量自回歸模型，并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項(xiàng)，然后將誤差修正項(xiàng)作為一個(gè)解釋變量，連同其他解釋變量一起，建立短期模型。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，選擇滯后四期的誤差修正模型，根據(jù)模型分析三者之間的短期效應(yīng)。

1．向量自回歸得到lnGDP對(duì)lnM2、lnHP的短期模型如下:

就經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率滯后一期、滯后三期的系數(shù)為負(fù)，滯后二期、滯后四期的系數(shù)為正，總體上在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有持續(xù)性。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為正，不符合反向修正機(jī)制。房?jī)r(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率的系數(shù)有正有負(fù)，但總體上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正影響。貨幣供給增長(zhǎng)率滯后一期、滯后三期的系數(shù)為負(fù)，其余兩期為正，總體上正的影響較大，貨幣供給的增加在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。

2．向量自回歸得到lnM2對(duì)lnGDP、lnHP的短期模型如下:

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率滯后一期、二期、四期的系數(shù)為負(fù)，滯后三期的系數(shù)為正，總體上對(duì)貨幣供給有負(fù)影響。說明當(dāng)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展時(shí)，為減少通脹的增加，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)速度受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展的抑制［4］。誤差修正模型的系數(shù)為正，不符合反向修正機(jī)制。就貨幣供給本身而言，貨幣供給增長(zhǎng)率滯后一、二、三期的系數(shù)都是正的，滯后四期的系數(shù)為負(fù)，總體上貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)是持續(xù)的。房?jī)r(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率滯后一期、二期、四期的系數(shù)為正，滯后三期的系數(shù)為負(fù)，房地產(chǎn)價(jià)格在短期內(nèi)對(duì)貨幣供給有正的影響。

3．向量自回歸得到lnHP對(duì)lnGDP、lnM2的短期模型為

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率滯后二期、三期的系數(shù)為正，滯后一期、四期的系數(shù)為負(fù)，總體上在短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格有負(fù)的影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)是負(fù)的，符合反向修正機(jī)制，當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上升時(shí)，誤差修正機(jī)制將使未來房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng)率的變化下降，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng)率的變化具有收斂作用。貨幣供給增長(zhǎng)率滯后一期、滯后三期的系數(shù)為負(fù)，滯后二期、滯后四期的系數(shù)為正，綜合來看對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格有負(fù)的影響。而對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格本身而言，房?jī)r(jià)指數(shù)增長(zhǎng)率滯后一期、三期的系數(shù)為正，滯后二期、四期的系數(shù)為負(fù)，綜合來看在短期內(nèi)房?jī)r(jià)的增長(zhǎng)具有持續(xù)性。

三、結(jié)論

通過協(xié)整、誤差修正模型分析，可知貨幣供給、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、房地產(chǎn)價(jià)格三者之間是相互影響的。第一，從長(zhǎng)期看，貨幣供給量的增加會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，說明貨幣長(zhǎng)期是非中性的。房?jī)r(jià)對(duì)提高經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，并且大于貨幣供應(yīng)量增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。第二，在短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的增加、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)價(jià)格水平的提高具有持續(xù)性，房?jī)r(jià)提高和貨幣供應(yīng)量增加總體上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)抑制貨幣供給，房?jī)r(jià)提高刺激貨幣供給增加;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與貨幣供給的增加抑制房地產(chǎn)價(jià)格的提高。

［1］郭蘇文，趙政安．我國(guó)貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)相關(guān)性實(shí)證研究——基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析［J］．商業(yè)時(shí)代，2010，(36)．

［2］吳培新．M2作為我國(guó)貨幣政策中介目標(biāo)的實(shí)證檢驗(yàn)［J］．上海金融，2007，(9)．

［3］曾五一，孫蕾．中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)的模擬和預(yù)測(cè)［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2006，(9)．

［4］孟祥蘭，雷茜．我國(guó)貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及物價(jià)水平關(guān)系研究［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2011，(3)．

The Research of Relationship among Money Supply and Economic Grow th and the Housing Price

HAN Na1，BA Shi2，ZHANG Nan-xiang3
(1．Business School，Zheng Zhou University，Zhengzhou450001，China;2．Department of Academic Affairs，Henan University of Urban Construction，Pingdingshan467036，China;3．Accounting and Settlement Department of Hefei Branch of Industrial Bank Co．，Ltd．，Hefei230001，China)

This paper uses cointegation，VEC model methods to research the relationship among money supply，economic growth and the housing price based on the data from 1999 Q1 to 2010 Q4．The result shows that the money supply and housing price have positive effect on the economic growth in the long time，and that the money supply is non-neutral．And in the short time they also improve the economic growth．Besides，VEC model shows that three varied impact each other，and impacted by the laggings．

Money supply;Economic Growth;The housing price index;The empirical research

F407

A

1008—4444(2011)06—0064—03

2011－10－10

韓娜(1985—)，女，河南寧陵人，鄭州大學(xué)商學(xué)院碩士研究生。

(責(zé)任編輯:王菊芹)