周光亮

（臨沂大學，山東 臨沂 276005）

0 引言

貨幣政策傳導機制是指由中央銀行信號變化而產(chǎn)生的脈沖所引起的經(jīng)濟過程中各中介變量的連鎖反應，并最終引起實際經(jīng)濟變量變化的途徑。貨幣政策的傳導機制及其效應問題是貨幣經(jīng)濟學中最復雜的問題之一，也是國外學者的現(xiàn)實研究熱點。目前西方經(jīng)濟學界認為貨幣政策的傳導途徑是多樣的，從金融機構(gòu)的資產(chǎn)負債角度看一般認為有貨幣渠道和信用渠道兩個主要途徑，但對不同渠道的貨幣政策傳導效果無論是理論研究還是實證分析都還存在較大分歧。

國外學者的研究大多以發(fā)達的金融市場為出發(fā)點，顯然對我國的參考意義不大。自20世紀90年代中后期以來，尤其是隨著東南亞金融危機的出現(xiàn)，我國連續(xù)實施了旨在防止危機影響的“穩(wěn)健”貨幣政策，以期放松銀根、啟動經(jīng)濟，但實際效果卻不甚理想。在此背景下,貨幣政策有效性成為理論界和有關部門密切關注的重要問題，其中貨幣政策的傳導渠道日益受到學者的高度重視。本文將首先搭建以住房市場為載體的貨幣政策傳導機制理論框架，隨后構(gòu)建VECM模型定量模擬貨幣政策傳導結(jié)果。

1 理論框架

貨幣政策沖擊首先影響到貨幣供給量和貨幣市場利率，然后對住房市場（以住房價格和住房投資兩個主要變量進行刻畫）產(chǎn)生影響，并進而影響到企業(yè)或家庭的投資與消費選擇，最終作用于經(jīng)濟總產(chǎn)出。根據(jù)Maclennan等（2000)的觀點，住房市場對貨幣政策傳導有直接效應和間接效應。主要的直接效應即所謂的“收入效應”(或稱“現(xiàn)金流效應”)：緊縮的貨幣政策下，利率升高意味著所有負債都將上升。對于擁有住房抵押貸款債務的家庭或企業(yè)而言，這意味著考慮住房成本后的可支配收入下降，家庭和企業(yè)的消費和投資將受到負面沖擊。直接效應如圖中粗實線所示。需要說明的是，“收入效應”的作用效果一方面取決于浮動利率抵押貸款合約和可重新協(xié)定利率貸款合約比重，另一方面取決于家庭的存款率。所謂的間接效應是指貨幣政策必須通過房價和住房投資等住房市場變量的變動傳導至實體經(jīng)濟，即住房市場作為一種載體，其在貨幣政策傳導機制中發(fā)揮的作用主要通過兩個階段實現(xiàn)：第一階段，貨幣政策將導致房價和住房投資的變動；第二階段，房價和住房投資的變動通過各種不同的渠道影響到企業(yè)和家庭的投資與消費，作用于經(jīng)濟總產(chǎn)出，如圖1所示。本研究重點關注住房市場對貨幣傳導機制的間接效應以及私人消費對私人投資的反饋作用。

1.1 從貨幣政策到房價的傳導

房地產(chǎn)業(yè)是資金密集型產(chǎn)業(yè)，其供給和需求均離不開金融的支持，因此貨幣政策對房價的波動有著極其重要的作用，特別是在以間接金融為主的中國，任何貨幣政策的變動，都可以通過銀行信貸渠道影響房地產(chǎn)市場。從各國的房地產(chǎn)的發(fā)展規(guī)律來看，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展速度與貨幣政策的松緊程度密切相關。適度寬松的貨幣政策，如調(diào)低房貸利率、擴大貨幣供應量、放松信貸控制等，能刺激房地產(chǎn)市場的投資和消費，帶動房價上漲，促進市場繁榮。但是過度持續(xù)的放松貨幣政策會出現(xiàn)金融支持過度現(xiàn)象，導致房地產(chǎn)業(yè)投資過快、出現(xiàn)房地產(chǎn)投機現(xiàn)象，房價脫離基本面的過快增長導致泡沫經(jīng)濟，出現(xiàn)金融危機。20世紀70年代的日本泡沫經(jīng)濟、80年代的美國蕭條經(jīng)濟、90年代的東南亞經(jīng)濟危機以及2007年美國次貸危機就是典型的實例。

另外，住房需求理論表明，緊縮的貨幣政策將對住房需求產(chǎn)生抑制作用并導致房價下降。一方面，從住房的投資品屬性來看，利率升高意味著存款、政府債券等收益增加，將導致包括住房資產(chǎn)在內(nèi)的其他資產(chǎn)投資吸引力相對下降，住房價格也將下降到各類資產(chǎn)之間無套利機會為止；另一方面，從住房的商品屬性來看，利息成本是購買住房的主要成本，因此住房使用成本隨抵押貸款利率升高而增加，并抑制住房需求。

圖1 貨幣政策傳導機制分析

1.2 從房價到貨幣政策目標的傳導

房地產(chǎn)作為企業(yè)和居民的主要資產(chǎn)，其價格的波動能在較大程度上影響兩者的經(jīng)濟行為，使得實體經(jīng)濟層面的投資和消費發(fā)生變化，最終影響到貨幣政策目標——產(chǎn)出及物價。這一傳導過程主要通過以下途徑實現(xiàn)：（1）tobin’Q效應渠道。（2）財富效應渠道。（3）資產(chǎn)負債表效應。（4）儲蓄與租金效應。（5）信心效應。（6）拉動效應。其中（1）到（5）影響私人消費，（1）和（6）影響私人投資。具體分析可見（王松濤、劉洪玉，2009）。在此由于本文主要關心貨幣政策與房價之間的關系，因此關于貨幣政策傳導機制理論不過多介紹。

2 模型、數(shù)據(jù)與實證研究結(jié)果

2.1 變量、樣本的選擇以及數(shù)據(jù)說明

由以上理論分析而知，要通過實證地考察房價和貨幣政策的關系，必須建立在如圖1中的經(jīng)濟系統(tǒng)中，這個系統(tǒng)主要包括三個方面：

一是政府的宏觀貨幣政策方面。其中貨幣供應量和市場利率是表征貨幣政策變動的主要方面。盡管從1996年開始我國正式將貨幣供應量M1作為貨幣政策中介目標，并將M0和M2作為觀察目標，但是隨著我國經(jīng)濟的的不斷發(fā)展和金融創(chuàng)新步伐的加快，M1逐漸表現(xiàn)出來可控性不足的缺點，而M2的可控性相對較強，越來越多的研究傾向表明用M2代替M1作為貨幣政策的中介目標更加符合實際情況，其對經(jīng)濟變量的解釋（預測）能力遠遠高于其他貨幣變量（盛松成，吳培新，2008）。因此本文也采用M2表示貨幣供應量。另外，由于我國的利率依舊是有管制的可浮動利率制度，并沒有完全市場化。故在諸多利率變量中，對房價最具有影響力的利率變量為抵押貸款標準利率（rate），本文采取該變量作為利率變量。

二是實體經(jīng)濟層面。本文采取投資和消費作為這一經(jīng)濟層面的變量，一方面因為這兩方面是擴大社會總產(chǎn)出的主要途徑，另一方面也可能通過這兩方面來檢驗房價在貨幣政策的傳導過程中的財富效應和tobin’Q效應。本文分別采用房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額（invest）以及全社會消費品零（cons）售額這兩個指標來表示投資和消費變量。

三是貨幣政策目標層面。由于我國現(xiàn)階段的貨幣政策目標是保證物價穩(wěn)定，并以此促進經(jīng)濟增長。因此，本文選取CPI作為反映社會通貨膨脹，物價穩(wěn)定的指標。另外，由于GDP只有季度數(shù)據(jù)，考慮月度數(shù)據(jù)的可得性，因此采取工業(yè)經(jīng)濟增加值（gdp）來反映經(jīng)濟增長的情況。

另外，關于房價變量，采用目前比較統(tǒng)一的全國房屋銷售價格指數(shù)（hp）來表示。本文采用2005年7月份到2010年12月份的月度時間序列數(shù)據(jù)作為樣本。之所以選擇此樣本區(qū)間，一方面考慮數(shù)據(jù)的可得性，另一方面，隨著我國最近房價的不斷上漲以及貨幣政策的頻繁變動，借此觀察房價與貨幣政策的關系比較合理。所有數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局和中國人民銀行網(wǎng)站。

在實證檢驗之前，將所有數(shù)據(jù)原始數(shù)據(jù)經(jīng)過如下轉(zhuǎn)化：（1）為提高數(shù)據(jù)的可比性，所有同比數(shù)據(jù)（房屋銷售價格指數(shù)、消費價格指數(shù)）轉(zhuǎn)化為環(huán)比指數(shù)；所有絕對數(shù)據(jù)（M2、房地產(chǎn)開發(fā)投資完成額、殺回消費品零售額、工業(yè)經(jīng)濟增加值）轉(zhuǎn)化為環(huán)比指數(shù)；利率不變。（2）對所有數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)轉(zhuǎn)化以消除數(shù)據(jù)潛在的異方差性，同時也可反映出變量間的彈性。

2.2 平穩(wěn)性及協(xié)整檢驗

在檢驗一組時間序列是否存在協(xié)整關系之前，應該先檢驗這些時間序列的非平穩(wěn)性(單整性)及其單整階數(shù)。因為根據(jù)協(xié)整檢驗規(guī)則，協(xié)整變量必須具有相同的單整階數(shù)。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)，發(fā)現(xiàn)其皆為非平穩(wěn)時間序列，但其一階差分皆在5%顯著水平上拒絕單位根假設，即所有變量皆為一階單整。

1987年Engle和Granger提出的協(xié)整理論及其方法，為非平穩(wěn)序列的建模提供了另一種途徑。雖然一些經(jīng)濟變量的本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程，且可解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關系。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(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。本文在平穩(wěn)性檢驗基礎上，使用后者對變量進行協(xié)整檢驗。通過跡統(tǒng)計量來確定變量間的協(xié)整關系。所有變量的協(xié)整檢驗結(jié)果表示在5%顯著水平上存在三個協(xié)整方程(檢驗結(jié)果表略)。此外，還將房價分別與三個層面變量進行協(xié)整檢驗，表明均存在協(xié)整方程，說明房價與三個層次變量均存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

2.3 基于VECM的分析討論

（1）模型簡介。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關系的變量一定存在誤差修正模型的形式。VECM的一般形式可表達為：

也可以表示為

其中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△Yt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，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)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。

（2）協(xié)整關系假設。我們考察Yt=（m2,rate,hp,invest,gdp,cons,cpi）這樣的系統(tǒng)，通過對這七個變量組成的經(jīng)濟系統(tǒng)，來分析房價和貨幣政策之間的關系。

（3）脈沖響應分析。為了更好地刻畫房價渠道中兩個階段的貨幣政策傳導效率，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(nèi)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2反映了房價對貨幣政策的響應。從圖中可以看出，兩個貨幣政策變量均對房價指數(shù)產(chǎn)生較大的影響，符合經(jīng)濟理論：其中抵押貸款標準利率（rate）的沖擊使得房價在短期內(nèi)產(chǎn)生很微弱的正向效應而后逐漸轉(zhuǎn)為負值，到第10個月達到負向最大，隨后影響雖然減弱，但長期存在，基本維持的0.001%左右；貨幣供應量（m2）的一個標準差沖擊的房價指數(shù)在3個月內(nèi)達到正向最大，達到0.0015%左右，隨后逐漸降低，但是均為正值，長期維持在大約0.001%左右。

圖3反映的是經(jīng)濟實體對房價的響應，房價的上漲在短期內(nèi)使得居民消費有一定程度的負向影響，在7個月時候達到最低，然后逐漸回升，長期內(nèi)呈正向趨勢；相比較而言，房價上漲對投資的影響不甚明確，一開始有負向影響，隨后影響有正有負。整體而言，房價對實體消費和投資的影響不太明顯。

圖2 房價對貨幣政策變量的響應

圖3 私人消費和投資對房價的響應

圖4反映的是貨幣政策目標對房價的響應。由圖可知，房價的上漲對產(chǎn)出（工業(yè)經(jīng)濟增加值）波定性比較大，但整體上講均為正向效應，長期看來房價對產(chǎn)出的影響呈正向，但是不太明顯。而房價對物價指數(shù)的影響始終為負，在第4個月達到負向最大值，滯后有所減弱，整體來講，房價對通脹水平存在一定程度的負向影響。

圖4 貨幣政策目標對房價的響應

（4）房價的方差分解

如圖5，我們考察房價變動的方差分解。由圖可知，造成房價波動的主要因素除了房價（hp）自身因素以外，相對較高的因素為私人消費（consume），所占比例為20%左右，貨幣供應量（m2）和利率（rate）所占比例均為10%左右，因此，我們可知，私人消費對房價的影響作用相對而言比較大，其次是貨幣政策指標的影響。此結(jié)論也符合經(jīng)濟意義，主導房價的主要因素為本身需求，其次才是宏觀調(diào)控因素。故在實際調(diào)控過程中，對房價的控制首先要注意住房的需求，在剛性的住房需求下，貨幣政策變動對房價的影響效果可能收效會得不到臆想中的結(jié)果。只有在了解住房需求的情況下，對癥下藥，調(diào)控房價，防止房地產(chǎn)市場過度膨脹，才能使得房地產(chǎn)市場健康持續(xù)的發(fā)展下去。

3 結(jié)論

通過基于VECM的實證檢驗可以得出以下結(jié)論：

（1）從協(xié)整方程來看，房價與貨幣政策、實體經(jīng)濟、貨幣政策目標三個層面的變量均存在長期穩(wěn)定的均衡關系。這是房價能在貨幣政策傳導機制中發(fā)揮作用的基礎。

（2）從房價的誤差修正模型來看，房價短期波動分別打破與貨幣政策和通脹水平的長期均衡時，貨幣政策的房價傳導系統(tǒng)均存在較強的反向的調(diào)整力度，但當偏離實體經(jīng)濟均衡時，系統(tǒng)調(diào)整機制不明顯。這也證明了當房價脫離實體經(jīng)濟基本面上漲而產(chǎn)生泡沫時，經(jīng)濟系統(tǒng)無法自動回復到均衡，必須依靠政府的宏觀調(diào)控。

（3）從脈沖響應分析來看，有三個方面結(jié)論。首先房價對貨幣政策變動總體較敏感，具體地說，M2及信貸規(guī)模的增加，雖然一開始有推高房價的作用，但之后可能是因為預期效應的存在，對房價都有一定程度的負向作用，因此兩者應該不會是近幾年房價過快增長的緣由。但值得注意的是，在實證中發(fā)現(xiàn)，市場化較高的短期利率對調(diào)控房價很有幫助，因此我國政府應積極推動利率市場化改革，并且可以逐步考慮將全國銀行間短期市場利率作為貨幣政策的中介目標。因此傳導過程的第一階段效率整體較高，尤其是短期市場利率對房價的影響。其次，從實體經(jīng)濟變量投資與消費對房價的響應來看，房價對消費影響不明顯，但對投資的影響較大，因此可推斷，與投資相關的Tobin’Q效應渠道與資產(chǎn)負債表效應渠道的傳導效率要高于其他渠道。再次，從貨幣政策目標對房價的響應來看，房價對產(chǎn)出并沒有長期明顯的影響，原因一方面可能是本文選用工業(yè)增加值而不是GDP數(shù)據(jù)，另一方面也可能是文中選用的是近幾年房價數(shù)據(jù)，其增長過快，確實有脫離經(jīng)濟基本面之嫌，因此需要進一步檢驗。但分析表明，房價卻能在一定程度上對物價(通脹)水平起到明顯作用。所以，第二階段傳導中房價--投資--物價(通脹)渠道基本暢通，傳導效率較高，其他渠道并不是十分暢通，尤其是對消費和產(chǎn)出的作用尚存在著一定程度的梗阻，需要進一步研究。

圖5 房價變動的方差分解

綜上所述，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，房地產(chǎn)市場已成為貨幣政策傳導的重要途徑。因此，當前我國政府應高度重視房地產(chǎn)市場貨幣政策傳導機制，促進貨幣市場、房地產(chǎn)市場及宏觀經(jīng)濟三者協(xié)調(diào)穩(wěn)定發(fā)展。在政策層面上，一方面在制定貨幣政策時，應充分考慮房價因素，如房價中包含的通貨膨脹預期等，將房地產(chǎn)業(yè)納入央行的重要的分析檢測領域，并推進利率市場化改革，完善貨幣政策中介目標，以此加強貨幣政策對房地產(chǎn)市場及宏觀經(jīng)濟調(diào)控的有效性；另一方面應根除當前房地產(chǎn)市場的制度缺陷，保持其持續(xù)健康發(fā)展，使房地產(chǎn)業(yè)迅速步入良性發(fā)展軌道，以發(fā)揮其加速推動宏觀經(jīng)濟發(fā)展的作用。

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