郭晨陽(yáng)

一、引言

房地產(chǎn)市場(chǎng)是資本市場(chǎng)的重要組成部分，房?jī)r(jià)的波動(dòng)幅度和風(fēng)險(xiǎn)程度直接影響著金融體系與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性。為進(jìn)一步完善金融宏觀調(diào)控，防止資產(chǎn)價(jià)格大幅波動(dòng)以及由此導(dǎo)致的金融體系和宏觀經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定，中央銀行必須適時(shí)、適度地制定并實(shí)施貨幣政策。在此背景下，貨幣政策制定與操作是否要關(guān)注以房?jī)r(jià)為代表的資產(chǎn)價(jià)格，關(guān)注程度如何，是否要對(duì)資產(chǎn)價(jià)格的泡沫做出行動(dòng)，房?jī)r(jià)能否穩(wěn)定地作為未來(lái)通脹的指示器等一系列問(wèn)題引起了學(xué)者的極大關(guān)注。本文基于貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)理論，通過(guò)構(gòu)建更加符合經(jīng)濟(jì)運(yùn)行理論的SVAR模型，對(duì)我國(guó)資產(chǎn)價(jià)格、宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控及貨幣政策之間的關(guān)系進(jìn)行了深入研究，以期為解決上述問(wèn)題提供理論及實(shí)踐參考。

二、理論分析

傳統(tǒng)的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制主要是通過(guò)利率影響投資、消費(fèi)從而影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)。隨著金融市場(chǎng)的深化和發(fā)展，貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響發(fā)生了深刻的變化。

貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)是指中央銀行的貨幣政策操作通過(guò)金融資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)來(lái)影響宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行。

貨幣政策通過(guò)資產(chǎn)價(jià)格渠道影響宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行分為兩個(gè)階段。在第一階段，貨幣政策主要通過(guò)利率及貨幣供應(yīng)量影響資產(chǎn)價(jià)格。在第二階段，資產(chǎn)價(jià)格主要通過(guò)財(cái)富效應(yīng)、托賓Q效應(yīng)及信貸約束的投資渠道對(duì)消費(fèi)和投資支出產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)中的供求平衡。作為企業(yè)和居民重要財(cái)富象征的房地產(chǎn)，其價(jià)格波動(dòng)將通過(guò)托賓Q效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)、資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)以及預(yù)期效應(yīng)等影響經(jīng)濟(jì)行為，使得社會(huì)投資和消費(fèi)發(fā)生變化，進(jìn)而影響到貨幣政策的最終目標(biāo)——產(chǎn)出和物價(jià)。

三、模型設(shè)定與方法介紹

（一）變量選擇

本文主要考察貨幣政策與房地產(chǎn)價(jià)格之間的相互關(guān)系，故選擇M1作為貨幣政策中介目標(biāo)的代理變量；選取我國(guó)房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)作為房地產(chǎn)價(jià)格的代表性指數(shù)；選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)作為通貨膨脹率的代理變量；選用GDP來(lái)度量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）模型構(gòu)建與識(shí)別

筆者以標(biāo)準(zhǔn)VAR模型為基礎(chǔ)，運(yùn)用結(jié)構(gòu)自回歸模型（SVAR）研究我國(guó)貨幣政策、房?jī)r(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系。

建立如下的SVAR（p）模型：

BYt=Φ0+Φ1Yt-1+Φ2Yt-2+Φ3Yt-3+…+ΦpYt-p+μt （1）

其中Yt為n維內(nèi)生變量列向量，B為n×n維矩陣，主對(duì)角線元素為1，Φi 為i階滯后內(nèi)生變量的n×n維系數(shù)矩陣，μt為結(jié)構(gòu)式的殘差。如果矩陣B可逆，將上式兩邊乘以B-1得到如下模型：

Yt=B-1Φ0+B-1Φ1Yt-1+B-1Φ2Yt-2+B-1Φ3Yt-3+…+B-1ΦpYt-p+B-1μt （2）

令εt=B-1μt，上式可寫為

Yt=B-1Φ0+B-1Φ1Yt-1+B-1Φ2Yt-2+B-1Φ3Yt-3+…+B-1ΦpYt-p+εt （3）

通過(guò)對(duì)矩陣B中的參數(shù)施加約束并估計(jì)參數(shù)值，不但可以發(fā)現(xiàn)變量之間的當(dāng)期相關(guān)關(guān)系，還可以得到可識(shí)別的結(jié)構(gòu)沖擊，通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)準(zhǔn)確反映新息沖擊的時(shí)間路徑。

為了得到方程（2）惟一的估計(jì)參數(shù)，需要對(duì)其施加k（k-1）/2（k為變量個(gè)數(shù)）個(gè)約束條件，由于本文中有4個(gè)變量，因此需要對(duì)方程（2）施加6個(gè)約束條件才能識(shí)別出結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊。

四、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)處理

本文選擇2000年1月至2011年12月作為樣本區(qū)間。由于可以得到房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)、通貨膨脹率、貨幣供應(yīng)量等變量的月度數(shù)據(jù)和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)，因此為了使國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值也成為月度數(shù)據(jù)，本文采用插值法對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值季度數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，使它變?yōu)樵露葦?shù)據(jù)。在分析之前，對(duì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，以剔除不規(guī)則要素和季節(jié)變動(dòng)要素的影響。本文首先采用季節(jié)指數(shù)法對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后分別對(duì)所有經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的時(shí)間序列數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)，以降低其異方差性。

（二）ADF檢驗(yàn)

SVAR模型要求所采用的所有時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，因此在采用其進(jìn)行研究問(wèn)題之前，需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

對(duì)LCPI，LGDP，LM1和LP及其一階差分時(shí)間序列DLCPI， DLGDP， DLM1和DLP進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示LCPI，LGDP， LM1和LP都是不平穩(wěn)的時(shí)間序列，而其一階差分都是平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此原序列都是一階單整序列I（1）。

（三）Johanson協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用學(xué)術(shù)界廣泛使用的Johansen極大似然估計(jì)方法來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，無(wú)論采用跡檢驗(yàn)法和特征根法結(jié)果均表明LCPI，LGDP，LM1和LP之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。由于本文建立的是SVAR模型，不涉及具體的協(xié)整關(guān)系的選擇，所以只需證明存在協(xié)整關(guān)系即可。

（四）Granger因果檢驗(yàn)

由于本文的目的在于研究貨幣政策的變動(dòng)是否會(huì)影響房地產(chǎn)價(jià)格以及房地產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)沖擊是否對(duì)貨幣政策有影響，因此討論了CPI，GDP和M1是否對(duì)P有影響的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，貨幣供應(yīng)量、GDP和通貨膨脹均不是房地產(chǎn)價(jià)格的格蘭杰原因，房地產(chǎn)價(jià)格也不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因，但房地產(chǎn)價(jià)格是通貨膨脹的格蘭杰原因。

（五）脈沖響應(yīng)分析

通過(guò)脈沖分析結(jié)果顯示，貨幣供應(yīng)量、GDP和CPI對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格幾乎沒(méi)有影響；房?jī)r(jià)對(duì)貨幣政策在短期內(nèi)有輕微的負(fù)向影響，有可能是因?yàn)榉績(jī)r(jià)的上升加大了通脹的壓力，央行施行從緊的貨幣政策對(duì)其做出反應(yīng)；房?jī)r(jià)對(duì)CPI短期內(nèi)正向影響增加，后逐漸減弱，說(shuō)明房?jī)r(jià)的上升會(huì)增加通脹壓力。

（六）方差分解分析

對(duì)該SVAR模型進(jìn)行方差分解，結(jié)果顯示，CPI的波動(dòng)主要源于自身的因素，但在中短期內(nèi)，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)其有一定的貢獻(xiàn)度。貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)主要來(lái)自于自身的波動(dòng)，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)其貢獻(xiàn)為0.1637%，幾乎沒(méi)有影響。房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)主要源于自身，貨幣政策、GDP與CPI對(duì)其幾乎均無(wú)影響。

綜上所述，在樣本期內(nèi)，貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)并沒(méi)有產(chǎn)生顯著的影響。房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)在中短期內(nèi)對(duì)通貨膨脹率有一定程度的正向貢獻(xiàn)。

五、結(jié)論

通過(guò)建立施加了短期約束的SVAR模型，將房地產(chǎn)價(jià)格與貨幣政策的中介目標(biāo)貨幣供應(yīng)量以及宏觀經(jīng)濟(jì)通貨膨脹通過(guò)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)聯(lián)系起來(lái)，通過(guò)Johanson協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解研究了2000年1月—2011年12月貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的影響，結(jié)果表明房?jī)r(jià)的波動(dòng)對(duì)通貨膨脹會(huì)產(chǎn)生影響，因而我國(guó)的貨幣政策需對(duì)其給予一定的關(guān)注。但貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響不顯著，這說(shuō)明，貨幣政策目前在我國(guó)還不是影響房地產(chǎn)價(jià)格的主要因素。對(duì)于央行而言，這一結(jié)果表明，我國(guó)央行還沒(méi)有能力有效地干預(yù)房地產(chǎn)市場(chǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 黃飛雪，王云：《基于SVAR的中國(guó)貨幣政策的房?jī)r(jià)傳導(dǎo)機(jī)制》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 2010第5期。

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[3] 黃文華、朱晶晶、熊紅英：《貨幣政策的資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制及其實(shí)證分析》，《江西社會(huì)科學(xué)》 2010第2期。