段忠東

(廈門理工學(xué)院商學(xué)院，福建 廈門361024)

一、引 言

資產(chǎn)價(jià)格對貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制一直以來都是貨幣政策理論的前沿問題，學(xué)者們對此進(jìn)行了大量的理論與實(shí)證研究。從已有的相關(guān)研究來看，早期關(guān)注的焦點(diǎn)集中在股票價(jià)格，而對于另外一個(gè)重要的資產(chǎn)市場——房地產(chǎn)市場及其價(jià)格——在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用，直到近些年來才引起學(xué)者們的高度重視。這主要是由于近二十年來，世界各主要經(jīng)濟(jì)體的住房市場出現(xiàn)大幅波動特征，以及房地產(chǎn)本身所具有的特殊屬性②，住房市場開始在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中發(fā)揮日益重要的作用。這也使得各國中央銀行對于住房市場保持高度關(guān)注。

住房分配制度改革之后，房地產(chǎn)業(yè)被作為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)得到迅速發(fā)展。如圖1所示，1998年以來我國房價(jià)經(jīng)歷了較快速度的上漲，2007年至2010年房價(jià)漲幅逐步抬高，波動幅度也不斷擴(kuò)大③。隨著宏觀經(jīng)濟(jì)下行和“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”的出現(xiàn)，2014年3季度我國房價(jià)漲幅處于歷史較低水平6%。另外，狹義貨幣量增長率從2009年4季度的峰值32.35%逐步下降到2014年3季度的3.8%;30日銀行同業(yè)拆借利率則在2009年2季度達(dá)到1.08%的歷史低位后逐步上升，到2014年3季度達(dá)到4.14%的較高水平。經(jīng)過測算，貨幣量增長與房價(jià)指數(shù)之間的同期相關(guān)系數(shù)為0.28，同業(yè)拆借利率與房價(jià)指數(shù)之間的簡單相關(guān)系數(shù)為-0.22。城鎮(zhèn)消費(fèi)增長與住房價(jià)格指數(shù)的波動趨勢保持較高的一致性，二者的同期相關(guān)系數(shù)為0.53;直觀上看，居民消費(fèi)增長與住房價(jià)格指數(shù)的關(guān)聯(lián)性不高，二者之間的簡單相關(guān)系數(shù)為-0.08?？梢猿醪降贸?，在貨幣政策與房價(jià)、房價(jià)與城鎮(zhèn)消費(fèi)之間可能存在較好的傳導(dǎo)，房價(jià)到居民消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制似較為微弱。

近些年來，針對房地產(chǎn)市場的宏觀調(diào)控政策此起彼伏，但是其效果卻廣受質(zhì)疑，甚至出現(xiàn)“越調(diào)越漲”的怪圈和論調(diào)。作為重要的宏觀政策，貨幣政策是否能夠?qū)Ψ績r(jià)產(chǎn)生有效影響?這關(guān)系到貨幣當(dāng)局的政策效力，需要作出定量的科學(xué)回答。另外，房價(jià)高漲所引發(fā)的廣泛“房奴”、“蝸居”現(xiàn)象，甚至所謂的“逃離北上廣”，實(shí)際上涉及到貨幣政策是否經(jīng)過住房市場實(shí)現(xiàn)向居民消費(fèi)行為的傳導(dǎo)問題，也是貨幣政策當(dāng)局必須面對的問題。總之，筆者可以把上述思考?xì)w結(jié)為一個(gè)問題，即房價(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)過程的作用機(jī)制與效果。對此作出科學(xué)的定性分析與定量研究具有重要的理論意義與現(xiàn)實(shí)意義。本文運(yùn)用基于結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的反事實(shí)模擬方法，利用中國1999年至2014年的季度數(shù)據(jù)，對房價(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用效果進(jìn)行實(shí)證研究。本文的貢獻(xiàn)在于:一是在SVAR模型中重新設(shè)定變量的同期關(guān)系;二是分別選取城鎮(zhèn)消費(fèi)品零售額和城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出作為消費(fèi)的代理變量;三是利用反事實(shí)模擬測算貨幣政策沖擊對消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制中房價(jià)的貢獻(xiàn)度。

圖1 1998-2014年我國房價(jià)與貨幣量、利率、消費(fèi)的波動趨勢

二、理論回顧與文獻(xiàn)綜述

伴隨著近二十年來西方國家房地產(chǎn)價(jià)格的大幅度波動，越來越多的西方學(xué)者開始關(guān)注于房地產(chǎn)價(jià)格在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中所起的特殊作用。住房價(jià)格對貨幣政策的傳導(dǎo)過程分為兩個(gè)階段，第一個(gè)階段是貨幣政策工具變動對住房價(jià)格的傳導(dǎo)，第二個(gè)階段是房價(jià)變動對家庭消費(fèi)與企業(yè)投資等經(jīng)濟(jì)主體行為的傳導(dǎo)。在第一個(gè)階段，貨幣政策工具通過對住房市場供求關(guān)系產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響房價(jià)。短期內(nèi)，住房供給具有滯后性，貨幣政策通過改變住房市場需求導(dǎo)致房價(jià)變動。根據(jù)Mishkin[1]，貨幣政策利率變動主要通過資本使用成本對住房市場需求產(chǎn)生直接影響。住房的資本使用成本可以表示如下:

式(1)中，ph是新建房地產(chǎn)的相對購買價(jià)格，i是抵押貸款利率是房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)期增值率，δ是房地產(chǎn)折舊率。{(1－t)i－πe}為實(shí)際稅后利率，－πe}為房地產(chǎn)價(jià)格的實(shí)際預(yù)期增值率，πe為預(yù)期通貨膨脹率①考慮到抵押貸款利息具有抵稅的特點(diǎn)，用邊際稅率t對名義抵押利率i進(jìn)行了調(diào)整。。根據(jù)式(1)可知，貨幣政策變動通過影響購房者的實(shí)際利息支付負(fù)擔(dān)，進(jìn)而對其住房持有成本與住房需求產(chǎn)生影響;另外，住房市場需求改變會導(dǎo)致人們對住房的預(yù)期增值率發(fā)生改變，這也成為貨幣政策影響住房持有成本與住房市場需求進(jìn)而影響房價(jià)的重要途徑[2]。除此之外，當(dāng)住房市場供求雙方都面臨融資約束時(shí)，貨幣政策還可通過資金可得性渠道對房地產(chǎn)市場供求產(chǎn)生影響。

在第二個(gè)階段，住房價(jià)格變動通過財(cái)富效應(yīng)[3]、資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)與信用約束效應(yīng)[4-5]、預(yù)期與信心效應(yīng)[6]等渠道對住房擁有者的消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用，而通過負(fù)收入效應(yīng)和儲蓄效應(yīng)對購房者和租房者的消費(fèi)行為產(chǎn)生擠出效果[7]。由于以上作用機(jī)制的方向不一致，房價(jià)變動對總體消費(fèi)的影響效果取決于各種力量的對比。

學(xué)者們沿著以下幾個(gè)方向進(jìn)行實(shí)證研究。一是檢驗(yàn)貨幣政策沖擊對房價(jià)的傳導(dǎo)效果，他們建立VAR模型與SVAR模型，也有學(xué)者建立理論模型，并通過參數(shù)賦值進(jìn)行數(shù)值模擬。大多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策沖擊對住房價(jià)格產(chǎn)生顯著的影響，并且這種影響在抵押市場更發(fā)達(dá)的國家或階段表現(xiàn)更為明顯[8-9]。二是考察房價(jià)變動對居民消費(fèi)的影響效果。已有的文獻(xiàn)大多利用宏觀總量數(shù)據(jù)或微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)對各種理論假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，分析比較房價(jià)影響家庭消費(fèi)的異質(zhì)性和一致性[3，10-11]，但是關(guān)于房價(jià)對消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制與規(guī)模未達(dá)成廣泛一致。三是在一個(gè)統(tǒng)一的VAR模型或SVAR模型中，通過限制變量的同期關(guān)系和滯后關(guān)系，運(yùn)用反事實(shí)模擬等方法檢驗(yàn)房價(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用效果[12-13]。這些文獻(xiàn)大多發(fā)現(xiàn)房價(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)過程中發(fā)揮了作用，但是效果存在差異。

美國次貸危機(jī)之后，國內(nèi)學(xué)者在該領(lǐng)域產(chǎn)出了大量的實(shí)證研究成果。一是運(yùn)用不同類型的VAR模型發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊對房價(jià)產(chǎn)生重要影響，這種影響存在區(qū)域差異性，并且數(shù)量型貨幣政策工具的效果優(yōu)于價(jià)格型工具，還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)了“房價(jià)之謎”現(xiàn)象[14-15]。二是檢驗(yàn)房價(jià)變動對居民消費(fèi)的影響效果。大多研究利用宏觀總量數(shù)據(jù)，運(yùn)用線性模型[16]，少數(shù)學(xué)者開始選用家庭微觀數(shù)據(jù)，采用非線性建模[17-18]。三是運(yùn)用各種基于 VAR的計(jì)量模型，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)房價(jià)的作用效果，多數(shù)研究認(rèn)為房價(jià)在我國貨幣政策傳導(dǎo)過程中發(fā)揮了較為重要的作用，但是關(guān)于房價(jià)對消費(fèi)的影響效果卻不一致[19-20]。國內(nèi)研究在以下方面還可改進(jìn):第一，基于SVAR模型的研究其優(yōu)勢在于可以較好反映變量之間的同期關(guān)系，但是已有文獻(xiàn)關(guān)于變量同期關(guān)系的設(shè)定卻還有待商榷;第二，大多數(shù)研究以社會消費(fèi)品零售總額為對象，較少以居民消費(fèi)性支出作為消費(fèi)的代理變量;第三，少有學(xué)者運(yùn)用反事實(shí)模擬方法，而這種方法可以較好模擬房價(jià)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用效果。

三、經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ团c研究方法

本文的實(shí)證研究分為兩個(gè)部分，第一部分檢驗(yàn)貨幣政策沖擊對住房價(jià)格的影響，第二部分考察房價(jià)變動對消費(fèi)的作用效果①本文重點(diǎn)考察房價(jià)變動對消費(fèi)的傳導(dǎo)，對房價(jià)變動傳導(dǎo)貨幣政策的投資渠道，不作過多關(guān)注。。在第一部分，筆者估計(jì)一個(gè)基準(zhǔn)的結(jié)構(gòu)VAR模型，模型中包括研究所需的基本變量，該基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果用于計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)，以此分析貨幣政策沖擊對房價(jià)的影響。在第二部分，本文將借鑒Lettau等人[12]所采用的二階段法。第一步估計(jì)一個(gè)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型作為基準(zhǔn)模型，估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)的脈沖響應(yīng)函數(shù)反映貨幣政策沖擊對于消費(fèi)的總體影響，其中包含了房價(jià)對消費(fèi)的作用。第二步運(yùn)用反事實(shí)實(shí)驗(yàn)?zāi)M貨幣政策沖擊的影響，其中關(guān)閉了基準(zhǔn)模型中住房價(jià)格影響消費(fèi)的直接渠道②該模擬過程的實(shí)現(xiàn)是通過將消費(fèi)方程中房價(jià)對消費(fèi)的同期影響以及滯后影響系數(shù)設(shè)定為零，也即將式(3)中系數(shù)矩陣A、Г1…ГP中表示房價(jià)影響消費(fèi)的系數(shù)設(shè)定為零。?；鶞?zhǔn)模型中貨幣政策沖擊對于消費(fèi)的總效應(yīng)與反事實(shí)模擬的估計(jì)結(jié)果的差異，可以用來反映貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中房價(jià)對消費(fèi)的作用效果。

為此，本文建立一個(gè)小型的結(jié)構(gòu)VAR模型，用于分析變量之間的同期影響與滯后影響，具體表示如下:

其中，Xt表示(n×1)維內(nèi)生變量向量，ut表示(n ×1)維結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊向量。Γi，i=0，…，n是(n ×n)維系數(shù)矩陣，矩陣A是反映變量之間同期影響的(n×n)維系數(shù)矩陣。結(jié)構(gòu)式(2)可以改寫為簡化式(3):

其中，假定簡化式?jīng)_擊et滿足。根據(jù)式(2)、(3)可知，Φi=A－1Γi，(i=1，…，n)，簡化式擾動et與結(jié)構(gòu)式擾動ut之間的關(guān)系可以表示為:

式(4)即為A-B型 SVAR模型。其中，結(jié)構(gòu)擾動向量ut是標(biāo)準(zhǔn)化正交的，即其方差協(xié)方差矩陣滿足E(utu't)=I，并且對矩陣 A、B強(qiáng)制施加約束A∑A'=BB'。為了識別SVAR模型，需要對同期關(guān)系矩陣A施加限制。對于n元p階的A-B型結(jié)構(gòu)式VAR，需要對矩陣A施加n(n－1)/2個(gè)限制條件才能恰好識別，矩陣B為對角矩陣。普遍的做法是假定A是一個(gè)下三角形矩陣。這實(shí)際上假定所有變量對貨幣政策沖擊只能作出滯后1期的反應(yīng)，這對于物價(jià)、產(chǎn)出等宏觀變量也許合理，但是對于資產(chǎn)價(jià)格來說卻并非合理。資產(chǎn)價(jià)格更有可能對貨幣政策沖擊作出同期反應(yīng)。另外，由于貨幣政策目標(biāo)并非盯住資產(chǎn)價(jià)格，因此不會對資產(chǎn)價(jià)格變動作出同期反應(yīng)。為此，需要對SVAR的同期影響矩陣A進(jìn)行重新假設(shè)。

在本文的實(shí)證研究第一部分，SVAR模型包括的內(nèi)生變量向量表示為:Xt=(lnCPIt、lnGDPt、lnHPt、lnMt或 It)，即內(nèi)生變量包括物價(jià)、產(chǎn)出、房價(jià)、貨幣供應(yīng)量或利率等。在實(shí)證研究第二部分，在已有的內(nèi)生變量中加入消費(fèi)，即內(nèi)生變量向量表示為:Xt=(lnCPIt、lnGDPt、lnCt、lnHPt、lnMt或 It)。在5變量的SVAR模型中，為了識別結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，需要對同期影響矩陣A施加10個(gè)限制。借鑒Lettau et al.[12]的思路，筆者對矩陣A施加如下限制:

①物價(jià)、產(chǎn)出對于貨幣政策沖擊的反應(yīng)滯后1期，這表現(xiàn)為a15=0，a25=0;②在不包含消費(fèi)的4變量SVAR模型中，對于同期影響矩陣A的限定條件與此雷同，不再贅述。物價(jià)、產(chǎn)出也不受房價(jià)波動的同期影響，即a14=a24=0;③消費(fèi)對物價(jià)、產(chǎn)出的影響滯后1期，即a13=a23=0，產(chǎn)出對物價(jià)的影響滯后1期，即a12=0;④假定貨幣當(dāng)局根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)波動對貨幣政策作出同期調(diào)整，但是貨幣政策卻只對消費(fèi)產(chǎn)生滯后1期的影響，即a35=0;⑤消費(fèi)變動不對房價(jià)產(chǎn)生同期影響，即a43=0①這里本文采用了與Lettau et al．［12］類似的假定，這也是大多數(shù)文獻(xiàn)所采用的假設(shè)。 這里本文采用了與Lettau et al.[12]類似的假定，這也是大多數(shù)文獻(xiàn)所采用的假設(shè)。;⑥貨幣政策通常情況下只是關(guān)注住房價(jià)格，并非直接盯住房價(jià)，因此不對房價(jià)作出同期反應(yīng)，即a54=0。上述假定使得結(jié)構(gòu)式方程(2)的待估計(jì)參數(shù)個(gè)數(shù)為10，恰好滿足該方程的識別條件。將式(4)的估計(jì)形式重寫如式(5)所示②在不包含消費(fèi)的4變量SVAR模型中，對于同期影響矩陣A的限定條件與此雷同，不再贅述。。式(5)意味著住房價(jià)格變動對消費(fèi)產(chǎn)生同期的影響，貨幣政策對消費(fèi)變動作出同期反應(yīng)，也即貨幣政策對房價(jià)變動作出間接反應(yīng)。

四、變量選擇、數(shù)據(jù)來源與處理

本文所選取研究變量包括:物價(jià)、產(chǎn)出、收入、消費(fèi)、房價(jià)、貨幣供應(yīng)量與利率。其中，用貨幣量與利率表示貨幣政策沖擊。采用1999年1季度至2014年3季度的季度數(shù)據(jù)，共計(jì)63組樣本數(shù)據(jù)。所有的數(shù)據(jù)均來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫與中國人民銀行網(wǎng)站。代理變量選擇與數(shù)據(jù)處理過程詳見表1。

表1 代理變量與數(shù)據(jù)處理

續(xù)表1

經(jīng)過數(shù)據(jù)處理的物價(jià)、產(chǎn)出、居民收入、城鎮(zhèn)消費(fèi)、居民消費(fèi)、住房價(jià)格、貨幣量與利率分別用lnCPI、lnGDP、lnINC、lnC、lnCONS、lnHP、lnM1、I1、I3表示①為簡化起見，分別將城鎮(zhèn)消費(fèi)品零售額、城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出簡稱為城鎮(zhèn)消費(fèi)與居民消費(fèi)。。

五、實(shí)證研究過程與結(jié)果分析

首先，在建立SVAR之前，需對所有變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文運(yùn)用方法對各個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。除利率、物價(jià)等變量外的其余變量原序列在5%的顯著性水平都是非平穩(wěn)的，而這些變量的一階差分序列在1%的顯著性水平上是平穩(wěn)的，這些變量均為一階單整序列I(1)。由于篇幅所限，文中未列出變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。

(一)貨幣政策沖擊對住房價(jià)格的傳導(dǎo)

本文建立三個(gè)4變量的基準(zhǔn)SVAR模型。模型1的內(nèi)生變量包括:物價(jià)、產(chǎn)出、房價(jià)與貨幣量，即X1t=(lnCPIt、lnGDPt、lnHPt、lnM1t);模型2 的內(nèi)生變量是:物價(jià)、產(chǎn)出、房價(jià)與1年期貸款利率，即 X2t=(lnCPIt、lnGDPt、lnHPt、I1t);模型 3 的內(nèi)生變量包括:物價(jià)、產(chǎn)出、房價(jià)與3年期貸款利率，即X3t=(lnCPIt、lnGDPt、lnHPt、I3t)。

在單位根檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各組變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。因此，如同國外大多數(shù)同類研究一樣，筆者采用水平變量形式的SVAR模型，同時(shí)加入常數(shù)項(xiàng)②也可以建立變量一階差分形式的VAR模型，但是這會導(dǎo)致遺漏水平變量中所包含的信息，并且可能導(dǎo)致錯(cuò)誤設(shè)定與過度識別。。

1.模型1 的估計(jì)結(jié)果[X1t=(lnCPIt、lnGDPt、lnHPt、lnM1t)]

圖2是SVAR模型1的脈沖響應(yīng)函數(shù)計(jì)算結(jié)果③根據(jù)AIC與SC信息準(zhǔn)則，結(jié)合SVAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以及殘差序列自相關(guān)和異方差檢驗(yàn)，選定滯后階數(shù)為2。?？梢园l(fā)現(xiàn)，擴(kuò)張性的貨幣量沖擊導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)變量出現(xiàn)正向的響應(yīng)，物價(jià)與產(chǎn)出均表現(xiàn)出經(jīng)典的倒U型波動特征。具體來看，物價(jià)的當(dāng)期響應(yīng)為零，之后逐漸提高，峰值響應(yīng)0.29%出現(xiàn)在第7期。產(chǎn)出的當(dāng)期響應(yīng)為零，之后逐漸增加，第4季時(shí)出現(xiàn)峰值響應(yīng)0.30%。房價(jià)對貨幣量的擴(kuò)張作出當(dāng)期響應(yīng)0.24%，第2季迅速上升到峰值0.95%，第3季迅速下降，此后，這種響應(yīng)緩慢下降并趨近于零。這說明貨幣量的擴(kuò)張會導(dǎo)致住房價(jià)格在短期內(nèi)出現(xiàn)迅速上漲，主要原因可能是由于短期內(nèi)住房供給調(diào)整滯后，而貨幣量擴(kuò)張刺激住房需求使房價(jià)出現(xiàn)較快上漲;從長期來看，由于住房供給的緩慢增長，房價(jià)響應(yīng)逐漸恢復(fù)初始狀態(tài)。

另外，房價(jià)沖擊會導(dǎo)致物價(jià)和產(chǎn)出出現(xiàn)正向響應(yīng)，這意味著房價(jià)上漲會帶動經(jīng)濟(jì)增長與物價(jià)上漲;房價(jià)沖擊會使得貨幣量在短期出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，隨后貨幣響應(yīng)逐漸由負(fù)轉(zhuǎn)正，這可能是中央銀行針對房價(jià)的調(diào)控政策引起的，長期則是由于房價(jià)高漲導(dǎo)致的內(nèi)生性貨幣供給增加。

房價(jià)變動的預(yù)測方差分解結(jié)果顯示，房價(jià)波動性主要受房價(jià)自身沖擊所驅(qū)動，物價(jià)與產(chǎn)出沖擊具有重要的貢獻(xiàn)度。另外，從第2季開始，貨幣量沖擊對房價(jià)波動性的貢獻(xiàn)度在7% ～11%之間，在第2季到達(dá)最大值11.52%，之后逐漸下降。值得注意的是，在第2季至第4季，貨幣量的貢獻(xiàn)度超過物價(jià)與產(chǎn)出，這說明短期內(nèi)，貨幣量是房價(jià)波動的重要解釋因素之一。

2.模型 2 的估計(jì)結(jié)果[X2t=(lnCPIt、lnGDPt、lnHPt、I1t)]

模型2的脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)結(jié)果如圖3所示④SVAR模型2、3的結(jié)構(gòu)選擇方法與過程與模型1相同，不再贅述，均為滯后2階，含常數(shù)項(xiàng)。?？梢园l(fā)現(xiàn)，當(dāng)緊縮性的利率沖擊發(fā)生時(shí)，物價(jià)、產(chǎn)出與房價(jià)等變量均出現(xiàn)反向調(diào)整，所有變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)均表現(xiàn)出U型波動特征。具體來看，在受到緊縮性利率沖擊后，物價(jià)在短期內(nèi)有輕微正向響應(yīng)，之后出現(xiàn)持續(xù)反向調(diào)整，到第10季達(dá)到響應(yīng)峰值-0.23%。產(chǎn)出的反向響應(yīng)在第8季達(dá)到峰值-0.36%;房價(jià)的當(dāng)季響應(yīng)為-0.16%，并且這種反向響應(yīng)在第2、3季度略有緩解，從第4季度開始房價(jià)的反向響應(yīng)逐漸擴(kuò)大，到第7季度時(shí)達(dá)到響應(yīng)峰值-0.34%。這一特征說明利率緊縮將會導(dǎo)致房價(jià)指數(shù)的反向調(diào)整，并且對房價(jià)的抑制效果具有較長的滯后期(約2年)。此外，房價(jià)沖擊導(dǎo)致政策利率的即期響應(yīng)為零，2季開始出現(xiàn)正向響應(yīng)，響應(yīng)峰值6.59%出現(xiàn)在第5季。這說明中央銀行的利率政策對房價(jià)上漲有滯后反應(yīng)。

圖2 各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)(模型1)

圖3 各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)(模型2)

房價(jià)變動的方差分解結(jié)果顯示，房價(jià)自身是房價(jià)波動最為重要的解釋變量，物價(jià)與產(chǎn)出也是重要的解釋因素。利率的解釋能力較弱，其貢獻(xiàn)度在0.45% ～4.48%之間，沖擊發(fā)生后 11季度時(shí)利率貢獻(xiàn)度達(dá)到最大值。結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解結(jié)果得出利率對房價(jià)波動的解釋效果和力度較為有限，旨在運(yùn)用價(jià)格型貨幣政策工具調(diào)控房價(jià)的政策意圖難以取得滿意的效果①限于篇幅，未列出模型3的估計(jì)結(jié)果。模型3的脈沖響應(yīng)函數(shù)與模型2十分相似，但物價(jià)、產(chǎn)出與房價(jià)對3年期貸款利率沖擊的響應(yīng)峰值略有提高，或者峰值出現(xiàn)時(shí)期略有提前。。

(二)貨幣政策傳導(dǎo)中住房價(jià)格對城鎮(zhèn)消費(fèi)的作用效果:反事實(shí)模擬研究一

首先，以城鎮(zhèn)消費(fèi)零售總額作為消費(fèi)的代理變量，采用二階段法考察房價(jià)在貨幣政策沖擊向消費(fèi)傳導(dǎo)中的作用效果。為此，需要建立三個(gè)5變量SVAR模型，即在4變量SVAR模型中加入城鎮(zhèn)消費(fèi)。三個(gè)SVAR模型包含的內(nèi)生變量具體如下:模型4包含物價(jià)、產(chǎn)出、城鎮(zhèn)消費(fèi)、房價(jià)與貨幣量，即X4t=(lnCPIt、lnGDPt、lnC、lnHPt、lnM1t);模型5 包含物價(jià)、產(chǎn)出、城鎮(zhèn)消費(fèi)、房價(jià)與1年期貸款利率，即X5t=(lnCPIt、lnGDPt、lnC、lnHPt、I1t);模型 6 包括物價(jià)、產(chǎn)出、城鎮(zhèn)消費(fèi)、房價(jià)與3年期貸款利率，即X6t=(lnCPIt、lnGDPt、lnC、lnHPt、I3t)。

1.模型4 的估計(jì)結(jié)果[X4t=(lnCPIt、lnGDPt、lnC、lnHPt、lnM1t)]

第一步是建立基準(zhǔn)的SVAR模型。與前述方法一致，建立水平形式的 SVAR模型，加入常數(shù)項(xiàng)②根據(jù)AIC與SC信息準(zhǔn)則，以及結(jié)合SVAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)、殘差序列自相關(guān)等檢驗(yàn)，選定滯后階數(shù)為2。。模型4的脈沖響應(yīng)函數(shù)計(jì)算結(jié)果顯示(如圖4所示)，對于1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)方差的擴(kuò)張性貨幣沖擊，物價(jià)、產(chǎn)出與房價(jià)的響應(yīng)軌跡與模型1基本相近;城鎮(zhèn)消費(fèi)的正向響應(yīng)軌跡表現(xiàn)倒U型曲線特征，其響應(yīng)在1.5年內(nèi)迅速提高，之后逐步回落趨近于零，其峰值響應(yīng)1.16%出現(xiàn)在第6季。這說明擴(kuò)張性的貨幣沖擊將對城鎮(zhèn)消費(fèi)產(chǎn)生促進(jìn)作用。根據(jù)消費(fèi)波動的方差分解結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)消費(fèi)自身、貨幣量、產(chǎn)出和物價(jià)都具有較高的貢獻(xiàn)度，房價(jià)的貢獻(xiàn)度在2.5% ～8.2%之間。

第二步是對基準(zhǔn)模型進(jìn)行反事實(shí)模擬實(shí)驗(yàn)。按照前文所述的實(shí)驗(yàn)方法，關(guān)閉消費(fèi)方程中房價(jià)影響消費(fèi)的同期影響系數(shù)與滯后1、2期影響系數(shù)，同時(shí)保持其他方程的估計(jì)系數(shù)不變，對模型4重新估計(jì)，得到模擬情形下的脈沖響應(yīng)函數(shù)。具體的模擬結(jié)果見圖5。

圖4 貨幣沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)(模型4)

圖5 反事實(shí)模擬(模型4)

結(jié)果顯示，在反事實(shí)模擬實(shí)驗(yàn)中，擴(kuò)張性的貨幣量沖擊導(dǎo)致的城鎮(zhèn)消費(fèi)響應(yīng)峰值1.02%出現(xiàn)在第6季度，低于基準(zhǔn)模型中的城鎮(zhèn)消費(fèi)響應(yīng)峰值1.16%，響應(yīng)軌跡與基準(zhǔn)模型基本一致。值得注意的是，前2個(gè)季度兩種情形下的城鎮(zhèn)消費(fèi)響應(yīng)軌跡基本一致，從第3季度至14季度，反事實(shí)模擬情形下的城鎮(zhèn)消費(fèi)脈沖響應(yīng)函數(shù)軌跡低于基準(zhǔn)模型。從第14季度開始，反事實(shí)模擬下的城鎮(zhèn)消費(fèi)響應(yīng)曲線高于基準(zhǔn)模型。這說明，在受到擴(kuò)張性貨幣量沖擊3季度至14季度內(nèi)，如果沒有房價(jià)作用，擴(kuò)張性貨幣沖擊對消費(fèi)的刺激效果將會減弱。這也意味著，房價(jià)對城鎮(zhèn)消費(fèi)產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用，并且這種促進(jìn)作用在第4季度達(dá)到最大值，之后逐漸降低趨向于零。

總之，在擴(kuò)張性貨幣沖擊對城鎮(zhèn)消費(fèi)的傳導(dǎo)中，房價(jià)發(fā)揮了較為重要的促進(jìn)作用。借鑒Elbourne[13]的測算方法，得出擴(kuò)張性貨幣沖擊導(dǎo)致城鎮(zhèn)消費(fèi)提高中，有13.2%來自房價(jià)的貢獻(xiàn)①通過計(jì)算反事實(shí)模擬與基準(zhǔn)模型的消費(fèi)響應(yīng)峰值變化率可得，即:(1.16%-1.02%)/1.16% ×100%=13.2%。

2.模型5 的估計(jì)結(jié)果[X5t=(lnCPIt、lnGDPt、lnC、lnHPt、I1t)]

第一步是估計(jì)基準(zhǔn)SVAR模型。模型5的脈沖響應(yīng)函數(shù)計(jì)算結(jié)果如圖6所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，緊縮性利率沖擊發(fā)生后，物價(jià)、產(chǎn)出、房價(jià)的響應(yīng)軌跡與模型2的響應(yīng)軌跡在定性與定量特征上都非常接近，表現(xiàn)出 U型特征。物價(jià)的峰值響應(yīng) -0.25%出現(xiàn)在第11季度，產(chǎn)出的峰值響應(yīng)-0.47%出現(xiàn)在第8季，房價(jià)的峰值響應(yīng)-0.41%出現(xiàn)在第5季度。城鎮(zhèn)消費(fèi)的當(dāng)期響應(yīng)為零，之后逐漸下降，至第6季度達(dá)到峰值響應(yīng)-1.19%，隨后逐步恢復(fù)并趨向于-0.33%。這說明緊縮性的利率政策將導(dǎo)致物價(jià)、產(chǎn)出等主要經(jīng)濟(jì)變量回落，房價(jià)與城鎮(zhèn)消費(fèi)也會在1年至1.5年內(nèi)出現(xiàn)較快回落。從城鎮(zhèn)消費(fèi)的方差分解結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貢獻(xiàn)度最大的因素包括消費(fèi)自身、產(chǎn)出與利率，物價(jià)的解釋力較為微弱，另外房價(jià)的解釋能力也較為微弱，約為2% ～12%。

圖6 利率沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)(模型5)

第二步進(jìn)行反事實(shí)模擬實(shí)驗(yàn)。具體模擬過程和方法與前文相同。模型5的模擬結(jié)果見圖7。結(jié)果顯示，由于關(guān)閉了消費(fèi)方程中房價(jià)影響消費(fèi)的當(dāng)期與滯后估計(jì)系數(shù)，面對緊縮性利率政策沖擊，城鎮(zhèn)消費(fèi)的反向響應(yīng)峰值-1.13%出現(xiàn)在第5季度，響應(yīng)幅度低于基準(zhǔn)模型的響應(yīng)峰值幅度，響應(yīng)軌跡與基準(zhǔn)模型基本一致，呈現(xiàn)出U型調(diào)整特征?？梢园l(fā)現(xiàn)，利率沖擊發(fā)生1年之后，反事實(shí)模擬情形下的城鎮(zhèn)消費(fèi)響應(yīng)軌跡與基準(zhǔn)模型沒有差異，第5季度至第14季度，反事實(shí)情形下的城鎮(zhèn)消費(fèi)反向響應(yīng)幅度低于基準(zhǔn)模型，從第15季度開始，反事實(shí)情形下的消費(fèi)響應(yīng)幅度超過基準(zhǔn)模型。這說明，如果沒有房價(jià)作用，緊縮性利率沖擊對城鎮(zhèn)消費(fèi)的抑制效果將會減弱。這也意味著，利率沖擊后第5季度至14季度，房價(jià)下降導(dǎo)致城鎮(zhèn)消費(fèi)的縮減，這種效果在第8季度達(dá)到最大。

圖7 反事實(shí)模擬(模型5)

可以得出，在緊縮性利率沖擊對城鎮(zhèn)消費(fèi)的傳導(dǎo)中，房價(jià)變動起到了積極促進(jìn)作用，其對城鎮(zhèn)消費(fèi)的解釋能力低于產(chǎn)出、利率，但是略高于物價(jià)。經(jīng)過測算，在緊縮性利率沖擊導(dǎo)致的城鎮(zhèn)消費(fèi)下降中，房價(jià)下降導(dǎo)致的消費(fèi)下降占比約為5%②即求反事實(shí)模擬情形與基準(zhǔn)模型下消費(fèi)響應(yīng)峰值的變化百分比:(1.19%-1.13%)/1.19% ×100%=5%。限于篇幅，文中略去模型6的估計(jì)結(jié)果。模型6的反事實(shí)模擬結(jié)果與模型5非常相似:在緊縮性利率政策沖擊后的14季度內(nèi)，房價(jià)下跌對消費(fèi)產(chǎn)生抑制效果，其作用峰值出現(xiàn)在第8季度。經(jīng)測算，在利率沖擊導(dǎo)致的消費(fèi)降幅中，房價(jià)的貢獻(xiàn)度約為5.9%。?？梢?，房價(jià)變動對城鎮(zhèn)消費(fèi)的傳導(dǎo)效果低于擴(kuò)張性貨幣沖擊中房價(jià)的傳導(dǎo)效果。

(二)貨幣政策傳導(dǎo)中住房價(jià)格對居民消費(fèi)的作用效果:反事實(shí)模擬研究二

接下來，本文以城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出作為消費(fèi)的代理變量，運(yùn)用二階段法考察住房價(jià)格對貨幣政策的傳導(dǎo)效果。為此，建立兩個(gè)5變量SVAR模型。另外，分別采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(上年同期=100)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入作為物價(jià)和居民收入的代理變量。模型7包括的變量:物價(jià)、收入、消費(fèi)、房價(jià)與貨幣量，即:X7t= (Pt、lnINCt、lnCONS、lnHPt、lnM1t)。模型 8 的變量:物價(jià)、收入、消費(fèi)、房價(jià)與利率，即:X8t=(Pt、lnGDPt、lnC、lnHPt、I1t)。這里依然采用A-B型SVAR模型及其同期影響矩陣的約束思路，設(shè)定的約束條件如下:①根據(jù)各種檢驗(yàn)結(jié)果以及AIC、SC信息準(zhǔn)則，確定SVAR模型7的結(jié)構(gòu)包括常數(shù)項(xiàng)，滯后2階。模型8的結(jié)構(gòu)與模型7相同，選擇過程不再贅述。貨幣政策不對居民收入產(chǎn)生同期影響，即α25=0;②用基準(zhǔn)模型相對反事實(shí)模擬的響應(yīng)峰值下降占比可得，即(0.3939%-0.3658%)/0.3939% ×100%=7.1%。居民收入不對物價(jià)產(chǎn)生同期影響，即α12=0;③消費(fèi)與房價(jià)對居民收入產(chǎn)生滯后影響，α23=α24=0;④貨幣政策不對居民收入作出同期反應(yīng)，α52=0。最終，得到式(4)估計(jì)形式如式(6)所示:

1.模型7的估計(jì)結(jié)果[X7t= (Pt、lnINCt、lnCONS、lnHPt、lnM1t)]

第一步，建立基準(zhǔn)SVAR模型①根據(jù)各種檢驗(yàn)結(jié)果以及AIC、SC信息準(zhǔn)則，確定SVAR模型7的結(jié)構(gòu)包括常數(shù)項(xiàng)，滯后2階。模型8的結(jié)構(gòu)與模型7相同，選擇過程不再贅述。。SVAR模型的脈沖響應(yīng)計(jì)算結(jié)果如圖8所示。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)張性的貨幣沖擊導(dǎo)致物價(jià)、收入、居民消費(fèi)與房價(jià)出現(xiàn)正向響應(yīng)。其中，物價(jià)對貨幣沖擊具有較高的敏感度，其正向響應(yīng)峰值32.7%出現(xiàn)在沖擊發(fā)生的第4季度，之后逐漸回落，在第17季響應(yīng)趨向于4%;居民收入的響應(yīng)表現(xiàn)出遞增的趨勢，12季后逐漸平穩(wěn)趨向于峰值0.44%(20季);居民消費(fèi)的響應(yīng)峰值0.90%出現(xiàn)在沖擊后的第2季，第3-7季響應(yīng)軌跡出現(xiàn)較大波動，且波幅逐漸降低，第8季之后，響應(yīng)軌跡逐漸穩(wěn)定并趨向于0.39%;房價(jià)的響應(yīng)峰值1.16%出現(xiàn)在第2季，之后逐漸回落并趨向于0.35%。這說明，在擴(kuò)張性的貨幣沖擊下，物價(jià)、收入和房價(jià)都會不同程度地提高，短期內(nèi)貨幣政策對居民消費(fèi)的影響不太明確，長期會產(chǎn)生正向影響。

從消費(fèi)的方差分解結(jié)果來看，居民消費(fèi)波動的重要解釋變量包括消費(fèi)自身和居民收入，貨幣量對居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)度在0～15%之間。房價(jià)的解釋能力極為有限，最高貢獻(xiàn)度也不超過4%。

圖8 貨幣沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)(模型7)

圖9 反事實(shí)模擬(模型7)

第二步是進(jìn)行反事實(shí)模擬。模擬結(jié)果見圖9。可以發(fā)現(xiàn)，貨幣沖擊后的1年內(nèi)，反事實(shí)模擬與基準(zhǔn)模型的消費(fèi)脈沖響應(yīng)軌跡十分接近，呈現(xiàn)出短期內(nèi)迅速正向響應(yīng)的特征。從第3季開始，反事實(shí)模擬的脈沖響應(yīng)軌跡略高于基準(zhǔn)模型，第8季開始逐漸穩(wěn)定并趨向于0.42%。這說明，如果沒有房價(jià)的作用，擴(kuò)張性貨幣沖擊對居民消費(fèi)的推動效果會更強(qiáng)。這意味著房價(jià)在貨幣沖擊的傳導(dǎo)過程中對居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出效果，并且擠出效果峰值出現(xiàn)在沖擊后第7季度。經(jīng)過測算，擴(kuò)張性貨幣沖擊對居民消費(fèi)的傳導(dǎo)過程中，房價(jià)上漲擠出的居民消費(fèi)占比約為7.1%②?？梢缘贸?，在擴(kuò)張性的貨幣沖擊傳導(dǎo)中，房價(jià)上漲對居民消費(fèi)產(chǎn)生抑制效果，但是總體看來，房價(jià)變動對居民消費(fèi)的解釋能力不是十分顯著。

2.模型 8 的 估計(jì)結(jié) 果[X8t= (Pt、lnINCt、lnCONS、lnHPt、I1t)]

第一階段估計(jì)基準(zhǔn)的SVAR模型。模型8的脈沖響應(yīng)函數(shù)計(jì)算結(jié)果如圖10所示。研究顯示，緊縮性利率政策沖擊使得物價(jià)指數(shù)出現(xiàn)U型響應(yīng)軌跡，其響應(yīng)峰值-30%出現(xiàn)在沖擊后第6季度，之后響應(yīng)幅度逐步下降并趨向于零。居民收入在9個(gè)季度內(nèi)發(fā)生正向響應(yīng)，響應(yīng)峰值0.08%出現(xiàn)在沖擊后的第4季度，之后逐步回落，第10季度后出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，最終趨近于-0.12%。居民消費(fèi)表現(xiàn)出負(fù)響應(yīng)，其響應(yīng)峰值-0.38%出現(xiàn)在第2季度，之后響應(yīng)幅度迅速回落，至第8季度已經(jīng)接近于零。房價(jià)的負(fù)向響應(yīng)軌跡與模型5、6的結(jié)果十分接近，其峰值響應(yīng)-0.37%出現(xiàn)在第6季度。另外，居民消費(fèi)波動的方差分解結(jié)果顯示，收入、居民消費(fèi)是消費(fèi)變動的最為重要的解釋變量。物價(jià)、利率的貢獻(xiàn)度非常微弱，房價(jià)對居民消費(fèi)的貢獻(xiàn)度也非常有限，在1.37%～2.30%之間，略高于物價(jià)與利率。

圖10 利率沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)(模型8)

第二階段進(jìn)行反事實(shí)模擬實(shí)驗(yàn)。模擬結(jié)果如圖11所示。可以發(fā)現(xiàn)，反事實(shí)模擬情形下居民消費(fèi)的負(fù)向響應(yīng)軌跡與基準(zhǔn)模型非常接近，沖擊發(fā)生10季度內(nèi)，反事實(shí)模擬中的居民消費(fèi)負(fù)向響應(yīng)幅度略高于基準(zhǔn)模型情形。這說明，如果沒有房價(jià)作用，緊縮性利率沖擊引致的居民消費(fèi)縮減幅度將會更大。這也意味著，房價(jià)下降對居民消費(fèi)產(chǎn)生了非常微弱的促進(jìn)效果。

圖11 反事實(shí)模擬(模型8)

六、結(jié)論與政策啟示

本文運(yùn)用基于結(jié)構(gòu)向量自回歸模型的反事實(shí)模擬實(shí)驗(yàn)，利用中國1999年1季度至2014年3季度的宏觀數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)住房價(jià)格在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用效果。得出的主要結(jié)論有以下幾點(diǎn):

第一，數(shù)量型貨幣政策對房價(jià)的傳導(dǎo)效果與解釋能力都明顯優(yōu)于價(jià)格型貨幣政策。貨幣量沖擊對房價(jià)的傳導(dǎo)效果較利率沖擊的傳導(dǎo)效果更為迅速和顯著，1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)方差的擴(kuò)張性貨幣沖擊將導(dǎo)致房價(jià)的正向脈沖響應(yīng)在2個(gè)季度內(nèi)達(dá)到峰值0.95%，而1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)方差的緊縮性利率沖擊導(dǎo)致房價(jià)的負(fù)向脈沖響應(yīng)峰值約0.34% ～0.41%(滯后期約為2年)。另外，貨幣量對房價(jià)變動的貢獻(xiàn)度約7%～11%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于利率政策對房價(jià)變動的貢獻(xiàn)度(約 0.45% ～6.14%)。

第二，在貨幣政策向城鎮(zhèn)消費(fèi)傳導(dǎo)的過程中，房價(jià)變動發(fā)揮較為顯著的促進(jìn)作用，但是不同政策沖擊的傳導(dǎo)效果存在差異性。在貨幣沖擊對城鎮(zhèn)消費(fèi)的傳導(dǎo)過程中，房價(jià)變動的傳導(dǎo)效果更為顯著，擴(kuò)張性貨幣沖擊導(dǎo)致城鎮(zhèn)消費(fèi)增幅的約13.2%來自于房價(jià)上漲的貢獻(xiàn);在利率沖擊對城鎮(zhèn)消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制中，房價(jià)下降導(dǎo)致的城鎮(zhèn)消費(fèi)降幅占比約5%～5.9%。這意味著，房價(jià)在數(shù)量型貨幣政策沖擊對城鎮(zhèn)消費(fèi)的傳導(dǎo)過程中具有較好的傳導(dǎo)效果，優(yōu)于價(jià)格型貨幣政策。

第三，在貨幣政策向居民消費(fèi)的傳導(dǎo)過程中，房價(jià)變動產(chǎn)生程度不一的反向作用，但是總體上顯著度較低，效果較弱。在貨幣沖擊對居民消費(fèi)的傳導(dǎo)機(jī)制中，房價(jià)上漲導(dǎo)致的居民消費(fèi)縮減幅度占比約為7.1%，說明房價(jià)在擴(kuò)張性貨幣沖擊對居民消費(fèi)的傳導(dǎo)過程中對居民消費(fèi)的負(fù)收入效應(yīng)和儲蓄效應(yīng)超過了財(cái)富效應(yīng)、信用約束效應(yīng)和預(yù)期信心效應(yīng)總和，也即產(chǎn)生了“擠出效應(yīng)”;在緊縮性利率沖擊的傳導(dǎo)中，房價(jià)下降對居民消費(fèi)的促進(jìn)作用非常微弱①由于消費(fèi)品零售總額統(tǒng)計(jì)指標(biāo)包括居民消費(fèi)與社會集團(tuán)的非生產(chǎn)性消費(fèi)，以上結(jié)論也意味著，貨幣政策的傳導(dǎo)過程中，房價(jià)變動對社會集團(tuán)的非生產(chǎn)性消費(fèi)具有重要的同向作用。。這再次說明，房價(jià)在數(shù)量型貨幣政策傳導(dǎo)中的作用效果優(yōu)于價(jià)格型貨幣政策。

總之，我國住房價(jià)格變動已經(jīng)成為貨幣政策傳導(dǎo)的有效途徑，但總體傳導(dǎo)效果較弱;并且，與價(jià)格型貨幣政策相比較，數(shù)量型貨幣政策沖擊通過房價(jià)變動向消費(fèi)傳導(dǎo)的效果更加顯著。本文的政策啟示是:①在現(xiàn)有條件下，政策當(dāng)局應(yīng)側(cè)重于運(yùn)用數(shù)量型貨幣政策工具對住房市場波動進(jìn)行調(diào)控，將會產(chǎn)生較好的效果;②貨幣當(dāng)局應(yīng)對房價(jià)蕭條可能引致的居民消費(fèi)縮減風(fēng)險(xiǎn)引起警惕，并保持房地產(chǎn)市場持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展，有助于實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型之目標(biāo);③加快推進(jìn)利率的市場化形成機(jī)制改革，并通過提高居民家庭的住房擁有率等途徑，有助于改善房價(jià)變動對貨幣政策沖擊的積極傳導(dǎo)效果。

[1]Mishkin F S.Housing and the monetary transmission mechanism [R].Finance and Economics Discussion Series，2007.

[2]Case K E，Shiller R J.Is there a bubble in the housing market?[J].Brookings Papers on Economic Activity，2003，2:299-342.

[3]Campbell J Y，Cooco J F.How do house prices affect consumption?Evidence from micro data[J].Journal of Monetary Economics，2007，54:591-621.

[4]Aoki K，Proudman J，Vileghe G.House price，consumption and monetary policy:A financial accelerator approach[R].Bank of England Working Paper No.169，2002.

[5]Iacoviello M.House prices and business cycles in Europe:A VAR analysis[EB/OL].http://fmwww.bc.edu/EC-P/WP540.pdf.2002.

[6]Ludwig A，Slok T M.The impact of changes in stock prices and house prices on consumption in OECD countries[R].International Monetary Fund Working Paper No.02/1，2002.

[7]Muellbauer J，Lattimore R.The consumption function:A theoretical and empirical overview[M]//Pesaran M H，Wickens M R.Handbook of applied econometrics.Blackwells，1995:221-311.

[8]Lastrapes W D.The real price of housing and money supply shocks:Time series evidence and theoretical simulations[J].Journal of Housing Economics，2002，11:40-74.

[9]Bj?rnland H C，Jacobsen D H.The role of house prices in the monetary policy transmission mechanism in small open economies[R].Norges Bank Working Papers No.2009/06，2009.

[10]Skinner J S.Is housing wealth a sideshow?[R].NBER Working Paper No.4552，1993.

[11]Guo Sheng，Hardin W.Wealth，composition，housing，income and consumption[J].Journal of Real Estate Financial and Economics，2014，48(2):221-243.

[12]Lettau M，Ludvigston S，Steindel C.Monetary policy transmission through the consumption-wealth channel[J].FRBNY Economic Policy Review，2002，5:117-133.

[13]Elbourne A.The UK housing market and the monetary policy transmission mechanism:An SVAR approach[J].Journal of Housing Economics，2008，17(1):65-87.

[14]李善燊，沈悅.中國“房價(jià)之謎”的檢驗(yàn)與原因分析[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2012(8):42-51.

[15]李智，李偉軍，高波.緊縮性貨幣政策與房地產(chǎn)市場的價(jià)格——基于VAR模型和符號約束VAR模型的比較[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2013(6):33-42.

[16]段忠東.房地產(chǎn)價(jià)格與貨幣政策——理論與實(shí)證研究[M].北京:中國社會科學(xué)出版社，2011.

[17]黃靜，屠梅曾.房地產(chǎn)財(cái)富與消費(fèi):來自于家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].管理世界，2009(7):35-45.

[18]段忠東.房價(jià)變動對居民消費(fèi)影響的門限測度——基于中國35個(gè)大中城市的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2014(4):27-38.

[19]王松濤，劉洪玉.以住房市場為載體的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制研究——SVAR模型的一個(gè)應(yīng)用[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009(10):61-73.

[20]馮科.中國房地產(chǎn)市場在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中的作用研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2011(4):42-49.