史海榮　梁榮

[摘 要] 房地產(chǎn)市場的健康發(fā)展對我國的經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展有著重要的意義。而房地產(chǎn)價格的穩(wěn)定性是其健康發(fā)展最直接的指標(biāo)。利用國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)建立貨幣供給量和房地產(chǎn)價格長期協(xié)整關(guān)系。對數(shù)據(jù)進行季節(jié)調(diào)整，去除季節(jié)變動因素，建立分布滯后模型，得到房地產(chǎn)價格與貨幣供給之間存在著長期的彈性。采用Eviews6.0對上述數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗，最終得出貨幣供給量是房地產(chǎn)價格的長期格蘭杰原因，貨幣供給量對房地產(chǎn)價格變動有一定的影響。

[關(guān)鍵詞] 房地產(chǎn)價格；貨幣供給量關(guān)系；實證研究

[中圖分類號] F230 [文獻標(biāo)識碼] B

一、引言

1998年我國實行住房分配貨幣化改革以來，房地產(chǎn)市場發(fā)展迅速，居民資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中不動產(chǎn)份額持續(xù)增加，房地產(chǎn)投資已經(jīng)成為我國經(jīng)濟增長的重要動力。全國房地產(chǎn)業(yè)對GDP貢獻率最高為13.8%（2009年），其余保持在10左右1。而這種高額的經(jīng)濟貢獻率又潛在的風(fēng)險。中國人民銀行發(fā)布的《2013年金融機構(gòu)貸款投向統(tǒng)計報告》顯示，2013年12月末，全國主要金融機構(gòu)及小型農(nóng)村金融機構(gòu)、外資銀行人民幣房地產(chǎn)貸款余額14.61萬億元，占人民幣各項貸款余額的20.32%。房地產(chǎn)市場的健康發(fā)展對我國的經(jīng)濟健康發(fā)展有著重要的意義。而房地產(chǎn)價格的穩(wěn)定性是房地產(chǎn)市場健康發(fā)展最直接的指標(biāo)。因而研究房地產(chǎn)價格波動的影響因素具有重要的意義。

房地產(chǎn)的屬性決定著影響其價格的因素。房地產(chǎn)具有多種屬性：首先作為耐用消費品，有商品的基本屬性：價格受到供求雙方因素的影響。供給相對稀缺、需求的獨特偏好、因而房地產(chǎn)價格具有上升的張力。房地產(chǎn)的第二個屬性是一種資產(chǎn)，最基本的特點就是買漲不買跌。即使正常的發(fā)展過程中的房地產(chǎn)價格上漲，也會催動中需求的進一步旺盛。房地產(chǎn)的第三個屬性是：生產(chǎn)要素，作為一種固定資產(chǎn)存在于企業(yè)的資產(chǎn)負債表中，其價格受到宏觀經(jīng)濟形式、產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況以及技術(shù)的更新、產(chǎn)業(yè)的周期等因素的影響。房地產(chǎn)的第四個屬性：投機品，資金具有快速的進入與退出的特點，房地產(chǎn)買賣頻繁，從而引發(fā)房地產(chǎn)價格的大幅的波動?？傊?，房地產(chǎn)具有多重的屬性，因而其價格要收到多重因素的影響。很難從一個因素的調(diào)節(jié)得到整個房地產(chǎn)市場價格的穩(wěn)定。本文選取貨幣政策中的數(shù)量型工具：貨幣供給量來研究貨幣供給與房地產(chǎn)價格之間存在著的實際的相互關(guān)聯(lián)，如果存在這種關(guān)聯(lián)究竟有多大，對于我國調(diào)控房地產(chǎn)市場的穩(wěn)健運行、房地產(chǎn)價格的穩(wěn)定有何意義？

我國部分學(xué)者研究了房地產(chǎn)價格波動與宏觀經(jīng)濟、區(qū)域經(jīng)濟等的關(guān)系：例如蘇亞莉和張玉（2011）的雙彈性面板數(shù)據(jù)模型，得出建筑成本、城鎮(zhèn)居民可支配收入以及居民年末儲蓄額等因素的增加會使房地產(chǎn)價格顯著上漲，而土地供給的增加會使房地產(chǎn)價格顯著下降。劉會（2012）認為國內(nèi)信貸規(guī)模對房地產(chǎn)價格波動的影響最為顯著。針對貨幣政策的數(shù)量工具（貨幣供給量）以及價格供給（利率）對房地產(chǎn)價格的影響也有不少學(xué)者做過研究：宋勃，高波（2007）、王來福（2007）等。因此本文的研究集中對貨幣供給的三種不同類型以及房地產(chǎn)價格的三種不同類型進行較為細致深入的研究，從而豐富和擴展了國內(nèi)文獻。

二、數(shù)據(jù)來源與初步描述

本文選取了我國2000年10月至2014年9月共168期的貨幣供給量和全國的房地產(chǎn)價格的月度數(shù)據(jù)2。以貨幣供給量M0、M1、M2分別作為自變量。另外本文所采用的一月份數(shù)據(jù)采用上下期平均法獲得。通過對國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)進行研究可以得到：我國貨幣供應(yīng)量總體呈現(xiàn)上升的趨勢，M2、M1、M0都在保持著增長的趨勢，168期的平均增長率為M2：1.487、M1：1.259、M0：1.033。而且這些變量的增長率具有明顯的季節(jié)性。因而在文章第三部分的分析中加入了時間序列的季節(jié)調(diào)整，以使我們的分析更加的嚴(yán)謹。另外，2008年之后貨幣供給量的增長率較2008年之前有一個較大的提高。

以房地產(chǎn)價格（商品房銷售平均價格（AP）、商品住宅銷售平均價格（HAP）、辦公樓銷售平均價格（OAP）3）作為因變量。通過對數(shù)據(jù)的初步分析得到以下結(jié)論：我國的房地產(chǎn)價格隨著時間的推移總體保持著上升的趨勢。在168期中，它們的增長率分別為：HAP：0.88AP：0.87OAP：1.13，并且從2009年2月份之后，房地產(chǎn)價格的波動更為激烈，季節(jié)性更加明顯。

三、模型與實證結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)的初步處理

首先對六個序列的數(shù)據(jù)進行季節(jié)調(diào)整，去除季節(jié)變動因素，從而顯示出序列潛在的趨勢循環(huán)分量，真實反應(yīng)經(jīng)濟時間序列的運動的客觀規(guī)律4。本文采用Eviews6.0中Tramo/Seats方法進行季節(jié)調(diào)整。季節(jié)調(diào)整之后，對兩組數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗，得到結(jié)果：在1%的顯著性水平下，原序列、原序列取對數(shù)之后，都是非平穩(wěn)的。但是取對數(shù)之后的一階差分是平穩(wěn)的。

（二）模型的設(shè)定與初步回歸結(jié)果

1.回歸結(jié)果

建立一階自回歸分布滯后模型：ADL（1，1），并取期望化解得到P與M的長期均衡關(guān)系：

InPt=β+βInM+u （t=1，2，3…………T） （1）

因為ADF檢驗之后，對數(shù)序列是非平穩(wěn)的，所以采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗，經(jīng)檢驗由兩組數(shù)據(jù)分別對應(yīng)組成的9組序列，它們對（1）估計的結(jié)果的殘差都為穩(wěn)定序列，所以9組數(shù)據(jù)都具有長期協(xié)整關(guān)系。分別對它們進行估計得到的長期結(jié)果為：

表1 各類型房地產(chǎn)價格與各類型貨幣供給量的長期均衡估計結(jié)果

注：（1）表中所顯示的所有參數(shù)都為顯著數(shù)值，不顯著的參數(shù)直接以“---”代替。

（2）所以參數(shù)顯著性水平均為1%；（）內(nèi)為參數(shù)T統(tǒng)計值。

（3）LAP=Log（AP）其他變量類此概念

由此結(jié)果表可以看到：首先，房地產(chǎn)價格與貨幣供給之間存在著長期的彈性。最小的商品房銷售的平均價格與貨幣供給M2之間的彈性：0.493。最大值是商品住宅平均銷售價格與貨幣供給M1之間的彈性為：0.831。橫向來看，房地產(chǎn)價格與貨幣供給量之間的彈性M0、M1、M2依次減小，三種房地產(chǎn)價格均顯示此特征。另外，同樣的貨幣供給量與不同的房地產(chǎn)價格之間的彈性區(qū)別比較小。沒有超過0.1，但是依然存在商品住宅銷售平均價格、商品房平均銷售價格、辦公樓平均銷售價格彈性依次減小的特征。endprint

這意味著從長期來看，貨幣政策的數(shù)量工具：貨幣供給量對這三種房地產(chǎn)價格的調(diào)節(jié)都是有作用的。但是中央銀行具體調(diào)控哪一種貨幣供給量，其長期的效力是不同的。

2.格蘭杰因果檢驗結(jié)果

采用Eviews6.0對上述的兩組數(shù)分別進行格蘭杰因果檢驗，可以發(fā)現(xiàn)總體而言三種貨幣供給量是三種房地產(chǎn)價格的格蘭杰原因（只有LM2不是LHAP的格蘭杰因果原因）。而三種房地產(chǎn)價格并不是三種貨幣供給量的格蘭杰原因。從經(jīng)濟關(guān)系上來看，貨幣供給量作為外生變量會對房地產(chǎn)的價格產(chǎn)生影響。貨幣供給量的增加將導(dǎo)致房地產(chǎn)價格的上升。但是房價的波動不是貨幣供給顯著的變化。

3.2008年前后的回歸對比

表2 2008年前后各類型房地產(chǎn)價格

與各類型貨幣供給量的長期均衡估計結(jié)果對比

注：（）內(nèi)為參數(shù)T統(tǒng)計值；所有參數(shù)顯著性為1%。

由表中可以看出，2008年前后變化最大的是M2對房地產(chǎn)價格的影響。0.341變化到0.501等M1對房地產(chǎn)價格的影響基本上沒有變化。為M0只有對辦公樓的銷售均價的影響產(chǎn)生的變化。這與2008年金融危機調(diào)整之后，我國房地產(chǎn)市場進入一個新的發(fā)展階段有關(guān)。房地產(chǎn)市場的市場結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)制度等因素產(chǎn)生了新的變化。使得M2對房價的長期影響的彈性有了一定程度的增長。

四、結(jié)論

長期來看，貨幣供給量是房地產(chǎn)價格波動的一個格蘭杰原因。并且在其他的條件固定的情況下，貨幣供給量增加會引起房地產(chǎn)價格一定程度的上漲。M2的彈性集中在0.5、M1的彈性集中在0.6、M0的彈性集中在0.8。2008年金融危機之后，房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)有了一定新的變化，使得M2對房地產(chǎn)價格的影響變大。但是如同本文前面所訴，房地產(chǎn)具有多重的屬性。影響房地產(chǎn)價格的因素是多重的。因而本文從一個方面證明了房地產(chǎn)價格與貨幣供給量之間存在一定的因果聯(lián)系。但是并不代表縮減貨幣供給量就可以直接的降低房地產(chǎn)價格，還需要其他的因素綜合的作用。

本文在研究過程中，遇到一些問題：（1）本文的數(shù)據(jù)直接進行了季節(jié)處理以及后期的模型回歸。采用的是名義價格以及名義貨幣供給，沒有考慮通貨膨脹因素對數(shù)據(jù)的影響。（2）本文得出的彈性是長期的彈性，序列存在協(xié)整關(guān)系之后建立的長期模型。房地產(chǎn)價格與貨幣供給量之間的短期的關(guān)系將在后續(xù)中繼續(xù)研究。

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[責(zé)任編輯：劉玉梅]endprint