胡靜，黎東升

（1.長(zhǎng)江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北荊州434023；2.浙江科技學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，杭州310023）

0 引言

我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型關(guān)鍵時(shí)期，傳統(tǒng)的投資拉動(dòng)難以為繼?！靶鲁B(tài)”下經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展既要擴(kuò)大消費(fèi)與內(nèi)需，也要防范房?jī)r(jià)劇烈波動(dòng)而引發(fā)的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)。在此背景下，客觀評(píng)價(jià)我國(guó)住房市場(chǎng)化改革以來(lái)貨幣、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)支出間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性，不僅對(duì)于相關(guān)部門(mén)貨幣政策決策具有一定的借鑒意義，而且對(duì)于建立穩(wěn)定房?jī)r(jià)的長(zhǎng)效機(jī)制、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的理論及現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)者們圍繞資產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行研究形成了部分經(jīng)典理論，如托賓“q理論”、生命周期-持久收入理論、杜森貝的“棘輪理論”等。從房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的作用渠道來(lái)看，大致可歸納為：“財(cái)富效應(yīng)”[1]；“擠出效應(yīng)”[2]、“抵押效應(yīng)”[3]。也有學(xué)者針對(duì)房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)支出的經(jīng)濟(jì)效果進(jìn)行研究，但并未得到一致結(jié)論。房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)最終消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分為正向[4-6]、中性[7-10]及負(fù)向[3,11,12]。

現(xiàn)有成果主要從房?jī)r(jià)上漲的角度考察了房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)間的線性關(guān)系，而現(xiàn)實(shí)情況是房?jī)r(jià)雖以上漲為主，但也在金融危機(jī)及“限購(gòu)限貸”政策影響下經(jīng)歷了短暫下跌。且房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的最終影響受多種因素疊加作用，從而可能表現(xiàn)為二者存在非線性關(guān)系，即區(qū)制關(guān)聯(lián)性。故本文將構(gòu)建MS-VAR模型實(shí)證研究我國(guó)貨幣供應(yīng)、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)間的非線性關(guān)系，以揭露不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)性，為有關(guān)部門(mén)經(jīng)濟(jì)決策提供有益參考。

1 MS-VAR模型設(shè)計(jì)

1.1 模型說(shuō)明

本文采用內(nèi)生識(shí)別結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換的MS-VAR模型，該模型由Hamilton(1989,1994)[13,14]提出，優(yōu)勢(shì)在于它允許模型參數(shù)隨著樣本數(shù)據(jù)中可能存在的不可觀測(cè)的區(qū)制狀態(tài)變量轉(zhuǎn)換而變化，且該狀態(tài)變量遵循馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換（Markov-Switching,MS）過(guò)程。模型的一般形式為：

其中，st為不可觀測(cè)的區(qū)制變量，p為滯后期，從區(qū)制i到區(qū)制j的轉(zhuǎn)換概率為：

m為區(qū)制數(shù)。更準(zhǔn)確地說(shuō)，st服從遍歷不可約的m個(gè)狀態(tài)馬爾科夫過(guò)程，其轉(zhuǎn)制矩陣可表示為:

矩陣中每一行有：pi1+pi2+...+pim=1， i=1，...，m。

MS-VAR模型可進(jìn)一步表示為：

模型中截距、均值、系數(shù)、方差均可隨區(qū)制轉(zhuǎn)變而變化，由此將MS-VAR模型進(jìn)一步分為MSI-VAR、MSM-VAR、MSA-VAR、MSH-VAR，以及均值和方差均可變的MSMH-VAR、截距和方差均可變的MSIH-VAR、截距、系數(shù)和方差均可變的MSIAH-VAR等混合模型[15]。

1.2 變量選擇與數(shù)據(jù)處理

因我國(guó)住房市場(chǎng)化改革主要針對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)，且房產(chǎn)已成為城鎮(zhèn)家庭的重要資產(chǎn)，故本文重點(diǎn)考察房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響。文中所涉及廣義貨幣供應(yīng)量（M2）、全國(guó)商品房銷(xiāo)售均價(jià)（P）①、城鎮(zhèn)家庭人均消費(fèi)支出（C）均來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)顯示2003年后我國(guó)房?jī)r(jià)波幅明顯，截至2016年底已經(jīng)歷完整的漲跌周期，故選取2003—2016年季度數(shù)據(jù)，并將環(huán)比CPI轉(zhuǎn)換為以2003年初為基期的CPI數(shù)據(jù)，再分別對(duì)M2、P和C進(jìn)行價(jià)格處理，獲得實(shí)際值，在此基礎(chǔ)上得到2004—2016年M2、P和C的季度同比實(shí)際增長(zhǎng)率，分別記為RM2、RP和RC，合計(jì)52組樣本。同比數(shù)據(jù)不存在季節(jié)趨勢(shì)，故無(wú)需進(jìn)行季度調(diào)整。首先分別對(duì)RM2、RP和RC進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，表1為Eviews8.0軟件的ADF檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可知，RM2、RP、RC均為平穩(wěn)變量，符合VAR模型的構(gòu)建要求。為直觀顯示住房市場(chǎng)化改革以來(lái)以上變量的變動(dòng)趨勢(shì)，將2004—2016年各變量季度數(shù)據(jù)以圖1表示。

圖1 2004年第1季度—2016年第4季度RM2、RP、RC的變動(dòng)趨勢(shì)

由圖1可見(jiàn)，2004年以來(lái)，多數(shù)時(shí)候廣義貨幣供應(yīng)量穩(wěn)步增長(zhǎng)，2008年為應(yīng)對(duì)全球金融危機(jī)，我國(guó)短期內(nèi)大幅增加廣義貨幣供應(yīng)量，而隨著危機(jī)的退去，貨幣供應(yīng)增速再次恢復(fù)平穩(wěn)。從房?jī)r(jià)來(lái)看，RP多為正值，僅在2008年、2012年和2014年前后為零值以下，即這些年份中房?jī)r(jià)下跌，研究期間內(nèi)房?jī)r(jià)已經(jīng)歷完整的漲跌周期。從居民消費(fèi)來(lái)看，RC波動(dòng)頻繁，且均為零值之上，說(shuō)明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，我國(guó)居民消費(fèi)整體保持上漲。此外，從貨幣、房?jī)r(jià)和消費(fèi)間的相互關(guān)系看，RP與RM2走勢(shì)基本一致并略有滯后，表明二者密切相關(guān)，不斷增加的貨幣供應(yīng)或主要流向房地產(chǎn)領(lǐng)域并推動(dòng)了房?jī)r(jià)上漲。RC相對(duì)RM2和RP而言波幅較小而頻率較高，即使在RM2和RP劇烈波動(dòng)的金融危機(jī)期間，RC波幅也較為有限，且從圖1難以確定RM2和RP對(duì)RC的具體影響方式，其原因可能是三者間并不存在顯著的線性關(guān)系，且消費(fèi)本身具有“黏性”，短期內(nèi)受外部因素影響有限。故下文采用MS-VAR模型實(shí)證研究不同狀態(tài)下貨幣、房?jī)r(jià)與消費(fèi)間的區(qū)制關(guān)聯(lián)性。

1.3 MS-VAR模型形式的確定

按通常做法，MS-VAR模型滯后期的選擇參照線性VAR模型的確定標(biāo)準(zhǔn)，故先建立線性VAR模型并依據(jù)LL最大及AIC、SC最小原則確定滯后期。以下運(yùn)算均在Givewin2.3和OxMetrics3.4環(huán)境下運(yùn)行，結(jié)果如表2所示。

表2 不同滯后期的LL、AIC及SC的值

依表2，當(dāng)滯后期為2時(shí)，LL值最大，且AIC、SC的值同時(shí)達(dá)到最小，故模型滯后期為2。

再確定MS-VAR模型的區(qū)制個(gè)數(shù)。從圖1來(lái)看，各變量均表現(xiàn)為在部分年份波幅較大，其余年份波幅較小，且RM2、RP、RC均存在上升與下降兩種狀態(tài)，結(jié)合本文研究?jī)?nèi)容，將選擇模型的區(qū)制個(gè)數(shù)為2。再依據(jù)LL、AIC、SC、HQ等指標(biāo)綜合比較MSM-VAR、MSI-VAR、MSA-VAR、MSMH-VAR、MSIH-VAR及MSIAH-VAR等不同形式模型的擬合效果，結(jié)果如表3所示。

表3 模型形式的選擇

由表3可見(jiàn)，模型MSIH-VAR的LL值雖小于模型MSIAH-VAR，但其他AIC等指標(biāo)均較之更優(yōu)，且多數(shù)指標(biāo)也優(yōu)于線性VAR模型，又考慮到不同模型下系數(shù)的顯著性，MSIH-VAR模型下多數(shù)系數(shù)顯著，說(shuō)明該模型擬合效果較好，故采用MSIH（2）-VAR（2）模型進(jìn)行實(shí)證分析。

2 基于MSIH（2）-VAR（2）模型的實(shí)證分析

2.1 模型估計(jì)結(jié)果

基于前述分析，對(duì)RM2、RP、RC構(gòu)建MSIH（2）-VAR(2)模型并進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果如表4所示。

表4 MSIH-VAR模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

首先從三個(gè)方程的系數(shù)來(lái)看，系數(shù)大多在1%或5%的水平上顯著，模型擬合良好。再?gòu)膬蓞^(qū)制下截距項(xiàng)來(lái)看，區(qū)制1下截距項(xiàng)多不顯著，區(qū)制2下截距項(xiàng)均顯著，意味著區(qū)制2下各變量當(dāng)期值分別受滯后期值的影響較區(qū)制1大；又考慮到區(qū)制2下標(biāo)準(zhǔn)差均大于區(qū)制1，故區(qū)制1表示貨幣供應(yīng)和房?jī)r(jià)波動(dòng)較為平緩的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，區(qū)制2表示二者波動(dòng)較為劇烈的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)。

從RM2方程來(lái)看，貨幣供應(yīng)具有明顯“慣性”，即受其滯后期值的影響較大。每單位滯后1期RM2的變動(dòng)將帶來(lái)1.0619個(gè)單位當(dāng)期值的同向變動(dòng)，每單位滯后2期RM2的變動(dòng)將帶來(lái)0.3290個(gè)單位當(dāng)期值的反向變動(dòng)，但綜合來(lái)看，前期貨幣供應(yīng)對(duì)當(dāng)期值影響為正。此外，滯后1期房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期RM2影響為負(fù)，滯后2期房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期RM2影響為正，但前期房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期貨幣供應(yīng)的最終影響無(wú)法確定，或意味著房?jī)r(jià)上漲過(guò)快，政府部門(mén)將傾向于采取偏緊縮的貨幣政策，反之則采取略寬松的貨幣政策，而貨幣政策還受除房?jī)r(jià)外其他多種因素的影響，故滯后期RP對(duì)當(dāng)期RM2的最終影響并不確定。另外，滯后期RC的系數(shù)不顯著，前期RC對(duì)當(dāng)期RM2的影響無(wú)法判斷。

從RP方程來(lái)看，房?jī)r(jià)變動(dòng)同樣具有“慣性”，滯后期房?jī)r(jià)對(duì)當(dāng)期值具有顯著的正向作用，在“慣性”作用下，通過(guò)貨幣供應(yīng)精準(zhǔn)調(diào)控房?jī)r(jià)走勢(shì)較為困難。另外，當(dāng)前房?jī)r(jià)還與前期貨幣供應(yīng)顯著相關(guān)，滯后1期RM2每變動(dòng)1單位可引起0.6160個(gè)單位RP的同向變動(dòng)，意味著不斷增加的廣義貨幣供應(yīng)量或是房?jī)r(jià)攀升的重要因素。前期RC與當(dāng)期RP間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明前期居民消費(fèi)增加對(duì)其當(dāng)期住房消費(fèi)具有“擠出效應(yīng)”，在一定程度上抑制房?jī)r(jià)上漲。

最后從RC方程來(lái)看，滯后1期RM2與當(dāng)期RC間存在正向關(guān)系，滯后2期RM2與當(dāng)期RC間存在反向關(guān)系，滯后期RM2對(duì)當(dāng)期RC的最終影響無(wú)法確定。類(lèi)似的還有房?jī)r(jià)與消費(fèi)間的關(guān)系，滯后1期房?jī)r(jià)的上漲將“擠出”當(dāng)期消費(fèi)；滯后2期房?jī)r(jià)的上漲將拉動(dòng)當(dāng)期消費(fèi)，當(dāng)期消費(fèi)受前兩期房?jī)r(jià)變動(dòng)的共同影響。

2.2 兩區(qū)制特征

2.2.1 兩區(qū)制的劃分

圖2分別表示區(qū)制1和區(qū)制2的估計(jì)概率。由圖2可知，處于兩區(qū)制下的樣本數(shù)量相當(dāng)，說(shuō)明住房市場(chǎng)化改革以來(lái)，我國(guó)貨幣供應(yīng)、房?jī)r(jià)波動(dòng)較為劇烈的情況時(shí)有發(fā)生，變量在波動(dòng)平緩與劇烈的兩種經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下頻繁轉(zhuǎn)換。以區(qū)制2為例，處于波動(dòng)劇烈狀態(tài)下的樣本區(qū)間主要集中于2004年下半年、2005年、2007年、2008年下半年至2009年年底、2012年一季度前后和2014年一季度前后，其余時(shí)期貨幣供應(yīng)和房?jī)r(jià)波動(dòng)較為平緩。

圖2 兩區(qū)制概率圖

從實(shí)際情況看，在實(shí)行住房市場(chǎng)化改革之初房?jī)r(jià)基本保持平穩(wěn)，房?jī)r(jià)明顯上漲大約始于2004年二季度，數(shù)據(jù)顯示，2004年一季度房?jī)r(jià)同比增長(zhǎng)率僅為3.5%，而二、三季度即增至6.3%和7.4%，四季度價(jià)格在慣性作用下延續(xù)上漲態(tài)勢(shì)，但漲幅趨于平緩。正如圖2中，房?jī)r(jià)自2004年二季度進(jìn)入波動(dòng)較為劇烈的區(qū)制2內(nèi)，四季度暫時(shí)處于波動(dòng)較為平緩的區(qū)制1。為抑制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲，政府于2005年3月底出臺(tái)“國(guó)八條”（《關(guān)于切實(shí)穩(wěn)定住房?jī)r(jià)格的通知》）首次調(diào)控房?jī)r(jià)，房?jī)r(jià)增速應(yīng)聲而落，漲幅收窄。但貨幣供應(yīng)并未收緊甚至比2004年更為寬松，M2同比增長(zhǎng)率由2005年一季度的11.2%上漲至四季度的15.7%，寬松的貨幣供應(yīng)抵消了調(diào)控政策的影響，房?jī)r(jià)在2005年三季度又掉頭向上，三、四季度房?jī)r(jià)同比增長(zhǎng)率分別高達(dá)16.2%和17.6%?？梢?jiàn)，2005年內(nèi)貨幣供應(yīng)和房?jī)r(jià)波動(dòng)頻繁而劇烈，處于圖2中區(qū)制2階段。在此背景下，政府又于2006年內(nèi)密集出臺(tái)各項(xiàng)調(diào)控措施，在一系列調(diào)控組合拳下，過(guò)熱的房地產(chǎn)市場(chǎng)逐步降溫，2006年一季度房?jī)r(jià)同比增長(zhǎng)率即降為10.8%并在年內(nèi)逐步下降，同時(shí)M2同比增長(zhǎng)率也由一季度的16.1%逐漸降至四季度的12.4%，可見(jiàn)2006年貨幣供應(yīng)、房?jī)r(jià)波動(dòng)較為平緩。2007年里央行延續(xù)了前期偏緊的貨幣政策，M2同比增長(zhǎng)率繼續(xù)下調(diào)，年內(nèi)進(jìn)行了5次加息、10次提高準(zhǔn)備金率，令人始料未及的是房?jī)r(jià)卻再次出現(xiàn)過(guò)熱勢(shì)頭，尤其是一線城市前期被壓抑的購(gòu)房需求出現(xiàn)反彈，房?jī)r(jià)“報(bào)復(fù)性上漲”。9月政府規(guī)定二套住房首付不低于40%，利率不低于基準(zhǔn)利率1.1倍，12月擴(kuò)大外商投資房地產(chǎn)業(yè)的限制范圍，調(diào)控效果才逐漸顯現(xiàn)，全國(guó)房?jī)r(jià)于2007年四季度趨于平緩。2008年受金融危機(jī)的負(fù)面影響，房地產(chǎn)市場(chǎng)步入低谷，前三季度貨幣供應(yīng)與房?jī)r(jià)波動(dòng)平緩且均處于較低水平。第四季度為擴(kuò)大內(nèi)需開(kāi)始降準(zhǔn)降息、降低交易稅費(fèi)、并推出“4萬(wàn)億計(jì)劃”，M2同比增長(zhǎng)率大幅提高，2008年四季度至2009年四季度M2平均季度同比增長(zhǎng)率約為26.1%，一系列刺激政策再次助推房?jī)r(jià)上漲，2009年內(nèi)房?jī)r(jià)同比增長(zhǎng)率約為18.3%，貨幣供應(yīng)與房?jī)r(jià)再次位于波動(dòng)劇烈的區(qū)制2內(nèi)。2010年至2011年上半年，二套房首付比例由不低于40%提高至60%，三套以上住房暫停發(fā)放商業(yè)貸款，上海和重慶地區(qū)進(jìn)行房產(chǎn)稅試點(diǎn)，各地紛紛出臺(tái)限購(gòu)政策，2009年寬松的貨幣政策逐漸收緊，樓市隨之逐步降溫。2011年內(nèi)房?jī)r(jià)增速雖保持平穩(wěn)，貨幣政策卻前緊后松。2011年1月至7月，央行加息3次，上調(diào)存準(zhǔn)率6次，而11月又開(kāi)始下調(diào)存準(zhǔn)率，2011年四季度至2012年四季度連續(xù)2次降息，3次降準(zhǔn)，貨幣供應(yīng)與房?jī)r(jià)再次位于區(qū)制2內(nèi)。2013年繼續(xù)嚴(yán)格執(zhí)行商品房限購(gòu)措施，M2同比增速保持在10%左右，年內(nèi)貨幣供應(yīng)與房?jī)r(jià)較為平穩(wěn)。在各地嚴(yán)格的限購(gòu)、限貸政策下，全國(guó)整體房?jī)r(jià)大約于2014年初迎來(lái)拐點(diǎn)，一季度房?jī)r(jià)同比增速由正轉(zhuǎn)負(fù)，房?jī)r(jià)下跌，當(dāng)年內(nèi)貨幣供應(yīng)與房?jī)r(jià)在較低水平上保持穩(wěn)定。而在房?jī)r(jià)整體平穩(wěn)的背后，各地商品房供求冷熱不均又成為2014年樓市的新特點(diǎn)，針對(duì)這一現(xiàn)象政府提出“雙向調(diào)控”，即一方面抑制熱點(diǎn)城市房?jī)r(jià)過(guò)快上漲勢(shì)頭，另一方面關(guān)注部分三、四線城市高庫(kù)存風(fēng)險(xiǎn)和壓力。在這一指導(dǎo)思想下，部分城市于2014年下半年陸續(xù)放開(kāi)限購(gòu)，執(zhí)行差異化的房貸政策。2015年在降息、降準(zhǔn)、個(gè)人轉(zhuǎn)讓兩年以上住房免征營(yíng)業(yè)稅等利好下，二季度房?jī)r(jià)再次迎來(lái)拐點(diǎn)，其價(jià)格同比增速又由負(fù)轉(zhuǎn)正，房?jī)r(jià)再次進(jìn)入上漲通道。由圖2可見(jiàn)，2015年僅二季度位于區(qū)制2，該季度房?jī)r(jià)由跌轉(zhuǎn)漲，波動(dòng)明顯，而該年內(nèi)其余時(shí)間及2016年均位于區(qū)制1內(nèi)。值得注意的是，2016年房?jī)r(jià)平穩(wěn)位于區(qū)制1內(nèi)的實(shí)證結(jié)果與實(shí)際感受并不相符，據(jù)《2017中國(guó)高凈值客戶(hù)海外置業(yè)展望》報(bào)道，2016年全球房?jī)r(jià)年度漲幅前十均為中國(guó)大陸城市，如合肥、廈門(mén)、深圳、上海等地漲幅分別達(dá)到48.4%、45.5%、31.7%和31.1%，其主要原因?yàn)樽?014年后我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)明顯分化、冷熱不均，且這種趨勢(shì)近年來(lái)不斷加大。城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，資金、人口等資源不斷涌向大城市，部分城市商品房供不應(yīng)求，而三、四線城市庫(kù)存高企，房?jī)r(jià)疲軟，故房?jī)r(jià)整體平穩(wěn)的背后是城市間房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性分化。2016年下半年政府開(kāi)始因城施策，對(duì)熱點(diǎn)城市的調(diào)控不斷加碼，而對(duì)三四線城市加快去庫(kù)存。

2.2.2 各區(qū)制間轉(zhuǎn)換概率及特征

由表5可知系統(tǒng)維持在區(qū)制1和區(qū)制2的概率分別為67.63%和67.95%；由區(qū)制1轉(zhuǎn)向區(qū)制2的概率為32.37%，由區(qū)制2轉(zhuǎn)向區(qū)制1的概率為32.05%。說(shuō)明系統(tǒng)無(wú)論處于區(qū)制1還是區(qū)制2狀態(tài)，都將大概率地維持該狀態(tài)，發(fā)生區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率相對(duì)較小。這意味著市場(chǎng)發(fā)展具有慣性，無(wú)論處于貨幣與房?jī)r(jià)波動(dòng)平緩還是波動(dòng)劇烈時(shí)期，都將在該時(shí)期持續(xù)一段時(shí)期，且在兩區(qū)制間轉(zhuǎn)換的概率相當(dāng)。正由于市場(chǎng)發(fā)展慣性和政策滯后性的影響，使得精準(zhǔn)調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)并非易事。

表5 各區(qū)制間的轉(zhuǎn)換概率

又由表6可見(jiàn)，研究期間內(nèi)，系統(tǒng)有49.75%的時(shí)期處于區(qū)制1，平均持續(xù)期為3.09個(gè)季度；有50.25%的時(shí)期處于區(qū)制2，平均持續(xù)期為3.12個(gè)季度。這說(shuō)明我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于區(qū)制1和區(qū)制2的時(shí)間相當(dāng)，住房市場(chǎng)化改革以來(lái)，貨幣供應(yīng)與房?jī)r(jià)劇烈波動(dòng)時(shí)有發(fā)生。

表6 兩區(qū)制特征

2.3 脈沖響應(yīng)分析

為進(jìn)一步了解廣義貨幣供應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)、以及房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)支出的具體影響方式，以下分別進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

圖3為兩區(qū)制下RP對(duì)RM2一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)。兩種狀態(tài)下，RP對(duì)RM2沖擊的響應(yīng)趨勢(shì)基本相同。給定RM2一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，RP在初期具有明顯的正向響應(yīng)，大約在第2期達(dá)最大值，隨后正向響應(yīng)幅度逐漸縮小并在第10期變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)，最終收斂于第25期前后。但兩區(qū)制下，RP對(duì)RM2沖擊的響應(yīng)程度不同，區(qū)制2下RP的響應(yīng)程度遠(yuǎn)大于區(qū)制1，說(shuō)明當(dāng)貨幣與房?jī)r(jià)變量劇烈波動(dòng)時(shí)，房?jī)r(jià)更易受貨幣供應(yīng)的影響。

圖3 兩區(qū)制下RP對(duì)RM2一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)

圖4為兩區(qū)制下RC對(duì)RP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)。兩區(qū)制下，RC對(duì)RP變動(dòng)的響應(yīng)趨勢(shì)和響應(yīng)程度基本相同。給定RP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，RC先作出負(fù)向響應(yīng)，隨后響應(yīng)程度逐漸減弱，約于第5期轉(zhuǎn)變?yōu)檎蝽憫?yīng)，并最終收斂于20期。兩區(qū)制下，RC對(duì)RP沖擊的響應(yīng)程度無(wú)明顯區(qū)別。說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲前期，居民購(gòu)房成本增大不得不縮減開(kāi)支，故前期房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)主要體現(xiàn)為“擠出效應(yīng)”，而隨房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲，由此帶來(lái)的“財(cái)富效應(yīng)”逐漸占據(jù)主導(dǎo)地位，故隨后又帶來(lái)居民消費(fèi)支出的增加。從響應(yīng)幅度來(lái)看，負(fù)向響應(yīng)幅度遠(yuǎn)大于正向響應(yīng)，說(shuō)明我國(guó)房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”整體上要大于“財(cái)富效應(yīng)”。此外，消費(fèi)本身具有慣性，當(dāng)前房?jī)r(jià)和財(cái)富的波動(dòng)無(wú)法立即反應(yīng)在當(dāng)前消費(fèi)中，故兩區(qū)制下RC對(duì)RP變動(dòng)的響應(yīng)方式和響應(yīng)程度無(wú)明顯區(qū)別。

圖4 兩區(qū)制下RC對(duì)RP一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的響應(yīng)

3 結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建MSIH(2)-VAR(2)模型，實(shí)證分析了我國(guó)住房市場(chǎng)化改革以來(lái)不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下貨幣、房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)支出間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，主要得到以下結(jié)論：

（1）住房市場(chǎng)化改革以來(lái)，我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)較為頻繁而劇烈，且整體上漲明顯。政府通過(guò)利率、準(zhǔn)備金率、購(gòu)房資格等調(diào)控措施在一定程度上對(duì)房?jī)r(jià)劇烈波動(dòng)起到了抑制作用，而房?jī)r(jià)在兩區(qū)制間的頻繁轉(zhuǎn)換也說(shuō)明調(diào)控效果具有短期性，未能形成穩(wěn)定房?jī)r(jià)的長(zhǎng)效機(jī)制。此外，2014年以來(lái)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)地區(qū)分化現(xiàn)象明顯，全國(guó)均價(jià)雖略有下跌，但一線城市和部分二線城市上漲明顯，而其他城市庫(kù)存高企、房?jī)r(jià)下跌。這意味著對(duì)于我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)需分類(lèi)調(diào)控、因城施策。

（2）實(shí)際M2從22.2萬(wàn)億元增至106.3萬(wàn)億元，增幅約378.8%；同期全國(guó)商品房實(shí)際均價(jià)由2564.1元/平米上漲至5127.3元/平米，增幅約100%。房?jī)r(jià)的劇烈波動(dòng)往往伴隨著M2的劇烈波動(dòng)，意味著建立穩(wěn)定房?jī)r(jià)的長(zhǎng)效機(jī)制的關(guān)鍵在于穩(wěn)定貨幣發(fā)行及合理控制資金流向房地產(chǎn)領(lǐng)域。而前期房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期居民消費(fèi)的影響并不確定，滯后1期房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)主要表現(xiàn)為“擠出效應(yīng)”，滯后2期主要表現(xiàn)為“財(cái)富效應(yīng)”，故房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響較為復(fù)雜，在不同時(shí)期以不同方式作用于不同特征的家庭，從而最終表現(xiàn)為正向或負(fù)向影響。

（3）經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)無(wú)論處于何區(qū)制內(nèi)，均有維持原狀態(tài)的趨勢(shì)，發(fā)生區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率較小。這意味著經(jīng)濟(jì)變量劇烈波動(dòng)時(shí)，政府通過(guò)調(diào)控使其短期內(nèi)回到平穩(wěn)狀態(tài)具有一定難度；當(dāng)系統(tǒng)處于平穩(wěn)狀態(tài)時(shí)，政府應(yīng)采取積極措施穩(wěn)定住貨幣發(fā)行和房?jī)r(jià)，此時(shí)的政策效果較為有效。

（4）從脈沖響應(yīng)結(jié)果來(lái)看，兩區(qū)制下變量對(duì)沖擊的響應(yīng)趨勢(shì)基本相同，但在系統(tǒng)劇烈波動(dòng)狀態(tài)下，廣義貨幣供應(yīng)變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)的影響程度明顯強(qiáng)于平穩(wěn)狀態(tài)。即非平穩(wěn)狀態(tài)下，系統(tǒng)具有放大沖擊的內(nèi)在機(jī)制，因而政府有必要通過(guò)穩(wěn)定貨幣發(fā)行、嚴(yán)控土地和商品房炒作等一系列手段建立穩(wěn)定房?jī)r(jià)的長(zhǎng)效機(jī)制，防止出現(xiàn)大起大落。而兩區(qū)制下，房?jī)r(jià)變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響程度基本差別不大，說(shuō)明居民消費(fèi)有其特有的響應(yīng)方式，受多種因素共同影響，與所處經(jīng)濟(jì)狀態(tài)關(guān)系不大。