鄭世剛

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 物流與工程管理學(xué)院，武漢 430205）

0 引言

1998年我國(guó)住房制度改革以來，“房?jī)r(jià)上漲”和“政策調(diào)控”始終是房地產(chǎn)市場(chǎng)的主旋律。尤其是2008年以來，房地產(chǎn)市場(chǎng)表現(xiàn)出三大顯著特點(diǎn)：一是與之前相比，不管是調(diào)控力度還是政策數(shù)量都發(fā)生了根本性的變化，尤其是貨幣政策的密集使用；二是房?jī)r(jià)大幅上漲，期間全國(guó)商品房平均價(jià)格累計(jì)上漲了195%（以1998年為基數(shù)），房?jī)r(jià)陷入了“越調(diào)越漲”的怪圈之中；三是從70個(gè)大中城市以及10大重點(diǎn)城市的月度數(shù)據(jù)來看，我國(guó)房?jī)r(jià)表現(xiàn)出明顯的波動(dòng)特征。

對(duì)于我國(guó)房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲和大幅波動(dòng)，許多學(xué)者提出這是政策環(huán)境影響的結(jié)果[1，2]，并認(rèn)為貨幣政策是其重要原因[3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者大都認(rèn)為貨幣政策應(yīng)對(duì)資產(chǎn)價(jià)格做出反應(yīng)[4，5]。自Friedman 開始，經(jīng)過Svensson（1997）[6]等的發(fā)展，貨幣政策建立了包括政策工具和目標(biāo)函數(shù)的反應(yīng)規(guī)則，構(gòu)成了央行調(diào)控的一般框架。但選取哪些政策工具，目前并沒有一致的結(jié)論，國(guó)內(nèi)大量學(xué)者傾向于利率規(guī)則[7，8]，而近年來許多學(xué)者認(rèn)為應(yīng)建立利率和貨幣供應(yīng)量的混合規(guī)則[9，10]，從而建立“多目標(biāo)、多工具”的貨幣政策框架及規(guī)則體系。

雖然我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)貨幣政策實(shí)施的影響是明顯的，但國(guó)內(nèi)已有文獻(xiàn)中將房?jī)r(jià)納入貨幣政策反應(yīng)規(guī)則的研究，尤其是我國(guó)當(dāng)前貨幣政策是否對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出了反應(yīng)及其立場(chǎng)如何的實(shí)證研究是缺乏的。因此，本文將針對(duì)這兩個(gè)方面進(jìn)行研究，一方面構(gòu)建引入房?jī)r(jià)波動(dòng)的貨幣政策反應(yīng)規(guī)則模型，并推導(dǎo)最優(yōu)貨幣政策工具反應(yīng)規(guī)則；另一方面實(shí)證分析貨幣政策工具對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的反應(yīng)及其立場(chǎng)。

1 貨幣政策反應(yīng)規(guī)則的模型構(gòu)建與推導(dǎo)

從我國(guó)目前的實(shí)際情況來看，房?jī)r(jià)波動(dòng)納入貨幣政策規(guī)則越來越具有現(xiàn)實(shí)性。一是房地產(chǎn)日益顯著的金融屬性，使得房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)金融體系以及貨幣政策的實(shí)施可能產(chǎn)生重要影響；二是房地產(chǎn)在我國(guó)家庭資產(chǎn)中占有較高比例，具有顯著的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)，加上房地產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng)，從而房?jī)r(jià)能夠通過不同的傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)社會(huì)總需求形成影響，并最終影響到物價(jià)穩(wěn)定目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)；三是房?jī)r(jià)的不斷上漲引起市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格的變化，導(dǎo)致更多的資源被引入房地產(chǎn)領(lǐng)域，可能帶來資源錯(cuò)配危機(jī)。在如何引入房?jī)r(jià)問題上，貨幣政策是關(guān)注而不是盯住房?jī)r(jià)對(duì)我國(guó)而言是較為現(xiàn)實(shí)的選擇，即采用間接反應(yīng)觀的做法。因此本文引入房?jī)r(jià)波動(dòng)作為貨幣政策規(guī)則目標(biāo)函數(shù)的約束條件，構(gòu)建利率和貨幣供應(yīng)量?jī)煞N貨幣政策反應(yīng)規(guī)則模型，并推導(dǎo)出含有房?jī)r(jià)因素的最優(yōu)反應(yīng)規(guī)則。

1.1 利率反應(yīng)規(guī)則

泰勒規(guī)則是最常用的利率規(guī)則之一，描述了短期利率對(duì)通脹和產(chǎn)出的反應(yīng)。對(duì)于大多數(shù)封閉經(jīng)濟(jì)模型，泰勒規(guī)則可能是最優(yōu)貨幣政策，其形式上的簡(jiǎn)潔性能夠避免貨幣政策的時(shí)間不一致性問題。利率政策的設(shè)計(jì)還需要考慮兩個(gè)問題：一是利率平滑。理性預(yù)期假設(shè)下，長(zhǎng)期利率根據(jù)預(yù)期短期利率變化而調(diào)整，政策制定者無需大幅調(diào)整短期利率就能熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。大量實(shí)證研究表明平滑的泰勒規(guī)則能夠更好地?cái)M合各國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)；二是規(guī)則前瞻性和后顧性。前瞻性基于預(yù)期，后顧性則基于當(dāng)期和滯后數(shù)據(jù)，雖然許多學(xué)者傾向于使用前瞻性規(guī)則，但近年來的研究表明，這一規(guī)則可能具有重大的理論缺陷。而后顧性能避免自我實(shí)現(xiàn)機(jī)制導(dǎo)致的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，保證價(jià)格水平的確定性和宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性。

借鑒已有文獻(xiàn)的做法，將包含平滑的利率規(guī)則表示為：

其中，各變量均為偏離值，it、it-1分別為t期和t-1期利率水平與長(zhǎng)期均衡利率的偏離，πt-1為通脹率與目標(biāo)通脹率的偏離，xt為產(chǎn)出缺口與長(zhǎng)期均衡產(chǎn)出的偏離，βπ、βx分別為通脹系數(shù)和產(chǎn)出缺口系數(shù)，ρ為平滑系數(shù)，

假設(shè)宏觀經(jīng)濟(jì)為封閉型，利率政策以通脹和產(chǎn)出為目標(biāo)。首先在加速型Philips模型約束（式（2））下，使央行的目標(biāo)函數(shù)最小，損失函數(shù)表示如式（1）：

δ為央行貼現(xiàn)率，μ為產(chǎn)出與通脹目標(biāo)的相對(duì)權(quán)重。其次在總需求方程（式（3））中引入房?jī)r(jià)，用變化率p表示，借鑒Blanchard和Watson（1982）的理性預(yù)期模型，在房?jī)r(jià)方程（式（4））中引入理性預(yù)期刻畫非經(jīng)濟(jì)基本因素b對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響，以及房?jī)r(jià)波動(dòng)的“自我積累”特征。

νt、ε、η為外部沖擊，均服從均值為0，方差為常數(shù)的正態(tài)分布，式（1）至式（4）構(gòu)成了利率規(guī)則反應(yīng)函數(shù)模型。

接下來綜合利率規(guī)則的約束條件，將房?jī)r(jià)方程和Philips方程代入總需求方程計(jì)算得出：

可簡(jiǎn)寫為：

對(duì)損失函數(shù)（式（1））兩邊取期望值，經(jīng)過一系列推導(dǎo)計(jì)算，得到最優(yōu)利率反應(yīng)規(guī)則為：

式（5）中，d<0。

從式（5）中可以得到兩方面的解釋，一是假設(shè)不考慮房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)總需求的影響，即β3=0，則產(chǎn)出缺口、通脹率的系數(shù)將變大，意味著利率的變動(dòng)幅度會(huì)增加，并對(duì)政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)形成不利影響。因此可以認(rèn)為將房?jī)r(jià)波動(dòng)納入利率規(guī)則，更有利于利率自身的穩(wěn)定，從而減少對(duì)產(chǎn)出和通脹的沖擊；二是利率規(guī)則未引入房?jī)r(jià)波動(dòng)時(shí)，非經(jīng)濟(jì)基本因素b對(duì)總產(chǎn)出形成直接沖擊，而房?jī)r(jià)波動(dòng)的引入減弱了這一影響。并且由于房?jī)r(jià)作為中間媒介的緩沖，這些沖擊同樣降低了利率的變動(dòng)幅度，從而增加了利率規(guī)則的可靠性和穩(wěn)定性。

將最優(yōu)反應(yīng)規(guī)則代入包含平滑的規(guī)則方程，可以得出平滑利率規(guī)則的反應(yīng)函數(shù)為：

簡(jiǎn)化為：

可以看出，在產(chǎn)出方程中加入房?jī)r(jià)波動(dòng)作為損失函數(shù)的約束條件，利率反應(yīng)規(guī)則將包含房?jī)r(jià)波動(dòng)，利率在對(duì)產(chǎn)出和通脹做出反應(yīng)的同時(shí)，也應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出反應(yīng)，并且也應(yīng)對(duì)產(chǎn)出缺口、通脹率以及自身滯后項(xiàng)做出反應(yīng)。

1.2 貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則

雖然許多學(xué)者主張貨幣政策應(yīng)從貨幣供應(yīng)量規(guī)則轉(zhuǎn)變?yōu)槔室?guī)則，但從我國(guó)實(shí)踐來看，由于利率市場(chǎng)化滯后，利率規(guī)則的基礎(chǔ)條件并不完全具備，貨幣供應(yīng)量在調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)中仍起著無可替代的作用[5]，2008年以來的政策調(diào)控軌跡也反映了這一點(diǎn)。類似于利率規(guī)則的分析思路和做法，將包含平滑的貨幣供應(yīng)量規(guī)則表示為：

采用與利率規(guī)則相同的模型構(gòu)建方法，經(jīng)推導(dǎo)計(jì)算得到最優(yōu)貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則為：

與最優(yōu)利率反應(yīng)規(guī)則的表達(dá)式基本相同，區(qū)別在于產(chǎn)出和非經(jīng)濟(jì)基本因素的系數(shù)不同，式（7）中b的系數(shù)符號(hào)與式（5）相反。與利率規(guī)則的分析相似，從式（7）中也可以得到相似的解釋。納入房?jī)r(jià)波動(dòng)后，產(chǎn)出和通脹的系數(shù)變小，更有利于貨幣供應(yīng)量自身的穩(wěn)定，同樣會(huì)降低非經(jīng)濟(jì)基本因素對(duì)總產(chǎn)出的沖擊，從而降低貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)幅度，不同的是，作用方向相反。

繼而，得到包含平滑的貨幣供應(yīng)量反應(yīng)函數(shù)為：

簡(jiǎn)化為：

同樣可以看出，貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則將包含房?jī)r(jià)波動(dòng)，在對(duì)產(chǎn)出和通脹做出反應(yīng)的同時(shí)，也應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出反應(yīng)，并且也應(yīng)對(duì)產(chǎn)出缺口、通脹率以及自身滯后項(xiàng)做出反應(yīng)。

2 實(shí)證分析

2.1 方法選擇

根據(jù)上文的分析，利率和貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則模型的解釋變量中包含了產(chǎn)出缺口、通脹率以及自身的滯后項(xiàng)，可能導(dǎo)致解釋變量的聯(lián)立內(nèi)生性問題以及被解釋變量滯后項(xiàng)與誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性問題，造成結(jié)果有偏和非一致。最小二乘法、極大似然估計(jì)法等難以得到可靠的估計(jì)結(jié)果，相比之下，廣義矩估計(jì)法（GMM）允許模型存在異方差和相關(guān)性，當(dāng)解釋變量存在內(nèi)生性時(shí)，可通過工具變量加以解決。因此本文采用GMM模型進(jìn)行分析。

2.2 變量說明和數(shù)據(jù)處理

選取2008—2017年的月度數(shù)據(jù)，涵蓋了過去十年的市場(chǎng)變化，在保證樣本量的同時(shí)，也能夠避免周期性因素的影響。由于我國(guó)銀行貸款利率調(diào)整較少，與解釋變量可能難以產(chǎn)生穩(wěn)定的關(guān)系，因此本文使用7天銀行同業(yè)拆借加權(quán)平均利率，并與同期通貨膨脹率相減得到實(shí)際利率。貨幣供應(yīng)量采用名義值除以CPI得到的實(shí)際貨幣供應(yīng)量作為替代變量。通脹率采用CPI定基數(shù)據(jù)，以2007年12月為基期。

產(chǎn)出和房?jī)r(jià)分別采用產(chǎn)出缺口率和房?jī)r(jià)偏離率表示。由于統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的GDP為季度數(shù)據(jù)，不能直接利用，首先使用X12法進(jìn)行季節(jié)處理，其次利用規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值的月環(huán)比增速作為GDP增速的替代值，計(jì)算出不同月度的GDP。平均房?jī)r(jià)由商品房銷售額和銷售面積計(jì)算得到，同樣需要進(jìn)行X12季節(jié)處理。最后使用HP濾波法分離出潛在GDP和均衡房?jī)r(jià)，從而求出產(chǎn)出缺口和房?jī)r(jià)偏離率。另外，貨幣供應(yīng)量也采用X12法進(jìn)行季節(jié)處理，所有數(shù)據(jù)來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局和中經(jīng)網(wǎng)。

2.3 統(tǒng)計(jì)描述

如表1所示，各變量的均值與中值表明樣本數(shù)據(jù)并無異常值，被解釋變量呈右偏特征，解釋變量均呈左偏特征。偏度、峰度和JB統(tǒng)計(jì)量以及P值均顯示，除貨幣供應(yīng)量，其他變量都接近于正態(tài)分布，表明貨幣供應(yīng)量存在較大幅度的波動(dòng)。

表1 各變量統(tǒng)計(jì)描述

2.4 估計(jì)結(jié)果與分析

GMM方法在于根據(jù)模型和數(shù)據(jù)得到一系列矩條件，然后求解滿足條件的系數(shù)。GMM估計(jì)的首要條件是運(yùn)用工具變量得到相應(yīng)矩條件方程，通常選取變量滯后項(xiàng)作為工具變量，對(duì)應(yīng)于被解釋變量，分別選取一年期貸款利率和M1增長(zhǎng)率的一階滯后項(xiàng)作為工具變量，并選取CPI、產(chǎn)出缺口和房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的一階滯后項(xiàng)作為兩個(gè)模型的工具變量。由于模型中只有被解釋變量的滯后一階項(xiàng)為內(nèi)生變量，因此解釋變量自身也可以作為工具變量。GMM分析中，模型的優(yōu)劣并不取決于R2和F統(tǒng)計(jì)量，而是取決于是否存在過度識(shí)別，即Hansen檢驗(yàn)。

首先進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，由于解釋變量中含有被解釋變量滯后一階項(xiàng)，因此DW檢驗(yàn)失效。如表2所示，利率和貨幣供應(yīng)量的Q和LM檢驗(yàn)表明不存在自相關(guān)性，ADF單位根檢驗(yàn)顯示數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，解釋變量間不存在多重共線性，Hansen過度識(shí)別檢驗(yàn)表明工具變量具有較好的外生性。因此，數(shù)據(jù)具有較好的平穩(wěn)性，估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表2 數(shù)據(jù)自相關(guān)和平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

為分析貨幣政策是否對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出反應(yīng)，表3以7天銀行間同業(yè)拆借利率和M2作為被解釋變量，分別報(bào)告了利率和貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則模型包含房?jī)r(jià)（模型Ⅰ）和不包含房?jī)r(jià)（模型Ⅱ）的情況。估計(jì)結(jié)果表明，4個(gè)模型的擬合程度較高，具有較好的解釋力。

表3 利率和貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則估計(jì)結(jié)果

第一，表3的結(jié)果顯示，不管是利率反應(yīng)規(guī)則還是貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則，納入房?jī)r(jià)波動(dòng)的模型Ⅰ與不包含房?jī)r(jià)波動(dòng)的模型Ⅱ相比，各解釋變量的系數(shù)并沒有發(fā)生明顯區(qū)別，包括大小、符號(hào)和顯著程度。7天同業(yè)拆借利率和M2對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的反應(yīng)系數(shù)分別為正和負(fù)，但絕對(duì)值都比較小，并且均不顯著。如前所述，貨幣政策應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)做出反應(yīng)，從而減小經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和物價(jià)的波動(dòng)，但分析結(jié)果表明貨幣政策的兩個(gè)工具均未對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出有效反應(yīng)，即使有，也非常微弱。這與文獻(xiàn)[11—13]的研究結(jié)論是一致的，即我國(guó)沒有將房?jī)r(jià)作為貨幣政策直接操作的依據(jù)。

第二，7天同業(yè)拆借利率和M2均對(duì)產(chǎn)出缺口和通脹率做出了顯著反應(yīng)，2008年以來的10年中，我國(guó)貨幣政策仍以傳統(tǒng)調(diào)控目標(biāo)為核心，貨幣政策的主要任務(wù)為保持宏觀經(jīng)濟(jì)和物價(jià)的穩(wěn)定。但相比較而言，貨幣政策對(duì)通脹率的反應(yīng)更為充分，即對(duì)物價(jià)的穩(wěn)定更為關(guān)注，7天同業(yè)拆借利率和M2的系數(shù)均顯著為負(fù)，絕對(duì)值分別為0.68和0.94，M2的影響效應(yīng)更為明顯。從不同政策規(guī)則的反應(yīng)系數(shù)絕對(duì)值來看，M2對(duì)產(chǎn)出缺口和通脹率的反應(yīng)都要優(yōu)于7天同業(yè)拆借利率。與利率相比，M2對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的解釋能力高于其他變量，央行更傾向于以M2為貨幣政策的中介工具，這與文獻(xiàn)[5]和文獻(xiàn)[14]的研究結(jié)果基本相似。這也比較符合我國(guó)的實(shí)際情況，雖然許多學(xué)者主張貨幣政策應(yīng)由數(shù)量規(guī)則轉(zhuǎn)向價(jià)格規(guī)則，但不可否認(rèn)的是，我國(guó)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制仍主要是以貨幣供應(yīng)量為中介的信貸渠道，利率規(guī)則的傳導(dǎo)機(jī)制并不通暢。從政策實(shí)踐來看，2008年以來貨幣供應(yīng)量的調(diào)整最為頻繁，僅2011年和2012年兩年內(nèi)，存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整就高達(dá)12次。這一時(shí)期也是房?jī)r(jià)持續(xù)上漲的時(shí)期，由于房地產(chǎn)的投資收益遠(yuǎn)高于貸款利率，大量資金進(jìn)入房地產(chǎn)市場(chǎng)。而同期M2在未對(duì)房?jī)r(jià)進(jìn)行反應(yīng)的情況下，累計(jì)值從2008年的42萬億增至2017年的167萬億，貨幣供應(yīng)量在充分反應(yīng)宏觀經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，也構(gòu)成了房?jī)r(jià)猛漲的重要原因。

第三，分析結(jié)果中被解釋變量和通脹率一階滯后項(xiàng)的系數(shù)也值得注意，不僅顯著為正，且系數(shù)相對(duì)較大，而對(duì)產(chǎn)出缺口的滯后項(xiàng)反應(yīng)不顯著。這表明貨幣政策的實(shí)施具有明顯的慣性效應(yīng)，并且通脹率的歷史信息構(gòu)成了貨幣政策反應(yīng)規(guī)則的重要依據(jù)。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

本文引入房?jī)r(jià)波動(dòng)作為貨幣政策規(guī)則目標(biāo)函數(shù)的約束條件，構(gòu)建利率和貨幣供應(yīng)量?jī)煞N貨幣政策反應(yīng)規(guī)則模型，并推導(dǎo)出含有房?jī)r(jià)因素的最優(yōu)反應(yīng)規(guī)則。結(jié)果表明，納入房?jī)r(jià)波動(dòng)的貨幣政策反應(yīng)規(guī)則更有利于政策的穩(wěn)定性和產(chǎn)出、通脹目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，貨幣政策在對(duì)產(chǎn)出和通脹做出反應(yīng)的同時(shí)，也應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出反應(yīng)，同時(shí)應(yīng)對(duì)產(chǎn)出和通脹以及自身滯后項(xiàng)做出反應(yīng)。

但利用我國(guó)2008年以來數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)果表明，利率和貨幣供應(yīng)量均未對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出有效和顯著的反應(yīng)，而對(duì)產(chǎn)出缺口和通脹率的反應(yīng)較為顯著，尤其是對(duì)通脹率的反應(yīng)非常顯著。在兩個(gè)政策反應(yīng)規(guī)則中，M2的影響效應(yīng)更為明顯，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的解釋力更強(qiáng)，考慮到我國(guó)貨幣政策實(shí)踐，M2也是我國(guó)房?jī)r(jià)持續(xù)上漲的重要原因。

3.2 建議

第一，將房?jī)r(jià)波動(dòng)作為目標(biāo)函數(shù)的約束條件納入貨幣政策的框架中。當(dāng)前以及未來一段時(shí)間內(nèi)，房地產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的影響仍將比較顯著，房?jī)r(jià)不僅是判斷經(jīng)濟(jì)是否景氣的重要依據(jù)，也是實(shí)現(xiàn)物價(jià)穩(wěn)定的重要作用力。理論證明當(dāng)貨幣政策反應(yīng)規(guī)則含有房?jī)r(jià)波動(dòng)時(shí)，政策的調(diào)控效果更好，實(shí)證結(jié)果也表明貨幣政策主要以通脹率為目標(biāo)，并未對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)做出有效反應(yīng)，房地產(chǎn)的投資特性使得貨幣供應(yīng)量大量流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，并在推動(dòng)房?jī)r(jià)不斷高漲的同時(shí)，也帶來了資源配置效率低下、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理的風(fēng)險(xiǎn)。因此，應(yīng)盡快完善貨幣政策對(duì)房?jī)r(jià)信息的反應(yīng)機(jī)制，提高政策工具對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的調(diào)控效果。

第二，推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革進(jìn)程，完善利率對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)和房地產(chǎn)市場(chǎng)的響應(yīng)機(jī)制建設(shè)，提高利率市場(chǎng)化程度，使其能夠做出及時(shí)有效的反應(yīng)。2008年之后我國(guó)經(jīng)濟(jì)面臨著環(huán)境不確定和增長(zhǎng)不穩(wěn)定等問題，利率對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的反饋機(jī)制不夠完善，作用渠道不夠暢通，利率政策大多為被動(dòng)式的突擊和集中性的調(diào)整。因此應(yīng)增加政策調(diào)整的主動(dòng)性和分散性。

第三，繼續(xù)實(shí)施貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則，發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)證明價(jià)格型規(guī)則是未來的發(fā)展趨勢(shì)，但實(shí)證結(jié)果表明在利率無法實(shí)現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)的情況下，貨幣供應(yīng)量顯示了較好的彌補(bǔ)作用。在提高利率反應(yīng)規(guī)則對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)以及房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控力度和效果的同時(shí)，仍需將貨幣供應(yīng)量作為重要的調(diào)控工具。在對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)形成積極有效反應(yīng)的同時(shí)，需要加強(qiáng)貨幣供應(yīng)量反應(yīng)規(guī)則的穩(wěn)定性，推進(jìn)其市場(chǎng)化運(yùn)作。