吳小清

摘要：本文選取2010年1月至2018年11月區(qū)間的月度數(shù)據(jù)建立向量自回歸（VAR）模型，對(duì)我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行了分析，得出以下結(jié)論：我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和利率的變動(dòng)是房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng)率變動(dòng)的格蘭杰原因，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率產(chǎn)生沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率產(chǎn)生顯著的正向響應(yīng)，利率產(chǎn)生沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的響應(yīng)由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向，負(fù)向響應(yīng)較為顯著，國(guó)家通過(guò)貨幣政策手段調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)是有效的。

關(guān)鍵詞：貨幣供應(yīng)量;利率;房地產(chǎn)價(jià)格

中圖分類號(hào)：F822.2

文獻(xiàn)識(shí)別碼：A

文章編號(hào)：1001-828X（2019）010-0012-01

一、引言

貨幣政策與房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系密切。許多國(guó)家通過(guò)調(diào)節(jié)貨幣政策來(lái)調(diào)節(jié)房地產(chǎn)價(jià)格以應(yīng)對(duì)房地產(chǎn)泡沫的產(chǎn)生與破裂，房地產(chǎn)價(jià)格也同時(shí)影響貨幣政策的傳導(dǎo)，貨幣政策與房地產(chǎn)價(jià)格的相互影響關(guān)系對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響較大，故本文選取貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行研究。

二、理論分析

貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響主要是通過(guò)貨幣供應(yīng)量和利率這兩大途徑發(fā)生作用。

貨幣供應(yīng)量通過(guò)以下方式影響房?jī)r(jià)：第一，通過(guò)影響房地產(chǎn)商的信貸量影響供給，同時(shí)通過(guò)影響購(gòu)房者的信貸量及消費(fèi)者預(yù)期影響需求，房?jī)r(jià)的變動(dòng)取決于新的均衡點(diǎn)的位置。第二，通過(guò)增加投資者持有資金提高房產(chǎn)投資需求。第三，通過(guò)通貨膨脹效應(yīng)提高房?jī)r(jià)。

利率通過(guò)以下方式影響房地產(chǎn)：第一，影響資金成本從而影響房產(chǎn)供給量和需求。房?jī)r(jià)的變動(dòng)取決于新的均衡點(diǎn)的位置。第二，通過(guò)改變投資者投資結(jié)構(gòu)影響房產(chǎn)需求量從而影響房?jī)r(jià)。

三、實(shí)證分析

1.選取指標(biāo)

本文選取流通中的現(xiàn)金加單位活期存款貨幣（M1）作為貨幣供應(yīng)量指標(biāo)，選取7天銀行同業(yè)拆借加權(quán)平均利率（RATE）作為利率指標(biāo)，選取商品房銷售價(jià)格（HOUSEPRICE）作為房地產(chǎn)價(jià)格指標(biāo)，商品房銷售價(jià)格由商品房銷售額與商品房銷售面積比值得到，其中每年一月的數(shù)據(jù)未公布，采用上年12月與當(dāng)年2月銷售價(jià)格的平均值替代一月銷售價(jià)格，樣本區(qū)間為2010年1月至2018年11月，數(shù)據(jù)來(lái)源為中經(jīng)網(wǎng)。為研究貨幣政策的變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響，本文使用增長(zhǎng)率指標(biāo)代替絕對(duì)值，增長(zhǎng)率指標(biāo)由以下公式得到：

貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率公式

房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率公式

并對(duì)利率指標(biāo)取對(duì)數(shù)處理得到LNRATE。

2.模型選擇

本文選取向量自回歸模型（VAR）進(jìn)行分析。

3.單位根檢驗(yàn)對(duì)各變量的進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，GM1、GHP、LNRATE均為平穩(wěn)序列，可建立向量自回歸（VAR）模型。

4.Granger因果檢驗(yàn)

進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率變動(dòng)是房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率變動(dòng)的Granger原因，利率變動(dòng)是房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率變動(dòng)的Granger原因，利率變動(dòng)是貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率變動(dòng)的格蘭杰原因，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率變動(dòng)是利率變動(dòng)的格蘭杰原因，因此本文認(rèn)為利率和房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的變動(dòng)互為因果，使用貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和利率有助于預(yù)測(cè)房?jī)r(jià)。

5.脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于本文主要關(guān)注貨幣政策的變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的影響，故建立貨幣政策指標(biāo)的隨機(jī)誤差項(xiàng)產(chǎn)生的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊后，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的響應(yīng)函數(shù)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果顯示：當(dāng)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率GM1的隨機(jī)誤差項(xiàng)產(chǎn)生沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率GHP短期內(nèi)的響應(yīng)為正向，在2期后減小。當(dāng)利率LNRATE的隨機(jī)誤差項(xiàng)產(chǎn)生沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率GHP在第一期至第三期產(chǎn)生微弱的正向響應(yīng)，第4期產(chǎn)生顯著的負(fù)向響應(yīng)，4期后逐漸趨近于0。總體而言，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率對(duì)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的影響為正向，利率對(duì)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的影響為負(fù)向，但存在滯后。

6.方差分解

基于脈沖響應(yīng)分析，用方差分解法研究A變量被B變量解釋的貢獻(xiàn)率，用以分析各成分的沖擊水平，結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和利率對(duì)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，從長(zhǎng)期來(lái)看貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率的方差貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在12%左右，而利率的方差貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在10%左右，兩個(gè)貨幣政策指標(biāo)對(duì)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的方差貢獻(xiàn)率共計(jì)達(dá)到22%，由此可見，貨幣政策能直接影響房地產(chǎn)價(jià)格，國(guó)家通過(guò)貨幣政策手段調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)是有效的。

四、研究結(jié)論

本文利用VAR模型，對(duì)我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行了分析，得出以下結(jié)論：我國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和利率的變動(dòng)是房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng)率變動(dòng)的格蘭杰原因，利率和房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的變動(dòng)互為因果，當(dāng)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率產(chǎn)生沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率產(chǎn)生顯著的正向響應(yīng)，利率產(chǎn)生沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的響應(yīng)由正向轉(zhuǎn)為負(fù)向，負(fù)向響應(yīng)較為顯著。兩個(gè)貨幣政策指標(biāo)對(duì)房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率的方差貢獻(xiàn)率共計(jì)達(dá)到22%，國(guó)家通過(guò)貨幣政策手段調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)是有效的。

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