■徐振鑫

一、引言與文獻(xiàn)評(píng)述

2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，為了抑制房地產(chǎn)價(jià)格的過(guò)快上漲，人民銀行在針對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的貨幣政策制訂和實(shí)施過(guò)程中采取了許多積極舉措。但從調(diào)控的實(shí)際情況來(lái)看，調(diào)控政策并沒(méi)有完全實(shí)現(xiàn)調(diào)控目標(biāo)。貨幣政策的調(diào)控方式主要是通過(guò)貨幣供給和貨幣價(jià)格等貨幣政策工具對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行宏觀調(diào)控，但從房地產(chǎn)市場(chǎng)的現(xiàn)實(shí)情況看，房地產(chǎn)市場(chǎng)是典型的區(qū)域性市場(chǎng)，各區(qū)域房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)貨幣政策的反應(yīng)差異較大，貨幣政策效應(yīng)存在區(qū)域差異，采取統(tǒng)一的貨幣政策無(wú)法達(dá)到滿(mǎn)意的效果。房地產(chǎn)市場(chǎng)的這些區(qū)域異質(zhì)性特征，導(dǎo)致貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控的總體效應(yīng)取決于貨幣政策的區(qū)域敏感度和貨幣政策執(zhí)行期間的區(qū)域經(jīng)濟(jì)稟賦。貨幣政策敏感度和區(qū)域經(jīng)濟(jì)稟賦會(huì)隨時(shí)間的推移產(chǎn)生變化，微小的變化可能對(duì)加總情況產(chǎn)生顯著影響。貨幣政策是宏觀調(diào)控政策，雖然無(wú)法實(shí)現(xiàn)因城施策的精準(zhǔn)調(diào)控，但將房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性特征嘗試納入貨幣政策的考量范圍，仍可能提高貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控效率。為了證實(shí)區(qū)域異質(zhì)性對(duì)貨幣政策制定的重要性，并將區(qū)域異質(zhì)性納入貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的分析，本文引入了一個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量框架，稱(chēng)為異質(zhì)性代理向量自回歸（HAVAR）模型，在非加總水平上，HAVAR模型類(lèi)似于小規(guī)模結(jié)構(gòu)宏觀模型的簡(jiǎn)化形式，在加總的水平上，HAVAR模型類(lèi)似于包含了異質(zhì)性特征的宏觀VAR模型。HAVAR模型的引入不僅有利于對(duì)區(qū)域異質(zhì)性模型化的探索，更有利于認(rèn)識(shí)區(qū)域異質(zhì)性對(duì)貨幣政策制定的重要性。

已有研究大概可以分為三類(lèi)。

第一類(lèi)是研究貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控的有效性。顧海峰和張?jiān)獘桑?014）深入分析貨幣政策與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)聯(lián)性以及貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控機(jī)理，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)利率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控效應(yīng)不顯著，存款準(zhǔn)備金率與房地產(chǎn)價(jià)格存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，存款準(zhǔn)備金率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控效應(yīng)顯著。向?yàn)槊窈妥T娟（2018）通過(guò)結(jié)構(gòu)向量自回歸模型研究房?jī)r(jià)波動(dòng)、銀行信貸和同業(yè)拆借利率三者關(guān)系，實(shí)證結(jié)果顯示房?jī)r(jià)波動(dòng)與銀行信貸相互推動(dòng)、互為因果，利率通過(guò)信貸規(guī)模的影響間接影響房?jī)r(jià)。王松濤和劉洪玉（2009）基于住房市場(chǎng)為載體的貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論框架，對(duì)住房?jī)r(jià)格傳導(dǎo)貨幣政策對(duì)私人消費(fèi)的沖擊效果進(jìn)行了定量研究，房?jī)r(jià)解釋了緊縮貨幣政策下私人消費(fèi)下降的45%，房地產(chǎn)市場(chǎng)在貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制中發(fā)揮了重要載體作用。

第二類(lèi)是以Mundell提出的最優(yōu)貨幣區(qū)理論為分析框架，研究貨幣政策對(duì)不同區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。魏瑋和王洪衛(wèi)（2010）以最優(yōu)貨幣區(qū)及房地產(chǎn)市場(chǎng)區(qū)域異質(zhì)性為出發(fā)點(diǎn)，測(cè)度各種貨幣政策工具對(duì)我國(guó)東、中、西部地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格動(dòng)態(tài)影響的異同。實(shí)證結(jié)果表明：東、西部地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格受數(shù)量型工具沖擊后向穩(wěn)態(tài)收斂的速度慢于中部；數(shù)量型工具對(duì)西部地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格的累積效應(yīng)最為顯著，價(jià)格型工具對(duì)東部地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格的累積效應(yīng)最大；東、中部地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)上主導(dǎo)型貨幣政策工具為M0，西部地區(qū)則以信貸為主導(dǎo)型政策工具。龍威、劉金全（2018）構(gòu)建了最優(yōu)貨幣區(qū)理論的分析框架，利用聚類(lèi)分析的方法研究各區(qū)域房?jī)r(jià)對(duì)貨幣政策的反應(yīng)差異。其研究成果表明，貨幣政策效應(yīng)存在區(qū)域差異，采取統(tǒng)一的貨幣政策無(wú)法達(dá)到滿(mǎn)意的效果。信貸規(guī)模對(duì)各區(qū)域的房?jī)r(jià)調(diào)控都能起到很大的作用;但存款準(zhǔn)備金率對(duì)高度發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)的房?jī)r(jià)調(diào)控會(huì)起到相反的作用。王宏濤和崔景釵（2017）在最優(yōu)貨幣區(qū)理論的基礎(chǔ)上將我國(guó)30個(gè)省份分為A、B、C、D四個(gè)區(qū)域，通過(guò)構(gòu)建向量自回歸模型對(duì)這四個(gè)區(qū)域的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，A區(qū)的房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)最強(qiáng)，對(duì)于利率和貨幣供應(yīng)量沖擊響應(yīng)程度最強(qiáng)，C區(qū)D區(qū)次之B區(qū)最弱。且對(duì)貨幣政策反應(yīng)的持續(xù)時(shí)間為，A、B區(qū)持續(xù)時(shí)間短，C、D區(qū)持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。

第三類(lèi)則主要從實(shí)證研究的角度，按照一定的時(shí)期和區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)利率、規(guī)模等貨幣政策工具分別進(jìn)行檢驗(yàn)，以證實(shí)我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響存在區(qū)域效應(yīng)。蔣益民和陳璋（2009）運(yùn)用SVAR模型對(duì)我國(guó)八大經(jīng)濟(jì)區(qū)的房地產(chǎn)市場(chǎng)和貨幣政策效率進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控存在明顯的區(qū)域效應(yīng)，區(qū)域效應(yīng)主要受區(qū)域生產(chǎn)力水平的差異、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和區(qū)域金融結(jié)構(gòu)三方面因素的影響。王先柱（2011）認(rèn)為，內(nèi)部經(jīng)濟(jì)的非同質(zhì)性決定了貨幣政策存在區(qū)域效應(yīng)。無(wú)論從房地產(chǎn)需求、房地產(chǎn)供給還是房地產(chǎn)的金融支持來(lái)看，房地產(chǎn)市場(chǎng)具有顯著的區(qū)域性，強(qiáng)化了貨幣政策在房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域效應(yīng)。利率、信貸規(guī)模對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在顯著的區(qū)域效應(yīng)，對(duì)中西部地區(qū)的抑制效應(yīng)要普遍小于東部地區(qū)，對(duì)房地產(chǎn)先行性指標(biāo)的影響要大于當(dāng)期指標(biāo)。馮雷、馬諶宸（2016）分析了我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格調(diào)控的省際差異化效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格調(diào)控存在省際差異化效應(yīng)，在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，房地產(chǎn)價(jià)格與貨幣政策調(diào)控呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度較高的地區(qū)，房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格受貨幣政策調(diào)控影響較為顯著且兩者呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

與國(guó)內(nèi)相比，國(guó)外學(xué)者早在2000年就開(kāi)始嘗試研究房地產(chǎn)市場(chǎng)異質(zhì)性對(duì)貨幣政策效率的影響，如Michael Fratanton&Fannie Mae（2000）基于美國(guó)各州房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)貨幣政策的敏感度，將異質(zhì)性納入貨幣政策分析，他們認(rèn)為貨幣政策對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響取決于區(qū)域異質(zhì)性的程度和性質(zhì)，這種異質(zhì)性會(huì)隨時(shí)間的推移而改變。Giulioodori（2005）探討了貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)傳導(dǎo)機(jī)制，基于八個(gè)歐洲國(guó)家數(shù)據(jù)實(shí)證分析房?jī)r(jià)對(duì)貨幣政策敏感性具有明顯差異。Iacoviello和Minetti（2008）研究了歐洲4個(gè)國(guó)家的貨幣政策信貸渠道在房地產(chǎn)市場(chǎng)中的傳導(dǎo)機(jī)制，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)與各國(guó)房地產(chǎn)金融體系的結(jié)構(gòu)性特征有關(guān)。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究成果證明了區(qū)域異質(zhì)性是影響貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)的重要因素，也為如何將區(qū)域異質(zhì)性納入模型分析提供了可借鑒的寶貴經(jīng)驗(yàn)，但現(xiàn)有研究成果更多的是注重證實(shí)房地產(chǎn)市場(chǎng)區(qū)域異質(zhì)性對(duì)貨幣政策調(diào)控有影響以及影響因素，并未將房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性?xún)?nèi)嵌到模型中。本文先對(duì)區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行定義和刻畫(huà)，并將我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的貨幣政策響應(yīng)度內(nèi)嵌到HAVAR模型中，運(yùn)用我國(guó)省級(jí)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)和貨幣政策工具的相關(guān)數(shù)據(jù)，從省級(jí)層面更深入的分析房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)貨幣政策響應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性。

二、理論框架

從貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格的作用機(jī)制看，人民銀行會(huì)根據(jù)全國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的當(dāng)前水平調(diào)整貨幣政策的參數(shù)，貨幣政策參數(shù)的改變會(huì)影響金融市場(chǎng)上的貨幣供給量和貨幣資金的價(jià)格，貨幣供給量和貨幣資金價(jià)格的調(diào)整會(huì)影響房地產(chǎn)市場(chǎng)主體的經(jīng)濟(jì)決策。對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)主體的經(jīng)濟(jì)決策的約束主要分為兩個(gè)方面：一方面是約束房地產(chǎn)供給端的投資行為；另一方面是約束房地產(chǎn)需求端的購(gòu)房行為。供給端和需求端的共同發(fā)力最終起到調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格的作用。貨幣政策參數(shù)的變動(dòng)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響既有短期效應(yīng)，又有滯后效應(yīng)，上述的傳導(dǎo)機(jī)制雖然是現(xiàn)實(shí)情況的簡(jiǎn)化，只考慮的貨幣政策傳導(dǎo)的主要渠道，但也有一定的經(jīng)驗(yàn)支持。在整個(gè)調(diào)控機(jī)制中，人民銀行的貨幣政策主要關(guān)注全國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的宏觀水平，不會(huì)只關(guān)注某個(gè)區(qū)域的房地產(chǎn)價(jià)格水平，但各個(gè)區(qū)域的房地產(chǎn)價(jià)格由于具有異質(zhì)性，對(duì)貨幣政策的響應(yīng)體現(xiàn)出不同的特征。從以往的研究成果看，目前還沒(méi)有令人滿(mǎn)意的結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)一般均衡模型能夠?qū)愘|(zhì)性納入貨幣政策和房地產(chǎn)價(jià)格的分析框架。HAVAR模型結(jié)合了貨幣VAR模型和區(qū)域、產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性VAR模型的優(yōu)點(diǎn)，能夠?qū)^(qū)域異質(zhì)性納入模型框架，為貨幣政策的制定提供一定程度的微觀基礎(chǔ)。

貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格的作用機(jī)制中包含了宏觀變量、加總變量和區(qū)域變量的復(fù)雜關(guān)系。宏觀變量就是未包含區(qū)域異質(zhì)性的原始非加總宏觀經(jīng)濟(jì)變量，加總變量就是將帶有區(qū)域異質(zhì)性特征的區(qū)域變量加總得到的宏觀變量，區(qū)域變量就是各地區(qū)的原始經(jīng)濟(jì)變量。在眾多變量的經(jīng)濟(jì)關(guān)系中，本文關(guān)注的主要是加總變量和宏觀變量對(duì)貨幣政策的響應(yīng)，因?yàn)榧涌傂袨榧{入了區(qū)域異質(zhì)性信息，使用加總變量得到的政策效果與非加總變量得到的政策效果之間的差異將對(duì)人民銀行調(diào)整貨幣政策參數(shù)及調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格提供理論依據(jù)。既然確定了關(guān)注的重點(diǎn)，為了簡(jiǎn)化分析，本文提出以下三個(gè)假設(shè)條件：

假設(shè)一：人民銀行在貨幣政策的制定中關(guān)注的是宏觀變量，并不關(guān)注各區(qū)域的分量。

假設(shè)二：區(qū)域變量對(duì)利率的反應(yīng)是同期的，對(duì)其他宏觀變量的反應(yīng)是滯后一期的。

假設(shè)三：區(qū)域主體之間在同期的相互作用為零，他們之間的相互影響是滯后一期的。

圖1 貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制

根據(jù)這三條基本假設(shè)，可以得到貨幣政策調(diào)控區(qū)域房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制，如圖1所示，圖中的I代表利率，S代表存款準(zhǔn)備金率，y、p、q分別代表區(qū)域的城鎮(zhèn)平均可支配收入、房地產(chǎn)住宅均價(jià)及房地產(chǎn)住宅投資，Y、P、Q分別是y、p、q的加總值。

三、省級(jí)房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域模型及區(qū)域異質(zhì)性

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為貨幣政策不能用來(lái)影響、控制或瞄準(zhǔn)特定地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況。但事實(shí)上，因?yàn)閰^(qū)域?qū)ω泿耪叩捻憫?yīng)不同，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的初始狀況不同，這些區(qū)域異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)狀況會(huì)影響總體結(jié)果。例如收入、通貨膨脹等宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)貨幣政策沖擊總體響應(yīng)的幅度和持續(xù)時(shí)間隨時(shí)間和區(qū)域初始經(jīng)濟(jì)狀況的不同而不同。從我國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)來(lái)看，區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的供求關(guān)系是大相徑庭的，需要對(duì)全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行區(qū)域分解。理論上來(lái)說(shuō)，把區(qū)域市場(chǎng)分得越細(xì)致，就越接近現(xiàn)實(shí)的情況，因?yàn)槊總€(gè)地區(qū)的房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性都很明顯，住建部門(mén)甚至提出房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控要實(shí)現(xiàn)“因城施策”的調(diào)控精度。鑒于數(shù)據(jù)可得性和模型的可行性，本文將全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)按照省級(jí)行政區(qū)劃進(jìn)行分解。

為了更好的理清區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的異質(zhì)性特征，下面將建立省級(jí)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)的VAR模型進(jìn)行分析。

模型中的變量組At包含5個(gè)變量，其中2個(gè)是宏觀變量，它們分別是It和St，It是5年及以上時(shí)期貸款基準(zhǔn)利率，是調(diào)控房地產(chǎn)行業(yè)貸款資金成本的主要貨幣政策工具之一，St是存款準(zhǔn)備金率，是調(diào)控貨幣資金供應(yīng)量的主要貨幣政策工具之一；另外3個(gè)變量是區(qū)域變量，它們分別是 yt、pt和 qt，yt是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，pt是商品住宅銷(xiāo)售均價(jià)（商品住宅銷(xiāo)售額除以商品住宅銷(xiāo)售面積），qt是住宅房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資；εt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。各項(xiàng)數(shù)據(jù)采用季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)時(shí)間跨度從1999年初到2017年末。模型建立之后，本文利用Eviews進(jìn)行分析。

表1 省級(jí)區(qū)域貨幣政策響應(yīng)度

根據(jù)VAR模型的結(jié)果，參考美聯(lián)儲(chǔ)研究員Gerald Carlino的計(jì)算方法①Gerald Carlino利用VAR模型中估計(jì)值計(jì)算美國(guó)各州人均收入對(duì)貨幣政策沖擊的敏感度，作者計(jì)算思路是選取貨幣政策實(shí)施8個(gè)季度后，人均收入變化幅度與貨幣政策變化幅度的比值。計(jì)算各省、直轄市房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)貨幣政策的響應(yīng)度。本文認(rèn)為，貨幣政策對(duì)目標(biāo)變量的影響不僅限于一個(gè)時(shí)間點(diǎn)，而是一個(gè)時(shí)間段，計(jì)算貨幣政策響應(yīng)度時(shí)不能只考慮某一個(gè)時(shí)期的響應(yīng)度，應(yīng)該從跨度更廣闊的作用周期來(lái)計(jì)算，而且各項(xiàng)政策的滯后效果不一致，計(jì)算時(shí)各時(shí)間點(diǎn)應(yīng)采用不同的權(quán)重。從房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)存款準(zhǔn)備金率的相應(yīng)度分布圖看，相應(yīng)度的梯度分布特征較為明顯，東部地區(qū)最高、中部地區(qū)居中、西部地區(qū)最低。導(dǎo)致相應(yīng)度梯度分布的主要原因是各個(gè)地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)的成熟度不同，房地產(chǎn)市場(chǎng)資金充裕程度不同，對(duì)存款準(zhǔn)備金率的響應(yīng)度也不同。

圖2 房地產(chǎn)住宅價(jià)格存款準(zhǔn)備金率政策相應(yīng)度

四、HAVAR模型的構(gòu)建

HAVAR模型的特點(diǎn)是先根據(jù)各區(qū)域的初始稟賦計(jì)算出各區(qū)域?qū)ω泿耪叩恼呙舾卸?，然后將貨幣政策敏感度作為區(qū)域異質(zhì)性的具體表現(xiàn)內(nèi)嵌到模型中，這種設(shè)定模式更符合區(qū)域異質(zhì)性的特征，更適用于分析貨幣政策響應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，因?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)稟賦初始條件決定了貨幣政策的區(qū)域敏感度，貨幣政策敏感度又決定了各區(qū)域?qū)ω泿耪唔憫?yīng)的區(qū)域異質(zhì)性。將貨幣政策敏感度內(nèi)嵌到模型中更符合經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的基本現(xiàn)實(shí)，可以得到更符合現(xiàn)實(shí)的研究成果。

通過(guò)前面的理論分析，本文得到HAVAR模型的數(shù)據(jù)向量Xt=[ItStYtPtQt]′，Xt被劃分為兩個(gè)部分，即′，其中是宏觀部分的數(shù)據(jù)向量，上標(biāo)m是宏觀數(shù)據(jù)向量的代表=[ItSt]′包含利率和存款準(zhǔn)備金率兩個(gè)變量，由于It和St兩個(gè)變量使用的都是宏觀數(shù)據(jù)，因而稱(chēng)之為宏觀數(shù)據(jù)向量是加總部分的數(shù)據(jù)向量，上標(biāo)a是加總數(shù)據(jù)向量的代表包含人均可支配收入、房地產(chǎn)住宅平均價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資三個(gè)變量，由于 Yt、Pt、Qt三者都使用的是加總數(shù)據(jù)，故也被稱(chēng)之為加總數(shù)據(jù)向量。根據(jù)上面對(duì)數(shù)據(jù)向量的定義，Hamilton提出的傳統(tǒng)貨幣政策與住房VAR結(jié)構(gòu)模型可表示為：

其中，結(jié)構(gòu)參數(shù)

是一個(gè)5×5的系數(shù)矩陣，K和Ut分別是5×1的矩陣。Γ0是可逆矩陣，通過(guò)矩陣變換可以得到傳統(tǒng)貨幣政策與住房VAR結(jié)構(gòu)模型的簡(jiǎn)化形式：

根據(jù)Theil提出的方法論，本文在HAVAR模型的理論框架下，將基準(zhǔn)的區(qū)域模型關(guān)系代入到傳統(tǒng)貨幣政策與住房VAR結(jié)構(gòu)模型中就能得到HAVAR模型，這個(gè)步驟本質(zhì)就是將傳統(tǒng)模型中的宏觀變量用區(qū)域加總變量進(jìn)行替代。將進(jìn)行替代后的傳統(tǒng)模型如下：

經(jīng)過(guò)替代的系數(shù)矩陣

在系數(shù)矩陣Γ1中的權(quán)重系數(shù)si，t-1是貨幣政策響應(yīng)度權(quán)重與區(qū)域變量初始權(quán)重的比值，si，t-1是sit的一個(gè)分量，將這些區(qū)域變量加總后，得到HAVAR模型

與傳統(tǒng)貨幣政策與住房VAR結(jié)構(gòu)模型相比，HAVAR模型能夠進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析。由于參數(shù)隨時(shí)間變化的特征，HAVAR模型表現(xiàn)出隨時(shí)間變化的脈沖響應(yīng)。區(qū)域結(jié)構(gòu)沖擊的分布影響著加總變量的動(dòng)態(tài)響應(yīng)，因?yàn)槭菚r(shí)變的并且存在異質(zhì)性。因此，HAVAR模型加總動(dòng)態(tài)響應(yīng)是狀態(tài)依賴(lài)的。傳統(tǒng)貨幣政策與住房VAR結(jié)構(gòu)模型隱含了一個(gè)與現(xiàn)實(shí)不符的假設(shè)，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)遭受沖擊時(shí)各區(qū)域都處于均衡狀態(tài)。HAVAR模型放寬了這個(gè)假設(shè)，加總動(dòng)態(tài)響應(yīng)取決于當(dāng)期和累積沖擊在區(qū)域之間的分布情況。時(shí)變特征意味著HAVAR模型屬于非線性時(shí)間序列模型的一類(lèi)。盡管HAVAR具有這種非線性特征，但HAVAR模型沒(méi)有表現(xiàn)出多重平衡，因?yàn)槲⒂^模型是線性的并且是穩(wěn)定的。然而，任何給定的總沖擊可以產(chǎn)生多元脈沖響應(yīng)，這取決于微沖擊的精確分布。同時(shí)，任何給定的總沖擊響應(yīng)與微沖擊分布的多重性是一致的。由于區(qū)域模型具有固定的參數(shù)，可以利用時(shí)間序列平均權(quán)值獲得HAVAR模型的近似值。區(qū)域參數(shù)的加權(quán)和與傳統(tǒng)參數(shù)之間的差值反映了由于聚集而導(dǎo)致的傳統(tǒng)參數(shù)的偏差程度。換言之，加總模型的動(dòng)態(tài)響應(yīng)比微觀模型的響應(yīng)表現(xiàn)出更多的持久性。

HAVAR模型包含3G+2個(gè)變量，需要估計(jì)（3G+2）2L+3G+2個(gè)參數(shù)。對(duì)于省級(jí)數(shù)據(jù)，G=31，L=2時(shí)就要估計(jì)18145個(gè)參數(shù)，顯然，在有限的數(shù)據(jù)量下，這是不可能實(shí)現(xiàn)的。為了簡(jiǎn)化參數(shù)的估計(jì)和分析，本文在理論框架部分提到三大假設(shè)條件具有非常重要的作用，可以極大減少待估參數(shù)的數(shù)量，降低樣本數(shù)據(jù)量對(duì)HAVAR模型的限制。

假設(shè)一：人民銀行在貨幣政策的制定中關(guān)注的是宏觀變量，并不關(guān)注各區(qū)域的分量。假設(shè)一消除了從加總變量到宏觀變量控制參數(shù)反饋機(jī)制的異質(zhì)性，使得的所有變化對(duì)的影響都是一致的，無(wú)論這種變化是來(lái)自于哪個(gè)區(qū)域以及這種變化如何在區(qū)域間傳播。這條假設(shè)將下面矩陣中的待估參數(shù)數(shù)量從6GL大幅縮減至6L。

假設(shè)二：區(qū)域變量對(duì)利率的反應(yīng)是同期的，對(duì)其他宏觀變量的反應(yīng)是滯后一期的。這條假設(shè)條件限制了宏觀變量對(duì)區(qū)域變量的當(dāng)期反饋?zhàn)饔?，這使得

但是對(duì)于所有的宏觀變量來(lái)說(shuō)，在滯后一期之后對(duì)區(qū)域變量都有影響。這個(gè)條件將待估參數(shù)數(shù)量從6GL減少到2GL，如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)量夠多，也可以考慮放棄這個(gè)限制條件。

假設(shè)三：區(qū)域主體之間在同期的相互作用為零，他們之間的相互影響是滯后一期的。這條假設(shè)意味著所有區(qū)域以相同的方式相互影響，限制了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的當(dāng)期聯(lián)系，這雖然降低了系統(tǒng)中的異質(zhì)性的影響，但它也通過(guò)將參數(shù)從3G2L減少到3GL來(lái)獲得大部分參數(shù)的識(shí)別能力。在施加了這三大假設(shè)之后，系數(shù)矩陣Γ1中只需要估計(jì)5GL+6L個(gè)參數(shù)，對(duì)于省級(jí)數(shù)據(jù)而言，仍有許多參數(shù)需要估計(jì)，但目前的樣本量已經(jīng)足夠了。

本文借鑒Marvin Goodfriend and Robert G.King（1997）的研究成果，采用兩步三角分解法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行識(shí)別，采用這種方法的原因如下：一方面是需要估計(jì)系數(shù)矩陣Γ0的各個(gè)參數(shù)；另一方面是在加入大量微觀區(qū)域后，待估參數(shù)數(shù)量大幅增加，傳統(tǒng)的最大似然估計(jì)方法不再適用HAVAR模型。可以利用HAVAR模型的協(xié)方差矩陣的估計(jì)量=E（?來(lái)估計(jì)Γ0。HAVAR模型的協(xié)方差矩陣可以解構(gòu)為，通過(guò)三角分解，可以得到其中的下三角矩陣A就是的估計(jì)量。在上面的三大假設(shè)條件中，已經(jīng)得到了Γ0的一些參數(shù)，對(duì)下三角矩陣A施加同樣的假設(shè)約束，可以得到Γ0的剩余參數(shù)。

兩步識(shí)別法的第一步是單獨(dú)估計(jì)每一個(gè)區(qū)域VAR模型，以得到г0am,i和γ0.ii。第二步是將這些區(qū)域參數(shù)視為給定的，進(jìn)一步估計(jì)出

五、估計(jì)結(jié)果與脈沖響應(yīng)分析

在建立HAVAR模型后，本文利用Eviews軟件進(jìn)行檢測(cè)和分析，為了與宏觀模型進(jìn)行對(duì)比分析，本文列出了宏觀模型和HAVAR模型的結(jié)果如表2所示：

表2 模型結(jié)果對(duì)比

從模型結(jié)果看，傳統(tǒng)宏觀VAR模型和HAVAR模型之間的差異主要體現(xiàn)在系數(shù)的大小以及顯著性上。整體看，傳統(tǒng)宏觀VAR模型的系數(shù)比HAVAR模型要大，兩個(gè)模型中的系數(shù)符號(hào)呈現(xiàn)周期性變化。在傳統(tǒng)宏觀VAR模型中，房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)利率的敏感度十分顯著，而房地產(chǎn)住宅投資對(duì)滯后1期的利率敏感度不顯著，對(duì)滯后2期的利率敏感度顯著；房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)滯后1期的存準(zhǔn)率敏感度十分顯著，對(duì)滯后2期的存準(zhǔn)率敏感度不顯著；房地產(chǎn)住宅投資對(duì)存準(zhǔn)率的敏感度顯著。在HAVAR模型中，房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)利率政策的敏感度顯著，房地產(chǎn)住宅投資對(duì)利率政策的敏感度也顯著；房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)滯后1期的存準(zhǔn)率敏感度顯著，對(duì)滯后2期的存準(zhǔn)率敏感度不顯著，房地產(chǎn)住宅投資對(duì)滯后1期的存準(zhǔn)率敏感度不顯著，對(duì)滯后2期的存準(zhǔn)率敏感度顯著。

從模型系數(shù)的顯著性可以看出，與傳統(tǒng)宏觀VAR模型相比，HAVAR模型中大部分變量的顯著性相對(duì)較差，但總體上并不影響模型結(jié)果的適用性。經(jīng)過(guò)調(diào)研取證和認(rèn)真思考及排查模型設(shè)定問(wèn)題，本文認(rèn)為這并非HAVAR模型設(shè)置有問(wèn)題，而是要反思利用傳統(tǒng)宏觀VAR模型在分析貨幣政策的效果時(shí)是否真的有效，其優(yōu)良的顯著性是否真的符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。而將區(qū)域異質(zhì)性納入分析后，區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)貨幣政策的響應(yīng)不再如傳統(tǒng)宏觀VAR模型中體現(xiàn)的那么顯著，政策效果并沒(méi)有傳統(tǒng)意義上那么明顯，這正從側(cè)面反映出區(qū)域異質(zhì)性對(duì)貨幣政策效應(yīng)具有重要影響。

圖3 傳統(tǒng)VAR模型的脈沖響應(yīng)

圖4 HAVAR模型的脈沖響應(yīng)

從脈沖響應(yīng)分析看，除了房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)存款準(zhǔn)備金率的響應(yīng)大致相同外，傳統(tǒng)宏觀VAR模型與HAVAR模型有顯著的差異。在傳統(tǒng)宏觀VAR模型中，2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的利率沖擊會(huì)立刻引起房地產(chǎn)住宅價(jià)格上漲，然后在第2季度達(dá)到峰值并不斷衰減，第5季度后衰減為負(fù)數(shù)，引起導(dǎo)致房地產(chǎn)住宅價(jià)格下降；利率沖擊會(huì)立刻引起房地產(chǎn)住宅投資回落，在第2季度達(dá)到峰值并逐步回升，第3季度以后引發(fā)房地產(chǎn)住宅投資的增長(zhǎng)。2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的存準(zhǔn)率沖擊會(huì)引發(fā)房地產(chǎn)住宅價(jià)格的持續(xù)下降；同時(shí)會(huì)引發(fā)房地產(chǎn)住宅投資立刻增長(zhǎng)至峰值并逐漸下降，第3季度以后對(duì)房地產(chǎn)住宅投資的影響由正轉(zhuǎn)負(fù)，并持續(xù)擴(kuò)大。從傳統(tǒng)宏觀VAR模型脈沖響應(yīng)分析看，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資都有持續(xù)較大的影響，貨幣政策體現(xiàn)出較強(qiáng)的調(diào)控能力。

在HAVAR模型中，2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的利率沖擊會(huì)導(dǎo)致房地產(chǎn)住宅價(jià)格在第1季度出現(xiàn)上升并達(dá)到峰值，第2季度開(kāi)始轉(zhuǎn)為下降，到第8季度逐漸衰減為0；利率沖擊會(huì)導(dǎo)致房地產(chǎn)住宅投資立刻下降，第2季度達(dá)到峰值并逐步回升，第6到第8季度衰減為0。2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的存準(zhǔn)率沖擊會(huì)立刻引起房地產(chǎn)住宅價(jià)格的持續(xù)下降，同時(shí)會(huì)立刻引起房地產(chǎn)住宅投資的增加。第2季度到第5季度逐漸衰減，第6季度到第8季度衰減至0。HAVAR模型的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果意味著加入?yún)^(qū)域異質(zhì)性后，房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資都對(duì)貨幣政策體現(xiàn)出不同的響應(yīng)特征，脈沖響應(yīng)結(jié)果的不同意味著區(qū)域異質(zhì)性對(duì)房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資兩個(gè)變量的貨幣政策響應(yīng)程度具有重要影響。從HAVAR模型的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果看，房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資對(duì)貨幣政策的響應(yīng)并沒(méi)有傳統(tǒng)宏觀VAR模型的那么強(qiáng)烈和持久。

在短期內(nèi)，兩個(gè)模型中的房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資對(duì)利率及存準(zhǔn)率沖擊的響應(yīng)程度都較強(qiáng)。在長(zhǎng)期，傳統(tǒng)VAR模型中房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資對(duì)利率及存準(zhǔn)率沖擊的響應(yīng)方式雖有所變化，但響應(yīng)程度依舊較強(qiáng)，而在HAVAR模型中，房地產(chǎn)住宅價(jià)格對(duì)利率沖擊的響應(yīng)逐漸衰減為零，房地產(chǎn)住宅投資對(duì)利率及存準(zhǔn)率沖擊的響應(yīng)也逐漸衰減為零，體現(xiàn)出了貨幣政策的調(diào)控作用在短期內(nèi)有效，而在長(zhǎng)期內(nèi)無(wú)效的特征。房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資對(duì)貨幣政策的響應(yīng)在不同模型中表現(xiàn)出來(lái)的巨大差異意味著HAVAR模型在貨幣政策制定中具有重要的參考價(jià)值，也意味著區(qū)域異質(zhì)性對(duì)貨幣政策在房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控上的有效性存在巨大影響。

六、結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建HAVAR模型，嘗試將我國(guó)省級(jí)房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)貨幣政策響應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性納入分析框架，對(duì)比分析傳統(tǒng)宏觀VAR模型和HAVAR模型中房地產(chǎn)住宅價(jià)格和房地產(chǎn)住宅投資對(duì)貨幣政策的響應(yīng)情況。傳統(tǒng)的宏觀VAR模型既不考慮異質(zhì)性，其線性總體模型也假設(shè)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)貨幣政策的響應(yīng)在每個(gè)時(shí)間點(diǎn)上都是同質(zhì)的，而HAVAR模型克服了這種局限性，放寬了對(duì)區(qū)域同質(zhì)性的假設(shè)，使得模型的構(gòu)建更為復(fù)雜，但也更貼近經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。雖然基礎(chǔ)的區(qū)域VAR模型是線性的，但HAVAR模型是一個(gè)易于處理的非線性加總模型，其動(dòng)態(tài)特性取決于地區(qū)的初始經(jīng)濟(jì)條件的分布。對(duì)于一組區(qū)域數(shù)據(jù)，HAVAR模型在貨幣沖擊的動(dòng)態(tài)響應(yīng)的幅度和持續(xù)時(shí)間上表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟(jì)差異，證明了區(qū)域異質(zhì)性對(duì)貨幣政策沖擊的響應(yīng)具有重要作用。短期來(lái)看，中央銀行在調(diào)控房地產(chǎn)住宅價(jià)格的過(guò)程中需要重視區(qū)域異質(zhì)性對(duì)貨幣政策總體效率的影響。長(zhǎng)期來(lái)看，區(qū)域異質(zhì)性會(huì)導(dǎo)致貨幣政策的調(diào)控能力下降，中央銀行應(yīng)重視加強(qiáng)對(duì)房地產(chǎn)金融市場(chǎng)的宏觀審慎管理，綜合運(yùn)用貸款價(jià)值比、債務(wù)收入比等工具對(duì)房地產(chǎn)信貸市場(chǎng)進(jìn)行逆周期調(diào)節(jié)。

從現(xiàn)階段我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展情況看，房地產(chǎn)價(jià)格區(qū)域特征明顯，將區(qū)域異質(zhì)性作為重要影響因素納入貨幣政策制定過(guò)程顯得更加符合實(shí)際，也能更為高效地對(duì)全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控。中央銀行應(yīng)在總結(jié)近年來(lái)的調(diào)控經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，進(jìn)一步改進(jìn)房地產(chǎn)調(diào)控措施，強(qiáng)調(diào)因城施策原則，在國(guó)家統(tǒng)一政策基礎(chǔ)上，由各省級(jí)市場(chǎng)利率定價(jià)自律機(jī)制結(jié)合所在城市實(shí)際自主確定轄內(nèi)商業(yè)性個(gè)人住房貸款的最低首付比例。除此之外，制定的貨幣政策在保持區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)流動(dòng)性合理適度的同時(shí)，也應(yīng)更加注重區(qū)域異質(zhì)性在抑制資產(chǎn)泡沫和防范區(qū)域性金融風(fēng)險(xiǎn)中的作用。