沈律成

（華東政法大學(xué) 上海 201620）

縱觀我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展，從1997年?yáng)|南亞金融危機(jī)后開(kāi)始實(shí)行住房貨幣化改革，房地產(chǎn)行業(yè)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)點(diǎn)，從2008年推出四萬(wàn)億投資刺激經(jīng)濟(jì)計(jì)劃到2014年去庫(kù)存、2016年開(kāi)始供給側(cè)改革去杠桿，房地產(chǎn)行業(yè)是我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的晴雨表（俞小明 ，2019）。

貨幣政策是影響房地產(chǎn)價(jià)格以及股價(jià)的重要因素，在金融市場(chǎng)制度不斷完善的情況下，金融改革深化導(dǎo)致股票市場(chǎng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富效應(yīng)越來(lái)越顯著，政府應(yīng)該思考如何根據(jù)股票市場(chǎng)的波動(dòng)制定相應(yīng)的貨幣政策以穩(wěn)定房地產(chǎn)行業(yè)，平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（陳繼勇等，2013）。2013 年以來(lái)，隨著宏觀經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”，中國(guó)人民銀行開(kāi)始推行穩(wěn)健的貨幣政策，在保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)的同時(shí)，降低金融風(fēng)險(xiǎn)。本文通過(guò)構(gòu)建包含房?jī)r(jià)、股價(jià)以及貨幣政策選擇的VAR模型，試圖研究股價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)的影響，基于此探究應(yīng)從宏觀角度選擇何種貨幣政策。

一、影響房地產(chǎn)價(jià)格的理論機(jī)制

（一）價(jià)格型貨幣政策工具對(duì)房?jī)r(jià)的影響機(jī)制

國(guó)家通過(guò)調(diào)控利率的方式來(lái)調(diào)整資產(chǎn)價(jià)格，調(diào)整微觀主體的收入預(yù)期，從而使得微觀主體改變自己的消費(fèi)需求、投資需求，從而影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的總需求（劉慧敏，2019）。這里的微觀主體可以分為兩類，一類是房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)，也就是房地產(chǎn)的供給方，另一類是居民或者說(shuō)房地產(chǎn)的需求方。

對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)來(lái)說(shuō)，由于房地產(chǎn)是一個(gè)高杠桿、高度依賴長(zhǎng)周期融資的資金密集型行業(yè)，大部分資金是需要開(kāi)發(fā)商以抵押貸款的方式向外部融資的，因此利率水平就成為了制約房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商開(kāi)發(fā)成本的重要因素。當(dāng)市場(chǎng)利率上升時(shí)，開(kāi)發(fā)商的融資成本和投資風(fēng)險(xiǎn)增加，并最終轉(zhuǎn)嫁到交易市場(chǎng)推高房?jī)r(jià)；規(guī)模相對(duì)較小的開(kāi)發(fā)商會(huì)因資金鏈問(wèn)題或者融資渠道問(wèn)題減少開(kāi)發(fā)項(xiàng)目甚至退出行業(yè)，造成房地產(chǎn)的供給量較少而推動(dòng)房?jī)r(jià)上升，產(chǎn)生的次生問(wèn)題是房地產(chǎn)的高杠桿性以及對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的強(qiáng)拉動(dòng)性導(dǎo)致房地產(chǎn)上下游行業(yè)的不景氣，使得國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度放緩。當(dāng)利率水平出現(xiàn)下降時(shí)，開(kāi)發(fā)商融資成本降低，投資風(fēng)險(xiǎn)減小，房地產(chǎn)供給充足，有助于維持房地產(chǎn)價(jià)格平穩(wěn)。

對(duì)居民來(lái)說(shuō)，一般居民都會(huì)采用向銀行申請(qǐng)按揭貸款的方式進(jìn)行購(gòu)房，那么利率水平同樣深刻影響著房地產(chǎn)的需求端。當(dāng)利率水平上升時(shí)，貸款成本上升，付息壓力增加，居民購(gòu)房需求受到壓制，同時(shí)利率的上升吸引居民將資金投資于銀行存款、理財(cái)?shù)冉鹑谫Y產(chǎn)，以獲得相對(duì)較高的投資收益，減少房地產(chǎn)的購(gòu)買，所以購(gòu)房需求、房?jī)r(jià)與利率水平反向變化。

上述分析表明利率的傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)房地產(chǎn)供需兩端都有影響，最后的影響結(jié)果如何就要看市場(chǎng)上哪股力量更為強(qiáng)大，哪種機(jī)制的影響更大。在我國(guó)，一般而言都是需求側(cè)的影響比供給側(cè)的影響更大，利率水平對(duì)居民購(gòu)房者的影響大于對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商的影響，最終表現(xiàn)為利率水平與房?jī)r(jià)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）數(shù)量型貨幣政策工具對(duì)房?jī)r(jià)的影響機(jī)制

國(guó)家可供選擇的數(shù)量型貨幣政策工具有很多，一般選擇公開(kāi)市場(chǎng)操作或者信貸政策。本文主要研究以廣義貨幣供應(yīng)量M2為貨幣供應(yīng)量衡量指標(biāo)的傳導(dǎo)機(jī)制。政府通過(guò)調(diào)控基礎(chǔ)貨幣供應(yīng)量的方式，調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)體的貨幣總量，進(jìn)行逆周期調(diào)節(jié)，引導(dǎo)市場(chǎng)平穩(wěn)發(fā)展。

不管是擴(kuò)張性貨幣政策還是緊縮性貨幣政策，對(duì)于市場(chǎng)的擾動(dòng)都是相當(dāng)大的，因房地產(chǎn)價(jià)格快速上升催生泡沫已經(jīng)有很多慘烈的例子。比如日本，20世紀(jì)80年代中期前，日本政府選擇主動(dòng)刺破房地產(chǎn)泡沫，大幅緊縮貨幣政策，造成了日本長(zhǎng)達(dá)30年的大蕭條。如果實(shí)行緊縮性貨幣政策，國(guó)民經(jīng)濟(jì)又難以發(fā)展，所以我國(guó)堅(jiān)持采用穩(wěn)健的貨幣政策（王旭，2019）。

（三）股價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)的影響機(jī)制

股價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)的影響機(jī)制主要是財(cái)富效應(yīng)機(jī)制，該理論是弗蘭克莫迪利安尼提出的，他認(rèn)為居民資產(chǎn)可以劃分為金融資產(chǎn)（如股票、債券）以及實(shí)物資產(chǎn)（如房地產(chǎn)）（劉曉曦等，2020）。居民只要資產(chǎn)總額沒(méi)有發(fā)生變化而僅僅是結(jié)構(gòu)性的資產(chǎn)變化，如股票價(jià)值下降而房地產(chǎn)價(jià)值上升，那居民的消費(fèi)需求就不會(huì)發(fā)生變化。反之，如果居民資產(chǎn)總額增加或者減少，那么居民的短期邊際消費(fèi)傾向就會(huì)上升或者減少，從而促進(jìn)或者抑制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

二、實(shí)證分析

（一）變量選取與最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

本文研究的樣本區(qū)間是2010年6月至2020年7月，選取利率R、貨幣供應(yīng)量M2、股價(jià)指數(shù)S以及房?jī)r(jià)P的10年月度數(shù)據(jù)建立VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析。

選取標(biāo)準(zhǔn)分別是：廣義貨幣供應(yīng)量M2能與現(xiàn)實(shí)中經(jīng)濟(jì)購(gòu)買力緊密關(guān)聯(lián)，可控性更強(qiáng)，能反映經(jīng)濟(jì)潛在的購(gòu)買力，所以把它作為貨幣供應(yīng)量的代理變量；選取5年期以上的中長(zhǎng)期貸款利率作為利率的代理指標(biāo)是因?yàn)榉康禺a(chǎn)貸款一般年限都比較長(zhǎng)，5年期以上的中長(zhǎng)期貸款利率更能夠反映現(xiàn)實(shí)狀況；價(jià)指數(shù)選擇上證綜指的月度數(shù)據(jù)，暫且不考慮滬市與深市之間走勢(shì)差別；房?jī)r(jià)指數(shù)選取百城住宅平均價(jià)格，一線城市作為房?jī)r(jià)指數(shù)的代理指標(biāo)，不同區(qū)域的房?jī)r(jià)變化受利率影響具有差異性，因而一線城市的房?jī)r(jià)變化更有意義，更具探討價(jià)值（徐劍，2020）。同時(shí)，為了消除M2與房?jī)r(jià)指數(shù)P以及股價(jià)指數(shù)S三個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能存在的異方差性，對(duì)其作取對(duì)數(shù)處理，得到LnM2、LnP以及LnS，從而使實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)更平滑。本文變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于wind數(shù)據(jù)庫(kù)，分析軟件為EViews10.0。

先選取變量進(jìn)行初步的VAR模型滯后階數(shù)檢驗(yàn)，最大滯后階數(shù)為8，根據(jù)多準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)。最優(yōu)滯后階數(shù)為2時(shí)，有三個(gè)準(zhǔn)則確定其為最優(yōu)是最多的，因此可以確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)為二階。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

通過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)LnM2、LnP、LnS、R本身都是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過(guò)一階差分后，變量趨于平穩(wěn)，所以變量都是一階單整序列I（1），因此變量可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，如表1所示。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由于變量超過(guò)兩個(gè)，所以本次分析采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)而非EG協(xié)整檢驗(yàn)，Johansen檢驗(yàn)通過(guò)判斷協(xié)整向量的個(gè)數(shù)來(lái)確定變量間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。前面確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2，因此按照最優(yōu)滯后階數(shù)減一的方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。在特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果中，第一列表示協(xié)整向量最多存在個(gè)數(shù)，加“*”表示拒絕該假設(shè)，所以特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果顯示存在兩個(gè)協(xié)整向量關(guān)系。如表3所示，在最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果中，結(jié)果顯示只存在一個(gè)協(xié)整向量關(guān)系，所以模型存在一個(gè)協(xié)整向量，具有協(xié)整關(guān)系。

表2 特征根跡檢驗(yàn)結(jié)果

表3 最大特征根檢驗(yàn)

（三）Granger因果檢驗(yàn)

表4中檢驗(yàn)的原假設(shè)是解釋變量的格蘭杰原因，若P值概率小于5%，則拒絕原假設(shè)。由此可以發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)波動(dòng)P是利率R和貨幣供應(yīng)量M2的格蘭杰原因，不是股價(jià)波動(dòng)S的格蘭杰原因；貨幣供應(yīng)量M2不是房?jī)r(jià)P、股價(jià)S、利率R的格蘭杰原因；股價(jià)S是利率R的格蘭杰原因，不是房?jī)r(jià)P、貨幣供應(yīng)量M2的格蘭杰原因；利率R是房?jī)r(jià)P、股價(jià)S、貨幣供應(yīng)量M2的格蘭杰原因。

表4 格蘭杰英果檢驗(yàn)結(jié)果

所以，房?jī)r(jià)P和利率R構(gòu)成雙向格蘭杰因果關(guān)系，這與前人的研究有些不符。前人的研究中很多都提到利率不是房?jī)r(jià)的格蘭杰原因，利率對(duì)房?jī)r(jià)有一定影響但不太明顯，相反認(rèn)為貨幣供應(yīng)量是房?jī)r(jià)的格蘭杰原因。本文的結(jié)果可以解釋為：我國(guó)利率市場(chǎng)化推進(jìn)取得了一定成果，價(jià)格型貨幣政策工具越來(lái)越受到政府的偏愛(ài)，政府不再偏愛(ài)于大水漫灌式的數(shù)量型貨幣政策工具，轉(zhuǎn)而追求精準(zhǔn)滴灌；股價(jià)波動(dòng)與利率R構(gòu)成雙向格蘭杰因果關(guān)系。前文理論中提到的財(cái)富效應(yīng)機(jī)制似乎并沒(méi)有在格蘭杰因果檢驗(yàn)中得到體現(xiàn)，股價(jià)與房?jī)r(jià)互不存在格蘭杰因果關(guān)系，這可能是由于本文以一線城市房?jī)r(jià)作為代理變量，可以解釋為政府的限制政策的成效，當(dāng)股價(jià)上漲，居民財(cái)富增加，卻由于政府在一線城市大力推行的限貸限購(gòu)政策無(wú)法購(gòu)房，只能轉(zhuǎn)而投資于其他資產(chǎn)；貨幣供應(yīng)量M2和利率R構(gòu)成單向格蘭杰因果關(guān)系，利率單向Granger引起貨幣供應(yīng)量M2的變化，貨幣供應(yīng)量M2外生于利率R的概率為91.3%，這與我國(guó)國(guó)情相符合，我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)利率官定，貨幣供應(yīng)量不能有效調(diào)控利率。經(jīng)Granger因果檢驗(yàn)可知，四個(gè)變量都可以作為內(nèi)生變量來(lái)構(gòu)建VAR模型。

（四）脈沖響應(yīng)分析

由上節(jié)的格蘭杰因果檢驗(yàn)可以確定構(gòu)建VAR模型，本節(jié)研究模型內(nèi)四個(gè)變量的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。AR根圖顯示全部特征根都落在單位圓內(nèi)，由此說(shuō)明模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

如圖1所示，第一張圖表示房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊反應(yīng)，總的來(lái)說(shuō)房地產(chǎn)價(jià)格先上漲后下降最后趨于穩(wěn)定，于65期回到原點(diǎn)，響應(yīng)程度在第5期達(dá)到最大值0.0122，在第17期開(kāi)始進(jìn)入負(fù)向響應(yīng)階段，在第25期達(dá)到最小值-0.0051，最后在第60期左右逐漸收斂于0。結(jié)論是本期房?jī)r(jià)的上漲會(huì)在短期內(nèi)刺激房?jī)r(jià)進(jìn)一步上漲，但長(zhǎng)期來(lái)看這種影響是無(wú)效的，房地產(chǎn)價(jià)格最終會(huì)回歸本身的價(jià)值。第二張圖表示房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)利率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊反應(yīng)，總體來(lái)說(shuō)房?jī)r(jià)先下跌后回升最終趨緩，響應(yīng)程度在第12期達(dá)到最小值-0.0069，對(duì)應(yīng)房?jī)r(jià)的最低值，在第33期開(kāi)始正向響應(yīng)，并在第48期逐步收緩，且維持負(fù)響應(yīng)。結(jié)論是長(zhǎng)期內(nèi)利率的上升會(huì)造成房?jī)r(jià)的下跌，持續(xù)期在一年左右，此后房?jī)r(jià)會(huì)在之后的兩年內(nèi)開(kāi)始上漲，但最終整體上是下跌的，加上由于采取的一線城市數(shù)據(jù)，房?jī)r(jià)本身已經(jīng)處于高企的狀態(tài)，所以最終的響應(yīng)程度較小。第三張圖表示在給貨幣供應(yīng)量施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊后，房?jī)r(jià)響應(yīng)程度逐漸上升，在19期左右達(dá)到最大值，此后波動(dòng)極小，維持正響應(yīng)，說(shuō)明在貨幣供應(yīng)量增加的時(shí)候，房?jī)r(jià)在長(zhǎng)期內(nèi)是上漲的，且響應(yīng)程度顯著高于對(duì)利率的響應(yīng)程度，這與我國(guó)過(guò)去長(zhǎng)期使用數(shù)量型貨幣政策相關(guān)，與理論分析的內(nèi)容也相符合。第四張圖表示在給股價(jià)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊后，房?jī)r(jià)的響應(yīng)程度逐漸加大，在20期達(dá)到最大值，然后逐步開(kāi)始下降，在50期左右收緩維持正響應(yīng)，這說(shuō)明股價(jià)推升的時(shí)候，房?jī)r(jià)長(zhǎng)期內(nèi)是上漲的，這與理論分析中的財(cái)富效應(yīng)是一致的。

圖1 脈沖響應(yīng)分析結(jié)果

（五）方差分解

由圖2可知，房地產(chǎn)價(jià)格自身的貢獻(xiàn)度最大，說(shuō)明在房地產(chǎn)市場(chǎng)上預(yù)期效應(yīng)是影響最大的。除了房地產(chǎn)價(jià)格，在第1期到第6期以及第20期以后，股價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的貢獻(xiàn)度最高，此時(shí)財(cái)富效應(yīng)貢獻(xiàn)相對(duì)較大，第6期到第20期利率的貢獻(xiàn)度最高，表明這個(gè)階段利率的壓制作用越發(fā)明顯，而且短期內(nèi)利率的貢獻(xiàn)度是很高的，但長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的影響程度在逐漸加深。

圖2 方差分解結(jié)果

三、結(jié)論與建議

本文選取了5年期以上中長(zhǎng)期貸款利率R、廣義貨幣供應(yīng)量M2、一線城市房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)P、上證綜指S的2010年6月至2020年7月的月度數(shù)據(jù)，共488個(gè)樣本建立向量自回歸模型，實(shí)證分析的結(jié)論與前述的理論分析是一致的。貨幣政策有效且經(jīng)常進(jìn)行逆周期調(diào)節(jié)，廣義貨幣供應(yīng)量與房?jī)r(jià)正相關(guān)，5年期以上的中長(zhǎng)期貸款利率與房?jī)r(jià)負(fù)相關(guān)。數(shù)量型貨幣政策工具相比于價(jià)格型貨幣政策工具效果更明顯，由于其可以對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行精準(zhǔn)滴灌而非大水漫灌得到政府越來(lái)越多的青睞。股價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)明顯，且有一定預(yù)測(cè)作用。

基于此，提出如下建議：第一，從房地產(chǎn)一級(jí)市場(chǎng)抓起，輔以政府政策法規(guī)的告示效應(yīng)，調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格平穩(wěn)運(yùn)行。第二，貨幣政策的使用方面要靈活適度，隨著利率市場(chǎng)化的持續(xù)推進(jìn)，利率作為價(jià)格型貨幣政策工具的有效性將得到提升。第三，合理使用多種政策組合，根據(jù)實(shí)際情況制定適合于各個(gè)城市的房地產(chǎn)調(diào)控政策。第四，合理引導(dǎo)資本市場(chǎng)健康發(fā)展。政府應(yīng)該在合理謹(jǐn)慎的條件下，持續(xù)推進(jìn)資本市場(chǎng)的建設(shè)和開(kāi)放，引導(dǎo)資金找到更有利于經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的渠道。