我国货币政策调控房地产价格的效果分析

第２９卷第６期２００６年１２月石家庄经济学院晦报ＪｏｕｒｎａｌｏｆＳｈｉｊｉａｚｈｕａｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ、『０１．２９Ｎｏ．６Ｄｅｅ．２００６我国货币政策调控房地产价格的效果分析孙力军１，孙力彬２（１．复旦大学经济学院，上海２００４３３；２．济南润丰农村合作银行，山东济南２５０００１）摘要：通过实证分析２０００年第一季度到２００６年第一季度我国鸩（广义货币供应量）和房地产价格的相互关系考察货币政策调控房地产价格的效果。结论是：通过吸纳金融市场过多流动性，中央银行货币政策起到了抑制房地产价格过快上涨的效果。但不能消除房地产过热。防止房地产过热还需综合运用各项政策。关键词：货币政策；鸭；房地产价格；脉冲响应中图分类号：Ｆ８２１．０文献标识码：Ａ文章编号：１００７－６８７５《２００６）０６－０７８１－０４１９９８年自中国人民银行恢复公开市场操作以来，公开市场操作以金融机构超额存款准备金为主要操作目标，动态监测分析财政库款、外汇占款、现金投放与回笼等影响流动性变化的因素，根据货币调控总体需要灵活开展公开市场操作，适时适度调节银行体系流动性，及时熨平流动性波动，保持流动性总量适度、结构合理和变化平缓，为金融市场和宏观经济的发展创造了流动性运行平稳的市场环境。２００３年以来，为对冲外汇占款快速增加，流动性，起到了抑制房地产价格过快上涨的效果。１计量模型分析１．１模型设定和数据说明我们以房地产价格为被解释变量，坞为解释变量，构造如下计量模型：删＝Ｃ＋以。鸩。＋∈。（１）在方程（１）中，ＬＩ－１ＰＩ，代表全国房屋销售价格指数每一季度的数据，取对数值；ＬＭ２。代表我国抑制固定资产投资过热和房地产价格过快上涨，中国人民银行开始通过发行中央银行票据收回银行体系多余流动性，截至２００５年末，累计发行中央银行票据数量超过５万亿元。２００５年一年，共发行中央银行票据２．８万亿元，累计回笼基础货币３．６万亿元，累计投放基础货币２．２万亿元，投放、回笼相抵，通过人民币公开市场操作净回笼基础货币１．４万亿元。年末金融机构超额准备金率为４．１７％，为历史同期最低点。…这些公开市场操作有效吸纳了金融市场多余流动性。除此之外，中国人民银行还多次通过提高存款准备金率和贷款利率等工具控制市场流动性的增长。上述货币政策操作是否起到了抑制房地产价格过快上涨的效果，对２０００年第一季度到２００６年第一季度我国广义货币广义货币供应量也在每一季度末的存量数据，取对数值，Ｏｔ、Ｃ为待估参数，Ｅ为白噪声。所有变量均取对数以降低模型异方差性，同时所估计系数即为弹性系数。数据区间为从２０００年第一季度至２００６年第一季度。全国房屋销售价格指数（删）来自国研网财经数据。广义货币供应量鸩来自中国人民银行网站统计数据。所有数据均未做任何调整。当然，影响房地产价格走势的因素很多：如ＧＤＰ增长率、通货膨胀率、居民人均收入增长率、消费者信心指数、房地产市场货币化水平、土地制度、住房贷款政策等因素。但我们只研究鸠和房地产价格的相互影响，故忽略其他因素的影响。下面用Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ（１９８７）两步法（简称ＥＧ检验）进行检验。１．２实证分析过程供应量攸和房地产价格的相互影响进行计量模型分析，给出了肯定的答案：通过吸纳金融市场过多收稿日期：２００６—０９—１１Ｅｎｇｌｅ和Ｇｒａｎｇｅｒ两步法的检验过程如下：第作者简介：孙力军（１９７５一），男，山东临沂人，复旦大学经济学院博士，研究方向为金融理论与应用、宏观经济政策。・７８ｌ・万方数据　一步，首先对变量进行单位根检验，在变量同阶单整的前提下，对变量回归；第二步，对回归残差序列进行单位根检验，若平稳，则回归方程反映了变量间的协整关系。（１）变量单位根检验。对变量的水平值和一阶差分进行ＡＤＦ单位根检验，检验形式只含常数Ｐ，和啦的ＡＤＦ检验值分别为一１．３８２一２．８５５８０５和７５１，大于显著性水平１％、５％和ｌＯ％的临界值，表明两者均是非平稳时间序列；△髓科通过５％和１０％的显著性水平检验，△删：通过ｌ％、５％和１０％的显著性水平检验，表明它们是一阶单整，即一，（１）序列。因此，它们满足ＥＧ协整检项，检验滞后项由ｓｃ准则确定，结果见表１。饵表１变量ＡＤＦ检验值临界值—３．７３７验的必要条件。变量单位根检验过程变量ＡＤＦ检验值临界值一４．３９４８５３（１％）８７８（５％）５４２（１０％）９４６（１％）０６４（５％）７５２（１０％）Ｕ１Ｐｌ一１．３８２８０５一２．９９１一２．６３５—３．７５２凇△Ｌ舵３０９（１％）１９９（５％）０７９（１０％）３４５（１％）０３３（５％）５９２（１０％）一２．８５５７５ｌ一３．６１２一３．２４３—４．４１６＆ＬＨＰＩ一３．６５４１８３一２．９９８一２．６３８一６．７０７２６６２一３．６２２一３．２４８（２）回归分析和协整检验。在已知变量一阶（１．１９２５０６）（０．０２９６４１）Ｒ２＝０．８５９（４．８５５７３１）单整的前提下，对两者进行协整关系检验。首先对（０．０１１４４９）雎，Ｐ，和啦进行回归，结果如下：ＬＨＰＩ＝０．０８４３１５ＬＭ２＋３．６２５４３９２６４ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ２＝０．８３８１５４（２）Ｆ＝４０．７０３３３（２５．９８０２９）Ｒ２＝０．７０１４３９Ｆ＝５４．０３６０８（７．３５０９２３）Ｒ２＝０．６８８４５８括号内数字为丁检验值。由误差修正方程（３）式看出，样本期内广义货币供应量坞的当前值和１期滞后值对房地产价格的影响均不显著。因此，鸩无法解释我国短期房地产价格的波动。可能的原因是：广义货币供应量鸩的短期变动传导到房地产市场有一个时滞；房地产市场波动受到商品市场、股票市场等其它相关市场波动的影响；房地产开发建设周期较长等。（４）格兰杰因果关系检验。以上协整关系检验结果证明了鸩和房地产价格之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证，Ｇｒａｎｇｅｒ（１９６９）提出的因果关系检验可以解决此类问题，结果见表３。Ａｄｊｕｓｔｅｄ括号内数字为ｒ检验值。对回归残差序列Ｅ进行ＡＤＦ单位根检验，结果见表２。Ｅ在５％显著水平上平稳，再对Ｅ做一阶差分，进行ＡＤＦ检验在１％显著水平上平稳，说明（２）式不存在谬误回归。因此可以认为，Ｍ：与房地产价格之间存在协整关系。由协整方程（２）看出，在样本期内，我国鸭与房地产价格呈显著的正相关关系，鸩每变动１个百分点，房地产价格就变动０．０８４个百分点。表２残差序列Ｅ单位根检验变量ＡＤＦ检验值临界值１％临界值：一２．６６９Ｅ一１．９４６１７１３５９４０６４９５３１５从滞后１期到滞后６期，ＬＨＰＩ都不是妣的格兰杰原因，而在滞后４期、５期时，ｍ是肌『Ｐ，的格兰杰原因，同时也说明我们在构造计量模型时５％临界值：一１．９５６１０％临界值：一１．６０８假设ＬＨＰＩ是被解释变量，碱是解释变量的先验设定是合理的。因而，鸩是房地产价格变动的原因，时滞９个月至１年。这一结论的货币政策含义是：央行当前调控货币供应量的政策措施将在９个月至１年以后对房地产价格产生影响。（５）脉冲响应函数和方差分解检验。脉冲响应函数用来衡量来自随机扰动项的一个标准差新息（３）误差修正模型。以上验证了坞与房地产价格存在长期的协整关系，为了研究短期内鸩与房地产价格的相关性，建立误差修正模型，结果如下：刖娜），＝０．７２１４７３２４６＋０．８２２８５１４０５３半ＬＩＩＰＩ（一１）＋０．００６１４０９９８４２９９７０５４３；ｌｃ８６１木姒＋０．００２（３）Ｌ阮（一１）・７８２・万方数据　表３滞后期Ｊｊｌ如和房地产价格的格兰杰因果关系原假设Ｆ统计量０．２５４６２１．０７３４００．８４６６４１．４００５９２．４５０５３０．７８５７４２．５８２１４概率０．６１９１００．３１１９６Ｏ．４４５２４０．２７２０６０．１０３６２０．５２０３２０．０９０９７女０．７３００５０．０３４３７￥女０．３６７１ｌ０．１１４７００．１２３８７ｍｆ２不是ＬＨＰＩ的格兰杰原因ｌＬＨＰＩ不是ＬｌＩｌｆ２的格兰杰原因删２不是ＬＨＰＩ的格兰杰原因２ＬＨＰＩ不是脚如的格兰杰原因ｍ如不是ＬＨＰ，的格兰杰原因３ＬＨＰＩ不是ｍ如的格兰杰原因肼２不是ＬＨＰＩ的格兰杰原因４５肠纠不是啦的格兰杰原因嫩不是ＬＨＰＩ的格兰杰原因ＬＨＰＩ不是嫩的格兰杰原因ｍ如不是ＬＨＰＩ的格兰杰原因ＬＨＰＩ不是ｍｆ２的格兰杰原因０．５０９４８４．００６１０１．２３７７８２．８４１４１２．７２５７０６注：。表示１０％显著性水平上接受原假设；＋。表示５％显著性水平上接受原假设冲击对内生变量当前和未来取值的影响。方差分解衡量随机扰动项的一个标准差新息冲击对内生变量当前值和未来值影响程度的大小。我们首先建立ＶＡＲ模型。在建立ＶＡＲ模型前，需运用ＡＩＣ准则和ＳＣ准则选择滞后阶数。经过多次试验，滞后一阶的ＡＩＣ值和．Ｓｃ值最小，因此我们建立ＶＡＲ（１）模型。然后进行脉冲响应函数和方差分解检验，结果见图ｌ和图２。ＲｅｓｐｏｎｓｅｏｆＬＨＰＩｔｏＣｈｄｅ８ｋｙＯｎｏＳ．Ｄ．ＬＭ２Ｉｎｎｏｖｅｔｌｏｎ∞图２房地产价格的方差分解结果穹｜刚／一７～～、＼、、，／政策意图，实现提高房地产价格的合意目标，反之亦然。央行做出扩张性货币政策的操作应该发生在通货紧缩时期，房地产价格处于下行区间，且由于在短期内（前５期）货币扩张对房地产价格的影∞们陀／／：：／—、＼＼１‘。２：：：：：：：：：：：：：：：：：；；；ｊ：：：多，－，，／，’－・・・，，‘～～－～、－’＼、、房地产价格对鸩一个标准差新息波动的响应响不明显，因此鸩短期内与房地产价格反方向变动。这也表明我国货币政策影响房地产价格的时滞大约为１年。图１图１显示房地产价格对鸩的一个标准差新息的响应，可以看出，在前５期呈负向反应，从第５期到第９期呈正向反应，第１０期响应基本消除；图２显示房地产价格的方差分解结果，可以看出，Ｍ：一个标准差新息对房地产价格预测误差的贡献度前３期迅速上升到４０％多，之后各期最高达到接近６０％。如果把鸩一个标准差新息冲击理解为一次扩张性的货币政策冲击，央行一次扩张性的货币政策操作将在１年之后（第５期之后）体现其２结论和政策建议实证研究表明：（１）长期内货币供应量收的变动对房地产价格变动呈显著的正相关关系，短期内这种关系不显著，鸭变动是９个月至１年后房地产价格变动的原因。（２）央行扩张性的货币政策操作将在１年之后体现其政策意图，实现提高房地产价格的合意目标，反之亦然。（３）央行货币政策操作具有反周期性。由此可见，我国近年来房地产价格的快速上涨与金融市场宽松的货币环境是・７８３・万方数据　分不开的，【２’央行通过货币政策工具吸纳金融市场过多流动性起到了抑制房地产价格过快增长的作用。但货币政策只是对冲金融市场过多的流动性，随着我国金融发展水平的提高、住房货币化程度的产价格过快上涨也会冲击我国经济和金融市场稳定，Ｈｏ控制房价、防止房地产市场过热仍是今后一段时间的重要任务，这需要财政政策、货币政策及其它社会政策综合运用，Ｈ’如防止少数人利用房地产进行投机、提高海外资金进人我国房地产市场门槛，倡导城镇居民新的住房观等。加深和外汇占款的不断增加，鸩仍将保持快速增长态势，房地产价格也将继续上涨。反过来，房地参考文献：［１］中国人民银行．中国金融市场发展报告．２００５（Ｒ／ＯＬ］．ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｐｂｃ．Ｓｏｙ．ｃｎ．９２—９３．［２］钟剑．房地产泡沫问题：西方主流观点在我国的检验（Ｊ］．武汉金融，２００５，（１０）：２３—２４．［３］荣艺华．我国房地产价格对货币政策的冲击［Ｊ］．中国金融，２００５，（２）：１９—２０．［４］崔光灿．房地产业发展与宏观调控［Ｊ］．宏观经济管理，２００４，（８）：４１—４３．ＡｎＥｍｐｉｒｉｃａｌＳｔｕｄｙｏｎｏｎｔｈｅＥｆｆｅｃｔｏｆＣｈｉｎｅｓｅＭｏｎｅｔａｒｙＰｏｌｉｃｙＲｅａｌＥｓｔａｔｅＰｒｉｃｅＬｉ－ｊｕｎｌ，ＳＵＮＬｉ—ｂｉｎ２ＳＵＮ（１．ＦｕｄａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，ＳｈａｎｇｈａｉＡｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅｐａｐｅｒｍａｋｅｓａｎ２００４３３；２．ＲｕｎｆｅｎｇＲｕｒａｌＣｏｏｐｅｒａｔｉｖｅｏｎＢａｎｋ，Ｊｉｎａｎ，Ｓｈａｎｄｏｎｇ’２５０００１）ｍｅａｎｉｎｇｓｏｆｍｏｎｅｔａｒｙｅｍｐｉｒｉｃａｌｓｔｕｄｙｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｂｅｔｗｅｅｎＭ２（ｂｒｏａｄｓｕｐｐｌｙ）ａｎｄｔｈｅｒｅａｌｅｓｔａｔｅｐｒｉｃｅｆｒｏｍｔｈｅｆｉｒｓｔｑｕａｒｔｅｒｏｆ２０００ｔｏｔｈｅｆｉｒｓｔｑｕａｒｔｅｒｏｆ２００６，ａｎｄｔｈｅｎｅｖａｌｕａｔｅｓｔｈｅｒｅｇｕｌａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｓｏｆｍｏｎｅｔａｒｙｐｏｌｉｃｙｏｎｔｈｅｒｅａｌｅｓｔａｔｅｐｒｉｃｅ．Ｉｔｉｓｃｏｎｃｌｕｄｅｄｔｈａｔｔｈｅｍｏｎｅｔａｒｙｐｏｌｉｃｙｏｆｔｈｅｃｅｎｔｒａｌｂａｎｋａｂ—ｓｏｒｂｅｄｔｈｅｓｕｒｐｌｕｓｌｉｑｕｉｄｉｔｙｏｆｔｈｅｆｉｎａｎｃｉａｌｍａｒｋｅｔ，ａｎｄｒｅｔａｒｄｅｄｔｈｅｕｐｒｉｓｅｏｆｔｈｅｒｅａｌｅｓｔａｔｅｐｒｉｃｅ，ｂｕｔｉｔｃｏｕｌｄｎｏｔｇｅｔｒｉｄｅｏｆｔｈｅ“ｔｏｏ—ｈｏｔ”ｏｆｔｈｅｒｅａｌｅｓｔａｔｅｍａｒｋｅｔ．ＵｔｉｌｉｚｉｎｇｍａｎｙｋｉｎｄｓｏｆＫｅｙｗｏｒｄｓｍｏｎｅｔａｒｙｒｅｇｕｌａｔｉｎｇｐｏｌｉｃｙｉｓｎｅｅｄｅｄ．ｐｏｌｉｃｙ；Ｍ２；ｒｅａｌｅｓｔａｔｅｐｒｉｃｅ；ｉｍｐｕｌｓｅｆｕｎｃｔｉｏｎ（责任编辑吴星）・７８４・万方数据