貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的效應(yīng)范文

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《統(tǒng)計(jì)研究雜志》2014年第六期

一、中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的狀態(tài)區(qū)制識(shí)別

(一)數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計(jì)考慮到我國(guó)在1998年才開(kāi)始全面實(shí)施房地產(chǎn)的市場(chǎng)化改革，本文選取1999年1月至2013年5月國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率作為樣本②。為了盡可能避免異方差問(wèn)題，采用對(duì)數(shù)變動(dòng)率計(jì)算國(guó)房景氣指數(shù)變動(dòng)率，計(jì)算公式為(lnPt－lnPt－1)×100，其中Pt為第t個(gè)月的國(guó)房景氣指數(shù)值。圖1描述了國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率趨勢(shì)。圖1顯示，國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率在整個(gè)樣本期的不同時(shí)期可能具有不同的特征，主要表現(xiàn)為均值或標(biāo)準(zhǔn)差可能存在差異，如果我們以2005年12月為界分為兩個(gè)子樣本，方差比較檢驗(yàn)表明其方差存在顯著差異①。另外國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率均值為－0.0065，標(biāo)準(zhǔn)差為0.6690，偏度為0.6301，峰度為6.5627，JB統(tǒng)計(jì)量為102.9(P值為0)，表明該序列具有右偏、尖峰的分布形態(tài)，并拒絕正態(tài)分布的假設(shè)。因此，可以初步判斷國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率可能具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換等非線性特征。下文進(jìn)一步考察國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率是否具有馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換特征。

(二)非線性特征檢驗(yàn)建模之前，首先用ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)考察國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列的平穩(wěn)性。結(jié)果顯示ADF檢驗(yàn)與PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都小于1%顯著性水平的臨界值，從而拒絕了國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列存在單位根的零假設(shè)，因此國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列是平穩(wěn)的。其次，為了檢驗(yàn)國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列是否存在非線性特征，本文對(duì)國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列在去除序列自相關(guān)后②實(shí)行了BDS檢驗(yàn)③，結(jié)果表明，所有嵌入?yún)^(qū)間檢驗(yàn)BDS統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平下拒絕了不存在非線性特征的原假設(shè)，所以國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列存在非線性特征。我們進(jìn)一步采用Chow檢驗(yàn)對(duì)國(guó)房景氣指數(shù)月度收益序列進(jìn)行檢驗(yàn)，其中，回歸模型采用BIC信息準(zhǔn)則確定的AR(3)模型，并選擇2005年12月作為國(guó)房景氣指數(shù)時(shí)間序列的一個(gè)斷點(diǎn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)在5%顯著水平下拒絕零假設(shè)，因此國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列可能在2005年12月發(fā)生了結(jié)構(gòu)性突變。

(三)中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的狀態(tài)區(qū)制識(shí)別上述斷點(diǎn)是根據(jù)國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列趨勢(shì)圖主觀判斷而外生確定的，而整個(gè)國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列可能還存在其他斷點(diǎn)，并且所有這些斷點(diǎn)都是內(nèi)生的。而馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型正好能夠?qū)帱c(diǎn)內(nèi)生化并且能通過(guò)已知的數(shù)據(jù)信息估計(jì)出來(lái)，所以下文便采用該模型做進(jìn)一步分析。現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)研究顯示，當(dāng)狀態(tài)區(qū)制數(shù)大于4時(shí)，參數(shù)數(shù)量很大，可能會(huì)導(dǎo)致自由度過(guò)小問(wèn)題，同時(shí)狀態(tài)區(qū)制數(shù)大于4的模型并不能提供很好的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋。因此實(shí)證研究中，馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型的狀態(tài)區(qū)制數(shù)一般選為2個(gè)或3個(gè)。所以本文主要考慮2個(gè)或3個(gè)狀態(tài)區(qū)制的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型。本文按以下步驟來(lái)確定模型的狀態(tài)區(qū)制數(shù)和國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率序列的滯后階數(shù):首先，考慮一般的線性AR模型，按AIC和BIC等信息準(zhǔn)則選擇國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率的AR滯后階數(shù)，結(jié)果表明，國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率存在3階自相關(guān);其次，在國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率存在3階自相關(guān)的基礎(chǔ)上，按AIC和BIC信息準(zhǔn)則選擇MS(#)－AR(p)的模型狀態(tài)區(qū)制數(shù)#(#=2，3)和滯后階數(shù)p(p=0，1，2，3);最后，對(duì)殘差做進(jìn)一步診斷分析來(lái)確定最后的計(jì)量模型，具體地，本文采用如下三個(gè)檢驗(yàn)來(lái)對(duì)模型進(jìn)行選擇:①殘差序列相關(guān)檢驗(yàn)(Q統(tǒng)計(jì)量);②AIC和BIC信息準(zhǔn)則;③Hamilton和Susmel(1994)年提出似然比檢驗(yàn)(LikelihoodRatio，LR)④。限于篇幅，本文僅給出了按AIC信息準(zhǔn)則確定的普通線性AR(3)模型、具有兩狀態(tài)的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型MS(2)－AR(3)和三狀態(tài)的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型MS(3)－AR從模型殘差診斷檢驗(yàn)與AIC值(表1)以及模型LR檢驗(yàn)(表2)來(lái)看，三個(gè)模型中，MS(3)－AR(3)解釋能力最好，明顯優(yōu)于其他兩個(gè)模型，而且此模型各個(gè)參數(shù)也都基本顯著。從而可以認(rèn)為國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率存在明顯的三種狀態(tài)區(qū)制，并且我們對(duì)關(guān)于MS(3)－AR(3)模型的零假設(shè)月度變動(dòng)率均值和方差相等的Wald統(tǒng)計(jì)量①為132.974，P值為0。因此三種狀態(tài)區(qū)制月度變動(dòng)率均值和方差在統(tǒng)計(jì)上存在顯著差異。另外，根據(jù)式(2)可以進(jìn)一步得出三種狀態(tài)區(qū)制下，國(guó)房景氣指數(shù)預(yù)期平均月度變動(dòng)率和方差具有如下特征:①在狀態(tài)區(qū)制1中，國(guó)房景氣指數(shù)預(yù)期平均月度變動(dòng)率為－0.7923%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.7303%，即表明在狀態(tài)區(qū)制1中，國(guó)房景氣指數(shù)平均來(lái)看向下變動(dòng)，我們將狀態(tài)區(qū)制1義為我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的“下行期”;②在狀態(tài)區(qū)制2中，國(guó)房景氣指數(shù)預(yù)期平均月度變動(dòng)率為0(μs2不顯著)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1930%，即表明在狀態(tài)區(qū)制2中，國(guó)房景氣指數(shù)平均來(lái)看幾乎未發(fā)生變動(dòng)，我們將狀態(tài)區(qū)制2定義為我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的“平穩(wěn)期”;③在狀態(tài)區(qū)制3中，國(guó)房景氣指數(shù)預(yù)期平均月度變動(dòng)率為2.7304%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.5178%，即表明在狀態(tài)區(qū)制3下，國(guó)房景氣指數(shù)平均來(lái)看向上變動(dòng)，我們將這種狀態(tài)區(qū)制定義為我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)“上行期”。對(duì)表1中的狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣做進(jìn)一步分析可以得出如下判斷:其一，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)本月處于“下行期”，下個(gè)月很可能還是處于“下行期”(P11=0.9123)，不過(guò)一旦發(fā)生狀態(tài)區(qū)制轉(zhuǎn)換，更有可能轉(zhuǎn)換為“上行期”(P13=0.0675＞P12=0.0202)，并且我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“下行期”的平均持續(xù)時(shí)間為11.4個(gè)月;其二，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)本月處于“平穩(wěn)期”，下個(gè)月很可能還是處于“平穩(wěn)期”(P22=0.9807)，不過(guò)一旦發(fā)生狀態(tài)區(qū)制轉(zhuǎn)換，只可能轉(zhuǎn)換為“下行期”(P21=0.0193)，而不會(huì)轉(zhuǎn)換為“上行期”(P23=0.000)。另外，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“平穩(wěn)期”的平均持續(xù)時(shí)間為51.8個(gè)月(4年1個(gè)季度)，在所有狀態(tài)區(qū)制中最長(zhǎng);其三，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)本月處于“上行期”，下個(gè)月可能還是處于“上行期”(P33=0.5838)，不過(guò)一旦發(fā)生狀態(tài)區(qū)制轉(zhuǎn)換，則更有可能轉(zhuǎn)換為“下行期”(P31=0.4152＞P32=0.0010)。另外，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“上行期”的平均持續(xù)時(shí)間為2.4個(gè)月，在所有狀態(tài)區(qū)制中最短。進(jìn)一步地，我們可以根據(jù)狀態(tài)平滑概率②計(jì)算出國(guó)房景氣指數(shù)變動(dòng)率序列三種不同狀態(tài)區(qū)制下的平滑概率(圖2)，并進(jìn)而對(duì)國(guó)房景氣指數(shù)在不同時(shí)期的狀態(tài)區(qū)制情況進(jìn)行準(zhǔn)確判斷①(表3)。表3顯示，1994年4月以來(lái)，在2007年3月之前，國(guó)房景氣指數(shù)基本處于“平穩(wěn)期”與“下行期”，而之后基本為“上行期”和“下行期”交替，僅2011年5月為“平穩(wěn)期”，并且“下行期”累計(jì)月數(shù)為76個(gè)月，“平穩(wěn)期”累計(jì)月數(shù)為82個(gè)月，“上行期”累計(jì)月數(shù)為12個(gè)月。按表3對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于不同狀態(tài)區(qū)制的表3國(guó)房景氣指數(shù)不同時(shí)期的狀態(tài)區(qū)制情況時(shí)間段狀態(tài)區(qū)制持續(xù)月數(shù)1999年4月—2005年2月?tīng)顟B(tài)區(qū)制2:平穩(wěn)期712005年3月—2005年6月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期42005年7月—2006年3月?tīng)顟B(tài)區(qū)制2:平穩(wěn)期92006年4月—2006年12月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期92007年1月?tīng)顟B(tài)區(qū)制2:平穩(wěn)期12007年2月—2007年3月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期22007年4月?tīng)顟B(tài)區(qū)制3:上行期12007年5月—2009年1月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期212009年2月—2009年8月?tīng)顟B(tài)區(qū)制3:上行期72009年9月—2011年1月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期172011年2月?tīng)顟B(tài)區(qū)制3:上行期12011年3月—2011年4月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期22011年5月?tīng)顟B(tài)區(qū)制2:平穩(wěn)期12011年6月—2012年10月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期52012年11月?tīng)顟B(tài)區(qū)制3:上行期12012年12月—2013年1月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期22013年2月—2013年3月?tīng)顟B(tài)區(qū)制3:上行期22013年4月—2013年5月?tīng)顟B(tài)區(qū)制1:下行期2劃分，進(jìn)一步對(duì)國(guó)房景氣指數(shù)月度變動(dòng)率進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析及均值比較檢驗(yàn)與方差比較檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，在房地產(chǎn)市場(chǎng)“下行期”(狀態(tài)區(qū)制1)，國(guó)房景氣指數(shù)下行，波動(dòng)較小。在房地產(chǎn)市場(chǎng)“平穩(wěn)期”(狀態(tài)區(qū)制2)，國(guó)房景氣指數(shù)緩慢上行，波動(dòng)較小。在房地產(chǎn)市場(chǎng)“上行期”(狀態(tài)區(qū)制3)，國(guó)房景氣指數(shù)急速上行，波動(dòng)較大。另外，所有狀態(tài)區(qū)制的均值和方差存在顯著差別，雖然相對(duì)于其他兩個(gè)狀態(tài)區(qū)制而言，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)“上行期”累計(jì)月數(shù)比較少，但是該期間國(guó)房景氣指數(shù)平均月度變動(dòng)率為1.1123%，其變動(dòng)幅度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于“下行期”的－0.2296%，前者的絕對(duì)值是后者的近5倍。因此，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)在1999年4月到2007年3月期間呈現(xiàn)緩慢上行特征，但是之后呈現(xiàn)短時(shí)期急速上行，然后緩慢調(diào)整，繼而又急速上行的特征。

二、貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)

(一)貨幣政策變量的選擇及分解前文分析表明我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在三種不同的狀態(tài)區(qū)制，在不同的狀態(tài)區(qū)制下，房地產(chǎn)市場(chǎng)受哪些因素的影響?是何種影響?許多研究分析了各種因素對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的作用(如況偉大，2006;杜敏杰、劉霞輝，2007等等)，但是在國(guó)內(nèi)基本沒(méi)有研究涉及貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱(chēng)影響。下文我們著重分析以下問(wèn)題:一是貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)是否存在影響?二是在不同的市場(chǎng)狀態(tài)下貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響是否一致?本文分別從貨幣政策兩個(gè)主要中介目標(biāo)，即利率水平和貨幣供應(yīng)量角度考察貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。雖然我國(guó)利率并未完全市場(chǎng)化，但許多學(xué)者采用7天加權(quán)平均同業(yè)拆借利率(r7)作為市場(chǎng)利率的變量(如陸軍、鐘丹，2003)，因此本文也采用該變量作為市場(chǎng)利率的變量來(lái)考察利率變動(dòng)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。另外，還選取貨幣供應(yīng)量M2的月度增長(zhǎng)率來(lái)度量貨幣政策。具體地，本文采用貨幣供應(yīng)量M2的月度對(duì)數(shù)增長(zhǎng)率(m2)來(lái)考察貨幣供應(yīng)量對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。現(xiàn)有相關(guān)研究中，基本未區(qū)分預(yù)期貨幣政策與非預(yù)期貨幣政策(沖擊)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響，但是本文在分析貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響之前，借鑒Chen(2007)的作法，首先對(duì)不同的貨幣政策變量進(jìn)行分解，將其分解成預(yù)期的貨幣政策變動(dòng)與非預(yù)期的貨幣政策變動(dòng)，然后再進(jìn)一步分析其不同的組成部分對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。分解方式如下:①將m2視為一個(gè)AR過(guò)程，基于AIC信息準(zhǔn)則采用AR(12)來(lái)分解m2，將擬合值當(dāng)作預(yù)期變動(dòng)，而回歸殘差當(dāng)作非預(yù)期變動(dòng)(沖擊);②由于貨幣政策的最終目標(biāo)用通貨膨脹率或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量，因此對(duì)m2的分解最好考慮通貨膨脹率或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，由于工業(yè)增加值月度同比數(shù)據(jù)無(wú)法獲取，我們建立一個(gè)僅包含CPI月度環(huán)比增長(zhǎng)率①與m2的VAR模型，并利用AIC信息準(zhǔn)則選取VAR(12)來(lái)進(jìn)行建模，最后通過(guò)其中的m2方程來(lái)獲得貨幣政策的預(yù)期變動(dòng)(擬合值)和非預(yù)期變動(dòng)(方程殘差);③對(duì)7天加權(quán)平均同業(yè)拆借利率r7我們采用①中類(lèi)似作法，由AIC信息準(zhǔn)則我們用AR(3)來(lái)對(duì)其進(jìn)行分解為預(yù)期變動(dòng)(擬合值)和非預(yù)期變動(dòng)(方程殘差)。在對(duì)貨幣政策變量m2和r7進(jìn)行分解之前，我們采用ADF檢驗(yàn)及PP檢驗(yàn)來(lái)考察其平穩(wěn)性。結(jié)果表明m2與r7在1%顯著水平下拒絕存在單位根的零假設(shè)，因此是平穩(wěn)時(shí)間序列。另外，為了與未分解的貨幣政策變量對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的整體影響作對(duì)比，我們還估計(jì)了未分解的貨幣政策變量m2與r7對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。

(二)貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響估計(jì)本文接下來(lái)在前文MS(3)－AR(3)模型的基礎(chǔ)上，利用擴(kuò)展的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型(式(3))，分析貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響，模型中外生貨幣政策變量的滯后階數(shù)根據(jù)AIC和BIC等信息準(zhǔn)則、Hamilton和Susmel(1994)似然比檢驗(yàn)以及回歸殘差診斷檢驗(yàn)綜合確定。另外，為了判斷貨幣政策是否在不同市場(chǎng)狀態(tài)下對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)具有不同的影響，我們采用了Hamilton和Susmel(1994)似然比檢驗(yàn)及AIC信息準(zhǔn)則來(lái)進(jìn)行比較。從估計(jì)結(jié)果看，所有含有貨幣政策變量的模型與表1中不含貨幣政策變量的模型MS(3)－AR(3)相比，LR檢驗(yàn)、AIC值均表明含有貨幣政策變量的模型擬合程度更好，因而證實(shí)了貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)有顯著影響。

(三)貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱(chēng)影響檢驗(yàn)前文的分析表明貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)有顯著影響，為了進(jìn)一步分析在不同市場(chǎng)狀態(tài)下貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)是否存在非對(duì)稱(chēng)影響。我們按以下步驟檢驗(yàn)如下假設(shè):①首先考察貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)是否存在非對(duì)稱(chēng)影響，檢驗(yàn)零假設(shè)。上述檢驗(yàn)分別檢驗(yàn)貨幣政策的預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)是否具有相同的單期影響及累積影響。模型B、C、E中，第一個(gè)零假設(shè)的Wald統(tǒng)計(jì)量漸近服從自由度為2、4、2的卡方分布，第二個(gè)零假設(shè)的Wald統(tǒng)計(jì)量漸近服從自由度為1的卡方分布。

(四)實(shí)證結(jié)果分析檢驗(yàn)結(jié)果顯示，所有五個(gè)貨幣政策的相關(guān)變量估計(jì)方程中，表4中的零假設(shè)①在1%的顯著性水平下被拒絕，這表明我國(guó)貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)在不同的市場(chǎng)狀態(tài)下存在非對(duì)稱(chēng)影響。并且，由模型A和D的估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，貨幣政策變量對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響從整體看，僅在狀態(tài)區(qū)制3中存在影響，而在狀態(tài)區(qū)制1、2中不存在影響。具體地，m2當(dāng)期的變動(dòng)并未產(chǎn)生預(yù)期的作用(β0，s3=－0.3511)，而在隨后的1月和第3月才有預(yù)期的正向作用，并且其累積影響不顯著，而r7當(dāng)期的變動(dòng)也未產(chǎn)生預(yù)期的作用(β0，s3不顯著)，而隨后的影響為正，并且其累積影響也不顯著。這也和我們假定只有一種狀態(tài)時(shí)的分析一致①。上述分析似乎表明在我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)，貨幣政策的影響較小，不過(guò)這可能是由于貨幣政策預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響相互抵消而導(dǎo)致的，因此我們有必要把貨幣政策變量分解為預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)(沖擊)來(lái)做進(jìn)一步分析。由于相對(duì)模型B而言，模型C對(duì)貨幣政策的分解要更為合理一些，因此下面我們基于模型C和E來(lái)進(jìn)行分析。首先，貨幣政策在房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“平穩(wěn)期”(狀態(tài)區(qū)制2)時(shí)，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)幾乎沒(méi)有作用，但是在房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“上行期”和“下行期”時(shí)作用明顯(表4零假設(shè)②)。不過(guò)，貨幣供應(yīng)量m2與7天平均同業(yè)拆借利率r7在“下行期”(狀態(tài)區(qū)制1)和“上行期”(狀態(tài)區(qū)制3)中對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響也存在差異，其中，貨幣供應(yīng)量在“下行期”(狀態(tài)區(qū)制1)和“上行期”(狀態(tài)區(qū)制3)中對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)都存在影響，并且在兩種狀態(tài)區(qū)制下對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的當(dāng)期影響為負(fù)，而在之后的影響在狀態(tài)區(qū)制3下通常為正，這說(shuō)明當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，在當(dāng)期并不會(huì)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生刺激作用，其正向的刺激作用要在隨后才逐步顯現(xiàn)出來(lái)，具有一定的滯后特征。而7天平均同業(yè)拆借利率僅在“上行期”(狀態(tài)區(qū)制3)中存在影響(表4零假設(shè)②)，并且在當(dāng)期就能夠體體現(xiàn)出對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用，不過(guò)隨后的影響將會(huì)被削弱。另外，表4的零假設(shè)③與零假設(shè)④的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在“下行期”(狀態(tài)區(qū)制1)和“上行期”(狀態(tài)區(qū)制3)，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在累積性影響，并且這種影響在“下行期”和“上行期”存在顯著差異。其次，預(yù)期貨幣政策變動(dòng)與非預(yù)期貨幣政策變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響也存在差異(表4零假設(shè)⑤)。具體而言，貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)在“下行期”僅預(yù)期變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在當(dāng)期的負(fù)向作用，非預(yù)期變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)沒(méi)有顯著影響;而在“上行期”，貨幣供應(yīng)量的預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)均存在顯著影響，其中當(dāng)期影響都為負(fù)，并且非預(yù)期變動(dòng)的影響強(qiáng)度也高于預(yù)期變動(dòng)的影響強(qiáng)度，預(yù)期變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)隨后的影響都為正，并且其累積影響顯著大于零，而非預(yù)期變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)隨后的影響作用方向正負(fù)相間，但其累積影響顯著小于零，如果假定預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)具有相同大小，則貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)在“上行期”總的累積影響也顯著大于0，這也符合我們的預(yù)期和直覺(jué)，因此，雖然貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策中介目標(biāo)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用會(huì)受到其非預(yù)期變動(dòng)的削弱影響，但是也能夠達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。另外，利率水平的變動(dòng)在“下行期”對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)無(wú)顯著影響，在“上行期”，利率水平的預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)均對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)有顯著影響，其中預(yù)期變動(dòng)的當(dāng)期影響為負(fù)，符合我們的預(yù)期與直覺(jué)，但是非預(yù)期變動(dòng)的當(dāng)期影響為正，會(huì)削弱利率對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用，同時(shí)利率水平的預(yù)期變動(dòng)雖然隨后的影響為正，但是其累積影響顯著為負(fù)，如果假定預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)具有相同大小，則利率水平總的累積影響顯著為正，進(jìn)一步表明非預(yù)期的利率水平變動(dòng)不僅大大削弱利率對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用，當(dāng)非預(yù)期變動(dòng)比較大時(shí)，其對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的作用方向可能與政策制定者的預(yù)期相反，因此利率對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用可能有限。這也可能是我國(guó)利率市場(chǎng)化水平較低造成的，另外的可能因素在于我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的主要推動(dòng)力是消費(fèi)者的自適應(yīng)性預(yù)期。上述討論表明，當(dāng)貨幣當(dāng)局想采用貨幣政策來(lái)調(diào)控我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)時(shí)，也應(yīng)該視不同的市場(chǎng)狀態(tài)而采用具有針對(duì)性的措施。應(yīng)主要采用以貨幣供應(yīng)量M2為中介目標(biāo)的貨幣政策來(lái)影響我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)，具體地，當(dāng)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)上漲過(guò)快，具有“泡沫化”傾向時(shí)，可以適當(dāng)降低M2的增長(zhǎng)率，考慮到貨幣政策變動(dòng)不僅僅影響房地產(chǎn)市場(chǎng)，還影響到整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)，如果我們很難用貨幣政策的微調(diào)方式來(lái)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控時(shí)，可適當(dāng)采取稅收等財(cái)政政策來(lái)引導(dǎo)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展。而當(dāng)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“下行期”時(shí)，如果想提升房地產(chǎn)市場(chǎng)，我們的研究表明，貨幣政策的作用可能有限，此時(shí)也應(yīng)多采取稅收等財(cái)政政策或其他方式。更為重要的是，上述研究顯示非預(yù)期貨幣政策變動(dòng)會(huì)弱化貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用，因此貨幣當(dāng)局在利用貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場(chǎng)時(shí)，應(yīng)在一定的規(guī)則下實(shí)行，使得房地產(chǎn)市場(chǎng)的參與者能夠準(zhǔn)確預(yù)期貨幣政策的相應(yīng)變化，這樣貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的預(yù)期調(diào)控效果才有可能實(shí)現(xiàn)，否則，可能會(huì)進(jìn)一步使房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展偏離我們的預(yù)期。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)穩(wěn)健性分析主要從以下兩個(gè)方面進(jìn)行:一是為了減少異方差的影響，前文采用了相關(guān)變量的對(duì)數(shù)變動(dòng)率，我們還進(jìn)一步采用了一般的變動(dòng)率計(jì)算方法(Xt－Xt－1)/Xt×100，其中Xt為相關(guān)變量，如國(guó)房景氣指數(shù)、M2等，以避免變量計(jì)算方法所帶來(lái)的偏誤;二是為了避免變量選取所導(dǎo)致的偏誤，對(duì)市場(chǎng)利率的變量選取30天月平均銀行間同業(yè)拆借利率來(lái)進(jìn)行計(jì)算。上述穩(wěn)健性分析并未改變本文的基本結(jié)論，因此，可以認(rèn)為本文研究結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

三、結(jié)論與政策建議

本文選取1999年1月至2013年5月期間的國(guó)房景氣指數(shù)和相關(guān)貨幣政策變量的月度數(shù)據(jù)作為樣本，運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型識(shí)別了我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的狀態(tài)區(qū)制，并在此基礎(chǔ)上，實(shí)證研究了我國(guó)貨幣政策在不同狀態(tài)區(qū)制下，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱(chēng)性影響。主要結(jié)論如下:一是我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)具有非線性特征和狀態(tài)區(qū)制轉(zhuǎn)換特征。本文通馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的狀態(tài)區(qū)制進(jìn)行分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在三種市場(chǎng)狀態(tài):“下行期”、“平穩(wěn)期”和“上行期”。其中，“下行期”的平均持續(xù)時(shí)間為11.4個(gè)月;“平穩(wěn)期”的平均持續(xù)時(shí)間為51.8個(gè)月;“上行期”平均持續(xù)期為2.4個(gè)月。另外，根據(jù)平滑概率對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)所處狀態(tài)區(qū)制進(jìn)行劃分發(fā)現(xiàn)，1999－2006年，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“平穩(wěn)”上升期(上升幅度較小)，而2007年以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)短時(shí)期急速上漲，然后緩慢調(diào)整，繼而又急速上漲。二是我國(guó)貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響存在非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)。具體體現(xiàn)在以下方面:其一，貨幣政策在房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“平穩(wěn)期”時(shí)，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)幾乎沒(méi)有作用，但是在房地產(chǎn)市場(chǎng)處于“上行期”和“下行期”時(shí)作用明顯;其二，預(yù)期的貨幣政策變動(dòng)與非預(yù)期的貨幣政策變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響也存在差異，并且，非預(yù)期貨幣政策變動(dòng)會(huì)弱化貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控效果。其中，貨幣供應(yīng)量M2的調(diào)控作用雖然被削弱，但是其作用方向還符合政策制定者預(yù)期。而對(duì)利率而言，當(dāng)非預(yù)期變動(dòng)比較大時(shí)，其對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的作用方向可能與政策制定者的預(yù)期相反，因此，利率對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用可能有限。

針對(duì)上面的結(jié)論，可以得到以下幾個(gè)方面的啟示:首先，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在明顯非線性和狀態(tài)區(qū)制轉(zhuǎn)換特征，人們可以根據(jù)狀態(tài)區(qū)制轉(zhuǎn)移概率和平均持續(xù)期等指標(biāo)，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于何種狀態(tài)區(qū)制做出準(zhǔn)確判斷，然后再做出相應(yīng)的房地產(chǎn)消費(fèi)和投資決策。其次，我國(guó)貨幣政策在不同的市場(chǎng)狀態(tài)區(qū)制下，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響具有一定程度的非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)，貨幣管理當(dāng)局應(yīng)根據(jù)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)當(dāng)前的真實(shí)狀態(tài)區(qū)制，選擇最合理的貨幣政策工具和中介目標(biāo)，來(lái)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)施加影響，從而做到因時(shí)因地制宜，避免由于貨幣政策工具選擇的盲目性而導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)的過(guò)度波動(dòng)，由前文研究可知，預(yù)期的貨幣政策變動(dòng)基本上能夠達(dá)到相應(yīng)調(diào)控目標(biāo)，而非預(yù)期的貨幣政策變動(dòng)可能將導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)過(guò)度波動(dòng)，所以，具有一定規(guī)則、平穩(wěn)可預(yù)期的貨幣政策將有助于維護(hù)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)健康平穩(wěn)發(fā)展。本文具有一定的局限性，可能存在如下研究拓展方向:一是本文未考慮貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的狀態(tài)區(qū)制形成的影響，將來(lái)的進(jìn)一步研究可考慮外生貨幣變量對(duì)狀態(tài)區(qū)制的影響，即將轉(zhuǎn)移密度視為貨幣政策的函數(shù)來(lái)進(jìn)一步分析;二是本文對(duì)貨幣政策的預(yù)期變動(dòng)與非預(yù)期變動(dòng)的劃分比較簡(jiǎn)單，進(jìn)一步研究可考慮我國(guó)存在的特定貨幣規(guī)則，考慮不同的貨幣規(guī)則對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的相互影響。

作者：陳日清單位：東北財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院應(yīng)用金融研究中心講師