房地產市場傳導機制探究范文

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一、引言與文獻回顧

近幾十年來，學術界和中央銀行都十分關注資產價格在貨幣政策傳導機制中的作用。在國外，尤其是房地產市場相對成熟的發達國家，無論是學術界還是央行都對貨幣政策傳導機制中的房地產渠道相當重視，其程度甚至高于股票市場，且取得了可觀的研究成果。如KosukeAok（2004）等將BGG模型（Bernanke，Gertler和Gilchfistmodel，1999年正式稱此模型為BGG模型）引人了房地產部門經濟，研究了房地產在貨幣政策中的傳導作用。在該模型中住房既提供一定的消費流，也是家庭借貸的抵押品，在一定條件下，金融加速器效應放大了貨政策沖擊在住房投資、住房價格和消費中的作用。2000年以來，部分學者開始研究房地產市場在貨幣政策傳導機制中的作用。丁晨、屠梅曾（2007）在理論分析基礎上，運用向量誤差修正模型（VECM）實證檢驗房價在貨幣政策傳導機制中的作用，分析結果表明：房價在貨幣傳導機制中的作用較為顯著，房價渠道的總體傳導效率較高。王松濤、劉洪玉（2009）構建結構向量自回歸模型，定量研究住房市場傳導貨幣政策的效果，實證分析表明，利率1標準方差正向結構沖擊（0.125%）引發私人消費下降1.09%，經濟總產出和價格總水平也相應降低，房價則下降0.47%；房價1標準方差正向結構沖擊（1.17%）引發私人消費上升1.24%，經濟總產出和價格總水平也相應提高。研究結果綜合表明，房價解釋貨幣政策下私人消費下降的45%，進一步應用數值模擬分析得到54%的結果，從而證明住房市場是傳導貨幣政策信號的重要載體。高波、王先柱（2009）構建5個向量自回歸模型，運2000~2007年的相關指標通過協整檢驗和脈沖響應數分析，探討中國房地產市場貨幣政策傳導機制的有效性。貨幣渠道傳導表明了貨幣供給量的增加刺激房地產投資和商品房銷售額的增長，導致房地產價格上漲；信貨渠道傳導顯示貨幣政策在房地產市場傳導的特殊性，提高利率對控制商業銀行在整個國民經濟中的貨款供給是有效的，但對抑制商業銀行在房地產市場的貨款供給效果不明顯。

二、數據處理與研究方法

國內生產總值是描述宏觀經濟運行最佳的總量指標，但是由于國內生產總值是季度數據，缺乏月份數據，因此采用工業增加值代表國內生產總值GDP，用其表示“經濟增長”，而用居民消費物價指數CPI代表物價總水平。由于我國缺少比較完善的家庭消費統計數據，因此采用社會消費品零售總額CUS來表示“私人消費”水平。本文研究房地產市場在貨幣政策傳導機制中的作用，以房價指數HP為中介目標。由于貨幣供應量、工業增加值、社會消費品零售總額數據較大，而居民消費物價指數CPI、房價指數HP數據小，為了消除這種差異，所有數據都取變化率。樣本數據的時間段是從2006年1月到2008年12月，數據來源中國人民銀行網、國家統計局網站。

本文運用單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果檢驗等計量方法先研究貨幣政策到房地產市場傳導的有效性，再分析房地產市場到最終目標（實體經濟）傳導的有效性。

三、從貨幣政策到房地產市場傳導的有效性的實證分析

（一）單位根檢驗

格蘭杰指出當使用非平穩序列進行回歸時，會造成虛假回歸，并且當變量存在著單位根，即非平穩時，傳統的統計量，如t值、F值、DW值和R將出現偏差。因此為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，我們利用擴展的迪基-富勒（AugmentedDickey-Fuller，簡稱ADF）檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征，ADF平穩性檢驗是基于以下回歸方程：

由表1可知ΔM2、ΔM1、ΔM0、ΔHP時間序列的ADF的統計量大于5%的顯著性水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列；一階差分序列D（ΔM2）、D（ΔM1）和D（ΔM0）、D（ΔHP）的ADF值小于5%顯著水平下的臨界值，是平穩序列。

（二）變量的協整檢驗

由于ΔM2、ΔM1、ΔM0、ΔHP都是屬于I（1）時間序列，因此ΔHP與M2、ΔHP與ΔM1、ΔHP與ΔM0之間可能存在協整關系。檢驗變量之間是否存在協整關系的常用方法是恩格爾-格蘭杰（Engel&Granger）兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差，故采用Johansen檢驗法對各組變量進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于動態分布滯后模型（VAR）（公式3）來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效

無偏估計。

在檢驗之前，必須首先確定VAR模型的結構。運用赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）選擇滯后階數，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協整關系和存在一個協整關系等假設前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johanson臨界分布值時，拒絕其前提假設，反之，接受其假設，檢驗結果如表2。

由表2的檢驗結果可以看出，以檢驗水平5%判斷，變量ΔHP與ΔM2、ΔHP與ΔM1、ΔHP與ΔM0之間存在一個協整關系。Granger指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。因此，下面進一步探討上述各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系，以便與實際經濟情況進行對照。

（三）變量的Granger因果檢驗

英國經濟學家格蘭杰從預測的角度賦予因果關系新的含義，他在考察序列x是否是序列y產生的原因時采用這樣的方法：先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后期取值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰原因，此時x的滯后期系數具有統計的顯著性。從以上的定義可以看出，格蘭杰因果關系檢驗需要估計以下兩個回歸方程：

為了檢驗此假設，我們可以采用F檢驗。如果拒絕前者而不拒絕后者，則存在由x到y的單向因果關系，反之相反；如果兩個假設都不拒絕，則x和y是兩個獨立的序列；如果兩個假設都拒絕，則x和y之間存在雙向因果關系。ΔM2與ΔHP、ΔM1與ΔHP、ΔM0與ΔHP的Granger因果檢驗結果見表3。從表3可以得出，在滯后1階的情況下，以5%的顯著性水平判斷，ΔM2、ΔM1是ΔHP變動的格蘭杰原因；ΔM0不是ΔHP變動的格蘭杰原因。

四、從房地產市場到最終目標（實體經濟）的傳導的有效性實證分析

（一）單位根檢驗

對產出ΔGDP與居民消費物價指數ΔCPI和全社會消費品零售總額ΔCUS進行ADF檢驗。由表4中的數據可知ΔGDP、ΔCPI、ΔCUS時間序列的ADF的統計量大于10%的顯著性水平下的臨界值，接受原假設，時間序列含有單位根，是非平穩序列；一階差分序列D（ΔGDP）、D（ΔCPI和D（ΔCUS）、的ADF值小于5%顯著水平下的臨界值，是平穩序列。

（二）變量的協整檢驗

變量ΔGDP與ΔHP、ΔCUS與ΔHP、ΔCPI與ΔHP的協整關系的檢驗結果如表5。從檢驗結果可以看出，以檢驗水平5%判斷，變量ΔGDP與ΔHP、ΔCUS與ΔHP、ΔCPI與ΔHP之間存在一個協整關系。

（三）變量的Granger因果檢驗

在構建VAR模型的基礎上進行Granger因果檢驗。在檢驗之前，必須首先確定VAR模型的結構，運用赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）選擇滯后階數，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。檢驗結果見表6，從表6可以得出，在1%顯著性水平下，ΔHP是ΔGDP、ΔCUS、ΔCPI變動的格蘭杰原因；

五、計量結果分析

（一）貨幣政策傳導的第一階段：從貨幣政策到房地產市場

通過以上分析可以看出，我國房價指數與貨幣供應量ΔM0、ΔM1和ΔM2之間都存在協整關系。在5%的顯著性水平上ΔM1和ΔM2是房價指數ΔHP變化的Grange原因，ΔM0不是房價指數ΔHP變化的Granger原因。廣義貨幣M2是中央銀行貨幣政策的主要工具，并且其數量在金融中介機構的資產中占絕大部分（約80%~90%）。M2不僅反映現實的購買力，還反映潛在的購買力。若M2增速較快，則投資和中間市場活躍，計量檢驗結果也驗證了這一點，ΔM2是房價指數ΔHP變化的Granger原因，M2的迅速增加導致房地產市場投資活躍，從而引起房價指數HP變化。狹義貨幣M1反映經濟中的現實購買力。若M1增速較快，則消費和終端市場活躍；從計量檢驗結果可知道，ΔM1是房價指數ΔHP變動的Granger原因，M1增速較快，導致住宅消費活躍，引起房價指數HP變化。M0是流通中現金，主要是滿足居民基本的生活需要，與住宅消費投資關系不大，所以ΔM0不是房價指數ΔHP變化的Granger原因。M1、M2通過多種途徑對HP施加影響。（1）在價格水平不變的前提下，名義貨幣的增加意味著實際貨幣余額的增加，而實際貨幣余額是消費者實際凈財富的一部分，因而它的增加會使消費者比以前更富有，從而增加消費支出，最終導致住宅消費支出增加（即貨幣的實際余額效應）。（2）貨幣供給還可以通過影響股票、債券等金融資產的價格，來影響消費者的實際凈財富，增加消費需求，最終拉動住宅消費，推動房價上漲。托賓的q理論揭示貨幣供給增加，使股票價格上漲，企業市場價值上升，q值增大，企業投資增加，從而拉動房地產投資。2007年10月16日，上證綜指盤中最高沖至6124.04點，漲幅超過最低點998點的5倍，股市價值虛增，導致企業投資尤其是房地產投資過熱。（3）貨幣供給的流動性效應會降低利率，貨幣供給的信貸可得性效應使住宅投資和消費都增加。范東君（2007）通過時間序列分析得出結論：認為貨幣供給的增加將引起銀行流動性過剩、信貸可得性增加、利率降低。流動性過剩會使商業銀行增加放貸，而利率的降低不僅將引起房地產投資增加，而且會引起對商品房的需求增加。

（二）貨幣政策傳導的第二階段：從房地產市場到最終目標（實體經濟）

變量ΔGDP、ΔCUS、ΔCPI與ΔHP之間都存在協整關系。在1%顯著性水平下，ΔHP是ΔGDP、ΔCUS、ΔCPI變動的格蘭杰原因。房地產市場通過多種渠道影響實體經濟。（1）房地產市場的“財富效應”，由于住房資產在家庭財富中比重較大，根據莫迪利亞尼的全生命周期消費的財富效應理論，家庭的消費支出也將隨著財富的增加相應增長，反之亦然。當房價上升時，居民財富水平上升，在邊際消費傾向不變的情況下，居民的消費支出將增加，從而帶動產出和物價上升。（2）房地產市場對私人消費的第二條重要作用渠道是“資產負債表效應”。房價的上升將導致家庭抵押資產價值增長，從而強化了其通過商業銀行進行外部融資的能力，并進而刺激其消費。（3）預期（信心）效應渠道。房價波動對消費的影響可通過預期或信心效應進一步放大，繁榮的房地產市場可使消費者增加對未來經濟發展的信心，使其對未來收入情況抱有更樂觀的態度。由于當前消費很大程度上依賴于消費者的預期和態度，因此房價的上漲，房地產市場的繁榮局面可以刺激消費增加（Arnold等，2002）。（4）Tobin’Q效應渠道。托賓的Q效應揭示了貨幣經由股票市場而作用于投資的一種可能，反映了股票價格和投資支出的相互關系。托賓的Q效應也適用于房地產市場。Q效應的重要性在于，對每一項資本資產而言，它提供了一個存量市場估價與重置成本的對比度，從而對該資本資產的后續增量投資產生了直接的影響。當Q上升時，企業可以通過發行新股籌集資金進行投資，投資支出增加；當Q很低時，企業可以通過購買其他企業而獲得已經存在的資本，從而用于新投資品的購買將會很少。在房地產市場，Q值可定義房屋當前市值與房屋重置成本的比值，當Q值升高且大于1時，房屋的邊際收益率的提將會吸引開發商建造更多的新房，使得投資支出增加，從而帶動總需求的膨脹，引致產出物價的上升。