房地產價格波動對貨幣政策傳導的作用研究

摘要：利用1999～2006年的季度數據，運用SVAR模型對我國房地產價格波動在貨幣政策傳導中的作用進行的分析表明，我國房地產價格的財富效應較弱，給定房地產價格1％的正向沖擊，消費只上升0.002％，投資效應較強，投資上升0.1％。房地產價格波動在貨幣政策傳導中的作用比較明顯，在貨幣政策對消費和投資的影響中的貢獻分別為10％和6.7％。

關鍵詞：房地產價格；貨幣政策；傳導機制；SVAR

中圖分類號：F832

文獻標識碼：A

文章編號：1003—7217(2008)06—0017-05

一、引言

貨幣政策傳導機制是連接貨幣因素與實際經濟活動的中介，是決定貨幣政策有效性的基礎。它是指貨幣當局通過政策的沖擊引起經濟過程中各中介變量的反應，進而影響實際經濟變量發生變化，實現貨幣政策最終目標所依賴的方式與路徑。大多數國家貨幣政策的主要目標是實現物價穩定和經濟增長。當貨幣政策目標偏離貨幣當局的預期值時，政策制定者便要制定相應的貨幣政策如調整利率對目標進行調整，貨幣政策的調整需要根據一定的渠道傳導到貨幣政策的最終目標。主要的傳導渠道包括利率渠道、資產價格渠道、匯率渠道和信貸渠道，其中資產價格渠道就是一條重要的渠道。隨著房地產在國民經濟中的地位日益重要，房地產也成為了人們所持有的一種重要的資產，同樣，貨幣政策傳導的房地產價格渠道也引起了國內外許多學者的濃厚興趣。很多的學者針對貨幣政策對房價的影響，以及房地產價格對消費的影響作用進行了研究。如Iaeoviello估計了一個6個歐洲國家的結構VAR模型，他發現英國的貨幣政策緊縮了50個利率基點后房價下降了1.5％，利用方差分解他發現驅動英國房價最重要的因素為總需求沖擊。Chirinko et al.研究了產出或消費對房價沖擊的反應，他們運用SVAR研究了13個國家的數據發現，1％的房價沖擊一年以后使得英國的累計消費增長約0.7％，GDP增長約0.4％。謝赤、鄭嵐對貨幣政策關于房地產市場的傳導效應的理論與方法進行了研究，認為國內的研究應借鑒國外學者的研究思路，向實證研究發展。胡小芳，汪曉銀以1992～2006年的經濟數據為樣本，對中國股市和房地產市場的財富效應進行理論和實證分析表明，中國房地產價格的財富效應大于中國股票價格的財富效應，張存濤利用1987～2005年年度數據，對中國房地產財富效應進行實證分析，結果認為中國房地產價格對社會品消費的是負向抑制影響，而財富效應尚未顯現。本文受Adam Elbourne(2005)的啟發，運用SVAR模型，利用我國1999～2006年的季度數據，對我國房地產價格在貨幣政策傳導中的作用進行研究。

二、貨幣政策的房地產價格傳導機制分析

貨幣政策的房地產價格傳導渠道可以簡單地表述為兩步：貨幣政策的調整引起房地產價格發生變化；房地產價格變化引起消費和投資發生變化，消費和投資的變化引起產出和物價水平等實體經濟變量發生相應的變化。

(一)貨幣政策對房地產價格的傳導

貨幣政策主要是通過利率、信貸和資產組合效應三種渠道影響房地產價格的。

(1)利率渠道。由于房地產是一種價格較高的特殊商品，大多數消費者缺乏一次性付款購買的能力，而多采用抵押貸款的方式進行購買，即消費者以所購房產作為抵押物，向住房公積金管理機構或金融機構申請購房貸款，并在一定的期限內按貸款合同償還本金和利息。利率的變化會直接影響消費者的還貸額，比如加息會增加居民抵押貸款的利息負擔，從而影響居民的需求。

對房地產開發商來說，利率變化會影響其融資成本。房地產開發企業面臨的最大問題是宏觀調控中嚴控信貸措施帶來的資金緊張，為此，有些開發商不得不以更高的資金成本到銀行系統以外融資，因此，加息將促成房地產行業投資成本的增加，成本增加一方面會直接導致房地產價格上漲，另一方面會使得房地產的供給下降。利率的調整對房地產價格的影響將取決于需求和供給方面的力量對比。

(2)信貸渠道。中央銀行除了通過改變利率來實行擴張或緊縮的貨幣政策外，還可以通過運用公開市場操作、再貼現、再貸款和法定存款準備金等貨幣政策工具來改變貨幣供應量從而實現擴張或緊縮的貨幣政策，這會改變商業銀行的準備金和存款，進而影響其貸款供給能力。銀行貸款能力的變化會影響房地產貸款的可獲得性，從而增加或減少房地產需求，引致其價格的相應變化。

(3)資產組合效應渠道。貨幣、債券、股票和房地產等資產一起共同組成了投資者的資產組合。理性投資者會根據不同資產的收益、風險和流動性的變化，調整組合中各種資產的比例，以達到投資效用的最大化。如果央行實行擴張性的貨幣政策，降低利率和增加貨幣供應量，那么貨幣資產的收益率下降、邊際效用降低，原有資產組合的均衡被打破，投資者會減少資產組合中貨幣資產的比例，而增加非貨幣資產的比例，以形成新的均衡從而導致非貨幣資產的需求增加、價格上升；反之，則價格下降。

(二)房地產價格對實體經濟的傳導

房地產價格對實體經濟的傳導主要是指房地產價格的變化通過影響消費和投資，進而影響宏觀經濟變化。

1．房地產價格對消費的影響。房地產價格對消費的影響即房地產價格的消費效應，主要是指房地產價格變化對居民消費支出的影響，主要通過財富效應、擠出效應來實現。

財富效應是指由于房地產價格上漲(或下跌)，導致房地產所有者財富的增長(或減少)，進而產生增加(或減少)消費，促進(或抑制)經濟增長的效應。其中房地產價格上漲產生正財富效應，房地產價格下降則導致負財富效應。

與財富效應相反，擠出效應指的是房地產價格的持續上漲反而會降低居民的即期消費。這主要有兩方面的原因：一方面，房地產價格持續上漲，計劃購房者將面對較高的首期付款和未來更多的還款，其就會減少當前消費而增加儲蓄，以應對將來更多的住房消費支出；另一方面，房地產價格持續上漲所產生的賺錢效應，不僅不會促使所得收益轉化為消費，反而會使原本用于即期消費的資金轉化為房地產投機資金。

2．房地產價格對投資的影響。房地產價格對投資的影響即房地產價格的投資效應，主要是指房地產價格變化影響社會投資的過程，這主要通過以下三種效應實現：

(1)直接的投資效應。房地產價格上漲使房地產業的預期利潤率上升，社會資金會更多地流入房地產行業，房地產開發投資增加。

(2)信貸渠道。房地產價格的波動會影響居民和企業通過信貸渠道獲得的資本數量，從而影響投資水平。如房地產對家庭消費的影響一樣，房地產對于企業來說也可以作為抵押來獲得貸款。因此，房地產價格的變化，或者是銀行和銀行監管部門對抵押品的質量要求，將會影響經濟中的總信貸額，尤其是投資信貸。

(3)托賓的Q效應。將托賓的Q理論用于房地產市場，Q可以定義為房地產的市場價格和重置成本的比值：Q值越高，說明房地產市場的投資回報越好，房地產投資往往會迅速增加。由于房地產投資在固定資產投資中占有很大的比例，因此，房地產價格的上升具有顯著的托賓Q效應。比如由于貨幣政策的放松，房地產價格上漲，由于房地產價格一般是宏觀經濟的先行指標，人們普遍看好未來的經濟增長，外部資金成本會下降，Tobin's Q值(等于房地產的市場價格除以房地產的重置成本)會顯著增加，從而刺激新的房地產建設和總投資。反之，則房地產價格會下降，從而總投資減少。

由以上分析可知，如果房地產價格上漲，這三種效應都會促進社會投資的增加，產生正的投資效應，理論上房地產價格的整體投資效應為正。

三、實證研究

(一)數據及模型

本文所要檢驗的結果有兩個：一是貨幣政策沖擊對房價、消費以及投資的影響；二是房價沖擊對消費和投資的影響。然后根據這些結果計算房價在貨幣政策沖擊引起消費和投資變化中的作用。因為整個系統還受其它變量的影響，因此，本文用7個變量來檢驗貨幣政策通過房地產價格進行的動態傳導過程：國內生產總值；物價水平，用居民消費價格指數表示；居民消費的變化，用社會消費品零售總額表示；企業投資的變化，用全社會固定資產投資表示；名義利率；貨幣供給，用M2表示；房價指數，用中房價格指數表示。因為所有的數據都是季度數據，利用Eviews軟件對數據進行季度調整，調整后的數據分別用GDP、P、CON、IN、儂、MS、HP表示，除利率IR外，其余變量都用取自然對數后的值。

1．平穩性檢驗。進行SVAR建模前，先對數據進行平穩性檢驗。分別采用ADF和PP檢驗對各序列的平穩性進行檢驗，結果見表1。

從表1可以看出，不管是ADF檢驗還是PP檢驗，所有序列都至少在5％的顯著性水平上是非平穩的。進一步對各序列的一階差分進行檢驗，結果表明除物價指數P之外，其它序列的一階差分值的ADF檢驗和PP檢驗都至少在5％的顯著性水平是平穩的，Ap的ADF檢驗值不能通過5％的顯著性水平但能通過10％的顯著性水平，PP檢驗值則能通過5％的顯著性水平，因此，可以認為Ap是平穩的，即各序列都是一階單整序列I(1)，可以進行下一步的研究。

2．模型。在實際經濟運行中，貨幣政策工具并不是單獨地發揮作用，而是多元的，因此，必須同時分析多個因素之間的交互作用；這些政策工具發生作用的方向也不是單一的，既包括前一層多個因素對后一層因素的作用，也包括本層次內多個因素之間的互相作用和單一因素的自我強化或弱化影響，還應該存在反饋作用，即在各層次之間存在反饋和交互影響，因此，使用SVAR模型研究房地產價格在貨幣政策傳導中的作用。

本文的模型允許將上述的兩個步驟合并到一個簡單的模型中，模型的結構建立在Kim and Roubini(2000)的基礎上，并受Grilli and Roubini(1996)的影響，“SVAR模型在解釋貨幣政策效應方面看起來十分成功”，總結VAR的建模過程可能對理解模型有用。在VAR建模中首先估計一個簡化式自回歸：

Y_t=A(L)y_t+u_t (1)

其中Y_t是具有實際經濟含義的內生變量，y_t是其相應的滯后變量，A(L)是有限階的滯后矩陣，u_t是簡化式的向量誤差項。目的是能夠明確一個變量的變化對其它變量的影響，這不能通過式(1)估計出來，因為誤差項不是相互獨立的。要這么做需要模型結構形式的一個識別而誤差項的每個元素要同時和其它元素不相關。方程(2)是一個移動平均式的結構式模型，B(L)是一個無限階的滯后矩陣；式(3)給出了向量結構沖擊e_t和簡化式誤差之間的聯系。其中，B₀是零階的結構滯后矩陣。

B(L)y_t=e_t (2)

e_t=B₀u_t (3)

式(4)～(6)給出了簡化式和結構式之間的聯系。

B(L)=B₀+B⁺(L) (4)

A(L)=-B⁺₊B⁺(L) (5)

∑=B^-1₀∧B^-1₀ (6)

方程(4)將結構式的無限階滯后矩陣分解成同期相關的零階滯后矩陣B₀和嚴格正階滯后矩陣B⁺(L)。方程(5)將無限階滯后的多項式從結構形式分解成同期相關的形式。方程(6)將每一個簡化式系數矩陣匹配到它相應的結構式部分，∑=E(u_tu_t)，∧=E(e_te_t)。為了識別模型的結構式，必須對模型施加額外的約束。首先建立7個變量的SVAR(7)模型，簡化式和結構式的關系如下：

式(7)中，e_CON、e_IR、e_MS、e_HP、e_P、和e_GDP分別表示作用在消費、利率、貨幣供給、投資、房價、物價水平和國內生產總值上的結構式沖擊，u_CON、u_IR、u_MS、u_IN、u_HP、u_P和u_GDP分別表示相應的誤差項。

對式(7)的各種短期沖擊進行約束：(1)除物價水平之外，各沖擊對消費無即時影響，即a₁₂=a₁₃=a₁₄=a₁₅=a₁₇=0；(2)我國利率屬于由中央銀行控制的外生變量，因此，利率對各沖擊的短期反應為0，即a₂₁=a₂₃=a₂₄=a₂₅=a₂₆=a₂₇=0；(3)除國內生產總值之外，其它變量均能對貨幣供給產生即時影響，因此a₃₇=0；(4)消費、貨幣供給和國內生產總值對投資沒有即時影響，因此，a₄₁=a₄₃=a₄₇=0；(5)除利率和貨幣供給外，其它沖擊對房價沒有即時影響，因此，a₅₁=a₅₄=a₅₆=a₅₇=0；(6)物價水平對利率和國內生產總值無即時影響，因此a₆₂=a₆₇=0；(7)除消費和投資外，國內生產總值對其它沖擊的即時反應為0，因此，a₇₂=a₇₃=a₇₅=a₇₆=0。

3．結果分析。

(1)穩定性檢驗。所謂穩定性檢驗是當把一個脈動沖擊施加在SVAR模型中某一個方程的新息上時，隨著時間的推移，分析這個沖擊是否會逐漸地消失。如果是，系統就是穩定的；否則，系統是不穩定的。SVAR模型可以表示為：y_t=B^-1Γ₀+B^-1Γ₁y_t-1+B^-1Cx_t+B^-1ε_t。SVAR模型穩定的充分必要條件是所有特征值都要在單位圓以內，或特征值的模都小于1。從圖1可以看出，所有的單位根都落在單位圓內，因此所設的模型是穩定的，可以進入下一步的分析。

(2)脈沖響應函數分析。圖2給出的是給定1單位的利率沖擊各變量的脈沖響應結果，從圖中看，這些變量的響應結果基本跟經濟理論的預測保持一致：在利率上升的外生沖擊下，各變量均出現下降的趨勢，消費在初期有個小的上升之后開始下降，并在第4期達到最低，為-0.002％，受利率變化的影響較小；投資在初期有小幅上升后也開始下降，并在第3期達到最低，約為-0.15％，受利率變化影響較大；房地產價格在初期有個上升之后開始下降，在第4期達到最低，約為-0.1％。圖3給出的是給定1％單位的房價沖擊后，各變量的脈沖響應結果。在1％單位正的房地產價格沖擊下，消費在期初有個細微下降之后開始上漲，第6期達到最高，約為0.002％，說明房價上漲后對消費產生了正的財富效應，但強度較弱；投資在期初開始下降，第3期后開始上升，在第4期達到最高點約為0.01％，之后開始下降，說明房地產價格的投資效應較強。

在貨幣政策的沖擊下，我們估計出了消費、投資和房地產價格的變化，以及在房地產價格沖擊下消費和投資的變化。結合這兩個估計結果，可以計算出房地產價格在貨幣政策對消費和投資的影響中所起的作用：1單位利率沖擊引起消費的反應為-0.002％，房地產價格的反應為-0.1％，1％單位的房價的沖擊引起消費的變化為0.002％，可以推算出房地產價格變化在利率變化對消費的影響中的作用為10％，也就是說利率變化引起消費的變化中，有10％是因為利率變化引起房地產價格變化，再由房地產價格變化引起的消費變化；同樣，可以計算出房地產價格在利率對投資影響中的作用為6.7％。

四、結論

以上利用我國1999～2006年的季度數據對我國房地產價格波動在貨幣政策傳導機制中的作用進行了研究，根據SVAR模型的分析結果可以得到如下的結論：

(1)房地產價格波動引起消費同向波動，即房地產價格波動產生了消費的財富效應，不過財富效應很弱，或者說房地產價格波動在產生財富效應的同時，也帶來了擠出效應，抵消了一部分財富效應。總之，我國房地產價格的財富效應較弱，不象一些文獻所說的那么明顯。

(2)相比于財富效應，房地產價格的投資效應較強，給定1％單位房地產價格的正向沖擊，引起投資上升0.1％。這可能是因為房地產價格上漲給居民帶來的只是名義財富的增加，尤其對那些自有住房者來說，這樣的名義財富的增加不能給實際消費帶來任何增加，因為一旦將房屋作為住宅，其價格怎么變化，人們也只能享有房屋的實用價值。而對企業來說，房地產價格上升，其借貸能力將加強，因而也能進行更多的投資。所以，房地產價格的投資效應要強于財富效應。

(3)房地產價格在貨幣政策傳導中的作用明顯，在貨幣政策對消費和投資的影響中貢獻分別為10％和6.7％，作用比較明顯。

(4)從分析結果看，房地產價格波動對消費和投資的影響分別滯后3期和2期，即滯后達半年以上，而消費和投資是影響貨幣政策最終目標通貨膨脹和產出的主要因素，這給政策制定者帶來了一個重要的信息，即房地產價格在一定程度上領先于我們的宏觀經濟目標，中央銀行可以根據房地產價格來提前制訂適宜的貨幣政策。