中國房價、貨幣政策與宏觀經濟穩定的研究——基于MS-VECM的實證分析

○詹力

（武漢大學經濟與管理學院 湖北 武漢 430072）

一、引言

近年來，商品住房投機愈演愈烈，商品住房價格（下文簡稱“房價”）調控政策頻頻出臺，就在房價有所控制時，中國人民銀行為了穩定經濟增長，下調人民幣存貸款基準利率，然而流動性的釋放會使得房價再次“過熱”嗎？2011年末初見成效的房價調控政策是否還應在2012年“穩增長”的大目標下繼續維持呢？在這個關鍵的時期，研究我國房價變動、貨幣政策與國民經濟增長的關系顯得尤為重要。一方面，房地產業作為國民經濟的支柱產業之一，其穩定的發展態勢直接影響國民經濟的穩定；另一方面，以貨幣政策為主的調控在經濟出現下滑跡象的情況下該如何實施，繼而又怎樣影響房價，來進一步鞏固前期調控房價的成果，對這些問題的研究將為下一階段的宏觀調控政策提供借鑒。

二、文獻綜述

國內學者關于房地產投資對國民經濟拉動作用的看法是存在分歧的。大部分國內學者認為，房地產投資對國民經濟拉動作用顯著，房地產市場也應為政府宏觀調控的重要對象。張金梅、沈悅和盧文兵（2010）建立時變參數模型，對房地產投資與國民經濟發展之間的關系進行實證研究后認為房地產投資對GDP拉動作用顯著。原鵬飛和魏巍賢（2010）構建可計算一般均衡模型，對我國房地產價格波動的宏觀經濟及部門經濟影響進行全面系統的研究，發現房地產價格上漲對經濟增長的帶動效應較大，但相同幅度價格下跌的負面沖擊更大。祝運海（2010）利用ECM模型對我國房地產開發投資與經濟增長的動態關系的實證結果表明：房地產開發投資的變化不僅在短期內對經濟增長有沖擊作用，而且在長期內對國民經濟增長的貢獻也顯著。蔡明超等（2011）認為房地產價格的走勢是市場周期變化的最重要指標，通過參考真實經濟周期理論，指出當經濟周期出現拐點時房地產市場也應為政府宏觀調控的重要對象。

但也有少數學者認為，房地產的發展并不能引起經濟的顯著增長或房價自身對經濟變化的影響并不顯著，而房價和經濟增長的聯動變化是由于貨幣政策的作用。丁晨和屠梅曾（2007）基于VECM分析指出房價在貨幣傳導機制中的作用較為顯著，且房價渠道的總體傳導效率較高，在我國房地產市場已成為貨幣政策傳導的重要途徑。周暉和王擎（2009）運用BEKK模型和GARCH均值方程模型實證檢驗我國房地產價格、貨幣供應量與經濟增長的波動相關性以及它們的各種波動對經濟增長率影響，發現房價的波動以及房價與貨幣供應量的聯動導致GDP增長率的顯著下降，但房價的波動對經濟增長的波動沒有顯著影響，而且貨幣供應量與房價的聯動變化非常劇烈，房價與經濟增長的聯動對經濟增長的波動影響也不顯著。張清勇和鄭環環（2012）通過建立面板修正誤差模型，對我國各?。ㄊ?、區）住宅投資與經濟增長之間的領先與滯后關系進行分析，指出“住宅引領增長假說”在我國并不成立，而我國自上世紀90年代中期以來一直大力促進住宅投資以帶動經濟增長、把住宅建設當作國民經濟的新增長點和支柱產業的政策值得反思。

縱觀上述文獻定量研究不同時期的房價、貨幣政策與經濟增長關系的技術方法，固定參數的線性模型較多的被使用，如采用協整、VAR、VECM以及脈沖響應和方差分解等手段，然而這些方法所得出的結論有時是不同的，甚至是截然相反的。其本質原因在于固定參數無法真實反映房地產業本身的結構變化，在房地產投資對國民經濟發展影響期限長短以及力度的非線性量化測度方面較為欠缺。而“時變參數模型”以近年來計量經濟學模型發展前沿的狀態空間模型為基礎，雖然在一定程度上突破了上述局限，反映出變量之間動態互動關系，但仍然無法準確地模擬不同經濟結構下房價變化的特性?？仔械龋?009）運用馬爾可夫轉換模型將中國房地產價格波動分為高增長和低增長兩種狀態，較好地擬合了中國房地產市場價格波動的機制轉換情況，并分析發現1998年以來中國的房地產市場價格一直處于上升周期，但增長快慢程度經常改變，宏觀調控政策是其中的重要因素。雖然他們使用馬爾可夫轉換模型，將中國房地產價格變化視作連續性的、內生化的狀態轉換，避免了在識別房地產價格波動變化過程中的主觀性和盲目性，但其并未給出在不同區制下，房價與其他宏觀經濟變量具體的相互作用關系。

針對上述缺陷，本文通過對房價增速劃分區制，建立非線性的模型，以及在不同區制上運用脈沖響應函數，更準確地分析了房價、貨幣供給量和經濟增長的相關關系。本文的貢獻在于：第一，首次將MS-VECM方法引入上述問題的研究，并通過實證，更真實地揭示房價波動、貨幣政策和國民經濟變化這三者的非線性關系，幫助政府更好地指定房產政策以及貨幣政策；第二，結合人民幣通貨膨脹，房價調控初有成效，以及經濟增長率快速下滑這個背景來開展研究。本文將著重分析當前“穩經濟增長”和“穩健貨幣政策”與新一輪房價變動的內在聯系，彌補以往研究視角的不足。

三、理論模型

根據 Meen（1990）、Muellbauer和 Murphy（1997）提出的房地產價格方程，本文構建了一個房地產供需模型，這個模型包括：需求方程，在假定住房存貨、實際收入和貨幣供給量等其他因素不變的情況下，它決定短期住房價格；供給方程，它決定新增供給；市場均衡方程，它描述當新增供給全部完成以后，住房存貨如何隨著時間變化。住房價格方程可以通過需求方程的逆函數得到，具體的研究思路如下。

首先，Jorgenson（1963）、Poterba（1963）和 Mishkin（2007）認為，住房的使用成本是住房資本需求的重要決定因素，故將房地產需求函數寫為：

住房需求=F（實際收入，住房使用成本，其他變量）

其次，在內生貨幣體系下，房價波動對貨幣供求影響的國內路徑主要是：第一，根據費雪方程式，對貨幣需求產生沖擊的因素主要是貨幣流通速度及名義產出，房價上漲導致貨幣流通速度下降和名義產出增加，影響貨幣需求；第二，貨幣供給是貨幣乘數與基礎貨幣的乘積，基于內生論的基本觀點，商業銀行通過減少超額準備金來進行信貸擴張，創造內生貨幣以滿足增長的貨幣需求，同時央行有可能為了解決商業銀行由于國內信貸擴張造成的流動性問題而加大基礎貨幣投放。其傳導路徑如圖1所示。

圖1 在內生貨幣體系下房價波動對貨幣供求影響的國內途徑

由于本文目的在于研究當前國內對穩增長經濟目標的實現情況，即著重分析國內路徑的傳導，因此本文選取貨幣供給量作為“其他變量”。簡單假定房地產市場的需求可以進一步表示為如下對數線性模型：

其中K表示住宅市場交易量，Y表示實際收入，C表示住房的實際使用成本，M表示貨幣供給量。α，β和γ分別表示房地產市場需求的收入、價格和貨幣供給彈性。

下面將根據Brown et al（2001）提出的模型來確定住房的使用成本。假設消費者僅購買兩種商品：房產（H）和其他復合商品（COM）。如果消費者的目標是效用最大化，且復合商品的價格為1，則在資本市場均衡狀態時，購買兩種商品的邊際替代率等于住房的使用成本：

其中PH表示實際住房價格，r表示抵押貸款利率，m表示維護和修理支出率，即折舊率，tH表示房產稅率，λH代表住房的資本收入率表示實際住房價格預期收益率。將（2）式中的使用成本代入（1）式，然后求逆，可以得到逆轉的需求方程：

由于本文側重在內生貨幣供給理論下研究房價變化與貨幣政策以及國民經濟的關系，故做以下簡化：由于房產稅、折舊率和房產收益率等因素的個體差異性較大不易統計，故不考慮；根據以往相關文獻的研究結果可知，我國的利率變動不能對我國的房價變動做出較好的解釋，故略去；為了專注于討論影響房價變化的因素，故假定商品住房供給量一定，即假定在一段時間內影響商品住房供給的因素，如土地、開發商投資等因素均不變?；谝陨戏治?，我們將（3）式轉化為下式：

為了進行估計，將其轉變為下面的計量經濟模型：

其中ξt代表隨機誤差項，（5）式也是本文進行實證分析的理論基礎。

四、研究模型

1、馬爾科夫區制轉換向量自回歸（MS-VAR）模型的基本形式

本文將使用馬爾科夫區制轉換誤差修正模型（MS-VECM）對上述理論模型進行實證分析，MS-VECM模型是馬爾科夫區制轉換向量自回歸（MS-VAR）模型的一種擴展，具體的研究方法如下：

首先確定有限階數的VAR（P）模型的一般化形式，假設存在含截距項的向量自回歸模型：

在這里yt是k×1維向量。假設模型可逆且誤差項服從正態分布，則方程（6）為穩態高斯VAR（P）模型的截距形式，它可以表示成如下的調整形式：

或者可以說，馬爾科夫轉移模型中的區制狀態st服從一個不可約遍歷的m區制馬爾科夫過程，其轉移矩陣可以寫成如下形式：

如果時間序列受區制變化的制約，那么VAR模型的參數及均值不變特征就無法準確描述時間序列波動的過程，而含馬爾科夫機制轉移的VAR模型就可以在區制變化的框架下使用。馬爾科夫機制轉移的一般思想是：對于可觀測的時間序列向量yt，其潛在數據生成過程的參數依賴于不可觀測的區制變量st，其中st表示模型所處的不同狀態。對于本文所研究的房價波動而言，房價格波動在不同時刻所處的狀態是一個無法觀測的潛在變量。馬爾科夫區制轉移的主要特征則在于不可觀測的區制狀態變量st∈[1，2，…，M]服從一個離散的馬爾科夫隨機過程，即區制狀態變量st在某個狀態值j的概率僅與最近一期的區制狀態變量st-1值i有關；經濟系統中由上期區制狀態向下期的各區制狀態的轉換概率之和等于1，即：

其中，i=1，2，…，m，Pi，m=1-Pi，1- …-Pi，m-1。

常用的MS-VAR模型主要包括變截距、變回歸系數和變方差的形式，本文主要考慮各變量水平值制度變遷的特征，擬采用變截距變方差（即MSIH-VAR）模型來考察各變量間的相互特征。方程形式為：

其中ut～NID（0，∑（st）），u（st），∑（st）是用來描述依賴于區制St的變參數。

2、馬爾科夫區制轉換誤差修正模型（MS-VECM）模型的基本形式

如果方程（6）中向量yt是一階單整向量，且各變量之間存在著協整關系，則將MSIH-VAR等價轉換成MSIH-VECM模型，方程也相應改寫為：

五、數據描述與變量選取

本文的數據來源于同花順金融數據終端，采用了1998年8月至2012年4月共165個月度數據作為樣本，所選取的數據之所以從1998年8月開始，是因為國內商品房銷售額和國內商品房銷售面積的數據只能收集到從1998年8月開始的，而且由于1998年初中央決定在全國范圍內停止實物分房，從1998年中下旬開始我國房地產業市場化程度才得到顯著提升。變量選取如下：PH代表國內商品房平均價格（單位：元/平方米），它是由國內商品房銷售額除以國內商品房銷售面積得到；M代表實際貨幣供給量M2，二者均采用以1997年8月為基期的居民消費價格指數（CPI）進行平減；Y代表實際收入，即經濟基本面，但由于GDP只有季度數據，故本文采用工業總產值的月度數據，并以1997年8月為基期的工業出廠價格指數（PPI）對其平減。為消除季節因素，本文運用X12-Multiplicative方法對房價、貨幣供給量以及工業總增長值的數據進行季節調整。

六、我國房價波動區制轉移特征實證分析

1、單位根檢驗

為防止偽回歸，首先對調整后的房價、貨幣供給量以及工業總增長值等數據進行ADF單位根檢驗，以確保所選數據符合建模條件。表1顯示了原假設為變量存在一個單位根過程的ADF檢驗結果。通過檢驗發現，上述數據的一階差分在1%顯著水平下均是平穩的，即各個變量均為一階單整序列，因而可以進行協整分析。

2、協整檢驗

這里選用Johansen-Juselius多元協整分析技術來進行協整分析。根據AIC和SC準則來選取變量的滯后階數，發現滯后二階時各指標的綜合結果較好。同時分別運用ARCH檢驗、LM檢驗和J-B檢驗得到殘差不存在異方差、不存在自相關性且符合正態性。這里利用最大特征值和跡統計量進行協整檢驗，限于篇幅，本文直接給出檢驗結果。在10%的顯著水平下，存在一個協整關系，經整理，標準化的協整關系式為：

方程（12）給出了房價、貨幣供給量和工業總產值之間的長期均衡關系，括號中的數字表示各協整系數估計值的漸進標準差。

3、確定馬爾科夫誤差修正模型

對于方程（11），需要確定區制數量和最優的滯后階數。首先，需要確定MS模型的區制數量。依照既有文獻對經濟周期的區制劃分，可以將房地產價格的變動分成兩種形式：第一，根據Hamilton（l989）和Ero1zig（1997）對經濟周期劃分為經濟衰退階段和經濟增長階段，可將房地產價格波動劃分為房價衰退階段和房價增長階段兩個區制；第二，陳浪南（2007）將經濟周期劃分為經濟衰退階段、經濟適度增長階段和經濟快速增長階段，可以將房地產價格波動分成三個區制，即：房價衰退階段、房價適度增長階段和房價快速增長階段?？紤]到國內的房地產價格自1998年以來波動較為頻繁，而且出現房價高速增長區間，本文采用第二種三區制劃分思想，將房價波動分為房價衰退、房價適度增長和房價快速增長三個區制，區制1代表房價快速增長階段，區制2代表房價衰退階段，區制3代表房價適度增長階段。

表1 ADF單位根檢驗結果

表 2 MSIH（3）-VECM（1）模型估計結果

其次，根據AIC準則、HQ準則以及SC準則來確定最優的滯后階數。為防止滯后階數過多而引起參數過多，本文選取yt（lnPh，t，lnYt，lnMt）作為內生變量組合，通過選AIC、SC和HQ的檢驗值最小以及結合由Johansen協整關系檢驗得出的長期均衡方程，最終選定MSIH（3）-VECM（1）的模型，模型的估計結果見表2。

4、我國房價波動的區制轉移特征及其解釋

（1）我國房價波動的區制轉移的劃分。實證結果表明，我國的房地產需求市場存在明顯的區制轉移特征。圖2顯示了在1998年到2012年間我國的房價存在多次區制之間的相互轉移過程，橫坐標表示月份的序數，縱坐標表示房價出現在該區制的概率。通過與實際房價波動情況的比較，我們可以得出，首先，區制1為房價快速增長，區制2為房價衰退，區制3為房價適度增長；其次，馬爾科夫機制轉移誤差修正模型較好地區分了我國房價的波動區制，并且客觀描述了我國商品住房市場的波動狀況。根據每個區制下各時期房價的表現特征，可以將我國房價近十多年的波動劃分成七個階段。

第一階段：1999年1月—2002年1月，這段時間內，我國的房價交替出現衰退和適度增長，本文認為原因主要是以下兩方面作用力所導致的。首先，房地產市場并不景氣，一方面，1999年正處于我國房地產改革的初期，個人購房的意識還不是很高，且購置商品房比例在整個購房比例中的比重相對較小，商品房交易市場并不完善，另一方面，受亞洲金融危機的影響，大家對經濟的態度并不樂觀；其次，為了刺激內需，促進經濟增長，使得我國的房地產市場發展成為新的經濟增長點，國家不斷出臺新的政策促進房地產業的發展，如1999年7月，財政部、國家稅務總局發出《關于調整房地產市場若干稅收政策的通知》以及1999年12月則政部、國家稅務總局、建設部發出《關于個人出售住房所得征收個人所得稅有關問題的通知》等?？傊瑥恼w上看，這兩個作用力的大小決定了房價變動的方向。

圖2 我國房價波動區制劃分

第二階段：2002年2月—2005年5月，在此期間，房價出現衰退的可能性很小，且基本處于適度增長的區制。這在圖2中也可以看出，在2002年初開始，我國的房地產價格進入到適度增長階段，雖在2003年后，我國的房地產市場出現了投資過熱和發展過亂的狀態，為抑制上述狀態的發生，中國人民銀行發出了《關于進一步加強房地產信貸業務管理的通知》，加強房地產開發貸款管理。但是政府的措施僅僅只對房地產供給市場的投資以及房地產商的項目開發等方面予以控制，而對房地產價格的控制卻沒有提出實質性的政策，也就是說政策的變動未對房地產價格產生有效的沖擊，使得直至2005年，我國的房地產價格一直處于適度增長階段。

第三階段：2005年6月—2007年12月，房價較大可能地交替出現在區制3與區制1。2005年初，我國房價開始進入到高速增長階段。雖然央行于2005年發出《關于調整商業銀行住房信貸政策和超額準備金存款的通知》，取消住房貸款優惠政策，調控開始偏向需求方面，以及同年國務院下達的“國八條”，但是政策的出臺只造成了交易量的大幅下滑，房價并未過多改變。受政策導向目的不夠明確、調控力度不夠堅決的影響，房地產需求在短暫的觀望后迅速反彈，使得房價在此階段短暫處在區制3狀態下再次進入到區制1的狀態。隨后，政府出臺了一系列政策以遏制房價的高速增長，尤其是2006年5月央行將個人住房按揭貸款首付比例提高到30%，使房價進入到了適度的增長階段。2007年我國經濟繼續保持快速增長勢頭，房地產業也持續快速發展。在房地產投資過快，商品房銷售面積大幅提高的情況下，我國的房價在2007年中期出現反彈現象，針對我國房價的反彈情況，國家出臺了針對住房消費、土地市場等方面的調控。

第四階段：2008年1月—2009年1月，受美國次貸危機的影響，使得銀行信貸部門對房貸變得謹慎，再加之消費者對經濟的預測持悲觀態度，住房消費的需求者保持持幣觀望態度，使得我國的房地產需求大幅跳水，為躲避危機房地產商削減價格，使得我國的房地產價格在經歷了長時間的繁榮后進入低谷。

第五階段：2009年2月—2010年2月，為確保我國經濟平穩運行，國家放緩了對房地產市場的監管，在這段時間，央行5次降息和4次下調存款準備金率，2009年國務院辦公廳落實和出臺有關信貸、稅收系列政策措施，實行首套住房七折優惠貸款利率、首次下調商品房固定資產投資項目比例、支持房地產開發企業應對市場變化等。這一系列措施的出臺，既鼓勵了住房合理消費、增加了內需，但也放松了房地產“銀根”、降低了房企融資門檻，使得住房需求者經歷了一段觀望期之后，進入到房地產市場，促進了房地產的實際需求。此外，房價的下跌幅度低于預期，為此人們對房產的套期保值功能產生“只漲不跌”的心理預期，使得大量的熱錢進入到樓市。由此房地產價格增長速度在經歷了衰退之后迅猛反彈，從第2區制進入到第1區制。

第六階段：2010年3月—2011年11月，房價增速處于衰退期，原因主要在于上一階段房價的迅速增長引起了政府相關部門的高度重視，并相應出臺了很多的宏觀調控措施，使得房價增速開始衰退。

第七階段：2011年12月—2012年4月，房價進入適度增長階段，這與當前的宏觀經濟穩定目標有關。在12月12日至14日于北京舉行的中央經濟工作會議強調了從“保增長”到“穩增長”的經濟目標轉變，并明確了對房價打壓和調控不放松的想法和校正畸形樓市中存在問題的決心，讓高漲的房價回歸合理的價位，從而減輕百姓的生活壓力和負擔。

（2）我國房價波動各區制間的轉移概率及持續時間。表3顯示了我國房價波動的轉移概率矩陣，表4顯示了我國房價波動在各個區制下的持續時間及在整個區間存在的概率。通過表3和表4可以得出，三個區制均比較穩定：區制1自我維持的概率是0.7373，其平均持續期為3.8個月，區制2自我維持的概率是0.7805，其平均持續期為4.5個月；區制3自我維持的概率是0.8349，其平均的持續期為6個月。三個區制相比較，在區制3中的自我持續概率最高，在區制1中的自我持續概率最小，這表明：首先，房地產價格波動在適度增長階段最為穩定，而在房價快速增長階段最不穩定；其次，房價波動在任一區制中都是自我持續性最高，這表明如果沒有外生沖擊，房地產價格波動從一個區制進入到另一個區制的概率很小。

表3 我國房地產價格波動的轉移概率矩陣

而房地產價格波動的外生沖擊來自何處？將房地產價格波動放入整個宏觀環境中進行對照可以發現，房地產價格在區制間的相互變化受國際環境和國內政策的影響。如受亞洲金融危機和美國次貸危機的影響，我國的房地產市場分別在1998年到1999年及2008年到2009年兩次陷入低谷；而為擺脫美國次貸危機的影響，在2009年國家放緩對房地產業的監管，并且不斷頒布利好刺激政策，使得房地產業在從低谷跳躍到高速增長狀態。

5、不同區制下房價、貨幣政策與經濟增長的相互關系

脈沖響應函數描述了一個內生變量對誤差沖擊的反應程度。具體來說，它描述的是在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。這里通過估算脈沖響應函數，具體考察我國房價、貨幣供給量與經濟增長在不同區制下的相互關系。

由于本文的研究目的在于著重分析宏觀經濟穩定目標的實現情況，所以，此處僅給出經濟增長對房價和貨幣政策的脈沖響應分析，以及房價和貨幣政策的脈沖響應分析，以求得到二者對經濟穩定的影響。首先，由圖3和圖4可得出以下結論：在區制3（房價適度增長）下，房價和貨幣供給量的變動都僅在當期和短期內對經濟增長存在較大影響，隨著時間的變動，其影響均趨于穩定。這說明，房價和貨幣政策的穩定對經濟增長的穩定起著重要作用；而在區制1和區制2下，房價和貨幣供給量對經濟增長在相當長的時間內影響幅度均比較大。其次，通過圖5可知，在房價適度增長時，貨幣供應量對房價的影響不大；而在房價快速增長和增速衰退的情況下，貨幣供給量對房價的影響較大。

表4 我國房地產價格波動在各個區制下持續時間和概率

七、總結

本文運用MS-VECM模型研究了我國1998年8月至2012年4月間房價變動、貨幣政策以及國民經濟變化之間的非線性關系，我們在估計和檢驗MSIH（3）-VECM（1）模型的基礎上，對我國房地產價格的機制轉移特征進行了分析，并得出以下結論。

圖3 不同區制下經濟增長對房價的脈沖響應函數圖

圖4 同區制下經濟增長對貨幣供給量的脈沖響應函數圖

圖5 不同區制下房價對貨幣供給量的脈沖響應函數圖

第一，我國的房地產價格波動過程中存在著顯著的三區制性質，即“衰退階段”、“適度增長階段”和“快速增長階段”，根據每個區制下各時期房價的表現特征，可以將我國房價近十多年的波動大致劃分成七個階段。從轉移概率上可以看出，我國房地產價格波動在“適速增長階段”的自我持續概率最高，并在該階段的概率也最大；在“快速增長階段”的自我持續概率最低。

第二，根據在不同區制下的脈沖響應分析結果，可以得到如下結論與啟示。首先，當房價處于不同增長階段，其對經濟增長的促進作用是不一樣的。當房價處于適度增長階段時，房價和貨幣政策的穩定對經濟增長的穩定起著重要作用；而房價增速適度或衰退對經濟快速增長或下降有正向作用。這也啟示我們，在房價增長的不同階段，為了實現不同的經濟增長目標，政府應該采取不同的調控目標，由于當前房價處于適度增長階段，繼續保持房價穩定對“穩增長”目標的實現是非常重要的。其次，當房價處于適度增長階段時，貨幣供給量對房價的影響并不十分顯著，這也證明了適當采取寬松穩健的貨幣政策不太可能導致商品房投機的再次猖獗，欲實現房價穩定，還應繼續堅持其他相關抑制房價增長的政策；而當房價增速適度和衰退時，貨幣供給量對房價的影響較大，因此，國家在房價過熱或過冷時，都要更加審慎地使用貨幣政策。

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