廣義貨幣供應量對我國房地產價格的影響研究

(浙江財經大學 浙江 杭州 310018)

廣義貨幣供應量對我國房地產價格的影響研究

金奕峰

(浙江財經大學浙江杭州310018)

近年來，我國貨幣供應量迅速增加，2015年12月末，我國廣義貨幣供應量(M2)余額為139.23萬億元，M2與GDP之比達到 200%，經濟的貨幣化現象嚴重。雖然，貨幣量巨額增加，但是我國的物價水平并不高，CPI一直在低位徘徊，縱觀我國十年來的房價，2003以來，房價一路上揚。本文從伴隨著我國貨幣供給的高速增長但是物價水平卻在低位徘徊，而房價卻一路高歌猛進的現象出發，考察了貨幣供應量對房價的影響，為我國房地產調控提供可行性建議具有顯著的理論和現實意義。

本文的研究目的是通過理論分析和實證研究考察貨幣供應量對房地產價格的影響，得出廣義貨幣供應量、國內生產總值、城鎮家庭人均可支配收入等對房價的影響方向、影響程度以及作用效果；根據理論分析和實證研究的結論提出相應的政策建議，為房地產市場的健康發展提供借鑒。

本文首先對國內外相關的研究成果進行了梳理。其次對我國的貨幣供應情況進行了分析，回顧了房地產的發展歷程及存在問題等。然后，在現狀和理論的基礎上，選取廣義貨幣供應量M2指標，通過建立計量模型實證論證了貨幣量與房價之間關系。最后，研究了廣義貨幣供給量、國內生產總值、城鎮家庭人均可支配收入三個變量對房地產價格的影響。通過研究房價和貨幣量的關系，最后得出貨幣供給增加會引起房價的上升，貨幣量和房價存在長期穩定的均衡關系 。

貨幣供應量；房價；協整分析

一、緒論

(一)研究背景及意義

1998年起，我國取消了福利分房，實行住房商品化改革，經過十多年的發展，房地產行業已成為我國國民經濟發展的支柱產業，房地產業每年對GDP的貢獻率都在5%左右，對GDP增長的拉動平均為1.5個百分點，對經濟、社會發展做出了重要貢獻。從投資來看，全國房地產投資占固定資產投資的比例接近20%，北京、上海、深圳等一線城市占比更高，占全社會固定資產投資比重將近過半，例如2004年、2005年北京房地產開發投資占全社會固定資產投資的比重分別達到58.3%、53.9%。2003年以來，房價一路高歌猛進，十年來房價翻了5-6倍，一線城市的房價收入比達到了30：1，甚至更高，超出了普通居民的承擔能力。

從貨幣供應量來看，M2從2002年初的16萬億，2013年超過100萬億，十年來我國貨幣供應量增長超過5倍，按照目前的數據，M2與GDP之比高達200%。雖然我國貨幣供應量保持高速增長，但是我國的一般物價水平(CPI)一直在低位徘徊，并不存在嚴重的通貨膨脹。

房地產業是資金密集型行業，無論是房地產開發商還是住房購買者，都需要巨額資金。房地產具有消費品及投資品的雙重特性，房價波動的同時會通過財富效應影響消費、通過托賓“Q”效應影響投資，而且通過“金融加速器效應”對實體經濟帶來相當大的影響。我國房價的不合理發展最終會影響到我國經濟的穩定，20世紀90年代日本房地產市場泡沫破滅，致使日本經濟十年停滯；2007年美國次貸危機也是源于房地產泡沫，演變成全球金融危機致使全球經濟蕭條，這些都是我國房地產市場非理性繁榮的前車之鑒。房價的上升使社會分化兩個階層，高收入者投資投機房地產，中低收入者只能“望房興嘆”，造成買房困難，嚴重影響人們正常的工作和生活。黨的十八大提出推進城鎮化，城鎮化可以最大潛力的擴大我國內需，是經濟新的增長動力，房地產業的非理性發展造成的高房價，不僅影響人們的生活，也會影響我國的城鎮化進程，房地產業在經濟和政治層面上對我國發展產生重大影響。不可否認，內外多種因素綜合作用下推高了房價，但是貨幣原因是其中的主要因素，縱觀十多年來房價和貨幣供應量變化，貨幣的擴張推高了房價是不爭的事實。

因此，在貨幣供給增加、房價一路上揚的大背景下研究貨幣供應量對我國房價的影響具有重大的現實意義，貨幣供應量對房價的短期沖擊效果如何以及長期的作用將會發生怎樣變化，將對房地產市場及宏觀經濟產生重大的影響，厘清貨幣供應量對房地產價格的作用機制，使房價合理回歸以及我國房地產市場理性發展，為我國房地產調控提供可行性建議具有顯著的理論和現實意義。

(二)文獻綜述簡評

通過對國內外研究動態的歷史回顧，國內外學者分別從利率、信貸、資產價格等角度研究了貨幣量對房地產價格的影響，由于研究對象和數據選取范圍及實證模型的不同，研究成果不甚相同。當前的研究現狀缺乏對執行資產職能的準貨幣的研究，而且實證分析較少考慮國內生產總值、收入等，此外理論分析不太完善。本文在回顧和學習前人研究成果的基礎上，首先通過全面的理論分析，理論既包括貨幣數量論、貨幣結構、貨幣乘數效應，也涵蓋了貨幣供應量影響房價的理論，研究了我國貨幣供應量和房價之間的關系。其次，本文針對前人研究成果中缺乏對準貨幣的分析以及實證研究較少考慮GDP和收入等，通過選取廣義貨幣供應量、準貨幣、城鎮居民家庭人均可支配收入、國內生產總值等指標，實證分析各指標和房價之間的關系，進而圍繞理論分析和實證研究的成果，從貨幣政策和長期宏觀調控的角度提出完善我國房地產市場的建議。

(三)研究方法

1.理論分析

搜集國內外相關的論文集、期刊、電子文獻等，認真研讀夯實理論基礎，本文以主流的經濟學理論、金融理論分析貨幣量與房價之間的關系，理論包括貨幣數量論、貨幣量影響房價的理論、托賓“q”理論、生命周期假說等，從理論上理清貨幣供應量對房價影響的機制。

2.實證分析

在理論分析的基礎上，利用電腦軟件(EViews)進行實證研究。實證研究包括：定性研究和定量研究，定性研究主要是以圖、表格的形式呈現，采用圖表形式可以直觀的分析變量的變化趨勢和變量之間的關系；定量研究主要包括：數據的搜集、協整分析、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗。通過量化分析，進一步認清貨幣供應量與房價的關系。

二、 貨幣供應量和房價關系的實證研究

(一)變量選取與數據說明

本文選取 2001 年第一季度至 2015 年第四季度的季度數據進行研究，每個變量共獲得60個樣本值。指標選取與說明如下：

1、廣義貨幣量(M2)，由于M2不僅能反應現實的購買力，還可以反應潛在的購買力，所以選取 M2作為研究貨幣量影響房價的一個因素。

2、國內生產總值(GDP)，國內整體的經濟發展水平對房地產行業有重要影響，因此選取該指標，分析經濟基本面對房價的影響。

3、選擇全國商品房平均銷售價格(記為HP)作為房地產價格的指標。 分別研究貨幣供應量(M2)、準貨幣(QM)、城鎮居民家庭人均可支配收入(R)、國內生產總值(GDP)與商品房平均銷售價格(HP)的實證關系，對房價與 M2的關系進行定量分析。

廣義貨幣量(M2)采用中國人民銀行發布的季度末數據，商品房平均銷售價格(HP)由商品房銷售額除以商品房銷售面積得到，商品房銷售額、商品房銷售面積的季度數據來源于國家統計局網站，由于只有月度的商品房銷售額、商品房銷售面積，通過計算得到商品房平均銷售價格。

本文數據以 2001 年為基期，各變量利用消費者物價指數剔除通貨膨脹的因素，此外為消除數據的異方差，對數據進行對數化處理，利用計量經濟學軟件Eviews7.2進行實證研究。

(二) M2與房價HP的實證關系

1．變量的平穩性檢驗——ADF單位根檢驗

由于選取的變量都是時間序列數據，為避免出現偽回歸，保證實證研究的有效性，做實證分析之前，需要檢驗時間序列數據的平穩性，即單位根檢驗。分別對 hp、m2取對數，即 lnhp、lnm2。檢驗結果如表 1.1：

表1.1 lnhp、lnm2的平穩性檢驗結果

注：檢驗形式0為無常數項或趨勢項，1表示有常數項和趨勢項

由表 1.1 的檢驗結果可知，lnhp、lnm2等原始序列都沒有通過平穩性檢驗，但經過一階差分后，各變量是平穩的，dlnm2和 dlnhp 序列都是平穩性序列，dlnm2和 dlnhp 都是一階單整序列，也即 lnm2～Ⅰ(1)，lnhp～Ⅰ(1)。

由此可知lnm2與 lnhp 可能存在協整關系，即長期均衡關系。

2.協整性檢驗

lnhp、lnm2都是一階單整的，可能存在著長期均衡關系，這種均衡關系意味著經濟系統不存在破壞均衡的內在機制，如果變量在某時期受到干擾后偏離其長期均衡點，則均衡機制將會在下一期進行調整以使其重新回到均衡狀態。

(1)利用 Engle-Granger 兩步檢驗法對 lnhp、lnm2 進行協整檢驗

第一步：用普通最小二乘法估計方程。首先對lnhp和lnm2進行協整回歸，得到回歸方程

lnhp=0.713+0.537lnm2

①

(6.31) (67.16)

R2=0.987, F=4509.989, DW=0.408460

括號中的數字為相應的t統計量值，截距項與斜率項的t檢驗值均大于5%顯著性水平的臨界值，說明被解釋變量與解釋變量之間的線性關系是顯著的；可決系數R2統計量說明擬合優度高，即解釋變量對被解釋變量的解釋程度、線性影響較強。設該回歸模型的殘差為 e1。殘差方程為：

e1= lnhp-0.713-0.537lnm2

②

第二步、檢驗殘差 e1 的平穩性。即對殘差進行單位根檢驗，檢驗結如表：

表1.2 殘差 e1的平穩性檢驗結果

注：檢驗形式0為無常數項或趨勢項，1表示有常數項和趨勢項

由表1.2 知，②的回歸殘差 e1 通過了平穩性檢驗，則表明：商品房平均銷售價格的對數序列 lnhp 與廣義貨幣供應量的對數序列 lnm2 是(1,1)階協整的，說明這兩個變量的對數序列間存在長期穩定的“均衡”關系。②式表明 lnhp關于lnm2的長期彈性為0.537，即貨幣供應量 lnm2 每增加 1%時，商品房平均銷售價格lnhp將上漲 0.537%。

3.誤差修正模型和Granger因果關系檢驗

(1)誤差修正模型

Engle與Granger在1987年提出了著名的Granger表述定理(Granger representaion theorem)，如果變量X與Y是協整的，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。由于lnm2與 lnhp存在協整關系，所以可以建立誤差修正模型。

以lnhp關于lnm2的協整回歸中穩定殘差序列e1作為誤差修正項，可建立如下誤差修正模型

Dlnhp= 0.430Dlnm2+0.180Dlnhp(t-1) -0.275e1(t-1)

(4.453) (1.523) (-3.230)

=0.262, DW=1.770

由上式可知，誤差修正項的系數為負，符合反向修正機制。lnhp關于lnm2的短期彈性為 0.430，lnm2的變動對lnhp的變動有正向影響，表明每個季度的商品房平均價格的變動與長期均衡值的偏差中(0.275)被修正。

(2)Granger因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗(Granger test of causality)主要考察一個變量過去的行為是否影響另一個變量的當前行為，還是雙方的過去行為在相互影響著對方的當前行為。格蘭杰因果檢驗是檢驗統計上的時間先后順序，并不表示真正存在因果關系，是否呈因果關系需要根據理論、經驗和模型來判定。

格蘭杰因果關系檢驗對于滯后期長度的選擇有時很敏感，不同的滯后期可能會得到不同的的檢驗結果，按照 AIC(Akaike information criterion)和 SC(Schwarzcriterion)最小化準則，選取滯后期。由于 lnhp 、lnm2 都是一階差分平穩序列，可以進行格蘭杰因果關系檢驗。

表 格蘭杰因果關系檢驗結果

檢驗結果表明：在滯后2期時，廣義貨幣供應量lnm2是房價lnhp的格蘭杰原因，但房價lnhp不是廣義貨幣供應量lnm2的格蘭杰原因，即說明廣義貨幣供應量lnm2對房價lnhp產生影響；在滯后3期時，在5%顯著性水平下，廣義貨幣供應量lnm2是房價lnhp的格蘭杰原因，但房價lnhp不是廣義貨幣供應量lnm2的格蘭杰原因；在滯后4期時，在5%顯著性水平下，廣義貨幣供應量lnm2是房價lnhp的格蘭杰原因，但房價lnhp不是廣義貨幣供應量lnm2的格蘭杰原因；在滯后5期時，在5%顯著性水平下，廣義貨幣供應量lnm2是房價lnhp的格蘭杰原因，在10%顯著性水平下，房價lnhp是廣義貨幣供應量lnm2的格蘭杰原因。

三、 實證結果分析及研究結論

廣義貨幣供應量與房價實證研究表明，貨幣存量與房價存在協整關系，即長期的均衡關系，而且變量通過了顯著性檢驗，方程總體線性關系顯著成立，擬合優度高。結果表明，我國的巨額的貨幣存量推動了房價的上漲，貨幣供應量是推動房價上漲的主要因素之一。格蘭杰因果檢驗表明，廣義貨幣量對房地產價格影響較大，即廣義貨幣量的迅速增加導致了房價的上漲。

本文從伴隨著我國貨幣供給的高速增長但是物價水平卻在低位徘徊，而房價卻一路高歌猛進的現象出發。首先對我國的貨幣供應情況進行了分析，回顧了房地產的發展歷程及存在問題等等。其次，簡要回顧了相關的文獻，從理論上分析了貨幣供應量與房價之間的關系。然后，在現狀和理論的基礎上，選取廣義貨幣供應量M2指標，通過建立計量模型實證論證了貨幣量與房價之間關系。

理論分析和實證研究皆表明，我國的巨額的貨幣量是推動房價上漲的重要因素。1976 年諾貝爾經濟學獎得主米爾頓·弗里德曼(Milton Friedman)說過：“通貨膨脹在任何時間任何地點都是一種貨幣現象”。我國巨額的貨幣存量雖然沒有帶來物價水平(CPI)的大幅波動，但是房價有泡沫化的趨勢，過多的貨幣追逐少量的商品，必然會引起通貨膨脹。當實體經濟難以吸收這么多的貨幣時，大量的貨幣出于投資投機的動機就會涌入資產市場以尋求資金的保值增值，推動資產價格的上漲。當資產價格持續上漲時就會積累泡沫，泡沫過度膨脹的后果就是價格的暴跌，泡沫的破滅會對實體經濟造成巨大沖擊，爆發經濟危機。

通過實證研究貨幣供應量和房價之間的關系，分析表明貨幣量與房價高度相關，是推動房價上升的主要因素，這對政府調控樓市有重要的政策涵義。

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金奕峰(1992-)，男，漢族，浙江省杭州市人，金融學碩士研究生，浙江財經大學金融學專業，研究方向金融工程。