我國房價變動的貨幣供給因素分析

張 艷 ，張 維 ，化得良

（1.蘭州文理學院；2.甘肅中醫藥大學，甘肅 蘭州 730000）

一、引言

自1998年以來，我國正式開啟了以“取消福利分房，實現居民住宅貨幣化、私有化”為核心的住房制度改革。一方面我國房地產進入快速增長時期，市場化程度不斷提高，逐漸成為國民經濟的支柱產業；另一方面，我國房價一路走高，超過大部份民眾購買能力，成為關乎社會經濟穩定發展的重要問題。據國家統計局公布的數據，1990—2014年的25年中，房屋價格年均增長率10.7%，超過同期實際國內生產總值9.9%的年均漲幅。按照經濟學一般理論，任何價格都是由供求雙方的力量綜合作用的結果，即“價格是買家與買家競爭、賣家與賣家競爭的結果”（Alchian，1964），我國房地產價格也應由供求共同作用形成，并依供求變化而變化。但我國處于轉型經濟發展時期，房價除受到市場機制的作用之外，還受到政府壟斷供地行為、人口結構變化、城市化發展以及對外貿易發展等多重因素影響（潘金霞，2013；況偉大、李濤，2012；宮汝凱，2012）。除此之外，我國房價上升的一個更為重要的因素便是貨幣供給量的變化，如吳敬璉（2014）、盧峰（2014）、陳龍（2014）等都表達了這一觀點。本文在以上觀點的啟示下，專門討論我國房價變動與貨幣供給量的關系，試圖為我國高企的房價尋找貨幣層面的原因。

二、文獻綜述

西方學者較早關注了引起房價上升的各種因素，大部分研究集中在房地產市場的需求層面，而對于供給面的研究相對較少。20世紀六七十年代開始，隨著經濟計量方法的廣泛運用以及宏觀數據可得性的增強，房地產市場逐漸引起宏觀經濟學家的關注。城市經濟學家Muth（1960）從微觀角度分析了房屋價格的決定因素，強調了住宅與CBD間的距離、單位建造成本、其他商品銷售額、土地使用密度、農業用途價值等因素對房價的影響。Weinberg等（1981）指出，收入增加與調整房屋需求之間存在著滯后的關系。Horioka（1988）認為，在研究房價問題時，應關注家庭收入而非個體收入。Smith和Ohsfeldt（1982）研究了政府公共品供給與房價之間的關系，發現政府的公共品投入越多，房屋價格上漲速度越快。Zorn和Sackley（1991）從理論上分析了預期與房價的關系，認為預期因素瞬息萬變，從數據中很難得到預期與房價之間的穩定關系；房屋價格的供給面研究較少，主要是因為大多數學者認為受土地的特性及房屋建造周期的影響，房屋供給變動相對緩慢，并取決于政府制度設計，從政策層面看難以在中短期改變，因此在分析房地產價格時可以假定房屋供給不變。Tse（1994）在比較中國香港、中國臺灣和新加坡的房地產市場時，也發現土地供給制度的不同會影響房地產市場的供給彈性，從而影響房價變化；貨幣政策、金融市場發展和信貸約束對房地產市場的影響在多次房地產危機爆發以后，也逐漸引起學界的關注。Ahearne等（2005）分析 OECD國家 1970年以后的貨幣擴張與房價之間的關系，發現貨幣供給量擴大首先會帶來房屋資產價格上漲，然后才是其他金融資產，最后才會導致一般物價水平上漲。Carstensen等（2009）的研究驗證了他們的結論。

我國學者對房地產價格上升因素的研究自進入新世紀以來也取得了豐碩的成果。已有研究認為，我國房地產價格的上升受到諸多因素影響，如政府壟斷供地，實行土地財政（潘金霞，2013；邵新建等，2012；周彬、杜兩省，2010；蘭宜生，2010；高荊民、何芳，2007）、人口結構變化與城市化發展（鄒瑾，2014；陳國進等，2013；鄧翔、孔紅枚，2013；汪慧林等，2012；徐建煒等，2012）、對外貿易發展（范紅忠、周啟良，2014；王劍鋒、彭興韻，2013；趙春明、陳昊，2011）等。近年來一些學者開始關注我國房價居高不下的貨幣面因素，如栗亮（2011）的實證分析認為，貨幣供給量對房價的影響在長期和短期作用不同，長期中貨幣供給不會影響房價，但短期內貨幣供給量會對房價產生正向沖擊；況偉大、李濤（2012）的經驗研究發現，利率對我國房價的影響非常明顯。吳敬璉（2014）、盧峰（2014）、陳龍（2014）等則在不同媒體上認為我國房價高漲的主要原因之一是央行沒有管理好貨幣供給，造成了流動性過剩，但他們的觀點缺乏嚴謹的實證支持。

綜上所述，關于房價上漲的因素的研究是宏觀經濟學、城市經濟學等領域的熱點問題，已有研究從需求和供給兩個方面展開了深入分析。我國學者對房改政策實施以來的房價居高不下問題也進行了卓有成效的多方面研究，但關于房價上漲的貨幣面原因的分析還不夠深入。本文在已有研究基礎上，采用時間序列分析方法分析我國房價高漲的貨幣供給因素。

三、理論假說與實證檢驗

（一）理論假說

在宏觀經濟學中，貨幣數量論的基本觀點有MV=PT，其中M代表貨幣供給，V代表貨幣流通速度，P代表物價水平，T代表一定時期的產出。如果將上述四個因素都看成是時間的因素，對上式兩邊取自然對數并關于時間全微分得到：

將這一基本原理應用于房價的變化可以得出，房價作為社會價格水平的一個重要組成部分，受到貨幣供給量變化的影響。當一國貨幣當局擴大貨幣供給量時，房地產價格將快速上升，而當貨幣當局緊縮銀根，回籠貨幣時，房價將出現一定程度的降低。因此，得出本文的理論假說，即我國房價上升主要歸因于貨幣當局放松銀根，擴大貨幣供給量。

（二）實證分析

為了對上述假說進行實證檢驗，本文搜集了1990—2016年我國商品房銷售額與廣義貨幣供應量M2年底余額，數據取自《中國統計年鑒（2016）》及中國人民銀行發布的《2016年金融統計數據報告》。圖1和圖2描繪了這兩個序列的變化趨勢。

由圖1和圖2可以看出，在1990—2016年的27年中，我國商品房銷售額與廣義貨幣年底余額有著幾乎相同的變動趨勢。由統計軟件stata12得到的二者的相關性高達99%，且通過了1%的顯著性檢驗（見表1）。

圖1 1990—2016年商品房銷售額（億元）變動趨勢

圖2 1990—2015年M2年底余額（億元）變動趨勢

表1 1990—2015年商品房銷售額與M2年底余額的相關性檢驗

雖然這兩個變量有著高度的相關性，但如果直接進行回歸，可能會出現偽回歸現象（Granger、Newbold，1974；Phillips，1986），因為這兩個變量可能是非平穩的變量。因此，應首先對這兩個變量進行平穩性檢驗，如果二者是同階單整的平穩過程，則可以采用由Engle和Granger（1987）等發展起來的協整分析技術解決偽回歸問題，得到二者關系的一致估計。

如果一個時間序列Xt是平穩的，則：（1）序列Xt的均值E（Xt）與時間t無關；（2）時間序列Xt的方差是有限的，并不隨著t的向前推移產生系統變化。于是，序列Xt將趨于返回它的真值，以一種相對不變的振幅圍繞均值波動。如果一個時間序列是非平穩的，但經過對其進行k次差分可以使之成為平穩序列，則稱該序列為k階單整（Integration）序列，記為 I（k）。如果時間序列 X1，t，X2，t，…Xn，t都是k階單整序列，且存在一個向量α=（α1，α2，…αn），使得，其中k≥b≥0則稱序列 Xt為（k，b）階協整的，α 為協整向量。如果經濟變量序列Xt是協整的，在經濟學意義上說明盡管每個序列具有自己的長期波動規律，但是由于它們之間存在協整關系，因此說明它們之間在運動中存在一個長期穩定的比例關系。

為了容易得到平穩序列又不改變變量的特征，對1990—2015年我國商品房銷售額與M2年底余額取自然對數，并記為lnHprice和lnM2，它們的一階差分序列記為dlnHprice和dlnM2，采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）單位根檢驗方法檢驗以上時間序列的平穩性。檢驗結果見表2。

表2 1990—2016年商品房銷售額與M2年底余額的平穩性檢驗

由表2可以看出，商品房銷售額與M2年底余額的自然對數序列都是非平穩序列，而它們的一階差分序列都是平穩序列，且至少通過了5%的顯著性水平檢驗，這說明，這兩個序列都是一階單整序列。對于同階單整序列，可以采用Engle和Granger兩步法進行其長期關系的協整檢驗。該方法首先用普通最小二乘法對序列進行協整回歸，然后再把協整回歸所得到的殘差進行單位根檢驗。用此方法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性。

本文對lnHprice關于lnM2做回歸，得到如下的回歸方程：

該回歸方程調整的R2值為0.989，F統計量為1 964.00，說明方程具有較好的解釋力度，方程中的常數項和lnM2的回歸系數都通過了1%的顯著性水平檢驗。回歸結果顯示，考察期內貨幣供給量每增加1個百分點，我國房價上升1.453個百分點。對該回歸模型的殘差項進行單位根檢驗，結果如表3所示，殘差序列的變動趨勢如圖3所示。

表3 殘差項的平穩性檢驗

圖3 殘差序列的趨勢圖

由表3和圖3可見，（2）式回歸結果的殘差序列在5%的顯著性水平上通過了平穩性檢驗，其變化趨勢基本圍繞零值上下波動，具有良好的平穩性；（2）式的回歸結果反映了房價變動與廣義貨幣供給量間的長期協整關系。長期內我國廣義貨幣供給量每上升1個百分點，的確會引起房價上升1.453個百分點。

接下來，為了更為清楚地反映房價與廣義貨幣供給量間的關系，本文進行了二者的Granger因果檢驗，結果如表4所示。

表4 1990—2016年商品房銷售額與M2年底余額的Granger因果檢驗

由表4可以看出，對于M2年底余額不是房價上升的格蘭杰原因的原假設，在1%的顯著性水平上被拒絕，說明我國廣義貨幣供給量的增加是引起房價上升的格蘭杰原因，且統計顯著。檢驗結果顯示無法拒絕房價不是M2年底余額上升的格蘭杰原因的原假設，說明房價的居高不下并沒有引起貨幣供應量的激增。房價與廣義貨幣供給量之間存在單向的因果關系，由于貨幣供應量的上升引起了我國房價的不斷上漲，而非相反。

以上的檢驗結果還可以用我國1990—2015年的具體宏觀數據反映出來。此期間，我國實際GDP年均增長率為9.7%，房價漲幅年均為10.7%，CPI年均漲幅為4.5%，M2年均漲幅為21%。M2年均漲幅約等于實際GDP年均漲幅加上房價年均漲幅，即我國貨幣供給量主要體現在兩個方面，一個方面是支持了實體經濟的發展，另一個方面是促使房價上漲。

四、結論與政策建議

本文采用1990—2016年我國房價與廣義貨幣供給量的時間序列，進行了二者的協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，發現貨幣供應量變化對我國房價產生了長期持續的正向影響，是房價上漲的格蘭杰原因。這一結論對我國房地產市場的宏觀調控有著很好的政策啟示。近年來，我國政府通過多種途徑連續對房價進行宏觀調控，但見效甚微，其中一個重要的原因便是在采用財稅政策、利率政策等對房價進行調控時，出于宏觀經濟穩定增長的考慮，而沒有對貨幣供給量進行有效控制，導致過多貨幣流入房屋等不動產市場造成了我國房價的居高不下。為防止房價過高，今后我國高房價的抑制政策應主要圍繞約束貨幣供給量、適度降低流動性而展開，但同時要防止貨幣供給量的急速下降給經濟帶來系統性風險。

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