中國房價、貨幣政策與宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定的研究——基于MS-VECM的實證分析

○詹力

（武漢大學經(jīng)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(diào)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(wěn)定經(jīng)濟增長，下調(diào)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(diào)控政策是否還應(yīng)在2012年“穩(wěn)增長”的大目標下繼續(xù)維持呢？在這個關(guān)鍵的時期，研究我國房價變動、貨幣政策與國民經(jīng)濟增長的關(guān)系顯得尤為重要。一方面，房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)之一，其穩(wěn)定的發(fā)展態(tài)勢直接影響國民經(jīng)濟的穩(wěn)定；另一方面，以貨幣政策為主的調(diào)控在經(jīng)濟出現(xiàn)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(diào)控房價的成果，對這些問題的研究將為下一階段的宏觀調(diào)控政策提供借鑒。

二、文獻綜述

國內(nèi)學者關(guān)于房地產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟拉動作用的看法是存在分歧的。大部分國內(nèi)學者認為，房地產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟拉動作用顯著，房地產(chǎn)市場也應(yīng)為政府宏觀調(diào)控的重要對象。張金梅、沈悅和盧文兵（2010）建立時變參數(shù)模型，對房地產(chǎn)投資與國民經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系進行實證研究后認為房地產(chǎn)投資對GDP拉動作用顯著。原鵬飛和魏巍賢（2010）構(gòu)建可計算一般均衡模型，對我國房地產(chǎn)價格波動的宏觀經(jīng)濟及部門經(jīng)濟影響進行全面系統(tǒng)的研究，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價格上漲對經(jīng)濟增長的帶動效應(yīng)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(chǎn)開發(fā)投資與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系的實證結(jié)果表明：房地產(chǎn)開發(fā)投資的變化不僅在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長有沖擊作用，而且在長期內(nèi)對國民經(jīng)濟增長的貢獻也顯著。蔡明超等（2011）認為房地產(chǎn)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(jīng)濟周期理論，指出當經(jīng)濟周期出現(xiàn)拐點時房地產(chǎn)市場也應(yīng)為政府宏觀調(diào)控的重要對象。

但也有少數(shù)學者認為，房地產(chǎn)的發(fā)展并不能引起經(jīng)濟的顯著增長或房價自身對經(jīng)濟變化的影響并不顯著，而房價和經(jīng)濟增長的聯(lián)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(chǎn)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(chǎn)價格、貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的波動相關(guān)性以及它們的各種波動對經(jīng)濟增長率影響，發(fā)現(xiàn)房價的波動以及房價與貨幣供應(yīng)量的聯(lián)動導致GDP增長率的顯著下降，但房價的波動對經(jīng)濟增長的波動沒有顯著影響，而且貨幣供應(yīng)量與房價的聯(lián)動變化非常劇烈，房價與經(jīng)濟增長的聯(lián)動對經(jīng)濟增長的波動影響也不顯著。張清勇和鄭環(huán)環(huán)（2012）通過建立面板修正誤差模型，對我國各?。ㄊ?、區(qū)）住宅投資與經(jīng)濟增長之間的領(lǐng)先與滯后關(guān)系進行分析，指出“住宅引領(lǐng)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(jīng)濟增長、把住宅建設(shè)當作國民經(jīng)濟的新增長點和支柱產(chǎn)業(yè)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(jīng)濟增長關(guān)系的技術(shù)方法，固定參數(shù)的線性模型較多的被使用，如采用協(xié)整、VAR、VECM以及脈沖響應(yīng)和方差分解等手段，然而這些方法所得出的結(jié)論有時是不同的，甚至是截然相反的。其本質(zhì)原因在于固定參數(shù)無法真實反映房地產(chǎn)業(yè)本身的結(jié)構(gòu)變化，在房地產(chǎn)投資對國民經(jīng)濟發(fā)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(shù)模型”以近年來計量經(jīng)濟學模型發(fā)展前沿的狀態(tài)空間模型為基礎(chǔ)，雖然在一定程度上突破了上述局限，反映出變量之間動態(tài)互動關(guān)系，但仍然無法準確地模擬不同經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下房價變化的特性?？仔械龋?009）運用馬爾可夫轉(zhuǎn)換模型將中國房地產(chǎn)價格波動分為高增長和低增長兩種狀態(tài)，較好地擬合了中國房地產(chǎn)市場價格波動的機制轉(zhuǎn)換情況，并分析發(fā)現(xiàn)1998年以來中國的房地產(chǎn)市場價格一直處于上升周期，但增長快慢程度經(jīng)常改變，宏觀調(diào)控政策是其中的重要因素。雖然他們使用馬爾可夫轉(zhuǎn)換模型，將中國房地產(chǎn)價格變化視作連續(xù)性的、內(nèi)生化的狀態(tài)轉(zhuǎn)換，避免了在識別房地產(chǎn)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(qū)制下，房價與其他宏觀經(jīng)濟變量具體的相互作用關(guān)系。

針對上述缺陷，本文通過對房價增速劃分區(qū)制，建立非線性的模型，以及在不同區(qū)制上運用脈沖響應(yīng)函數(shù)，更準確地分析了房價、貨幣供給量和經(jīng)濟增長的相關(guān)關(guān)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(jīng)濟變化這三者的非線性關(guān)系，幫助政府更好地指定房產(chǎn)政策以及貨幣政策；第二，結(jié)合人民幣通貨膨脹，房價調(diào)控初有成效，以及經(jīng)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(wěn)經(jīng)濟增長”和“穩(wěn)健貨幣政策”與新一輪房價變動的內(nèi)在聯(lián)系，彌補以往研究視角的不足。

三、理論模型

根據(jù) Meen（1990）、Muellbauer和 Murphy（1997）提出的房地產(chǎn)價格方程，本文構(gòu)建了一個房地產(chǎn)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(shù)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(chǎn)需求函數(shù)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(nèi)生貨幣體系下，房價波動對貨幣供求影響的國內(nèi)路徑主要是：第一，根據(jù)費雪方程式，對貨幣需求產(chǎn)生沖擊的因素主要是貨幣流通速度及名義產(chǎn)出，房價上漲導致貨幣流通速度下降和名義產(chǎn)出增加，影響貨幣需求；第二，貨幣供給是貨幣乘數(shù)與基礎(chǔ)貨幣的乘積，基于內(nèi)生論的基本觀點，商業(yè)銀行通過減少超額準備金來進行信貸擴張，創(chuàng)造內(nèi)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(yè)銀行由于國內(nèi)信貸擴張造成的流動性問題而加大基礎(chǔ)貨幣投放。其傳導路徑如圖1所示。

圖1 在內(nèi)生貨幣體系下房價波動對貨幣供求影響的國內(nèi)途徑

由于本文目的在于研究當前國內(nèi)對穩(wěn)增長經(jīng)濟目標的實現(xiàn)情況，即著重分析國內(nèi)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(chǎn)市場的需求可以進一步表示為如下對數(shù)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(chǎn)市場需求的收入、價格和貨幣供給彈性。

下面將根據(jù)Brown et al（2001）提出的模型來確定住房的使用成本。假設(shè)消費者僅購買兩種商品：房產(chǎn)（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(tài)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(chǎn)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(zhuǎn)的需求方程：

由于本文側(cè)重在內(nèi)生貨幣供給理論下研究房價變化與貨幣政策以及國民經(jīng)濟的關(guān)系，故做以下簡化：由于房產(chǎn)稅、折舊率和房產(chǎn)收益率等因素的個體差異性較大不易統(tǒng)計，故不考慮；根據(jù)以往相關(guān)文獻的研究結(jié)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(nèi)影響商品住房供給的因素，如土地、開發(fā)商投資等因素均不變?；谝陨戏治?，我們將（3）式轉(zhuǎn)化為下式：

為了進行估計，將其轉(zhuǎn)變?yōu)橄旅娴挠嬃拷?jīng)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(chǔ)。

四、研究模型

1、馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)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(qū)制轉(zhuǎn)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(qū)制轉(zhuǎn)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(shù)的VAR（P）模型的一般化形式，假設(shè)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(shè)模型可逆且誤差項服從正態(tài)分布，則方程（6）為穩(wěn)態(tài)高斯VAR（P）模型的截距形式，它可以表示成如下的調(diào)整形式：

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

如果時間序列受區(qū)制變化的制約，那么VAR模型的參數(shù)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(zhuǎn)移的VAR模型就可以在區(qū)制變化的框架下使用。馬爾科夫機制轉(zhuǎn)移的一般思想是：對于可觀測的時間序列向量yt，其潛在數(shù)據(jù)生成過程的參數(shù)依賴于不可觀測的區(qū)制變量st，其中st表示模型所處的不同狀態(tài)。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(tài)是一個無法觀測的潛在變量。馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的主要特征則在于不可觀測的區(qū)制狀態(tài)變量st∈[1，2，…，M]服從一個離散的馬爾科夫隨機過程，即區(qū)制狀態(tài)變量st在某個狀態(tài)值j的概率僅與最近一期的區(qū)制狀態(tài)變量st-1值i有關(guān)；經(jīng)濟系統(tǒng)中由上期區(qū)制狀態(tài)向下期的各區(qū)制狀態(tài)的轉(zhuǎn)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(shù)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(qū)制St的變參數(shù)。

2、馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)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(xié)整關(guān)系，則將MSIH-VAR等價轉(zhuǎn)換成MSIH-VECM模型，方程也相應(yīng)改寫為：

五、數(shù)據(jù)描述與變量選取

本文的數(shù)據(jù)來源于同花順金融數(shù)據(jù)終端，采用了1998年8月至2012年4月共165個月度數(shù)據(jù)作為樣本，所選取的數(shù)據(jù)之所以從1998年8月開始，是因為國內(nèi)商品房銷售額和國內(nèi)商品房銷售面積的數(shù)據(jù)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(nèi)停止實物分房，從1998年中下旬開始我國房地產(chǎn)業(yè)市場化程度才得到顯著提升。變量選取如下：PH代表國內(nèi)商品房平均價格（單位：元/平方米），它是由國內(nèi)商品房銷售額除以國內(nèi)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(shù)（CPI）進行平減；Y代表實際收入，即經(jīng)濟基本面，但由于GDP只有季度數(shù)據(jù)，故本文采用工業(yè)總產(chǎn)值的月度數(shù)據(jù)，并以1997年8月為基期的工業(yè)出廠價格指數(shù)（PPI）對其平減。為消除季節(jié)因素，本文運用X12-Multiplicative方法對房價、貨幣供給量以及工業(yè)總增長值的數(shù)據(jù)進行季節(jié)調(diào)整。

六、我國房價波動區(qū)制轉(zhuǎn)移特征實證分析

1、單位根檢驗

為防止偽回歸，首先對調(diào)整后的房價、貨幣供給量以及工業(yè)總增長值等數(shù)據(jù)進行ADF單位根檢驗，以確保所選數(shù)據(jù)符合建模條件。表1顯示了原假設(shè)為變量存在一個單位根過程的ADF檢驗結(jié)果。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，上述數(shù)據(jù)的一階差分在1%顯著水平下均是平穩(wěn)的，即各個變量均為一階單整序列，因而可以進行協(xié)整分析。

2、協(xié)整檢驗

這里選用Johansen-Juselius多元協(xié)整分析技術(shù)來進行協(xié)整分析。根據(jù)AIC和SC準則來選取變量的滯后階數(shù)，發(fā)現(xiàn)滯后二階時各指標的綜合結(jié)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(guān)性且符合正態(tài)性。這里利用最大特征值和跡統(tǒng)計量進行協(xié)整檢驗，限于篇幅，本文直接給出檢驗結(jié)果。在10%的顯著水平下，存在一個協(xié)整關(guān)系，經(jīng)整理，標準化的協(xié)整關(guān)系式為：

方程（12）給出了房價、貨幣供給量和工業(yè)總產(chǎn)值之間的長期均衡關(guān)系，括號中的數(shù)字表示各協(xié)整系數(shù)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(qū)制數(shù)量和最優(yōu)的滯后階數(shù)。首先，需要確定MS模型的區(qū)制數(shù)量。依照既有文獻對經(jīng)濟周期的區(qū)制劃分，可以將房地產(chǎn)價格的變動分成兩種形式：第一，根據(jù)Hamilton（l989）和Ero1zig（1997）對經(jīng)濟周期劃分為經(jīng)濟衰退階段和經(jīng)濟增長階段，可將房地產(chǎn)價格波動劃分為房價衰退階段和房價增長階段兩個區(qū)制；第二，陳浪南（2007）將經(jīng)濟周期劃分為經(jīng)濟衰退階段、經(jīng)濟適度增長階段和經(jīng)濟快速增長階段，可以將房地產(chǎn)價格波動分成三個區(qū)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(nèi)的房地產(chǎn)價格自1998年以來波動較為頻繁，而且出現(xiàn)房價高速增長區(qū)間，本文采用第二種三區(qū)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(qū)制，區(qū)制1代表房價快速增長階段，區(qū)制2代表房價衰退階段，區(qū)制3代表房價適度增長階段。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

表 2 MSIH（3）-VECM（1）模型估計結(jié)果

其次，根據(jù)AIC準則、HQ準則以及SC準則來確定最優(yōu)的滯后階數(shù)。為防止滯后階數(shù)過多而引起參數(shù)過多，本文選取yt（lnPh，t，lnYt，lnMt）作為內(nèi)生變量組合，通過選AIC、SC和HQ的檢驗值最小以及結(jié)合由Johansen協(xié)整關(guān)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(jié)果見表2。

4、我國房價波動的區(qū)制轉(zhuǎn)移特征及其解釋

（1）我國房價波動的區(qū)制轉(zhuǎn)移的劃分。實證結(jié)果表明，我國的房地產(chǎn)需求市場存在明顯的區(qū)制轉(zhuǎn)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(qū)制之間的相互轉(zhuǎn)移過程，橫坐標表示月份的序數(shù)，縱坐標表示房價出現(xiàn)在該區(qū)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(qū)制1為房價快速增長，區(qū)制2為房價衰退，區(qū)制3為房價適度增長；其次，馬爾科夫機制轉(zhuǎn)移誤差修正模型較好地區(qū)分了我國房價的波動區(qū)制，并且客觀描述了我國商品住房市場的波動狀況。根據(jù)每個區(qū)制下各時期房價的表現(xiàn)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(nèi)，我國的房價交替出現(xiàn)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(chǎn)市場并不景氣，一方面，1999年正處于我國房地產(chǎn)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(jīng)濟的態(tài)度并不樂觀；其次，為了刺激內(nèi)需，促進經(jīng)濟增長，使得我國的房地產(chǎn)市場發(fā)展成為新的經(jīng)濟增長點，國家不斷出臺新的政策促進房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，如1999年7月，財政部、國家稅務(wù)總局發(fā)出《關(guān)于調(diào)整房地產(chǎn)市場若干稅收政策的通知》以及1999年12月則政部、國家稅務(wù)總局、建設(shè)部發(fā)出《關(guān)于個人出售住房所得征收個人所得稅有關(guān)問題的通知》等?？傊?，從整體上看，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(qū)制劃分

第二階段：2002年2月—2005年5月，在此期間，房價出現(xiàn)衰退的可能性很小，且基本處于適度增長的區(qū)制。這在圖2中也可以看出，在2002年初開始，我國的房地產(chǎn)價格進入到適度增長階段，雖在2003年后，我國的房地產(chǎn)市場出現(xiàn)了投資過熱和發(fā)展過亂的狀態(tài)，為抑制上述狀態(tài)的發(fā)生，中國人民銀行發(fā)出了《關(guān)于進一步加強房地產(chǎn)信貸業(yè)務(wù)管理的通知》，加強房地產(chǎn)開發(fā)貸款管理。但是政府的措施僅僅只對房地產(chǎn)供給市場的投資以及房地產(chǎn)商的項目開發(fā)等方面予以控制，而對房地產(chǎn)價格的控制卻沒有提出實質(zhì)性的政策，也就是說政策的變動未對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生有效的沖擊，使得直至2005年，我國的房地產(chǎn)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(xiàn)在區(qū)制3與區(qū)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(fā)出《關(guān)于調(diào)整商業(yè)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(yōu)惠政策，調(diào)控開始偏向需求方面，以及同年國務(wù)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(diào)控力度不夠堅決的影響，房地產(chǎn)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(qū)制3狀態(tài)下再次進入到區(qū)制1的狀態(tài)。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(jīng)濟繼續(xù)保持快速增長勢頭，房地產(chǎn)業(yè)也持續(xù)快速發(fā)展。在房地產(chǎn)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(xiàn)反彈現(xiàn)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(diào)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(jīng)濟的預測持悲觀態(tài)度，住房消費的需求者保持持幣觀望態(tài)度，使得我國的房地產(chǎn)需求大幅跳水，為躲避危機房地產(chǎn)商削減價格，使得我國的房地產(chǎn)價格在經(jīng)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(jīng)濟平穩(wěn)運行，國家放緩了對房地產(chǎn)市場的監(jiān)管，在這段時間，央行5次降息和4次下調(diào)存款準備金率，2009年國務(wù)院辦公廳落實和出臺有關(guān)信貸、稅收系列政策措施，實行首套住房七折優(yōu)惠貸款利率、首次下調(diào)商品房固定資產(chǎn)投資項目比例、支持房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)應(yīng)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(nèi)需，但也放松了房地產(chǎn)“銀根”、降低了房企融資門檻，使得住房需求者經(jīng)歷了一段觀望期之后，進入到房地產(chǎn)市場，促進了房地產(chǎn)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(chǎn)的套期保值功能產(chǎn)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(chǎn)價格增長速度在經(jīng)歷了衰退之后迅猛反彈，從第2區(qū)制進入到第1區(qū)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(guān)部門的高度重視，并相應(yīng)出臺了很多的宏觀調(diào)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(jīng)濟穩(wěn)定目標有關(guān)。在12月12日至14日于北京舉行的中央經(jīng)濟工作會議強調(diào)了從“保增長”到“穩(wěn)增長”的經(jīng)濟目標轉(zhuǎn)變，并明確了對房價打壓和調(diào)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(qū)制間的轉(zhuǎn)移概率及持續(xù)時間。表3顯示了我國房價波動的轉(zhuǎn)移概率矩陣，表4顯示了我國房價波動在各個區(qū)制下的持續(xù)時間及在整個區(qū)間存在的概率。通過表3和表4可以得出，三個區(qū)制均比較穩(wěn)定：區(qū)制1自我維持的概率是0.7373，其平均持續(xù)期為3.8個月，區(qū)制2自我維持的概率是0.7805，其平均持續(xù)期為4.5個月；區(qū)制3自我維持的概率是0.8349，其平均的持續(xù)期為6個月。三個區(qū)制相比較，在區(qū)制3中的自我持續(xù)概率最高，在區(qū)制1中的自我持續(xù)概率最小，這表明：首先，房地產(chǎn)價格波動在適度增長階段最為穩(wěn)定，而在房價快速增長階段最不穩(wěn)定；其次，房價波動在任一區(qū)制中都是自我持續(xù)性最高，這表明如果沒有外生沖擊，房地產(chǎn)價格波動從一個區(qū)制進入到另一個區(qū)制的概率很小。

表3 我國房地產(chǎn)價格波動的轉(zhuǎn)移概率矩陣

而房地產(chǎn)價格波動的外生沖擊來自何處？將房地產(chǎn)價格波動放入整個宏觀環(huán)境中進行對照可以發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價格在區(qū)制間的相互變化受國際環(huán)境和國內(nèi)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(chǎn)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(chǎn)業(yè)的監(jiān)管，并且不斷頒布利好刺激政策，使得房地產(chǎn)業(yè)在從低谷跳躍到高速增長狀態(tài)。

5、不同區(qū)制下房價、貨幣政策與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了一個內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應(yīng)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(nèi)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(yīng)函數(shù)，具體考察我國房價、貨幣供給量與經(jīng)濟增長在不同區(qū)制下的相互關(guān)系。

由于本文的研究目的在于著重分析宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定目標的實現(xiàn)情況，所以，此處僅給出經(jīng)濟增長對房價和貨幣政策的脈沖響應(yīng)分析，以及房價和貨幣政策的脈沖響應(yīng)分析，以求得到二者對經(jīng)濟穩(wěn)定的影響。首先，由圖3和圖4可得出以下結(jié)論：在區(qū)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(nèi)對經(jīng)濟增長存在較大影響，隨著時間的變動，其影響均趨于穩(wěn)定。這說明，房價和貨幣政策的穩(wěn)定對經(jīng)濟增長的穩(wěn)定起著重要作用；而在區(qū)制1和區(qū)制2下，房價和貨幣供給量對經(jīng)濟增長在相當長的時間內(nèi)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(yīng)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(chǎn)價格波動在各個區(qū)制下持續(xù)時間和概率

七、總結(jié)

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(jīng)濟變化之間的非線性關(guān)系，我們在估計和檢驗MSIH（3）-VECM（1）模型的基礎(chǔ)上，對我國房地產(chǎn)價格的機制轉(zhuǎn)移特征進行了分析，并得出以下結(jié)論。

圖3 不同區(qū)制下經(jīng)濟增長對房價的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖4 同區(qū)制下經(jīng)濟增長對貨幣供給量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

圖5 不同區(qū)制下房價對貨幣供給量的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

第一，我國的房地產(chǎn)價格波動過程中存在著顯著的三區(qū)制性質(zhì)，即“衰退階段”、“適度增長階段”和“快速增長階段”，根據(jù)每個區(qū)制下各時期房價的表現(xiàn)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(zhuǎn)移概率上可以看出，我國房地產(chǎn)價格波動在“適速增長階段”的自我持續(xù)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(xù)概率最低。

第二，根據(jù)在不同區(qū)制下的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果，可以得到如下結(jié)論與啟示。首先，當房價處于不同增長階段，其對經(jīng)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(wěn)定對經(jīng)濟增長的穩(wěn)定起著重要作用；而房價增速適度或衰退對經(jīng)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(xiàn)不同的經(jīng)濟增長目標，政府應(yīng)該采取不同的調(diào)控目標，由于當前房價處于適度增長階段，繼續(xù)保持房價穩(wěn)定對“穩(wěn)增長”目標的實現(xiàn)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(wěn)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(xiàn)房價穩(wěn)定，還應(yīng)繼續(xù)堅持其他相關(guān)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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