房地產(chǎn)價格波動與貨幣政策調(diào)控——基于DSGE模型數(shù)值模擬分析

馬亞明 劉翠

（1.中國濱海金融協(xié)同創(chuàng)新中心，天津300222；2.天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 珠江學(xué)院，天津301811）

一、研究問題提出

1998年住房制度貨幣化改革以來，我國的房地產(chǎn)市場獲得快速的發(fā)展，房地產(chǎn)行業(yè)逐漸成為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)。但是隨著國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展，過度繁榮的房地產(chǎn)市場的弊端開始顯現(xiàn)，居高不下的房價成為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的一大隱患。貨幣政策作為調(diào)控經(jīng)濟(jì)、穩(wěn)定價格的重要手段，在物價穩(wěn)定和產(chǎn)出穩(wěn)定方面發(fā)揮極其重要的作用。那么，是否應(yīng)該關(guān)注資產(chǎn)價格的穩(wěn)定、特別是房地產(chǎn)價格的穩(wěn)定？國內(nèi)外學(xué)者針對“貨幣政策是否應(yīng)對房地產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)”問題曾展開激烈的討論，主要有下面兩種對立的觀點(diǎn)。

一種觀點(diǎn)是主張“有為論”，即貨幣政策應(yīng)關(guān)注房地產(chǎn)價格波動。Cecchetti等（2000）［1］明確提出，貨幣政策應(yīng)直接干預(yù)資產(chǎn)價格波動，認(rèn)為貨幣政策的最終目標(biāo)是保持貨幣幣值穩(wěn)定（即經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定）以及整個金融體系的穩(wěn)定；資產(chǎn)價格波動又與金融穩(wěn)定有著密切的聯(lián)系，資產(chǎn)價格波動往往會對實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成巨大危害，貨幣政策應(yīng)對資產(chǎn)價格波動進(jìn)行直接干預(yù)。Goodhart等（2002）［2］利用IS—Philips曲線，以英國為例推導(dǎo)出最優(yōu)利率反應(yīng)函數(shù)，得出貨幣政策應(yīng)對資產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)的結(jié)論。Leamer（2007）通過對美國的房地產(chǎn)市場進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，美聯(lián)儲實(shí)施的刺激性貨幣政策會有助于房地產(chǎn)市場的繁榮。唐齊鳴、熊潔敏（2009）［3］通過比較考慮資產(chǎn)價格和不考慮資產(chǎn)價格的貨幣政策反應(yīng)函數(shù)，認(rèn)為房地產(chǎn)價格和股票價格對產(chǎn)出缺口具有顯著的影響，中央銀行在制定貨幣政策時應(yīng)考慮資產(chǎn)價格對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。陳肯界、王學(xué)武（2010）［4］建 立 SVAR 模 型 分析 房 地 產(chǎn) 價 格 波動在給定的貨幣政策規(guī)則下對產(chǎn)出缺口和價格穩(wěn)定的沖擊，得出的結(jié)論是房地產(chǎn)價格波動沖擊對價格穩(wěn)定的沖擊較大，對產(chǎn)出沖擊較小，貨幣政策應(yīng)考慮房地產(chǎn)價格波動制定最優(yōu)貨幣政策準(zhǔn)則。朱孟楠、劉林（2011）［5］構(gòu)建我國中央銀行的最優(yōu)貨幣政策反應(yīng)函數(shù)后，認(rèn)為，應(yīng)首先重點(diǎn)關(guān)注資產(chǎn)價格，其次注重通貨膨脹、匯率和貨幣供給的增速，最后才是產(chǎn)出缺口。楚爾鳴、許先普（2012）［6］不僅考慮了價格交錯定價機(jī)制，還考慮了工資剛性，認(rèn)為在維持宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定的過程中進(jìn)行的貨幣政策操作應(yīng)該考慮資產(chǎn)價格的波動。黃昌利、尚友芳（2013）［7］將房地產(chǎn)價格和股票價格引入到前瞻型的泰勒規(guī)則中，認(rèn)為中央銀行目前的利率反應(yīng)機(jī)制主要是針對產(chǎn)出缺口，應(yīng)加強(qiáng)對通貨膨脹的關(guān)注，并更多關(guān)注資產(chǎn)價格。王勝、田濤（2013）［8］構(gòu)建包含財(cái)政赤字和匯率以及資產(chǎn)價格波動的IS－Philips曲線，引入損失函數(shù)推導(dǎo)出最優(yōu)利率反應(yīng)函數(shù)，認(rèn)為我國貨幣政策規(guī)則應(yīng)首先考慮資產(chǎn)價格波動，其次才是產(chǎn)出和通脹的波動。

另一種觀點(diǎn)是堅(jiān)持“無為論”，即貨幣政策不應(yīng)關(guān)注房地產(chǎn)價格波動。Bernanke和gertler（1999）［9］認(rèn)為，只有當(dāng)資產(chǎn)價格波動影響到中央銀行對通貨膨脹的預(yù)期時，貨幣政策才應(yīng)對資產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)。Mishkin（2001）認(rèn)為，盡管在貨幣政策在傳導(dǎo)過程中對資產(chǎn)價格發(fā)揮著重要的作用，但考慮到中央銀行對股票等資產(chǎn)價格的預(yù)測可能會出現(xiàn)失誤，因此極易導(dǎo)致盯住資產(chǎn)價格的貨幣政策出現(xiàn)失誤，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)惡化。Savioz和Bengui（2006）［10］認(rèn)為，貨幣政策的滯后性使得當(dāng)不動產(chǎn)市場出現(xiàn)泡沫時，提高利率往往不會成功，甚至?xí)谂菽茰绾蠓炊铀俳?jīng)濟(jì)的衰退。王擎、韓鑫韜（2009）認(rèn)為，在保證貨幣政策最終目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的前提下，中央銀行的貨幣政策對房地產(chǎn)價格波動的調(diào)控能保證經(jīng)濟(jì)增長，但是不利于經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性，說明貨幣政策沒有必要直接干預(yù)房地產(chǎn)價格波動。

上述文獻(xiàn)對房地產(chǎn)價格波動與貨幣政策關(guān)系做出了有益的探索，但主要停留在計(jì)量的實(shí)證分析層面上，即使有理論模型的分析，也以比較靜態(tài)分析為主。因此，本文嘗試建立動態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型，探討宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊對房地產(chǎn)價格和其他變量的動態(tài)影響機(jī)制，定量分析房地產(chǎn)價格與貨幣政策間的關(guān)系以及房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。

二、理論模型構(gòu)建

本文的模型中包括家庭、房地產(chǎn)要素供應(yīng)商、房地產(chǎn)開發(fā)商、金融機(jī)構(gòu)（銀行）、中央銀行、政府部門六個主體。其中，家庭通過付出勞動獲得工資報酬，來滿足消費(fèi)和住房需求；在滿足住房需求的過程中，由于房價居高不下，導(dǎo)致多數(shù)家庭在購房過程中都需要借助銀行信貸來滿足房地產(chǎn)消費(fèi)需要。房地產(chǎn)開發(fā)商雇傭家庭的勞動者進(jìn)行勞動，并投入資本和土地，開發(fā)新的房地產(chǎn)項(xiàng)目，滿足家庭的住房需求，并同時獲得利潤；在房地產(chǎn)投資與開發(fā)過程中，由于資金短缺，同樣也需要借助銀行信貸等外部融資來完成房地產(chǎn)開發(fā)投資項(xiàng)目。房地產(chǎn)要素供應(yīng)商則通過將中間產(chǎn)品生產(chǎn)成房地產(chǎn)開發(fā)商需要的生產(chǎn)要素產(chǎn)品，并將自己生產(chǎn)的要素產(chǎn)品銷售給房地產(chǎn)開發(fā)商實(shí)現(xiàn)盈利。金融機(jī)構(gòu)（銀行）向家庭和房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)提供銀行信貸來獲得利潤，同時也會通過施加信貸約束條件來維持金融系統(tǒng)整體穩(wěn)定。中央銀行與政府部門則通過利用利率、稅率等貨幣政策與財(cái)政政策手段來實(shí)現(xiàn)對房地產(chǎn)市場的調(diào)控。本文設(shè)定的外部沖擊包括三種，分別是房地產(chǎn)偏好沖擊、政府支出沖擊、利率沖擊。通過將不包含房地產(chǎn)價格波動的DSGE模型與包含房地產(chǎn)價格波動的DSGE模型進(jìn)行福利損失比較，分析我國的貨幣政策是否應(yīng)該關(guān)注房地產(chǎn)價格波動。

（一）家庭

家庭存在跨期消費(fèi)，其目標(biāo)是其一生的效用最大化。一方面，家庭成員通過在企業(yè)工作，提供勞動來獲得工資報酬；另一方面，家庭成員可以通過享受消費(fèi)、改善住房條件、獲得閑暇時間以及持有實(shí)際貨幣余額等形式獲得當(dāng)期的效用。

其效用最大化條件及約束條件如下

式（1）表示的是家庭的一生效用函數(shù)的現(xiàn)值，E0表示理性預(yù)期算子，U表示當(dāng)期效用值，β為家庭的跨期貼現(xiàn)率，0＜β＜1。

家庭的預(yù)算約束等式左邊表示的是家庭現(xiàn)金的凈流出，右邊表示的是家庭現(xiàn)金的凈流入。具體如下式

式（3）為家庭預(yù)算約束方程，qt為t時期房地產(chǎn)價格；Rt為t時期的名義利率；bt為t時期家庭的貸款；wt為t時期的工資水平；πt為t時期的通貨膨脹水平。

家庭購房信貸bt約束于sEt（qt＋1）πt＋1ht／Rt），即

式（4）為家庭購房信貸約束方程，信貸資金s為家庭信貸約束比例。

因此，對于家庭部門來說，其一階條件為

（二）房地產(chǎn)要素供應(yīng)商

房地產(chǎn)市場中的供給方被劃分為要素供應(yīng)商和開發(fā)商，即中間廠商和最終廠商。在以往文獻(xiàn)中，均認(rèn)為要素供應(yīng)市場（中間產(chǎn)品市場）是壟斷競爭的，最終產(chǎn)品市場是完全競爭的。但這樣的設(shè)定并未充分考慮到房地產(chǎn)市場的特殊性。

具體而言，對房地產(chǎn)生產(chǎn)要素的生產(chǎn)供給方（要素供應(yīng)商）來說，生產(chǎn)的各種要素，如水泥、鋼材等，其要素市場競爭程度十分充分，各要素生產(chǎn)商無法按照廠商自己的意愿定價，只能被動接受市場定價。相反，房地產(chǎn)開發(fā)市場則有資金密集型的特點(diǎn)，對開發(fā)商的房屋開發(fā)過程有著十分嚴(yán)格的準(zhǔn)入及監(jiān)管要求，屬于高門檻、高準(zhǔn)入領(lǐng)域，是典型的壟斷競爭行業(yè)。因此，考慮到房地產(chǎn)市場自身的特殊性，本文將房地產(chǎn)要素供應(yīng)商市場設(shè)定為完全競爭市場，將房地產(chǎn)開發(fā)市場設(shè)定為壟斷競爭市場。

假設(shè)房地產(chǎn)要素供應(yīng)商通過購買連續(xù)的i種中間要素產(chǎn)品Yt（i），生產(chǎn)房地產(chǎn)開發(fā)商在進(jìn)行房地產(chǎn)開發(fā)過程中所需最終產(chǎn)品要素產(chǎn)品Yt。其生產(chǎn)函數(shù)為

式（8）為中間要素生產(chǎn)函數(shù)，ε為各種中間生產(chǎn)要素產(chǎn)品之間的替代彈性。

同時，還假設(shè)房地產(chǎn)要素供應(yīng)商購買的i種中間要素產(chǎn)品Yt（i），其價格為Pt（i）。生產(chǎn)出的各種最終生產(chǎn)要素產(chǎn)品Yt的銷售價格為Pt。

對于房地產(chǎn)要素供應(yīng)商來說，其利潤最大化條件為

其一階條件為

整理后得到

式（11）為第i種中間要素產(chǎn)品的需求函數(shù)。

由于房地產(chǎn)要素供應(yīng)商市場是完全競爭的，其獲得的利潤為0，因此將上式帶入后得

化簡后得

（三）房地產(chǎn)開發(fā)商

房地產(chǎn)開發(fā)商來說，需要利用資本、土地、勞動來進(jìn)行房地產(chǎn)開發(fā)建設(shè)，假設(shè)房地產(chǎn)開發(fā)商采用企業(yè)規(guī)模報酬不變的C－D生產(chǎn)函數(shù)

在式（14）中At為房地產(chǎn)開發(fā)商的生產(chǎn)技術(shù)；Kt為房地產(chǎn)開發(fā)商的資本存量；ht為住房面積；Lt為房地產(chǎn)開發(fā)商生產(chǎn)過程中所需的勞動力要素；μ 、ν、1－μ－ν分別為資本、住房、勞動的投入比例。

在開發(fā)過程中，開發(fā)商同樣需要借助銀行信貸等外部融資方式彌補(bǔ)自有資金的缺口，本文假設(shè)房地產(chǎn)開發(fā)商只能利用銀行信貸這一種融資方式，并且只能進(jìn)行部分融資，其信貸約束資金總量為bt，s為房地產(chǎn)開發(fā)商信貸約束比例，即存在

對于房地產(chǎn)開發(fā)商來說，其目標(biāo)即為利潤最大化，即

式（16）為房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)利潤最大化函數(shù)，γ為貼現(xiàn)因子，0＜γ＜1。

房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)整體現(xiàn)金流的約束條件如下

在式（17）中，X 為加成率，資本存量（Kt）與投資（It）之間存在如下關(guān)系

（18）式為資本存量的積累情況，δ為資本折舊率。

因此，對于房地產(chǎn)開發(fā)商來說，其一階條件為

根據(jù)Calvo（1983）的定價機(jī)制，考慮到房地產(chǎn)開發(fā)市場是壟斷競爭市場，認(rèn)為房地產(chǎn)價格存在粘性。在每一期中均有比例為θ的房地產(chǎn)開發(fā)商會保持價格不變，而有比例為1－θ的房地產(chǎn)開發(fā)商會重新定價。所有重新設(shè)定價格的房地產(chǎn)開發(fā)商都會選擇相同的新價格，即P＊t。

因此，t期的價格可以表示為

在零通脹假定下，對上面式子進(jìn)行對數(shù)線性化

進(jìn)而得到前瞻型的菲利普斯曲線

其中，式（24）中mct為偏離穩(wěn)態(tài)值的百分比的實(shí)際邊際成本。

（四）金融機(jī)構(gòu)（銀行）

家庭和房地產(chǎn)開發(fā)商均需要借助銀行信貸來實(shí)現(xiàn)融資需求，進(jìn)而滿足購房、房地產(chǎn)開發(fā)的要求。對于銀行來說，對家庭和房地產(chǎn)開發(fā)商信貸支持的程度應(yīng)小于其理論上可以達(dá)到的最大程度。而利率、信貸、房價或住房條件的變化，均會對銀行信貸支持產(chǎn)生一定影響，沖擊宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定。

（五）中央銀行（貨幣政策）

具體到我國，中國人民銀行設(shè)定的我國貨幣政策目標(biāo)是保持幣值穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在貨幣政策的執(zhí)行過程中不僅要考慮通貨膨脹問題，考慮如何實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長，還需考慮貨幣政策的連續(xù)性和持久性。在考慮我國的實(shí)際情況之后，采用利率規(guī)則作為我國中央銀行執(zhí)行的貨幣政策工具，即

由于本文研究貨幣政策是否應(yīng)該關(guān)注房地產(chǎn)價格波動，故不關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策工具采用式（26），關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策工具采用式（27），在利率規(guī)則基礎(chǔ)上進(jìn)行拓展，將房地產(chǎn)價格波動也加入到貨幣政策中去，以體現(xiàn)貨幣政策對房地產(chǎn)價格波動的反應(yīng)，即

其中，式（26）為不關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策工具，式（27）為關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策工具。

（六）政府部門（財(cái)政政策）

2013年3月，國務(wù)院出臺了五項(xiàng)加強(qiáng)房地產(chǎn)市場調(diào)控的政策措施，對于出售二手房征收20%的個人所得稅，簡稱“國五條”。同時，嚴(yán)格假設(shè)政府支出全部來自于稅收收入，而稅收收入中只考慮個人所得稅和消費(fèi)稅。因此，本文在研究政府部門的財(cái)政政策（稅收政策）對房地產(chǎn)市場的影響時，應(yīng)充分考慮實(shí)施對房地產(chǎn)市場征稅這種財(cái)政政策手段對房地產(chǎn)市場的影響。政府支出與相關(guān)稅率的關(guān)系為

其中，G為政府支出，τw表示工資薪金報酬所需征收的個人所得稅稅率，τc表示消費(fèi)稅稅率，τh表示對房地產(chǎn)交易征收的個人所得稅的稅率。

（七）市場均衡條件

均衡狀態(tài)下，市場出清，即總產(chǎn)出等于消費(fèi)、投資和政策支出之和

（八）各種外生沖擊過程

本文假設(shè)存在住房偏好沖擊、利率沖擊、政府支出沖擊。

住房偏好沖擊

利率沖擊

政府支出沖擊

其中，φh、φr、φg為沖擊的持續(xù)系數(shù)，隨機(jī)擾動項(xiàng)εh、εr、εg服從正態(tài)分布，均值為0，標(biāo)準(zhǔn)差分布為σh、σr、σg。

三、模型參數(shù)校準(zhǔn)與估計(jì)

（一）模型的參數(shù)校準(zhǔn)

Lawrance（1991）針對低收入家庭的主觀貼現(xiàn)因子進(jìn)行估計(jì)，認(rèn)為β應(yīng)在0.9到0.98之間?？紤]到我國家庭、部門的實(shí)際情況，因此本文設(shè)定家庭的貼現(xiàn)因子β為0.9。Iacoviello（2005）測度企業(yè)的內(nèi)部收益率是實(shí)際均衡利率的2倍，將γ設(shè)為0.95。Iacoviello（2005）將勞動供給彈性設(shè)定為1.1。本文將其拆分為1＋η，故設(shè)定η為0.1。由于我國傳統(tǒng)的觀念根深蒂固，住房狀況成為影響家庭生活質(zhì)量的關(guān)鍵因素，因此，本文設(shè)定住房偏好的相對值θh＝1.5?？紤]到銀行住房貸款首套房最低首付為兩到三成，故將貸款的信貸約束條件d設(shè)為0.7。李?。?011）將μ設(shè)定為0.3，考慮到本文研究對象為房地產(chǎn)市場，故將勞動和資本的投入比例均設(shè)為0.3，即μ＝0.3，ν＝0.3。X 表示批發(fā)零售差價，是零售價格高于批發(fā)價格的差額，一般占商品價格的1／3左右，故本文設(shè)定X＝0.75。參照 Wang and Yao（2003）、吳利學(xué)（2009）的研究，將資本折舊率表示為σ＝0.05。運(yùn)用Calvo（1983）的方法，假設(shè)價格粘性參數(shù)θ＝0.75。根據(jù)Ida（2011）和梁斌（2011）的估計(jì)，設(shè)定ρr＝0.75，φπ＝1.5，φy＝0.6，φq＝0.35。關(guān)于稅率參數(shù)的選擇，駱永民（2012）根據(jù)相關(guān)年鑒數(shù)據(jù)，將τc設(shè)定為0.16，τw設(shè)定為0.25，根據(jù)最近“國五條”政策，將τh設(shè)定為0.2。根據(jù)Zhang（2009）的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，將ε設(shè)定為4.16。

（二）模型的參數(shù)估計(jì)——貝葉斯估計(jì)

估計(jì)沖擊的參數(shù)，均采用貝葉斯估計(jì)的方法。表2和表3顯示了不關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的DSGE模型和關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的DSGE模型兩個模型參數(shù)的先驗(yàn)分布的均值和標(biāo)準(zhǔn)差及后驗(yàn)分布的均值和置信區(qū)間。所有沖擊的自回歸系數(shù)的后驗(yàn)分布均仍服從Beta分布；所有沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的后驗(yàn)分布均仍服從逆Gamma分布。

表1 部分參數(shù)的校準(zhǔn)值

表2 貝葉斯估計(jì)參數(shù)的先驗(yàn)分布與后驗(yàn)分布（不關(guān)注房地產(chǎn)價格波動）

表3 貝葉斯估計(jì)參數(shù)的先驗(yàn)分布與后驗(yàn)分布（關(guān)注房地產(chǎn)價格波動）

四、模型結(jié)果分析

根據(jù)模型參數(shù)校準(zhǔn)與貝葉斯估計(jì)的結(jié)果，利用Matlab軟件對不包含房地產(chǎn)價格波動（下文簡稱模型1）與包含房地產(chǎn)價格波動（下文簡稱模型2）的兩個模型進(jìn)行模擬，并分析兩個模型的模擬結(jié)果對現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的解釋程度，繼而計(jì)算福利損失分析貨幣政策是否應(yīng)對房地產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)，最后對福利損失較小的模型（模型2）的脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行詳細(xì)分析。

（一）模擬經(jīng)濟(jì)與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的解釋程度分析

表4中給出了樣本期間內(nèi)的實(shí)際數(shù)據(jù)的波動程度，其中投資的波動程度最大、其次為房地產(chǎn)價格，而后依次為產(chǎn)出、消費(fèi)、通貨膨脹。從模型1和模型2的模擬經(jīng)濟(jì)結(jié)果來看，投資、房地產(chǎn)價格、產(chǎn)出、消費(fèi)和通貨膨脹的波動程度排序與實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)基本一致，說明本文構(gòu)建的兩個模型均可以較好地解釋實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況。

通過對模擬結(jié)果進(jìn)行比較可以發(fā)現(xiàn)，模型1中產(chǎn)出、投資、通貨膨脹、房地產(chǎn)價格的標(biāo)準(zhǔn)差均大于模型2的相應(yīng)變量標(biāo)準(zhǔn)差。說明當(dāng)貨幣政策對房地產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)時，各變量的標(biāo)準(zhǔn)差均顯著下降，關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策可以有效降低通貨膨脹和產(chǎn)出的波動性，為貨幣政策的福利分析提供理論依據(jù)。

以關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的模型（模型2）為例，從模擬產(chǎn)出的波動與實(shí)際產(chǎn)出的波動比較看，產(chǎn)出的K－P方差利率為75.13%，表明模擬經(jīng)濟(jì)基本上解釋了產(chǎn)出波動的75.13%。從模擬消費(fèi)的波動與實(shí)際產(chǎn)出的波動比較來看，消費(fèi)的K－P方差比率為126.57%，高出實(shí)際消費(fèi)波動26.57%，模型2擴(kuò)張了實(shí)際經(jīng)濟(jì)的波動，消費(fèi)與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)在0.98，表明消費(fèi)呈現(xiàn)出極強(qiáng)的順周期特征。從模擬投資的波動與實(shí)際投資的波動比較看，投資的K－P方差比率為54.63%，模擬預(yù)測的投資的波動小于實(shí)際投資的波動，解釋了54.63%的投資波動，投資與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.99，表明投資也呈現(xiàn)出極強(qiáng)的順周期特征。從通貨膨脹波動比較看，模擬預(yù)測通貨膨脹波動的K－P方差比率為121.49%，高出實(shí)際通貨膨脹波動21.49%，表明模型2也擴(kuò)張了實(shí)際通貨膨脹的波動；通貨膨脹與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)為0.56，說明通貨膨脹呈現(xiàn)順周期的特點(diǎn)。從房地產(chǎn)價格波動看，模擬預(yù)測房地產(chǎn)價格波動的K－P方差比率為40.74%，模擬房地產(chǎn)價格的波動小于實(shí)際房地產(chǎn)價格的波動，解釋了40.74%的房地產(chǎn)價格波動；房地產(chǎn)價格與產(chǎn)出間的相關(guān)系數(shù)為0.81，說明房地產(chǎn)價格也存在順周期的特點(diǎn)。

模型2中消費(fèi)、投資、通貨膨脹和房地產(chǎn)價格均具有順周期特征，并且與產(chǎn)出的相關(guān)性較高，說明投資、消費(fèi)、通貨膨脹、房地產(chǎn)價格與產(chǎn)出保持高度一致，符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)。同時房地產(chǎn)價格與產(chǎn)出的相關(guān)程度高，進(jìn)一步說明存在明顯的金融加速器效應(yīng)。

表4 貨幣政策是否考慮房地產(chǎn)價格波動時模擬經(jīng)濟(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)的比較分析

（二）脈沖響應(yīng)分析

為了比較貨幣政策是否應(yīng)考慮房地產(chǎn)價格波動，表5中只列出了模型1和模型2兩個模型的產(chǎn)出、通貨膨脹、消費(fèi)、房地產(chǎn)價格、投資等主要變量受到利率沖擊后的反應(yīng)情況。

在利率沖擊下，模型2中產(chǎn)出受到利率沖擊后上升了0.005個單位，經(jīng)過75期左右后慢慢回到均衡狀態(tài)；相比之下，模型1中產(chǎn)出在受到利率沖擊后上升了0.018個單位，經(jīng)過80期左右慢慢回到均衡狀態(tài)，沖擊持續(xù)時間相對較長。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，模型2中的利率沖擊造成我國產(chǎn)出波動的幅度更小，即關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策對產(chǎn)出的影響更有效。

在利率沖擊后，模型2中通貨膨脹因受到利率沖擊而增加了0.01個單位，大約25期就回歸均衡狀態(tài)；而模型1中通貨膨脹在受到利率沖擊后盡管也增加了0.01個單位，但卻經(jīng)過了大約50期才回到均衡狀態(tài)。相比之下，模型2中利率沖擊對通貨膨脹的影響更短暫，不會造成永久性的通貨膨脹，即關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策對通貨膨脹的影響更有效。

在利率沖擊下，模型2中房地產(chǎn)價格因受到利率沖擊下降了0.015個單位，需要經(jīng)過大約75期才能回到均衡狀態(tài)，表明利率沖擊對房地產(chǎn)價格波動的持續(xù)時間較長，能起到長時間抑制房地產(chǎn)價格過快增長的作用；對比之下，模型1中房地產(chǎn)價格下降0.05個單位，但持續(xù)時間相對較短，只能在短期內(nèi)維持房地產(chǎn)價格穩(wěn)定的作用。因此，通過二者比較后可以發(fā)現(xiàn)，模型2中利率沖擊對房地產(chǎn)價格的影響更穩(wěn)定，即關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策對房地產(chǎn)價格的穩(wěn)定更有效。

在利率沖擊下，模型2中受到利率沖擊的抑制后，消費(fèi)下降了0.000 3個單位，大約經(jīng)過75期回到均衡狀態(tài)；而模型1中消費(fèi)受到利率沖擊的更大抑制，下降了0.001個單位。相比之下，模型2中消費(fèi)受到的抑制相對較小，關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策對消費(fèi)的提振更有幫助。

在利率沖擊下，模型2受到利率沖擊后，投資上升了0.02個單位，經(jīng)過大約75期才會慢慢回到均衡狀態(tài)；而模型1中投資則上升了0.08個單位，同時也經(jīng)過大約75期才回到均衡狀態(tài)。比較可知，利率沖擊對模型2的投資產(chǎn)生的波動更小，關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策對抑制投資的波動更有效。

表5 利率沖擊后兩種貨幣政策下主要變量的脈沖響應(yīng)情況

（三）貨幣政策的福利分析

由于我國的貨幣政策目標(biāo)表述為“保持物價穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”，因此，本文假設(shè)貨幣政策的目標(biāo)就是通貨膨脹和產(chǎn)出缺口波動的損失最小化。故在分析貨幣政策是否應(yīng)考慮房地產(chǎn)價格波動時，本文選用傳統(tǒng)的福利損失函數(shù)來衡量社會福利損失程度。并以之判斷對房地產(chǎn)價格波動是否作出反應(yīng)，貨幣政策規(guī)則是否會對福利損失產(chǎn)生顯著差異。其具體福利損失函數(shù)公式為

其中，L代表社會福利損失，Var（π）和Var（Y）分別為通貨膨脹和產(chǎn)出的方差，參數(shù)表示為保持通貨膨脹相對穩(wěn)定的權(quán)重系數(shù)，本文假定為0.5，Var（Q）為房地產(chǎn)價格的方差，根據(jù)模型模擬結(jié)果，可以計(jì)算貨幣政策是否考慮房地產(chǎn)價格波動的社會福利損失。

根據(jù)表6中的結(jié)果可以看出，考慮房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策福利損失明顯小于不考慮房地產(chǎn)價格波動的貨幣政策福利損失，即減少了社會福利損失。說明當(dāng)貨幣政策對房地產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)時，模擬經(jīng)濟(jì)的社會福利損失顯著降低，因此，從宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性出發(fā)，貨幣政策應(yīng)對房地產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)。

表6 貨幣政策是否考慮房地產(chǎn)價格波動的社會福利損失比較

五、結(jié)論

本文基于新凱恩斯主義分析框架下，構(gòu)造了兩個包含多個經(jīng)濟(jì)主體的動態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型。通過計(jì)算二者的福利損失，并就貨幣政策是否應(yīng)對房地產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)進(jìn)行比較分析，從而得出如下主要結(jié)論：（1）房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重大的影響。消費(fèi)、投資、通貨膨脹和房地產(chǎn)價格均具有順周期特征，并且與產(chǎn)出的相關(guān)性較高，說明投資、消費(fèi)、通貨膨脹、房地產(chǎn)價格與產(chǎn)出保持高度一致，符合實(shí)際經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)，且進(jìn)一步說明存在明顯的金融加速器效應(yīng)。利率的沖擊對產(chǎn)出影響的恢復(fù)速度要慢于對房地產(chǎn)市場的恢復(fù)速度，說明利率手段對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響要大于對房地產(chǎn)市場的影響，故當(dāng)利用利率等貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場時，還要注意利率政策對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的連帶影響，防止擴(kuò)散到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)生過大影響。（2）貨幣政策應(yīng)關(guān)注房地產(chǎn)價格波動。一是關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的模擬經(jīng)濟(jì)可以較好地預(yù)測實(shí)際經(jīng)濟(jì)；二是關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的模型中各變量的脈沖響應(yīng)值，均顯著低于不關(guān)注房地產(chǎn)價格波動的模型中各變量的脈沖響應(yīng)值；三是貨幣政策對房地產(chǎn)價格波動作出反應(yīng)能有效降低產(chǎn)出和通貨膨脹的波動，減少社會福利損失，中央銀行在實(shí)施貨幣政策過程中，應(yīng)充分關(guān)注房地產(chǎn)價格波動。

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