貨幣流動性政策影響房地產價格波動的實證研究

張 瑩

（1.武漢大學 經濟與管理學院博士后流動站，武漢 430072；2.中國華融資產管理股份有限公司博士后科研工作站，北京100033）

1 MS-VAR模型的設計與推導

本文研究的主要目的在于確定貨幣流動性的緊縮政策和貨幣流動性的擴張政策對房地產價格波動的影響是否存在效果上的非對稱性，即前者對房地產價格的抑制程度是否大于后者對房地產價格的推動程度。為此，采用二區(qū)制的馬爾可夫區(qū)制轉移向量自回歸（MS-VAR）模型來分析貨幣流動性政策對房地產價格波動的聯動關系，該模型允許回歸參數依賴于一個不可觀測的區(qū)制變量而進行時變，并且該不可觀測的區(qū)制變量遵循Markov-Switching（MS）過程。

1.1 變量及數據的選取

貨幣政策的調控工具主要分為兩類：數量型工具和價格型工具，其中數量型工具以貨幣供應量為主，價格型工具以市場利率為主。貨幣供應量有廣義和狹義之分，它們的差值主要衡量的是銀行定期存款、居民儲蓄存款以及各種信用流通工具的貨幣存量，盡管這些資產并不在市場上流通，但卻可以隨時轉化為現實貨幣，所以會對貨幣流動性產生重大影響。本文采用M2和M1的差值作為貨幣供應量的代理變量，記為LM，它能夠度量我國當前階段的潛在市場貨幣供應量。市場利率采用銀行間同業(yè)拆借30天加權平均利率作為代理變量，記為LL，它是現階段我國利率市場化程度最高的利率，對市場變化反映敏感，能夠直接反映銀行頭寸的供求狀況。而房地產價格則采用商品房銷售均價作為代理變量，記為FJ，它等于商品房的實際銷售額除以實際銷售面積。以上三個變量均經過CPI調整和Census-X12季節(jié)調整，以消除物價上漲因素和季節(jié)因素的影響。除銀行間同業(yè)拆借利率為當月實際值外，其余變量均為月度同比數據，樣本區(qū)間為2005年1月至2014年5月，數據來源為Wind數據庫。利用Eviews6.0和OxMetrics軟件在GiveWin2平臺上進行檢驗與估計。

1.2 數據平穩(wěn)性檢驗

使用ADF方法，選取AIC準則對上述三個變量的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗結果見表1，可以看出各時間序列均顯著地拒絕了存在單位根的假設，表明樣本序列都是平穩(wěn)的。

表1 數據平穩(wěn)性檢驗結果

1.3 MS-VAR模型的選擇

MS-VAR模型有多種形式，根據模型截距、均值、系數、方差是否隨著狀態(tài)變化而變化，可以形成諸如均值變化的 MS模型（MSM-VAR）、截距變化的MS模型（MSI-VAR）、自回歸參數變化的MS模型（MSA-VAR）和存在異方差的MS模型（MSH-VAR），以及由此進一步細分的MSMH-VAR模型（即均值和方差都變化）、MSIH-VAR模型（即截距和方差均變化）等。

根據少數服從多數原則，確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數為4。構建包含FJ、LM和LL的MS-VAR模型，根據AIC、HQ、SC信息準則和對數似然值進行綜合判斷，MSH(2)-VAR(4)模型的擬合效果最優(yōu)，即存在兩個區(qū)制、滯后4階且方差隨不同狀態(tài)變化而變化。此外，MSH(2)-VAR(4)模型的LR線性檢驗值為129.5431，卡方統(tǒng)計量的P值小于1%，顯著地拒絕了線性系統(tǒng)的原假設，因此選擇MSH(2)-VAR(4)模型是合適的。

表2 MSH(2)-VAR(4)模型的非線性檢驗結果

2 基于MS-VAR模型的實證分析

2.1 模型的估計結果

表3列出了MSH(2)-VAR(4)模型的詳細參數估計結果?？梢钥闯觯現J方程和LM方程在區(qū)制1下的標準差要明顯小于在區(qū)制2下的標準差，而LL方程在區(qū)制1下的標準差要明顯大于在區(qū)制2下的標準差，并且兩種區(qū)制下的房地產價格增速的波動相差了近5倍，所以區(qū)制1代表的是“房地產價格增速變化緩慢、貨幣供給增長率變化平穩(wěn)、市場實際利率處于較高水平”的狀態(tài)，區(qū)制2代表的是“房地產價格增速變化較快、貨幣供給增長率變化較大、市場實際利率處于較低水平”的狀態(tài)。

表3 MSH(2)-VAR(4)模型估計結果

具體看每個方程，房地產價格增長率的回歸方程（FJ方程）表明，滯后1期的實際房價變動對當期房價變動存在顯著地正向作用，如果滯后1期的房地產價格上漲，那么當期的房地產價格也將上漲，并且動量影響強度為1.0519倍，滯后2期的實際房價變動對當期房價變動存在顯著地負向作用，動量影響強度為0.1510倍，滯后3期和滯后4期的實際房價變動對當期房價變動也存在負向作用，但影響效果不顯著。對于兩個貨幣流動性指標來說，滯后4期的貨幣供給增長率對當期房價變動存在顯著地正向作用，動量影響強度為0.2058，而滯后1期至3期的貨幣供給增長率對當期房價變動的影響效果并不顯著；滯后2期和滯后3期的市場利率分別對當期房價變動存在顯著地負向和正向的影響作用，動量影響強度分別為0.9634倍和0.9471倍，而滯后1期和滯后4期的市場利率對當期房價變動的影響效果不顯著。整體來說，前期房地產價格上升會進一步推動當期房價上漲，這種影響效果會隨著時間的推移轉變?yōu)榉聪蚶瓌?，但負向的拉動效果不及正向推高效果顯著，因此房價波動具有一定慣性趨勢；貨幣供給增加也會推高房地產價格，并且存在近4個月的時滯性；市場利率水平對房地產價格的影響存在正負交替作用特點，正向和負向影響效果疊加導致市場利率水平對房價波動的總體影響效果是負向的，但影響程度不是很大。

貨幣供給增長率的回歸方程（LM方程）表明，滯后1期的實際房價變動對當期的貨幣供給增長率有正向影響，滯后2期至4期的實際房價變動對當期的貨幣供給增長率有負向影響，但各滯后期的影響效果均不顯著。而市場利率水平的回歸方程（LL方程）表明，滯后4期的實際房價變動對當期的市場利率水平存在顯著負向作用，但滯后1期至3期的實際房價變動對當期市場利率水平的影響效果不顯著。

表4 區(qū)制轉換概率及區(qū)制特性

表4給出的是不同區(qū)制間的轉換概率，系統(tǒng)維持在區(qū)制1（即“貨幣供給增長平穩(wěn)、市場實際利率偏高、房地產價格波動緩慢”狀態(tài)）的概率為0.7074，實際經濟處于此階段的頻率為0.7167，平均持續(xù)期約為3.42，由該狀態(tài)向區(qū)制2（即“貨幣供給增長較快、市場實際利率偏低、房地產價格波動較大”狀態(tài)）轉換的概率為0.2926；系統(tǒng)維持在區(qū)制2狀態(tài)的概率為0.2595，實際經濟處于此階段的頻率為0.2833，平均持續(xù)期為1.35，由該狀態(tài)向區(qū)制1狀態(tài)轉換的概率為0.7405?？梢哉f，經濟處于區(qū)制1狀態(tài)是穩(wěn)定的，處于區(qū)制2狀態(tài)是不穩(wěn)定的，如果經濟受外生因素（如貨幣政策）影響，由區(qū)制1狀態(tài)轉向了區(qū)制2狀態(tài)，也會在內生機制作用下以較大概率轉換到區(qū)制1狀態(tài)。

圖1給出了經濟在區(qū)制1狀態(tài)和區(qū)制2狀態(tài)之間轉換的平滑概率圖。依據區(qū)制平滑概率圖，可以看出經濟在不同區(qū)制狀態(tài)下的轉換情況，在樣本區(qū)間內我國經濟顯然大部分時期都處于區(qū)制1狀態(tài)，但受通貨膨脹和信貸規(guī)模擴張等因素影響，我國房地產市場幾乎每年都要經歷幾輪房價急劇波動，盡管這種急劇波動很快回復到平穩(wěn)狀態(tài)，但由于多年來房價長期保持正向增長趨勢，所以最終還是形成了價格越調越高的局面。

圖1 區(qū)制平滑概率圖

2.2 基于不同區(qū)制的脈沖響應分析

為了更進一步考察貨幣流動性指標與房地產價格波動的動態(tài)關系，接下來我們比較不同區(qū)制下的貨幣供給與市場實際利率調整對房價波動的動態(tài)沖擊差異，采用累積脈沖響應分析模型中一個內生變量受到一單位標準差的沖擊時，對系統(tǒng)中其他變量的動態(tài)影響關系。

圖2和圖3顯示，房地產價格波動對貨幣供給增長率和市場利率一個新息變動的脈沖響應在兩種區(qū)制下具有相似的動態(tài)變化規(guī)律和持續(xù)期，但響應強度卻有不同。

圖2 房價波動對貨幣供給沖擊的脈沖響應

圖3 房價波動對市場實際利率的脈沖響應

（1）給定貨幣供給增長率一個標準差的正向沖擊，房地產價格波動逐漸上升，累積響應在第20個月達到峰值，然后響應強度緩慢回落，在第33個月達到局部最低值，此后響應強度在狹窄范圍內保持穩(wěn)定。根據縱軸刻度差別可以看出，兩種區(qū)制下的脈沖響應強度有所不同，在區(qū)制2狀態(tài)，房價波動對貨幣供給增長率的響應強度大約是區(qū)制1狀態(tài)的1.33倍，即在“貨幣供給增長較快、市場實際利率偏低、房價增速波動較大”時期的貨幣供給政策變動對房價波動的影響要大于在“貨幣供給增長平穩(wěn)、市場實際利率偏高、房價增速波動平緩”時期的貨幣供給政策變動對房價波動的影響，這表明貨幣供給政策對房價波動具有非對稱性影響。總體來看，貨幣供給增長加快，將導致房價波動劇烈，并在未來1-2年內產生較強的持續(xù)影響，因此政府當局在進行貨幣政策調整時應盡量避免流動性增量的急劇變化，以免造成對房地產市場的過度沖擊。

（2）給定市場實際利率一個標準差的正向沖擊，房地產價格波動逐漸降低，累積響應在第24個月達到最小值，隨后緩慢上升，在第36個月達到局部最大值，此后響應強度在狹窄范圍內保持穩(wěn)定。觀察縱軸刻度間的差別，兩種區(qū)制圖中的房價波動對實際利率的脈沖響應強度存在較大差別，在區(qū)制1狀態(tài)下的房價波動對市場實際利率的響應強度大約是在區(qū)制2狀態(tài)下的房價波動對市場實際利率的響應強度的10倍，即“貨幣供給增長平穩(wěn)、市場實際利率偏高、房價增速平緩”時期的利率調整政策對房價波動的影響要大于在“貨幣供給增長較快、市場實際利率偏低、房價增速波動較大”時期的利率調整政策對房價變動的影響，這表明市場實際利率變化對房價波動具有負向地非對稱調節(jié)作用，同時在房價增速保持低位運行時，利率調節(jié)手段效果更優(yōu)?？傮w來看，實際利率水平提高，將導致房價波動性降低，并且這種影響會持續(xù)較長時間。與貨幣供給政策相比，利率調節(jié)政策對房價波動的影響更顯溫和，在“房價波動平緩”時期的影響效果要優(yōu)于在“房價波動劇烈”時期的影響效果，因此建議政府當局在制定宏觀政策時應多考慮使用利率調節(jié)政策，同時為確保調節(jié)作用達到良好效果，盡量保持房價平穩(wěn)波動。

3 結論與政策啟示

本文利用MS-VAR模型考察了房價波動與貨幣流動性政策變化的非對稱影響關系。研究發(fā)現：貨幣流動性政策對房價波動的影響是一個動態(tài)的長期過程，貨幣供給變化與利率水平高低均會對房價波動產生顯著調節(jié)作用，影響的持續(xù)期大約有兩年左右時間。具體地說，貨幣供給政策有正向調節(jié)作用，市場利率水平有負向調節(jié)作用，并且二者在不同的房價波動狀態(tài)有不同的房價沖擊效果，即在房價增速低位運行時，利率調節(jié)機制更優(yōu)，調節(jié)效果更顯溫和；在房價增速高位運行時，貨幣供給調節(jié)機制效果更明顯，但影響強度較大。

房地產業(yè)作為我國經濟的重要組成部分，房地產價格變動對宏觀經濟的影響越來越顯著。但房地產作為重要的投資品和保值增值產品的時代終將過去，國民經濟去房地產化，住宅房地產去投資化，將是大勢所趨。政府對房地產市場的宏觀調控手段不能一概而論，應充分認識貨幣供給手段與利率調節(jié)手段在房價不同運行狀態(tài)中對房價波動的非對稱影響，應參考房地產價格的不同增長率水平確定其貨幣流動性政策的制定。特別是，在當前我國經濟正處于增長速度換擋期、結構調整陣痛期、前期刺激政策消化期“三期疊加”的關鍵時點，為避免房地產市場的硬著陸，更應注意保持貨幣供給政策的平穩(wěn)變化，在確保房價波動平緩變化的前提下，多考慮使用利率手段進行宏觀政策調控，進而產生對房地產市場的價格微調作用，同時還要繼續(xù)深入推進利率市場化改革，增加資產定價的透明度，以使市場利率對經濟環(huán)境變化更加敏感，從而增強對房地產價格調控的效果。

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