貨幣政策、市場(chǎng)信心與我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格

竇錢(qián)斌

摘? ?要：本文基于2000年1月—2017年12月中國(guó)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)和市場(chǎng)信心指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，建立TVP-SV-SVAR模型，分析了消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心在貨幣政策影響房地產(chǎn)價(jià)格機(jī)制中的作用。研究表明，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響具有很強(qiáng)的時(shí)變特征，影響的方向和大小隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控力度不同而不同，且短期效應(yīng)顯著;市場(chǎng)信心的傳導(dǎo)渠道能夠解釋貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的時(shí)變效應(yīng)，但是呈現(xiàn)出明顯的非對(duì)稱(chēng)性，企業(yè)家信心在傳導(dǎo)渠道中產(chǎn)生的作用要大于消費(fèi)者信心。

關(guān)鍵詞：貨幣政策;市場(chǎng)信心;房地產(chǎn)價(jià)格;時(shí)變

中圖分類(lèi)號(hào)：F820.1? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2018）12-0016-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.12.003

一、引言

2008年金融危機(jī)以來(lái)，我國(guó)居民對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格上漲的強(qiáng)烈預(yù)期造成了全國(guó)商品房銷(xiāo)售價(jià)格的持續(xù)高漲，在一些大中城市的漲幅甚至高達(dá)10倍以上。為防范房地產(chǎn)價(jià)格高企生成的系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)隱患，國(guó)內(nèi)一些學(xué)者提出現(xiàn)行的貨幣政策框架需要調(diào)整，貨幣發(fā)行當(dāng)局在必要時(shí)應(yīng)當(dāng)干預(yù)房地產(chǎn)價(jià)格，甚至是盯住房地產(chǎn)價(jià)格（陳繼勇等，2013）。但是，如果中央銀行將房地產(chǎn)價(jià)格作為調(diào)控的目標(biāo)，市場(chǎng)主體的情緒與預(yù)期會(huì)無(wú)可避免地受到貨幣政策沖擊的影響（張成思和計(jì)興辰，2017）。而在當(dāng)前行為金融學(xué)相關(guān)理論的快速發(fā)展下，大量證據(jù)證明了：經(jīng)濟(jì)主體的投資行為明顯會(huì)受到自身不確定性感受以及情緒波動(dòng)的左右，進(jìn)而對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格決定產(chǎn)生不可忽視的影響（Breaban和Noussair，2013）。中央銀行在貨幣政策決策中應(yīng)如何把握市場(chǎng)主體情緒與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系？市場(chǎng)主體情緒在貨幣政策影響我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)路徑中扮演著何種角色？研究這些問(wèn)題對(duì)于我國(guó)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的防控具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧和理論分析

經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，寬松的貨幣政策會(huì)通過(guò)增加貨幣供應(yīng)量對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生積極影響;相反，緊縮性的貨幣政策會(huì)造成銀行信貸減少，從而引致房地產(chǎn)價(jià)格下降。然而，自行為金融學(xué)理論興起以來(lái)，學(xué)術(shù)界越來(lái)越關(guān)注市場(chǎng)參與者情緒在二者關(guān)系中的作用。

在貨幣政策與市場(chǎng)信心的關(guān)系方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要通過(guò)實(shí)證分析了貨幣政策沖擊對(duì)消費(fèi)者信心、企業(yè)家信心和銀行家信心的影響。從消費(fèi)者信心來(lái)看，有的學(xué)者認(rèn)為貨幣政策在很大程度上會(huì)對(duì)消費(fèi)者信心產(chǎn)生重要影響，消費(fèi)者信心的變化會(huì)改變居民的消費(fèi)行為，進(jìn)而產(chǎn)生對(duì)總消費(fèi)的沖擊（Debes等，2014）;也有部分學(xué)者持相反觀(guān)點(diǎn)，認(rèn)為貨幣供給量和利率對(duì)消費(fèi)者信心影響較弱（Sum，2012;唐彬，2016）。從企業(yè)家和銀行家信心來(lái)看，貨幣政策沖擊會(huì)對(duì)企業(yè)家和銀行家信心具有顯著影響，但是兩者對(duì)宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)會(huì)產(chǎn)生非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)，企業(yè)家信心比銀行家信心的衰減速度更慢（黃榮哲和農(nóng)麗娜）。從各類(lèi)主體信心的互相比較來(lái)看，Torre和Tosi（2003）提出貨幣當(dāng)局應(yīng)該將銀行家信心作為關(guān)注重點(diǎn);也有一部分學(xué)者認(rèn)為在貨幣政策的傳導(dǎo)渠道中應(yīng)當(dāng)更加重視企業(yè)家信心，企業(yè)家信心比消費(fèi)者信心更加有效（陳紅等，2015）。

房地產(chǎn)價(jià)格是資產(chǎn)價(jià)格的重要類(lèi)別之一，其價(jià)格波動(dòng)隱含了市場(chǎng)主體情緒信息。Case和Shiller（1988）最早關(guān)注市場(chǎng)參與者情緒與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系，他們認(rèn)為房地產(chǎn)的過(guò)去價(jià)格會(huì)引導(dǎo)個(gè)人形成對(duì)未來(lái)價(jià)格的預(yù)期，進(jìn)而產(chǎn)生對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響。隨后國(guó)外大量文獻(xiàn)開(kāi)始關(guān)注房地產(chǎn)價(jià)格中市場(chǎng)主體情緒產(chǎn)生的作用，以及市場(chǎng)主體的情緒指標(biāo)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)測(cè)功能，如Shiller（2007）、Mayer和Sinai（2009）以及Wang和Hui（2017）等等。從國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究來(lái)看，鐘少穎等（2016）認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)的不同時(shí)期，市場(chǎng)預(yù)期對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響具有非對(duì)稱(chēng)性，在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期房地產(chǎn)市場(chǎng)更容易被催生出非理性泡沫。進(jìn)一步，任榮榮（2008）還研究了市場(chǎng)預(yù)期對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生影響的機(jī)制路徑，個(gè)人對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)期會(huì)傳導(dǎo)至個(gè)人的購(gòu)房需求變化，從而作用到房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)，并且市場(chǎng)預(yù)期與房地產(chǎn)價(jià)格表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)關(guān)系。從不同的市場(chǎng)主體來(lái)看，李仲飛等（2015）認(rèn)為房地產(chǎn)市場(chǎng)中技術(shù)分析者的預(yù)期對(duì)房?jī)r(jià)動(dòng)態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性具有重要影響，基本面分析者預(yù)期的作用則幾乎無(wú)關(guān)緊要。賈生華和李航（2014）將噪聲交易者引入了房地產(chǎn)價(jià)格的分析框架中，認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格泡沫在很大程度上歸因于噪聲交易者的預(yù)期。

基于上述邏輯關(guān)系，我們有理由推斷：在貨幣政策影響房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制中，市場(chǎng)參與者的信心發(fā)揮著不可忽視的作用。但是現(xiàn)有文獻(xiàn)還很少將貨幣政策、市場(chǎng)信心和房地產(chǎn)價(jià)格納入統(tǒng)一的分析框架，尤其是考慮三者之間關(guān)系的時(shí)變特征，來(lái)分析貨幣政策影響房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制。本文為進(jìn)一步考察其作用機(jī)理，利用TVP-SV-SVAR模型深入分析消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心在市場(chǎng)信心傳導(dǎo)渠道中的作用。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取了存款準(zhǔn)備金率指標(biāo)（RR）、消費(fèi)者信心指數(shù)（CCI）、企業(yè)家信心指數(shù)（EEI）以及房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（HP）2000年1月—2017年12月的月度數(shù)據(jù)，以4項(xiàng)指標(biāo)作為貨幣政策、市場(chǎng)信心和房地產(chǎn)價(jià)格的代理變量，數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。其中，2014—2015年企業(yè)家信心指數(shù)缺失的部分?jǐn)?shù)據(jù)，按照已公布的工業(yè)企業(yè)家信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)之間的平均差值進(jìn)行換算后補(bǔ)齊;房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)由每月房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)商品房銷(xiāo)售額除以銷(xiāo)售面積后計(jì)算而得，除以以2000年1月為基期的定基CPI，得到實(shí)際房地產(chǎn)價(jià)格;對(duì)所有指標(biāo)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整后，分別對(duì)CCI、EEI、HP進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）指標(biāo)統(tǒng)計(jì)分析

為避免模型的“偽回歸”現(xiàn)象，本文首先對(duì)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)（見(jiàn)表1和表2）。由表1可以看出， RR、CCI、EEI和HP數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性在1%的置信水平下顯著;從表2可以看出，4個(gè)變量間存在較為明顯的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果較為理想，可以對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

（二）基于MCMC算法的參數(shù)估計(jì)

本文首先利用MCMC算法執(zhí)行10000次的吉布斯抽樣，前1000次抽樣用于預(yù)燒迭代，后9000次抽樣用于計(jì)算后驗(yàn)分布的均值和方差，進(jìn)而得到本文研究所需的有效樣本。

由圖1可以看出，樣本的自相關(guān)系數(shù)都表現(xiàn)出穩(wěn)定的下降趨勢(shì)，并最終保持接近0，表明大多數(shù)樣本沒(méi)有自相關(guān)關(guān)系;樣本路徑顯示出明顯的波動(dòng)聚類(lèi)特征，表明抽樣數(shù)據(jù)基本穩(wěn)定;后驗(yàn)密度顯示抽樣樣本的分布收斂于后驗(yàn)分布，抽樣樣本是收斂的。

表3：基于MCMC算法參數(shù)估計(jì)的結(jié)果及檢驗(yàn)

[參數(shù) 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 95%的置信區(qū)間 Geweke檢驗(yàn) 無(wú)效因子 [（Σβ）]1 0.0023 0.0002 [0.0019， 0.0026] 0.544 6.96 [（Σβ）]2 0.0023 0.0002 [0.0019， 0.0026] 0.300 6.72 （[Σα]）1 0.0042 0.0008 [0.0030， 0.0062] 0.846 28.96 （[Σα]）2 0.0049 0.0012 [0.0031， 0.0079] 0.608 40.50 （[Σh]）1 0.8232 0.1122 [0.6233， 1.0631] 0.265 13.01 （[Σh]）2 0.8223 0.1340 [0.5883， 1.1166] 0.057 30.35 ]

注：表中只列出矩陣[Σβ、Σα和Σh]中前兩個(gè)對(duì)角線(xiàn)元素的估計(jì)結(jié)果，其他元素同樣符合實(shí)證檢驗(yàn)要求;Geweke檢驗(yàn)在5%置信水平的臨界值為1.96;無(wú)效因子表示獲取不相關(guān)樣本所需的抽樣次數(shù)。

表3給出了TVP-SV-SVAR模型的部分參數(shù)估計(jì)結(jié)果，參數(shù)的后驗(yàn)均值均處于95%的置信區(qū)間內(nèi)，參數(shù)的Geweke收斂診斷值均未超過(guò)5%的置信水平臨界值，不能拒絕收斂于后驗(yàn)分布的原假設(shè)，說(shuō)明預(yù)燒迭代已經(jīng)能夠使Markov鏈趨于集中。同時(shí)，表3中呈現(xiàn)的無(wú)效因子均較低，最大值僅為40.50，表明可以獲得至少9000/40.50≈222個(gè)不相關(guān)的有效樣本，可以有效進(jìn)行后驗(yàn)分布的推斷。因此，基于MCMC算法下，對(duì)TVP-SV-SVAR模型參數(shù)進(jìn)行模擬估計(jì)是有效的。

（三）時(shí)變脈沖響應(yīng)分析

TVP-SV-SVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)由兩個(gè)部分組成，一是在不同的時(shí)間點(diǎn)上給予自變量一個(gè)正向沖擊，在相等間隔時(shí)間段后所形成的等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)，本文設(shè)定為4月、8月和12月，分別代表短期、中期和長(zhǎng)期時(shí)間約束。二是在指定時(shí)間點(diǎn)上給予自變量一個(gè)正向沖擊后所形成的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)，本文設(shè)定為2004年1月、2009年1月和2014年1月三個(gè)時(shí)點(diǎn)，主要是由于這三個(gè)時(shí)間點(diǎn)具有一定代表性：2003—2004年中國(guó)處于“經(jīng)濟(jì)過(guò)熱”狀態(tài)，央行實(shí)行穩(wěn)健偏緊的貨幣政策;2008—2009年處于“金融危機(jī)”時(shí)期，貨幣當(dāng)局實(shí)行擴(kuò)張性的貨幣政策;2012年之后開(kāi)始進(jìn)入“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”時(shí)期。

1. 貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的脈沖響應(yīng)分析。圖2（a）給出了貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的等間隔脈沖響應(yīng)圖。函數(shù)顯示，樣本期間內(nèi)在不同的時(shí)間約束下房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)存款準(zhǔn)備金率沖擊的響應(yīng)趨勢(shì)基本一致，這表明了模型估計(jì)具有穩(wěn)健性。但是在不同的時(shí)間點(diǎn)上房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)存款準(zhǔn)備金率沖擊的響應(yīng)程度具有較大差異，給予存款準(zhǔn)備金率一個(gè)單位的正向沖擊后，我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格變化呈現(xiàn)出明顯的時(shí)變特征，表現(xiàn)為周期性的波動(dòng)態(tài)勢(shì)。同時(shí)，圖2（a）還顯示了在樣本期間內(nèi)沖擊反應(yīng)強(qiáng)度最大的區(qū)域在160期（2013年4月）附近，具體表現(xiàn)為相同一單位存款準(zhǔn)備金率沖擊下，在160期附近產(chǎn)生的房地產(chǎn)價(jià)格脈沖響應(yīng)函數(shù)值是其他時(shí)期峰值的3倍左右。此外，在較短的時(shí)間約束下房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)更為劇烈，表現(xiàn)為短虛線(xiàn)的波峰峰值高于長(zhǎng)虛線(xiàn)和實(shí)線(xiàn)的波峰峰值。

圖2（b）給出了貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)圖。可知，三個(gè)時(shí)點(diǎn)上房地產(chǎn)價(jià)格的響應(yīng)形態(tài)存在一定的差異性：在2004年1月時(shí)點(diǎn)，房地產(chǎn)價(jià)格首先在初期產(chǎn)生了一個(gè)負(fù)向響應(yīng)并于第1期達(dá)到最大化，然后負(fù)向響應(yīng)逐漸減弱直到第2期轉(zhuǎn)為正向，第3期以后收斂到0;在2009年1月時(shí)點(diǎn)，房地產(chǎn)價(jià)格的負(fù)向反應(yīng)在第1期達(dá)到最大化，逐漸減弱于第11期之后收斂于0;在2014年1月時(shí)點(diǎn)，房地產(chǎn)價(jià)格初期即產(chǎn)生了一個(gè)最大的正向響應(yīng)，隨后震蕩下行于第11期之后收斂于0。時(shí)點(diǎn)脈沖效應(yīng)圖驗(yàn)證了等間隔脈沖響應(yīng)圖中房地產(chǎn)價(jià)格變化的時(shí)變特征，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響會(huì)隨著所處的水平區(qū)間的改變而發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化，在2014年1月這個(gè)時(shí)點(diǎn)表現(xiàn)最為明顯。

2. 貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格影響的傳導(dǎo)渠道分析。本文從消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心兩個(gè)傳導(dǎo)渠道展開(kāi)分析，各個(gè)因素間的相對(duì)變動(dòng)導(dǎo)致了存款準(zhǔn)備金率對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格影響的結(jié)構(gòu)性變化。

（1）消費(fèi)者信心傳導(dǎo)渠道分析。圖3給出了消費(fèi)者信心傳導(dǎo)渠道的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，其中第一排為貨幣政策對(duì)消費(fèi)者信心的沖擊，第二排為消費(fèi)者信心對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的沖擊。

圖3（a）顯示了樣本期間內(nèi)RR對(duì)CCI的等間隔脈沖函數(shù)，在三種時(shí)間約束下，我國(guó)消費(fèi)者信心對(duì)貨幣政策沖擊的響應(yīng)趨勢(shì)基本一致，整體呈現(xiàn)出上升（約在0—70期內(nèi)）→下降（約在70—90期內(nèi)）→上升（約在90—170期內(nèi)）→下降（約在170期以后）的響應(yīng)趨勢(shì)，但是響應(yīng)幅度則具有較大的差別，表現(xiàn)為在越短的時(shí)間約束下刺激作用也越大。從圖3（b）的時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)看，RR在三個(gè)時(shí)點(diǎn)上對(duì)CCI的影響有漸進(jìn)的結(jié)構(gòu)變化：2014年1月，初期時(shí)CCI產(chǎn)生了一個(gè)正向響應(yīng)后響應(yīng)值迅速下降，并于第3期達(dá)到負(fù)向響應(yīng)最大化，然后逐漸衰減至0;2009年1月，在最初期的CCI產(chǎn)生負(fù)向響應(yīng)后，響應(yīng)值開(kāi)始上升并在第3期達(dá)到正向響應(yīng)最大化，然后逐漸衰減至0;2014年1月，CCI的負(fù)向響應(yīng)值于第1期達(dá)到峰值后，迅速扭轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)并于第2期達(dá)到正向峰值，然后震蕩收斂到0。2003年我國(guó)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始出現(xiàn)了“過(guò)熱”現(xiàn)象，央行向市場(chǎng)中投入巨額流動(dòng)性，2003年第一季度和第二季度我國(guó)M2同比增速達(dá)到50%以上，直接造成了我國(guó)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)過(guò)快，在2004年第一季度就達(dá)到了43%。貨幣當(dāng)局為了應(yīng)對(duì)“經(jīng)濟(jì)過(guò)熱”現(xiàn)象，在2003—2007年期間先后7次調(diào)整存款準(zhǔn)備金率，從6%上調(diào)至14.5%，回收了大量流動(dòng)性，抑制了“經(jīng)濟(jì)過(guò)熱”，消費(fèi)者信心得到提振，因而脈沖響應(yīng)為正。2008—2009年期間，為應(yīng)對(duì)“金融危機(jī)”，實(shí)行適度寬松的貨幣政策，將存款準(zhǔn)備金率下調(diào)了2個(gè)百分點(diǎn)，增強(qiáng)了消費(fèi)者信心，因而這段時(shí)間內(nèi)脈沖響應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)向響應(yīng)。2012年后中國(guó)開(kāi)始步入“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”時(shí)期，其中在2014—2016年期間，5次調(diào)整貨幣政策，將存款準(zhǔn)備金率由20%下調(diào)至16.5%，存款準(zhǔn)備金率的下降向市場(chǎng)上投入了巨額的流動(dòng)性，市場(chǎng)上消費(fèi)品價(jià)格快速上漲，造成了消費(fèi)者通脹預(yù)期的上升，進(jìn)而導(dǎo)致中國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)下滑，因而此時(shí)脈沖響應(yīng)表現(xiàn)為正。

圖3（c）和（d）分別是CCI對(duì)HP的等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)圖和時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，表明消費(fèi)者信心對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的沖擊不存在結(jié)構(gòu)性變化，沖擊大小和沖擊方向都較為穩(wěn)定，消費(fèi)者信心對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生積極作用。消費(fèi)者信心指數(shù)這一指標(biāo)綜合反映了消費(fèi)者對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)前景的預(yù)期，當(dāng)消費(fèi)者信心指數(shù)上升時(shí)，反映出消費(fèi)者對(duì)中國(guó)未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的信心在上升，此時(shí)消費(fèi)者對(duì)于購(gòu)買(mǎi)房屋的需求將同時(shí)上升，造成我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格呈現(xiàn)出上漲態(tài)勢(shì);相反，消費(fèi)者信心下降意味著消費(fèi)者將降低購(gòu)房需求，從而導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格下降。

（2）企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道分析。圖4顯示了企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，第一排為貨幣政策對(duì)企業(yè)家信心的沖擊，第二排為企業(yè)家信心對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的沖擊。

圖4（a）中RR對(duì)EEI的等間隔脈沖圖顯示，存款準(zhǔn)備金率沖擊下我國(guó)企業(yè)家信心表現(xiàn)出的響應(yīng)趨勢(shì)同消費(fèi)者信心指數(shù)的響應(yīng)趨勢(shì)大體一致，呈現(xiàn)出上升→下降→ 上升→下降的響應(yīng)趨勢(shì)，短期約束下存款準(zhǔn)備金率對(duì)企業(yè)家信心的刺激作用更大。值得注意的是，在2008年金融危機(jī)時(shí)期（即100期附近），存款準(zhǔn)備金率的下降能夠顯著提高企業(yè)家信心指數(shù)，擴(kuò)張性的貨幣政策在此時(shí)表現(xiàn)出對(duì)企業(yè)家信心的積極影響。圖4（b）中RR對(duì)EEI的時(shí)點(diǎn)脈沖圖也驗(yàn)證了這一特性，在2009年1月，存款準(zhǔn)備金率對(duì)企業(yè)家信心的沖擊始終呈現(xiàn)出較大的負(fù)向效應(yīng)，在第4期達(dá)到極值。分別從不同的時(shí)間區(qū)間來(lái)看，在2004年，過(guò)度投資導(dǎo)致了我國(guó)“經(jīng)濟(jì)過(guò)熱”，當(dāng)時(shí)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資在第一季度同比增長(zhǎng)率分別高達(dá)9.7%和43%。中央銀行為了給投資“降溫”上調(diào)了法定存款準(zhǔn)備金率，經(jīng)濟(jì)的“降溫”使得企業(yè)家信心得以提升，因而“經(jīng)濟(jì)過(guò)熱”時(shí)期的脈沖響應(yīng)值為正。2008年金融危機(jī)時(shí)期，企業(yè)家信心受到嚴(yán)重挫傷，我國(guó)中央銀行下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，通過(guò)向市場(chǎng)中注入的流動(dòng)性刺激了投資，提振了企業(yè)家信心，因而“金融危機(jī)”時(shí)期的脈沖響應(yīng)表現(xiàn)為負(fù)向響應(yīng)。2014年11月，為了穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)，中央銀行實(shí)行較為寬松的貨幣政策，但是貸款和存款基準(zhǔn)利率下調(diào)的幅度并不一致，分別為0.4和0.25個(gè)百分點(diǎn)，導(dǎo)致我國(guó)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)存貸息差收窄，企業(yè)融資難度提高，因此企業(yè)家信心呈現(xiàn)下滑趨勢(shì)，這一時(shí)期的脈沖效應(yīng)表現(xiàn)為正向響應(yīng)。

圖4（c）為企業(yè)家信心對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的沖擊，等間隔脈沖響應(yīng)總體表現(xiàn)為圍繞0附近的周期震蕩趨勢(shì)。企業(yè)家信心指數(shù)綜合反映了我國(guó)企業(yè)家對(duì)未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的信心，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的周期作用下，企業(yè)家信心也呈現(xiàn)出周期波動(dòng)，進(jìn)而企業(yè)家的投資需求對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響也呈現(xiàn)出周期波動(dòng)。值得注意的是，在120期和170期之間（2011—2014年）企業(yè)家信心沖擊對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響呈現(xiàn)出較為明顯的負(fù)向效應(yīng)，2013年4月達(dá)到峰值。一個(gè)可能的解釋是2013年初是我國(guó)近年來(lái)房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控力度最強(qiáng)的時(shí)期，企業(yè)家信心的下降導(dǎo)致企業(yè)家對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的投資降低，在房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控政策的催化下，進(jìn)一步導(dǎo)致市場(chǎng)無(wú)法滿(mǎn)足購(gòu)房者的需求，提升了房地產(chǎn)價(jià)格上漲的預(yù)期，因而呈現(xiàn)出負(fù)向效應(yīng)。

（3）結(jié)構(gòu)性變化的解釋。通過(guò)對(duì)比央行在“經(jīng)濟(jì)過(guò)熱”、“金融危機(jī)”以及“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”時(shí)期存款準(zhǔn)備金率調(diào)整的變化可知，貨幣政策影響中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)路徑存在著消費(fèi)者信心渠道和企業(yè)家信心渠道。但是由于各時(shí)期所處經(jīng)濟(jì)環(huán)境和房地產(chǎn)調(diào)控政策的差異，導(dǎo)致各渠道影響的大小產(chǎn)生變動(dòng)，進(jìn)而使得存款準(zhǔn)備金率沖擊對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的影響產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性變化，即TVP-SV-SVAR模型中的參數(shù)發(fā)生了時(shí)變。具體來(lái)說(shuō)，“經(jīng)濟(jì)過(guò)熱”時(shí)期，貨幣當(dāng)局通過(guò)提高存款準(zhǔn)備金率有效回收了市場(chǎng)上的大量流動(dòng)性，抑制投資需求過(guò)快增長(zhǎng)，對(duì)提高消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心產(chǎn)生積極影響，進(jìn)而帶動(dòng)了房地產(chǎn)價(jià)格的上漲?！敖鹑谖C(jī)”時(shí)期，貨幣當(dāng)局下調(diào)了存款準(zhǔn)備金率，市場(chǎng)被注入大量流動(dòng)性，使得消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心由“悲觀(guān)”預(yù)期開(kāi)始反彈回升，帶動(dòng)了消費(fèi)者的購(gòu)房需求和企業(yè)家的投資需求，進(jìn)而導(dǎo)致了房地產(chǎn)價(jià)格的上漲?！敖?jīng)濟(jì)新常態(tài)”開(kāi)始時(shí)期，政府出臺(tái)了一系列以限制購(gòu)房和貸款為核心的房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策，調(diào)控力度空間加大，使得市場(chǎng)主體信心的傳導(dǎo)效果發(fā)生了改變，時(shí)變參數(shù)呈現(xiàn)出放大的趨勢(shì)。

特別地，在“經(jīng)濟(jì)新常態(tài)”開(kāi)始時(shí)期，貨幣政策沖擊下房地產(chǎn)價(jià)格的時(shí)變參數(shù)明顯高于其他時(shí)期。這主要是由于在這一時(shí)期我國(guó)央行通過(guò)下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，向市場(chǎng)中投入了巨額流動(dòng)性，市場(chǎng)參與者提升了對(duì)通貨膨脹的預(yù)期，消費(fèi)者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)迅速下降。同時(shí)，政府部門(mén)在這一時(shí)期還陸續(xù)出臺(tái)了“新國(guó)八條”、“國(guó)五條”等強(qiáng)力的房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策，調(diào)控力度不斷升級(jí)，進(jìn)而放大了市場(chǎng)主體信心對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響，在RR-HP的脈沖響應(yīng)圖上時(shí)變參數(shù)表現(xiàn)為最大值。2014年以后模型的時(shí)變參數(shù)值迅速下降也驗(yàn)證了這一特點(diǎn)，2014年下半年開(kāi)始，在南京、杭州、廈門(mén)、武漢等多個(gè)一線(xiàn)城市對(duì)限購(gòu)政策作了不同程度的“松綁”，模型的時(shí)變參數(shù)值立即轉(zhuǎn)變?yōu)橄陆?，房地產(chǎn)價(jià)格隨即快速上漲，佐證了房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控政策放大了市場(chǎng)參與者對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的作用。

此外，從消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道的對(duì)比來(lái)看，兩者在貨幣政策影響房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)路徑中表現(xiàn)出非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)。貨幣政策沖擊下，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)值明顯大于消費(fèi)者信心的脈沖響應(yīng)值，企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道要比消費(fèi)者信心傳導(dǎo)渠道更加有效。與此同時(shí)，在消費(fèi)者信心沖擊下，房地產(chǎn)價(jià)格的響應(yīng)不存在結(jié)構(gòu)性的變動(dòng)，然而企業(yè)家信心對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的沖擊呈現(xiàn)出顯著的時(shí)變特征。

五、結(jié)論與政策建議

本文首先通過(guò)文獻(xiàn)綜述對(duì)貨幣政策、市場(chǎng)信心和房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了理論分析，指出貨幣政策將通過(guò)市場(chǎng)信心對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生影響。然后，本文構(gòu)建了TVP-SV-SVAR模型，研究市場(chǎng)信心在貨幣政策影響房地產(chǎn)價(jià)格的傳導(dǎo)路徑中的時(shí)變效應(yīng)，得到以下結(jié)論：

首先，在貨幣政策沖擊下，房地產(chǎn)價(jià)格的變化表現(xiàn)出顯著的時(shí)變特征。在經(jīng)濟(jì)的不同發(fā)展階段和房地產(chǎn)市場(chǎng)不同時(shí)期的調(diào)控政策下，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響大小和影響方向也隨之而改變，且短期效應(yīng)顯著。

其次，消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心的傳導(dǎo)渠道可以解釋貨幣政策對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的時(shí)變效應(yīng)。貨幣政策沖擊下，消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心的響應(yīng)趨勢(shì)大體一致，2000—2017年總體呈現(xiàn)出上升→下降→ 上升→下降的變化趨勢(shì);消費(fèi)者信心在所有時(shí)期對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格都具有正向影響，而企業(yè)家信心在房地產(chǎn)市場(chǎng)政策調(diào)控力度較大的時(shí)期呈現(xiàn)出較大的負(fù)向影響。

最后，消費(fèi)者信心和企業(yè)家信心在市場(chǎng)信心傳導(dǎo)渠道中呈現(xiàn)出非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)。在貨幣政策影響下，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)值明顯大于消費(fèi)者信心，企業(yè)家信心在傳導(dǎo)渠道中發(fā)揮著更大的作用。同時(shí)，企業(yè)家信心沖擊下，房地產(chǎn)價(jià)格的響應(yīng)值存在時(shí)變特征，而消費(fèi)者信心對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的沖擊不存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)。

基于上述研究，本文提出以下兩點(diǎn)建議：第一，我國(guó)中央銀行要充分認(rèn)識(shí)到貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的時(shí)變效應(yīng)，在貨幣政策決策過(guò)程中要慎重考慮其與房地產(chǎn)調(diào)控政策的協(xié)調(diào)配合問(wèn)題，避免政策之間的內(nèi)生性沖突。第二，如果想要實(shí)現(xiàn)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的調(diào)控，則要注重對(duì)市場(chǎng)預(yù)期的引導(dǎo)，市場(chǎng)主體信心應(yīng)該成為貨幣政策調(diào)控中的一個(gè)重要參考變量。在實(shí)際操作中，可以通過(guò)市場(chǎng)信心指數(shù)等指標(biāo)來(lái)獲得對(duì)市場(chǎng)情緒的大致測(cè)度，并通過(guò)定期研究形成對(duì)市場(chǎng)情緒的基本判斷，在此基礎(chǔ)上制定相應(yīng)的措施，在必要時(shí)甚至可以通過(guò)貨幣政策對(duì)沖市場(chǎng)情緒。

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