物價(jià)水平與房地產(chǎn)價(jià)格之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系
——基于VEC 模型的分析

文/喻龍敏

引言

自二十一世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量控制得到政府的宏觀調(diào)控支持，在這樣的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，2020 年發(fā)布的政府經(jīng)濟(jì)增速工作報(bào)告特別提出將CPI 指數(shù)漲幅控制在3.5%上下，以促進(jìn)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)恢復(fù)速度加快。物價(jià)水平的平穩(wěn)，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支撐。而房地產(chǎn)業(yè)是當(dāng)代我國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)的重要組成，更加需要著重關(guān)注其價(jià)格波動(dòng)機(jī)制，房地產(chǎn)價(jià)格作為基礎(chǔ)價(jià)格的關(guān)鍵組成部分之一，在某種程度上左右經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)整體價(jià)格，同樣受到物價(jià)水平的影響。值得探尋的是：房地產(chǎn)價(jià)格和物價(jià)水平間是否具有明顯的動(dòng)態(tài)關(guān)系？房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)是否促進(jìn)物價(jià)水平的漲跌發(fā)展？其動(dòng)態(tài)關(guān)系的具體機(jī)制又是怎樣的？發(fā)掘以上問(wèn)題的答案對(duì)于了解經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行有著現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文實(shí)證分析了房地產(chǎn)價(jià)格與物價(jià)水平間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系機(jī)制，以期為房地產(chǎn)價(jià)格和CPI 指數(shù)調(diào)控給出建議。

一、文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)開(kāi)放和城鎮(zhèn)住房分配的貨幣化改革等一系列國(guó)家政策帶來(lái)了房地產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，國(guó)內(nèi)專家學(xué)者對(duì)此開(kāi)展了大量研究，尤其是圍繞房地產(chǎn)價(jià)格的影響因素和傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了分析研究。目前許多學(xué)者在宏觀經(jīng)濟(jì)層面探究了房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的原因，如王曉芳等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)受到貨幣政策的沖擊之后，作為載體進(jìn)一步由信貸傳導(dǎo)至宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生作用。馬寧（2018）運(yùn)用向量自回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，城市化給房?jī)r(jià)帶來(lái)的影響主要是人口城市化、土地城市化和經(jīng)濟(jì)城市化三方面，四者之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，同時(shí)人口城市化是房?jī)r(jià)的Granger 原因，而土地城市化不會(huì)Granger 引起房?jī)r(jià)波動(dòng)，經(jīng)濟(jì)城市化不會(huì)Granger引起房?jī)r(jià)波動(dòng)。吳小清（2019）以我國(guó)貨幣政策作為研究對(duì)象，以貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率和利率代表貨幣政策，發(fā)現(xiàn)了其對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響機(jī)制，即貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率是房?jī)r(jià)的Granger 原因，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率每單位的增長(zhǎng)會(huì)使房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率產(chǎn)生正向變動(dòng)，利率的沖擊則會(huì)使得房?jī)r(jià)出現(xiàn)從正轉(zhuǎn)負(fù)的趨勢(shì)。吳少將（2020）立足于全國(guó)層面，發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)均會(huì)促使房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生波動(dòng)，第三產(chǎn)業(yè)造成的沖擊效果遠(yuǎn)遠(yuǎn)強(qiáng)于第二產(chǎn)業(yè)造成的沖擊效果，且我國(guó)東部區(qū)域的房地產(chǎn)價(jià)格比其他區(qū)域的房地產(chǎn)價(jià)格更易受到第二和第三產(chǎn)業(yè)的推動(dòng)。葛亦喬（2020）研究了經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度對(duì)房?jī)r(jià)的推動(dòng)作用，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放明顯地促進(jìn)了房?jī)r(jià)的上升，尤其是東部地區(qū)的房?jī)r(jià)，中西部地區(qū)由于受影響水平較低，其房?jī)r(jià)的波動(dòng)較緩和。董美等（2020）以房?jī)r(jià)作為金融不穩(wěn)定因素，通過(guò)平滑轉(zhuǎn)移模型探究了中國(guó)貨幣政策對(duì)其的作用效果，發(fā)現(xiàn)利率會(huì)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生非線性作用效果，房?jī)r(jià)上升時(shí)利率上升，反之則不作出反應(yīng)。王桂琴等（2020）在理論層面上對(duì)信貸政策和房?jī)r(jià)的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行探討，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)銀行信貸和房?jī)r(jià)彼此具有因果聯(lián)系，房?jī)r(jià)波動(dòng)明顯引發(fā)信貸波動(dòng)，反之影響較弱，房?jī)r(jià)波動(dòng)不僅以銀行資本金為中介對(duì)信貸供給產(chǎn)生影響，還通過(guò)短期信貸、抵押物價(jià)值產(chǎn)生影響。

還有一部分學(xué)者從其他方面諸如地方層面、空氣質(zhì)量、影子銀行等對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響因素進(jìn)行了深入探討。雷霖（2018），姜世超（2019），張輝（2019）發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)受到影子銀行規(guī)模的影響，二者有著相互促進(jìn)的互動(dòng)機(jī)制，同時(shí)彼此的膨脹都會(huì)影響金融體系的發(fā)展。張新生等（2020）對(duì)西安市房?jī)r(jià)和媒體效應(yīng)展開(kāi)探討，發(fā)現(xiàn)媒體效應(yīng)和房?jī)r(jià)兩者具有長(zhǎng)期整合聯(lián)系，房?jī)r(jià)會(huì)受到如行政類、房地產(chǎn)類網(wǎng)絡(luò)關(guān)鍵詞的正面影響，會(huì)受到土地類網(wǎng)絡(luò)搜索詞語(yǔ)的負(fù)面影響。鄭駿川（2020）探討了地方財(cái)政壓力下房?jī)r(jià)受到的影響，地方政府為減輕地方財(cái)政壓力，會(huì)提高土地交易價(jià)格進(jìn)而增加土地出讓收益，住宅用地較之工業(yè)及商業(yè)用地受到更大的財(cái)政壓力推動(dòng)，房?jī)r(jià)因此得到較大上漲。張煜暉等（2020）創(chuàng)新地從區(qū)域創(chuàng)新活動(dòng)著手，通過(guò)空間SDM 模型分析發(fā)現(xiàn)東部區(qū)域和西部區(qū)域的房?jī)r(jià)相較于中部區(qū)域而言，具有明顯的空間溢出效應(yīng)，加入人力資本差異及創(chuàng)新要素流動(dòng)因素之后，發(fā)現(xiàn)以上三個(gè)地區(qū)的房地產(chǎn)價(jià)格都會(huì)抑制區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的發(fā)展。胡北明等（2020）基于旅游業(yè)飛速發(fā)展的背景，以貴陽(yáng)市為例分析旅游發(fā)展對(duì)房?jī)r(jià)的推動(dòng)作用，住宅用地推動(dòng)效果強(qiáng)于商業(yè)用地，旅游發(fā)展作為中介傳導(dǎo)了城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、房地產(chǎn)投資額和居民收入水平對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響。董紀(jì)昌等（2020）基于PM2.5 濃度的測(cè)度數(shù)據(jù)，通過(guò)空間杜賓模型和相關(guān)空間計(jì)量模型分別分析了全國(guó)范圍內(nèi)74 個(gè)大型城市和280個(gè)地級(jí)市霧霾對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生的影響，均得出房?jī)r(jià)會(huì)受到空氣污染的負(fù)面影響的結(jié)論，每單位空氣質(zhì)量綜合指數(shù)的增加會(huì)促使房?jī)r(jià)下跌約4%。

從上述文獻(xiàn)的梳理可知，國(guó)內(nèi)針對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的研究詳實(shí)豐富。在研究對(duì)象方面，國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策、地方政府財(cái)政壓力、影子銀行、空氣質(zhì)量等均有涉及，但對(duì)于物價(jià)水平影響房地產(chǎn)價(jià)格的研究仍有空白；在研究方法上，多使用VAR 模型和空間計(jì)量等方法進(jìn)行實(shí)證研究，對(duì)VEC 模型使用較少；在研究數(shù)據(jù)上，主要使用年度或季度數(shù)據(jù)來(lái)分析，尚未細(xì)化至月度數(shù)據(jù)的分析。有鑒于此，本文基于已有文獻(xiàn)研究成果，對(duì)月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，通過(guò)VEC 模型對(duì)物價(jià)水平和房地產(chǎn)價(jià)格的動(dòng)態(tài)關(guān)系展開(kāi)研究，填補(bǔ)研究空白，并對(duì)相關(guān)政策的制定給出建議。

二、物價(jià)水平與房地產(chǎn)特征分析

為了細(xì)化研究物價(jià)水平與房地產(chǎn)價(jià)格間的動(dòng)態(tài)聯(lián)系，本文將居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）作為物價(jià)水平指標(biāo)，選取商品房銷售平均價(jià)格（商品房銷售額和商品房銷售面積之比，ASPH）作為房地產(chǎn)價(jià)格指標(biāo)。受可取性限制，時(shí)間覆蓋范圍選擇2000 年2 月-2018 年8 月，數(shù)據(jù)單位為月度數(shù)據(jù)，其中居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并將1978 年的定基價(jià)格數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成以2000 年為基期水平的定基數(shù)據(jù)，房地產(chǎn)商品房銷售平均價(jià)格（元/平方米）選自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與商品房銷售平均價(jià)格具體分布見(jiàn)圖1。

圖1 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與商品房銷售平均價(jià)格分布

從圖1 可以發(fā)現(xiàn)，在2000 年-2018 年之間，CPI 指數(shù)與房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)總體趨勢(shì)大致相同，不存在交叉情況，大致呈現(xiàn)平行波動(dòng)上升的特征。主要不同在于2008 年左右的波動(dòng)，CPI 指數(shù)在2008 年到2009 年較大幅度下跌，從2008 年2 月 的131.45 下 降 至2009 年7 月 的117.92，是物價(jià)水平在二十一世紀(jì)較少出現(xiàn)的下滑情況。而不同于該階段的CPI 指數(shù)的波動(dòng)，房地產(chǎn)價(jià)格僅在2008 年前小幅下跌，從2007 年6 月的4188.74 下跌到2008 年4 月的3876.92，之后仍保持上漲趨勢(shì)，并在2010 年3 月達(dá)到一個(gè)較高點(diǎn)6436.99。在2016 年之后，房地產(chǎn)價(jià)格保持較陡的走勢(shì)，上升速度仍在一個(gè)較高的水平，但物價(jià)水平走勢(shì)趨緩，上升速度略微減緩。由上可知，房地產(chǎn)價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)總體走勢(shì)相近，但存在部分差異，說(shuō)明我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與物價(jià)水平較大概率存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

為消除異方差和量綱的影響，對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與商品房銷售平均價(jià)格取對(duì)數(shù)處理，記為lnCPI 和lnASPH。運(yùn)用EVIEWS10.0 軟件進(jìn)行分析。

由于經(jīng)濟(jì)性質(zhì)的時(shí)間序列對(duì)于平穩(wěn)性有一定要求，通過(guò)ADF 檢驗(yàn)方法對(duì)CPI 和ASPH 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性，具體結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 ADF 檢驗(yàn)結(jié)果

由表1 可知，lnCPI 和lnASPH 原序列檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于10%臨界值水平的統(tǒng)計(jì)量，顯示均不平穩(wěn)，但一階差分D(lnCPI)和D(lnASPH)序列檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于1%臨界值水平的統(tǒng)計(jì)量，顯示均平穩(wěn)，即一階單整。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

從上述已得結(jié)果可知，lnASPH 與lnCPI 是一階單整的，具備協(xié)整檢驗(yàn)的前提，以下使用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)方法，包括Trance 檢驗(yàn)與Maximum Eigenvalue 檢驗(yàn)。根據(jù)分布特征分析結(jié)果，變量具有較明顯的時(shí)間趨勢(shì)，檢驗(yàn)方程加入截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)，具體結(jié)果見(jiàn)表2。上述結(jié)果表明：lnASPH 與lnCPI 在95%的置信水平下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，接受存在1 個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，并可得協(xié)整關(guān)系式如下（系數(shù)下方括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤）：

從上述關(guān)系式可以發(fā)現(xiàn)，lnCPI 對(duì)lnASPH 會(huì)產(chǎn)生正向作用，CPI 每增加1 單位，ASPH 隨之上漲3.547469 個(gè)單位。

（三）誤差修正估計(jì)

運(yùn)用AIC 準(zhǔn)則、SC 準(zhǔn)則等進(jìn)行比較（表3），判定VAR 模型最佳滯后階數(shù)為13 階，因此誤差修正模型選擇為12 階。根據(jù)lnCPI 與lnASPH 之間的協(xié)整關(guān)系式，構(gòu)建誤差修正模型，具體誤差修正估計(jì)見(jiàn)表4（P 值顯著性：*10%臨界值顯著，**5%臨界值顯著，***1%臨界值顯著；[ ]內(nèi)為T(mén) 統(tǒng)計(jì)量，后續(xù)各表同上）。

表3 滯后階數(shù)判定

根據(jù)以上誤差修正估計(jì)表可知，lnASPH 滯后變量系數(shù)僅對(duì)于lnASPH 而言是顯著,對(duì)于lnCPI 并不顯著，而lnCPI滯后變量系數(shù)均顯著的。說(shuō)明短期內(nèi)物價(jià)水平對(duì)于自身的漲跌和房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生影響，短期內(nèi)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)于自身的影響較為顯著，而對(duì)物價(jià)水平并不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。當(dāng)變量lnASPH 為因變量時(shí)，模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)是-0.0360，在5%臨界值水平下是顯著的，貼合反向修正機(jī)制,說(shuō)明長(zhǎng)期而言，房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)引發(fā)物價(jià)水平變動(dòng)，而短期來(lái)說(shuō)，若出現(xiàn)波動(dòng)，暫時(shí)離開(kāi)長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，則會(huì)以-0.0360 的調(diào)節(jié)速度促使其回到原長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。當(dāng)變量lnCPI 為因變量時(shí)，模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)是0.0460，在5%臨界值下顯著，不貼合反向修正機(jī)制，說(shuō)明長(zhǎng)期而言，物價(jià)水平變動(dòng)會(huì)引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)，但是在短期內(nèi)若暫時(shí)離開(kāi)長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，并不會(huì)調(diào)節(jié)使其回到原狀態(tài)，而是繼續(xù)正向波動(dòng)遠(yuǎn)離。

表4 誤差修正估計(jì)

（四）Granger 因果檢驗(yàn)

為分析物價(jià)水平lnCPI 與房地產(chǎn)價(jià)格lnASPH 是否存在因果關(guān)系，運(yùn)用Granger 因果檢驗(yàn)方法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5。

從表中滯后1 期到滯后6 期的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在滯后1 期到6 期時(shí)均拒絕“l(fā)nASPH 不能Granger 引起lnCPI”，在滯后1 期到3 期時(shí)拒絕“l(fā)nCPI 不能Granger 引起lnASPH”，在滯后3 期到6 期時(shí)接受“l(fā)nCPI 不能Granger 引起lnASPH，說(shuō)明lnASPH 是lnCPI 的Granger 原因，即房地產(chǎn)價(jià)格會(huì)Granger 引起物價(jià)水平波動(dòng)。短期內(nèi)lnCPI 是lnASPHI 的Granger 原因，然而就長(zhǎng)期來(lái)看，lnCPI 不是lnASPH 的Granger 原因，即物價(jià)水平不會(huì)Granger 引起房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)，雙方僅存在單向因果關(guān)系。

表5 Granger 因果檢驗(yàn)結(jié)果

（五）脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析

1.脈沖響應(yīng)分析。為進(jìn)一步探究物價(jià)水平CPI 與房地產(chǎn)價(jià)格ASPH 的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，以VAR 模型為基礎(chǔ)，運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析沖擊效應(yīng)，并繪制相對(duì)的響應(yīng)圖，具體見(jiàn)圖2 和圖3。

圖2 lnASPH的脈沖響應(yīng)圖

圖3 lnCPI的脈沖響應(yīng)圖

脈沖響應(yīng)為一個(gè)變量受到單位沖擊時(shí)另一變量響應(yīng)的變化路徑。圖2 和圖3 分別為lnASPH 與lnCPI 受到單位沖擊后，其自身和另外一個(gè)變量的響應(yīng)變化。由于本文分析的數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，在討論物價(jià)水平和房?jī)r(jià)這類宏觀經(jīng)濟(jì)變量時(shí)，需要更長(zhǎng)的時(shí)間變化區(qū)間，因此，本文選擇響應(yīng)期數(shù)為30 期。從圖2 可以發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價(jià)格受到自身波動(dòng)的沖擊較大，第一期達(dá)到了2.7%的影響值，并且該沖擊作用造成約12 期的周期性波動(dòng)下降，但下降幅度較小。第一個(gè)周期表現(xiàn)為第一期至第十一期的下降，以及第十一期至第十三期的上升。第二個(gè)周期表現(xiàn)為第十三期至第二十二期的下降，以及第二十二期至第二十四期的上升?？梢灶A(yù)見(jiàn)，之后也會(huì)是這類周期性循環(huán)波動(dòng)。其主要原因是房地產(chǎn)消費(fèi)者的心理作用，人們傾向于對(duì)價(jià)值上升的房地產(chǎn)加大持有量，而持有量越大，房地產(chǎn)價(jià)格越會(huì)受到哄抬進(jìn)而繼續(xù)上漲。房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)于物價(jià)水平?jīng)_擊作用的反應(yīng)較弱，影響值始終不超過(guò)1%。在前兩期為負(fù)向反應(yīng)，從第二期開(kāi)始到第十六期大致為波動(dòng)上升的作用效果，在第十六期達(dá)到頂峰，之后逐漸下降，但始終保持正向反應(yīng)。這是因?yàn)槲飪r(jià)水平作為宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之一，對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的影響難以如微觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)那樣明顯而迅速地作出反應(yīng)。從圖3 可以發(fā)現(xiàn)，物價(jià)水平受到自身波動(dòng)的沖擊，在第二十五期之前整體呈現(xiàn)下跌的態(tài)勢(shì)，從1%正向沖擊反應(yīng)逐漸下跌為負(fù)向反應(yīng)，但是在第二十五期之后又趨于正向。這是因?yàn)檎畬?duì)物價(jià)水平實(shí)施控制，為了防止物價(jià)水平的循環(huán)增長(zhǎng)，采取宏觀調(diào)控手段進(jìn)行抑制。而房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)物價(jià)水平的沖擊則正相反，整體呈現(xiàn)向上趨勢(shì)，漲勢(shì)在第二十九期開(kāi)始趨緩，在第一期到第十二期均為負(fù)向反應(yīng)，之后為正向反應(yīng)。房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)整體影響巨大，而傳統(tǒng)觀念決定了我國(guó)人民對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的高敏感度，隨著時(shí)間的推移，房地產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)極易牽動(dòng)物價(jià)水平的波動(dòng)。

2.方差分解分析。

圖4 lnASPH的方差分解圖

圖5 lnCPI的方差分解圖

圖4 和圖5 分別為lnASPH 的方差分解圖和lnCPI 的方差分解圖。從圖4 可以發(fā)現(xiàn)，lnASPH 對(duì)自身的貢獻(xiàn)程度雖然略微下降，但始終高達(dá)90%以上，而lnCPI 對(duì)lnASPH的貢獻(xiàn)程度不斷上升，但仍在10%以下。從圖5 可以發(fā)現(xiàn)，lnCPI 對(duì)自身的貢獻(xiàn)程度從第一期到第十五期始終在95%以上，但從第十五期開(kāi)始迅速下降，至第三十期趨于50%。與此相反的是，lnASPH 對(duì)lnCPI 的貢獻(xiàn)率從0 起步，到第三十期一直保持增長(zhǎng)，最終同樣趨于50%。這樣證實(shí)了房地產(chǎn)價(jià)格是物價(jià)水平的Granger 原因的分析。

總結(jié)以上分析可以發(fā)現(xiàn)，物價(jià)水平容易受自身和房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)于自身產(chǎn)生較強(qiáng)且穩(wěn)定的作用，較少受到物價(jià)水平對(duì)影響，以上影響均表現(xiàn)出持續(xù)性。

四、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

物價(jià)水平作為宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，與房地產(chǎn)價(jià)格之間存在復(fù)雜的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，借助傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論難以進(jìn)行具體分析。本文基于2000 年2 月至2018 年6 月的房地產(chǎn)價(jià)格和物價(jià)水平月度數(shù)據(jù)，構(gòu)建VEC 模型，進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn)，綜合運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析和方差分解等方法進(jìn)行詳細(xì)的探究，得出以下結(jié)論：

1.房地產(chǎn)價(jià)格與物價(jià)水平波動(dòng)趨勢(shì)相同，呈現(xiàn)平行上升特征。二者具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，CPI 每增加1 單位，房?jī)r(jià)隨之上漲3.547469 個(gè)單位。短期內(nèi)物價(jià)水平對(duì)于自身的漲跌和房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生影響，短期內(nèi)房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)于自身的影響比較顯著，而對(duì)物價(jià)水平并不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。

2.房地產(chǎn)價(jià)格和物價(jià)水平彼此間具有單向因果關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格會(huì)Granger 引起物價(jià)水平波動(dòng)，而物價(jià)水平不會(huì)Granger 引起房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)。

3.物價(jià)水平容易受自身和房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)于自身產(chǎn)生較強(qiáng)且穩(wěn)定的作用，較少受到物價(jià)水平的影響，且以上影響均表現(xiàn)出持續(xù)性。

（二）建議

1.政府可適度運(yùn)用宏觀調(diào)控手段，合理管控房地產(chǎn)價(jià)格。房地產(chǎn)價(jià)格在價(jià)格體系中具有重要地位，當(dāng)住房?jī)r(jià)格較高時(shí)，居民付出相應(yīng)代價(jià)較大，生活水平隨之降低；當(dāng)住房?jī)r(jià)格較低時(shí)，居民付出相應(yīng)代價(jià)較低，生活水平隨之提高。因此，政府應(yīng)當(dāng)完善住房?jī)r(jià)格，提高居民生活水平，進(jìn)一步平衡物價(jià)水平。

2.完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)機(jī)制，均衡商品房供求。價(jià)格對(duì)于經(jīng)濟(jì)而言是重要的調(diào)節(jié)工具，可以有效調(diào)控市場(chǎng)供求量，對(duì)于不同類型的房地產(chǎn)應(yīng)區(qū)別使用調(diào)節(jié)措施，如控制商品房?jī)r(jià)格的暴漲，維持保障房?jī)r(jià)格的均衡，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)的整體平衡。