我国货币政策调控房地产价格的效果分析..doc

我国货币政策调控房地产价格的效果分析摘 要：本文通过实证分析2000年第1季度到2006年第1季度我国M2和房地产价格的相互关系，考察货币政策调控房地产价格的效果。结论是：通过吸纳金融市场过多流动性，央行货币政策起到了抑制房地产价格过快上涨的效果，但不能消除房地产过热，防止房地产过热还需综合运用各项政策。关键词：货币政策，M2，房地产价格，脉冲响应自1998年中国人民银行恢复公开市场操作以来，公开市场操作以金融机构超额存款准备金为主要操作目标，动态监测分析财政库款、外汇占款、现金投放与回笼等影响流动性变化的因素，根据货币调控总体需要灵活开展公开市场操作，适时适度调节银行体系流动性，及时熨平流动性波动，保持流动性总量适度、结构合理和变化平缓，为金融市场和宏观经济的发展创造了流动性运行平稳的市场环境。2003年以来，为对冲外汇占款快速增加、抑制固定资产投资过热和房地产价格过快上涨，中国人民银行开始通过发行中央银行票据收回银行体系多余流动性。这些公开市场操作有效吸纳了金融市场多余流动性。除此之外，中国人民银行还多次通过提高存款准备金率和贷款利率等工具控制市场流动性的增长。上述货币政策操作是否起到了抑制房地产价格过快上涨的效果？本文通过对2000年第1季度到2006年第1季度我国广义货币供应量M2和房地产价格的相互影响进行计量模型分析，给出了肯定的答案：通过吸纳金融市场过多流动性，起到了抑制房地产价格过快上涨的效果。一、计量模型分析（一）模型设定和数据说明我们以房地产价格为被解释变量，M2为解释变量，构造如下计量模型：LHPIt=C+aLM2t+t（1）LHPIt代表全国房屋销售价格指数每一季度的数据，取对数值；LM2t代表我国广义货币供应量M2在每一季度末的存量数据，取对数值，a、C为待估参数，t为白噪声。所有变量均取对数以降低模型异方差性，同时所估计系数即为弹性系数。数据区间为从2000年第1季度至2006年第1季度，全国房屋销售价格指数（HPI）来自国研网财经数据，广义货币供应量M2来自中国人民银行网站统计数据。所有数据均未做任何调整。当然，影响房地产价格走势的因素很多：如GDP增长率、通货膨胀率、居民人均收入增长率、消费者信心指数、房地产市场货币化水平、土地制度、住房贷款政策等因素。但我们只研究M2和房地产价格的相互影响，故忽略其他因素的影响。下面用Engle和Granger(1987)两步法（简称EG检验）进行检验。（二）实证分析过程Engle和Granger两步法的检验过程如下：第一步，首先对变量进行单位根检验，在变量同阶单整的前提下，对变量回归；第二步，对回归残差序列进行单位根检验，若平稳，则回归方程反映了变量间的协整关系。1. 变量单位根检验。对变量的水平值和一阶差分进行ADF单位根检验，检验形式只含常数项，检验滞后项由SC准则确定，结果见表1。LHPI和LM2的ADF检验值分别为-1.382805和-2.855751，大于显著性水平1%、5%和10%的临界值，表明两者均是非平稳时间序列；LHPI通过5%和10%的显著性水平检验，L M2通过1%、5%和10%的显著性水平检验，表明它们是一阶单整，即I（1）序列。因此，它们满足EG协整检验的必要条件。表1 变量单位根检验过程变量ADF检验值临界值变量ADF检验值临界值LHPI-1.382805-3.737853(1%)-2.991878(5%)-2.635542(10%)LM2-2.855751-4.394309(1%)-3.612199(5%)-3.243079(10%)LHPI-3.654183-3.752946(1%)-2.998064(5%)-2.638752(10%)LM2-6.7072662-4.416345(1%)-3.622033(5%)-3.248592(10%)2. 回归分析和协整检验。在已知变量一阶单整的前提下，对两者进行协整关系检验。首先对LHPI和L M2进行回归，结果如下： LHPI = 0.084315LM2 + 3.625439 （2） (25.98029) (7.350923) R2=0.701439 Adjusted R2=0.688458 F=54.03608括号内数字为T检验值。对回归残差序列E进行ADF单位根检验，结果见表2。E在5%显著水平上平稳，再对E做一阶差分，进行ADF检验在1%显著水平上平稳，说明(2)式不存在谬误回归。因此可以认为，M2与房地产价格之间存在协整关系。由协整方程（2）看出，在样本期内，我国M2与房地产价格呈显著的正相关关系，M2每变动1个百分点，房地产价格就变动0.084315个百分点。表2 残差序列E单位根检验变量ADF检验值临界值E-1.9461711%临界值：-2.6693595%临界值：-1.95640610%临界值：-1.6084953. 误差修正模型。以上验证了M2与房地产价格存在长期的协整关系，为了研究短期内M2与房地产价格的相关性，我们建立误差修正模型，结果如方程（3）。LHPI=0.721473246+0.8228514053*LHPI(-1)+0.006140998861*LM2+0.002429970543*LM2(-1) (1.192506)(4.855731) (0.029641) (0.011449) （3） R2=0.859264 Adjusted R2=0.838154 F=40.70333括号内数字为T检验值。由误差修正方程（3）式看出，样本期内广义货币供应量M2的当前值和1期滞后值对房地产价格的影响均不显著。因此，M2无法解释我国短期房地产价格的波动。可能的原因是：广义货币供应量M2的短期变动传导到房地产市场有一个时滞；房地产市场波动受到商品市场、股票市场等其它相关市场波动的影响；房地产开发建设周期较长等。4.格兰杰因果关系检验。以上协整关系检验结果证明了M2和房地产价格之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证，Granger(1969)提出的因果关系检验可以解决此类问题，结果见表3。表3 M2和房地产价格的格兰杰因果关系滞后期原假设F统计量概率1LM2不是LHPI的格兰杰原因0.254620.61910LHPI不是LM2的格兰杰原因1.073400.311962LM2不是LHPI的格兰杰原因0.846640.44524LHPI不是LM2的格兰杰原因1.400590.272063LM2不是LHPI的格兰杰原因2.450530.10362LHPI不是LM2的格兰杰原因0.785740.520324LM2不是LHPI的格兰杰原因2.582140.09097*LHPI不是LM2的格兰杰原因0.509480.730055LM2不是LHPI的格兰杰原因4.006100.03437*LHPI不是LM2的格兰杰原因1.237780.367116LM2不是LHPI的格兰杰原因2.841410.11470LHPI不是LM2的格兰杰原因2.725700.12387注：*表示10%显著性水平上接受原假设；*表示5%显著性水平上接受原假设从滞后1期到滞后6期，LHPI都不是L M2的格兰杰原因，而在滞后4期、5期时，L M2是LHPI的格兰杰原因，同时也说明我们在构造计量模型时假设LHPI是被解释变量，L M2是解释变量的先验设定是合理的。因而，M2是房地产价格变动的原因，时滞9个月至1年。这一结论的货币政策含义是：央行当前调控货币供应量的政策措施将在9个月至1年以后对房地产价格产生影响。5.脉冲响应函数和方差分解检验。脉冲响应函数用来衡量来自随机扰动项的一个标准差新息冲击对内生变量当前和未来取值的影响。方差分解衡量随机扰动项的一个标准差新息冲击对内生变量当前值和未来值影响程度的大小。我们首先建立VAR模型。在建立VAR模型前，需运用AIC准则和SC准则选择滞后阶数。经过多次试验，滞后1阶的AIC值和SC值最小，因此我们建立VAR（1）模型。然后进行脉冲响应函数和方差分解检验，结果见图1和图2。图1 房地产价格对M2一个标准差新息波动的响应图2 房地产价格的方差分解结果图1显示房地产价格对M2的一个标准差新息的响应，可以看出，在前5期呈负向反应，从第5期到第9期呈正向反应，第10期响应基本消除；图2显示房地产价格的方差分解结果，可以看出，M2一个标准差新息对房地产价格预测误差的贡献度前3期迅速上升到40%多，之后各期最高达到接近60%。如果把M2一个标准差新息冲击理解为一次扩张性的货币政策冲击，央行一次扩张性的货币政策操作将在1年之后（第5期之后）体现其政策意图，实现提高房地产价格的合意目标，反之亦然。央行做出扩张性货币政策的操作应该发生在通货紧缩时期，房地产价格处于下行区间，且由于在短期内（前5期）货币扩张对房地产价格的影响不明显，因此M2短期内与房地产价格反方向变动。这也表明我国货币政策影响房地产价格的时滞大约为1年。二、结论和政策建议实证研究表明：（1）长期内货币供应量M2的变动对房地产价格变动呈显著的正相关关系，短期内这种关系不显著，M2变动是9个月至1年后房地产价格变动的原因。（2）央行扩张性的货币政策操作将在1年之后体现其政策意图，实现提高房地产价格的合意目标，反之亦然。（3）央行货币政策操作具有反周期性。由此可见，我国近年来房地产价格的快速上涨与金融市场宽松的货币环境是分不开的，央行通过货币政策工具吸纳金融市场过多流动性起到了抑制房地产价格过快增长的作用。但货币政策只是对冲金融市场过多的流动性，随着我国金融发展水平的提高、住房货币化程度的加深和外汇占款的不断增加，M2仍将保持快速增长态势，房地产价格也将继续上涨。反过来，房地产价格过快上涨也会冲击我国经济和金