基于dsge模型的货币政策对实体经济的冲击影响分析

基于dsge模型的货币政策对实体经济的冲击影响分析

在国内外文献中，有许多理论和实证分析，包括货币政策、通货膨胀、资产价格等实体经济变量的影响，如经济增长和消费需求。一些研究还可能导致复杂的研究因素，例如新兴市场经济中房地产价格持续上涨。但是,囊括经济学理论、模型和实证检验的系统性研究成果还鲜有报道,在DSGE模型框架内引入价格粘性与信贷约束,分析不同货币政策规则、通货膨胀以及房地产价格对实体经济(宏观经济增长、消费需求等)的冲击影响,以及这种冲击反应在新兴市场经济体(尤其在中国)的表现形式以及影响程度,更缺乏较为基础和深入的研究。而在房地产价格持续上涨、通胀预期显现以及货币政策不确定性增大的背景之下,如何有效刺激国内消费、保持经济稳定增长,是置于新兴市场经济体面前非常重要但又十分棘手的问题。以前人文献研究为基础,本文在DSGE模型框架中引入价格粘性与信贷约束,分析不同货币政策规则、通货膨胀以及房地产价格对国内产出、消费需求、投资和企业借贷水平的冲击影响;与此同时,运用月度时间序列数据(2003年2月—2010年8月),构建商品房平均销售价格同比变动率、银行间7天加权平均同业拆借利率以及通货膨胀指标的VAR模型,以获取参变量间的脉冲响应关系。本文的贡献是在一个统一的模型框架内,为货币政策、房地产价格、通胀与国内产出、消费需求等经济金融学变量之间架起一座桥梁,通过校准和实证分析方法对模型的参数进行科学赋值,进而模拟出上述相关变量之间冲击反应的数量关系。在上述研究成果的基础上,本文将提出切实可行的政策建议,以促使宏观当局能将多种政策手段进行合意的组合运用,最终达到较为理想的现实目标。一房地产开发企业无货价风险在房地产价格持续上涨、通胀预期显现以及货币政策不确定性增大的背景之下,如何有效刺激国内消费、保持经济稳定增长,是置于新兴市场经济体面前非常重要但又十分棘手的问题。论及货币政策冲击对实体经济的影响,J.C.Fuhrer(2000)通过构建一个包含消费与货币政策冲击的模型框架,在假设存在习惯性消费的前提下研究认为,货币政策冲击对消费需求与通货膨胀会产生显著性影响。F.S.Mishkin(2001)在研究货币政策对实体经济影响的传导机制时发现,房地产价格作为一种货币传导机制会影响企业和居民的消费水平,资产价格的剧烈波动会引发宏观经济一定程度的衰退。K.Aoki等(2004)运用一般均衡模型研究货币政策对国内消费、房产价格的影响,结果显示货币政策的放大效应十分明显。此外,在信贷市场出现结构性变动时,货币政策冲击对消费需求的影响会越来越显著,但对房产价格的影响则会逐步减弱。B.D.Paoli(2006)通过刻画一个小型开放经济体,提出基于国民福利的最优货币政策规则。他将经济体的损失函数设定为通货膨胀、产出缺口和实际汇率的二次型函数,其独特之处是引入了经济体的价格粘性,研究结果显示,货币政策规则受到国内最优通货膨胀目标的显著影响。D.L.Kohn(2007)研究指出,宏观当局应该运用合意的货币政策,通过对房地产等资产价格的调节以维持经济的稳定增长与温和的通胀水平。C.P.Kindleberger(2009)的研究结果显示,当一国货币政策目标出现明显冲突时,宏观当局将面临两难选择。当资产价格大幅上涨威胁到国内金融体系稳定时,宏观当局必须做出合意抉择,虽然这些抉择往往是双刃剑,因为紧缩的货币政策在一定程度上会使经济增长(包括消费需求)明显回落。论及通胀冲击对国内产出与消费的影响,Peter,W.(2006)针对美国、加拿大、澳大利亚、日本、荷兰、比利时、法国以及德国等发达国家样本进行研究发现,一国的通货膨胀冲击会影响其房地产市场的收益率,且资金在房地产和商品市场之间的流动往往会对国内产出和消费需求产生明显影响。F.S.Hung(2008)构建了含有消费需求的不完全信息模型,研究结果显示,通货膨胀对经济增长的影响存在两个门槛,当通货膨胀水平低于第一阈值水平时,通胀对经济增长的影响具有不确定性;当通胀水平超过第一阈值水平时,通货膨胀会使经济增长回落,其边际影响会随着通胀率的上升而逐步递增;当通胀率超过第二阈值水平时,上述边际影响将出现明显减弱的态势。论及房产价格冲击对实体经济的影响,R.N.Marx(2007)引入包含两类消费品和一项投资(具有不可逆转性)的一般均衡模型,研究结果表明,高强度的房地产开发投资、经济周期与消费需求增长之间存在明显的关联特征;他还认为,房价上涨对利率波动、消费需求以及通胀预期的冲击影响具有不可逆转性,且这种不可逆转的影响会在较长时期内存在,又会充斥于各类目标的宏观决策之中。R.S.Chirinko等(2008)通过构建SVAR模型研究欧盟11个经济体和日本的房地产等资产价格对居民消费、国内产出的影响,结果提示,房地产等资产价格波动的冲击影响在不同经济体具有明显的异质性,且这种差异取决于不同经济体的债务结构。此外,房地产价格具有比其他资产价格更大的冲击影响。与此同时,实证分析结果隐含一国的货币政策应更多地对房地产等资产价格波动做出积极反应。H.C.Hui(2008)建构理论模型探讨了房地产价格与实体经济变量间可能存在的关联特征,指出短期内房地产价格冲击对GDP、银行借贷以及消费需求会造成明显负面影响,但长期内其刺激消费的财富效应并不明显,且房地产市场的持续萧条将不利于未来宏观经济增长。与此同时,一些文献聚焦于引入不同货币政策规则的必要性以及对实体经济影响的差异。黄平(2006)认为,中国房地产市场的“财富效应”非常微弱,房产价格的大幅波动对消费需求、国内产出以及物价水平的影响十分有限,因而在今后相当长的时期内货币政策不必考虑房地产价格因素。但李亚培(2007)在厘清房地产价格与通货膨胀关系的基础上,总结了以往理论和实证研究的成果,对中国2001年第一季度至2006年第三季度的时间序列数据进行了实证分析,结果显示,房地产价格与通货膨胀之间存在长期稳定的协整关系,房地产价格的上涨会导致现时与未来物价水平的上升,并提示目前宏观当局实行的货币政策应充分关注房地产价格的波动。余永定(2007)认为,中国的宏观政策目标应该是制止通货膨胀率的大幅上升,同时把各类资产价格(尤其是房地产价格)限制在一定的动态区间内。蔡方(2010)认为,一旦经济增长稳定复苏、通货膨胀压力上升,宽松货币政策应考虑其合意的退出机制;与此同时,货币政策应重点关注资产价格,尤其是房地产市场价格的泡沫。F.Allen和E.Carletti(2010)研究认为,许多中央银行采用通货膨胀作为其货币政策目标的基础,而这种方法主要源自传统的看法,即货币政策应侧重于控制消费物价水平。然而,Reinhart和Rogoff(2009)利用大量证据研究表明,房地产价格崩溃是许多金融危机的主要原因。作者在文章中针对包含房地产价格的通货膨胀目标规则,研究房地产泡沫如何引发低利率以及其他相关因素,结果提示,在小型且同质化较强的经济体(如瑞典)引入房地产价格的货币政策规则是完全可行的选择,但对于大经济体而言,这种方式在一定程度上是不可取的,因为金融泡沫存在明显的区域性差异。总体上说,宏观审慎政策应该发挥作用,防止金融泡沫或使之逐渐消融,但核心问题依然在于这些政策如何有效实施。近期也有一些国外文献报道运用DSGE模型的相关研究成果,Efrem,C.和Salvatore,N.(2010)关注家庭财富波动对消费需求的可能影响,运用DSGE模型探讨房地产等资产价格波动以及货币政策对实体经济的冲击后果,结果显示,房地产价格上涨会显著影响经济增长、消费需求以及宏观经济的运行周期,货币政策会对房地产等资产价格波动产生显著性影响。L.Cavallari(2010)运用DSGE模型(内含价格刚性假设)分析在经济周期影响下的实体经济表现,指出稳定的经济增长取决于货币供应及实体经济的生产力状况,货币扩张将有利于金融机构借贷的扩张。与此同时,货币政策的结构性变化,即货币政策稳定程度的提高将对合意的银行借贷水平产生积极影响,从而带来稳定的国内消费需求和总产出。二房地产价格、通货膨胀和各种规则货币政策的影响以经济增长和消费需求为视角的DSGE模型框架(一)借贷资金的约束追随M.Iacoviello与B.College(2005)的研究方法,企业规模报酬不变的CD生产函数形如:Yt=AtKμt-1hνt-1Lα(1-μ-ν)1tL(1-α)(1-μ-ν)2t(1)其中,At为生产技术,h、L1、L2分别为房地产与不存在或存在信贷约束家庭的劳动力要素,α测度两类家庭规模的大小,K为期末资本(折旧率为δ)。假设产出不能直接转换成消费,产业链中存在零售商,其以Pwt的价格从企业购买商品,随后以Pt的价格在市场上出售。定义Xt≡Pt/Pwt,qt≡Qt/Pt为实际房地产价格,wt≡Wt/Pt为实际工资,πt≡Pt/Pt-1为通货膨胀率。企业承担有限责任,若出现不能履行偿付债务的状况,贷款人可以拥有企业的不动产,其中损失的交易成本为(1-m)Et(qt+1ht)。基于此,借贷资金总量Bt约束于mEt(Qt+1ht/Rt),即:bt≤mEt(qt+1htπt+1/Rt)企业最大化其效用,如E0∑∞t=0γtlnct,其中γ为贴现因子。假设企业的实际借贷为bt(≡BtΡt),投资回报为-Rt-1Bt-1/Pt(Rt-1是t-1至t期的名义贷款收益率),资金流约束可以表示成:YtXt+bt=ct+qt(ht-ht-1)+Rt-1bt-1πt+w1tL1t+w2tL2t+Ιt+ξΚ,t(2)(2)式中,资本的调整成本为ξK,t=ψ(It/Kt-1-δ)2Kt-1/(2δ)。其中,It=Kt-(1-δ)Kt-1。假定对于低通胀率经济体,借贷双方往往采用名义收益率作为合同标的,关于消费、投资、资本存量、房地产需求与劳动力供给的一阶条件形如:1ct=Et(γRtπt+1ct+1)+λtRt(3)qtct=Et{γct+1(νYt+1Xt+1ht+qt+1)+λtmπt+1qt+1}(4)w1t=α(1-μ-ν)YtXtL1t(5)w2t=(1-α)(1-μ-ν)YtXtL2t(6)1ct{1+ψδ(ΙtΚt-1-δ)}=Et{γct+1(μYt+1Xt+1Κt+1-δ+ψδ(Ιt+1Κt-δ)(12(Ιt+1Κt+δ)+1-δ))}(7)其中λt为t期借贷约束的影子价格,ut为投资的影子价格。(4)式的对数线性化形式为:∧ut+∧ct=ψ(∧Ιt-∧Κt-1),可以看出投资对其影子价格的弹性为1/ψ。由(3)式可得,当经济体不存在通胀且处于稳态时,λ=(β-γ)/c>0。(二)现金支出t型无信贷约束家庭选择当期消费c1、房地产持有h1、实际货币净额M′/P以及劳动力供给(工作时间)L1,以最大化一生的效用函数,形如:maxc1t,h1t,L1t,Μ′tΡE0∞∑t=0βt(logc1t+jtlogh1t-(L1t)ηη+χlnΜ′tΡt)(8)(8)式中,β∈(0,1)为贴现因子,满足β>γ。1假设这类家庭的实际借贷为b1t(≡B1tΡt),其投资回报为-Rt-1B1,t-1/Pt,预算约束可以表示成:c1t+qt(h1t-h1,t-1)+Rt-1πtb1,t-1=b1t+w1tL1t+Ft-Μ′t-Μ′t-1Ρt+Τ1t(9)其中,Ft为家庭持有产品零售商股份所获红利;右边最后两项是中央银行通过铸币税收入对家庭的净转移。求解关于消费、劳动力供给与房地产需求的一阶条件可得:1c1t=Et(βRtπt+1c1,t+1)(10)w1tc1t=(L1t)η-1(11)qtc1t=jth1t+βEt(qt+1c1,t+1)(12)从(10)式可以看出,当经济体不存在通胀且处于稳态时,R=1/β。(三)流收率约束存在信贷约束的家庭一般都缺乏耐心,其贴现因子β2<β。家庭同样选择消费c2、房地产持有h2、实际货币净额M″/P以及工作时间L2,以最大化效用函数,形如:maxc2t,h2t,L2t,Μ″tΡE0∞∑t=0βt2(logc2t+jtlogh2t-(L2t)ηη+χlnΜ″tΡt)(13)(13)式中引入jt可以评估房地产需求(与价格)外部随机冲击可能产生的宏观效应,资金流与借贷约束可以表示成:c2t+qt(h2t-h2,t-1)+Rt-1πtb2,t-1=b2t+w2tL2t-Μ″t-Μ″t-1Ρt+Τ2t(14)b2t≤m2Et(qt+1h2tπt+1/Rt)(15)从(15)式可以看出,当m2=0时,此类家庭被逐出抵押贷款(金融)市场。有关c2,h2,L2的一阶条件形如:1c2t=Et(β2Rtπt+1c2,t+1)+λ2tRt(16)qtc2t=jth2t+Et(β2qt+1c2,t+1+λ2tm2tqt+1πt+1)(17)w2tc2t=(L2t)η-1(18)其中,λ2t为t期家庭借贷约束的影子价格。(四)重新设定市场为1-t的价格把垄断竞争引入零售商部门,名义价格调整则出现粘性。定义Yt(z)为零售商z的产出(以批发商品为单位),Pt(z)为名义价格。零售商每期销售价格变动的概率为1-θ,并且假设重新设定的价格为P*t(z),满足Y*t+k(z)=(P*t(z)/Pt+k)-εYt+k。根据P*t(z)的优化条件可得:∞∑k=0θkEt{βk(c1t/c1,t+k)[Ρ*t(z)Ρt+k-XXt+k]Y*t+k(z)}=0(19)市场价格形如:Pt=(θP1-εt-1+(1-θ)(P*t)1-ε)1/(1-ε),进行对数线性化之后可得前瞻性菲利普斯曲线:πt=βEt(πt+1)-ζsXt;其中,ζs≡(1-θ)(1-βθ)θ。(五)风险行为的影响央行货币政策遵循泰勒规则,形如:Rt=(Rt-1)rR(πt-11+rπ(Yt-1/Y)rYrr¯)1-rReR,t(20)其中rr¯与Y分别指代实际利率和产出的稳态,当rR>0时,货币政策受到滞后通胀和产出的影响,呈现出一定的惯性特征。eR,t为白噪声冲击,其均值为零、方差为σR2。引入房地产价格后扩展的泰勒规则,形如:Rt=(Rt-1)rR(πt-11+rπ(Yt-1/Y)rY(qt-1/q)rqrr¯)1-rReR,t(21)其中q指代房地产价格的稳态,货币政策受到滞后通胀、产出以及房地产价格的影响。经济体稳态特征形如π=1;R=1/β;λ=(β-γ)/c;λ2=(β-β2)/c2;F=(1-1/X)Y等。与此同时,在稳态邻域内推演可得对数线性化模型。三房地产投资偏差、通货膨胀和利率之间的脉象：实证分析(一)var模型的建立引入参变量商品房平均销售价格同比变动率(j)、银行间7天加权平均同业拆借利率(R)以及通货膨胀指标(CPI),运用月度时间序列数据(2003年2月—2010年8月),构建VAR模型,试图得到内生变量之间的脉冲响应关系。原始数据未经说明,均来自国家统计局网站和2010年12月CEIC数据库。(二)j、r以及cs之间的脉冲响应关系预期CHOW检验结果表明,该结构性VAR模型不存在显著性断点,即不存在样本异像点。j、R以及CPI之间的脉冲响应关系如(22)式与图1所示。根据(22)式和图1可得:ρj=0.4905;ρξ=-0.1576;σj=0.0212;σξ=0.7055;σR=0.4179;(1-rR)rq=1.959。四模型估计结果根据有关文献中的常用参数值并结合中国经济季度数据来确定模型的部分结构参数,首先将无信贷约束家庭部门的主观贴现因子β取值为0.989,这是RBC文献中的常用值,不存在争议。M.Iacoviello(2005)认为,企业的内部收益率为实际均衡利率的2倍,以此设定γ=0.98。B.D.Solomon(2010)以企业部门的杠杆率校准折现因子,认为非金融机构的平均资产负债率超过0.587(Covas&D.Haan,2007),引致企业的外部融资溢价为1.015。在此基础上,本文设定企业的贴现因子为0.98。E.Lawrance(1991)针对贫困家庭(为债务人的可能性较大)的主观贴现因子进行估计,认为β2落在0.95和0.98之间。Carroll和A.Samwick(1997)研究发现,相对贫困家庭折现因子的区间范围为[0.91,0.99]。Samwick(1998)计算的不同年龄家庭部门的折现率分布状况是,70%样本家庭的贴现因子约为0.99;25%样本家庭的贴现因子低于0.95。根据B.D.Solomon(2010)的研究结果(外部融资溢价为1.025),我们设定存在信贷约束家庭部门的贴现因子为0.97。王益煊和吴优(2003)参考美国经济分析局(BEA)的数据,根据几何折旧法并结合中国的具体情况进行调整,给出了中国16个主要行业和7个固定资产分类的折旧率,其中城镇住宅折旧率为8%,非住宅建筑为9%左右,机器设备为3.6%—23.8%,市政建设为3.6%,役畜产品为11%,农村住宅和其他为1.5%。本文参照单豪杰(2008)运用永续盘存法的估算结果,取资本折旧率δ为10.96%。陈昆亭和龚六堂(2006)以及B.D.Solomon(2010)通过模拟计算得出资本产出份额弹性为0.3,且在[0.1,0.8]区间内皆不影响模型的收敛性和稳定性。责是之故,本文设定μ=0.3。在劳动力供给曲线较为平坦、实际工资变动对一国宏观经济冲击非常有限的状况之下,依据M.Iacoviello(2005)的估计结果,本文将劳动力供给厌恶系数η设定为1.01。X反映批零差价,指在同一时间同一市场上商品的零售价格高于其批发价格之差额。它由零售企业的流通费用、税金和利润构成。批零差价的实质是工业社会付给零售商的中间交易费用。批零差价一般占到商品价格的15%—30%。本文设定X=1.30。论及反映粘性价格程度的参数θ,Christiano和Eichenbaum(2005)的估计结果为0.8;陈昆亭和龚六堂(2006)的文章所使用的值为0.6;无独有偶,邹恒甫认为θ=0.6对于中国来说是合意的。黄志刚(2009)的研究显示,无论是本国还是外国企业都存在相同的价格调整粘性,本文依据其测算结果,取θ=0.75。根据R.King和A.Wolman(1996)的研究成果,投资对资本影子价格的弹性为1/2;且当资本调整成本接近2,房地产持有的调整成本就会趋向于0。责是之故,设定ψ=2是合意的。此外,分别设定中国企业和家庭房产抵押贷款比例(m与m2,金融机构借贷/房地产资产价值)为0.89和0.55(M.Iacoviello,2005),符合企业比家庭更容易获得抵押贷款的现实状况。根据上海市与云南省2009年的平均工资数据(CEIC,2010年9月)推算可得,存在信贷约束家庭的工薪占比1-α=0.298。论及泰勒规则的相关参数校准,M.Iacoviello(2005)根据基准利率、通胀水平与消除趋势后的国内产出数据,经过实证分析得到:rR=0.73,rY=0.13,rπ=0.27。王胜和邹恒甫(2006)仅考虑通货膨胀和产出缺口对本国利率水平的复杂影响,实证研究发现rY=0.36,rπ=0.36。本文综合上述研究成果,取rR=0.73,rY=0.36,rπ=0.36以及(1-rR)rq=1.959。中国近年来经济繁荣的拉动力归功于房地产是不容置疑的,房地产发展已显而易见到了急速泡沫化的阶段。根据住房和城乡建设部政策研究中心计算,2008年全国存量住宅120多亿平方米,全国住房平均价格4754元/平方米,存量住房总价值达57万亿元,约为国内生产总值的2倍。根据2009年商业地产与住宅开发投资的统计数据(CEIC,2010年12月),可以推算出商业地产占GDP的比例约为43.3%。由qhY=γυ1-γe1X可得,商业地产对GDP的弹性ν=0.007。此外,由hΗ=γν(1-β)γν(1-β)+j[(X-ν)(1-re)+γν(1-β)m]可得,中国家庭部门房地产持有的效用权重j=0.022。基本结果参数设定如表1所示。以下分别分析经济体系中各相关变量对房地产价格、通货膨胀与货币政策的冲击响应。遵循泰勒规则货币政策的正交化冲击结果如图2所示。从图2可以看出,当货币政策(遵循泰勒规则)冲击发生时,国内产出在1期就出现明显回落(负向偏离为-1.0138),随后逐步收敛于原稳态;国内总消费下降后回升,1期为最大负向偏离(-5.4687),最大正向偏离出现在14期(0.0378);投资短期内明显减少,1期为最大负向偏离(-1.5699),随后经历较长时间的一个回升过程;此外,国内企业信贷水平短期内也会明显下降,1期为最大负向偏离(-8.4557),继而回升并较长时间处于一个略高于稳态值的水平之上(最高正向偏离出现在13期,为7.97%)。引入房地产价格后扩展泰勒规则货币政策的正交化冲击结果如图3。从图3可以看出,当货币政策(引入房地产价格后扩展的泰勒规则)冲击发生时,国内产出在1期出现明显回落(负向偏离为-0.3237),但2期就呈大幅上扬并正向偏离于原稳态(0.0799),继而发生小幅震荡,10期开始收敛于一个略高于稳态值的水平之上;国内总消费下降后震荡回升,1期为最大负向偏离(-1.6148),2期为正向偏离(0.0332),滞后8期之后位于一个略高于稳态值的水平之上;投资短期内明显减少,1期为最大负向偏离(-0.4295),随后经历较长时间的震荡回升,8期开始略高于稳态值;此外,国内企业信贷水平短期内也会明显下降,1期为最大负向偏离(-3.1679),继而出现较长时间的震荡回升,8期后收敛于一个略高于稳态值的水平之上(最高正向偏离出现在12期,偏离值为4.8%)。由此,可以获得如下推论:推论一,当紧缩性货币政策冲击发生时,短期内产出、消费需求、投资和企业借贷水平都会出现一定程度的回落;比照遵循泰勒规则的货币政策,考虑房地产价格后的紧缩性货币政策对实体经济的冲击影响相对较小,国内产出和消费需求在较短时间内就会震荡收敛于稳态。基于遵循泰勒规则的货币政策,通货膨胀的正交化冲击结果如图4所示。图4显示,当通胀冲击发生时,基于其内在的动力学调整结构,国内产出在1期呈现最大负向偏离(-0.4029),随后逐步收敛于原稳态;论及消费的动态状况,1期便达致最大负向偏离(-1.8255),随后逐步回升,并较长时间处于一个略高于稳态值的水平之上(15期达到最高水平1.23%);对于投资而言,1期也出现最大负向偏离(-0.4408),随后呈现逐步回升的格局;国内企业借贷在2期下调至最大负向偏离(-1.6889),接着逐步回升并在10期开始位于一个略高于稳态值的水平之上。基于引入房地产价格后扩展泰勒规则的货币政策,通货膨胀的正交化冲击结果如图5所示。图5显示,当扩展泰勒规则货币政策下通胀冲击发生时,基于其内在的动力学调整结构,国内产出在1期呈现最大负向偏离(-0.0191),2期出现最大正向偏离(0.045),随后逐渐下调,8期开始收敛于一个略低于稳态值的水平之上;论及消费的动态状况,2期便达致最大正向偏离(0.3775),随后逐步回落并在6期开始较长时间处于一个略低于稳态值的水平之上;对于投资而言,1期也出现最大正向偏离(0.2041),随后缓慢回落,9期后位于一个略低于稳态值的水平之上;国内企业借贷在1期上调至最大正向偏离(1.8369),接着逐步下调并在9期开始位于一个略低于稳态值的水平之上。由此,可以获得如下推论:推论二,在泰勒规则货币政策的作用下,当通胀冲击发生时,短期内产出、消费需求、投资和企业借贷水平都会出现明显的回落;但货币当局若实施扩展泰勒规则的货币政策(考虑房地产价格因素),通胀冲击对实体经济的影响就会变得较为有利,虽然国内产出在冲击发生后的较短时间内也会下降。基于遵循泰勒规则的货币政策,房地产价格的正交化冲击结果如图6所示。图6显示,当房地产价格上涨冲击发生时,国内产出在冲击之后1期达到最大正偏离值(1.3604×10-4),3期回落至最大负偏离值(-3.8395×10-5),继而逐步收敛于稳态;无独有偶,消费在冲击之后1期达到最大正偏离值(0.0011),3期回落至最大负偏离值(-4.3509×10-4),11期之后收敛于一个略高于稳态值的水平之上;对于投资,动态特征为1期达到最大正向偏离(8.09×10-4),4期回落至最大负向偏离(-1.4977×10-4),随后逐步收敛于稳态值;与此同时,模拟结果显示企业借贷水平2期达到最大负向偏离值(-0.0039),随后逐期回升,直至20期才位于略高于稳态值水平之上。基于引入房地产价格后扩展泰勒规则的货币政策,房地产价格上涨的正交化冲击结果如图7所示。图7显示,当扩展泰勒规则货币政策下房地产价格上涨冲击发生时,国内产出在冲击之后2期达到最大负偏离值(-3.7190×10-4),随后震荡回升并在9期开始位于略高于稳态值的水平之上;论及消费的动态状况,首先呈现下降态势,在2期达到最小值(负向偏离为-0.0021),随后逐步上扬,在8期之后位于一个略高于稳态值的水平之上;对于投资,动态特征为1期达到最大正向偏离(1.3113×10-4),2期回落至最大负向偏离(-4.6019×10-4),随后逐步上升并在10期后收敛于略高于稳态值的水平之上;与此同时,模拟结果显示企业借贷水平2期达到最大负向偏离值(-0.0070),随后逐期回升,11期开始位于略高于稳态值水平之上。由此,可以获得如下推论:推论三,在泰勒规则货币政策的作用下,若房地产价格上涨,产出、消费需求和投资都会受到正向冲击影响,而企业借贷水平则会受到负向冲击影响;但货币当局若实施扩展泰勒规则的货币政策(考虑资产价格因素),房地产价格的下降会对实体经济的健康发展产生较为有利的影响,虽然投资水平在冲击发生后的较短时间内会小幅回落。五货币国民政府的政策当紧缩性货币政策冲击发生时,短期内产出、消费需求、投资和企业借贷水平都会出现一定程度的回落;比照遵循泰勒规则的货币政策,考虑房地产价格后的紧缩性货币政策对实体经济的冲击影响相对较小,国内产出和消费需求在较短时间内就会震荡收敛于稳态。冲击发生后,由于投资的利率弹性为负,引致企业借贷与投资下降,继而国内产出和消费随之回落,这可概括为利率的产出效应。经典的IS—LM模型指出,当货币供给下降,LM曲线就会左移并与IS曲线形成新的交点,此时如果名义价格水平未能完全调整,则实际利率便会随之上升,导致投资与消费需求下降,从而进一步引致国内产出的下降。与此同时,房地产市场可以通过多种渠道对实体经济产生影响,包括房地产开发投资的直接挤出效应和房价金融加速器的间接挤出效应均会影响实体经济投资水平(2000年以来中国房地产开发投资在总投资中的占比约为17.6%至28.7%之间);而房地产价格上涨对国内消费需求的负面影响近年来逐步显现(李巍,2008)。责是之故,比照遵循泰勒规则的货币政策,考虑房地产价格后的紧缩性货币政策对国内产出、消费需求、投资和企业借贷的冲击效应就会明显减弱。在泰勒规则货币政策的作用下,当通胀冲击发生时,短期内产出、消费需求、投资和企业借贷水平都会出现明显的回落;但货币当局若实施扩展泰勒规则的货币政策(考虑房地产价格因素),通胀冲击对实体经济的影响就会变得较为有利,虽然国内产出在冲击发生后的较短时间内也会下降。通货膨胀的不确定性对宏观经济波动的影响尤其体现在国内消费上,因为居民在进行消费决策时会考虑到未来通货膨胀变动的不确定性。具体来看,通货膨胀冲击可能反映了经济个体处理有关物价信息上的有限理性,居民进行消费决策时不可能掌握所有有关通胀的信息。通货膨胀冲击会引发未来预期收入的不确定,进而降低居民的边际消费倾向。此外,脆弱的社会保障体系以及两极分化的收入分配机制,则会明显放大通胀对居民消费的负面效应。与此同时,通胀不确定性冲击的发生将不利于微观个体对中央银行货币政策形成合理的预期,进一步使国内产出、投资与企业借贷水平出现明显回落。基于此,货币当局若实施扩展泰勒规则的货币政策(考虑房地产价格因素),采取紧缩政策使房地产市场收益率大幅上扬的趋势得到有效遏制,由此产生的预防性需求会使人们减少对金融资产(尤其是各类投资型房屋资产)的持有,直到重新构成新的资产组合(各资产的边际收益率相等)。值得注意的是,上述动态调整过程同时会减轻甚至逆转通胀的负面冲击,致使温和的通胀水平对实体经济产生较为有利的促进效应。在泰勒规则货币政策的作用下,若房地产价格上涨,产出、消费需求和投资都会受到正向冲击影响,而企业借贷水平则会受到负向冲击影响;但货币当局若实施扩展泰勒规则的货币政策(考虑资产价格因素),房地产价格的下降会对实体经济的健康发展产生较为有利的影响,虽然投资水平在冲击发生后的较短时间内会小幅回落。房地产市场价格的持续上涨会直接影响到实体经济中货币的供求结构,并通过财富效应和托宾Q效应影响总需求,进而对国内产出、消费和投资产生影响。在房地产价格上涨的过程中,由于储蓄增长幅度低于其对投资的刺激作用,或者房价上涨刺激了消费的增长,进而提高了国内的总产出水平。但货币当局若实施扩展泰勒规则的货币政策(充分考虑房地产价格因素),房地产市场价格上涨冲击会影响企业的投资意愿以及抵押品的市