文/熊劼
【摘要】本文從貨幣政策傳導機制的信貸渠道與匯率渠道方面入手，構建我國貨幣政策影響房地產市場的政策因素模型，從而探討貨幣政策調控工具對我國房地產市場的具體影響途徑與效果。實證研究表明，我國2005 年之後房價的持續上升與貨幣供應量、個人按揭貸款額度和匯率三者有一定關係。從長期來看，我國房地產市場景氣程度與貨幣供應量、個人按揭貸款額和匯率長期存在穩定關係且呈正向變動。
關鍵詞 貨幣政策傳導機制；信貸渠道；按揭貸款
【基金項目】湖北經濟學院青年基金項目「資本約束下貨幣政策傳導的信貸渠道研究」（XJ201327）；湖北省教育廳思政處項目「資本監管下的銀行風險承擔行為研究」（14G287）；國家社科基金青年項目「金融危機視角下的中央銀行資產負債表管理研究」（13CJY124）。
【作者簡介】熊劼，中南財經政法大學博士研究生，湖北經濟學院講師，研究方向：貨幣理論與貨幣政策。
房地產業由於其對上下遊行業的拉動作用一直以來都是我國國民經濟發展中的支柱產業。自1998年住房制度改革以來，我國城鎮住宅建設取得較快發展，住宅總量快速增加。房地產業增加值占國內生產總值的比重穩定處於4%以上，並呈現逐漸上升的趨勢；房地產業投資的增加直接擴大了國民經濟中的投資需求，並帶動其他相關行業發展，對我國經濟增長的總體貢獻達到了20%以上；房地產業就業人數快速增加，其增長速度顯著高於我國總體就業人數和第三產業就業人數的增速，凸現了其對擴大就業的促進作用。此外，由於與房地產密切相關的產業主要集中在第三產業，房地產業的發展對帶動第三產業較快發展從而促進我國產業結構的優化和調整發揮了積極作用。
然而，房地產價格的快速上漲也對我國宏觀經濟與金融的穩定構成了巨大的威脅，過高的價格對於我國居民的安居工程產生了消極影響，把房地產價格控制在普通民眾都有能力購房的範圍內是當前政府工作的重心之一。房地產行業的資金高度密集型特徵決定了各國政府在對房地產價格進行調控時離不開金融層面的相關措施。就我國而言，由於地方政府對土地財政的過於依賴，土地出讓以及保障房供給等地方政府主導的房地產調控措施不能產生很好的效果。而貨幣政策由於其具有的一致性與強制性，使得中央政府的房地產調控意圖不會因為地方政府的博弈行為而產生較大的折扣，因而，貨幣政策一直是我國政府調控房地產市場的主要政策之一。貨幣政策的效果很大程度上取決於其對調控目標的傳導渠道，而在我國與房地產市場供求相關聯的主要渠道表現為信貸渠道與匯率渠道。
一、變量的選取和模型構建
（一） 房地產市場發展的代理變量
反映房地產市場發展的可選變量有很多，如房地產業的生產增加值、房地產開發投資額、房地產竣工面積、銷售面積、銷售額、銷售價格指數、租賃價格指數、居民住宅消費價格指數、人均住房面積等。上述指標都是從某一個側面反映房地產市場發展狀況，而為了對房地產業的發展變化趨勢和變化程度進行綜合量化反映，本文選用國家統計局研究建立的全國房地產開發業綜合景氣指數（下稱國房景氣指數）Y為因變量（見圖1）。國房景氣指數選擇2000年為基年，將其增長水平定為100。通常情況下，國房景氣指數100是最合適的水平，至105之間為適度水平，95以下為較低水平，105以上為偏高水平。
（二） 貨幣政策的代理變量
為了揭示貨幣政策對於房地產市場的影響，需要從影響房地產市場供給與需求的各種因素來尋找貨幣政策的代理變量。本文主要選用廣義貨幣供應量M2、人民幣對美元匯率RE和個人房地產按揭貸款ML三個金融變量。
基於數據的可獲得性，本文所選取的數據樣本區間為2006 年一季度至2013 年一季度的季度數據，數據來源於中華人民共和國國家統計局、中國人民銀行、同花順iFinD金融資料庫。
（三） 數據的季節和標準化處理
為了排除季節因素的干擾，本文採用X12方法對相關變量進行了季節調整。同時對所有變量進行了數據標準化處理，使數據的可比性更加優化。
季節和標準化處理後各相關數據如圖2~5所示。
（四） 模型的構建
由於貨幣政策變量可能帶有的內生性，本文採用常見的向量自回歸模型來估計變量之間的動態關係。具體模型如下：
Yt = c1M2 + c2 RE + c3ML + c
其中：Yt為國房景氣指數，M2為貨幣供應量增長率，RE為人民幣對美元匯率，ML為個人房地產按揭貸款，c1、c2、c3為模型係數，c為常數項，都為待估參數。
二、數據的平穩性檢驗
對變量水平值和一階差分進行ADF單位根檢驗，得到結果如表1。
通過對相關變量的單位根檢驗發現，Y、M2和ML三個變量的ADF值均大於在1%的顯著性水平下的臨界值，無法拒絕原假設，證明其存在單位根。在原序列為非平穩序列的情況下，需要對該序列的差方項進行ADF檢驗。
序列D（Y）、D(M2)、RE和D(ML)的ADF值均小於1%的顯著性水平下的臨界值，說明該序列為平穩序列。因此，Y、M2和ML為一階單整序列，表明此時經濟變量間存在長期均衡關係。
三、回歸分析和協整檢驗
（一） 回歸分析
滯後期數的選擇對於計量分析的精確度和經濟意義有著重要影響。在建立VAR向量自回歸模型前，需確定最優滯後階數。為此需進行滯後階數檢驗。
由表2知，在滯後階數為4時，檢測的5項指標有4項全滿足，LR此時也取極小值，從而可以確定滯後4期為該模型的最佳滯後階數。這也表明，當前的經濟數據受到以前的數據影響，也就意味著當前的貨幣政策帶來的效果會滯後4期才會有所體現，即貨幣政策由於其時滯性，它的效果將會在次年顯現。這也在一定程度上解釋了為何當前我國貨幣政策調控對於房地產市場的影響不顯著的原因。
通過圖6的AR檢驗可以看出，回歸模型中的根都落在單位圓內，說明該模型穩定，具有分析意義。
由以上檢驗，在已知變量一階單整的條件下，對變量進行回歸，得到結果如下：
方括號內數值為t檢驗值。
由上述回歸方程可以看出，Y 與M2、ML 和RE 為正向變動關係。如果控制其他變量保持不變，則廣義貨幣供應量每變動一個單位，國房景氣指數Y就同向變動8.708606個單位；個人按揭貸款每變動一個單位，Y就同向變動0.002525個單位。同樣，在其他因素不變的情況下，人民幣對美元的匯率每變動一個單位，Y就同向變動0.83551個單位。
通過模型結論可以得出，個人按揭貸款對於國房景氣指數的影響比貨幣供應量和匯率波動對國房景氣指數的影響略小，但三者都對國房景氣指數的變動產生了同向的推動作用。
（二） 協整檢驗
協整檢驗是處理非平穩時間序列的一種方法，其基本原理是：對一個自身非平穩的時間序列，若其某種線性組合反映了變量之間長期穩定的比例關係，則稱其存在協整關係。下面用Johansen協整檢驗是否存在某種平穩的線性組合，結果如表3。
由表3可知，經檢驗表明在5%的顯著水平下各變量間有且僅有一個協整關係，說明國房景氣指數、貨幣供應量M2、人民幣對美元匯率、個人按揭貸款存在長期穩定的均衡關係。由此證明上述回歸模型是具有分析意義的。
四、格蘭傑因果檢驗
格蘭傑因果檢驗時用來檢驗一個內生變量是否可以作為外生變量對待。對各變量進行格蘭傑因果檢驗，得到如下結果。
從表4可以看出，在0.05的顯著性水平下，貨幣供應量M2是商品房價格指數Y的因果關係；匯率RE是Y的因果關係；個人按揭貸款ML是Y的因果關係。說明貨幣供應量M2、匯率RE和個人按揭貸款ML都對國房景氣指數產生一定的影響。同時也說明了上述構建的VAR模型不存在偽回歸現象。
五、實證結論及政策建議
（一） 實證結論
從以上的分析表明，我國的房地產市場景氣程度與貨幣供應量、個人按揭貸款、匯率存在長期穩定關係，且呈正向變動關係。通過對該時間序列的實證分析，得到以下結論。
第一，貨幣供應量對於國房景氣指數有著長期的正向衝擊作用，影響力度較大，效果較為明顯，持續性較強。
第二，個人按揭貸款對於國房景氣指數的衝擊力度較小，作用效果不太顯著。
第三，人民幣對美元的匯率波動，對於國房景氣指數有著一定程度的衝擊力，國際資金對於我國房地產業的影響越來越顯著。
綜上所述，實證的檢驗結果與理論分析以及實際經濟運行狀況相符，具有一定的參考價值。
（二） 政策建議
中國的房地產市場調控在國際金融危機前後經歷了戲劇性的轉變：2008 年初貨幣政策趨緊之後，房地產市場降溫趨勢明顯，但隨著金融危機影響的加劇，貨幣政策再度寬鬆，導致中國房地產市場迅速由觀望轉變為亢奮，房地產泡沫再次興起。近幾年政策變化幅度過大，缺少長效機制，多變甚至幾近反轉的政策對企業與銀行是極為不利的，也值得反思。
第一，加大對基礎貨幣的調控力度。基礎貨幣作為市場貨幣量主要成分之一，主要由現金和活期存款構成，在市場上基礎貨幣不僅承擔貨幣流通等基本貨幣職能作用，還有貨幣的派生作用。派生貨幣往往是基礎貨幣的數倍，這也就相當於成倍地增加貨幣發行量。因此，基礎貨幣的控制對於貨幣量的調控顯得尤為重要。
第二，積極引導房地產信貸政策。銀行對房地產的支持資金從房產項目的開發、房屋的建築，到最後的商品房的銷售都有涉及。貸款的對象主要有開發商和購房者。中央銀行對於銀行信貸政策的指引，有利於房地產價格的穩定和房地產業的健康發展。例如，對於開發商的房貸，銀行在確保房貸資金安全的情況下，根據開發商的實際情況和資金需求的狀況，給予不同區別的放貸。對於符合國家房地產政策和有利於民生工程建設的開發商應給予優先放貸考慮。對購房者而言，銀行應根據客戶購房的套數給予區別對待。
第三，拓寬投資渠道，分散資金投向。我國目前投資渠道較少，居民和國際熱錢在國內市場的投資行為主要集中於股市和樓市，近幾年更是大規模湧入樓市，其他投資渠道較少。尤其是在人民幣升值的背景下，國際熱錢源源不斷湧入我國，對樓市的泡沫產生了推波助瀾的作用。
參考文獻
[1]李玉梅.我國房地產價格變動特徵及其影響因素的實證研究[D].長春:吉林大學,2012.
[2]向宇,袁錦芝.我國房地產價格與金融機構信貸關係的實證分析[J].四川大學學報,2010,(4).
[3]邱強.房地產金融調控效果基於VEC 模型的實證分析[J].產業經濟,2010,(5).
[4]李紹榮,陳人可,周建波.房地產市場的市場特徵及貨幣調控政策的理論分析[J].金融研究,2011,(6).
[5]高波,王先柱.中國房地產市場貨幣政策傳導機制的有效性分析[J].財貿經濟,2009,(3).
（責任編輯：劉明）
【摘要】本文從貨幣政策傳導機制的信貸渠道與匯率渠道方面入手，構建我國貨幣政策影響房地產市場的政策因素模型，從而探討貨幣政策調控工具對我國房地產市場的具體影響途徑與效果。實證研究表明，我國2005 年之後房價的持續上升與貨幣供應量、個人按揭貸款額度和匯率三者有一定關係。從長期來看，我國房地產市場景氣程度與貨幣供應量、個人按揭貸款額和匯率長期存在穩定關係且呈正向變動。
關鍵詞 貨幣政策傳導機制；信貸渠道；按揭貸款
【基金項目】湖北經濟學院青年基金項目「資本約束下貨幣政策傳導的信貸渠道研究」（XJ201327）；湖北省教育廳思政處項目「資本監管下的銀行風險承擔行為研究」（14G287）；國家社科基金青年項目「金融危機視角下的中央銀行資產負債表管理研究」（13CJY124）。
【作者簡介】熊劼，中南財經政法大學博士研究生，湖北經濟學院講師，研究方向：貨幣理論與貨幣政策。
房地產業由於其對上下遊行業的拉動作用一直以來都是我國國民經濟發展中的支柱產業。自1998年住房制度改革以來，我國城鎮住宅建設取得較快發展，住宅總量快速增加。房地產業增加值占國內生產總值的比重穩定處於4%以上，並呈現逐漸上升的趨勢；房地產業投資的增加直接擴大了國民經濟中的投資需求，並帶動其他相關行業發展，對我國經濟增長的總體貢獻達到了20%以上；房地產業就業人數快速增加，其增長速度顯著高於我國總體就業人數和第三產業就業人數的增速，凸現了其對擴大就業的促進作用。此外，由於與房地產密切相關的產業主要集中在第三產業，房地產業的發展對帶動第三產業較快發展從而促進我國產業結構的優化和調整發揮了積極作用。
然而，房地產價格的快速上漲也對我國宏觀經濟與金融的穩定構成了巨大的威脅，過高的價格對於我國居民的安居工程產生了消極影響，把房地產價格控制在普通民眾都有能力購房的範圍內是當前政府工作的重心之一。房地產行業的資金高度密集型特徵決定了各國政府在對房地產價格進行調控時離不開金融層面的相關措施。就我國而言，由於地方政府對土地財政的過於依賴，土地出讓以及保障房供給等地方政府主導的房地產調控措施不能產生很好的效果。而貨幣政策由於其具有的一致性與強制性，使得中央政府的房地產調控意圖不會因為地方政府的博弈行為而產生較大的折扣，因而，貨幣政策一直是我國政府調控房地產市場的主要政策之一。貨幣政策的效果很大程度上取決於其對調控目標的傳導渠道，而在我國與房地產市場供求相關聯的主要渠道表現為信貸渠道與匯率渠道。
一、變量的選取和模型構建
（一） 房地產市場發展的代理變量
反映房地產市場發展的可選變量有很多，如房地產業的生產增加值、房地產開發投資額、房地產竣工面積、銷售面積、銷售額、銷售價格指數、租賃價格指數、居民住宅消費價格指數、人均住房面積等。上述指標都是從某一個側面反映房地產市場發展狀況，而為了對房地產業的發展變化趨勢和變化程度進行綜合量化反映，本文選用國家統計局研究建立的全國房地產開發業綜合景氣指數（下稱國房景氣指數）Y為因變量（見圖1）。國房景氣指數選擇2000年為基年，將其增長水平定為100。通常情況下，國房景氣指數100是最合適的水平，至105之間為適度水平，95以下為較低水平，105以上為偏高水平。
（二） 貨幣政策的代理變量
為了揭示貨幣政策對於房地產市場的影響，需要從影響房地產市場供給與需求的各種因素來尋找貨幣政策的代理變量。本文主要選用廣義貨幣供應量M2、人民幣對美元匯率RE和個人房地產按揭貸款ML三個金融變量。
基於數據的可獲得性，本文所選取的數據樣本區間為2006 年一季度至2013 年一季度的季度數據，數據來源於中華人民共和國國家統計局、中國人民銀行、同花順iFinD金融資料庫。
（三） 數據的季節和標準化處理
為了排除季節因素的干擾，本文採用X12方法對相關變量進行了季節調整。同時對所有變量進行了數據標準化處理，使數據的可比性更加優化。
季節和標準化處理後各相關數據如圖2~5所示。
（四） 模型的構建
由於貨幣政策變量可能帶有的內生性，本文採用常見的向量自回歸模型來估計變量之間的動態關係。具體模型如下：
Yt = c1M2 + c2 RE + c3ML + c
其中：Yt為國房景氣指數，M2為貨幣供應量增長率，RE為人民幣對美元匯率，ML為個人房地產按揭貸款，c1、c2、c3為模型係數，c為常數項，都為待估參數。
二、數據的平穩性檢驗
對變量水平值和一階差分進行ADF單位根檢驗，得到結果如表1。
通過對相關變量的單位根檢驗發現，Y、M2和ML三個變量的ADF值均大於在1%的顯著性水平下的臨界值，無法拒絕原假設，證明其存在單位根。在原序列為非平穩序列的情況下，需要對該序列的差方項進行ADF檢驗。
序列D（Y）、D(M2)、RE和D(ML)的ADF值均小於1%的顯著性水平下的臨界值，說明該序列為平穩序列。因此，Y、M2和ML為一階單整序列，表明此時經濟變量間存在長期均衡關係。
三、回歸分析和協整檢驗
（一） 回歸分析
滯後期數的選擇對於計量分析的精確度和經濟意義有著重要影響。在建立VAR向量自回歸模型前，需確定最優滯後階數。為此需進行滯後階數檢驗。
由表2知，在滯後階數為4時，檢測的5項指標有4項全滿足，LR此時也取極小值，從而可以確定滯後4期為該模型的最佳滯後階數。這也表明，當前的經濟數據受到以前的數據影響，也就意味著當前的貨幣政策帶來的效果會滯後4期才會有所體現，即貨幣政策由於其時滯性，它的效果將會在次年顯現。這也在一定程度上解釋了為何當前我國貨幣政策調控對於房地產市場的影響不顯著的原因。
通過圖6的AR檢驗可以看出，回歸模型中的根都落在單位圓內，說明該模型穩定，具有分析意義。
由以上檢驗，在已知變量一階單整的條件下，對變量進行回歸，得到結果如下：
方括號內數值為t檢驗值。
由上述回歸方程可以看出，Y 與M2、ML 和RE 為正向變動關係。如果控制其他變量保持不變，則廣義貨幣供應量每變動一個單位，國房景氣指數Y就同向變動8.708606個單位；個人按揭貸款每變動一個單位，Y就同向變動0.002525個單位。同樣，在其他因素不變的情況下，人民幣對美元的匯率每變動一個單位，Y就同向變動0.83551個單位。
通過模型結論可以得出，個人按揭貸款對於國房景氣指數的影響比貨幣供應量和匯率波動對國房景氣指數的影響略小，但三者都對國房景氣指數的變動產生了同向的推動作用。
（二） 協整檢驗
協整檢驗是處理非平穩時間序列的一種方法，其基本原理是：對一個自身非平穩的時間序列，若其某種線性組合反映了變量之間長期穩定的比例關係，則稱其存在協整關係。下面用Johansen協整檢驗是否存在某種平穩的線性組合，結果如表3。
由表3可知，經檢驗表明在5%的顯著水平下各變量間有且僅有一個協整關係，說明國房景氣指數、貨幣供應量M2、人民幣對美元匯率、個人按揭貸款存在長期穩定的均衡關係。由此證明上述回歸模型是具有分析意義的。
四、格蘭傑因果檢驗
格蘭傑因果檢驗時用來檢驗一個內生變量是否可以作為外生變量對待。對各變量進行格蘭傑因果檢驗，得到如下結果。
從表4可以看出，在0.05的顯著性水平下，貨幣供應量M2是商品房價格指數Y的因果關係；匯率RE是Y的因果關係；個人按揭貸款ML是Y的因果關係。說明貨幣供應量M2、匯率RE和個人按揭貸款ML都對國房景氣指數產生一定的影響。同時也說明了上述構建的VAR模型不存在偽回歸現象。
五、實證結論及政策建議
（一） 實證結論
從以上的分析表明，我國的房地產市場景氣程度與貨幣供應量、個人按揭貸款、匯率存在長期穩定關係，且呈正向變動關係。通過對該時間序列的實證分析，得到以下結論。
第一，貨幣供應量對於國房景氣指數有著長期的正向衝擊作用，影響力度較大，效果較為明顯，持續性較強。
第二，個人按揭貸款對於國房景氣指數的衝擊力度較小，作用效果不太顯著。
第三，人民幣對美元的匯率波動，對於國房景氣指數有著一定程度的衝擊力，國際資金對於我國房地產業的影響越來越顯著。
綜上所述，實證的檢驗結果與理論分析以及實際經濟運行狀況相符，具有一定的參考價值。
（二） 政策建議
中國的房地產市場調控在國際金融危機前後經歷了戲劇性的轉變：2008 年初貨幣政策趨緊之後，房地產市場降溫趨勢明顯，但隨著金融危機影響的加劇，貨幣政策再度寬鬆，導致中國房地產市場迅速由觀望轉變為亢奮，房地產泡沫再次興起。近幾年政策變化幅度過大，缺少長效機制，多變甚至幾近反轉的政策對企業與銀行是極為不利的，也值得反思。
第一，加大對基礎貨幣的調控力度。基礎貨幣作為市場貨幣量主要成分之一，主要由現金和活期存款構成，在市場上基礎貨幣不僅承擔貨幣流通等基本貨幣職能作用，還有貨幣的派生作用。派生貨幣往往是基礎貨幣的數倍，這也就相當於成倍地增加貨幣發行量。因此，基礎貨幣的控制對於貨幣量的調控顯得尤為重要。
第二，積極引導房地產信貸政策。銀行對房地產的支持資金從房產項目的開發、房屋的建築，到最後的商品房的銷售都有涉及。貸款的對象主要有開發商和購房者。中央銀行對於銀行信貸政策的指引，有利於房地產價格的穩定和房地產業的健康發展。例如，對於開發商的房貸，銀行在確保房貸資金安全的情況下，根據開發商的實際情況和資金需求的狀況，給予不同區別的放貸。對於符合國家房地產政策和有利於民生工程建設的開發商應給予優先放貸考慮。對購房者而言，銀行應根據客戶購房的套數給予區別對待。
第三，拓寬投資渠道，分散資金投向。我國目前投資渠道較少，居民和國際熱錢在國內市場的投資行為主要集中於股市和樓市，近幾年更是大規模湧入樓市，其他投資渠道較少。尤其是在人民幣升值的背景下，國際熱錢源源不斷湧入我國，對樓市的泡沫產生了推波助瀾的作用。
參考文獻
[1]李玉梅.我國房地產價格變動特徵及其影響因素的實證研究[D].長春:吉林大學,2012.
[2]向宇,袁錦芝.我國房地產價格與金融機構信貸關係的實證分析[J].四川大學學報,2010,(4).
[3]邱強.房地產金融調控效果基於VEC 模型的實證分析[J].產業經濟,2010,(5).
[4]李紹榮,陳人可,周建波.房地產市場的市場特徵及貨幣調控政策的理論分析[J].金融研究,2011,(6).
[5]高波,王先柱.中國房地產市場貨幣政策傳導機制的有效性分析[J].財貿經濟,2009,(3).
（責任編輯：劉明）
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