我國房地產(chǎn)與貨幣政策的關(guān)系探析的論文

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　　1 引言

我國房地產(chǎn)與貨幣政策的關(guān)系探析的論文

　　隨著我國房地產(chǎn)市場規(guī)模不斷擴大，行業(yè)發(fā)展進(jìn)入快車道，2003年《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)房地產(chǎn)市場持續(xù)健康發(fā)展的通知》（國發(fā)〔2003〕18號）曾明確指出房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為我國支柱產(chǎn)業(yè)之一，在國民經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)著舉足輕重的地位。然而在房地產(chǎn)市場快速發(fā)展過程中，伴隨著房價的快速增長，出現(xiàn)了偏離正常市場價值規(guī)律的趨勢，房地產(chǎn)“過熱”波及全國。對此，國家已多次出臺調(diào)控政策，包括貨幣政策，如調(diào)整貨幣供應(yīng)量、調(diào)整貸款利率等手段來“打壓”房價，抑制房地產(chǎn)“過熱”發(fā)展，但是我國房地產(chǎn)價格總體上仍呈現(xiàn)持續(xù)上漲趨勢，投資額也不斷增大。房地產(chǎn)業(yè)作為資金密集型、投資額度大、建設(shè)周期長、資金周轉(zhuǎn)慢的行業(yè)，貨幣政策是否會對其發(fā)展產(chǎn)生影響，如果有影響，則產(chǎn)生怎樣的影響？因此，深入探究貨幣政策與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系，對目前我國進(jìn)行房地產(chǎn)宏觀調(diào)控有重要的現(xiàn)實意義。

　　2 我國房地產(chǎn)發(fā)展與貨幣政策描述性關(guān)系

　　投入某個行業(yè)的資本的大小與變化程度均能反映一個行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，房地產(chǎn)投資是指資本所有者將其資本投入到房地產(chǎn)業(yè)，以期在將來獲取收益的一種經(jīng)濟活動。本文選擇房地產(chǎn)投資額來描述我國房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況。從我國統(tǒng)計局1986年開始統(tǒng)計房地產(chǎn)投資以來，房地產(chǎn)投資逐年不斷增長[1].

　　本文從《中國統(tǒng)計摘要2014》和《中國統(tǒng)計年鑒》獲取1986-2014年我國房地產(chǎn)開發(fā)投資實際值（各年份數(shù)據(jù)略），從1986年101億元增長到2014年的93056.20億元[1].為消除通貨膨脹因素對數(shù)據(jù)分析的影響，采用根據(jù)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的平滑指數(shù)，以不變價（1986年=100）計算得到的實際值作為數(shù)據(jù)。我國房地產(chǎn)投資額總體上呈不斷上漲趨勢，2014年達(dá)15599.36億元，是1986年的154.45倍。

　　改革開放以來，我國的房地產(chǎn)發(fā)展大致分為四個階段：1978-1991年我國房地產(chǎn)投資增長緩慢，主要原因是該階段我國還處于改革開放初期，相對而言，房地產(chǎn)業(yè)還處于城鎮(zhèn)住房制度改革探索和試點階段；1992-1998年房地產(chǎn)投資較前一個時期有一定增長，這一階段我國城鎮(zhèn)住房制度改革處于進(jìn)一步深化和全面實施時期，房地產(chǎn)市場化逐漸邁開腳步，成果初顯；1998年至2007,隨著我國住房分配貨幣化，住房需求得到釋放，房地產(chǎn)市場得到快速發(fā)展，甚至出現(xiàn)過熱現(xiàn)象，這一階段是我國房地產(chǎn)發(fā)展的黃金十年。2008年至今，全球經(jīng)濟形勢多變，受美國次貸危機持續(xù)發(fā)酵影響和政府宏觀政策影響，房地產(chǎn)投資增速明顯放緩。近年，我國經(jīng)濟下行壓力明顯增大，政府出臺減息、降低存款準(zhǔn)備金率等措施刺激經(jīng)濟消費增長，但受前期開發(fā)影響，我國房地產(chǎn)市場存量較高，需要較長時間消化，現(xiàn)階段我國房地產(chǎn)市場開發(fā)進(jìn)入適度調(diào)整階段。

　　貨幣政策是政府或者中央銀行影響國內(nèi)經(jīng)濟活動所采取的措施，終極目標(biāo)是穩(wěn)定幣值，充分就業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟增長和國際收支平衡，為了實現(xiàn)這四大目標(biāo)，往往有兩個中介目標(biāo)即貨幣供應(yīng)量和利率。由于我國存貸款利率沒有市場化，不能真實地反映市場狀況，本文采用貨幣供應(yīng)量M2作為描述貨幣政策的代表變量，M2是指貨幣與準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量之和，相對其他的貨幣供應(yīng)量指標(biāo)而言，更能反映社會現(xiàn)實和潛在的購買力，體現(xiàn)社會總需求的變化。

　　隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，我國貨幣供應(yīng)量也在逐年增加，1986年M2為6348.6億元，到2014年達(dá)到了1228374.81億元。表1反映出1986~2014年我國貨幣供應(yīng)量M2實際值的變化情況，為消除通貨膨脹對數(shù)據(jù)分析的影響，本文以1986年貨幣供應(yīng)量M2為基數(shù)，依據(jù)消費價格指數(shù)對貨幣供應(yīng)量M2進(jìn)行實際值換算，得2014年貨幣供應(yīng)量實際值為201023.63億元，是1986年的31.66倍。

　　為了更清晰地看出我國房地產(chǎn)發(fā)展與貨幣供應(yīng)量的變化趨勢，圖1描繪了兩者的環(huán)比增長率波動情況，可以看出我國貨幣供應(yīng)量增長率波動較小，增長率基本保持在20%以內(nèi)；而房地產(chǎn)投資增長率在我國住房制度改革進(jìn)程中波動較大。其原因主要是由于我國房地產(chǎn)制度和市場尚不成熟，存在一定的投機行為。1998年以后我國房地產(chǎn)市場發(fā)展較快，逐漸成熟，投資增長率也趨于穩(wěn)定，維持在20%左右�？傮w來看，貨幣供應(yīng)量變動先于房地產(chǎn)投資的變動，房地產(chǎn)投資增長率變化在滯后1~2年以后與貨幣供應(yīng)量增長率的變化趨于一致。

　　3 我國房地產(chǎn)與貨幣政策關(guān)系的實證分析

　　由于房地產(chǎn)業(yè)是資金密集型產(chǎn)業(yè)，在我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中，央行的貨幣政策和房地產(chǎn)業(yè)投資發(fā)展之間存在相互影響的關(guān)系。為了明確二者之間是否存在因果關(guān)系，本文采用定量與定性相結(jié)合的方式，運用GrangerCausality方法對房地產(chǎn)投資（FDC）與貨幣供應(yīng)量M2（HB）兩時間序列進(jìn)行因果檢驗，其基本思想是，假設(shè)了有關(guān)FDC和HB每一變量的預(yù)測的信息全部包含在兩變量的時間序列之中，如果FDC構(gòu)成HB的原因，那么本期的FDC會影響下一期的HB的概率分布，反之亦然。

　　3.1我國房地產(chǎn)投資與貨幣供應(yīng)量序列平穩(wěn)性檢驗

　　進(jìn)行Granger Causality分析的前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，若不平穩(wěn)可能出現(xiàn)偽回歸問題，影響參數(shù)估計效果。因此，進(jìn)行Granger Causality分析之前應(yīng)先對FDC和HB時間序列進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗（unit roottest）。為了消除數(shù)據(jù)的異方差性，減少數(shù)據(jù)的波動性，檢驗前對房地產(chǎn)投資和貨幣供應(yīng)量M2的實際值進(jìn)行對數(shù)轉(zhuǎn)換，得到LFDC和LHB兩組數(shù)列。運用eviews6.0軟件檢測結(jié)果如表2.

　　由表2可見，LHB在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)，無單位根，顯示為平穩(wěn)序列，LFDC在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，無單位根，顯示為平穩(wěn)序列。故可知原序列為平穩(wěn)序列。

　　3.2Granger因果檢驗

　　房地產(chǎn)投資和貨幣供應(yīng)量兩個時間序列具有平穩(wěn)性，對其進(jìn)行Granger因果檢驗，結(jié)果如表3.

　　由于滯后階數(shù)越大，影響越小，本次檢驗到滯后六階。由表3可知，滯后階數(shù)從第一階到第六階，都表現(xiàn)為：H0被拒絕，LHB是LFDC的Granger因，顯著水平略有差異，但均5%顯著水平以內(nèi)；而LFDC對LHB的影響不顯著，LFDC不是LHB的Granger因。因此無論是從長期還是短期來講，貨幣供應(yīng)量M2會對房地產(chǎn)投資有顯著的影響，而房地產(chǎn)投資對貨幣供應(yīng)量影響不顯著。

　　3.3脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

　　通過上述分析可知，貨幣供應(yīng)量是房地產(chǎn)投資的Granger因，說明貨幣政策的變化對房地產(chǎn)投資有一定影響，但是這種影響是正向還是負(fù)向，影響的程度如何以及持續(xù)時間不能檢驗出來。脈沖響應(yīng)函數(shù)（INF）是指系統(tǒng)對其中某一變量帶來的沖擊或信息所作的反應(yīng)，即在隨機誤差項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息（Innovation）沖擊后對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響[3].脈沖響應(yīng)函數(shù)分析基于向量自回歸模型（VAR），且必須滿足所有的特征根AR均落在單位圓內(nèi)。在VAR中通常一個方程的被解釋變量（及其滯后項）在另一個方程中是解釋變量，這就涉及到一個滯后階數(shù)的問題。因為滯后階數(shù)越多，需要估計的參數(shù)就越多，這就影響到自由度。滯后階數(shù)的增加會在一定程度上提高模型的解釋能力，但并不是越高越好，存在一個最優(yōu)的階數(shù)。確定最優(yōu)階數(shù)的方法通常使用赤池信息量準(zhǔn)則或者施瓦茨信息準(zhǔn)則，即AIC或SIC.本文運用此方法確定模型的最優(yōu)階數(shù)為2階，并計算各變量的特征根AR均小于1,均落在單位圓內(nèi)，因此本文建立VAR（2）模型對LHB和LFDC進(jìn)行廣義的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，結(jié)果如圖2、圖3所示。

　　從圖2可以看出，LHB當(dāng)期給LFDC一個標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊后，LFDC立即產(chǎn)生正效應(yīng)，并在2~3期后正向響應(yīng)達(dá)到最大0.18,隨后6期有一定波動，之后長期保持在一定水平上。說明貨幣供應(yīng)量的增加能立即引起房地產(chǎn)業(yè)的增長，并持續(xù)影響一段時期。從圖3可以看出，LFDC當(dāng)期給LHB一個標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊后，LHB的響應(yīng)在1~2期內(nèi)呈負(fù)向增長，第3期開始轉(zhuǎn)為正向并趨于長期保持在一定水平上，但是從縱軸上看，這種響應(yīng)非常小，波動范圍在0.02以內(nèi)，即房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貨幣政策的影響作用不明顯，這與Granger因果檢驗結(jié)果基本一致。

　　4 房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展與貨幣政策關(guān)系的理論分析

　　4.1貨幣政策對房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展有明顯的影響

　　從Granger因果檢驗來看，貨幣供應(yīng)量增加是引起房地產(chǎn)投資額增大的Granger因，貨幣供應(yīng)量的增加會促進(jìn)房地產(chǎn)投資的增加，影響房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。這種影響作用可以從兩方面解釋：一是貨幣政策對房地產(chǎn)供給者的影響。房地產(chǎn)開發(fā)是資金密集型產(chǎn)業(yè)，從項目立項、規(guī)劃、土地出讓或轉(zhuǎn)讓、拆遷、建設(shè)、到銷售每個環(huán)節(jié)都需要投入大量資金，而開發(fā)過程規(guī)模大，周期長，資金不能及時周轉(zhuǎn)，房地產(chǎn)開發(fā)大部分的資金來源于商業(yè)銀行的貸款，如果中央銀行增加貨幣供應(yīng)量，會增加貸款的可能性，刺激房地產(chǎn)投資，有助于房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。二是貨幣政策對房地產(chǎn)需求者的影響，房地產(chǎn)不同于一般的商品，具有建設(shè)周期長，使用壽命長，價值高等特點，潛在的房地產(chǎn)購買者很難一次付全款，相當(dāng)一部分人需要銀行貸款，如果央行實行寬松的貨幣政策，擴大貨幣供應(yīng)量，商業(yè)銀行可貸資金增加，潛在購房者獲得貸款的可能性增加，房地產(chǎn)需求量增多，從而影響房地產(chǎn)的發(fā)展規(guī)模[5].同時，由于房地產(chǎn)本身具有消費和投資雙重屬性，尤其在近幾年房價飆升的階段，有一部分投機者甚至貸款做房屋投資，如果貨幣供應(yīng)量增加，他們獲得貸款的可能性也會增大，如果不加于控制，則會導(dǎo)致投機者增多，也會抬高房地產(chǎn)價格，過度投資也會引起房地產(chǎn)泡沫，對房地產(chǎn)發(fā)展帶來不利影響。

　　4.2房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對貨幣政策的影響不明顯

　　從Granger因果檢驗來看，房地產(chǎn)投資額增大不是引起貨幣供應(yīng)量增加的Granger因，即我國房地產(chǎn)業(yè)投資額增多房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展對推動國家貨幣政策調(diào)整的影響作用不大。通過分析可以發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量影響因素同時具有內(nèi)生性和外生性。內(nèi)生性是由經(jīng)濟因素引起的，而外生性則是由政府政策引起的。（1）從內(nèi)生性來講，房地產(chǎn)業(yè)根據(jù)房價高低變化對消費和投資產(chǎn)生影響，進(jìn)而對宏觀經(jīng)濟發(fā)展和貨幣政策調(diào)整產(chǎn)生影響。房地產(chǎn)價格對消費的影響體現(xiàn)在兩個方面：一是財富效應(yīng)，即房價上漲房屋增值，財富快速聚集在有房者手中，增加了這部分人的消費能力，帶動了經(jīng)濟增長；二是擠占效應(yīng)，即房地產(chǎn)價格的持續(xù)上漲會降低居民的即期消費，增加儲蓄，以應(yīng)對未來住房消費的支出。房地產(chǎn)價格對投資的影響體現(xiàn)在三個方面[6]:一是房價上漲使房地產(chǎn)業(yè)的預(yù)期利潤率上升，大量的社會資金涌入房地產(chǎn)行業(yè)，產(chǎn)生直接投資效應(yīng)；二是房價波動使房地產(chǎn)作為信貸抵押品的價值發(fā)生變化，影響企業(yè)和個人通過信貸方式獲得資本數(shù)量及價值的大小，從而影響投資水平；三是房價上漲，使房地產(chǎn)市場價格與重置成本之比增大，即具有顯著的托賓Q效應(yīng)。由此可見房地產(chǎn)價格對貨幣供應(yīng)的影響存在多種不同的效應(yīng)，其影響的程度取決于各種效應(yīng)的大小，因此房地產(chǎn)業(yè)對貨幣政策的影響并不明確。另外房地產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)占比很小，以2013年為例，我國房地產(chǎn)從業(yè)人數(shù)為373.7萬人，占全國城鎮(zhèn)單位從業(yè)人數(shù)的2.06%,對我國人口就業(yè)影響很小。（2）從外部性來講，貨幣政策是政府或者中央銀行對于國家經(jīng)濟全局性的政策安排，個別行業(yè)對其影響不明顯，因此房地產(chǎn)發(fā)展對貨幣政策影響不大。

　　5 結(jié) 語

　　通過貨幣政策與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間關(guān)系的實證研究可知：在我國房地產(chǎn)發(fā)展的過程中，我國貨幣政策的變化對我國房地產(chǎn)發(fā)展影響較大，寬松的貨幣政策促進(jìn)房地產(chǎn)發(fā)展，緊縮的貨幣政策則阻礙房地產(chǎn)的發(fā)展，并且這種作用會持續(xù)一段時間�；诖�，一方面可以適當(dāng)采取貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，另一方面也要防止國外“熱錢”大量涌入，沖擊我國房地產(chǎn)市場。我國房地產(chǎn)的發(fā)展雖然可以帶動國民經(jīng)濟的增長，但其對貨幣政策影響并不大。

　　參考文獻(xiàn)

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