内容提要: 本文分别从宏观和微观两个角度来考察我国房地产市场在货币政策传导中的效果。

研究表明, 利率和货币供应量均不能通过房地产价格对消费和投资产生显著作用, 即中国房地产价

市场的货币政策传导

格的财富效应和投资效应较弱, 房地产市场的货币政策传导机制不够顺畅。最后, 针对提高房地产机制的有效性, 作者提出了一系列建

关键词: 房地产市场􀀁 货币政策􀀁 传导机制􀀁 SVAR

一、引言

2008 年, 由美国次贷危机进一步引发的全球经

济危机, 使得全世界各方面尤其是中央银行重新考

虑货币政策、房地产市场以及实体经济之间的议。关系。

在我国, 房地产市场和货币政策同样存在相互作用,

自1998 年的房改以来, 我国房地产市场获得了迅猛

的发展, 1998 年, 全国完成房地产开发投资额为

3614 亿元, 到2009 年, 全国完成房地产开发投资达

到36232 亿元, 大约是1998 年的10 倍, 占GDP 的

比重从1998 年的4. 28%上升到2009 年的10. 8% 。

针对投资势头过猛、房地产价格持续上升的现象, 中

国人民银行开始提高利率, 压缩投资和需求, 在提高

贷款利率的同时, 也提高了个人住房的贷款利率, 但

仍难抑制房价的快速上涨。

一般而言, 央行更多的是关注房价对通货膨胀

目标的影响, 忽略了房价波动会带来的金融不稳定

以及实体经济的波动, 如2008 年的次贷危机。

􀀁

当

央行实行通货膨胀的货币政策目标时, 资产价格波

动就不应该直接被考虑, 除非资产价格波动显示出

预期通胀的变化( Bernanke & Gert ler , 1995) 。房

地产之所以引发实体经济波动, 其原因是房地产价

格不仅受基本面影响, 也受􀀁 非基本面􀀁 因素的影

响,

􀀁 􀀁 非基本面􀀁因素使得房价成为左右经济稳定

的独立变量, 政策制定也就必须考虑其影响。

􀀁

这需

要分别从货币政策如何影响房地产市场和房地产市

场如何影响实体经济来考虑。对于货币政策对房地

产市场

􀀁 􀀁 图1 􀀁 房地产市场货币政策传导机制框架图

的影响( 以紧缩性货币政策为例) , 直接原因是货币

供应量减少, 提高利率水平, 增加了房地产开发企业

和购房居民的资金成本, 进而影响房地产市场的供

求关系; 间接的原因包括: 一方面影响银行的信贷,

当货币政策改变利率、存款准备金率时, 银行的资产

负债表结构发生变化, 从而影响其房贷的总量和水

平, 另一方面, 受直接渠道的影响, 居民和企业的资

产负债表结构和质量发生变化, 影响到其借贷能力,

反过来再影响房地产市场。对于房价的波动如何影

响到实体经济可能的解释有: 房地产企业的q 值变

􀀁 42 􀀁

* 本文是教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目􀀁 我国货币政策体系与传导机制研究􀀁 ( 项目编号: 08JZD0015; 主持

人为北京大学经济学院院长刘伟; 冯科为课题组核心成员) 的阶段性成果。

动影响房地产开发投资; 居民持有住宅的价值变动

影响其终生财富价值和流动性, 使之改变消费决策。

据此, 本文构建出关于房地产市场的货币政策

传导机制的研究框架, 如图1 所示。

二、货币政策房地产市场传导效果:

基于SVAR 的经验结果

􀀁 􀀁 Sim( 1980) 提出的向量自回归模型( vecto r au􀀁

to reg ressio n, VAR) , 通过把系统中每一个内生变量

作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模

型, 从而能够用非结构的方法来建立经济变量模型。

其改进的结构化向量自回归模型( St ructural VAR,

SVA R) 在VAR 的简化形式的基础上给出变量之间

当期相关关系的确切形式, VAR 模型是货币政策研

究的主要方法之一, 刘斌( 2001) 、冯春平( 2002) 等国

内学者也应用于我国的具体情况。

在货币政策的代理变量选择上, 国内外尚存在

较大的争议, 最初研究使用货币供应量, 但后来意识

到货币供给具有内生性, 货币供应量并不是货币政

策很好的代理变量; 后来学者便使用银行准备金总

量和联邦基金利率作为货币政策的代理变量。但考

虑到我国以货币供应量为中介目标的货币政策操作

框架, 以及我国货币政策实施通过调整法定存款准

备金率和利率来实现的现象, 因此, 我们选用实际法

定存款准备金率( RR) , 实际的一年期实际贷款利率

R,

􀀁实际货币供应量M2 为货币政策的代理变量;

房地产价格代理变量分别选择房地产销售价格指数

HP 和国房综合景气指数CI

􀀁 进行分析。房地产价

格对货币政策的传导作用的最终变量分别选取实际

社会消费品零售总额CU S 代表消费, 实际固定资产

投资完成额I 代表投资, 消费者价格指数CPI 为通

货膨胀代理变量。本文拟选取的样本数据时间跨度

为2000 年1 月~ 2009 年12 月月度的数据, 共120

个, 数据来源于房地产统计年鉴和中华人民共和国

国家统计局网站, 应用X- 11 法对CUS 和I 进行季

节调整, 同时, 对规模性变量M2 , CU S, I 分别取自

然对数, 以避免数据剧烈波动和消除异方差。对变

量运用了增广的迪基- 福勒( ADF) 检验进行单位

根检验, 根据AIC 和SC 最小准则来确定最佳滞后

期。结果表示CPIt、lnCU St SA、lnIt SA、lnM2t SA、

Rt 、RRt 、CIt 、HPt 中, 除CPI 指数为平稳序列,

􀀁其

他各变量的原序列都是非平稳序列, 一阶差分序列

具有平稳性, 是I( 1) 型时间序列。Johansen 协整检

验的结果表明在5% 的显著性水平上, 变量之间存

在至少3 个协整关系。因此, 我们可以建立本文的

SVAR 模型如下:

设Yt= ( Y1t , Y2t , Y3t , Y4t , Y5t , Y6t , Y7t , Y8t ) =

( M2t , Rt , RRt , HPt , CIt ) '为( 8 􀀁 1) 向量, 其简约模

式为:

Yt= A( L) yt+ ut ;

其中A( L) 为滞后算子( 8 􀀁 8) 参数矩阵, ut 为

随机误差。其对应的结构化模式为:

B( L) yt= et ; et= B0ut ;

其中, ut 为结构化冲击, 如本研究中的u1t 为价

格冲击, Yt+ s对第j 个结构化冲击的脉冲响应函数

为􀀁 s B0

- 1

j , j 表示第j 列。

根据经济理论假设给B0 设定约束式, 具体如下:

在该约束式中, 第1 行表示当期的物价水平受

货币供应量、房地产价格指数的影响, 则消费价格指

数不受该模型中任何变量当期值的影响; 第2、3 行

反映房地产价格指数和国房景气指数影响消费和投

资的情况; 第1、2

、3

行总体放映了房地产市场对实

体经济的影响; 第4 行假设当期的广义货币供应量

和物价、消费、投资的关系; 第5、6 行分别是利率和

法定存款准备金率, 它们相互影响以及受货币供应

量影响; 第7、8 行是房地产市场代表变量, 假设它们

彼此影响, 并受到货币政策变量的影响。从总体来

看, 第4、5

、6

列反映货币政策的冲击; 第7、8 列是房

地产价格冲击函数, 在该模型中, 其只受货币当期政

策因素的影响。

在简约VA R 估计的基础上对SVAR 的B0 矩

阵进行估计, 估计收敛, 整个矩阵在1% 的水平上显

著, 结果如下:

从各变量当期的关系估计的结果来看, 当期实

际广义货币供应量M2 、实际一年期贷款利率、实际

法定存款贮备金率和房价显著的负相关; 而国房景

气指数和货币政策变量相关性不同于房价, 其中

M2 和CI 负相关, R 和RR 和CI 显著正相关; 可见,

􀀁 43 􀀁

􀀁经济学动态􀀁2011 年第4 期

对房地产市场的代理变量选择不同, 得到的结果会

􀀁 􀀁 注: * * * 表示在1%水平上显著; * * 表示在5%水平

上显著, * 表示在10%水平上显著。􀀁

出现明显的偏差, 考虑到国房景气指数综合了房价、

房地产开发指数、土地开发指数等一系列和房地产

市场相关的指数, 能更好地代表我国房地产市场的

波动情况, 因此, 通过国房景气指数和货币政策变量

的关系来判断房地产市场受货币政策影响的情况更

为可靠。另一方面, 物价、消费、投资与房价呈现十

分微弱的负相关性, 并且相关性不显著; 消费、投资

与国房景气指数呈现弱的正相关性; 因此, 我们可以

形成初步的假定: 货币政策在房地产传导渠道的两

个阶段中, 能较为顺利地进行第一阶段, 在第二阶段

也就是从房价到实体经济的渠道中却遇到了阻塞。

具体将通过脉冲响应函数来判断两个阶段冲击的动

态变化情况。

􀀁 􀀁 图2􀀁 货币政策􀀁 实体经济脉冲响应图

货币政策的房地产市场传导效果是通过这样的

方式在脉冲响应函数中体现的: 首先对货币政策发

生波动时, 对物价、投资、消费的整体冲击效果进行

分析, 也结合房地产市场变量的波动来观察货币政

策如何传导到房地产市场的; 然后对房地产市场传

导作用分析, 即当房地产价格发生波动时, 对各变量

的冲击效果; 然后通过两者的对比, 便可以判断房地

产市场在货币传导过程中的作用。图2 反映的是货

币政策发生变动时, 传导到物价、投资、消费的过程,

图3 是传导到房地产市场的过程, 分别是货币政策

的三个代理变量: 实际广义货币供应量对数值、实际

一年期贷款利率、实际法定存款准备金率出现一个

标准差的正向变化时, 实体经济代理变量: CPI、全

社会固定资产投资和全社会商品零售总额, 以及房

地产市场代理变量: 房地产销售价格指数和国房景

气指数的动态变化过程, 由于规模变量均取对数, 所

以纵轴变动的幅度就是相对于其对的百分比变化

( 即0. 01= 1% ) , 横轴表示滞后反应期( 单位: 月) 。

根据图2 的估算结果, 货币政策的不同代理变

量对物价、投资和消费的影响不一样, 但对比影响的

幅度, 我们可以明显看到, 货币政策的波动更多的只

是反映在物价的变动上面, 而对投资和消费的影响

程度十分小, 考虑到脉冲相应期为月度, 上述的冲击

反应体现了各变量在短期的动态关系, 因此并不能

用货币中性的理论解释, 更为可能的原因是在我国

货币政策传导过程中, 存在明显的阻塞, 货币政策的

执行在实现最终目标方面作用力小。具体而言, 在

物价方面, 广义货币供应量增加会迅速反映到CPI

的增长之上, 并在第2 期达到最大值, 然后迅速回

落, 在第4 期保持稳定。在投资方面, 从响应趋势来

看, 符合货币经济理论的分析, 当货币供应量增加

时, 会扩大企业投资可信贷资金的规模, 从而促进投

资, 以及当利率增加时, 提高资金货币成本, 投资减

少, 但是上述图中体现了一个非常关键的问题, 就是

这种响应的幅度十分小, 一个新息的冲击, 影响幅度

仅为0. 01%的单位, 明显反映了货币政策传导到实

体经济的投资领域的困难。在消费方面, 存款准备

金率对消费的影响几乎不存在, 贷款利率和货币供

应量对消费有正向促进, 促进效果十分有限。

􀀁 􀀁 图3 􀀁 货币政策􀀁 房地产市场脉冲响应图

虽然, 货币政策传导到实体经济的整体效果十

分有限, 中间存在明显的阻碍, 但是货币政策传导到

房地产市场的效果却是十分明显, 如图3 所示, 分别

是房地产价格指数和国房景气指数对货币政策三个

代理变量的脉冲响应函数。从图中, 我们首先可以

从纵轴观察到, 当货币政策发生变动时, 对房地产市

场的影响是很明显的。具体来看, 在房地产价格方

面, M2 、一年期贷款利率和存款准备金率增加一个

新息时, 房地产价格指数在短期都会迅速上涨, 不同

􀀁 44 􀀁

的是M2 对房价始终是正向冲击, 这种冲击保持在

10% 的位置稳定的持续下去。

而利率对房价的冲击在第4 期的时候达到峰

值, 约为60% , 而之后便持续下降, 到第8 期降到0,

之后便是负向冲击, 这种先扬后抑的趋势反映了在

我国, 针对房地产市场的短期货币政策效果甚至可

能出现负向效果, 产生的原因是多重的, 如传导机制

不完善、市场不理性等, 但是在一定的滞后期便会反

映出正常的关系, 如存款利率的上升会增加投资成

本, 存款准备金率通过收紧信贷增加企业外部融资

成本, 最终反映在房地产供需和价格的下降上。国

房景气指数基本反应趋势和房价相同, 但是由于CI

还体现了土地价格、房地产投资等综合因素, 这种调

整的滞后期更长, 超过1 年。上面的分析也合理解

释了我国近年来频繁调整货币政策调控房地产市场

的短期效果十分有限的现象。

􀀁 􀀁 图4􀀁 房地产􀀁 实体经济脉冲响应图

在宏观传导效果分析的第二部分, 就是对比房

地产市场代理变量变动时对实体经济的影响和货币

政策对实体经济影响, 从中体现房地产市场对货币

政策的传导效果。如图4 所示, 分别是房地产价格

指数和国房景气指数出现一个正向信息冲击之后,

物价、投资和消费的响应情况, 我们同样可以发现和

货币政策冲击一样的规律, 房地产市场的冲击最终

也更多地反映在物价的变动之上, 对投资和消费的

影响十分有限。另外, 通过对比, 我们可以看到, 在

物价的影响上, 房价和国房景气指数均会对物价产

生正向冲击, 但是冲击效果相比较货币政策还是较

小的, 大约有10% 的贡献。而在投资上, 我们可以

发现一个反常的现象, 就是无论是房价的上涨还是

国房景气指数的上升, 对投资均产生了微弱的负向

影响, 其中CI 影响相比HP 小, 是因为CI 中包括一

部分投资, 这就反映了这么一个现象, 当房地产市场

大热时, 更多的资金投入到炒房市场或者是进入股

票市场, 而不是通过托宾Q 理论促进投资的增长。

在消费响应图上, 我们看到了一定的财富效应的体

现, 即当房价上升的时候, 会促进消费的增加, 但是

增加的幅度十分有限, 大约是0. 2% 。

总之, 通过以上的分析, 可以得出关于货币政策

房地产市场传导效果的几点事实:

( 1) 我国货币政策整体有效性有限, 体现在货币

政策的波动主要反映在物价变动之上, 对投资和消

费的影响十分有限; 这就意味着我国制定一轮宽松

的货币政策时, 紧接而来的是消费价格和资产价格

水平的提高, 促发高通胀, 而不是促进经济的快速

增长。

( 2) 从货币政策到房地产市场的传导过程十分

有效, 但是房地产市场的波动也只能影响到物价的

变动, 传导到投资和消费的能力极为有限。这就意

味着在一轮货币宽松政策之后, 大量的资金涌向房

地产市场, 推涨房地产交易的量价, 形成房地产市场

的繁荣景象, 可是这种繁荣最终并不能促进投资和

消费, 实现经济的健康成长, 因此, 房地产市场对货

币政策的传导是不完全的, 对货币政策最终目标的

实现贡献十分有限。

因此, 提高货币政策传导效率, 实现货币政策最

终目标的当务之急就是理清货币政策各类型的传导

渠道, 发现阻塞原因, 对症下药清理阻障。本文将在

下一部分根据微观经验数据刻画货币政策的房地产

市场传导机制, 来形成完整的货币政策房地产市场

传导线路图, 以帮助发现该渠道存在的问题, 以及思

考解决的方案。

市场在货币政策传导机制中的作用研中房地产国究*

杜猛

内容提要: 本文分别从宏观和微观两个角度来考察我国房地产市场在货币政策传导中的效果。

研究表明, 利率和货币供应量均不能通过房地产价格对消费和投资产生显著作用, 即中国房地产价

市场的货币政策传导

格的财富效应和投资效应较弱, 房地产市场的货币政策传导机制不够顺畅。最后, 针对提高房地产机制的有效性, 作者提出了一系列建

关键词: 房地产市场􀀁 货币政策􀀁 传导机制􀀁 SVAR

一、引言

2008 年, 由美国次贷危机进一步引发的全球经

济危机, 使得全世界各方面尤其是中央银行重新考

虑货币政策、房地产市场以及实体经济之间的议。关系。

在我国, 房地产市场和货币政策同样存在相互作用,

自1998 年的房改以来, 我国房地产市场获得了迅猛

的发展, 1998 年, 全国完成房地产开发投资额为

3614 亿元, 到2009 年, 全国完成房地产开发投资达

到36232 亿元, 大约是1998 年的10 倍, 占GDP 的

比重从1998 年的4. 28%上升到2009 年的10. 8% 。

针对投资势头过猛、房地产价格持续上升的现象, 中

国人民银行开始提高利率, 压缩投资和需求, 在提高

贷款利率的同时, 也提高了个人住房的贷款利率, 但

仍难抑制房价的快速上涨。

一般而言, 央行更多的是关注房价对通货膨胀

目标的影响, 忽略了房价波动会带来的金融不稳定

以及实体经济的波动, 如2008 年的次贷危机。

􀀁

当

央行实行通货膨胀的货币政策目标时, 资产价格波

动就不应该直接被考虑, 除非资产价格波动显示出

预期通胀的变化( Bernanke & Gert ler , 1995) 。房

地产之所以引发实体经济波动, 其原因是房地产价

格不仅受基本面影响, 也受􀀁 非基本面􀀁 因素的影

响,

􀀁 􀀁 非基本面􀀁因素使得房价成为左右经济稳定

的独立变量, 政策制定也就必须考虑其影响。

􀀁

这需

要分别从货币政策如何影响房地产市场和房地产市

场如何影响实体经济来考虑。对于货币政策对房地

产市场

􀀁 􀀁 图1 􀀁 房地产市场货币政策传导机制框架图

的影响( 以紧缩性货币政策为例) , 直接原因是货币

供应量减少, 提高利率水平, 增加了房地产开发企业

和购房居民的资金成本, 进而影响房地产市场的供

求关系; 间接的原因包括: 一方面影响银行的信贷,

当货币政策改变利率、存款准备金率时, 银行的资产

负债表结构发生变化, 从而影响其房贷的总量和水

平, 另一方面, 受直接渠道的影响, 居民和企业的资

产负债表结构和质量发生变化, 影响到其借贷能力,

反过来再影响房地产市场。对于房价的波动如何影

响到实体经济可能的解释有: 房地产企业的q 值变

􀀁 42 􀀁

* 本文是教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目􀀁 我国货币政策体系与传导机制研究􀀁 ( 项目编号: 08JZD0015; 主持

人为北京大学经济学院院长刘伟; 冯科为课题组核心成员) 的阶段性成果。

动影响房地产开发投资; 居民持有住宅的价值变动

影响其终生财富价值和流动性, 使之改变消费决策。

据此, 本文构建出关于房地产市场的货币政策

传导机制的研究框架, 如图1 所示。

二、货币政策房地产市场传导效果:

基于SVAR 的经验结果

􀀁 􀀁 Sim( 1980) 提出的向量自回归模型( vecto r au􀀁

to reg ressio n, VAR) , 通过把系统中每一个内生变量

作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模

型, 从而能够用非结构的方法来建立经济变量模型。

其改进的结构化向量自回归模型( St ructural VAR,

SVA R) 在VAR 的简化形式的基础上给出变量之间

当期相关关系的确切形式, VAR 模型是货币政策研

究的主要方法之一, 刘斌( 2001) 、冯春平( 2002) 等国

内学者也应用于我国的具体情况。

在货币政策的代理变量选择上, 国内外尚存在

较大的争议, 最初研究使用货币供应量, 但后来意识

到货币供给具有内生性, 货币供应量并不是货币政

策很好的代理变量; 后来学者便使用银行准备金总

量和联邦基金利率作为货币政策的代理变量。但考

虑到我国以货币供应量为中介目标的货币政策操作

框架, 以及我国货币政策实施通过调整法定存款准

备金率和利率来实现的现象, 因此, 我们选用实际法

定存款准备金率( RR) , 实际的一年期实际贷款利率

R,

􀀁实际货币供应量M2 为货币政策的代理变量;

房地产价格代理变量分别选择房地产销售价格指数

HP 和国房综合景气指数CI

􀀁 进行分析。房地产价

格对货币政策的传导作用的最终变量分别选取实际

社会消费品零售总额CU S 代表消费, 实际固定资产

投资完成额I 代表投资, 消费者价格指数CPI 为通

货膨胀代理变量。本文拟选取的样本数据时间跨度

为2000 年1 月~ 2009 年12 月月度的数据, 共120

个, 数据来源于房地产统计年鉴和中华人民共和国

国家统计局网站, 应用X- 11 法对CUS 和I 进行季

节调整, 同时, 对规模性变量M2 , CU S, I 分别取自

然对数, 以避免数据剧烈波动和消除异方差。对变

量运用了增广的迪基- 福勒( ADF) 检验进行单位

根检验, 根据AIC 和SC 最小准则来确定最佳滞后

期。结果表示CPIt、lnCU St SA、lnIt SA、lnM2t SA、

Rt 、RRt 、CIt 、HPt 中, 除CPI 指数为平稳序列,

􀀁其

他各变量的原序列都是非平稳序列, 一阶差分序列

具有平稳性, 是I( 1) 型时间序列。Johansen 协整检

验的结果表明在5% 的显著性水平上, 变量之间存

在至少3 个协整关系。因此, 我们可以建立本文的

SVAR 模型如下:

设Yt= ( Y1t , Y2t , Y3t , Y4t , Y5t , Y6t , Y7t , Y8t ) =

( M2t , Rt , RRt , HPt , CIt ) '为( 8 􀀁 1) 向量, 其简约模

式为:

Yt= A( L) yt+ ut ;

其中A( L) 为滞后算子( 8 􀀁 8) 参数矩阵, ut 为

随机误差。其对应的结构化模式为:

B( L) yt= et ; et= B0ut ;

其中, ut 为结构化冲击, 如本研究中的u1t 为价

格冲击, Yt+ s对第j 个结构化冲击的脉冲响应函数

为􀀁 s B0

- 1

j , j 表示第j 列。

根据经济理论假设给B0 设定约束式, 具体如下:

在该约束式中, 第1 行表示当期的物价水平受

货币供应量、房地产价格指数的影响, 则消费价格指

数不受该模型中任何变量当期值的影响; 第2、3 行

反映房地产价格指数和国房景气指数影响消费和投

资的情况; 第1、2

、3

行总体放映了房地产市场对实

体经济的影响; 第4 行假设当期的广义货币供应量

和物价、消费、投资的关系; 第5、6 行分别是利率和

法定存款准备金率, 它们相互影响以及受货币供应

量影响; 第7、8 行是房地产市场代表变量, 假设它们

彼此影响, 并受到货币政策变量的影响。从总体来

看, 第4、5

、6

列反映货币政策的冲击; 第7、8 列是房

地产价格冲击函数, 在该模型中, 其只受货币当期政

策因素的影响。

在简约VA R 估计的基础上对SVAR 的B0 矩

阵进行估计, 估计收敛, 整个矩阵在1% 的水平上显

著, 结果如下:

从各变量当期的关系估计的结果来看, 当期实

际广义货币供应量M2 、实际一年期贷款利率、实际

法定存款贮备金率和房价显著的负相关; 而国房景

气指数和货币政策变量相关性不同于房价, 其中

M2 和CI 负相关, R 和RR 和CI 显著正相关; 可见,

􀀁 43 􀀁

􀀁经济学动态􀀁2011 年第4 期

对房地产市场的代理变量选择不同, 得到的结果会

􀀁 􀀁 注: * * * 表示在1%水平上显著; * * 表示在5%水平

上显著, * 表示在10%水平上显著。􀀁

出现明显的偏差, 考虑到国房景气指数综合了房价、

房地产开发指数、土地开发指数等一系列和房地产

市场相关的指数, 能更好地代表我国房地产市场的

波动情况, 因此, 通过国房景气指数和货币政策变量

的关系来判断房地产市场受货币政策影响的情况更

为可靠。另一方面, 物价、消费、投资与房价呈现十

分微弱的负相关性, 并且相关性不显著; 消费、投资

与国房景气指数呈现弱的正相关性; 因此, 我们可以

形成初步的假定: 货币政策在房地产传导渠道的两

个阶段中, 能较为顺利地进行第一阶段, 在第二阶段

也就是从房价到实体经济的渠道中却遇到了阻塞。

具体将通过脉冲响应函数来判断两个阶段冲击的动

态变化情况。

􀀁 􀀁 图2􀀁 货币政策􀀁 实体经济脉冲响应图

货币政策的房地产市场传导效果是通过这样的

方式在脉冲响应函数中体现的: 首先对货币政策发

生波动时, 对物价、投资、消费的整体冲击效果进行

分析, 也结合房地产市场变量的波动来观察货币政

策如何传导到房地产市场的; 然后对房地产市场传

导作用分析, 即当房地产价格发生波动时, 对各变量

的冲击效果; 然后通过两者的对比, 便可以判断房地

产市场在货币传导过程中的作用。图2 反映的是货

币政策发生变动时, 传导到物价、投资、消费的过程,

图3 是传导到房地产市场的过程, 分别是货币政策

的三个代理变量: 实际广义货币供应量对数值、实际

一年期贷款利率、实际法定存款准备金率出现一个

标准差的正向变化时, 实体经济代理变量: CPI、全

社会固定资产投资和全社会商品零售总额, 以及房

地产市场代理变量: 房地产销售价格指数和国房景

气指数的动态变化过程, 由于规模变量均取对数, 所

以纵轴变动的幅度就是相对于其对的百分比变化

( 即0. 01= 1% ) , 横轴表示滞后反应期( 单位: 月) 。

根据图2 的估算结果, 货币政策的不同代理变

量对物价、投资和消费的影响不一样, 但对比影响的

幅度, 我们可以明显看到, 货币政策的波动更多的只

是反映在物价的变动上面, 而对投资和消费的影响

程度十分小, 考虑到脉冲相应期为月度, 上述的冲击

反应体现了各变量在短期的动态关系, 因此并不能

用货币中性的理论解释, 更为可能的原因是在我国

货币政策传导过程中, 存在明显的阻塞, 货币政策的

执行在实现最终目标方面作用力小。具体而言, 在

物价方面, 广义货币供应量增加会迅速反映到CPI

的增长之上, 并在第2 期达到最大值, 然后迅速回

落, 在第4 期保持稳定。在投资方面, 从响应趋势来

看, 符合货币经济理论的分析, 当货币供应量增加

时, 会扩大企业投资可信贷资金的规模, 从而促进投

资, 以及当利率增加时, 提高资金货币成本, 投资减

少, 但是上述图中体现了一个非常关键的问题, 就是

这种响应的幅度十分小, 一个新息的冲击, 影响幅度

仅为0. 01%的单位, 明显反映了货币政策传导到实

体经济的投资领域的困难。在消费方面, 存款准备

金率对消费的影响几乎不存在, 贷款利率和货币供

应量对消费有正向促进, 促进效果十分有限。

􀀁 􀀁 图3 􀀁 货币政策􀀁 房地产市场脉冲响应图

虽然, 货币政策传导到实体经济的整体效果十

分有限, 中间存在明显的阻碍, 但是货币政策传导到

房地产市场的效果却是十分明显, 如图3 所示, 分别

是房地产价格指数和国房景气指数对货币政策三个

代理变量的脉冲响应函数。从图中, 我们首先可以

从纵轴观察到, 当货币政策发生变动时, 对房地产市

场的影响是很明显的。具体来看, 在房地产价格方

面, M2 、一年期贷款利率和存款准备金率增加一个

新息时, 房地产价格指数在短期都会迅速上涨, 不同

􀀁 44 􀀁

的是M2 对房价始终是正向冲击, 这种冲击保持在

10% 的位置稳定的持续下去。

而利率对房价的冲击在第4 期的时候达到峰

值, 约为60% , 而之后便持续下降, 到第8 期降到0,

之后便是负向冲击, 这种先扬后抑的趋势反映了在

我国, 针对房地产市场的短期货币政策效果甚至可

能出现负向效果, 产生的原因是多重的, 如传导机制

不完善、市场不理性等, 但是在一定的滞后期便会反

映出正常的关系, 如存款利率的上升会增加投资成

本, 存款准备金率通过收紧信贷增加企业外部融资

成本, 最终反映在房地产供需和价格的下降上。国

房景气指数基本反应趋势和房价相同, 但是由于CI

还体现了土地价格、房地产投资等综合因素, 这种调

整的滞后期更长, 超过1 年。上面的分析也合理解

释了我国近年来频繁调整货币政策调控房地产市场

的短期效果十分有限的现象。

􀀁 􀀁 图4􀀁 房地产􀀁 实体经济脉冲响应图

在宏观传导效果分析的第二部分, 就是对比房

地产市场代理变量变动时对实体经济的影响和货币

政策对实体经济影响, 从中体现房地产市场对货币

政策的传导效果。如图4 所示, 分别是房地产价格

指数和国房景气指数出现一个正向信息冲击之后,

物价、投资和消费的响应情况, 我们同样可以发现和

货币政策冲击一样的规律, 房地产市场的冲击最终

也更多地反映在物价的变动之上, 对投资和消费的

影响十分有限。另外, 通过对比, 我们可以看到, 在

物价的影响上, 房价和国房景气指数均会对物价产

生正向冲击, 但是冲击效果相比较货币政策还是较

小的, 大约有10% 的贡献。而在投资上, 我们可以

发现一个反常的现象, 就是无论是房价的上涨还是

国房景气指数的上升, 对投资均产生了微弱的负向

影响, 其中CI 影响相比HP 小, 是因为CI 中包括一

部分投资, 这就反映了这么一个现象, 当房地产市场

大热时, 更多的资金投入到炒房市场或者是进入股

票市场, 而不是通过托宾Q 理论促进投资的增长。

在消费响应图上, 我们看到了一定的财富效应的体

现, 即当房价上升的时候, 会促进消费的增加, 但是

增加的幅度十分有限, 大约是0. 2% 。

总之, 通过以上的分析, 可以得出关于货币政策

房地产市场传导效果的几点事实:

( 1) 我国货币政策整体有效性有限, 体现在货币

政策的波动主要反映在物价变动之上, 对投资和消

费的影响十分有限; 这就意味着我国制定一轮宽松

的货币政策时, 紧接而来的是消费价格和资产价格

水平的提高, 促发高通胀, 而不是促进经济的快速

增长。

( 2) 从货币政策到房地产市场的传导过程十分

有效, 但是房地产市场的波动也只能影响到物价的

变动, 传导到投资和消费的能力极为有限。这就意

味着在一轮货币宽松政策之后, 大量的资金涌向房

地产市场, 推涨房地产交易的量价, 形成房地产市场

的繁荣景象, 可是这种繁荣最终并不能促进投资和

消费, 实现经济的健康成长, 因此, 房地产市场对货

币政策的传导是不完全的, 对货币政策最终目标的

实现贡献十分有限。

因此, 提高货币政策传导效率, 实现货币政策最

终目标的当务之急就是理清货币政策各类型的传导

渠道, 发现阻塞原因, 对症下药清理阻障。本文将在

下一部分根据微观经验数据刻画货币政策的房地产

市场传导机制, 来形成完整的货币政策房地产市场

传导线路图, 以帮助发现该渠道存在的问题, 以及思

考解决的方案。