张馨予西南财经大学公共管理学院
胡旭西南财经大学国际商学院
【摘要】本文在建立VAR模型的基础上分析了货币政策的主要操作目标货币供给量对房地产市场价格变动的影响，得出结论：货币供给量和房地[来自www.lW5u.Com]产市场价格变动之间不存在明显的相关关系，两者之间同样不存在任一方向的格兰杰因果关系。所以，在我国房地产价格不断上涨的背景下，中央银行单纯使用货币政策对房地产市场进行调控，是无效的。
【关键词】货币政策货币供给量房地产销售价格指数
一、引言
随着我国政府1998年取消分配实物住房，实行住房货币化改革以来，我国房地产市场发展迅速，特别是2003年以后，房地产市场进入蓬勃发展的繁荣期，国内市场巨大的居住性需求和投资性需求，促使房地产价格特别是商品住宅价格的波动性不断加剧。与此同时，在我国较低利率背景下，房地产投资已成为居民资产结构中不断增加的一个重要部分。以房地产价格为主体的社会资产价格波动已成为社会日益关注的热点。
为了控制房地产价格的异常波动，我国政府先后进行了几次比较大的针对房地产市场的宏观调控，最近可追溯到201 0年1月出台的“国十条”，其对房地产市场的调控严厉程度是有史以来最为严厉的，但是我国房地产市场的价格却进入了一种“越调越涨”的怪圈。而在中央政府对房地产市场所采用的政策工具中，货币政策是政府采用的重要一环，面临“越调越涨”的怪圈，我们不禁要问，货币政策对房地产市场价格波动的调控是否有效？为了回答这个问题，本文在对货币供给量和房地产销售价格增长率建立VAR模型的基础上，通过格兰杰因果检验，分析二者是否存在波动溢出效应，进而判断货币政策对房地产市场调控的有效性。
二、文献综述
国内现有的文献主要从两个方面研究了房地产价格与货币政策的相互关系。一方面是基于房地产价格是一种资产的价格，而通货膨胀是衡量大部分商品价格上涨程度变量的角度分析，从房地产价格对通货膨胀的影响出发，认为房地产价格对通货膨胀存在长期稳定影响，中央银行可以通过货币政策控房地产价格，如王维安等(2005b)、经朝明等(2006)、中国人民银行南昌支行课题组(2006)、段忠(2007)、李亚培(2007)、洪涛等(2008)。另一方面是从房地产价格与货币供应量的相互关系出发，认为货币政策能够显著影响房地产价格，中央银行可以制定货币政策对房地产价格进行宏观调控，如张燕(1998)、郭科(2006)、贺聪(2007)、房林(2007)．贾健等(2008)。
关于货币政策对房地产市场传导理论，国内外学者研究的较多。主要分为以下两个方面：一方面是通过房地产价格上涨引起的财富效应、托宾的Q效应等推动消费品价格的上涨。如Bernanke和Gertler(1995)认为房地产投资对短期利率冲击反应通常强烈而且持续，但是对于长期利率动态反应却不是这样，而长期利率实际上应该是促进房地产消费的主要因素。刘斌(2003)认为，货币政策可以通过房地产业对居民的经济行为产生显著的住房开支的直接效应和住房财富效应。另一方面是韩冬梅(2007)认为信贷手段可以直接地影响房地产市场中的需求与供给，对房地产市场的调控应该以信贷政策为主，而当房地产市场出现过热势头尤其是泡沫极度膨胀时，应辅之以货币供应量的控制；紧缩货币供应量在抑制房地产价格泡沫的同时也作用于实体经济；王来福(2007)分析认为货币供应量变化对房地产价格有长期的持续正向影响，货币供应量的增加会导致房地产价格上涨；利率变化对房地产价格有负向影响，但在长期其动态影响逐渐减弱。因此，本文主要是从房地产价格和货币供应量的关系出发，[来自wWw.lW5u.CoM]以货币供给量和房地产销售价格增长率作为主要分析变量来分析货币政策对房地产市场调控的有效性。
三、实证分析
本文数据均来自中经网统计数据库，选取了1999年1月至2009年9月的货币供应量增长比和房屋销售价格指数增长比的季度数据为分析样本。以房屋销售价格指数代表房地产价格；为消除异方差性，对所有季度数据均加上100成为变量指数后，再取对数，用L表示货币供应量指数。同理，LrtHP表示房地产价格指数。
1．平稳型检验
在建立VAR模型之前，必须要求所选的变量平稳，如果变量不具备平稳性，可能会出现伪回归等结果，所以首先需要对变量进行平稳性检验。在这里本文选择ADF方法检验序列的平稳型。从表一可以看出，和的一阶差分均平稳，因此需要考虑房地产价格和货币供应量是否存在协整关系。
2．协整性检验
为了检验房地产销售价格和货币供应量之间是否具有协整关系，考虑到是对两个变量进行检验，本文可以采用恩格尔一格兰杰(EG两步法)来检验两者之间的协整关系。首先用OLS法估计房地产价格和货币供应量的协整回归方程为：
从上表一可以看出，ADF值小于1%的显著性水平下的临界值，所以房地产价格和货币供给量之间存在长期的协整关系。根据AIC准则，并结合参数的实际解释能力，选择模型的最优滞后阶数为2阶。
3建立VAR模型以及Granger因果检验
根据协整性检验结果，衡量房地产价格和货币供应的波动溢出效应的VAR模型如下：
由VAR模型结果可知，比较不同系数的t检验统计量，得到结论：货币供应量只能被自身的滞后项解释，且从方程系数可以看出，一阶和二阶滞后项的作用相反；房地产市场的价格同样只能由自身的滞后一阶项所解释。货币供应量及房地产价格之间的相互影响作用并不明显。
由表二的格兰杰因果检验结果可知：房地产价格和货币供给量之间并不存在任一方向的因果关系。因此，房地产价格和货币供应量之间不存在变量值意义上的动态传递，即房地产价格和货币供应量相互间的影响不显著。
四、结论及政策建议
1．货币供应量与房地产价格之间不存在明显的动态关联性
从VAR模型中，可以看到货币供应量与房地产价格均主要受自身滞后一期的正向影响。特别是滞后一期的货币供应量的影响系数达到1. 3276，说明当前的货币供应量对预期的货币供应量的弹性很大，即货币供应量具有一定的惯性，间接反应中国的货币政策效果有一定的滞后效应，央行对上期货币政策的依赖度较大。因此，中央银行如果想通过货币政策来达到调控房地产目的话，受到的阻力较大，很难发挥货币政策在调控房地产中的独立性和有效性。
2．货币供应量与房地产价格相互间不存在显著的波动溢出效应
货币供应量与房地产价格都主要受自身滞后一期的影响，房地产价格的波动对货币供应量没有显著影响，从格兰杰因果关系的结论可以看出，货币供应量的波动与房地产价格也没有显著关系。现阶段，由于我国房地产市场价格的不断上涨，上至国家政府，下至普通民众都非常关注房地产价格的波动。为了保持房地产市场的平稳健康发展，我国政府采取了大量的调控手段，但从本文分析的结论来看，因为货币供应量和房地产价格之间不存在显著的波动溢出效应，所以采用货币政策对房地产市场进行调控收效不大，反而会承担很大的操作成本和耗费一定的操作技术。
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