我国房地产价格波动与货币供应量的理论分析和实证研究

我国房地产价格波动与货币供应量的理论分析和实证研究【摘要】近年来，随着我国房地产业的发展，房地产价格的波动与金融指标的关系日益密切，尤其是影响流动性的货币供应量。

为更为清楚地研究房地产价格与货币供应量之间的关系，本文首先根据经济理论分析了二者之间的关系及其传导机制；其次利用1999年1月至2011年7月的月度数据，运用协整分析方法、格兰杰因果检验等对我国货币供应量影响房地产价格的效益进行实证
分析；最后，根据结果提出政策建议。

【关键字】房地产价格；货币供应量；协整分析；格兰杰因果检验
引言
自1998年我国取消福利分房制度起，房地产业进入快速发展时期。

但2007年以来，中国房地产投资出现过热迹象， 2010年3月全国房价同比上涨11.7%，达5年来最高水平。

于此同时，近年我国货币供应量（m2）平均年增长速度为17.94%，一些年份更是达到了29%之高的速度。

那么，在我国货币供应量和房地产价格之间究竟存在着怎样的关系，货币供应量如何影响房地产价格，以及采取什么样的调控政策才能有效调控房价，这些是本文研究的重点。

一、房地产价格与货币供应量的理论分析
理论上，货币供应量对房地产价格具有影响作用。

中央银行通过调节货币量，实际是信贷调控，能够引起房地产企业和购房者可借贷资金数量的变化，进而直接影响房地产供给和需求，最终影响
房地产价格的波动。

货币供应量是货币政策调控的最主要手段，它对房地产价格的影响主要有两条途径：一是托宾q效应渠道，货币供应量→利率→托宾q值→房地产价格；二是不通过其它变量直接作用于房价，即货币供应量增加，其所代表的土地价格相对减少，价格提高。

在我国，由于利率长期受到严格的管制，货币供应量与利率间的联动性差，第一条途径阻塞，因而货币供应量主要是直接作用于房地产价格。

此外，货币供应量与产出正相关，与房地产价格负相关，因此依靠货币供应量来平抑房地产价格要以让渡一部分经济增长为代价。

二、房地产价格与货币供应量的实证研究
（一）研究期间、样本的选择及数据处理
我国房地产业是在1998年住房分配制度改革后才迅速发展的，之前的房地产价格受制度因素影响较大，因此，本文选取1999年1月至2011年7月共151个月度样本数据进行研究，以求得到长期中我国货币供应量与房地产价格波动的关系。

文章中代表房地产价格的指标选取为全国商品房平均销售价格（hp），即全国商品房平均销售额与全国商品房平均销售面积的比，之所以不选取房地产价格指数作为衡量指标，主要是因为房地产价格指数是年距环比数据，各月的值之间并没用可比性；代表货币供应量的指标选取为广义货币供应量（m2），并且采用m2为外生变量的观点，不考虑利率因素在其中的影响作用。

为降低异方差的影响，在实证研究前对所有数据取对数，同时，为去掉各种季节性和干扰性因素的影响，让数据真实反映各自的长期趋势，本文利用eviwes6.0选取x12方法对以上变量进行季度调节和随机干扰性调整，得到的新变量分别为lnhp和lnm2。

数据来源：本文所用数据来自resset 金融研究数据库、国家统计局网站/。

（二）实证分析过程及结果
1．动态相关性检验
经过检验发现，房地产价格lnhp 与货币供应量lnm2 (j=0，±1，±2，...)之间的动态相关系数存在一下特征：（1）二者之间的同期相关系数0.978为最大值，随着房价超前或滞后期的增加，二者之间的动态相关程度在逐渐降低。

（2）二者的动态相关系数在所有考察期内均为正，这也似乎预示着在货币供应量与房地产价格之间存在正向的相互影响关系，如图1所示。

图1 动态相关性检验结果
2．协整分析
（1）单位根检验
在进行协整关系检验之前，必须首先对各变量的平稳性进行检验，本文运用adf方法对变量的平稳性进行单位根检验。

检验结果如表1所示。

由结果可知，各变量的adf统计量均大于5%显著性水平下的临界值，因此， lnhp与lnm2序列在5%的显著性水平下都是不平稳
的；而lnhp与lnm2的一阶差分序列在5%的显著性水平下是平稳的。

因此，可以得出所有的变量都是一阶单整序列，即i（1）。

表1 单位根检验结果
注：△lnhp和△lnm2表示原序列的一阶差分序列。

*表示在5%水平上显著。

（2）协整关系检验
由于两个变量lnhp和lnm2均为一阶单整序列，满足协整关系检验的前提，下面利用两步法进行协整检验，即先建立二者的静态回归模型，再对回归方程的残差序列进行平稳性检验。

二者的回归方程为：
（1）式
t (-7.72) (57.70)
=0.957 d.w.=0.84
令残差（2）式
检验的平稳性，结果如表2：
表2 残差序列单位根检验结果
如上表2所示，残差序列在5%的显著性水平下是平稳序列，这说明货币供应量lnm2和房地产价格lnhp在1999年1月至2011年7月之间存在协整关系，协整方程即为（1）式。

在协整方程中，各变量系数的t统计量均显著，且值也比较高，说明方程的拟合效果较好。

3．格兰杰因果检验
协整关系分析不能说明变量之间是否存在granger意义上的长期因果关系，因此下面对两个变量进行格兰杰检验，显著性水平取5%，并根据aic准则选取滞后阶数为2，得到结果如表3：表3 格兰杰因果检验的结果
由表3可知，在lnm2 does not granger cause lnhp项，其伴随概率为8.e-07，远小于0.05，因此可以拒绝原假设，即认为lnm2确实是lnhp的格兰杰原因，这也就是说明货币供应量的变动确实是引起房地产价格变动的原因。

而在lnhp does not granger cause lnm2项，其伴随概率为0.1102，大于0.05，因此，不能拒绝原假设，即认为lnhp不是lnm2的格兰杰原因。

综上，由格兰杰因果检验知，房地产价格不是货币供应量变化的原因，但货币供应量能单向地影响房地产价格，是其变动的格兰杰原因，即说明我国货币供应量的增加确实是房地产价格上升的一个重要原因。

三、结论及政策建议
（一）研究结论
综合上述分析，对于1999年1月至2011年7月的全国商品房平均销售价格和货币供应量的月度数据进行研究，可以得出以下的结论：
（1）货币供应量与房地产价格之间存在长期稳定的均衡关系，即货币供应量在长期内对全国房地产价格有持续较强的正向影响。

房地产行业作为资金密集型行业，对货币有着较强的依赖性。

宽松
的货币政策，充足的货币供应量能够促进经济的发展，促进房地产投资增加，居民消费水平提高，商品的价格上涨，多余部分的社会购买力也会投入到房地产市场中，从而使房价上涨。

因此货币供应量在长期内对房地产价格有影响。

（2）货币供应量与房地产价格存在因果关系，即货币供应量的变化会引起房地产价格的变动。

由格兰杰因果检验知，货币供应量在滞后2期时是造成房地产价格上涨的原因之一，这主要是因为货币政策有一定的政策执行期，从货币供应量给出到投资到房地产项目有一定的期限。

房地产项目本身也具有一定的项目周期，从项目动工到后期的房地产商品销售有一定的期限。

因此，货币供应量表现出在滞后期2期是房地产价格上涨的原因之一。

（二）政策建议
根据本文的研究结论，提出以下政策建议：
（1）中央银行应该更多地关注房地产价格的变化，着重考虑货币供应量对房屋销售价格的长期影响，并通过实施相应的货币政策来应对房地产价格的过度波动。

货币资金是房地产业发展的动力源泉，适量的货币供给能够促进我国房地产业稳定发展，而过量的货币供给将导致房地产价格过快上涨。

因此，中央银行应该通过控制货币供应量来有效地调节房地产价格，将银行信贷增长的速度与规模控制在合理稳定的范围之内，避免过于宽松的货币政策引起房地产价格的非理性上涨而催生资产泡沫。

（2）在进行调控时，中央银行应把握调控的力度与时机，避免
过度调整或政策不当对经济造成的损害。

特别是在对银行贷款进行调控时，也要注意防止一刀切而出现房地产资金供应链的断裂，从而影响房地产市场的健康的发展。

因此国家在制定政策时，首先要对房地产的资金需求和资金流向作深入研究分析，在分析基础上理清银行信贷对房地产的各个方面影响，既要由于银行贷款发行过多而引起房地产过热也要避免由于政策不当导致房地产发展受挫。

（3）不断完善房地产市场制度，加强调控政策与法律建设的结合。

近年来，我国出台了大量房地产宏观调控政策，从保障性住房政策到闲置土地回收政策等。

其中许多政策立意新颖，非常具有创造性，如果顺利实施便能在很大程度上改善我国当前房地产市场的状况。

因此，政府应增强市场调控的执行力，健全监督约束机制，加强政策法律效力和硬约束，以保证调控政策的顺利实施。

参考文献：
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[4]李雅静、杨毅，利率和货币供应量对我国房地产投资的影响[j]，西安财经学院学报，2005（5）：47-51
作者简介：
殷雅雯，女，东北财经大学金融学专业研究生。