本篇論文目錄導航：
【題目】中國住房市場貨幣調控問題探究
【第一章】房地產市場貨幣政策效果探析緒論
【第二章】政府對住房市場進行貨幣調控的理論依據
【3.1】我國住房市場貨幣調控政策歷史回顧
【3.2】我國貨幣政策對于住房市場的調控效果
【3.3】住房市場貨幣政策效果評價以及影響因素分析
【第四章】住房市場上貨幣政策調控效果的實證分析
【第五章 參考文獻】提升住房市場貨幣政策調控效果的建議及參考文獻
4 住房市場上貨幣政策調控效果的實證分析
4.1 實證分析準備
4.1.1計量模型的選擇
原因一：一般的計量模型要求變量必須是平穩序列，但是協整使得變量之間具有協整關系就可以直接建立相關變量之間的誤差修正模型。這是一種非理論性模型，并不需要很多先驗性約束條件。
原因二：考慮的貨幣政策可能對住房市場的影響可能存在滯后，為了分析他們之間是否存在因果關系以及影響期數和程度，因此實證分析中還利用了格蘭杰因果關系檢驗以及脈沖響應分析。
4.1.2相關指標和數據的選擇
本文將貨幣政策工具分為價格型以及數量型：利用貨幣供給量、貸款利率作為價格型代表建立模型一，分析價格型貨幣政策對住房市場的作用程度；利用房地產開發貸款以及個人購房貸款為代表建立模型二，分析數量型貨幣政策對于住房市場的影響程度。
模型一數據的選擇：鑒于數據的可得性以及房地產市場對于貨幣政策的敏感性，選取了1999年2月至2014年12月的月度數據作為實證模型的樣本。因為存款準備金率最終通過貨幣乘數調節的是貨幣供應量，繼而通過貨幣供給量作用于住房市場的各參與主體，因此廣義貨幣供應量M2其中一個貨幣政策的代表指標是。住房市場對于信貸的依賴程度高，開發商和消費者對于貸款利率都很敏感，因此以一年期貸款基準利率作為價格型貨幣政策的另一個代表指標。以商品房銷售面積作為成交量的代表指標，銷售均價作為成交價的代表指標。
模型二數據的選擇：數量型貨幣政策工具多表現為選擇性，以房地產開發貸款余額，個人購房貸款余額作為數量型貨幣政策代表。此類指標從2006年開始統計，因此本節整理了2006年至2014年房地產開發貸款余額以及個人貸款余額作為貨幣政策代表，分析對于房地產開發面積以及銷售面積的影響程度。下表4.1是本章模型中所用到的變量以及數據來源。
4.2 實證分析過程
4.2.1格蘭杰因果關系檢驗
Granger因果檢驗是揭示變量間是否具有統計上的因果關系，一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱他們具有Granger因果關系。為了驗證貨幣政策與住房市場的關系進行了格蘭杰因果關系檢驗。
（1）模型一檢驗結果：從表4.2的檢驗結果可以看出：
銷售量、貸款利率水平、以及貨幣供給量都能格蘭杰引起銷售價格的變化；銷售對于貨幣政策反映較為靈感。
銷售價格、貸款利率水平、貨幣供給量都不能格蘭杰引起銷售量的變動；從格蘭杰檢驗結果角度看，銷售量的變動對于貨幣政策并不敏感。出現這種結果的原因可能是：
住房銷售面積是伴隨經濟發展持續上升的，而且銷售面積相對于其他變量而言是非常大的數據，在計量模型中受到貨幣政策影響不明顯。
銷售量、銷售價格不能格蘭杰引起貸款基準利率水平的變動。從這個角度分析，貨幣政策可以單向影響住房市場，但是住房市場不能影響貸款利率水平變動。
（2）模型二檢驗結果：從表4.4的檢驗結果可以看出從格蘭杰因果關系的角度看，開發商貸款余額以及個人購房貸款余額不能格蘭杰引起房地產的開發面積以及銷售面積的變化。
4.2.2平穩性檢驗
（1）模型一檢驗結果：ADF檢驗得到四個序列本身都是不平穩的，但是差分后具有了平穩性，其中lnM2是二階差分后平穩，R、lnXL以及lnXJ都是一階差分后平穩。因此，可以確定貨幣供給量M2不能與其他變量構成協整關系。但是同時一階單整的R、lnXL以及lnXJ是否具有協整關系，需再次通過模型驗證。
（2）模型二檢驗結果：通過ADF單位根檢驗發現lnDA、lnCL以及lnPL一階差分后是平穩，但之間是否具有協整關系，需再次通過模型驗證。
4.2.3協整檢驗
（1）模型一檢驗結果：因為R、lnXL以及lnXJ是同階單整的，所以再次檢驗三者是否存在協整關系。先對三者利用LeastSquares方法進行估計，由此生成殘差項用CC1表示。根據協整理論如果殘差項CC1是平穩的那么三者之間存在協整關系。從表4.6可以得出結論，P值是0.0771,基本上可以算作是平穩序列。據此得出結論R、lnXL以及lnXJ之間是存在協整關系的，可以嘗試建立誤差修正模型。首先建立三者的長期均衡方式進行估計，結果如下表4.7所示，然后根據殘差項建立誤差修正模型。首先，建立銷售價格與其他變量之間的長期均衡方程，回歸估計后得到：LNXJ=0.198868LNXL+0.20128R+5.722760+CC1然后，將殘差項CC1作為誤差修正項，建立誤差修正模型回歸估計得到：D（LNXJ）=0.007759+0.049728D（LNXL）+0.007306D（R）+0.00029CC1從長期均衡方程以及誤差修正模型看出：貸款利率水平與銷售價格是正相關的，長期均衡方程中貸款利率的系數是0.20128,說明有一定程度影響；銷售量與銷售價格在某種程度上也存在一定相關性，隨著銷售數量的增加銷售價格也在增加，這源于住房市場的場的上行發展趨勢，而且由于預期的存在其價格并不是像一般商品一樣量增價減。
（2）模型二檢驗結果：因為lnDA、lnCL以及lnPL是同階單整的，所以再次檢驗三者是否存在協整關系。先對三者利用LeastSquares方法進行估計，由此生成殘差項用CC2表示。根據表4.8殘差項平穩性可以判斷，在0.08置信水平下lnDA、lnCL以及lnPL三者時間是存在協整關系的?；貧w結果如下：從表4.9可以看出變量LNPL對于LNDA的P值是不顯著的，因此去掉該變量重新建立開發商貸款余額與房地產開發面積的回歸方程，結果如下首先，建立房地產開發面積與開發商貸款余額的的長期均衡方程，回歸估計后得到：LNDA=1.184516LNCL+CC2然后，將殘差項CC2作為誤差修正項，建立誤差修正模型回歸估計得到：
D（LNDA）=0.049728D（LNCL）+1.113675CC2從均衡方程可以看出房地產貸款余額與房地產開發面積是正相關的，長期均衡方程中房地產貸款余額的系數是1.184516,對于房地產開發的面積作用顯著。
4.2.4脈沖分析
（1）模型一脈沖分析結果：通過脈沖響應函數來分析貨幣政策對于住房市場成交量以及成交價格的影響程度以及持續期間。以上兩個圖是分別為貨幣供應量、貸款利率變化沖擊對商品房銷售價格以及銷售面積的的脈沖響應函數圖。當給貨幣供給量一個正的沖擊之后，對銷售價格有一個正的影響，而對于銷售量是負的影響，但這種影響都是先增強后減弱，但一直持續到之后的幾期；當給貸款利率一個正的沖擊之后，對銷售價格形成一個正的影響，對銷售量是負的影響。
（2）模型二脈沖分析結果：當給個人貸款余額和房地產開發貸款余額一個正的沖擊之后，對房地產開發面積以及銷售面積影響程度很深，可以一直持續五六期。
4.3 模型結論分析
4.3.1模型一結論
通過協整檢驗發現貸款利率、銷量面積以及銷售價格之間存在長期的穩定的均衡關系，貸款利率對于銷售價格有一定程度的影響；貨幣供給量與其他變量并不存在長期穩定均衡關系。根據格蘭杰因果關系檢驗結果發現貨幣政策對于房地產市場銷售量以及銷售價格的影響是不同的，銷售價格對于貨幣政策更敏感，銷售量不是很明顯。通過脈沖分析可以得出貨幣政策對于房地產市場的作用會向后持續三四期，具有一定的滯后性。
總體來說實證結果證明價格型貨幣政策工具對于住房市場是有一定調控效果的，相對于存款準備金率，貸款基準利率水平對住房市場的影響更為顯著，二者存在長期均衡的平穩關系。這可能是因為住房市場的兩大主體開發商和購房者都需要大量的信貸支持，對于利率水平較為敏感。
而貨幣供給量作用不明顯的原因：一方面，可能與實證所選取的指標數據有關；另一方面，貨幣供給量作用于住房市場的過程受到多種因素的阻礙，比如政策時滯、不完善的金融市場、市場主體預期以及行為偏差等。
4.3.2模型二結論
雖然在格蘭杰因果關系分析中，數量型貨幣政策工具不能格蘭杰引起住房市場的變化。但是，通過協整檢驗發現開發商貸款余額、個人購房貸款余額與房地產開發面積之間是存在長期的穩定的均衡關系。通過脈沖分析可以得出房地產開發貸款余額以及個人購房貸款余額對于住房市場的作用會向后持續五六期。
總體來說數量型貨幣政策工具也可以起到調控住房市場的作用。而且根據脈沖響應圖可以看出，相對于房地產開發貸款而言，購房貸款對于住房市場的作用更為明顯。原因可能是：一方面隨著金融市場包括民間借貸市場的開展，房地產開發融資渠道開始增多，房地產開發商對于數量型貨幣政策稍顯遲鈍；另一方面居民個人融資渠道少，需要銀行信貸大力支持，對于數量型貨幣政策反映較為靈敏。
4.3.3模型對比分析
模型一中貸款利率水平與銷售價格是正相關的，長期均衡方程中貸款利率的系數是0.20128,貸款基準利率變動一個單位只能帶來銷售價格0.20128個單位的變化；模型二中房地產貸款余額與房地產開發面積是正相關的，長期均衡方程中房地產貸款余額的系數是1.184516,說明房地產開發貸款余額變動一個單位帶來房地產開發面積1.184516個單位程度的變化。這說明房地產開發貸款余額對于住房市場的影響程度是貸款利率水平的多倍。原因可能在在于幾個方面：一是價格型貨幣政策利率的調控作用更為溫和，而數量型工具的調控作用更為直接；二是因為模型二中的房地產貸款余額涵蓋了多種貨幣政策綜合作用的結果，因為不論是貸款利率還是其他數量限制條件最終都會在房地產貸款余額上體現出來。
通過兩個模型的差異對比可以發現，模型二格蘭杰因果檢驗中，數量型貨幣政策不能格蘭杰引起住房市場變量的變化，模型結果跟現實有些不符。原因可能在于兩方面：一是兩個模型選擇的數據時間段不同，模型二中數據是從2006年開始的，貨幣政策使用頻繁過于頻繁，公眾的預期削弱部分貨幣政策的效果；二是格蘭杰檢驗本身以及數據的處理上存在客觀缺陷。
4.4 對住房市場貨幣政策工具選擇的啟示
貨幣政策通過調節需求和供給兩個角度調控住房市場，但無論是對需求還是對供給的調控，貨幣政策最終表現為數量型和價格型工具兩個大類。綜合第三章描述性分析以及第四章實證分析，我們發現價格型與數量型工具的作用渠道以及作用效果是存在差別的。
數量型貨幣政策工具，例如限制發放住房開發貸款、提高住房抵押貸款限制條件等，可以在短期內迅速起到抑制房價格的作用。但是這種限制政策阻礙了市場作用的發揮，可能導致成交價格和成交量的同時下降。一般短期內，居民的住房需求和開發商的供給可能會受到貸款因素制約，但對于居民切實的剛性住房需求而言是無效率的。因此，數量型貨幣政策工具對于住房市場的限制在短期非常有效，但是無法調節長期宏觀經濟的發展走勢。過度使用數量型貨幣政策工具還有可能拖累宏觀經濟發展并加劇住房市場波動。價格型貨幣政策工具，例如提高貸款基準利率、提高商業銀行住房貸款利率下浮比例，可以實現對住房市場的長期平穩調控。
總體而言，價格型貨幣政策工具作用更溫和，如果金融市場完善程度較高可以充分發揮市場的作用，長期內用價格型貨幣政策工具調控住房市場是很好的選擇；數量型貨幣政策工具作用更顯著，尤其是在我國金融市場還不夠完善的條件，對于短期的住房市場過熱可以使用數量型工具調節，具有作用直接有效的特點。
