韓娜，巴仕，張南翔

(1．鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南鄭州450001;2．河南城建學(xué)院教務(wù)處，河南平頂山467036;3．興業(yè)銀行合肥分行會計結(jié)算部，安徽合肥230001)

我國貨幣供給與經(jīng)濟增長、房地產(chǎn)價格關(guān)系研究

韓娜1，巴仕2，張南翔3

(1．鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南鄭州450001;2．河南城建學(xué)院教務(wù)處，河南平頂山467036;3．興業(yè)銀行合肥分行會計結(jié)算部，安徽合肥230001)

基于1999—2010年季度數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析和誤差修正模型對貨幣供給、經(jīng)濟增長、房地產(chǎn)價格進行研究。結(jié)果表明，在長期內(nèi)貨幣供給和房地產(chǎn)價格對經(jīng)濟增長都存在促進作用，并且貨幣非中性;在短期內(nèi)，貨幣供給和房地產(chǎn)價格對經(jīng)濟增長也存在促進作用。另外，誤差修正模型也表明，三者之間是相互影響的，同時也受自身和另外兩個因素滯后期的影響。

貨幣供給;經(jīng)濟增長;房屋價格指數(shù);實證研究

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了快速增長。2010年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值為5．8 786萬億美元，第一次超過日本，成為世界第二大經(jīng)濟體。當(dāng)我們對我國經(jīng)濟取得的巨大成就歡欣鼓舞時，更需要關(guān)注GDP的高速增長所產(chǎn)生的一系列問題。自1998年以來，中央銀行取消了貸款規(guī)模的限制，貨幣政策也一躍從以政策干預(yù)為主轉(zhuǎn)向以市場調(diào)節(jié)為主，形成了以貨幣供應(yīng)量為中介目標的貨幣調(diào)控機制。據(jù)統(tǒng)計，截至2011年3月底，我國廣義貨幣供應(yīng)量達到了73．6萬億元人民幣，新增的貨幣供給量對我國的經(jīng)濟增長、緩解金融危機帶來的經(jīng)濟衰退起到了一定的積極作用。但是，貨幣供給量的增加，對我國的商品市場和資本市場也產(chǎn)生了一定影響。貨幣供應(yīng)量的增加使總需求增加，產(chǎn)生通貨膨脹，房地產(chǎn)價格持續(xù)上揚。而房價指數(shù)是宏觀經(jīng)濟的一個先行指標，它能夠提前反映經(jīng)濟的變化，讓人們能夠預(yù)測宏觀經(jīng)濟的景氣動向，進而影響人們對經(jīng)濟總體趨勢的預(yù)期。因此，正確認識和研究貨幣供應(yīng)、經(jīng)濟增長和房地產(chǎn)價格的關(guān)系，準確地對宏觀經(jīng)濟走勢進行預(yù)測分析，有利于在復(fù)雜的經(jīng)濟環(huán)境中實施有效的貨幣政策，并進行正確的決策。

二、實證分析

(一)變量指標和數(shù)據(jù)的選取與處理

選取M2代表貨幣供應(yīng)量，因為“M2較M1具有較慢的流動速度，變化相對更穩(wěn)定”［1］，并且“M2對經(jīng)濟具有主導(dǎo)作用”［2］;選取國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為衡量經(jīng)濟增長的指標。目前，房地產(chǎn)價格指數(shù)主要包括3類:房屋銷售價格指數(shù)、土地交易價格指數(shù)、房屋租賃價格指數(shù)。其中，“房屋銷售價格指數(shù)更能表明人們對房地產(chǎn)價格變動的預(yù)期”［3］，所以，選取房屋銷售價格指數(shù)作為房地產(chǎn)價格的指標，用HP表示。我國從1998年下半年開始，停止住房實物分配，全面實行住房分配貨幣化。從此，我國的住房實行商品化，房地產(chǎn)市場也隨之形成，并迅速發(fā)展起來。因此，選取了1999—2010年間房屋銷售價格指數(shù)的季度數(shù)據(jù)，每個變量有48個樣本觀測值。為了消除異方差而對數(shù)據(jù)取對數(shù)，經(jīng)過處理后的變量指標分別用lnM2、lnGDP、lnHP來表示。通過計算分析，lnM2和lnGDP之間的相關(guān)系數(shù)為0．858，lnM2和lnHP的相關(guān)系數(shù)為0．526，lnGDP和lnHP的相關(guān)系數(shù)為0．518，由此可以看出，三者之間存在著較強的相關(guān)性。

(二)平穩(wěn)性檢驗

如果時間序列不是平穩(wěn)的序列，而直接對其進行回歸，這樣容易存在“偽回歸”，即原本兩個沒有任何聯(lián)系的變量，如果樣本足夠大，就有可能得出兩個變量回歸系數(shù)也是顯著的。為了避免偽回歸模型的出現(xiàn)，首先對時間序列進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗法，在進行檢驗時，分別采用含有常數(shù)項、同時含有趨勢項和常數(shù)項以及不含趨勢項和常數(shù)項3種模型，對滯后期采用滯后10階以內(nèi)的AIC準則來確定，檢驗結(jié)果見表1。

表1 單位根檢驗結(jié)果

從表1中可以看出，lnM2、lnGDP、lnHP在1%、5%的置信水平下，ADF統(tǒng)計量的值均大于臨界值，所以lnM2、lnGDP、lnHP都存在單位根，即都是非平穩(wěn)的。而lnM2、lnHP的一階差分在1%、5%的置信水平下都是平穩(wěn)的，即服從一階單整;而lnGDP的一階差分在1%、5%的置信水平下都是非平穩(wěn)的，但是其二階差分是平穩(wěn)的。因此，不能直接對3個變量使用經(jīng)典回歸模型進行分析，應(yīng)采用協(xié)整分析。

(三)協(xié)整分析

協(xié)整分析是檢驗變量間是否存在長期均衡關(guān)系的一種方法，它可以用來描述兩個或兩個以上的序列之間的平穩(wěn)關(guān)系。根據(jù)協(xié)整理論，如果被解釋變量和解釋變量間的協(xié)整關(guān)系存在，說明變量間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，而被解釋變量不能被解釋的部分即殘差序列也應(yīng)該是平穩(wěn)的，因此，通過檢驗殘差序列的平穩(wěn)性就可以判斷協(xié)整關(guān)系是否存在。

采用Johansen協(xié)整分析法，對lnM2、lnGDP、lnHP進行協(xié)整分析，滯后期依據(jù)AIC準則來進行選擇。選擇滯后期為4。對lnM2、lnGDP、lnHP檢驗的結(jié)果見表2。

表2 ln M2、ln GDP、ln HP的跡統(tǒng)計量檢驗

表2是在95%的置信水平下跡統(tǒng)計量檢驗的變量之間的協(xié)整關(guān)系，從此表可以看出lnM2、lnGDP、lnHP存在著長期均衡的關(guān)系，將誤差項記為ECM，建立如下協(xié)整模型。

從(1)式可以看出，在長期中，廣義貨幣M2的供給每增長1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值就會增長約0．75%，可見，貨幣供給的增加對經(jīng)濟增長具有促進作用，即貨幣長期是非中性的。房屋銷售價格指數(shù)每上漲1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值就會增長約2．34%。房價的上漲對經(jīng)濟增長也起著促進作用，并且房價對經(jīng)濟增長的影響大于貨幣供給的影響。

(四)向量誤差修正模型

向量誤差修正模型是不平穩(wěn)時間序列且具有協(xié)整關(guān)系的向量自回歸模型。它是建立在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，以協(xié)整約束的向量自回歸模型，并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項，然后將誤差修正項作為一個解釋變量，連同其他解釋變量一起，建立短期模型。根據(jù)AIC準則，選擇滯后四期的誤差修正模型，根據(jù)模型分析三者之間的短期效應(yīng)。

1．向量自回歸得到lnGDP對lnM2、lnHP的短期模型如下:

就經(jīng)濟增長本身而言，經(jīng)濟增長率滯后一期、滯后三期的系數(shù)為負，滯后二期、滯后四期的系數(shù)為正，總體上在短期內(nèi)經(jīng)濟增長具有持續(xù)性。誤差修正項的系數(shù)為正，不符合反向修正機制。房價指數(shù)增長率的系數(shù)有正有負，但總體上對經(jīng)濟增長有正影響。貨幣供給增長率滯后一期、滯后三期的系數(shù)為負，其余兩期為正，總體上正的影響較大，貨幣供給的增加在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長有促進作用。

2．向量自回歸得到lnM2對lnGDP、lnHP的短期模型如下:

經(jīng)濟增長率滯后一期、二期、四期的系數(shù)為負，滯后三期的系數(shù)為正，總體上對貨幣供給有負影響。說明當(dāng)經(jīng)濟高速發(fā)展時，為減少通脹的增加，貨幣供應(yīng)量的增長速度受到經(jīng)濟發(fā)展的抑制［4］。誤差修正模型的系數(shù)為正，不符合反向修正機制。就貨幣供給本身而言，貨幣供給增長率滯后一、二、三期的系數(shù)都是正的，滯后四期的系數(shù)為負，總體上貨幣供應(yīng)量的增長是持續(xù)的。房價指數(shù)增長率滯后一期、二期、四期的系數(shù)為正，滯后三期的系數(shù)為負，房地產(chǎn)價格在短期內(nèi)對貨幣供給有正的影響。

3．向量自回歸得到lnHP對lnGDP、lnM2的短期模型為

經(jīng)濟增長率滯后二期、三期的系數(shù)為正，滯后一期、四期的系數(shù)為負，總體上在短期內(nèi)經(jīng)濟增長對房地產(chǎn)價格有負的影響。誤差修正項的系數(shù)是負的，符合反向修正機制，當(dāng)房地產(chǎn)價格上升時，誤差修正機制將使未來房地產(chǎn)價格增長率的變化下降，對房地產(chǎn)價格增長率的變化具有收斂作用。貨幣供給增長率滯后一期、滯后三期的系數(shù)為負，滯后二期、滯后四期的系數(shù)為正，綜合來看對房地產(chǎn)價格有負的影響。而對于房地產(chǎn)價格本身而言，房價指數(shù)增長率滯后一期、三期的系數(shù)為正，滯后二期、四期的系數(shù)為負，綜合來看在短期內(nèi)房價的增長具有持續(xù)性。

三、結(jié)論

通過協(xié)整、誤差修正模型分析，可知貨幣供給、經(jīng)濟增長、房地產(chǎn)價格三者之間是相互影響的。第一，從長期看，貨幣供給量的增加會促進經(jīng)濟的增長，說明貨幣長期是非中性的。房價對提高經(jīng)濟的增長有促進作用，并且大于貨幣供應(yīng)量增加對經(jīng)濟增長的促進作用。第二，在短期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量的增加、經(jīng)濟增長與房地產(chǎn)價格水平的提高具有持續(xù)性，房價提高和貨幣供應(yīng)量增加總體上對經(jīng)濟增長有促進作用;經(jīng)濟增長抑制貨幣供給，房價提高刺激貨幣供給增加;經(jīng)濟增長與貨幣供給的增加抑制房地產(chǎn)價格的提高。

［1］郭蘇文，趙政安．我國貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟增長的動態(tài)相關(guān)性實證研究——基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析［J］．商業(yè)時代，2010，(36)．

［2］吳培新．M2作為我國貨幣政策中介目標的實證檢驗［J］．上海金融，2007，(9)．

［3］曾五一，孫蕾．中國房地產(chǎn)價格指數(shù)的模擬和預(yù)測［J］．統(tǒng)計研究，2006，(9)．

［4］孟祥蘭，雷茜．我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟增長及物價水平關(guān)系研究［J］．統(tǒng)計研究，2011，(3)．

The Research of Relationship among Money Supply and Economic Grow th and the Housing Price

HAN Na1，BA Shi2，ZHANG Nan-xiang3
(1．Business School，Zheng Zhou University，Zhengzhou450001，China;2．Department of Academic Affairs，Henan University of Urban Construction，Pingdingshan467036，China;3．Accounting and Settlement Department of Hefei Branch of Industrial Bank Co．，Ltd．，Hefei230001，China)

This paper uses cointegation，VEC model methods to research the relationship among money supply，economic growth and the housing price based on the data from 1999 Q1 to 2010 Q4．The result shows that the money supply and housing price have positive effect on the economic growth in the long time，and that the money supply is non-neutral．And in the short time they also improve the economic growth．Besides，VEC model shows that three varied impact each other，and impacted by the laggings．

Money supply;Economic Growth;The housing price index;The empirical research

F407

A

1008—4444(2011)06—0064—03

2011－10－10

韓娜(1985—)，女，河南寧陵人，鄭州大學(xué)商學(xué)院碩士研究生。

(責(zé)任編輯:王菊芹)