馬亞明+劉翠

摘要：以貨幣政策在時(shí)間維度上存在的非對(duì)稱性質(zhì)作為研究的切入點(diǎn)，針對(duì)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的時(shí)間非對(duì)稱效應(yīng)，利用CARCH模型進(jìn)行實(shí)證分析，考察貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響。實(shí)證結(jié)果表明，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在非對(duì)稱效應(yīng)，即存在關(guān)于經(jīng)濟(jì)周期、傳導(dǎo)渠道、政策取向三個(gè)方面的非對(duì)稱形式。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；房地產(chǎn)市場(chǎng)；非對(duì)稱效應(yīng)；CARCH模型；利率；銀行信貸；貨幣政策工具；經(jīng)濟(jì)周期

中圖分類號(hào)：F821.0；F293 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1007-2101（2015）02-0067-05

一、引言

以住宅為主的我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)不斷發(fā)展，對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和提高人民生活水平發(fā)揮了重要的作用。房地產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高，帶動(dòng)力強(qiáng)，已經(jīng)成為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)。保持我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展，對(duì)于推進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化建設(shè)的進(jìn)程，全面建設(shè)小康社會(huì)具有十分重要的意義。從1998年結(jié)束福利分房、我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)開始市場(chǎng)化改革以來(lái)，短短十幾年中，房地產(chǎn)市場(chǎng)得到了快速的發(fā)展，但同時(shí)存在的問(wèn)題也不少，一個(gè)突出的問(wèn)題就是最近幾年不斷飆升的房?jī)r(jià)。房地產(chǎn)行業(yè)是一個(gè)資金密集型和高負(fù)債率的產(chǎn)業(yè)，對(duì)我國(guó)金融安全與宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響重大。居高不下的房?jī)r(jià)已經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的一大隱患，遏制房?jī)r(jià)過(guò)快上漲也是宏觀調(diào)控政策關(guān)注的重點(diǎn)。為了抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)過(guò)快、過(guò)熱、過(guò)度的發(fā)展，國(guó)家也先后出臺(tái)了一系列的宏觀調(diào)控政策。從2003年央行121號(hào)文件為標(biāo)志的新一輪房地產(chǎn)宏觀調(diào)控開始，到老“國(guó)八條”的頒布、到2006年的“國(guó)六條”和“九部委十五條”、二套房新政、限制投資性住房貸款以及多次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率、存貸款利率，再到2010年的新“國(guó)十條”、2011年的新“國(guó)八條”，國(guó)家對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)頻施重拳進(jìn)行調(diào)控。這些政策對(duì)抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)的過(guò)快上漲確實(shí)起到了一定的成效。但從長(zhǎng)期來(lái)看，就全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)整體而言，房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格下行的趨勢(shì)并不明顯，其抑制房地產(chǎn)價(jià)格過(guò)快上漲的效果并不顯著。加之，單純使用行政干預(yù)手段并不是解決房地產(chǎn)市場(chǎng)存在問(wèn)題的最好辦法，也不是長(zhǎng)遠(yuǎn)之計(jì)，唯有通過(guò)以貨幣政策為首的多種手段對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展過(guò)程所出現(xiàn)的波動(dòng)和問(wèn)題進(jìn)行調(diào)節(jié)，加快房地產(chǎn)市場(chǎng)的市場(chǎng)化改革步伐，才是解決現(xiàn)階段房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)問(wèn)題的最好辦法。

在貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控的過(guò)程中，存在一個(gè)非常有意思的現(xiàn)象值得社會(huì)各界關(guān)注，這個(gè)現(xiàn)象就是貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。具體說(shuō)來(lái)，在房地產(chǎn)市場(chǎng)最初發(fā)展階段，貨幣政策是房地產(chǎn)市場(chǎng)的快速發(fā)展的助推器，為房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展立下了汗馬功勞；然而當(dāng)房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)過(guò)熱、過(guò)猛發(fā)展，房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)一定程度的價(jià)格泡沫的時(shí)候，為了抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)的過(guò)度發(fā)展，利用貨幣政策來(lái)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控，但相比于貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的拉動(dòng)作用而言，貨幣政策調(diào)控對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的平抑效果卻并不十分明顯。也就是說(shuō)，在房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展的不同階段，程度相同、方向不同的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的促進(jìn)與抑制作用呈現(xiàn)出不同的效果，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響呈現(xiàn)出非對(duì)稱性的特點(diǎn)。因此，研究貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響，為我國(guó)日后的貨幣政策操作取向、政策工具選擇提供一定的參考及啟示，就成為擺在學(xué)術(shù)界面前的一個(gè)棘手的現(xiàn)實(shí)及理論問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)回顧

貨幣政策非對(duì)稱性問(wèn)題的研究是從20世紀(jì)30年代開始的，起源于美國(guó)的經(jīng)濟(jì)大蕭條時(shí)期。凱恩斯是最早對(duì)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行研究的學(xué)者之一，他提出的“流動(dòng)性陷阱”理論中就隱含著貨幣政策存在非對(duì)稱的性質(zhì)，當(dāng)利率低到不能再低時(shí)，貨幣政策就無(wú)法發(fā)揮效力，貨幣政策呈現(xiàn)出非對(duì)稱的特點(diǎn)。Cover（1992）第一次正式提出了貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的概念，成為系統(tǒng)闡述貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的第一人[1]。在我國(guó)對(duì)于貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的研究開始較晚，直到20世紀(jì)末期國(guó)內(nèi)學(xué)者才開始慢慢關(guān)注這一問(wèn)題。商世文（1994）是國(guó)內(nèi)較早地介紹西方貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)研究的學(xué)者，但并沒(méi)有對(duì)我國(guó)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行系統(tǒng)研究[2]。然而，他對(duì)貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的介紹卻拉開了國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)的研究序幕。

貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)問(wèn)題是貨幣政策非對(duì)稱研究領(lǐng)域的一個(gè)分支。最初國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究領(lǐng)域大多聚焦在貨幣政策對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)出、價(jià)格等宏觀經(jīng)濟(jì)的影響具有非對(duì)稱性效應(yīng)。直到最近10年，學(xué)者開始專門針對(duì)某一領(lǐng)域，如股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)等微觀市場(chǎng)的貨幣政策非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行研究。貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)問(wèn)題由于發(fā)展滯后，其研究成果并不十分成熟和系統(tǒng)。研究貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)問(wèn)題，也主要集中于貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)不同區(qū)域的非對(duì)稱影響，即對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性進(jìn)行研究。

Collyns和Senhadji（2002）在東南亞金融危機(jī)的背景下，重點(diǎn)對(duì)東南亞國(guó)家1993—2001年的銀行信貸與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行分析，認(rèn)為銀行信貸在金融危機(jī)發(fā)生前對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的暴漲起到重要的作用，并且銀行信貸對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的正向作用在房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)期是下跌時(shí)期的3倍[3]。Fratantoni和Schuh（2003）選擇美國(guó)1966—1998年的各地區(qū)數(shù)據(jù)，針對(duì)貨幣政策對(duì)不同地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格所產(chǎn)生的影響進(jìn)行分析，認(rèn)為相同的貨幣政策對(duì)不同地區(qū)的房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生不同的影響[4]。

梁云芳、高鐵梅（2007）利用誤差修正模型形式的面板數(shù)據(jù)模型分析出各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)差異的原因是由于貨幣政策效應(yīng)的區(qū)域差異。信貸規(guī)模對(duì)東部、西部地區(qū)的影響大于對(duì)中部地區(qū)的影響；利率對(duì)東部、中部、西部地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格的短期波動(dòng)都有較小的影響[5]。袁科、馮邦彥（2007）研究在不滿足最優(yōu)貨幣區(qū)標(biāo)準(zhǔn)的地區(qū)實(shí)行單一貨幣政策對(duì)區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效果，研究結(jié)果表明，貨幣政策存在明顯的區(qū)域非對(duì)稱性，貨幣政策效力由東向西依次遞增[6]。魏瑋、王洪衛(wèi)（2010）利用PVAR模型，考察不同貨幣政策工具對(duì)我國(guó)東部、西部、中部地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格產(chǎn)生的不同影響進(jìn)行分析并認(rèn)為：不同地區(qū)對(duì)于不同貨幣政策工具的反應(yīng)存在顯著差異，數(shù)量型貨幣政策對(duì)于不同地區(qū)的影響力的強(qiáng)弱程度依次為西部、東部和中部；價(jià)格型貨幣政策調(diào)控工具的影響力程度依次為東部、西部和中部，各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性[7]。王先柱（2011）從房地產(chǎn)需求和供給兩個(gè)角度對(duì)貨幣政策在房地產(chǎn)市場(chǎng)中的調(diào)控作用及區(qū)域差異性進(jìn)行分析，利率對(duì)房地產(chǎn)需求和供給均存在區(qū)域差異[8]。

然而，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱性并不僅局限于區(qū)域間存在非對(duì)稱性，在二維空間中非對(duì)稱性可以分為空間非對(duì)稱和時(shí)間非對(duì)稱。空間非對(duì)稱是指貨幣政策對(duì)不同區(qū)域的房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)；時(shí)間非對(duì)稱是指貨幣政策在不同經(jīng)濟(jì)周期、利用不同的貨幣政策傳導(dǎo)渠道、采取不同的貨幣政策取向?qū)Ψ康禺a(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)。

因此，在對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理后，筆者并未以房地產(chǎn)市場(chǎng)的區(qū)域異質(zhì)性這一傳統(tǒng)的空間非對(duì)稱性質(zhì)作為研究對(duì)象分析貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響，而是以時(shí)間非對(duì)稱性質(zhì)作為研究的切入點(diǎn)，針對(duì)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的三個(gè)方面的時(shí)間非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，即通過(guò)對(duì)貨幣政策處于不同經(jīng)濟(jì)周期時(shí)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)、不同貨幣政策傳導(dǎo)渠道對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)、不同貨幣政策取向?qū)Ψ康禺a(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行分析，考察貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響。

三、貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)非對(duì)稱影響的實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)處理

貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響渠道主要有兩個(gè)：一個(gè)是貨幣渠道，另一個(gè)是信貸渠道。本文的主要研究目的是對(duì)我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響進(jìn)行研究，因此在指標(biāo)選擇上也是分別從貨幣渠道和信貸渠道這兩個(gè)影響渠道出發(fā)選擇代表性指標(biāo)進(jìn)行研究（見表1）。

在數(shù)據(jù)的樣本期間選擇上，選取從1999年1月—2011年12月的月度數(shù)據(jù)，分析了我國(guó)在1998年出臺(tái)《關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》結(jié)束福利分房后，房地產(chǎn)市場(chǎng)實(shí)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)、進(jìn)入高速發(fā)展階段以來(lái)，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的不同影響。其中，GF、M2、ZB、R、LOAN的月度數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）實(shí)證方法選擇

考慮到本文的具體研究對(duì)象為房地產(chǎn)市場(chǎng)，其數(shù)據(jù)符合金融時(shí)間序列數(shù)據(jù)的基本特征。而在對(duì)金融時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行建模的過(guò)程中，常常會(huì)出現(xiàn)某一特征的值成群出現(xiàn)的情況，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)往往會(huì)在較大幅度波動(dòng)后緊接著較大幅度的波動(dòng)，在較小幅度波動(dòng)后緊接著較小幅度的波動(dòng)，存在波動(dòng)的集群性。但是，在一般回歸分析和時(shí)間序列分析中，要求隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是同方差的，但這種序列隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的無(wú)條件方差是常量，條件方差是變化量。在這種情況下，就需要使用條件異方差模型。

在資本市場(chǎng)中，存在這樣一個(gè)奇怪的現(xiàn)象：資產(chǎn)的向下運(yùn)動(dòng)通常伴隨著比之程度更強(qiáng)的向上運(yùn)動(dòng)，資產(chǎn)的向下運(yùn)動(dòng)與向上并不對(duì)稱，即資本市場(chǎng)中的沖擊常常表現(xiàn)出一種非對(duì)稱效應(yīng)。這種非對(duì)稱性是十分有用的，因?yàn)樗试S波動(dòng)率對(duì)市場(chǎng)下跌的反應(yīng)比市場(chǎng)上升的反應(yīng)更加迅速，因此被稱為“杠桿效應(yīng)”，而這種非對(duì)稱的“杠桿效應(yīng)”在貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)之間的關(guān)系中也存在且十分明顯。因此，本文采用非對(duì)稱的成分ARCH模型（CARCH）作為研究方法，非對(duì)稱的成分ARCH模型實(shí)質(zhì)上是非對(duì)稱的ARCH模型中的一種。

在成分ARCH模型的條件方差模型中，通常包含外生變量。外生變量可能出現(xiàn)在長(zhǎng)期方程中，也可能出現(xiàn)在短期方程中（或者兩者均可）。出現(xiàn)在短期方程中的外生變量將會(huì)對(duì)變化率的短期移動(dòng)產(chǎn)生影響，而出現(xiàn)在長(zhǎng)期方程中的外生變量則將會(huì)影響變動(dòng)率的長(zhǎng)期水平。

對(duì)于非對(duì)稱的成分ARCH模型，則是指在短期方程中引入非對(duì)稱影響，代表沖擊將會(huì)對(duì)變動(dòng)率的短期波動(dòng)產(chǎn)生非對(duì)稱的影響。短期方程中的非對(duì)稱系數(shù)意味著條件方差存在短期杠桿效應(yīng)，并且這種非對(duì)稱效應(yīng)只出現(xiàn)在短期波動(dòng)中。

（三）實(shí)證分析

1. ARCH效應(yīng)的檢驗(yàn)

本文研究對(duì)象是我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱影響，即需要對(duì)各種貨幣政策工具的實(shí)施對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)究竟會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響進(jìn)行分析。因此，首先利用最小二乘法對(duì)貨幣政策工具與房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行線性回歸估計(jì)，其線性回歸結(jié)果如下：

ln（GFt）=0.644 848+0.861 454ln（GFt-2）+0.000 038 2M2t-2+

（4.138 493） （25.072 89） （0.050 564）

0.004 557ln（LOANt-2）-0.002 853Rt-2-0.001 183ZBt-2

（2.540 175） （-1.755 775） （-3.360 811）

R2=0.859 480 對(duì)數(shù)似然值=476.131 3 AIC=-6.105 602 SC=-5.987 279

運(yùn)用最小二乘法估計(jì)的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的線性回歸方程的各統(tǒng)計(jì)變量較為顯著，擬合的程度R2也比較理想，但通過(guò)觀察該回歸方程的殘差圖1，可以看到波動(dòng)出現(xiàn)“成群”現(xiàn)象：波動(dòng)在一些較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)非常小，而在另一些較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)卻又非常大，這說(shuō)明回歸方程的誤差可能具有條件異方差性。

為了確定貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的線性回歸方程的誤差是否真正具有條件異方差性，需進(jìn)行條件異方差的ARCH LM檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)該回歸模型是否具有ARCH效應(yīng)。以下為在滯后階數(shù)p=1時(shí)的ARCH LM檢驗(yàn)結(jié)果（見表2）。

此處的P值為0，因此拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程中的殘差序列存在ARCH效應(yīng)，可以利用ARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析。

2. 非對(duì)稱的CARCH模型的實(shí)證分析

在確定可以運(yùn)用ARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析時(shí)，筆者利用非對(duì)稱的CARCH模型針對(duì)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響是否存在非對(duì)稱效應(yīng)進(jìn)行分析。在引入CARCH模型之后，對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)間的關(guān)系進(jìn)行重新估計(jì)，其估計(jì)結(jié)果如下：

均值方程：

ln（GFt）=0.654 774+0.864 694ln（GFt-2）+0.000 351M2t-2+

z=（5.509 36） （33.419 37） （0.708 510）

0.001 2ln（LOANt-2）-0.004 65Rt-2-0.000 8ZBt-2

（0.913 630） （-4.546 299） （-3.201 786）

方差方程：

■t=0.000 236+0.930 461（■t-1-0.000 236）+0.357 351（■2t-1-■2t-1）

z=（0.703 688） （6.935 376） （0.663 189）長(zhǎng)期效應(yīng)

■2t-■t=0.543 384（■2t-1-■t-1）-0.143 450（■2t-1-■t-1）dt-1+

z=（1.130 701） （-0.736 003）短期效應(yīng)

0.410 269（■2t-1-■t-1）

（0.765 334）

R2=0.853 673 對(duì)數(shù)似然值=513.260 3 AIC=-6.509 874 SC=-6.273 229

從均值方程的估計(jì)結(jié)果可以得知，均值方程的擬合程度較為理想，各變量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)均較為顯著，AIC和SC值均比最小二乘線性回歸結(jié)果有所變小，因此可以說(shuō)利用CARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究通過(guò)檢驗(yàn)，符合模型理論意義。并且，通過(guò)均值方程檢驗(yàn)各指標(biāo)變量經(jīng)濟(jì)意義時(shí)可以發(fā)現(xiàn)，均值方程中各變量均符合經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。其中，房地產(chǎn)市場(chǎng)以往的景氣指數(shù)GF、廣義貨幣供應(yīng)量增速M(fèi)2、國(guó)內(nèi)貸款LOAN均對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展產(chǎn)生正向影響：當(dāng)國(guó)房景氣指數(shù)GF的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)增加0.86%；廣義貨幣供給量增速M(fèi)2的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)增加0.035%；房地產(chǎn)市場(chǎng)獲得國(guó)內(nèi)貸款的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)增加0.12%。而貸款利率R和法定存款準(zhǔn)備金率ZB則對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展產(chǎn)生反向影響：當(dāng)貸款利率的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)減少0.465%；當(dāng)法定存款準(zhǔn)備率的2階滯后變量增加1%時(shí)，使得現(xiàn)階段國(guó)房景氣指數(shù)減少0.08%。因此，可以說(shuō)利用CARCH模型對(duì)貨幣政策與房地產(chǎn)市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究通過(guò)檢驗(yàn)，符合經(jīng)濟(jì)意義。

通過(guò)均值方程還可以發(fā)現(xiàn)，解釋變量均為貨幣政策和國(guó)房景氣指數(shù)的2階滯后變量，說(shuō)明貨幣政策從實(shí)施到取得預(yù)定效果之間存在一定的時(shí)滯。因此，政府運(yùn)用貨幣政策調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)的時(shí)候，應(yīng)充分考慮貨幣政策時(shí)滯問(wèn)題，對(duì)貨幣政策能否起到調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)的作用進(jìn)行判斷時(shí)，需要耐心與謹(jǐn)慎，允許貨幣政策在調(diào)節(jié)房地產(chǎn)市場(chǎng)時(shí)出現(xiàn)短期偏離。

3. 實(shí)證結(jié)果分析

（1）從貨幣政策所處的經(jīng)濟(jì)周期來(lái)看，處于景氣周期時(shí)的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度大于處于不景氣周期時(shí)的影響程度。模型顯示我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展情況不僅受到所實(shí)施的貨幣政策工具影響，還受到房地產(chǎn)市場(chǎng)以往發(fā)展?fàn)顩r的影響。并且，在均值方程中，國(guó)房景氣指數(shù)的2階滯后變量對(duì)當(dāng)期國(guó)房景氣指數(shù)的貢獻(xiàn)度達(dá)到86%以上，說(shuō)明貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度在很大程度上是由過(guò)往房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r決定的，以往房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展情況是當(dāng)期貨幣政策能否有效影響房地產(chǎn)市場(chǎng)、能在多大程度上影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的指示器。也就是說(shuō)，當(dāng)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于景氣周期時(shí)，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度遠(yuǎn)大于房地產(chǎn)市場(chǎng)處于不景氣周期時(shí)的影響程度，貨幣政策在經(jīng)濟(jì)周期上存在非對(duì)稱效應(yīng)。

（2）從貨幣政策傳導(dǎo)渠道角度來(lái)看，貨幣渠道與信貸渠道對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響存在非對(duì)稱效應(yīng)。通過(guò)均值方程可以發(fā)現(xiàn)，不同貨幣政策工具對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的彈性系數(shù)大小依次為，Rt的彈性系數(shù)為0.004 65，LOANt的彈性系數(shù)為0.001 2，ZBt的彈性系數(shù)為0.000 8，M2t的彈性系數(shù)為0.000 35。Rt與LOANt變量屬于信貸渠道，而ZBt和M2t變量屬于貨幣渠道。這說(shuō)明信貸渠道工具對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的影響要大于貨幣渠道對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的影響，即貨幣政策通過(guò)信貸渠道和貨幣渠道在房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生的影響力度和作用機(jī)制方面存在較大的差異，貨幣政策在傳導(dǎo)渠道上存在非對(duì)稱效應(yīng)。

（3）從貨幣政策的政策取向來(lái)看，擴(kuò)張型貨幣政策與緊縮型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度存在非對(duì)稱效應(yīng)。從方差方程可以知道，短期效應(yīng)方程中非對(duì)稱項(xiàng)的系數(shù)為-0.143 450，說(shuō)明貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響確實(shí)存在非對(duì)稱效應(yīng)。虛擬變量dt表示負(fù)向沖擊，即緊縮型貨幣政策，說(shuō)明負(fù)向沖擊比正向沖擊所帶來(lái)的波動(dòng)小，即緊縮型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響程度遠(yuǎn)不及擴(kuò)張型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)所產(chǎn)生的影響程度大，貨幣政策在政策取向上存在非對(duì)稱效應(yīng)。

同時(shí)，需要注意的是，這種非對(duì)稱影響只出現(xiàn)在短期效應(yīng)方程中，也就是說(shuō)，貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響的這種非對(duì)稱效應(yīng)只是暫時(shí)的、短期的。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，無(wú)論緊縮型貨幣政策，還是擴(kuò)張型貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響都將會(huì)是明顯且長(zhǎng)遠(yuǎn)的。這其實(shí)也與我國(guó)現(xiàn)階段的現(xiàn)實(shí)狀況完全相符合，在房地產(chǎn)市場(chǎng)起步及發(fā)展階段，政府積極、擴(kuò)張型的貨幣政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的促進(jìn)作用為房地產(chǎn)市場(chǎng)的發(fā)展貢獻(xiàn)了巨大的力量；在房地產(chǎn)市場(chǎng)出現(xiàn)過(guò)熱、出現(xiàn)房地產(chǎn)價(jià)格泡沫時(shí)，政府對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)實(shí)施緊縮型貨幣政策、采取樓市調(diào)控等多種手段與政策，以抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的過(guò)快上漲，但事實(shí)是緊縮型貨幣政策所發(fā)揮的作用并不明顯，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控作用并不突出。

四、貨幣政策對(duì)房地市場(chǎng)非對(duì)稱影響的成因與結(jié)論

針對(duì)上述實(shí)證結(jié)果的三個(gè)結(jié)論，有針對(duì)性地探究貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)非對(duì)稱影響的原因，主要有以下三個(gè)。

第一，房地產(chǎn)市場(chǎng)極易形成羊群效應(yīng)，在房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與羊群行為之間還存在著一種正反饋機(jī)制，即房地產(chǎn)價(jià)格上漲所產(chǎn)生的示范效應(yīng)會(huì)吸引更多的房地產(chǎn)購(gòu)買需求，從而促成價(jià)格的進(jìn)一步上漲，使部分潛在購(gòu)房者的投資熱情空前高漲，加劇整個(gè)房地產(chǎn)市場(chǎng)的狂熱，呈現(xiàn)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的非對(duì)稱效應(yīng)。

第二，房地產(chǎn)市場(chǎng)存在價(jià)格粘性，加之工資粘性等因素使得房地產(chǎn)價(jià)格趨勢(shì)上行容易下行難，導(dǎo)致貨幣政策在促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展階段發(fā)揮的效果高于在抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展階段發(fā)揮的效果。

第三，政府在房地產(chǎn)市場(chǎng)中的利益博弈，中央政府與地方政府在房地產(chǎn)市場(chǎng)中的利益博弈，實(shí)質(zhì)上是整體利益與局部利益、長(zhǎng)遠(yuǎn)利益與眼前利益的博弈。中央政府試圖通過(guò)出臺(tái)一系列政策來(lái)調(diào)控過(guò)熱的房地產(chǎn)市場(chǎng)，使房地產(chǎn)市場(chǎng)整體呈現(xiàn)健康有序地發(fā)展。對(duì)于地方政府來(lái)說(shuō)，由于1994年實(shí)行分稅制改革，原本屬于地方政府的稅收收入被劃歸到中央或是由中央與地方共享，直接導(dǎo)致地方政府財(cái)政收入的大幅減少。而地方政府出于對(duì)自己利益的保護(hù)，只能將重點(diǎn)轉(zhuǎn)向?qū)Α巴恋刎?cái)政”——第二財(cái)政的追求上，對(duì)于中央政府的房地產(chǎn)宏觀調(diào)控政策執(zhí)行的積極性不高，直接導(dǎo)致調(diào)控的效果大打折扣，有出工不出力之嫌，難以實(shí)現(xiàn)中央政府力圖促使房地產(chǎn)市場(chǎng)穩(wěn)定發(fā)展、優(yōu)化房地產(chǎn)市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、實(shí)現(xiàn)社會(huì)穩(wěn)定的目的。因此，當(dāng)兩者行動(dòng)相一致時(shí)，其政策所產(chǎn)生的效果就相對(duì)明顯；兩者行動(dòng)不一致時(shí)調(diào)控的效果就會(huì)大大折扣，導(dǎo)致貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響呈現(xiàn)非對(duì)稱性。

本文的實(shí)證結(jié)果與我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的現(xiàn)實(shí)狀況驚人相符，充分反映了我國(guó)貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響狀況。從2010年“國(guó)十條”將房地產(chǎn)調(diào)控目標(biāo)定為“遏制部分城市房?jī)r(jià)過(guò)快上漲”到2011年“新國(guó)八條”強(qiáng)調(diào)“繼續(xù)有效遏制投資投機(jī)性購(gòu)房”，其目的都是為了促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)回歸理性。但實(shí)際上我國(guó)貨幣政策對(duì)于房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控效果并不十分明顯，部分地區(qū)的房?jī)r(jià)依然居高不下，促成房?jī)r(jià)反彈的因素依然存在，房地產(chǎn)投機(jī)的氛圍依然濃厚。在這種情況下，正確對(duì)待貨幣政策在抑制房地產(chǎn)市場(chǎng)方面的調(diào)控效果不明顯這一現(xiàn)實(shí)，耐心尋找造成貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)影響不對(duì)稱的原因，采取循序漸進(jìn)的貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)整，容忍短期內(nèi)貨幣政策實(shí)施效果不明顯情況的出現(xiàn)，只有這樣才能充分發(fā)揮貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的政策效果，才能形成貨幣政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的正確引導(dǎo)與調(diào)控，從而實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的快速、健康發(fā)展。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：武玲玲