竇錢斌

摘? ?要：本文基于2000年1月—2017年12月中國宏觀經(jīng)濟和市場信心指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，建立TVP-SV-SVAR模型，分析了消費者信心和企業(yè)家信心在貨幣政策影響房地產(chǎn)價格機制中的作用。研究表明，貨幣政策對房地產(chǎn)價格的影響具有很強的時變特征，影響的方向和大小隨經(jīng)濟發(fā)展階段和房地產(chǎn)市場調(diào)控力度不同而不同，且短期效應(yīng)顯著;市場信心的傳導(dǎo)渠道能夠解釋貨幣政策對房地產(chǎn)價格的時變效應(yīng)，但是呈現(xiàn)出明顯的非對稱性，企業(yè)家信心在傳導(dǎo)渠道中產(chǎn)生的作用要大于消費者信心。

關(guān)鍵詞：貨幣政策;市場信心;房地產(chǎn)價格;時變

中圖分類號：F820.1? ?文獻標(biāo)識碼：A? 文章編號：1674-2265（2018）12-0016-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.12.003

一、引言

2008年金融危機以來，我國居民對房地產(chǎn)價格上漲的強烈預(yù)期造成了全國商品房銷售價格的持續(xù)高漲，在一些大中城市的漲幅甚至高達10倍以上。為防范房地產(chǎn)價格高企生成的系統(tǒng)性金融風(fēng)險隱患，國內(nèi)一些學(xué)者提出現(xiàn)行的貨幣政策框架需要調(diào)整，貨幣發(fā)行當(dāng)局在必要時應(yīng)當(dāng)干預(yù)房地產(chǎn)價格，甚至是盯住房地產(chǎn)價格（陳繼勇等，2013）。但是，如果中央銀行將房地產(chǎn)價格作為調(diào)控的目標(biāo)，市場主體的情緒與預(yù)期會無可避免地受到貨幣政策沖擊的影響（張成思和計興辰，2017）。而在當(dāng)前行為金融學(xué)相關(guān)理論的快速發(fā)展下，大量證據(jù)證明了：經(jīng)濟主體的投資行為明顯會受到自身不確定性感受以及情緒波動的左右，進而對房地產(chǎn)價格決定產(chǎn)生不可忽視的影響（Breaban和Noussair，2013）。中央銀行在貨幣政策決策中應(yīng)如何把握市場主體情緒與房地產(chǎn)價格的關(guān)系？市場主體情緒在貨幣政策影響我國房地產(chǎn)價格的傳導(dǎo)路徑中扮演著何種角色？研究這些問題對于我國系統(tǒng)性金融風(fēng)險的防控具有較強的現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧和理論分析

經(jīng)典經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為，寬松的貨幣政策會通過增加貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生積極影響;相反，緊縮性的貨幣政策會造成銀行信貸減少，從而引致房地產(chǎn)價格下降。然而，自行為金融學(xué)理論興起以來，學(xué)術(shù)界越來越關(guān)注市場參與者情緒在二者關(guān)系中的作用。

在貨幣政策與市場信心的關(guān)系方面，現(xiàn)有文獻主要通過實證分析了貨幣政策沖擊對消費者信心、企業(yè)家信心和銀行家信心的影響。從消費者信心來看，有的學(xué)者認(rèn)為貨幣政策在很大程度上會對消費者信心產(chǎn)生重要影響，消費者信心的變化會改變居民的消費行為，進而產(chǎn)生對總消費的沖擊（Debes等，2014）;也有部分學(xué)者持相反觀點，認(rèn)為貨幣供給量和利率對消費者信心影響較弱（Sum，2012;唐彬，2016）。從企業(yè)家和銀行家信心來看，貨幣政策沖擊會對企業(yè)家和銀行家信心具有顯著影響，但是兩者對宏觀經(jīng)濟波動會產(chǎn)生非對稱效應(yīng)，企業(yè)家信心比銀行家信心的衰減速度更慢（黃榮哲和農(nóng)麗娜）。從各類主體信心的互相比較來看，Torre和Tosi（2003）提出貨幣當(dāng)局應(yīng)該將銀行家信心作為關(guān)注重點;也有一部分學(xué)者認(rèn)為在貨幣政策的傳導(dǎo)渠道中應(yīng)當(dāng)更加重視企業(yè)家信心，企業(yè)家信心比消費者信心更加有效（陳紅等，2015）。

房地產(chǎn)價格是資產(chǎn)價格的重要類別之一，其價格波動隱含了市場主體情緒信息。Case和Shiller（1988）最早關(guān)注市場參與者情緒與房地產(chǎn)價格之間的關(guān)系，他們認(rèn)為房地產(chǎn)的過去價格會引導(dǎo)個人形成對未來價格的預(yù)期，進而產(chǎn)生對房地產(chǎn)價格的影響。隨后國外大量文獻開始關(guān)注房地產(chǎn)價格中市場主體情緒產(chǎn)生的作用，以及市場主體的情緒指標(biāo)對房地產(chǎn)價格的預(yù)測功能，如Shiller（2007）、Mayer和Sinai（2009）以及Wang和Hui（2017）等等。從國內(nèi)學(xué)者的研究來看，鐘少穎等（2016）認(rèn)為在經(jīng)濟的不同時期，市場預(yù)期對房地產(chǎn)價格的影響具有非對稱性，在經(jīng)濟繁榮時期房地產(chǎn)市場更容易被催生出非理性泡沫。進一步，任榮榮（2008）還研究了市場預(yù)期對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生影響的機制路徑，個人對房地產(chǎn)價格的預(yù)期會傳導(dǎo)至個人的購房需求變化，從而作用到房地產(chǎn)價格波動，并且市場預(yù)期與房地產(chǎn)價格表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)關(guān)系。從不同的市場主體來看，李仲飛等（2015）認(rèn)為房地產(chǎn)市場中技術(shù)分析者的預(yù)期對房價動態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性具有重要影響，基本面分析者預(yù)期的作用則幾乎無關(guān)緊要。賈生華和李航（2014）將噪聲交易者引入了房地產(chǎn)價格的分析框架中，認(rèn)為房地產(chǎn)價格泡沫在很大程度上歸因于噪聲交易者的預(yù)期。

基于上述邏輯關(guān)系，我們有理由推斷：在貨幣政策影響房地產(chǎn)價格的傳導(dǎo)機制中，市場參與者的信心發(fā)揮著不可忽視的作用。但是現(xiàn)有文獻還很少將貨幣政策、市場信心和房地產(chǎn)價格納入統(tǒng)一的分析框架，尤其是考慮三者之間關(guān)系的時變特征，來分析貨幣政策影響房地產(chǎn)價格的傳導(dǎo)機制。本文為進一步考察其作用機理，利用TVP-SV-SVAR模型深入分析消費者信心和企業(yè)家信心在市場信心傳導(dǎo)渠道中的作用。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選取了存款準(zhǔn)備金率指標(biāo)（RR）、消費者信心指數(shù)（CCI）、企業(yè)家信心指數(shù)（EEI）以及房地產(chǎn)價格指數(shù)（HP）2000年1月—2017年12月的月度數(shù)據(jù)，以4項指標(biāo)作為貨幣政策、市場信心和房地產(chǎn)價格的代理變量，數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。其中，2014—2015年企業(yè)家信心指數(shù)缺失的部分?jǐn)?shù)據(jù)，按照已公布的工業(yè)企業(yè)家信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)之間的平均差值進行換算后補齊;房地產(chǎn)價格指數(shù)數(shù)據(jù)由每月房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)商品房銷售額除以銷售面積后計算而得，除以以2000年1月為基期的定基CPI，得到實際房地產(chǎn)價格;對所有指標(biāo)進行季節(jié)調(diào)整后，分別對CCI、EEI、HP進行對數(shù)處理。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）指標(biāo)統(tǒng)計分析

為避免模型的“偽回歸”現(xiàn)象，本文首先對變量進行ADF單位根檢驗和Johansen協(xié)整檢驗（見表1和表2）。由表1可以看出， RR、CCI、EEI和HP數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性在1%的置信水平下顯著;從表2可以看出，4個變量間存在較為明顯的協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果較為理想，可以對模型參數(shù)進行估計。

（二）基于MCMC算法的參數(shù)估計

本文首先利用MCMC算法執(zhí)行10000次的吉布斯抽樣，前1000次抽樣用于預(yù)燒迭代，后9000次抽樣用于計算后驗分布的均值和方差，進而得到本文研究所需的有效樣本。

由圖1可以看出，樣本的自相關(guān)系數(shù)都表現(xiàn)出穩(wěn)定的下降趨勢，并最終保持接近0，表明大多數(shù)樣本沒有自相關(guān)關(guān)系;樣本路徑顯示出明顯的波動聚類特征，表明抽樣數(shù)據(jù)基本穩(wěn)定;后驗密度顯示抽樣樣本的分布收斂于后驗分布，抽樣樣本是收斂的。

表3：基于MCMC算法參數(shù)估計的結(jié)果及檢驗

[參數(shù) 均值 標(biāo)準(zhǔn)差 95%的置信區(qū)間 Geweke檢驗 無效因子 [（Σβ）]1 0.0023 0.0002 [0.0019， 0.0026] 0.544 6.96 [（Σβ）]2 0.0023 0.0002 [0.0019， 0.0026] 0.300 6.72 （[Σα]）1 0.0042 0.0008 [0.0030， 0.0062] 0.846 28.96 （[Σα]）2 0.0049 0.0012 [0.0031， 0.0079] 0.608 40.50 （[Σh]）1 0.8232 0.1122 [0.6233， 1.0631] 0.265 13.01 （[Σh]）2 0.8223 0.1340 [0.5883， 1.1166] 0.057 30.35 ]

注：表中只列出矩陣[Σβ、Σα和Σh]中前兩個對角線元素的估計結(jié)果，其他元素同樣符合實證檢驗要求;Geweke檢驗在5%置信水平的臨界值為1.96;無效因子表示獲取不相關(guān)樣本所需的抽樣次數(shù)。

表3給出了TVP-SV-SVAR模型的部分參數(shù)估計結(jié)果，參數(shù)的后驗均值均處于95%的置信區(qū)間內(nèi)，參數(shù)的Geweke收斂診斷值均未超過5%的置信水平臨界值，不能拒絕收斂于后驗分布的原假設(shè)，說明預(yù)燒迭代已經(jīng)能夠使Markov鏈趨于集中。同時，表3中呈現(xiàn)的無效因子均較低，最大值僅為40.50，表明可以獲得至少9000/40.50≈222個不相關(guān)的有效樣本，可以有效進行后驗分布的推斷。因此，基于MCMC算法下，對TVP-SV-SVAR模型參數(shù)進行模擬估計是有效的。

（三）時變脈沖響應(yīng)分析

TVP-SV-SVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)由兩個部分組成，一是在不同的時間點上給予自變量一個正向沖擊，在相等間隔時間段后所形成的等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)，本文設(shè)定為4月、8月和12月，分別代表短期、中期和長期時間約束。二是在指定時間點上給予自變量一個正向沖擊后所形成的時點脈沖響應(yīng)函數(shù)，本文設(shè)定為2004年1月、2009年1月和2014年1月三個時點，主要是由于這三個時間點具有一定代表性：2003—2004年中國處于“經(jīng)濟過熱”狀態(tài)，央行實行穩(wěn)健偏緊的貨幣政策;2008—2009年處于“金融危機”時期，貨幣當(dāng)局實行擴張性的貨幣政策;2012年之后開始進入“經(jīng)濟新常態(tài)”時期。

1. 貨幣政策對我國房地產(chǎn)價格的脈沖響應(yīng)分析。圖2（a）給出了貨幣政策對房地產(chǎn)價格的等間隔脈沖響應(yīng)圖。函數(shù)顯示，樣本期間內(nèi)在不同的時間約束下房地產(chǎn)價格對存款準(zhǔn)備金率沖擊的響應(yīng)趨勢基本一致，這表明了模型估計具有穩(wěn)健性。但是在不同的時間點上房地產(chǎn)價格對存款準(zhǔn)備金率沖擊的響應(yīng)程度具有較大差異，給予存款準(zhǔn)備金率一個單位的正向沖擊后，我國房地產(chǎn)價格變化呈現(xiàn)出明顯的時變特征，表現(xiàn)為周期性的波動態(tài)勢。同時，圖2（a）還顯示了在樣本期間內(nèi)沖擊反應(yīng)強度最大的區(qū)域在160期（2013年4月）附近，具體表現(xiàn)為相同一單位存款準(zhǔn)備金率沖擊下，在160期附近產(chǎn)生的房地產(chǎn)價格脈沖響應(yīng)函數(shù)值是其他時期峰值的3倍左右。此外，在較短的時間約束下房地產(chǎn)價格的波動更為劇烈，表現(xiàn)為短虛線的波峰峰值高于長虛線和實線的波峰峰值。

圖2（b）給出了貨幣政策對房地產(chǎn)價格的時點脈沖響應(yīng)圖?？芍?，三個時點上房地產(chǎn)價格的響應(yīng)形態(tài)存在一定的差異性：在2004年1月時點，房地產(chǎn)價格首先在初期產(chǎn)生了一個負向響應(yīng)并于第1期達到最大化，然后負向響應(yīng)逐漸減弱直到第2期轉(zhuǎn)為正向，第3期以后收斂到0;在2009年1月時點，房地產(chǎn)價格的負向反應(yīng)在第1期達到最大化，逐漸減弱于第11期之后收斂于0;在2014年1月時點，房地產(chǎn)價格初期即產(chǎn)生了一個最大的正向響應(yīng)，隨后震蕩下行于第11期之后收斂于0。時點脈沖效應(yīng)圖驗證了等間隔脈沖響應(yīng)圖中房地產(chǎn)價格變化的時變特征，貨幣政策對房地產(chǎn)價格的影響會隨著所處的水平區(qū)間的改變而發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化，在2014年1月這個時點表現(xiàn)最為明顯。

2. 貨幣政策對我國房地產(chǎn)價格影響的傳導(dǎo)渠道分析。本文從消費者信心和企業(yè)家信心兩個傳導(dǎo)渠道展開分析，各個因素間的相對變動導(dǎo)致了存款準(zhǔn)備金率對中國房地產(chǎn)價格影響的結(jié)構(gòu)性變化。

（1）消費者信心傳導(dǎo)渠道分析。圖3給出了消費者信心傳導(dǎo)渠道的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，其中第一排為貨幣政策對消費者信心的沖擊，第二排為消費者信心對我國房地產(chǎn)價格的沖擊。

圖3（a）顯示了樣本期間內(nèi)RR對CCI的等間隔脈沖函數(shù)，在三種時間約束下，我國消費者信心對貨幣政策沖擊的響應(yīng)趨勢基本一致，整體呈現(xiàn)出上升（約在0—70期內(nèi)）→下降（約在70—90期內(nèi)）→上升（約在90—170期內(nèi)）→下降（約在170期以后）的響應(yīng)趨勢，但是響應(yīng)幅度則具有較大的差別，表現(xiàn)為在越短的時間約束下刺激作用也越大。從圖3（b）的時點脈沖響應(yīng)函數(shù)來看，RR在三個時點上對CCI的影響有漸進的結(jié)構(gòu)變化：2014年1月，初期時CCI產(chǎn)生了一個正向響應(yīng)后響應(yīng)值迅速下降，并于第3期達到負向響應(yīng)最大化，然后逐漸衰減至0;2009年1月，在最初期的CCI產(chǎn)生負向響應(yīng)后，響應(yīng)值開始上升并在第3期達到正向響應(yīng)最大化，然后逐漸衰減至0;2014年1月，CCI的負向響應(yīng)值于第1期達到峰值后，迅速扭轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)并于第2期達到正向峰值，然后震蕩收斂到0。2003年我國經(jīng)濟開始出現(xiàn)了“過熱”現(xiàn)象，央行向市場中投入巨額流動性，2003年第一季度和第二季度我國M2同比增速達到50%以上，直接造成了我國固定資產(chǎn)投資增長過快，在2004年第一季度就達到了43%。貨幣當(dāng)局為了應(yīng)對“經(jīng)濟過熱”現(xiàn)象，在2003—2007年期間先后7次調(diào)整存款準(zhǔn)備金率，從6%上調(diào)至14.5%，回收了大量流動性，抑制了“經(jīng)濟過熱”，消費者信心得到提振，因而脈沖響應(yīng)為正。2008—2009年期間，為應(yīng)對“金融危機”，實行適度寬松的貨幣政策，將存款準(zhǔn)備金率下調(diào)了2個百分點，增強了消費者信心，因而這段時間內(nèi)脈沖響應(yīng)表現(xiàn)為負向響應(yīng)。2012年后中國開始步入“經(jīng)濟新常態(tài)”時期，其中在2014—2016年期間，5次調(diào)整貨幣政策，將存款準(zhǔn)備金率由20%下調(diào)至16.5%，存款準(zhǔn)備金率的下降向市場上投入了巨額的流動性，市場上消費品價格快速上漲，造成了消費者通脹預(yù)期的上升，進而導(dǎo)致中國消費者信心指數(shù)下滑，因而此時脈沖響應(yīng)表現(xiàn)為正。

圖3（c）和（d）分別是CCI對HP的等間隔脈沖響應(yīng)函數(shù)圖和時點脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，表明消費者信心對房地產(chǎn)價格的沖擊不存在結(jié)構(gòu)性變化，沖擊大小和沖擊方向都較為穩(wěn)定，消費者信心對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生積極作用。消費者信心指數(shù)這一指標(biāo)綜合反映了消費者對中國經(jīng)濟前景的預(yù)期，當(dāng)消費者信心指數(shù)上升時，反映出消費者對中國未來經(jīng)濟增長的信心在上升，此時消費者對于購買房屋的需求將同時上升，造成我國房地產(chǎn)價格呈現(xiàn)出上漲態(tài)勢;相反，消費者信心下降意味著消費者將降低購房需求，從而導(dǎo)致房地產(chǎn)價格下降。

（2）企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道分析。圖4顯示了企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，第一排為貨幣政策對企業(yè)家信心的沖擊，第二排為企業(yè)家信心對我國房地產(chǎn)價格的沖擊。

圖4（a）中RR對EEI的等間隔脈沖圖顯示，存款準(zhǔn)備金率沖擊下我國企業(yè)家信心表現(xiàn)出的響應(yīng)趨勢同消費者信心指數(shù)的響應(yīng)趨勢大體一致，呈現(xiàn)出上升→下降→ 上升→下降的響應(yīng)趨勢，短期約束下存款準(zhǔn)備金率對企業(yè)家信心的刺激作用更大。值得注意的是，在2008年金融危機時期（即100期附近），存款準(zhǔn)備金率的下降能夠顯著提高企業(yè)家信心指數(shù)，擴張性的貨幣政策在此時表現(xiàn)出對企業(yè)家信心的積極影響。圖4（b）中RR對EEI的時點脈沖圖也驗證了這一特性，在2009年1月，存款準(zhǔn)備金率對企業(yè)家信心的沖擊始終呈現(xiàn)出較大的負向效應(yīng)，在第4期達到極值。分別從不同的時間區(qū)間來看，在2004年，過度投資導(dǎo)致了我國“經(jīng)濟過熱”，當(dāng)時國內(nèi)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資在第一季度同比增長率分別高達9.7%和43%。中央銀行為了給投資“降溫”上調(diào)了法定存款準(zhǔn)備金率，經(jīng)濟的“降溫”使得企業(yè)家信心得以提升，因而“經(jīng)濟過熱”時期的脈沖響應(yīng)值為正。2008年金融危機時期，企業(yè)家信心受到嚴(yán)重挫傷，我國中央銀行下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，通過向市場中注入的流動性刺激了投資，提振了企業(yè)家信心，因而“金融危機”時期的脈沖響應(yīng)表現(xiàn)為負向響應(yīng)。2014年11月，為了穩(wěn)定經(jīng)濟，中央銀行實行較為寬松的貨幣政策，但是貸款和存款基準(zhǔn)利率下調(diào)的幅度并不一致，分別為0.4和0.25個百分點，導(dǎo)致我國銀行業(yè)金融機構(gòu)存貸息差收窄，企業(yè)融資難度提高，因此企業(yè)家信心呈現(xiàn)下滑趨勢，這一時期的脈沖效應(yīng)表現(xiàn)為正向響應(yīng)。

圖4（c）為企業(yè)家信心對房地產(chǎn)價格的沖擊，等間隔脈沖響應(yīng)總體表現(xiàn)為圍繞0附近的周期震蕩趨勢。企業(yè)家信心指數(shù)綜合反映了我國企業(yè)家對未來中國經(jīng)濟發(fā)展的信心，在經(jīng)濟波動的周期作用下，企業(yè)家信心也呈現(xiàn)出周期波動，進而企業(yè)家的投資需求對房地產(chǎn)價格的影響也呈現(xiàn)出周期波動。值得注意的是，在120期和170期之間（2011—2014年）企業(yè)家信心沖擊對房地產(chǎn)價格的影響呈現(xiàn)出較為明顯的負向效應(yīng)，2013年4月達到峰值。一個可能的解釋是2013年初是我國近年來房地產(chǎn)市場調(diào)控力度最強的時期，企業(yè)家信心的下降導(dǎo)致企業(yè)家對房地產(chǎn)市場的投資降低，在房地產(chǎn)市場的調(diào)控政策的催化下，進一步導(dǎo)致市場無法滿足購房者的需求，提升了房地產(chǎn)價格上漲的預(yù)期，因而呈現(xiàn)出負向效應(yīng)。

（3）結(jié)構(gòu)性變化的解釋。通過對比央行在“經(jīng)濟過熱”、“金融危機”以及“經(jīng)濟新常態(tài)”時期存款準(zhǔn)備金率調(diào)整的變化可知，貨幣政策影響中國房地產(chǎn)價格的傳導(dǎo)路徑存在著消費者信心渠道和企業(yè)家信心渠道。但是由于各時期所處經(jīng)濟環(huán)境和房地產(chǎn)調(diào)控政策的差異，導(dǎo)致各渠道影響的大小產(chǎn)生變動，進而使得存款準(zhǔn)備金率沖擊對中國房地產(chǎn)價格的影響產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性變化，即TVP-SV-SVAR模型中的參數(shù)發(fā)生了時變。具體來說，“經(jīng)濟過熱”時期，貨幣當(dāng)局通過提高存款準(zhǔn)備金率有效回收了市場上的大量流動性，抑制投資需求過快增長，對提高消費者信心和企業(yè)家信心產(chǎn)生積極影響，進而帶動了房地產(chǎn)價格的上漲?！敖鹑谖C”時期，貨幣當(dāng)局下調(diào)了存款準(zhǔn)備金率，市場被注入大量流動性，使得消費者信心和企業(yè)家信心由“悲觀”預(yù)期開始反彈回升，帶動了消費者的購房需求和企業(yè)家的投資需求，進而導(dǎo)致了房地產(chǎn)價格的上漲?！敖?jīng)濟新常態(tài)”開始時期，政府出臺了一系列以限制購房和貸款為核心的房地產(chǎn)市場調(diào)控政策，調(diào)控力度空間加大，使得市場主體信心的傳導(dǎo)效果發(fā)生了改變，時變參數(shù)呈現(xiàn)出放大的趨勢。

特別地，在“經(jīng)濟新常態(tài)”開始時期，貨幣政策沖擊下房地產(chǎn)價格的時變參數(shù)明顯高于其他時期。這主要是由于在這一時期我國央行通過下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，向市場中投入了巨額流動性，市場參與者提升了對通貨膨脹的預(yù)期，消費者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù)迅速下降。同時，政府部門在這一時期還陸續(xù)出臺了“新國八條”、“國五條”等強力的房地產(chǎn)市場調(diào)控政策，調(diào)控力度不斷升級，進而放大了市場主體信心對房地產(chǎn)價格的影響，在RR-HP的脈沖響應(yīng)圖上時變參數(shù)表現(xiàn)為最大值。2014年以后模型的時變參數(shù)值迅速下降也驗證了這一特點，2014年下半年開始，在南京、杭州、廈門、武漢等多個一線城市對限購政策作了不同程度的“松綁”，模型的時變參數(shù)值立即轉(zhuǎn)變?yōu)橄陆担康禺a(chǎn)價格隨即快速上漲，佐證了房地產(chǎn)市場的調(diào)控政策放大了市場參與者對房地產(chǎn)價格的作用。

此外，從消費者信心和企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道的對比來看，兩者在貨幣政策影響房地產(chǎn)價格的傳導(dǎo)路徑中表現(xiàn)出非對稱效應(yīng)。貨幣政策沖擊下，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)值明顯大于消費者信心的脈沖響應(yīng)值，企業(yè)家信心傳導(dǎo)渠道要比消費者信心傳導(dǎo)渠道更加有效。與此同時，在消費者信心沖擊下，房地產(chǎn)價格的響應(yīng)不存在結(jié)構(gòu)性的變動，然而企業(yè)家信心對房地產(chǎn)價格的沖擊呈現(xiàn)出顯著的時變特征。

五、結(jié)論與政策建議

本文首先通過文獻綜述對貨幣政策、市場信心和房地產(chǎn)價格之間的關(guān)系進行了理論分析，指出貨幣政策將通過市場信心對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生影響。然后，本文構(gòu)建了TVP-SV-SVAR模型，研究市場信心在貨幣政策影響房地產(chǎn)價格的傳導(dǎo)路徑中的時變效應(yīng)，得到以下結(jié)論：

首先，在貨幣政策沖擊下，房地產(chǎn)價格的變化表現(xiàn)出顯著的時變特征。在經(jīng)濟的不同發(fā)展階段和房地產(chǎn)市場不同時期的調(diào)控政策下，貨幣政策對房地產(chǎn)價格的影響大小和影響方向也隨之而改變，且短期效應(yīng)顯著。

其次，消費者信心和企業(yè)家信心的傳導(dǎo)渠道可以解釋貨幣政策對中國房地產(chǎn)價格的時變效應(yīng)。貨幣政策沖擊下，消費者信心和企業(yè)家信心的響應(yīng)趨勢大體一致，2000—2017年總體呈現(xiàn)出上升→下降→ 上升→下降的變化趨勢;消費者信心在所有時期對房地產(chǎn)價格都具有正向影響，而企業(yè)家信心在房地產(chǎn)市場政策調(diào)控力度較大的時期呈現(xiàn)出較大的負向影響。

最后，消費者信心和企業(yè)家信心在市場信心傳導(dǎo)渠道中呈現(xiàn)出非對稱效應(yīng)。在貨幣政策影響下，企業(yè)家信心的脈沖響應(yīng)值明顯大于消費者信心，企業(yè)家信心在傳導(dǎo)渠道中發(fā)揮著更大的作用。同時，企業(yè)家信心沖擊下，房地產(chǎn)價格的響應(yīng)值存在時變特征，而消費者信心對房地產(chǎn)價格的沖擊不存在結(jié)構(gòu)性變動。

基于上述研究，本文提出以下兩點建議：第一，我國中央銀行要充分認(rèn)識到貨幣政策對房地產(chǎn)價格的時變效應(yīng)，在貨幣政策決策過程中要慎重考慮其與房地產(chǎn)調(diào)控政策的協(xié)調(diào)配合問題，避免政策之間的內(nèi)生性沖突。第二，如果想要實現(xiàn)對房地產(chǎn)價格的調(diào)控，則要注重對市場預(yù)期的引導(dǎo)，市場主體信心應(yīng)該成為貨幣政策調(diào)控中的一個重要參考變量。在實際操作中，可以通過市場信心指數(shù)等指標(biāo)來獲得對市場情緒的大致測度，并通過定期研究形成對市場情緒的基本判斷，在此基礎(chǔ)上制定相應(yīng)的措施，在必要時甚至可以通過貨幣政策對沖市場情緒。

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