摘 要：本文擬以新凱恩斯主義經濟理論為基礎，在DSGE模型中的缺乏耐心家庭和住房開發(fā)企業(yè)兩個部門中引入信貸約束考慮金融摩擦，以研究金融加速器對住房市場財富效應的影響。模型結果表明：（1）貸款價值比的降低能使貨幣政策很好地達到穩(wěn)定住房價格泡沫的目標，從而有效防范金融系統(tǒng)性風險。（2）貸款價值比的降低會使外生沖擊對住房市場的財富效應影響更顯著，從而能有效防范經濟硬著陸風險。（3）金融加速器的引入使房價收入比對通貨膨脹沖擊和貨幣政策沖擊的脈沖響應十分敏感。

關鍵詞：金融加速器；住房市場；財富效應；DSGE模型

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2018）04-0014-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.04.005

一、引言與文獻綜述

新古典主義的RBC模型和凱恩斯主義的IS-LM模型雖然存在很多不同之處，但均認為信貸約束不會對實體經濟產生影響。對于1929—1933年資本主義世界經濟危機，F(xiàn)isher（1933）認為信貸約束的惡化不僅是經濟周期的消極反映，而且是經濟蕭條的一個主要因素。1997年的東南亞金融危機、2008年的全球金融危機以及2010年的希臘主權債務危機均使我們清楚地認識到信貸市場摩擦會對實體經濟產生影響。新凱恩斯經濟學派吸收了RBC理論的DSGE建模方法，并且基于新凱恩斯經濟理論對DSGE模型做了兩個重要改進：一是引入價格剛性等市場摩擦性假設；二是引入金融加速器理論。Bernanke和Gertler（1989）構建DSGE模型，研究發(fā)現(xiàn)信貸約束是實體經濟周期波動的一個重要影響因素，正式提出了金融加速器理論。金融加速器是新凱恩斯經濟學派DSGE模型連接經濟系統(tǒng)和金融系統(tǒng)的理論橋梁。金融加速器理論認為資產負債表是產出波動的根源，借款者較高的資本凈值能降低其投資的代理成本。當實體經濟處于上升時期，資本凈值增加，代理成本降低，導致投資增加，最終會推動實體經濟進一步增長。當實體經濟處于下行時期，結論則相反。參考Andres和Arce（2012）的研究，本文將金融加速器引入DSGE模型中，以研究金融加速器對住房市場財富效應的影響。本文同時考慮自有住房家庭和廠商的異質性，以在DSGE模型中引入金融加速器。其中，與耐心家庭相比，缺乏耐心家庭的主觀貼現(xiàn)率更低。而主觀貼現(xiàn)率的不同使住房價格波動對異質性自有住房家庭消費率影響存在差異。住房開發(fā)企業(yè)部門類似于Iacoviello和Neri（2010）構建的DSGE模型中的中間產品廠商部門。

與一般商品不同，住房的價值量極大，城鎮(zhèn)家庭大多通過商業(yè)銀行個人住房貸款購買住房。住房除了具有商品和投資品雙重屬性外，還具有抵押品屬性。國內外學者（楊贊等，2014；王振坡等，2017）基于住房的商品和投資品雙重屬性在住房市場財富效應的研究方面取得了一定的成果。但是，現(xiàn)有研究中較少基于住房的抵押品屬性研究住房市場的財富效應。發(fā)掘金融加速器對住房價格影響的內在機理，將是深入研究住房市場財富效應的重要突破口。Carroll等（2006）構建包括小國開放經濟的DSGE模型研究發(fā)現(xiàn)加拿大住房市場通過抵押渠道的溢出效應非常顯著，住房抵押會擴大消費對住房需求沖擊的響應。Iacoviello和Neri（2010）構建DSGE模型研究發(fā)現(xiàn)抵押效應使房地產財富的消費彈性從金融自由化以前的10%提高到12.3%；還研究發(fā)現(xiàn)抵押效應對消費增長波動的貢獻值從金融自由化以前的4%提高到12%。劉蘭鳳和袁申國（2011）構建包括金融加速器的DSGE模型研究發(fā)現(xiàn)，金融加速器機制會顯著放大貨幣政策沖擊對住房價格、住房投資和消費的影響。肖衛(wèi)國等（2012）在異質性房價預期和流動性約束條件下構建包括家庭消費決策、企業(yè)生產決策以及中央銀行貨幣政策決策的理論模型，采用混合的RBC-VAR方法研究發(fā)現(xiàn)貸款價值比越高，住房價格波動對消費波動的放大效應越強，但SVAR模型研究結果并沒有支持這種放大效應。陳名銀和林勇（2014、2016）通過比較有無住房抵押品的DSGE模型研究發(fā)現(xiàn)，抵押品效應是金融加速機制存在的重要原因。表現(xiàn)一是抵押品效應存在時，各個外生沖擊下的主要經濟變量波動更顯著；表現(xiàn)二是抵押品效應存在時，住房市場的財富效應更顯著。

為了彌補國內外學者很少考慮住房在銀行信貸中抵押品屬性的不足，本文擬以新凱恩斯主義經濟理論為基礎，在DSGE模型中的缺乏耐心家庭和住房開發(fā)企業(yè)兩個部門中引入信貸約束考慮金融摩擦，以研究金融加速器對住房市場財富效應的影響。

二、理論模型與一階條件

參考王勇（2016）的研究，本文構建的DSGE模型基本框架如圖1所示。

住房的商品和投資屬性在數(shù)量上均可以分割，即耐心和缺乏耐心家庭在滿足自身居住之外還會購買多套住房作為投資品，且缺乏耐心家庭抵押住房向耐心家庭貸款購買多套住房。住房被看作與消費品無差異的商品，耐心和缺乏耐心家庭可以通過分別最優(yōu)化消費和住房投資來最大化自身效用。與耐心家庭相比，缺乏耐心家庭的主觀貼現(xiàn)率更低。住房開發(fā)企業(yè)投入住房和其他資本，并雇傭耐心和缺乏耐心家庭勞動生產中間產品，在這一過程中，需要用住房進行借貸。本文假設住房開發(fā)企業(yè)每一期的資金投入不足，住房開發(fā)企業(yè)抵押住房，向耐心家庭貸款來滿足當期消費和下期投資需求。涉及的成本為物質資本和住房投入成本，耐心和缺乏耐心家庭工資以及貸款利息。除去成本后，余下部分滿足當期消費需求和下期投資需求。耐心和缺乏耐心家庭提供勞動給住房開發(fā)企業(yè)并獲得工資用于消費。住房進入住房開發(fā)企業(yè)生產函數(shù)，形成生產能力，而住房進入耐心和缺乏耐心家庭效用函數(shù)，轉化為效用。最終產品廠商為名義價格黏性的來源，向完全競爭住房開發(fā)企業(yè)購買中間產品，進行加成定價使中間產品轉化為最終產品后出售給住房開發(fā)企業(yè)、耐心和缺乏耐心家庭。中央銀行執(zhí)行貨幣政策，以穩(wěn)定經濟系統(tǒng)。

（一）耐心家庭

耐心家庭決策問題為：

[maxB1，t，C1，t，H1，t，N1，t，M1，t∞t=0E0t=0∞βt111-?Cε-1ε1，t+jtHε-1ε1，tεε-11-?-N1+η1，t1+η+χm1-γ1，t1-γ]

其中，[β1]為主觀貼現(xiàn)率；[?]為風險厭惡系數(shù)；[C1，t]為消費；[ε]為替代彈性；[jt]為住房偏好比重；[H1，t]為住房需求；[N1，t]為勞動供給；[η]為勞動供給彈性；[χ]為貨幣需求系數(shù)；[m1，t]為實際持有的貨幣資產；[-1/γ]為貨幣需求利率彈性。住房偏好沖擊的隨機過程為：

[lnjt=1-ρjlnj+ρjlnjt-1+μj，t] （1）

其中，[ρj∈-1，1]為沖擊持續(xù)性；住房偏好沖擊穩(wěn)態(tài)值[j>0]；[μj，t]為均值為0、方差為[σ2j]的白噪聲。耐心家庭的實際跨期預算約束為：

[C1，t+IH1，t+b1，t=w1，tN1，t+Rt-1b1，t-1πt+Ft-m1，t-m1，t-1/πt]（2）

其中，[IH1，t]為住房投資，且[IH1，t=H1，t-H1，t-1qt]，[qt]為實際住房價格；實際存款[b1，t=B1，t/Pt]；[w1，t]為實際工資；通貨膨脹率[πt=Pt/Pt-1]。求解效用最大化問題得到一階條件為：

[1=EtUC1，t+1UC1，tβ1Rtπt+1] （3）

[UH1，tUC1，t=qt-πt+1Rtqt+1] （4）

[w1，t=Nη1，tUC1，t] （5）

[χm-γ1，t+β1UC1，t+1/πt+1=UC1，t] （6）

其中，[UC1，t=Cε-1ε1，t+jtHε-1ε1，t1-?εε-1C-1ε1，t]，

[UH1，t=Cε-1ε1，t+jtHε-1ε1，t1-?εε-1H-1ε1，tjt]。

（二）缺乏耐心家庭

缺乏耐心家庭決策問題為：

[maxB2，t，C2，t，H2，t，N2，t，M2，t∞t=0E0t=0∞βt211-?Cε-1ε2，t+jtHε-1ε2，tεε-11-?-N1+η2，t1+η+χm1-γ2，t1-γ]

[s.t.C2，t+IH2，t+Rt-1b2，t-1πt=w2，tN2，t+b2，t-m2，t-m2，t-1/πt] （7）

[Rt-1b2，t≤d2Etqt+1πt+1H2，t] （8）

其中，[β2]為主觀貼現(xiàn)率，[IH2，t]為住房投資，且[IH2，t=H2，t-H2，t-1qt]；[d2]為貸款價值比。缺乏耐心家庭根據(jù)購房合同向住房開發(fā)企業(yè)支付購房首付款后，余下部分通過商業(yè)銀行個人住房貸款獲得，但需要滿足住房抵押品的信貸約束。缺乏耐心家庭決策問題的一階條件為：

[UC2，t=Rtλ2，t+UC2，t+1β2Rtπt+1] （9）

[qt=UH2，tUC2，t+Etβ2UC2，t+1UC2，tqt+1+λ2，tUC2，td2qt+1πt+1] （10）

[w2，t=Nη2，tUC2，t] （11）

[χm-γ2，t+β2UC2，t+1/πt+1=UC2，t] （12）

其中，[UC2，t=Cε-1ε2，t+jtHε-1ε2，t1-?εε-1C-1ε2，t]，

[UH2，t=Cε-1ε2，t+jtHε-1ε2，t1-?εε-1H-1ε2，tjt]，[λ2，t]為信貸約束方程的拉格朗日乘數(shù)。

（三）住房開發(fā)企業(yè)

住房開發(fā)企業(yè)的生產函數(shù)為：

[Yt=AtKut-1Hve，t-1Nα1-u-v1，tN1-α1-u-v2，t] （13）

其中，[Yt]為產出；[At]為技術；[Kt-1]為上期資本；[u]為資本產出彈性；[He，t-1]為上期住房需求；[v]為住房產出彈性；[α]為耐心家庭工資份額。技術沖擊遵循以下隨機過程：

[lnAt=1-ρAlnA+ρAlnAt-1+μA，t] （14）

其中，[ρA∈-1，1]為沖擊持續(xù)性；[μA，t]為均值為0、方差為[σ2A]的白噪聲。資本積累方程為：

[Kt=1-δKt-1+IKt] （15）

其中，[IKt]為資本投資；[δ]為資本折舊率。住房需求積累過程為：

[qtHe，t=qtHe，t-1+IHe，t]

其中，[IHe，t]為住房投資。住房開發(fā)企業(yè)決策問題為：

[maxBe，t，IKt，Kt，He，t，N1，t，N2，t∞t=0E0t=0∞βetlnCe，t]

[s.t.YtXt+be，t=Ce，t+RLt-1be，t-1πt+w1，tN1，t+w2，tN2，t+IKt+IHe，t+ξKt]

（16）

[IKt=Kt-1-δKt-1]

[IHe，t=He，t-He，t-1qt]

住房投資的交易成本[ξKt]為：

[ξKt=ψK2δIKtKt-1-δ2Kt-1]

與缺乏耐心家庭一樣，住房開發(fā)企業(yè)受到資產負債表效應的強烈影響。如果住房開發(fā)企業(yè)不能履行償付債務，耐心家庭有權擁有住房開發(fā)企業(yè)抵押的住房，損失的交易成本為[1-deEtqt+1πt+1He，t]。假設耐心家庭對缺乏耐心家庭和住房開發(fā)企業(yè)有相同的貸款利率[Rt]，因此，住房開發(fā)企業(yè)貸款[be，t]約束于[deEtqt+1πt+1He，t/Rt]，即：

[Rtbe，t≤deEtqt+1πt+1He，t] （17）

其中，[de]為貸款價值比，[0≤de≤1]。信貸約束方程（17）表明住房抵押價值不能超過其名義價值。住房開發(fā)企業(yè)決策問題的一階條件為：

[1Ce，t=EtβeRtπt+1Ce，t+1+λe，tRt] （18）

[λk，t=1Ce，t1+ψKδIKtKt-1-δ] （19）

[λk，t=βeCe，t+1ψKδIKt+1Kt-δIKt+1Kt-ψK2δIKt+1Kt-δ2+βeEtuYt+1Ce，t+1Xt+1Kt+λk，t+11-δ] （20）

[qtCe，t=EtβeCe，t+1vYt+1He，tXt+1+qt+1+λe，tdeqt+1πt+1] （21）

[w1，t=α1-u-vYtXtN1，t] （22）

[w2，t=1-α1-u-vYtXtN2，t] （23）

其中，[λe，t]為信貸約束方程的拉格朗日乘數(shù)；[λk，t]為資本積累方程的拉格朗日乘數(shù)。

（四）最終產品廠商

參考Bernanke等（1999）的研究，經濟中有連續(xù)的壟斷競爭最終產品廠商生產差異最終產品，以[z∈0，1]標記。最終產品廠商需求函數(shù)為：

[Yt（z）=Pt（z）Pt-φYft]

其中，最終產品廠商的生產函數(shù)為[Ytf=01Ytz?-1?dz??-1]；中間產品替代彈性[?>1]；最終產品價格為[Pt=01Ptz1-?dz11-?]。

利潤最大化的一階條件為：

[i=0∞θiEtβ1C1，tC1，t+iPtzPt+i-XtXt+iYt+iz=0]

參考Calvo（1983）的研究，[θ]為產品價格盯住上期通貨膨脹的最終產品廠商所占的比例；[Pt]為最優(yōu)價格水平；[Yt]為最優(yōu)產出。最終產品價格為：

[Pt=θP?t-1+1-θP1-?t11-?]

通過整理以上兩個式子可以推導出附加預期的菲利普斯曲線為：

[πt=πt+1β1XtX-κτt] （24）

其中，[κ=1-θ1-β1θθ]；價格加成比例穩(wěn)態(tài)值[X=?/?-1]；耐心家庭實際紅利所得為[Ft=Xt-1XtYt]。

通貨膨脹沖擊遵循以下隨機過程：

[lnτt=1-ρτlnτ+ρτlnτt-1+μτ，t] （25）

其中，穩(wěn)態(tài)值[τ>0]；[ρτ∈-1，1]為沖擊持續(xù)性；[μτ，t]為均值為0、方差為[σ2τ]的白噪聲。

（五）中央銀行

參考劉斌（2014）的研究，貨幣政策規(guī)則為

[1+Rt=1+R1-ρR1+Rt-1ρRπtRπYtRYot-1Ro1-ρReμR，t] （26）

其中，穩(wěn)態(tài)值[R=1/β1]；貨幣供給增長率[ot=mtπt/mt-1]；[Rπ]、[RY]、[Ro]分別為利率對通貨膨脹、產出和貨幣供給增長率的反應系數(shù)；[ρR∈-1，1]為沖擊持續(xù)性；[μR，t]為均值為0、方差為[σ2R]的白噪聲。

（六）市場出清

假設耐心和缺乏耐心家庭實際持有的貨幣資產總和等于實際貨幣供給量；住房總量為1；總產出滿足耐心和缺乏耐心家庭以及住房開發(fā)企業(yè)的消費和投資需求。

[m1，t+m2，t=mt] （27）

[H1，t+H2，t+He，t=1] （28）

[C1，t+C2，t+Ce，t+IKt+IH1，t+IH2，t+IHe，t=Yt] （29）

三、變量穩(wěn)態(tài)方程組、參數(shù)估計和穩(wěn)健性檢驗

方程（1）—（29）構成非線性隨機差分方程組。數(shù)據(jù)處理和分析軟件為Matlab軟件包Dynare 4.5.0。

（一）變量穩(wěn)態(tài)方程組

參考梁璐璐等（2014）的研究，住房偏好沖擊穩(wěn)態(tài)值[j]為0.4，穩(wěn)態(tài)值[A=1]。本文所有變量的穩(wěn)態(tài)方程組為：

[（二）參數(shù)估計

本文分別采用直接經驗校準、VAR模型估計和Bayesian估計對各個參數(shù)進行估計。

1. 直接經驗校準。本文對模型中的參數(shù)進行直接經驗校準，如表1所示。

2. VAR模型估計。本文構建三個變量的VAR模型進行估計。計算商品住宅銷售額與商品住宅銷售面積比值得到商品住宅平均消費價格，然后采用城市CPI（2000年=100）平減得到實際商品住宅平均消費價格變動率。本文采用城市CPI（上年同月=100）處理得到城鎮(zhèn)通貨膨脹。樣本期為2001年第一季度至2017年第二季度。數(shù)據(jù)來自中經網(wǎng)的中國經濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理和分析軟件為Eviews 10.0。本文利用X-11加法進行季節(jié)調整。采用ADF方法檢驗VAR模型中變量的平穩(wěn)性，如表2所示。

從表2可以知道，三個變量均平穩(wěn)。因為VAR模型滯后一階時SC值最小，滯后一階的模型估計結果為：

由式（30）可以得到[ρj=0.2987]、[ρR=0.5236]、[ρτ=0.9102]。通過計算殘差的標準差可以得到[σj=0.0592]、[σR=0.0069]、[στ=0.0094]。

3. Bayesian估計。本文運用Bayesian估計得到出現(xiàn)在穩(wěn)態(tài)方程組中的動態(tài)參數(shù)。Bayesian估計的具體步驟為首先利用似然函數(shù)和參數(shù)的先驗分布得到待估參數(shù)的后驗分布，然后運用馬爾科夫鏈蒙特卡洛方法（MCMC）得到參數(shù)估計值。為避免Bayesian估計中的奇異性問題，所選觀測變量的個數(shù)必須不大于外生沖擊的個數(shù)?？捎^測變量為住房價格、利率、通貨膨脹和貨幣供給增長率。模型中動態(tài)參數(shù)的Bayesian估計結果如表3所示。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗模型的穩(wěn)健性，本文比較分析四個觀測變量實際數(shù)據(jù)和模擬數(shù)據(jù)的標準差，如表4所示。

從表4可以看出，四個觀測變量實際數(shù)據(jù)和模擬數(shù)據(jù)的標準差完全無差別。因此，估計的模型對于真實經濟具備相應的解釋能力。

四、金融加速器對住房市場財富效應的影響

為了研究金融加速器對住房市場財富效應的影響，本文比較分析當缺乏耐心家庭貸款價值比[d2]由0.8下降至0.7時，房價收入比、耐心家庭和缺乏耐心家庭消費率對1單位標準差的外生沖擊的（累積）脈沖響應圖。

（一）住房偏好沖擊

從圖2（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7或者0.8時，正向住房偏好沖擊使房價收入比在當期上漲，從第2個季度開始回落，大約20個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間房價收入比對正向住房偏好沖擊的累積脈沖響應逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖2（b）中看出。其中，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7時，正向住房偏好沖擊使房價收入比在當期上漲幅度更大，但從第10個季度開始房價收入比對正向住房偏好沖擊的累積脈沖響應更大，且更晚趨于穩(wěn)態(tài)值。

從圖3（a）和圖4（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8時，正向住房偏好沖擊使耐心和缺乏耐心家庭消費率在當期上漲，從第2個季度開始回落，大約10個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間耐心和缺乏耐心家庭消費率對正向住房偏好沖擊的累積脈沖響應逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖3（b）和圖4（b）中看出。

從圖3（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，正向住房偏好沖擊使耐心家庭消費率在當期上漲，從第2個季度開始回落，大約10個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間耐心家庭消費率對正向住房偏好沖擊的累積脈沖響應逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖3（b）中看出。而從圖4（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，缺乏耐心家庭消費率對正向住房偏好沖擊的脈沖響應呈向上隆起狀，先減速上升，在第5季度達到最大值后逐期下降，大約30個季度后沖擊的影響趨于消失。這期間缺乏耐心家庭消費率對正向住房偏好沖擊的累積脈沖響應一直減速上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖4（b）中看出。

其中，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，正向住房偏好沖擊使耐心和缺乏耐心家庭消費率在當期上漲幅度更大，且耐心和缺乏耐心家庭消費率對正向住房偏好沖擊的累積脈沖響應更大。由此貸款價值比的降低會擴大住房偏好沖擊對耐心和缺乏耐心家庭消費率的影響。與耐心家庭相比，缺乏耐心家庭消費率對正向住房偏好沖擊的脈沖響應在當期上漲得更多，且對正向住房偏好沖擊的累積脈沖響應更大。由此住房偏好沖擊使住房價格會通過直接財富效應顯著影響耐心和缺乏耐心家庭消費率，且通過資產負債表效應顯著影響缺乏耐心家庭消費率。因此，受到住房偏好沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過直接財富效應對耐心和缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著，且通過資產負債表效應對缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著。

（二）技術沖擊

從圖5（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7或者0.8時，房價收入比對正向技術沖擊的脈沖響應呈向上隆起狀，先減速上升，達到最大值后逐期下降，大約40個季度后沖擊的影響趨于消失。這期間房價收入比對正向技術沖擊的累積脈沖響應一直減速上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖5（b）中看出。其中，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7時，正向技術沖擊使房價收入比更晚上漲到最大值，且房價收入比對正向技術沖擊的累積脈沖響應更大，且更晚趨于穩(wěn)態(tài)值。

從圖6（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8或者0.7時，耐心家庭消費率對正向技術沖擊的脈沖響應呈向上隆起狀，先減速上升，達到最大值后逐期下降，大約30個季度后沖擊的影響趨于消失。這期間耐心家庭消費率對正向技術沖擊的累積脈沖響應一直減速上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖6（b）中看出。而從圖7（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8或者0.7時，缺乏耐心家庭消費率對正向技術沖擊的脈沖響應呈向下隆起狀，先減速下降，達到最小值后逐期上升，大約40個季度后沖擊的影響趨于消失。這期間缺乏耐心家庭消費率對正向技術沖擊的累積脈沖響應先減速下降，達到最小值后逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖7（b）中看出。

其中，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7時，正向技術沖擊使耐心和缺乏耐心家庭消費率在當期變動幅度更小，且耐心和缺乏耐心家庭消費率對正向技術沖擊的累積脈沖響應更小。由此貸款價值比的降低會縮小技術沖擊對耐心和缺乏耐心家庭消費率的影響。與耐心家庭相比，缺乏耐心家庭消費率對正向技術沖擊的脈沖響應在當期變動得更多，且對正向技術沖擊的累積脈沖響應更大。由此技術沖擊使住房價格通過替代效應顯著影響耐心和缺乏耐心家庭消費率。因此，受到技術沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過替代效應對耐心和缺乏耐心家庭消費率的影響更不顯著。

（三）通貨膨脹沖擊

從圖8（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8或者0.7時，正向通貨膨脹沖擊使房價收入比在當期上漲，從第2個季度開始回落，大約20個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間房價收入比對正向通貨膨脹的累積脈沖響應先減速上升，達到最大值后逐期下降，最后停留在一個新的更低的水平，這一過程可以從圖8（b）中看出。其中，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7時，正向通貨膨脹沖擊使房價收入比在當期上漲幅度更大，但房價收入比對正向通貨膨脹的累積脈沖響應下降速度更慢。

從圖9（a）和圖10（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8時，正向通貨膨脹沖擊使耐心和缺乏耐心家庭消費率在當期上漲，從第2個季度開始回落，大約15個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間耐心和缺乏耐心家庭消費率對正向通貨膨脹沖擊的累積脈沖響應逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖9（b）和圖10（b）中看出。

從圖9（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，正向通貨膨脹沖擊使耐心家庭消費率呈向下隆起狀，先減速下降，在第10個季度達到最小值后逐期上升，大約20個季度后沖擊的影響趨于消失。這期間缺乏耐心家庭消費率對正向通貨膨脹沖擊的累積脈沖響應先減速上升，在第5個季度達到最大值后逐期下降，最后停留在一個新的更低的水平，這一過程可以從圖9（b）中看出。而從圖10（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，缺乏耐心家庭消費率對正向通貨膨脹沖擊的脈沖響應呈向上隆起狀，先減速上升，在第3個季度達到最大值后逐期下降，在第19個季度達到最小值后逐期上升，大約40個季度后沖擊的影響趨于消失。這期間缺乏耐心家庭消費率對正向通貨膨脹沖擊的累積脈沖響應先減速上升，在第10個季度達到最大值后逐期下降，最后停留在一個新的更低的水平，這一過程可以從圖10（b）中看出。

其中，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，正向通貨膨脹沖擊使耐心和缺乏耐心家庭消費率在當期上漲幅度更大。耐心家庭消費率對正向通貨膨脹沖擊的累積脈沖響應更小，而缺乏耐心家庭消費率對正向通貨膨脹沖擊的累積脈沖響應更大。由此貸款價值比的降低會縮小通貨膨脹沖擊對耐心家庭消費率的影響，而擴大通貨膨脹沖擊對缺乏耐心家庭消費率的影響。與耐心家庭相比，缺乏耐心家庭消費率對正向通貨膨脹沖擊的脈沖響應在當期上漲得更多，且對正向通貨膨脹沖擊的累積脈沖響應更大。由此通貨膨脹沖擊使住房價格通過替代效應顯著影響耐心家庭消費率，且通過資產負債表效應顯著影響缺乏耐心家庭消費率。因此，受到通貨膨脹沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過替代效應對耐心家庭消費率的影響更不顯著，且通過資產負債表效應對缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著。

（四）貨幣政策沖擊

從圖11（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7或者0.8時，正向貨幣政策沖擊使房價收入比在當期上漲，從第2個季度開始減速下降，大約20個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間房價收入比對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖11（b）中看出。其中，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7時，正向貨幣政策沖擊使房價收入比在當期上漲幅度更小，且房價收入比對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應更小，且更早趨于穩(wěn)態(tài)值。

從圖12（a）和圖13（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8時，正向貨幣政策沖擊使耐心和缺乏耐心家庭消費率在當期上漲，從第2個季度開始回落，大約30個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間耐心和缺乏耐心家庭消費率對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖12（b）和圖13（b）中看出。

從圖12（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，正向貨幣政策沖擊使耐心家庭消費率在當期上漲，從第2個季度開始回落，大約10個季度后沖擊的影響趨于消失，這期間耐心家庭消費率對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應逐期上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖12（b）中看出。而從圖13（a）可以看出，當缺乏耐心家庭貸款價值比從0.8下降至0.7時，缺乏耐心家庭消費率對正向貨幣政策沖擊的脈沖響應呈向上隆起狀，先減速上升，在第5個季度達到最大值后逐期下降，大約20個季度后沖擊的影響趨于消失。這期間缺乏耐心家庭消費率對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應一直減速上升，最后停留在一個新的更高的水平，這一過程可以從圖13（b）中看出。

其中，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7時，正向貨幣政策沖擊使耐心和缺乏耐心家庭消費率在當期上漲幅度更小，且耐心家庭消費率對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應更小，而缺乏耐心家庭消費率對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應更大。由此貸款價值比的降低會縮小貨幣政策沖擊對耐心家庭消費率的影響，而擴大貨幣政策沖擊對缺乏耐心家庭消費率的影響。與耐心家庭相比，缺乏耐心家庭消費率對正向貨幣政策沖擊的脈沖響應在當期上漲得更多，且對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應更大。由此貨幣政策沖擊使住房價格通過替代效應顯著影響耐心家庭消費率，且通過資產負債表效應顯著影響缺乏耐心家庭消費率。因此，受到貨幣政策沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過替代效應對耐心家庭消費率的影響更不顯著，且通過資產負債表效應對缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著。

五、房價收入比波動的方差分解

本文比較分析當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8時，住房偏好沖擊、技術沖擊、通貨膨脹沖擊和貨幣政策沖擊四個外生沖擊對房價收入比波動的貢獻值，如表5所示。

從表5可以看出，從當期至第100期，住房偏好沖擊、技術沖擊、通貨膨脹沖擊和貨幣政策沖擊四個外生沖擊對房價收入比波動的貢獻值總和均為100%。由此房價收入比波動完全由住房偏好沖擊、技術沖擊、通貨膨脹沖擊和貨幣政策沖擊四個外生沖擊解釋。其中，從當期至第100期，住房偏好沖擊對房價收入比波動的貢獻值一直最小，貢獻值從當期的3.51%一直上升到第100期的9.05%。技術沖擊對房價收入比波動的貢獻值從當期的7.66%上升到第10期的14.99%，但在第100期下降到11.61%，一直是解釋房價收入比波動的第三大重要因素。從當期至第100期，通貨膨脹沖擊對房價收入比波動的貢獻值一直在下降，從當期的50.39%一直下降到第100期的30.80%，成為解釋房價收入比波動的第二大重要因素。而從當期至第100期，貨幣政策沖擊對房價收入比波動的貢獻值一直在上升，從當期的38.44%一直上升到第100期的48.54%，成為解釋房價收入比波動的最重要因素。以上研究結果充分表明金融加速器的引入使房價收入比對通貨膨脹沖擊和貨幣政策沖擊的脈沖響應十分敏感。

六、主要研究結論

本文在DSGE模型中的缺乏耐心家庭和住房開發(fā)企業(yè)兩個部門中引入信貸約束考慮金融摩擦，以研究金融加速器對住房市場財富效應的影響。本文比較分析當缺乏耐心家庭貸款價值比由0.8下降至0.7時，房價收入比、耐心家庭和缺乏耐心家庭消費率對1單位標準差的外生沖擊的（累積）脈沖響應，結果表明：

第一，與缺乏耐心家庭貸款價值比為0.8相比，當缺乏耐心家庭貸款價值比為0.7時，正向貨幣政策沖擊使房價收入比在當期上漲幅度更小，且房價收入比對正向貨幣政策沖擊的累積脈沖響應更小，且更早趨于穩(wěn)態(tài)值。因此，貸款價值比的降低能使貨幣政策很好地達到穩(wěn)定住房價格泡沫的目標，從而有效防范系統(tǒng)性風險。

第二，貸款價值比的降低會使外生沖擊對住房市場的財富效應影響更顯著，從而能有效防范經濟硬著陸風險。其中，受到住房偏好沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過直接財富效應對耐心和缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著，且通過資產負債表效應對缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著。受到技術沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過替代效應對耐心和缺乏耐心家庭消費率的影響更不顯著。受到通貨膨脹沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過替代效應對耐心家庭消費率的影響更不顯著，且通過資產負債表效應對缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著。受到貨幣政策沖擊，貸款價值比的降低會使住房價格通過替代效應對耐心家庭消費率的影響更不顯著，且通過資產負債表效應對缺乏耐心家庭消費率的影響更顯著。

最后，房價收入比波動的方差分解結果表明金融加速器的引入使房價收入比對通貨膨脹沖擊和貨幣政策沖擊的脈沖響應十分敏感。

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