货币政策工具对中国房地产价格的调控机制研究——基于利率与存准率的分析视角

顾海峰 张元姣

(东华大学旭日工商管理学院 ，上海 200051)

一、问题提出

目前我国房地产市场供给和需求都很旺盛，增长势头强劲，房地产行业整体市场化程度得到较大提升。中国房地产业似乎正在进入一个高速发展期。在良好销售业绩的支撑下，房地产企业加大了对土地市场的投入，包括万科地产、保利地产、恒大地产以及华润置地在内的10家标杆房企，2013年前7个月的拿地金额达到1352.7亿元。中国指数研究院数据显示，8月全国300个城市成交楼面均价为1277元/平方米，同比上涨41%。在疯狂投资的同时，房地产企业业绩普涨。就目前而言，随着房地产投资增速的回升，城镇化、棚户区带来的市场预期，放开再融资信号的利好，房地产企业对于未来市场预期再度上涨至高点。

在我国房地产市场快速发展的同时，隐藏在其后的问题也在不断凸显。首先，最直观的问题是房地产价格持续高涨。我国房地产价格不断创新高，远远超出普通百姓的购买能力，社科院曾在2011年经济蓝皮书中指出85%的家庭没有能力买房，至今房地产价格过高已经成为一个不争的事实。其次，在我国房地产价格持续高涨的同时，房地产价格日益呈现出地域差异。中小城市由于综合实力相对不足，经济、教育、医疗、社保体系等方面有待完善，面临着人口外流问题。然而同时这些城市的房地产新开工增速高出全国平均水平。与之相反，受经济产业转型、人才流入的影响，大城市的房地产供应不足。同时，自房改以来我国的住房保障制度未能同步，导致经济适用房和廉租房等保障性住房的供给不足，80%的中低收入居民住房消费得不到满足。同时，开发商追求利益最大化，偏向于高档住房、别墅及豪华商厦的建设开发，导致针对富人的高档商品房和商业用房供大于求。另一方面，人口增长、国民收入增加、城市化发展、国际需求等因素都会提高房地产市场的需求，而房地产又受稀缺性、垄断性、基本价值的不确定性等供给因素的制约。此外，在当前我国这种传统投资渠道不畅通的情况下，人们纷纷选择房地产作为投资对象，从而导致房地产市场上投机需求过度旺盛。房地产市场供给与需求规模不匹配，导致我国商品房的空置率及价格居高不下。

面对房地产市场的快速发展及其背后问题日益显现的状况，国家也在不断努力，采取措施进行调控。自房改以来，我国政府先后出台了多种政策以促进房地产业的健康发展。然而，现实情况表明，已出台的诸多政策对我国房地产价格的调控效果并不理想，我国房地产价格依然呈现过度上涨态势，不利于我国房地产市场的健康稳定发展。此外，货币政策是我国宏观调控政策的重要内容，货币政策涉及多种政策工具，若实施过于笼统的货币政策，诸多政策工具之间形成的叠加效应可能弱化对房地产价格的调控效果，对此，应对货币政策进行分类，深入分析货币政策工具对房地产价格的分类调控效果。正是在这样的背景下，本研究针对“货币政策工具对中国房地产价格的调控机制——基于利率与存准率的分析视角”问题展开深入探讨，本研究的主要贡献在于：从利率与存准率视角，分析了货币政策工具与房地产价格的联动关系，在此基础上，选取2003至2013年间的月度数据作为样本数据，对货币政策工具调控房地产价格进行了实证分析，并以此为依据，给出了货币政策工具调控房地产价格的政策建议。本研究成果将为提升我国货币政策工具对于房地产价格的调控效率，提供重要的理论指导与决策参考。

二、文献回顾

由于发达国家的房地产业发展历史较长，所以国外学者对房地产经济发展的研究更加全面和深入，研究的焦点集中于货币供应量、利率、银行信贷、汇率等变量对房地产价格的影响。在货币政策工具与房地产价格方面，国外有较多学者从定性和定量的角度进行了分析。Mohammad和Majid(2002)以英国宏观数据为样本建立VAR模型，研究指出货币当局应该更加关注利率、信贷规模对房地产市场的影响[1]。Matteo和Raoul(2008)通过VAR模型分析了德国、芬兰等国家的货币政策对房地产市场的作用[2]。Collyns和Senhadji(2002)发现在许多亚洲国家的银行信贷对房地产价格具有显著影响[3]。Allen和Gale(2000)研究表明信用扩张会使资产价格上升[4]。此外Davis和Haibin Zhu( 2004)[5]、Gerlach( 2005)[6]的研究结果也表明银行信贷与房地产价格关系密切。国内学者的研究包括：聂学峰和刘传哲(2005)对我国货币供应量、利率和房价数据进行了分析，研究结果表明货币政策可以影响房地产价格，比起利率对房价的影响，货币供应量的影响程度更大[7]。李霜(2013)运用VAR模型和时变参数模型进行研究，结果表明在三种货币政策工具中，利率对房地产价格的影响最为有效，货币供应量和贷款余额对房地产价格的影响微弱且不显著[8]。郭科(2006)通过多元回归模型实证检验了1998年至2005年我国利率和货币供应量对房地产价格的影响差别，结果发现货币供应量对房价有正向影响，而利率与房价负相关，得出了货币政策可以影响房地产价格、利率对房价变化的影响力更强的结论[9]。此外戴国强和张建华(2009)[10]、张中华(2013)也对该方面进行了研究[11]。

具体就利率方面来看，国外学者研究主流结论是利率与房地产价格呈反向关系，利率下降会引起房地产价格上升，反之则导致房地产价格下跌。如Mishkin(2007)[12]、Kau和Donald (1980)[13]、Copper (2004)[14]、Aoki、Proudman和Vlieghe(2002)通过建立VAR模型对英国货币政策对房价影响的研究也表明利率与房价是负向关系[15]。Iacoviello(2002)运用SVAR 模型对6个欧洲国家的房价影响因素进行研究，结果发现货币政策在短期内能显著影响房价，利率对房价的影响为负[16]。20世纪90年代以来，另一些学者认为金融创新已经弱化了利率和房价的关系，利率和房价之间呈现正向关系。如 Goodman(1995)[17]、Kenny(1999)[18]、Kasai 和 Gupta(2008)[19]等。

在存款准备金率方面，杨琳(2010)从我国存款准备金率政策较西方国家更加有效、调控流动性更具优势以及解决我国当前经济金融矛盾更具成效等方面，系统分析了近期我国频繁提高存款准备金率的原因；从收缩流动性、减轻通胀压力、缓解房地产上涨动能等方面，综合评估了这一政策的实施效果；并据此对我国货币政策取向进行了预测，在未来较长一段时期，货币政策仍将是我国最重要的金融调控手段之一[20]。周小川(2013)也强调了存款准备金率政策的重要性[21]。与之不同，杨兆廷，庞如超(2009)从存款准备金率、利率的角度分析了从紧货币政策对房地产行业投资的影响，结果显示通过提高准备金率紧缩信贷规模并没有抑制房地产行业国内信贷的增加，没有达到从紧货币政策的预期目标。主要原因是信贷规模的紧缩使居民贷款减少而企业贷款增加。[22]

综上所述，定性分析和简单的计量分析根本无法深刻地揭示出货币政策与房地产价格之间的关系，目前国内外学者更多的通过实证的方法来研究货币政策与房价之间的关系，但由于经验研究方法不同，样本区间选择的差异，变量选取及技术处理的不同，得到的结论不尽相同。但就理论上来说，当利率提高时，消费者与房地产开发企业的成本都将增大，从而降低了房地产市场的消费与投资，减少了银行信贷向房地产市场的流入，进而使房地产市场降温，房地产价格得到控制。当中央银行提高法定准备金率时，商业银行需要向中央银行缴存的存款准备金增加，同时其运行的资金减少，从而降低了整个商业银行体系创造信用、扩大信用规模的能力，其结果是社会的银根偏紧，货币供应量减少，投资及社会支出都相应缩减，从而促使房地产市场降温。

三、货币政策工具与房地产价格的联动关系分析

(一)利率与房地产价格的联动性

利率具有稳定性、可控性和即时性等特性，利率的变化能够通过资金交易双方及时的反映出来，根本上反映了经济的形态，且观察性较强。同时利率属于中央银行影响可及的范围，中央银行能够运用政策工具设法提高或降低利率，并且利率资料易于获得并能够经常汇集。因此我国政府偏好使用该政策。

目前我国利率处于管制状态，央行对存贷款基准利率的调整时间和调整幅度做出决策。图1直观地显示了我国金融机构人民币贷款基准利率的变动情况。回顾1996年以来我国利率市场化改革的进程，可将我国利率调整过程大致分为以下几个阶段。

图1 金融机构人民币贷款基准利率变动

首先是1996年至2003年的降息阶段。期间，我国中央银行为刺激国内有效需求，优化资金合理配置，共进行了8次降息调整。以一至三年的贷款基准利率为例，该利率从1996年的13.14%，下调至2002年的5.49%，减少了7.65个百分点。伴随着基准贷款利率的持续降低，我国经济明显好转，房地产市场发展势头迅猛。至2003年全国房屋销售价格指数(以1999年为基期)上涨至104.8%，全国商品房销售价格也由1999年的2053元/平方米升高至2359元/平方米。该阶段房地产业飞速发展，房价和利率的变化呈现出明显的反比关系。

第二阶段是2004年至2007年。由于2003年到2004年房价出现了大幅上扬，为了抑制快速上涨的房地产价格，我国从2004年起进入了加息周期，一至三年的贷款基准利率由2004年10月6.12%一路上调至2007年12月的7.83%。与此相应，我国房屋销售价格指数从2004年109.7%逐渐回落到2006年末105.51%，而全国商品房销售价格由2004年的2714元/平方米升高至2007年的3864元/平方米。该阶段房屋价格继续上涨，房价和利率表现出同向变化关系。但应注意到虽然当时的房地产价格仍在上升，但其上涨速度有所减缓。这表明我国房地产价格在一定程度上会受到利率变动的影响。

第三阶段为金融危机爆发的2008年。由于受到全球金融危机的冲击，我国经济出现了衰退的迹象。为减少金融危机带来的不良影响，央行从2008年9月起，连续5次下调贷款基准利率，其中10月份就下调了两次。一至三年的贷款基准利率在12月23日降低到5.94%。2008年全国商品房平均销售价格为3799元/平方米，比上年有所下降。这是因为从下调贷款基准利率到其实际发挥效用需要一定的时间，即利率变动存在一定的时滞效应。这从2009年的高房价可以得到验证，2009年全国商品房平均销售价格为4681元/平方米。

第四阶段从2009年至2011年7月。期间央行进行了5次加息，一至三年的贷款基准利率上升至7.05%，但可能是因为受到其他因素的干扰，此时的房地产价格仍在上升，到2011年商品房的平均销售价格已经上升至5357元/平方米。最后，2012年至今，央行又进行了2次降息。为抑制投资投机性购房需求，促进房地产市场平稳健康发展，2013年7月19日，央行决定推进利率市场化进程，放开贷款利率下限管制。

由上分析可见，近年来央行加强了对利率工具的运用，利率调整逐年频繁，利率调控方式更为灵活，调控机制日趋完善。就调控效果来看，我国的利率政策能够对房地产价格产生影响，但并不十分理想，利率政策发挥效能可能存在一定的时间滞后性。

(二)存准率与房地产价格的联动性

近年来，作为货币政策三大工具之一的存款准备金率成为我国政府较为青睐的政策工具。自1998年进行存款准备金制度改革以来，至今中央银行已经对存款准备金率进行了44次调整，次数之多，操作之频繁，是其他国家所没有的。图2直观地显示了近十年来存款准备金率的调整情况。总体来看，央行频繁的调整存款准备金率始于2006年。由图2可知，存款准备金率的调整大致分为四个阶段。

图2 大型金融机构近十年存款准备金率的调整

第一阶段，2006年7月至2008年6月，这期间国内经济发展迅速，长期贸易顺差，外汇储备居高不下，固定资产投资持续升温，房地产市场出现过热的迹象。为抑制通货膨胀，防止我国经济过热，央行在这期间连续上调了18次存款准备金率。就2007年来看，央行几乎每月调整存款准备金率，年内共调整10次。最后在2008年6月7日调整之后的存款准备金率由2006年的7.5%攀升至17.5%。

第二阶段，2008年8月至2008年12月，当时我国受国际金融危机的冲击，大量资本外流，经济发生下滑，为应对危机央行采取了适度宽松的货币政策，连续4次下调存款准备金率。这是央行自2003年9月21日开始不断上调存款准备金率以来，首次决定下调存款准备金率。鉴于不同金融机构的抗风险能力不同，我国对大型金融机构和中小型金融机构实行了有差别的调整幅度。大型金融机构的法定存款准备金率从17.5%下调到15.5%，累计下调2个百分点；而中小型金融机构的法定存款准备金率从17.5%下调到13.5%，累计下调4个百分点。

第三阶段，2010年1月至2011年6月，我国经济从2009年下半年以来逐渐得到恢复，2009年央行实行了较为宽松的货币政策，利率和存款准备金率保持不变。但随着我国经济的平稳回升，国内居民消费价格指数不断攀升，通货膨胀预期不断加大，同时国内资产价格泡沫化趋势日益严重，鉴于此，中国人民银行从2010年1月起至2011年6月对存款准备金率连续上调12次，期间大型金融机构的法定存款准备金率累计上调了6个百分点，中小型金融机构累计上调了4.5个百分点。特别是2011年，央行以每月一次的频率，连续六次上调存款准备金率，上调后我国大型金融机构和中小型金融机构的存款准备金率已经分别高达21.5%和18%的历史最高位。

最后，2011年12月至今，央行决定在2011年12月5日起下调存款准备金率，这是近3年来我国存款准备金率首次走出上调区间。同时2012年，央行对存款准备金率又进行了两次下调，调整幅度均为0.5%。下调的原因是因为自2011年8月以来，我国净出口差额同比连续负增长。外汇占款投放过多基础货币的情形将逐步消失。目前我国大型金融机构和中小金融机构将分别执行20%和16.5%的存款准备金率。

图3 近十年商品房平均销售价格走势

图3是2003年至2012年我国商品房平均销售价格的走势。从图中可以看出，近十年我国商品房的平均销售价格总体上呈增长趋势，仅在2008年有所下降。将该图与存款准备金率的调整图进行对比，可以发现在第一阶段与第二阶段，房地产价格与存准率的走向一致，在第一阶段不断提高法定存款准备金率的同时，房地产价格也在不断上升，但随着法定存款准备金率的上升，房地产价格的增长速度有所减慢。到2008年，由于金融危机的爆发，我国房地产价格走势出现转折，开始下降，而这时的法定存款准备金率由上调改为下调，这带来了2008年至2009年房地产价格陡升。随着第三阶段法定存款准备金率的不断上调，房地产价格的增长速度又开始逐步放缓。至于第四阶段法定存款准备金率的调控效果从目前市场上还看不出来。

四、实证模型构建及变量选取

(一)建模方法

为了避免单个检验的缺陷，本文综合运用平稳性检验、协整检验和格兰杰因果检验等方法。首先，为了避免时间序列经常出现的伪回归问题，对经济变量进行时间序列的平稳性检验。其次考虑到变量的调整时间具有不确定性，而这个定性变量可能对房价产生影响，因此在回归模型中加入虚拟变量。接着在平稳的前提下，采用EG(Engle-Granger)两步法对变量与房地产价格进行协整检验，看两者是否存在长期稳定的均衡关系。进而在协整的基础上建立误差修正模型，看两者的短期波动关系。最后对变量与房地产价格进行Granger因果关系检验，看变量之间是否存在统计意义上的因果关系。

(二)变量选取

为研究利率、存款准备金率对房地产价格的调控，本文选择了利率(R)、存款准备金率(Rd)指标。关于利率，由于中央银行是先确定一年期存款利率的浮动范围，再据以确定其他期限存款利率及贷款利率的浮动范围，将2002年2月至2012年7月的各种长期利率与一年期存款利率进行对比分析，发现三至五年期利率与存款利率的趋同性更强。基于此，本文选取三至五年期的贷款利率实际值作为长期利率的替代变量。

在房地产价格方面选择了商品房平均销售价格作为指标。虽然目前房地产价格指数能较好地反映房地产市场的整体情况，但由于房地产属性差异较大，房地产价格指数具有笼统性，而用商品房销售额除以销售面积表示的房地产价格(P)能更好地反映我国房地产价格的实际情况。关于控制变量，通常用GDP反映经济增长，但鉴于GDP没有月度数据，而工业增加值在GDP中占绝大比重，故用工业增加值(INC)作为经济增长代理变量。此外，还选取居民消费价格指数(CPI)这一变量来反映物价稳定及通货膨胀程度。

(三)数据来源与处理

尽管我国楼市的市场化运作始于1998年，但当时亚洲金融危机的余威仍然存在，所以真正意义上的调控始于2003年。另外房地产的价格在一年内将发生显著变化，仅用年度数据难以反映这种变化。而月度数据样本点较多，不仅符合统计规律，而且高频数据也能够准确反映经济的波动性。因此，本文选取2003年1月至2013年8月的最新数据(共128对样本数据)进行实证分析。数据来源于中国统计数据应用支持系统、中国人民银行网站和国泰安数据库。

取得原始数据后需要对数据进行处理，房地产价格的计算公式如下：商品房平均销售价格=商品房销售总额/商品房销售面积。根据国家统计局报表制度，房地产1月份数据无报表，因此为保持完整性，取当年的平均值填充1月份数据。同时为消除通货膨胀的影响，对商品房平均销售价格用物价指数加以平减。此外，为消除季节性影响，需要对房地产价格进行X12季节调整。最后为消除异方差影响，还需对数据进行对数变换，取自然对数后用LnP、LnINC表示。三至五年期贷款利率R以及存款准备金率Rd的月度数据是通过对央行网站上的原始数据按照期限加权平均而得到。以下的实证分析都是通过Eviews6.0软件进行的。

五、货币政策工具调控房地产价格的实证分析

(一)利率调控房地产价格的实证检验

1.平稳性检验

时间序列的平稳性是进行数据分析的基础，而现实中很多经济数据都是非平稳的，如果直接做回归分析，会出现伪回归现象，因此首先要对选取的指标数据进行平稳性检验。本文采取最常用的单位根检验方法，ADF检验得到的结果见下表。

表1 利率与房价单位根检验结果

注：(C，T，K)是ADF的检验形式，C常数项，T趋势项，K滞后阶数，根据SIC准则选择；△表示变量的一阶差分。

由上表可知，利率R、房价LnP的ADF统计量的绝对值均小于1%的临界值，故接受原假设，即序列是非平稳的，但它们的一阶差分的ADF统计量的绝对值都大于临界值，并且P值接近于0，是平稳序列。因此，在置信水平为99%的情况下，利率与房价的时间序列都是一阶单整序列I(1)。

2.最小二乘回归

由于利率的调整时间具有不确定性，而这个定性因素也会影响房地产价格，因此考虑回归模型中引入贷款利率的调整作为虚拟变量来代替利率指标，虚拟变量记为D，它的取值如下：

构造的回归模型为LnP=β0+β1LnINC+β2D+εt，其中，LnP是房地产价格，LnINC是工业增加值，是代表经济增长的变量。通过对回归参数β2进行显著性检验，以初步判断利率的调整是否会显著影响房地产价格。对上述方程进行最小二乘估计得到的结果如下：

LnP=9.3184- 0.3992LnINC+ 0.0465D

(-5.5721) (0.6974)

回归结果显示，调整的R2=0.1919较小，虚拟变量前面的系数未通过t检验。说明利率的调整不能对房价产生显著影响，但不能表明利率的调整对房地产价格没有影响。

3.协整检验

由平稳性检验可知，利率R与房地产价格LnP同阶单整，满足协整检验的条件。为了确定房地产价格与利率之间是否存在长期稳定的均衡关系，需要进行协整检验。下面采用Engle-Granger两步法进行协整检验。

第一步，用普通最小二乘法进行线性回归，建立的方程如下：

LnP =7.3227+ 0.1523R

(30.1344) (3.9550)

回归方程通过t检验及F检验，方程整体回归效果较好。但是调整的R2为0.1033，方程的拟合度不高，这可能是因为房地产价格受多种因素共同影响，与方程中选择的解释变量太少有关。

表2 残差的单位根检验结果

4.因果检验

协整关系只表明变量间存在着一个共同的趋势，没反映出谁是谁变化的原因，因此还需要进行因果检验。数据具有平稳性是因果检验的重要前提。本文采用Granger因果检验方法对房地产价格与利率进行因果关系检验，滞后项根据AIC和SC信息准则确定为2阶。

表3 利率与房价因果检验结果

由上表可知，R不是LnP的Granger原因的概率较小，应拒绝原假设，接受备择假设，即利率是房地产价格的Granger原因；但LnP不是R的Granger原因的P值较大，故不能拒绝原假设，即房地产价格不是利率的Granger原因。

(二)存准率调控房地产价格的实证检验

1.平稳性检验

采取最常用的单位根检验方法，ADF检验得到的结果见下表。

表4 单位根检验结果

由上表可知，存款准备金率Rd的ADF统计量的绝对值小于1%的临界值，故接受原假设，即序列是非平稳的，但它们的一阶差分的ADF统计量的绝对值都大于临界值，并且P值接近于0，是平稳序列。结合上文可知，在置信水平为99%的情况下，存款准备金率与房价的时间序列都是一阶单整序列I(1)。

2.最小二乘回归

考虑到存款准备金率政策变化等定性因素也会影响房地产价格，在讨论存款准备金率之前，先引入存款准备金率的调整作为虚拟变量D，代替存款准备金率指标放入回归模型，它的取值如下：

构造回归模型LnP=β0+β1LnINC+β2D+εt，其中，LnP是房地产价格，LnINC是工业增加值，是代表经济增长的变量。通过对回归参数β2进行显著性检验，以初步判断存款准备金率的调整是否会显著影响房地产价格。对上述方程进行最小二乘估计得到的结果如下：

LnP=9.3911- 0.4385LnINC+ 0.1337D

(-6.1414) (2.4922)

回归方程得到的调整的R2=0.2272较小，但方程的系数都通过了t检验，并且F检验显示方程整体通过检验。尽管方程整体的回归效果不佳，但仍在一定程度上表明存款准备金率的调整会对房地产价格产生影响。虚拟变量前的系数为正，说明调整存款准备金率，不论上调还是下调，会带来房地产价格的上涨。

3.协整检验

为了确定因变量房地产价格与自变量存款准备金率之间是否存在长期稳定的均衡关系，需要进行协整检验。由平稳性检验可知，变量△Rd、△LnP同阶单整，满足协整检验的条件。下面采用EG两步法进行协整检验。它的思路是通过考察回归方程的残差序列是否为平稳序列来检查两者之间是否存在协整关系。

首先，用OLS方法进行线性回归，建立的方程如下：

LnP =7.5818+ 0.0516Rd

(285.9505) (28.3431)

回归方程系数均通过t检验，F值为803.33，方程整体回归效果较好。调整后的R2=0.8633，拟合度较高，说明存款准备金率对房地产价格具有较高的解释度。

表5 残差的单位根检验结果

由上表可知，回归方程的残差序列在90%的置信水平下，不存在单位根，是平稳序列。这说明存款准备金率与房地产价格之间存在着长期稳定的均衡关系。

4.误差修正模型

建立的协整方程描述了变量之间的长期关系，但现实中常常由于某种冲击导致变量在短期内偏离均衡，这时需要误差修正模型进行纠正。ECM模型描述变量之间的短期关系和动态变化，反映变量在短期波动中偏离长期均衡关系的程度。

为了进一步了解存款准备金率与房地产价格的短期动态变化，现将误差修正项作为解释变量之一加入回归模型，得到的结果如下：

ΔLnPt= -0.0224ecmt-1-0.3843ΔLnPt-1

(-5.6204) (-4.8134)

-0.0315ΔRdt-1

(-3.6082)

其中，ecm是存款准备金率与房地产价格协整方程的残差序列。方程的回归系数均通过t检验。由方程可知，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制，同时0.0224表示短期内房地产价格偏离长期均衡时存在向均衡调整的趋势，但调整力度不大。

5.因果检验

数据具有平稳性是因果检验的重要前提。本文采用Granger因果检验方法，对房地产价格与存款准备金率进行因果关系检验。

表6 因果检验结果

由上表可知，Rd不是LnP的Granger原因的P值较小，应拒绝原假设，接受备择假设，即存款准备金率是房地产价格的格兰杰原因。而LnP不是Rd的Granger原因的概率为0.1736，不能拒绝原假设，因此房地产价格不是存款准备金率的Granger原因。

六、结论与建议

(一)实证结论

1.利率与房地产价格的关系

(1)利率是房地产价格的格兰杰原因。在成本约束机制下，作为房地产市场主体的消费者和房地产开发企业都受到利率的影响。当利率提高时，消费者与房地产开发企业的成本都将增大，从而降低了房地产市场的消费与投资，减少了银行信贷向房地产市场的流入，进而使房地产市场降温，房地产价格得到控制。从市场预期角度看，利率政策的变动会在短期内在市场上释放一种信号。这种信号影响房地产价格的预期，从而影响房地产市场主体，即消费者与房地产开发企业的消费与投资行为。市场预期的变化会引起房地产市场上的大规模资金流动，进而对房地产价格产生影响。此外，当利率发生变化时，房地产的投资收益率和资本市场收益率会随之发生变化，投资者会在储蓄、房地产、股票等资产中重新组合，以提高收益，降低风险。所以利率变化会使人们改变持有的资产组合，从而使得房地产投资需求发生变化，最后导致房地产价格发生变动。因此利率的变动是房地产价格变动的原因之一。

(2)从利率与房地产价格模型中，我们可以发现利率的变化对房地产价格的影响不显著，并且两者也不存在长期的协整关系。该结论与之前的理论预期有所差距，可能的原因是在成熟的房地产市场上，利率的变化能够有效地调控房地产价格，但由于我国的利率市场化程度不高，房地产市场发展较晚且还不是很完善等原因，我国利率对房地产价格的调控效果不是很显著。我国利率尚未完全市场化，利率管制形成的利率扭曲，导致利率结构失衡，内在紧缩效应加大，同时利率管制无法形成合理的市场利率，从而影响利率结构政策对房地产价格导向作用的发挥。此外，我国的利率政策效果并不理想，还可能是由于利率政策起效或存在一定的时间滞后性，或被其他因素抵消和干扰。考虑到我国房地产市场具有一定的垄断性，这会导致在利率提高的前提下房地产开发企业仍可以维持较强的市场势力和定价能力。总体来说，我国存在多种因素限制利率对房地产价格调控作用的发挥，我国利率变动对于房价调控的实际影响十分有限，并未达到政策预期目标。

2.存款准备金率与房地产价格的关系

(1)运用OLS方法(最小二乘法)进行协整检验发现，存款准备金率与房地产价格两个变量之间的相对回归系数为正数，说明存款准备金率与房地产价格之间存在着长期的均衡关系，且这样的协整关系是正相关的。对此，本文给出如下诠释：购房需求主要由刚性需求与投资性需求两部分组成，分析存款准备金率与房地产价格的长期协整关系，应突出刚性需求的影响。从长期来看，当存款准备金率上调时，银行信贷规模将会缩减，导致房产开发商资金紧张，房地产市场供给不足，在刚性需求者的购房需求推动下，房地产价格出现上涨；此外，当存款准备金率下调时，银行信贷规模将会增大，导致房产开发商资金充裕，房地产市场供给充足，从而促使房地产价格下降。上述分析过程说明，存款准备金率与房地产价格之间存在着长期的正相关关系。

(2)通过误差修正模型(ECM模型)的进一步分析表明，存款准备金率变量与房地产价格变量的对应增量之间的相对回归系数为负数，说明存款准备金率与房地产价格之间存在着短期的负相关调整关系。对此，本文给出如下诠释：分析存款准备金率与房地产价格的短期变动关系，应突出投资性需求的影响，因为刚性需求受存款准备金率变动的短期影响较小。

高房价背景下多数购房者的资金主要来源于“自有资金首付+银行按揭贷款”模式，银行信贷已成为投资性购房需求的重要基础，从短期来看，当存款准备金率上调时，银行信贷供给规模将下降，投资性购房的首付比例将上升，对投资性购房需求形成了一定制约，从而导致房地产价格的下降；此外，当存款准备金率下调时，银行信贷供给规模将增大，投资性购房的信贷资金充裕，提升了投资性购房需求，从而导致房地产价格的上涨。上述分析过程说明，存款准备金率与房地产价格之间存在着短期的负相关关系。

(二)政策建议

本文基于利率与存款准备金率的视角与货币政策工具对我国房地产价格的调控机制进行了较为详细的研究，其最终目的在于实现房地产市场的长期可持续发展，并为货币政策更好地调控房地产价格提供参考。由于我国金融市场发展尚未成熟，目前国家为了控制金融体系的风险，利率尚处于管制状态，利率水平不能真实反映市场资金的供求状况。这种非均衡的利率水平使得利率对房地产企业和购房者行为的调控作用不明显。同时，法定存款准备金率作为重要的货币政策工具之一，其作用效果非常显著，具有速度快，效果明显等特点，在某些特定条件下是其他货币政策工具无法替代的，因此我国政府比较倾向使用该政策。但实证表明该政策在调控房地产价格方面的效果也不是很理想，为了增强利率与存款准备金率的调控效果，促进房地产市场的健康发展，下面提出几点可行性建议。

1.推动利率市场化

为使利率对房地产价格的调控作用得到发挥，央行应持续推进利率市场化步伐，使其充分反应货币市场和资本市场的资金供求情况，使利率水平合理化，建立合理反应资金价格和供求关系的市场利率体系。从扩大存贷款利率浮动入手，逐步推进利率市场化。当然目前国家也意识到这一点，并相应采取了一些措施。如2013年7月央行宣布开始放开贷款利率下限管制。全面放开贷款利率管制后会带来很多好处，如可扩大金融机构与客户协商定价的空间，有助于降低企业融资成本；有利于金融机构不断提高自主定价能力，转变经营模式，提升服务水平，加大对企业、居民的金融支持力度；有利于优化金融资源配置，更好地发挥金融支持实体经济的作用，更有力地支持经济结构调整和转型升级等等。但利率市场化是个漫长的过程，就目前来看，利率市场化的进程还有待继续。只有利率能灵活的变动，才能达到提高利率对房地产开发企业和购房者的导向作用，增强货币政策调控房地产价格的有效性。

2.完善存款准备金制度

我国商业银行拥有较高的超额准备金，其中央行对其付息是其中一个原因之一，这在一定程度上降低了存款准备金制度的效果。而在商业银行缺乏创新能力和整个经济体流动性过剩的现状下，完全取消利息的支付不现实。所以我国货币当局应该对准备金设定合理的利率水平，逐步降低直至取消付息，减轻央行的负担，增强货币政策操作的有效性，这样在调整利率的过程中，也能发挥准备金利率对其他利率的引导作用，在发展到一定的情况时候，为货币政策工具的转换做好准备。具体表现为，在对存款准备金实行差额比率的同时，可以考虑对那些资产质量运行状况较好，资本充足率高的金融机构运用较低的存款准备金比率。对于差额上浮部分的存款准备金给予较低利率或零利率。也可以考虑允许优质的金融机构以国债等有价证券的形式来满足法定准备金要求，并取消对这部分的付息。这样在变动存款准备金率时，其对房地产价格的调控效果会得到更好的发挥。

3.规范房地产市场，引导合理的市场预期

有关当局应真实披露货币政策的目标和措施，增强货币政策的透明性，规范引导房地产开发企业的经营行为和住房需求者的消费行为。全面准确地釆集各类信息，并及时向企业及消费者提供有价值的数据服务，降低消费者对商品房价格的心理预期，防止盲目跟风消费，有效发挥市场的自我调节作用，引导市场理性投资与消费。坚决抑制房地产市场上的投资投机行为，一方面杜绝捂盘惜售、随行就市的现象，另一方面执行商品房限购措施，满足实际的住房需求，缓解供需矛盾，促进房地产市场的供需平衡，进而达到规范市场环境、促进房价稳定的最终目的。

4.多种手段实施，各种措施配合

目前要调控我国房地产价格，仅仅通过单一的货币政策工具的调整已经很难奏效，同时考虑到存款准备金率是一剂猛药，应避免频繁使用存款准备金率政策。在房地产市场机制配置资源的基础上，要进行政府干预，以经济的、法律的、行政的和引导的手段，运用产业政策和区域经济政策，从宏观上对房地产业进行指导、监督和调节。只有搭配其他货币政策，并配合财政政策，采取多种行政手段，如土地政策、税收政策、监管政策、住房保障政策等其他措施，才能对我国房地产价格起到应有的调控作用。

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