广义货币供应量对我国房地产价格的影响研究

(浙江财经大学 浙江 杭州 310018)

广义货币供应量对我国房地产价格的影响研究

金奕峰

(浙江财经大学浙江杭州310018)

近年来，我国货币供应量迅速增加，2015年12月末，我国广义货币供应量(M2)余额为139.23万亿元，M2与GDP之比达到 200%，经济的货币化现象严重。虽然，货币量巨额增加，但是我国的物价水平并不高，CPI一直在低位徘徊，纵观我国十年来的房价，2003以来，房价一路上扬。本文从伴随着我国货币供给的高速增长但是物价水平却在低位徘徊，而房价却一路高歌猛进的现象出发，考察了货币供应量对房价的影响，为我国房地产调控提供可行性建议具有显著的理论和现实意义。

本文的研究目的是通过理论分析和实证研究考察货币供应量对房地产价格的影响，得出广义货币供应量、国内生产总值、城镇家庭人均可支配收入等对房价的影响方向、影响程度以及作用效果；根据理论分析和实证研究的结论提出相应的政策建议，为房地产市场的健康发展提供借鉴。

本文首先对国内外相关的研究成果进行了梳理。其次对我国的货币供应情况进行了分析，回顾了房地产的发展历程及存在问题等。然后，在现状和理论的基础上，选取广义货币供应量M2指标，通过建立计量模型实证论证了货币量与房价之间关系。最后，研究了广义货币供给量、国内生产总值、城镇家庭人均可支配收入三个变量对房地产价格的影响。通过研究房价和货币量的关系，最后得出货币供给增加会引起房价的上升，货币量和房价存在长期稳定的均衡关系 。

货币供应量；房价；协整分析

一、绪论

(一)研究背景及意义

1998年起，我国取消了福利分房，实行住房商品化改革，经过十多年的发展，房地产行业已成为我国国民经济发展的支柱产业，房地产业每年对GDP的贡献率都在5%左右，对GDP增长的拉动平均为1.5个百分点，对经济、社会发展做出了重要贡献。从投资来看，全国房地产投资占固定资产投资的比例接近20%，北京、上海、深圳等一线城市占比更高，占全社会固定资产投资比重将近过半，例如2004年、2005年北京房地产开发投资占全社会固定资产投资的比重分别达到58.3%、53.9%。2003年以来，房价一路高歌猛进，十年来房价翻了5-6倍，一线城市的房价收入比达到了30：1，甚至更高，超出了普通居民的承担能力。

从货币供应量来看，M2从2002年初的16万亿，2013年超过100万亿，十年来我国货币供应量增长超过5倍，按照目前的数据，M2与GDP之比高达200%。虽然我国货币供应量保持高速增长，但是我国的一般物价水平(CPI)一直在低位徘徊，并不存在严重的通货膨胀。

房地产业是资金密集型行业，无论是房地产开发商还是住房购买者，都需要巨额资金。房地产具有消费品及投资品的双重特性，房价波动的同时会通过财富效应影响消费、通过托宾“Q”效应影响投资，而且通过“金融加速器效应”对实体经济带来相当大的影响。我国房价的不合理发展最终会影响到我国经济的稳定，20世纪90年代日本房地产市场泡沫破灭，致使日本经济十年停滞；2007年美国次贷危机也是源于房地产泡沫，演变成全球金融危机致使全球经济萧条，这些都是我国房地产市场非理性繁荣的前车之鉴。房价的上升使社会分化两个阶层，高收入者投资投机房地产，中低收入者只能“望房兴叹”，造成买房困难，严重影响人们正常的工作和生活。党的十八大提出推进城镇化，城镇化可以最大潜力的扩大我国内需，是经济新的增长动力，房地产业的非理性发展造成的高房价，不仅影响人们的生活，也会影响我国的城镇化进程，房地产业在经济和政治层面上对我国发展产生重大影响。不可否认，内外多种因素综合作用下推高了房价，但是货币原因是其中的主要因素，纵观十多年来房价和货币供应量变化，货币的扩张推高了房价是不争的事实。

因此，在货币供给增加、房价一路上扬的大背景下研究货币供应量对我国房价的影响具有重大的现实意义，货币供应量对房价的短期冲击效果如何以及长期的作用将会发生怎样变化，将对房地产市场及宏观经济产生重大的影响，厘清货币供应量对房地产价格的作用机制，使房价合理回归以及我国房地产市场理性发展，为我国房地产调控提供可行性建议具有显著的理论和现实意义。

(二)文献综述简评

通过对国内外研究动态的历史回顾，国内外学者分别从利率、信贷、资产价格等角度研究了货币量对房地产价格的影响，由于研究对象和数据选取范围及实证模型的不同，研究成果不甚相同。当前的研究现状缺乏对执行资产职能的准货币的研究，而且实证分析较少考虑国内生产总值、收入等，此外理论分析不太完善。本文在回顾和学习前人研究成果的基础上，首先通过全面的理论分析，理论既包括货币数量论、货币结构、货币乘数效应，也涵盖了货币供应量影响房价的理论，研究了我国货币供应量和房价之间的关系。其次，本文针对前人研究成果中缺乏对准货币的分析以及实证研究较少考虑GDP和收入等，通过选取广义货币供应量、准货币、城镇居民家庭人均可支配收入、国内生产总值等指标，实证分析各指标和房价之间的关系，进而围绕理论分析和实证研究的成果，从货币政策和长期宏观调控的角度提出完善我国房地产市场的建议。

(三)研究方法

1.理论分析

搜集国内外相关的论文集、期刊、电子文献等，认真研读夯实理论基础，本文以主流的经济学理论、金融理论分析货币量与房价之间的关系，理论包括货币数量论、货币量影响房价的理论、托宾“q”理论、生命周期假说等，从理论上理清货币供应量对房价影响的机制。

2.实证分析

在理论分析的基础上，利用电脑软件(EViews)进行实证研究。实证研究包括：定性研究和定量研究，定性研究主要是以图、表格的形式呈现，采用图表形式可以直观的分析变量的变化趋势和变量之间的关系；定量研究主要包括：数据的搜集、协整分析、误差修正模型、格兰杰因果检验。通过量化分析，进一步认清货币供应量与房价的关系。

二、 货币供应量和房价关系的实证研究

(一)变量选取与数据说明

本文选取 2001 年第一季度至 2015 年第四季度的季度数据进行研究，每个变量共获得60个样本值。指标选取与说明如下：

1、广义货币量(M2)，由于M2不仅能反应现实的购买力，还可以反应潜在的购买力，所以选取 M2作为研究货币量影响房价的一个因素。

2、国内生产总值(GDP)，国内整体的经济发展水平对房地产行业有重要影响，因此选取该指标，分析经济基本面对房价的影响。

3、选择全国商品房平均销售价格(记为HP)作为房地产价格的指标。 分别研究货币供应量(M2)、准货币(QM)、城镇居民家庭人均可支配收入(R)、国内生产总值(GDP)与商品房平均销售价格(HP)的实证关系，对房价与 M2的关系进行定量分析。

广义货币量(M2)采用中国人民银行发布的季度末数据，商品房平均销售价格(HP)由商品房销售额除以商品房销售面积得到，商品房销售额、商品房销售面积的季度数据来源于国家统计局网站，由于只有月度的商品房销售额、商品房销售面积，通过计算得到商品房平均销售价格。

本文数据以 2001 年为基期，各变量利用消费者物价指数剔除通货膨胀的因素，此外为消除数据的异方差，对数据进行对数化处理，利用计量经济学软件Eviews7.2进行实证研究。

(二) M2与房价HP的实证关系

1．变量的平稳性检验——ADF单位根检验

由于选取的变量都是时间序列数据，为避免出现伪回归，保证实证研究的有效性，做实证分析之前，需要检验时间序列数据的平稳性，即单位根检验。分别对 hp、m2取对数，即 lnhp、lnm2。检验结果如表 1.1：

表1.1 lnhp、lnm2的平稳性检验结果

注：检验形式0为无常数项或趋势项，1表示有常数项和趋势项

由表 1.1 的检验结果可知，lnhp、lnm2等原始序列都没有通过平稳性检验，但经过一阶差分后，各变量是平稳的，dlnm2和 dlnhp 序列都是平稳性序列，dlnm2和 dlnhp 都是一阶单整序列，也即 lnm2～Ⅰ(1)，lnhp～Ⅰ(1)。

由此可知lnm2与 lnhp 可能存在协整关系，即长期均衡关系。

2.协整性检验

lnhp、lnm2都是一阶单整的，可能存在着长期均衡关系，这种均衡关系意味着经济系统不存在破坏均衡的内在机制，如果变量在某时期受到干扰后偏离其长期均衡点，则均衡机制将会在下一期进行调整以使其重新回到均衡状态。

(1)利用 Engle-Granger 两步检验法对 lnhp、lnm2 进行协整检验

第一步：用普通最小二乘法估计方程。首先对lnhp和lnm2进行协整回归，得到回归方程

lnhp=0.713+0.537lnm2

①

(6.31) (67.16)

R2=0.987, F=4509.989, DW=0.408460

括号中的数字为相应的t统计量值，截距项与斜率项的t检验值均大于5%显著性水平的临界值，说明被解释变量与解释变量之间的线性关系是显著的；可决系数R2统计量说明拟合优度高，即解释变量对被解释变量的解释程度、线性影响较强。设该回归模型的残差为 e1。残差方程为：

e1= lnhp-0.713-0.537lnm2

②

第二步、检验残差 e1 的平稳性。即对残差进行单位根检验，检验结如表：

表1.2 残差 e1的平稳性检验结果

注：检验形式0为无常数项或趋势项，1表示有常数项和趋势项

由表1.2 知，②的回归残差 e1 通过了平稳性检验，则表明：商品房平均销售价格的对数序列 lnhp 与广义货币供应量的对数序列 lnm2 是(1,1)阶协整的，说明这两个变量的对数序列间存在长期稳定的“均衡”关系。②式表明 lnhp关于lnm2的长期弹性为0.537，即货币供应量 lnm2 每增加 1%时，商品房平均销售价格lnhp将上涨 0.537%。

3.误差修正模型和Granger因果关系检验

(1)误差修正模型

Engle与Granger在1987年提出了著名的Granger表述定理(Granger representaion theorem)，如果变量X与Y是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。由于lnm2与 lnhp存在协整关系，所以可以建立误差修正模型。

以lnhp关于lnm2的协整回归中稳定残差序列e1作为误差修正项，可建立如下误差修正模型

Dlnhp= 0.430Dlnm2+0.180Dlnhp(t-1) -0.275e1(t-1)

(4.453) (1.523) (-3.230)

=0.262, DW=1.770

由上式可知，误差修正项的系数为负，符合反向修正机制。lnhp关于lnm2的短期弹性为 0.430，lnm2的变动对lnhp的变动有正向影响，表明每个季度的商品房平均价格的变动与长期均衡值的偏差中(0.275)被修正。

(2)Granger因果关系检验

格兰杰因果关系检验(Granger test of causality)主要考察一个变量过去的行为是否影响另一个变量的当前行为，还是双方的过去行为在相互影响着对方的当前行为。格兰杰因果检验是检验统计上的时间先后顺序，并不表示真正存在因果关系，是否呈因果关系需要根据理论、经验和模型来判定。

格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，不同的滞后期可能会得到不同的的检验结果，按照 AIC(Akaike information criterion)和 SC(Schwarzcriterion)最小化准则，选取滞后期。由于 lnhp 、lnm2 都是一阶差分平稳序列，可以进行格兰杰因果关系检验。

表 格兰杰因果关系检验结果

检验结果表明：在滞后2期时，广义货币供应量lnm2是房价lnhp的格兰杰原因，但房价lnhp不是广义货币供应量lnm2的格兰杰原因，即说明广义货币供应量lnm2对房价lnhp产生影响；在滞后3期时，在5%显著性水平下，广义货币供应量lnm2是房价lnhp的格兰杰原因，但房价lnhp不是广义货币供应量lnm2的格兰杰原因；在滞后4期时，在5%显著性水平下，广义货币供应量lnm2是房价lnhp的格兰杰原因，但房价lnhp不是广义货币供应量lnm2的格兰杰原因；在滞后5期时，在5%显著性水平下，广义货币供应量lnm2是房价lnhp的格兰杰原因，在10%显著性水平下，房价lnhp是广义货币供应量lnm2的格兰杰原因。

三、 实证结果分析及研究结论

广义货币供应量与房价实证研究表明，货币存量与房价存在协整关系，即长期的均衡关系，而且变量通过了显著性检验，方程总体线性关系显著成立，拟合优度高。结果表明，我国的巨额的货币存量推动了房价的上涨，货币供应量是推动房价上涨的主要因素之一。格兰杰因果检验表明，广义货币量对房地产价格影响较大，即广义货币量的迅速增加导致了房价的上涨。

本文从伴随着我国货币供给的高速增长但是物价水平却在低位徘徊，而房价却一路高歌猛进的现象出发。首先对我国的货币供应情况进行了分析，回顾了房地产的发展历程及存在问题等等。其次，简要回顾了相关的文献，从理论上分析了货币供应量与房价之间的关系。然后，在现状和理论的基础上，选取广义货币供应量M2指标，通过建立计量模型实证论证了货币量与房价之间关系。

理论分析和实证研究皆表明，我国的巨额的货币量是推动房价上涨的重要因素。1976 年诺贝尔经济学奖得主米尔顿·弗里德曼(Milton Friedman)说过：“通货膨胀在任何时间任何地点都是一种货币现象”。我国巨额的货币存量虽然没有带来物价水平(CPI)的大幅波动，但是房价有泡沫化的趋势，过多的货币追逐少量的商品，必然会引起通货膨胀。当实体经济难以吸收这么多的货币时，大量的货币出于投资投机的动机就会涌入资产市场以寻求资金的保值增值，推动资产价格的上涨。当资产价格持续上涨时就会积累泡沫，泡沫过度膨胀的后果就是价格的暴跌，泡沫的破灭会对实体经济造成巨大冲击，爆发经济危机。

通过实证研究货币供应量和房价之间的关系，分析表明货币量与房价高度相关，是推动房价上升的主要因素，这对政府调控楼市有重要的政策涵义。

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金奕峰(1992-)，男，汉族，浙江省杭州市人，金融学硕士研究生，浙江财经大学金融学专业，研究方向金融工程。