经济理论与经济管理2007年第10期中国房地产价格对货币政策操作的意义——基于金融形势指数(FCI)的研究何平，吴义东(中国人民大学财政金融学院，北京)在当代经济中，以房地产价格为代表的资产价格已成为影响金融稳定和实体经济稳定的重要因素。2007年8月，美国出现的“次级贷款”危机就是最近的事例。本文将房地产价格从笼统的资产价格中剥离出来，纳入FCI指数，并基于FCI指数研究房地产价格对中央银行货币政策操作所具有的信息内涵。一、文献回顾在房地产市场和房地产价格的国内外文献中，从房地产价格与通货膨胀关系的角度来研究房地产价格波动对货币政策操作意义的鲜见。王维安等人口一通过构建房地产均衡市场模型，在风险中性的假设前提下，利用无套利均衡定价原理，试图从房地产价格波动中分离出通货膨胀预期的新方法。但其结论是严格基于风险中性和无套利均衡假设。韦荣真[2一通过实证研究得出房地产价格缺位导致CPI指数失真的结论，建议将房地产价格因素纳入CPI指数中。但无论是从CPI的定义，还是从其他多个方面来说，将房地产价格因素纳入到消费价格指数中是欠妥的。鉴于中国的实际情况，本文选择古德哈特(Goodhart)等人口。。所建立的FCI指数来研究房地产价格因素的货币政策意义。FCI指数是几种主要[收稿时间][作者简介]资产价格的加权平均数。它是CPI指数和通货膨胀水平的先行指标，其作用就是检验主要资产价格的波动对未来经济运行情况和通货膨胀水平的预测功能。汉森(Hansson)等人_o构建了货币形势指数MCI。古德哈特和霍夫曼在MCI指数中引入房地产价格和股票价格构造了FCI指数，对未来产出与通货膨胀率的变化进行预测。实证研究表明，FCI指数在G7国家的预测效果比较好。卜永祥等人口。在原MCI指数的基础上加入了货币供应量因素，构造出反映中国货币政策松紧程度的货币形势指数，并实证研究这个指数与中国经济增长和通货膨胀之间的关系，但忽略了房地产价格和股票价格这两项越来越重要的资产价格因素。王玉宝¨一-7一分别采用简化的总需求方程和VAR脉冲响应方法估计了中国的FCI指数，认为包含真实短期利率、真实汇率、真实房地产价格和真实股权价格的FCI指数可以作为货币政策的辅助参照指标。封北麟、王贵民[8]通过扩展古德哈特和霍夫曼定义的FCI指数的概念，考察加入真实货币供应量的FCI指数在中国货币政策传导中的信息作用。但它在构造FCI指数时更关注广义货币供应对整个指数预测功能的作用大小，而没有对房地产价格在FCI指数中的作用做深入的研究。鉴于已有的研究，本文将研究的重点集中在房地产价格上。何平(1965一)，男，湖北成丰人，中国人民大学财政金融学院教授，博士生导师；吴义东(1982一)，男，安徽池州人，毕马威振华会计师事务所会计师。经济理论与经济管理2007年第10期理论模型及实证研究古德哈特等将FCI指数定义成真实短期利率、真实有效汇率、真实房地产价格和真实股票价格的加权平均数，并用这个指数作为未来通货膨胀水平和经济运行情况的先行指标，其具体形式为： nFCI，一芝：叫：(q。一q。)(1) i—l式中，q。是资产i在第t期的价格；q。是资产i在第f期的长期趋势或均衡价值；础：是金融形势指^数(FCI)中资产i的相对权重，且>：训：一1。 i—l根据中国的实际情况，本文将真实短期利率缺口k、真实房地产价格指数缺口H。、真实有效汇率缺口既、真实货币供应量缺口MG和真实股价缺口5。等五个缺口变量纳入FCI指数之中，则此时该指数可以表述如下：FCI一叫1HG4-叫2JG4-硼3EG4-叫4MG4-硼5SG(2)式中，各缺口值通过(q。一q。)／q。计算得到。q。是资产i在第t期的价格；q。是资产i在第t期的长期趋势或均衡价值；训：是FCI指数中资产i的H相对权重，且>：叫。一1。围绕这一表达式，本文利用Eview5．0等软件进行如下一系列工作，检验构造出来的中国FCI指数与我国通货膨胀预期的关系，以及房地产价格因素与金融形势指数中其他主要经济变量的实证关系。(一)原始数据本文相关变量的数据取1994年第一季度至2006年第二季度的季度数据为样本，样本容量为50。相关变量原始数据的具体收集工作如下：1．真实通货膨胀率水平。本文根据1994年第一季度至2006年第二季度的季度CPI指数计算相应时期的通货膨胀率。季度CPI指数数据来源于《中国统计年鉴》、国家统计局CPI指数季度数据，并在换算成通货膨胀率时参照了谢平等人[91在研究中使用的通货膨胀率数据。2．真实房地产价格。本文取国房景气销售价46格指数作为名义房地产价格的代表，而实际房地产价格则由名义国房景气指数除以当期居民消费物价指数。3．真实短期利率。名义数据采用7天银行间同业拆借利率的季度平均数；真实短期利率主要来源于谢平等人。卯在相关研究中使用的真实短期利率。4．真实人民币有效汇率。本文参照国际货币基金组织在《国际金融统计》巾公布的人民币真实有效汇率。5．真实货币供应量。本文采用《中国统计年鉴》和中国人民银行公布的月度和季度广义货币供应量M2作为参考，并通过当期居民消费物价指数调整得到真实货币供应量数据。这里的季度数据是指单季广义货币供应量，而非累计数据。6．真实股票价格指数。本文采用深圳成指每季度末收盘价格作为名义股票价格指数代表指标，并通过深圳成指除以当期居民消费价格指数计算得到真实股票价格指数。取得原始数据后，本文利用Eview5．0中的HP(hodrick prescott)滤波估计出各个真实变量的长期趋势，并根据变量缺口值一(变量真实值～变量均衡值)／变量均衡值，计算得出除通货膨胀率之外其他变量的缺口值。虽然很多人认为房地产价格和股票价格都是随机波动的．没有长期趋势可言，但是根据资本资产定价模型，一项资产的基础价格从长期来看是它未来收益的折现值，所以本文利用HP滤波拟合出这两项资产的长期价格趋势。(二)各个变量缺口值序列的检验本文采用VAR脉冲响应方法计算各变量缺口值序列在FCI指数中的权重，所以首先需要对各变量缺口值序列进行相关的VAR检验。1．检验平稳性的单位根检验。只有各变量缺口值序列是平稳的，才能继续建立VAR模型。检验结果见表1。6个变量在10％的临界值下均满足平稳性要求。2．确定建立VAR模型和进行格兰杰因果关系检验时的最佳滞后期数走。本文按照AIC信息规则和SC信息规则，确定最佳滞后期数。利用Eview5．0，本文的检验结果表明，当志一6时，经济理论与经济管理2007年第10期AIC和SC降到最小，故本文取是一6，并建立相应VAR方程。表1单位根检验┏━━━━━━┳━━━━━━━┳━━━━━━━━━┳━━━━━━━━━┳━━━━━━━┳━━━━━━━━━━━━┓┃变量┃检验类型┃ t统计量┃，临界值┃P值┃检验结果(10％标准)┃┣━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━━━━┫┃CPllNF┃ADF┃2．┃—2．┃O．0909┃平稳┃┣━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━━━━┫┃HG┃ADF┃一2．┃—2．┃O．0872┃平稳┃┣━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━━━━┫┃IG┃ADF┃一8．┃—2．┃0．0000┃平稳┃┣━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━━━━┫┃E：j┃ADF┃2．┃2．┃O．0873┃平稳┃┣━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━━━━┫┃』ⅥG┃ADF┃3．┃2．┃O．0040┃平稳┃┣━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━━━━━━┫┃SG┃ADF┃一3．┃—2．┃O．003O┃平稳┃┗━━━━━━┻━━━━━━━┻━━━━━━━━━┻━━━━━━━━━┻━━━━━━━┻━━━━━━━━━━━━┛3．格兰杰因果关系检验。从6个变量问的格兰杰因果关系分析看，房地产价格波动是通货膨胀变动和广义货币供给波动的格兰杰原因；通货膨胀率对股票价格波动有着显著的影响；房地产价格对人民币有效汇率有较为显著影响；人民币有效汇率也显著影响通货膨胀率和广义货币供给。4．单位脉冲响应分析。取滞后期为10个季度。房地产价格、短期利率和人民币有效汇率对通货膨胀的影响较大，同时房地产价格的作用随时间而逐渐增强；通货膨胀率、短期利率和人民币有效汇率对房地产价格有较大的持久影响；房地产价格对人民币有效汇率和广义货币供给的影响较大，对短期利率的影响最小且逐渐增强，对股票价格的影响不大。(三)中国FCI指数的构造为了检验房地产价格因素在FCI指数中的重要性及其对FCI指数通货膨胀预测功能的贡献大小，本文同时构造FCI，和FCI。这两个FCI指数。FCI。中包含了真实房地产价格缺口变量，而FCI。中则剔除真实房地产价格缺口变量。先计算出各变量缺口序列对通货膨胀脉冲冲击在10个季度内的平均影响，然后根据各个变量的相对影响，利用公式计算它们在FCI指数中的相对权重。最后构造出来的FCI，与FCI。可用下式表达：含房地产价格指数的FCI。一0．16H。+0．381G+0．33EG+0．1MG+0．03S㈤含房地产价格指数的FCI。一0．077k+0．552EG+0．103MG+0．267S(；。(四)中国FCI指数与通货膨胀预期构造好FCI，和FCI：后，可以检验其分别与通货膨胀之间的一系列关系，并以此检验结果比较FCI，与FCI：的预测功能孰强孰弱，从而进一步检验真实房地产价格的重要性与它对通货膨胀预期作用的大小。1．相关性分析。本文考虑两个指标，一个是相关系数，另一个是跨期相关系数。在进行跨期相关性分析时，本文假设跨越了6期，即6个季度。输出结果如表2所示。表2相关性分析┏━━━━━┳━━━━━━━━┳━━━━━━━┓┃I指数┃系数┃相关系数┃┣━━━━━╋━━━━━━━━╋━━━━━━━┫┃lFCI，┃O．┃O．196┃┣━━━━━╋━━━━━━━━╋━━━━━━━┫┃lFCI。┃O．┃0．207┃┗━━━━━┻━━━━━━━━┻━━━━━━━┛输出结果反应的直接结果是，FCI，与通货膨胀的相关性要小于FCI。与通货膨胀的相关性，但这个指标还不足以反映所有信息，有必要进行以下的分析。2．格兰杰因果检验。在这个检验中，仍然选择滞后6期，输出结果如表3。表3FCI。，FCl2的格兰杰因果检验结果┏━━━━━━━━━━━━━━━┳━━━━━━┳━━━━━━━┳━━━━━━━┓┃原假设┃样本数┃F统计量┃P值┃┣━━━━━━━━━━━━━━━╋━━━━━━╋━━━━━━━╋━━━━━━━┫┃FCJl不能格兰杰引起CP¨NF┃44┃2．┃O．03414┃┃CPJJNF不能格兰杰引起FCJ。┃┃0．┃O．┃┃FCI。不能格兰杰引起CPJJNF┃44┃1．┃O．┃┃CP¨NF不能格兰杰引起FCI2┃┃3．┃O．0067l┃┗━━━━━━━━━━━━━━━┻━━━━━━┻━━━━━━━┻━━━━━━━┛经济理论与经济管理2007年第10期由以上检验结果可以看出，在10％和5％的临界标准下，FCI，是通货膨胀的格兰杰原因，而无法确定FCI：是否是通货膨胀的格兰杰原因。同时，通货膨胀不是FCI，的格兰杰原因，但却是FCI：的格兰杰原因。总之，可以初步断定，FCI。0．0120．0080．0040．0000．0040．0080．012FCI。冲击引起的，ⅣF响应函数┏━━━━━━━━━━━━━┓┃，，，7’’、～、┃┃多；乡、_＼～…～┃┣━━━━━━━━━━━━━┫┃一一、、|．＼┃┗━━━━━━━━━━━━━┛是通货膨胀的先行指标，而FCI：却不能确定。3．脉冲响应分析。本文选择FCI。和FCI：分别产生单位脉冲在未来10个季度对通货膨胀的影响，输出结果如图1所示。0．0150．0100．0050．0000．005FCh冲击引起的，ⅣF响应函数图1FCll，FC，2对通货膨胀的脉冲分析结果由以上输出结果可以明显看出，FCI。的单位脉冲比FCI：的单位脉冲对通货膨胀的影响要大得多，且持续时间要长得多，这就进一步说明FCI。比FCI：更能解释通货膨胀的未来变化。另外，笔者还检验了通货膨胀的单位脉冲分别对FCI，和FCI：的影响，结论表明通货膨胀对FCI。的影响要远远大于对FCI。的影响。总之，脉冲检验结果进一步证明FCI。比FCI。更适合做未来通货膨胀的先行指标。三、结论根据对基本实证结果的总结，可以得出如下结论(各主要变量间通过模型已检验出的关系如图2所示)：48图2主要变量之间的实证联系1．房地产价格与通货膨胀的关系。由于房地产价格直接对未来通货膨胀产生影响，也通过人民币有效汇率间接影响未来通货膨胀，对实体经济有着持久的影响。通货膨胀对房地产价格也有强烈的反作用，导致通货膨胀的因素都会通过通货膨胀影响房地产价格。房地产价格波动也会通过财富效应和交易效应影响到居民的消费和投资决策。2．房地产价格与广义货币供给的关系。和通货膨胀一样，房地产价格直接或间接通过人民币有效汇率对广义货币供给产生影响，而广义货币供给是不是房地产价格波动的外在原因并没有得到很好的证实。换句话说，我国广义货币供给具有很强的内生性，受房地产市场和人民币有效汇率的影响较强。央行的货币政策在一定程度上是被动适应房地产市场供求和人民币有效汇率状况的。3．房地产价格与人民币有效汇率。一方面，房地产价格直接影响人民币有效汇率；另一方面，人民币有效汇率也对房地产价格产生显著影响。在一定程度上，房地产价格波动与人民币有效汇率之间存在着正强化效应。同时，房地产价格对通货膨胀和广义货币供给的影响都有一部分是通过人民币有效汇率传递的。既然房地产价格与人民币有效汇率之间存在着互动关系，则说明我国房地产价格波动与国际收支项目存在互动关系。这种互动作用会产生明显的外部效应，其直接结果就是通货膨胀水平(进而实体经济)和广义货币供给的更大变动。