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【摘 要】本文基于金融政策理论，通过协整检验、因果检验及误差修正模型对银行贷款利率和货币供应量与嘉兴市房地产、成交量的关系进行研究。实证研究结果表明：利率对抑制房地产效果不明显，而货币供应量对房地产有一定的影响作用。而房地产成交量对利率和货币供应量的影响不敏感。所以，金融政策对嘉兴市房地产调控的同时应寻求其他政策的配合。
【关键词】金融政策；房地产；成交量；协整模型
论中指出，扩张性的金融政策降低了市场短期利率，导致资产上涨；莫迪利亚尼（Modigliani，1971）则指币供给量的增加提高了资产，进而使得消费者的毕生财富也增加，最后传导至消费的增加。Jonathan和Richard（2007）对历年美国的金融政策进行了研究，并对金融政策下的房地产市场VAR模型、长期供求模型、短期调整模型、短期供给模型等进行分析，认为80年代以后的紧缩的金融政策对房地产有影响。
国内学者目前研究主要集中在金融政策对房地产的影响分析和金融政策对房地产市场调控效用两方面。关于金融政策对于房地产影响的研究方面，崔光灿（2006）从银行信贷、利率、汇率三方面阐述金融政策对房地产的影响，认为最有效的手段就是利率，与之相应是对房地产信贷数量的控制。通常情况下，房价的过快上扬可以通过提高利率和紧缩信贷等途径加以调控。刘传哲，何凌云（2006）利用1998-2005年季度数据为样本，对货币供应量、金融机构一年期贷款利率、房地产指数等数据进行序列平稳性及因果关系检验，得币供应量的变动能迅速作用于房地产，而利率与房地产之间没有联动性；关于调控的效用，聂学峰，刘传哲（2005）通过1999年至2005年的季度数据，对我国金融政策对房地产市场影响的效应和时滞进行实证研究表明，金融政策对房地产市场影响时滞为2个季度，其中货币供应量比利率的影响更为显著；并提出实施数量型为主的金融政策能够稳定房地产市场，避免泡沫的产生。刘洪玉（2008）把传导机制分为数量型和型。数量型主要是通过调整货币供给量来影响信贷规模的大小，而型主要是通过调整贷款利率来影响开发商和购房者的融资成本.
综上所述，迄今为止对金融政策与房地产关系的研究或者以国家、地区为研究单位，或者以差异为研究对象，基本上处于一个宏观面的研究。本文基于前人研究的理论基础上，研究货币供应量和银行贷款利率变动对嘉兴市房地产及成交量的影响，以期解释金融政策对嘉兴市房地产的影响。
由于变量P、V、MS和I均为一阶单整序列，因此可能存在有长期稳定关系，本文使用Johansen协整检验法来确定各变量之间的协整关系。从表2和表3可知，在原检测设检测定为不存在协整关系的前提下，Johansen检验的Y1Trace统计量为45.07933，大于5%条件下的临界值29.79707，这就说明了变量之间至少存在一个线性独立的协整关系。此外，在原检测设为至多存在一个协整关系的前提下，Trace值为15.42999且小于5%条件下的临界值15.49471，即接受至多一个协整关系的原检测设。由此，我们可以判断出嘉兴市房地产增长率P、货币供应量增长率MS 以及一年期银行贷款利率I之间存在唯一的线性独立的协整关系。Johansen检验的 Y2Trace统计量为68.12010，大于5%条件下的临界值29.79707，这就说明了变量之间至少存在一个线性独立的协整关系。此外，在原检测设为至多存在一个协整关系的前提下，Trace值为15.42999且小于5%条件下的临界值15.49471，即接受至多一个协整关系的原检测设。由此，我们可以判断出嘉兴市房地产成交量增长率V、货币供应量增长率MS 以及一年期贷款利率I之间存在唯一的线性独立的协整关系。
【关键词】金融政策；房地产；成交量；协整模型
一、文献综述
目前，对于金融政策对房地产市场影响的研究主要集中于货币数量论及金融政策的固定资产传导机制。货币数量论是一种用流通中的货币数量的变动来说明商品变动的货币理论；金融政策的固定资产传导机制则是指通过金融政策的调整和操作来影响资产的相对，引导人们进行资产结构调整，进而影响到货币总需求。货币数量论研究的主要学者为费希尔（Fisher）和费里德曼（Friedman）。20世纪初，费希尔（Fisher，1911）在其代表作《货币购写力：其决定因素及其与信贷、利息和危机的关系》中提出交易方程式MV=PT，并指出在货币的流通速度与商品交易量不变的条件下，物价水平随流通货币量的变动成正比例变动。弗里德曼（Friedman，1963）指出通货膨胀每时每刻每处都是一个货币现象，货币供给量的变动会对产生影响，为了控制通货膨胀必须控制货币供应量。金融政策的资产传导机制则主要包括Q效应渠道和财富效应渠道。托宾（Tobin，1969）在其著名的Q理论中指出，扩张性的金融政策降低了市场短期利率，导致资产上涨；莫迪利亚尼（Modigliani，1971）则指币供给量的增加提高了资产，进而使得消费者的毕生财富也增加，最后传导至消费的增加。Jonathan和Richard（2007）对历年美国的金融政策进行了研究，并对金融政策下的房地产市场VAR模型、长期供求模型、短期调整模型、短期供给模型等进行分析，认为80年代以后的紧缩的金融政策对房地产有影响。
国内学者目前研究主要集中在金融政策对房地产的影响分析和金融政策对房地产市场调控效用两方面。关于金融政策对于房地产影响的研究方面，崔光灿（2006）从银行信贷、利率、汇率三方面阐述金融政策对房地产的影响，认为最有效的手段就是利率，与之相应是对房地产信贷数量的控制。通常情况下，房价的过快上扬可以通过提高利率和紧缩信贷等途径加以调控。刘传哲，何凌云（2006）利用1998-2005年季度数据为样本，对货币供应量、金融机构一年期贷款利率、房地产指数等数据进行序列平稳性及因果关系检验，得币供应量的变动能迅速作用于房地产，而利率与房地产之间没有联动性；关于调控的效用，聂学峰，刘传哲（2005）通过1999年至2005年的季度数据，对我国金融政策对房地产市场影响的效应和时滞进行实证研究表明，金融政策对房地产市场影响时滞为2个季度，其中货币供应量比利率的影响更为显著；并提出实施数量型为主的金融政策能够稳定房地产市场，避免泡沫的产生。刘洪玉（2008）把传导机制分为数量型和型。数量型主要是通过调整货币供给量来影响信贷规模的大小，而型主要是通过调整贷款利率来影响开发商和购房者的融资成本.
综上所述，迄今为止对金融政策与房地产关系的研究或者以国家、地区为研究单位，或者以差异为研究对象，基本上处于一个宏观面的研究。本文基于前人研究的理论基础上，研究货币供应量和银行贷款利率变动对嘉兴市房地产及成交量的影响，以期解释金融政策对嘉兴市房地产的影响。
二、实证分析
(一)变量选择及数据
本文所有数据均来源于国家统计局《中国统计年鉴》、《中国人民银行统计月报》和嘉兴市统计信息网（）。样本期间为2008年3月至2012年12月的月度数据。货币供应量为与实际变量之间关系最密切的M2的月度数据为样本；嘉兴市房地产增长率P以及销售面积增长率采用同比数据（上年同月=100）。所采用的计量分析软件为Eviews6.0。另外，由于货币供应量M2的月度数据与其它变量数值相差巨大，所以对其取对数的一阶差分形式以减小模型估计的误差。笔者初步检测定嘉兴市房地产增长率为P、嘉兴市房地产成交量增学位论文{#GetFullDomain}
长率为V、实际利率为I及货币供应量增长率为MS。(二)嘉兴市房地产、成交量与货币供应量和利率的协整分析
为了避免各变量由于非平稳而造成的伪回归问题，首先对各变量进行平稳性检验。本文运用ADF（augment Dickey-Fuller test）检验对上述P、V、MS、I、和△P、△V、△MS、△I进行检验，具体检验结果如图所示。从检验结果可以看出，八个变量序列的水平值在1%的显著性水平下都不能拒绝有单位根的零检测设，所以都不是平稳序列；而P、V、MS、I等四个变量的一阶差分在1%的显著水平下均能拒绝含有单位根的原检测设，所以都为平稳序列，各变量均为一阶单整的序列。由于变量P、V、MS和I均为一阶单整序列，因此可能存在有长期稳定关系，本文使用Johansen协整检验法来确定各变量之间的协整关系。从表2和表3可知，在原检测设检测定为不存在协整关系的前提下，Johansen检验的Y1Trace统计量为45.07933，大于5%条件下的临界值29.79707，这就说明了变量之间至少存在一个线性独立的协整关系。此外，在原检测设为至多存在一个协整关系的前提下，Trace值为15.42999且小于5%条件下的临界值15.49471，即接受至多一个协整关系的原检测设。由此，我们可以判断出嘉兴市房地产增长率P、货币供应量增长率MS 以及一年期银行贷款利率I之间存在唯一的线性独立的协整关系。Johansen检验的 Y2Trace统计量为68.12010，大于5%条件下的临界值29.79707，这就说明了变量之间至少存在一个线性独立的协整关系。此外，在原检测设为至多存在一个协整关系的前提下，Trace值为15.42999且小于5%条件下的临界值15.49471，即接受至多一个协整关系的原检测设。由此，我们可以判断出嘉兴市房地产成交量增长率V、货币供应量增长率MS 以及一年期贷款利率I之间存在唯一的线性独立的协整关系。
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