收稿日期：2008－09－25
作者简介：马 柯（1987-），男，湖南大学金融学院学生；
黄 明（1978-），男，经济学硕士，湖南广播电视大
学教师。
摘 要：本文应用向量自回归模型的脉冲响应函数和预测方差分解的方法，对我国货币政策影响房价的外部时滞
进行分析。 利用 2004年 1月至 2008年 6月的月度数据测算出的结果是：信贷规模、狭义货币供应量和利率对房价的
作用时滞分别为 7个月、3 个月和 11个月。 信贷规模和利率水平度对房价的冲击效应较小，而货币供应量对房价的
冲击效应较为明显。 央行在制定货币政策时应综合考虑货币工具的特点、作用时滞、经济形势和理性预期的影响。
关键词：货币政策；外部时滞；房价；脉冲响应；方差分解
中图分类号： 文献标识码：A 文章编号：1003－9031（2008）11－0009－05
我国货币政策对房价作用时滞的实证分析
9
2008年第 11期
总第 240期 HAINAN FINANCE
NO．11，2008
Serial No．240
一、问题的提出与文献综述
1998 年，国家开始住房分配货币化改革，停止福利
实物分房。 自此， 我国房地产业进入了新一轮快速发展
时期，房地产投资和房地产价格持续上涨。 一方面，房地
产业已经成长为带动我国经济发展的支柱产业， 其快速
的发展有力推动了整个国民经济的增长；但另一方面，不
断攀高的房地产价格，导致房地产市场泡沫的出现，有可
能对我国房地产市场乃至国民经济造成较大的危害。 所
以，房地产价格纳入了货币政策的视线，并出台了一系列
货币政策措施来调控房地产市场①。
关于货币政策影响房价的问题， 诸多学者已经从各
个方面做出了众多深入的探索和研究， 可以简要归纳如
下：（1）货币政策影响房价的途径研究（郭科，2006；刘传
哲、聂学峰，2006）。 [1][2]虽然不同的学者看法不尽相同，不
过央行用以调控房价的工具无外乎利率、 信贷和货币供
应量。 （2）利用利率调控影响房价的时滞较长，效果也不
显著（李进涛、谭术魁、郭志涛，2007），需要其他政策予以
配合（乜玉平，2008）。 [3][4]（3）货币供应量对于调控房价的
效果较为显著（聂学峰、刘传哲，2005）。 [5]（4）信贷是房地
产价格短期波动的原因，房地产价格会影响银行信贷（段
东忠、曾令华、黄泽先，2007）。 [6]（5）对我国已执行的货币
政策调控房价有效性的质疑（耿同劲，2008；袁科、冯彦
邦，；马君潞、武岳，2008）。 [7][8]
综上所述， 对于货币政策影响房价的研究基本上都
集中于货币政策的有效性上， 对于货币政策调控房价的
效率研究并不多见。 郭科（2006）利用线性回归的方法得
出了货币政策可以影响房地产价格， 利率对房地产价格
的影响比货币供应量更为显著， 货币政策对房地产价格
的影响时滞为 2 个季度等相关结论。 但其并未考虑信贷
手段对于房价的影响， 且该方法只能说明滞后两个季度
的数据能够较好得解释房价的变动， 并未能说明在两个
季度后货币政策对房价的作用最大。 [9] 聂学峰、 刘传哲
（2005）的研究显示货币供应量对房地产的影响比利率更
显著， 且货币政策对房地产市场影响的时滞为两季度。
但是，其只计算了 M2对房价的影响时滞，未对货币政策
其他工具的影响时滞做出说明。 [10]
本文拟采用的向量自回归模型的脉冲响应函数和预
马 柯 1；黄 明2
（1.湖南大学 金融学院，湖南 长沙 410082；2.湖南广播电视大学，湖南 长沙 410004）
① 央行早在 2001 年就开始关注房地产价格，并先后采取
以下调控措施：《关于规范住房金融业务的通知》（2001 年）、房
地产信贷大检查 （2002 年）、《关于近一步加强房地产信贷业务
管理的通知》（2003 年）、调高房贷利率和首付比例（2005 年）以
及 2006、2007 年利率的频繁调高。
测方差分解技术将可能影响房价的货币政策工具变量
（利率、信贷以及货币供应量）纳入一个系统，反映了系统
的完整信息， 而且能够估计出政策作用效果的时滞区间
及作用效果的相对大小，这种系统化、定量化的方法使分
析结论更具客观性、准确性和合理性。
二、指标选取与数据来源
（一）指标设计
根据已有的关于货币政策影响房价的途径的研究，
普遍认为央行可以影响房价变动的货币政策工具主要有
利率、信贷和货币供应量。 因此本文从信贷规模、货币供
应量和利率三个方面出发， 通过实证分析货币政策对房
地产市场的影响。
银行贷款能力的变化会影响建筑业贷款的可获得
性，从而影响房地产的开发和运营。近期的楼市波动也表
明，建筑业贷款紧缩，往往使房地产企业的资金链受到冲
击， 影响房价走低。 因此笔者选取建筑业贷款作为银行
贷款能力的代表。 2004 年 1 月至 2008 年 6 月我国建筑
业贷款的变动趋势如图 1所示。
由于 M1（狭义货币供应量）能较好地反映人民经济生
活中的货币供应情况，与现实生活联系较为紧密，因此本
文选取 M1作为货币供应量的代表。 2004 年 1 月至 2008
年 6月我国狭义货币供应量的变动趋势如图 2所示。
贷款利率的变化直接影响消费者偿还住房按揭贷
款的利息额，影响其还贷成本。 鉴于此，本文选择我国金
融机构人民币贷款基准利率作为利率代表。 发生利率调
整的月份，按照该月利率的加权平均值计。 2004 年 1 月
至 2008 年 6 月我国金融机构人民币贷款基准利率的变
动趋势如图 3所示。
对于房价变动的测定，2005 年 6 月以前国家发改委
均采用我国 35个大中城市房屋销售价格进行比较，按季
统计公布。 2005 年 7 月开始改为采用我国 70 个大中城
市房屋销售价格进行比较，按月统计公布。 本文将 2004
年第一季度的三个月房价设为 1， 其后的月份按照增加
的比例推算。 2004 年 1 月至 2008 年 6 月我国大中城市
房价变动趋势如图 4所示。
（二）数据来源
本文数据来源于国家发改委和中国人民银行网站。
数据时间跨度为 2004 年 1 月至 2008 年 6 月。 因上述宏
观经济变量时间序列一般都具有时间趋势， 故将上述序
列作平稳化处理，即对它们取对数后差分，分别记为房价
DLNP、狭义货币供应量 DLNM1、建筑业贷款 DLNLOAN
和金融机构人民币贷款基准利率 DLNR。
三、实证分析
由于广义的货币政策时滞较为难以度量， 因此在实
证分析中采用狭义的货币政策时滞定义 。 Nachane&
Lakshmi（2001）认为货币政策的外部时滞具有结构特征，
包括以下三类的时滞，即冲击时滞、峰值时滞以及累积时
图 1 我国建筑业贷款的变动趋势
图 2 我国狭义货币供应量的变动趋势
图 3 我国金融机构人民币贷款基准利率的变动趋势
图 4 我国大中城市房价变动趋势
10
4100
3800
3500
3200
2900
2600
2300
2000
单位：亿元
20
04
.1
20
04
.5
20
04
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05
.1
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06
.1
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07
.1
20
07
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20
07
.9
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08
.1
20
08
.5
180000
单位：亿元
160000
140000
120000
100000
80000
60000
40000
20
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.1
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.5
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.1
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20
07
.9
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.1
20
08
.5
8
7
6
5
4
单位：%
20
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.1
20
04
.5
20
04
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.1
20
05
.5
20
05
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06
.1
20
06
.5
20
06
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20
07
.1
20
07
.5
20
07
.9
20
08
.1
20
08
.5
指
标
值
1
2008 年第 11 期理 论 探 讨
图 7 房价对贷款利率的响应
滞，它们共同构成了货币政策的“时滞结构”。本文研究的
货币政策对房价产生作用的时滞指上述的第二类， 即峰
值时滞。 笔者认为， 峰值时滞可以最好得表现出房价受
货币政策影响的时滞。
（一）单位根检验
采用 软件，对 DLNP、DLNM1、DLNLOAN
和 DLNR进行 ADF检验，采用 AIC准则确定最佳滞后阶
数，检验结果如表 1。 结果显示上述四个指标的 ADF 检
验值均小于显著性水平 、、 的临界值，表明至
少可以在 99%的置信水平下拒绝原假设， 序列 DLNP、
DLNM1、DLNLOAN和 DLNR都不存在单位根。
（二）向量自回归模型（VAR）的构造
向量自回归模型（VAR）通常用于相关时间序列系统
的预测和随机扰动对变量系统的动态响应。 利用序列
DLNP、DLNM1、DLNLOAN 和 DLNR 建立 VAR 模型 ，时
间滞后期为 4期。
1.脉冲响应函数检验
脉冲响应函数用以衡量来自随机扰动项的一个标准
差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。 图 5是房价
对于建筑业信贷规模、 狭义货币供给量和基准贷款利率
的脉冲响应函数曲线。 图中横轴代表响应函数的追踪期
数， 纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。 实线表示
响应函数的计算值， 虚线表示响应函数加或减两倍标准
差的置信带。 为了研究变量的中长期影响， 本文将响应
函数的期数设置为 25个月。
图 5、图 6 和图 7 反映了由房屋销售价格 P、狭义货
币供应量 M1、建筑业贷款总额 LOAN 和人民币贷款基准
利率水平 R 组成的 VAR 系统的检验结果。 通过上文分
析，房价与建筑业贷款额呈正相关，与 M1呈正相关，与贷
款基准利率呈负相关。 因此，由图 1可以看出，房屋销售
价格对建筑业信贷规模 LOAN、狭义货币供应量 M1和贷
款基准利率 R 的脉冲响应分别在第 7 个月、第 3 个月和
第 11个月达到峰值。
2.预测方差分解
VAR 模型的方差分解能够给出随机变量的相对重
要性信息。
将上述 VAR 模型进行方差分解， 结果如表 2 所示
（见下页）。
表 2 反映的是由房屋销售价格 P、 狭义货币供应量
M1、建筑业贷款总额 LOAN 和贷款基准利率水平 R 组成
的 VAR系统的检验结果。 可以看出，在房屋销售价格的
预测方差中，建筑业贷款总额 LOAN、狭义货币供应量 M1
和基准贷款利率水平的贡献也分别在 7 个月、3 个月和
11 个月之后趋于稳定，它们对房屋销售价格的冲击效应
表 1 变量单位根（ADF）检验结果
变量
检验形式
（C,T,K）
ADF
统计量
各显著性水平下的临界值 检验
结果1% 5% 10%
DLNLOAN (C，0，0) 平稳
DLNM1 （C,10,1） 平稳
DLNP (C,10,1) 平稳
DLNR (C,0,0) 平稳
注：检验形式（C,T,K）中的 C,T,K 分别表示单位根检验方程
包括常数项，时间趋势项和滞后阶数；0 表示检验方程不包括常
数项或时间趋势项。
图 5 房价对建筑业贷款的响应
图 6 房价对 M1的响应
11
2 4 6 8 12 14 16 1810 22 2420
2 4 6 8 12 14 16 1810 22 2420
2 4 6 8 12 14 16 1810 22 2420
2008年第 11 期 理 论 探 讨
分别为 %、%和 %。 综合脉冲响应函数与预
测方差分解的结论， 建筑业信贷规模对房屋销售价格的
作用时滞为 7个月，狭义货币 M1对房屋销售价格的作用
时滞为 3个月， 贷款基准利率对房屋销售价格的作用时
滞为 11个月。
四、研究结论与政策建议
（一）研究结论
准确认识货币政策对调控房价作用的时滞， 对正确
制定货币政策， 把握货币政策的实施时机具有重要的参
考意义。 本文的研究结论如下：
第一，由于存在货币政策的作用时滞，中央银行在具
体操作货币政策时应争取一定的前瞻性， 以尽量避免当
政策作用发挥时由于经济周期或供求关系发生变化而使
货币政策无法发挥预期的效果甚至起到负面作用。
第二，货币供应量、信贷规模和利率对调控房价的作
用存在不同的时滞，它们的冲击效应的大小也不尽相同，
故在执行不同货币政策工具时应考虑它们的政策叠加效
应，以避免房价大起大落。
第三，从本文构造的 VAR系统模型的预测方差分解
结果来看，狭义货币供应量对预测房价的贡献最大（达到
%），因此从相关性角度分析，紧缩货币的发行对抑
制房价的过快增长效果最为明显。因此，在房价过快增长
时，央行可以采取控制流通货币量的手段。
第四，从本文的分析结果来看，利率工具的作用时滞
相对来说比较长， 这可能与我国的利率市场化进程缓慢
有关。
第五， 处于不同经济周期的货币政策对于不同经济
指标的作用时滞往往是不同的。 本文所估计的时滞仅代
表 2004年 1月至 2008年 6月货币政策作用于房价的平
均时滞水平， 货币当局在进行具体决策时应综合分析特
定经济周期的经济运行状况。
（二）政策建议
1.创造条件,有效实施前瞻性货币政策。 建立并进一
步完善房地产市场预警预报体系。 现有的三套房地产预
警系统指标体系由于主要采用定性方法建构, 以致在客
观反映房地产业运行态势方面有许多不足。因此，应进一
步加强该领域的实证研究, 对不同的经济对象选择合适
的预警方法和合理运用计量经济模型。 央行在关注房地
产市场走势时，应合理选择决策指标。例如可以考虑将房
价中位数纳入监控范围， 以减少当前主要以房地产销售
均价作为监控指标造成的由于极端值影响致使均值不能
真实反映房价的情况。
2.结合当前经济形势，根据不同货币政策工具的特
点进行合理使用。 在房地产市场过热时期,如果由于利率
途径传导时滞较长， 导致中央银行在提高市场利率的同
时,短期房价没有发生相应变化,则此时市场房价和均衡
房价之间的差距会被拉大,一旦房产泡沫破灭,房价跌幅
会更大, 对经济金融乃至社会稳定的破坏作用也就更严
重。因此,笔者认为在我国现阶段,央行将利率作为房地产
调控工具应当慎重。此外，城镇固定资产投资中企业自筹
资金增速呈逐渐上升之势, 企业对银行贷款的依赖性有
所下降,这将导致“紧信贷”政策效力弱化。 这些经济形势
的变化，都应在制定货币政策时引起央行的注意。
3.充分估计市场主体的可能反应，可以适度地“矫枉
过正”。 经济主体的理性预期可以使政策失效或者效力打
折。充分估计到理性预期的可能反应条件下的政策方案设
计，可能比通常的适度方案要稍稍“冒进”一些、超过一些。
因为这是预留了理性预期空间。 但是，必须指出，“过正”不
是无边界的，它是在充分估计各方面各自在各阶段的反应
以及各方交叉反应综合基础上的过正。 （下转第26页）
表 2 房屋销售价格对建筑业贷款、狭义货币 M1
和贷款基准利率的预测方差分解
Period . DLNP DLNLOAN DLNM1 DLNR
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
21
22
23
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25
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（上接第12页）
总之，在研究货币政策效应时滞问题时,必须结合我
国的实际情况,不能照搬国外的现成的货币理论；必须采
用定性与定量分析相结合的方法, 探索符合我国社会主
义市场经济体制的货币理论。 ■
参考文献：
[1][9] 郭科.我国货币政策影响房地产价格的实证分析
[J].福建金融管理干部学院学报，2006，（7）.
[2]刘传哲，聂学峰.我国货币政策通过房地产投资传递
的实证分析[J].统计与决策，2006，（2）.
[3] 李进涛，谭术魁、郭志涛.利率调整与房地产市场波
动关系的实证研究[J].南方金融，2007，（12）.
[4]乜玉平.利率变动对我国房价影响的实证研究 [J].价
格月刊，2008，（3）.
[5][10]聂学峰，刘传哲.我国货币政策影响房地产市场
的实证分析[J].河南金融管理干部学院学报，2005，（4）.
[6] 段东忠，曾令华、黄泽先.房地产价格波动与银行信
贷增长的实证研究[J].金融论坛，2007，（2）.
[7]耿同劲.房地产价格：政策与现实的悖论机器解析[J].
金融与经济，2008，（4）.
[8]马君潞，武岳.金融调控政策对房地产市场的影响[J].
财经科学，2008，（2）.
Empirical Analysis of the Delay Effect of Monetary Policy in China on Housing Price
MA Ke1；HUANG Ming2
（ of Finance Hunan University, Changsha 410082,China；
Radio and TV University,Changsha 410004,China）
Abstract: This paper analyzes the impact from external time-lag of monetary on the price of real estate by vector autore-
gressive model and forecast variance decomposition. Based on monthly figures from January,2004 to June,2008, it is con-
cluded that the time lags of credit scale, narrow money supply, and interest level are respectively 7 months, 3 months and
effects of credit scale and interest level are comparatively weak, while that of narrow money supply is
notable. Central bank should take the impact of features of instruments、time lag、economic situation and rational expecta-
tion into account when working out monetary policy.
Key Words: Monetary Policy；External Time Lag；Price of Real Estate；Impulse Response；Variance Decomposition
基础上，再进一步分析月、旬和周内收支存波动规律，进
行更加细化的国库现金管理操作。 第二阶段是进行稳定
库款后的额度管理，形成国库现金管理的自动操作机制。
根据第一阶段操作， 就此可以形成了全年较为均衡的国
库库存余额，第二阶段则要求结合国库收支预测，随时监
测库存余额，一旦库存余额高于均衡水平，则自动进行现
金管理投放操作， 即进行稳定库款后的额度管理。 举例
来说， 假定 2007 年全年国库库存均值为 18000 亿元，
2008 年当监测库存余额为 18500 亿元，且收支预测显示
短期库存无明显下降趋势时 （可参考股票市场中的
MACD方法进行趋势判断），则应对超过均值的 500 亿元
库存资金进行现金投放操作。 第三阶段是根据前两步操
作经验， 稳步降低均衡库款余额。 进行稳定库款额度管
理后，应进一步结合宏观经济金融形势，相机抉择使稳定
性库款余额逐步下降，直至达到目标余额水平。 [5]
参考文献：
[1]宫强.发达国家的国库现金管理模式及对我国的启
示[J].深圳金融，2005，（8）.
[2]马洪范.国债余额管理、国库现金运作及货币政策协
调[J].中国金融，2006，（6）.
[3]薄文英.对开展地方国库现金管理的探讨[J].山西财
经大学学报，2007，（2）.
[4]探索地方国库现金管理运作的最佳模式 [J].国库研
究园地，2008，（59）.
[5] 陈颖.浅谈我国国库现金管理的思路与模式[J].海南
金融，2005，（10）.
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