货币供应量、地价对房价的影响研究
货币供应量、地价对房价的影响研究
一一基于35 个大中城市统计数据的实证分析
昌富
内容提要 本文利用 1998-2014年中国 3S 个大中城市的年度土地出让面积和成交价格、年度商品房销
售面积和销售金额以及央行M2数据，统计分析货币供应量、地价对于房价的影响关系。研究发现，东部地
区房价对于地价反应明显，中部和西部对于货币反应明显;相应，不同地区应基于地域特征，分别从土地供
应量及结构控制、资金流入及流出控制引导等不同侧重点，结合对市场购房需求的引导，推动房地产市场平
稳、健康发展。
关键诩货币供应量地价房价 VAR模型
昌 葛，碧桂园控股华东区域营销总经理
、吉|言
自 1998年房地产市场化改革以来，我国房地产行业实现迅猛发展 ;2∞3年 8 月，国务院出台《关
于促进房地产市场持续健康发展的通知)，将房地产业定位为国民经济的"重要支柱产业"并明确提
出要保持房地产业的持续健康发展。自 2∞3年以来，我国房地产价格持续攀升，并在多个年头呈现
跨越式上涨，如2∞4年 %的涨幅、2009年高达毛的涨幅等。且与房价上涨相同步，地价持续
上涨，多地地王频出。
房地产作为资金密集型产业，货币资金对于房地产无论是供应方、还是需求方均有显著的影
响。尤其2016年以来，货币政策相对宽松、人民币贬值、实体经济不摄的背景下，房地产作为强保
值、增值资产而被追逐，市场传出声音"房价上涨是货币超发的结果"。另一方面，地价作为成本的
重要组成部分，地价与房价之间的作用关系、作为面粉与面包之间的话题，也受到社会各界的关
注。针对这两个市场关注热点，本文选择货币供应量、地价作为研究对象，挖掘两者与房价之间的
作用关系;且结合我国不同地区的地域性特征，研究在不同地区市场的影响力，并以其作用逻辑探
讨针对性的调控手段。
• 58 • 2016/6 江苏社会科学
经济学研究
二、货币供应量、地价与房价的研究理论分析
国内学者关于货币供应量与房价作用的研究，以实证分析为主，研究结论呈现一定偏离。古月胜等
(2∞7)认为通货膨胀率、货币供应量是两个影响商品房价格变化的主要宏观经济变量，其中通货膨胀
率的影响是正向的，而货币供应量的影响是负向的。不过，多数学者认为货币供应量的增加会引起房
价的上升。聂学峰等(2∞5)认为长期内货币供应量的增加带动房价上升，货币供应量每增加 1%、房
价就上升%;短期内，货币供应量对房价也有正向影响，而该影响效应有2个季度的时滞。张中
华等(2012)、贾祖国等(2013)等均认为货币供应量对房价有非常明显的领先作用，且具有较强的长期
持续作用效果，其作用的传导速度可能非常快速。焦振华(2015)认为我国房价上涨的根源在于供需
失衡、货币超发推被助澜，并将我国房价上行过程以2008年分为两个阶段，21∞8年之前房价上涨主要
是由于经济快速发展、住宅刚性需求释放，而2∞8年之后则更多表现为货币超发的反映。
对于地价与房价的关系，学者研究的一个主要方向是结合格兰杰因果关系检验、面板数据分析等
检验其因果关系，研究结论上也呈现一定差异。况伟大(2005)认为短期内房价与地价相互影响，长期
内地价是房价的格兰杰因。郑娟尔等(2006)基于中国 1998年第 1 季度至 2005年第4季度的数据分
析，房价与地价在长期和短期互为格兰杰因，但房价的变动对地价变动的影响更大。而宋勃等(2∞9)
通过对中国 1998-2007年的房价和地价的季度数据进行格兰杰及面板回归分析，认为短期内地价对
房价没有影响、房价是地价的格兰杰原因，长期来看房价与地价互为因果、但房价对地价的影响程度
更高。王祖山、何立华(2015)认为在中国房价是产品市场的开发商、要素市场的地方政府这两个垄断
者的"双重边际成本加成定价房价与地价相互依赖、互为因果。范新英等(2013)认为地价对房价始
终有较大的正向影响，房价对地价的冲击当期就会显示出来，而地价对房价的冲击滞后一期才会产生
影响。邵新建等(2012)以认为地价是房价的格兰杰因，城市地价每增加 1 个点，城市房价平均增加
个点;长期内房价要根据其与地价的均衡关系的偏离进行返向调整。以上不同研究，在短期、长
期两个不同界定，房价与地价、货币供应量等是否互为因果，其相互作用力度的比较，均有不同的结
论。此种结论差异，部分因为选取时间的不同，部分因为研究因素的单一性。
三、数据选取与模型构建
1. 数据选取
本文数据主要来源《中国国土资源统计年鉴》、中国国家统计局网站等，选取中国 35个大中城市
1998年-2014年的年度数据并按东部、中部、西部三个不同分区进行分类统i作导到样本。其中不同分
区的房价，根据相应分区所含的城市数据，统计其累计年度商品房销售金额、销售面积，进行计算所得
各年度数据;不同分区的地价，根据相应分区所含的城市数据，统计其累计年度土地成交金额、成交面
积计算所得;关于货币供应量，则统一选取我国的广义货币数据。在此基础上，为了反映数据的动态
变化，对房价、地价及货币供应量分别计算其变化率，得到房价变化率(HPR) 、地价变化率(LPR) 、货
币供应量变化率(M2R)作为研究变量。
2. 模型构建
为了研究货币供应量、地价与房价之间的影响关系，本文选择传统的计量经济模型一-VAR模
型即向量自回归模型。滞后阶数为P的VAR模型一般形式为:
Y,=A1Yt-\+A2Y,-2+.. .+ApY，甲+BX，+协
式中， y，为 k维内生变量向量;.X，为 d维外生变量向量;协是k维误差向量;AhA2、…、Ap ， B是待估
江苏社会科学 201616. 59 •
货币供应量、地价对房价的影晌研究
系数矩阵。
本文中以HPR、LPR、M2R分别表示房价变量、地价变量、货币供应量变量，并按全部城市(35个大
中城市，字母QB表示)、东部城市(字母DB表示)、中部城市(字母ZB表示)、西部城市(字母XB表示)
分类计量。
四、模型检验与实证分析
1. 描述分析
根据中国35个大中城市的 1998-2014年度土地出让面积、成交价格，年度商品房销售面积、销售
金额以及央行M2数据，统计才导出如下相应变化率数据，即为本文研究的数据内容。从统计量上看，东
部、中部及西部地区的房价、地价变化率呈现较为同步的变化趋势，其中地价的变化程度更为剧烈，房
价的变f回国度相应缓和。
指标
2∞o
2∞1
2∞2
2∞3
2∞4
2∞5
2∞6
2∞7
2∞8
2009
2010
2011
2012
2013
表 T 备区域房价变化率、地价变化率及货币
供应量(M2)变化率的描述分析
东部城市 中部城市 西部城市
HPR 1 LPR HPR LPR HPR LPR
2% 249毛 5% 146% 3% 129%
2% 14% 6% 1389岛 9% 62%
5% -1% 3% 43% 5% 20%
7% 67% 6% 51% 4% 11%
149串 47% 9% 46% 10% -10%
20% -139品 16% -549毛 18% 51%
13% 1% 9% 36% 10% -499毛
229串 92% 19% 96% 159岛 1349串
-2% 359串 5% -43% 9% 69%
52% 30% 14% 60% 14% -13%
-4% 29% 21% 50% 169毛 2%
1% -14% 179毛 -17% 169毛 -6%
3% 0% 3% 499毛 9% -169毛
11% 68% 8% 40% 3% 169%
M2R
12%
189串
179串
20%
15%
189毛
16%
17%
189毛
28%
20%
179毛
149毛
14%
20141 2% 19% 4% -23% 1 1% 1 -21% 1 11%
2. 单方根检验
表2 备区域ADF检验结果
检验类型
变量 (时æ} t值 p值 平稳性
HPRDB (c,O,l) O.∞24 平稳...
.1HPRDB ρ，0， 1) O 乎稳m
HPRZB (c,O,l) 不平稳
.1HPRZB (0,0,1) O 平稳m
HPRXB (c,O,l) 不乎稳
.1HPRXB (0,0,1) 由 O.∞04 平稳...
LPRDB (c,O,l) O.∞44 平稳...
.1LPRDB (0,0,1) 。 平稳...
LPRZB (0,0,1) O.∞52 乎稳...
.1LPRZB (0,0,1) 。 平稳叫
LPRXB (0,0,1) O.∞07 平稳m
åLPRXB (0,0,1) O 平稳...
M2R (c,O,l) 不平稳
åM2R (0,0,1) 平稳m
通过对全部、东部、中部、西部大中城市的房价变化率、地价变化率及货币供应量变化率进行ADF
检验发现， HPRQB ， HPRDB 、 LPRQB 、 LPRDB 、 LPRZB 、 LPRXB均为 1(0)序列，即其原始序列为平稳序
列，HPRZB 、HPRXB 、M2R为 1(1)序列、即一阶单整序列。考虑到原始平稳序列对不平稳序列的线性组
合影响较小，故将以
上原始平稳序列一并
纳入到协整检验。
3. YAR建模
依据 AIC 、 SC 等
标准，确定东部、中部
及西部城市的 VAR
模型最优滞后阶数为
2。因此，包含房价、
地价及货币供应量变
地区
东部
城市
中部
城市
西部
城市
• 60 • 2016/6 江苏社会科学
表3 备区域YAR模型
VAR模型 R2
HPRDB=咱PRDB(-1)+∞咽PRDB(-2)*LPRDB(-1)
+*LPRDB( - 2)*M2R( -1)*M2R( -2)+
LPRDB=**LHPPRRDDBB((--2l))-+00..2563*HPRDBl)(--22.)*3M32*RL(P-R2)D+B0(.-79 1)
*LPRDB(-2)*M2R(-1 )*M2R(-2)+
HPRZB=唱PRZB(-1)咱PRZB(-2)*LPRZB(-1)
*LPRZB( - 2)+*M2R( -1 )+*M2R( - 2)
LPRZB=**LHPPRRZZBB(-(-21+)+**MH2PRR(-Z1B)(--42.)*0M942*RL(P-R2Z)-B0(.-3 1)
*LPRZB(-2)+*M2R(-1)*M2R(-2)
HPRXB=+咱*LPPRRXXBB((--12))-+00.. 21454692**HMP2RRX(-Bl()-+20).*1M5*2LRP(-R2X)-B0( ) 35
LPRXB=咱PRXB(-1)+∞9*HPRXB(-2)*LPRXB(-1)
*LPRXB(-2)*M2R(-1)*M2R(-2)+
经济学研究
化指标(HPRDB 、LPRDB 、M2R)的 VAR模型如下:
从各地区的VAR模型可以看出，对于东部城市，影响房价变化率最显著的因素是上两期的房价
变化率与地价变化率，影响地价变化率最显著的因素是上一期及上两期的房价变化率;对于中部城
市，影响房价变化率最显著的因素是上一期及上两期的货币变化率，影响地价变化率最显著的因素是
上两期的房价变化率及上一期的货币变化率;对于西部城市，影响房价变化率最显著的因素是上一期
的房价变化率、上两期的地价变化率、上一期及上两期的货币变化率，影响地价变化率最显著的因素
是上两期的房价变化率。
4 . 脉冲响应分析
(1)东部地区货币供应量变化率对地价、房价变化率及期目互的冲击
从东部地区的脉冲响应函数结果来看(如图1)，房价变化率对于货币供应量变化率冲击的相应
在整个反应期呈现由负到正最后趋于稳定的变 I Respo情e toChol髓ky One . Inno喃自∞s 坦
化趋势，对于地价变化率冲击的响应在整个反应 Response of HP RDB to M2RDB
期则上下起伏;细化比较来看，房价变化率对于
货币供应量的变化率存在较长的滞后期、对于地
价的变化率则反映较为明显，基本在第 3期可呈
现因地价变化率上升而导致房价变化率上升的
趋势。 另外，地价变化率相对于货币供应量变化
率的冲击反应，除第3期、第 5期分别有明显的负
向、正向反应外，基本平稳。综合来看，对于东部
地区，因为资金较为集中，地价的变化率对于房
价的影响更为显著。
(2)中部地区货币供应变化率对地价、房价
变化率及期目互的冲击
从中部地区的脉冲响应函数结果来看(如图
2) ，房价变化率对于货币供应量变化率冲击的相
应在整个反应期呈现正向反应，对于地价变化率
冲击的响应在整个反应期上下起伏、并在第 10
期上扬;细化比较来看，房价变化率对于货币供
应量的变化率存在显著的反应，且在第2期即达
到最高值，而对于地价变化率在第3期到第4期
方才显示出正向影响，反映中部房价变化率对于
地价变化率的相应迟滞。另外，地价变化率相对
于货币供应量变化率的冲击反应，在整个反应期
呈现上下波动趋势，且整体来看、正向时期更多
且反射幅更大。综合来看，对于中部地区，资金
因素对房价的变动影响较为显著，其反映在，当
货币供应量明显上涨时，一方面地价变化率反映
明显、间接作用于房价变化率，另一方面货币供
应量变化率直接影响房价变化率。
.ω
∞
04\~
Response of LPRDB to M2RDB
;L(一寸 「
固 T 东部地区的脉冲晌应函撇结果
江苏社会科学 201616. 61
货币供应量、地价对房价的影晌研究
Response to Cho\画ky One . 1m。回回∞s 坦
Responae of HP RZB to M2RZB
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图 2
Response of LPRZB to M2RZB
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3 4 5 e 7 B
Re町lOnae al l-PRZB 10 C hoIelky
α18 . LPRZB Imov回bn
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申部地区的脉冲响应函戴结果
Respon坦 ωCholesky One . InriOvåions ?2 5. E
Response ofHPRXB Ð M2RXB
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Response ofLPRXB to M2RXB
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图 3
Reapon帽 al l-PRXB toCholelky
008 . LPRXB 11110四lIÌ1n
一/\
西部地区的脉冲晌应函搬结果
10
(3)西部地区货币供应变化率对地价、房价变化率及其相互的冲击
从西部地区的脉冲响应函数结果来看(如图 3 )，房价变化率对于货币供应量的变化率从第 1 期
开始即呈现正向反应、直至第5期略作平稳，对于地价变化率贝1]从第3期呈现正向反应、且维持高反应
程度直至第6期暂回平稳。 另外，地价变化率对于货币供应量的变化率从第 1 期的负向反应，到第4
期逐渐呈现正向反应，第6期又向负向发展。综合来看，货币供应量的变化能带来房价变化率较为显
著且快速的反应，地价对于货币供应量变化则较为迟滞、因而对于房价反射波太长。
五、结论及建议
经过对房价、地价及货币供应量三个变量的变化率的综合分析研究，可以得出，中部地区对于货
币供应量的变化反应最为显著且正向持续期较长;东部地区对于地价反应较为明显，即因东部资金较
• 62 . 201616 注苏社会科学
经济学研究
为密集、货币供应的增加反应相对滞后，而地价作为成本因素、反应相对迅速;西部地区地多、钱少，房
价与地价对于货币供应量变化具有较为显著且迅速的冲击反应。
不罔地区对于同样变量的反应时期、反应周期及反应程度呈现差异化。 因而，对于货币政策、土
地政策等需结合地区性因素，采取不同侧重点、对房地产市场进行剌激。
对于东部地区，控制房价稳定的政策重心可放在土地的供应增量及结构化调整上。具体如以下
措施:1.盘整东部地区土地供应量，从增量上满足市场新增人口的购房增量需求;2. 对于一线城市，积
极发展卫星城计划，即围绕大城市在周边建立多个卫星城，并建立健全卫星城与主城的交通体系及医
疗教育等配套体系 ;3. 对于新增土地的指标设置，注重引导，如容积率设置、竞标方案要求等，确保新
增土地落位到市场需求。
对于受货币供应量变化较为明显的中部地区对于西部地区，政策重心主要是控制因货币供应量
变化所带来的资金流人与流出，政府需要对资金进行节流和引导来维持稳定。 相应措施如:1.控制市
场投机性炒房资金流人，控制引导多套房购房资格、外地人口购房资格;2. 打消市场因货币供应量变
化、如货币贬值，所带来的房价上升预期 ;3. 改革完善土地供应制度，对于出价能力强、进驻城市意愿
高的房企积极引导，控制持有大量资金的新进房企所带来的地价、房价攀升影响。
以上政策措施主要结合不同地区的差异性凸显相应重点，在实际操作中，实当同样注重政策的综
合性、持续性，控制政策的相冲相抵，确保政策实现长效、维持房价稳定，促使房地产市场的平稳发展。
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〔责任编辑:天则〕
江苏社会科学 201616. 63 •
