第1篇：论货币政策与房价变动的关系
一、引言
住房作为一种较为普及的重要资产，其价格变化将对物价变动水平带来深刻影响，因此它同货币政策的效果之间存在较为复杂的关系。由于我国股票市场并未发展成熟，在我国居民家庭资产中，股票占比十分有限，但受到传统观念的影响，房地产始终是居民家庭最大资产之一，因此货币政策应当对房价变动给予更高关注。
二、房价对货币政策目标——物价的影响
由于货币政策的最终目标为稳定物价，因此本文将2002年3月-2015年6月消费者物价指数（CPI）和房价增长率（HP）作为变量进行格兰杰因果检验。首先对原始数据进行单位根检验，进行一阶差分处理（以d来表示）后，在1%的显著水平上，CPI和HP都能拒绝存在單位根，如表一所示：
2.表中d代表一阶差分结果。
由于格兰杰检验的不稳定性，我们选择1-7期滞后阶数考察房价和物价的因果关系，当7期内结果都显著时可判断两者存在较为明确的关系。具体检验结果如表二所示：
表二结果显示：在95%的显著水平上，1-7期内房价都是物价的格兰杰原因，表明房价变动将直接导致物价变动，两者因果关系十分明确。而在同样的显著水平上，直到5期和之后，物价才显示为房价的格兰杰原因，因此不能推出物价是房价变动的原因。由于其结果滞后了4期，因此可以推测其原因在于：房地产价格还包含消费者和投资者对未来价格的预期。
三、货币政策工具对房价的影响
货币政策的主要工具包括公开市场业务、再贴现率、存款准备金率等等多种手段，并以此调节货币供应量。
（一）货币供应量与房价因果关系分析
由于货币供应量中现金M0的数额对于房价并无直接影响，因此本文采用了M1和M2两项指标来考察货币供应量同房价的关系。一阶差分后，在1%的显著水平上，M1和M2都能拒绝存在单位根。对于M1和HP间的因果关系，总体上看M1明显是HP变动的原因，而反之不成立。观察M2同HP的关系，则恰好与M1相反。我们可以判断房价是M2变化的格兰杰原因。廖仕国（2011）认为，导致这一结果的原因是M1表示M0+企事业单位活期存款，因此一定程度上可以反映企业的发展状况甚至整个经济是否景气，因此M1较大时，房地产投资将进一步被刺激，导致房价上涨；而M2还包含了大量居民定期存款，房价上升将使居民减少消费，增加储蓄以满足购房需求。
（二）贷款利率与房价因果关系分析
根据中国近几年的实际情况，我们可以将原因归结为贷款利率调整幅度和次数均不大，因此短期而言会影响人们的购房抉择和投资冲动；此外，为了调控一线城市高居不下的房价，央行也有几次调整了贷款利率，但房价变动仅仅在某些特定时期才是央行进行贷款利率调整的主要原因。
四、讨论与分析
货币政策和房价之间的影响是相互的，因此一方面我们要充分考虑房价对货币政策实施效果的潜在影响，即使货币政策不盯住房价，也应将其纳入重要的经济考察指标。另一方面，在利用货币政策调控房价时，应当根据经济形势适当选择货币政策工具，尤其是由于贷款利率对于房价的影响主要集中在短期，且对物价会造成一定影响，因此要善于使用货币供应量调控来引导房价趋于合理。
作为货币政策的重要工具，M1和M2以及贷款利率都可以相应地影响经济环境，从而影响房价变动，但格兰杰检验也指出：M1调节是房价变动的原因，但M2不是；而贷款利率仅会从短期影响房价。因此，经济过热时，央行可通过减少货币发行调控M1来影响；反之则可增加M1拉动房价。但在经济不甚景气但房地产依然有泡沫的情况下，调控贷款利率会有比较直接而短期的影响。
作者：王蒿尧
第2篇：银行资本约束下的货币政策传导机制分析
1银行资本约束环境下对于银行行为的影响
首先，银行信贷业务和资产规格的交互式作用。在资本约束政策控制范围下，银行唯一能做的，就是利用货币乘数，借此贯彻落实自身资本积累的充裕化目标。在该类工序流程之中，相关的活动项目极为繁多，最富有代表性的莫过于短期股票的融资。而银行在沿用行为调整模式过程中，能够透过两类层面加以处理，分别包括信贷层面上的紧缩，以及低风险的资产规划。
其次，以信贷产业周期效应为基础的放大处理行为。资本约束政策作用下，银行既有的信贷行为必然会遭受某种程度的遏制。如今我国经济结构日渐完善，尤其是在企业内部产品规模庞大、借款主体还款能力大幅度提升等条件影响下，使得相关风险得到较长期限范围内的缓解。单纯透过借款方角度思考，为了令违约资金造成的损失控制在最低范畴以内，同时激发出更多的信贷规模扩张活力，便需要预先选取沿用相对稳定的个体资本。与此同时，为了保证令信贷行为周期效应快速消除，最终合理保障银行资本的充裕能力，某些银行开始构建起逆周期性缓冲结构，以及匹配动态化的拔备管理机制。
2银行资本约束过程中的货币政策传导机制扭曲细节
在资本约束状态之下，各类银行都开始针对内部监管环境波动细节予以深化控制，不过类似行为的接连引发，必然会令银行内部既有的资产负债结果发生系统性变化，进而滋生出不同类型的扭曲状况，其中最富有代表性的，便是经济实体和货币政策层面上的扭曲趋势。特别是在资本约束效应急剧扩张过程中，势必会催生信贷行业和资本产出数据持续降低的现象，以及利率和信用等不同类型的风险问题。至于银行资本约束和银行代理人问题放大效应等细节，将具体如后续所阐述。
2.1银行资本的约束細节
结合过往货币政策的信贷传导路径加以对比分析，以扩张作为基础的货币管理措施，主张配合体系资金堆砌途径，竭尽全力贯彻信贷业务拉动指标，同时令个人资产积累实效得到前所未有的保障。而对于该类规模管制方式来讲，不单单可以促进约束政策与货币信贷疏通的交互式融合结果，同时还能够细致地展现出既有信贷路径的延展性能。在通常状况下，资本约束主要利用信贷影响处理好投资需求认证工作，具体就是在确保客观评价资本累积能力有限的银行体系基础上，权衡处理其价格以及实际产出结果。需要注意的是，在时代全面进步过程中，涉及全新样式的规范器具接连衍生，并倡导快速将贷款交付给实体经济，保证日后快速完成对接任务之余，令贷款利率、商品市场平衡性，以及发展水平等，就此得到高效率的促进。
2.2银行代理人问题的放大细节
在紧缩性货币政策长期作用过后，有关既有的资本约束机制亦会滋生出强烈的扭曲迹象，主要原因就是银行代理人遗留的问题产生一定程度的放大。须知现阶段我国市场经济环境愈加完善，对于企业市场恒定价值来讲，和融资结构的关联性并不是十分显著。但是，现实的经济结构，却证明这部分机制效应并非极为成熟，因此，涉及综合信息无法充分彰显平均分布的状况，也有必要被认定是一类极为突出的社会状况。如借款主体和银行本身彼此的信息分布不够均衡，银行便则会针对借款人具体抵抗物品价值开展资本充足率的覆盖处理。透过银行角度观察认证，为了适当缓解既有的资本压力危机，大多数状况下，需要配合较高的资本回报率，进行外部项目投资吸引控制。这样一来，便会持续引发大幅度的银行流动性溢价现象，特别是在企业贷款需求空间全面缩减过程中，最终的总产出结果也必然会全面降低。
结束语
综上所述，银行资本约束过程中，对于银行行为和货币政策传导机制等，必然会产生较为深入的影响效应，当中最为显著的，莫过于银行代理人问题的放大迹象，如若不能及时加以协调控制，后续还会催生深入性的利率和信用风险问题。
作者：韩延萌
第3篇：我国货币政策城乡二元结构效应的实证分析
1模型、指标的选择和数据来源
文章运用VAR模型，利用IRF进行分析。为了体现出在统一货币政策下城乡经济变量的差异，分别把货币供应量、城市信贷和农村信贷记为m1、cx和nx表示，把城镇居民人均可支配收入记为cs和把农村居民人均纯收入记为ns。本文选用1989～2014年数据来分析。在建模之前，先对所有数据做对数化处理，依次记为lm1、lcx、lnx、lcs、lns，其主要目的是避免可能存在的异方差和非线性变化而造成的干扰。
2实证检验
2.1变量的平稳性检验
利用Eviews6.0计量经济学分析软件对序列分别采用ADF检验法进行单位根检验，从数据显示，原始变量lm1、lcx、lnx、lcs、lns的ADF值（分别为-3.16、-1.91、-2.92、-1.73、-2.45）都大于10%显著性水平下的临界值（-3.29、-2.66、-3.28、-3.28、-3.31），不能拒绝存在单位根的原假设，各变量均不平稳。经一阶差分处理以后各变量的ADF值（分别为-2.74、-2.67、-3.82、-3.09、-2.79）均小于10%显著水平临界值（-2.68、-2.66、-2.71、-2.72、-2.68），说明具有显著平稳性，即为I（1）序列。
2.2格兰杰因果（Granger）检验
根据检验表现出来的结果可以看出，在信贷方面，m1对cx和nx均构成较强的格兰杰因果关系，另外，cs也是引起cx的原因；在人均收入方面，m1是cs、ns的格兰杰原因，从而表现出了货币政策的信贷传导机制。
2.3VAR模型结果分析
（1）VAR建模。利用上述数据建立VAR模型分析，依次对城镇和农村建立两个VAR模型，按照AIC、SC最小准则选择滞后2期。
DCX=2.99*DM1（-1）-7.29*DM1（-2）-1.24*DCX（-1）-0.89*DCX（-2）+2.62*DCS（-1）+10.22*DCS
DNX=-1.66*DM1（-1）-4.00*DM1（-2）-0.45*DNX（-1）-0.05*DNX（-2）-0.01*DNS（-1）+1.68*DNS
DNS=0.57*DM1（-1）+0.03*DM1（-2）-0.01*DNX（-1）-0.03*DNX（-2）+0.72*DNS（-1）-0.33*DNS
通過对比两个模型的方程式，信贷方面DCX方程式和DNX方程式，比较系数可以发现，m1变动一个单位，cx增长2.99个单位，而nx减少了1.66个单位；人均收入方程式cs方程式和ns方程式，m1的系数都为正，说明货币的供应量m1与城市和农村居民的人均收入cs和ns是正比例关系，同时，两方程式系数表现不同，可以看出m1增加一个单位引起城乡人均收入增长程度有较大差别，uy增长0.77个单位，而ry只增长0.57个单位。从而可以得到在统一货币政策下出现了城乡差异的结论。
（2）建立脉冲响应函数（IRF）。利用IRF来计算一个信息冲击的影响情况，从而观测dm1和dcx、dnx以及dcs、dns的动态影响。
从图1的表现来看，首先，m1对cx的一个标准差扰动的响应，在前二年半中表现出正向响应，在第三年有轻微负向效应，此后的几年都表现初正向响应，并且在第四期正向峰值达到最大值（0.23）；其次，从m1对nx的响应来看，只有在第一年初期表现为正向响应，随后的若干年一直都表现为负向响应。与城市的情况相比不难发现，货币政策在信贷传导这个环节上，无论是传到速度还是深度，农村都远不及城市。
从图2的表现来看，在城市方面，在第一期cs对cx的响应为正，而农村的为负，在之后的几年内，城市的响应值有正有负，但数值波幅较小，对比农村前几期的响应数值为负，且波幅明显大于城市，这说明了货币政策通过信贷渠道投入对提高农民收入并不能在短期内表现出良好的效果。
从图3的表现来看，城乡人均收入对货币政策单位正向冲击时，城市和农村在期初的几年内都表现出正的响应，但两者波幅不同，从数值上来看，cs对于m1的响应明显高于ns对m1，城市为0.013，而农村仅为0.006，城市是农村的一倍多，说明在短期内，统一货币政策通过信贷传导对城乡人均收入的增长产生了差异，城市明显优于农村。
3检验结果分析
根据VAR模型以及IRF比较分析货币供应量对城乡经济的影响可以看出，货币供应量对信贷的传导以及城乡信贷对城乡人均收入的影响都存在差别，最后得出本文结论：在统一的货币政策下，存在城乡二元结构效应。
作者：黎晓
第4篇：从基础货币的变化看货币政策的新操作
根据中国人民银行2016年第四季度货币政策报告，在2016年年末，基础货币同比增长10.2%，增速较前一季度快7.8个百分点，为2013年第三季度以来之最。中国是转型中的新兴市场经济体，由银行体系主导，同时资本账户尚未完全开放，基础货币在经历了2015年第三季度至2016年第二季度的持续下跌后恢复增长，而且是在资金外流、人民币贬值压力下较为有力的增长，显示出基础货币的创造、市場流动性的供给有了与之前不同的形式。
自2005年“811”汇改至2014年年中，中国经历了长时间和大规模的资金流入，即使在美国次贷危机、金融海啸乃至后来的欧债危机中依然如此，部分是受中国经济高增长的吸引，部分是资金避险的选择，部分则是发达经济体量化宽松释出的资金流入。2014年年底与2005年年底相比，中国的外汇储备增加了逾3万亿美元，源于在资本账户尚未完全开放、人民币汇率也非自由浮动的情况下，为纾缓人民币升值压力，人民银行买入外汇，释出人民币，外汇占款便成为基础货币生成的主力。
在人民银行资产负债表的负债方，货币发行和其他存款性公司存款加总就是基础货币，后者是银行存放在央行的存款准备金，包括法定和超额准备金。为应对资金流入、外汇占款大幅增加而可能造成的流动性泛滥和通胀、资产泡沫等潜在问题，央行的做法是调升存款准备金率或发行央行票据进行对冲。在统计口径方面，存款准备金是基础货币的一部分，央行票据则不是，那么央行主要选取何种措施会影响基础货币规模？在操作层面，调升存款准备金率相对简单，属于永久性措施，发行央行票据则可能需要不断滚动展期，而成本则比前者相对为低。
2008年是2005年“811”汇改以来因为资金流入而导致的基础货币增长最快的年份，在年中时基础货币的同比升幅高达40%，当时人民银行为防止流动性泛滥，从2006年下半年开始直至2008年年中持续调升存款准备金率，大型银行的法定准备金率从7.5%最终调升至17.5%。同时，截至2008年年中，央票的余额亦高达4.2万亿元人民币，可见锁定流动性和对冲的压力之大。同样的情况在2010年和2011年全球经济复苏的前两年再现。2011年第三季度基础货币的同比升幅达到32.8%，主要原因也是从2010年年初至2011年年中，大型银行的法定存款准备金率从15.5%被调升至21.5%，而当时央票的余额则降至1.9万亿元人民币，显示调控的方法趋于多元化。
其后直至2014年年中，资金依然整体呈流入，其步伐时快时慢，加上基数已高，其增幅亦告放缓。在2011年年底至2012年年中，分别因应外围、春节季节性需求和国内经济运行情况，人民银行先后3次降准，大型银行的法定存款储备金率从21.5%降至20%，基础货币的同比增幅遂从逾三成降至一成多一点。后至2014年年中资金开始持续外流，人民币持续承受贬值压力，基础货币的同比增幅降至单位数字。
基础货币同比开始录得跌幅始于2015年第三季度，共持续了四个季度，主因是人民银行从2015年第一季度起至2016年第一季度五次调降法定存款准备金率，大型银行的存款准备金率从20%降至17%。降准后，实时的变化是法定存款准备金会转化为超额储备金，基础货币的结构发生变化，其总量不变，只有在银行把降准后释放的资金用于信贷，存放于央行的准备金减少，才会导致基础货币最终录得收缩和同比下跌。降准期间，超额准备金率一直在2%左右窄幅徘徊，并没有相应增加，而准备金总额减少了1.5万亿元人民币，导致基础货币最终减少了1.2万亿元人民币，同比呈现收缩。
特别是自2016年下半年开始，基础货币同比止跌回升，到年末升幅重上双位数字，尽管其间资金外流、人民币贬值情况依旧，存款准备金率亦一直维持不变，那么基础货币重新恢复增长就是人民银行投放基础货币、向市场提供流动性有了与以往不同的方式。
方式之一是以逆回购为主（辅以SLO）的公开市场操作，操作的频率从原来每周两次提高到每日一次；期限从原来的7天增加了14天和28天档期；中标利率在2016年全年维持稳定，后在2017年2月3日因应市场情况各档期中标利率皆调升10bp。2016年全年来统计，逆回购操作共达24.8万亿元人民币，年末的余额为1.3万亿元人民币。
方式之二是常备借贷便利（SLF），期限从原来的隔夜和7天增加了1个月档期；利率在2016年全年维持稳定，后在2017年2月3日各档期利率皆调升10bp至35bp不等。2016年全年来统计，SLF操作共有7122亿元人民币，年末的余额为1290亿元人民币，显示SLF主要服务中小型金融机构临时的流动性需求。
方式之三是中期借贷便利（MLF），期限从原来的6个月为主扩展至包括3个月和1年期在内；利率在2016年初曾两次下调，以服务降低社会融资成本为目标，后在2017年1月末把6个月和1年期利率各调升10bp。2016年全年来计，MLF操作共达55235亿元人民币，年末的余额为34573亿元人民币，较年初余额增加了27915亿元人民币，显示MLF已成为提供中期流动性的重要渠道。最后，在2017年1月，为应对春节的季节性现金需求，人民银行还创造了临时流动性便利（TLF）。所有这些操作（连同抵押补充贷款）在资金外流的情况下直接增加了基础货币总量，刺激其止跌回升。
据此，在现有汇率形成机制和资本账户开放度下，在资金流入周期，外汇占款令基础货币被动生成，期间人民银行的货币政策操作在数量方面主要是逆周期的，以锁住流动性和对冲为主，在价格（利率）方面则受到一定的掣肘。到了资金跨境流动大致平衡或流出周期，货币政策操作在数量方面才重拾主动，人民银行可以较为有效地控制基础货币和流动性的数量及其增幅，在价格（利率）方面的掣肘依然存在。这所揭示的正是不可能三角理论（ImpossibleTrinity）所提出的挑战，即一个经济体在固定汇率、资金自由流动以及独立货币政策当中只能三选其二，而不可能三者皆选。具体到中国，主要是增加了独立的货币政策要面对的挑战，在数量型目标上如此，在价格型目标上更是如此。
作者：戴道华
第5篇：货币政策调控与房地产市场关系研究
本文通过理论上对国家运用货币政策调控房地产市场的工具和货币政策有效性的分析，证实利率、存款准备金率和不动产信用控制政策是有效的调控工具，同时这些工具也受一定的制约；实证模型中引入预期变量，证实购房者预期是影响政策发挥的重要因素。同时房地产信贷供给是重要的中介变量，能够产生及时、显著和长久的效果，不动产信用控制只存在短期效应，货币供给量增加不能解释房价的持续上涨。
房价货币政策
预期信贷供给
货币政策调控房地产市场的理论分析
从需求人群结构和购房资金来源角度来看，汪利娜（2008）认为个贷的增量与存量占比较低表明现阶段居民购房主要依赖個人和家庭金融资产的积累，高收入者基本全款购房且基本不关心利息的机会成本损失，房屋价值的升值反而能为其带来更大的财富收入，低收入者本身无购房能力，从而利率的提高主要是增加中收入者购房成本，抑制其购房需求。因此，利率的提高对住房需求的影响作用有限。反之，利率的降低在减少开发商成本的同时有利于刺激开发商扩大土地的投资力度，增加市场供给，进而造成房地产价格下降；同时利率的下降也降低了消费者的置业成本，在市场为正常需求的条件下，随着置业成本和投资成本的降低，消费者增加了消费量，与之相应，房地产开发商增加了供给量（王家庭[2005]）。
中央银行对房地产市场的不动产信用控制政策主要包括按揭购房的首付比例、按揭贷款优惠利率和开发商项目贷款约束等。首付比例和优惠利率显然主要是针对住房需求者而言调节需求的措施。首付比例的调整在理论上只能暂时抑制需求，其代价却是房地产价格波动加剧；长期而言，对总需求的调控无效。按揭优惠利率主要通过减少购房者的按揭利息支出刺激房地产消费，基准利率对全行业利率进行调整，属于全局性的。因此，按揭贷款优惠利率降低且在房屋价格上涨预期的影响下，替代效应将会产生。开发商项目贷款约束则在于限制小型开发商获得贷款的能力，短期而言房地产贷款将会减少，致使房地产投资减少，房屋供给下降；但长期而言，降低小型房地产上开发能力的同时，相对地提升了中大型房地产开发商的实力，中大型房地产开发商则会因此而获取更大的市场份额，整个行业的商品房供给并不会因此而减少。因而，该项政策短期内仍然会加剧房地产价格波动，长期效果不明显。
货币政策调控房地产市场的有效性分析
对于货币政策调控房地产而言，李世美等（2012）认为从理论上利率传导对房地产价格产生影响必须满足一定的边界条件，货币供给的内生性制约了房地产调控的政策有效性。从而支持在一定程度上货币政策调控房地产理论上有效。然而，实施的有效性则要受多方面制约：政策制定者的能力、货币政策内生性问题、货币政策传导渠道以及市场预期等。
对于货币政策传导渠道国内学者就中国市场众多富有价值的研究。李世美等（2012）的研究结果表明数量型的信贷工具室影响中国房地产价格的主要原因，而价格型的利率工具对房地产调控的有效性很低，利率对房地产价格产生了正向影响。郭娜等（2013）基于有向无环图的分析得出了类似的结论，货币供应量和金融信贷对房地产市场的调控效果比较明显，而实际利率对房地产价格的影响则十分有限。但同时指出我国房地产价格的持续上涨主要源于其自身惯性的推动。然而，戴国强等（2009）虽然认同货币政策对房地产价格的传导渠道相对顺畅，但利率政策和货币供应量政策的影响效果却与李世美等（2012）和郭娜等（2013）相反。他们认为相比利率机制，货币供应量对房地产的供给和需求的影响相对较弱，而利率对房地产的投资和房地产价格的影响较为显著。因此，不同传导渠道对房地产市场的影响并不存在一致的结论，但也肯定了顺畅性的货币政策传导渠道在中国房地产市场的确存在。
房地产调控政策与房价关系的实证分析
如前所述，国家运用货币政策宏观调控房地产市场的工具以利率、存款准备金率和不动产信用控制为主。这些工具则通过货币供应量和信贷供给间接对房地产市场进行调控，同时也要受到预期等因素的影响。因此，本文在借鉴前人实证研究的基础上，构造购房者预期指标进一步反映货币政策的宏观调控与房价的关系。
1、数据选取与模型建立
本文选取2007年2月至2014年11月商品房销售额、商品房销售面积、货币供应量M2和房地产信贷供给量作为研究数据。商品房价格（hp）由商品房销售额除以商品房销售面积而得。房地产信贷供给量为房地产开发投资资金来源于国内银行贷款部分与个人中长期消费信贷之和。购房者预期（exc）采用前三期房价增加率的算术平均数代替。对除预期之外的其他数据进行季节调整并取自然对数。
因此，本文的VAR模型设立为如下形式：
Yt=C+φ1Yt-1+φ2Yt-2+…+φpYt-p+？t（1）
其中Yt-p为（lnhpt-p，lnm2t-p，lnglt-p，exct-p，）的4×1列向量，p=0，1，2…p。
2、VAR模型实证分析
1）数据平稳性检验
对LNHP、LNLS、LNM2和EXC数据运用ADF单位根检验法，结果如表1：
检验结果表明，LNHP、LNLS和LNM2均存在单位跟，一阶差分均平稳，故对该三个变量去差分并分别记为：GHP、GLS和GM2，分别表示房价、信贷供给量和货币供给量的增长率。EXC如描述性分析一样，表现出平稳特征。
2）滞后期长度选择与模型估计
对于VAR模型中滞后长度p的确定，采用信息准则法（AIC、SIC）和LR检验法之外，再结合使用FinalPredictionError（FPE）和Hannan-Quinn（HQ）准则联合进行判定，根据“多数原则”最终确定一个最优滞后期长度。
表2表明，在5%的置信水平下最优滞后长度为2期，于是建立2期滞后的模型进行估计。
VAR估计结果表明，当前房价与滞后两期房价成逐渐减弱的负相关关系，说明房价本身不存在内生的上涨趋势；信贷供给在滞后1期与房价成负相关关系，滞后2期成正相关关系，且相关性增大，在信贷供给的本身存在时滞的情况下，则表明信贷供给与房价的确存在正相关关系，房价收到信贷供给量的推动；货币供给量两期均与房价正相关，但影响系数小，表明整体的货币供应量不能作为房价上涨的主要因素；预期与房价上涨在滞后1期成正相关，滞后2期成负相关，这验证了购房者确实会在短期内迎着房价的上涨而购买房屋。信贷供给量基本不受房价和货币供应量的影响，购房者预期成为了较大的影响因素，说明购房者的预期将会形成现实的购房需求，按揭房屋贷款是构成信贷供给的主要因素，同时通过稳健性检验。
3）脉冲响应分析
图1表明，房价仅对预期呈现较为强烈的正向反应，2期前冲击逐渐衰减至零，2-7期震荡波动。表明预期确实能够在2个月间推高房价，但影响逐渐减弱，2-7月间未能有明确的影响方向。而其他变量间则不存在明显的脉冲效应。
结论
通过理论分析与实证分析表明，货币政策调控与房价确实存在相关关系，这种关系的实现是通过信贷供给量和房者预期进行传导的。制约信贷供给的因素能在长期内影响房地产价格的上涨；短期房价受到购房者的预期的影响，房价与预期呈现正向关系。在房地产市场上确实存在买涨的现象，这表明房屋一方面作为居民的基本生活品对消费者的重要性；另一方面也表明房屋的投资存在加大的投资价值，买涨是因为预期房价会继续上涨，在长期的上涨通道内投资者仍有获利空间。旨在提高购房者购买资质的不动产信用控制方面的调控政策仅具有短期效应，长期上购房者仍然能够回到市场。而最重要的房价持续上涨的原因不在于货币供给量的持续增长，主要在于房地产作为国民经济的支柱产业，国家层面并不存在明确的调控目标。既期望于房地产行业对经济增长做出贡献，又担心行业风险聚集，而整体经济环境的变化则进一步导致了调控目标的模糊性。因此，货币政策理论上的有效性便因实际实施上的目标模糊性所制约。
作者：程聪
第6篇：货币政策对罗斯福新政的重要性
货币政策不仅可以帮助民众定义个人财富的价值、衡量收入分配的公平性，它甚至能够在国际关系中发挥重要作用
某种意义上，我们仍旧活在思想大师的影响之下，不过影响或明或暗。其中，约翰·梅纳德·凯恩斯勋爵是无法摆脱的人物。比如2016年对于中国经济重要的事件之一，那就是人民币加入SDR（特别提款权），这一机制的原型其实也部分源自凯恩斯多年前的天才构想。
凯恩斯之所以如此著名，离不开他与罗斯福在罗斯福新政中的观念“结盟”。《货币大师》一书对于这段历史进行了深入梳理，对罗斯福新政尤其货币政策的作用，提出了不少新的认识。该书英文标题是Themoneymakers，可以直接翻译为造钱者（甚至如同拙著名字《印钞者》），副标题则更为明确点出全书的主题：罗斯福和凯恩斯如何结束大萧条、打败法西斯、实现持久的和平。将凯恩斯与罗斯福并列为货币大师，看似意外，其实体现了作者埃里克·罗威（EricRauchway）的洞见。
首先，在今天，就凯恩斯而言，往往被视为宏观经济学鼻祖。事实上，他毕生钻研货币理论，对于货币的重视远远甚于今天的宏观经济学大家，将他称为货币大师也在情理之中。倒是将罗斯福视为“货币大师”有些意外，甚至将货币政策列举为罗斯福新政重要步骤，看起来颇有点语不惊人死不休，但这恰恰正是《货币大师》的特别之处。
罗斯福总统应该不应该被看作货币大师？作为历史学家的埃里克·罗威从繁杂材料中把握住往昔历史的主线，他不仅敏锐地意识到凯恩斯与罗斯福两人对于经济理解的默契，而且将货币政策的重要性提升到前所未有的程度。貨币政策不仅是美国走出大萧条赢得二战胜利的保证，对国家和社会还意味着更多。“货币政策不仅可以帮助民众定义个人财富的价值、衡量收入分配的公平性，它甚至能够在国际关系中发挥重要作用。”从这个意义上讲，不仅凯恩斯是当之无愧的货币大师，罗斯福打破金本位，提升货币供应，重建银行系统等举措，也不辜负货币大师的称号。罗威这一认识其实比很多经济学家更有洞察力。
埃里克·罗威任职于美国加利福尼亚大学戴维斯分校，他的研究领域就是进步主义时期与罗斯福新政的美国政经情况。2011年春天，作者在牛津大学基督圣体学院进行访学，接触不少和凯恩斯有关的档案与文献，他开始对罗斯福总统任期货币政策以及其与凯恩斯货币理论关系进行思考。对比2008年金融危机与1929年大萧条的状况，很难不让他有种昨日重现的感受，他认为倘若2008年金融危机初露端倪就采用类似方法，尤其罗斯福总统对货币政策工具的充分运用，那么经济复苏的步伐也许会加快。
埃里克·罗威对于凯恩斯与罗斯福都评价甚高，但是历史学背景使得他并不仅仅流于为表扬而表扬，全书不仅叙述严谨，而且书中不少生动细节都有详实出处。比如，虽然罗斯福新政从一开始往往被认为带有不少凯恩斯主义的特色，但是凯恩斯本人在1934年5月28日才第一次见到罗斯福本人。这一历史性见面不无偶然之处，这一事件的促成者，是哈佛大学教授、罗斯福的非正式顾问费利克斯·弗兰克福特（FelixFrankfurter）。弗兰克福特和凯恩斯当时刚好在1933年12月的剑桥晚宴上见面，杯盏之后，二者相谈甚欢，前者立劝凯恩斯给罗斯福写信，而这封信后来也公开发表在《纽约时报》之上。正是在这封著名的公开信中，凯恩斯不仅赞扬了罗斯福为寻求经济复苏的努力，并且对美国经济需求以及货币政策、投资等方面给出具体建议，更是高调表示罗斯福新政关乎世界经济复苏。
著名经济学家、《金色的羁绊：黄金本位和大萧条》作者巴里·埃森格林（BarryEichengreen）也推荐了这本书。他提出一个问题，如果没有罗斯福与凯恩斯二人的力挽狂澜，那么20世纪30年代的历史又将是一番怎样的面貌？这一问题的答案令人不寒而栗，中央银行家的货币政策失误导致了大萧条，而美国走出大萧条也依赖于货币大师，这对于今天负利率时代又有什么启发呢？
作者：徐瑾
