資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的通貨膨脹預(yù)期效應(yīng)

摘要通過(guò)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的實(shí)證研究，證實(shí)了資產(chǎn)市場(chǎng)資產(chǎn)價(jià)格的變化會(huì)影響到人們對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的判斷，進(jìn)而影響到公眾對(duì)未來(lái)消費(fèi)品市場(chǎng)價(jià)格的判斷，根據(jù)“預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)”的原理，會(huì)對(duì)實(shí)際的物價(jià)指數(shù)產(chǎn)生影響。研究進(jìn)一步表明，房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格變化對(duì)通貨膨脹預(yù)期的影響，要大于房地產(chǎn)市場(chǎng)資金變化對(duì)通脹預(yù)期的影響，所以監(jiān)管層要管理好通貨膨脹和通貨膨脹預(yù)期，就要加強(qiáng)對(duì)資產(chǎn)市場(chǎng)尤其是房地產(chǎn)市場(chǎng)的監(jiān)控，防止房?jī)r(jià)的大起大落。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹預(yù)期、預(yù)期自我實(shí)現(xiàn)、房地產(chǎn)市場(chǎng)

Inflation Expectation Effect of Asset Price Volatility

——Based on the Empirical Analysis of Real Estate Market

Yijun Wang

（Xian Jiaotong University； Xian University of Architecture and Technology， Xian， 710061）

Abstract

The empirical analysis of the real estate market confirms that the changes in asset prices will affect people's judgment about the future economic， especially affect the judgment of future price of consumer goods. According to the principle of "self-fulfilling expectations"， this will impact the actual inflation or deflation. The study also shows that the prices of real estate have greater impact on inflation expectations than the funds. So in order to control the inflation and inflation expectations， the regulators should especially monitor the real estate market to prevent prices of ups and downs.

Key Words： Inflation Expectation， Self-Fulfillment Prophecy， Real Estate Market

作者簡(jiǎn)介：

王益君（1981-），女，陜西省寶雞人，西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院博士研究生，西安建筑科技大學(xué)管理學(xué)院講師，北京大學(xué)訪問(wèn)學(xué)者，美國(guó)俄亥俄州立大學(xué)訪問(wèn)學(xué)者；研究方向：金融理論與宏觀經(jīng)濟(jì)分析。

聯(lián)系方式：西安建筑科技大學(xué)管理學(xué)院國(guó)際貿(mào)易教研室，710055，王益君，6145567522（美國(guó)號(hào)碼）/13891884926（中國(guó)號(hào)碼），郵箱：wyjecho@hotmail.com

一、引言

資產(chǎn)價(jià)格的變化與通貨膨脹一直存在著千絲萬(wàn)縷的聯(lián)系，而房地產(chǎn)市場(chǎng)作為最重要的資產(chǎn)市場(chǎng)，其變化很大程度上影響著通貨膨脹率的變化。下圖1表明，房地產(chǎn)市場(chǎng)走勢(shì)與通貨膨脹率的走勢(shì)緊密相關(guān)，房地產(chǎn)市場(chǎng)的變化領(lǐng)先CPI的變化：2005年中至2008年初，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)綜合景氣指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)兩個(gè)指標(biāo)都在緩慢上升；2008年初至2009年中，二者開(kāi)始先后急速下降；從2009年底開(kāi)始，二者又開(kāi)始同步緩慢回升。2010年底左右房地產(chǎn)市場(chǎng)景氣指數(shù)開(kāi)始大幅度下滑，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)在稍后的2011年初開(kāi)始出現(xiàn)連續(xù)的下降。2011年，我國(guó)的房地產(chǎn)行業(yè)整體放緩，市場(chǎng)交易量萎縮，房?jī)r(jià)不斷回調(diào)，幾乎與此同時(shí)，2011年第三季度通貨膨脹率（CPI）開(kāi)始見(jiàn)頂回落，結(jié)束了之前將近三年的漲幅。2013年房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)綜合景氣指數(shù)開(kāi)始出現(xiàn)持續(xù)下滑。2014年，房地產(chǎn)銷(xiāo)售面積同比上年下降了7.6%，商品房銷(xiāo)售額同比上年亦出現(xiàn)6.3%的大幅下滑。2015 年一季度百城住宅價(jià)格仍延續(xù)了2014年的下跌態(tài)勢(shì)。同時(shí)，CPI指標(biāo)在2014年11月份從2010-2011年的平均4%的水平下降至1.4%，生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)（PPI）連續(xù)33個(gè)月下滑。到2015年3月為止，GDP平減指數(shù)已處于2000年開(kāi)始記錄季度數(shù)據(jù)以來(lái)的最低水平。

從圖1我們可以看出房地產(chǎn)市場(chǎng)與CPI的變化密切相關(guān)，并且房地產(chǎn)市場(chǎng)的變化領(lǐng)先于CPI的變化。

圖1 居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)綜合景氣指數(shù)

數(shù)據(jù)來(lái)源：中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究普遍認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格不應(yīng)計(jì)入通貨膨脹率，但是資產(chǎn)價(jià)格與通貨膨脹率卻有關(guān)系。如果資產(chǎn)價(jià)格上漲，則人們持有的資產(chǎn)的價(jià)值會(huì)增加，這會(huì)影響到公眾對(duì)未來(lái)資產(chǎn)和消費(fèi)品價(jià)格走勢(shì)的判斷，從而引起消費(fèi)品價(jià)格上漲?，F(xiàn)有的對(duì)資產(chǎn)價(jià)格與通貨膨脹關(guān)系研究的文獻(xiàn)多集中于對(duì)二者相關(guān)度的研判，忽視了對(duì)這種影響的傳導(dǎo)機(jī)制與途徑的研究，更加忽視了公眾對(duì)未來(lái)通貨膨脹的預(yù)期在資產(chǎn)價(jià)格變化傳導(dǎo)到消費(fèi)品價(jià)格變化中的作用。本文通過(guò)實(shí)證研究證實(shí)了通脹預(yù)期在資產(chǎn)價(jià)格變化傳導(dǎo)到消費(fèi)品價(jià)格變化上具有不可忽視的作用。這是本文研究的重點(diǎn)及創(chuàng)新點(diǎn)。

相關(guān)文獻(xiàn)梳理

國(guó)內(nèi)外的很多實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，相較于股票、外匯等純粹的金融資產(chǎn)，房地產(chǎn)市場(chǎng)作為實(shí)物資產(chǎn)市場(chǎng)，其價(jià)格波動(dòng)與通貨膨脹率之間有更加緊密的聯(lián)系。Fisher（1911） 認(rèn)為一個(gè)國(guó)家貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)，首先會(huì)引起資產(chǎn)價(jià)格上升，其次才是消費(fèi)品價(jià)格上漲。Fisher是最早提出資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)會(huì)對(duì)通貨膨脹會(huì)產(chǎn)生影響的人。A1ihian & Kleln[1]（1973） 則第一次闡述了資產(chǎn)價(jià)格如何反映公眾對(duì)未來(lái)商品和服務(wù)的預(yù)期的理論，并提出了包括資產(chǎn)價(jià)格在內(nèi)的“跨期生活消費(fèi)指數(shù)”，解釋了其發(fā)生作用的影響機(jī)制，。Kent & Lowe [2]（1997）研究了資產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)通貨膨脹影響的非對(duì)稱(chēng)性，認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格上升和資產(chǎn)價(jià)格下跌對(duì)產(chǎn)出和通貨膨脹的影響力度完全不同，前者對(duì)通脹的影響更大。Shiratsuka[3]（1999）則證明了不是所有資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)都會(huì)影響到未來(lái)的通貨膨脹，只有非預(yù)期到的變動(dòng)才可以作為通貨膨脹先行指標(biāo)。Goodhart & Hofmann[4]（2000）的實(shí)證研究表明房地產(chǎn)價(jià)格一般是可以預(yù)測(cè)未來(lái)通貨膨脹的，且具有較高程度的可靠性。但金融資產(chǎn)如股票市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)過(guò)為劇烈，不能很好的預(yù)測(cè)通貨膨脹。James H. Stock等 [5]（2001）使用了38個(gè)變量對(duì)7個(gè)OECD國(guó)家的41年間資產(chǎn)價(jià)格和通脹的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證，證明了資產(chǎn)價(jià)格可以作為通貨膨脹的先期指標(biāo)。

錢(qián)小安[6]（1998）提出資產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)品價(jià)格的相關(guān)性與資產(chǎn)總量增加量成正比，這是國(guó)內(nèi)關(guān)于資產(chǎn)價(jià)格和通貨膨脹指數(shù)關(guān)系的較早論斷。崔光燦[7]（2007）的實(shí)證研究證明了在我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的變化是通貨膨脹變化的格蘭杰原因。汪恒[8]（2007）探討了在通貨膨脹度量中加入資產(chǎn)價(jià)格因素的可能性和可行性。紀(jì)敏、周源和彭恒文[9]（2012）認(rèn)為資產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)會(huì)通過(guò)消費(fèi)等渠道影響通貨膨脹，但影響力度和方向還有待研究。張建波、白銳鋒和王睿[10]（2011）構(gòu)建了我國(guó)自己的金融狀況指數(shù)，并進(jìn)行實(shí)證研究驗(yàn)證了房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的變化對(duì)通貨膨脹率的影響要大于對(duì)股價(jià)的影響。劉鵬[11]（2014）認(rèn)為通貨膨脹與資產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系，除了傳統(tǒng)強(qiáng)調(diào)的財(cái)富效應(yīng)和托賓Q效應(yīng)之外，提出了新的通過(guò)金融窖藏理論從貨幣循環(huán)視角的分析。毛澤盛、羅良紅[12]（2014）的實(shí)證研究結(jié)果表明：房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)、人民幣名義有效匯率、股票價(jià)格指數(shù)以及工業(yè)增加值等變量的變動(dòng)都會(huì)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生一定程度的影響，但發(fā)生金融危機(jī)的時(shí)候，房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)變動(dòng)對(duì)通貨膨脹的影響顯著放大。

從文獻(xiàn)梳理的情況看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究都證實(shí)了資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)與通貨膨脹的變動(dòng)成正相關(guān)關(guān)系，尤其是房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)對(duì)通貨膨脹影響巨大。究其原因，從理論上分析，國(guó)內(nèi)外學(xué)者普遍贊同的觀點(diǎn)是，資產(chǎn)價(jià)格影響通脹的渠道是總需求，即通過(guò)各種資產(chǎn)效應(yīng)改變總需求進(jìn)而影響消費(fèi)品的價(jià)格。而除了這些眾所周知的資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)，通脹預(yù)期效應(yīng)也會(huì)加劇消費(fèi)品價(jià)格的波動(dòng)，從而在資產(chǎn)價(jià)格傳導(dǎo)到總需求的過(guò)程中起到非常重要的作用，但是目前學(xué)術(shù)界對(duì)這方面的直接研究還較少。

三、理論分析

房地產(chǎn)價(jià)格影響通貨膨脹的途徑有兩種：一種是通過(guò)改變總供給和總需求。在全社會(huì)總供給不變的情況下，房地產(chǎn)價(jià)格上漲必然會(huì)引起總需求增加，這樣物價(jià)水平上升。房地產(chǎn)價(jià)格使總需求增加的作用機(jī)制可以由財(cái)富效應(yīng)、信貸渠道效應(yīng)以及托賓q效應(yīng)解釋。財(cái)富效應(yīng)是擁有住宅的消費(fèi)者，在房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格上漲的情況下，家庭總財(cái)富增加，從而消費(fèi)需求增加；信貸渠道效應(yīng)指當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)上漲時(shí)，房地產(chǎn)作為銀行信貸的抵押品，其價(jià)值不斷上升，這樣銀行一筆貸款的呆壞賬可能性就下降，銀行更有動(dòng)力發(fā)放更多信貸，從而使總需求增加；托賓Q效應(yīng)是指房?jī)r(jià)上漲引起托賓Q值上升，房地產(chǎn)投資增加，進(jìn)而拉動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)投資增加，短期來(lái)看會(huì)導(dǎo)致總需求增加，長(zhǎng)期看則會(huì)導(dǎo)致總產(chǎn)出增加，所以長(zhǎng)期看會(huì)影響社會(huì)的總供給。綜上，房地產(chǎn)價(jià)格上漲在短期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致總需求增加并引發(fā)通貨膨脹。如果房?jī)r(jià)下跌則反之。

二是房地產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)隱含了公眾對(duì)未來(lái)市場(chǎng)價(jià)格運(yùn)行的預(yù)期，預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致實(shí)際通貨膨脹率的變動(dòng)。因?yàn)榉康禺a(chǎn)價(jià)格包含了關(guān)于未來(lái)經(jīng)濟(jì)條件的有用信息（Smets， 1997），所以資產(chǎn)價(jià)格也就是房地產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)也就意味著人們對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)預(yù)期的變動(dòng)。如果房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格上漲，則人們就會(huì)預(yù)期經(jīng)濟(jì)上行的概率增加，經(jīng)濟(jì)好轉(zhuǎn)通常意味著通貨膨脹率的上升，則人們對(duì)未來(lái)通脹預(yù)期增強(qiáng)，根據(jù)預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)原理，通脹預(yù)期的增強(qiáng)就會(huì)引發(fā)實(shí)際通貨膨脹。

在上述房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格變化引起通貨膨脹變化的機(jī)制中，第一種機(jī)制已經(jīng)有很多文章進(jìn)行了驗(yàn)證，而第二種機(jī)制，資產(chǎn)價(jià)格的通貨膨脹預(yù)期效應(yīng)卻鮮有文章涉及，而本文通過(guò)多模型的實(shí)證分析驗(yàn)證了資產(chǎn)價(jià)格對(duì)通貨膨脹的通脹預(yù)期效應(yīng)。具體的，房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)通貨膨脹變動(dòng)影響的作用機(jī)制見(jiàn)圖2

圖2 房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)對(duì)通貨膨脹變動(dòng)影響的作用機(jī)制

四、基于房地產(chǎn)市場(chǎng)的實(shí)證分析

計(jì)量模型

本文使用自回歸分布滯后模型ARDL進(jìn)行實(shí)證分析，因?yàn)橥涱A(yù)期變量與其他變量單整階數(shù)不同，而ARDL模型不管變量是否為同階單整，即不管變量是I（0）還是I（1）序列，只要其單整階數(shù)小于或等于1，都可以用該模型來(lái)檢驗(yàn)變量之間長(zhǎng)期關(guān)系，放松了VAR等方法要求序列是同階單整的條件。具體來(lái)說(shuō)，ARDL是先由邊限檢驗(yàn)法確定變量間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，如果存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，再具體估計(jì)變量相關(guān)系數(shù)。

為了探討房地產(chǎn)市場(chǎng)與通貨膨脹的關(guān)系，我們分別構(gòu)造如下三個(gè)ARDL模型。

〖?NE〗_t=α_1+〖β^'〗_1 NE_（t-1）+〖β^'〗_2 ZJZS_（t-1）+〖β^'〗_3 RE_（t-1）+∑_（i=1）^（p_1）?〖λ^'〗_i ?NE_（t-i）+∑_（j=1）^（q_1）?〖λ^'〗_j ?ZJZS_（t-j）+∑_（k=1）^（m_1）?〖λ^'〗_k ?RE_（t-k）+μ_1t （1）

〖?CPI〗_t=α_2+〖β^''〗_1 CPI_（t-1）+〖β^''〗_2 ZJZS_（t-1）+〖β^''〗_3 RE_（t-1）+∑_（i=1）^（p_2）?〖λ^''〗_i ?CPI_（t-i）+∑_（j=1）^（q_2）?〖λ^''〗_j ?ZJZS_（t-j）+∑_（k=1）^（m_2）?〖λ^''〗_k ?RE_（t-k）+μ_2t （2）

?CPI_t=α_3+〖β'''〗_1 CPI_（t-1）+〖β'''〗_2 NE_（t-1）+∑_（i=1）^（p_3）?〖λ'''〗_i ?CPI_（t-i）+∑_（j=1）^（q_3）?〖λ'''〗_j ?NE_（t-j）+μ_3t （3）

其中NE是通貨膨脹預(yù)期，ZJZS為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)本年資金來(lái)源小計(jì)增速，代表了投入房地產(chǎn)的資金增量，CPI為通貨膨脹，RE為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)綜合景氣指數(shù)。β是長(zhǎng)期相關(guān)系數(shù)，p，q，m是可取的最大滯后階數(shù)，λ是短期相關(guān)系數(shù)。首先需要檢驗(yàn)上述三個(gè)模型是否具有協(xié)整關(guān)系，其原假設(shè)是不存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系，即：

原假設(shè)H0：β_1=β_2=β_3=0

被擇假設(shè)H1：β_1≠0或β_2≠0或β_3≠0

該假設(shè)用β_1，β_2，β_3聯(lián)合顯著的F統(tǒng)計(jì)量判斷。在原假設(shè)成立時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量服從非標(biāo)準(zhǔn)分布，在 90%、95% 與 99% 的臨界范圍分別為 2. 03 - 3. 13、2. 32 - 3. 50 與 2. 96 -4. 26。將計(jì)算出來(lái)的 F 統(tǒng)計(jì)量值與上述上下限值比較。如果F值大于上限值，則模型存在協(xié)整關(guān)系。如果 F 值小于下限值，則模型必定不存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期關(guān)系。如果 F 值介于上下限值之間，則不確定。檢驗(yàn)完模型的協(xié)整關(guān)系厚，就可以對(duì)下面三個(gè)實(shí)際的ARDL（p1，， p2 ， p3）模型進(jìn)行估算，其反應(yīng)了通貨膨脹預(yù)期NE、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)資金增速ZJZS與房地產(chǎn)市場(chǎng)走勢(shì)RE之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，每個(gè)ARDL模型的滯后階數(shù)都由Microfit軟件根據(jù)AIC準(zhǔn)則選定。

NE_t=c_2+∑_（i=1）^（〖p'〗_1）?〖γ_2i NE_（t-i） 〗+∑_（j=0）^（〖p'〗_2）?θ_2j ZJZS_（t-j）+∑_（k=0）^（〖p'〗_3）?ω_2k RE_（t-k）+ε_(tái)t （4）

CPI_t=c_1+∑_（i=1）^（〖p''〗_1）?〖γ_1i CPI_（t-i） 〗+∑_（j=0）^（〖p''〗_2）?θ_1j ZJZS_（t-j）+∑_（k=0）^（〖p''〗_3）?ω_1k RE_（t-k）+ε_(tái)t （5）

CPI_t=c_3+∑_（i=1）^（〖p'''〗_1）?〖γ_3i CPI_（t-i） 〗+∑_（j=0）^（〖p'''〗_2）?θ_3j NE_（t-j）+ε_(tái)t （6）

上式中的γ、θ和ω為長(zhǎng)期相關(guān)系數(shù)。ARDL模型比VAR方法好在，此模型可加入解釋變量的即期項(xiàng)，并且模型中每個(gè)變量的滯后期可不一致，對(duì)表達(dá)變量間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系更具彈性，可以分析長(zhǎng)期效應(yīng)和短期效應(yīng)。ARDL方法的優(yōu)點(diǎn)還有，更適合小樣本的估計(jì)，突破了傳統(tǒng)方法對(duì)大樣本數(shù)據(jù)的要求。

數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文涉及的所有時(shí)間序列數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選用2005年1月至2015年7月間的數(shù)據(jù)。使用Microfit計(jì)量軟件處理ARDL模型。其中，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)因?yàn)?010年后國(guó)家統(tǒng)計(jì)局改變了公布方式，由原來(lái)的公布全國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，改為公布70個(gè)大中城市的房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，數(shù)據(jù)性質(zhì)發(fā)生變化導(dǎo)致數(shù)據(jù)不連貫，所以本文使用替代數(shù)據(jù)，即與房地產(chǎn)價(jià)格密切相關(guān)的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)綜合景氣指數(shù)來(lái)代替，記為RE。

通貨膨脹預(yù)期的計(jì)算是根據(jù)費(fèi)雪方程和無(wú)偏預(yù)期理論，因?yàn)橐延泻芏辔恼逻M(jìn)行了分析，這里就不再贅述。具體來(lái)講，預(yù)期通貨膨脹率等于名義利率減去實(shí)際利率。所以對(duì)名義利率I（采用上海銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率當(dāng)月值）進(jìn)行HP濾波，主趨勢(shì)序列數(shù)據(jù)就是實(shí)際利率REALI，主趨勢(shì)相對(duì)于名義利率的偏離就是通貨膨脹預(yù)期序列，記為NE。如下圖所示，綠色曲線即為通脹預(yù)期曲線。

圖3，名義利率、實(shí)際利率與通脹預(yù)期序列

同樣利用Eviews軟件，上述四個(gè)指標(biāo)的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下表：

表1 變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量 ADF檢驗(yàn) 臨界值（1%，5%，10%） P值 結(jié)論

RE -1.633744 （c，0，1） -3.483312， -2.884665， -2.579180 0.4624 非平穩(wěn)

CPI -0.002768 （0，0，12） -2.585405， -1.943662， -1.614866 0.6797 非平穩(wěn)

NE -5.600284 （c，0，0） -3.482879， -2.884477， -2.579080 0.0000 1%平穩(wěn)

ZJZS -3.369899 （c，0，3） -3.484653， -2.885249， -2.579491 0.0139 5%平穩(wěn)

DRE -5.499620（c，0，0） -3.483312， -2.884665， -2.579180 0.0000 1%平穩(wěn)

DCPI -4.910325 （c，0，11） -3.488585， -2.886959， -2.580402 0.0001 1%平穩(wěn)

注：D為差分算子，括號(hào)內(nèi)分別為單位根檢驗(yàn)中的常數(shù)項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)。

從上表可知，通貨膨脹預(yù)期NE與房地產(chǎn)資金開(kāi)發(fā)增速ZJZS為0階單整，而房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)綜合景氣指數(shù)RE與CPI為1階單整，所以不能用傳統(tǒng)的VAR協(xié)整分析，我們采用ARDL分析方法，因?yàn)锳RDL模型的優(yōu)點(diǎn)就在于不管回歸項(xiàng)是I（0） 還是I（1），都可以進(jìn)行檢驗(yàn)和估計(jì)。

3、模型估計(jì)結(jié)果

本文的所有模型使用micropfit4.1軟件進(jìn)行分析計(jì)算，為了探討房地產(chǎn)市場(chǎng)與通貨膨脹的關(guān)系，我們分別檢驗(yàn)上文中提到的（4）到（6）三個(gè)ARDL模型。這三個(gè)模型的F檢驗(yàn)值及其他檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)下表。

表2 模型估計(jì)結(jié)果

模型 模型的F檢驗(yàn)值 是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系 變量 系數(shù) t值 P值

模型（1）ARDL（1，0，0）

8.9863

是 NE（-1） .55201 6.8257 .000

RE .036993 2.1373 .035

ZJZS -.0045251 -1.3153 .191

模型（2） 1.9105 否

模型（3）

ARDL（4，0）

5.8474

是 CPI（-1） .93059 10.4926 .000

CPI（-2） .27887 2.2410 .027

CPI（-3） .031681 .25493 .799

CPI（-4） -.32613 -3.6769 .000

NE .12873 1.2680 .208

根據(jù)上表，模型（1）的F值為8.9863，超出了臨界值上界4.26，說(shuō)明在99%的置信區(qū)間內(nèi)模型顯著，說(shuō)明房地產(chǎn)市場(chǎng)的資金增速ZJZS與房地產(chǎn)市場(chǎng)走勢(shì)RE對(duì)人們的通脹預(yù)期NE有顯著影響。從系數(shù)的大小來(lái)看，房地產(chǎn)市場(chǎng)的價(jià)格走勢(shì)對(duì)通貨膨脹預(yù)期的影響，要大于房地產(chǎn)資金變化對(duì)通貨膨脹預(yù)期的影響。實(shí)證結(jié)果表明房地產(chǎn)市場(chǎng)的變化對(duì)公眾的通脹預(yù)期有顯著影響。通貨膨脹預(yù)期是人們對(duì)未來(lái)消費(fèi)品市場(chǎng)價(jià)格的預(yù)期，資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的變化會(huì)影響到人們對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的判斷，進(jìn)而影響到公眾對(duì)未來(lái)消費(fèi)品市場(chǎng)價(jià)格的判斷。實(shí)證結(jié)果表明，雖然流入房地產(chǎn)市場(chǎng)的資金多寡通常會(huì)影響到其價(jià)格的變化，但是實(shí)際上房地產(chǎn)市場(chǎng)資金的變化對(duì)通貨膨脹預(yù)期的影響要小于市場(chǎng)走勢(shì)即價(jià)格本身對(duì)通脹預(yù)期的影響。

模型（2）的F值為1.9105，小于下限值2.03，沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，即模型不顯著，表明該模型必定不存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明房地產(chǎn)市場(chǎng)走勢(shì)、房地產(chǎn)市場(chǎng)的資金狀況對(duì)通貨膨脹CPI沒(méi)有顯著的長(zhǎng)期直接影響，也就是資產(chǎn)市場(chǎng)本身對(duì)通貨膨脹沒(méi)有長(zhǎng)期影響。這個(gè)實(shí)證結(jié)果證明了以往經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)于資產(chǎn)價(jià)格是否應(yīng)該計(jì)入居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的爭(zhēng)論，即資產(chǎn)價(jià)格的變化對(duì)消費(fèi)品價(jià)格沒(méi)有直接的影響，不應(yīng)該計(jì)入消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)。

模型（3）的F值為5.8474，同樣超出了臨界值上界4.26，我們就可以拒絕CPI通貨膨脹和NE通脹預(yù)期之間沒(méi)有長(zhǎng)期關(guān)系的原假設(shè)，同時(shí)從系數(shù)可以判斷CPI滯后一期、二期對(duì)CPI影響很大，說(shuō)明我國(guó)的通貨膨脹具有粘性。實(shí)證結(jié)果證明了公眾心理預(yù)期的自我實(shí)現(xiàn)在中國(guó)是成立的，當(dāng)人們預(yù)期居民消費(fèi)品價(jià)格即將上漲時(shí)，就會(huì)提前購(gòu)買(mǎi)商品，從而推動(dòng)價(jià)格實(shí)際上漲產(chǎn)生真實(shí)的通貨膨脹，反之亦然。所以管理好通貨膨脹也需要管理好通脹預(yù)期，通過(guò)錨定公眾的通脹預(yù)期，進(jìn)而穩(wěn)定通貨膨脹。

而（1）、（2）和（3）三個(gè)模型結(jié)合起來(lái)，說(shuō)明了房地產(chǎn)市場(chǎng)的變化對(duì)通貨膨脹沒(méi)有長(zhǎng)期直接影響，但是通過(guò)影響公眾對(duì)市場(chǎng)商品價(jià)格走勢(shì)的判斷，通過(guò)預(yù)期自我實(shí)現(xiàn)的原理，可以間接的影響通貨膨脹，所以管理好通貨膨脹和通脹預(yù)期也需要關(guān)注資產(chǎn)市場(chǎng)尤其是房地產(chǎn)市場(chǎng)的變化。

五、結(jié)論與政策建議

資產(chǎn)市場(chǎng)與消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)之間的關(guān)系一直是眾多學(xué)者研究關(guān)注的焦點(diǎn)，二者的變化有著千絲萬(wàn)縷的聯(lián)系。以往學(xué)者的研究大多認(rèn)為資產(chǎn)市場(chǎng)是通過(guò)影響總需求與總供給進(jìn)而影響到消費(fèi)品物價(jià)指數(shù)即通貨膨脹的，卻忽略了資產(chǎn)市場(chǎng)的變化會(huì)影響到公眾對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的預(yù)期，進(jìn)而影響到通貨膨脹。本文的實(shí)證研究表明，資產(chǎn)市場(chǎng)通過(guò)通脹預(yù)期效應(yīng)會(huì)對(duì)實(shí)際通貨膨脹產(chǎn)生影響，具體的結(jié)論與政策建議如下：

首先，資產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)沒(méi)有直接影響。資產(chǎn)價(jià)格是通過(guò)影響公眾的通貨膨脹預(yù)期，進(jìn)而影響通貨膨脹的。所以管理好通貨膨脹，應(yīng)注重管理好通貨膨脹預(yù)期。而管理好公眾的通貨膨脹預(yù)期，就要加強(qiáng)對(duì)資產(chǎn)市場(chǎng)尤其是房地產(chǎn)市場(chǎng)的監(jiān)控， 禁止房產(chǎn)投機(jī)，尤其要遏制住宅投資，控制房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫的產(chǎn)生，防止房?jī)r(jià)大起大落。

本文的實(shí)證結(jié)果進(jìn)一步表明，通脹預(yù)期對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的走勢(shì)尤其是價(jià)格變化更敏感，而對(duì)流出入資產(chǎn)市場(chǎng)的資金變動(dòng)敏感性相對(duì)較小。所以對(duì)通脹預(yù)期的管理需要對(duì)資產(chǎn)市場(chǎng)及資產(chǎn)價(jià)格予以足夠的關(guān)注。監(jiān)管當(dāng)局要密切注意防止資產(chǎn)市場(chǎng)泡沫產(chǎn)生，防止資產(chǎn)市場(chǎng)泡沫破裂給公眾帶來(lái)的巨大心理沖擊及經(jīng)濟(jì)下行預(yù)期，進(jìn)而防止公眾預(yù)期的實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的實(shí)質(zhì)沖擊。

最后，實(shí)證結(jié)果表明我國(guó)的通貨膨脹具有很強(qiáng)的粘性，前期的通貨膨脹尤其是短期內(nèi)的通貨膨脹變化率會(huì)對(duì)后期產(chǎn)生較大的影響。所以在制定通貨膨脹政策時(shí)，要注意通貨膨脹慣性的影響。具體來(lái)講，央行應(yīng)增加公共信息供給，并提高其政策的透明度。增加央行貨幣政策的透明度可以提高貨幣政策的有效性，是降低通貨膨脹慣性的有效的措施。同時(shí)，增加政策透明度，可以使經(jīng)濟(jì)主體形成一致的共同知識(shí)，可以在很大程度上緩解信息問(wèn)題、降低通貨膨脹慣性，提高貨幣政策的有效性。

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