《土地财政与中国房地产市场波动--基于两部门nk-dsge模型的研究-吴智华.pdf》由会员分享,可在线阅读,更多相关《土地财政与中国房地产市场波动--基于两部门nk-dsge模型的研究-吴智华.pdf(13页珍藏版)》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、年第期双月刊总第期中南财经政法大学学报JOURNAL OF ZHONGNAN UNIVERSITY OF ECONOM ICS AND LAW BimonthlySerial “土地财政”与中国房地产市场波动 基于两部门NK-DSGE模型的研究吴智华 杨秀云(西安交通大学经济与金融学院,陕西西安)摘要:本文构建了反映我国“土地财政”特征的动态随机一般均衡模型,以研究“土地财政”与房地产市场波动之间的关系.研究表明,高房价是造成高地价的重要原因;住房偏好冲击和货币政策冲击能够解释的房价波动;普通商品生产部门技术冲击以及家庭住房偏好冲击引起的投机性住房需求是我国财政收入过度波动的主要原因.较低的房
2、地产投机交易成本强化了地方政府对“土地”的依赖,为抑制房价过快上涨对经济结构的不利影响,在增加投机性住房交易成本的同时,应推进财税体制改革并通过对住房需求的严格监管实现地方政府财政收入的稳定增长.关键词:房地产;土地财政;动态随机一般均衡模型;分税制中图分类号:F 文献标识码:A 文章编号:-( ) -收稿日期:-基金项目:国家自然科学基金资助项目“面向金融安全的房地产市场风险识别及预警研究” ( )作者简介:吴智华( ) ,男,陕西宝鸡人,西安交通大学经济与金融学院博士生;杨秀云( ) ,女,陕西澄城人,西安交通大学经济与金融学院教授,博士生导师.一、引言自年住房市场化改革以来,房地产行业在
3、国民经济中的比重逐渐提高,现已成为国民经济的支柱产业并对拉动经济增长发挥着重要作用.根据中国统计年鉴的数据, 年以来,农村和城镇居民的人均住房面积已经分别从. 平方米和. 平方米逐渐增长为年的人均. 平方米和. 平方米,在改善家庭居住条件的同时,房地产业对经济增长的贡献率达到了的水平,其与宏观变量的相关性也逐渐加强.通过对年第一季度至年第四季度房地产投资与国内生产总值(剔除趋势项)相关性的分析, 年前房地产投资与GDP关系不太紧密,而此后两者表现出明确的同向波动特征.尤为突出的是随着年美国金融危机传导至我国,房地产稳态投资的下降导致了GDP稳态水平的下降,为避免经济下滑,我国及时出台了宽松货币
4、和财政扩张政策刺激了房地产市场发展,进而促进了经济复苏.在房地产业推动我国经济快速增长的同时,房价出现了持续较快上涨. 年间全国平均房价上涨了 ,年均涨幅达到了. ;与此同时,房地产投资. 的年均增速高于全社会固定资产投资增速意味着对其他行业产生了明显的挤出效应.而世纪年代末日本房地产泡沫破灭,以及始于年的美国次贷危机都表明房地产价格泡沫可能通过金融系统引发经济危机.那么,究竟何种因素导致了我国房价持续快速上涨?大量研究表明货币政策、家庭住房需求是房价快速上涨的主要原因,而我国有别于其他国家的一个显著特征是地方政府依赖土地出让获得财政收入.此外,作为土地资源的垄断供给者,地方政府具有提高土地价
5、格以获得更多财政收入的动机,围绕高房价与高地价的争论以及财政收入围绕房地产投资过度波动原因等相关问题,本文将在一般均衡视角下,探究我国的“土地财政”与房地产市场波动之间的关系,以期为政府制定房地产相关政策提供一定的参考和借鉴.二、文献综述国外学者关于房地产业的研究主要关注于其对宏观经济波动的影响,例如, Case等( )认为房价上涨放松了家庭和企业的借贷约束,通过家庭消费增长和企业投资增加能够促进经济增长 ( P ) ; Stevenson( )和Leamer( )认为尽管房地产投资增加能够显著提升GDP,但房价过快上涨会引发通货膨胀 ( P ) .在Bernanke和Gertler( )提出
6、“金融加速器( financialaccelerator) ”理论模型后,从信贷渠道研究房地产业与宏观经济波动关系成为这一领域的主流范式.Aoki等( )首先将住房作为抵押资产纳入到具有“金融加速器”机制的DSGE模型当中,仿真表明外部冲击会放大房价对宏观经济波动的影响 ; Iacoviello( )构建包含住房、信贷约束的DSGE模型表明货币政策作为影响产出缺口与通胀波动性的工具不适合对房价做出反应 . Goodhart( )研究表明房价上涨在催生信贷市场繁荣的同时,货币政策和信贷冲击将会对经济产生更强的影响 .目前,国内学术界普遍认为房地产需求、货币和财政政策在我国房价上涨过程中扮演了关键
7、角色.王云清( )构建了包含房地产生产部门的DSGE模型,方差分解表明住房需求和货币政策能够解释我国绝大部分房价波动 ;郑忠华和邵俊鹏( )等从银行信贷角度构建了房地产市场相关模型,研究认为家庭住房的刚性需求推高了房价,但过多货币投放通过信贷渠道流入房地产市场才是高房价的根本原因 ;还有一些研究表明存款准备金率和银行抵押贷款利率对于房价也有重要解释力 ;因此,侯成琪和龚六堂( )认为中央银行应该将房价指数纳入到货币政策当中以降低经济波动、减少社会福利损失 .然而,房价与货币总量间的关系并不只是宽松的货币政策引起了高房价,货币政策也会被动跟随房价波动的走势,上述两者之间并不存在必然的因果关系,实
8、证研究也证明了这一点 .另一方面,结合我国具体国情,一些学者将注意力转移到对“土地财政”与高房价关系的研究.对土地财政成因的探讨,主要包括两方面的解释.第一种解释认为分税制改革在地方政府承担的社会职能未做调整的情况下降低了地方政府财政收入,为了弥补财政缺口,地方政府不得不依赖土地财政:例如,张双长和李稻葵( ) 、宫汝凯( )等学者认为分税制引起的财政分权是房价持续上涨的重要制度性因素,地方政府对土地出让金的依赖性与房价同向变动 .第二种解释认为地方政府官员追求政绩激励了对土地财政的依赖,如朱英姿( )研究表明以GDP增长为核心的官员考核机制对房价上涨具有明显的促进作用,而地方政府对于经济资源
9、的控制为这种干预创造了条件 ;郭峰( )研究表明官员任期与城市房价存在倒U型关系,官员的政绩压力和房价之间存在正相关性 .上述两种观点都具有一定的解释力并且也都经过了实证的检验.针对房价与地价之间的关系,刘民权和孙波( ) 、况大伟和李涛( )研究显示土地出让方式影响了房地产价格 ;而王学龙和杨文( )则认为土地有限供给使其短期供给弹性为零,土地价格应该由需求曲线决定并通过与其他国家数据横向对比论证了自己的结论 .综上所述,从信贷渠道研究房地产业对宏观经济波动的影响已经产生了大量研究成果,而从“土地财政”角度研究房地产业的文献主要是从微观层面进行了研究,研究相对不足:一是缺乏理论框架将“土地财
10、政”的微观结构与宏观经济表现联系起来,从宏观层面探究高房价与高地价之间的关系,以及地方财政收入围绕房地产投资过度波动的原因;二是缺乏定量研究,即近年来我国财政收入与房地产市场波动之间的数量关系.针对上述问题,本文将利用动态随机一般均衡模型( dynamicstochastic general equilibrium, DSGE)对其进行研究.相对于已有房地产业DSGE模型的不足,本文模型将在以下三个方面进行改进以反映我国经济的结构性特征:首先,目前大部分研究房地产的DSGE模型都以Iacoviello( )的模型为基本架构,其主要优点在于引入金融加速器( financial ac-celera
11、tor)机制能够刻画信贷渠道摩擦,而缺点在于仅将房地产市场作为存量市场研究,不能反映我国房地产行业在国民经济中的重要性以及关联了大量生产性行业和服务业的事实,而采用多部门的新凯恩斯模型架构更能体现我国经济的结构性特征 ;其次,土地出让金对我国财政收入具有显著的影响,有必要将其纳入到财政收入项目当中;第三,土地供给缺乏弹性意味着土地价格由房价决定,而现实中地方政府在房价高涨期间会声明扩大土地供给,为了解决上述矛盾,模型中将土地供给内生化并让土地价格外生化而不是相反.具体而言,本文将忽略信贷摩擦,以Christiano( ) 以及Smets和W outers( , ) 的模型为基本架构,根据我国基
12、本经济结构特征将生产部门扩展为普通商品生产部门和房地产生产部门,修正财政结构并引入土地的内生供给及其定价激励冲击等相关冲击项,通过研究土地定价激励与房价的关系来研究地方政府推动“土地财政”的途径以及土地财政与房地产市场波动之间的关系.本文研究内容安排如下:第二部分构建包含上述特征的DSGE模型;第三部分对模型中相关参数进行校准和贝叶斯估计;第四部分进行脉冲响应分析并利用方差分解研究外生冲击对宏观经济变量变动的影响程度;最后对全文进行总结并提出政策建议.三、模型构建本文构建包含普通商品生产部门、房地产生产部门以及能够反映我国地方财政特征的DSGE理论模型.其中,模型包含个行为主体:代表性家庭、普
13、通商品生产部门、房地产生产部门以及执行财政与货币政策的政府.普通商品生产部门利用一般资本品、房地产资本和劳动力进行生产;房地产生产部门利用一般资本品、土地和劳动力进行生产,以满足代表性家庭和普通商品生产部门的房地产需求.(一)代表性家庭代表性家庭购买普通商品Ct和住房Ht,同时向普通商品(和住房)生产部门提供劳动力Lt以追求其预期终生效用最大化,假设其目标函数为:M axE t t InCt JtInHt L t In(M tPt ) ( )式( )中, 为家庭的折现因子; Jt为家庭对住房的需求偏好冲击且服从AR( )过程: InJt ( J) InJss J InJt J, t( j, t
14、 N( , J ) ) , Jss表示稳态的住房偏好; Ht为家庭的住房存量;参数是家庭劳动力供给的工资弹性倒数.此外,将劳动力供给Lt设定为如下形式: Lt ( ) ( Lct) ( ) ( Lht ) 以反映上述两部门之间的劳动异质性;其中, 表示普通商品生产部门劳动力占复合劳动Lt的比重, 是两类劳动之间的替代弹性.为表述方便,下文将带有i字母的变量分别对应到普通商品生产部门c和房地产部门h的相应量.代表性家庭在追求终身效用最大化过程中,面临如下预算约束:Ct Qt Ht ( h) Ht Ict Iht Bt M tPt ( ) i c, hW itLit i c, h( i) ( Ri
15、tKit Dit) Rt Bt t M t Pt ( )式( )中,等号左边表示家庭的支出项目,包括普通商品的消费支出Ct、住房存量的更新Ht ( h)Ht 、对两类生产部门的投资Ict以及政府债券持有量Bt.等号右边表示家庭当期收入(扣除税收) ,包括工资所得W itLit、生产部门的资本所得RitKit 垄断利润Dit和t 期持有的债券收入. Rt 是t 期持有至t期的单位债券名义收益; Rt 是t 期持有至t期的单位债券名义收益; t Pt/ Pt 是通货膨胀率, QtPht / Pt是住房相对于普通商品的价格; 、 i分别表示政府对家庭征收的个人所得税率(常数) 、家庭从生产部门i获得
16、的资本收入和利润整体税率.另一方面,代表性家庭在生产部门i上的投资水平存在如下资本累进方程约束:Kit ( i) Kit ( S( Iit , Iit) ) Iit i c, h ( )式( )中,单位调整成本函数S( Iit , Iit)采纳CEE( )模型中的设定,满足稳态时S S 、S ;二阶倒数反映了投资的边际调整速率.在约束条件式( ) 、 ( )下,代表性家庭最优行为方程如下:JtHt QtCt Et ( h)Qt Ct ( )C t Et( C t Rt/ t) ( ) L t ( Lt/ Lct) ( ) W ctC t ( ) L t ( ( ) Lt/ Lht ) ( )
17、W ht C t ( )Qit S IitIit SIitIit IitIit EtQit CtCt S IitIit IitIit ( )Qit Et CtCt ( ( i) Rit ( i) Qit ) ( ) M tPt Rt Rt C t ( )其中,式( )是家庭住房需求的最优条件;式( )是消费的欧拉方程;式( ) 、 ( )表明劳动与消费的边际效用之比等于真实工资;式( ) 、 ( )是关于生产部门i的投资最优决策方程和投资品影子价格方程;式( )表明持有货币的边际成本与边际消费之比等于持有货币的机会成本.本文假设普通商品生产部门由中间品生产企业和最终品组装企业构成,房地产生产企
18、业产出由所有房地产生产企业产出复合而成,根据侯成琪和龚六堂( )的研究,房地产价格调整相对于大部分商品而言具有更高的弹性,因此本文假定普通商品生产部门价格调整存在粘性,其中间品生产商采用Calvo定价决策;房地产生产企业价格完全调整,利用垄断竞争模型决定当期最优房地产价格.(二)普通商品生产部门处于垄断竞争市场的最终品生产企业从中间品生产企业m( m , )购买数量Ycm, t的中间品以CES生产函数进行最终品的组装:Yct ( Ycm, t) dm ( )式( )中,参数反映了中间品组装成最终品的加成程度;由最终品生产企业利润极大化得到其对中间品m的需求以及最终品价格Pt:Ycm, t Pc
19、m, tPt Yct ( )Pt ( Pcm, t) dm ( )具有相同技术水平的中间品生产企业m以租用Kcm, t ,雇佣劳动Lcm, t并利用房地产资本存量Hcm, t ,以Cobb-Douglas生产函数Ycm, t Act ( Kcm, t ) Kc ( Hcm, t ) Hc ( Lcm, t) Kc Hc进行中间品生产.其中, Kc和 Hc分别是资本和房地产存量的产出弹性; Act是普通商品生产部门的全要素生产率( TFP)并服从如下AR( )过程: InACt ( AC ) InAcss AC InACt AC , t, Acss是稳态的生产率, Ac , t表示当期生产率冲击
20、且 Ac , t N( , Ac ) ;假设资本的租用成本为Rct ,中间品生产企业m根据生产成本最小化确定劳动、房地产存量以及资本的相对投入,对应的生产成本为M Ccm, t: Kc Kc Hc .Lcm, tKcm, t RctW ct ( ) Hc Kc Hc .Lcm, tHcm, t QtW ct ( )M Ccm, t ( Rct) Kc ( Qt) Hc ( W ct) Kc Hc / Act ( )式( )中,常数等于( Kc ) Kc ( Hc ) Hc ( Kc Hc ) Kc Hc ;如前所述,假设普通商品生产企业每期比例不能调整价格,能够调整价格的厂商下期根据上期通货膨
21、胀对价格进行指数化调整.那么,生产企业确定Pcm, t以使其预期贴现利润最大化:M axPcm, tk kEt t, t k ( Pcm, tXt k M Ccm, t k) Ycm, t k ( )式( )中, t, t k kEt Ct kCt PtPt k表示随机折现因子; Xt k t t t k , k , k 表示价格的指数化系数;将式( )带入上式求解最优Pcm, t,并利用式( )可以得到包含滞后项的新凯恩斯菲利普斯曲线: t Et t t ( ) ( ) ( ) mccm, t ( )式( )中, t Etpt pt表示一般价格水平对数的偏离; mccm, t表示普通商品生产
22、的边际成本对数值对其稳态值的偏离.普通商品生产部门利润函数需要减去对房地产资本的更新,即普通商品生产部门的垄断利润为:Dct Yct RctKct W ct Lct Qt ( Hcm, t ( h) Hcm, t ) dm.(三)房地产生产部门假设房地产部门的最终产出由该部门所有厂商产出复合而成:Yht ( Yhn, t) dn ( )式( )中, Yhn, t是第n( n , )家房地产生产企业的产出, 表示所有住房部门产出的复合系数.与普通商品生产部门对中间品需求和最终品定价的决策类似,房地产生产部门中第n家房地产生产企业的产出以及房地产价格指数Pht分别为:Yhn, t Phm, tPh
23、t Yht ( )Pht ( Phn, t) dn ( )假设第n家房地产生产企业以Yhn, t Aht ( Khn, t ) h ( Landn, t ) L ( Lhn, t) h L生产函数进行生产, Aht表示住房企业的技术水平, Khn, t 、 Landn, t 和Lhn, t分别是第n家房地产生产企业的租用资本、土地需求和劳动投入, h和 L是资本和土地的产出弹性系数.房地产生产企业根据生产成本最小化确定对资本、土地和劳动的相对需求量,其对应的真实生产成本M Chn, t为: h h L .Lhn, tKhn, t RhtW ht ( ) L h L .Lhn, tLandn,
24、t QLtW ht ( )M Chn, t ( Rht ) h ( QLt ) L ( W ht ) h L/ Aht ( )式( )中, ( h) h ( L) L ( h L) h L , QLt是土地的价格;如前所述,房地产部门定价不存在粘性,即每期根据利润最大化原则确定最优价格:M axPhm, t( phn, tPht M Chn, t) . Yhn, t ( )带入式( )可以得到最优定价为Phn, tPt M Chn, t;最后,住房部门的垄断利润为Dht QtYht Rht Kht W ht Lht QLt Landn, t dn(四)政府部门政府部门主要执行货币政策与财政政策
25、以维持产出并稳定通货膨胀,假设政府购买采用Leeper( )文章中的形式,以体现政府通过影响总需求进而对宏观经济采取反周期操作,也表明政府为防止预算赤字过大而执行紧缩性支出政策.GtGss YtYss y Bt Bss BvG, t ( )式( )中,带ss下标的参数表示对应参数的稳态值; y、 B反映了政府购买对产出、真实债务水平的反应程度. vG, t表示政府购买冲击,具有AR( )的形式: InvG, t GInvG, t G, t( G, t N( , G) ) .因为土地出让金并不属于税收收入,将其纳入到政府预算平衡式中更能与事实相符合,然而如此便不能刻画土地出让金在地方政府财政收入
26、中占较高比重的事实,为此这里将税收的概念进行扩宽以反映本文研究内容.那么,地方政府的当期收入主要来自三个方面:对代表性家庭征购收的工资所得税、对普通商品(住房)生产部门征收的资本所得和收入所得征收的税收以及土地出让金:Tt i c, hW itLit i c, h i( RitKit Dit) QLt Landt ( )根据前文所述,假设土地供给内生化而土地价格外生化以反映政府推动土地价格上涨的激励,因此假设土地价格具有AR( )的形式: InQLt ( QL ) InQLss QL InQLt q, t,其中 q, t N( , Q)表示推动土地价格上涨的外生激励.从全社会层面来看,政府部门
27、存在如下的预算平衡式:Gt Rt Bt t Tt Bt M t M t Pt( )根据林青( )的研究,利率对调控房价作用并不明显,因此这里假设中央银行采用数量调控法则制定货币政策:M tM ss (M t M ss ) m ( t ss ) ( YtYss ) Y mvM , t ( )式( )中, m、 、 Y分别反映了中央银行货币政策操作的稳健性以及对通货膨胀、普通商品部门产出的调控程度;货币政策冲击vM , t也具有如下AR( )的形式: InvM , t M InvM , t M , t ( M , t N( , M ) ) .(五)市场出清条件普通商品生产部门产出满足家庭、政府部门
28、的消费需求以及对两类生产部门的投资需求,其出清条件为:Yct Ct Ict Iht Gt ( )房地产部门的产出需要满足家庭住房需求和普通商品生产部门对房地产的更新需求:Yht ( Ht ( h) Ht ) ( Hcm, t ( h) Hcm, t ) dm ( )四、参数校准与贝叶斯估计根据 年中国宏观经济数据和相关经典文献,本节利用校准和贝叶斯估计技术识别模型中的相关参数.其中数据来源于 年中国宏观经济数据库( CEIC)和国家统计年鉴.(一)参数校准代表性家庭的时间折现因子根据日银行隔夜准备金率校准为. ;根据中国统计年鉴 ,房地产部门就业人口占总就业的比重在. 左右波动,因此将参数设定
29、为. ;普通商品生产部门的资本折旧率 c参考刘斌( )的设定. ,即年度折旧率为 ;房地产资本的折旧要低于普通商品,陈彦斌和邱哲圣( )估计房地产的年折旧率为 ,这里将其季度折旧率 h设定为. ;侯成琪和龚六堂( )将我国房地部门生产函数中资本产出弹性 h和劳动力需求的产出弹性校准为 L校准为. ;此外,研究表明我国普通商品价格完全调整周期为个季度,即每个季度普通商品价格不能调整的概率为. .本文对上述模型利用对数线性化方法进行处理,除普通商品生产部门、房地产部门的资本利润综合所得税参数 c外,其他参数都能根据中国统计年鉴得到对应变量的均值.根据税收来源式( ) ,剔除个人所得税和与房地产行业
30、相关税收(包括土地出让金、土地使用税、土地增值税、房产税、房产税和城市建设维护税) ,得到普通商品部门的资本利润综合所得税;根据中国宏观经济数据库中企业利润总额、工业企业总资产以及相应资本贡献率可以得到参数 c在 区间波动,因此本文取其中间值 ;而参数 h无法利用宏观数据进行校准,因此将对其进行估计.表 年相关经济指标均值变量描述说明资料均值工资所得税率 G/ B政府消费与债务余额比率 / B政府税收与债务余额比率 M / B M 货币存量与债务余额比率 h Hc/ Yh普通商品部门房地产资本更新量占房地产产出比率 W cLc/ T普通商品生产部门工资收入与财政收入比率 W hLh/ T房地产
31、生产部门工资收入与财政收入比率 QLand/ T土地出让金与财政收入比率 QYh/ T房地产生产部门产出与财政收入比率 C/ Yc普通商品消费与剔除房地产产出的国内生产总值比率 G/ Yc政府消费与剔除房地产产出的国内生产总值比率 Ic/ Yc普通商品生产部门投资与剔除房地产产出的国内生产总值比率 Ih/ Yc住房生产部门投资与剔除房地产产出的国内生产总值比率 资料来源: 中国统计年鉴和中国宏观经济数据库.(二)贝叶斯估计对于模型中无法识别的参数,这里将利用贝叶斯估计技术对其进行估计.其中,可观测变量包括剔除房地产产出的国内生产总值、房地产产值、名义利率、通货膨胀率以及M 等个宏观经济变量;其
32、中,名义利率以商业银行个月期拆借利率代替.上述可观测变量均来源于CEIC,包括了从年第一季度至年第四季度的数据.为了与线性化模型匹配,将剔除房地产产值的国内生产总值、房地产产出和M 以其价格指数(以年为基期)平减,然后利用X算法进行季度调整,最后对其取对数并利用HP滤波剔除趋势项;名义利率和通货膨胀率分别取对数并减去其均值对数值.为了得到其余参数的先验分布,本文将参考相关研究的经典文献,以使其既能反映真实经济结构又能覆盖合理的取值范围.其中,两类生产部门的二次调整成本Jc和Jh参考候成琪和龚六堂( )文章中的设定;政府消费关于总产出和前期债券余额的弹性系数 y和 B参考Leeper等( )的先
33、验分布,以表示政府对经济进行逆周期干预:当社会总产出高于稳态值时降低其消费以使产出缺口下降,债务规模扩大时防范债务风险扩大;货币总量M 对通货膨胀和产出的弹性 和 y直接利用最小二乘法进行估计.其余参数的先验分布如表所示.表( )后三列是各参数后验分布的均值、 分位数以及分位数;其中,我们看到普通商品生产部门的调整成本较高,这意味着房地产生产部门的投资在冲击作用下降经历更多周期才回到稳态,且波动幅度较大; M 关于产出缺口和通胀的反应系数也较为接近现实;政府支出关于债券存量较高的系数表明政府财政支出较为重视控制政府债务规模,并对债务水平做出了积极应对;较高的住房需求冲击AR( )系数表明房地产
34、需求冲击持续性较强,这也表明房地产市场调控应具有长期性. 表参数的先验分布与后验分布参数先验分布分布均值方差后验分布均值分位数分位数Jc Gamma Jh Gamma h Beta Gamma Y Gamma B Gamma Gamma y Gamma Ac Beta Ah Beta J Beta M Beta G Beta Q Beta M Beta J Inv-Gamma Ac Inv-Gamma Ah Inv-Gamma M Inv-Gamma G Inv-Gamma Q Inv-Gamma 五、脉冲响应分析与方差分解在参数校准的基础上,本部分将通过脉冲响应分析探讨外生冲击对各宏观经济变
35、量的动态影响,随后利用方差分解技术研究各外生变量对近年来我国宏观经济变量波动的影响程度.(一)脉冲响应分析本文构建的模型包括个外生冲击变量,分别是住房需求冲击、普通商品生产部门和房地产部门的技术冲击、货币政策冲击、政府购买冲击和土地定价激励冲击.这里将通过脉冲响应分析研究不同外生冲击下,主要宏观经济变量的动态调整路径.住房需求冲击.图显示了主要宏观经济变量在标准差的正向住房需求冲击下的动态调10-450-5-10C5 10 15 20 25 30 35 4010-4H5 10 15 20 25 30 35 4010-4P5 10 15 20 25 30 35 4064201050-510-3Q
36、5 10 15 20 25 30 35 4010-450-5-10I_c5 10 15 20 25 30 35 4010-450-5-10I_h5 10 15 20 25 30 35 401050-510-4Y5 10 15 20 25 30 35 4010-3Y_h5 10 15 20 25 30 35 4010-3T5 10 15 20 25 30 35 4010 105 50 0-5 -56420-2图 宏观变量对房地产需求冲击的动态响应整路径.可以看出,住房需求冲击首先推动了房地产价格上涨,以及普通商品生产部门与房地产部门的产出增加:房价上涨的收入效应与替代效应的综合作用显示第季度房地
37、产的财富效应占主导地位(促进了家庭对普通商品消费. 的增加) .然而,随着通胀上升,抵御通胀并保持财富的投机性住房需求开始发挥作用,可见住房需求并未以AR( )方式下降,而是保持了个季度的增长(第到第个季度) ;尽管家庭消费从第季度开始减少使普通商品生产部门的房地产需求也出现了一定程度的下降,但房地产投资以及政府消费的增加使两类生产部门分别经历了个季度和个季度的产出扩张.最后,政府财政收入因第季度家庭消费和住房需求的增加产生了较高程度的增长,但却从第个季度开始因家庭消费需求下降以及通胀上升而在第个季度急剧下降,此后逐渐降低并于第个季度回到稳态.货币政策冲击.图是各宏观经济变量在宽松的货币政策下
38、的动态调整路径. 标准差的宽松货币政策对当期家庭消费和两部门投资、产出都产生了一定程度的正面影响;而与事实似乎不相符合的地方在于宽松的货币政策并未刺激家庭住房需求,反而使其出现了. 的下降;与此同时,地方政府财政收入也出现了下降.这与模型的设置有关,本文模型并未使货币政策直接针对住房需求做出反应,而是通过家庭在消费和住房资产持有之间配置财富的形式响应货币政策冲击;宽松的货币政策刺激了真实房价上涨,家庭降低了对住房的需求,但普通商品生产部门产出扩张增加了对房地产的需求,上述两个作用的综合结果使房地产产出部门出现了. 的增长.与此同时,我们也看到政府财政收入也因家庭的住房需求下降而出现了. 较大幅
39、度的下降,随后在通胀上涨以及真实房价下降条件下,投资性住房需求使家庭的住房需求从第个季度起快速回升,尽管普通商品生产部门的产出在下降,但家庭的投机性住房需求仍然使政府财政收入在第个季度回到模型稳态水平,于第季度达到左右的增长;随后家庭住房需求上升未能弥补普通商品生产部门资本收益下降而使政府财政收入开始下降.H P10-3C5 10 15 20 25 30 35 40151050-510-35 10 15 20 25 30 35 4010-35 10 15 20 25 30 35 401050-510-1-210-35 10 15 20 25 30 35 40151050-510-35 10 1
40、5 20 25 30 35 4010-35 10 15 20 25 30 35 4050-5420-2-4Q I_c I_h10-35 10 15 20 25 30 35 4050-510-35 10 15 20 25 30 35 4005 10 15 20 25 30 35 4042-20 02.0-0.02-0.04Y Y_h T图 各宏观变量对货币政策冲击的动态响应两类生产部门技术冲击.图是两类生产部门在生产技术进步下的宏观变量动态响应图.可以看出,普通商品生产部门相对于房地产生产部门更加能够促进家庭消费、两类生产部门投资.背后的机制在于普通商品生产部门技术进步提高了生产效率,增加了家庭资本收益,刺激家庭对普通商品生产部门的投资,从而使普通商品生产部门和家庭对房地产的需求增加.尽管房地产部门技术进步也能产生上述效果,但对上述两类生产部门投资、普通商品生产部门产出影响程度较低,故对推动经济增长的作用有限.最为重要的一点是,普通商品生产部门相对于房地产部门技术进步更能增加政府财政收入( 相对于. ) ,这主要是因为以下两方面的原因:普通商品生产部门技术进步能够使通胀产生更大程度的下降;二是普通商品生产部门具有更大的