财政政策、货币政策与资产价格稳定，本文主要内容关键词为：财政政策论文,货币政策论文,资产论文,稳定论文,价格论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言 近几年中国经济增速不断下滑(2012年GDP增长率为7.8％，2013年为7.7％，2014年上半年为7.4％)。①令人担忧的是：中国经济似乎陷入一个多方利益博弈、内外矛盾交织凸显的发展困境，集中体现在房地产价格持续高企和人民币加速升值及其预期固化带来的结构性失衡。 20世纪90年代中期以来，随着城镇住房制度改革的深化，房地产业发展迅速，成为中国经济的重要增长引擎，亦成为影响财政金融体系健康发展的一个重要因素——土地出让金等房地产相关税费构成地方政府的重要收入来源，房地产开发、购房和抵押贷款的快速增长使得房地产的金融资产属性日益突出(张晓晶和孙涛，2006)。然而，新世纪以来，一方面房地产价格出现持续快速上涨的趋势，加重了居民负担也导致资源严重错配，制约着产业升级和发展方式的转变。更为突出的是，整个社会充斥着房地产价格上涨的强烈预期，市场非理性氛围浓厚，而多次调控未果也固化了这一预期。另一方面，中国经济长期依赖出口导向战略，外部条件尤其是人民币汇率稳定的重要性不言而喻。但中国加入WTO以来，要求人民币升值的外部压力持续增大。2005年7月，中国实施了汇率制度改革，放弃钉住美元而转向参考一揽子货币的有管理浮动汇率制度。此后，人民币汇率不断走高，升值预期不断固化，导致“国际热钱”大量涌入，出现国内流动性过剩，加剧了房地产价格上涨压力，形成房地产价格和人民币汇率交错上升的复杂局面(杜敏杰和刘霞辉，2007)。2001～2010年，全国土地出让收入由1295.9亿元增加到29398亿元，占地方本级财政收入的比重由18.9％提升到69.2％；全国商品房住宅每平方米价格由2000元上涨到5000元以上，在许多大中城市甚至出现10倍以上的涨幅。②有鉴于此，中央政府在2011年出台了“限购令”。这一强制措施较好遏制了房地产价格的过快上涨势头，但也导致经济增速不断下滑以及土地出让金等地方财政收入锐减的现象。在此背景下，要求放松调控、全面解禁“限购令”的呼声日趋强烈。③然而，一旦全面解禁，如何避免可能出现的房地产价格剧烈波动及其与人民币汇率波动的交互强化进而加剧内外失衡？更加值得深思的是，如何把握当前较有利的时机，实现短期权宜之策向长效政策制度建设的转换？进而如何明确政策调控和制度建设的着力点，更好地实现房地产价格和汇率的稳定？ 长期以来，学术界就宏观政策在促进房地产价格和汇率等资产价格稳定中的作用进行了大量研究，但焦点主要集中于货币政策方面(Bernanke和Gertler，2001；Angeloni和Faia，2013；Ghosh等，2014；赵进文和高辉，2009；李成等，2010；陈继勇等，2013；姚余栋等，2014)，还鲜有针对财政和货币政策组合作用的研究。本文的主要目的有两点：一是通过估算财政和货币政策反应函数识别出财政和货币政策对于产出、通货膨胀、政府债务、房地产价格和实际汇率波动的系统性反应；二是在此基础上探究财政和货币政策的系统性变化在房地产价格和实际汇率动态决定中的作用。具体而言，本文研究具有如下几个特点：(1)根据中国的实际情况，本文构建包含房地产价格和实际汇率波动的财政和货币政策反应模型，并在财政(货币)政策反应模型中引入货币(财政)政策工具，以检验财政和货币政策的内在联动性和相互影响。(2)本文不仅考虑了利率政策还考察了货币供给政策，并进行分样本回归以避免结构性断点带来的估算偏差。同时，为了校正内生性和有限样本偏差问题，我们使用迭代广义矩估计(GMM)技术，这有助于得到更为丰富可靠的结论。(3)在估算出财政和货币政策反应模型的基础上，本文利用马可夫域变向量自回归模型(Markov Regime-switch Vector Autoregressive，MSVAR)和反事实分析，揭示财政和货币政策在房地产价格增长和实际汇率动态决定中的作用，以明晰政策调控和制度建设的着力点。 二 文献综述 20世纪80年代以来，在货币主义思潮的影响下，主流经济学界和欧美发达国家普遍信奉的是“一个目标一个工具”(一个目标为保持物价稳定，一个工具为短期名义利率)的宏观调控理念。其理论基础在于：单一物价稳定目标可增强央行信誉，平抑通货膨胀预期；依据一定规则进行的利率调整可增强政策透明性，亦可通过利率等渠道实现对宏观经济的有效调控(Blanchard等，2010)。 这一调控理念具有两个非常明确的政策指向：一是财政政策的作用非常有限。这主要因为发达国家的政府债务规模普遍很高，使得财政政策面临巨大政治约束，也极大限制了其实施空间和政策效果，而“通货膨胀目标制”的货币政策被认为可单独实现经济稳定。二是央行无需特别关注房地产价格和汇率等资产价格波动。Bernanke和Gertler(2001)指出，“通货膨胀目标制”的货币政策具有内在的资产价格稳定机制，只有当资产价格波动确实影响通货膨胀预期时，央行才需做出反应。Iacoviello(2005)基于动态随机一般均衡模型(Dynamic Stochastic General Equilibrium，DSGE)的模拟分析也表明，央行对房地产价格的全面干预不会显著增加社会福利。Bullard和Schaling(2002)认为，央行过多干预资产价格反而会强化其自实现预期，而且实践中很难准确识别资产价格泡沫，因此央行的最佳选择是“善意忽视(benign neglect)”，即只负责在泡沫破灭后“收拾残局”而不应对资产价格上涨进行过多干预。这样的调控理念遭到一些经济学家的批评。20世纪90年代兴起的价格水平财政决定理论(Fiscal Theory of the Price Level，FTPL)认为，只有在财政和货币政策的有效配合下才能确保理性预期均衡的唯一性和稳定性，实现物价和产出稳定(Leeper，1991；Woodford，1995)。也有学者认为，金融体系的快速发展显著改变金融经济的运行方式和货币政策的传导机制，深刻理解资产价格的动态决定机制并予以充分关注对于央行十分重要。Smets(1997)就曾指出，资产价格可提供市场预期和经济走向的丰富信息，应作为金融经济的先行指标纳入央行决策范畴。Bordo和Jeanne(2002)也认为央行对资产价格波动进行干预可起到预期锚的作用，遏制市场非理性预期；这可能会妨碍物价稳定目标的实现，但放任资产价格泡沫会造成更大的金融经济风险。 虽然存在争议，但这种“一个目标一个工具”的调控理念在过去30多年间似乎取得了巨大成功——主要发达国家的经济增长平稳，出现了大稳健(great moderation)时代。然而，2008年全球金融危机的爆发对这一理念提出了严峻挑战。此次危机危害之深颠覆了很多关于货币政策和金融危机的传统认识，引发了学术界的深刻反思——越来越多的学者主张央行应密切关注房地产价格和汇率等资产价格波动，以避免灾难的重演(Blanchard等，2010)。Goodhart等(2009)利用一个包含金融摩擦的DSGE模型对2008年美国次贷危机产生的根源进行了模拟分析，发现危机很大程度上源于美联储仅仅致力于物价稳定而完全忽视了房地产价格波动。Angeloni和Faia(2013)基于一个包含银行脆弱性的DSGE模型分析表明，为了实现金融经济稳定，货币政策应对资产价格波动做出适时反应，并配合以反周期的银行资产审慎监管政策。Ghosh等(2014)指出，新兴经济体对于货币错配的承受能力较弱，这些国家的央行应将汇率稳定纳入传统通货膨胀目标框架内以更好地实现金融经济稳定。此外，在应对此次危机中，欧美发达国家一反常态使用了很多“非常规”的财政政策措施(如大规模投资、减税以及向银行注资等)，以刺激经济和稳定金融市场。④这也促使学术界重新审视财政政策在促进经济增长尤其是金融市场稳定中的作用。Tagkalakis(2011)指出，房地产等资产价格波动会对财政收入产生重要影响，财税当局有必要密切关注资产价格波动以增强财政政策的可控性。Agnello等(2012)认为，财税当局拥有很多手段校正资产价格失衡，依据资产价格变动适时调整财政政策更有利于金融经济稳定。不过，这方面的研究还处在起步阶段。 与欧美发达国家相似，中国央行也明确宣称资产价格稳定并非货币政策制定实施的主要依据。不过，随着近年来房地产价格快速上涨和人民币持续升值，国内学者对于央行是否应关注房地产价格和人民币汇率稳定进行了大量研究。卜永祥(2008)发现人民币升值压力加剧显著改变了国内信贷政策，但对利率政策的影响较弱。李强(2009)指出房地产价格波动对货币供给政策的影响较弱。李成等(2010)发现利率政策对房地产价格和汇率波动的反应很弱。赵进文和高辉(2009)的研究则表明，实现房地产价格稳定是央行利率政策的重要目标。陈继勇等(2013)指出，中国房地产等资产价格波动隐含了一定程度的未来产出和通货膨胀信息，因此货币政策在必要时应干预资产价格。 国内外学术界就货币政策在促进房地产价格和汇率等资产价格稳定中的作用进行了大量研究，但还鲜有文献对财政和货币政策组合作用进行深入研究。⑤本文的研究有助于拓展已有文献，也有利于厘清政策调控的着力点，为促进房地产价格和人民币汇率稳定的政策制度建设提供良好借鉴。 三 包含房地产价格与汇率波动的财政和货币政策反应模型 长期以来，学术界一直试图利用一个简单反应函数刻画财政和货币政策对于宏观经济走势及财政金融形势变化的系统性、内生性反应，以此作为增强政策透明性和有效性的一个重要途径。结合中国宏观调控实践特点，本节构建包含房地产价格和实际汇率波动的财政和货币政策反应模型。 (一)货币政策反应模型 对货币政策反应模型的研究由来已久，其中以McCallum规则和Taylor规则最具代表性。McCallum(1988)认为，央行应依据产出增长缺口(即现实产出与潜在产出增长率的偏离程度)调整货币供给政策。但实践中央行很难完全控制货币供给，为此，Taylor(2000)提出一个利率规则，将短期名义利率设定为产出缺口(即现实产出与潜在产出的偏离程度)和通货膨胀缺口(即通货膨胀率与其目标值的偏离程度)的反应函数，利用其较好刻画了主要发达国家的货币政策实践。Clarida等(1998)进一步提出一个前瞻性利率规则，Smets(1997)则将房地产价格和汇率等引入Taylor规则。近10年来，中国学者对货币政策规则及其在中国的适用性进行了广泛研究。Zhang(2009)认为McCallum规则可较好刻画中国货币供给政策实践，谢平和罗雄(2002)以及张屹山和张代强(2007)等发现Taylor规则及其拓展能有效捕捉中国利率政策变化。 不过，这些研究均忽略了财政政策对货币政策的直接影响。长期以来，中国政府非常重视财政和货币政策的协调配合，尤其是中国宏观调控政策是由中央统一安排(通常由每年年底召开的中央经济工作会议确定下一年度的财政和货币政策)；而且，与欧美发达国家的央行具有很强独立性不同，中国人民银行与财政部都是国务院下属单位，需要服从中央关于宏观调控政策的整体安排。这意味着，中国财政和货币政策可能具有很强的内在联动性并相互影响(杨子晖，2008)。有鉴于此，本文不仅在传统的货币政策反应模型中引入房地产价格和实际汇率波动，还特别考虑了原始赤字率(即原始赤字与产出的比值)以检验财政政策对货币政策的直接影响。⑥中国的利率调节作用虽不断增强，但尚未完全市场化，货币供给政策仍发挥着重要作用，因此本文不仅考虑了利率政策还考虑到货币供给政策。 首先，我们构建如下货币供给政策反应模型：
系数
分别刻画了货币供给政策对于通货膨胀率、产出缺口以及房地产价格增长和实际汇率波动的反应力度。若φ＜0，货币供给增长与物价反向变动，有利于物价稳定；反之加剧物价波动。χ＜0表明货币供给政策为反周期，有利于产出稳定，反之为顺周期。一般而言，为了遏制房地产价格过快上涨，央行应紧缩银根，避免货币资金过多流入房地产市场。同时，这也可平抑房地产价格上涨通过财富和资产负债表效应对总需求的扩张性影响。反之亦然。因此，从有利于房地产价格稳定的角度来看，
应为负值。汇率变动主要通过国际贸易和资本流动两个渠道对国内经济和货币供给政策产生影响：本币升值产生支出转换效应，会对国内经济产生向下压力，迫使央行加大货币供给以消除这一紧缩效应；升值预期增加会吸引国际资本流入，造成基础货币扩张，亦会推高国内物价和房地产等资产价格，这又需要央行紧缩银根加以应对。因此，在跨国资本自由流动的情况下，独立的货币政策与汇率稳定目标面临冲突，即存在“三元悖论”。长期以来，中国资本项目管制较严，国际资本流动机制较弱。因此，系数
为正值(即货币供给增长与汇率同向变动)有利于实际汇率稳定。不过，随着中国资本项目不断开放，国际资本流动机制日益增强，这会削弱货币供给增长与汇率同向变动产生的稳定效应。公式(1)中的系数
刻画了财政政策对货币供给政策的直接影响：
＞0意味原始赤字率增加导致货币供给扩张(即可能存在赤字货币化现象)，货币供给政策与财政政策具有策略互补性；反之，货币供给政策和财政政策具有策略替代性。 其次，我们考虑如下利率政策反应模型：
系数，κ刻画了利率政策对于通货膨胀变动的反应力度：若κ＞1，利率政策为Leeper(1991)所称积极的(active)，有助于物价稳定；反之为消极的(passive)，不利于物价稳定。系数η＞0表明利率政策为反周期，有利于产出稳定，反之为顺周期。若央行旨在平抑房地产价格的快速上涨，应采取紧缩性货币政策。因此，系数
(即利率调整与房地产价格同向变动)有利于房地产价格稳定。利率政策与汇率变动之间的关系较复杂。人民币升值压力增大，央行为了缓冲外汇储备增加而过多投放的基础货币，需要提高利率以控制流动性。但这会吸引国际资本流入，加剧人民币升值压力。因此，从利于汇率稳定的角度来看，利率与实际汇率应反向变动(即
)。这不仅符合汇率决定的利率平价理论(即降低利率可缓解国际资本流入和人民币升值压力)，也可抵消人民币升值带来的经济紧缩效应，但可能加剧房地产价格波动，增加调控的复杂性。系数ψ反映了财政政策对利率政策的直接影响：ψ＜0表明利率与财政政策为策略互补，反之为策略替代。 (二)财政政策反应模型 自动稳定器的存在使得财政政策更适合由一个简单反应函数加以刻画，但这方面的经验研究较少。Leeper(1991)认为财税当局的主要任务在于确保政府债务可持续性，因此将税收收入比率设为政府债务缺口(即政府债务规模与其长期均衡值偏离程度)的反应函数。后续一些研究认为，确保产出稳定也是财税当局的重要职责，一个合理的财政政策规则应能充分捕捉财税当局的双重目标，主张将财政赤字率(或税收收入比率)设定为政府债务缺口和产出缺口的函数(Favero和Monacelli，2003；贾俊雪，2012)。Tagkalakis(2011)和Agnello等(2012)进一步指出，财税当局也应对资产价格波动予以关注以更好地实现金融经济稳定，因此在财政政策反应函数中引入资产价格。借鉴这些研究的做法，本文构建如下财政政策反应模型：
系数θ和γ分别刻画了财税当局对于政府债务可持续性和产出稳定的关注力度。当θ∈(-2，0)时，表明财税当局致力于确保政府债务可持续性；依据Leeper(1991)和Woodlford(1995)的定义，此时财政政策为消极(李嘉图式的)。反之意味着财税当局完全忽略了政府债务可持续性问题，财政政策为积极(非李嘉图式的)。⑨系数γ＜0意味财政政策为反周期，反之为顺周期。
为财政政策对房地产价格波动的反应系数。一般而言，财税当局可采取紧缩性政策(如提高房地产交易环节的税负水平)来遏制房地产价格上涨，即
为负值有利于房地产价格稳定。系数
刻画了财政政策对实际汇率波动的反应力度。由蒙代尔—弗莱明模型可知，财政赤字增加将导致实际汇率升值和经常账户恶化即存在双赤字现象。但一些经验研究得到了相反的结论(Kim和Nouriel，2008)，这也比较符合中国经济现实——20世纪90年代以来，中国财政赤字与经常账户盈余长期并存。因此，系数
＞0表明，财政政策有利于实际汇率稳定。 现实经济中，财政赤字调整可能具有一定持续性，因此我们在方程(3)中引入平滑项，则有：
四 财政和货币政策对房地产价格与实际汇率波动的系统性反应 本节通过估算中国财政和货币政策反应模型，识别出财政和货币政策对房地产价格与实际汇率波动的系统性反应。 (一)数据 本文使用1992～2011年的季度数据，数据主要来源于中经网数据库、财政部网站、中国人民银行网站和IFS数据库。⑩所有变量(除名义利率外)均利用X-12方法进行了季节调整。 鉴于银行间拆借利率是目前中国市场化程度最高的利率，本文以7日银行间拆借利率作为利率政策变量，其中1992年1季度到1996年4季度的数据来自谢平和罗雄(2002)的研究。我们利用HP滤波对基础货币M1增长率消除趋势后得到货币供给增长缺口，以此作为货币供给政策变量。通货膨胀率由消费价格指数(CPI)的环比变化率度量。统计资料仅有2001年以后的CPI月度环比数据，此前只有月度同比数据。基于这些数据，我们构造出以1992年为基期的完整CPI月度环比数据，用3个月CPI累积变化率度量季度通货膨胀率。房地产销售价格指数是目前能够全面反映中国房地产价格(包括房屋销售价格、租赁价格和土地交易价格)变化的长时序指标(李成等，2010)，因此本文使用这一指标并利用相似方法得到房地产价格季度环比变化率。目前，统计资料只给出1992年以来的季度名义GDP与GDP同比累计增长率。本文首先利用GDP累计增长率将名义GDP折算成以1992年为基期的实际值，然后利用HP滤波估算出产出缺口。我们以原始赤字率作为财政政策变量，原始赤字为财政收入减去财政支出(不含债务利息支出)。中国仅公布了少数年份的政府债务余额数据，为此，我们从中国人民银行网站、财政部网站和国泰安数据库搜集了1981年以来政府债券发行与还本付息的详细资料(包括发行和还本付息的金额及时间)，据此测算出1992年以来政府债务余额的季度数据。(11)表1给出主要变量的基本统计描述和单位根检验结果。图1和2给出变量的变化情况。(12)
样本期内，房地产价格增长呈现出剧烈波动，均值为0.022％，标准差高达4.132％(见表1)，产出缺口、通货膨胀率和M1货币供给增长缺口的波动较小(标准差为1.142％、1.733％和3.314％)。这些变量在不同时期的波动幅度有所不同：20世纪90年代的波幅较大，此后较为平缓，2008年以来波动性又明显加剧(见图1和图2)。自2005年“汇改”以来，人民币实际汇率呈现加速升值态势，短期名义利率自20世纪90年代末以来一直处于较低水平。中国财政状况总体较为稳健：原始赤字率的均值为0.373％，政府债务负担率的均值为51.258％(年度均值为10.9％)。不过，1998年以来，政府债务规模出现了快速攀升。由单位根检验结果可知，上述变量均为平稳序列。
图1 原始赤字率、利率、产出缺口与政府债务负担率
图2 货币供给增长缺口、通货膨胀率、实际汇率和房地产价格变化率 (二)估算结果 在估算财政政策反应模型(4)和货币政策反应模型(1)或(2)时，为了校正内生性问题，我们采用了GMM。本文使用的是季度数据但样本量较有限，为了校正可能存在的有限样本偏差问题，我们采用迭代GMM估算技术。Hall(2005)指出，迭代GMM技术通过迭代过程搜索最优权重矩阵和模型参数，可有效校正有限样本偏差问题。此外，无论是Bai-Perron检验还是Chow检验都表明，财政、利率和货币供给政策反应模型分别在1998年2季度、1季度和3季度存在显著的结构性断点。(13)因此，本文进行分样本回归。为了更好地揭示房地产价格和实际汇率引入对估算结果的影响，对于每个子样本期，我们均估算了3个模型：模型1不含房地产价格增长率和实际汇率，模型2引入房地产价格增长率，模型3包含所有变量。表2和表3给出具体估算结果。由Hansen检验可知，在通常的置信水平上，我们无法拒绝各模型工具变量有效性的假设。而且，结构参数的估算结果具有较好的统计显著性。这表明，中国财政和货币政策变化具有较好的系统性和规则性。模型1～3的估算结果存在较明显的差异，表明忽略房地产价格和实际汇率波动的影响可能带来政策反应模型的估算偏差。与模型1和2相比，模型3给出的利率、货币供给增长缺口和原始赤字率的预测值(即政策规则值)与现实值之间具有更好的一致性。换言之，财政和货币政策反应模型(1)、(2)和(4)可以更好地刻画中国财政和货币政策变化。(14)
(三)货币政策反应模型的估算结果 由表2模型3a可知，中国利率政策具有较强的持续性，体现在参数β在两个子样本期内(即1992年1季度至1997年4季度和1998年1季度至2011年4季度)分别为0.865和0.848(均在1％的置信水平上显著)。通货膨胀和产出缺口的反应系数κ和η在第一个子样本期分别为0.530和-1.786且具有很好的统计显著性。因此，这一时期的利率政策为消极和顺周期，不利于物价和产出稳定。1998年以来，利率政策开始积极致力于物价稳定(κ为1.425且具有统计显著性)，但仍呈现出较明显的顺周期特征(η显著为负)。系数
在第一个子样本期不显著，表明此间的利率政策没有关注房地产价格稳定。1998年以来，利率政策反而加剧了房地产价格波动(
在第二个子样本期显著为负)，这与况伟大(2010)的研究结论保持了较好一致性。不过，第二个子样本期内，利率政策对产出和房地产价格稳定的不利影响主要源于2008年全球金融危机期间的政策偏差：当将2008年以后的样本剔除后，利率政策呈现出反周期特征，对房地产价格波动的反应不显著(1998年1季度至2007年4季度间，η显著为正，
不显著)。原因可能在于央行在此次危机爆发的初期没有很好预判到经济下行压力，此后又高估了冲击风险，在利率政策的调控时机和力度选择上出现了一些明显偏差。 系数
在两个子样本期均不显著，表明利率政策并未将实际汇率稳定作为一个重要目标，这符合中国货币当局主要借助信贷政策进行汇率干预的特点(卜永祥，2008)。对比
1998年1季度至2011年4季度和1998年1季度至2007年4季度两个时期的回归结果(后一时期显著为正)可以推断：随着2005年“汇改”以来人民币加速升值，央行加大了对汇率稳定的关注力度，这在一定程度上缓解了利率政策对实际汇率稳定的不利影响。系数ψ在第一个子样本期显著为正即原始赤字率增加导致利率上升，利率政策与财政政策具有策略替代性。1998年以来，利率政策与财政政策具有较强的策略互补性(ψ显著为负)。 表3模型3c显示，1992年1季度至1998年2季度，货币供给政策对产出、通货膨胀、房地产价格和实际汇率波动的反应系数均不显著，这比较符合此间中国数量型货币政策以信贷政策为主的特点(1996年，央行才正式将货币供给量作为货币政策的中介目标)。此后，货币供给政策呈现出较强的持续性(α在第二个子样本期为0.905，在1％的置信水平上显著)，加剧了房地产价格波动，这在2008年全球金融危机以来表现得更突出(系数
在1998年3季度至2007年4季度和1998年3季度至2011年4季度均显著为正，分别为0.247和0.312)。事实上，20世纪90年代末以来中国货币化进程加快。在超额利润的吸引下，大量货币信贷资金涌入房地产业，导致房地产价格快速上涨，2008年“40000亿”投资计划带来的流动性过剩更是推波助澜。因此，有效遏制“货币超发”，消除房地产业的超额利润及其引发的资源错配，是促使房地产价格回归理性、实现房地产市场健康发展的关键。系数
在1998年3季度至2007年4季度间为正但不显著。2008年全球金融危机以来，国内国际经济形势的急剧变化明显削弱了货币供给增长与实际汇率的正向联动性，货币供给政策加剧了实际汇率波动(系数
在1998年3季度至2011年4季度显著为负)。 系数
在1992年1季度至1998年2季度显著为负，表明货币供给政策与财政政策具有策略替代性。此后，财政赤字对货币供给增长具有显著的正影响即存在赤字货币化现象，(15)这在2008年全球金融危机期间表现得尤为突出。究其原因，一方面在于央行为了配合中央提出的“40000亿”投资计划采取了宽松的货币政策，更为重要的是地方政府为了实施这一投资计划(中央承担1.18万亿，其余主要由地方政府承担)创建了各种投融资平台向银行大量借款，导致信贷货币扩张。
(四)财政政策反应模型的估算结果 由表2模型3b可知，中国财政政策具有很大的灵活性，体现在系数ρ在两个子样本期均不显著。1992年1季度至1998年1季度，系数θ和γ虽为负值但并不显著，表明这一时期的财政政策并没有很好地致力于确保政府债务可持续性和产出稳定的理念。究其原因在于：始于20世纪80年代中期的财政承包制改革，导致这一时期中国政府特别是中央政府财力匮乏，极大地制约了中央政府有效运用财政政策进行债务控制和稳定经济的能力(Jia，2002)。1994年分税制改革通过财权集中，确立了中央财政在整个财政分配中的主导地位，极大增强了中央的宏观调控能力。特别是为了应对亚洲金融危机的不利影响，中国在1998年实施了“积极财政政策”，带来了财税政策理念的转变——致力于确保政府债务可持续性和产出稳定(贾俊雪，2012)。因此，这一时期的财政政策呈现出消极(李嘉图式)和反周期的特点，且在2008年全球金融危机以来表现得更为突出(1998年2季度至2007年4季度和1998年2季度至2011年4季度，系数θ和γ分别为-0.038、-0.055以及-0.669、-1.113)。 系数
在第一个子样本期显著为负，表明财政政策有利于房地产价格稳定。因为这一时期中国居民住房以福利分配为主，从而有利于平抑房地产价格波动。此后，随着房地产市场商品化进程的加快，财政政策的房地产价格稳定效应明显弱化。特别是新世纪以来，土地出让金构成了地方政府的重要收入来源，地方政府有强烈动机通过操纵商业用地供应来寻求此类收入最大化；这会增加房地产开发成本，推动房地产价格上涨，形成土地出让收入增加与房地产价格上涨的联动机制，加剧了房地产价格波动。不过，土地出让金属于地方预算外收入，因此并没有对财政政策态势产生明显影响(系数
在第二个子样本期内不显著)。换言之，财政当局在制定和实施财政政策时并没有将房地产价格稳定作为重要目标。总体而言，中国财政政策有利于实际汇率稳定，体现在系数
在1992年1季度至1998年1季度和1998年2季度至2007年4季度均显著为正，这也较好解释了此间中国财政赤字与经常账户盈余长期并存的原因。但自2008年全球金融危机以来，财政政策的实际汇率稳定效应明显减弱。 由表3模型3d可知，上述结论总体具有较好的稳健性。此外，由表2和表3还可发现一个突出现象：财政政策对货币政策具有更突出的影响，货币政策对财政政策的影响较弱(μ的绝对值较小且显著性较差，ψ和
绝对值较大且显著性较好)。换言之，财政政策在中国宏观政策体系中占据主导地位，货币政策处于明显从属地位，很大程度上需要被动适应财政政策的变化(杨子晖，2008)。最后，我们尝试利用人民币兑美元实际汇率替代实际有效汇率来考察本文主要结论的稳健性。(16)人民币兑美元实际汇率增加表示贬值，而实际有效汇率增加代表升值，因此财政和货币政策对实际汇率反应系数的估算结果发生了明显变化(见表4)，但与基准结果保持了较好的逻辑一致性。其他核心参数的估算结果也出现了一些变化，但基本结论总体具有较好的稳健性。
五 财政货币政策在房地产价格增长和实际汇率动态决定中的作用 前述分析表明，财政和货币政策在不同时期对房地产价格和实际汇率波动的系统性反应不同。那么，这样的系统性反应在中国房地产价格增长和实际汇率的动态决定中发挥着怎样作用？本节以上节识别出的财政和货币政策的系统性变化为基础，进一步利用MSVAR模型和反事实分析考察这一问题。 (一)MSVAR模型 具体而言，我们构建一个包含财政和货币政策的宏观向量自回归模型，在模型中略去外生政策冲击，即假定政策当局在应对各种经济冲击时，始终遵循上节给出的政策规则制定实施财政和货币政策；然后，给出单一政策和政策组合下的房地产价格增长率和实际汇率的拟合残差和，据此比较分析单一政策和政策组合在房地产价格增长和实际汇率的动态决定中的作用。为了捕捉变量的非线性特征以及不同变量间的非线性影响，我们采取如下形式的MSVAR模型：
(二)估算结果 本文利用MSVAR OX软件分别估算出单一政策(rule只包含财政或货币政策规则值)和政策组合(rule同时包含财政和货币政策规则值)的MSVAR模型(5)和(6)。表5给出财政和货币政策组合下房地产价格增长率和实际汇率的MSVAR模型估算结果，图3给出相应的状态1和2的转换概率，表6给出不同情况下房地产价格增长率和实际汇率的拟合残差和。
表5的Ljung-Box Q检验表明，房地产价格增长率和实际汇率的标准化残差序列均不存在显著的序列相关性，各模型设定较为合理。由图3可知，政策组合下的MSVAR模型可较好地识别出1992年以来的经济状态变化：状态2(即房地产价格增长率和实际汇率处于高位)主要集中在1995年底至1996年初、2000年年底至2004年以及2006年年底以来这几个时期，平均持续时间为13～20.4个季度，状态1平均持续时间为8.7～11个季度(
=0.885和0.909；
=0.923和0.951)。
图3 政策组合下状态1和2的转换概率 说明：图中的纵轴为概率值，横轴为年。
由表6可知，1992～1997年，单一财政政策、单一货币供给政策以及财政和货币供给政策组合下的房地产价格增长率的拟合残差和分别为7.702、29.614和8.562。因此，较单一货币供给政策以及财政和货币供给政策组合而言，单一财政政策可更好地解释这一时期中国房地产价格增长率的变化。这一结论较为直观：20世纪90年代，中国房地产市场尚处在起步阶段，居民住房主要依靠福利分配，因此房地产价格的增长变化受财政政策系统性变化的影响更突出。此后，随着城镇住房制度改革的深化，房地产市场发展迅速，货币供给政策在房地产价格增长动态决定中的作用显著增强(1998～2011年，较单一财政政策而言，单一货币供给政策下房地产价格增长率的拟合残差和更小)。不过，此时财政和货币供给政策组合下的拟合残差和最小，表明这一时期的财政政策对房地产价格增长动态仍具有很强的解释力。换言之，房地产价格增长变化不仅是一个货币现象也是一个财政现象。与财政政策相比，利率政策对房地产价格增长动态的解释力明显较弱。不过，整个样本期内，财政和利率政策组合下房地产价格增长率的拟合残差和都最小。因此，要更好地实现房地产价格稳定需要财政和货币政策的有效配合。 1992～1997年，单一货币供给政策对人民币实际汇率的解释力明显强于单一财政政策以及财政和货币供给政策组合，因此这一时期的人民币实际汇率变化主要表现为一个货币现象。此后，财政政策的作用明显增强，体现在1998～2011年单一财政政策下的实际汇率的拟合残差和最小。换言之，汇率的财政决定机制在这一时期发挥了极其关键的作用——出口退税和财政补贴等激励措施在中国出口导向型发展战略中一直扮演着重要角色，对实际汇率的动态变化具有重要影响。事实上，由巴拉萨—萨缪尔森理论可知，人民币实际汇率从长期来看主要取决于供给面，这也得到了一些经验研究的支持(徐建炜和杨盼盼，2011)，而财政政策可直接作用于经济供给面因而可对实际汇率的长期走势产生重要影响。不过，这一时期的利率政策对实际汇率的解释力总体要强于财政政策。而且，财政和利率政策组合下实际汇率的拟合残差和最小。因此，实际汇率稳定需要财政和货币政策(尤其是利率政策)的协调配合。 六 结论与政策建议 结合中国宏观调控的实践特点，本文构建了包含房地产价格和实际汇率波动的财政和货币政策反应模型；然后以1992～2011年的季度数据为基础，利用GMM和MSVAR模型在一个分析框架内考察了财政和货币政策对房地产价格和人民币实际汇率波动的系统性反应，及其在房地产价格增长和人民币实际汇率动态决定中的作用。 本研究表明，央行并未积极运用货币政策平抑房地产价格波动，利率和货币供给政策成为20世纪90年代末(尤其是2008年全球金融危机)以来中国房地产价格快速上涨的重要原因。利率政策对于人民币实际汇率波动的系统性反应很弱，而货币供给政策在20世纪90年代末以来加剧了人民币实际汇率波动。1998年以前，财政政策有利于房地产价格稳定，此后财税当局并未将房地产价格稳定作为重要政策目标。财政政策总体上有利于人民币实际汇率稳定，但2008年全球金融危机以来稳定效应明显减弱。研究还表明，1998年以前，财政政策在房地产价格增长的动态决定中发挥着关键作用，货币供给政策对人民币实际汇率变化则具有更强的解释力。此后，财政和货币政策在房地产价格增长和人民币实际汇率的动态决定中均发挥了重要作用，因此要实现房地产价格和实际汇率稳定，需要财政和货币政策的有效配合。 上述结论对于促进中国房地产价格和人民币实际汇率稳定的政策制度建设具有重要意义。新世纪以来，房地产价格的快速上涨以及多次宏观调控的无果而终引发了全社会的广泛争议和普遍质疑，成为制约中国经济社会可持续发展的一大痼疾。外部环境的持续恶化尤其是人民币加速升值与之错综交织，进一步加剧了调控复杂性。“限购令”这一强制措施虽较为有效，但面临着如何与市场机制协调以及能否长期维系等问题。这些都彰显出长效政策和制度建设的重要性和迫切性。就本文研究来看，中国政府应着重做好如下三方面工作： 第一，进一步完善财政和货币政策目标体系。针对当前以及今后较长时期内中国经济社会发展的突出矛盾和客观要求，中央应在注重产出、物价和政府债务稳定的基础上，将房地产价格和汇率稳定纳入决策范畴，构建一套界定清晰、规则明确的宏观政策目标体系。这可起到预期锚的作用，促使微观主体形成理性稳定的市场预期，也有利于增强政策透明性和有效性。 第二，进一步优化财政和货币政策工具体系。结合政策目标体系的建设，中央应继续推进房产税改革，优化调整出口退税和财政补贴等激励措施；严格控制货币总量、避免“货币超发”，完善差别化利率政策，构建一套总量控制与结构调节相结合的政策工具体系。同时，应依据财政和货币政策的作用特点，优化完善政策分工与协调，充分发挥政策组合效力。 第三，进一步深化财税和金融体制改革。中央政府应充分把握当前较有利的时机，深化财税和金融体制改革，推动长效制度建设：完善财税体制，有效缓解地方政府对土地财政的过度依赖，遏制土地财政行为对房地产价格上涨的推波助澜作用；推进利率市场化改革，完善人民币汇率形成机制，建立健全短期国际资本流动和房地产金融的审慎监管制度。 截稿：2014年10月 注释： ①②数据来源于国家统计局网站(www.stats.gov.cn)、中国人民银行网站(www.pbc.gov.cn)、历年《中国房地产统计年鉴》和历年《中国财政年鉴》。 ③2014年，中国房地产市场总体较为低迷，一些城市陆续取消了“限购令”，但北京和上海等城市仍未解禁。 ④2008年和2009年，美国国会分别通过为期两年总金额为1680亿美元的《经济刺激法案》和总金额高达7870亿美元的《恢复与再投资法案》。 ⑤Dupor(2000)将FTPL理论拓展到开放经济条件下，考察了财政和货币政策组合在促进汇率稳定中的作用。国内学者利用FTPL理论对财政和货币政策的经济稳定效应也进行了广泛研究。龚六堂和邹恒甫(2002)在生产经济条件下考察了财政政策在价格水平决定中的作用，方红生和朱保华(2008)、赵文哲和周业安(2009)以及张志栋和靳玉英(2011)等对FTPL理论在中国的适用性进行了检验，贾俊雪和郭庆旺(2012)在FTPL理论框架下考察了最优的财政和货币政策规则。 ⑥也可检验各个时期是否存在赤字货币化现象。20世纪90年代以前，财政部向中国人民银行借款弥补财政赤字的做法较普遍。1993年，朱镕基兼任中国人民银行行长后禁止了这一做法，1995年颁布的《中国人民银行法》对此进行了明令禁止。不过，此后中国人民银行通过购买政府债券弥补财政赤字的现象明显增加。张健华和张怀清(2009)发现，2002年以来，中国人民银行获得的铸币税收入大多转化为外汇资产和政府债券。 ⑦Zhang(2009)指出，以货币供给增长缺口作为政策工具变量可更好地刻画中国货币供给政策实践。 ⑧已有研究在考察相机抉择财政政策的影响时，主要以结构性赤字率作为政策工具变量，本文旨在探究财政政策的系统性变化，无需区分自动稳定和相机抉择的财政政策，故以原始赤字率作为政策工具变量。 ⑨FTPL理论是从一般均衡视角分析物价稳定和政府债务可持续性问题。不过，Leeper(1991)和Woodford(1995)均从财政政策视角给出了消极(李嘉图式)和积极(非李嘉图式)的财政政策定义，消极(李嘉图式)的财政政策致力于确保政府债务可持续性。政府债务可持续意味政府债务路径是收敛的。考虑政府预算方程：D[,t]=(1+i[,t])D[,t-1]+P[,t]S[,t]GDP[,t]，D[,t]为政府债务余额，P[,t]为价格。两边除以P[,t]GDP[,t]，并将(3)式代入，可得实际政府债务积累方程：d[,t]=｛(1+i[,i])/[(1+μ[,t])(1+π[,t])]+θ｝d[,t-1]+…。当|(1+i*)/[(1+μ*)(1+π*)]+θ|＜1，即θ∈(-2，0)时，财政政策为消极(李嘉图式的)；反之，财政政策为积极(非李嘉图式的)。μ[,t]和μ*为GDP增长率及其长期均衡值，由中国现实数据可知：(1+i*)/[(1+μ*)(1+π*)]≈1。Leeper(1991)所称的积极的财政政策中“积极”含义与国内经常提到的1998年“积极财政政策”中“积极”的含义不同，后者主要指政策的反周期性和相机抉择性。感谢评审专家提出的宝贵意见。 ⑩本文核心变量即房地产销售价格指数的最新数据只到2011年底(此后该指数不再编制)，而中国尚缺乏能够涵盖本文样本期的其他替代指标，因此我们最终将样本期定为1992～2011年。人民币实际有效汇率的数据来自IFS数据库，其余数据(除特殊说明外)均来自中经网数据库。 (11)1981年，中国在时隔20多年后重新发行国债。我们依据政府债券发行与还本付息的金额和时间计算出各季度国债余额的净增加额，由如下公式给出各期国债余额：t期国债余额=t-1期国债余额+t期净增加额。测算的2005年和2006年的政府债务余额为33108和35759.3亿元，与《中国统计年鉴》公布的32614.2和35015.3亿元仅相差2％左右，数据较可取。 (12)为了使图1和2更加清晰，我们将政府债务负担率和实际有效率除以10。 (13)我们首先利用Bai和Perron(2003)提出的方法识别出可能存在的结构性断点的个数和时间，然后利用Chow检验进行确认：只有通过Chow检验，才能确认断点是显著的。Bai-Perron和Chow检验表明，包含名义利率的财政政策反应函数只在1998年2季度存在显著的结构性断点，包含货币供给增长缺口的财政政策反应函数不存在显著的结构性断点。为了对这两种财政政策反应函数的估算结果进行比较，我们统一以1998年2季度为断点进行分样本回归。感谢审稿专家提出的宝贵意见。 (14)对于各目标变量，我们尝试采取不同的滞后和领先期(包括完全前瞻、完全后视和完全当期)，结果表明目前的反应模型对现实值的拟合最好。我们尝试估算了信贷政策反应函数，但模型拟合效果很差。我们也进行了如下稳健性分析：(1)在货币政策反应函数中引入股票价格(用上证收盘综合指数度量)的季度环比变化率；(2)遵循Favero和Monacelli(2003)的做法，在财政政策反应函数中引入实际利率与实际GDP增长率的缺口和政府债务比率的乘积项，以防止对财政政策债务稳定动机的错误识别(如果财政政策反应函数包含名义利率，将带来多重共线性问题，因此引入实际利率与实际GDP增长率的缺口和政府债务比率的乘积项而不再包含名义利率)；(3)使用M2增长缺口作为货币供给政策工具的代理变量。结果表明，本文的基本结论较为稳健。感谢审稿专家提出的宝贵意见。 (15)我们也尝试在货币供给政策反应模型中引入政府债务负担率替代原始赤字率，结果表明政府债务负担率在第二个子样本期内的回归系数显著为正，即政府债务规模增加导致货币供给增加，这进一步支持了基准结论。 (16)人民币兑美元实际汇率=人民币兑美元名义汇率×美国GDP平减指数/中国GDP平减指数。我们也尝试利用CPI价格指数将人民币兑美元名义汇率转换为实际汇率，结论没有明显变化。1992年以来的人民币兑美元名义汇率的季度数据来源于美国圣路易斯联储网站(www.stlouisfed.org/)，美国GDP平减指数和CPI价格指数的季度数据来源于中经网数据库，我们利用季度名义GDP和实际GDP构造了中国的季度GDP平减指数。感谢审稿专家提出的宝贵意见。
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