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一、模型構(gòu)建

本文新模型主要參考了Iacoviello(2005)，并結(jié)合Aokietal.(2004)、IacovielloandNeri(2010)，建立一個(gè)封閉經(jīng)濟(jì)條件下的多部門新凱恩斯主義動態(tài)一般均衡模型(DSGE)，其最大特點(diǎn)是將房地產(chǎn)以資產(chǎn)形式引入，房地產(chǎn)既是家庭的消費(fèi)品，也是企業(yè)的生產(chǎn)投入。模型中，家庭以一定首付比例，通過抵押貸款獲得房地產(chǎn)消費(fèi)，房地產(chǎn)價(jià)值直接進(jìn)入了家庭的效應(yīng)函數(shù)。房地產(chǎn)作為一項(xiàng)資產(chǎn)，企業(yè)可以抵押房地產(chǎn)獲得貸款，并且企業(yè)將房地產(chǎn)當(dāng)做生產(chǎn)要素。為了簡化模型，根據(jù)我國國情，本文區(qū)別Iacoviello(2005)模型的不同點(diǎn)有：一是由于本文主要從房地產(chǎn)作為抵押品視角來關(guān)注金融加速機(jī)制，結(jié)合我國實(shí)際情況簡化了模型，沒有考慮貨幣等因素，只是從信貸角度引入金融摩擦；二是將家庭分為儲蓄型和借貸型兩部分，儲蓄型家庭給銀行提供存款以獲得利息，借貸型家庭通過抵押房地產(chǎn)向銀行進(jìn)行借貸。家庭部門是無期限生活的，被分為兩個(gè)部分：儲蓄型家庭和借貸型家庭。儲蓄型家庭消費(fèi)方式遵循持久收入假說(PermanentIncomeHypothesis)，并且滿足標(biāo)準(zhǔn)的歐拉方程；借貸型家庭憑經(jīng)驗(yàn)消費(fèi)(Rule－of－Thumb)①。由于儲蓄型家庭和借貸型家庭對當(dāng)期和未來的消費(fèi)看法不一，借貸型家庭更看重當(dāng)期消費(fèi)，而儲蓄型家庭更看重未來消費(fèi)，故二者貼現(xiàn)率是不一樣的，借貸型家庭部門貼現(xiàn)率更低。

二、模型的估計(jì)

本文參考了大量基于國內(nèi)外數(shù)據(jù)和模型的相關(guān)研究校準(zhǔn)了部分參數(shù)。見表1，以下依次說明。對于儲蓄型和借貸型家庭的貼現(xiàn)因子β′和β″，參考Zhang(2009)[4]、許志偉等(2011)設(shè)定的代表性家庭貼現(xiàn)因子0.98，由前文β′>β″，參考Iacoviello(2005)，設(shè)定β′和β″分別為0.99和0.95。企業(yè)家的貼現(xiàn)因子γ可以由企業(yè)家的內(nèi)部收益率計(jì)算，12.9%的收益率也代表了國內(nèi)項(xiàng)目的平均收益率，可以作為企業(yè)的內(nèi)部收益率，故參考其研究，設(shè)定為0.886。對于借貸型家庭和企業(yè)的抵押貸款比例(Loan-to-valueRatio，LTV)m″和m的校準(zhǔn)國內(nèi)的相關(guān)研究較少，參考IacovielloandNeri(2010)的研究我們選取m″=0.75，m=0.5。對于勞動供給彈性η，已有文獻(xiàn)差別較大，薛鶴翔(2010)設(shè)定為6.16，王國靜和田國強(qiáng)等(2014)采用貝葉斯估計(jì)的結(jié)果是2.2329，裘翔和龍(2014)[5]將η的倒數(shù)設(shè)定為0.524，對應(yīng)勞動供給彈性為1.9084，而Iacoviello(2005)、譚政勛等(2011)將η校準(zhǔn)為1.01，鑒于王國靜和田國強(qiáng)等(2014)、裘翔和龍(2014)[5]效應(yīng)函數(shù)中還含有效用權(quán)重系數(shù)，我們設(shè)定η=1.01。對于折舊率的校準(zhǔn)δ，ChowandLi(2002)估計(jì)的資本折舊率為0.04到0.056之間，許志偉等(2010)、胡永剛和劉方(2007)[6]選取季度折舊率為0.05，薛鶴翔(2010)設(shè)定的季度值為0.04，而王文甫(2010)、許偉和陳斌開(2009)[7]則根據(jù)資本年度折舊率10%算得的季度值折舊率為0.025，康立和龔六堂(2014)、王國靜和田國強(qiáng)(2014)等也設(shè)定為0.025，在此，根據(jù)多數(shù)文獻(xiàn)的做法選取δ=0.025，即年折舊10%。對于生產(chǎn)函數(shù)中資本份額的μ的校準(zhǔn)，ChowandLi(2002)利用1952—1998年數(shù)據(jù)得到資本份額0.55，張軍(2002)利用不同的方法估計(jì)的資本份額為0.499，薛鶴翔(2010)和Heetal.(2007)估計(jì)結(jié)果為0.6，王國靜和田國強(qiáng)(2014)選取資本份額為0.5。但需要指出的是，這些研究對生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定，只是包括資本與勞動力兩部分，本文中資本包括房地產(chǎn)資本(ν)和其他資本，我們先校準(zhǔn)總的資本份額為0.3288。結(jié)合后文貝葉斯估計(jì)的房地產(chǎn)以外資本份額為0.2988，故ν的校準(zhǔn)值為0.03。對于參數(shù)住房效用權(quán)重j的校準(zhǔn)已有文獻(xiàn)差別較大，王云清等(2013)設(shè)置的效用權(quán)重為0.0194，而譚政勛等(2011)認(rèn)為由于我國居民普遍接受居者有其屋的觀念故設(shè)置的效用權(quán)重較大為0.4，Iacoviello(2005)和IacovielloandNeri(2010)等分別設(shè)置為0.1和0.12，我們設(shè)置為0.2。對于家庭和企業(yè)的房地產(chǎn)調(diào)整成本φh和φe國內(nèi)鮮有文獻(xiàn)，Iacoviello(2005)設(shè)定為0.2、0.2，考慮我國處于轉(zhuǎn)型期，我們設(shè)定為0.1、0.1。康立和龔六堂(2014)將資本的調(diào)整成本參數(shù)ψ設(shè)定為5，本文綜合以上文獻(xiàn)采用參數(shù)值2。本文參考AnandSchorfheide(2006)，使用貝葉斯方法對模型余下的相關(guān)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。由于模型系統(tǒng)中包含四個(gè)外生沖擊，本文選如下四個(gè)觀測變量：產(chǎn)出(實(shí)際GDP)、通脹(CPI)、名義利率(銀行間市場7天同業(yè)拆借利率)和房價(jià)(實(shí)際房價(jià))。為了確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，實(shí)際GDP和房價(jià)經(jīng)過季節(jié)調(diào)整和去趨勢化處理。由于國家統(tǒng)計(jì)局公布的房價(jià)的相關(guān)季度數(shù)據(jù)最早始于2000年1季度，故本文使用2000年1季度到2014年1季度數(shù)據(jù)對模型進(jìn)行估計(jì)②。數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計(jì)局。貝葉斯估計(jì)③事先要設(shè)定先驗(yàn)分布，先驗(yàn)分布包括分布函數(shù)和先驗(yàn)均值和標(biāo)準(zhǔn)差的設(shè)定。分布函數(shù)我們通過參考Lubikandschorfheide(2007)、馬勇和陳雨露(2014)的研究設(shè)定。先驗(yàn)均值和方差參考了前人的相關(guān)研究。價(jià)格黏性程度θ，也就是零售商價(jià)格調(diào)整速度，早期的研究如BGG(1999)，國內(nèi)許志偉等(2010)、薛鶴翔(2010)和譚政勛等(2011)的研究都采用θ=0.75，我們設(shè)定先驗(yàn)均值為0.75，方差為0.05。由上文關(guān)于生產(chǎn)函數(shù)中資本份額的μ討論，我們設(shè)定其先驗(yàn)均值為0.3。由于穩(wěn)態(tài)時(shí)加成比例X=εε-1，其中ε為中間品的替代彈性，而許偉和陳斌開(2009)[7]取ε=6，價(jià)格加成比例X=1.2，價(jià)格加成20%，我們?nèi)∠闰?yàn)均值為1.2。其他參數(shù)先驗(yàn)均值和方差的設(shè)定參考了Iaco-viello(2005)、IacovielloandNeri(2010)以及許偉和陳斌開(2009)[7]，我們將要估計(jì)的參數(shù)的先驗(yàn)分布和貝葉斯估計(jì)的后驗(yàn)均值及90%置信度的置信區(qū)間報(bào)告見表2。

三、數(shù)值模擬分析

我們采用比較模型經(jīng)濟(jì)和實(shí)際經(jīng)濟(jì)各變量之間矩的一致性來評價(jià)模型，這種方法被廣泛接受。常用矩有各宏觀經(jīng)濟(jì)變量的標(biāo)準(zhǔn)差，這一矩是變量波動性或易變性的刻畫；各變量之間的一階自相關(guān)系數(shù)，這一矩特征用于描述變量的黏持性；還有各變量之間的相關(guān)性，這一矩表示各變量之間的共動性。將產(chǎn)出、房價(jià)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整①，然后對數(shù)化，進(jìn)行HP濾波，最后計(jì)算原始數(shù)的相關(guān)系數(shù)和自相關(guān)系數(shù)，以及HP濾波后波動成分的標(biāo)準(zhǔn)差。我們通過分別模擬基準(zhǔn)模型(上文建立和估計(jì)的模型)和m=m″=0他參數(shù)不變)的情形，之所以這樣做，是為了對比以為抵押品效應(yīng)的存在提供經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。我們用以下表格比較實(shí)際經(jīng)濟(jì)與數(shù)值模擬經(jīng)濟(jì)比較。從表3可以看出，與實(shí)際數(shù)據(jù)較為符合的是基準(zhǔn)模型。基準(zhǔn)模型中各經(jīng)濟(jì)變量的標(biāo)準(zhǔn)差，與一、二階自相關(guān)系數(shù)以及與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)更接近實(shí)際情況。這也證實(shí)了房地產(chǎn)市場中抵押品效應(yīng)是存在的。為了進(jìn)一步探討主要經(jīng)濟(jì)變量波動的傳導(dǎo)機(jī)制及其動態(tài)特征以觀察金融加速機(jī)制效應(yīng)，我們通過引入四種沖擊考察脈沖響應(yīng)函數(shù)：貨幣政策沖擊、房地產(chǎn)偏好沖擊、供給沖擊和通脹沖擊。為了對比抵押品效應(yīng)以考察金融加速機(jī)制，我們在同一響應(yīng)圖像中對比了基準(zhǔn)模型和不存在借貸約束的情況，此時(shí)，m=m″=0。四種沖擊的模擬結(jié)果如圖2至圖6所示，圖中橫坐標(biāo)表示以季度為單位的時(shí)期，縱坐標(biāo)表示相應(yīng)變量偏離均衡值的百分點(diǎn)。圖1表示緊縮性貨幣政策(名義利率增加一個(gè)單位)沖擊對模型主要數(shù)量變量的影響。從圖1脈沖響應(yīng)函數(shù)可以看出，對于緊縮性的貨幣政策沖擊，產(chǎn)出下降，基準(zhǔn)模型第1季度產(chǎn)出下降0.0206，而不存在抵押品效應(yīng)時(shí)(m=m″=0)第1季度產(chǎn)出下降0.0151，所以基準(zhǔn)模型的產(chǎn)出比不存在抵押品效應(yīng)時(shí)下降更多，受影響更大，但是在第6季度基本上都趨于0。同時(shí)也可以看到，緊縮性貨幣政策對通脹的沖擊，在有抵押品效應(yīng)的模型中通脹水平下降的更多。經(jīng)歷迅速下降后，第3季度變?yōu)?。特別指出，緊縮性貨幣政策對借貸型家庭部門消費(fèi)影響明顯，峰值都出現(xiàn)在第1季度，有抵押品效應(yīng)的模型中消費(fèi)減少約0.0433，明顯大于基準(zhǔn)模型的0.0158。在沒有抵押品的模型中，利率提高的沖擊下房價(jià)下降得更多。

對比脈沖響應(yīng)函數(shù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)變量表現(xiàn)出了明顯的小沖擊更大波動的金融加速器的作用。圖2顯示了一個(gè)正向1%的需求沖擊所產(chǎn)生的影響。我們發(fā)現(xiàn)不管是基準(zhǔn)模型，還是無抵押品效應(yīng)的模型，需求對房價(jià)影響較大，且持續(xù)時(shí)間最長，大概25個(gè)季度。而當(dāng)m=m″=0需求沖擊對產(chǎn)出影響甚微，產(chǎn)出幾乎都保持在正常水平，但是在基準(zhǔn)模型中，當(dāng)需求沖擊發(fā)生后，產(chǎn)出波動較大，峰值出現(xiàn)在第一季度，達(dá)到0.0104，說明模型大大放大了需求沖擊對產(chǎn)出的影響。正向的需求沖擊下，基準(zhǔn)模型產(chǎn)出出現(xiàn)了巨大波動，而無抵押模型中產(chǎn)出變化不大。需求沖擊下，房價(jià)迅速上升，在兩個(gè)情況下上升趨勢一樣，持續(xù)時(shí)間較長。兩個(gè)不同模型中，面對相同的需求沖擊，借貸型家庭的消費(fèi)出現(xiàn)了截然相反的情況。基準(zhǔn)模型借貸型家庭消費(fèi)初期增加，后期迅速減少。而無抵押品存在時(shí)，借貸型家庭消費(fèi)初期減少，之后變?yōu)?，回歸到正常水平。這說明對于借貸型家庭部門來說，房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)非常明顯。圖3表示供給沖擊(技術(shù)沖擊)對產(chǎn)出、通脹的影響。正的技術(shù)沖擊導(dǎo)致產(chǎn)出增加以及通貨緊縮，且兩個(gè)模型產(chǎn)出和通脹的響應(yīng)函數(shù)基本一致，峰值分別約為第2季度的0.025和第1季度的-0.014。由于中央銀行會對產(chǎn)出和通貨緊縮都做出反應(yīng)，中央銀行會采取減息措施，導(dǎo)致房價(jià)上升，房價(jià)會在滯后一個(gè)季度即第2季度達(dá)到峰值0.04。借貸型家庭由于房價(jià)上漲，消費(fèi)增加，且基準(zhǔn)模型中借貸型家庭消費(fèi)增加比m=m″=0情形多出0.01。圖4顯示了在成本沖擊(通脹沖擊)下主要經(jīng)濟(jì)變量的響應(yīng)函數(shù)。產(chǎn)出對于成本沖擊的響應(yīng)表現(xiàn)為降低趨勢，在第4季度達(dá)到反向峰值約-0.04，兩種情況相差甚微。產(chǎn)出、利率、房價(jià)和借貸型家庭部門消費(fèi)的脈沖響應(yīng)函數(shù)都表現(xiàn)出了一定的駝峰狀。通脹壓力導(dǎo)致貨幣政策從緊，房價(jià)下降，且有抵押品效應(yīng)時(shí)下降得更多。值得注意的是，借貸型家庭的消費(fèi)在基準(zhǔn)模型中下降得更多，第5季度出現(xiàn)峰值時(shí)比m=m″=0情形高約0.01。從以上分析也可以發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)，也說明有抵押存在時(shí)表現(xiàn)出了金融加速器效應(yīng)。如上所述，借貸型家庭帶來的金融摩擦(表現(xiàn)為抵押品效應(yīng))在經(jīng)濟(jì)波動中非常重要。為了進(jìn)一步驗(yàn)證模型的穩(wěn)健性，理論上可以做出如下推理：增加借貸型家庭比例，應(yīng)該導(dǎo)致貨幣政策沖擊下資產(chǎn)價(jià)格變動更大，因此對借貸型家庭消費(fèi)影響也更大。所以提高借貸型家庭比例(降低借貸型家庭部門比例)應(yīng)該放大這種效果。我們給出了當(dāng)α=0.2時(shí)(上文中根據(jù)貝葉斯估計(jì)值α=0.6706)，貨幣政策沖擊對主要經(jīng)濟(jì)變量的影響的脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖5刻畫當(dāng)無借貸型家庭部門比例下降到0.2之后貨幣政策對主要變量的沖擊。從表中可以看出緊縮性貨幣政策沖擊下，α=0.2時(shí)模型帶來的緊縮產(chǎn)出的效果更大，對通脹沖擊與產(chǎn)出類似。相對于基準(zhǔn)模型，α=0.2時(shí)房價(jià)波動更大，初始時(shí)，房價(jià)都下降，在第3季度達(dá)到正向峰值0.0081，顯著大于基準(zhǔn)模型的第5季度的0.0019。在緊縮政策的沖擊下，借貸型家庭的消費(fèi)波動更大，第1季度基準(zhǔn)模型為-0.0158，α=0.2時(shí)為-0.0376。響應(yīng)函數(shù)結(jié)果與理論推理一致，證明了模型及結(jié)論的可靠性與穩(wěn)健性。

四、結(jié)論

作為金融摩擦的表現(xiàn)之一，金融加速器效應(yīng)的作用有多種途徑和渠道，本文基于抵押品視角，通過構(gòu)建帶有房地產(chǎn)市場的動態(tài)一般均衡模型關(guān)注金融加速機(jī)制。模型通過將家庭部門分解為異質(zhì)的借貸型家庭和儲蓄型家庭，考慮金融摩擦，以觀察家庭和企業(yè)所有的房地產(chǎn)的抵押品效應(yīng)。模型中的參數(shù)通過校準(zhǔn)和基于我國最新的2000年1季度到2014年1季度數(shù)據(jù)采用貝葉斯估計(jì)技術(shù)得到。建模完成之后，我們還通過對比模型數(shù)值模擬數(shù)據(jù)和實(shí)際數(shù)據(jù)來評價(jià)模型，發(fā)現(xiàn)模型可以較好地?cái)M合一些經(jīng)驗(yàn)事實(shí)：房價(jià)波動顯著大于產(chǎn)出波動；房價(jià)、產(chǎn)出等主要變量存在明顯的自相關(guān)關(guān)系；房價(jià)波動與產(chǎn)出波動存在較強(qiáng)相關(guān)關(guān)系。文章還通過引入四種沖擊，對比兩個(gè)模型來觀察抵押品效應(yīng)視角的金融加速機(jī)制。本文遵循“模型構(gòu)建—模型評價(jià)—模型應(yīng)用”的研究思路，通過分析發(fā)現(xiàn)，抵押品效應(yīng)在傳導(dǎo)和放大貨幣政策對經(jīng)濟(jì)沖擊和增強(qiáng)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)上起著重要作用。在貨幣政策和需求沖擊下，產(chǎn)出、通脹水平、房價(jià)和消費(fèi)在有、無抵押品效應(yīng)下有明顯差異，而在供給和成本沖擊下雖然產(chǎn)出和通脹表現(xiàn)相同，但房價(jià)和消費(fèi)等經(jīng)濟(jì)變量的響應(yīng)值存在顯著差異。通過對比發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)市場的抵押品效應(yīng)是形成金融加速器效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)理之一。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明，當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入上(下)行階段時(shí)，企業(yè)的盈利能力提高(下降)，企業(yè)和家庭的資產(chǎn)價(jià)格上漲，企業(yè)的抵押資產(chǎn)增多(減少)，發(fā)生違約的風(fēng)險(xiǎn)下降(上升)，獲取信貸的能力增強(qiáng)(下降)，于是能擴(kuò)大(減少)投資，導(dǎo)致產(chǎn)出和利潤增加(減少)。銀行和金融機(jī)構(gòu)因成本減少(上升)，利潤上升(下降)，資本充足率改善(下降)，企業(yè)的抵押資產(chǎn)增多(減少)，于是擴(kuò)張(收緊)信貸，于是金融系統(tǒng)和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)都進(jìn)一步進(jìn)入上行(下行)階段。通過LTV比率的變化，我們發(fā)現(xiàn)以上循環(huán)過程中，抵押品效應(yīng)起著重要作用。脈沖響應(yīng)函數(shù)分析還表明，在抵押品效應(yīng)存在的情況下，借貸型家庭的消費(fèi)波動明顯變大，說明由于房地產(chǎn)資產(chǎn)這一抵押品的存在，房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)明顯。通過改變參數(shù)的設(shè)置，本文研究還發(fā)現(xiàn)抵押品效應(yīng)能夠通過影響LTV比率和借款人的信貸額度等來放大最初沖擊的影響，從而影響家庭消費(fèi)，這是傳統(tǒng)研究財(cái)富效應(yīng)的文獻(xiàn)無法觀察和解釋的。我們還發(fā)現(xiàn)，隨著借貸型家庭比例的提高，各種沖擊對消費(fèi)等主要經(jīng)濟(jì)變量的影響更大，抵押品效應(yīng)更為明顯。這也說明房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的存在，佐證了抵押品渠道是金融加速機(jī)制存在的原因。

作者：陳名銀林勇單位：西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院