導(dǎo)語(yǔ)：我國(guó)貨幣政策研究論文一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

[內(nèi)容摘要]：本文從基于要素密集度不同的兩部門(mén)例子出發(fā)，說(shuō)明了由于行業(yè)自身的異質(zhì)性，每個(gè)行業(yè)對(duì)同一貨幣政策沖擊的反應(yīng)各異。接著利用E-G兩步法、ADL模型和基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析1995年后中國(guó)六個(gè)行業(yè)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)。結(jié)果顯示第一、二產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)對(duì)利率政策沖擊反應(yīng)明顯，第三產(chǎn)業(yè)、餐飲業(yè)和批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)反應(yīng)較小。在此基礎(chǔ)上簡(jiǎn)單分析了造成行業(yè)反應(yīng)不同的原因并給出相關(guān)的政策建議。

[關(guān)鍵詞]：貨幣政策；行業(yè)效應(yīng)；利率；脈沖響應(yīng)函數(shù)；

AnalysisonIndustrialEffectsofMonetaryPolicy

——demonstrationstudybasingonChineseMonetaryPolicy

JinYong-jun

（CollegeofEconomics,NankaiUniversity,Tianjin,300071)

ChenLiu-qin

（TianjinAcademyofSocialScience,Tianjin，300191）

Abstract:Thispaperfirstlydocumentsasimpletheoreticalexamplefocusingononecharacterofindustries:factorintensityandprovesthatmonetarypolicyhasdifferenteffectsacrossindustries,thenmeasurestheimpactofmonetarypolicyshocksonoutputofsixindustriesinChinaaftertheyear1995.BothEGtwo-stepestimateandimpulseresponsefunctionsfromestimatedstructuralvectorautoregressionmodelrevealdifferencesinmonetarypolicyresponses,whichinsomecasesaresubstantialsuchastheFirstIndustryandtheSecondIndustry.ThepaperalsosimplyprovidesevidenceonthereasonsforthemeasureddifferentialpolicyresponsesacrossindustriesandsomesuggestionsforChineseGovernment.

Keywords:monetaryPolicy;industrialeffects;interestrate

一、引言

經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)問(wèn)題一直是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的癥結(jié)。尤其是1997年以來(lái)“貨幣迷失”問(wèn)題的出現(xiàn)和2004年結(jié)構(gòu)型通貨膨脹的發(fā)生，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)問(wèn)題再次成為理論界探討的焦點(diǎn)。由于2003年后隨財(cái)政政策逐步淡出，貨幣政策將成為宏觀調(diào)控的一個(gè)有力手段：2003年第四季度的貨幣政策執(zhí)行報(bào)告明確指出要運(yùn)用金融調(diào)控手段，促進(jìn)我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。2004年銀行體系為實(shí)現(xiàn)這一目的，做了種種努力，如按月召開(kāi)經(jīng)濟(jì)金融形勢(shì)分析會(huì)，有針對(duì)性地對(duì)商業(yè)銀行加強(qiáng)“窗口指導(dǎo)”和風(fēng)險(xiǎn)提示；控制對(duì)鋼鐵、電解鋁、水泥等“過(guò)熱”行業(yè)的授信總量；大力發(fā)展消費(fèi)信貸，努力擴(kuò)大消費(fèi)需求；放開(kāi)金融機(jī)構(gòu)（城鄉(xiāng)信用社除外）人民幣貸款利率上限等。由此，人們自然地會(huì)關(guān)注貨幣政策是否具有結(jié)構(gòu)調(diào)整的功能，即貨幣政策的變化對(duì)不同行業(yè)影響的差異及對(duì)行業(yè)間產(chǎn)值差距的影響，也就是貨幣政策的行業(yè)①非對(duì)稱效應(yīng)。然而，傳統(tǒng)的觀點(diǎn)認(rèn)為貨幣政策變化對(duì)經(jīng)濟(jì)實(shí)體的影響主要是指貨幣政策的總量調(diào)節(jié)效應(yīng)，即貨幣政策的變化影響到微觀主體的需求如消費(fèi)需求和投資需求，進(jìn)而影響整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的總量均衡。這一觀點(diǎn)不僅忽略了貨幣政策在進(jìn)行總量調(diào)節(jié)時(shí)，對(duì)不同行業(yè)需求量調(diào)節(jié)的差別，而且也忽略了貨幣政策對(duì)每個(gè)行業(yè)供給能力影響的差別。

然而B(niǎo)linder(1987)、Farmer(1988)、Christiano&Eichenbaum(1992)、Christiano、Eichenbaum&Evans(1997)、BarthIII&Ramey(2000)都曾經(jīng)認(rèn)為貨幣政策的變化會(huì)通過(guò)供給面的渠道影響經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。他們假設(shè)公司在獲得銷售收入之前，一般都是通過(guò)借款來(lái)支付固定資產(chǎn)投資和生產(chǎn)要素費(fèi)用。由于各個(gè)行業(yè)既有的生產(chǎn)成本和利潤(rùn)空間是不同的，隨著名義利率的上升，各個(gè)行業(yè)的生產(chǎn)成本會(huì)上升，貨幣政策對(duì)各行業(yè)產(chǎn)生不同的影響。當(dāng)然還得假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在必要的價(jià)格粘性或剛性，否則，如果調(diào)整瞬時(shí)完成，那么利率的變化難以影響經(jīng)濟(jì)實(shí)體。Gauger&Enders(1989)、Bernake&Gertler(1995)、Carlino&Defina(1997)、Ganley&Salmon(1997)、Shelley&Wallace(1998)、Hayo&Uhlenbrock(1999)、Dedola&Lippi(2000)、Peersman&Smets(2002)、Arnold&Vrugt(2002)分別對(duì)不同國(guó)家貨幣政策的結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究。這些研究都證實(shí)各行業(yè)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)是不同的，并分析了其中的原因。Bernake&Gertler(1995)運(yùn)用VAR模型檢驗(yàn)了貨幣政策對(duì)不同的支出（如耐用品、非耐用品消費(fèi)支出、居民投資支出和商業(yè)投資支出等）的不同影響；Ganley&Salmon(1997)基于1970-1995年的英國(guó)數(shù)據(jù)，利用VAR模型分析得出建筑業(yè)的利率敏感性最強(qiáng)，其次是制造業(yè)、服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)；Hayo&Uhlenbrock(1999)認(rèn)為人們都習(xí)慣于研究貨幣政策尤其是利率政策的總量效應(yīng)，往往忽視貨幣政策在傳導(dǎo)過(guò)程中各行業(yè)間的異質(zhì)性或非總量（disaggregate）的不對(duì)稱性，并運(yùn)用VAR模型研究了德國(guó)28個(gè)行業(yè)對(duì)貨幣政策的不同反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)了重工業(yè)比非耐用消費(fèi)品更具有利率敏感性，并從資本生產(chǎn)率（資本與行業(yè)產(chǎn)值比率）、要素密集程度（資本與勞動(dòng)比率）等四個(gè)因素尋找各行業(yè)對(duì)貨幣政策反應(yīng)不一的原因；Dedola&Lippi(2000)利用OECD的五個(gè)國(guó)家21個(gè)行業(yè)的面板數(shù)據(jù)分析得出公司規(guī)模、融資能力、財(cái)務(wù)費(fèi)用負(fù)擔(dān)等因素是解釋各行業(yè)不同的利率敏感性的重要原因；Peersman&Smets(2002)對(duì)歐洲各國(guó)的行業(yè)的貨幣政策效應(yīng)也進(jìn)行了類似的研究。

國(guó)內(nèi)部分學(xué)者也研究貨幣政策的結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)。1998年財(cái)政部科研所課題組論證了產(chǎn)業(yè)政策與金融政策包括利率政策、信貸政策的關(guān)系并提出了一定的政策措施；張旭和伍海華（2002）認(rèn)為金融政策會(huì)通過(guò)資金形成機(jī)制、資金導(dǎo)向機(jī)制和資金催化機(jī)制促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，提出了銀行主導(dǎo)型和資本主導(dǎo)型的兩種金融結(jié)構(gòu)調(diào)整模式，并建議我國(guó)應(yīng)以銀行為主導(dǎo)的金融模式為基礎(chǔ)，并借助資本市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)；周逢民（2004）從振興黑龍江工業(yè)基地入手研究貨幣政策在調(diào)整國(guó)家產(chǎn)業(yè)布局中的作用，并認(rèn)為貨幣政策在注重全局調(diào)控的基礎(chǔ)上，應(yīng)該充分考慮全國(guó)各地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)差異。通過(guò)政策傾斜、投資引導(dǎo)、信貸政策和政策協(xié)調(diào)等多渠道提升貨幣政策在促進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的效果。

然而國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)只是敘述性地論證了貨幣政策在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的作用，并沒(méi)有提供相關(guān)有效的理論模型和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，其現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義有限。本文從一個(gè)有關(guān)行業(yè)要素密集度的例子出發(fā)，證明了行業(yè)要素密集度的不同會(huì)影響到貨幣政策對(duì)行業(yè)的作用效果，并利用我國(guó)有限的數(shù)據(jù)，用E-G兩步法和ADL模型驗(yàn)證了貨幣政策對(duì)六個(gè)行業(yè)的長(zhǎng)期效應(yīng)的異質(zhì)性，爾后又采用VAR模型和脈沖相應(yīng)函數(shù)證明了我國(guó)各行業(yè)對(duì)貨幣政策沖擊反應(yīng)不一的過(guò)程并從行業(yè)自身角度簡(jiǎn)要分析了其中的原因。當(dāng)然，文章的初衷并非是否認(rèn)貨幣政策的總量效應(yīng)，只是論證貨幣政策具有一定的結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)，且這種結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)并非是指政府通過(guò)貨幣政策的行政手段如政府的信貸配給，而是指通過(guò)貨幣政策的經(jīng)濟(jì)手段如利率政策，以市場(chǎng)方式來(lái)影響某些行業(yè)的信貸規(guī)模，進(jìn)而影響行業(yè)的產(chǎn)值和行業(yè)差距。

二、一個(gè)簡(jiǎn)單的理論說(shuō)明

貨幣政策對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)形成和調(diào)整的作用的主要傳遞過(guò)程可歸納如下：貨幣政策（利率政策）→投資→影響資金流量結(jié)構(gòu)→影響生產(chǎn)要素分配結(jié)構(gòu)→影響資金存量結(jié)構(gòu)→影響經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)來(lái)說(shuō)，經(jīng)濟(jì)金融化程度越高，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展越完善，這種傳遞過(guò)程就越明顯，越有效。因?yàn)樵谑袌?chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整不再單純體現(xiàn)為政府的主導(dǎo)行為，而是由微觀經(jīng)濟(jì)主體根據(jù)價(jià)格信號(hào)的引導(dǎo)來(lái)選擇配置的渠道、數(shù)量和結(jié)構(gòu)。作為資本價(jià)格信號(hào)的利率顯然成為配置資源的基礎(chǔ)。因此我們選擇利率政策探討貨幣政策的行業(yè)的廢對(duì)稱問(wèn)題。

利率變化對(duì)行業(yè)的影響程度受制于很多因素如行業(yè)發(fā)展階段、規(guī)模報(bào)酬因子、技術(shù)水平、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)品的需求因素、要素密集度等。為說(shuō)明原理起見(jiàn)，舉一個(gè)對(duì)資本具有同等偏好的兩部門(mén)模型的例子，該例子說(shuō)明：存在資本約束和兩部門(mén)對(duì)資本有同等偏好的情況下，要素密集程度不同會(huì)產(chǎn)生不同的貨幣政策行業(yè)效應(yīng)。

假設(shè)：

⑴只存在兩個(gè)完全競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)，都使用資本（K）和勞動(dòng)（L）兩種生產(chǎn)要素，行業(yè)1是勞動(dòng)密集型的，行業(yè)2是資本密集型的，不考慮技術(shù)水平。

⑵生產(chǎn)函數(shù)滿足所有的古典假設(shè)，Yi=Fi(Li,Ki)=Lif(ki)，ki=Ki/Li

⑶兩個(gè)行業(yè)的生產(chǎn)要素自由流動(dòng)，因此W=W1=W2,R=R1=R2

⑷市場(chǎng)出清即D1=Y1=E1,D2=Y2=E2

⑸資本和勞動(dòng)兩種要素充分利用，L=L1+L2,K=k1L1+k2L2

⑹行業(yè)1、2的價(jià)格為P1、P2，相對(duì)價(jià)格為P=P2/P1，為常數(shù)。

求每個(gè)行業(yè)利潤(rùn)最大化得：

，（2-1）

由（2-1）得：要素價(jià)格比率w：

（i=1,2）（2-2）

由于生產(chǎn)函數(shù)呈現(xiàn)邊際收益遞減和規(guī)模報(bào)酬不變，所以資本勞動(dòng)比率ki唯一地決定于要素價(jià)格比率。得：

（2-3）

這一結(jié)果表明兩部門(mén)對(duì)資本具有同等的偏好。其經(jīng)濟(jì)含義可理解為：當(dāng)利率下降時(shí)，兩行業(yè)的廠商為了減少成本會(huì)用價(jià)格相對(duì)便宜的資本來(lái)代替價(jià)格變得相對(duì)昂貴的勞動(dòng)，從而促使資本更密集地使用。相反，當(dāng)勞動(dòng)要素價(jià)格變得相對(duì)便宜時(shí)廠商會(huì)用勞動(dòng)代替資本，從而資本勞動(dòng)比率下降。因?yàn)镈1=Y1=E1,D2=Y2=E2，所以：

（2-4）

（2-5）

由于dki/dw>0，所以上式右邊的第二項(xiàng)為正。于是w的變化對(duì)產(chǎn)出的影響就取決于要素價(jià)格變化所引起的勞動(dòng)要素在兩個(gè)部門(mén)之間的流動(dòng)，即取決于dLi/dw的符號(hào)。對(duì)假設(shè)（5）求全微分得：

（2-6）

（2-7）

（2-6）、（2-7）式說(shuō)明兩行業(yè)廠商對(duì)勞動(dòng)具有不同的偏好。其含義為：當(dāng)資本供大于求時(shí)，利率下降，勞動(dòng)價(jià)格相對(duì)上升，行業(yè)1的廠商增加對(duì)勞動(dòng)的需求，而行業(yè)2的廠商減少對(duì)勞動(dòng)的需求。分別代入（2-4）、（2-5）得：

（2-8）

因?yàn)椋╧1-k2）<0，隨著貸款利率的下降，要素價(jià)格比率w上升，勞動(dòng)力將由第二行業(yè)向第一行業(yè)轉(zhuǎn)移，同時(shí)由于兩行業(yè)對(duì)資本具有同等的偏好，使得資本無(wú)法在兩行業(yè)間進(jìn)行轉(zhuǎn)移，從而使第一行業(yè)的產(chǎn)出增加，第二行業(yè)的產(chǎn)出減少。

上述簡(jiǎn)單模型只證明了在資本約束和兩個(gè)行業(yè)廠商對(duì)資本都有同樣偏好的情況下，要素密集度的不同影響利率政策對(duì)兩行業(yè)的作用效果，還有很多諸如技術(shù)水平、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、規(guī)模報(bào)酬因子、產(chǎn)品需求因素等影響貨幣政策行業(yè)效應(yīng)的因素沒(méi)有在模型中體現(xiàn)。如果把這些因素都考慮到一個(gè)模型（如果存在這樣一個(gè)模型的話），從理論上判斷貨幣政策的最終的行業(yè)效應(yīng)可能很復(fù)雜。不過(guò)，借助實(shí)證方法卻很容易顯示這種最終的行業(yè)效應(yīng)。

三、實(shí)證模型設(shè)計(jì)

（一）實(shí)證模型說(shuō)明

第二部分的理論模型說(shuō)明：在假設(shè)（1）-（6）下，行業(yè)自身的異質(zhì)性使得行業(yè)對(duì)利率變化反應(yīng)不一，而且還說(shuō)明了行業(yè)發(fā)展除了受到利率水平影響外，還受到工資水平的影響①。如果放開(kāi)某些假設(shè)②，給出具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，并采取成本最小化的方式求解，我們就能找到模型的顯示解。

假設(shè)行業(yè)i生產(chǎn)函數(shù)為：（3-1）

廠商的成本為：WLi+RKi，求其成本最小化得：

（3-2）

其中該行業(yè)所用的勞動(dòng)和資本分別為

利用比較靜態(tài)分析得：，說(shuō)明隨著工資或貸款利率或產(chǎn)量的增加，廠商的成本隨著增加。因?yàn)樾袠I(yè)i完全競(jìng)爭(zhēng)，所以：

（3-3）

這里假設(shè)行業(yè)i的需求價(jià)格為Pi=bW/Yi，暗含的意義為消費(fèi)者的收入只有工資收入W，而且其中只有b部分的收入拿來(lái)消費(fèi)i產(chǎn)品。因此：

（3-4）

均衡產(chǎn)量對(duì)貸款利率反應(yīng)為：，說(shuō)明隨著貸款利率的下降，均衡產(chǎn)量會(huì)上升。傳導(dǎo)機(jī)制：Rit↓，企業(yè)邊際成本↓，貸款資金↑，投資↑，產(chǎn)量↑，當(dāng)產(chǎn)量大于需求量時(shí)，P↓，均衡產(chǎn)量增加；當(dāng)產(chǎn)量小于需求量時(shí)，P↑，均衡產(chǎn)量增加。以上機(jī)制成立的前提是行業(yè)i能無(wú)約束地獲得資本和勞動(dòng)。對(duì)（3-4）式兩邊取對(duì)數(shù)得：

（3-5）

其中、、分別為常數(shù)、對(duì)數(shù)的技術(shù)水平和工資水平，為非對(duì)數(shù)的貸款利率。根據(jù)（3-5），實(shí)證部分將分成兩個(gè)階段：

第一階段利用動(dòng)態(tài)分布滯后模型ADL或E-G兩步①法驗(yàn)證各行業(yè)序列與實(shí)際利率（rir）、實(shí)際人均可支配收入（rre）是否存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系（協(xié)整關(guān)系），并察看實(shí)際利率的系數(shù)來(lái)確定貨幣政策對(duì)各行業(yè)序列作用效果?？紤]到財(cái)政政策、政府重大政策也會(huì)影響到各個(gè)行業(yè)序列，因此在模型中引進(jìn)這些變量以剔除它們對(duì)行業(yè)序列的影響。兩個(gè)基本模型如下：

②（E-G模型）（3-6）

（ADL模型）（3-7）

這里t、G、虛擬變量D分別代表行業(yè)的技術(shù)水平（假設(shè)技術(shù)是時(shí)間的函數(shù)）、財(cái)政支出、1997-1998年政府大力度的政策變革③。因此1997、1998年所有月份或季度的D取1，代表較大力度的政策變革所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)影響，其他年份取0。E-G兩步法和ADL模型均能用來(lái)尋找變量間的長(zhǎng)期關(guān)系。E-G兩步法簡(jiǎn)單直觀，有很強(qiáng)理論基礎(chǔ)，但有時(shí)很難得到變量間的協(xié)整關(guān)系或變量間的協(xié)整關(guān)系不夠完美如協(xié)整變量的t值較小、自相關(guān)嚴(yán)重等。而ADL在建立模型時(shí)就考慮了滯后項(xiàng)的相關(guān)信息，因此如果變量存在長(zhǎng)期關(guān)系，則此種長(zhǎng)期關(guān)系相對(duì)完美。然ADL模型求長(zhǎng)期關(guān)系時(shí)較復(fù)雜：首先利用OLS估計(jì)（3-7）式，然后采用Wald或LR方法檢驗(yàn)同類變量的是否成立，接著對(duì)檢驗(yàn)所得式的兩邊求期望得到長(zhǎng)期關(guān)系式：

④（3-8）

如果（3-6）和（3-8）式中的殘差序列εi、ei是I(0)的，那么就可判定行業(yè)序列、實(shí)際利率、實(shí)際人均可支配收入、政府財(cái)政支出、虛擬變量存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的目的是防止由于第一步OLS估計(jì)的變量非平穩(wěn)且不存在協(xié)整關(guān)系而產(chǎn)生的“偽回歸”問(wèn)題。因此在E-G兩步法和由ADL導(dǎo)出的長(zhǎng)期關(guān)系式之前需要利用單位根檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。如果所要估計(jì)的變量均平穩(wěn)，式（3-6）、（3-8）是真實(shí)的；如果所要估計(jì)的變量均非平穩(wěn)，則兩式結(jié)果是否真實(shí)要取決于第二步的協(xié)整檢驗(yàn)。此外，用LM統(tǒng)計(jì)量、懷特（White）檢驗(yàn)、ARCH統(tǒng)計(jì)量分別檢驗(yàn)殘差序列有無(wú)自相關(guān)、異方差、自回歸條件異方差。

如果最后判定回歸估計(jì)真實(shí)，則可查看rir的系數(shù)。若β4>0，說(shuō)明某行業(yè)對(duì)貨幣沖擊有正向反應(yīng)；若β4<0，說(shuō)明某行業(yè)對(duì)貨幣沖擊有負(fù)向反應(yīng)；若β4=0，某行業(yè)對(duì)貨幣沖擊沒(méi)有反應(yīng)。此外，在β4符號(hào)相同的情況下，看β4絕對(duì)值大小。

第二階段借用VAR及相應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗(yàn)各行業(yè)產(chǎn)值對(duì)貨幣沖擊反應(yīng)的短期動(dòng)態(tài)過(guò)程，進(jìn)而分析貨幣政策的結(jié)構(gòu)效應(yīng)。VAR模型是用所有當(dāng)期內(nèi)生變量對(duì)所有內(nèi)生變量的若干滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。當(dāng)然如果模型中存在只有單項(xiàng)因果關(guān)系的變量，也可以作為外生變量加入VAR模型中（張曉峒2000）。

本文采用的向量自回歸（VAR）模型如下：

（3-9）

這里Yt和EX分別表示內(nèi)生向量項(xiàng)和外生向量項(xiàng)，內(nèi)生變量包括行業(yè)均衡產(chǎn)量（yit）、實(shí)際貸款利率（rir）、實(shí)際人均可支配收入（rre）和財(cái)政支出（G）；外生變量包括技術(shù)趨勢(shì)項(xiàng)（t）、虛擬變量（D）。A、B分別為外生變量和內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣。其中每個(gè)行業(yè)VAR模型的變量要與第一階段的E-G兩步法所得的估計(jì)式一致。

一般而言，非穩(wěn)定（含單位根）的VAR模型對(duì)新息（innovation）的沖擊有長(zhǎng)久的記憶能力，這與經(jīng)濟(jì)事實(shí)不符合。因此要保證VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)穩(wěn)定（對(duì)新息的沖擊收斂），一般要檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性或變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。而這些結(jié)論都會(huì)在第一階段給出。

我們用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)確定VAR和（3-7）式滯后期k值。選擇k值的原則是在增加k值的過(guò)程中使AIC的值達(dá)到最小。在VAR模型中，適當(dāng)加大k值可以消除誤差項(xiàng)中的自相關(guān)。但k過(guò)大又會(huì)導(dǎo)致自由度減小，以致影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性。

由于對(duì)VAR模型中單個(gè)參數(shù)估計(jì)值的解釋很困難，因此要想對(duì)一個(gè)VAR模型得出結(jié)論，往往要借助觀察系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)(impulseresponse)函數(shù)。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)誤差沖擊的反應(yīng)。具體地說(shuō)，它描述的是在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的新息沖擊后對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。為了直觀形象地刻畫(huà)變量間的相互影響，我們采用的都是曲線圖的形式，沒(méi)有列出相應(yīng)的數(shù)據(jù)表形式，但我們的分析是結(jié)合曲線圖和相應(yīng)的數(shù)據(jù)表進(jìn)行的。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

實(shí)際貸款利率是根據(jù)1995年以來(lái)，中國(guó)人民銀行公布的一年期的貸款利率，并進(jìn)行了零售物價(jià)指數(shù)的處理，其計(jì)算公式是：實(shí)際貸款利率=(1+名義利率)/(1+通貨膨脹率)-1。國(guó)家財(cái)政支出的數(shù)據(jù)采用國(guó)家基本建設(shè)支出、挖潛改造資金、支援農(nóng)業(yè)支出和文教科學(xué)衛(wèi)生事業(yè)費(fèi)四項(xiàng)之和。由于數(shù)據(jù)限制，我們只分析第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)、批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、餐飲業(yè)六個(gè)序列。第一、第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值數(shù)據(jù)采用1996-2004年的季度數(shù)據(jù)；由于沒(méi)有批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)、餐飲業(yè)的月度產(chǎn)值數(shù)據(jù)，所以只能用1996年1月-2002年12月社會(huì)商品零售額的月度數(shù)據(jù)；分析房地產(chǎn)行業(yè)時(shí)，我們使用1998年1月-2004年12月的商品房的零售額的月度數(shù)據(jù)。上述變量都進(jìn)行了以1995年各季或各月為基期的零售物價(jià)指數(shù)的處理并取了自然對(duì)數(shù)值，隨后又進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。所有的數(shù)據(jù)均來(lái)自各月《中國(guó)人民銀行季報(bào)》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)快報(bào)》、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)（主要是最近的數(shù)據(jù)）。

四、實(shí)證結(jié)果分析

利用ADF檢驗(yàn)各行業(yè)序列、實(shí)際貸款利率、人均可支配收入和財(cái)政支出、虛擬變量的平穩(wěn)性。原假設(shè)為序列非平穩(wěn)。在水平值下，檢驗(yàn)結(jié)果均接受原假設(shè)，而在一階差分下，檢驗(yàn)結(jié)果都在1%的水平上拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)（表3-1），說(shuō)明各序列均為一階單整。

行業(yè)序列長(zhǎng)期關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示第一、二、三產(chǎn)業(yè)采用E-G兩步法的結(jié)果，其他行業(yè)采用ADL模型的結(jié)果。變量間具體的長(zhǎng)期關(guān)系式見(jiàn)表3-2：第二產(chǎn)業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)、貿(mào)易批發(fā)零售業(yè)三個(gè)序列與實(shí)際貸款利率、人均實(shí)際可支配收入、財(cái)政支出及虛擬變量存在協(xié)整關(guān)系；第一產(chǎn)業(yè)和餐飲業(yè)與實(shí)際貸款利率、人均可支配收入和虛擬變量存在協(xié)整關(guān)系；第三產(chǎn)業(yè)與實(shí)際貸款利率、人均實(shí)際可支配收入、財(cái)政支出存在協(xié)整關(guān)系。除第一產(chǎn)業(yè)外，其余序列與其他變量的擬合程度都非常高，且除餐飲業(yè)未通過(guò)二階自相關(guān)、房地產(chǎn)業(yè)未通過(guò)異方差檢驗(yàn)外，其它的殘差序列均通過(guò)了一、二階自相關(guān)LM1、LM2和異方差White及條件異方差A(yù)RCH的檢驗(yàn)，因此總體而言，所有擬合關(guān)系式表現(xiàn)較好。

注：（1）檢驗(yàn)形式中的c和t表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，k表示滯后階數(shù)；（2）滯后期k的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以AIC和SC值最小為準(zhǔn)則。

圖1-6（見(jiàn)附錄1）顯示了六個(gè)行業(yè)對(duì)實(shí)際貸款利率的脈沖響應(yīng)過(guò)程。由于對(duì)VAR模型單個(gè)參數(shù)估計(jì)值的解釋是很困難的，故本文不列出VAR模型的具體形式，直接給出脈沖響應(yīng)過(guò)程。但需要說(shuō)明的是：由于VAR模型要求殘差向量必須是非自相關(guān)的（更嚴(yán)格的要求為εt～iid[0,Ω]），所以滯后階數(shù)k的選擇就顯得很重要。本文AIC選擇的結(jié)果如下：除對(duì)第三產(chǎn)業(yè)、餐飲業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)選擇k=3外，其余時(shí)間序列的k值均等于2；為保證VAR模型穩(wěn)定，要求每個(gè)變量平穩(wěn)或變量間存在協(xié)整關(guān)系，而第一階段長(zhǎng)期關(guān)系式的檢驗(yàn)均顯示所估計(jì)的每個(gè)行業(yè)序列方程存在協(xié)整關(guān)系，這也從圖1-6的收斂的脈沖響應(yīng)過(guò)程看出，即對(duì)貸款利率或人均收入的隨機(jī)誤差項(xiàng)施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，該沖擊對(duì)行業(yè)序列的影響是逐步消失的，盡管消失的過(guò)程各異。

下面集中討論貸款利率變化對(duì)各行業(yè)的作用效果①。表3-2和表3-3均顯示第一產(chǎn)業(yè)對(duì)貸款利率的變化反應(yīng)很大，且成反方向變化。這與Around&Vrugt(2002)對(duì)荷蘭數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果一致：荷蘭農(nóng)業(yè)的利率彈性僅次于建筑業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)（除建筑業(yè)外）；與Ganley&Salmon（1997）對(duì)英國(guó)的檢驗(yàn)結(jié)果相反：英國(guó)第一產(chǎn)業(yè)利率敏感性很低，且在第一年和第二年，第一產(chǎn)業(yè)對(duì)一單位貨幣政策的脈沖反應(yīng)均為正方向，Ganley&Salmon認(rèn)為其原因是英國(guó)的第一產(chǎn)業(yè)主要是大宗產(chǎn)品的生產(chǎn)且是反周期的。我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)之所以受貸款利率影響較大，原因可能是：第一產(chǎn)業(yè)包括農(nóng)林牧副漁業(yè)，雖均為勞動(dòng)密集型行業(yè)，但其市場(chǎng)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為近乎完全競(jìng)爭(zhēng)，技術(shù)貢獻(xiàn)率很低，規(guī)模生產(chǎn)的能力較弱，行業(yè)利潤(rùn)空間非常有限，因此貸款利率敏感性會(huì)很高。1994-2004年農(nóng)業(yè)短期貸款比率和貸款利率的相關(guān)系數(shù)非常高，達(dá)到-0.932；農(nóng)林牧副漁的固定資產(chǎn)投資貸款比率與貸款利率也存在較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

第二產(chǎn)業(yè)受到貸款利率的影響也很大，貸款利率彈性為2.03，對(duì)貸款利率的沖擊的反應(yīng)速度較快（第二季度達(dá)到最大值4‰），反應(yīng)的持續(xù)期較長(zhǎng)（18個(gè)月），然而反應(yīng)程度較小（反應(yīng)期間均值只有1.7‰）。這與Around&Vrugt(2002)、Ganley&Salmon（1997）研究結(jié)果類似。在解釋原因時(shí)他們主要側(cè)重于分析第二產(chǎn)業(yè)中具體行業(yè)的某些特點(diǎn)如行業(yè)的公司規(guī)模、要素密集度、財(cái)務(wù)杠桿比率和利潤(rùn)等。然而我國(guó)由于缺乏第二產(chǎn)業(yè)中具體行業(yè)的數(shù)據(jù)，因此很難判斷哪些因素對(duì)貨幣政策的行業(yè)效應(yīng)具有重要作用。但需說(shuō)明一點(diǎn)：1994-2004年，工業(yè)貸款和建筑業(yè)貸款總額均占到短期貸款30%多，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于農(nóng)業(yè)貸款的比例；更新改造、基本建設(shè)及總固定資產(chǎn)投資貸款中，1997年第二產(chǎn)業(yè)分別占了81%、59%和64%，2002年分別為81%、41%和50%。

房地產(chǎn)行業(yè)不僅對(duì)貸款利率沖擊的反應(yīng)持續(xù)期很長(zhǎng)（為35個(gè)月），且反應(yīng)速度較快，第4個(gè)月就達(dá)到最大值（14.7‰），反應(yīng)程度較大（整個(gè)期間均值達(dá)到4.7‰），且協(xié)整關(guān)系式表明貸款利率上升1%，房地產(chǎn)產(chǎn)值將下降4.47%。盡管房地產(chǎn)是自然壟斷性的行業(yè)，壟斷利潤(rùn)較高，然而房地產(chǎn)行業(yè)是資本密集型行業(yè)，且大部分資本直接或間接地來(lái)自銀行貸款，“有人作了估計(jì)，即使是小開(kāi)發(fā)商，其資金來(lái)源的60%都是來(lái)自銀行借款……必須看到，我國(guó)商業(yè)銀行貸款的超常增長(zhǎng)中，房地產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)的貸款占了較大的比例”①。隨著貸款利率逐步下降，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)貸款占金融機(jī)構(gòu)的貸款比率逐步上升，從1998年的2.34%上升至2003年的4.19%，而且1997-1998年、1997-2001年、1997-2003年、2002-2003年房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)貸款的增速分別為15.84%、19.8%、26.8%和49.10%，且與貸款利率的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了-0.75。此外，房地產(chǎn)行業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率從1997年至2004年一直在75%以上，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)很大；如果考慮到消費(fèi)者貸款利率的敏感性，房地產(chǎn)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)更大。因?yàn)榉康禺a(chǎn)公司開(kāi)發(fā)投資很大一部分資金來(lái)源于消費(fèi)者個(gè)人住房貸款②。由于巨大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)存在，房地產(chǎn)行業(yè)利率敏感性應(yīng)不會(huì)太低。

受貸款利率影響較小的是第三產(chǎn)業(yè)、餐飲業(yè)和批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)。在協(xié)整關(guān)系式中，第三產(chǎn)業(yè)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，餐飲業(yè)和批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)通過(guò)了的Wald檢驗(yàn)，且在脈沖反應(yīng)過(guò)程中，反應(yīng)程度都很小，但表現(xiàn)不一。第三產(chǎn)業(yè)與貸款利率成反方向變化，反應(yīng)程度相對(duì)較大（第3個(gè)季度達(dá)到反應(yīng)的最大值3‰，整個(gè)期間反應(yīng)均值為1.4‰）；餐飲業(yè)成正方向變化，但反應(yīng)程度很?。ㄗ畲笾禐?.6‰，均值僅為0.8‰）；批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)的利率敏感性最弱，對(duì)實(shí)際貸款利率的沖擊幾乎為零。第三產(chǎn)業(yè)包括交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)、餐飲業(yè)等15個(gè)行業(yè)。這些行業(yè)中有些如交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)、信息運(yùn)輸和金融業(yè)等行業(yè)資本密集度、壟斷程度、規(guī)模效益都很高，利潤(rùn)空間很大，而且他們自有資本較充足，1994-2004年的固定資產(chǎn)投資中，平均只有25%左右的資本來(lái)自銀行貸款，因此他們受貸款利率影響可能較?。挥行┤缳Q(mào)易批發(fā)零售業(yè)、餐飲業(yè)、娛樂(lè)業(yè)等行業(yè)勞動(dòng)密集度較高，具有一定壟斷競(jìng)爭(zhēng)的特征，來(lái)自銀行貸款的資金有限，受貸款利率的影響也較小，實(shí)證結(jié)果也說(shuō)明了這一點(diǎn)；還有些如衛(wèi)生、社會(huì)保障和福利業(yè)、水利、環(huán)境和公共設(shè)施等屬于國(guó)家支持的行業(yè)受貸款利率就更小。因此第三產(chǎn)業(yè)及其中的餐飲業(yè)和貿(mào)易批發(fā)零售業(yè)的利率敏感性較低。

注：（1）帶*的數(shù)據(jù)表示相應(yīng)變量的滯后階數(shù)（2）帶▲的數(shù)據(jù)表示W(wǎng)ald的檢驗(yàn)值（3）帶▽數(shù)據(jù)表示未通過(guò)相應(yīng)的檢驗(yàn)（4）房地產(chǎn)業(yè)、餐飲業(yè)和批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)的ADL模型具體形式見(jiàn)附錄2

注：（1）由于圖1-6所用的刻度不一樣，收斂程度很難比較，表3-3所有的結(jié)果來(lái)自脈沖響應(yīng)過(guò)程的數(shù)據(jù)表。（2）收斂是指一單位正向沖擊所得的響應(yīng)第一次低于1‰或響應(yīng)曲線第一次交于零軸，若兩者皆有，以第一次交于零軸為準(zhǔn)。（3）+、0、-表示相對(duì)于一單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊的正、無(wú)、負(fù)反應(yīng)。

五、總結(jié)性評(píng)論

本文從基于要素密集度不同的兩部門(mén)例子出發(fā)，說(shuō)明了由于行業(yè)自身的異質(zhì)性，每個(gè)行業(yè)對(duì)同一貨幣政策沖擊存在非對(duì)稱效應(yīng)，進(jìn)而引起貨幣政策的行業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整問(wèn)題。接著利用E-G兩步法、ADL模型和VAR模型所得結(jié)果論證了各行業(yè)對(duì)貨幣政策沖擊的反應(yīng)是不一樣的。從本文驗(yàn)證的六個(gè)行業(yè)看，第一產(chǎn)業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)受到貨幣政策的沖擊最大，其次是第二產(chǎn)業(yè)，接著是第三產(chǎn)業(yè)和餐飲業(yè)，影響最小的是批發(fā)貿(mào)易零售業(yè)，且其中四個(gè)行業(yè)對(duì)貸款利率沖擊成反方向變化，餐飲業(yè)成正方向影響，批發(fā)貿(mào)易零售行業(yè)幾乎不受貸款利率的影響。由于國(guó)內(nèi)行業(yè)數(shù)據(jù)的限制，我們無(wú)法用實(shí)證方法說(shuō)明究竟是何種原因?qū)е虏煌呢泿耪咝袠I(yè)效應(yīng)，但我們從行業(yè)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、要素密集程度以及行業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率等因素簡(jiǎn)要地探討了其中的原因。

從政策角度上考慮，上述分析所體現(xiàn)的政策含義主要有以下幾點(diǎn)：

第一，政府在實(shí)施新的貨幣政策前，要充分考慮到貨幣政策的結(jié)構(gòu)調(diào)整功能。本文即使選取單一實(shí)際貸款利率而非差別的貸款利率（數(shù)據(jù)很難獲得）也證實(shí)了六行業(yè)對(duì)單一利率變動(dòng)的反應(yīng)是不同的。如果所有行業(yè)實(shí)行統(tǒng)一的利率政策，第一產(chǎn)業(yè)和房地產(chǎn)將受影響最大，其次是第二產(chǎn)業(yè)，第三產(chǎn)業(yè)、餐飲業(yè)和貿(mào)易批發(fā)零售業(yè)受影響較小。這樣統(tǒng)一的利率政策可能與我國(guó)的結(jié)構(gòu)調(diào)整目標(biāo)相悖?？朔椒ㄖ皇禽o之其他政策配合，之二是貨幣政策自身要更靈活如差別的利率政策。

第二，要區(qū)別對(duì)待由于不同原因?qū)е吕拭舾行圆町惖男袠I(yè)。中國(guó)的第一產(chǎn)業(yè)的利率敏感性很強(qiáng)，完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致第一產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)空間有限是其中的重要原因。由于這一原因，作為關(guān)系國(guó)計(jì)民生和國(guó)民經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的第一產(chǎn)業(yè)，政府應(yīng)該給予特殊對(duì)待。如第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要與產(chǎn)業(yè)政策扶植相結(jié)合，實(shí)行優(yōu)惠的貸款利率政策或政府直接補(bǔ)貼政策；加大農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行和農(nóng)村信用社的支持力度。然而目前農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行目前職能比較單一，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策支持力度不夠。此外某些地區(qū)為了減低農(nóng)村信用社的不良貸款比率，其支農(nóng)貸款比率比企業(yè)貸款利率高出20-50個(gè)百分點(diǎn)。這些現(xiàn)象都是需要克服的。而對(duì)于房地產(chǎn)行業(yè)，其利率敏感性主要來(lái)源于自身是資本密集型行業(yè)和高資產(chǎn)負(fù)債率運(yùn)營(yíng)方式。對(duì)于這類行業(yè)的發(fā)展，我們可借助更多的市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)手段如利率政策，引導(dǎo)其發(fā)展，而非一味地利用行政手段進(jìn)行干預(yù)，其結(jié)果可能只會(huì)導(dǎo)致更多的尋租和腐敗行為。

第三，加快利率市場(chǎng)化改革，完善利率或貨幣政策的傳導(dǎo)效能。利率市場(chǎng)化是利率管制的對(duì)稱，是指將利率決定權(quán)交給市場(chǎng)，由市場(chǎng)資金供求狀況決定市場(chǎng)利率，市場(chǎng)主體可以在市場(chǎng)利率的基礎(chǔ)上，根據(jù)不同金融交易各自的特點(diǎn)，自主決定利率。利率是資金的價(jià)格，一個(gè)優(yōu)化的利率結(jié)構(gòu)，首先應(yīng)反映中央銀行金融政策及國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策，反映風(fēng)險(xiǎn)、成本、期限及盈利水平，反映和調(diào)節(jié)資金供求；其次，利率的變動(dòng)和差異，應(yīng)能夠引導(dǎo)資金的合理流動(dòng)，促進(jìn)行業(yè)結(jié)構(gòu)的合理調(diào)整。我國(guó)要最終建立社會(huì)主義市場(chǎng)的經(jīng)濟(jì)體制，以市場(chǎng)機(jī)制為主優(yōu)化資源配置，這就要強(qiáng)化金融機(jī)制的市場(chǎng)調(diào)節(jié)功能，把利率市場(chǎng)化作為我們孜孜以求的目標(biāo)，就我國(guó)目前而言，應(yīng)刻不容緩地強(qiáng)化利率政策對(duì)資金投向的選擇功能。

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[10]AroundandVrugt,2002,“RegionaleffectsofmonetarypolicyintheNetherlands”.InternationalJournalofBusinessandEconomicsVol.1,No.2,123-134.

[11]易綱.林明.理解中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2003，(2)，45-60.

[12]張軍.資本形成、工業(yè)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):中國(guó)轉(zhuǎn)軌的特征[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002，(6)，3-13.

[13]周逢民.論貨幣政策的結(jié)構(gòu)調(diào)整功能[J].金融研究，2004，(7)，51-56.

①本文所說(shuō)的“行業(yè)”包括通常意義上的產(chǎn)業(yè)和行業(yè)。本文之所以統(tǒng)稱為“行業(yè)”，原因之一是中國(guó)通常意義上的行業(yè)月度或季度數(shù)據(jù)太少，所以將產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)也納入分析；其二只為敘述方便。

①因?yàn)椋?-8）式中的K1、K2、L1、L2都是W、R的函數(shù)。

②如在生產(chǎn)函數(shù)中考慮技術(shù)水平A，并放開(kāi)假設(shè)（4），引入消費(fèi)者需求因素。

①本文的E-G兩步法是其它文獻(xiàn)所提E-G三步法，本文不涉及第三步ECM模型的構(gòu)建，故稱E-G兩步法。

②也可作如下估計(jì)：（1）yit與D、G、t作回歸，求得殘差y*，（2）rir、rre分別與D、G、t作回歸，求得殘差rir*、rre*，（3）再求得y*與rir*、rre*的回歸式，其系數(shù)相應(yīng)地等于（3-1）中rir、rre的系數(shù)。

③1997年后，一大批國(guó)有中小型企業(yè)倒閉或破產(chǎn)，國(guó)有單位就業(yè)人數(shù)、國(guó)有及國(guó)有控股工業(yè)的個(gè)數(shù)分別從1997年10766萬(wàn)人和11萬(wàn)個(gè)猛降至1998年的8809萬(wàn)人、6.47萬(wàn)個(gè)。

④前提是rir、rre和G的系數(shù)檢驗(yàn)不成立

①在解釋行業(yè)的貨幣政策原因時(shí)，由于國(guó)內(nèi)行業(yè)數(shù)據(jù)的缺乏，無(wú)法給出太多定量的分析，只能做一些定性解釋。

①曾康霖，必須關(guān)注房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)特殊性及其對(duì)金融的影響，金融研究，2003（9）。

②經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前沿課題組（2003）認(rèn)為：個(gè)人住房貸款2001年與1997年相比增加5425.95億元，增長(zhǎng)了32.55倍。