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摘要：本文在阐述房地产价格变动对通货膨胀传导机制的基础上，建立误差修正模型，以期验证房价变化对通货膨胀的影响。研究结果表明，房地产价格对通货膨胀的作用效果并不显著。
关键词：房地产价格；通货膨胀；传导机制
一、引言
近年来，我国房地产价格波动明显，持续地上涨或下跌时有发生。2004年至2007年全国大部分城市的房地产价格迅速走高。虽然2008年的全球金融危机对房地产市场造成了一定的冲击，房地产价格一度出现下降趋势，但在政府随后出台的各项复苏政策的鼓励下，楼市超预期回暖并逐步出现过热现象，房价被进一步推高。与之相似的是，近年来国内物价水平也呈现出了时涨时跌的变化动态。从国家统计局发布的数据来看，2005年之后的物价由于粮食价格的大幅上涨一直处于上涨态势，直至2008年金融危机对我国经济造成一定负面影响，4月的CPI值在达到8.5%的峰值后逐渐下滑； 2011年上半年由于以猪肉为代表的食品价格的不断膨胀，全国物价水平继续保持高位运行，但下半年CPI的涨幅出现小幅回落。这不禁让人猜测，房地产价格的变动是否是影响通货膨胀的主要原因之一。那么，房地产价格是否真能对通货膨胀产生显著影响？学者们就此做出了差异性论证。
郭田勇（2006）在阐明我国通货膨胀、资产价格和货币政策之间关系的基础上提出，由于资产价格变动原因的复杂性，我国目前缺乏与之对应的调节措施，因而不应将资产价格作为货币政策的目标之一。黄益平等（2010）通过建立向量误差修正模型探讨影响通货膨胀的决定因素发现，资产价格将对通货膨胀产生显著的作用效果；戴国强、张建华（2009）利用房价作为资产价格的代理变量进行实证研究得出，资产价格的变化确实能影响通货膨胀。单独分析房地产价格对通货膨胀影响的研究近年来也受到了相应的重视。王维安、贺聪（2005）实证研究表明，房地产预期收益率与通货膨胀存在显著的负相关关系，因此房地产价格应被归入到CPI的测量体系。段忠东（2007）的研究结果显示，短期内，房地产价格对通货膨胀的作用效果不显著，但长期将通过改变总需求显著地影响物价水平。邓永亮（2010）认为房地产价格的上涨有利于通货膨胀的发生，但通货膨胀对房地产价格的作用并不明显。
上述文献已经较为全面地考察了房价变动对通货膨胀的影响，但研究内容大多侧重于实证部分，且基于房价上涨角度的研究偏多。本文在梳理前人研究成果的基础上，剖析了房地产价格变动对通货膨胀的传导机制，并通过建立误差修正模型来进行经验论证。
二、房地产价格对CPI的传导机制
通过影响宏观经济发展趋势和微观主体经济行为，房地产价格的变动对物价水平的作用机制主要体现在三个方面。一是引发消费者的财富效应和收入效应，并在某种程度上改变其对通货膨胀的预期；二是影响生产者行业规模的大小；三是影响政府财政支出带来的挤出效应，且购买支出的货币量将影响到社会货币的总供给。
（一）基于消费者角度分析房价对通胀的传导机制
1.财富效应在传导机制中的表现
由于财富效应的定义是建立在金融资产价格上涨的前提之上，因此，此处主要基于房价上涨的角度，分析其为不同消费群体带来的有差异的财富效应。对于已有房屋的消费者而言，房价上涨有利于总资产的增长，进而促成正的财富效应。从还未购置住房的消费群体角度来看，房价高扬将抑制消费需求，产生负的财富效应，从而有助于现阶段物价水平的稳定。
2.收入效应在传导机制中的表现
随着城市化进程的不断加快，全国性的住房刚性需求十分旺盛，尤其是移民到城镇的新增住房需求与原有居民的住房条件改善的需要。对于此类群体来说，下跌的房价所带来的收入效应将明显加强，进而有利于物价水平的上涨。
3.通胀预期对传导机制的影响
相关经验事实表明，房价变动对普通大众的通胀预期影响比较明显。房价上涨时，居民对通货膨胀的预期加强，反之，通胀预期相应减弱。根据现代菲利普斯曲线可知，预期通货膨胀率的变动将明显改变实际通货膨胀的程度，因此房地产价格的变动将通过改变通胀预期来影响通货膨胀。
（二）基于生产者的角度阐述房价对通胀的作用机制
1.托宾Q效应在传导机制中的作用
根据托宾的Q理论，房价的变化对房地产行业自身的影响直接表现在其投资规模上。当房地产市场需求旺盛、房价上涨时，房地产业规模的不断扩大将造成引致需求的迅速扩张，房地产的上游产业投资得以拉动，而这些产品的扩大供给又会造成原材料与能源方面的紧张，进而促使其价格快速上涨并反作用于房地产相关产业，使相关产业产品价格水平上涨。反之，房价的下跌将刺激物价水平的降低。
2.资产负债表效应在传导机制中的表现
房价的波动还将影响资产负债表效应，使得产业的引致需求和产品供给发生改变，进而作用于物价水平。当房价上涨时，房地产及其相关产业的企业的净资产增加，以房屋或其他产品作为抵押的贷款信用加强，银行将提供更多的信贷资金，产业链上的投资力度加大，总需求增长，通货膨胀加剧；反之，当房价下跌时，有关行业信用的下降将刺激银行收缩信贷，从而有助于遏制房地产及相关行业的投资规模，降低市场需求，通货膨胀得以抑制。
（三）基于政府的角度研究房价对通胀的作用机制
1.挤出效应在传导机制中的表现
房价的变动对政府的财政收支也起到了不可忽视的作用。一方面，房价上涨为依靠竞拍土地获取土地出让金收入的地方政府带来积极影响。为平衡财政收支，丰厚的财政收入必定会促进财政支出的迅速增长，从而对私人部门产生挤出效应，促进价格水平逐步上升。另一方面，房价下跌导致财政收入的显著减少将对地方支出造成了一定的冲击，政府购买力的滑坡所造成的挤出效应明显减弱，物价水平将开始下调直到形成新的均衡，因而通胀将得以抑制。 2.货币流通量的变动在传导机制中的作用
政府购买支出所释放的货币量也将影响到社会物价水平。当房价上涨引起财政收入的增长时，政府将投入更多的货币来加大对商品和劳务的购买支出，使得广义货币供给量的增多，这将进一步促进商品市场的需求增长。另一方面，政府投资的增多将促进居民收入的增长，进而促进社会需求增长。短期内，需求的增长表现为更多货币追逐更少商品，从而降低了货币的实际购买力，通胀发生。反之，当房价下跌时，政府因收入下降而减少支出，广义货币供给紧缩，居民收入降低，市场需求疲软主要表现为较少的货币对应较多的商品，货币的实际购买力提升，通胀得到抑制。
三、实证分析
（一）数据选取
为了更精确地描述房地产价格变动对通货膨胀的作用，实证研究变量在选取通货膨胀和房地产价格的基础上，还增添了与通货膨胀紧密相关的货币供给量、利率和GDP因素。在进行实证分析之前，本文对相关数据做了必要的处理。一是为统一量纲，将有关变量转化为2001年12月为基期的相对数据，二是为消除周期性的剧烈波动，对有关数据进行了季节性调整。
（二）平稳性检验
为了避免“伪回归”的出现，经验研究之前需要确认指标的平稳性，本文运用ADF检验法对各变量进行平稳性检验。检验结果如表1。
对lnCPI、lnfj、lnsup、lnGDP、和rate进行单根检验发现，除利率可看作平稳过程外，其他四个指标的T统计值均小于临界值，P值均大于0.05，因此不反对原假设，即认为原时间序列存在单位根，为不稳定序列。为进一步确认单位根的存在情况，对这四个变量的一阶差分值进行ADF检验，发现其P值分别为0.0002、0.0005、0.0081、0.0011，小于0.05，因而此时原时间序列的差分序列均达到平稳。
（三）协整关系检验和误差修正模型
为了确认通货膨胀、房地产价格、货币供给量和GDP之间是否存在长期稳定关系，本文应用Engle-Granger两步检验法进行协整关系检验。由于经济体系的惯性将导致序列自相关的出现，滞后变量将显著影响变量的估计值，故本文在建模的同时，将CPI的滞后变量纳入到检测模型中。
lnCPIt=-0.02401lnfjt+0.018347lnGDPt-0.001673lnsupt+1.031056lnCPIt-1 -0.136742
（1）
（0.1583） （0.0000） （0.9317） （0.3835） （0.0000）
R2=0.999570 ， AIC=-4.888596
对（1）式的残差序列进行平稳性检验的P值为0.0082，小于0.05，据此拒绝原假设，认为该序列是平稳的。故通货膨胀、房地产价格、货币供给量、GDP因素和CPI的滞后变量间存在协整关系。从式（1）的长期均衡方程可以看出，lnCPIt和lnfjt、lnsupt、lnCPIt-1的弹性系数并未通过t值检验，而lnGDPt每增加一个百分点将会引起通货膨胀同方向增长0.018个百分点。
鉴于lnCPI、lnfj、lnsup、lnGDP是协整的，根据Granger表述定理，短期非均衡关系一定可用误差修正模型来描述，且可用以下公式来表示：
△yt=ι0+γ0△xt+（ιt-1）（yt-1-βxt-1）+μt
其中，（ιt-1）（yt-1-βxt-1）为模型的误差修正项；（ιt-1）为误差修正系数，用以说明修正项的调节力度；（yt-1-βxt-1）为t-1期的非均衡误差。估计结果如表2：
椐表2的相关数据得出误差修正模型的表达方程为：
DlnCPIt=-0.0008Dlnfjt-0.0871Dlnsupt-0.008DlnGDPt+1.0474DlnCPIt-1-0.092ecmt-1
（2）
（0.7330） （0.0666） （0.0993） （0.0000） （0.0069）
考察式（2）发现，lnCPIt关于lnfjt、lnsupt、lnGDPt和lnCPIt-1的短期弹性P值分别为0.7330、0.0666、0.0993、0.0000和0.0069，大于0.05，因此短期内，房价、货币供给量、GDP三个指标对通货膨胀的影响并不显著。而通胀的滞后变量起到促进现期通货膨胀的作用。-0.092的误差修正系数表明，当短期波动偏离长期均衡值时，误差项将以0.092的力度反向调整，促使非均衡状态得以恢复到均衡状态。
四、结论与启示
实证分析的单位根检验结果表明，除了利率是零阶单整过程外，其余变量的时间序列均是一阶单整序列。因此，通货膨胀和房地产价格、货币供给量、GDP之间存在长期的稳定均衡方程，但由于单整阶数不一，和利率不能建立这种关系。在随后的误差修正模型中，评估结果表明房地产价格、货币供给量和GDP对通货膨胀的作用效果在统计上都是不显著的，而通货膨胀的滞后变量与误差修正项对通胀的弹性系数呈显著状态，分别为1.047和-0.092。因此，本文的实证研究结论是房地产价格的变化并非是诱发通货膨胀的主要原因之一。
本文经验研究结果表明房地产价格对通货膨胀的影响并不显著。对此做出以下解释。
第一，影响通货膨胀的原因众多。当前影响我国CPI波动的主要因素包括农产品价格、生产要素成本和货币流动性，而本文重点描述的房地产价格仅是导致生产要素价格变动的部分原因，其对通货膨胀的作用具有一定局限性。
第二，财富效应和收入效应作用效果不明显。一方面，房价上涨所产生的财富效应和房价下跌所带来的收入效应主要是针对城镇居民而言，而占我国大多数的农村人口的消费支出受到房价波动的冲击较小；另一方面，我国享有房价上涨带来财富效应的群体一般属于高收入阶层，根据边际消费倾向递减规律，由于其消费支出已经达到一定程度，边际消费倾向偏低，因此随总资产增加而增长的消费支出十分有限，对社会总需求的拉动作用不明显。
第三，货币追逐房屋导致房价变动而非物价变化。在经济转型过程中我国买方市场得以形成，大量的货币不再仅限流通于在商品市场，许多的通货被投资于房地产市场这一虚拟经济体系中，出现较多的货币追逐较少的房屋现象，从而导致房价水平而非物价水平的显著性上涨。
参考文献：
[1]郭田勇.资产价格、通货膨胀与中国货币政策体系的完善[J].金融研究，2006（10）.
[2]黄益平，王勋，华秀萍.中国通货膨胀的决定因素[J].金融研究，2010（6）.
[3]戴国强，张建华.我国资产价格与通货膨胀的关系研究——基于ARDL的技术分析[J].国际金融研究，2009（11）.
[4]王维安，贺聪.房地产价格与通货膨胀预期[J].财经研究，2005（12）.
[5]段忠东.房地产价格与通货膨胀、产出的关系[J].数量经济技术经济研究，2007（12）.
[6]邓永亮.人民币升值、房价上涨与通货膨胀——兼论房价上涨是否助长了通胀[J].山西财经大学学报，2010（10）.
（作者单位：华南师范大学经济与管理学院）
关键词：房地产价格；通货膨胀；传导机制
一、引言
近年来，我国房地产价格波动明显，持续地上涨或下跌时有发生。2004年至2007年全国大部分城市的房地产价格迅速走高。虽然2008年的全球金融危机对房地产市场造成了一定的冲击，房地产价格一度出现下降趋势，但在政府随后出台的各项复苏政策的鼓励下，楼市超预期回暖并逐步出现过热现象，房价被进一步推高。与之相似的是，近年来国内物价水平也呈现出了时涨时跌的变化动态。从国家统计局发布的数据来看，2005年之后的物价由于粮食价格的大幅上涨一直处于上涨态势，直至2008年金融危机对我国经济造成一定负面影响，4月的CPI值在达到8.5%的峰值后逐渐下滑； 2011年上半年由于以猪肉为代表的食品价格的不断膨胀，全国物价水平继续保持高位运行，但下半年CPI的涨幅出现小幅回落。这不禁让人猜测，房地产价格的变动是否是影响通货膨胀的主要原因之一。那么，房地产价格是否真能对通货膨胀产生显著影响？学者们就此做出了差异性论证。
郭田勇（2006）在阐明我国通货膨胀、资产价格和货币政策之间关系的基础上提出，由于资产价格变动原因的复杂性，我国目前缺乏与之对应的调节措施，因而不应将资产价格作为货币政策的目标之一。黄益平等（2010）通过建立向量误差修正模型探讨影响通货膨胀的决定因素发现，资产价格将对通货膨胀产生显著的作用效果；戴国强、张建华（2009）利用房价作为资产价格的代理变量进行实证研究得出，资产价格的变化确实能影响通货膨胀。单独分析房地产价格对通货膨胀影响的研究近年来也受到了相应的重视。王维安、贺聪（2005）实证研究表明，房地产预期收益率与通货膨胀存在显著的负相关关系，因此房地产价格应被归入到CPI的测量体系。段忠东（2007）的研究结果显示，短期内，房地产价格对通货膨胀的作用效果不显著，但长期将通过改变总需求显著地影响物价水平。邓永亮（2010）认为房地产价格的上涨有利于通货膨胀的发生，但通货膨胀对房地产价格的作用并不明显。
上述文献已经较为全面地考察了房价变动对通货膨胀的影响，但研究内容大多侧重于实证部分，且基于房价上涨角度的研究偏多。本文在梳理前人研究成果的基础上，剖析了房地产价格变动对通货膨胀的传导机制，并通过建立误差修正模型来进行经验论证。
二、房地产价格对CPI的传导机制
通过影响宏观经济发展趋势和微观主体经济行为，房地产价格的变动对物价水平的作用机制主要体现在三个方面。一是引发消费者的财富效应和收入效应，并在某种程度上改变其对通货膨胀的预期；二是影响生产者行业规模的大小；三是影响政府财政支出带来的挤出效应，且购买支出的货币量将影响到社会货币的总供给。
（一）基于消费者角度分析房价对通胀的传导机制
1.财富效应在传导机制中的表现
由于财富效应的定义是建立在金融资产价格上涨的前提之上，因此，此处主要基于房价上涨的角度，分析其为不同消费群体带来的有差异的财富效应。对于已有房屋的消费者而言，房价上涨有利于总资产的增长，进而促成正的财富效应。从还未购置住房的消费群体角度来看，房价高扬将抑制消费需求，产生负的财富效应，从而有助于现阶段物价水平的稳定。
2.收入效应在传导机制中的表现
随着城市化进程的不断加快，全国性的住房刚性需求十分旺盛，尤其是移民到城镇的新增住房需求与原有居民的住房条件改善的需要。对于此类群体来说，下跌的房价所带来的收入效应将明显加强，进而有利于物价水平的上涨。
3.通胀预期对传导机制的影响
相关经验事实表明，房价变动对普通大众的通胀预期影响比较明显。房价上涨时，居民对通货膨胀的预期加强，反之，通胀预期相应减弱。根据现代菲利普斯曲线可知，预期通货膨胀率的变动将明显改变实际通货膨胀的程度，因此房地产价格的变动将通过改变通胀预期来影响通货膨胀。
（二）基于生产者的角度阐述房价对通胀的作用机制
1.托宾Q效应在传导机制中的作用
根据托宾的Q理论，房价的变化对房地产行业自身的影响直接表现在其投资规模上。当房地产市场需求旺盛、房价上涨时，房地产业规模的不断扩大将造成引致需求的迅速扩张，房地产的上游产业投资得以拉动，而这些产品的扩大供给又会造成原材料与能源方面的紧张，进而促使其价格快速上涨并反作用于房地产相关产业，使相关产业产品价格水平上涨。反之，房价的下跌将刺激物价水平的降低。
2.资产负债表效应在传导机制中的表现
房价的波动还将影响资产负债表效应，使得产业的引致需求和产品供给发生改变，进而作用于物价水平。当房价上涨时，房地产及其相关产业的企业的净资产增加，以房屋或其他产品作为抵押的贷款信用加强，银行将提供更多的信贷资金，产业链上的投资力度加大，总需求增长，通货膨胀加剧；反之，当房价下跌时，有关行业信用的下降将刺激银行收缩信贷，从而有助于遏制房地产及相关行业的投资规模，降低市场需求，通货膨胀得以抑制。
（三）基于政府的角度研究房价对通胀的作用机制
1.挤出效应在传导机制中的表现
房价的变动对政府的财政收支也起到了不可忽视的作用。一方面，房价上涨为依靠竞拍土地获取土地出让金收入的地方政府带来积极影响。为平衡财政收支，丰厚的财政收入必定会促进财政支出的迅速增长，从而对私人部门产生挤出效应，促进价格水平逐步上升。另一方面，房价下跌导致财政收入的显著减少将对地方支出造成了一定的冲击，政府购买力的滑坡所造成的挤出效应明显减弱，物价水平将开始下调直到形成新的均衡，因而通胀将得以抑制。 2.货币流通量的变动在传导机制中的作用
政府购买支出所释放的货币量也将影响到社会物价水平。当房价上涨引起财政收入的增长时，政府将投入更多的货币来加大对商品和劳务的购买支出，使得广义货币供给量的增多，这将进一步促进商品市场的需求增长。另一方面，政府投资的增多将促进居民收入的增长，进而促进社会需求增长。短期内，需求的增长表现为更多货币追逐更少商品，从而降低了货币的实际购买力，通胀发生。反之，当房价下跌时，政府因收入下降而减少支出，广义货币供给紧缩，居民收入降低，市场需求疲软主要表现为较少的货币对应较多的商品，货币的实际购买力提升，通胀得到抑制。
三、实证分析
（一）数据选取
为了更精确地描述房地产价格变动对通货膨胀的作用，实证研究变量在选取通货膨胀和房地产价格的基础上，还增添了与通货膨胀紧密相关的货币供给量、利率和GDP因素。在进行实证分析之前，本文对相关数据做了必要的处理。一是为统一量纲，将有关变量转化为2001年12月为基期的相对数据，二是为消除周期性的剧烈波动，对有关数据进行了季节性调整。
（二）平稳性检验
为了避免“伪回归”的出现，经验研究之前需要确认指标的平稳性，本文运用ADF检验法对各变量进行平稳性检验。检验结果如表1。
对lnCPI、lnfj、lnsup、lnGDP、和rate进行单根检验发现，除利率可看作平稳过程外，其他四个指标的T统计值均小于临界值，P值均大于0.05，因此不反对原假设，即认为原时间序列存在单位根，为不稳定序列。为进一步确认单位根的存在情况，对这四个变量的一阶差分值进行ADF检验，发现其P值分别为0.0002、0.0005、0.0081、0.0011，小于0.05，因而此时原时间序列的差分序列均达到平稳。
（三）协整关系检验和误差修正模型
为了确认通货膨胀、房地产价格、货币供给量和GDP之间是否存在长期稳定关系，本文应用Engle-Granger两步检验法进行协整关系检验。由于经济体系的惯性将导致序列自相关的出现，滞后变量将显著影响变量的估计值，故本文在建模的同时，将CPI的滞后变量纳入到检测模型中。
lnCPIt=-0.02401lnfjt+0.018347lnGDPt-0.001673lnsupt+1.031056lnCPIt-1 -0.136742
（1）
（0.1583） （0.0000） （0.9317） （0.3835） （0.0000）
R2=0.999570 ， AIC=-4.888596
对（1）式的残差序列进行平稳性检验的P值为0.0082，小于0.05，据此拒绝原假设，认为该序列是平稳的。故通货膨胀、房地产价格、货币供给量、GDP因素和CPI的滞后变量间存在协整关系。从式（1）的长期均衡方程可以看出，lnCPIt和lnfjt、lnsupt、lnCPIt-1的弹性系数并未通过t值检验，而lnGDPt每增加一个百分点将会引起通货膨胀同方向增长0.018个百分点。
鉴于lnCPI、lnfj、lnsup、lnGDP是协整的，根据Granger表述定理，短期非均衡关系一定可用误差修正模型来描述，且可用以下公式来表示：
△yt=ι0+γ0△xt+（ιt-1）（yt-1-βxt-1）+μt
其中，（ιt-1）（yt-1-βxt-1）为模型的误差修正项；（ιt-1）为误差修正系数，用以说明修正项的调节力度；（yt-1-βxt-1）为t-1期的非均衡误差。估计结果如表2：
椐表2的相关数据得出误差修正模型的表达方程为：
DlnCPIt=-0.0008Dlnfjt-0.0871Dlnsupt-0.008DlnGDPt+1.0474DlnCPIt-1-0.092ecmt-1
（2）
（0.7330） （0.0666） （0.0993） （0.0000） （0.0069）
考察式（2）发现，lnCPIt关于lnfjt、lnsupt、lnGDPt和lnCPIt-1的短期弹性P值分别为0.7330、0.0666、0.0993、0.0000和0.0069，大于0.05，因此短期内，房价、货币供给量、GDP三个指标对通货膨胀的影响并不显著。而通胀的滞后变量起到促进现期通货膨胀的作用。-0.092的误差修正系数表明，当短期波动偏离长期均衡值时，误差项将以0.092的力度反向调整，促使非均衡状态得以恢复到均衡状态。
四、结论与启示
实证分析的单位根检验结果表明，除了利率是零阶单整过程外，其余变量的时间序列均是一阶单整序列。因此，通货膨胀和房地产价格、货币供给量、GDP之间存在长期的稳定均衡方程，但由于单整阶数不一，和利率不能建立这种关系。在随后的误差修正模型中，评估结果表明房地产价格、货币供给量和GDP对通货膨胀的作用效果在统计上都是不显著的，而通货膨胀的滞后变量与误差修正项对通胀的弹性系数呈显著状态，分别为1.047和-0.092。因此，本文的实证研究结论是房地产价格的变化并非是诱发通货膨胀的主要原因之一。
本文经验研究结果表明房地产价格对通货膨胀的影响并不显著。对此做出以下解释。
第一，影响通货膨胀的原因众多。当前影响我国CPI波动的主要因素包括农产品价格、生产要素成本和货币流动性，而本文重点描述的房地产价格仅是导致生产要素价格变动的部分原因，其对通货膨胀的作用具有一定局限性。
第二，财富效应和收入效应作用效果不明显。一方面，房价上涨所产生的财富效应和房价下跌所带来的收入效应主要是针对城镇居民而言，而占我国大多数的农村人口的消费支出受到房价波动的冲击较小；另一方面，我国享有房价上涨带来财富效应的群体一般属于高收入阶层，根据边际消费倾向递减规律，由于其消费支出已经达到一定程度，边际消费倾向偏低，因此随总资产增加而增长的消费支出十分有限，对社会总需求的拉动作用不明显。
第三，货币追逐房屋导致房价变动而非物价变化。在经济转型过程中我国买方市场得以形成，大量的货币不再仅限流通于在商品市场，许多的通货被投资于房地产市场这一虚拟经济体系中，出现较多的货币追逐较少的房屋现象，从而导致房价水平而非物价水平的显著性上涨。
参考文献：
[1]郭田勇.资产价格、通货膨胀与中国货币政策体系的完善[J].金融研究，2006（10）.
[2]黄益平，王勋，华秀萍.中国通货膨胀的决定因素[J].金融研究，2010（6）.
[3]戴国强，张建华.我国资产价格与通货膨胀的关系研究——基于ARDL的技术分析[J].国际金融研究，2009（11）.
[4]王维安，贺聪.房地产价格与通货膨胀预期[J].财经研究，2005（12）.
[5]段忠东.房地产价格与通货膨胀、产出的关系[J].数量经济技术经济研究，2007（12）.
[6]邓永亮.人民币升值、房价上涨与通货膨胀——兼论房价上涨是否助长了通胀[J].山西财经大学学报，2010（10）.
（作者单位：华南师范大学经济与管理学院）