熊 劼

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢 430205）

一、引言

房地產(chǎn)業(yè)由于其對上下游行業(yè)的拉動(dòng)作用，一直以來都是我國國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的支柱產(chǎn)業(yè)。自1998年住房制度改革以來，我國城鎮(zhèn)住宅建設(shè)投資取得較快發(fā)展，住宅總量快速增加。房地產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重穩(wěn)定處于4%以上，并呈逐漸上升的趨勢；房地產(chǎn)業(yè)投資的增加直接擴(kuò)大了國民經(jīng)濟(jì)中的投資需求，并帶動(dòng)其他相關(guān)行業(yè)發(fā)展，對我國經(jīng)濟(jì)增長的總體貢獻(xiàn)達(dá)到了20%以上；房地產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)快速增加，其增長速度顯著高于我國總體就業(yè)人數(shù)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的增速，體現(xiàn)了對擴(kuò)大就業(yè)的促進(jìn)作用；此外，由于許多與房地產(chǎn)密切相關(guān)的產(chǎn)業(yè)集中在第三產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)較快發(fā)展從而促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和調(diào)整發(fā)揮了積極作用。

然而，房地產(chǎn)價(jià)格的快速上漲也對我國宏觀經(jīng)濟(jì)與金融的穩(wěn)定構(gòu)成了巨大的威脅，過高的價(jià)格對我國居民的安居工程產(chǎn)生了消極影響，把房地產(chǎn)價(jià)格控制在普通民眾購房能力的范圍內(nèi)是當(dāng)前政府工作的重心之一。房地產(chǎn)行業(yè)的高度資金密集型特征決定了各國政府在對房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行調(diào)控時(shí)離不開金融層面的相關(guān)措施。就我國而言，由于地方政府對土地財(cái)政的過于依賴，導(dǎo)致土地出讓以及保障房供給等地方政府主導(dǎo)的房地產(chǎn)調(diào)控措施不能產(chǎn)生很好的效果。而貨幣政策由于其具有的一致性與強(qiáng)制性，使得中央政府的房地產(chǎn)調(diào)控意圖不會(huì)因?yàn)榈胤秸牟┺男袨楫a(chǎn)生較大的折扣，因而，貨幣政策一直是我國政府調(diào)控房地產(chǎn)市場的主要政策之一。貨幣政策的效果很大程度上取決于其對調(diào)控目標(biāo)的傳導(dǎo)渠道，而在我國與房地產(chǎn)市場供求相關(guān)聯(lián)的主要渠道主要表現(xiàn)為信貸渠道與匯率渠道。

二、變量的選取和模型構(gòu)建

（一）房地產(chǎn)市場發(fā)展的代理變量

反映房地產(chǎn)市場發(fā)展的可選變量有很多，如房地產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)增加值、房地產(chǎn)開發(fā)投資額、房地產(chǎn)竣工面積、銷售面積、銷售額、銷售價(jià)格指數(shù)、租賃價(jià)格指數(shù)、居民住宅消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、人均住房面積，等等。上述指標(biāo)都是從某個(gè)側(cè)面反映房地產(chǎn)市場發(fā)展?fàn)顩r，而為了對房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展變化趨勢和變化程度進(jìn)行綜合量化反映，本文選用國家統(tǒng)計(jì)局研制并建立的全國房地產(chǎn)開發(fā)業(yè)綜合景氣指數(shù)（下稱國房景氣指數(shù)）Y為因變量。國房景氣指數(shù)選擇2000年為基年，將其增長水平定為100。通常情況下，國房景氣指數(shù)100點(diǎn)是最合適的水平，至105點(diǎn)之間為適度水平，95點(diǎn)以下為較低水平，105點(diǎn)以上為偏高水平。

圖1 全國房地產(chǎn)開發(fā)業(yè)綜合景氣指數(shù)

（二）貨幣政策的代理變量

為了揭示貨幣政策對于房地產(chǎn)市場的影響，需要從影響房地產(chǎn)市場供給與需求的各種因素來尋找貨幣政策的代理變量。本文選用廣義貨幣供應(yīng)量M2、人民幣對美元匯率RE和個(gè)人房地產(chǎn)按揭貸款ML三個(gè)金融變量。

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文所選取的數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2006年一季度至2013年一季度的季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局、中國人民銀行、同花順iFinD金融數(shù)據(jù)庫。

（三）數(shù)據(jù)的季節(jié)和標(biāo)準(zhǔn)化處理

為了排除季節(jié)因素的干擾，本文采用X12方法對相關(guān)變量進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。同時(shí)對所有變量進(jìn)行了數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，使數(shù)據(jù)的可比性更加優(yōu)化。季節(jié)和標(biāo)準(zhǔn)化處理后各相關(guān)數(shù)據(jù)如圖2所示。

（四）模型的構(gòu)建

由于貨幣政策變量可能帶有的內(nèi)生性，本文采用常見的向量自回歸模型來估計(jì)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。具體模型如下：

Yt=c1M2+c2RE+c3ML+c

其中：Yt為國房景氣指數(shù)，M2為貨幣供應(yīng)量增長率，RE為人民幣對美元匯率，ML為個(gè)人房地產(chǎn)按揭貸款；c1、c2、c3為模型系數(shù)，c 為常數(shù)項(xiàng)，都為待估參數(shù)。

圖2 X12季節(jié)和標(biāo)準(zhǔn)化處理后的M2、ML、RE、Y

三、數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

對變量水平值和一階差分進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表1。

通過對相關(guān)變量的單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，Y、M2和ML三個(gè)變量的ADF值均大于在1%的顯著性水平下的臨界值，無法拒絕原假設(shè)，證明其存在單位根。在原序列為非平穩(wěn)序列的情況下，需要對該序列的差方項(xiàng)作ADF檢驗(yàn)。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

序列 D（Y）、D（M2）、RE 和 D（ML） 的 ADF 值均小于1%的顯著性水平下的臨界值，說明該序列為平穩(wěn)序列。因此，Y、M2和ML為一階單整序列，表明此時(shí)經(jīng)濟(jì)變量間存在長期均衡關(guān)系。

四、回歸分析和協(xié)整檢驗(yàn)

（一）回歸分析

滯后期數(shù)的選擇對于計(jì)量分析的精確度和經(jīng)濟(jì)意義有著重要影響。在建立VAR向量自回歸模型前，需確定最優(yōu)滯后階數(shù)。為此需進(jìn)行滯后階數(shù)檢驗(yàn)。

表2 Lag length criteria滯后階數(shù)檢驗(yàn)

由表2知，在滯后階數(shù)為4時(shí)，檢測的五項(xiàng)指標(biāo)有四項(xiàng)全滿足，LR此時(shí)也取極小值。從而可以確定滯后4期為該模型的最佳滯后階數(shù)。這也表明，當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)受到之前數(shù)據(jù)的影響，也就意味著當(dāng)前的貨幣政策帶來的效果滯后4期才會(huì)有所體現(xiàn)，即貨幣政策由于其時(shí)滯性，它的效果將會(huì)在次年顯現(xiàn)。這也在一定程度上解釋了為何當(dāng)前我國貨幣政策調(diào)控對于房地產(chǎn)市場的影響不顯著的原因。

由圖3可見，通過AR檢驗(yàn)，回歸模型中的根都落在單位圓內(nèi)，說明該模型穩(wěn)定，具有分析意義。

圖3 滯后4期下AR檢驗(yàn)

由以上檢驗(yàn)，在已知變量一階單整的條件下，對變量進(jìn)行回歸，得到結(jié)果如下：

方括號內(nèi)數(shù)值為t檢驗(yàn)值。

由上述回歸方程可以看出，Y與M2、ML和RE為正向變動(dòng)關(guān)系。如果控制其他變量保持不變，則廣義貨幣供應(yīng)量每變動(dòng)一個(gè)單位，國房景氣指數(shù)Y就同向變動(dòng)8.708606個(gè)單位；個(gè)人按揭貸款每變動(dòng)一個(gè)單位，Y就同向變動(dòng)0.002525個(gè)單位；同樣，在其他因素不變的情況下，人民幣對美元的匯率每變動(dòng)一個(gè)單位，Y就同向變動(dòng)0.83551個(gè)單位。

通過模型結(jié)論可以得出，個(gè)人按揭貸款對于國房景氣指數(shù)的影響比貨幣供應(yīng)量和匯率波動(dòng)對國房景氣指數(shù)的影響略小，但三者都對國房景氣指數(shù)的變動(dòng)提供了同向的推動(dòng)力。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是處理非平穩(wěn)時(shí)間序列的一種方法，其基本原理是：對一個(gè)自身非平穩(wěn)的時(shí)間序列，若其某種線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，則稱其存在協(xié)整關(guān)系。下面用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)測度是否存在某種平穩(wěn)的線性組合，結(jié)果見表3。

表3 變量間的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，經(jīng)檢驗(yàn)表明在5%的顯著水平下各變量間存有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明國房景氣指數(shù)、貨幣供應(yīng)量M2、人民幣對美元匯率、個(gè)人按揭貸款存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由此證明上述回歸模型是具有分析意義的。

五、格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)用來檢驗(yàn)一個(gè)內(nèi)生變量是否可以作為外生變量對待。對各變量做格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。

表4 變量間的格蘭杰因果檢驗(yàn)

從表4可以看出，在5%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量M2與商品房價(jià)格指數(shù)Y有因果關(guān)系；匯率RE與Y有因果關(guān)系；個(gè)人按揭貸款ML與Y有因果關(guān)系。說明貨幣供應(yīng)量M2、匯率RE和個(gè)人按揭貸款ML都對國房景氣指數(shù)存在一定的影響。同時(shí)也說明上述構(gòu)建的VAR模型不存在偽回歸現(xiàn)象。

六、實(shí)證結(jié)論及政策建議

（一）實(shí)證結(jié)論

從以上的分析表明，我國的房地產(chǎn)市場景氣程度與貨幣供應(yīng)量、個(gè)人按揭貸款、匯率存在長期穩(wěn)定關(guān)系，且呈正向變動(dòng)關(guān)系。通過對該時(shí)間序列的實(shí)證分析，得到以下結(jié)論：

1.貨幣供應(yīng)量對國房景氣指數(shù)有著長期的正向沖擊作用，影響力度較大，效果較為明顯，持續(xù)性較強(qiáng)。

2.個(gè)人按揭貸款對國房景氣指數(shù)的沖擊力度較小，作用效果不太顯著。

3.人民幣對美元的匯率波動(dòng)，對國房景氣指數(shù)有著一定程度的沖擊力，國際資金對我國房地產(chǎn)業(yè)的影響力越來越顯著。

綜上所述，實(shí)證的檢驗(yàn)結(jié)果與理論分析以及實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況相符，具有一定的參考價(jià)值。

（二）政策建議

中國的房地產(chǎn)市場調(diào)控在2008年國際金融危機(jī)前后經(jīng)歷了戲劇性的轉(zhuǎn)變：2008年初貨幣政策趨緊之后，房地產(chǎn)市場降溫趨勢明顯，但隨著金融危機(jī)影響的加劇，貨幣政策再度寬松，導(dǎo)致中國房地產(chǎn)市場迅速由觀望轉(zhuǎn)變?yōu)榭簥^，房地產(chǎn)泡沫再次興起。近幾年政策變化幅度過大，缺少長效機(jī)制，多變甚至幾近反轉(zhuǎn)的政策對企業(yè)與銀行極為不利，也值得重點(diǎn)反思。

1.加大對基礎(chǔ)貨幣的調(diào)控力度?；A(chǔ)貨幣由流通中的現(xiàn)金和存款性金融機(jī)構(gòu)存在中央銀行的法定準(zhǔn)備金和超額準(zhǔn)備金構(gòu)成，是高能貨幣。基礎(chǔ)貨幣的控制對于貨幣量的調(diào)控尤為重要。

2.積極引導(dǎo)商業(yè)銀行的房地產(chǎn)信貸政策。銀行對房地產(chǎn)的支持資金從房產(chǎn)項(xiàng)目的開發(fā)、房屋的建筑，到最后的商品房的銷售都有涉及。貸款的對象主要有開發(fā)商和購房者。中央銀行對于銀行信貸政策的指引，有利于房地產(chǎn)價(jià)格的穩(wěn)定和房產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。例如：對于開發(fā)商的房貸，銀行首先在確保房貸資金安全的情況下，再根據(jù)開發(fā)商的實(shí)際情況和資金需求的目的，給予不同區(qū)別的放貸。對于符合國家房產(chǎn)政策和有利于民生工程建設(shè)的開發(fā)商應(yīng)給予優(yōu)先放貸考慮；對購房者而言，銀行應(yīng)根據(jù)客戶的購房的套數(shù)給予區(qū)別對待。

3.拓寬投資渠道，分散資金投向。我國目前投資渠道較少，居民和國際熱錢在國內(nèi)市場的投資行為主要集中于股市和樓市，近幾年更是大規(guī)模涌入樓市，其他投資渠道較少。尤其是在人民幣升值的背景下，國際熱錢源源不斷涌入我國，對樓市的泡沫產(chǎn)生了推波助瀾的作用。

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