馮勝巍

摘 要：文章選取2005年7月到2012年12月的人民幣兌美元匯率和房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，對二者的關(guān)聯(lián)效應(yīng)進行實證研究，得出了匯改后人民幣匯率與房地產(chǎn)價格之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：人民幣匯率；房價；VAR模型；實證分析

引言

自2005年7月21日起，我們開始實行以市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)有管理的浮動匯率制度。自此，人民幣對美元匯率擺脫了長期在8.27徘徊，開始了連續(xù)升值旅程。截至2012年12月，人民幣對美元匯率中間價為6.285，較匯改之初已累計升值28.91%。

隨著房地產(chǎn)投資行為的日益國際化，房價與匯率之間的關(guān)系勢必更加緊密，在這種情況下對人民幣匯率與房價之間的聯(lián)動關(guān)系展開理分析和實證檢驗具有重要意義。

1 指標(biāo)選擇和模型構(gòu)建

文章選取2005年7月至2012年12月的月度數(shù)據(jù)，作為分析匯改后人民幣升值與房地產(chǎn)價格關(guān)系的樣本區(qū)間。人民幣升值的標(biāo)準(zhǔn)為以直接標(biāo)價法表示的人民幣對美元名義匯率（ER），房地產(chǎn)價格采用的是全國房屋銷售價格指數(shù)（HP）這個指標(biāo)。為避免數(shù)據(jù)的劇烈運動和時間序列中的異方差現(xiàn)象，均對兩組數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理。文章采用的計量軟件為Eviews6.0。

2 實證檢驗

2.1 平穩(wěn)性檢驗

在對時間序列數(shù)據(jù)進行計量分析時，首先要對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，否則，直接對非平穩(wěn)的時間序列進行回歸將導(dǎo)致謬誤回歸（spurious regression）現(xiàn)象。采用AD F檢驗方法分別對變量LnER、LnHP進行單位根檢驗，利用Eviews6.0軟件，檢驗結(jié)果見表1。

表1 變量的ADF檢驗

經(jīng)AIC和SC統(tǒng)計量以及滯后期系數(shù)的顯著性，判斷出LNER和LnHP的最佳滯后期為3，通過對其原始數(shù)據(jù)和一階、二階差分后的數(shù)值做ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)LNER和LnHP二階差分后的ADF統(tǒng)計量小于1%顯著水平下的臨界值，是平穩(wěn)的時間序列，證明其服從I（2）序列分布。

2.2 協(xié)整檢驗

本次檢驗只涉及兩個變量，所以應(yīng)用Eangle-Granger兩步檢驗法。第一步，建立回歸模型：

表2 LnER和LnHP模型回歸結(jié)果

由結(jié)果可以看出，LnER和LnHP擬合度良好，達到84.47%。回歸方程為LnHP=7.737-1.303LnER+μt

第二步，估計殘差的平穩(wěn)性。這里只能對原始的殘差序列進行檢驗而不能對差分后的殘差序列進行檢驗。在檢驗形式上選擇“None”，因為替代方程既不包含時間趨勢項又不包含截距項。

表3 殘差的ADF檢驗結(jié)果

由結(jié)果知，殘差的ADF統(tǒng)計量小于10%顯著水平下的臨界值，因此在10%的顯著水平下，不存在單位根，殘差序列是平穩(wěn)的。由此我們就可認(rèn)為變量LnER和LnHP之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，是協(xié)整的。

2.3 Granger因果關(guān)系檢驗

表4 LnER和LnHP Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

LnER不是LnHPGranger原因的概率是0.223，說明LnER的確能在一定程度上影響到LnHP；而LnHP不是LnER Granger原因的概率是0.005，遠小于0.05，說明房價升高確實能帶動匯率的上漲，而且這種影響作用比匯率對房價的影響更明顯。即LnER和LnHP之間存在雙向因果關(guān)系。

3 結(jié)束語

通過上述實證分析得出，匯改后，我國的房地產(chǎn)價格與人民幣名義匯率具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，兩者呈正相關(guān)。人民幣升值預(yù)期推動了房地產(chǎn)價格的上揚，人民幣每升值e個單位，會引起全國房屋銷售價格指數(shù)e1.303個單位的上漲。而國內(nèi)房價的持續(xù)上漲吸引了全球投機資本的追逐，加速了房價上漲的勢頭。

參考文獻

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