利率與房地產(chǎn)市場互動關(guān)系的實證分析

1、<p>　　利率與房地產(chǎn)市場互動關(guān)系的實證分析</p><p>　　【摘要】伴隨著市場經(jīng)濟(jì)建設(shè)的不斷推進(jìn)，我國房地產(chǎn)價格和開發(fā)投資速度一直居高不下，房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，它的高速發(fā)展成就了我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入21世紀(jì)近10年的繁榮。但同時值得注意的是，房地產(chǎn)業(yè)作為資金密集型產(chǎn)業(yè)，較高的財務(wù)杠桿使得房地產(chǎn)業(yè)也是風(fēng)險集聚型產(chǎn)業(yè)。因此，加強(qiáng)房地產(chǎn)業(yè)的調(diào)控是政府宏觀調(diào)控的重要內(nèi)容之一，而利率又是宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控中

2、貨幣政策調(diào)控的重要手段，因此研究利率與房地產(chǎn)開發(fā)之間的關(guān)系顯得尤為重要。本文選取2000年～2013年的數(shù)據(jù)，來檢驗房地產(chǎn)市場與利率之間的互動關(guān)系。 </p><p>　　【關(guān)鍵詞】利率 房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù) 協(xié)整分析 Granger因果檢驗 </p><p><b>　　一、理論基礎(chǔ) </b></p><p>　?。ㄒ唬┈F(xiàn)代金融學(xué)理論基礎(chǔ)

3、</p><p>　　按照現(xiàn)代金融學(xué)理論，利率是資金的價格，它不僅反映了資金市場的供求關(guān)系，也可調(diào)節(jié)資金的供求關(guān)系，受到物價水平、經(jīng)濟(jì)周期和預(yù)期的影響，利率作為外部因素對房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)運行有一定的影響。 </p><p>　?。ǘ┓康禺a(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論基礎(chǔ) </p><p>　　我國金融市場的房地產(chǎn)融資主要以間接融資（銀行信貸）為主，因此房地產(chǎn)業(yè)的融資成本直接受銀行信貸利率

4、的影響。當(dāng)國家采取較寬松的貨幣政策社會流動性充足時，貨幣供給增加，貸款利率下降，使用資金的成本也隨之下降，使得房地產(chǎn)開放加速，房產(chǎn)供給增加，房地產(chǎn)價格下降。 </p><p><b>　　二、統(tǒng)計方法 </b></p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)的單整檢驗 </p><p>　　時間序列的不穩(wěn)定性所導(dǎo)致的偽回歸現(xiàn)象會使檢驗結(jié)果出現(xiàn)偏差。對時間序列進(jìn)

5、行單位根檢驗可有確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。單位根檢驗主要包括：DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗等。本文采用ADF檢驗方法。ADF檢驗的原假設(shè)是Ho：要檢驗的過程有單位根，不平穩(wěn)。備擇假設(shè)是H1：要檢驗的過程是平穩(wěn)過程。若ADF值大于臨界值，則接受Ho；相反，則拒絕Ho。 </p><p><b>　?。ǘ﹨f(xié)整分析 </b></p><p>　　Granger因果關(guān)

6、系檢驗的前提是要進(jìn)行協(xié)整檢驗。由于本文有兩個變量，故選用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗。本文先對一階平穩(wěn)時間序列Xt、Yt做最小二乘回歸，得到OLS法的估計量，再用ADF檢驗估計殘差序列是否構(gòu)成平穩(wěn)過程，若殘差序列穩(wěn)定，則Xt、Yt之間存在協(xié)整關(guān)系，反之，則Xt、Yt間不存在協(xié)整關(guān)系。 </p><p>　?。ㄈ〨ranger因果檢驗 </p><p>　　判斷變量之間是否存在因果關(guān)系的重要前提

7、是確定變量的時間序列平穩(wěn)并且變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即可分析變量之間的因果關(guān)系。Granger主要考察x是否會導(dǎo)致y，同時考察x能夠在多大程度上解釋y，為了提高x解釋y的程度，我們可以加入x的滯后值進(jìn)入原模型。 </p><p><b>　　三、統(tǒng)計數(shù)據(jù) </b></p><p>　　本文中，利率選取金融機(jī)構(gòu)一年期人民幣貸款基準(zhǔn)利率。房地產(chǎn)市場以房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)（

8、即國房景氣指數(shù)是反映房地產(chǎn)市場景氣變化趨勢和程度的綜合指數(shù)）作為其衡量指標(biāo)，用F表示。以上序列變量都取對數(shù)， 生成對數(shù)序列用LOGF和LOGR表示。基本模型為：LOGFt=LOGRt+C。 </p><p>　　樣本數(shù)據(jù)期間為2000年1月至2013年12月，金融機(jī)構(gòu)一年期人民幣貸款基準(zhǔn)利率來自中國人民銀行網(wǎng)站，房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)來自國研網(wǎng)。 </p><p><b>　　四

9、、實證分析 </b></p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)的單整檢驗 </p><p>　　首先，對LOGF和LOGR進(jìn)行數(shù)據(jù)的單整檢驗，檢驗結(jié)果如表1： </p><p><b>　　表1 單整檢驗 </b></p><p>　　通過對LOGF和LOGR的時間序列樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單整檢驗發(fā)現(xiàn)，LOGF和LOGR均是不

10、平穩(wěn)時間序列；而將LOGF和LOGR進(jìn)行一階差分后作單整檢驗，可知△LOGF和△LOGR是平穩(wěn)序列，并結(jié)合D.W.值判定序列相關(guān)性，四個序列LOGF、LOGR、△LOGF、△LOGR的D-W值均接近2，可認(rèn)為這四個序列都是非自相關(guān)的。所以LOGF和LOGR均是1階單整時間序列。 </p><p><b>　?。ǘ﹨f(xié)整分析 </b></p><p>　　對LOGF和L

11、OGR進(jìn)行回歸得： </p><p>　　LOGFt=1.944714-0.042220LOGRt ① </p><p>　　-4.350647 </p><p>　　其中n=142，k=1，DW=0.093870，所以該殘差項具有一階正的自相關(guān)，且R2=0.119099，修正的R2=0.112807，說明LOGR對LOGF的解釋能力只有11.9%線性擬合度很不好。

12、考慮在模型中加入一階滯后項，得LOGF與LOGR的分布滯后模型，進(jìn)行回歸得到： </p><p>　　LOGFt=0.138930+0.925601LOGFt-1+0.036338LOGRt-0.043245LOGRt-1 </p><p>　　3.054153 39.92723 2.744960 -3.286325 </p><p>　　其中n=141（調(diào)整后），

13、k=1，DW=1.597595接近2，可認(rèn)為該殘差項不具有自相關(guān)，且R2=0.937744，線性擬合度相當(dāng)好。F統(tǒng)計量的P值=0.000<0.05，原模型通過總體顯著性檢驗，即F檢驗， 所建立的回歸方程具有統(tǒng)計學(xué)意義。此外，檢驗結(jié)果的系數(shù)也反映了實際經(jīng)濟(jì)情況，房地產(chǎn)價格和投機(jī)動機(jī)與金融機(jī)構(gòu)貸款利率呈負(fù)相關(guān)性，同時也可以看出，房地產(chǎn)市場對于利率的變化反映比較滯后，不敏感。 </p><p>　　對方程①中的殘

14、差RESID作單位根檢驗： </p><p>　　表2 殘差的平穩(wěn)性檢驗 </p><p>　　殘差變量的ADF值=-9.616444，小于三個臨界值，所以可以拒絕存在單位根的零假設(shè)，此時可認(rèn)為殘差時間序列是平穩(wěn)的，即利率和房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)在長期看來存在協(xié)整關(guān)系。 </p><p>　　Granger指出，若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在一個方向的G

15、ranger因果關(guān)系。因此，下面進(jìn)一步探討利率與房地產(chǎn)市場即房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)之間的因果關(guān)系。由于Granger因果關(guān)系檢驗對滯后期的階數(shù)非常敏感，這里采用依次多滯后幾期看結(jié)構(gòu)是否具有同一性的方法，我們分別取滯后期為1、5、8、10、16、20、24，然后與臨界值作比較。檢驗結(jié)果如表3： </p><p>　　表3 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果 </p><p>　　通過上表中的Gr

16、anger因果關(guān)系檢驗我們可以看出，大部分滯后期檢驗，拒絕了零假設(shè)，即認(rèn)為“LOGR是引致LOGF的Granger原因”，這和我們認(rèn)為提高房地產(chǎn)開發(fā)資金成本，即提高房地產(chǎn)貸款利率會導(dǎo)致房地產(chǎn)開放景氣指數(shù)下降這一假設(shè)吻合。同時，大部分滯后期中，都接受“LOGF不是引致LOGR的Granger原因”，即認(rèn)為“LOGF不是引致LOGR的Granger原因”，這說明金融機(jī)構(gòu)貸款利率的變動并不顯著地受房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)的影響。 </p&

17、gt;<p><b>　　五、主要結(jié)論 </b></p><p>　　從以上的實證分析結(jié)果中可以看出，調(diào)整利率會影響房地產(chǎn)市場，但是，其影響的敏感性是不顯著的且具有滯后性；同時，房地產(chǎn)市場對銀行利率的影響不顯著。這主要是因為，我國利率市場還未完全開放，利率沒有很好的反映市場中貨幣的價格，而通過影響貨幣供需進(jìn)而影響政策調(diào)控對象的傳統(tǒng)貨幣政策路徑效果，會因為貨幣價格的失真性大打折扣

18、，利率杠桿作用有限。因此，我們應(yīng)該加快利率市場化的步伐，充分發(fā)揮利率在調(diào)節(jié)市場經(jīng)濟(jì)運行中的天然作用，同時，從我國實際狀況出發(fā)，以市場為導(dǎo)向，推進(jìn)我國城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程、完善我國房地產(chǎn)市場監(jiān)管制度、實行有差別的住房抵押貸款政策等，促進(jìn)我國房地產(chǎn)市場健康、穩(wěn)定發(fā)展。 </p><p><b>　　參考文獻(xiàn) </b></p><p>　　[1]孔煜.利率與房價關(guān)系的認(rèn)識[J].