房地產市場影響

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1998年以來，我國房地產市場進入了新一輪的快速發展期，房地產投資和房地產價格持續上漲，房地產業已經成為帶動我國經濟發展的支柱產業，其快速發展有力推動了整個國民經濟的增長。但同時，不斷攀高的房地產價格可能導致房地產市場泡沫的出現，危害我國房地產市場以及整個國民經濟的健康發展。針對房地產市場持續過熱的狀況，自2004年起，國務院相繼出臺了多個引導和調控房地產市場發展的文件，并通過多次加息及提高存款準備金率緊縮銀根，以減少流入房地產市場的資金量，抑制房地產市場過熱的勢頭。那么，這些措施對我國房地產市場的調控是否有效呢？本文選取了2004年1月到2006年11月的數據進行實證研究，以期得出可供參考的結論。

一、實證檢驗模型

（一）數據說明

本文數據均來自WIND數據庫，數據處理使用Eviews5.1軟件。文章旨在檢驗我國貨幣政策的實施對房地產市場的影響，因此，在貨幣政策方面，選用了不同層次的貨幣供給量M0、M1、M2作為研究對象；在房地產市場方面，選用了房地產投資額Y作為研究對象。

（二）數據平穩性檢驗—ADF檢驗

為避免非平穩的經濟變量在回歸分析時帶來的偽回歸問題，本文對上述經濟變量采取ADF檢驗，分析各個變量是否具有平穩性，ADF的回歸方程式為：

其中，△Yt為變量的一階差分，t是時間變量，△Yt-i用以消除變量自相關的影響。

（三）Engle—Granger協整檢驗模型

對于非平穩的時間序列，如果以差分方法使其變為平穩，會使隱含在其中的長期信息丟失，回歸分析會失效或降低價值，協整檢驗提供了一種檢驗變量間是否有長期均衡穩定關系的方法。對雙變量進行協整檢驗時，一般采用的是Engel和Granger的二階段分析法。

首先用OLS方法估計下列方程：

然后用ADF檢驗εt的平穩性，如果為平穩序列，則YtXt是（1，1）階協整的，如果是一階單整，則YtXt是（2，1）階協整的，以此類推。

（四）誤差修正模型

根據Granger定理，有協整關系的變量之間一定存在誤差修正模型，它反映了變量之間的短期動態影響關系。通過差分把非平穩序列變換為平穩序列時，不僅經濟變量關系的長期信息會喪失，還會導致回歸模型的序列相關性，使回歸分析失效。而誤差修正模型則可以克服這些問題，不僅能夠保留變量關系的長期動態信息，而且能夠保證回歸分析的有效性。

對于一個ARDL（1，1）模型：

代表的是兩個變量之間關系對長期均衡的偏離或誤差，是“誤差修正項”；a=β2-1是修正系數，反映Y對均衡偏離的修正速度；△Yt代表被解釋變量的短期波動，△Xt為解釋變量的短期波動，該模型意味著，被解釋變量Y的短期波動可以由解釋變量X的短期波動和兩個變量長期均衡的誤差et-1兩部分來解釋。通常β2是小于1的，因此修正系數a通常小于0，這就意味著當前一期X對Y解釋不足，有正的誤差時，et-1會減少Y的正向波動或增加負向波動，反之如有負的誤差時，et-1會增加Y的正向波動或減少負向波動，可以看出，該模型有一種對前期誤差的自動修正作用。同時，如果修正系數

在統計上是顯著的，我們就可以知道Y在一個時期里的失衡有多大的比例可以在下一期得到糾正。

（五）Granger因果關系檢驗模型

本文采用Granger雙變量因果關系檢驗法，建立二元變量自回歸模型以分別探討我國不同層次貨幣供應量與房地產投資額之間的因果關系。Granger檢驗假定有關Y和X每一變量預測的信息全部包含在這些變量的時間序列中，要求估計以下的回歸：

其中，X和Y分別表示兩個不同的變量，在模型（1）中，假定Y與其自身以及X的過去值有關，如果X的系數顯著異于零，則說明有X到Y的單向因果關系，即變量X引致Y，同樣的道理，在模型（2）中，若Y的系數顯著異于零，說明有Y到X的單向因果關系，如果兩者都顯著異于零，則說明變量Y、X有雙向因果關系。

二、檢驗結果與分析

（一）ADF檢驗結果

表1是對房地產投資額與不同層次貨幣供應量進行ADF檢驗的結果。從表中可以看出，房地產投資額與M0、M1、M2的水平序列均沒有通過數據平穩的H0假設，是不平穩的，而一階差分序列通過了H0假設，是平穩的，因此這些經濟變量的時間序列都是一階單整的，可以進行變量間的協整檢驗。

表1ADF檢驗結果

變量

ADF檢驗值

檢驗類型（C，T，N）

臨界值

Y

-2.383748

（C，N，0）

M0

-0.879882

（C，N，0）

M1

0.603866

（C，N，0）

M2

0.327916

（C，N，0）

△Y

-6.320815

（C，N，0）

△M0

-7.062382

（C，N，0）

△M1

-9.227762

（C，N，0）

△M2

-5.964672

（C，N，0）

注：檢驗形式（C，T，K）分別表示單位根檢驗方程常數項、時間趨勢和滯后階數，N指不包括時間趨勢；﹡﹡表示臨界值是在5%顯著水平下得到的。

（二）協整檢驗結果

協整檢驗的結果表明，投資額與M0、M1、M2之間存在協整關系。

Y=-10324.63+0.824750M0（1）

（2.378530）

Y=-12426.17+0.203323M1（2）

（3.365515）

Y=-5431.810+0.047464M2

（2.475597）（3）

方程（1）至（3）為兩變量間的協整方程，即變量間長期均衡關系。協整檢驗結果表明，貨幣供給量與房地產投資額之間存在協整關系，貨幣供給量與房地產投資額正相關，擴張的貨幣政策能夠推動房地產投資額的增加，緊縮的貨幣政策能減少房地產投資額，貨幣供給量對房地產投資有重要影響，房地產投資受資金約束較強。

（三）誤差修正模型

采用EVIEWS5.1軟件，可以得到相應的誤差修正模型：

△Y=-67.50149+1.046664△M0-0.516992et-1

△Y=-1593.993+1.448276△M1-0.389285et-1

△Y=-1269.818-0.299699△M2-0.435178et-1

協整方程描述了變量間的長期關系，誤差修正模型描述了變量之間的短期關系。誤差修正模型可以確定變量間相互調整速度和短期互動影響力。

從模型中可以看出，如果M0變化1%，會引起房地產投資變化1.047%，誤差修正系數為-0.516992，符合反向調整機制，當期短期波動與長期均衡的偏離有51.7%會在下期得以調整。如果M1變化1%，會引起房地產投資變化1.448%，誤差修正系數為-0.389285，符合反向調整機制，當期短期波動與長期均衡的偏離有38.9%會在下期得以調整。如果M2變化1%，會引起房地產投資變化0.3%，誤差修正系數為-0.435178，符合反向調整機制，當期短期波動與長期均衡的偏離有43.5%會在下期得以調整。因此，我國房地產市場對貨幣供給量的變化是敏感的，貨幣供給量的變化通過直接的資金效應影響房地產市場的投資額。

但是，需引起注意的是，當M2變化時，會引起房地產投資額發生反向變化。為什么會出現這種情況？這與我國目前房地產市場的供求狀況有關。在供給方面，受政策因素影響，土地投放量減少導致房地產企業的拿地成本大幅提高，從而使市場的房地產供給減少；提高準備金率、加息等一系列宏觀調控措施以及緊縮信貸政策的出臺，也增加了用于房地產開發的資金成本，而這些增加的成本必然要轉嫁到購買者身上。在需求方面，投資性購房并不是購房的主要動力。受中國人口結構以及傳統習慣等復雜因素的影響，國內老百姓購房主要是為了解決自住需要，因此，對自住性住房的需求非常強勁，而且這種需求具有剛性，政府對剛性需求的調整是沒有意義的，老百姓在很多時候是不會由于貸款利息增加、貸款手續難辦而放棄買房和辦理住房貸款的，這就好比“春運”期間老百姓是不會由于客運票價上浮而不回鄉探親。因此，在宏觀調控的作用下，房地產市場的供給下降得更快，而需求則下降得有限，房價以比原來更快的速度上漲，房地產的投資收益可觀，財富效應吸引大批投資者將原本投資于股票、債券等其他金融市場工具的資金轉投到房地產市場。而房屋預售制的存在使得開發商有了大量的資金用于房地產開發，房地產投資額持續上升。

（四）Granger檢驗

對經濟變量兩兩進行Granger檢驗的結果如表所示：

表2因果關系檢驗結果

零假設

樣本數

F統計量

概率

M0不是Y的Granger原因

32

3.35998

0.04977

Y不是M0的Granger原因

32

15.3502

3.5E-05

零假設

樣本數

F統計量

概率

M1不是Y的Granger原因

32

4.39606

0.02225

Y不是M1的Granger原因

32

0.38427

0.68461

零假設

樣本數

F統計量

概率

M2不是Y的Granger原因

32

5.62080

0.00910

Y不是M2的Granger原因

32

3.27780

0.05316

通過因果檢驗可以看出，M0、M1、M2均為引致Y變化的Granger原因，而Y是引致M0變化的Granger原因，因此，在Granger意義上，貨幣供應量與房地產投資額之間存在因果關系，相互影響，形成一個復雜的循環。即一方面，貨幣供應量的變化會引起房地產市場資金的變化，另一方面，房地產市場資金的變化也會引起貨幣供應量的變化，這表明貨幣政策和房地產市場之間存在一定的互動關系。

三、政策建議

從以上的實證分析可以得出，貨幣供給量是影響房地產投資的主要原因之一。因此可以通過實施適宜的貨幣政策對房地產市場進行宏觀調控。由于在長期中貨幣供給量對房地產投資具有正向影響，緊縮性的貨幣政策可以抑制房地產投資的過快增長，而穩定的貨幣供應增長可以避免房地產價格和投資增長過快，有效穩定房地產市場。同時，受中國特殊國情的影響，在短期內，貨幣政策實施的效果出現了一定程度的背離，因此，除了通過實施貨幣政策進行宏觀調控外，國家還有必要采取適當的輔助措施，以強化貨幣政策的實施效果。具體而言，有如下幾點：

第一，控制住房貸款規模和結構。貨幣供給量的較快增長會導致住房貸款的增加，從而增強對房地產開發的投資需求和投機需求。特別是住房貸款門檻限制的降低，會刺激投機需求，引發房地產價格的新一輪攀升。因此，監管部門必須加強對住房貸款數量和結構的控制，抑制房地產的投機性需求，提高住房貸款的質量，這樣既可以抑制房地產市場的過熱，也可以降低貸款風險。

第二，要加強“窗口指導”，建立和完善房地產市場的預警和統計指標體系，引導金融機構信貸流向，避免信貸資金過度集中于房地產市場。應加強房地產信息的統計、處理和公示制度，建立和完善科學的預警與監測體系。一方面，要定期公布當地商品房開發投資、新開工、竣工、銷售、空置等信息，為開發商提供市場供求信息，引導開發適銷對路的商品房；另一方面，通過信息披露、政策解釋和問題剖析，引導消費投資趨向理性，普及公眾的風險意識，促進房地產市場有序健康發展。

第三，調整住房供應結構，加大中低價住房的供給。我國住房市場存在較為嚴重的住房供給結構不合理的現象，表現為中高檔住房開發過多，而適應一般老百姓消費能力的中低檔住房供給太少，雖然這可以通過市場自發調整得以改變，但這一過程很長，政府可通過經濟手段和改變市場規則等方式進行調整。經濟手段主要有稅收和貨幣手段，如對不同用途的開發項目實施不同的稅收標準，對高檔住房征收較高稅率的消費稅和土地增值稅，對低檔房則不征收消費稅和土地增值稅。改變市場規則的手段如嚴格實施土地荒廢兩年后可以被土地主管部門無償收回的政策，以解決開發商囤積土地的現象；將一次性收取的土地出讓金改為分年度收取，以降低住房開發成本。

第四，改善投資環境，拓展投資渠道。當前，投資渠道不暢，事業投資收益率低，是資本紛紛卷入投機市場、民間資本大量外逃的根本原因。我國投資環境亟待改進，政府的政策應著力于優化投資環境、規范市場秩序、完善公共服務，減少與民爭利的政府投資，為社會資本創造更多的投資機會。同時，積極發展股票市場、債券市場等間接融資市場，通過規范上市企業以及證券商的行為、加大信息公布的透明度、保護中小投資者的合法權益等措施，讓其他投資領域重新成為各種投資者所接受的投資渠道，從而分流房地產市場內充斥的投機資本，減輕房地產市場的調控壓力。

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