房地產(chǎn)市場影響

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1998年以來，我國房地產(chǎn)市場進(jìn)入了新一輪的快速發(fā)展期，房地產(chǎn)投資和房地產(chǎn)價格持續(xù)上漲，房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為帶動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)，其快速發(fā)展有力推動了整個國民經(jīng)濟(jì)的增長。但同時，不斷攀高的房地產(chǎn)價格可能導(dǎo)致房地產(chǎn)市場泡沫的出現(xiàn)，危害我國房地產(chǎn)市場以及整個國民經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。針對房地產(chǎn)市場持續(xù)過熱的狀況，自2004年起，國務(wù)院相繼出臺了多個引導(dǎo)和調(diào)控房地產(chǎn)市場發(fā)展的文件，并通過多次加息及提高存款準(zhǔn)備金率緊縮銀根，以減少流入房地產(chǎn)市場的資金量，抑制房地產(chǎn)市場過熱的勢頭。那么，這些措施對我國房地產(chǎn)市場的調(diào)控是否有效呢？本文選取了2004年1月到2006年11月的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，以期得出可供參考的結(jié)論。

一、實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

（一）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)均來自WIND數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理使用Eviews5.1軟件。文章旨在檢驗(yàn)我國貨幣政策的實(shí)施對房地產(chǎn)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(chǎn)市場方面，選用了房地產(chǎn)投資額Y作為研究對象。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)—ADF檢驗(yàn)

為避免非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量在回歸分析時帶來的偽回歸問題，本文對上述經(jīng)濟(jì)變量采取ADF檢驗(yàn)，分析各個變量是否具有平穩(wěn)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(guān)的影響。

（三）Engle—Granger協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

對于非平穩(wěn)的時間序列，如果以差分方法使其變?yōu)槠椒€(wěn)，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(xié)整檢驗(yàn)提供了一種檢驗(yàn)變量間是否有長期均衡穩(wěn)定關(guān)系的方法。對雙變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)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(jì)下列方程：

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

（四）誤差修正模型

根據(jù)Granger定理，有協(xié)整關(guān)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(tài)影響關(guān)系。通過差分把非平穩(wěn)序列變換為平穩(wěn)序列時，不僅經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系的長期信息會喪失，還會導(dǎo)致回歸模型的序列相關(guān)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(guān)系的長期動態(tài)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(guān)系對長期均衡的偏離或誤差，是“誤差修正項(xiàng)”；a=β2-1是修正系數(shù)，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(shù)a通常小于0，這就意味著當(dāng)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(fù)向波動，反之如有負(fù)的誤差時，et-1會增加Y的正向波動或減少負(fù)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(shù)

在統(tǒng)計(jì)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(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

本文采用Granger雙變量因果關(guān)系檢驗(yàn)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(yīng)量與房地產(chǎn)投資額之間的因果關(guān)系。Granger檢驗(yàn)假定有關(guān)Y和X每一變量預(yù)測的信息全部包含在這些變量的時間序列中，要求估計(jì)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(guān)，如果X的系數(shù)顯著異于零，則說明有X到Y(jié)的單向因果關(guān)系，即變量X引致Y，同樣的道理，在模型（2）中，若Y的系數(shù)顯著異于零，說明有Y到X的單向因果關(guān)系，如果兩者都顯著異于零，則說明變量Y、X有雙向因果關(guān)系。

二、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

（一）ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表1是對房地產(chǎn)投資額與不同層次貨幣供應(yīng)量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)的結(jié)果。從表中可以看出，房地產(chǎn)投資額與M0、M1、M2的水平序列均沒有通過數(shù)據(jù)平穩(wěn)的H0假設(shè)，是不平穩(wěn)的，而一階差分序列通過了H0假設(shè)，是平穩(wěn)的，因此這些經(jīng)濟(jì)變量的時間序列都是一階單整的，可以進(jìn)行變量間的協(xié)整檢驗(yàn)。

表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量

ADF檢驗(yàn)值

檢驗(yàn)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(yàn)形式（C，T，K）分別表示單位根檢驗(yàn)方程常數(shù)項(xiàng)、時間趨勢和滯后階數(shù)，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(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明，投資額與M0、M1、M2之間存在協(xié)整關(guān)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(xié)整方程，即變量間長期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，貨幣供給量與房地產(chǎn)投資額之間存在協(xié)整關(guān)系，貨幣供給量與房地產(chǎn)投資額正相關(guān)，擴(kuò)張的貨幣政策能夠推動房地產(chǎn)投資額的增加，緊縮的貨幣政策能減少房地產(chǎn)投資額，貨幣供給量對房地產(chǎn)投資有重要影響，房地產(chǎn)投資受資金約束較強(qiáng)。

（三）誤差修正模型

采用EVIEWS5.1軟件，可以得到相應(yīng)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(xié)整方程描述了變量間的長期關(guān)系，誤差修正模型描述了變量之間的短期關(guān)系。誤差修正模型可以確定變量間相互調(diào)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(chǎn)投資變化1.047%，誤差修正系數(shù)為-0.516992，符合反向調(diào)整機(jī)制，當(dāng)期短期波動與長期均衡的偏離有51.7%會在下期得以調(diào)整。如果M1變化1%，會引起房地產(chǎn)投資變化1.448%，誤差修正系數(shù)為-0.389285，符合反向調(diào)整機(jī)制，當(dāng)期短期波動與長期均衡的偏離有38.9%會在下期得以調(diào)整。如果M2變化1%，會引起房地產(chǎn)投資變化0.3%，誤差修正系數(shù)為-0.435178，符合反向調(diào)整機(jī)制，當(dāng)期短期波動與長期均衡的偏離有43.5%會在下期得以調(diào)整。因此，我國房地產(chǎn)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(yīng)影響房地產(chǎn)市場的投資額。

但是，需引起注意的是，當(dāng)M2變化時，會引起房地產(chǎn)投資額發(fā)生反向變化。為什么會出現(xiàn)這種情況？這與我國目前房地產(chǎn)市場的供求狀況有關(guān)。在供給方面，受政策因素影響，土地投放量減少導(dǎo)致房地產(chǎn)企業(yè)的拿地成本大幅提高，從而使市場的房地產(chǎn)供給減少；提高準(zhǔn)備金率、加息等一系列宏觀調(diào)控措施以及緊縮信貸政策的出臺，也增加了用于房地產(chǎn)開發(fā)的資金成本，而這些增加的成本必然要轉(zhuǎn)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(jié)構(gòu)以及傳統(tǒng)習(xí)慣等復(fù)雜因素的影響，國內(nèi)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(qiáng)勁，而且這種需求具有剛性，政府對剛性需求的調(diào)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(xù)難辦而放棄買房和辦理住房貸款的，這就好比“春運(yùn)”期間老百姓是不會由于客運(yùn)票價上浮而不回鄉(xiāng)探親。因此，在宏觀調(diào)控的作用下，房地產(chǎn)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(chǎn)的投資收益可觀，財(cái)富效應(yīng)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(zhuǎn)投到房地產(chǎn)市場。而房屋預(yù)售制的存在使得開發(fā)商有了大量的資金用于房地產(chǎn)開發(fā)，房地產(chǎn)投資額持續(xù)上升。

（四）Granger檢驗(yàn)

對經(jīng)濟(jì)變量兩兩進(jìn)行Granger檢驗(yàn)的結(jié)果如表所示：

表2因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

零假設(shè)

樣本數(shù)

F統(tǒng)計(jì)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(shè)

樣本數(shù)

F統(tǒng)計(jì)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(shè)

樣本數(shù)

F統(tǒng)計(jì)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(yàn)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(yīng)量與房地產(chǎn)投資額之間存在因果關(guān)系，相互影響，形成一個復(fù)雜的循環(huán)。即一方面，貨幣供應(yīng)量的變化會引起房地產(chǎn)市場資金的變化，另一方面，房地產(chǎn)市場資金的變化也會引起貨幣供應(yīng)量的變化，這表明貨幣政策和房地產(chǎn)市場之間存在一定的互動關(guān)系。

三、政策建議

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

第一，控制住房貸款規(guī)模和結(jié)構(gòu)。貨幣供給量的較快增長會導(dǎo)致住房貸款的增加，從而增強(qiáng)對房地產(chǎn)開發(fā)的投資需求和投機(jī)需求。特別是住房貸款門檻限制的降低，會刺激投機(jī)需求，引發(fā)房地產(chǎn)價格的新一輪攀升。因此，監(jiān)管部門必須加強(qiáng)對住房貸款數(shù)量和結(jié)構(gòu)的控制，抑制房地產(chǎn)的投機(jī)性需求，提高住房貸款的質(zhì)量，這樣既可以抑制房地產(chǎn)市場的過熱，也可以降低貸款風(fēng)險(xiǎn)。

第二，要加強(qiáng)“窗口指導(dǎo)”，建立和完善房地產(chǎn)市場的預(yù)警和統(tǒng)計(jì)指標(biāo)體系，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)信貸流向，避免信貸資金過度集中于房地產(chǎn)市場。應(yīng)加強(qiáng)房地產(chǎn)信息的統(tǒng)計(jì)、處理和公示制度，建立和完善科學(xué)的預(yù)警與監(jiān)測體系。一方面，要定期公布當(dāng)?shù)厣唐贩块_發(fā)投資、新開工、竣工、銷售、空置等信息，為開發(fā)商提供市場供求信息，引導(dǎo)開發(fā)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(dǎo)消費(fèi)投資趨向理性，普及公眾的風(fēng)險(xiǎn)意識，促進(jìn)房地產(chǎn)市場有序健康發(fā)展。

第三，調(diào)整住房供應(yīng)結(jié)構(gòu)，加大中低價住房的供給。我國住房市場存在較為嚴(yán)重的住房供給結(jié)構(gòu)不合理的現(xiàn)象，表現(xiàn)為中高檔住房開發(fā)過多，而適應(yīng)一般老百姓消費(fèi)能力的中低檔住房供給太少，雖然這可以通過市場自發(fā)調(diào)整得以改變，但這一過程很長，政府可通過經(jīng)濟(jì)手段和改變市場規(guī)則等方式進(jìn)行調(diào)整。經(jīng)濟(jì)手段主要有稅收和貨幣手段，如對不同用途的開發(fā)項(xiàng)目實(shí)施不同的稅收標(biāo)準(zhǔn)，對高檔住房征收較高稅率的消費(fèi)稅和土地增值稅，對低檔房則不征收消費(fèi)稅和土地增值稅。改變市場規(guī)則的手段如嚴(yán)格實(shí)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(fā)商囤積土地的現(xiàn)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(fā)成本。

第四，改善投資環(huán)境，拓展投資渠道。當(dāng)前，投資渠道不暢，事業(yè)投資收益率低，是資本紛紛卷入投機(jī)市場、民間資本大量外逃的根本原因。我國投資環(huán)境亟待改進(jìn)，政府的政策應(yīng)著力于優(yōu)化投資環(huán)境、規(guī)范市場秩序、完善公共服務(wù)，減少與民爭利的政府投資，為社會資本創(chuàng)造更多的投資機(jī)會。同時，積極發(fā)展股票市場、債券市場等間接融資市場，通過規(guī)范上市企業(yè)以及證券商的行為、加大信息公布的透明度、保護(hù)中小投資者的合法權(quán)益等措施，讓其他投資領(lǐng)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(chǎn)市場內(nèi)充斥的投機(jī)資本，減輕房地產(chǎn)市場的調(diào)控壓力。

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