吳成軍

◆ 中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：金融在我國城市化進(jìn)程中起到至關(guān)重要的作用。本文首先分析了我國金融發(fā)展影響房地產(chǎn)價格的主要途徑。然后在模型框架下，證明在供給剛性的、潛在需求無限大的房地產(chǎn)市場上，金融發(fā)展可以使得購房者可獲得資源增加、房地產(chǎn)投資價值上升以及購房者對房地產(chǎn)投資價值的分歧程度加大，從而導(dǎo)致房地產(chǎn)價格上漲。文章使用2000~2005年金融相關(guān)率（M2/GDP）和全國房屋銷售價格指數(shù)（HPI）的季度數(shù)據(jù)，進(jìn)行了實證檢驗。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展 房地產(chǎn)價格 貨幣政策

近年來，我國房地產(chǎn)市場發(fā)展受到社會各界的廣泛關(guān)注。其中一個主要原因是房地產(chǎn)價格持續(xù)攀升。從全國來看，全國房屋銷售價格指數(shù)2000年平均值為101.1，2005年為107.6，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于同期居民消費價格指數(shù)。與此同時，這段時期也是金融發(fā)展最快的時期，從金融相關(guān)率看，M2與GDP的比率2000年為1.48，2005年為1.63，已經(jīng)接近甚至超過發(fā)達(dá)國家水平。那么，金融發(fā)展是否是影響房地產(chǎn)價格的重要因素？貨幣政策對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生怎樣的沖擊？本文對此進(jìn)行分析。

研究現(xiàn)狀綜述

（一）理論研究

Mark Carey（1990）建立了一個土地價格模型，來研究房地產(chǎn)的繁榮與金融的作用。模型強(qiáng)調(diào)，在假定土地供給固定的情況下，融資的難易程度對土地投資者行為，進(jìn)而對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生重要影響。武康平（2004）在房地產(chǎn)市場供給相對固定、商業(yè)銀行承擔(dān)兩類代理成本、央行實施價格管制、監(jiān)管當(dāng)局實施資產(chǎn)比例管理等制度背景下，構(gòu)建了房地產(chǎn)市場和金融市場的一般均衡模型。這個模型給出了我國房地產(chǎn)市場與金融市場的共生性存在內(nèi)在作用機(jī)制：房地產(chǎn)價格的上升，導(dǎo)致銀行信貸供給的增加；銀行信貸供給增加，導(dǎo)致房地產(chǎn)價格的增加。王維安（2005）建立了引入內(nèi)生貨幣供給的一般均衡模型，證明貨幣供給與房地產(chǎn)價格是互為因果的關(guān)系。綜上所述，這些理論模型揭示了金融發(fā)展與房地產(chǎn)市場發(fā)展的緊密關(guān)系，認(rèn)為金融與房地產(chǎn)價格之間是雙向因果關(guān)系。

（二）實證研究

李健飛（2005）使用1998~2004季度數(shù)據(jù)實證分析了銀行信貸對房地產(chǎn)價格的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：銀行信貸不是目前房價上漲的根源，宏觀經(jīng)濟(jì)拉動是房價和信貸增長的共同原因。豐雷（2002）對1990~1999年M2與房價關(guān)系進(jìn)行了初步定量分析，結(jié)果表明：貨幣與房價之間有強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系。胡健穎（2005）使用1990~2005季度數(shù)據(jù)證明我國房地產(chǎn)價格上升是由經(jīng)濟(jì)基本因素和投機(jī)成分共同驅(qū)動的，而前者起關(guān)鍵性作用，房地產(chǎn)總體泡沫成分不高?？偟脕碚f，上述實證研究主要從銀行信貸、經(jīng)濟(jì)增長、貨幣供應(yīng)量、泡沫等方面來分析房地產(chǎn)價格上漲的原因。

我國金融發(fā)展影響房地產(chǎn)價格的主要途徑

房地產(chǎn)信貸的迅猛發(fā)展，將居民對住房的潛在需求轉(zhuǎn)變?yōu)橛行枨?，推動了房地產(chǎn)價格的上漲。當(dāng)前我國銀行體系持有巨額的超額存款。在利潤最大化的目標(biāo)驅(qū)使下和降低不良貸款的重壓下，我國商業(yè)銀行必須為這些超額存款尋找收益較高、風(fēng)險較小的投資渠道，而房地產(chǎn)信貸正滿足這一要求。由于房地產(chǎn)市場貸款風(fēng)險相對較小，尤其是居民的住宅抵押貸款，以相應(yīng)的房地產(chǎn)產(chǎn)權(quán)作抵押，為銀行貸款的收回提供了必要的保障。因此，商業(yè)銀行有很強(qiáng)的激勵向房地產(chǎn)市場發(fā)放貸款。

由于股票市場價格呈下跌趨勢，產(chǎn)品市場通貨緊縮，金融市場更多的流動性進(jìn)入房地產(chǎn)市場，從而加劇房地產(chǎn)價格的上漲。本文利用2000年第1季度至2005年第3季度數(shù)據(jù)擬合了貨幣流動速度的趨勢線（見圖2）。通過比較實際值與擬合值可知，2001年第3季度至2004年第2季度貨幣流動速度與趨勢線之間存在較大的負(fù)缺口，表明這一時期M2的增加超過了名義GDP的增長，金融市場流動性過剩。圖1顯示CPI、全國房屋銷售價格指數(shù)和上海綜指的變化趨勢。從2001年第1季度開始，HPI走出與CPI和上海綜指相反趨勢：CPI與上海綜指同時下跌，而HPI快速上漲。這一現(xiàn)象幾乎與流動性過剩同時出現(xiàn)。這表明過剩流動性主要流入房地產(chǎn)市場，而且股票市場和產(chǎn)品市場的部分流動性也可能流入房地產(chǎn)市場，從而加劇房地產(chǎn)價格上漲。

大量海外資金涌入我國房地產(chǎn)市場，也是房地產(chǎn)價格上漲的重要原因。據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計，2004年房地產(chǎn)業(yè)新設(shè)立外商投資企業(yè)1767家，合同外資金額134.9億美元，實際使用外資金額59.5億美元，同比分別增長13.8%、48.1%和13.7%，各項增長指標(biāo)均超過全國利用外資平均增長幅度，房地產(chǎn)業(yè)連續(xù)三年成為全國第二大外商投資行業(yè)。按照資本逐利的本性推斷，海外資本已經(jīng)極大地滲入了我國房地產(chǎn)市場，并對我國經(jīng)濟(jì)特別是房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)造成了較為深刻的潛在影響。

模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明

根據(jù)Carey（1990）給出了一個供給固定的房地產(chǎn)價格決定模型。本文借鑒他的模型并結(jié)合武康平（2004）的金融市場與房地產(chǎn)市場的共生模型構(gòu)建一個房地產(chǎn)局部均衡模型，以房地產(chǎn)價格為因變量，金融相關(guān)率指標(biāo)（M2/GDP）為自變量，構(gòu)造如下基本模型：

LNHPIt =αLNFIRt+C+εt (1)

在方程（1）中，LNHPIt表示全國房屋銷售價格指數(shù)的季度數(shù)據(jù)，取對數(shù)值；LNFIRt表示每一季度的金融相關(guān)率，取對數(shù)值。其中FIR=M2/GDP，M2表示我國每一季度末廣義貨幣供應(yīng)量M2的存量數(shù)據(jù)，GDP為每一季度的名義數(shù)據(jù)。α、C為待估參數(shù)，εt為白噪聲。全國房屋銷售價格指數(shù)（HPI）來自國研網(wǎng)財經(jīng)數(shù)據(jù)；廣義貨幣供應(yīng)量M2來自中國人民銀行網(wǎng)站；GDP數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，為季度累計值，通過一階差分得到每一季度的數(shù)值。樣本區(qū)間為從2000年第1季度至2005年第3季度。所有數(shù)據(jù)運用X11進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。然后取對數(shù)。取對數(shù)的目的是降低模型異方差性，同時所估計系數(shù)即為彈性系數(shù)。

實證檢驗與分析

（一）單位根檢驗

變量之間存在協(xié)整關(guān)系、因果關(guān)系以及建立VAR模型的前提是所有變量都服從同階單位根過程，即變量~I（1）過程。常用的檢驗方法有Dickey-fuller檢驗（簡稱DF檢驗）和擴(kuò)展的Dickey-fuller檢驗（簡稱ADF檢驗）。本文采用ADF方法分別對變量的水平值和一階差分進(jìn)行單位根檢驗，檢驗形式含常數(shù)項，檢驗滯后項由SC準(zhǔn)則確定，結(jié)果見表1所示。LNHPI和LNFIR的檢驗值分別為0.867543和-1.098313，大于顯著性水平1%、5%和10%的臨界值，表明兩者均是非平穩(wěn)時間序列；而△LNHPI和△LM2均通過1%、5%和10%的顯著性水平檢驗，表明它們是一階單整，即~I（1）序列。

（二）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

上述模型設(shè)定和協(xié)整檢驗分析過程中，本文先驗的假定金融發(fā)展是導(dǎo)致房地產(chǎn)價格波動的原因，而不是相反。這種因果關(guān)系是否成立還需進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。考慮到在運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗時，滯后期長度對檢驗結(jié)果的精確度有很大影響，本文先根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）確定最優(yōu)滯后期。AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期為4期滯后，SC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期為1期滯后。表2給出了滯后1期和滯后4期的格蘭杰因果檢驗結(jié)果。

在滯后1期和滯后4期的條件下，LNHPI都不是LNFIR的格蘭杰原因，而在滯后1期時，LNFIR在90%置信水平上是LNHPI的格蘭杰原因，在滯后4期時，LNFIR在95%置信水平上是LNHPI的格蘭杰原因。因此，我國金融發(fā)展是房地產(chǎn)價格變化的格蘭杰原因，反之不成立。

結(jié)論

本文試圖解答金融發(fā)展是驅(qū)動房地產(chǎn)價格上升的極為重要的基本因素。并分析了近年來我國金融發(fā)展影響房地產(chǎn)價格的主要途徑：房地產(chǎn)信貸的迅猛發(fā)展，將居民對住房的潛在需求轉(zhuǎn)變?yōu)橛行枨?，推動了房地產(chǎn)價格的上漲。由于股票市場價格呈下跌趨勢，產(chǎn)品市場通貨緊縮，金融市場更多的流動性進(jìn)入了房地產(chǎn)市場，從而進(jìn)一步加劇了房地產(chǎn)價格的上漲。大量海外資金涌入我國房地產(chǎn)市場，也是房地產(chǎn)價格上漲的重要原因。

本文從金融在我國住房貨幣化、城市化進(jìn)程中所起的關(guān)鍵作用著手，構(gòu)建了一個簡化的局部均衡模型刻畫金融發(fā)展影響房地產(chǎn)價格的機(jī)制。模型揭示出，在供給剛性的房地產(chǎn)市場，高的金融發(fā)展水平對應(yīng)著高的房地產(chǎn)均衡價格水平。金融發(fā)展從三個方面影響購房者的購房行為，導(dǎo)致房地產(chǎn)均衡價格上漲：金融發(fā)展使得購房者可以獲得的銀行信貸資金增加，房地產(chǎn)均衡價格水平上漲；金融發(fā)展提高了所有購房者關(guān)于房地產(chǎn)保留價值的平均值，房地產(chǎn)均衡價格水平上漲；金融發(fā)展使得所有購房者擁有的銀行信貸資金大于房地產(chǎn)保留總價值的2倍時，購房者分歧程度加大，房地產(chǎn)均衡價格水平將趨于上漲。

參考文獻(xiàn)：

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3.王維安，賀聰.房地產(chǎn)價格與貨幣供求：經(jīng)驗事實和理論假說[J].財經(jīng)研究，2005(5)