羿建華，孫 健，郭 峰

（1.山東大學 經(jīng)濟學院，濟南 250100；2.濟南大學 經(jīng)濟學院，濟南 250010；3.中國人民銀行 濟南分行，濟南 250010）

0 引言

自房地產(chǎn)改革以來，中國的經(jīng)濟體制已經(jīng)發(fā)生了深刻變化，房地產(chǎn)市場貨幣化、市場化必然對現(xiàn)行的貨幣政策形成沖擊。通過對房地產(chǎn)周期、金融周期以及經(jīng)濟周期觀察發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)周期與金融周期走勢一致，但是金融周期與經(jīng)濟走勢關系不密切。對于該問題，理論界和社會上對我國金融周期的走勢特點進行了分析和解釋，但是對其影響機制缺乏系統(tǒng)分析?，F(xiàn)有文獻對我國金融周期與房地產(chǎn)周期、經(jīng)濟周期互動關系的理論分析和波動測算的分析相對較少，本文擬對我國金融周期與房地產(chǎn)周期、經(jīng)濟周期的互動關系進行系統(tǒng)的理論分析，然后利用HP濾波法測算我國周期波動水平，實證分析金融周期與房地產(chǎn)周期、經(jīng)濟周期之間的波動關系。

1 理論模型

1.1 房地產(chǎn)周期與經(jīng)濟周期、金融周期模型

本文借鑒Carey(1990)and Wheaton(1999)的研究，構(gòu)建房地產(chǎn)周期與金融周期的理論分析框架。房地產(chǎn)的供應在短期內(nèi)固定，從長遠來看可以逐步調(diào)整。銀行業(yè)的貸款規(guī)模主要是基于房地產(chǎn)抵押品的價值。房地產(chǎn)價格根據(jù)未來回報的預期以及其他資產(chǎn)價格，并可以根據(jù)市場情況的變化迅速調(diào)整。因此，房地產(chǎn)價格對經(jīng)濟沖擊的反應相當迅速，而房地產(chǎn)交易量反應較慢。影響房地產(chǎn)周期的作用機制主要包括兩方面：一方面，外部商業(yè)周期的沖擊——如產(chǎn)出、通貨膨脹率和利率的波動，從而影響了房地產(chǎn)價格；另一方面，也有內(nèi)在的房地產(chǎn)市場的特點，往往會放大這些外生沖擊，造成生產(chǎn)過剩的性質(zhì)和產(chǎn)生內(nèi)源性周期。這兩種類型的房地產(chǎn)周期可能會共存，各部門和地區(qū)的相對重要性可能會有所不同。

房地產(chǎn)市場泡沫的形成過程可能主要通過兩個渠道，一個可能的渠道是通過銀行的貸款態(tài)度的變化，利率市場化、金融市場發(fā)展水平的提高將導致貸款機構(gòu)競爭加劇，最終導致貸款擴張。由于新增貸款多增，住房需求者可用資金增加，從而導致房地產(chǎn)價格攀升。然而，當房價泡沫破裂時和新的建設不能被吸收的市場供應，房地產(chǎn)價格將下降。當銀行信貸對房地產(chǎn)價值的敏感度較高時，這樣的周期運動往往被放大，在房地產(chǎn)出現(xiàn)繁榮后出現(xiàn)大蕭條的現(xiàn)象。

從我國情況看，隨著房地產(chǎn)貸款需求增長，商業(yè)銀行房地產(chǎn)貸款增加；個人獲得貸款后，購買住房地產(chǎn)，將資金轉(zhuǎn)到開發(fā)商賬戶，房地產(chǎn)企業(yè)獲得貸款后擴大房地產(chǎn)投資，從而形成新的貸款需求。從貨幣供給的結(jié)構(gòu)變化看，信貸增長成為貨幣供給的主要渠道，因此房地產(chǎn)貸款的增加會對貨幣供給產(chǎn)生直接影響。

1.2 房地產(chǎn)貨幣化與貨幣供給

房地產(chǎn)可交易以及房地產(chǎn)市場的形成，也會對貨幣供給產(chǎn)生重要影響。借助貨幣化這一概念，可以有效解釋超額貨幣現(xiàn)象。如果我們假定流通速度為常數(shù)，貨幣供給增長既需要滿足經(jīng)濟增長的需要，同時還需要滿足房地產(chǎn)貨幣化部分的資金需求。只有當貨幣供給的增長率大于收入增長率和房地產(chǎn)貨幣化進程的增長率之和時，普通商品物價水平才會上漲。

將貨幣需求寫成兩部分，其中一部分代表房地產(chǎn)商品和房地產(chǎn)價格，一部分為非房地產(chǎn)商品需求，具體如下:

交易方程式的修正形式如下：

其中，M為貨幣供給量，V為貨幣流動速度，P*為房地產(chǎn)價格，T*為房地產(chǎn)交易量，P為普通商品價格指數(shù)（不包括房地產(chǎn)），Q為普通商品交易量（不包括房地產(chǎn)）。

房地產(chǎn)市場發(fā)展，從兩方面影響貨幣總量。一方面，涉及作為交易媒介的貨幣，房地產(chǎn)市場的交易的增多，尤其是二手房交易市場的形成，提高了房地產(chǎn)資產(chǎn)的流動性，派生了用于房地產(chǎn)交易的貨幣需求；另一方面，房地產(chǎn)市場的交易，個人及企業(yè)都主要依靠銀行融資，如居民按揭貸款、房地產(chǎn)開發(fā)貸款等方式，在房地產(chǎn)市場化的進程中，通過放貸創(chuàng)造出大量的新增貨幣供給。此外，房地產(chǎn)市場化，改變了居民儲蓄行為，隨著房地產(chǎn)貨幣化進程的推進，居民為了購置房產(chǎn)提高了儲蓄水平，從而增加了貨幣的供應。政府在房地產(chǎn)開發(fā)過程中，通過土地出讓，增加了政府財力，提高了政府基礎設施建設和民生領域投資，促進了經(jīng)濟的發(fā)展，導致貨幣需求的擴張。

從購房貨幣需求看，可以將購房需求分為兩部分，一部分是投資投機需求，一部分是購房交易需求。購房貨幣需求如下：

其中，Ma表示房地產(chǎn)交易所派生的貨幣需求，Qh表示房地產(chǎn)成交額；Mb是房地產(chǎn)投資派生的貨幣需求，EPhs為未來房地產(chǎn)預期價格，HR為房屋租金水平，房地產(chǎn)投資投機需求主要取決于房地產(chǎn)預期價格EPhs以及房租回報HR；房地產(chǎn)交易的總需求為Mhs。

聯(lián)立方程（1）和（2），可得：

其中P*為平均房價水平，T*表示房產(chǎn)交易量。

從方程(3)可以看出，在非房地產(chǎn)類產(chǎn)品交易市場穩(wěn)步增長的情況下，隨著貨幣供應量M的快速增加，房地產(chǎn)價格將隨之上升；相反,若貨幣供應量M快速減少，則房地產(chǎn)價格也將隨之下降。

根據(jù)以上分析，可以得到理論假說：貨幣供應量增加將推動房地產(chǎn)需求及價格上行，貨幣供應量增速放緩促使房地產(chǎn)市場量價上漲趨勢減弱，從而導致房地產(chǎn)周期與金融周期相關性較強。而房地產(chǎn)市場化進程中，經(jīng)濟周期與金融周期的相關性可能較弱。

2 計量模型設定和數(shù)據(jù)說明

2.1 HP濾波

λ的選擇十分關鍵，即既保證時間趨勢光滑，又保證波動不能過大。對于季度數(shù)據(jù)，通常選取λ=1600更為合適。

2.2 計量模型設定

按照理論分析，經(jīng)濟周期、金融周期以及房地產(chǎn)周期可能存在一定的相關關系，本文選用向量自回歸模型（VAR）和向量誤差修正模型（VEC）對兩個時序變化變量的長期變動關系進行分析。建立VAR計量模型如下：

上式中Yt指的是經(jīng)濟增長波動HP_GDPt、貨幣供給波動HP_M2t以及房地產(chǎn)價格波動HSt3個變量組成的向量矩陣，即 Yt=（HP_GDPt,HP_M2t；HSt），a為常數(shù)項，βp為待估計的參數(shù)，εt為誤差向量，p代表滯后階數(shù)。

2.3 樣本選取及數(shù)據(jù)說明

本文采用中國1999～2013年第2季度的時間序列數(shù)據(jù)為實證研究的樣本，所用數(shù)據(jù)主要來自wind數(shù)據(jù)庫。

為了計算我國經(jīng)濟周期的波動，本文選用我國季度GDP增速數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟周期的衡量指標，金融周期的衡量，選用M2余額增速作為衡量指標，M2指標與我國融資結(jié)構(gòu)特點和金融宏觀調(diào)控方式相適應，是公認的判斷金融周期指標；對于房地產(chǎn)周期的衡量，由于全面衡量房地產(chǎn)周期水平為困難，因此本文選用房地產(chǎn)銷售額增速作為房地產(chǎn)周期的衡量指標，并用房地產(chǎn)銷售面積增速作為替代指標，進行穩(wěn)健性檢驗。各變量的的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 經(jīng)濟、金融與房地產(chǎn)數(shù)據(jù)統(tǒng)計性描述

為了直觀地觀察金融周期、經(jīng)濟周期與房地產(chǎn)周期的密切程度，我們首先建立金融周期指標、經(jīng)濟周期指標和房地產(chǎn)周期指標的相關系數(shù)矩陣（見表2）。表2的結(jié)果表明兩層含義：一是金融周期與經(jīng)濟周期指標的相關系數(shù)為0.0414，相關性較低；二是金融周期與房地產(chǎn)周期指標的相關系數(shù)為0.4562，存在顯著相關性。

表2 經(jīng)濟、金融與房地產(chǎn)指標相關性

表2表明，金融周期與房地產(chǎn)周期呈現(xiàn)出正相關的關系，即貨幣供應量的增長率越高，住房銷售面積增長越快，經(jīng)濟增長率與貨幣增長供應量增長率相關關系較低。，初步驗證了我們的理論假設，為了保證結(jié)論的可靠性，本文將對金融周期與房地產(chǎn)周期、經(jīng)濟周期之間的相關關系進行計量分析。

3 計量結(jié)果及分析

3.1 周期波動水平測算

運用HP濾波法消除趨勢項觀察貨幣供應量增長率、房地產(chǎn)銷售額增長率以及經(jīng)濟增長率的波動水平。我們可以發(fā)現(xiàn)我國貨幣供應量、房地產(chǎn)銷售額以及經(jīng)濟增長率的波動水平呈現(xiàn)以下特征：一是經(jīng)濟增長率波動水平波動最小，二是貨幣供應量波動水平高于經(jīng)濟波動；三是房地產(chǎn)市場銷售額增長率不同時間波動較大，并且，房地產(chǎn)銷售面積增長率波動水平高于房地產(chǎn)銷售額，呈現(xiàn)明顯的周期性特征。

表3 經(jīng)濟波動、金融波動與房地產(chǎn)波動統(tǒng)計性描述

3.2 VAR模型實證分析

3.2.1 單位根檢驗

本 文 采 用 Kwiatkowski，Phillips，Schmidt and Shin（1992）提出的平穩(wěn)性檢驗方法（KPSS），對波動指標HP_vm2_1、HP_vgdp_1和HP_vhs_1進行了單位根檢驗。檢驗結(jié)構(gòu)表明，波動指標HP_vm2_1、HP_vgdp_1和HP_vhs_1在5%的水平下接受“平穩(wěn)序列”的原假設，即認為不存在單位根。

3.2.2 選取滯后階數(shù)

首先，根據(jù)信息準則，估計VAR系統(tǒng)的階數(shù)。根據(jù)HQIC和SBIC信息準則，按最小值原則，最優(yōu)滯后階數(shù)皆為1，因此選用VAR（1）模型進行分析。

表4 滯后階數(shù)檢驗

3.2.3 估計VAR（1）模型

模型4表明，貨幣供應量波動受過去貨幣供應量、經(jīng)濟增長水平、房地產(chǎn)銷售額波動的影響。經(jīng)濟增長水平波動指標L.HP_vgdp_1的回歸系數(shù)為-0.881，表明經(jīng)濟的波動與貨幣供應量波動存在負相關關系，并且回歸系數(shù)在5%的水平顯著，表明經(jīng)濟周期的波動與金融周期波動之間的關系較為顯著；房地產(chǎn)波動指標L.HP_vhs_1的符號為正，表明房地產(chǎn)銷售額波動提高了貨幣供應量波動水平，并且估計系數(shù)顯著不為0，表明房地產(chǎn)周期波動對金融周期波動有著顯著影響。

模型5中，貨幣供應量波動指標、房地產(chǎn)波動指標不顯著，表明貨幣供應量波動、房地產(chǎn)波動對經(jīng)濟增長波動沒有產(chǎn)生顯著地影響。經(jīng)濟增長指標的滯后項系數(shù)為正，且顯著不為0，說明經(jīng)濟增長與上期經(jīng)濟增長有著顯著關系。

在模型6，考察的是貨幣供應量的變動、經(jīng)濟變動對房地產(chǎn)銷售額波動的影響。貨幣供應量波動指標為正，表明貨幣供應量對房地產(chǎn)銷售額的波動有著正向影響；貨幣供應量指標在10%下不顯著，說明貨幣供應量的波動水平對房地產(chǎn)銷售額的波動沒有顯著影響。同時，滯后項顯著，表明房地產(chǎn)與上期銷售水平有著顯著影響。

表5 VAR（1）估計結(jié)果

3.2.4 VAR（1）顯著性檢驗

隨后，對所有方程進行了聯(lián)合顯著性，結(jié)果表明，無論是單一方程，還是兩個方程作為整體，各階系數(shù)均高度顯著。進一步，對VAR系統(tǒng)是否穩(wěn)定進行檢驗，結(jié)果表明所有特征值均在單位根之內(nèi)，故此VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

表6 VAR(1)各階系數(shù)的顯著性檢驗

3.2.5 格蘭杰因果檢驗

下面考察變量L_HP_vm2_1、HP_vgdp_1和HP_vhs_1之間的格蘭杰因果關系。根據(jù)上述VAR(1)模型，本文通過Granger因果檢驗方法進一步分析經(jīng)濟增長、房地產(chǎn)銷售額指標和貨幣供應量之間的關系，檢驗結(jié)果如表7所示，該檢驗結(jié)果表明經(jīng)濟增長、房地產(chǎn)銷售額是貨幣供應量變動率的格蘭杰因，GDP變動率是房地產(chǎn)變動率的格蘭杰因。這意味著，經(jīng)濟增長、房地產(chǎn)市場波動將對我國貨幣供應波動產(chǎn)生影響，但是房地產(chǎn)市場的增長變化并不一定引起經(jīng)濟波動的變化。

表7 格蘭杰因果檢驗

3.2.6 脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)可以描述系統(tǒng)中某一內(nèi)生變量的發(fā)生的沖擊對其他指標的動態(tài)效應軌跡。圖1是房地產(chǎn)銷售額指標、貨幣供應量指標與經(jīng)濟增速與的脈沖響應函數(shù)。從圖中可以看出，房地產(chǎn)沖擊、金融增長指標的正向沖擊對經(jīng)濟增長的波動沒有顯著影響，這可能是由于經(jīng)濟增長的波動主要取決于技術(shù)進步等因素，而房地產(chǎn)沖擊、貨幣供應量波動對經(jīng)濟的波動影響不顯著；經(jīng)濟波動沖擊對房地產(chǎn)波動有著顯著影響，表現(xiàn)為先下降、后上升；貨幣供應量的波動變化對房地產(chǎn)市場波動有著正向影響，沖擊發(fā)生后，在第二期達到頂點，滯后6期過后，這種沖擊恢復到均衡點，房地產(chǎn)波動呈現(xiàn)先上升、后恢復到均衡水平的趨勢。經(jīng)濟波動對貨幣供給的影響，先下降，后上升；房地產(chǎn)市場波動，對貨幣供給波動沒有顯著影響。

圖1 脈沖響應圖（1）

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本文前面用房地產(chǎn)銷售額水平來度量房地產(chǎn)波動水平，對計量模型進行穩(wěn)健性估計。估計結(jié)果進一步驗證了本文的理論假說。該部分采用房地產(chǎn)銷售面積替代房地產(chǎn)銷售額指標，運用VAR模型進行重新估計。本文房地產(chǎn)銷售面積指的新房銷售面積水平，可以一定程度上反映房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展水平。

首先，根據(jù)信息準則，估計VAR系統(tǒng)的階數(shù)，根據(jù)信息準則，按最小值原則選擇的最優(yōu)滯后階數(shù)皆為1。因此本文選取VAR（1）模型分析對貨幣供應量變動率、GDP變動率和房地產(chǎn)銷售面積相互之間的變動關系。

模型7表明，貨幣供應量波動受過去貨幣供應量、經(jīng)濟增長水平、房地產(chǎn)銷售面積波動的影響。經(jīng)濟增長水平波動指標L.HP_vgdp_1、房地產(chǎn)波動指標L.HP_ssqhs_1在1%的水平下顯著，表明表明經(jīng)濟周期的波動、房地產(chǎn)銷售面積波動與金融周期波動之間的關系較為顯著；房地產(chǎn)波動指標L.HP_ssqhs_1的符號為正，表明房地產(chǎn)銷售額波動提高了貨幣供應量波動水平。

模型8中，貨幣供應量波動指標、房地產(chǎn)波動指標，不顯著，表明貨幣供應量波動、房地產(chǎn)波動對經(jīng)濟增長波動的沒有顯著地影響。經(jīng)濟增長指標的滯后項系數(shù)為正，且顯著不為0，說明經(jīng)濟增長與上期經(jīng)濟增長有著顯著關系。

在模型9，考察的是貨幣供應量的變動、經(jīng)濟變動對房地產(chǎn)銷售額波動的影響。貨幣供應量波動指標為正，表明貨幣供應量對房地產(chǎn)銷售額的波動有著正向影響；貨幣供應量的估計系數(shù)在10%的水平下不顯著，意味著貨幣供應量對房地產(chǎn)銷售額的波動影響不顯著。

表8 VAR（1）估計結(jié)果（穩(wěn)健性檢驗）

圖2是房地產(chǎn)銷售額指標、貨幣供應量指標與經(jīng)濟增長水平的脈沖響應函數(shù)。從圖2可以看出，房地產(chǎn)沖擊、金融增長指標的正向沖擊對經(jīng)濟增長的波動沒有顯著影響，經(jīng)濟波動沖擊對房地產(chǎn)波動有著顯著影響，表現(xiàn)為先下降、后上升；貨幣供應量的波動變化對房地產(chǎn)銷售額的波動有著正向影響。經(jīng)濟波動對貨幣供給的影響，體現(xiàn)為先下降，后上升；房地產(chǎn)市場波動對貨幣供給波動沒有顯著影響。

圖2 脈沖響應圖（2）

穩(wěn)健性回歸結(jié)果中，房地產(chǎn)銷售面積波動水平的系數(shù)顯著為正，反映了房地產(chǎn)波動對金融波動有著顯著的正向影響，并且貨幣供給水平的變動，提高了房地產(chǎn)市場波動水平，與前面提出的理論假說一致。

4 結(jié)論

本文通過構(gòu)建我國房地產(chǎn)理論模型，從理論上探討了房地產(chǎn)發(fā)展與金融、經(jīng)濟的關系，并基于我國1999～2013年第2季度的數(shù)據(jù)，實證分析了房地產(chǎn)周期、金融周期與經(jīng)濟周期的關系。實證結(jié)果表明，房地產(chǎn)周期的波動與金融周期波動關系密切，主要原因有兩方面：一是我國房地產(chǎn)市場的貨幣化，派生了大量貨幣需求，從而體現(xiàn)在房地產(chǎn)周期與金融周期的走勢一致；二是金融供給變動影響房地產(chǎn)市場交易的變動，如果貨幣政策放松，銀行信貸增多，將導致房地產(chǎn)需求增加，從而推動房地產(chǎn)價格上漲。

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