■ 錢宇晨（南京師范大學(xué)商學(xué)院 南京 210023）

我國貨幣政策影響房地產(chǎn)行業(yè)投資的實證分析

■ 錢宇晨（南京師范大學(xué)商學(xué)院 南京 210023）

本文從貨幣政策的角度研究房地產(chǎn)行業(yè)的投資行為，通過對2008-2013年間相關(guān)數(shù)據(jù)的處理分析，采用協(xié)整檢驗等方法，構(gòu)建誤差項修正模型探究相關(guān)貨幣政策變量對房地產(chǎn)行業(yè)投資的影響，得出利率、存款準(zhǔn)備金率及貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)業(yè)的投資有不同程度的影響。其中貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)業(yè)的投資有較好的調(diào)控效果，利率及存款準(zhǔn)備金率對投資的影響不大。根據(jù)上述結(jié)論，本文提出可行的貨幣政策建議，從而影響房地產(chǎn)業(yè)的投資行為，使得房地產(chǎn)業(yè)健康穩(wěn)定的發(fā)展。

貨幣政策 房地產(chǎn)投資 調(diào)控機(jī)制

引言

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，房地產(chǎn)業(yè)在我國國民經(jīng)濟(jì)中占有重要位置且一直受世人關(guān)注。自1979年我國推行住房商品化以來，為了促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)長期健康發(fā)展，國家陸續(xù)出臺了一系列優(yōu)惠政策扶持房地產(chǎn)行業(yè)，尤其1998年住房分配體制的改革使得原有的住房實物分配變?yōu)樽》康呢泿呕峙?，?biāo)志著中國房地產(chǎn)行業(yè)的市場化正式開始運(yùn)作。此后，政府鼓勵房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展并強(qiáng)調(diào)金融調(diào)控對房地產(chǎn)市場的重要性，大量優(yōu)惠政策促使了房地產(chǎn)行業(yè)的消費和投資，也促進(jìn)了房地產(chǎn)業(yè)的繁榮。然而房地產(chǎn)業(yè)的繁榮也造成了一定程度上的投資過熱的局面。鑒于房地產(chǎn)業(yè)的投資熱，我國政府從2003年開始，出臺了一系列措施作用于房地產(chǎn)行業(yè)，央行采取的“從緊”貨幣政策，一定程度上抑制了房地產(chǎn)市場投資過熱的局面，2008年的金融危機(jī)對國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生較多的負(fù)面影響，為彌補(bǔ)負(fù)面影響，央行將貨幣政策由“從緊”調(diào)整為“適度寬松”，近幾年尤其是2010年之后，央行持續(xù)采取“穩(wěn)健”的貨幣政策，維持了房地產(chǎn)行業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展。貨幣政策對房地產(chǎn)行業(yè)投資影響深遠(yuǎn),采用貨幣政策來調(diào)控房地產(chǎn)業(yè)行業(yè)也是切實可行的，對抑制當(dāng)前房地產(chǎn)行業(yè)投資過熱問題具有很強(qiáng)的現(xiàn)實意義。

文獻(xiàn)綜述

房地產(chǎn)行業(yè)的投資行為深受貨幣政策的影響，貨幣當(dāng)局運(yùn)用貨幣政策作用于房地產(chǎn)市場也越來越普遍。這一現(xiàn)象引起了國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注和研究。

圖1 各經(jīng)濟(jì)變量的描述性分析

表1 ADF檢驗結(jié)果

表2 殘差的單位根檢驗結(jié)果

表3 殘差的AEG檢驗結(jié)果

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

Bernanke 和Gertler （1995）認(rèn)為利率的調(diào)整會影響房地產(chǎn)行業(yè)的投資。其中，短期利率會對房地產(chǎn)行業(yè)的投資造成強(qiáng)烈和持續(xù)的沖擊，而長期利率對房地產(chǎn)投資的影響并不顯著。Mohammad（2002）通過建立向量自回歸模型，研究 1968 年至1999 年英國宏觀經(jīng)濟(jì)因素與房地產(chǎn)投資之間的關(guān)系。他從利率、信用、財富效應(yīng)等方面分析貨幣政策對房地產(chǎn)市場的影響，結(jié)合實證分析得出，貨幣政策比財政政策對房產(chǎn)消費的影響更持久更深遠(yuǎn)。Beltratti和Morana（2010）檢驗了G7國家1980年1月到2007年2月的總體宏觀經(jīng)濟(jì)因素和房地產(chǎn)市場之間的聯(lián)系。他們考慮了11個變量，包括實際GDP增長率，私人消費，投資，長期和短期的名義利率，名義貨幣增長率，實際房地產(chǎn)價格增長率等。他們發(fā)現(xiàn)來自全球供應(yīng)方的沖擊是房地產(chǎn)波動的重要原因。

國內(nèi)學(xué)者從不同的視角研究了房地產(chǎn)市場與貨幣政策的關(guān)系，雖然出發(fā)點不同，采用的方法也不盡相同，但結(jié)論卻相似，即貨幣政策變量對房地產(chǎn)行業(yè)的投資產(chǎn)生影響。易憲容（2004）認(rèn)為央行實施緊縮的貨幣政策不能從根本上解決房地產(chǎn)投資過熱的問題；央行可以通過調(diào)整利息控制房價，抑制投資的快速增長。秦梓華（2006）對我國房價、房地產(chǎn)投資和貨幣供應(yīng)量三者之間的關(guān)系進(jìn)行了探究，通過協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗，得出：貨幣供應(yīng)量在一定程度上可以影響房價和房地產(chǎn)行業(yè)的投資，我國貨幣市場與房地產(chǎn)市場關(guān)系緊密，國家在調(diào)控房地產(chǎn)市場時應(yīng)充分考慮貨幣政策的影響作用。鄧富民、王剛（2012）認(rèn)為貨幣政策存在時滯性，長期來看，貨幣政策可以顯著的影響房地產(chǎn)行業(yè)的投資，而且貨幣供應(yīng)量比利率的調(diào)控效果更好。

本文從理論和實證兩個角度研究貨幣政策對房地產(chǎn)行業(yè)投資的作用機(jī)理，探討如何采取合適的貨幣政策使得房地產(chǎn)行業(yè)的投資行為符合該行業(yè)的發(fā)展，從而充分發(fā)揮房地產(chǎn)業(yè)在我國國民經(jīng)濟(jì)中的重要作用。從分析貨幣政策對房地產(chǎn)業(yè)投資的調(diào)控效果中發(fā)現(xiàn)問題，在此基礎(chǔ)上找到相應(yīng)規(guī)律并提出宏觀調(diào)控的政策建議，以實現(xiàn)我國房地產(chǎn)行業(yè)的健康穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。

貨幣政策影響房地產(chǎn)業(yè)投資行為的實證分析

（一）變量選擇及數(shù)據(jù)處理

1.變量選擇。本文采取2008-2013年間每一季度的相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，數(shù)據(jù)主要來源于中國人民銀行網(wǎng)站、國家統(tǒng)計局和國研網(wǎng)數(shù)據(jù)中心。本文選取廣義貨幣供應(yīng)量M2（M2較M1與實際經(jīng)濟(jì)體系聯(lián)系更為緊密）、一年期人民幣貸款基準(zhǔn)利率R（我國金融機(jī)構(gòu)存貸款基準(zhǔn)利率是貨幣政策的利率工具）、商業(yè)銀行存款準(zhǔn)備金率Re為自變量，選取房地產(chǎn)投資額INV為因變量。下文中所有的數(shù)據(jù)均使用eviews5.0軟件進(jìn)行處理分析，通過研究各貨幣政策變量和房地產(chǎn)行業(yè)投資額的關(guān)系以及各變量對投資額的影響程度，來分析貨幣政策的調(diào)整對房地產(chǎn)業(yè)投資的影響，從而為貨幣當(dāng)局利用貨幣政策作用房地產(chǎn)業(yè)投資以及維持房地產(chǎn)業(yè)的長期健康發(fā)展提供一些思路。

2.變量的描述性分析。各經(jīng)濟(jì)變量的描述性分析如圖1所示，自2008年之后，貨幣供應(yīng)量持續(xù)顯著上升；房地產(chǎn)投資額短期內(nèi)可能有起伏波動，但整體呈上升趨勢，表明房地產(chǎn)業(yè)的持續(xù)繁榮發(fā)展；利率在2008年下半年經(jīng)歷了大幅下調(diào)之后，于2009年趨于穩(wěn)定，隨后利率雖有上浮但基本趨于穩(wěn)定。主要原因是2008年金融危機(jī)的影響，央行為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，采取了“適度放寬”的貨幣政策，利率不斷下調(diào)，使得社會投資增多，房地產(chǎn)行業(yè)再次出現(xiàn)投資熱的局面，隨后央行于2011年采取“穩(wěn)健”的貨幣政策使得近年利率略上浮且趨于穩(wěn)定。存款準(zhǔn)備金率和利率一樣無明顯的時間趨勢，受金融危機(jī)的影響和貨幣政策的調(diào)整，經(jīng)歷了上下波動后，于2011年基本趨于穩(wěn)定。

3.數(shù)據(jù)處理。首先，對變量M2、R、Re、Inv進(jìn)行數(shù)據(jù)處理，做X11季節(jié)調(diào)整。圖1中，圖（b）（c）（d）都反應(yīng)了各經(jīng)濟(jì)變量隨時間變動的變化趨勢，各經(jīng)濟(jì)變量隨季節(jié)的變動都有不同程度的起伏波動，存在明顯的季節(jié)干擾，若未對各變量做季節(jié)調(diào)整而加以運(yùn)用分析得出的結(jié)論會有季節(jié)因素的影響，削弱了實證結(jié)論的準(zhǔn)確性。所以本文對各變量做季節(jié)調(diào)整，消除季節(jié)變動對變量的影響。其次，對季節(jié)調(diào)整后的M2、Inv取對數(shù)，而對R和Re無需取對數(shù)。因為M2和Inv是絕對數(shù)值，取對數(shù)可消除各變量的異方差和波動，使各變量的趨勢呈線性化，避免變量的異方差性帶來的參數(shù)估計和顯著性檢驗的失效，從而提高實證檢驗的準(zhǔn)確性；而R和Re本身是相對數(shù)值，無需取對數(shù)。

（二）計量模型與實證檢驗

1.變量的平穩(wěn)性檢驗。本文首先采用ADF檢驗方法，對經(jīng)過數(shù)據(jù)處理后的變量LnM2_sa、R_sa、LnInv_sa、Re_sa及其一階差分分別做單位根檢驗，檢驗各變量的平穩(wěn)性，同時防止不平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量在回歸分析中出現(xiàn)偽回歸。檢驗結(jié)果如表1所示。

單位根的ADF檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，R_sa的ADF檢驗值大于5%的臨界值，不能拒絕存在單位根的原假設(shè)，即該時間序列是非平穩(wěn)的，同理，Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa均為非平穩(wěn)的時間序列。而對于R_sa一階差分的ADF檢驗值小于5%的臨界值，拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即不存在單位根且時間序列是平穩(wěn)的，同理，Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa一階差分后的序列均為平穩(wěn)的時間序列。因此，上述四個變量R_sa、Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa均為一階單整的序列，即R_sa、Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa均是I(1)序列。為考察這四個變量間是否具有長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，還需進(jìn)行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗。本文主要采用EG檢驗法，檢驗InM2_sa、R_sa、InInv_sa、Re_sa這四個變量之間的協(xié)整關(guān)系，首先對各變量進(jìn)行回歸分析，形成一個回歸方程，再檢驗殘差的平穩(wěn)性。EG協(xié)整檢驗法具體步驟如下：

第一步，運(yùn)用OLS的方法建立如下回歸方程：

第二步，上式Ut為殘差序列，由回歸方程估計結(jié)果可得：

第三步，對殘差u進(jìn)行單位根檢驗，不含趨勢項，單位根檢驗結(jié)果如表2所示。

第四步，查殘差的AEG臨界值表，并將AEG臨界值表中的臨界值與表2單位根檢驗中的t統(tǒng)計量進(jìn)行比較，得出AEG檢驗結(jié)果，AEG檢驗結(jié)果如表3所示。

綜上，協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，表2得出的殘差的t統(tǒng)計量為-5.710787，表3得出的AEG檢驗的5%的臨界值為-3.98，t統(tǒng)計量小于5%的臨界值，所以在5%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，u為平穩(wěn)序列，即u~I(0)。檢驗結(jié)果說明，1998年1月-2013年12月期間lnInv_sa與R_sa、Re_sa和lnM2_sa之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。由回歸方程可知，貨幣供應(yīng)量的t值非常顯著，且貨幣供應(yīng)量前的系數(shù)為正，說明貨幣供應(yīng)量與房地產(chǎn)投資具有正相關(guān)關(guān)系，且對房地產(chǎn)業(yè)的投資具有重要影響。而利率和存款準(zhǔn)備金率的t值較小，僅為0.02和0.57，說明利率和存款準(zhǔn)備金率對房地產(chǎn)投資額的影響較小。

3.誤差項的修正模型。上述討論的各變量間有協(xié)整關(guān)系，所以一定存在著誤差修正模型，VECM模型反應(yīng)了變量間的短期動態(tài)影響關(guān)系。本文采取E-G兩步法建立滯后二期的向量誤差修正模型。

第一步，首先建立2008~2013年的房地產(chǎn)業(yè)投資額與利率、存款準(zhǔn)備金率和貨幣供應(yīng)量之間的長期均衡方程：

估計結(jié)果為：

第二步，另ecmt=u，即將殘差序列u作為誤差修正項，建立下面的誤差修正模型：

估計得到：

綜上，構(gòu)建誤差項的修正模型的結(jié)果表明，房地產(chǎn)業(yè)投資額的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期利率、存款準(zhǔn)備金率及貨幣供應(yīng)量的影響，一部分是變量偏離長期均衡的影響。誤差修正項的系數(shù)大小反應(yīng)了變量對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計值0.428來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以0.428的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

4.基于Vecm的格蘭杰因果檢驗?；谏鲜龅南蛄空`差修正模型，檢驗這四個變量間的因果關(guān)系，結(jié)果如表4所示。

格蘭杰因果檢驗的結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，貨幣供應(yīng)量和利率對房地產(chǎn)行業(yè)投資具有格蘭杰因果關(guān)系，存款準(zhǔn)備金率與房地產(chǎn)業(yè)的投資之間無格蘭杰因果關(guān)系，盡管結(jié)果表明存款準(zhǔn)備金率對房地產(chǎn)業(yè)的投資不具有顯著影響，但是作為重要的貨幣政策變量，同樣對房地產(chǎn)業(yè)的投資具有一定的指導(dǎo)意義。

結(jié)論及建議

從長期來看，貨幣供應(yīng)量、利率、存款準(zhǔn)備金率和房地產(chǎn)行業(yè)投資額之間存在長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，這四個變量對房地產(chǎn)行業(yè)投資額均存在影響，其中貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)行業(yè)投資的調(diào)控效果較為理想，而利率和存款準(zhǔn)備金率的調(diào)控效果較不明顯。從短期來看，貨幣供應(yīng)量的作用程度小于長期內(nèi)貨幣供應(yīng)量對投資額的影響。從變量間的因果關(guān)系看，貨幣供應(yīng)量和利率是影響房地產(chǎn)行業(yè)投資的重要因素，而存款準(zhǔn)備金率對投資額不具有格蘭杰因果關(guān)系，調(diào)控效果不明顯但不能忽視其作用。

實證分析中反應(yīng)的短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的作用程度小于長期內(nèi)貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)行業(yè)投資的影響。原因可能是貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制存在時滯性。我們應(yīng)提高貨幣政策對房地產(chǎn)行業(yè)投資的調(diào)控能力，良好的貨幣政策調(diào)控能力有利于提高貨幣政策的有效性，有利于提高貨幣政策傳導(dǎo)效率。

央行在加強(qiáng)貨幣政策的調(diào)控能力的同時，也應(yīng)注重加強(qiáng)貨幣政策獨立性和權(quán)威性，以實現(xiàn)貨幣政策制定的科學(xué)化和專業(yè)化。制定貨幣政策時應(yīng)合理運(yùn)用多種貨幣政策工具，盡量避免單一調(diào)控工具的使用，如房地產(chǎn)行業(yè)投資過熱，貨幣當(dāng)局緊縮銀根使得貨幣供應(yīng)量降低，若央行只采取降低貨幣供應(yīng)量這一手段，會導(dǎo)致房地產(chǎn)市場資金鏈的斷裂，引起房地產(chǎn)市場的波動，不利于房地產(chǎn)行業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展。因此，使用多種貨幣政策工具，并合理搭配使得每一種調(diào)控工具充分發(fā)揮其作用，能有效的提高貨幣政策的調(diào)控能力，從而提高貨幣政策的調(diào)控效果。

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