摘要：本文利用計(jì)量方法定量分析宏觀經(jīng)濟(jì)變量對房價(jià)的影響效應(yīng)。試圖找出影響房價(jià)具有代表性的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，并對相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)等，以此對房地產(chǎn)市場與宏觀經(jīng)濟(jì)的長期均衡關(guān)系進(jìn)行考察；運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來考察房價(jià)變化的成因；通過對宏觀經(jīng)濟(jì)與房價(jià)關(guān)系的定量研究及相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)分析，為政府決策提供指導(dǎo)。

關(guān)鍵詞：宏觀經(jīng)濟(jì) 協(xié)整檢驗(yàn) 單位根檢驗(yàn) 脈沖響應(yīng) 誤差分解

一、引言

影響我國房價(jià)的因素是多方面的，包括政治、經(jīng)濟(jì)、社會、人口、環(huán)境以及政策體制等，因素之間相互影響，關(guān)系錯綜復(fù)雜，很難全方位地定量研究房價(jià)的影響因素及其重要程度。在上述影響因素中，宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素具有最重要的意義與作用。宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素主要包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、利率、通貨膨脹率以及貨幣供應(yīng)量。鑒于房地產(chǎn)在經(jīng)濟(jì)中的影響是非常重要的，因此，將房價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)聯(lián)系起來研究是具有現(xiàn)實(shí)意義的。一方面，房地產(chǎn)市場的外部環(huán)境受宏觀經(jīng)濟(jì)的影響；另一方面，房價(jià)直接影響家庭或企業(yè)的財(cái)富變化，進(jìn)而通過影響消費(fèi)和投資進(jìn)一步影響宏觀經(jīng)濟(jì)。自1967年東南亞金融危機(jī)后，如何保證房地產(chǎn)市場與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性互動受到廣泛關(guān)注。目前關(guān)于房價(jià)和宏觀經(jīng)濟(jì)的研究已成為社會各界關(guān)注的熱點(diǎn)。

二、實(shí)證研究

（一）指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

為了保證數(shù)據(jù)的可得性與可靠性，以及全面反映住房體制改革以來中國房地產(chǎn)市場價(jià)格變化情況，本文選取了自1999年1季度到2012年1季度共53個(gè)樣本來研究房地產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的關(guān)系。GDP，是一定時(shí)期內(nèi)（一個(gè)季度或一年），一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和提供勞務(wù)的市場價(jià)值的總值，它是衡量國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況最重要的一個(gè)指標(biāo)。貸款利率（R），是指貸款期限內(nèi)利息數(shù)額與本金額的比例。CPI，是反映一定時(shí)期內(nèi)城鄉(xiāng)居民所購買的生活消費(fèi)品價(jià)格和服務(wù)項(xiàng)目價(jià)格變動趨勢和程度的相對數(shù)，是對城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行綜合匯總計(jì)算的結(jié)果。貨幣供應(yīng)量，是指一國在某一時(shí)期內(nèi)為社會經(jīng)濟(jì)運(yùn)轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣存量，它由包括中央銀行在內(nèi)的金融機(jī)構(gòu)供應(yīng)的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構(gòu)成。而本文中參與實(shí)證分析的房價(jià)數(shù)據(jù)是由房地產(chǎn)銷售額除以房屋的面積得出的數(shù)據(jù)，記為HP。其中房地產(chǎn)銷售額是報(bào)告期內(nèi)出售房屋的合同總價(jià)款，包括現(xiàn)房和期房。面積是指報(bào)告期內(nèi)施工的全部房屋建筑面積和已經(jīng)全部完工并經(jīng)驗(yàn)收鑒定合格且正式移交使用單位的房屋建筑面積。

宏觀經(jīng)濟(jì)因素與房價(jià)之間的關(guān)系是相互影響、相互制約的。因此，可以建立向量自回歸模型。由于VAR模型中單個(gè)參數(shù)估計(jì)值的解釋是較困難的，故本文不列出VAR模型的具體形式，為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，降低數(shù)據(jù)異方差的影響，在實(shí)證之前先對各序列進(jìn)行對數(shù)化處理，新序列分別記為LNGDP、LNR、LNCPI、LNM2、LNHP。

（二）數(shù)據(jù)處理

1. 單位根檢驗(yàn)。

（1）LNGDP的單位根檢驗(yàn)。該數(shù)據(jù)具有明顯的上升趨勢，并且含有常數(shù)項(xiàng)，因此對其進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值是-2.86，大于顯著性水平為10%的臨界值，結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。AIC和SC準(zhǔn)則都是評價(jià)檢驗(yàn)效果的有效手段，該檢驗(yàn)結(jié)果顯示的值分別為-6.42和-6.14，值都比較小，表明對該序列采用ADF檢驗(yàn)合適。對該序列經(jīng)過一階差分后進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，由表1知，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值為-2.57，小于顯著性水平為1%的臨界值，表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列，所以LNGDP序列經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。

（2） LNR的單位根檢驗(yàn)。對LNR數(shù)據(jù)進(jìn)行圖像分析后可以發(fā)現(xiàn)它有常數(shù)項(xiàng)，但是趨勢并不明顯，因此對該序列進(jìn)行含有常數(shù)項(xiàng)不含趨勢項(xiàng)的ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值是-2.49，大于顯著性水平為10%的臨界值，結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。由輔助方程的估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果，得AIC和SC準(zhǔn)則都是評價(jià)檢驗(yàn)效果的有效手段，該檢驗(yàn)結(jié)果顯示的值分別為-4.56和-4.49，值都比較小，表明對該序列采用ADF檢驗(yàn)合適。見表2。對該序列經(jīng)過一階差分后進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值為-7.08，小于顯著性水平為1%的臨界值，表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列，所以LNR序列經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。

（3）LNCPI的單位根檢驗(yàn)。LNCPI含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，由表2知，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值是-1.64，大于顯著性水平為10%的臨界值，結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。AIC和SC準(zhǔn)則都是評價(jià)檢驗(yàn)效果的有效手段，該檢驗(yàn)結(jié)果顯示的值分別為-8.59和-8.14，值都比較小，表明對該序列采用ADF檢驗(yàn)合適。對該序列經(jīng)過一階差分后進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值為-6.11，小于顯著性水平為1%的臨界值，表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列，所以LNCPI序列經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。見表1。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。上述ADF檢驗(yàn)證明5個(gè)變量的水平序列均為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列均為平穩(wěn)序列，可以進(jìn)行VAR模型分析。先生成一個(gè)VAR模型，本例將常數(shù)項(xiàng)作為外生變量。在建立VAR模型時(shí)，VAR模型滯后階數(shù)的選擇非常重要，計(jì)算出各種標(biāo)準(zhǔn)，選擇無約束VAR模型的滯后階數(shù)。填入4階來檢驗(yàn)，將顯示出直至最大滯后階數(shù)的各種信息標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)LR、FPE、AIC和SC標(biāo)準(zhǔn)，選擇建立4階VAR模型是合適的。見表3。

基于上述的單位根檢驗(yàn)，在90%的置信水平下都拒絕原假設(shè)，數(shù)據(jù)都是一階差分后不存在單位根，即都為一階單整序列，在個(gè)變量同階平穩(wěn)的前提下，進(jìn)行多變量協(xié)整分析，對上述模型得到的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。用回歸模型的估計(jì)殘差序列采用無常數(shù)項(xiàng)、無趨勢項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示殘差的ADF的檢驗(yàn)結(jié)果如表4，由于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-6.02，小于顯著性水平0.01時(shí)的臨界值-3.58，拒絕原假設(shè)，因此可認(rèn)為估計(jì)殘差序列為平穩(wěn)序列，表明以上各變量之間存在著長期協(xié)整關(guān)系。對模型的滯后期進(jìn)行篩選，由表3得出結(jié)論是使用4階的滯后期為最優(yōu)。

文中采用Johansen提出的協(xié)整檢驗(yàn)法。協(xié)整檢驗(yàn)設(shè)定為協(xié)整空間不含常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。輸出結(jié)果的第一部分給出了協(xié)整關(guān)系的數(shù)量，并以兩種檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的形式顯示：第一張檢驗(yàn)結(jié)果是所謂的跡統(tǒng)計(jì)量，列在第一個(gè)表格中；第二種檢驗(yàn)結(jié)果是最大特征值統(tǒng)計(jì)量，列在第二個(gè)表格中。對于每一個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果，第一列顯示了在原假設(shè)成立條件下的協(xié)整關(guān)系數(shù)；第二列是矩陣按由大到小排序的特征值；第三列是跡統(tǒng)計(jì)量或最大特征值統(tǒng)計(jì)量；第四列是在5%顯著性水平下的臨界值；最后一列是根據(jù)臨界值所得到的P值。

本例雖然這些序列自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)。這個(gè)線性組合反映了變量長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系?；赩AR模型進(jìn)行各序列的協(xié)整檢驗(yàn)，得出至少在0.05的水平下序列包含2個(gè)協(xié)整關(guān)系。這與上述的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果一致。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

房價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)之間從長期看存在穩(wěn)定關(guān)系，從短期看卻存在失衡。短期內(nèi)房價(jià)或GDP偏離長期均衡時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的調(diào)整機(jī)制并不顯著。因此，當(dāng)房價(jià)脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)基本面因素上漲而產(chǎn)生泡沫時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)無法自動回復(fù)到均衡狀態(tài)，必須依靠政府的宏觀調(diào)控。這為政府調(diào)控房地產(chǎn)市場和宏觀經(jīng)濟(jì)提供了依據(jù)。

實(shí)證表明，貸款利率R對房價(jià)在前兩期內(nèi)有輕微的負(fù)向影響，之后都有滯后期的反向影響，這與成豫婷及耿強(qiáng)（2011）的研究結(jié)果是一致的。利率提高能有效抑制房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)貸款，但不能抑制個(gè)人住房貸款，在快速城市化進(jìn)程以及人民幣升值條件下，存在強(qiáng)勁的房地產(chǎn)需求，使得利率政策的作用不是非常明顯。從本文的具體研究時(shí)期來看，2006年初至2008年11月，為抑制房價(jià)的快速上漲，央行一直采取緩速提升五年以上貸款利率的政策，而這段時(shí)期的利率提升并沒有對房價(jià)產(chǎn)生顯著的影響，房價(jià)增速保持穩(wěn)定；2008年11月后為應(yīng)對國際金融危機(jī)的影響，央行迅速下調(diào)了人民幣五年以上貸款利率，并開始執(zhí)行7折優(yōu)惠政策，使得利率呈現(xiàn)大幅度的下降，而這一政策也沒有立即對房價(jià)產(chǎn)生顯著影響，而是在2009年6月開始，房價(jià)的同比增速出現(xiàn)了顯著提高。綜合以上分析，筆者認(rèn)為輕微的利率調(diào)整不會對我國的房價(jià)產(chǎn)生可見的影響，而集中明顯的調(diào)整的作用也會存在一定的時(shí)滯，這個(gè)時(shí)滯大約為半年左右。因此政策調(diào)控房價(jià)應(yīng)控制貸款利率，規(guī)定首付比例的變化，甚至采用一些硬性的規(guī)定。

人民幣貸款利率對當(dāng)前我國房價(jià)的影響作用最弱，其主要原因包括以下三個(gè)方面：第一，人民幣貸款利率的上升將會導(dǎo)致商品房成本的上升，從而在一定程度上會加劇商品房價(jià)格的上漲；同時(shí)，對消費(fèi)者而言，貸款利率的上升也導(dǎo)致買房者抵押貸款成本的增加，在一定程度上會抑制房地產(chǎn)需求的增加，進(jìn)而抑制商品房價(jià)格的上漲。因此，貸款利率變化會同時(shí)影響到房地產(chǎn)供給與需求兩個(gè)層面，導(dǎo)致貸款利率對房價(jià)變化的影響在一定程度上形成了相互抵消的效果。第二，人民幣貸款利率對房價(jià)的變化具有較強(qiáng)的滯后效應(yīng)。滯后效應(yīng)在某種程度上減弱了利率對房價(jià)變化的短期效應(yīng)，滯后效應(yīng)的作用及其影響程度有待于進(jìn)一步研究。第三，房地產(chǎn)投資的利率彈性具有明顯的下降趨勢。梁云芳等（2006）定量研究了房地產(chǎn)投資的利率彈性，指出自2001年起我國房地產(chǎn)投資利率彈性具有明顯的下降趨勢，從而減弱了利率通過資本市場對房地產(chǎn)投資的影響。因此，中長期貸款利率對我國房價(jià)影響作用具有相當(dāng)大的不可預(yù)測性，其影響程度通常取決于上述各種因素綜合作用的結(jié)果。

三、相關(guān)投資對策與建議

首先，由于最近幾年房價(jià)的瘋狂變動，越來越多的研究機(jī)構(gòu)開始對房價(jià)的影響因素進(jìn)行各種研究。房價(jià)問題也因此而成為國內(nèi)學(xué)者研究的熱點(diǎn)問題之一。房價(jià)與GDP之間存在雙向因果關(guān)系，表明中國房價(jià)與宏觀經(jīng)濟(jì)存在反饋?zhàn)饔?。房價(jià)變化會通過財(cái)富效應(yīng)和投資效應(yīng)引起經(jīng)濟(jì)變化，同時(shí)經(jīng)濟(jì)變化也會通過引起房地產(chǎn)市場外部環(huán)境變化而影響房價(jià)。因此應(yīng)協(xié)調(diào)房價(jià)與經(jīng)濟(jì)的良性互動，一方面要避免房價(jià)的暴漲暴跌對經(jīng)濟(jì)造成的影響，另一方面也要避免經(jīng)濟(jì)的劇烈波動對房價(jià)造成的影響。考慮到廣義貨幣量對房價(jià)的影響比較顯著，所以綜合運(yùn)用存款準(zhǔn)備金率、再貼現(xiàn)、公開市場操作等多重工具控制流動性來調(diào)控房價(jià)的政策在我國是有效的，未來應(yīng)尤其關(guān)注貨幣政策對房價(jià)的影響。

其次，在經(jīng)濟(jì)的上行時(shí)期，應(yīng)注意拓展國內(nèi)投資渠道，特別是將資金吸引至實(shí)體經(jīng)濟(jì)，防止房市和股市之間的正反饋效應(yīng)，從而引發(fā)泡沫經(jīng)濟(jì)。我國從2004年12月貸款利率上調(diào)，從表面來看我國的利率政策在控制房地產(chǎn)市場價(jià)格上是失效的，但從利率政策的后續(xù)影響，即2008年我國房地產(chǎn)市場情況來看，我國的利率上調(diào)政策還是對房地產(chǎn)價(jià)格取得了一定的抑制作用，造成這種現(xiàn)象的主要原因是因?yàn)槔收弑旧泶嬖跁r(shí)滯性。因此，在以后的研究中我們應(yīng)該加強(qiáng)利率政策滯后方面的研究，以供中央政府能夠及時(shí)有效地對房地產(chǎn)市場進(jìn)行調(diào)控。在控制需求方面要利用各種措施如增加廉租房、經(jīng)濟(jì)適用房的建設(shè)比例等，以平抑房價(jià)，減少消費(fèi)者預(yù)期。

總之，政府應(yīng)充分發(fā)揮宏觀調(diào)控作用，完善差別化稅收、信貸以及相關(guān)政策，抑制不合理購房需求，多渠道增加住房供應(yīng)，使房價(jià)回歸理性。Z

參考文獻(xiàn)：

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作者簡介：

曹小林，女，南京廣播電視大學(xué)，副教授。研究方向：財(cái)務(wù)會計(jì)。