王勁松，韓克勇，趙　琪

(1.中北大學 經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030051；2.山西省社會科學院，山西 太原 030006；3.北京工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院，北京 100124)

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貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格的影響研究

王勁松1，韓克勇2，趙琪3

(1.中北大學 經(jīng)濟與管理學院，山西 太原 030051；2.山西省社會科學院，山西 太原 030006；3.北京工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院，北京 100124)

本文采用分位數(shù)回歸模型研究了當房地產(chǎn)股票分別處于牛市、熊市和波動期，且投資者對房地產(chǎn)股票價格上漲持有不同預(yù)期的條件下，中國貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格的影響。研究結(jié)果表明：當房地產(chǎn)股票板塊處于不同走勢期，且投資者對房地產(chǎn)股票價格上漲預(yù)期不同時，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格的影響不同。當房地產(chǎn)股票板塊處于牛市時，若投資者對房地產(chǎn)股票價格上漲持較低或中立預(yù)期，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格有顯著的積極影響；若投資者對房地產(chǎn)股票價格上漲持較高預(yù)期，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格沒有顯著影響。當房地產(chǎn)股票板塊處于熊市或波動期時，無論投資者預(yù)期如何，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格都沒有顯著影響。

房地產(chǎn)股票價格；貨幣政策；分位數(shù)回歸；市場條件；資本市場

引言

近年來，中國房地產(chǎn)市場發(fā)展迅速，2013年，房地產(chǎn)投資占國內(nèi)生產(chǎn)總值18%，截止2013年底，上市房地產(chǎn)公司數(shù)量超過100家，房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展狀況對宏觀經(jīng)濟發(fā)展和資本市場穩(wěn)定具有重要影響。此外，房地產(chǎn)是民生建設(shè)的焦點，房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展直接關(guān)系到社會穩(wěn)定問題。房地產(chǎn)行業(yè)的這些特性，決定了其成為受宏觀調(diào)控政策影響較大的行業(yè)。研究中國貨幣政策對房地產(chǎn)上市公司股票價格的影響，有利于研究探討貨幣市場對資本市場的價格波動是否具有預(yù)測和指向性作用，同時也能夠為政府制定和執(zhí)行有效的宏觀貨幣調(diào)控政策提供理論依據(jù)和方向指導(dǎo)。

現(xiàn)有對貨幣政策與房地產(chǎn)股票價格關(guān)系的研究表明，貨幣政策通過影響利率或貨幣供應(yīng)量來影響房地產(chǎn)股票價格(李小茨，2011*李小茨：《貨幣政策對我國房地產(chǎn)上市公司股票價格影響的研究》，碩士學位論文，南京財經(jīng)大學，2011年。；王傲，2012*王傲：《利率調(diào)整對房地產(chǎn)上市公司股票價格的影響研究》，碩士學位論文，西南財經(jīng)大學，2012年。；楊博理等，2013*楊博理，劉博宇：《我國房地產(chǎn)股票與相關(guān)資產(chǎn)動態(tài)性研究》，《中國房地產(chǎn)》，2013年第18期。；王勁松等，2015*王勁松，韓克勇，趙琪：《股票價格對貨幣供給的影響——基于美國M2數(shù)據(jù)的實證研究》，《武漢大學學報》(哲學社會科學版)，2015年第5期。；傅程遠，2013*傅程遠：《影響我國房地產(chǎn)價格因素的綜合分析》，《經(jīng)濟問題》，2013年第9期。；王拉娣等，2014*王拉娣,安勇,王佳：《房價波動與銀行信貸風險的動態(tài)相關(guān)關(guān)系研究》，《經(jīng)濟問題》，2014年第12期。)。然而，有研究認為貨幣政策的變化會影響投資者的預(yù)期，進而影響股票價格(Darrat和Glascock，1989)*Darrat,A.F.,Glascock,J.L..Real estate returns,money and fiscal deficits:is the real estate market efficient?Journal of Real Estate Finance and Economics.1989(1):197-208.。而投資者的預(yù)期還會受到股市走勢期(牛市、熊市、波動期)的影響(Siegel，1992*Siegel,J.J..Equity risk premia,corporate profit forecasts,and investorsentiment around the stock crash of October 1987.Journal of Business.1992(4):557-570.；Lee et al.，2002*Lee,W.Y.,Jiang,C.X.,&Indro,D.C..Stock market volatility,excess returns,and the role of investor sentiment.Journal of Banking & Finance.2002(12):2277-2299.；Cooper et al.，2004*Cooper,M.J.,Gutierrez,R.C.,Jr.,& Hameed,A..Market states and momentum.Journal of Finance.2004(3):1345-1365.)。Kurov(2010)更進一步指出貨幣政策對投資者預(yù)期的影響取決于股市所處的走勢期*Kurov,A..Investor sentiment and the stock market’s reaction to monetary policy.Journal of Banking & Finance.2010(1):139-149.。總結(jié)上述研究，我們發(fā)現(xiàn)當股市處于不同走勢期時，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格的影響可能是不同的。但是，現(xiàn)有對貨幣政策與股票價格研究的文獻很少考慮股市走勢期，本文通過實證來檢驗貨幣政策是否對處于不同走勢期的房地產(chǎn)股票具有不同的影響。

除緒論外，本文的研究包括如下部分：“研究方法”闡述了本文對于房地產(chǎn)股票走勢期的劃分方法和分位數(shù)回歸模型在本研究中的應(yīng)用；“實證模型、數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計”闡述了本文的實證模型和各實證變量數(shù)據(jù)來源及描述統(tǒng)計；“實證結(jié)果”記錄并分析了實證研究結(jié)果；“結(jié)論”對本文的研究進行了總結(jié)。

一、研究方法

(一)股市走勢期劃分

在股市中，行情普遍看漲且股價上漲勢頭持續(xù)時間較長的一段時期被稱為多頭市場，俗稱“牛市”；行情普遍看淡且股價下跌勢頭持續(xù)時間較長的一段時間被稱為空頭市場，俗稱“熊市”。本文采用Pagan和Sossounov(2003)的方法來判斷房地產(chǎn)股票板塊處于何種市場*Pagan,A.R.,&Sossounov,K.A..A simple framework for analysing bull and bear markets.Journal of Applied Econometrics,2003(1):23-46.。此方法按照股票價格將股市劃分為牛市和熊市，若股票價格從上一個股價頂點連續(xù)下跌4個月以上且跌幅超過20%，則股市由牛市轉(zhuǎn)為熊市；若股票價格從上一個股價底點連續(xù)上漲4個月以上且漲幅超過20%，則股市由熊市轉(zhuǎn)為牛市。具體計算公式如下：

PK=[lnPt-8，…，lnPt-1lnPt+1，…，lnPt+8]

(1)

TH=[lnPt-8，…，lnPt-1>lnPt

(2)

在公式(1)和(2)中，Pt是股票在時間t的價格。在公式(1)中，若Pt是[t-8，t+8]間的最高價格，則Pt是一個頂點；在公式(2)中，若Pt是[t-8，t+8]間的最低價格，則Pt是一個底點。牛市即為由底點到頂點的連續(xù)上漲時間超過4個月且股價漲幅超過20%的時間區(qū)間，熊市即為由頂點到底點的連續(xù)下跌時間超過4個月且股價跌幅超過20%的時間區(qū)間。本文采用2000年1月至2013年12月的上證房地產(chǎn)指數(shù)月度數(shù)據(jù)對中國房地產(chǎn)股票走勢期進行劃分，結(jié)果如表1所示。

如表1所示，在2000年1月至2013年12月間，中國房地產(chǎn)股票在22.75%的月份為牛市，35.93%的月份為熊市。此外，有41.32%的月份不符合Pagan和Sossounov(2003)的劃分定義。例如，2012年6月至2013年12月，上證房地產(chǎn)指數(shù)連續(xù)上漲0.63%，漲幅低于20%。本文把這種漲跌幅度小于20%或連續(xù)漲跌少于4個月的區(qū)間定義為波動期。

(二)分位數(shù)回歸模型

普通最小二乘法(OLS)是估計回歸系數(shù)的基本方法，它描述了自變量X對于因變量Y均值的影響。然而，如果數(shù)據(jù)出現(xiàn)尖峰分布、厚尾分布或存在顯著的異方差等情況，最小二乘法的穩(wěn)健性會變得非常差(Choi和Jeong，2007*Choi,K.S.,&Jeong,J.(2007).Does unmeasured ability explain the wage premium associated with technological changes?Quantile regression analysis.Applied Economics,39(9),1163-1171.；Landajo et al.，2008*Landajo,M.,De Andrés,J.,& Lorca,P..Measuring firm performance by using linear and nonparametric quantile regression.Applied Statistics.2008(2):227-250.)。房地產(chǎn)股票收益率往往呈現(xiàn)高度的非正態(tài)分布和嚴重的異方差(Lee et al.，2008*Lee,C.L.,Robinson,J.,& Reed,R..Downside beta and the cross-sectional determinants of listed property trust returns.Journal of Real Estate Portfolio Management.2008(1):49-62.；Jirasakuldech et al.，2009*Jirasakuldech,B.,Campbell,R.D.,&Emekter,R..Conditional volatility of equity real estate investment trust returns:a pre-and post-1993 comparison.Journal of Real Estate Finance and Economic.2009(2):137-154.；Glascock et al.，2004*Glascock,J.L.,Michayluk,D.,&Neuhauser,K..The riskiness of REITs surrounding the October 1997 stock market decline.Journal of Real Estate Finance and Economics.2004(4):339-354.)，因此，普通最小二乘法應(yīng)用于房地產(chǎn)股票的研究中存在局限性。

分位數(shù)回歸法由Koenker和Bassett于1978年提出，此方法依據(jù)因變量的條件分位數(shù)對自變量X進行回歸，從而得到所有分位數(shù)下的回歸模型。分位數(shù)回歸相比普通最小二乘回歸只能描述自變量X對于因變量Y局部變化的影響而言，能準確描述自變量X對于因變量Y的變化范圍以及條件分布形狀的影響，而且分位數(shù)回歸系數(shù)估計比OLS回歸系數(shù)估計更穩(wěn)健(Koenker和Bassett，1978*Koenker,R.,& Bassett,G.Regression quantiles.Econometrica.1978(1):33-50.；Koenker和Hallock，2001*Koenker,R.,&Hallock,K.F..Quantile regression.Journal of Economic Perspective,2001(4):143-156.)。分位數(shù)回歸的計算公式如下：

(3)

表1　中國房地產(chǎn)股票走勢期劃分

二、實證模型、數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計

(一)實證模型與數(shù)據(jù)

在現(xiàn)有對貨幣政策與房地產(chǎn)股票價格關(guān)系的研究中，李小茨(2011)*李小茨：《貨幣政策對我國房地產(chǎn)上市公司股票價格影響的研究》，碩士學位論文，南京財經(jīng)大學，2011年。和王傲(2012)*王傲：《利率調(diào)整對房地產(chǎn)上市公司股票價格的影響研究》，碩士學位論文，西南財經(jīng)大學，2012年。采用利率表示貨幣政策，他們的研究表明中國利率調(diào)整對房地產(chǎn)股票價格影響不顯著，這是由中國利率并未市場化造成的，因此，本文以廣義貨幣供應(yīng)量M2代表貨幣政策，作為解釋變量。以上海證券交易所房地產(chǎn)指數(shù)R表示房地產(chǎn)股票價格，作為被解釋變量。

除貨幣政策外，通貨膨脹率、違約風險溢價、股票回報率、實際產(chǎn)出與房地產(chǎn)股票價格具有緊密聯(lián)系。Kuhle(1987)*Kuhle,J.L..Portfolio diversification and return benefit:common stock vs.real estate investment trusts (REITs).Journal of Real Estate Research.1978(2):1-9.和Mingchi Chen et al.(2010)*⑤Mingchi Chen et al..Market Status and the Effect on Equity REIT Returns due to Changes in Monetary Polity Stance.Journal of Real State Finance Economics.2010(45):364-382.指出通貨膨脹影響房地產(chǎn)股票回報率。Karolyi和Sanders(1998)*Karolyi,G.A.,& Sanders,A.B..The variation of economic risk premiums in real estate returns.Journal of Real Estate Finance and Economics.1998(3):245-262.發(fā)現(xiàn)違約風險溢價可以解釋多數(shù)年份的股票回報率。Ewing和Payne(2005)*Ewing,B.T.,& Payne,J.E..The response of real estate investment trust returns to macroeconomic shocks.Journal of Business Research.2005(3):293-300.以及Mingchi Chen et al.(2010)⑤認為實際產(chǎn)出會影響企業(yè)績效，從而影響股票價格。Hung和Glascock(2008)*Hung,S.Y.K.,& Glascock,J.L..Momentum profitability and market trend:evidence from REITs.Journal of Real Estate Finance and Economics.2008(1):51-69.認為股息率是影響房地產(chǎn)股票價格的重要因素。由于中國股市股息率數(shù)據(jù)的不可得，本文選取除股息率外的上述宏觀經(jīng)濟變量以及期限風險溢價和上證綜合指數(shù)回報率作為控制變量，以避免“變量遺漏”問題(Darrat and Glascock 1989)*Darrat,A.F.,Glascock,J.L..Real estate returns,money and fiscal deficits:is the real estate market efficient?Journal of Real Estate Finance and Economics.1989(1):197-208.。

本文選取2000年1月至2013年12月的所有變量月度數(shù)據(jù)作為實證數(shù)據(jù)。被解釋變量上證房地產(chǎn)指數(shù)R月度數(shù)據(jù)來源于上海證券交易所網(wǎng)站，解釋變量廣義貨幣供應(yīng)量M2月度數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。對于控制變量，通貨膨脹率由居民消費價格指數(shù)CPI表示，CPI月度數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站；違約風險溢價DRP月度數(shù)據(jù)由房地產(chǎn)股票回報率與同期的10年期國債回報率相減計算得出，期限風險溢價LRP月度數(shù)據(jù)由10年期國債回報率與1年期國債回報率相減計算得出，上述原始數(shù)據(jù)以及上證綜合指數(shù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫；實際產(chǎn)出由工業(yè)增加值Y月度數(shù)據(jù)表示，來源于中國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫。

本文對所有數(shù)據(jù)進行了變化率處理，并分別使用最小二乘法回歸模型和分位數(shù)回歸模型進行多元回歸分析。本文的最小二乘法回歸方程如下：

ΔRt=α+β1ΔM2t+β2ΔCPIt+β3ΔDRPt+β4ΔLRPt+β5ΔRMt+β6ΔYi+et

(4)

以Barnes and Hughes (2002)*Barnes,M.L.,& Hughes,A.W..A quantile regression analysis of the cross section of stockmarket returns.Working paper,Federal Reserve Bank of Boston,Boston.2002.，Landajo et al.(2008)*Landajo,M.,De Andrés,J.,& Lorca,P..Measuring firm performance by using linear and nonparametric quantile regression.Applied Statistics.2008(2):227-250.和Meligkotsidou et al.(2009)*Meligkotsidou,L.,Vrontos,I.D.,&Vrontos,S.D..Quantile regression analysis of hedge fundstrategies.Journal of Empirical Finance.2009(2):264-279.的研究為基礎(chǔ)，本文假設(shè)上證房地產(chǎn)指數(shù)在高回歸范圍表示投資者對房地產(chǎn)價格上漲持較高預(yù)期；上證房地產(chǎn)指數(shù)在中等回歸范圍表示投資者對房地產(chǎn)價格上漲持中立預(yù)期；上證房地產(chǎn)指數(shù)在在低回歸范圍表示投資者對房地產(chǎn)價格上漲持較低預(yù)期。以分位數(shù)θ表示回歸范圍，使用下列分位數(shù)回歸方程進行回歸分析：

(5)

(二)數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計與相關(guān)性

表2記錄了所有變量在全周期、牛市、熊市和波動期時的均值，中位數(shù)，標準差，峰度，偏度，最小值和最大值。由表2中全樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計可知，被解釋變量上證房地產(chǎn)指數(shù)在最小值-0.2618和最大值0.4021之間有一個0.6707的偏差，這表明上證房地產(chǎn)指數(shù)是負偏態(tài)的。解釋變量M2以及控制變量上證綜合指數(shù)回報率RM、通貨膨脹率CPI、工業(yè)增加值Y、期限風險溢價LRP、違約風險溢價DRP的偏差值分別是：0.9586、-8.4396、-1.0309、2.1881、-6.1841和-1.3695，這表明解釋變量也是偏態(tài)的。對于偏態(tài)的樣本，使用最小二乘法模擬條件平均分布會漏掉重要信息，并導(dǎo)致回歸結(jié)果不準確(Santa-Clara和Valkanov，2003)*Santa-Clara,P.,&Valkanov,R..The presidential puzzle:political cycles and the stock market.Journal of Finance.2003(5):1841-1872.，本文采用分位數(shù)回歸模型，以減小估計偏差，使估計結(jié)果更加穩(wěn)健。

表3記錄了自變量的相關(guān)性矩陣，由表3數(shù)據(jù)可知，不論全樣本、牛市、熊市和波動期，所有自變量的相關(guān)性絕對值最大為0.5069，低于0.7，因此，所有自變量不存在共線性問題。

表2　數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

續(xù)表

表3　自變量相關(guān)性矩陣

三、實證結(jié)果

本文檢驗了當房地產(chǎn)股票板塊分別處于牛市、熊市和波動期，且投資者對房地產(chǎn)股票價格上漲持有不同預(yù)期的條件下，中國貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格的影響。表4是根據(jù)公式(4)和(5)所進行的最小二乘法回歸和分位數(shù)回歸結(jié)果，其中，A部分為全樣本(2000年1月到2013年12月)的回歸結(jié)果，B部分為房地產(chǎn)股票板塊處于牛市時的回歸結(jié)果，C部分為房地產(chǎn)股票板塊處于熊市的回歸結(jié)果，D部分為房地產(chǎn)股票板塊處于波動期的回歸結(jié)果，續(xù)表的最后一列為最小二乘法回歸結(jié)果。

(一)最小二乘法回歸結(jié)果

在全樣本中，貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)股票價格沒有顯著影響。在牛市中，貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)股票價格有顯著的積極影響，這表明當房地產(chǎn)股票板塊處于牛市時，貨幣供應(yīng)量的增大會引起房地產(chǎn)股票價格上升，反之亦然。

表4　實證結(jié)果

續(xù)表

上表中a、b、c分別表示置信水平10%、5%、1%

(二)分位數(shù)回歸結(jié)果

在全樣本中，貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)股票價格沒有顯著影響。

當房地產(chǎn)股票板塊處于牛市時，貨幣供應(yīng)量在中、低回歸范圍內(nèi)對房地產(chǎn)股票價格有顯著的積極影響。對于控制變量，期限風險溢價在全部回歸范圍內(nèi)對房地產(chǎn)股票價格有顯著的消極影響。

當房地產(chǎn)股票板塊處于熊市時，貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)股票價格沒有顯著影響。

當房地產(chǎn)股票板塊處于波動期時，貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)股票價格沒有顯著影響。對于控制變量，違約風險溢價在全部回歸范圍內(nèi)對房地產(chǎn)股票價格有顯著的消極影響；上證綜合指數(shù)回報率在高回歸范圍內(nèi)對房地產(chǎn)股票價格有顯著的消極影響；工業(yè)增加值在中、高回歸范圍內(nèi)對房地產(chǎn)股票價格有顯著的消極影響。

(三)主要發(fā)現(xiàn)

當房地產(chǎn)股票板塊處于牛市時，若投資者對房地產(chǎn)價格上漲持較低或中立預(yù)期，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格有顯著的積極影響；若投資者對房地產(chǎn)價格上漲持較高預(yù)期，則貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格沒有顯著影響。而當房地產(chǎn)股票板塊處于熊市或波動期時，無論投資者預(yù)期如何，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格都沒有顯著影響。

在波動期中，房地產(chǎn)股票價格受違約風險溢價、上證綜合指數(shù)回報率和工業(yè)增加值的影響。這表明當房地產(chǎn)股票板塊走勢不確定時，違約風險溢價、上證綜合指數(shù)回報率和工業(yè)增加值是投資者可能的參考指標。

四、結(jié)　論

本文采用分位數(shù)回歸法研究了當房地產(chǎn)股票板塊分別處于牛市、熊市和波動期，且投資者對房地產(chǎn)價格上漲持有不同預(yù)期的條件下，中國貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格的影響。與現(xiàn)有文獻不同，本文針對實證數(shù)據(jù)偏態(tài)較大的特點，采用分位數(shù)回歸法，使回歸結(jié)果更加穩(wěn)健。同時，對房地產(chǎn)股票按牛市、熊市、波動期進行劃分，以分位數(shù)表示投資者預(yù)期，驗證了當房地產(chǎn)股票板塊處于不同走勢期，且投資者對房地產(chǎn)價格上漲預(yù)期不同時，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格的影響不同。

研究表明，當房地產(chǎn)股票板塊處于牛市時，若投資者對房地產(chǎn)股票價格上漲持較低或中立預(yù)期，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格有顯著的積極影響——貨幣供應(yīng)量的增大提升投資者的投資意愿，進而促進房地產(chǎn)股票價格上漲；若投資者對房地產(chǎn)股票價格上漲持較高預(yù)期，則貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格沒有顯著影響——當房地產(chǎn)股票板塊高漲且投資者對股價上漲預(yù)期較高時，投資者必定會增加對房地產(chǎn)股票的投資，此時房地產(chǎn)股票價格不再受貨幣供應(yīng)量的影響。而當房地產(chǎn)股票板塊處于熊市或波動期時，無論投資者預(yù)期如何，貨幣政策對房地產(chǎn)股票價格都沒有顯著影響——當房地產(chǎn)股票板塊走勢低迷或走勢不確定時，投資者不會對房地產(chǎn)股票保持較強投資意愿，此時房地產(chǎn)股票價格不受貨幣供應(yīng)量的影響。

[責任編輯：王波]

本文受到國家自然科學基金項目(項目編號：71273166)和山西省哲學社會科學“十二五”規(guī)劃2015年度課題(晉規(guī)辦字[2015]3號)的資助。

王勁松(1972-)，男，中北大學經(jīng)濟與管理學院副教授，博士，碩士生導(dǎo)師，美國康涅狄格大學商學院訪問學者，復(fù)旦大學出站博士后；韓克勇(1964-)，男，山西省社會科學院研究員，《經(jīng)濟問題》主編；趙琪(1989-)，男，北京工業(yè)大學經(jīng)濟與管理學院博士生。

F830.91

A

1003-8353(2016)03-0115-10