劉育肇 姚婷

摘 要：本文利用2003—2017月度數(shù)據(jù)，對我國房產(chǎn)市場供需雙方對房價與銀行信貸規(guī)模聯(lián)動產(chǎn)生的影響進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)房價波動和銀行信貸之間長期存在互為因果關(guān)系，影響房價波動的供需雙方中，需求方占據(jù)主導(dǎo)地位。短期內(nèi)，房價波動對信貸發(fā)放有直接影響，對銀行信貸增長產(chǎn)生較持久的影響。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價格 銀行信貸規(guī)模 協(xié)整檢驗

中圖分類號：F832.4 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2018）09（b）-033-03

房地產(chǎn)是我國經(jīng)濟最重要的問題之一，部分一線城市過去10多年房價大幅上漲，導(dǎo)致年輕一代在大城市定居困難，也使居民之間的財富差距日益擴大。房地產(chǎn)行業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈長，又是拉動我國經(jīng)濟增長的重要行業(yè)，房價的波動會通過財富效應(yīng)和成本規(guī)模的變化導(dǎo)致消費和投資需求的變化，進而影響銀行信貸規(guī)模，進一步改變資金成本結(jié)構(gòu)的變化，引起方方面面產(chǎn)生聯(lián)動效應(yīng)。因此，研究房價波動與銀行信貸之間的互動關(guān)系有著重要意義。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對相關(guān)文獻進行回顧；第三部分采用協(xié)整分析技術(shù)識別房價波動與銀行信貸規(guī)模的互動關(guān)系，找到房地產(chǎn)供需雙方影響房價波動與銀行信貸規(guī)模變動的原因；最后一部分給出結(jié)論。

1 文獻綜述

研究銀行信貸對房價波動產(chǎn)生單向影響的有梁云芳、高鐵梅（2007）認(rèn)為銀行信貸對房價的影響很大。況偉大（2011）利用35個大中城市1996—2007年的數(shù)據(jù)得知銀行信貸供應(yīng)可以主導(dǎo)開發(fā)商的投資意愿，經(jīng)濟增長對信貸規(guī)模的變動會對房產(chǎn)投資產(chǎn)生聯(lián)動效應(yīng)。但是更多的研究則發(fā)現(xiàn)二者互為聯(lián)動作用：段忠東、曾令華、黃澤先（2007）根據(jù)2000年M1—2006年M2的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)房價波動對銀行信貸二者互為因果關(guān)系。龍少波、陳璋、胡國良（2016）通過實證研究發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量的增加會刺激消費，當(dāng)消費取向轉(zhuǎn)向房地產(chǎn)市場時會引起房價的上漲。為了抑制房價持續(xù)性上漲，央行會采取措施改變信貸規(guī)模或者信貸投資方向。可見，房價與銀行信貸規(guī)模之間互為因果關(guān)系，且有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，引起房價波動和銀行信貸規(guī)模變動源于房地產(chǎn)供需雙方力量不平衡導(dǎo)致。鑒于此，本文運用多變量協(xié)整分析技術(shù)對房價與銀行信貸之間的長、短期均衡關(guān)系進行實證檢驗并引入影響房地產(chǎn)市場供需雙方的因素變量，力求找到房地產(chǎn)供需雙方影響房價波動與銀行信貸規(guī)模變動的深層次原因。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)的選擇與處理

本文利用2003—2017年我國房地產(chǎn)價格、經(jīng)濟增長、金融機構(gòu)各項貸款余額與銀行貸款的短期利率的月度數(shù)據(jù)，共141組樣本數(shù)據(jù)來對房價與銀行信貸之間的關(guān)系進行實證分析。其中房地產(chǎn)價格用國房景氣指數(shù)HP來表示，經(jīng)濟增長用工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)PPI表示，人民銀行對金融機構(gòu)各項貸款余額同比DK代表表示（代表房地產(chǎn)市場的供給），短期利率用6個月至1年（含）利率來表示LL（投資方的成本的替代變量及需求方的代理變量），廣義的貨幣供應(yīng)量M2（宏觀經(jīng)濟政策調(diào)節(jié)變量），消費物價指數(shù)CPI來建立協(xié)整關(guān)系模型。其中金融機構(gòu)各項貸款余額首先對其取對數(shù)，然后取一階差分，其他變量進行一階差分處理。然后對各變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，并對各變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，所有數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。

2.2 單位根檢驗及協(xié)整檢驗

經(jīng)過單位根檢驗、Johansen檢驗的兩種方法-跡（Trace）檢驗和最大特征值（Maximum Eigenvalue）檢驗可以知道HP、DK、PPI、LL、CPI、M2是一階單整，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定模型的最佳滯后期為2，所有時間序列的變量ADF統(tǒng)計量的絕對值均高于5%水平顯著，說明各變量存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，模型長期穩(wěn)定。

2.3 協(xié)整關(guān)系檢驗

協(xié)整關(guān)系是針對長期而言的，但短期內(nèi)會偏離長期均衡，這就需要一個反向修正對短期非均衡進行調(diào)整，同時又可以反映各解釋變量對被解釋變量的短期影響。通過Johansen協(xié)整檢驗，存在一個長期協(xié)整關(guān)系。

由（1）可知，6個變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，圓括號內(nèi)數(shù)值代表系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，ecmt表示非均衡誤差項，即為模型中的誤差修正項，HP對LL為正向影響，其他DK、LL、PPI、M2均為負(fù)向影響，HP與LL的長期關(guān)系彈性為0.313，即房價上漲1%利率會增加0.313%，另外經(jīng)濟增長1%利率下降0.33%，M2增長1%利率下降0.3794%，DK增長1%通脹下降1.76%。M2對利率的影響最明顯，上述協(xié)整關(guān)系的誤差修正項形式為：

LL方程調(diào)整系數(shù)為-0.1586且顯著（t=-4.08559）表明該模型具有良好的反向誤差修正機制，說明房價短期內(nèi)波動偏離了均衡價值會有15.86%在下一個月得到修正。方程（2）兩邊同乘以-0.1586，便可得到各個變量長期的變動對短期利率LL的影響：

從（3）可以看出，長期看，房價上漲會造成短期LL水平提高，兩者的彈性是0.05。房價方程調(diào)整系數(shù)為0.102277，表明模型不能對滯后一期的非均衡誤差起反向調(diào)節(jié)作用，從利率影響房價的短期動態(tài)關(guān)系看，滯后1～2月的利率對當(dāng)期房價產(chǎn)生負(fù)向影響，通脹、經(jīng)濟增長產(chǎn)生負(fù)向影響，1～2期貨幣供應(yīng)量第一期產(chǎn)生負(fù)向影響，第二期產(chǎn)生正向影響，說明短期內(nèi)房價對利率和貨幣增長的變化相當(dāng)敏感。

通過因果關(guān)系檢驗可以發(fā)現(xiàn)房價波動和通脹之間存在單向Granger因果關(guān)系，即房價上升會帶來一定程度的價格上漲。房價波動和貨幣供給量變化之間存在單向Granger因果關(guān)系，即貨幣供給量的變化會對房價產(chǎn)生較為顯著的影響。

2.4 脈沖響應(yīng)函數(shù)及方差檢驗

在建立關(guān)于銀行貸款（即需求方）的誤差修正模型之后，通過假定模型中各個變量產(chǎn)生的標(biāo)準(zhǔn)差信息，可以計算出銀行貸款和房價波動對該沖擊的響應(yīng)函數(shù)，檢驗結(jié)果如圖1所示。

（1）HP對其自身的沖擊響應(yīng)最大，在第一個月時影響達到最大值43.77%，第二期降到20%，隨后衰減，到了第十期基本回到水平狀態(tài)。CPI對HP的沖擊響應(yīng)在第一個月為0，第二個月為0.6%，第三期為負(fù)值，但是數(shù)值不大，隨后第四期為正值，第五期為負(fù)值，隨后基本保持正負(fù)向交錯的影響，但是基本保持在水平狀態(tài)，振幅基本不大。LL與PPI、M2、DK基本第一個月的響應(yīng)都是0，但是第二期開始，利率的影響最大為11%，其次是M2的影響為7.2%，第三期M2為1 6.79%，然后基本保持在5%左右，但是利率第三四期為4%左右，隨后基本保持在水平狀態(tài)，經(jīng)濟增長基本保持在負(fù)向影響，但是基本在水平周圍，貸款基本保持在0周圍。

（2）LL對其自身的沖擊影響最大，一開始達到最高值為13.18%，然后迅速下降，到了第二期只有2.8%，但是到了第三期又上升為6%，第四期將為2%，第五期為3%，然后基本保持早1%左右，到了第九期基本回到水平狀態(tài)。LL對HP的沖擊，一開始幾乎為0，然后上升為1%，基本保持在1.6%左右，到了第九期降為0.7%，第十期為0.6%，說明房價對銀行貸款的規(guī)模影響效果較為持久。LL對 PPI的沖擊一開始為0%，然后基本保持為負(fù)向影響，但是基本保持在水平周圍。LL對M2的沖擊一開始為0，第二期至第七期基本保持在1%左右，到了第八期基本在0.6%左右徘徊。LL對CPI一開始為0，然后基本保持在1%左右，說明影響較持久，但是振幅不大。LL對DK的影響一開始為0，基本保持在正向影響，但是基本在0.2%左右，但是振幅不大。

（3）DK對其自身的沖擊影響最大，但是一直保持在0.6%，其他變量的解釋程度也不高。

總體來說，上述脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果顯示，短期內(nèi)房價的沖擊受到利率（需求方）的影響最為明顯，一開始為正向影響，到了第六期后為負(fù)向影響，說明房價波動受銀行規(guī)模的影響較為明顯且持久，利率受到房價波動的沖擊影響效果相對不強，但持續(xù)性強，且為正向影響，總體來說房地產(chǎn)市場需求方對房價波動起主要作用。

方差檢驗結(jié)果表明短期內(nèi)HP的預(yù)測方差主要來自自身，而長期內(nèi)有利率的5%的解釋力度，貸款有1.32%與PPI的0.9%的解釋力度。短期內(nèi)利率的預(yù)測方差主要來自自身，而長期內(nèi)有HP的5%的解釋力度，M2的3%與CPI的1.95%的解釋力度，PPI有0.35%的解釋力度。短期內(nèi)DK的預(yù)測方差主要來自自身，而長期內(nèi)有M2的12%的解釋力度，PPI的0.9%與CPI的1.5%的解釋力度，HP有0.4%的解釋力度?？芍?，在宏觀經(jīng)濟運行系統(tǒng)中，我國房地產(chǎn)價格與銀行貸款規(guī)模的波動有一定的關(guān)聯(lián)性，長期來看，房地產(chǎn)價格上漲的主要原因在于需求方，供給方的解釋力度相對較弱。

3 結(jié)論與建議

通過將HP、LL、PPI、M2、CPI、DK6個變量進行協(xié)整關(guān)系的實證檢驗房價波動與銀行信貸互動關(guān)系后可以得出以下結(jié)論。

（1）從二者長期均衡關(guān)系來看， 房價與銀行信貸的彈性系數(shù)為0.05，即長期內(nèi)房價增長一個百分點，銀行貸款也會同向增加0.05百分點；（2）二者在長期內(nèi)存在互為Granger因果關(guān)系，即房價波動通過影響市場供需雙方的變化，短期內(nèi)對需求方的影響較大，而銀行信貸（供給方）也會對房價波動產(chǎn)生影響。

通過實證檢驗，發(fā)現(xiàn)對于房價波動產(chǎn)生主要影響的是需求方，供給方產(chǎn)生的影響不顯著，說明我國房地產(chǎn)市場供需不平橫下造成了部分地區(qū)房價不斷的上升，又通過相應(yīng)的途徑造成銀行信貸規(guī)模的變化，因此提出以下建議：（1）加大房地產(chǎn)市場的供應(yīng)，尤其是一線城市的廉租房和共有產(chǎn)權(quán)房的建設(shè)，為居民提供多種選擇；（2）大力發(fā)展城市公共交通，合理規(guī)劃城市布局，推進人口向新城區(qū)擴展，積極在新城區(qū)布局相應(yīng)產(chǎn)業(yè)，完善新城區(qū)的各項醫(yī)療保健等其他設(shè)施，改變當(dāng)前人口向城市中心區(qū)集聚的趨勢。

參考文獻

[1] 梁云芳，高鐵梅.中國房地產(chǎn)價格波動區(qū)域差異的實證分析[J].經(jīng)濟研究，2007（8）.

[2] 趙昕東.中國房地產(chǎn)價格波動與宏觀經(jīng)濟—基于SVAR模型的研究[J].經(jīng)濟評論，2010（1）.

[3] 況偉大.房地產(chǎn)投資、房地產(chǎn)信貸與中國經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2011（1）.

[4] 李斌，張所地，趙華平.中國商品住宅價格與通貨膨脹關(guān)系動態(tài)演變的實證[J].統(tǒng)計與決策，2012（2）.

[5] 段忠東，曾令華，黃澤先.房地產(chǎn)價格波動與銀行信貸增長的實證研究[J].金融論壇，2007（2）.

[6] 張亞麗，梁云芳，高鐵梅.預(yù)期收入、收益率和房價波動—基于35個城市動態(tài)面板模型的研究[J].財貿(mào)經(jīng)濟，2011（1）.

[7] 焦振華.我國貨幣超發(fā)的成因及其對房地產(chǎn)價格的影響[J].湖北社會科學(xué)，2015（6）.

[8] 陳璋，胡國良.貨幣政策、房價波動對居民消費影響的路徑研究[J].金融研究，2016（6）.

①基金項目：廣西自治區(qū)2017年大學(xué)生創(chuàng)新訓(xùn)練項目：商品房價格與通貨膨脹的相關(guān)性研究（201713638014）。

作者簡介：劉育肇（1994-），男，壯族，廣西貴港市人；姚婷（1976-），女，廣西柳州人，碩士研究生，講師，經(jīng)濟師，主要從事貨幣政策理論，財務(wù)分析方面的研究（通訊作者）。