吳 月 謝巧云 易 珺 繆超男 王子龍 邱士雷

（南京航空航天大學(xué)，江蘇 南京 211100）

一、引言

在我國(guó)，房地產(chǎn)市場(chǎng)一直是宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的有力推動(dòng)因素，而股票市場(chǎng)則是國(guó)民經(jīng)濟(jì)走勢(shì)的風(fēng)向標(biāo)。房、股兩市由于投資者會(huì)根據(jù)收益率及風(fēng)險(xiǎn)狀況不斷調(diào)整投資組合而存在互動(dòng)相關(guān)性。研究股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)之間的互動(dòng)機(jī)制，對(duì)我國(guó)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前，由于國(guó)外房股雙市的發(fā)展已較為成熟，國(guó)外學(xué)者對(duì)于其二者的相互作用關(guān)系進(jìn)行了較為廣泛的研究。Tsoyu et al.(2011)使用協(xié)整分析及因果檢驗(yàn)探究了亞洲六個(gè)國(guó)家或地區(qū)房股的相關(guān)性，得出房股兩市在日本、中國(guó)大陸、香港及臺(tái)灣地區(qū)均呈現(xiàn)協(xié)整關(guān)系，而在韓國(guó)和新加坡則相互獨(dú)立[1]。Aye et al.(2013)則進(jìn)行非參數(shù)協(xié)整測(cè)試，得出南非的房股市場(chǎng)具有雙向因果作用[2]，這與Okunev et al.(2000)得出的其二者無(wú)長(zhǎng)期相關(guān)性的結(jié)論截然不同[3]。Haoyuan Ding et al.(2014)創(chuàng)新性地用分位數(shù)因果檢驗(yàn)法探究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)二者的回歸處于尾分位數(shù)區(qū)間的極端情況時(shí)，其相互影響更大[4]。

國(guó)內(nèi)研究中，王柳元、賀菊花（2017）構(gòu)建計(jì)量VAR模型發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)和股價(jià)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，短期來(lái)看，股市對(duì)房市的影響較大；而長(zhǎng)期來(lái)看，房市對(duì)股市的影響更為強(qiáng)烈[5]。李明彥（2009）進(jìn)行實(shí)證分析得出：房、股兩市之間在短期和長(zhǎng)期內(nèi)都存在較顯著的相關(guān)性，房市對(duì)股市有很強(qiáng)的引導(dǎo)作用，而股市對(duì)房市的引導(dǎo)作用則相對(duì)較弱[6]。張明璇（2017）則指出股票市場(chǎng)為房地產(chǎn)市場(chǎng)的單向格蘭杰原因，股價(jià)與房?jī)r(jià)正相關(guān)[7]。劉金全、解瑤姝（2016）研究得出房、股兩市的相關(guān)性隨著時(shí)間變化改變，且大部分時(shí)間內(nèi)為正[8]。而林眾（2012）根據(jù)預(yù)期效應(yīng)、財(cái)富效應(yīng)與替代效應(yīng)的傳遞機(jī)制，得出結(jié)論：房市對(duì)股市的替代效應(yīng)在短期內(nèi)起主要作用并產(chǎn)生負(fù)相關(guān)關(guān)系，股市對(duì)房市的財(cái)富效應(yīng)在短期內(nèi)起主要作用并產(chǎn)生正相關(guān)關(guān)系[9]。

綜觀國(guó)內(nèi)外關(guān)于房股相互作用的研究分析，受所選地區(qū)經(jīng)濟(jì)及政治政策及所用實(shí)證方法的影響，各國(guó)學(xué)者得出的結(jié)論也不盡相同，大部分學(xué)者認(rèn)為房股兩市間存在互動(dòng)相關(guān)性，且房地產(chǎn)市場(chǎng)的波動(dòng)對(duì)股市的影響更為顯著。就此，本文將通過(guò)進(jìn)一步的理論與實(shí)證研究，綜合解析中國(guó)房股兩市的互動(dòng)現(xiàn)狀。

二、房地產(chǎn)市場(chǎng)與股票市場(chǎng)互動(dòng)機(jī)制的理論分析

（一）財(cái)富效應(yīng)

我國(guó)狹窄的投資渠道集中于房地產(chǎn)市場(chǎng)與股市，所以當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格發(fā)生變動(dòng)時(shí)，房地產(chǎn)擁有者財(cái)富水平的變化會(huì)影響其投資決策，尤其是股票市場(chǎng)的投資。當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，房地產(chǎn)持有者財(cái)富增加，將增加其在股票市場(chǎng)的投資[10]。同理，股價(jià)的上漲也會(huì)相對(duì)抬高房?jī)r(jià)。

（二）信貸擴(kuò)張機(jī)制

股票和房地產(chǎn)作為金融市場(chǎng)中最為普遍的信貸抵押物，其價(jià)值變動(dòng)決定借貸者貸款能力大小，從而影響信貸市場(chǎng)。當(dāng)房?jī)r(jià)或股價(jià)上漲時(shí)，借貸者融資貸款能力提升，從而擁有更多資金投資至房地產(chǎn)與股票市場(chǎng)，再推動(dòng)股價(jià)和房?jī)r(jià)的上漲，導(dǎo)致其借貸能力進(jìn)一步提升，引起信貸擴(kuò)張。反之，若房?jī)r(jià)或股價(jià)下跌，將引起信貸緊縮，帶來(lái)房地產(chǎn)、股票價(jià)格持續(xù)下跌的惡性循環(huán)。

圖1 信貸擴(kuò)張機(jī)制作用路徑圖

在信貸擴(kuò)張機(jī)制作用下，房、股兩市任何一方的價(jià)值變動(dòng)，都可帶動(dòng)雙方進(jìn)入或共同上升或下跌的發(fā)展循環(huán)[11]。

（三）資產(chǎn)組合效應(yīng)

哈里馬柯維茨比（Harry Markowitz）在其文章“資產(chǎn)選擇”中提出了資產(chǎn)組合理論來(lái)強(qiáng)調(diào)收益最大化與風(fēng)險(xiǎn)控制并行的理念。本文用期望收益率代表收益率，用方差代表風(fēng)險(xiǎn)水平。假設(shè)有房地產(chǎn)A和股票B兩種資產(chǎn)，兩者在投資中所占的比例分別為X1和X2，X1+X2=1，期望收益率分別為E(r1)和E(r2)，方差分別為σ21和σ22，ρ為資產(chǎn)A和B的相關(guān)系數(shù)。有：

投資組合Z的期望收益率及方差：

可以看出，z的收益率是由A和B的收益率及各自在投資中所占的比重決定的。z的風(fēng)險(xiǎn)受到相關(guān)系數(shù)ρ、房地產(chǎn)投資風(fēng)險(xiǎn)σ21和股票投資風(fēng)險(xiǎn)σ22及各自在投資組合中的比例x1，x2的影響。

投資者為實(shí)現(xiàn)收益最大化的目標(biāo)，必然會(huì)增加其中收益率較高的一項(xiàng)投資并減少收益率較低的投資。由此，房地產(chǎn)和股票在投資者的資產(chǎn)組合中存在相互替代性。但當(dāng)大量資產(chǎn)流入房地產(chǎn)或股票市場(chǎng)時(shí)，使得投資組合的收益與風(fēng)險(xiǎn)一并增加，投資者又將減少收益率較高但風(fēng)險(xiǎn)較大的資產(chǎn)投入[12]。由此，房地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的相互替代性并不完全。

（四）模型構(gòu)建及數(shù)據(jù)選取

為定量研究房地產(chǎn)與股票市場(chǎng)之間的相互作用，本文采用雙變量自回歸模型作為研究工具,以上證綜指（SP）代表股市財(cái)富的變動(dòng)，而以商品房平均銷售價(jià)格指數(shù)（RE）表示房地產(chǎn)財(cái)富變化，并對(duì)其進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，得到該模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式是：

式中，μt，α0…αk，β0…βk,φ0…φk，γ0…γk是待估參數(shù)；εt，μt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文選取了1995-2015年商品房平均銷售價(jià)格指數(shù)（RE）及上證綜指（SP）的年度數(shù)據(jù)以分別反映房地產(chǎn)市場(chǎng)與股市財(cái)富的變動(dòng)，原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，通過(guò)相應(yīng)的計(jì)算和修正，定義對(duì)數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)為lnRE、lnSP。

三、房地產(chǎn)市場(chǎng)與股票市場(chǎng)互動(dòng)機(jī)制的實(shí)證研究

（一）單位根檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)所取時(shí)間序列是否為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，本文將采取檢驗(yàn)法來(lái)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。其結(jié)果如下表：

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表1得，一次差分后Dlnre和Dlnsp在5%的臨界值是平穩(wěn)的。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)驗(yàn)證各變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系。本文采用Engle-Granger兩步法來(lái)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)：

第一步，我們已經(jīng)得出lnre和lnsp都是一階單整序列，即lnre～I(xiàn)(1)lnsp～I(xiàn).用OLS對(duì)其進(jìn)行回歸：

對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，得到殘差

第二步，檢驗(yàn)et的平穩(wěn)性，其結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表2得，殘差值et在1%的置信水平下，拒絕原假設(shè)，證明股價(jià)與房?jī)r(jià)并不存在長(zhǎng)期的關(guān)系，兩者間的關(guān)系十分復(fù)雜。

（三）雙變量VAR自回歸模型

雙變量自回歸模型常用于分析變量間的短期關(guān)系。由于該模型要求變量平穩(wěn)，因此我們將使用一階差分形式的Dlnre和Dlnsp建模，并根據(jù)SIC與SC準(zhǔn)則選取了最優(yōu)滯后期為2期進(jìn)行回歸，其結(jié)果如表3所示。

表3 雙變量VAR自回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果

由表3得，上證綜合指數(shù)增長(zhǎng)率主要受滯后期為兩期的上證綜合指數(shù)增長(zhǎng)率Dlnsp(-2)與滯后期為一期和二期的商品房平均銷售價(jià)格增長(zhǎng)率Dlnre(-1)和Dlnre(-2)的影響。而上證指數(shù)增長(zhǎng)率對(duì)商品房平均銷售價(jià)格沒(méi)有顯著影響。

（四）脈沖效應(yīng)

為了進(jìn)一步探究房地產(chǎn)市場(chǎng)與股市相互間的影響關(guān)系與影響程度，我們將對(duì)其進(jìn)行脈沖相應(yīng)分析。其結(jié)果如圖所示：

圖3 脈沖響應(yīng)分析圖

由圖3得，上證指數(shù)受到一個(gè)正的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)指數(shù)將立刻作出一個(gè)負(fù)向的回應(yīng)，并在第四期時(shí)達(dá)到最大，這種由財(cái)富效應(yīng)主導(dǎo)的正效應(yīng)敏感系數(shù)很小,僅有0.0083。而上證指數(shù)對(duì)房?jī)r(jià)指數(shù)的變動(dòng)的反應(yīng)在第三期就達(dá)到最大，且這種由替代效應(yīng)主導(dǎo)的負(fù)效應(yīng)的影響程度較大達(dá)-0.067，且持續(xù)至第八期才逐漸趨于平穩(wěn)。

（五）Granger因果檢驗(yàn)

對(duì)于不存在協(xié)整關(guān)系的兩個(gè)一階單整變量，需進(jìn)行不改變因果關(guān)系的差分變換使之平穩(wěn)后才可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。因此我們選取進(jìn)行一次差分的Dlnre和Dlnsp進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。

表4 雙變量VAR自回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果

由表4得，當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，短期內(nèi)商品房平均銷售價(jià)格是上證指數(shù)增長(zhǎng)率的格蘭杰原因，而上證指數(shù)卻不為商品房平均銷售價(jià)格的格蘭杰原因。

四、結(jié)論與政策建議

本文從財(cái)富效應(yīng)、信貸擴(kuò)張機(jī)制、資產(chǎn)組合效應(yīng)三個(gè)方面展開(kāi)理論分析，并根據(jù)1995年-2015年的年度數(shù)據(jù)樣本，利用單位根檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)、雙變量自回歸模型、脈沖效應(yīng)和格蘭杰因果檢驗(yàn)分析這幾種計(jì)量方法，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的互動(dòng)機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究，得出如下結(jié)論：

（一）房地產(chǎn)與股票市場(chǎng)之間并不具備長(zhǎng)期的協(xié)同關(guān)系

從預(yù)期效應(yīng)角度分析，住房資產(chǎn)價(jià)值近年來(lái)持續(xù)攀升，投資者信心充足，而股市則易受宏觀及微觀因素?cái)_動(dòng)，走勢(shì)不穩(wěn)，難以使股民保持良好的預(yù)期；從替代效應(yīng)角度分析，房產(chǎn)具有消費(fèi)與投資雙重屬性，股市對(duì)房市的替代效應(yīng)也難以穩(wěn)定的發(fā)揮作用。

（二）短期來(lái)看，房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)股票市場(chǎng)的影響程度更為顯著

這主要是因?yàn)榉渴匈Y產(chǎn)單位價(jià)值較高，資金流動(dòng)性不足，無(wú)法對(duì)短期的市外波動(dòng)迅速作出反應(yīng)；而股市則因其特殊的即時(shí)買賣機(jī)制、較低的單價(jià)及投資者的投機(jī)心理而更易受到外界因素的擾動(dòng)。

（三）股市受到自身的影響，且該影響的持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)

對(duì)于股票市場(chǎng)來(lái)說(shuō)，前期價(jià)格的高低以及浮動(dòng)程度會(huì)對(duì)本期產(chǎn)生傳導(dǎo)作用。說(shuō)明目前我國(guó)股市參與者的盲目投資減少，開(kāi)始根據(jù)歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行理性投資。但由于股市前期趨勢(shì)的延續(xù)性，股票市場(chǎng)受到?jīng)_擊時(shí)的恢復(fù)能力有限，穩(wěn)定性較弱。

根據(jù)以上三點(diǎn)結(jié)論，本文提出相應(yīng)的政策建議如下：

第一，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展良好時(shí)，房市和股市應(yīng)呈現(xiàn)互為支持、同步上升的情況。對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)，應(yīng)加快拓寬供應(yīng)渠道，推行租購(gòu)并舉政策，穩(wěn)定其供需狀況。同時(shí)試行空置稅替代房產(chǎn)稅方法，以控制投機(jī)行為成本、提高房產(chǎn)的使用效率；對(duì)股票市場(chǎng)，要培養(yǎng)投資者以價(jià)值為導(dǎo)向的投資理念，減少非理性波動(dòng)。同時(shí)要注重發(fā)揮股票市場(chǎng)自我調(diào)節(jié)的作用，深化改革其內(nèi)在穩(wěn)定機(jī)制，讓市場(chǎng)逐步回歸正軌。

第二，控制房市泡沫，構(gòu)建繁榮穩(wěn)定的股市新常態(tài)。一方面，政府可進(jìn)一步出臺(tái)關(guān)于推動(dòng)住房租賃資產(chǎn)證券化的相關(guān)政策，提高住房租賃存量資金使用效率，以限制房地產(chǎn)市場(chǎng)的投資性；另一方面，可通過(guò)增強(qiáng)證券市場(chǎng)監(jiān)管懲戒力度，優(yōu)化公司上市資格判斷標(biāo)準(zhǔn)，以控制市場(chǎng)投機(jī)行為，增強(qiáng)投資者信心，推進(jìn)股市健康發(fā)展。

第三，繼續(xù)進(jìn)行我國(guó)股票市場(chǎng)改革，規(guī)范股票市場(chǎng)制度。構(gòu)建股票市場(chǎng)質(zhì)量動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)體系，準(zhǔn)確及時(shí)地掌握股市的發(fā)展情況，提高其穩(wěn)定性；完善外資進(jìn)入A股的途徑，推進(jìn)國(guó)際資本與中國(guó)市場(chǎng)的對(duì)接，逐步完善我國(guó)金融市場(chǎng)；適當(dāng)提高上市門檻，保證上市公司質(zhì)量，形成健康穩(wěn)定的股市環(huán)境。