房地产经济学论文：利率与房地产市场互动关系的实证研究_2007_2010年

《中国物价》 2010．09 一、 引言 自 1998年 7 月住房货币化改革以来， 中国结 束了实行多年的 “统一管理， 统一分配， 以租养 房” 公有住房实物分配。 经过十几年的时间， 我国房地产市场得到了长足发展。 房地产业作为我 国国民经济的支柱性产业， 其健康发展与人民生活 以及整个国民经济的发展都息息相关。 然而， 近年 来， 我国房地产市场出现持续高温的态势， 尤其房 地产价格的一路飙升， 在验证中国新的经济增长点 的同时， 也给我国国民经济健康发展和社会生活带 来了隐患， 为此， 政府先后出台了一系列宏观调控 政策。 中央银行货币政策是宏观经济调控的重要手 段之一， 而利率政策作为一项重要的货币政策调控 方式， 在对房地产市场的调节中， 毫无疑问成为重 要的选择。 然而， 利率政策的利用是否能够有效作 用于房地产市场？ 利率与房地产市场之间的关系如 何？ 这逐渐成为理论界争论的焦点。 从国内外以往的研究来看， 不管国内还是国外 学者都非常重视这一领域的研究， 并且研究结果都 明利率的调整对房地产市场尤其价格的波动会产 生影响， 尤其近几年房地产市场的持续高温更是带 动了国内学者对利率调整如何影响房地产市场相关 指标这一课题的研究。 然而， 在以往研究中， 我们 发现， 更多的研究对于房地产市场的衡量指标限定 在房价上， 并且研究的视角仅仅是利率的调整对房 地产市场的影响， 此外， 数据的更新也不及时。 基 于此， 本选择一年期人民币贷款基准利率和从 整体衡量房地产市场的指标全国房地产开发景气指 数 “简称国房景气指数”， 运用计量经济学相关理 论模型和统计软件 Eviews5.0， 对 2007 年 1 月至 2010 年 3 月间利率与房地产市场之间的互动关系 进行实证研究， 进而根据实证结果分析导致两者互 动不足的原因， 以期寻求促进我国房地产市场健康 发展的相关政策措施。 二、 实证分析及检验 （一） 数据的选取和说明 为了研究利率与房地产市场之间的互动关系， 鉴于数据的可取性和现实意义， 本文选取 2007 年 1 月至 2010 年 3 月间一年期人民币贷款基准利率 和房地产开发景气指数的相关月度数据， 其中， 利率与房地产市场互动关系的实证研究： 2 0 0 7～2 0 10 年 郭树华 1 张 峻 2 王俐娴 3 摘 要：房地产业是关系我国国计民生的支柱性产业，利率是一项重要的宏观调控指标。 本文运用经济学相 关理论、计量经济学模型和统计软件 Eviews5.0，利用 2007 年 1 月至 2010 年 3 月间的相关月度数据，对我国利率 与房地产市场之间的互动关系进行了实证分析。 结果显示，我国利率与房地产市场在长期存在协整关系，利率可 以作为引致房地产市场变化的原因，然而，这种影响是不灵敏的并且是滞后的，同时，利率的变化并不显著受房 地产市场变动的影响，两者互动不足。 因此，要实现利率与房地产市场的良好互动以及房地产市场的健康稳定发 展，除了要继续加快利率市场化的进程，更应发挥政府的作用，做好房地产市场发展规划、加大经济适用房和廉 租房的供给、完善市场监管制度以及引导理性投资。 关键词：利率 房地产市场 互动关系 实证研究 房地产市场与价格 32 34 《中国物价》 2010．09 一年期人民币贷款基准利率取自中国人民银行网 站利率的历史统计数据， 房地产开发景气指数取 自中经网产业数据库 （具体见表 1）。 同时， 为了 消除相关时间序列数据的异方差影响， 对于一年 期人民币贷款基准利率和房地产开发景气指数分 别取实际值的自然对数形式， 分别记为: lnLIR 和 lnREPI， 其基本模型构建为： lnREPIt=lnLIRt+C （二） 实证分析 1. ADF平稳性检验 迄今为止， 对时间序列的分析是通过建立因果 关系为基础的结构模型进行的， 而无论是单方程还 是联立方程的建模都是假设这些数据是平稳的时间 序列数据， 而在实际的经济运行中， 经济变量的数 据很少是平稳的。 如果在假设经济变量是平稳的前 提下利用传统的普通最小二乘法对经济变量进行回 归分析时， 得到的回归结果很可能导致 “伪回归”， 因此在进行下一步的检验和分析时， 首先对时间序 列数据进行平稳性检验， 尤其在进行协整检验前， 这个步骤是不容忽略的 。 下面我们将对 lnLIR、 lnREPI 以及它们的一阶差分△lnLIR 和△lnREPI 进行 ADF检验， 具体数值见表 2： 从表 2 检验结果可以看出， 通过对 lnLIR 和 lnREPI的时间序列样本数据进行 ADF 平稳性检验 发现， lnLIR 和 lnREPI 均是不平稳时间序列； 而 当我们对 lnLIR 和 lnREPI 选取适当的滞后差分项 即进行一阶差分后作平稳性检验， 根据 ADF 平稳 性的检验原理， 并结合值判定序列相关性， 可知 △lnLIR和△lnREPI 分别在模型 2 （△Xt=α+δXt-1+ m i = 1 Σβi△Xt-i+εt， 仅含有常数项， 无时间趋势） 和模 型 1 （△Xt=δXt-1+ m i = 1 Σβi△Xt-1+εt， 无常数项和时间 趋势） 下拒绝原假设： H0： δ＝0， 因此， △lnLIR 和△lnREPI 不存在单位根， 是平稳时间序列， 即 △lnLIR ^ I （ 1） 和△lnREPI ^ I （ 1） ， lnLIR 和 lnREPI均是1阶单整时间序列。 2. 协整分析 相关变量的协整分析揭示的是变量之间的一 种长期稳定的均衡关系， 是均衡关系在统计上的 表述。 关于协整关系的检验有很多方法， 如 E-G 两步法， Johnson 极大似然法， 频域非参数谱回归 法和 Buyes 法， 考虑到本文只有两个经济变量， 因此我们运用 E-G 两步法进行检验。 一般而言， 在分析经济变量之间是否存在协整关系之前， 首 先要检验变量的平稳性。 通过上述对两变量的水 平值和一阶差分值进行 ADF 检验， 我们知道， 均 是 1 阶单整时间序列， 其一阶差分构成平稳的 表 1 一年期人民币贷款基准利率和房地产开发景气指数 数据来源： 一年期人民币贷款基准利率来源于中国人民银行 网站； 房地产开发景气指数来源于中经网产业数据库 ， 其中 ， 2009 和 2010 年 1 月份数据缺失。 年月 一年期人民 币贷款基准 利率（％） 房地产开发 景气指数 年月 一年期人民 币贷款基准 利率（％） 房地产开发 景气指数 2007-01 6.12 102.42 2008-08 7.47 101.78 2007-02 6.12 101.78 2008-09 7.20 101.15 2007-03 6.39 101.22 2008-10 6.66 99.68 2007-04 6.39 102.65 2008-11 5.58 98.46 2007-05 6.57 103.32 2008-12 5.31 96.46 2007-06 6.57 103.63 2009-02 5.31 94.86 2007-07 6.84 104 2009-03 5.31 94.74 2007-08 7.02 104.48 2009-04 5.31 94.76 2007-09 7.29 104.99 2009-05 5.31 95.94 2007-10 7.29 105.74 2009-06 5.31 96.55 2007-11 7.29 106.59 2009-07 5.31 98.01 2007-12 7.47 106.45 2009-08 5.31 100.08 2008-01 7.47 106.11 2009-09 5.31 101.08 2008-02 7.47 105.55 2009-10 5.31 102.03 2008-03 7.47 104.72 2009-11 5.31 102.78 2008-04 7.47 104.07 2009-12 5.31 103.66 2008-05 7.47 103.34 2010-02 5.31 105.47 2008-06 7.47 103.08 2010-03 5.31 105.89 2008-07 7.47 102.36 表 2 ADF 检验 变量 检验类型 ADF 值 1% 临界值 5% 临界值 10% 临界值 D-W 是否 平稳(c，t，n) lnLIR (c，t，1) -2.513193 -4.243644 -3.544284 -3.024699 1.989390 否 (c，0，1) -1.176523 -3.632900 -2.948404 -2.612874 1.951949 否 (0，0，1) -0.422426 -2.632688 -1.950687 -1.611059 1.888773 否 lnREPI (c，t，1) -2.115054 -4.243644 -3.544284 -3.204699 2.370410 否 (c，0，1) -1.985179 -3.632900 -2.948404 -2.612874 2.270377 否 (0，0，1) 0.438639 -2.632688 -1.950687 -1.611059 2.056142 否 △lnLIR (c，t，1) -3.115438 -4.243644 -3.544284 -3.204699 1.860738 否 (c，0，1) -3.027609 -3.632900 -2.948404 -2.612874 1.888082 是 (0，0，1) -3.049645 -2.632688 -1.950687 -1.611059 1.891732 是 △lnREPI (c，t，1) -2.235773 -4.243644 -3.544284 -3.204699 2.046424 否 (c，0，1) -2.250800 -3.632900 -2.948404 -2.612874 2.056577 否 (0，0，1) -2.246554 -2.632688 -1.950687 -1.611059 2.052717 是 注： 在检验类型中， c 表示常数项即截距， t 表示趋势项即 时间趋势， n 表示滞后阶数 房地产市场与价格 35 《中国物价》 2010．09 表 4 Granger 因果关系检验结果 滞后期 检验项目（原假设） F 统计量 P 值 检验结果 1 lnLIR 不是引致 lnREPI 的 Granger 原因 11.2440 0.00202 拒绝 lnREPI 不是引致 lnLIR 的 Granger 原因 4.16973 0.04921 接受 3 lnLIR 不是引致 lnREPI 的 Granger 原因 11.7333 4.2E-05 拒绝 lnREPI 不是引致 lnLIR 的 Granger 原因 1.69925 0.19076 接受 5 lnLIR 不是引致 lnREPI 的 Granger 原因 5.99795 0.00135 拒绝 lnREPI 不是引致 lnLIR 的 Granger 原因 0.74157 0.60100 接受 8 lnLIR 不是引致 lnREPI 的 Granger 原因 3.99418 0.01573 拒绝 lnREPI 不是引致 lnLIR 的 Granger 原因 0.60167 0.76039 接受 10 lnLIR 不是引致 lnREPI 的 Granger 原因 2.32400 0.15709 拒绝 lnREPI 不是引致 lnLIR 的 Granger 原因 0.50900 0.83511 接受 11 lnLIR 不是引致 lnREPI 的 Granger 原因 2.46644 0.24789 拒绝 lnREPI 不是引致 lnLIR 的 Granger 原因 1.05250 0.55007 接受 I (0) 过程。 因此， 可以做协整关系检验。 首先， 对 lnLIR和 lnREPI进行回归得： lnREPI=4.351632+0.147835lnLIR （75.99103） （4.758905） R2=0.392858， D.W.=0.110262 在上述方程中， R2=0.392858 说明该回归方程 的拟合程度不好， 同时 D.W.=0.110262 说明该残 差项具有一阶正的自相关。 因此， 考虑在模型中 加入一阶滞后项， 得 lnLIR 与 lnREPI 的分布滞后 模型， 进行回归得到： lnREPIt=-0.256539+1.070891lnREPIt-1 （-1.016519） （18.36995） +0.084591lnLIRt-0.122520lnLIRt-1 （2.110278） （-3.17002） R2=0.950882， D.W.=1.281394 在分布滞后方程中， R2=0.950882， 说明该回 归方程的拟合度相当好， D.W.=1.281394， 表明该 方程的残差项不具有自相关。 同时， 从该回归方程 中变量的系数我们可以看出， 该模型符合实际经济 状况， 由于房地产对金融的依赖性， 所以金融机构 贷款利率的变动将对房地产市场产生影响； 同时， 由于房地产这种特殊商品的时滞性， 将导致房地产 市场对于利率调整的反映具有明显的滞后性。 然而， 回归方程的建立并不能代表两者之间 存在协整关系， 按照协整理论的原理， 若变量之 间存在协整关系， 那么残差序列应该是平稳的， 因此， 我们将对上述方程中的残差序列进行 ADF 检验， 具体数值见表 3： 通过对残差 RESID的 ADF检验可以看出， 在 考虑只有截距项以及截距项和趋势项都没有的两 种情况下， 残差项的 ADF 值均小于 1%至 10%的 任何临界值； 在截距项和趋势项的考虑的情况下， 残差项的 ADF值小于 1％的临界值， 同时结合 D.W. 值， 拒绝存在单位根的零假设， 可认为残差时间序 列是平稳的。 因此， 我们可以得出， 2007年 1月至 2010年 3月间一年期人民币贷款基准利率与房地产 开发景气指数存在协整关系， 其长期稳定形式为： lnREPIt=-0.256539+1.070891lnREPIt-1 + 0.084591lnLIRt-0.122520lnLIRt-1 3. Granger 因果关系检验 当确定变量的相关经济数据为平稳时间序列且 变量之间在长期是稳定时， 我们可以判断变量之间 存在某种因果关系， 换言之， 若变量之间存在协整 关系时， 这些变量至少存在一个方向的 Granger因 果关系。 根据上述分析我们知道， 一年期人民币贷 款基准利率与房地产开发景气指数是平稳的时间序 列且在长期之内存在协整关系， 因此， 我们可以进 一步探讨两者之间的因果关系。 由于 Granger 因果 关系检验对滞后期的阶数非常敏感， 这里采用依次 多滞后几期看结构是否具有同一性的方法， 我们分 别取滞后期为 1、 3、 5、 8、 10、 11， 然后与临界 值作比较。 检验结果如表 4所示： 通过上表中的 Granger因果关系检验我们可以 看出， 在所选的 6种滞后期中， 都拒绝 “lnLIR 不 是引致 lnREPI 的 Granger 原因”， 即都认为 “lnLIR 是引致 lnREPI 的 Granger 原因”， 由于房地产市场 对于金融依赖比较强， 利率的调整在一定程度上会 影响房地产市场的开发、 投资以及价格； 同时， 在 所有的滞后期中， 都接受 “lnREPI 不是引致 lnLIR 的 Granger 原因 ” ， 即认为 “ lnREPI 不是引致 表 3 残差的 ADF 检验 变量 检验类型 ADF 值 1% 临界值 5% 临界值 10% 临界值 D-W 是否 平稳(c，t，n) resid (c，t，1) -3.993003 -4.243644 -3.544284 -3.204699 1.991962 是 (c，0，1) -4.097740 -3.632900 -2.948404 -2.612874 1.984114 是 (0，0，1) -4.155128 -2.632688 -1.950687 -1.611059 1.983738 是 注： 在检验类型中， c 表示常数项即截距， t 表示趋势项即 时间趋势， n 表示滞后阶数 房地产市场与价格 34 36 《中国物价》 2010．09 lnLIR的 Granger 原因”， 这说明利率的历次调整与 变化并不受房地产市场变化的影响。 从整体而言， 利率与房地产市场之间的影响只是单向的， 利率的 调整在很大程度上影响房地产市场， 而房地产市场 相关指标的变动却不显著影响利率的变化。 4. 建立误差修正模型 根据 Granger 定理， 如果变量之间存在协整 关系， 即变量存在着长期的稳定关系， 那么这种 长期稳定关系是在短期动态过程中的不断调整下 得以维持的， 并且这种短期动态非均衡关系总能 由一个误差修正模型表述。 误差修正模型的建立， 既考虑了长期均衡关系， 又考虑短期的调节作用。 首先， 根据上述协整分析， 我们知道一年期 人民币贷款利率 lnLIR 和房地产开发景气指数 lnREPI存在长期协整关系， 其长期稳定形式为： lnREPIt=-0.256539+1.070891lnREPIt-1 + 0.084591lnLIRt-0.122520lnLIRt-1 根据误差修正模型建立的， 变量存在协 整关系， 所以就可以建立误差修正模型： △lnREPIt=0.002077+△0.109033lnLIR-0.032813et-1 （2.59112） （4.37268） （-5.48054） R2=0.833815， F=28.09739 在误差修正模型中， et-1是误差修正项， 其系 数为负数， 符合方向修正机制， 该系数反映了对 偏离长期均衡的调整力度， 当短期波动偏离长期 均衡时， 将以 （－0.032813） 的调整力度将非均衡 状态拉回到均衡状态， 系数－0.032813 也说明当期 一年期人民币贷款基准利率 lnLIR 的调节对下一 期房地产开发景气指数 lnREPI 调节的幅度并不 大， 仅为 3.2813％； 同时， 从利率的系数来看， 短期内利率对于房地产开发景气指数有一个正向 的影响， 但是这种影响相当小， 仅为 0.109033％。 三、 结论和政策建议 通过对 2007 年 1 月至 2010 年 3 月间一年期 人民币贷款基准利率与房地产开发景气指数相关 数据的协整、 因果关系以及短期动态波动分析， 我们发现， 在长期内， 利率与房地产市场存在协 整关系， 利率的调整在一定程度上影响着房地产 市场， 而利率的变化并不显著受房地产市场相关 指标的影响； 同时， 实证结果也显示， 利率的调 整对于房地产市场的影响是存在的， 但这种影响 的力度相当小、 反映不灵敏， 两者之间的互动不 足； 再有， 不管是在短期还是长期， 利率对于房 地产市场的影响都是正向的， 我们一般认为， 利 率的提高对抑制房地产市场的开发、 投资以及价 格有一定的作用， 然而， 实证的结果显示这样的 理论在中国当前过热的房地产市场中说服力不足， 利率政策对于当前房地产市场的调控似乎失效了。 因此， 针对我国目前过热的房地产市场， 由 于利率受国家严格管制， 利率杠杆作用有限， 仅 靠利率政策的调整来调节房地产市场的发展， 显 然不够理想， 这就要求我们在力求加快利率市场 化以促利率与房地产市场良好互动的同时， 也应 该从我国的实际出发， 发挥政府的作用， 做好房 地产市场发展规划、 加大经济适用房和廉租房的 供给、 完善市场监管制度以及引导理性投资， 不 断改进和完善我国房地产市场发展中存在的不足， 使利率政策对于房地产市场的调控落实到位， 促 进我国房地产市场健康稳定发展。 参考文献： 李子奈，潘文卿，《计量经济学》，高等教育出版社，2004。 宋玉娟，《银行利率与房地产业关系的实证分析》，《经济纵横》， 2005.9。 孔煜，利率与房价关系的认识，《建筑经济》，2007.9。 王爱俭、 沈庆劫，《人民币汇率与房地产价格的关联性研究》， 《金融研究》，2007.6。 王春生、王淞，《房地产经济学》，大连理工大学出版社，2001。 孙军 ， 《政府在房地产市场中的重新定位 》， 《经济研究 》， 2009.9。 张朋能、 李鹏，《我国政府在房地产市场中的作用分析》，《现代 商贸工业》，2009.21。 王家庭、 张换兆，《利率变动对中国房地产市场影响的实证分 析》，《中央财经大学学报》，2006.1。 于琳方、徐长玉，《我国现行房地产宏观调控政策存在的问题与 对策建议》，《金融与经济》，2008.7。 刘舒潇，《货币政策与房地产价格： 理论分析与实证研究》，《新 疆财经》，2007.4。 李进涛、谭术魁、郭志涛，《利率调整与房地产市场波动关系的 实证研究》，《南方金融》，2007.12。 （作者单位：1 云南大学经济学院 2 德宏传媒集团 3 云南大学经济学院） 责任编辑：田小秋 房地产市场与价格 37