利率與房地產市場互動關系的實證分析

【摘要】伴隨著市場經濟建設的不斷推進，我國房地產價格和開發投資速度一直居高不下，房地產業作為國民經濟的支柱產業，它的高速發展成就了我國經濟進入21世紀近10年的繁榮。但同時值得注意的是，房地產業作為資金密集型產業，較高的財務杠桿使得房地產業也是風險集聚型產業。因此，加強房地產業的調控是政府宏觀調控的重要內容之一，而利率又是宏觀經濟調控中貨幣政策調控的重要手段，因此研究利率與房地產開發之間的關系顯得尤為重要。本文選取2000年～2013年的數據，來檢驗房地產市場與利率之間的互動關系。

【關鍵詞】利率 房地產開發綜合景氣指數 協整分析 Granger因果檢驗

一、理論基礎

（一）現代金融學理論基礎

按照現代金融學理論，利率是資金的價格，它不僅反映了資金市場的供求關系，也可調節資金的供求關系，受到物價水平、經濟周期和預期的影響，利率作為外部因素對房地產經濟運行有一定的影響。

（二）房地產經濟學理論基礎

我國金融市場的房地產融資主要以間接融資（銀行信貸）為主，因此房地產業的融資成本直接受銀行信貸利率的影響。當國家采取較寬松的貨幣政策社會流動性充足時，貨幣供給增加，貸款利率下降，使用資金的成本也隨之下降，使得房地產開放加速，房產供給增加，房地產價格下降。

二、統計方法

（一）數據的單整檢驗

時間序列的不穩定性所導致的偽回歸現象會使檢驗結果出現偏差。對時間序列進行單位根檢驗可有確定各序列的平穩性和單整階數。單位根檢驗主要包括：DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗等。本文采用ADF檢驗方法。ADF檢驗的原假設是Ho：要檢驗的過程有單位根，不平穩。備擇假設是H1：要檢驗的過程是平穩過程。若ADF值大于臨界值，則接受Ho；相反，則拒絕Ho。

（二）協整分析

Granger因果關系檢驗的前提是要進行協整檢驗。由于本文有兩個變量，故選用EG兩步法進行協整檢驗。本文先對一階平穩時間序列Xt、Yt做最小二乘回歸，得到OLS法的估計量，再用ADF檢驗估計殘差序列是否構成平穩過程，若殘差序列穩定，則Xt、Yt之間存在協整關系，反之，則Xt、Yt間不存在協整關系。

（三）Granger因果檢驗

判斷變量之間是否存在因果關系的重要前提是確定變量的時間序列平穩并且變量之間存在協整關系，即可分析變量之間的因果關系。Granger主要考察x是否會導致y，同時考察x能夠在多大程度上解釋y，為了提高x解釋y的程度，我們可以加入x的滯后值進入原模型。

三、統計數據

本文中，利率選取金融機構一年期人民幣貸款基準利率。房地產市場以房地產開發綜合景氣指數（即國房景氣指數是反映房地產市場景氣變化趨勢和程度的綜合指數）作為其衡量指標，用F表示。以上序列變量都取對數， 生成對數序列用LOGF和LOGR表示?；灸Ｐ蜑椋篖OGFt=LOGRt+C。

樣本數據期間為2000年1月至2013年12月，金融機構一年期人民幣貸款基準利率來自中國人民銀行網站，房地產開發綜合景氣指數來自國研網。

四、實證分析

（一）數據的單整檢驗

首先，對LOGF和LOGR進行數據的單整檢驗，檢驗結果如表1：

表1 單整檢驗

通過對LOGF和LOGR的時間序列樣本數據進行單整檢驗發現，LOGF和LOGR均是不平穩時間序列；而將LOGF和LOGR進行一階差分后作單整檢驗，可知△LOGF和△LOGR是平穩序列，并結合D.W.值判定序列相關性，四個序列LOGF、LOGR、△LOGF、△LOGR的D-W值均接近2，可認為這四個序列都是非自相關的。所以LOGF和LOGR均是1階單整時間序列。

（二）協整分析

對LOGF和LOGR進行回歸得：

LOGFt=1.944714-0.042220LOGRt ①

-4.350647

其中n=142，k=1，DW=0.093870，所以該殘差項具有一階正的自相關，且R2=0.119099，修正的R2=0.112807，說明LOGR對LOGF的解釋能力只有11.9%線性擬合度很不好?？紤]在模型中加入一階滯后項，得LOGF與LOGR的分布滯后模型，進行回歸得到：

LOGFt=0.138930+0.925601LOGFt-1+0.036338LOGRt-0.043245LOGRt-1

3.054153 39.92723 2.744960 -3.286325

其中n=141（調整后），k=1，DW=1.597595接近2，可認為該殘差項不具有自相關，且R2=0.937744，線性擬合度相當好。F統計量的P值=0.000<0.05，原模型通過總體顯著性檢驗，即F檢驗， 所建立的回歸方程具有統計學意義。此外，檢驗結果的系數也反映了實際經濟情況，房地產價格和投機動機與金融機構貸款利率呈負相關性，同時也可以看出，房地產市場對于利率的變化反映比較滯后，不敏感。

對方程①中的殘差RESID作單位根檢驗：

表2 殘差的平穩性檢驗

殘差變量的ADF值=-9.616444，小于三個臨界值，所以可以拒絕存在單位根的零假設，此時可認為殘差時間序列是平穩的，即利率和房地產開發綜合景氣指數在長期看來存在協整關系。

Granger指出，若變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的Granger因果關系。因此，下面進一步探討利率與房地產市場即房地產開發綜合景氣指數之間的因果關系。由于Granger因果關系檢驗對滯后期的階數非常敏感，這里采用依次多滯后幾期看結構是否具有同一性的方法，我們分別取滯后期為1、5、8、10、16、20、24，然后與臨界值作比較。檢驗結果如表3：

表3 Granger因果關系檢驗結果

通過上表中的Granger因果關系檢驗我們可以看出，大部分滯后期檢驗，拒絕了零假設，即認為“LOGR是引致LOGF的Granger原因”，這和我們認為提高房地產開發資金成本，即提高房地產貸款利率會導致房地產開放景氣指數下降這一假設吻合。同時，大部分滯后期中，都接受“LOGF不是引致LOGR的Granger原因”，即認為“LOGF不是引致LOGR的Granger原因”，這說明金融機構貸款利率的變動并不顯著地受房地產開發綜合景氣指數的影響。

五、主要結論

從以上的實證分析結果中可以看出，調整利率會影響房地產市場，但是，其影響的敏感性是不顯著的且具有滯后性；同時，房地產市場對銀行利率的影響不顯著。這主要是因為，我國利率市場還未完全開放，利率沒有很好的反映市場中貨幣的價格，而通過影響貨幣供需進而影響政策調控對象的傳統貨幣政策路徑效果，會因為貨幣價格的失真性大打折扣，利率杠桿作用有限。因此，我們應該加快利率市場化的步伐，充分發揮利率在調節市場經濟運行中的天然作用，同時，從我國實際狀況出發，以市場為導向，推進我國城鎮化建設進程、完善我國房地產市場監管制度、實行有差別的住房抵押貸款政策等，促進我國房地產市場健康、穩定發展。

參考文獻

[1]孔煜.利率與房價關系的認識[J].建筑經濟，2007（9）.

[2]郭樹華，袁天昂，王俐嫻.利率與房地產市場互動關系的實證研究：1998-2008年[J].區域金融研究，2010（1）.

作者簡介：毛琦（1989-），女，江西上饒人，碩士研究生，金融專業。