我國房地產價格的熱錢效應分析

趙建群

摘要：本文基于2007年至2013年的數據，采用VAR模型對我國房地產價格與熱錢流量之間的關系展開分析發現：熱錢對我國房地產價格的劇烈波動負有不可推卸的責任。

關鍵詞：房地產價格;熱錢;VAR模型

1.引言

近十年來，熱錢對我國證券市場和資產市場的沖擊持續不斷，其影響力也受到越來越多的關注（陳鶴，2012;王朝陽等，2011;張明等，2008）。熱錢為什么會在當前呈現井噴？究竟如何看待熱錢的影響方向和影響力？理論上的解釋眾說紛紜（王毅，2011;董雨茵，2010;黎友煥，2008;劉剛等，2008），同時也莫衷一是，因此實證上的檢驗即顯得尤其重要。已經有不少實證文獻探討了房地產價格與熱線的關系問題（林曉燕，2012;董彥嶺，2011;鄧永亮，2010;宋勃等，2007），與該類文獻相比，本文力圖體現以下特征：第一，樣本跨越金融危機（次貸危機、希臘金融危機）;第二，樣本數據的處理更契合實際，同時更為簡潔;第三，模型使用上更為深入，通過觀察脈沖響應特征，獲得更好的預測效果。

2.關于熱錢的簡單分析

2.1 什么是熱錢？

熱錢，又稱為“逃避資本”、“國際游資”或者“國際短期投資資本”。《新帕爾格雷夫經濟學大詞典》中，對熱錢的定義是：在固定匯率制度下，資金持有者或者出于對貨幣預期貶值（或升值）的投機心理，或者受國際利率差收益明顯高于外匯風險的刺激，在國際間掀起大規模的短期資本流動。

2.2 熱錢的來源與運動特征

熱錢通常通過經常項目、資本項目和個人收匯三大渠道運行。

經常項目下的貿易、收益和經常轉移都可能是熱錢的運行渠道。其中通過貿易項目流入是當前熱錢進入境內的最主要渠道。例如境內外貿企業通過低報進口，高報出口的形式引入熱錢;通過預收貨款或者延遲付款等方式將資金滯留在國內;還可以通過制定假合同來虛報商品貿易出口。

資本項目下的直接投資、證券投資、外債等也都可以成為熱錢的運行渠道。由于我國一直對外商直接投資采取鼓勵與吸引政策，用于直接投資的外匯資金只需要辦理登記，結匯由授權銀行代辦，手續十分簡易，這就為熱錢流入提供了非常大的便利：外商以直接投資的名義入境，通過銀行兌換成人民幣，然后進入股票市場和房地產市場。同時，外商還可以通過QFII渠道合法進入我國證券市場——比如通過購買具有QFII資格的海外金融機構未使用的投資額度進入中國市場。外債成為熱錢流入中國境內的便捷渠道，主要來源包括：國外銀行提供的貸款;國外出口商、國外企業和私人的貸款;在華外資銀行的貸款。目前國內對國際商業貸款的指標沒有明確的限制，因此熱錢可以通過外債形式進入國內

由于外匯管理部門難以鑒別其真實性，，這就導致涉及個人賬戶的收匯成了國際熱錢運行的一條非常重要的渠道。第一，個人項目下結匯。通過個人換匯機制可以把境外外幣兌換成人民幣存入國內的銀行，從而進入中國境內，并享受匯率變動帶來的利差收益。第二，以私人交易傭錢、薪金和贍養等名義流入國內。這類資本轉移數額雖然相對較少，但如果以分散且多次的形式進行，也會對國內市場造成一定的沖擊。另外，還有一些國際熱錢通過地下錢莊注入，經境外貨幣兌換公司使其合法化。

3.測算方法、樣本及模型

3.1 測算方法

不少文獻采取直接測算法，直接測算法存在的問題主要是統計數據的錯誤與遺漏，這在當前是個很嚴重的問題。基于該顯示，本文對熱錢的測算采取間接法，或稱余額法、差額法、殘差法。該法假定國際資本是以一國的國外負債和國外直接投資的形式流入的，用來彌補經常項目逆差或者轉化為官方的外匯儲備;它將一國外部資本來源與對外資本運用之間的差額視為該國資本外流額，一般用外匯儲備增量減去貿易差額和外國直接投資的方程表示資本外逃。這也是中國統計局認可粗略估算中國熱錢流入的方法。

3.2 樣本

本文的外匯儲備數據來自國家外匯管理局網站，外商直接投資額來自商務部網站，出口額與進口額、商品房銷售價格和房地產開發投資額均來自國研網統計數據庫。由于熱錢規模（HM）數據存在負數，無法采用X12 季節調整法，本文統一采用移動平均差分法對熱錢規模、房地產價格和房地產投資額這三個變量進行了季節調整，分別標記為M、P和I。房地產價格指數用房屋銷售價格指數（IDX）表示。考慮到數據的可得性與統一口徑的問題，文中選用商品住宅銷售額與商品住宅銷售面積的比值作為房地產價格。

3.3 模型簡介

本文使用3個內生變量（M、P和I）的VAR模型，通過協整分析、脈沖響應函數分析和方差分析探討3者之間的關系。模型的數學表達式為：

Yt =Φ1Yt-1+…+ΦpYt-p +HPXt+εt

其中;Yt是k維內生變量;Xt 為d 維外生變量列向量;p為滯后階數;t為樣本個數;k×k維矩陣Φ1…Φp和k×d 維矩陣H 是帶估計的系數矩陣;εt為k維擾動列向量。

4.實證過程及相關結論

4.1 協整檢驗

針對M、P和I的平穩性問題，通過ADF檢驗發現，在5%的顯著性水平下含有單位根，但其一階差分數據平穩即序列是一階單整，為此，采取Johansen協整檢驗，結果如下表所示。

從上表可以發現，由于跡統計量36.22315大于5%臨界值28.65303，故拒絕第一個原假設;跡統計量15.01243小于5%臨界值15.77291，故不能拒絕第二個原假設。因此，跡統計量檢驗結果表明在5%的水平下存在一個協整關系。根據協整檢驗結果，得到協整方程，其中M和I所對應的t統計量分別為4.12和-5.68：

P=1.537208·M-0.072145·I-4032.590

從上面的檢驗可以發現，境外熱錢變動對房地產價格變動存在正向的影響，而房地產投資額變動對房地產價格存在負向的影響。從影響彈性的大小上看，熱錢規模增加1%，我國房地產價指數也相應增加1.537%，房地產投資指數增加1%，房價指數相應地下降大約0.07%。

4.2 VAR模型估計

以下根據LR、FPE、AIC、SC和HQ的統計量確定VAR模型的滯后期。

從上面的檢驗可以發現VAR（4）應該是最準確的。

4.3 脈沖響應分析

圖1和圖2均為單位干擾下的脈沖反應。其中橫軸表示滯后期數，縱軸表示變化率;實線表示脈沖響應函數，虛線表示95%置信度下的上下限。

從圖1可以發現，熱錢擾動項對房地產價格指數擾動項的沖擊為正值，即境外熱錢變動和房地產價格變動呈現同方向的變動趨勢，并且在第二期達到最大值，隨后正向變動趨勢開始趨弱。說明短期內境外熱錢流入中國會引起房價的劇烈波動，從長期來看看境外熱錢的房價的影響會一直存在。從圖2可以發現，我國房地產價格擾動項對境外熱錢擾動項的沖擊先是正值，在第三期降到負值，然后回升正值并在第四期達到最大值，隨后在第五期又降為負值，第六期開始一直呈現正向沖擊。這說明由于國內對房地產價格的宏觀調控，導致熱錢的流入會出現負值，但整體上看境外熱錢會隨著我國房地產價格的升高而不斷流入國內房地產市場。

5.結論與建議

本文通過實證檢驗發現，熱錢規模、房地產價格和房地產投資額的月度數據一階差分平穩;房地產價格與熱錢規模和房地產投資額存在協整方程關系，即境外熱錢變動引起我國房地產價格的變動，房地產投資額的變動也對我國房地產價格的變動產生影響。熱錢規模每增加1%，我國房地產價指數相應增加1.537%，房地產投資指數增加1%，房價指數相應地下降約0.07%。通過脈沖響應函數分析發現，境外熱錢的流入和房地產價格的上升是個雙向影響關系，兩者形成動態循環過程。如何打破兩者之間的這種循環關系則是當局需要慎重考慮的問題。在當前房地產市場被地產利益集團“綁架”的環境下，政府能夠做的重要一環，也許是對熱錢進行控制。比如加強對境內外企的進出口項目的檢查，盡量減少境內外貿企業通過低報進口、高報出口的方式引入熱錢;加大對企業制定假合同來虛報貿易出口的懲罰力度;提高對資本項目下外商直接投資的門檻，增加必要的登記手續等等。

參考文獻：

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