我國貨幣政策影響房地產行業投資的實證分析

■ 錢宇晨（南京師范大學商學院 南京 210023）

我國貨幣政策影響房地產行業投資的實證分析

■ 錢宇晨（南京師范大學商學院 南京 210023）

本文從貨幣政策的角度研究房地產行業的投資行為，通過對2008-2013年間相關數據的處理分析，采用協整檢驗等方法，構建誤差項修正模型探究相關貨幣政策變量對房地產行業投資的影響，得出利率、存款準備金率及貨幣供應量對房地產業的投資有不同程度的影響。其中貨幣供應量對房地產業的投資有較好的調控效果，利率及存款準備金率對投資的影響不大。根據上述結論，本文提出可行的貨幣政策建議，從而影響房地產業的投資行為，使得房地產業健康穩定的發展。

貨幣政策 房地產投資 調控機制

引言

隨著經濟的發展，房地產業在我國國民經濟中占有重要位置且一直受世人關注。自1979年我國推行住房商品化以來，為了促進房地產業長期健康發展，國家陸續出臺了一系列優惠政策扶持房地產行業，尤其1998年住房分配體制的改革使得原有的住房實物分配變為住房的貨幣化分配，標志著中國房地產行業的市場化正式開始運作。此后，政府鼓勵房地產業的發展并強調金融調控對房地產市場的重要性，大量優惠政策促使了房地產行業的消費和投資，也促進了房地產業的繁榮。然而房地產業的繁榮也造成了一定程度上的投資過熱的局面。鑒于房地產業的投資熱，我國政府從2003年開始，出臺了一系列措施作用于房地產行業，央行采取的“從緊”貨幣政策，一定程度上抑制了房地產市場投資過熱的局面，2008年的金融危機對國民經濟產生較多的負面影響，為彌補負面影響，央行將貨幣政策由“從緊”調整為“適度寬松”，近幾年尤其是2010年之后，央行持續采取“穩健”的貨幣政策，維持了房地產行業的穩定發展。貨幣政策對房地產行業投資影響深遠,采用貨幣政策來調控房地產業行業也是切實可行的，對抑制當前房地產行業投資過熱問題具有很強的現實意義。

文獻綜述

房地產行業的投資行為深受貨幣政策的影響，貨幣當局運用貨幣政策作用于房地產市場也越來越普遍。這一現象引起了國內外學者的廣泛關注和研究。

圖1 各經濟變量的描述性分析

表1 ADF檢驗結果

表2 殘差的單位根檢驗結果

表3 殘差的AEG檢驗結果

表4 格蘭杰因果檢驗結果

Bernanke 和Gertler （1995）認為利率的調整會影響房地產行業的投資。其中，短期利率會對房地產行業的投資造成強烈和持續的沖擊，而長期利率對房地產投資的影響并不顯著。Mohammad（2002）通過建立向量自回歸模型，研究 1968 年至1999 年英國宏觀經濟因素與房地產投資之間的關系。他從利率、信用、財富效應等方面分析貨幣政策對房地產市場的影響，結合實證分析得出，貨幣政策比財政政策對房產消費的影響更持久更深遠。Beltratti和Morana（2010）檢驗了G7國家1980年1月到2007年2月的總體宏觀經濟因素和房地產市場之間的聯系。他們考慮了11個變量，包括實際GDP增長率，私人消費，投資，長期和短期的名義利率，名義貨幣增長率，實際房地產價格增長率等。他們發現來自全球供應方的沖擊是房地產波動的重要原因。

國內學者從不同的視角研究了房地產市場與貨幣政策的關系，雖然出發點不同，采用的方法也不盡相同，但結論卻相似，即貨幣政策變量對房地產行業的投資產生影響。易憲容（2004）認為央行實施緊縮的貨幣政策不能從根本上解決房地產投資過熱的問題；央行可以通過調整利息控制房價，抑制投資的快速增長。秦梓華（2006）對我國房價、房地產投資和貨幣供應量三者之間的關系進行了探究，通過協整檢驗和因果關系檢驗，得出：貨幣供應量在一定程度上可以影響房價和房地產行業的投資，我國貨幣市場與房地產市場關系緊密，國家在調控房地產市場時應充分考慮貨幣政策的影響作用。鄧富民、王剛（2012）認為貨幣政策存在時滯性，長期來看，貨幣政策可以顯著的影響房地產行業的投資，而且貨幣供應量比利率的調控效果更好。

本文從理論和實證兩個角度研究貨幣政策對房地產行業投資的作用機理，探討如何采取合適的貨幣政策使得房地產行業的投資行為符合該行業的發展，從而充分發揮房地產業在我國國民經濟中的重要作用。從分析貨幣政策對房地產業投資的調控效果中發現問題，在此基礎上找到相應規律并提出宏觀調控的政策建議，以實現我國房地產行業的健康穩定持續發展。

貨幣政策影響房地產業投資行為的實證分析

（一）變量選擇及數據處理

1.變量選擇。本文采取2008-2013年間每一季度的相關數據作為研究樣本，數據主要來源于中國人民銀行網站、國家統計局和國研網數據中心。本文選取廣義貨幣供應量M2（M2較M1與實際經濟體系聯系更為緊密）、一年期人民幣貸款基準利率R（我國金融機構存貸款基準利率是貨幣政策的利率工具）、商業銀行存款準備金率Re為自變量，選取房地產投資額INV為因變量。下文中所有的數據均使用eviews5.0軟件進行處理分析，通過研究各貨幣政策變量和房地產行業投資額的關系以及各變量對投資額的影響程度，來分析貨幣政策的調整對房地產業投資的影響，從而為貨幣當局利用貨幣政策作用房地產業投資以及維持房地產業的長期健康發展提供一些思路。

2.變量的描述性分析。各經濟變量的描述性分析如圖1所示，自2008年之后，貨幣供應量持續顯著上升；房地產投資額短期內可能有起伏波動，但整體呈上升趨勢，表明房地產業的持續繁榮發展；利率在2008年下半年經歷了大幅下調之后，于2009年趨于穩定，隨后利率雖有上浮但基本趨于穩定。主要原因是2008年金融危機的影響，央行為促進經濟發展，采取了“適度放寬”的貨幣政策，利率不斷下調，使得社會投資增多，房地產行業再次出現投資熱的局面，隨后央行于2011年采取“穩健”的貨幣政策使得近年利率略上浮且趨于穩定。存款準備金率和利率一樣無明顯的時間趨勢，受金融危機的影響和貨幣政策的調整，經歷了上下波動后，于2011年基本趨于穩定。

3.數據處理。首先，對變量M2、R、Re、Inv進行數據處理，做X11季節調整。圖1中，圖（b）（c）（d）都反應了各經濟變量隨時間變動的變化趨勢，各經濟變量隨季節的變動都有不同程度的起伏波動，存在明顯的季節干擾，若未對各變量做季節調整而加以運用分析得出的結論會有季節因素的影響，削弱了實證結論的準確性。所以本文對各變量做季節調整，消除季節變動對變量的影響。其次，對季節調整后的M2、Inv取對數，而對R和Re無需取對數。因為M2和Inv是絕對數值，取對數可消除各變量的異方差和波動，使各變量的趨勢呈線性化，避免變量的異方差性帶來的參數估計和顯著性檢驗的失效，從而提高實證檢驗的準確性；而R和Re本身是相對數值，無需取對數。

（二）計量模型與實證檢驗

1.變量的平穩性檢驗。本文首先采用ADF檢驗方法，對經過數據處理后的變量LnM2_sa、R_sa、LnInv_sa、Re_sa及其一階差分分別做單位根檢驗，檢驗各變量的平穩性，同時防止不平穩的經濟變量在回歸分析中出現偽回歸。檢驗結果如表1所示。

單位根的ADF檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，R_sa的ADF檢驗值大于5%的臨界值，不能拒絕存在單位根的原假設，即該時間序列是非平穩的，同理，Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa均為非平穩的時間序列。而對于R_sa一階差分的ADF檢驗值小于5%的臨界值，拒絕了存在單位根的原假設，即不存在單位根且時間序列是平穩的，同理，Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa一階差分后的序列均為平穩的時間序列。因此，上述四個變量R_sa、Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa均為一階單整的序列，即R_sa、Re_sa、lnM2_sa、lnInv_sa均是I(1)序列。為考察這四個變量間是否具有長期均衡穩定關系，還需進行協整檢驗。

2.協整檢驗。本文主要采用EG檢驗法，檢驗InM2_sa、R_sa、InInv_sa、Re_sa這四個變量之間的協整關系，首先對各變量進行回歸分析，形成一個回歸方程，再檢驗殘差的平穩性。EG協整檢驗法具體步驟如下：

第一步，運用OLS的方法建立如下回歸方程：

第二步，上式Ut為殘差序列，由回歸方程估計結果可得：

第三步，對殘差u進行單位根檢驗，不含趨勢項，單位根檢驗結果如表2所示。

第四步，查殘差的AEG臨界值表，并將AEG臨界值表中的臨界值與表2單位根檢驗中的t統計量進行比較，得出AEG檢驗結果，AEG檢驗結果如表3所示。

綜上，協整檢驗結果顯示，表2得出的殘差的t統計量為-5.710787，表3得出的AEG檢驗的5%的臨界值為-3.98，t統計量小于5%的臨界值，所以在5%的顯著性水平下拒絕了原假設，u為平穩序列，即u~I(0)。檢驗結果說明，1998年1月-2013年12月期間lnInv_sa與R_sa、Re_sa和lnM2_sa之間存在長期穩定均衡關系。由回歸方程可知，貨幣供應量的t值非常顯著，且貨幣供應量前的系數為正，說明貨幣供應量與房地產投資具有正相關關系，且對房地產業的投資具有重要影響。而利率和存款準備金率的t值較小，僅為0.02和0.57，說明利率和存款準備金率對房地產投資額的影響較小。

3.誤差項的修正模型。上述討論的各變量間有協整關系，所以一定存在著誤差修正模型，VECM模型反應了變量間的短期動態影響關系。本文采取E-G兩步法建立滯后二期的向量誤差修正模型。

第一步，首先建立2008~2013年的房地產業投資額與利率、存款準備金率和貨幣供應量之間的長期均衡方程：

估計結果為：

第二步，另ecmt=u，即將殘差序列u作為誤差修正項，建立下面的誤差修正模型：

估計得到：

綜上，構建誤差項的修正模型的結果表明，房地產業投資額的短期變動可以分為兩部分：一部分是短期利率、存款準備金率及貨幣供應量的影響，一部分是變量偏離長期均衡的影響。誤差修正項的系數大小反應了變量對偏離長期均衡的調整力度，從系數估計值0.428來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以0.428的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

4.基于Vecm的格蘭杰因果檢驗。基于上述的向量誤差修正模型，檢驗這四個變量間的因果關系，結果如表4所示。

格蘭杰因果檢驗的結果表明，在5%的顯著性水平下，貨幣供應量和利率對房地產行業投資具有格蘭杰因果關系，存款準備金率與房地產業的投資之間無格蘭杰因果關系，盡管結果表明存款準備金率對房地產業的投資不具有顯著影響，但是作為重要的貨幣政策變量，同樣對房地產業的投資具有一定的指導意義。

結論及建議

從長期來看，貨幣供應量、利率、存款準備金率和房地產行業投資額之間存在長期穩定均衡關系，這四個變量對房地產行業投資額均存在影響，其中貨幣供應量對房地產行業投資的調控效果較為理想，而利率和存款準備金率的調控效果較不明顯。從短期來看，貨幣供應量的作用程度小于長期內貨幣供應量對投資額的影響。從變量間的因果關系看，貨幣供應量和利率是影響房地產行業投資的重要因素，而存款準備金率對投資額不具有格蘭杰因果關系，調控效果不明顯但不能忽視其作用。

實證分析中反應的短期內貨幣供應量的作用程度小于長期內貨幣供應量對房地產行業投資的影響。原因可能是貨幣政策的傳導機制存在時滯性。我們應提高貨幣政策對房地產行業投資的調控能力，良好的貨幣政策調控能力有利于提高貨幣政策的有效性，有利于提高貨幣政策傳導效率。

央行在加強貨幣政策的調控能力的同時，也應注重加強貨幣政策獨立性和權威性，以實現貨幣政策制定的科學化和專業化。制定貨幣政策時應合理運用多種貨幣政策工具，盡量避免單一調控工具的使用，如房地產行業投資過熱，貨幣當局緊縮銀根使得貨幣供應量降低，若央行只采取降低貨幣供應量這一手段，會導致房地產市場資金鏈的斷裂，引起房地產市場的波動，不利于房地產行業的穩定發展。因此，使用多種貨幣政策工具，并合理搭配使得每一種調控工具充分發揮其作用，能有效的提高貨幣政策的調控能力，從而提高貨幣政策的調控效果。

1.楊柳.我國貨幣調控政策的房地產投資傳導機制研究[D].武漢工業學院，2012

2.王淼.從緊貨幣政策背景下房地產業發展態勢的研究[D].重慶大學，2009

3.李小芳.我國貨幣政策對房地產市場影響的實證分析[D].中南大學，2007

4.沈命員.我國金融政策調控與房地產市場發展研究[D].湖南科技大學，2009

5.趙娟.基于傳導渠道視角的貨幣政策對房地產行業的影響研究[D].華南理工大學，2012

6.胡鈺蕾.貨幣政策的房地產市場傳導機制研究[D].南京大學，2012

7.劉傳哲，聶學峰.我國貨幣政策通過房地產投資傳遞的實證分析[J].統計觀察，2006（2）

8.岳意定，王振，周彬文.貨幣政策工具對房地產業投資影響的比較分析—基于協整理論與VECM的實證研究[J].財政金融研究，2007（5）

9.侯葉峰，袁振華，袁鵬.我國貨幣政策的傳導效應分析—基于房地產投資的視角[J].當代經濟，2006（12）

10.姜麗麗.我國貨幣政策對房地產投資的影響分析[J].江西金融職工大學學報，2009（4）

11.劉造林，李珊，劉寅 .我國貨幣政策對房地產投資影響的實證分析[J].北方經濟，2008（6）

12.徐禎，方林.我國貨幣政策對房地產投資影響的實證分析[J].商業文化，2008（1）

13.周梅.我國貨幣政策對房地產投資影響實證分析[J].首都經濟貿易大學學報，2007（5）

14.鄧小華，儲丹丹.安徽省服務業利用FDI的實證分析[J].國際貿易問題，2012（4）

15.謝鳳敏.我國固定資產投資波動成因與貨幣政策效應研究[J].統計決策，2008（24）

16.黃達.金融學第二版[貨幣銀行學第四版][M].中國人民大學出版社，2009

F293.3

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