房地產投資與銀行信貸
——基于VAR模型的實證分析

馬冬梅

(成都市職業(yè)技術學院，四川　成都　610041)

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房地產投資與銀行信貸
——基于VAR模型的實證分析

馬冬梅

(成都市職業(yè)技術學院，四川成都610041)

本文采用實證研究的方法，研究了商業(yè)銀行信貸對房地產投資的影響，結果表明，銀行信貸是導致房地產投資變動的原因，二者的穩(wěn)定非常重要。最后，本文基于實證結論提出了相關的政策建議。

銀行信貸；房地產投資；VAR模型

一、引言

2016年以來，以北京、上海、深圳為代表的一線城市出現(xiàn)房價暴漲，上漲幅度達50%以上，這帶動部分二三線城市房價上漲，部分信貸資金通過杠桿的形式入市炒作。同時，無數(shù)的二三線城市積壓了大量的商品房庫存，難以實現(xiàn)去庫存。由于房地產市場牽涉面十分廣泛，直接關聯(lián)著投資、信貸和金融風險等，高度影響著經濟增長和金融市場的穩(wěn)定。房地產市場冷熱不均，也給宏觀政策的制定和實施提出了挑戰(zhàn)。信貸的變化極大地影響了經濟發(fā)展和金融市場，因為房地產開發(fā)和投資需要大量的資金，銀行信貸往往積極涌入這一市場，這使得房地產市場和信貸市場緊密地聯(lián)系起來。在融資過程中，房地產市場加速銀行信貸的增長。

在這樣的背景下，本文實證研究了房地產投資和銀行信貸之間的關系，以為我國政府調控房地產投資和引導銀行信貸提供依據(jù)。

二、文獻綜述

李寶偉和郭金興(2007)研究認為房地產投資熱與商業(yè)銀行信貸趨勢是由多種原因共同促成的，其中一個重要的推動力量即商業(yè)銀行信貸。王璐和李憶秋；(2015)認為我國房地產業(yè)的發(fā)展程度越來越依賴銀行的信貸資金，這雖然導致房地產開發(fā)貸款和個人住房貸款一直保持很高的增長速度，但潛在的風險很大。董金崗和吳鋼強；(2015)研究認為房地產業(yè)迅速發(fā)展的原因之一是影子銀行膨脹與銀行信貸額增長，而房地產業(yè)的繁榮又反向刺激了銀行系統(tǒng)和影子銀行體系和的發(fā)展。羿建華和孫健(2016)的研究表明，以房地產物業(yè)為抵押擔保是商業(yè)銀行最主要的商業(yè)管理模式，這導致了房地產市場周期與金融周期二者高度同步和相關。賈生華、董照櫻子和陳文強(2016)研究認為，影子銀行的發(fā)展推動了房價的上漲以及房地產業(yè)投資的增極愛，結果導致了社會信貸供給擴大，也降低了市場的利率水平

三、實證研究

(一)數(shù)據(jù)來源和模型

本文選用固定資產投資中的房地產投資金額來刻畫房地產投資，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局；用社會融資規(guī)模中的人民幣貸款來刻畫銀行信貸，數(shù)據(jù)來源于人民銀行。兩個數(shù)據(jù)的單位均為億元，均做取自然對數(shù)處理，房地產投資和人民幣貸款分別用lnestinv和lnloans表示。數(shù)據(jù)為2012年1月至2016年4月的月度數(shù)據(jù)。

本文設定線性回歸模型如下式1所示：

lnestinv=β0+β1lnloans+ε

(式1)

(二)平穩(wěn)性檢驗

要采用回歸分析的方法，首先要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性作檢驗，否則會出現(xiàn)偽回歸問題。本文采用ADF檢驗來檢驗變量的平穩(wěn)性，結果見表1所示。表1的結果顯示，lnestinv和lnloans的水平值不平穩(wěn)，但其一階差分項平穩(wěn)，二者屬于一階單整I(1)過程。

表1　ADF平穩(wěn)性檢驗

(三)協(xié)整檢驗

因為兩個變量不平穩(wěn)，但其的一階差分平穩(wěn)，如果二者存在協(xié)整關系，則可以進行回歸，不會出現(xiàn)偽回歸。所以，需要對數(shù)據(jù)做協(xié)整檢驗。本文選用Johansen協(xié)整檢驗對二者做協(xié)整檢驗，檢驗結果見表2。表2的結果顯示，拒絕二者不存在任何協(xié)整關系的原假設，接受最多存在一個協(xié)整關系的原假設，所以，lnestinv和lnloans之間存在協(xié)整關系，二者的回歸不是偽回歸。據(jù)此，得出協(xié)整方程如下式2所示，這一結果表明，銀行信貸與房地產投資顯著正相關，從長期來看，銀行信貸每增加1%，房地產投資就要增加1.121%，銀行信貸對房地產投資的影響較大。

[lnestinvt=0.202+1.121lnloanst

(式2)

(0.196)(0.334)

表2　協(xié)整檢驗

(四)誤差修正模型

協(xié)整方程顯示了銀行信貸對房地產投資的長期影響，誤差修正模型則顯示了其中的短期影響。建立誤差修正模型如下式3所示。其中誤差修正項ECM的系數(shù)表示當lnestinv和lnloans偏離長期均衡關系的時候，將以-0.362的力度調整回長期均衡關系；△lnloans的系數(shù)則顯示，短期內，銀行信貸每增加1%，房地產投資則增加0.392%，遠小于二者的長期均衡關系。

△lnestinvt=0.007+0.392△lnloanst-0.362ECMt-1

(式2)

(0.001)(0.027)(0.122)

(五)格蘭杰因果檢驗

通過格蘭杰因果檢驗，可以判斷l(xiāng)nestinv和lnloans之間的因果關系，格蘭杰因果檢驗的而結果見表3。表3的結果顯示，在滯后1階和滯后2階的時候，“l(fā)nloans不是lnestinv的原因”的原假設被拒絕，這說明銀行信貸是房地產投資的格蘭杰原因，銀行信貸擴張確實推動了房地產投資的增長，但這一作用僅顯著持續(xù)2期。

表3　格蘭杰因果檢驗

(六)VAR脈沖響應函數(shù)分析

VAR脈沖響應函數(shù)可以考察當一個變量出現(xiàn)擾動時，會對另外一個變量產生什么樣的沖擊影響。基于lnloans和lnestinv的數(shù)據(jù)建立VAR模型，得到脈沖響應函數(shù)圖如1和圖2所示。脈沖響應函數(shù)顯示，當lnloans出現(xiàn)擾動時，會對lnestinv產生負向的沖擊；當lnestinv出現(xiàn)擾動時，同樣會對lnloans產生負向的沖擊。兩個變量的相互沖擊均會在10期以內得到收斂，其中l(wèi)nestinv對lnloans的沖擊收斂更快。這表明，銀行信貸和的房地產投資的穩(wěn)定性對另一變量而言十分重要，任何一個變量發(fā)生擾動，都將對另一個變量產生不良影響。

圖1

圖2

四、結論和建議

本文通過實證研究的方式，研究了銀行信貸對房地產投資的影響，結果表明，銀行信貸與房地產投資之間存在穩(wěn)定的長期均衡關系，二者的短期關系也為正，銀行信貸在短期內是房地產投資的原因，二者的穩(wěn)定性非常重要，任何一個變量不穩(wěn)定都將對另一個變量產生不良影響。

基于上述結論，本文給出如下政策建議：(1)繼續(xù)加強利率窗口的指導和督查力度，充分發(fā)揮市場利率定價自律機制的主體作用，督促房地產金融自律管理；(2)針對市場形勢變化和新情況，不斷研究完善實施細則，確保調控政策落到實處，切實維護房地產市場和房地產金融的平穩(wěn)健康發(fā)展；(3)不應指望單純或過度依靠金融部門來解決復雜的社會問題，應當尊重經濟規(guī)律，嚴格放松信貸標準和金融監(jiān)管，保障金融市場和房地產市場的穩(wěn)定發(fā)展。

[1] 李寶偉，郭金興.房地產投資過熱與商業(yè)銀行房地產信貸風險治理[J]. 中國房地產，2007，10：40-41.

[2] 王璐，李憶秋.銀行信貸支持對房地產泡沫的作用研究[J]. 商，2015，37：200-201.

[3] 董金崗，吳鋼強.影子銀行、銀行信貸與房價[J]. 中國市場，2015，50：232+234.

[4] 羿建華，孫健.房地產、金融周期與工業(yè)周期的內在影響機制分析——基于商業(yè)銀行信貸管理視角[J]. 山東社會科學，2016，04：143-148.

[5] 賈生華，董照櫻子，陳文強.影子銀行、貨幣政策與房地產市場[J]. 當代經濟科學，2016，03：13-19+30+124.