利率變動(dòng)對(duì)我國房地產(chǎn)公司股價(jià)影響的實(shí)證研究

利率變動(dòng)對(duì)我國房地產(chǎn)公司股價(jià)影響的實(shí)證研究

文/胡玉陽，上海大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院

本文在已有研究的基礎(chǔ)上，研究利率對(duì)我國房地產(chǎn)公司股價(jià)的影響，使用 2012-2017年 上海銀行間隔夜拆借利率與上證房地產(chǎn)指數(shù)的交易日數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析，利用 VAR 模型，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)分析，對(duì)利率變動(dòng)與房地產(chǎn)上市公司股價(jià)長(zhǎng)期的影響進(jìn)行驗(yàn)證分析，通過實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果得出相關(guān)結(jié)論，并提出政策建議

利率變動(dòng)；房地產(chǎn)；股價(jià)影響；實(shí)證研究

1 本文的研究思路

本文將使用2012年到2017年上海銀行間隔夜拆借利率與上證房地產(chǎn)指數(shù)的交易日數(shù)據(jù)，借助于 VAR 模型、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)以及脈沖響應(yīng)分析，研究利率波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)上市公司股價(jià)的長(zhǎng)期影響。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)的選取與處理

選用上證房地產(chǎn)指數(shù)表示房地產(chǎn)上市公司股價(jià)的波動(dòng)，上證房地產(chǎn)地產(chǎn)指數(shù)包括20家房地產(chǎn)公司，它是上海證券交易所1993年編制的五大行業(yè)數(shù)據(jù)之一。另外選擇上海銀行間隔夜拆借利率表示利率的波動(dòng)，現(xiàn)在的上海銀行間隔夜拆借利率上海銀行間隔夜拆借利率主要有隔夜、1周、2周、1個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月及1年。上海同業(yè)拆借利率是現(xiàn)在市場(chǎng)化程度最高的利率指標(biāo)之一,最能反應(yīng)資金的供求意愿，因此選擇shibor利率是最合適的。

2.2 數(shù)據(jù)的調(diào)整

在經(jīng)濟(jì)研究分析中,對(duì)數(shù)據(jù)調(diào)整非常重要，一些不規(guī)則的因素會(huì)使得我們難以準(zhǔn)確地研究變量的趨勢(shì)和狀態(tài)。所以我們一般對(duì)變量取對(duì)數(shù)，消除數(shù)據(jù)的異方差，也可以減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)，有助于研究經(jīng)濟(jì)變量的客觀變化。因此我們對(duì)上證房地產(chǎn)指數(shù),以及上海同業(yè)隔夜拆借率Shibor 取對(duì)數(shù),調(diào)整后的數(shù)據(jù)利用計(jì)量軟件 Eviews8.0進(jìn)行檢測(cè)，得到以下結(jié)論，在5年內(nèi)，對(duì)變量取對(duì)數(shù)后，數(shù)據(jù)基本平穩(wěn)，沒有產(chǎn)生較大的波動(dòng)。

2.3 樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

使用VAR模型時(shí)，所考察的時(shí)間序列必須是平穩(wěn)的，否則將會(huì)出現(xiàn)偽回歸。利用Eviews對(duì)本文的上海銀行間隔夜拆借率與房地產(chǎn)上市公司股價(jià)的時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，gz代表上證房地產(chǎn)指數(shù)，int代表上海銀行間同業(yè)拆借率。用ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如下：

gz的一階差分項(xiàng)有趨勢(shì)項(xiàng)，有滯后項(xiàng)，t統(tǒng)計(jì)量的值為-32.9930，P值為0，檢驗(yàn)下來顯著；int的一階差分項(xiàng)有趨勢(shì)項(xiàng)，有滯后項(xiàng)，t統(tǒng)計(jì)量的值為-31.2018，P值為0，檢驗(yàn)下來顯著。

所以可以看出地產(chǎn)指數(shù)與利率的原時(shí)間序列是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后都變成平穩(wěn)的時(shí)間序列

2.4 協(xié)整分析

本文用Johansen檢驗(yàn)判斷變量間是否存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，Joh anson檢驗(yàn)不是一次能完成的獨(dú)立檢驗(yàn)，而是一種針對(duì)不同取值的連續(xù)檢驗(yàn)過程。結(jié)果如下：

當(dāng)原假設(shè)為無協(xié)整關(guān)系時(shí)，特征值為30.22023，0.05的顯著性水平為15.49471，P值為0.0002；

當(dāng)原假設(shè)為至多存在一組協(xié)整關(guān)系時(shí)，特征值為0.927064,0.05的顯著性水平為3.841.P值為0.3356。

可見地產(chǎn)指數(shù)與利率不存在協(xié)整關(guān)系的概率為0.0002，所以可以拒絕原假設(shè)，兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系

2.5 建立VAR模型

經(jīng)過平穩(wěn)性檢驗(yàn)和和協(xié)整檢驗(yàn)，顯示房地產(chǎn)指數(shù)與利率經(jīng)過一階差分后都是平穩(wěn)的時(shí)間序列，并且兩者之間存在穩(wěn)定的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從而可以建立VAR模型。

2.5.1 首先根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SIC準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后階數(shù)，實(shí)證結(jié)果根據(jù)Eviews8.0，當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，可供選擇的指標(biāo)都是最優(yōu)的。由此對(duì)gz，int選擇的滯后階數(shù)為2。

2.5.2 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

運(yùn)用Eviews進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，得到結(jié)果VAR所有的特征根都落在單位圓內(nèi)，所以建立的VAR模型是穩(wěn)定的。可以用來分析研究。

2.5.3 建立VAR模型

兩個(gè)序列都為同階協(xié)整,所以可以建立VAR模型進(jìn)行分析,以便后來的脈沖分析以及方差分解,我們選擇的滯后階數(shù)為兩階,建立V AR模型。

用Eviews進(jìn)行檢驗(yàn)結(jié)果可得，lngz對(duì)lngz和lnint的二階滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，R平方為0.9957，調(diào)整的R平方為0.995685。系數(shù)分別為1.053949，-0.056138

0.003120 ，-0.003559,0.019307。

Lnint對(duì)lngz和lnint的二階滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸，R平方為0.950488，調(diào)整的R平方為0.950324。系數(shù)分別為-0.085959,0.061130,1.085928，-0.130227，

0.247487

由此可以看出，模型的擬合度很好，R平方很高。

2.5.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要是刻畫內(nèi)內(nèi)變量對(duì)誤差變化的反應(yīng)，本文建立的VAR 模型包含兩個(gè)變量，所以共有四個(gè)脈沖響應(yīng)函數(shù)。運(yùn)用e views8.0做出的脈沖響應(yīng)得到以下結(jié)果：

地產(chǎn)指數(shù)的變動(dòng)對(duì)自身的正向影響從開始急速在第 2 期下降，隨后第3期后趨近零；對(duì)利率的影響較小，在第 5 期后趨近零。在當(dāng)前我國利率市場(chǎng)化仍在建設(shè)階段的背景下，我國的基準(zhǔn)利率水平主要由央行來決定，市場(chǎng)不能對(duì)利率水平其主導(dǎo)的決定性作用，股市收益率的變動(dòng)很難影響到我國利率變動(dòng)。來自 DI 的隨機(jī)沖擊對(duì)地產(chǎn)指數(shù)的沖擊在開始時(shí)反向反應(yīng)，從第 4 期這種沖擊開始逐漸減小，隨后逐漸為零；對(duì)自身的沖擊在開始至第 2 期急速下降，到第 3 期為負(fù)，到第 6期后逐漸趨向于零。

2.6 實(shí)證分析結(jié)果總結(jié)

通過ADF時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到地產(chǎn)指數(shù)和同業(yè)拆借率都是單整序列。從而可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明兩者存在穩(wěn)定長(zhǎng)期的相關(guān)關(guān)系。之后確定VAR模型的滯后階數(shù)為2階，并進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，從而估計(jì)上證房地產(chǎn)指數(shù)與利率的滯后存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，指數(shù)與滯后一期利率的，滯后兩期利率的相關(guān)系數(shù)為，-0.0 031，-0.0035。估計(jì)值顯著且都很小，說明同業(yè)拆借率的變動(dòng)對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)的貢獻(xiàn)比較小，模型還有很多改進(jìn)的地方，如改進(jìn)利率的期限，增加模型中的解釋變量等。

3 結(jié)論我們通過使用2012年3月1日到2017年的數(shù)據(jù)建立var模型分析得到： 利率變動(dòng)對(duì)上證房地產(chǎn)指數(shù)變化的貢獻(xiàn)比較低。可能存在以下兩個(gè)原因：

第一，模型設(shè)定有偏差，利率只是影響上證地產(chǎn)指數(shù)的一個(gè)變量而已，房地產(chǎn)還受政府政策以及居民收入等等其他變量的影響。

第二，我們選取的數(shù)據(jù)分別來自于wind數(shù)據(jù)庫和中國人民銀行的官方統(tǒng)計(jì)，由于統(tǒng)計(jì)過程中也可能存在一定的誤差，這就使得實(shí)證分析的結(jié)果存在一定的誤差，對(duì)研究結(jié)論產(chǎn)生一定的影響。

4 政策建議

在實(shí)施了住房制度改革之后，我國的房地產(chǎn)市場(chǎng)取得了飛速的發(fā)展。房地產(chǎn)上市公司的業(yè)績(jī)也越來越受到國家政策的影響，因此政府在制定貨幣政策時(shí)，需要房地產(chǎn)行業(yè)作為其中的考慮因素。對(duì)此，有如下幾點(diǎn)政策建議：

1)使用好貨幣政策工具中的利率政策工具。根據(jù)上述實(shí)證分析，利率的波動(dòng)反向影響上證房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，即利率的變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)上市公司的股價(jià)存在長(zhǎng)期的反向影響。從這些年看，央行近年來通過調(diào)整存款準(zhǔn)備金率和存貸款基準(zhǔn)利率調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)，并且在調(diào)整之后，房地產(chǎn)板塊的公司股價(jià)都會(huì)有一定的波動(dòng)。通過利率實(shí)際調(diào)整后的影響以及本文的實(shí)證分析，利率的波動(dòng)影響了房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)。所以政府可以充分利用貨幣政策中的利率政策影響房地產(chǎn)行業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展。

2）審慎使用貨幣供應(yīng)量政策調(diào)節(jié)房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展。如果貨幣供應(yīng)量發(fā)生變動(dòng)，宏觀經(jīng)濟(jì)中的各個(gè)變量都會(huì)產(chǎn)生影響。有研究發(fā)現(xiàn)，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)不斷下跌時(shí)，央行可以增加貨幣供應(yīng)量，間接影響房地產(chǎn)市場(chǎng)，促使房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)上漲；相反，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)不斷上漲時(shí)，央行可以減少貨幣供應(yīng)量，使房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)回落；但是貨幣供應(yīng)量的增加或減少，不僅會(huì)影響到證券市場(chǎng)，還會(huì)影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，另外貨幣供應(yīng)量政策是一種非常強(qiáng)的貨幣政策工具，貨幣供應(yīng)量的過多過少都不利于經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期健康穩(wěn)定的發(fā)展。因此在使用貨幣供應(yīng)量這個(gè)政策工具時(shí)，應(yīng)考慮到多方面的影響，謹(jǐn)慎使用。

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