宏觀經濟因素對房價的影響

摘要：本文利用計量方法定量分析宏觀經濟變量對房價的影響效應。試圖找出影響房價具有代表性的宏觀經濟變量，并對相關變量進行單位根檢驗、協(xié)整檢驗等，以此對房地產市場與宏觀經濟的長期均衡關系進行考察；運用格蘭杰因果關系檢驗來考察房價變化的成因；通過對宏觀經濟與房價關系的定量研究及相應的經濟分析，為政府決策提供指導。

關鍵詞：宏觀經濟 協(xié)整檢驗 單位根檢驗 脈沖響應 誤差分解

一、引言

影響我國房價的因素是多方面的，包括政治、經濟、社會、人口、環(huán)境以及政策體制等，因素之間相互影響，關系錯綜復雜，很難全方位地定量研究房價的影響因素及其重要程度。在上述影響因素中，宏觀經濟影響因素具有最重要的意義與作用。宏觀經濟影響因素主要包括國內生產總值、利率、通貨膨脹率以及貨幣供應量。鑒于房地產在經濟中的影響是非常重要的，因此，將房價與宏觀經濟聯(lián)系起來研究是具有現(xiàn)實意義的。一方面，房地產市場的外部環(huán)境受宏觀經濟的影響；另一方面，房價直接影響家庭或企業(yè)的財富變化，進而通過影響消費和投資進一步影響宏觀經濟。自1967年東南亞金融危機后，如何保證房地產市場與宏觀經濟發(fā)展的良性互動受到廣泛關注。目前關于房價和宏觀經濟的研究已成為社會各界關注的熱點。

二、實證研究

（一）指標選擇及數(shù)據來源

為了保證數(shù)據的可得性與可靠性，以及全面反映住房體制改革以來中國房地產市場價格變化情況，本文選取了自1999年1季度到2012年1季度共53個樣本來研究房地產價格與宏觀經濟因素之間的關系。GDP，是一定時期內（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經濟中所生產出的全部最終產品和提供勞務的市場價值的總值，它是衡量國民經濟發(fā)展情況最重要的一個指標。貸款利率（R），是指貸款期限內利息數(shù)額與本金額的比例。CPI，是反映一定時期內城鄉(xiāng)居民所購買的生活消費品價格和服務項目價格變動趨勢和程度的相對數(shù)，是對城市居民消費價格指數(shù)和農村居民消費價格指數(shù)進行綜合匯總計算的結果。貨幣供應量，是指一國在某一時期內為社會經濟運轉服務的貨幣存量，它由包括中央銀行在內的金融機構供應的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構成。而本文中參與實證分析的房價數(shù)據是由房地產銷售額除以房屋的面積得出的數(shù)據，記為HP。其中房地產銷售額是報告期內出售房屋的合同總價款，包括現(xiàn)房和期房。面積是指報告期內施工的全部房屋建筑面積和已經全部完工并經驗收鑒定合格且正式移交使用單位的房屋建筑面積。

宏觀經濟因素與房價之間的關系是相互影響、相互制約的。因此，可以建立向量自回歸模型。由于VAR模型中單個參數(shù)估計值的解釋是較困難的，故本文不列出VAR模型的具體形式，為避免數(shù)據的劇烈波動，降低數(shù)據異方差的影響，在實證之前先對各序列進行對數(shù)化處理，新序列分別記為LNGDP、LNR、LNCPI、LNM2、LNHP。

（二）數(shù)據處理

1. 單位根檢驗。

（1）LNGDP的單位根檢驗。該數(shù)據具有明顯的上升趨勢，并且含有常數(shù)項，因此對其進行ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量值是-2.86，大于顯著性水平為10%的臨界值，結果表明不能拒絕原假設，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。AIC和SC準則都是評價檢驗效果的有效手段，該檢驗結果顯示的值分別為-6.42和-6.14，值都比較小，表明對該序列采用ADF檢驗合適。對該序列經過一階差分后進行ADF單位根檢驗，由表1知，檢驗t統(tǒng)計量值為-2.57，小于顯著性水平為1%的臨界值，表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設，認為一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列，所以LNGDP序列經過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。

（2） LNR的單位根檢驗。對LNR數(shù)據進行圖像分析后可以發(fā)現(xiàn)它有常數(shù)項，但是趨勢并不明顯，因此對該序列進行含有常數(shù)項不含趨勢項的ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量值是-2.49，大于顯著性水平為10%的臨界值，結果表明不能拒絕原假設，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。由輔助方程的估計和檢驗結果，得AIC和SC準則都是評價檢驗效果的有效手段，該檢驗結果顯示的值分別為-4.56和-4.49，值都比較小，表明對該序列采用ADF檢驗合適。見表2。對該序列經過一階差分后進行ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量值為-7.08，小于顯著性水平為1%的臨界值，表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設，認為一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列，所以LNR序列經過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。

（3）LNCPI的單位根檢驗。LNCPI含有常數(shù)項和趨勢項進行ADF單位根檢驗，由表2知，檢驗t統(tǒng)計量值是-1.64，大于顯著性水平為10%的臨界值，結果表明不能拒絕原假設，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。AIC和SC準則都是評價檢驗效果的有效手段，該檢驗結果顯示的值分別為-8.59和-8.14，值都比較小，表明對該序列采用ADF檢驗合適。對該序列經過一階差分后進行ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量值為-6.11，小于顯著性水平為1%的臨界值，表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設，認為一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列，所以LNCPI序列經過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。見表1。

2.協(xié)整檢驗。上述ADF檢驗證明5個變量的水平序列均為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列均為平穩(wěn)序列，可以進行VAR模型分析。先生成一個VAR模型，本例將常數(shù)項作為外生變量。在建立VAR模型時，VAR模型滯后階數(shù)的選擇非常重要，計算出各種標準，選擇無約束VAR模型的滯后階數(shù)。填入4階來檢驗，將顯示出直至最大滯后階數(shù)的各種信息標準，根據LR、FPE、AIC和SC標準，選擇建立4階VAR模型是合適的。見表3。

基于上述的單位根檢驗，在90%的置信水平下都拒絕原假設，數(shù)據都是一階差分后不存在單位根，即都為一階單整序列，在個變量同階平穩(wěn)的前提下，進行多變量協(xié)整分析，對上述模型得到的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。用回歸模型的估計殘差序列采用無常數(shù)項、無趨勢項的單位根檢驗，結果顯示殘差的ADF的檢驗結果如表4，由于檢驗統(tǒng)計量值為-6.02，小于顯著性水平0.01時的臨界值-3.58，拒絕原假設，因此可認為估計殘差序列為平穩(wěn)序列，表明以上各變量之間存在著長期協(xié)整關系。對模型的滯后期進行篩選，由表3得出結論是使用4階的滯后期為最優(yōu)。

文中采用Johansen提出的協(xié)整檢驗法。協(xié)整檢驗設定為協(xié)整空間不含常數(shù)項和趨勢項。輸出結果的第一部分給出了協(xié)整關系的數(shù)量，并以兩種檢驗統(tǒng)計量的形式顯示：第一張檢驗結果是所謂的跡統(tǒng)計量，列在第一個表格中；第二種檢驗結果是最大特征值統(tǒng)計量，列在第二個表格中。對于每一個檢驗結果，第一列顯示了在原假設成立條件下的協(xié)整關系數(shù)；第二列是矩陣按由大到小排序的特征值；第三列是跡統(tǒng)計量或最大特征值統(tǒng)計量；第四列是在5%顯著性水平下的臨界值；最后一列是根據臨界值所得到的P值。

本例雖然這些序列自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平穩(wěn)。這個線性組合反映了變量長期穩(wěn)定的比例關系，即協(xié)整關系?；赩AR模型進行各序列的協(xié)整檢驗，得出至少在0.05的水平下序列包含2個協(xié)整關系。這與上述的協(xié)整檢驗結果一致。

（三）實證結果分析

房價與宏觀經濟之間從長期看存在穩(wěn)定關系，從短期看卻存在失衡。短期內房價或GDP偏離長期均衡時，經濟系統(tǒng)的調整機制并不顯著。因此，當房價脫離實體經濟基本面因素上漲而產生泡沫時，經濟系統(tǒng)無法自動回復到均衡狀態(tài)，必須依靠政府的宏觀調控。這為政府調控房地產市場和宏觀經濟提供了依據。

實證表明，貸款利率R對房價在前兩期內有輕微的負向影響，之后都有滯后期的反向影響，這與成豫婷及耿強（2011）的研究結果是一致的。利率提高能有效抑制房地產開發(fā)企業(yè)貸款，但不能抑制個人住房貸款，在快速城市化進程以及人民幣升值條件下，存在強勁的房地產需求，使得利率政策的作用不是非常明顯。從本文的具體研究時期來看，2006年初至2008年11月，為抑制房價的快速上漲，央行一直采取緩速提升五年以上貸款利率的政策，而這段時期的利率提升并沒有對房價產生顯著的影響，房價增速保持穩(wěn)定；2008年11月后為應對國際金融危機的影響，央行迅速下調了人民幣五年以上貸款利率，并開始執(zhí)行7折優(yōu)惠政策，使得利率呈現(xiàn)大幅度的下降，而這一政策也沒有立即對房價產生顯著影響，而是在2009年6月開始，房價的同比增速出現(xiàn)了顯著提高。綜合以上分析，筆者認為輕微的利率調整不會對我國的房價產生可見的影響，而集中明顯的調整的作用也會存在一定的時滯，這個時滯大約為半年左右。因此政策調控房價應控制貸款利率，規(guī)定首付比例的變化，甚至采用一些硬性的規(guī)定。

人民幣貸款利率對當前我國房價的影響作用最弱，其主要原因包括以下三個方面：第一，人民幣貸款利率的上升將會導致商品房成本的上升，從而在一定程度上會加劇商品房價格的上漲；同時，對消費者而言，貸款利率的上升也導致買房者抵押貸款成本的增加，在一定程度上會抑制房地產需求的增加，進而抑制商品房價格的上漲。因此，貸款利率變化會同時影響到房地產供給與需求兩個層面，導致貸款利率對房價變化的影響在一定程度上形成了相互抵消的效果。第二，人民幣貸款利率對房價的變化具有較強的滯后效應。滯后效應在某種程度上減弱了利率對房價變化的短期效應，滯后效應的作用及其影響程度有待于進一步研究。第三，房地產投資的利率彈性具有明顯的下降趨勢。梁云芳等（2006）定量研究了房地產投資的利率彈性，指出自2001年起我國房地產投資利率彈性具有明顯的下降趨勢，從而減弱了利率通過資本市場對房地產投資的影響。因此，中長期貸款利率對我國房價影響作用具有相當大的不可預測性，其影響程度通常取決于上述各種因素綜合作用的結果。

三、相關投資對策與建議

首先，由于最近幾年房價的瘋狂變動，越來越多的研究機構開始對房價的影響因素進行各種研究。房價問題也因此而成為國內學者研究的熱點問題之一。房價與GDP之間存在雙向因果關系，表明中國房價與宏觀經濟存在反饋作用。房價變化會通過財富效應和投資效應引起經濟變化，同時經濟變化也會通過引起房地產市場外部環(huán)境變化而影響房價。因此應協(xié)調房價與經濟的良性互動，一方面要避免房價的暴漲暴跌對經濟造成的影響，另一方面也要避免經濟的劇烈波動對房價造成的影響?？紤]到廣義貨幣量對房價的影響比較顯著，所以綜合運用存款準備金率、再貼現(xiàn)、公開市場操作等多重工具控制流動性來調控房價的政策在我國是有效的，未來應尤其關注貨幣政策對房價的影響。

其次，在經濟的上行時期，應注意拓展國內投資渠道，特別是將資金吸引至實體經濟，防止房市和股市之間的正反饋效應，從而引發(fā)泡沫經濟。我國從2004年12月貸款利率上調，從表面來看我國的利率政策在控制房地產市場價格上是失效的，但從利率政策的后續(xù)影響，即2008年我國房地產市場情況來看，我國的利率上調政策還是對房地產價格取得了一定的抑制作用，造成這種現(xiàn)象的主要原因是因為利率政策本身存在時滯性。因此，在以后的研究中我們應該加強利率政策滯后方面的研究，以供中央政府能夠及時有效地對房地產市場進行調控。在控制需求方面要利用各種措施如增加廉租房、經濟適用房的建設比例等，以平抑房價，減少消費者預期。

總之，政府應充分發(fā)揮宏觀調控作用，完善差別化稅收、信貸以及相關政策，抑制不合理購房需求，多渠道增加住房供應，使房價回歸理性。Z

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[4]成豫婷，耿強.不同貨幣政策工具對中國房地產價格的影響[J].金融天地，2011，（8）.

作者簡介：

曹小林，女，南京廣播電視大學，副教授。研究方向：財務會計。