魏曉琴+袁成全+李思

摘 要：基于拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，對(duì)人民幣名義有效匯率與房地產(chǎn)價(jià)格的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，二者具有明顯時(shí)變特性。人民幣名義有效匯率波動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)既有正向影響也有負(fù)向影響；房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)人民幣名義有效匯率的影響不顯著，在某些區(qū)間存在負(fù)向影響。這主要受到國(guó)際短期資本流動(dòng)、貨幣流動(dòng)性以及國(guó)內(nèi)外投資者預(yù)期等因素影響?；诖耍袊?guó)應(yīng)加強(qiáng)對(duì)國(guó)際短期資本流動(dòng)的監(jiān)管，繼續(xù)實(shí)行穩(wěn)健的貨幣政策，并穩(wěn)定房地產(chǎn)價(jià)格。

關(guān) 鍵 詞：人民幣名義有效匯率；房地產(chǎn)價(jià)格；拔靴；滾動(dòng)窗口

中圖分類(lèi)號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-2517（2017）01-0003-07

Abstract： Based on the bootstrap rolling window causality test， this paper did empirical investigation on the interaction between RMB nominal effective exchange rate and housing price in China and discovered that there were notable time-varying features between the RMB nominal effective exchange rate and housing price. RMB nominal effective exchange rate fluctuation has both a positive and negative impact on real estate price. Real estate prices have no significant effect on the nominal effective exchange rate of RMB， and there are some negative effects in some ranges， which is caused by short-term international capital movements， currency liquidity and domestic and foreign investors expectation. As a result， Chinese government should strengthen supervision of short-term international capital flows， continue to implement prudent monetary policy and stabilize real estate price.

Key words： RMB nominal effective exchange rate； real estate price； bootstrapping； rolling window

一、引言

2005年中國(guó)實(shí)行匯率體制改革， 由原來(lái)單一釘住美元的固定匯率制度向有管理的參考一籃子貨幣的浮動(dòng)匯率制度轉(zhuǎn)變，匯率波動(dòng)不斷加劇。匯率波動(dòng)是否會(huì)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生影響？房地產(chǎn)價(jià)格是否會(huì)對(duì)匯率的波動(dòng)產(chǎn)生影響？二者之間是否有聯(lián)動(dòng)？本文試圖對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行探討。

國(guó)內(nèi)外對(duì)匯率與房地產(chǎn)的關(guān)系問(wèn)題進(jìn)行了一系列研究。

（一）國(guó)外關(guān)于匯率與房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系的文獻(xiàn)綜述

國(guó)外學(xué)者對(duì)于匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系研究較早，形成了較為豐富的理論成果。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)者歐文·費(fèi)雪最早在《貨幣的購(gòu)買(mǎi)力》一書(shū)中研究了加元兌美元匯率對(duì)美國(guó)兩個(gè)城市的房地產(chǎn)價(jià)格的影響。結(jié)果表明匯率變動(dòng)引起投資者對(duì)美國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的投資，進(jìn)而引起房?jī)r(jià)波動(dòng)。Earl D. Benson等（1997）研究了美國(guó)1984～1994年間匯率的變化對(duì)美國(guó)貝靈漢美市的累積房?jī)r(jià)指數(shù)的影響，實(shí)證結(jié)果表明，匯率和房?jī)r(jià)之間存在明顯正相關(guān)關(guān)系， 匯率每上升10%會(huì)引起房?jī)r(jià)指數(shù)上升7.8%[1]。Joseph B. Lispcomb等（2003）以墨西哥房地產(chǎn)價(jià)格為研究對(duì)象， 認(rèn)為匯率升高會(huì)引起房地產(chǎn)價(jià)格上升[2]。Grime A等（2000）通過(guò)檢驗(yàn)新西蘭名義有效匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系，得出二者之間存在周期性的聯(lián)動(dòng)關(guān)系[3]。Kwame Addae-Dapaah等（2009）選取亞太7個(gè)城市1987～2008年的房地產(chǎn)價(jià)格數(shù)據(jù)和匯率數(shù)據(jù)實(shí)證分析得出，匯率波動(dòng)受到房地產(chǎn)市場(chǎng)收益率影響，房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)影響了匯率的穩(wěn)定性[4]。

（二）國(guó)內(nèi)關(guān)于匯率與房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系的文獻(xiàn)綜述

由于中國(guó)在1998年和2005年經(jīng)歷了兩次匯率體制改革，匯率波動(dòng)幅度相比國(guó)外較大。匯率波動(dòng)會(huì)引起資金的流出和流入，由于房地產(chǎn)業(yè)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，是資金的主要聚集地，匯率波動(dòng)所引發(fā)的資金流動(dòng)會(huì)引起房?jī)r(jià)的波動(dòng)。因此，在匯率體制改革的過(guò)程中，研究匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系一直是學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)。

朱孟楠、劉林（2010）從國(guó)際資本流動(dòng)的角度分析了匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的互動(dòng)關(guān)系。人民幣升值會(huì)導(dǎo)致國(guó)際資本流入逐利， 在短期內(nèi)引起房?jī)r(jià)上漲，而短期房?jī)r(jià)的上漲會(huì)引起國(guó)際短期資本的流入[5]。周京奎（2006）通過(guò)構(gòu)建利率、匯率、房地產(chǎn)價(jià)格三者之間的模型， 并選取1998年1月到2006年12月的數(shù)據(jù)， 得出匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的變化趨勢(shì)，即人民幣的升值會(huì)導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格的下降[6]。譚小芬、林木材（2013）通過(guò)VAR模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)認(rèn)為， 人民幣升值預(yù)期會(huì)導(dǎo)致短期國(guó)際游資的流入，但國(guó)際游資流入房地產(chǎn)市場(chǎng)在短期內(nèi)并不能造成房?jī)r(jià)普遍上漲。國(guó)際短期資本流入造成的“流動(dòng)性效應(yīng)”可能引發(fā)貨幣供應(yīng)量變動(dòng)，進(jìn)而引發(fā)房?jī)r(jià)波動(dòng)[7]。鐘晨（2015）通過(guò)將我國(guó)25個(gè)省市房地產(chǎn)價(jià)格數(shù)據(jù)分成東、中、西三個(gè)組，引入外商直接投資（FDI）作為匯率與房?jī)r(jià)傳導(dǎo)的中間變量。實(shí)證結(jié)果表明，在不考慮中間變量FDI的情況下，人民幣匯率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格滯后性的正向關(guān)系是單向的，而房?jī)r(jià)上漲在短期內(nèi)反而引起人民幣貶值，但總體來(lái)說(shuō)房?jī)r(jià)對(duì)匯率的影響不明顯[8]。楊柳（2016）通過(guò)將人民幣匯率、房地產(chǎn)價(jià)格、國(guó)際短期資本置于一個(gè)模型之中，通過(guò)VAR模型檢驗(yàn)， 得出人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間既有正相關(guān)關(guān)系也有負(fù)相關(guān)關(guān)系， 這與我國(guó)當(dāng)前新常態(tài)的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)是分不開(kāi)的[9]。李芳、李秋娟（2014）選取2005年7月至2012年5月中國(guó)房?jī)r(jià)和名義有效匯率的月度數(shù)據(jù)， 構(gòu)建MS-VAR模型。 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，在不同經(jīng)濟(jì)形態(tài)下， 人民幣幣值和房?jī)r(jià)關(guān)系是不同的。兩區(qū)制下，人民幣名義匯率上升即人民幣升值會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲，房?jī)r(jià)上漲也會(huì)引起人民幣長(zhǎng)期升值。但是，在區(qū)制一下的響應(yīng)幅度明顯小于區(qū)制二[10]。

通過(guò)對(duì)國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)的梳理，發(fā)現(xiàn)匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間存在較為顯著的關(guān)系。國(guó)外文獻(xiàn)對(duì)二者關(guān)系的研究文獻(xiàn)不是很多，這主要是因?yàn)閲?guó)外匯率制度比較靈活， 而在國(guó)內(nèi)匯率長(zhǎng)期釘住美元。 中國(guó)在2005年進(jìn)行匯率體制改革后， 匯率的波動(dòng)幅度明顯加大， 房?jī)r(jià)也呈現(xiàn)較為明顯的波動(dòng)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于二者關(guān)系的研究較為詳細(xì)。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，匯率指標(biāo)的選取上略有不同， 多數(shù)選擇人民幣名義匯率， 而只有少數(shù)學(xué)者選擇了IMF測(cè)算的名義有效匯率指標(biāo)，本文選擇了后者。這主要是因?yàn)槿嗣駧琶x有效匯率是一個(gè)加權(quán)匯率指數(shù)，考慮到了16國(guó)貿(mào)易加權(quán)，考慮了多國(guó)貿(mào)易情況，相對(duì)名義匯率而言更具代表性。國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究匯率與房?jī)r(jià)的關(guān)系中更多地進(jìn)行了VAR線(xiàn)性模型的實(shí)證檢驗(yàn)，VAR模型在全樣本區(qū)間內(nèi)通常都存在著結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，這將會(huì)導(dǎo)致全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果的不可靠性，這是因?yàn)闀r(shí)間序列在全樣本區(qū)間上的因果關(guān)系可能并非一成不變。因此，為克服這種全樣本因果關(guān)系的結(jié)構(gòu)性變化，本文采用了拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)法，對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。另外，國(guó)內(nèi)學(xué)者多數(shù)關(guān)注人民幣匯率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的單一影響渠道，本文在分析人民幣匯率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響的同時(shí)也檢驗(yàn)了房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)人民幣匯率的反向影響，使得人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格互動(dòng)影響的分析更加全面。

二、模型構(gòu)建與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取

本文利用2005年5月至2016年5月的人民幣名義有效匯率和全國(guó)商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。月度數(shù)據(jù)的使用能夠使得樣本容量足夠大，以保證滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)的準(zhǔn)確性，并且足夠大的樣本容量也更能說(shuō)明時(shí)間序列在樣本區(qū)間上可能存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)。匯率指標(biāo)的選取上， 選取名義有效匯率， 用NEER表示。首先，相對(duì)名義匯率而言，人民幣名義有效匯率是一個(gè)綜合匯率指數(shù)， 研究匯率波動(dòng)優(yōu)于單一匯率；其次，在房地產(chǎn)成本構(gòu)成當(dāng)中，部分原材料和運(yùn)輸成本受到進(jìn)出口商品影響明顯，人民幣名義有效匯率考慮到了進(jìn)出口商品因素；第三，國(guó)際短期資本也有相當(dāng)部分隱藏于國(guó)際貿(mào)易數(shù)值當(dāng)中，人民幣名義有效匯率是考慮多國(guó)貿(mào)易的加權(quán)指數(shù)，選用該指標(biāo)能夠測(cè)度到貿(mào)易情況。鑒于此，本文在匯率指標(biāo)當(dāng)中選取了人民幣名義有效匯率。 在房地產(chǎn)價(jià)格指標(biāo)的選取上， 選擇2005年7月開(kāi)始公布的國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)，用HP表示。

（二）單位根檢驗(yàn)

為保證檢驗(yàn)結(jié)果可信度，本文采用ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)以及KPSS檢驗(yàn)三種方法檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性。 其中，ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)原假設(shè)為存在單位根（序列不平穩(wěn)），KPSS檢驗(yàn)原假設(shè)為序列平穩(wěn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1顯示，ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)中，NEER和HP原序列接受原假設(shè)，KPSS檢驗(yàn)也表明，NEER和HP在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。 一階差分后，ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)均在不同的顯著水平下拒絕原假設(shè)， 且KPSS檢驗(yàn)也接受序列穩(wěn)定的原假設(shè)。因此，NEER和HP均屬于一階單整。由于本文使用基于RB修正的LR統(tǒng)計(jì)量因果關(guān)系檢驗(yàn)，因此，可放松序列協(xié)整要求。

（三）全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)

全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)中， 基于傳統(tǒng)VAR模型框架下的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，本文進(jìn)一步采用基于誤差修正的拔靴（Bootstrap，即RB）方法提升參數(shù)檢驗(yàn)的精確性?？紤]到本文研究?jī)蓚€(gè)變量（NEER和HP）間的相互關(guān)聯(lián)，因此構(gòu)建如下VAR模型：

全樣本檢驗(yàn)結(jié)果顯示，NEER和HP之間不存在因果關(guān)系，而潛在假設(shè)待估參數(shù)穩(wěn)定。但實(shí)際操作中，由于存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，一般很難保證這一條件成立。因此，為驗(yàn)證全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，有必要進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

（四）參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

本文采用Sup-F，Mean-F和Exp-F三種方法進(jìn)行參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，并將參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)分為長(zhǎng)期檢驗(yàn)和短期檢驗(yàn)。短期檢驗(yàn)中，檢驗(yàn)范圍包括各變量參數(shù)的穩(wěn)定性以及VAR模型參數(shù)整體的穩(wěn)定性；長(zhǎng)期檢驗(yàn)主要為協(xié)整檢驗(yàn)，觀(guān)察NEER和HP是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。為保證檢驗(yàn)精確度，參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)的臨界值和概率值通過(guò)10000次拔靴計(jì)算獲得。

表3為短期參數(shù)穩(wěn)定性的檢驗(yàn)結(jié)果，其原假設(shè)相同，均假設(shè)Sup-F，Mean-F和Exp-F三個(gè)統(tǒng)計(jì)量為常數(shù)，盡管如此，這三個(gè)統(tǒng)計(jì)量的備擇假設(shè)略有差異。 其中，Sup-F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)是否存在結(jié)構(gòu)性突變，而Mean-F和Exp-F統(tǒng)計(jì)量假設(shè)參數(shù)存在沿時(shí)間軌跡的漸變。

表3中，Sup-F統(tǒng)計(jì)量表明， 在NEER、HP以及VAR模型中均存在結(jié)構(gòu)性突變，其中，NEER以及HP在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。Mean-F統(tǒng)計(jì)量和Exp-F統(tǒng)計(jì)量均在不同的顯著水平下表明，NEER、HP和VAR模型可能會(huì)存在隨時(shí)間漸變的性質(zhì)。Lc統(tǒng)計(jì)量原假設(shè)參數(shù)為常數(shù)，表3中的Lc統(tǒng)計(jì)量表明，VAR模型中的參數(shù)在1%的顯著水平下服從隨機(jī)游走， 這說(shuō)明VAR模型中的參數(shù)存在不穩(wěn)定性。綜上所述，短期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)拒絕參數(shù)為常數(shù)的原假設(shè)，由于存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，參數(shù)在短期內(nèi)是不穩(wěn)定的。這一結(jié)論表明，全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可能存在偏差。

表4為長(zhǎng)期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。其中，Lc統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著水平下拒絕了原序列協(xié)整的原假設(shè)；Sup-F統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著水平下證明長(zhǎng)期中可能存在結(jié)構(gòu)性突變；Mean-F統(tǒng)計(jì)量和Exp-F統(tǒng)計(jì)量也在1%的顯著水平下不能表明參數(shù)在長(zhǎng)期中存在沿時(shí)間軌跡的漸變性。

綜上所述， 考慮到NEER、HP和VAR模型中存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，全樣本因果關(guān)系檢驗(yàn)被證明具有不可靠性。因此有必要運(yùn)用拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)法重新檢驗(yàn)NEER和HP之間的關(guān)系。

（五）分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)

所謂分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)（Balicilar等，2010）[11]，即將全樣本按照固定窗寬分割成小樣本進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，并將分成的小樣本從全樣本首端逐步滾動(dòng)，直至全樣本末端。具體步驟如下：在長(zhǎng)度為T(mén)的時(shí)間序列中設(shè)定分樣本長(zhǎng)度為1，并設(shè)定每個(gè)分樣本的末端為=1，1+1，…，T，那么可以構(gòu)造出T-1個(gè)分樣本。 根據(jù)基于RB的修正LR因果關(guān)系檢驗(yàn)，每一個(gè)分樣本都可以得出一個(gè)因果關(guān)系檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果。 將觀(guān)測(cè)到的所有概率值p和LR統(tǒng)計(jì)量按照時(shí)間順序匯總，就可以得到分樣本滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。方程（3）描述了NEER對(duì)HP的影響：

滾動(dòng)窗口因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖1～圖4。其中，圖1和圖3為L(zhǎng)R統(tǒng)計(jì)量的概率值（0.1以下代表存在顯著的因果關(guān)系）； 圖2和圖4為模型參數(shù)統(tǒng)計(jì)值，可據(jù)此判斷相關(guān)性的方向。需要注意的是，由于分樣本窗口大小被設(shè)定為24個(gè)月，因此全樣本時(shí)間區(qū)間相應(yīng)被縮短了24個(gè)月。

1.人民幣名義有效匯率（NEER）對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格（HP）的影響

圖1為NEER對(duì)HP影響的bootstrap概率值，其中，本文設(shè)定90%的顯著水平，即，當(dāng)概率值小于0.1時(shí)， 認(rèn)為NEER對(duì)HP存在顯著影響。bootstrap滾動(dòng)因果檢驗(yàn)法顯示，NEER并非在全樣本區(qū)間內(nèi)對(duì)HP存在顯著影響， 而僅發(fā)生于2009～2010年、2011年、2012年以及2014～2015年，在其他時(shí)間段則不具有明顯關(guān)系。 圖2為具體影響的方向和大小，其中，影響系數(shù)均值在0以下表示NEER對(duì)HP是負(fù)向影響， 在0以上表示NEER對(duì)HP有正向影響?？傮w來(lái)看，NEER對(duì)HP影響主要分布在2008年金融危機(jī)以后（2009～2012年）以及2014年中國(guó)金融市場(chǎng)（股票市場(chǎng)）發(fā)生劇烈震蕩的時(shí)期。

第一，在前半段時(shí)期內(nèi)（2009～2012年），人民幣名義有效匯率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格有負(fù)向影響，即人民幣升值導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格下降，反之，人民幣貶值導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格上升。這一時(shí)段主要是處在后金融危機(jī)時(shí)期的影響。在國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看，人民幣名義有效匯率從2008年11月份的6.87下降到2009年10月份的6.57，短期內(nèi)下降幅度較大。人民幣貶值導(dǎo)致進(jìn)口原材料上漲，從而導(dǎo)致國(guó)內(nèi)商品整體成本的上升，房地產(chǎn)作為我國(guó)支柱性產(chǎn)業(yè)，受到其影響較大，出現(xiàn)短期價(jià)格上升趨勢(shì)。另外，人民幣貶值引起資本大量流出國(guó)內(nèi)， 為緩解短期資本流出對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的沖擊影響，央行推出了“四萬(wàn)億”刺激計(jì)劃，采取積極的貨幣政策。短期內(nèi)由于中國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)萎靡不振，大量資金流向投資回報(bào)快的房地產(chǎn)市場(chǎng)，催生房?jī)r(jià)進(jìn)一步上升。

第二，在2014年前后，人民幣名義有效匯率與房地產(chǎn)價(jià)格呈現(xiàn)正向關(guān)系，即人民幣升值導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格上升， 人民幣貶值導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格下降。從人民幣名義有效匯率的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)看， 這一時(shí)期，名義有效匯率從2014年7月的4.71上升到2015年5月的4.84，上漲幅度較大。名義有效匯率升高則意味國(guó)內(nèi)貿(mào)易條件繼續(xù)改善， 貨幣流動(dòng)性更加充裕， 加之前期限購(gòu)抑制的房地產(chǎn)需求集中釋放，這些因素導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格在短期內(nèi)上漲幅度較大。另外，由于投資者預(yù)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)好，并且人民幣升值，大量投資者將會(huì)更多持有人民幣，而這些閑置資金也主要流向房地產(chǎn)市場(chǎng)?？梢?jiàn)，在這一時(shí)期，人民幣名義有效匯率對(duì)房?jī)r(jià)的影響是正向的，其主要影響機(jī)制是資本的短期流動(dòng)、投資者預(yù)期以及貿(mào)易溢出效應(yīng)。

2.房地產(chǎn)價(jià)格（HP）對(duì)人民幣名義有效匯率（NEER）的影響

首先，從圖3可見(jiàn)，從HP對(duì)NEER的影響概率值可知，其存在顯著關(guān)系的區(qū)間集中在2008年前后以及2016年后期。從圖4影響均值分布看，均值均處在0下方，說(shuō)明房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)人民幣匯率的影響主要是負(fù)向關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格上漲導(dǎo)致人民幣名義有效匯率下降，即人民幣貶值，房地產(chǎn)價(jià)格下降導(dǎo)致人民幣名義有效匯率上升，即人民幣升值。在大部分時(shí)間區(qū)間內(nèi)，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)人民幣名義有效匯率沒(méi)有顯著影響。 受到2008年國(guó)際金融危機(jī)的影響，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)整體呈下行趨勢(shì)，在2008年金融危機(jī)前期房?jī)r(jià)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，這與國(guó)際資本流出國(guó)內(nèi)市場(chǎng)有關(guān)，國(guó)際資本的投向主要是房地產(chǎn)市場(chǎng)。央行為平滑負(fù)面沖擊，采取擴(kuò)張性的貨幣和財(cái)政政策應(yīng)對(duì)，這導(dǎo)致2008年“四萬(wàn)億”貨幣刺激計(jì)劃。寬松的貨幣政策短期內(nèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，使得市場(chǎng)投資預(yù)期改善。這一時(shí)期，歐美國(guó)家陷入金融危機(jī)，經(jīng)濟(jì)陷入蕭條狀態(tài)， 國(guó)內(nèi)由于資本賬戶(hù)不完全開(kāi)放，受此影響較小，經(jīng)濟(jì)基本面相對(duì)穩(wěn)定。這些因素在金融危機(jī)發(fā)生后期導(dǎo)致國(guó)際資本反流國(guó)內(nèi)，促使人民幣名義有效匯率上升，導(dǎo)致人民幣升值。

其次，2016年以來(lái)，盡管政府對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)加大了調(diào)控力度， 但是2016年前半年房地產(chǎn)價(jià)格仍然出現(xiàn)上漲趨勢(shì)。不過(guò)隨著中國(guó)逐步步入新常態(tài)發(fā)展模式，投資者預(yù)期房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控力度仍會(huì)加大，加之歐美經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，在這一時(shí)期國(guó)際資本流入相對(duì)之前會(huì)呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，導(dǎo)致2016年以來(lái)人民幣名義有效匯率呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。另外，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)時(shí)期，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相對(duì)乏力，會(huì)進(jìn)一步降低外資流入，這些因素都會(huì)導(dǎo)致人民幣貶值。

三、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文通過(guò)選取2005年5月至2016年5月人民幣名義有效匯率與中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用拔靴滾動(dòng)窗口因果關(guān)系方法對(duì)人民幣名義有效匯率與與房地產(chǎn)價(jià)格之間的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明，人民幣名義有效匯率與中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格存在相互影響的關(guān)系且二者關(guān)系存在顯著的時(shí)變特征， 即在某些時(shí)間段存在正向關(guān)系，而在某些時(shí)間段二者呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系。其一，在后金融危機(jī)時(shí)期，人民幣名義有效匯率的下降導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格上升。在2014年前后，人民幣名義有效匯率上升導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格上升。其二，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)人民名義有效匯率影響也存在時(shí)變影響， 但多數(shù)情況下，不存在顯著關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)人民幣名義有效匯率的影響主要是負(fù)向的。在2008年國(guó)際金融危機(jī)發(fā)生后一段時(shí)期內(nèi)，房?jī)r(jià)短期下跌導(dǎo)致人民幣名義有效匯率小幅上升。在2016年以來(lái)，房地產(chǎn)價(jià)格上漲則會(huì)引起名義有效匯率下跌。

（二）政策建議

人民幣名義有效匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的互動(dòng)關(guān)系呈現(xiàn)出時(shí)變特性，二者在不同時(shí)期所呈現(xiàn)的關(guān)系也不盡相同。這與中國(guó)的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)是分不開(kāi)的。一方面，與中國(guó)資本賬戶(hù)的開(kāi)放程度有關(guān)。資本開(kāi)放程度直接影響外資的流出和流入，資本流出和流入會(huì)影響到人民幣匯率，人民幣匯率則會(huì)影響到資產(chǎn)價(jià)格特別是房地產(chǎn)價(jià)格。另一方面，在目前有管理的浮動(dòng)匯率制度下，貨幣制度的獨(dú)立性能夠有效應(yīng)對(duì)匯率的過(guò)度浮動(dòng)，保持人民幣幣值穩(wěn)定，幣值的穩(wěn)定則有利于房地產(chǎn)價(jià)格的穩(wěn)定。另外，投資者預(yù)期也會(huì)影響資本投向， 進(jìn)而影響房地產(chǎn)價(jià)格。因此，針對(duì)上述分析，提出以下政策建議：

第一，加強(qiáng)對(duì)國(guó)際資本特別是短期國(guó)際資本的流出入管制。人民幣升值預(yù)期會(huì)引起短期資本流入國(guó)內(nèi)，在國(guó)內(nèi)投資渠道單一的狀況下，房地產(chǎn)市場(chǎng)是主要投資渠道，資本的短期巨額流動(dòng)會(huì)引發(fā)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)。穩(wěn)定資本流動(dòng)有利于房地產(chǎn)價(jià)格穩(wěn)定。另外，警惕國(guó)際短期資本通過(guò)貿(mào)易渠道流出或流入國(guó)內(nèi)，加強(qiáng)對(duì)貿(mào)易賬戶(hù)中短期資本的實(shí)時(shí)監(jiān)控。

第二，穩(wěn)定投資者預(yù)期。人民幣匯率的升降會(huì)引發(fā)國(guó)內(nèi)外投資者的預(yù)期，進(jìn)而引發(fā)投資者的資金流向，資金的短期劇烈波動(dòng)對(duì)匯率和房地產(chǎn)價(jià)格都會(huì)產(chǎn)生影響。因此，貨幣當(dāng)局應(yīng)通過(guò)實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，使貨幣供給能夠適應(yīng)市場(chǎng)需求，起到穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的作用。

第三，穩(wěn)定房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格。房地產(chǎn)價(jià)格在短期還是會(huì)影響到人民幣名義有效匯率。因此，應(yīng)抑制投機(jī)資本流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，使資本由短期投機(jī)向長(zhǎng)期投資轉(zhuǎn)變。政府應(yīng)采取多種方式調(diào)控房?jī)r(jià)，穩(wěn)定房地產(chǎn)市場(chǎng)供應(yīng)量和房?jī)r(jià)，這有助于市場(chǎng)形成良好的投資預(yù)期，進(jìn)而使得資本流動(dòng)變得穩(wěn)定和可控。

參考文獻(xiàn)：

[1]Earl D Benson，Julia L Hansen. The influence of Canadian investment on U. S. residential property values [J]. Journal of Real Estate Research，1997（13）：231-250.

[2]Joseph B. Lipscomb，John T. Harvey，Harold Hunt. Exchange-rate risk mitigation with price-level-adjusting mortgages： the cases of the Mexican UDI[J]. The journal of real estate research，2003（1）：23-41.

[3]Grimes A，Holmes F，Bowden. An ANZAC Dollar？ Currency Union and Business Development[M]. Wellington，Institute for Policy Studies，2000.

[4]Kwame Addae-Dapaah，Wilfred Tan Yong Hwee. The unsung impact of currency risk on the performance of international real property investment[J]. Review of Financial Economics，2009（18）：56-65.

[5]朱孟楠，劉林. 短期國(guó)際資本流動(dòng)、 匯率與資產(chǎn)價(jià)格——基于匯改后數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010（5）：5-13.

[6]周京奎. 利率、匯率調(diào)整對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響——基于理論與經(jīng)驗(yàn)的研究[J]. 金融理論與實(shí)踐，2006（12）： 3-6.

[7]譚小芬，林木材. 人民幣升值預(yù)期與中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的實(shí)證研究[J]. 中國(guó)軟科學(xué)，2013（8）：55-66.

[8]鐘晨. 新常態(tài)下我國(guó)人民幣匯率、FDI 與商品房?jī)r(jià)格的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)分析——基于 25省市 2005～2014年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 經(jīng)濟(jì)體制改革，2015（6）：144-151.

[9]楊柳. 人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格的互動(dòng)影響[J]. 金融理論探索，2016（1）：29-33.

[10]李芳，李秋娟. 人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格的互動(dòng)關(guān)系——基于 2005-2012 年月度數(shù)據(jù)的MS-VAR 模型分析[J]. 國(guó)際金融研究，2014（3）：86-96.

[11]Balcilar M，Ozdemir Z A，Arslanturk Y. Economic growth and energy consumption causal nexus viewed through a bootstrap rolling window[J]. Energy Economics，2010，32（6）：1398-1410.

（責(zé)任編輯：龍會(huì)芳；校對(duì)：盧艷茹）