徐鶴

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 會計學(xué)院，湖北 武漢 430205）

利率市場化對房地產(chǎn)的影響

徐鶴

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 會計學(xué)院，湖北 武漢 430205）

中國的利率市場化經(jīng)歷了大約30年，在中國利率市場化逐漸放開的情況下，近些年來快速發(fā)展的房地產(chǎn)業(yè)也跟其有著千絲萬縷的聯(lián)系。房地產(chǎn)行業(yè)已成為中國經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，對全國的經(jīng)濟(jì)增長有顯著的推動關(guān)系。本文首先歸納和總結(jié)國內(nèi)外利率市場化對房地產(chǎn)的影響研究，分析得到利率市場化對房地產(chǎn)的影響是顯著的；其次依次分析利率市場化對房地產(chǎn)業(yè)的相關(guān)影響；然后構(gòu)建利率的變動為變量和房地產(chǎn)市場變量的向量回歸模型來進(jìn)行實證分析；最后對發(fā)揮利率對房地產(chǎn)行業(yè)有效的調(diào)控作用給出了幾點建議。

利率市場化；房地產(chǎn)；實證分析

一、緒論

（一）選題背景

央行在2012年6月、7月對我國金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款基準(zhǔn)利率和浮動區(qū)間進(jìn)行了兩次較大的調(diào)整，在這之后，2013年7月20日，中央銀行經(jīng)國務(wù)院批準(zhǔn)，中國人民銀行決定全面放開對金融機(jī)構(gòu)貸款利率的管制，進(jìn)一步推進(jìn)利率市場化改革。央行在2014年9月30日發(fā)布《中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會關(guān)于進(jìn)一步做好住房金融服務(wù)工作的通知》，購買者貸款第一套房最低首付款為三成，規(guī)定貸款利率最低不能低于基準(zhǔn)利率的0.7倍，具體由銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)根據(jù)風(fēng)險情況自主確定。2015年分別在2、3、4、5、6、8、10月份5次降準(zhǔn)降息，這使得我國金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)方已經(jīng)完全市場化了，負(fù)債方90%實現(xiàn)了市場化。這些舉措都有助于我國繼續(xù)嚴(yán)格執(zhí)行差別化的住房政策，促使房地產(chǎn)市場良好的發(fā)展，同時也可以看出房地產(chǎn)市場在利率市場化的改革推進(jìn)當(dāng)中是需要重點關(guān)注的對象。

利率市場化是指通過市場和價值規(guī)律機(jī)制，在某一時點上由供求關(guān)系決定的利率運行機(jī)制，它是價值規(guī)律作用的結(jié)果。

房地產(chǎn)市場是一個資金密集型市場，大部分依賴于銀行借款，所以只要與資金總量及配置方式有關(guān)的政策變化都會對房地產(chǎn)業(yè)造成不可避免的影響。在其他條件相同的情況下，利率與資產(chǎn)總價值成反比，也即利率上升會使資產(chǎn)總價值下降。

（二）國外研究現(xiàn)狀

國外一些著名的經(jīng)濟(jì)學(xué)家通過研究普遍認(rèn)為，利率的變動對與房地產(chǎn)價格的影響呈反比關(guān)系。早期，Abraham和Hendershott（1996）運用房地產(chǎn)價格波動理論以及模型進(jìn)行實證分析，其結(jié)果顯示出利率與房地產(chǎn)價格的影響成反比關(guān)系。后來，Geoffmen Mark Andrew（1998）的研究指出利率的變化可以使房地產(chǎn)價格也為之變化，但并未解釋原因與機(jī)制。Mohammad和 Majid（2002）利用VAR模型 進(jìn)行實證分析，研究結(jié)果表明利率政策的變動對房地產(chǎn)的購置方面影響不僅僅存在于短期，而且在長期也有著顯著的影響。

（三）國內(nèi)研究現(xiàn)狀

我國利率市場化改革相對外國的起始時間較晚，正是由于改革較晚，因此我國可以借鑒外國的利率市場化的經(jīng)驗，我國是在探索的道路上一步一步的前進(jìn)。

長期以來，我國一直實行的是對不同的區(qū)域利用統(tǒng)一的利率調(diào)控政策。與大多數(shù)國外研究一樣，我國研究者也普遍認(rèn)為利率的變動對房地產(chǎn)價格有顯著的影響。劉在軍、劉明、胡軍燕等人深入分析了我國房價的影響因素，他們認(rèn)為影響房地產(chǎn)價格的因素有多種，但是利率對房地產(chǎn)價格的影響是顯著的，不容忽視的。余鵬（2005）通過雙對數(shù)模型進(jìn)行回歸分析，實證結(jié)果為房地產(chǎn)價格對利率變動的彈性值為-4.1270，這個結(jié)果表明中長期貸款利率的提高可以控制房價的增長過快。張莉（2010）使用利率與房地產(chǎn)價格指數(shù)的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，結(jié)果表明房地產(chǎn)價格與利率存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系；張濤（2006）等人使用協(xié)整方程進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)利率與房價存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，且實際貸款利率每上升 1%，房地產(chǎn)價格則下降0.024%。

（四）創(chuàng)新點

研究方法方面，本文運用圖表，數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析，構(gòu)建向量回歸模型，結(jié)合近些年來從中國統(tǒng)計局采取的數(shù)據(jù)對二者之間的關(guān)系進(jìn)行了定量評價、定性驗證、實證解釋。

二、利率市場化對房地產(chǎn)影響的理論分析

（一）房地產(chǎn)融資遭受影響

1.房地產(chǎn)企業(yè)預(yù)算約束增大

我國大部分房地產(chǎn)企業(yè)在融資時普遍都是優(yōu)先考慮到能否籌集到資金，然后再考慮資金的籌集而付出的代價問題，所以我國房地產(chǎn)企業(yè)的利率彈性不高。由于利率管制逐漸的放松，已經(jīng)基本完全實現(xiàn)利率市場化了，商業(yè)銀行對企業(yè)的貸款也將會越發(fā)嚴(yán)格，因此房地產(chǎn)企業(yè)預(yù)算的約束力將會大大增加。

2.房地產(chǎn)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)將得到優(yōu)化

銀行長期面對的都是人們短期存款，而自己又要長期貸款給房地產(chǎn)企業(yè)，但是最近幾年利率市場化的步伐越來越快，銀行可以改變這種局面，讓房地產(chǎn)企業(yè)更多的求助于資本市場，這樣一來，房地產(chǎn)企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)就會得到優(yōu)化，而不僅僅總是債務(wù)融資。

3.發(fā)展好的房地產(chǎn)企業(yè)得到更多的優(yōu)惠貸款

隨著利率市場化的加快，房地產(chǎn)企業(yè)向銀行借款，這時，銀行肯定會調(diào)查該企業(yè)的相關(guān)情況，對不同的企業(yè)有著不同的貸款利率水平，理所當(dāng)然的是，信譽(yù)好的，風(fēng)險性小的、有發(fā)展前景的，償債能力強(qiáng)的房地產(chǎn)企業(yè)將得到更低的貸款，而信譽(yù)差的，風(fēng)險性高的房地產(chǎn)企業(yè)將會得到更高的貸款利率，甚至可能貸不到款。

（二）購房者購買房子熱情增長

中國人民銀行日前發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2015年末我國個人購房貸款余額比上年末增長23.2%，增速比上年末高5.7%。

央行統(tǒng)計顯示，2015年末我國個人購房貸款余額為14.18萬億元，全年增加2.66萬億元，同比多增9368億元。

在房產(chǎn)開發(fā)貸款方面，2015年末全國房產(chǎn)開發(fā)貸款余額為5.04萬億元，同比增長17.9%，增速比上年末低3.8%。在地產(chǎn)開發(fā)貸款方面，2015年末我國地產(chǎn)開發(fā)貸款余額1.52萬億元，同比增長12.8%，增速比上年末低12.9%。

綜合起來，包括個人購房貸款、房產(chǎn)開發(fā)貸款、地產(chǎn)開發(fā)貸款等在內(nèi)的房地產(chǎn)貸款，2015年末余額為21.01萬億元，同比增長21%，增速比上年末高2.1%；全年增加3.59萬億元，同比多增8434億元，增量占全年各項貸款增量的30.6%，比上年占比高2.5%。這種種跡象表明了，隨著利率市場化的推進(jìn)，房地產(chǎn)業(yè)也有了回暖的跡象，人們購房的熱情又高漲了不少。

（三）房地產(chǎn)泡沫有所收斂

房地產(chǎn)泡沫是指由于房地產(chǎn)投機(jī)引起的房地產(chǎn)價格與價值嚴(yán)重背離，市場價格脫離了實際使用者支撐的情況。房地產(chǎn)泡沫是由諸多因素的引起的。首先，我國目前是處于人多地少的境地，人口數(shù)量龐大引起住房需求不斷在擴(kuò)大，但是土地資源是有限的，供求不平衡，必然導(dǎo)致一系列問題產(chǎn)生，再加上我國大多數(shù)人們都把房子當(dāng)成好的保值商品，且對房地產(chǎn)業(yè)前景十分看好，然后就一窩蜂的投資房地產(chǎn)業(yè)，使得房子價格瞬間高漲；還有，有的企業(yè)和個人把房子作為一種投機(jī)商品，進(jìn)行轉(zhuǎn)手倒賣，在中間賺差價，這種群體行為直接導(dǎo)致了房地產(chǎn)業(yè)泡沫的產(chǎn)生。利率市場化的改革將會對房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)泡沫有所影響，利率主要由市場決定，而不受政府相關(guān)政策的影響。利率自由化以后，銀行為了吸收存款，一些銀行研發(fā)出理財產(chǎn)品，年收益幾乎可以與三四線房價的增速相持恒。與房地產(chǎn)業(yè)相比，銀行存款具有穩(wěn)定的收益，不會受到太多外界因素影響，所以一些想通過買房進(jìn)行保值的投資者將會放棄投資房地產(chǎn)，轉(zhuǎn)而投資理財產(chǎn)品，從而獲得穩(wěn)定的收益，在某一定程度上說，可以使得房地產(chǎn)泡沫有所收斂。

三、利率市場化對房地產(chǎn)影響的實證分析

（一）模型介紹

多元回歸分析是研究多個變量之間關(guān)系的回歸分析方法，在回歸分析中，如果有兩個或兩個以上的自變量，就稱為多元回歸。

1.多元線性回歸模型

含有K個解釋變量的線性回歸模型可以寫成

其中：β0是回歸常數(shù)；βk(k=1，2，3，…，n)是回歸參數(shù)；e是隨機(jī)誤差，X為解釋變量。

2.回歸方程和偏回歸系數(shù)的假設(shè)檢驗

回歸方程的假設(shè)檢驗：F檢驗是以方差分析為基礎(chǔ)，對回歸總體線性關(guān)系是否顯著的一種假設(shè)檢驗，是解釋模型中因變量與自變量之間的線性關(guān)系在總體上是否顯著的方法。

3.確定系數(shù)R

R＾2=SS回歸平方和/SS總的離差平方和

復(fù)相關(guān)系數(shù)R越接近1，回歸效果就越好，因此它可以作為檢驗總的回歸效果的一個指標(biāo)。

（二）研究設(shè)計

1.數(shù)據(jù)來源

本文選取2007到2015年各季度全國商品房銷售均價P城鎮(zhèn)居民可支配收入I及銀行間同業(yè)拆借利率R自變量，以商品房的銷售面積Y因變量，結(jié)合這些自變量來對因變量進(jìn)行實證分析。數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)、中國統(tǒng)計局網(wǎng)站和中國人民網(wǎng)站等。相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計和整理，首先通過EXCEL進(jìn)行初步分析和計算，在運用STATA13.1軟件進(jìn)一步處理完成，數(shù)據(jù)如下表：

表1

2.研究假設(shè)及依據(jù)

分析商品房的銷售價格，城鎮(zhèn)居民可支配收入等因素對商品房的銷售面積可能存在一定程度的影響，并且借鑒之前相關(guān)學(xué)者的研究成果，本文提出相關(guān)假設(shè)進(jìn)行實證研究。本文的創(chuàng)新點在于提出銀行間同業(yè)拆借利率這個因素是否會影響商品房銷售面積。

3.模型的構(gòu)建

本文構(gòu)建的是多元線性回歸模型，對自變量與因變量進(jìn)行回歸擬合，而且還運用標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)F、T檢驗對相關(guān)參數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗。

回歸方程設(shè)為：

Y=β0+β1P+β2I+β3S+e

其中：β0為常數(shù)項，β1、β2、β3自變量系數(shù)，e為誤差項。

（三）實證結(jié)果和分析

1.相關(guān)性分析

為了檢驗各變量之間是否存在多重共線性的問題，將每個解釋變量對其余解釋變量進(jìn)行回歸得到 k個回歸方程，然后根據(jù)擬合優(yōu)度（接近1）和F值進(jìn)行判斷進(jìn)行輔助回歸模型檢驗；首先做商品房銷售均價與城鎮(zhèn)居民可支配收入的回歸模型，結(jié)果如下：

可見，收入I對均價P并沒有很好的解釋作用。

同理，做出商品房均價與銀行間同業(yè)拆借利率的回歸模型，結(jié)果如下：

顯然，同業(yè)拆借利率S對均價P也沒有很好的解釋作用。

還有，做出收入與銀行間同業(yè)拆借利率的回歸模型，結(jié)果如下：

顯而易見，收入I對銀行間同業(yè)拆借利率S并沒有很好的解釋作用。

綜上所述，該模型不存在多重共線性。

2.回歸分析

經(jīng)STATA軟件對此模型回歸方程進(jìn)行總體檢驗 （F檢驗）、擬合優(yōu)度檢驗（R^2）及自變量系數(shù)顯著性檢驗（T檢驗），得出的結(jié)果如下表

表3

從表格中可以看出，多元回歸模型的復(fù)相關(guān)系數(shù)R為0.8523，表明被解釋變量房地產(chǎn)銷售面積與解釋變量之間有較大關(guān)聯(lián)；該回歸方程的擬合優(yōu)度為 0.7264，說明方程的擬合優(yōu)度較高；調(diào)整后的R方為0.6981，說明自變量能解釋因變量變化的69.81%，解釋力度比較大。綜上所述，整個回歸方程的擬合度比較理想；F值為 25.67，F(xiàn)值的顯著性水平為0.0000，表明在 1%的水平上F值是顯著的，商品房銷售面積已解釋部分明顯大于未解釋部分，說明該模型通過了F檢驗。回歸方程如下：

商品房均價 P的顯著性為 0.002，說明商品房均價在0.01的顯著性水平上顯著相關(guān)；收入I的顯著性為0.000，說明收入在0.01的顯著性水平上顯著相關(guān)；同業(yè)拆借利率S的顯著性為0.025，說明同業(yè)拆借利率在0.01的顯著性水平上并不顯著相關(guān)，但是在0.05的顯著性水平上顯著相關(guān)的。

四、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

通過以上的實證分析結(jié)果可知，利率市場化對房地產(chǎn)的影響并沒有商品房均價和人們收入對房地產(chǎn)的影響大，但是在5%的顯著性水平上，利率市場化對房地產(chǎn)的影響是顯著的。

（二）發(fā)揮利率對房地產(chǎn)調(diào)控作用的建議

1.著重培育金融市場，因為金融市場是貨幣政策利率傳導(dǎo)的第一環(huán)，要加快貨幣利率市場的建設(shè)，真正發(fā)揮市場利率引導(dǎo)總體利率的作用。

2.深化商業(yè)銀行和國有企業(yè)的改革，提高他們對利率變動的敏感性。

3.拓寬房地產(chǎn)企業(yè)融資渠道，發(fā)展房地產(chǎn)信托投資業(yè)務(wù)，有利于充分發(fā)揮市場機(jī)制，從而促進(jìn)房地產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

[1]國風(fēng)，材林.利率市場化分析［M］.中國財政經(jīng)濟(jì)出版社，2003.

[2]曹振良.房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)通論［M］.北京大學(xué)出版社，2003.

[3]凱恩斯.就業(yè)、信息和貨幣通論［M］.北京經(jīng)濟(jì)管理出版社，2012.

[4]R.I.麥金龍.經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣與資本［M］.上海人民出版社，1997.

[5]愛德華·肖.經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的金融深化［M］.上海三聯(lián)書店，1988.

[6]王西軍，劉傳哲.利率市場化對中國房地產(chǎn)企業(yè)融資的影響［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2006，25（10）：115-117.

[7]姚萍.利率變動對房地產(chǎn)價格調(diào)控效應(yīng)的實證研究［D］.湖南大學(xué)，2011.

[8]Kau J B，Keenan D.The Theory of Housing and Interest Rates［J］.Journal of Financial and Quantitative Analysis，1980，15(4): 833-847.

[9]McCarthy J，Peach R.W.Monetary Policy Transmission to Residential Investment［J］.general information，2002，(May):139-158.

徐鶴，出生于1994年1月11日，籍貫湖北黃岡，現(xiàn)于湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院攻讀碩士學(xué)位，主要研究方向是金融會計。