劉曉薇

（吉林財(cái)經(jīng)大學(xué)，吉林長(zhǎng)春 136000）

一、引言

人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中兩個(gè)重要變量，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展意義重大，因而學(xué)術(shù)界對(duì)二者之間的關(guān)系研究一直很重視。2008年爆發(fā)并引發(fā)了全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)的金融危機(jī)與美國(guó)的房地產(chǎn)泡沫緊密相關(guān)，隨后房地產(chǎn)泡沫又迅速傳播到信貸市場(chǎng)和資本市場(chǎng)，進(jìn)而蔓延到其他的國(guó)家，這場(chǎng)危機(jī)給美國(guó)乃至全球的經(jīng)濟(jì)都造成了難以挽回的嚴(yán)重?fù)p失。通過(guò)對(duì)比人民幣匯率走勢(shì)與我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)情況可以發(fā)現(xiàn)，在人民幣升值時(shí)期，房?jī)r(jià)漲勢(shì)明顯。相反，在人民幣貶值時(shí)期，房?jī)r(jià)雖然也有或多或少的上漲，但上漲速度明顯趨于下降，這說(shuō)明二者存在一定的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。

2021年人民幣匯率有較大幅度上漲，受益于疫情防控有效，我國(guó)基礎(chǔ)經(jīng)濟(jì)基本面比較強(qiáng)勁。雖然從2022年4月開(kāi)始，受美聯(lián)儲(chǔ)進(jìn)入加息周期的影響，部分資金回流美國(guó)，促使人民幣貶值，但從11月開(kāi)始又顯著回升。長(zhǎng)期來(lái)看，美國(guó)貨幣供給量大幅增加，導(dǎo)致美元購(gòu)買力下降、中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快以及人民幣國(guó)際化進(jìn)程不斷推進(jìn)、我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展顯著等因素將是促使人民幣長(zhǎng)期升值的背后推手。我國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)和銷售在近年來(lái)均十分火爆，受“炒房團(tuán)”、“地王”等團(tuán)體的影響，房?jī)r(jià)上漲加大了購(gòu)房者的壓力，提高了金融市場(chǎng)面臨的風(fēng)險(xiǎn)。因此，如何在房地產(chǎn)行業(yè)高速發(fā)展的過(guò)程中，有效避免房?jī)r(jià)上漲而引發(fā)的一系列社會(huì)問(wèn)題，成為政策制定者重點(diǎn)關(guān)注的內(nèi)容，國(guó)家限購(gòu)限貸等政策的出臺(tái)將在不同程度上影響我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)。

隨著我國(guó)資本項(xiàng)目開(kāi)放程度的逐步提高，人民幣匯率變化對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)影響也日益凸顯，越來(lái)越多外國(guó)資本將流入本國(guó)資本市場(chǎng)，特別是看起來(lái)回報(bào)頗豐的房地產(chǎn)市場(chǎng)，這極大地引起了社會(huì)各界的密切關(guān)注。本文針對(duì)匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)的影響研究，有利于防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展，且對(duì)于穩(wěn)定我國(guó)金融體系也有著至關(guān)重要的意義。同時(shí)，對(duì)穩(wěn)定匯率和房?jī)r(jià)相關(guān)建議的提出，也有利于政府更有效地進(jìn)行宏觀調(diào)控。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外有大批學(xué)者在研究匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生的影響，他們?cè)谶@方面的研究為我們提供了眾多可以查閱的文獻(xiàn)資料。但研究結(jié)論存在諸多差異，有學(xué)者認(rèn)為匯率對(duì)房?jī)r(jià)存在單向影響，且影響多為正向，而部分學(xué)者認(rèn)為二者存在相互作用的關(guān)系，還有觀點(diǎn)認(rèn)為二者不存在明顯關(guān)聯(lián)。

匯率對(duì)房?jī)r(jià)的單向影響較早有學(xué)者開(kāi)始研究，Abelson（2010）運(yùn)用實(shí)證分析，分別用長(zhǎng)期和短期檢驗(yàn)分析了20世紀(jì)70年代以來(lái)澳元匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)的影響，發(fā)現(xiàn)澳元匯率變化對(duì)當(dāng)?shù)胤績(jī)r(jià)影響十分明顯。鐘晨（2015）采用了中介變量來(lái)考察人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，采用了不同地區(qū)的自2005年至2014年的數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究，通過(guò)建立VAR模型考察三個(gè)變量的相互作用，最后得出的結(jié)論是房?jī)r(jià)對(duì)匯率的影響并不是十分明顯，匯率的變化對(duì)房?jī)r(jià)的影響程度會(huì)因?yàn)槲覈?guó)不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同而存在差別，而外商直接投資房地產(chǎn)作為中間變量，有效地傳遞了匯率變動(dòng)給房地產(chǎn)價(jià)格帶來(lái)的影響。劉潔（2019）在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，為了量化匯率對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)的影響，采用了誤差修正模型進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明，匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)存在單向的正影響。

Benson和Bowden（2004）在分析新西蘭匯率與房?jī)r(jià)的關(guān)聯(lián)時(shí)，認(rèn)為二者存在某種聯(lián)動(dòng)性。朱夢(mèng)楠、劉林等（2011）把國(guó)外投資者引入房地產(chǎn)市場(chǎng)和外匯市場(chǎng)納入分析框架，通過(guò)MA-VAR模型對(duì)匯改以來(lái)的房?jī)r(jià)與匯率關(guān)聯(lián)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出房?jī)r(jià)與匯率存在相互強(qiáng)化的作用機(jī)制。韓鑫韜和劉星（2017）實(shí)證過(guò)程選取的中間變量為貨幣供給量，且從間接和直接地不同角度進(jìn)行分析，研究結(jié)果表明，不認(rèn)為人民幣匯率變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)變化存在明顯的影響。

綜上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)的影響研究，從不同的理論出發(fā)，所選取的變量也有所不同，最終實(shí)證結(jié)果也存在諸多差異。因而，本文將貨幣供給量和實(shí)際利用外商直接投資作為中間變量引入VAR模型，在理論分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究人民幣匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)產(chǎn)生的直接或間接影響。

三、人民幣匯率波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響的傳導(dǎo)機(jī)制

人民幣匯率波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的影響主要通過(guò)以下五種效應(yīng)等一系列傳導(dǎo)機(jī)制體現(xiàn)出來(lái)，不同的傳導(dǎo)機(jī)制將從貨幣供給、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)際資本流動(dòng)等渠道來(lái)表現(xiàn)出匯率變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)變化的影響，具體分析如下：

（一）匯率的預(yù)期效應(yīng)

當(dāng)本國(guó)投資者預(yù)期本幣在未來(lái)會(huì)升值，便會(huì)減少資金流出本國(guó)，而是傾向于更多的持有本幣，以期獲得更高的收益。但由于持有貨幣使投資者不能獲得投資于各種資產(chǎn)可能得到的收益，因此，國(guó)內(nèi)投資者更傾向于購(gòu)買投資產(chǎn)品，其中就包括房地產(chǎn)。此時(shí)，如果市場(chǎng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格存在進(jìn)一步升高的預(yù)期，則會(huì)有大批投資者會(huì)爭(zhēng)相購(gòu)買房地產(chǎn)。但由于房地產(chǎn)行業(yè)資金占用量大、生產(chǎn)周期長(zhǎng)等原因的存在，使得房地產(chǎn)供給存在較強(qiáng)剛性，此時(shí)就導(dǎo)致房屋供不應(yīng)求，因此，導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。而國(guó)外投資者會(huì)受到本幣升值預(yù)期的影響，使得大量外國(guó)資金流入國(guó)內(nèi)，出于逐利的本性，越來(lái)越多的資金會(huì)被投入到預(yù)期回報(bào)豐厚的房地產(chǎn)市場(chǎng)，從而加大房地產(chǎn)市場(chǎng)的追求盈利的購(gòu)買需求，推高房?jī)r(jià)。

（二）匯率的財(cái)富效應(yīng)

財(cái)富效應(yīng)主要從兩個(gè)不同方面體現(xiàn)出匯率變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)變化產(chǎn)生的影響。一方面，由于本幣匯率上升，短期內(nèi)，外國(guó)資本流入增加，資產(chǎn)價(jià)格因?yàn)閲?guó)內(nèi)資本市場(chǎng)需求大幅度增加而得到提升，刺激了消費(fèi)的增長(zhǎng)。在這一背景下，與居民生活息息相關(guān)的房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求也不可避免地增加，并伴隨著財(cái)富效應(yīng)使得房地產(chǎn)價(jià)格提高。另一方面，本幣匯率提高使得出口商品成本增加，從而增加進(jìn)口、減少出口。本國(guó)商品出口量的下降使國(guó)內(nèi)商品大幅度供給增加，導(dǎo)致商品價(jià)格下降。這樣消費(fèi)者就可以用同樣的貨幣購(gòu)買到更多的商品，使得居民的相對(duì)財(cái)富增加，相對(duì)購(gòu)買力也得到提升。過(guò)剩的購(gòu)買力會(huì)尋找新的投資方向，而房地產(chǎn)市場(chǎng)正是受財(cái)富效應(yīng)的影響，受到消費(fèi)者的青睞，流入大量資金，進(jìn)而推動(dòng)房?jī)r(jià)上升。

（三）匯率的通貨膨脹效應(yīng)

本幣始終處于升值狀態(tài)時(shí)，央行會(huì)在外匯市場(chǎng)買入外幣同時(shí)拋售本幣，對(duì)其進(jìn)行適當(dāng)干預(yù)，以維持本幣匯率處于穩(wěn)定狀態(tài)，這會(huì)導(dǎo)致貨幣供給增加。由于央行的介入，短期內(nèi)，外幣需求量增加，本幣供給量也同時(shí)增加，從而抑制本幣升值或升值的預(yù)期。本幣供給量的增加不可避免地會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹的發(fā)生，而投資者為了避免因通貨膨脹導(dǎo)致持有貨幣實(shí)際購(gòu)買力下降，會(huì)將資金投向保值類資產(chǎn)，如黃金、國(guó)債、不動(dòng)產(chǎn)等。此時(shí)，房地產(chǎn)作為保值資產(chǎn)的重要代表之一，自然會(huì)進(jìn)入投資者的視野，房地產(chǎn)購(gòu)買需求量在短期內(nèi)大幅增加，而由于房地產(chǎn)供給剛性的存在，不能立即增加供給數(shù)量，使得房屋處于供不應(yīng)求狀態(tài)，導(dǎo)致了房?jī)r(jià)的大幅上漲。

（四）匯率的溢出效應(yīng)和信貸擴(kuò)張效應(yīng)

溢出效應(yīng)是指隨著本幣升值，本國(guó)出口減少、進(jìn)口增加，從而不利于國(guó)內(nèi)對(duì)外貿(mào)易企業(yè)發(fā)展，大幅度降低了國(guó)民收入，增加了失業(yè)人數(shù)，導(dǎo)致本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受阻。為刺激經(jīng)濟(jì)，除了增加貨幣供給量，還會(huì)降低商業(yè)銀行的貸款利率，以增加貨幣市場(chǎng)的信貸投放，來(lái)達(dá)到刺激消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。信貸資金的擴(kuò)張使得越來(lái)越多的資金可以投入到房地產(chǎn)領(lǐng)域，需求的增加促使房屋價(jià)格上漲。

綜上所述，以上幾種匯率變化從而對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響的傳導(dǎo)機(jī)制，主要基于三種因素，分別是貨幣、國(guó)際資本流動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素。通過(guò)這三種因素的作用，匯率變化通過(guò)間接或直接的方式對(duì)房地產(chǎn)需求產(chǎn)生影響。正如在人民幣升值階段，財(cái)富效應(yīng)使得居民實(shí)際購(gòu)買力得到提升，從而直接增加了投資者對(duì)房地產(chǎn)的需求。而溢出效應(yīng)和信貸擴(kuò)張效應(yīng)等，則是將貨幣供給量作為中介變量，間接地增加了房地產(chǎn)需求，進(jìn)而推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。

四、人民幣匯率對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格影響的實(shí)證分析

（一）模型的介紹

VAR模型又稱為向量自回歸模型，在宏觀經(jīng)濟(jì)金融的多變量時(shí)間序列建模中得到極為廣泛的應(yīng)用。VAR模型的一般形式如下:

該表達(dá)式中，為K維內(nèi)生變量，為待估計(jì)的參數(shù)矩陣，為滯后階數(shù)，為K維隨機(jī)擾動(dòng)向量，為常數(shù)項(xiàng)。本文采用VAR模型，可以分析人民幣匯率對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)的傳導(dǎo)效果以及人民幣匯率對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)影響的傳導(dǎo)機(jī)制。

（二）數(shù)據(jù)選取及處理

為明確匯率變化與房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)之間的關(guān)聯(lián)，本文在理論分析中談到匯率變動(dòng)會(huì)通過(guò)影響貨幣供給量和短期國(guó)際資本流動(dòng)，進(jìn)而對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響。因此，將貨幣供給量和實(shí)際利用外商直接投資作為中介變量進(jìn)行實(shí)證分析，并采取各變量自2010年至2022年的143組月度數(shù)據(jù)作為樣本。匯率指標(biāo)選擇人民幣兌美元匯率，本文采取直接標(biāo)價(jià)法，用R表示。利用商品房銷售總額與銷售面積之比來(lái)計(jì)算商品房平均銷售價(jià)格這一指標(biāo)，用P來(lái)表示。實(shí)際利用外商直接投資與短期內(nèi)外國(guó)資本的流動(dòng)密切相關(guān)，用FDI表示，涉及到的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。最后，為了能夠更加準(zhǔn)確地反映全社會(huì)的購(gòu)買力，采用廣義貨幣供給量作為代表，用M表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。由于在每年的1月份處于春節(jié)期間，房?jī)r(jià)在1月份沒(méi)有具體的數(shù)據(jù)，為了保證數(shù)據(jù)選擇的一致性，統(tǒng)一去掉每年的1月份，從2月開(kāi)始統(tǒng)計(jì)。本文基于Eviews7.0軟件進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（三）實(shí)證分析

1.ADF單位根檢驗(yàn)

數(shù)據(jù)平穩(wěn)是時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析的首要條件。為了避免可能出現(xiàn)的偽回歸，使得整個(gè)模型的分析意義得到保證，只有在保證數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的前提下，才可以用最小二乘法回歸。本文通過(guò)對(duì)時(shí)間變量取對(duì)數(shù)，來(lái)有效消除異方差，使數(shù)據(jù)盡量保持平穩(wěn)狀態(tài)，檢驗(yàn)不同序列平穩(wěn)性的方法為ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：

由表1可知，LNFDI、LNM、LNP和LNR存在單位根的零假設(shè)均不能被拒絕，其參數(shù)估計(jì)值的統(tǒng)計(jì)量的值都超過(guò)了5%顯著水平下的臨界值，因此，即這四個(gè)變量的原始序列均為非平穩(wěn)序列，但是從表1的一階差分結(jié)果來(lái)看，LNFDI、LNM、LNP和LNR經(jīng)過(guò)一次差分后，各序列存在單位根的零假設(shè)可以同時(shí)被拒絕接受，也就是說(shuō)，在5%的臨界值狀態(tài)下，他們都是平穩(wěn)序列。由于LNFDI、LNM、LNP和LNR均為一階單整序列，因此，可以開(kāi)始進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 各變量序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇

2.協(xié)整檢驗(yàn)

偽回歸問(wèn)題的出現(xiàn)就是源于實(shí)證檢驗(yàn)時(shí)在原序列不平穩(wěn)的條件下做了最小二乘回歸，而協(xié)整是一種計(jì)量關(guān)系，被用來(lái)描述那些經(jīng)過(guò)了線性組合之后的非平穩(wěn)的時(shí)間序列，在整體上呈現(xiàn)出平穩(wěn)狀態(tài)。在以上的ADF檢驗(yàn)中，發(fā)現(xiàn)LNP、LNFDI、LNM、和LNR的原始序列都為非平穩(wěn)的，但在經(jīng)過(guò)一次差分后卻又處于平穩(wěn)狀態(tài)，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在建立VAR模型之前，首先要確定最優(yōu)滯后階數(shù)，滯后階數(shù)的選擇結(jié)果如下表所示：

結(jié)果表明，最優(yōu)滯后階數(shù)為3，并建立VAR(3)模型，為了驗(yàn)證LNP、LNM、LNFDI和LNR四者是否存在協(xié)整關(guān)系，本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4所示：

表3 跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

表4 最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表3的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果和表4的最大特征值統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果可以看出不存在協(xié)整關(guān)系和至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)均在5%的顯著水平下被拒絕，說(shuō)明至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，而至多存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)在5%的顯著水平下未被拒絕，接受該假設(shè)，因此得出LNP、LNR、LNFDI和LNM之間存在兩個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明VAR模型設(shè)定合理，回歸估計(jì)結(jié)果如下：

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明LNP、LNM、LNFDI和LNR之間存在相關(guān)關(guān)系，但關(guān)系的具體指向性并沒(méi)有明確。因此，通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)判斷各變量之間的格蘭杰因果關(guān)系及傳導(dǎo)渠道。若P值大于0.05，則接受原假設(shè)，反之，則拒絕原假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示：

表5 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

表6 方差分解分析

如表5所示，實(shí)際利用外商直接投資額和貨幣供給量均為房?jī)r(jià)的格蘭杰原因，說(shuō)明滯后3期的實(shí)際利用外商直接投資額和貨幣供給量的變動(dòng)可以較強(qiáng)地解釋房?jī)r(jià)的變動(dòng)，而LNR沒(méi)有拒絕原假設(shè)，說(shuō)明人民幣匯率變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)變化的直接影響較弱。且匯率變動(dòng)是實(shí)際利用外商直接投資變化的格蘭杰原因，實(shí)際利用外商直接投資是貨幣供給量變動(dòng)的格蘭杰原因，貨幣供給量變動(dòng)又是房?jī)r(jià)波動(dòng)的格蘭杰原因，與本文此前分析的人民幣匯率變動(dòng)對(duì)短期國(guó)際資本流動(dòng)產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響貨幣供給量，最后對(duì)匯率產(chǎn)生影響的流動(dòng)性效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制保持一致。此外，匯率是是實(shí)際利用外商直接投資的格蘭杰原因，而實(shí)際利用外商直接投資能Granger引起房?jī)r(jià)變化，符合匯率的預(yù)期效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制,即人民幣匯率提高會(huì)吸引外資流入，從而增加對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)需求，進(jìn)而導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠很直觀地表現(xiàn)出VAR模型不同變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)，用來(lái)衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊。要進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，首先要保證模型的穩(wěn)定性，穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果表明模型所有AR特征根的倒數(shù)均落在單位圓內(nèi)，VAR模型是平穩(wěn)的，選取的四個(gè)變量存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

接下來(lái)在LNP、LNM、LNR和LNFDI建立的VAR模型基礎(chǔ)上，進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。下圖橫軸表示響應(yīng)時(shí)間，即月度數(shù)，縱軸表示響應(yīng)數(shù)值的大小，實(shí)線表示響應(yīng)曲線，上下兩條虛線表示響應(yīng)曲線走勢(shì)的兩倍標(biāo)準(zhǔn)差，本文選取的期數(shù)為10期，主要分析人民幣匯率變動(dòng)對(duì)貨幣供給量和實(shí)際利用外商直接投資的影響，以及分別給實(shí)際利用外商直接投資和貨幣供給量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)變動(dòng)產(chǎn)生的影響。

從圖1的脈沖響應(yīng)結(jié)果可以看出當(dāng)給人民幣匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，即匯率上升（人民幣貶值）時(shí)，在前3期對(duì)實(shí)際利用外商直接投資產(chǎn)生持續(xù)增強(qiáng)的負(fù)向影響，峰值為為-0.032，主要是因?yàn)槿嗣駧刨H值導(dǎo)致外資流出增加，但隨著時(shí)間推移，這種影響逐漸減弱。給人民幣匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，對(duì)貨幣供給量的影響較小，在前4期對(duì)貨幣供給產(chǎn)生正向影響，主要是因?yàn)槿嗣駧刨H值會(huì)使得出口增加，進(jìn)口減少，從而使得外匯收入增加，給人民幣帶來(lái)升值壓力，央行為避免短期內(nèi)人民幣匯率發(fā)生大幅波動(dòng)，在外匯市場(chǎng)拋本幣，買外匯，從而導(dǎo)致貨幣供給增加，在第5、6期對(duì)貨幣供給量產(chǎn)生負(fù)向影響主要是因?yàn)殡S著人民幣貶值，資本流出增加，導(dǎo)致貨幣供給減少。而當(dāng)給實(shí)際利用外商直接投資一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，會(huì)給貨幣供給量帶來(lái)持續(xù)的正向影響，主要是因?yàn)橥赓Y流入會(huì)增大對(duì)人民幣的需求，而央行為了維持匯率的相對(duì)穩(wěn)定，在外匯市場(chǎng)上拋本幣、買外匯，從而使貨幣供給增加。通過(guò)匯率的脈沖響應(yīng)可以發(fā)現(xiàn)，匯率變化向貨幣供給量和實(shí)際利用外商直接投資傳導(dǎo)的過(guò)程中，對(duì)貨幣供給量的直接影響較小，但實(shí)際利用外商直接投資對(duì)貨幣供給影響較大，即在實(shí)際中，匯率向中間變量傳遞時(shí)，流動(dòng)性效應(yīng)和通貨膨脹效應(yīng)的作用較為明顯。

圖1 各中間變量對(duì)人民幣匯率的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 房?jī)r(jià)對(duì)中間變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)

當(dāng)給實(shí)際利用外商直接投資一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，在第1期內(nèi)對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生顯著的正向沖擊，在第2期達(dá)到峰值，為0.020，主要是因?yàn)槎唐谫Y本流入增加，增加了對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求，從而導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲，隨后對(duì)房?jī)r(jià)的正向影響逐漸減弱，在第9期后趨于平穩(wěn)。如果貨幣供給量受到一個(gè)正向沖擊，會(huì)在前3期內(nèi)對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生逐漸增強(qiáng)的正向影響，第3期達(dá)到峰值，為0.012，隨后在第4期，對(duì)房?jī)r(jià)的正向沖擊有顯著的下降，下降為0.001，而后趨于平穩(wěn)。說(shuō)明在貨幣供給量增加的前三個(gè)月內(nèi)，對(duì)房?jī)r(jià)上漲的影響最為明顯，主要是因?yàn)樨泿殴┙o量增加會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹等情況，而貨幣實(shí)際購(gòu)買力下降使得人們更傾向投資保值性強(qiáng)的房地產(chǎn)市場(chǎng)，從而增加對(duì)房地產(chǎn)需求，推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲，而后逐漸呈現(xiàn)出平穩(wěn)狀態(tài)。以上結(jié)果說(shuō)明匯率變化可以通過(guò)中間變量傳導(dǎo)，包括國(guó)際資本流動(dòng)和貨幣供給量的變化，間接對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響，表明通貨膨脹效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)和信貸擴(kuò)張效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)揮作用。

5.方差分解分析

經(jīng)過(guò)剖析某一個(gè)解釋變量所帶來(lái)的沖擊對(duì)被解釋變量發(fā)生變化的貢獻(xiàn)程度，能夠體現(xiàn)出其對(duì)被解釋變量變動(dòng)的相對(duì)重要性大小。對(duì)LNP的分解結(jié)果如下表所示：

由方差分解結(jié)果可知，在第1期房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響因素中，除了其自身的貢獻(xiàn)度外，實(shí)際利用外商直接投資的貢獻(xiàn)度最高，對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)的解釋程度可以達(dá)到8.42%，且在第3期達(dá)到峰值，為14.54%，從第4期開(kāi)始貢獻(xiàn)程度逐漸下降，到第15期貢獻(xiàn)程度為11.84%。貨幣供給量對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)的影響在第1期不顯著，但第2期開(kāi)始有大幅提高，對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)的解釋程度逐漸增強(qiáng)，到第15期達(dá)到23.63%。在短期內(nèi)，匯率對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)的解釋程度較低，但隨著時(shí)間的推移，解釋程度在不斷提高，到第15期達(dá)到9.26%。這說(shuō)明貨幣供應(yīng)量、實(shí)際利用外商直接投資和匯率均會(huì)對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)產(chǎn)生影響，其影響程度也會(huì)隨著時(shí)間變化而不斷改變。短期內(nèi)，實(shí)際利用外商直接投資和貨幣供給量變動(dòng)均對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)有著比較強(qiáng)的解釋程度，而匯率對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)的直接影響較小，與脈沖響應(yīng)分析結(jié)果一致。這也可以解釋為什么在人民幣匯率存在上下波動(dòng)的情況下，我國(guó)房?jī)r(jià)均有或多或少的上漲，主要是因?yàn)樵诓煌瑫r(shí)期，影響房?jī)r(jià)變動(dòng)的各種因素，如匯率、貨幣供給量等，其對(duì)房?jī)r(jià)變化影響程度存在差異，因而使房?jī)r(jià)表現(xiàn)出持續(xù)上漲的趨勢(shì)。

五、結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

為了研究人民幣匯率變化對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)的影響，本文運(yùn)用2010年至2022年的月度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)建起以人民幣匯率變化為起點(diǎn)，實(shí)際利用外商直接投資和貨幣供給量為中間變量，房?jī)r(jià)為目標(biāo)的研究框架，所得出的結(jié)論如下：

通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，匯率變動(dòng)不能Granger引起房?jī)r(jià)波動(dòng)，但匯率變化是實(shí)際利用外商直接投資變化的Granger原因，而實(shí)際利用外商直接投資變動(dòng)又是房?jī)r(jià)變動(dòng)的Granger原因。這與人民幣匯率變化，從而影響短期國(guó)際資本流動(dòng)，進(jìn)而對(duì)貨幣供給量產(chǎn)生影響，最后影響房?jī)r(jià)變化的流動(dòng)性效應(yīng)和通過(guò)膨脹效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制相同。此外，匯率變化是實(shí)際利用外商直接投資變化的Granger原因，而實(shí)際利用外商直接投資變動(dòng)能Granger引起房?jī)r(jià)波動(dòng)，與匯率變化引起短期國(guó)際資本流動(dòng)，從而改變對(duì)房地產(chǎn)需求，最后對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響的預(yù)期效應(yīng)傳導(dǎo)機(jī)制一致。

通過(guò)脈沖響應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，如果給人民幣匯率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，即人民幣貶值后，對(duì)實(shí)際利用外商直接投資和貨幣供給量影響較為顯著。其次，當(dāng)給實(shí)際利用外商直接投資一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，會(huì)對(duì)貨幣供給量產(chǎn)生較強(qiáng)的持續(xù)正向沖擊。最后，當(dāng)給實(shí)際利用外商直接投資和貨幣供給量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，會(huì)給房?jī)r(jià)帶來(lái)不同程度的正向沖擊。說(shuō)明短期國(guó)際資本流動(dòng)渠道作用較為明顯，當(dāng)人民幣升值時(shí)，可以通過(guò)短期國(guó)際資本流入增加對(duì)房地產(chǎn)需求，或央行為穩(wěn)定匯率而增加貨幣供給，從而加大購(gòu)房需求，即匯率變動(dòng)可以通過(guò)預(yù)期效應(yīng)、流動(dòng)性效應(yīng)等傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響。

從方差分解分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在第1期，實(shí)際利用外商直接投資變化對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)的貢獻(xiàn)率最高，主要是因?yàn)槎唐趪?guó)際資本流入后，一部分資金流向看起來(lái)收益頗豐的房地產(chǎn)市場(chǎng)，增加對(duì)房地產(chǎn)的需求。從第2期開(kāi)始，貨幣供給量對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)的貢獻(xiàn)率大幅提高，主要表現(xiàn)為央行為了穩(wěn)定匯率，在人民幣升值后被動(dòng)增加外匯儲(chǔ)備而增加人民幣投放。貨幣供給量的增加使投資者為了避免相對(duì)購(gòu)買力下降而投資于房地產(chǎn)等保值能力較強(qiáng)資產(chǎn)，最終購(gòu)房需求的提高導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。而在短期內(nèi)，匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生的直接影響較小，說(shuō)明人民幣匯率變動(dòng)主要通過(guò)中介變量，間接對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響。

（二）政策建議

匯率變化會(huì)通過(guò)貨幣供給量和短期國(guó)際資本流動(dòng)等中間變量對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)產(chǎn)生影響，而房地產(chǎn)市場(chǎng)的穩(wěn)定程度與我國(guó)經(jīng)濟(jì)能否健康發(fā)展緊密相連。為此，本文從匯率制度、貨幣發(fā)行、國(guó)際資本流動(dòng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)供求關(guān)系幾個(gè)方面提出以下政策建議：

1.深化人民幣匯率制度改革

我國(guó)目前采取的人民幣兌美元匯率中間價(jià)形成機(jī)制，雖然在某種程度上提高了市場(chǎng)預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確性，但“盯住匯率”與自由浮動(dòng)”的結(jié)合使用又加大了匯率的波動(dòng)幅度。我國(guó)應(yīng)進(jìn)一步推動(dòng)匯率市場(chǎng)化，有效增大人民幣匯率彈性，從而緩解各種波動(dòng)對(duì)匯率預(yù)期產(chǎn)生的影響，降低人民幣匯率變化對(duì)我國(guó)房?jī)r(jià)的影響程度。

2.完善我國(guó)貨幣發(fā)行制度

貨幣發(fā)行量增加是導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)需求擴(kuò)大的一個(gè)重要原因，不僅會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲，且貨幣貶值壓力的增加也不利于保證其清償性。通過(guò)完善我國(guó)貨幣發(fā)行的審批制度和準(zhǔn)備制度，可以有效抑制貨幣超發(fā)狀況的發(fā)生，既能保證貨幣發(fā)行的合理性，又能有效控制信貸總規(guī)模。

3.注重對(duì)國(guó)際資本流入管理

短期國(guó)際資本會(huì)隨著本幣升值而逐步流入本國(guó)金融市場(chǎng)，對(duì)金融市場(chǎng)造成沖擊，不利于金融市場(chǎng)的健康發(fā)展。且大部分短期資本流入具有極強(qiáng)的投機(jī)性和隱蔽性，我國(guó)應(yīng)嚴(yán)格管控國(guó)際資本的流動(dòng)，嚴(yán)厲打擊外來(lái)投機(jī)行為，并完善監(jiān)測(cè)國(guó)際資本流動(dòng)機(jī)制和預(yù)警機(jī)制，從而降低國(guó)際資本大幅流動(dòng)對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的不利影響。

4.促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)供求平衡

主要受房地產(chǎn)市場(chǎng)供需不平衡的影響，人民幣升值將導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。為了有效貫徹住房不“炒房”的原則，并有效抑制國(guó)內(nèi)外投資者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)需求，我國(guó)政府應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)購(gòu)房者的管理，制定有關(guān)資格制度，并對(duì)購(gòu)買多套房屋的消費(fèi)者增收增值稅等，從而合理引導(dǎo)投資者的投資行為。同時(shí)，應(yīng)有效增加保障性住房和廉租房的供給，嚴(yán)格禁止房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商炒地、囤地的行為，對(duì)于不能及時(shí)開(kāi)發(fā)的土地采取收回處理，從而促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)的供需平衡。