1、<p>　　利率與房地產(chǎn)市場互動關系的實證分析</p><p>　　【摘要】伴隨著市場經(jīng)濟建設的不斷推進，我國房地產(chǎn)價格和開發(fā)投資速度一直居高不下，房地產(chǎn)業(yè)作為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，它的高速發(fā)展成就了我國經(jīng)濟進入21世紀近10年的繁榮。但同時值得注意的是，房地產(chǎn)業(yè)作為資金密集型產(chǎn)業(yè)，較高的財務杠桿使得房地產(chǎn)業(yè)也是風險集聚型產(chǎn)業(yè)。因此，加強房地產(chǎn)業(yè)的調控是政府宏觀調控的重要內容之一，而利率又是宏觀經(jīng)濟調控中

2、貨幣政策調控的重要手段，因此研究利率與房地產(chǎn)開發(fā)之間的關系顯得尤為重要。本文選取2000年～2013年的數(shù)據(jù)，來檢驗房地產(chǎn)市場與利率之間的互動關系。 </p><p>　　【關鍵詞】利率 房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù) 協(xié)整分析 Granger因果檢驗 </p><p><b>　　一、理論基礎 </b></p><p>　　（一）現(xiàn)代金融學理論基礎

3、</p><p>　　按照現(xiàn)代金融學理論，利率是資金的價格，它不僅反映了資金市場的供求關系，也可調節(jié)資金的供求關系，受到物價水平、經(jīng)濟周期和預期的影響，利率作為外部因素對房地產(chǎn)經(jīng)濟運行有一定的影響。 </p><p>　?。ǘ┓康禺a(chǎn)經(jīng)濟學理論基礎 </p><p>　　我國金融市場的房地產(chǎn)融資主要以間接融資（銀行信貸）為主，因此房地產(chǎn)業(yè)的融資成本直接受銀行信貸利率

4、的影響。當國家采取較寬松的貨幣政策社會流動性充足時，貨幣供給增加，貸款利率下降，使用資金的成本也隨之下降，使得房地產(chǎn)開放加速，房產(chǎn)供給增加，房地產(chǎn)價格下降。 </p><p><b>　　二、統(tǒng)計方法 </b></p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)的單整檢驗 </p><p>　　時間序列的不穩(wěn)定性所導致的偽回歸現(xiàn)象會使檢驗結果出現(xiàn)偏差。對時間序列進

5、行單位根檢驗可有確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。單位根檢驗主要包括：DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗等。本文采用ADF檢驗方法。ADF檢驗的原假設是Ho：要檢驗的過程有單位根，不平穩(wěn)。備擇假設是H1：要檢驗的過程是平穩(wěn)過程。若ADF值大于臨界值，則接受Ho；相反，則拒絕Ho。 </p><p><b>　　（二）協(xié)整分析 </b></p><p>　　Granger因果關

6、系檢驗的前提是要進行協(xié)整檢驗。由于本文有兩個變量，故選用EG兩步法進行協(xié)整檢驗。本文先對一階平穩(wěn)時間序列Xt、Yt做最小二乘回歸，得到OLS法的估計量，再用ADF檢驗估計殘差序列是否構成平穩(wěn)過程，若殘差序列穩(wěn)定，則Xt、Yt之間存在協(xié)整關系，反之，則Xt、Yt間不存在協(xié)整關系。 </p><p>　?。ㄈ〨ranger因果檢驗 </p><p>　　判斷變量之間是否存在因果關系的重要前提

7、是確定變量的時間序列平穩(wěn)并且變量之間存在協(xié)整關系，即可分析變量之間的因果關系。Granger主要考察x是否會導致y，同時考察x能夠在多大程度上解釋y，為了提高x解釋y的程度，我們可以加入x的滯后值進入原模型。 </p><p><b>　　三、統(tǒng)計數(shù)據(jù) </b></p><p>　　本文中，利率選取金融機構一年期人民幣貸款基準利率。房地產(chǎn)市場以房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)（

8、即國房景氣指數(shù)是反映房地產(chǎn)市場景氣變化趨勢和程度的綜合指數(shù)）作為其衡量指標，用F表示。以上序列變量都取對數(shù)， 生成對數(shù)序列用LOGF和LOGR表示?；灸Ｐ蜑椋篖OGFt=LOGRt+C。 </p><p>　　樣本數(shù)據(jù)期間為2000年1月至2013年12月，金融機構一年期人民幣貸款基準利率來自中國人民銀行網(wǎng)站，房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)來自國研網(wǎng)。 </p><p><b>　　四

9、、實證分析 </b></p><p>　?。ㄒ唬?shù)據(jù)的單整檢驗 </p><p>　　首先，對LOGF和LOGR進行數(shù)據(jù)的單整檢驗，檢驗結果如表1： </p><p><b>　　表1 單整檢驗 </b></p><p>　　通過對LOGF和LOGR的時間序列樣本數(shù)據(jù)進行單整檢驗發(fā)現(xiàn)，LOGF和LOGR均是不

10、平穩(wěn)時間序列；而將LOGF和LOGR進行一階差分后作單整檢驗，可知△LOGF和△LOGR是平穩(wěn)序列，并結合D.W.值判定序列相關性，四個序列LOGF、LOGR、△LOGF、△LOGR的D-W值均接近2，可認為這四個序列都是非自相關的。所以LOGF和LOGR均是1階單整時間序列。 </p><p><b>　?。ǘ﹨f(xié)整分析 </b></p><p>　　對LOGF和L

11、OGR進行回歸得： </p><p>　　LOGFt=1.944714-0.042220LOGRt ① </p><p>　　-4.350647 </p><p>　　其中n=142，k=1，DW=0.093870，所以該殘差項具有一階正的自相關，且R2=0.119099，修正的R2=0.112807，說明LOGR對LOGF的解釋能力只有11.9%線性擬合度很不好。

12、考慮在模型中加入一階滯后項，得LOGF與LOGR的分布滯后模型，進行回歸得到： </p><p>　　LOGFt=0.138930+0.925601LOGFt-1+0.036338LOGRt-0.043245LOGRt-1 </p><p>　　3.054153 39.92723 2.744960 -3.286325 </p><p>　　其中n=141（調整后），

13、k=1，DW=1.597595接近2，可認為該殘差項不具有自相關，且R2=0.937744，線性擬合度相當好。F統(tǒng)計量的P值=0.000<0.05，原模型通過總體顯著性檢驗，即F檢驗， 所建立的回歸方程具有統(tǒng)計學意義。此外，檢驗結果的系數(shù)也反映了實際經(jīng)濟情況，房地產(chǎn)價格和投機動機與金融機構貸款利率呈負相關性，同時也可以看出，房地產(chǎn)市場對于利率的變化反映比較滯后，不敏感。 </p><p>　　對方程①中的殘

14、差RESID作單位根檢驗： </p><p>　　表2 殘差的平穩(wěn)性檢驗 </p><p>　　殘差變量的ADF值=-9.616444，小于三個臨界值，所以可以拒絕存在單位根的零假設，此時可認為殘差時間序列是平穩(wěn)的，即利率和房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)在長期看來存在協(xié)整關系。 </p><p>　　Granger指出，若變量之間存在協(xié)整關系，則這些變量至少存在一個方向的G

15、ranger因果關系。因此，下面進一步探討利率與房地產(chǎn)市場即房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)之間的因果關系。由于Granger因果關系檢驗對滯后期的階數(shù)非常敏感，這里采用依次多滯后幾期看結構是否具有同一性的方法，我們分別取滯后期為1、5、8、10、16、20、24，然后與臨界值作比較。檢驗結果如表3： </p><p>　　表3 Granger因果關系檢驗結果 </p><p>　　通過上表中的Gr

16、anger因果關系檢驗我們可以看出，大部分滯后期檢驗，拒絕了零假設，即認為“LOGR是引致LOGF的Granger原因”，這和我們認為提高房地產(chǎn)開發(fā)資金成本，即提高房地產(chǎn)貸款利率會導致房地產(chǎn)開放景氣指數(shù)下降這一假設吻合。同時，大部分滯后期中，都接受“LOGF不是引致LOGR的Granger原因”，即認為“LOGF不是引致LOGR的Granger原因”，這說明金融機構貸款利率的變動并不顯著地受房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)的影響。 </p&

17、gt;<p><b>　　五、主要結論 </b></p><p>　　從以上的實證分析結果中可以看出，調整利率會影響房地產(chǎn)市場，但是，其影響的敏感性是不顯著的且具有滯后性；同時，房地產(chǎn)市場對銀行利率的影響不顯著。這主要是因為，我國利率市場還未完全開放，利率沒有很好的反映市場中貨幣的價格，而通過影響貨幣供需進而影響政策調控對象的傳統(tǒng)貨幣政策路徑效果，會因為貨幣價格的失真性大打折扣

18、，利率杠桿作用有限。因此，我們應該加快利率市場化的步伐，充分發(fā)揮利率在調節(jié)市場經(jīng)濟運行中的天然作用，同時，從我國實際狀況出發(fā)，以市場為導向，推進我國城鎮(zhèn)化建設進程、完善我國房地產(chǎn)市場監(jiān)管制度、實行有差別的住房抵押貸款政策等，促進我國房地產(chǎn)市場健康、穩(wěn)定發(fā)展。 </p><p><b>　　參考文獻 </b></p><p>　　[1]孔煜.利率與房價關系的認識[J].