蔣文丹

摘要：通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)，誤差修正模型分析匯率與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明匯率為商品房?jī)r(jià)格的單向Granger原因且有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。同時(shí)匯率長(zhǎng)短期內(nèi)均對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生反響影響。因此建議房地產(chǎn)投資應(yīng)適當(dāng)考慮匯率因素；政策調(diào)控應(yīng)保持貨幣政策的獨(dú)立性，防止國(guó)外游資在我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)上的投機(jī)行為。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格 匯率 GDP 城鎮(zhèn)居民收入

一、前言

我國(guó)房地產(chǎn)在2005年之后經(jīng)歷了高速發(fā)展時(shí)期。2005年全國(guó)平均商品房?jī)r(jià)格3168元，首次突破3000元，并持續(xù)8年增長(zhǎng)。近年來(lái)國(guó)家出臺(tái)了各項(xiàng)嚴(yán)格調(diào)控政策，2012年底，房地產(chǎn)市場(chǎng)在回落后開始出現(xiàn)回暖。至2013年第一季度，房地產(chǎn)開發(fā)房屋銷售面積20898萬(wàn)平方米，同比增長(zhǎng)37.1%，各線城市房地產(chǎn)市場(chǎng)繼續(xù)呈現(xiàn)回升態(tài)勢(shì)。

2005年7月21日，我國(guó)實(shí)行以供求關(guān)系為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動(dòng)匯率制度。2006年1月4日，央行在銀行間外匯市場(chǎng)引入了做市商交易制度和詢價(jià)交易方式。受2008年金融危機(jī)的影響，人民幣對(duì)美元匯率基本保持穩(wěn)定。因美元繼續(xù)走弱，2011年3月25日人民幣對(duì)美元匯率報(bào)6.5580，創(chuàng)匯改以來(lái)新高。截至2013年5月，人民幣實(shí)際有效匯率比去年年底升值了5.6%。

從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)看，人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格存在密切關(guān)系。而匯率影響房地產(chǎn)價(jià)格的機(jī)制，以及匯改后匯率如何影響房地產(chǎn)價(jià)格，是否會(huì)造成房地產(chǎn)泡沫的破裂，這些都有必要進(jìn)行實(shí)證研究。本文基于匯改后的匯率數(shù)據(jù)，結(jié)合國(guó)民生產(chǎn)總值，城鎮(zhèn)居民人均收入等因素，分析了匯率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響程度，為房地產(chǎn)投資和宏觀調(diào)控提供一些借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

匯率對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響：EralD.Benson（1997）研究了加元兌美元的匯率對(duì)華盛頓Point Roberts地區(qū)（1984-1994）以及Berlingham（1999）房地產(chǎn)價(jià)格的影響；Norman G.Milller （1988）研究了日元兌美元匯率與檀香山房?jī)r(jià)的回歸；Joseph B，Lipscomb （2003）以墨西哥房?jī)r(jià)為研究對(duì)象，均得出匯率升值能夠不同程度帶動(dòng)房?jī)r(jià)上漲的結(jié)論。

房地產(chǎn)價(jià)格影響因素：Kim Hiang Liow，Muhammad Faishal Ibrahim，Qiong Huang（2005）提出影響房?jī)r(jià)的因素有GDP，利率，匯率，不可預(yù)期通貨膨脹率，工業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)率，貨幣供應(yīng)量，并且通過(guò)實(shí)證表明匯率對(duì)房?jī)r(jià)的影響最小。

投資組合與房地產(chǎn)的關(guān)系：Hoesli，Lekander，Witkiewiez（2001）提出將房地產(chǎn)進(jìn)行多元化投資組合，能獲得較高回報(bào)率。Kwane Addae-Dapaah，HweeL.Loh（2005）研究了中國(guó)等新興國(guó)家1990-1999年間房地產(chǎn)市場(chǎng)狀況，發(fā)現(xiàn)加入?yún)R率后的資產(chǎn)收益率大小，取決于兩者相對(duì)值，且在新興國(guó)家進(jìn)行房地產(chǎn)投資組合能獲得更高投資回報(bào)。Matthias Thomas，Steohen L.Lee（2006）認(rèn)為由于存在匯率波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，外國(guó)投資者所獲得的投資收益率很可能會(huì)受到削弱。

匯率與房地產(chǎn)價(jià)格相關(guān)性理論分析：尹伯成（2005）認(rèn)為因政府調(diào)控，人民幣升值導(dǎo)致各類人民幣計(jì)算的成本和費(fèi)用上升，抑制了境外人士對(duì)房產(chǎn)的需求，因此匯率變動(dòng)無(wú)助房?jī)r(jià)上升。王愛儉，沈慶劼（2007）提出在人民幣被低估且對(duì)外升值的情況下，匯率能夠影響房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給和需求。王先柱（2009）提出匯率對(duì)房?jī)r(jià)具有單向持續(xù)性影響。

匯率與房地產(chǎn)價(jià)格傳遞效應(yīng)實(shí)證分析：陳六傅、劉厚?。?007）利用VAR模型分析出人民幣有效匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)出口價(jià)格和消費(fèi)者價(jià)格影響程度低，且作用大小與物價(jià)指數(shù)相關(guān)。畢玉江，朱鐘棣（2006）研究表明匯率變動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)者價(jià)格的傳遞不完全且存在時(shí)滯。消費(fèi)者價(jià)格對(duì)匯率變動(dòng)的彈性低于進(jìn)口價(jià)格對(duì)人民幣匯率的彈性。呂劍（2007）總結(jié)出長(zhǎng)期而言，人民幣匯率顯著影響國(guó)內(nèi)物價(jià)水平，且CPI、PPI、RPI對(duì)匯率變動(dòng)彈性、修正功能依次遞減，短期而言，匯率變動(dòng)對(duì)CPI和RPI是持續(xù)增加的傳遞效應(yīng)?；輹苑澹?003）通過(guò)一步向前預(yù)測(cè)的滾動(dòng)算法和遞歸算法，證明人民幣匯率波動(dòng)在明顯的自相關(guān)性和異方差性。施建淮、傅雄廣（2008）總結(jié)出匯率對(duì)不同消費(fèi)品價(jià)格的傳遞效率存在差異。鄧永亮（2010）通過(guò)EGARCH模型，VAR模型和協(xié)整分析證實(shí)了匯率和房?jī)r(jià)間存在正反饋效應(yīng)。

三、理論與方法

匯率，是兩種不同貨幣之間的兌換比率。人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系，主要觀點(diǎn)有無(wú)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，關(guān)聯(lián)不確定。無(wú)關(guān)聯(lián)效應(yīng)指匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間不存在相關(guān)性，適用于封閉型經(jīng)濟(jì)或者房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)外封閉情況。關(guān)聯(lián)不確定性是指匯率與房地產(chǎn)價(jià)格不存在絕對(duì)的相關(guān)關(guān)系，其影響機(jī)制主要有傳導(dǎo)性下浮和傳導(dǎo)性上浮兩種。

（一）傳導(dǎo)性下浮

傳導(dǎo)性下浮指一國(guó)經(jīng)濟(jì)處于蕭條情況下，匯率上升，將導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格下降。若國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)蕭條，投資于資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)增加，即使匯率的升高預(yù)期將刺激房地產(chǎn)，但匯率升值收益很可能彌補(bǔ)不了所承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)，外國(guó)資本不可能流入境內(nèi)，甚至?xí)霈F(xiàn)本國(guó)資本外逃現(xiàn)象。具有典型代表性的例子是日本上個(gè)世紀(jì)的房地產(chǎn)泡沫危機(jī)。

（二）傳導(dǎo)性上浮

傳導(dǎo)性上浮是指貨幣升值，將導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格的上漲。其前提條件是（1）一國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放，資金可自由流動(dòng)；（2）房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)外開放；（3）國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)處于增長(zhǎng)期。傳導(dǎo)性上浮具體的傳導(dǎo)路徑有以下幾種：

1.流動(dòng)性效應(yīng)和預(yù)期效應(yīng)

流動(dòng)性效應(yīng)主要針對(duì)流動(dòng)資金，而預(yù)期效應(yīng)包括有匯率升值預(yù)期和房地產(chǎn)價(jià)格升值預(yù)期。當(dāng)市場(chǎng)預(yù)期本幣升值，大量國(guó)外短期投機(jī)性資金將流入，等待升值后再兌換成外幣，在等待過(guò)程，資金流向各個(gè)市場(chǎng)。由于房地產(chǎn)市場(chǎng)預(yù)期良好，資金流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。而房?jī)r(jià)的上漲進(jìn)一步促進(jìn)了房地產(chǎn)預(yù)期效應(yīng)，使投機(jī)更活躍。若本幣匯率升值預(yù)期進(jìn)一步加強(qiáng)，則會(huì)有更多的流動(dòng)資金流入，結(jié)合房地產(chǎn)升值預(yù)期的雙向作用，促進(jìn)房?jī)r(jià)大幅度提升。

2.財(cái)富效應(yīng)

本幣升值，進(jìn)口商品價(jià)格相對(duì)降低，同時(shí)將帶動(dòng)國(guó)內(nèi)商品價(jià)格下降，本幣購(gòu)買力提高，在滿足相同消費(fèi)后的貨幣盈余可用于投資房地產(chǎn)，需求增加將導(dǎo)致房?jī)r(jià)的上漲；人民幣升值會(huì)提高國(guó)內(nèi)金融資產(chǎn)的相對(duì)價(jià)格，相同條件下，金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，財(cái)富的潛在增加刺激消費(fèi)需求，增加支出，最終導(dǎo)致了房?jī)r(jià)的上漲。

3.溢出貨幣效應(yīng)

匯率升值后，通過(guò)貨幣供應(yīng)機(jī)制，貨幣工資機(jī)制，生產(chǎn)成本機(jī)制及收入機(jī)制等造成物價(jià)的下跌，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)萎縮，政府為了刺激經(jīng)濟(jì)將采取擴(kuò)張性的財(cái)政政策或貨幣政策，從而會(huì)有更多的貨幣用于投資，在當(dāng)前我國(guó)股市不景氣的情況下，這部分溢出的貨幣將流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，推動(dòng)房?jī)r(jià)的上升。

4.信貸擴(kuò)張效應(yīng)

由于匯率升值，商品出口受到抑制，國(guó)內(nèi)對(duì)外貿(mào)易企業(yè)不景氣，失業(yè)率增加，國(guó)民生產(chǎn)總值減少，經(jīng)濟(jì)不景氣，國(guó)家為了刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展，將會(huì)采用擴(kuò)張性的貨幣政策或財(cái)政政策。同時(shí)，將會(huì)降低利率，擴(kuò)大信貸規(guī)模，增加投資需求，而具有剛性需求支撐的房地產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較低，利潤(rùn)較高，因而資金流入房地產(chǎn)行業(yè)，由于房地產(chǎn)建設(shè)周期長(zhǎng)且土地具有稀缺性，短期內(nèi)供給不會(huì)有大的變化。而需求的膨脹，同時(shí)由于“羊群效應(yīng)”，將推升房地產(chǎn)價(jià)格。

5.通貨膨脹效應(yīng)

實(shí)行固定匯率或釘住匯率制度的國(guó)家，在匯率上升后，貨幣當(dāng)局被迫購(gòu)買外匯，增加本幣投放量，導(dǎo)致房?jī)r(jià)上升。同時(shí)，貨幣供應(yīng)量的增加導(dǎo)致通貨膨脹，人們將傾向于拋出貨幣并投資于增值性較強(qiáng)的實(shí)物資產(chǎn)中，而房地產(chǎn)又是保值增值的良好投資品，因而對(duì)房地產(chǎn)的需求增加，導(dǎo)致房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型構(gòu)建

根據(jù)以上分析，可構(gòu)建模型如下：

其中，α、β、γ、ut均為參數(shù)；HPt為某一時(shí)期房地產(chǎn)價(jià)格，ERt為某一時(shí)期人民幣兌美元匯率；GDPt為某一時(shí)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，PIt為某一時(shí)期城鎮(zhèn)居民可支配收入，ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)。為避免異方差問(wèn)題，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)。

得出模型：

本文數(shù)據(jù)采用2005年第四季度至2013年第一季度相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間：其中PIt以及房地產(chǎn)價(jià)格HPt相關(guān)數(shù)據(jù)取自EPS；ERt數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)貨幣網(wǎng)；GDPt數(shù)據(jù)來(lái)源于巨靈財(cái)經(jīng)網(wǎng)。利用Eview6.0進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（二）相關(guān)性檢驗(yàn)

由表中可看出，匯率與房?jī)r(jià)之間有較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)性，GDP的變化對(duì)房?jī)r(jià)起到一定的推動(dòng)作用，而PI，ER與HP相關(guān)性較強(qiáng)。為分析三者對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的確切關(guān)系，對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。

（三）單位根檢驗(yàn)

為避免時(shí)間序列偽回歸現(xiàn)象，在構(gòu)建模型前須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)，假定時(shí)間序列是一個(gè)p階自回歸的序列，通過(guò)增加一個(gè)滯后的差分項(xiàng)來(lái)使非平穩(wěn)時(shí)間序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)的時(shí)間序列。接受原假設(shè)即時(shí)間序列含有單位根。檢驗(yàn)結(jié)果如下表：

注：（C，T，K）表示常數(shù)項(xiàng)，趨勢(shì)項(xiàng)，滯后階數(shù)（按SIC原則確定），△表示差分項(xiàng)，*個(gè)數(shù)分別表示10%，5%，1%置信水平。

檢驗(yàn)可知LnER、LnGDP、LnPI和LnH序列含有單位根，是非平穩(wěn)序列，其中LnGDP和LnHP為一階平整，LnER、LnPI為二階平整。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

由單位根檢驗(yàn)可知它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，因此采用Johensen進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

注：根據(jù)SC和AIC原則可確定最優(yōu)滯后期為4，r=1表示最多不存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此ER、GDP、PI之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整參數(shù)向量，β=（1 0.69 0.16 -0.38），得到模型為L(zhǎng)nHP=0.69LnGDP+0.16LnPI-0.38LnER+2.03。

（五）誤差修正模型

若一組變量具有協(xié)整關(guān)系，則存在與對(duì)應(yīng)的向量誤差修正模型。從短期看，為了增強(qiáng)模型精度，把協(xié)整回歸式中的誤差項(xiàng)看做均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型把房?jī)r(jià)波動(dòng)的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)，建立模型的結(jié)構(gòu)如下：

D（HP）=-0.657859455403*LnHP+0.283307418477*D（HP（-1））+0.0820273516134*D（HP（-2））-0.924279157245*D（GDP（-1））-0.193695410972*D（GDP（-2））+0.0672093491968*D（PI（-1）） + 0.141266314304*D（PI（-2）） - 0.756871035987*D（ER（-1）） + 4.13800588488*D（ER（-2）） + 0.0910294794079

在模型中，差分項(xiàng)反映了短期波動(dòng)的影響。房?jī)r(jià)的短期變動(dòng)可分為兩個(gè)部分：一部分是短期匯率、GDP、人均可支配收入波動(dòng)的影響；一部分是偏離長(zhǎng)期均衡的影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.66，反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度較強(qiáng)。

（六）格蘭杰檢驗(yàn)

進(jìn)一步分析匯率與房地產(chǎn)價(jià)格之間是否存在因果關(guān)系，在上述的基礎(chǔ)上對(duì)各變量進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，由SIC原則確定滯后期為4期，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，GDP和HP互為格蘭杰原因，而 PI，ER和HP存在單向的解釋關(guān)系。

五、結(jié)論

本文對(duì)匯率波動(dòng)與房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，可以得出以下結(jié)論：

第一：匯改后，匯率與房?jī)r(jià)之間有較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)性，GDP，城鎮(zhèn)居民收入的變化對(duì)房?jī)r(jià)起到一定的推動(dòng)作用。

第二：人民幣升值預(yù)期以及實(shí)際升值是以人民幣計(jì)價(jià)的房地產(chǎn)資產(chǎn)成為全球投機(jī)的一大動(dòng)因；人民幣顯示升值促進(jìn)企業(yè)和個(gè)人資本項(xiàng)目下地結(jié)匯大量增加，中央銀行為了維持人民幣匯率的而穩(wěn)定，將被動(dòng)地買入美元，投放基礎(chǔ)貨幣，促使商品房?jī)r(jià)格的上升。

第三：匯率、GDP、可支配收入之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但是，人均可支配收入的系數(shù)不顯著，這點(diǎn)與周京奎（2006）的研究結(jié)果相同，即通過(guò)調(diào)整收入最終作用于房地產(chǎn)價(jià)格的效果不明顯。居民收入提高，會(huì)刺激消費(fèi)者購(gòu)買商品房的欲望，增加了商品房的銷售量，因此短期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致房屋上漲，但長(zhǎng)期來(lái)看對(duì)房屋價(jià)格的影響不確定。這可能由于長(zhǎng)期而言，對(duì)于商品房的需求一定，收入的增加反而導(dǎo)致了居民用于其它商品尤其是高檔商品的支出增加。同理論分析相同，GDP能夠正向推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格的上漲。匯率長(zhǎng)短期內(nèi)均對(duì)房屋價(jià)格產(chǎn)生反向影響，人民幣預(yù)期升值，投資房地產(chǎn)的預(yù)期回報(bào)率上升，因而其投資規(guī)模增大，導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)供求關(guān)系發(fā)生變化，房地產(chǎn)整體價(jià)格上揚(yáng)。同時(shí)，人民幣的升值將導(dǎo)致外資流入 ，由于我國(guó)資本項(xiàng)目依舊受到管制，大量的外資流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，抬高房地產(chǎn)價(jià)格，從而獲得房地產(chǎn)增值和匯率升值的雙重收益。因此，現(xiàn)階段要確保貨幣政策的獨(dú)立性，防止國(guó)外游資在我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)上的投機(jī)行為。

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