■韓鑫韜

一、引言

我國自1998年實行住房制度改革以來，房地產(chǎn)市場發(fā)展迅速，居民資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中不動產(chǎn)份額持續(xù)增加，房地產(chǎn)投資已經(jīng)成為我國經(jīng)濟增長的重要動力。但是由于房地產(chǎn)價格增長過快，導(dǎo)致房價/收入、個人購房貸款增長率/個人收入增長率等宏觀指標(biāo)屢創(chuàng)新高，不僅嚴(yán)重影響了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，還威脅到社會穩(wěn)定。從全國總體來看，1999～2010年，房價一直大幅度增長，平均增速達5.5%，2009年和2011年的上半年有所回落，但之后又沖高至2013年7月末的6.5%。房地產(chǎn)價格的飆升已經(jīng)超出了普通居民的購買力。截至2012年末，我國平均住房價格與居民收入之比達到7.7，其中北京13.3、上海 11.7、深圳 13.7、廣州 12.0、天津 7.4，已經(jīng)遠遠超出了世界銀行劃分的 “房價收入比3～6倍的合理區(qū)間”。那么，是什么導(dǎo)致我國房地產(chǎn)市場價格的持續(xù)上漲呢?又是通過什么途徑影響房地產(chǎn)價格的呢?

特別是2005年7月21日，人民幣匯率結(jié)束長達十年之久的“盯住制”，我國開始實施以“市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣，有管理的浮動匯率”制度。至此，人民幣開始進入升值通道，截至2013年7月末，人民幣對美元名義匯率已累計升值25%，同時，長期以來，我國國際收支中經(jīng)常項目和資本與金融項目表現(xiàn)為雙順差，使得人民幣升值預(yù)期不斷升溫，表現(xiàn)為反映境外對人民幣匯率預(yù)期的人民幣無本金遠期交割匯率（NDF）大部分時間處于升值中，2005年7月末～2013年7月末，香港一年期人民幣NDF買價近2/3的時間是貼水狀態(tài)。

房地產(chǎn)市場作為一個投資型市場，匯率的低估和匯率預(yù)期升值會引起境外資本的大量流入,其目的是為了獲得人民幣升值匯兌收益和房價上升增值收益的“雙價差”。大量外資進入房地產(chǎn)市場進行房地產(chǎn)投資套利對我國房地產(chǎn)市場產(chǎn)生了重大影響,在一定程度上推動了我國房價的進一步上漲。根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2005～2011年，人民幣對美元匯率上漲了22%，全國房地產(chǎn)開發(fā)資金來源中外商直接投資增長了300%，至689.5億元。在國家頒布外資限購令后，外資購房占比有所降低，但部分隱蔽的非法交易并沒有統(tǒng)計在內(nèi)?？傮w而言，這些數(shù)據(jù)足以說明外資很可能對房地產(chǎn)價格造成了一定程度的沖擊。

從國際經(jīng)驗看，一些國家由于匯率變動而引發(fā)的本國房地產(chǎn)價格大幅波動，并致使本國經(jīng)濟陷入低谷，甚至經(jīng)濟倒退多年，一蹶不振。其中，日本和泰國最具代表性。1985年，日本在簽訂“廣場協(xié)議”后，其日元開始大幅升值，從而吸引了大量外資進入房地產(chǎn)市場。1985～1992年，日元名義有效匯率由39.08升至64.27，漲幅達64.5%，在此期間，國際投機資本大量涌入日本房地產(chǎn)市場，日本城市土地價格一路飆升，漲幅達63.1%①數(shù)據(jù)來源：wind數(shù)據(jù)庫——全球宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。，形成了嚴(yán)重的房地產(chǎn)泡沫。這說明匯率與房價的關(guān)系在實踐中以國際投資資本為中介存在較強的相關(guān)性，匯率的大幅波動很可能對房地產(chǎn)價格產(chǎn)生巨大影響，進而沖擊本國金融業(yè)和實體經(jīng)濟。

由此可見，無論我國還是其他國家的匯率與房價均表現(xiàn)出較強的關(guān)聯(lián)性。尤其是近年來，在人民幣升值的背景下，我國房價不斷高漲，對我國經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長造成了兩難困境：一方面使得房地產(chǎn)開發(fā)投資及其附屬產(chǎn)業(yè)成為經(jīng)濟增長的重要動力，其對經(jīng)濟增長的貢獻率一度超過20%②數(shù)據(jù)來源于中國指數(shù)研究院《年終解讀：房地產(chǎn)業(yè)作為經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)的作用幾何》http://fdc.soufun.com/news/zt/201001/qiyegongxian.html；另一方面房價的不斷攀升成為影響社會穩(wěn)定的一個重要因素，房地產(chǎn)市場成為中央政府宏觀宏觀調(diào)控的重要目標(biāo)。在這個過程中，人民幣匯率和全國房價同步上漲的趨勢已經(jīng)開始引起一些學(xué)者對匯率與房價聯(lián)動關(guān)系的關(guān)注（朱孟楠，2011；王愛儉，2007；周京奎，2006等）。然而，從目前的文獻來看，大多研究仍主要集中于探討貨幣政策與房地產(chǎn)價格的關(guān)系，匯率政策與房價相互關(guān)系值得深入研究。

二、模型設(shè)計與數(shù)據(jù)選取

（一）模型設(shè)計

匯率變化與房價波動的聯(lián)動關(guān)系不是直接發(fā)生的，其中介——貨幣供應(yīng)量發(fā)揮了關(guān)鍵作用，而影響貨幣供應(yīng)狀況的一個關(guān)鍵因素就是利率，而且，房地產(chǎn)商開發(fā)貸款和購房者按揭貸款已經(jīng)成為當(dāng)前我國房地產(chǎn)開發(fā)資金的主要來源③根據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2012年，國內(nèi)房地產(chǎn)商累計使用國內(nèi)貸款14778.4億元，同比增長13.2%，占房地產(chǎn)開發(fā)資金來源的15.3%；居民按揭貸款10523.9億元，同比增長21.3%，占房地產(chǎn)開發(fā)資金來源的10.9%，兩者合計占房地產(chǎn)開發(fā)資金來源的26.2%。，那么，利率對房價的影響就更加重要了。由于房價和匯率都可能呈現(xiàn)非線性狀況，所以不能僅以房價、匯率、貨幣供應(yīng)量和利率間的線性互動關(guān)系去簡單考察。因此，本文將擴展到房價與匯率、利率和貨幣供應(yīng)量的非線性關(guān)系，采用多元GARCH模型，反映一個變量值的波動對另一個變量值的動態(tài)影響，具有重要的現(xiàn)實意義。為了分析房地產(chǎn)價格分別與匯率以及貨幣供應(yīng)量和利率的動態(tài)變化關(guān)系，本文建立二維向量自回歸多元GARCH(VAR-MVGARCH)模型。首先考慮房地產(chǎn)價格與貨幣政策工具變量之間的向量自回歸VAR（1）形式：

其中，1，t是房地產(chǎn)價格在 時刻的變化率，2，t是貨幣政策工具變量 （貨幣供應(yīng)量或利率或匯率）在t時刻的變化率。Dummy1，t是虛擬變量，從1996年1月至1998年12月取值為0，從1999年1月至2010年3月取值為1。γ1是1998年我國房改前后房價變化的差別截距系數(shù)，γ2是1998年我國房改前后各工具變量變化的差別截距系數(shù)。Dummy2，t也是虛擬變量，從1996年1月至2010年4月取值為0，從2010年5月至2010年12月取值為1④2010年4月17日國務(wù)院下發(fā)“國十條”，同年，4月30日北京出臺“國十條實施細則”中首次明確提出了“限購”，隨后深圳、上海、廈門、南京等地紛紛出臺“限購令”，由于限購對2010年以來的房價影響頗大，所以本文將“限購”的影響考慮進模型。。ω1是2010年我國各城市“限購”政策批量出臺前后房價變化的差別截距系數(shù)，ω2是2010年我國各城市“限購”政策批量出臺前后各工具變量變化的差別截距系數(shù)。矩陣β中的元素表示變量信息的傳導(dǎo)：β11表示房價變化受到自身上一期的影響；β12表示從各工具變量到房價的線性溢出，如果β12顯著異于零，表示工具變量能夠影響房價的變化；β22表示工具變量的變化受到自身上一期的影響；β21表示從房價到各工具變量的線性溢出，如果β21顯著異于零，表示房價的變化能夠反映工具變量的變化；αi是常數(shù)項，εi，t是殘差項。

對于房價分別與匯率、貨幣供應(yīng)量和利率動態(tài)變化關(guān)系，本文使用MVGARCH-BEKK模型來分析，該模型為：的元素ai反映了波動的ARCH效應(yīng)。n×n矩陣B的元素bi反映了波動率傳導(dǎo)的持久性(Persistence)，即波動的GARCH效應(yīng)。本文通過AIC和SC準(zhǔn)則的綜合判斷，確定了最優(yōu)滯后階數(shù)是1①對于滯后一階模型，本文在下文將展示LB統(tǒng)計量結(jié)果，顯示殘差項為序列無關(guān)的白噪聲；對殘差的平方作假設(shè)檢驗，殘差的平方均都不能拒絕沒有自相關(guān)的假設(shè)，說明殘差沒有顯著的ARCH效應(yīng)，所建模型是合理的。，而且大多數(shù)使用GARCH類模型的實證顯示滯后一階的模型即可對時間序列有相當(dāng)良好的配置，故本文將選擇二元BEKK(1,l)模型，該模型可以寫成矩陣向量的形式：

其中，εt=Hζt，ζt～i.i.dN（0，I），矩陣 C 是一個下三角常數(shù)矩陣，A和B是n×n參數(shù)矩陣。n×n矩陣A

式中,hii，t表示某個變量的條件方 差，hij，t表 示兩個變量之間的條件協(xié)方差。aij表示i變量的ARCH效應(yīng)對j變量未來波動的沖擊，bij表示i變量的波動持久性對j變量未來波動的影響。其中i，j=1,2。1代表房價的變化率，2代表各工具變量的變化率。考察房價對工具變量是否存在顯著的波動溢出效應(yīng)，在于檢驗系數(shù)a12和b12是否顯著異于零?？疾旃ぞ咦兞繉Ψ績r是否存在顯著的波動溢出效應(yīng)，在于檢驗系數(shù)a21和b21是否顯著異于零。

（二）數(shù)據(jù)選取

目前大多數(shù)研究都是用房價的絕對指標(biāo)去研究貨幣傳導(dǎo)機制，但是本文認為針對實際意義去選擇研究數(shù)據(jù)更重要，因為觀測宏觀經(jīng)濟是否“平穩(wěn)”②2011～2013年的中央經(jīng)濟工作會議均提出“穩(wěn)中求進”，其中，“穩(wěn)”就包含了保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長的意思，為此，本文認為保持經(jīng)濟主體及各經(jīng)濟因素運行的“平穩(wěn)性”是中央政府和中央銀行的重要目標(biāo)。，主要是依據(jù)經(jīng)濟增長率的變化這種相對指標(biāo)，也就是說，即使需要貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場，為了保持房價變化的合理性，中央銀行應(yīng)該針對房價增長率的變化去制定調(diào)控的策略，而不是針對房價絕對數(shù)的變化。所以本文選取1996年1月至2010年12月的房價增長率、人民幣對美元匯率、貨幣供應(yīng)量以及銀行間同業(yè)拆借市場利率的月度數(shù)據(jù)為樣本，每個變量獲得觀測值179個。其中，房價增長率以國家統(tǒng)計局編制的“國房景氣指數(shù)”中的房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)（本月）轉(zhuǎn)化為月度增長率代表；貨幣供應(yīng)量采用M2數(shù)據(jù)；人民幣對美元匯率采用中美兩國物價指數(shù)修正的實際匯率；銀行間同業(yè)拆借市場利率選取銀行間7天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)平均利率。其數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。為了消除異方差性，同時保證進入向量自回歸多元GARCH模型的變量平穩(wěn)性，本文分別用對數(shù)差分來表示每個變量的變化率。RE代表房價增長率的變化率，M2代表貨幣供應(yīng)量變化率，ER代表實際匯率變化率，IR代表利率變化率。

三、實證結(jié)果

（一）平穩(wěn)性檢驗

在對經(jīng)濟變量的時間序列進行分析之前，首先要進行單位根檢驗，以判別序列的平穩(wěn)性。只有平穩(wěn)的時間序列才能進行回歸分析。在此對序列采用ADF檢驗， 其結(jié)果見表1。 由表1可知，RE、M2、ER和IR四個變量均在1%顯著性水平通過了平穩(wěn)性檢驗。這說明本文所處理的數(shù)據(jù)適合做時間序列分析。

表1 數(shù)據(jù)序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

（二）模型估計結(jié)果

條件均值方程VAR(1)結(jié)果(見表2)顯示了房價增長率分別與M2變化率、匯率變化率和利率變化率之間動態(tài)線性變化關(guān)系。房價增長率與匯率變化率之間的系數(shù)β21顯著，表示房價增長率的變動對匯率的變化存在負向顯著影響。這說明房價的上漲會導(dǎo)致人民幣對美元升值。其原因可能與房地產(chǎn)行業(yè)投資、投機氛圍較重有關(guān)。朱孟楠等（2010）在假設(shè)國內(nèi)只存在技術(shù)性交易投資者的情況下，從理論和實證上發(fā)現(xiàn)：房價與匯率存在聯(lián)動效應(yīng)，即如果房地產(chǎn)價格上漲，其預(yù)期房價將進一步上漲，根據(jù)相應(yīng)的需求方程，國外投資者的需求將上漲，人民幣存在升值壓力，同時，這又導(dǎo)致國際資本進一步流入，人民幣進一步升值。劉莉亞（2008）發(fā)現(xiàn)“熱錢”的涌入的確顯著地推動了住宅價格尤其是豪華住宅價格指數(shù)的上升，并且住宅價格指數(shù)變化率的波動中有約20%是由于境外“熱錢”發(fā)生異動所致。同時，房價增長率與匯率之間的系數(shù)β12顯著，顯示匯率的變動對房價增長率的變化也產(chǎn)生負向的顯著影響，說明中央銀行可以通過匯率工具對房價進行有效調(diào)控，即美元兌人民幣升值1%，房價增長率將下降0.25%。

表2 VAR(1)模型各參數(shù)估計結(jié)果

此外，房價增長率與利率變化率之間的系數(shù)β21顯著，表示房產(chǎn)增長率的變動對利率的變化存在正向的顯著影響，房價的加速上漲會導(dǎo)致利率的提高。這說明為了抑制房價的過度上漲，長期來看，中央銀行很可能采取了提高利率的辦法增加房地產(chǎn)市場供需雙方的貸款資金成本和時間價值成本，進而調(diào)控房地產(chǎn)價格的過度波動。另一方面，房價增長率與利率變化率之間的系數(shù)β12不顯著，說明中央銀行主動采用利率工具去調(diào)控房價是無效的。這可能與城鎮(zhèn)化帶來的住房剛性需求以及投資者的預(yù)期有關(guān)；同時，由于房地產(chǎn)業(yè)較高的利潤率，提高利率對其融資影響較弱。房價增長率與M2變化率之間的系數(shù)β21和β12均不顯著，說明中央銀行通過貨幣供應(yīng)量去直接調(diào)控房地產(chǎn)價格是無效的。實際上，從2009年我國放松信貸管制以來，M2增長了31%，而房價增長率的平均變動幅度只有1%①數(shù)據(jù)根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中的房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)測算。。

虛擬變量的系數(shù)γi反映了1998年前后房地產(chǎn)市場的結(jié)構(gòu)變化，從數(shù)值上可以看出，1998年以后，房價增長率的變化受到匯率、M2以及利率的影響更大。其原因是1998年以前，我國房地產(chǎn)市場還未完全市場化，房地產(chǎn)分配以及房地產(chǎn)價格主要是由行政力量決定的，自然貨幣政策工具對房地產(chǎn)價格沒有顯著影響。1998年后，我國房地產(chǎn)行業(yè)市場化了，房地產(chǎn)的繁榮帶動了60多個其他相關(guān)行業(yè)的發(fā)展，貨幣政策也不得不“關(guān)注”到房價的影響。房價增長率與匯率變化率之間的γ2系數(shù)顯著，說明匯率的變動會對1998年后房價增長率的變化作出更加顯著的反應(yīng)。一方面，這可能與國際資本對我國房地產(chǎn)行業(yè)的投資、投機行為有關(guān)。房價的加速上漲促使大量國際獲利資本進入中國，導(dǎo)致人民幣升值。另一方面，這可能與我國匯率改革后人民幣加速升值有關(guān)。從2005年7月開始，人民幣對美元的匯率出現(xiàn)大幅度波動，截至2013年6月末，人民幣對美元累計升值超過28%②數(shù)據(jù)根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫中的人民幣對美元匯率（名義值）計算。。虛擬變量的系數(shù)ωi反映了2010年4月前后“限購”對房地產(chǎn)市場的影響，從估計結(jié)果看，“限購”實施后，全國房價增速出現(xiàn)明顯下滑。

系數(shù)a12和b12反映了房價增長率對匯率變化率、M2變化率和利率變化率是否存在波動溢出效應(yīng)；系數(shù)a21和b21反映了匯率變化率、M2變化率和利率變化率對房價增長率是否存在波動溢出效應(yīng)。條件方差方程MVGARCH結(jié)果（見表3）顯示：房價增長率對匯率變化率存在顯著的波動溢出效應(yīng)，其溢出大小為62.3%③根據(jù)條件方差方程MGARCH模型矩陣展開式，計算顯著的波動溢出參數(shù)的平方之和：a122+b122。同理，下面計算貨幣供應(yīng)量、匯率和利率分別對房地產(chǎn)價格增長率的波動溢出采用：a212+b212。，這說明我國房價的波動很可能引起了匯率的變化，特別是國外投資者因為房價的上漲而把大量資本輸入中國，致使人民幣匯率加速升值。同時，房價的波動對M2變化率和利率變化率均存在顯著的波動溢出效應(yīng)，其溢出大小分別為：20.2%和224.4%。

匯率變化率對房價增長率也存在顯著的波動溢出效應(yīng)，其溢出大小為17.1%，遠大于M2變化率和利率變化率對房價增長率的溢出大小：7.8%和0.3%。這表明中央銀行貨幣政策對房地產(chǎn)價格的非線性傳導(dǎo)渠道是暢通的。如果中央銀行實施管理的匯率浮動去調(diào)控房價增長率，可能會有助于房價的“平穩(wěn)走勢”。另一方面，匯率的變化會導(dǎo)致房價增長率的波動更大，即對匯率的敏感性已經(jīng)超過利率。這可能說明國內(nèi)外資本對我國房地產(chǎn)市場的投資、投機氛圍比較嚴(yán)重，如果中央銀行通過匯率來調(diào)控房價增長率的波動，“藥效”比較強烈，中央銀行應(yīng)該選擇房價波動比較大的時機進行反向操作，同時，如果人民幣匯率出現(xiàn)下跌趨勢，國內(nèi)外投資資本也可能加速撤離中國，造成更大的經(jīng)濟波動。

表3 MGARCH(1,1)各參數(shù)估計結(jié)果

（三）進一步的驗證：匯改前后的動態(tài)反應(yīng)彈性

為了進一步刻畫我國房價波動與匯率變化的動態(tài)過程，本文利用1996年1月至2010年12月的月度數(shù)據(jù)，建立同時包括匯率變化率、M2變化率和利率變化率對房價增長率影響的變參數(shù)模型。本文根據(jù)對模型的診斷和對比，發(fā)現(xiàn)如下模型能較好刻畫各工具變量對房價的影響：

式中，β2t、β3t、β5t為房價增長率對 M2變化率、匯率變化率和利率變化率的彈性；β1、β4、β6和 β7是待估計的固定參數(shù)；et為殘差項；Du1為虛擬變量，因為前面的分析顯示無論匯率對房價增長率的線性影響還是波動影響都很大，所以本文設(shè)置2005年7月我國外匯改革以前的虛擬變量為零，2005年7月至2010年3月的虛擬變量為1；Du2是反映1998年我國房地產(chǎn)改革變化前后的虛擬變量；Du3是反映2010年4月前后住房“限購令”的虛擬變量。結(jié)果顯示：β1=-1.069(Z 統(tǒng)計量為-5.079)，β4=12.357(Z 統(tǒng)計量為 0.572)，β6=1.135(Z 統(tǒng)計量為 4.246)，β7=0.446(Z統(tǒng)計量為9.766)，其彈性系數(shù)估計值見圖1。

圖1 房價增長率的貨幣供應(yīng)量、匯率和利率彈性

房價增長率的匯率彈性非常顯著，匯率的變動會造成房價增長率的大幅波動，特別是從1996年開始，我國實現(xiàn)了經(jīng)常項目下的自由兌換，房價增長率的匯率彈性在一年內(nèi)突然暴增至14.1%（絕對值），即人民幣對美元升值速度提高1%就會導(dǎo)致房價增長率上漲14.1%。此后，房價增長率的匯率彈性雖然逐漸緩慢走低，但是彈性系數(shù)一直維持在-11%以上。值得注意的是，虛擬變量的估計參數(shù)β4并不顯著，顯示出2005年7月的匯率改革對房地產(chǎn)價格增長率的匯率彈性的影響并不大。結(jié)合實際數(shù)據(jù)看，2005年7月匯率改革后，人民幣進入升值通道，大量國際“熱錢”流入推動了房地產(chǎn)投資規(guī)模的擴大和房價的上漲，截至2010年12月，房價增長率平均變化93.2%，而匯率變化率的平均值為33.6%，這反映了匯率的變化會導(dǎo)致房價增長率的加倍波動。但是房價增長率的平均變化率在匯率改革前后只相差7%，而匯率的平均變化率在匯率改革前后相差33.2%①以國家統(tǒng)計局公布的月度房地產(chǎn)價格指數(shù)和人民幣對美元匯率（均為名義變量），采用算術(shù)平均方法計算變化率（注意所有負數(shù)要取絕對值），發(fā)現(xiàn)1996年2月至2005年6月，房地產(chǎn)價格平均變化86.7%，匯率平均變化-0.004%；2005年7月至2010年12月，房地產(chǎn)價格平均變化93.2%，匯率平均變化-33.6%。，而且房價增長率的變化率與匯率變化率的差距有逐步擴大的趨勢，反映了房價增長率對匯率的彈性逐步縮小。這種現(xiàn)象說明了匯率對房價增長率影響的邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，即人民幣升值速度加快會導(dǎo)致房價加速上漲，但是隨著人民幣繼續(xù)升值，房價上漲的速度會逐漸降低。

此外，房價增長率的利率彈性在2001年以前變動比較劇烈，2001年后開始穩(wěn)定了，彈性系數(shù)基本維持在-1.5%左右，說明利率波動增加1%，房價增長率就會下降1.5%。不過從2007年開始，房價增長率的利率彈性又迅速下降，直至2010年12月其彈性系數(shù)都不顯著異于零，說明中央銀行現(xiàn)在通過利率來調(diào)控房地產(chǎn)價格可能是無效的。房價增長率的貨幣供應(yīng)量彈性基本維持在零值及其附近波動，顯示出貨幣供應(yīng)量的變化幾乎不會引起房地產(chǎn)價格增長率的變動，這與文中VAR模型中的估計結(jié)果一致。

四、結(jié)論及建議

（一）主要結(jié)論

1.無論從實踐經(jīng)驗還是從理論研究看，開放經(jīng)濟中的匯率變化與房價波動均存在相互影響，特別是當(dāng)匯率快速升值時，國外投資資本的流入更容易導(dǎo)致國內(nèi)房價泡沫集聚，一旦遇上國內(nèi)外重大事件沖擊，致使房價泡沫破滅，很可能對國內(nèi)經(jīng)濟產(chǎn)生持久性的不良影響。當(dāng)前，我國房價反彈趨勢比較明顯，在對外貿(mào)易順差進一步縮小，新興經(jīng)濟體貨幣普遍貶值的趨勢下，人民幣兌美元匯率依然上行，盡管擁有很多“限制”政策，但是在資本逐利的背景下，不可放松對國外資本的流動監(jiān)測。

2.數(shù)據(jù)表明，在房價上漲期間，利率和M2的變動對房價增速的影響遠不如匯率變動造成的影響，這間接說明了國外資本或者國內(nèi)準(zhǔn)備投資國外的資本，對國內(nèi)房價增長產(chǎn)生了顯著的“助推劑”作用。

3.2005年的匯率改革前后，匯率變動對房價增速的影響沒有顯著差異①事實上，直觀數(shù)據(jù)如前文顯示的也是，匯率改革前，人民幣比較穩(wěn)定，但是房價增速變化也不大；匯率改革后，人民幣加速升值，但是房價也加速上漲。。一方面，這說明我國中央銀行“一籃子”貨幣中，美元的權(quán)重非常大②2005年7月21日，我國開始實行“以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度”。人民幣匯率不再盯住單一美元，形成更富彈性的人民幣匯率機制。，所以，人民幣兌美元匯率的變化對房價增速波動的影響在匯改前后沒有顯著差別。另一方面，這說明匯率改革后，人民幣加速升值與房價增速提升趨勢比較同步。

（二）政策建議

1.繼續(xù)實施穩(wěn)健的貨幣政策，堅決抑制房價泡沫。在匯率升值預(yù)期下，貨幣供應(yīng)機制是人民幣匯率變化對房價波動傳導(dǎo)的主要機制，建議采取結(jié)構(gòu)型貨幣政策與信貸政策抑制流動性進入房地產(chǎn)市場，如繼續(xù)提高房地產(chǎn)信貸門檻，繼續(xù)實施基于不同目的購房的差別貸款利率，對房地產(chǎn)開發(fā)貸款實行窗口指導(dǎo)，控制“影子銀行”資金變相進入房地產(chǎn)市場等。

2.繼續(xù)深化匯率制度改革，增強人民幣匯率彈性。人民幣升值預(yù)期可能會作用于總需求，從而刺激房價上漲。從目前來看，小額地、持續(xù)地、波動地進行人民幣升值是從匯率角度出發(fā)緩解房價泡沫的方式，因為小幅度升值可以緩解本幣升值帶來的各種負面影響，持續(xù)、波動升值可以緩解各方對人民幣升值的預(yù)期。

3.協(xié)調(diào)好利率與匯率政策。在人民幣升值背景下，利率政策面臨的兩難困境：一方面，國內(nèi)房地產(chǎn)投資高漲，需要通過利率杠桿抑制過度需求；另一方面，如果利率太高，或者超過國外利率，又會造成人民幣進一步升值的壓力，從而刺激國際投機。因此，應(yīng)該在協(xié)調(diào)利率和匯率政策的前提下，謹慎地使用利率政策調(diào)控房地產(chǎn)等投資過熱產(chǎn)業(yè)。

4.合理調(diào)整房地產(chǎn)的供給結(jié)構(gòu)。面對臨時性的房價泡沫集聚，中央政府可以繼續(xù)采取一些強制性的行政命令，消除臨時隱患，但是從長期來看，中央政府還是應(yīng)該從供需結(jié)構(gòu)矛盾入手，強調(diào)市場機制的主導(dǎo)作用，引導(dǎo)房地產(chǎn)市場合理發(fā)展。

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