利率政策對房價影響的實證研究:1998—2009

董 藩,厲召龍

(北京師范大學(xué)管理學(xué)院/房地產(chǎn)研究中心,北京 100875)

利率政策對房價影響的實證研究:1998—2009

董 藩,厲召龍

(北京師范大學(xué)管理學(xué)院/房地產(chǎn)研究中心,北京 100875)

從實證的角度分析貨幣政策對房價的影響。選擇6個利率指標(biāo)建立利率指標(biāo)體系,利用主成分分析法計算利率指數(shù)。建立利率指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)的A lmon滯后模型,模型的擬合優(yōu)度為66%,說明利率可以解釋房價波動的66%。模型表明利率與房價負(fù)相關(guān),并且利率對房價的影響存在8個滯后期。對1998年1季度至2009年4季度房屋銷售價格指數(shù)、利率指數(shù)、房地產(chǎn)開發(fā)投資和商品房銷售額4個指標(biāo)變化情況的分析表明,單一的、缺乏配套政策支持的利率政策對房價無法完全實現(xiàn)預(yù)期調(diào)控目標(biāo),要使其在房價調(diào)控中發(fā)揮應(yīng)有作用,應(yīng)該保持利率調(diào)控作用機(jī)制暢通,并使利率政策與其他貨幣政策、財政政策、土地政策等政策互相配合。

利率;房價;協(xié)整檢驗;主成分分析;A lmon滯后模型

貨幣政策是政府調(diào)控房地產(chǎn)市場的重要手段。作為貨幣政策重要組成部分,利率政策在調(diào)控房價方面一直受到各國政府重視。自從1998年中國城鎮(zhèn)住房制度開始實施商品化改革后,面對房價不斷上漲導(dǎo)致的一系列社會問題,中央政府開始頻繁利用利率政策對房地產(chǎn)市場進(jìn)行調(diào)控。為防止出現(xiàn)房地產(chǎn)投資過熱和價格泡沫現(xiàn)象,1998—2009年,央行17次調(diào)整一年期存款利率、18次調(diào)整一年期貸款利率、19次調(diào)整商業(yè)銀行住房抵押貸款利率、16次調(diào)整住房公積金利率,其中自2002年開始連續(xù)9次提高一年期貸款利率、住房抵押貸款利率和住房公積金利率,又在2008年國民經(jīng)濟(jì)遭遇全球金融危機(jī)沖擊、迫切需要房地產(chǎn)業(yè)拉動經(jīng)濟(jì)增長的情況下,連續(xù)降低一年期貸款利率、住房抵押貸款利率和住房公積金利等。作為控制商業(yè)銀行房地產(chǎn)開發(fā)信貸的重要手段,存款準(zhǔn)備金率也是在連續(xù)20次提高之后又連續(xù)3次下調(diào)。與此對應(yīng),商品房平均銷售價格從1998年的2 063元/m2上升到2009年的4 695元/m2,北京、上海2009年商品房平均銷售價格分別達(dá)到了13 799元/m2和12 840元/m2,兩地城區(qū)平均價格更是分別突破了20 000元/m2,其中北京市區(qū)四環(huán)內(nèi)房價已經(jīng)超過30 000元/m2。顯然,中央政府利用利率政策降低房價并沒有達(dá)到預(yù)期效果。因此,有必要通過實證,深入分析利率政策調(diào)控房價的有效性,從而為政府改善調(diào)控政策提供理論依據(jù)。

一、理論綜述

要實現(xiàn)貨幣政策的調(diào)控效果,就需要通過一系列的渠道對貨幣政策進(jìn)行傳導(dǎo),從而影響實體經(jīng)濟(jì)的變動。在理論上,貨幣政策的傳導(dǎo)主要通過包括利率、資產(chǎn)價格、信用和股票市場在內(nèi)的4個渠道進(jìn)行。作為貨幣政策三大傳統(tǒng)工具之一的利率,其對房價的影響主要通過利率渠道和信用渠道進(jìn)行[1]。

(一)貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制

在考察貨幣政策的傳導(dǎo)機(jī)制時,對利率傳導(dǎo)渠道的研究主要是通過一般均衡分析的IS-LM模型來進(jìn)行:一方面,貨幣供應(yīng)量即商業(yè)銀行的信貸規(guī)?？梢杂绊懤?由于社會投資的主要資金來源就是貨幣供應(yīng)量決定的銀行貸款規(guī)模,因而利率將影響到社會投資的總量,進(jìn)而影響到經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出;另一方面,經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出對貨幣需求的影響可帶來利率的變動,由于經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出的增加或減少將影響到貨幣市場上交易動機(jī)與投機(jī)動機(jī)兩種貨幣需求,進(jìn)而對利率產(chǎn)生影響。因此,利率和經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出之間存在著雙向影響。

信用渠道對利率政策效果的傳導(dǎo),主要是通過利率對企業(yè)和居民的資產(chǎn)負(fù)債表產(chǎn)生影響來進(jìn)行的。這種資產(chǎn)負(fù)債表渠道是由Bernanke和Gertler于1995年提出的,它影響企業(yè)和居民的受信能力[2]。對企業(yè)而言,一方面貨幣供應(yīng)量會影響其可獲得的資金量,而股票市場根據(jù)企業(yè)可獲得的資金量判斷其成長性并決定上市公司的股票價格,從而影響公司利潤,進(jìn)而對企業(yè)下一步投資行為的風(fēng)險度產(chǎn)生影響,這又會影響到企業(yè)可以從銀行得到的貸款數(shù)量,基于這種貸款數(shù)量的投資規(guī)模將影響經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出;另一方面,利率會影響企業(yè)財務(wù)成本,利率的高低將決定企業(yè)銀行貸款的利息數(shù)額,這將影響到企業(yè)的流動資金量,而企業(yè)是根據(jù)其流動資金量分析下一步投資行為風(fēng)險度的,這會影響到企業(yè)的貸款申請額決策,從而影響投資規(guī)模,并進(jìn)一步影響到社會總產(chǎn)出。美國金融學(xué)家、美聯(lián)儲理事弗雷德里克·S·米什金認(rèn)為在這一傳導(dǎo)機(jī)制下,貨幣政策對那些更多地依賴銀行信貸的中小企業(yè)具有更大的影響作用[3]。對居民而言,貨幣供應(yīng)量將對其持有的金融資產(chǎn)價值產(chǎn)生影響,而在現(xiàn)代社會,個人資產(chǎn)價值的增減將直接影響其財務(wù)能力和出現(xiàn)財務(wù)危機(jī)的可能性,從而影響到居民個人在耐用消費(fèi)品、住房以及其他方面的支出,這將對經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出產(chǎn)生影響。在這方面Mishkin也進(jìn)行了研究,他認(rèn)為利率的變化將會改變居民的現(xiàn)金流狀況,從而影響到住房等方面的開支[4]。以上影響過程可見表1。

表1 貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制

(二)利率政策的傳導(dǎo)渠道

從一般均衡分析的IS-LM模型可以得出結(jié)論,利率降低將增加社會投資和股票、債券等金融資產(chǎn)投資,增加社會總產(chǎn)出[5],由此推動的房地產(chǎn)供給和需求的增加需要。反之,利率升高將減少社會投資和金融資產(chǎn)投資,這將減少社會總產(chǎn)出,房地產(chǎn)供給和需求也將減少。另外,除了中央銀行制定的信貸計劃決定市場上的貨幣供應(yīng)量外,商業(yè)銀行的存款準(zhǔn)備金率也將直接影響商業(yè)銀行的信貸規(guī)模,從而對利率產(chǎn)生影響。

首先來看房地產(chǎn)供給方面。利率是資金使用成本的反映。根據(jù)凱恩斯主義投資理論,利率是決定房地產(chǎn)開發(fā)投資的一個重要因素,利率的高低將決定開發(fā)企業(yè)獲得的銀行貸款的利息,從而決定開發(fā)企業(yè)的財務(wù)成本并最終影響到企業(yè)的投資收益率,因此利率對房地產(chǎn)的市場供給具有重要影響。在房地產(chǎn)市場上,供給者是房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè),利率政策主要是通過利率渠道和資產(chǎn)負(fù)債表渠道對房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)施加影響。

在利率渠道方面,利率降低將減少開發(fā)企業(yè)的貸款利息支出,從而減少企業(yè)財務(wù)成本,增加流動資金量并改善開發(fā)企業(yè)對未來房地產(chǎn)市場的預(yù)期;反之將增加企業(yè)財務(wù)成本,減少企業(yè)流動資金量并使開發(fā)企業(yè)調(diào)低對市場的預(yù)期。在資產(chǎn)負(fù)債表渠道方面,利率降低將使開發(fā)企業(yè)股票、債券價格上升。財務(wù)狀況得到改善的開發(fā)企業(yè)將會從銀行獲得更多貸款。經(jīng)過利率渠道和資產(chǎn)負(fù)債表渠道的傳導(dǎo),利率的降低將增加開發(fā)企業(yè)的流動資金量,從而改善開發(fā)企業(yè)財務(wù)狀況,提高開發(fā)企業(yè)對房地產(chǎn)市場的預(yù)期并增加開發(fā)投資,最終增加房地產(chǎn)供給。反之,利率提高將增加開發(fā)企業(yè)利息支出并減少開發(fā)企業(yè)流動資金量,使開發(fā)企業(yè)財務(wù)狀況惡化并調(diào)低對房地產(chǎn)市場的期望,從而減少開發(fā)投資,這將減少市場供給。

其次再看房地產(chǎn)需求方面。在房地產(chǎn)市場上,需求的主體包括企業(yè)和居民個人,其中企業(yè)①這里的企業(yè)指各類企業(yè),包括某些在一定情況下需要寫字樓、住宅、商業(yè)物業(yè)的開發(fā)企業(yè)。是寫字樓和商業(yè)地產(chǎn)的主要需求者,居民個人則是商品住房的需求主體。

對企業(yè)而言,利率降低將減少銀行貸款的利息支出,從而減少財務(wù)成本,增加流動資金量,對下一步增加投資是有利的;在資產(chǎn)負(fù)債表方面,利率降低將提高企業(yè)股票、債券等金融資產(chǎn)的價格,企業(yè)的財務(wù)狀況得到改善,銀行也會提高企業(yè)的信用等級,這有利于企業(yè)從銀行獲得更多貸款。總之,利率降低時,企業(yè)將增加投資,最終增加寫字樓和商業(yè)地產(chǎn)的需求。反之,如果利率提高,企業(yè)財務(wù)成本將會增加,銀行貸款數(shù)量將會減少,社會投資規(guī)模降低,從而減少房地產(chǎn)需求。與上文對房地產(chǎn)供給的分析一樣,中小企業(yè)受這一渠道傳導(dǎo)的貨幣政策影響較大,從而對房地產(chǎn)需求產(chǎn)生較大影響。

對居民個人而言,利率的降低將減少居民住房抵押貸款或公積金貸款的利息支出,同時減少居民短期存款的利息收入,但由于貸款規(guī)模一般會大于短期存款規(guī)模,因此居民進(jìn)行房地產(chǎn)投資是有利于財產(chǎn)增值的。在資產(chǎn)負(fù)債表渠道方面,利率降低一般會使居民持有的金融資產(chǎn)價值增加[6],從而改善居民財務(wù)狀況,并使銀行樂于增加對居民的貸款。這將促使居民將更多的資金投入到房地產(chǎn)領(lǐng)域。利率的降低通過這兩個渠道的傳導(dǎo),將會使居民的財務(wù)狀況趨好,從而提升改善性住房需求規(guī)模,增加住房開支,進(jìn)而獲得投資收益。反之,利率的提高會使居民的財務(wù)支出增加,從銀行獲得的貸款數(shù)量將會減少,從而降低了居民的住房開支和房地產(chǎn)投資,進(jìn)而減少了房地產(chǎn)需求。

綜上所述,利率對房地產(chǎn)市場的影響主要通過供給和需求兩個方面進(jìn)行傳導(dǎo),利率調(diào)控的最終效果取決于供需兩方面的力量對比。在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中,由于影響房地產(chǎn)供給和需求的因素較多,利率的實際調(diào)控效果并不一定完全符合理論分析,因此需要通過實證分析加以檢驗。

二、利率對房價影響的實證分析

國內(nèi)外學(xué)術(shù)界在利率對房價的影響方面進(jìn)行了大量研究,取得了豐富的成果,這些研究成果基本認(rèn)同利率對房價有重要影響這一觀點。在國外,眾多學(xué)者的實證研究表明,利率與房價負(fù)相關(guān)(Kau and Keenan[7],Agawal and Phillips[8],Harris[9],Abraham and Hendershott[10])。在國內(nèi),一部分學(xué)者建立利率與房價關(guān)系的理論模型(劉明和劉斌[11],王維安和賀聰[12]),認(rèn)為利率與房價負(fù)相關(guān)并且利率決定了房價的漲幅;一部分學(xué)者證明利率與房價負(fù)相關(guān),并且利率對房價的影響存在“滯后”效應(yīng)(劉莉亞和蘇毅[13],周京奎[14],丁晨和屠梅曾[15],曾華瓏等[16],余華義和陳東[17],王來福和郭峰[18])。

在借鑒國內(nèi)外研究成果基礎(chǔ)上,本文對利率與房價關(guān)系的實證研究,研究集中在兩個方面:首先,選擇利率指標(biāo),計算能夠表現(xiàn)利率政策效果的利率指數(shù);其次,建立利率指數(shù)與房價的計量模型,考慮滯后因素,考察二者關(guān)系。

(一)研究方法說明

國內(nèi)外學(xué)者在進(jìn)行利率與房價關(guān)系的實證分析時經(jīng)常使用時間序列數(shù)據(jù),在對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗后,通過協(xié)整檢驗證明利率與房價之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系,然后建立向量自回歸模型、誤差修正模型考察利率與房價的關(guān)系,在此基礎(chǔ)上運(yùn)用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解檢驗等方法進(jìn)行詳細(xì)分析。

本文采用主成分分析法以求得合成的利率指數(shù),同時建立起多項分布滯后模型即A lmon模型以研究利率對房價的實際影響效果。

在計算利率指數(shù)時,通過降維的方式,用一個或幾個線性無關(guān)、但仍能反映出原變量主要信息的主成分來代表較多的變量,即從一系列的利率指標(biāo)中用主成分分析法計算出幾個能代表原來利率指標(biāo)的主成分,然后根據(jù)各個主成分的方差貢獻(xiàn)率和占所有主成分累計方差貢獻(xiàn)率的比例來確定在合成的利率指數(shù)中各個主成分的權(quán)重,從而得到合成的利率指數(shù)。

由于對房價的影響具有“時滯”,利率政策不僅在當(dāng)期會對房價產(chǎn)生影響,而且其效果會延續(xù)若干期,因此,在建立二者的相關(guān)性分析模型時,需要在解釋變量中加入滯后項?？紤]到這種影響是有時限的,本文建立A lmon滯后模型。一般有限滯后模型中存在的自由度不足和多重共線性等問題在A lmon模型中都得到解決,解決的方法就是通過對有限滯后模型進(jìn)行A lmon多項式變換,定義新的變量,從而減少解釋變量個數(shù)。

A lmon滯后模型的基本假設(shè)是,因變量對解釋變量的響應(yīng)開始小,然后隨時間變大,而后再次衰減。如果因變量Y依賴于解釋變量X的現(xiàn)期值和若干期滯后值,則權(quán)數(shù)由一個多項式分布給出。因此,A lmon滯后模型也稱為多項式分布滯后模型。

A lmon滯后模型的一般形式是:

其中,α是常數(shù)項,β0,β1,…,βk是解釋變量X在各滯后期的回歸系數(shù)(β0是當(dāng)期系數(shù),反映X對Y當(dāng)期線性作用的大小;β1,β2,…,βk是延遲系數(shù),表示X在各滯后期的延遲作用),用以說明X對Y在滯后各期的解釋作用,ut是誤差項,k是滯后期數(shù)。k的確定主要有修正的擬合優(yōu)度R2法、①在模型中逐漸添加滯后變量、擴(kuò)大滯后期長度,直到模型的調(diào)整后的擬合優(yōu)度不再明顯提高時為止;或逐漸剔除滯后變量、縮短滯后期長度,直到調(diào)整后的擬合優(yōu)度明顯下降時為止。赤池信息準(zhǔn)則②在模型中逐期添加滯后變量,選擇使A IC值達(dá)到最小的滯后期長度。(Akaike Info Criterion)和施瓦茨準(zhǔn)則(Schwarz Criterion)③在模型中逐期添加滯后變量,選擇使SC值達(dá)到最小的滯后期長度。三種方法[19],多項式次數(shù)根據(jù)模型的滯后結(jié)構(gòu)加以確定,一般取1、2、3、4四個數(shù)值中的一個。

通過建立A lmon滯后模型,考察利率指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)的關(guān)系并進(jìn)行時間序列的比較,可分析利率政策對房價在各個時期的具體影響并進(jìn)行解釋。在此基礎(chǔ)上,對調(diào)控房價的利率政策提出建議。

(二)指標(biāo)體系與數(shù)據(jù)來源說明

本文選用商業(yè)銀行自營性住房貸款利率(R1)、住房公積金貸款利率(R2)、金融機(jī)構(gòu)一年期貸款利率(R3)、金融機(jī)構(gòu)一年期存款利率(整存整取)(R4)、央行一年期再貸款利率(R5)、存款準(zhǔn)備金率[20](R6)6個指標(biāo),①存款準(zhǔn)備金率是央行的重要貨幣政策工具,間接對利率產(chǎn)生影響。通過主成分分析法合成利率指數(shù)。從指標(biāo)代表性、統(tǒng)計科學(xué)性、數(shù)據(jù)權(quán)威性角度考慮,本文選擇70個大中城市房屋銷售價格指數(shù)表示中國房價變化。②2005年3季度之前是35個大中城市房屋銷售價格指數(shù)。

之所以選擇這些指標(biāo),是因為商業(yè)銀行自營性住房貸款利率、住房公積金貸款利率直接影響房地產(chǎn)需求,金融機(jī)構(gòu)一年期貸款利率直接影響房地產(chǎn)供給,金融機(jī)構(gòu)一年期存款利率(整存整取)通過影響居民儲蓄意愿進(jìn)而影響房地產(chǎn)需求,央行一年期再貸款利率、存款準(zhǔn)備金率通過商業(yè)銀行房地產(chǎn)信貸總量影響房地產(chǎn)的供給和需求。

在數(shù)據(jù)來源方面,商業(yè)銀行自營性住房貸款利率、住房公積金貸款利率、金融機(jī)構(gòu)一年期貸款利率、金融機(jī)構(gòu)一年期存款利率(整存整取)、央行一年期再貸款利率、存款準(zhǔn)備金率6個指標(biāo)2008年之前的數(shù)據(jù)均來自《中國金融年鑒》,存款準(zhǔn)備金率數(shù)據(jù)來自央行網(wǎng)站,6個指標(biāo)2008年和2009年的數(shù)據(jù)均來自央行和建設(shè)部網(wǎng)站的公開信息。其中,商業(yè)銀行自營性住房貸款利率、住房公積金貸款利率兩個指標(biāo)1999年6月10日之前的數(shù)據(jù)根據(jù)央行和建設(shè)部相關(guān)文件進(jìn)行了推算處理,具體是:根據(jù)1997年4月央行發(fā)布的《個人住房擔(dān)保貸款管理試行辦法》,1999年6月10日之前的自營性住房貸款利率執(zhí)行低一檔次的固定資產(chǎn)貸款利率,因此,5年期以上自營性住房貸款利率按照3-5年固定資產(chǎn)貸款利率執(zhí)行;根據(jù)《個人住房貸款管理辦法》,住房公積金貸款利率水平在3個月整存整取貸款利率基礎(chǔ)上加點執(zhí)行,按照住房公積金貸款期限長度進(jìn)行算術(shù)平均,確定加點數(shù)值為2.52。

35個大中城市房屋銷售價格指數(shù)中,1998年1季度至2002年1季度的數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟(jì)研究中心,2002年2季度至2005年1季度的數(shù)據(jù)來自國家發(fā)改委;70個大中城市房屋銷售價格指數(shù)中2005年2季度至2008年2季度的數(shù)據(jù)來自國家發(fā)改委,2008年3季度至2009年4季度的數(shù)據(jù)來自國務(wù)院發(fā)展研究中心,以上數(shù)據(jù)各方面均保持一致。

在時間序列長度方面,本文選取的6個利率指標(biāo)和大中城市房屋銷售價格指數(shù)在1998年1季度至2009年4季度間共涉及48個季度數(shù)據(jù),季度數(shù)據(jù)按照時間長度加權(quán)平均得出。之所以選擇從1998年開始,是考慮到中國住房制度改革自當(dāng)年開始取得了實質(zhì)性突破,真正意義上的房地產(chǎn)市場從這時開始逐漸成長并不斷完善,因而研究這一時期利率政策與房價的關(guān)系具有理論和現(xiàn)實意義。

(三)實證分析過程

1.利率指數(shù)的計算。利用SPSS15.0軟件,對6個利率指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,系數(shù)矩陣表明6個指標(biāo)之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。因此,需要進(jìn)行方差分解,提取主成分進(jìn)行分析,其結(jié)果見表2。

以因子特征根＞1作為提取主成分的標(biāo)準(zhǔn),這里因子特征根為4.196,因此6個利率指標(biāo)的主成分個數(shù)m=1,從表2可以看到第1主成分的累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)到69.93%,并且從表3可知6個利率指標(biāo)大部分在第1主成分上都有較高載荷,因此第1主成分可以作為6個利率指標(biāo)的主成分。

表3 初始因子載荷矩陣

由于只有1個主成分,因此第1主成分就是合成利率指數(shù)。計算特征向量,得到6個特征向量為(0.469 9,0.480 1,0.482 3,0.240 1,0.48, -0.167 5),根據(jù)特征向量得到利率指數(shù)表達(dá)式:

其中ZR1～ZR6是R1～R6的標(biāo)準(zhǔn)化值,由此可得到1998年1季度至2009年4季度的利率指數(shù),見表4。

表4 利率指數(shù)

2.A lmon滯后模型的建立。使用EViews5.0軟件對1998年1季度至2009年4季度利率指數(shù)I R和房屋銷售價格指數(shù)P的原始時間序列進(jìn)行ADF檢驗,包括對常數(shù)項和時間趨勢項的檢驗、對時間序列滯后期的檢驗、對t值的檢驗三個部分。

首先,對利率指數(shù)進(jìn)行檢驗:第一,對常數(shù)項和時間趨勢項的檢驗表明,利率指數(shù)時間序列不包括這兩項;第二,對滯后期的檢驗表明,利率指數(shù)原始時間序列滯后期為1;第三,對t值的檢驗表明,在5%的顯著水平下,利率指數(shù)原始時間序列的t值-2.43小于5%顯著水平下的臨界值-1.95,因此利率指數(shù)原始時間序列是平穩(wěn)的。

其次,對房屋銷售價格指數(shù)進(jìn)行檢驗:第一,對常數(shù)項和時間趨勢項的檢驗表明,房屋銷售價格指數(shù)時間序列包括這兩項;第二,對滯后期的檢驗表明,房屋銷售價格指數(shù)時間序列滯后期為2;第三,對t值的檢驗表明,在5%的顯著水平下,房屋銷售價格指數(shù)原始時間序列的t值-4.27小于5%顯著水平下的臨界值-3.51,因此房屋銷售價格指數(shù)原始時間序列是平穩(wěn)的。

根據(jù)利率指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)的ADF檢驗結(jié)果,可以判斷:利率指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)在1998年1季度至2009年4季度的原始時間序列是平穩(wěn)的,并且不存在一階自相關(guān)。具體分析結(jié)果見表5。

表5 利率指數(shù)和房屋銷售價格指數(shù)ADF檢驗結(jié)果表

按照A lmon模型滯后期數(shù)和計算結(jié)果一致性的要求,本文選擇使用赤池信息準(zhǔn)則和施瓦茨準(zhǔn)則共同對滯后期數(shù)進(jìn)行確定。經(jīng)計算,在滯后期數(shù)為7時,A I C值和SC值均有最小值,而阿爾蒙模型在進(jìn)行阿爾蒙多項式變換時,要求滯后期數(shù)為偶數(shù),因此最終確定滯后期數(shù)為8。具體結(jié)果見表6。

表6 Almon滯后模型滯后期的計算

根據(jù)滯后期數(shù)計算結(jié)果,建立滯后期數(shù)為8的A lmon滯后分布模型,對利率指數(shù)和房屋銷售價格指數(shù)進(jìn)行相關(guān)性分析。模型如下:

其中,Pt表示房屋銷售價格指數(shù),IRt表示利率指數(shù),a是常數(shù)項,μt是隨機(jī)誤差項,β0,β1,β2,…,β8是利率指數(shù)在滯后各期的回歸系數(shù)。

3.A lmon滯后模型的計算結(jié)果。根據(jù)ADF檢驗結(jié)果,利率指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)在1998年1季度至2009年4季度的原始時間序列是平穩(wěn)的,因此我們選擇它們進(jìn)行分析,結(jié)果見表7。

表7 Almon滯后模型分析結(jié)果②Almon滯后模型分析使用最小二乘法,自變量是利率指數(shù),因變量房屋銷售價格指數(shù),樣本容量經(jīng)調(diào)整后從2000年1季度至2009年4季度,共40個。

根據(jù)表7,A lmon滯后模型計算后的表達(dá)式如下:

擬合優(yōu)度R2=0.66,表明A lmon滯后模型較好地模擬了利率指數(shù)對房屋銷售價格指數(shù)的影響,即房屋銷售價格指數(shù)波動的66%可以用利率指數(shù)進(jìn)行解釋。

-1.04是即期乘數(shù),表示當(dāng)期利率指數(shù)變動對房屋銷售價格指數(shù)的影響,即前者變動1%,后者反向變動1.04%;-0.51、-0.12、0.14、0.26、0.25、0.11、-0.16、-0.57是動態(tài)乘數(shù)即延遲系數(shù),分別反映滯后1～8期利率指數(shù)變動對房屋銷售價格指數(shù)的影響,即在前者變動1%時,后者分別變動-0.51%、-0.12%、0.14%、0.26%、0.25%、0.11%、-0.16%、-0.57%;9個系數(shù)之和-1.63是長期乘數(shù),表示在前者變動1%時,后者由于“時滯”效應(yīng)在當(dāng)期和8個滯后期內(nèi)的總變動為-1.63%。

另外,長期乘數(shù)是-1.63,表明根據(jù)A lmon滯后模型的計算結(jié)果,利率指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)在1998—2009年呈負(fù)相關(guān),前者對后者產(chǎn)生負(fù)向影響。

即期乘數(shù)與滯后1、2期的動態(tài)乘數(shù)為負(fù),表明滯后1、2期的房屋銷售價格指數(shù)與利率指數(shù)的滯后效應(yīng)負(fù)相關(guān);滯后3、4、5、6期的動態(tài)乘數(shù)為正,表明滯后3、4、5、6期時二者正相關(guān);滯后7、8期的動態(tài)乘數(shù)為負(fù),則表明滯后7、8期時二者又變?yōu)樨?fù)相關(guān)。

(四)結(jié)果分析

本文選擇利率指數(shù)、房屋銷售價格指數(shù)、房地產(chǎn)開發(fā)投資額、商品房銷售額4個指標(biāo)從1998年1季度至2009年4季度的數(shù)據(jù),①房地產(chǎn)開發(fā)投資額和商品房銷售額數(shù)據(jù)運(yùn)用X-12季節(jié)調(diào)整法進(jìn)行了調(diào)整。在計量分析結(jié)果的基礎(chǔ)上,詳細(xì)分析利率政策對房價的影響并進(jìn)行解釋。②為便于比較,本文對3個指標(biāo)進(jìn)行了數(shù)據(jù)處理,其中房屋銷售價格指數(shù)縮小10倍,房地產(chǎn)開發(fā)投資額和商品房銷售額在經(jīng)過X-12季節(jié)調(diào)整法調(diào)整后分別縮小1 000億倍,這3個指標(biāo)在數(shù)值上的變化并不影響分析結(jié)果。

根據(jù)計量分析結(jié)果和圖1,本文認(rèn)為以2006年4季度為界,1998—2009年利率政策對房價的調(diào)控效果可以分為兩個階段:前一階段(共35個季度)利率政策的調(diào)控效果并不明顯,后一階段(共13個季度)調(diào)控效果才開始凸顯。計量分析結(jié)果顯示利率指數(shù)與房屋銷售價格指數(shù)正相關(guān),在統(tǒng)計意義上這與前一階段35個季度內(nèi)利率政策調(diào)控效果不明顯有一定關(guān)系,主要原因還是1998—2009年房地產(chǎn)市場供需失衡,總需求超過總供給。

圖1 利率指數(shù)與房價運(yùn)行圖

另外,根據(jù)利率理論和本文計量分析結(jié)果,利率政策的調(diào)控效果在利率調(diào)整后1～6期內(nèi)開始出現(xiàn),并且前兩期與房屋銷售價格指數(shù)負(fù)相關(guān),后4期則正相關(guān)。因此,要實現(xiàn)利率政策調(diào)控的預(yù)期目標(biāo),它應(yīng)保持不超過3期的同向變動。

(1)調(diào)控效果不明顯階段:1998年1季度至2006年3季度。從圖1中可以看出,這一階段房屋銷售價格指數(shù)與利率指數(shù)的相關(guān)性并不明顯。利率政策調(diào)控房價的效果不明顯,其原因可能有以下幾點:

第一,房地產(chǎn)需求旺盛,供需失衡。1998年后,住房分配體制改革,居民自住需求(包括脫困性需求③脫困性住房需求是指居民對第一套商品住房的需求。、改善性需求)開始集中釋放。城市化水平從1998年的30.4%提高到2006年的43.9%,城市人口從3.8億人增加到5.77億人,④如無特殊說明,本文所用數(shù)據(jù)均來自1998年至2008年的《中國統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局的《統(tǒng)計公報》。并且還在以每年1～2千萬人左右的數(shù)量增長,這帶來了大量脫困性住房需求。與此同時,城鎮(zhèn)居民收入水平不斷提高,人均可支配收入從1998年的5 425元增加到2006年的11 759元,也導(dǎo)致改善性住房需求不斷增加。相對而言,自住性需求利率彈性較小,利率政策對它的調(diào)控效果較弱。

第二,開發(fā)資金來源多樣化,銀行貸款所占比率降低。1998年銀行貸款在房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)資金來源中所占比率為23.9%,2006年該比率已經(jīng)下降到19.7%,企業(yè)自籌和其他資金所占比率上升到78.8%左右。隨著房地產(chǎn)市場的不斷完善,開發(fā)企業(yè)融資渠道不斷拓展。除傳統(tǒng)的企業(yè)自籌資金、銀行貸款、購房定金及預(yù)收款之外,上市融資方式有了很大發(fā)展,REITS(房地產(chǎn)投資信托基金)、企業(yè)債券等新型融資方式也開始試點,房地產(chǎn)基金、社會保險基金、股權(quán)融資等也開始與房地產(chǎn)業(yè)結(jié)合,利率政策對這些收益導(dǎo)向型資金的調(diào)控效果并不明顯。

第三,不同力量的摩擦和干擾降低了利率政策的調(diào)控效果?？陀^上,利率政策的調(diào)整幅度較小,效果也具有一定的滯后性。若在利率政策的制定過程中存在不同利益集團(tuán)的“博弈”,就會導(dǎo)致利率調(diào)整過于頻繁、調(diào)整方向不明確,這在一定程度上會造成調(diào)控效果的相互抵消。最關(guān)鍵的是,中央政府、央行、地方政府和商業(yè)銀行之間,由于出發(fā)點不同會在利率政策執(zhí)行過程中釋放不同的信號,弱化利率政策對市場主體的引導(dǎo)作用。再加上利率政策缺乏其他調(diào)控政策的配合,就影響了社會對房地產(chǎn)市場的預(yù)期,最終干擾了利率政策對房價的調(diào)控效果。

第四,理財渠道匱乏,大量社會資金進(jìn)入房地產(chǎn)業(yè)。隨著收入水平的不斷提高、居民理財意識不斷增強(qiáng),住房投資需求大量增加。在人民幣升值背景下,大量國際游資也進(jìn)入中國市場。然而,中國投資渠道嚴(yán)重匱乏,除房地產(chǎn)和股票外,其他投資渠道發(fā)育緩慢。而相對于股市的大起大落,房地產(chǎn)市場的持續(xù)升溫和商品房投資的高收益率吸引了以“溫州炒房團(tuán)”為代表的社會資金和國際游資進(jìn)入房地產(chǎn)市場,這部分資金極大地增加房地產(chǎn)需求,客觀上弱化了利率政策對房價的調(diào)控效果。

(2)調(diào)控效果凸顯階段:2006年4季度至2009年4季度。根據(jù)圖1和相關(guān)數(shù)據(jù),2006年4季度后,利率政策對房價的調(diào)控效果開始顯現(xiàn)。2006年4季度至2007年4季度,貨幣政策開始緊縮,存款準(zhǔn)備金率連續(xù)9次提高,一年期存貸款利率和住房貸款利率均達(dá)到1999年以來的最高值。然而,在剔除通貨膨脹率后,實際利率水平一直在下降,緊縮的貨幣政策實際上是寬松的,因而代表實際利率水平的利率指數(shù)連續(xù)下降(5個季度的數(shù)據(jù)分別是-0.31、-0.89、-1.5、-4.86、-3.56)。在利率水平降低的影響下,房地產(chǎn)開發(fā)投資額季度同比連續(xù)增長(5個季度的數(shù)據(jù)分別是20.41%、26.90%、29.41%、33.01%、30.64%),商品房銷售額季度同比也有較大幅度增長(分別是19.61%、26.88%、38.35%、80.40%、34.90%),房屋銷售價格指數(shù)相應(yīng)地在2007年1季度至2008年1季度連續(xù)上升(5個季度的數(shù)據(jù)分別是105.6、106.3、108.2、110.2、111.0),直到2008年2季度才開始下降。

從2008年3季度到2009年1季度,貨幣政策轉(zhuǎn)向?qū)捤?存款準(zhǔn)備金率、一年期存貸款利率和住房貸款利率連續(xù)下調(diào),然而實際利率水平卻一直上升,貨幣政策實際上是緊縮的,因此利率指數(shù)連續(xù)上升(3個季度的數(shù)據(jù)是-2.54、-0.97、0.78)。這一時期,房地產(chǎn)開發(fā)投資額季度同比增速連續(xù)下降(3個季度的數(shù)據(jù)分別是16.68%、9.88%、4.11%),商品房銷售額季度同比增速也有較大幅度的下降(2008年3季度和4季度分別是-30.95%和-24.97%),房屋銷售價格指數(shù)相應(yīng)地從2008年2季度開始連續(xù)下降(4個季度的數(shù)據(jù)分別是109.2、105.3、100.5、98.9),直到2009年2季度又開始上升。

從2009年2～4季度,6個利率指標(biāo)除存款準(zhǔn)備金率外,實際水平均不斷下降,表明這一時期的貨幣政策實際上是寬松的,利率指數(shù)連續(xù)下降(3個季度的數(shù)據(jù)分別是1.51、1.30、-0.20)。在這一時期,房地產(chǎn)開發(fā)投資額季度同比開始上升(3個季度的數(shù)據(jù)分別是13.13%、30.47%、20.21%),商品房銷售額季度同比有較大幅度的提高(3個季度分別是72.83%、111.27%、100.94%),房屋銷售價格指數(shù)相應(yīng)地保持增長(3個季度分別是99.5、101.9、105.8)。

這一階段利率政策開始顯現(xiàn)效果的原因主要有以下幾點:

第一,居民自住性需求得到釋放,投資性需求受到有效遏制。特別是央行大幅提高第二套住房貸款首付比例(由20%到40%)、商業(yè)用房首付比例(提高到50%)和貸款利率(較基準(zhǔn)利率提高10%),這導(dǎo)致投資性需求增速放緩。此外,央行連續(xù)發(fā)布文件,不斷提高外資進(jìn)入中國房地產(chǎn)市場的門檻,有效地減少了投機(jī)性需求。

第二,調(diào)控政策保持一致、連續(xù),系統(tǒng)性效應(yīng)開始顯現(xiàn)。隨著國內(nèi)外宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的變化,中央政府開始在財政、貨幣、土地等方面采取了一系列相互協(xié)同的政策,并在一段時期內(nèi)保持穩(wěn)定,這使社會預(yù)期趨穩(wěn),利率政策傳導(dǎo)機(jī)制較為順暢。

第三,次貸危機(jī)發(fā)生后,國際貿(mào)易嚴(yán)重萎縮,國內(nèi)需求下降,投資增長成為2009年“保八”的關(guān)鍵,而房地產(chǎn)開發(fā)投資和商品房買賣又是重中之重。在這種經(jīng)濟(jì)背景下,中央政府不得不放棄此前緊縮的貨幣政策,為房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展和商品房買賣提供有利的信貸條件。事實證明這種寬松的貨幣政策對房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和國民經(jīng)濟(jì)的增長都是有積極作用的。

利率政策對房價的影響通過房地產(chǎn)供給和需求進(jìn)行傳導(dǎo),其效果受到多種因素影響。利率指數(shù)和房屋銷售價格指數(shù)之間的弱相關(guān)性表明, 1998—2006年利率政策的實施并沒有達(dá)到中央政府對房地產(chǎn)市場調(diào)控的預(yù)期目標(biāo),盡管實證結(jié)果表明自2006年4季度開始利率政策對房價的調(diào)控效果開始顯現(xiàn),但缺乏其他政策配合的利率政策對房價的調(diào)控效果仍然較弱。

上述論證以及實踐都證明,鑒于房地產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中具有的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的地位以及與其他產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)效應(yīng),對房價的調(diào)控從來就不是單一政策能夠?qū)崿F(xiàn)的,它需要中央政府和地方政府從國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的全局出發(fā),統(tǒng)籌規(guī)劃,綜合運(yùn)用貨幣、財政、土地等政策工具,有選擇地運(yùn)用首付比例、貸款限額、貸款最長期限等商業(yè)銀行信貸政策,適時調(diào)整房地產(chǎn)相關(guān)稅種的稅率,合理引導(dǎo)居民住房需求,并拓寬社會投資渠道,遏制投機(jī)性房地產(chǎn)需求,才能實現(xiàn)調(diào)控目標(biāo)。

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(責(zé)任編輯鄺坦勵)

Empirical Study on the Effect of Interest-Rate Policy on Housing Price:1998-2009

DONG Fan,L I Zhao-long

(Real Estate Research Center,School ofManagement,BeijingNormalUniversity,Beijing 100875,China)

Monetary policy can have important effect on the real estate market.In an empirical view, this paper establishes an interest-rate index system that is comprised of six interest-rate single indexes. The principal-component analysis approach is used to analyze the interest-rate index system and composite interest-rate index is obtained.It is known that both the composite interest-rate and th housing-sale-price index are s mooth and there is a long-steady relation in this period.Both of the two index data are from 1998 to 2010.As a result,an Almon model could be established to study th effect of the interest-rate policy on the housing price.The empirical study indicates that,on the on hand,the A lmon model’s R2is 66%,which means that the interest-rate could explain about 66%o the housing price’s fluctuation;on the other hand,there is a negative correlation relation be tween th composite interest-rate and the housing-sale-price index and the effect that the interest-rate on th housing price is lagged in 8 quarters.In order to analyze the result,this paper evaluates the housing sale-price index,the composite interest-rate index,the real-estate inves tment and the commercial house sale,from 1998 to 2010.It is found that the interest-rate policy couldn’t regulate the housin price completely as is expected without the support of other policies.Thus,the government should make the interest-rate’s effectualmechanis m be fluent and use other policies such as financial policy, land policy and so on to co-operate with the interest-rate policy.

interest-rate index;housing price;Co-integration Test;Principal ComponentAnalysis; Almon lagmodel

F821

A

1674-8425(2011)01-0061-11

2010-11-23

董藩(1967—),男,吉林白山人,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,教授,博士生導(dǎo)師,研究方向:房地產(chǎn)(土地)經(jīng)濟(jì)與管理、國民經(jīng)濟(jì)管理、區(qū)域經(jīng)濟(jì)管理。