人民幣實(shí)際有效匯率、匯率波動(dòng)與房?jī)r(jià)關(guān)系分析

于志超

摘 要 本文通過分析匯率影響房?jī)r(jià)的機(jī)制，利用人民幣的實(shí)際有效匯率指數(shù)和房?jī)r(jià)共116個(gè)數(shù)據(jù)（2012.01～2016.10），運(yùn)用PARCH模型求出人民幣匯率波動(dòng)的度量，建立向量自回歸模型（VAR），并使用協(xié)整、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)進(jìn)行分析。研究結(jié)果表明：第一，人民幣升值會(huì)促進(jìn)房?jī)r(jià)上漲；第二，房?jī)r(jià)上漲會(huì)抑制人民幣升值；第三，擴(kuò)大人民幣匯率波動(dòng)幅度短期內(nèi)使得房?jī)r(jià)下降，長(zhǎng)期內(nèi)使得房?jī)r(jià)上漲。

關(guān)鍵詞 房?jī)r(jià) 匯率 VAR模型 PARCH模型 協(xié)整 格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、引言

一路飆升的房?jī)r(jià)，特別是一、二線城市的房?jī)r(jià)一直是大家討論的熱點(diǎn)問題。從2012年1月以后的數(shù)據(jù)來看，人民幣實(shí)際有效匯率確實(shí)在不斷升高，但是中國(guó)也采取了相應(yīng)的政策進(jìn)行反擊，從而穩(wěn)定匯率。

我國(guó)外有人民幣升值的壓力，內(nèi)有房?jī)r(jià)不斷走高的逼迫，如何有效并且快速地處理二者之間的關(guān)系顯得尤為重要，本文對(duì)于人民幣匯率和房?jī)r(jià)的關(guān)系的研究具有一定的指導(dǎo)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

就匯率和房?jī)r(jià)的關(guān)系問題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者也做出了許多貢獻(xiàn)。Benson等（1997）運(yùn)用多元線性回歸方法，利用房?jī)r(jià)指數(shù)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，加元對(duì)美元的匯率和溫哥華附近的市場(chǎng)條件對(duì)羅伯茨地區(qū)的居民住宅價(jià)格影響非常顯著。Earl D. Benson等（1999）利用ARMA的方法，利用美國(guó)1984～1994年的匯率數(shù)據(jù)對(duì)美國(guó)Bellingham的累計(jì)房?jī)r(jià)指數(shù)進(jìn)行檢測(cè)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：美元匯率每上漲1%，在3～6個(gè)月后房?jī)r(jià)指數(shù)上漲0.77%。

趙曉丹（2007）采用2000～2005年的季度房?jī)r(jià)、人民幣實(shí)際有效匯率、GDP、城鎮(zhèn)居民平均可支配收入建立了時(shí)間序列模型，結(jié)果顯示人民幣實(shí)際有效匯率與房?jī)r(jià)存在負(fù)相關(guān)，即人民幣實(shí)際有效匯率每下降1%，房?jī)r(jià)約上升1%。

由此可見，不同的學(xué)者通過建立不同的模型，運(yùn)用不同的數(shù)據(jù)得到了不同的結(jié)論，這也反映出了房?jī)r(jià)和匯率之間關(guān)系的復(fù)雜性。而本文的目的在于通過運(yùn)用最新數(shù)據(jù)，分析我國(guó)匯率改革和成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體后，近幾年的人民幣實(shí)際有效匯率和房?jī)r(jià)的關(guān)系。2016年10月1日，人民幣加入SDR，使得人民幣幣值變化更加撲朔迷離。

三、理論假說

新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為資本市場(chǎng)和外匯市場(chǎng)具有互動(dòng)關(guān)系，外部沖擊會(huì)通過外匯市場(chǎng)的傳導(dǎo)引發(fā)資產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)。一般而言，人民幣幣值的變動(dòng)會(huì)通過流動(dòng)性效應(yīng)、預(yù)期效應(yīng)、避險(xiǎn)效應(yīng)影響房?jī)r(jià)。

（一）流動(dòng)性效應(yīng)

主要表現(xiàn)在境外資金對(duì)本國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)活動(dòng)。當(dāng)本國(guó)貨幣有升值預(yù)期或持續(xù)升值時(shí)，外國(guó)投機(jī)資本將流入本國(guó)，期望獲得本國(guó)貨幣升值和房地產(chǎn)價(jià)格上升帶來的雙重利潤(rùn)。

（二）預(yù)期效應(yīng)

在此將外國(guó)人購(gòu)買中國(guó)房地產(chǎn)視為投機(jī)活動(dòng)，當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上升至一定高度時(shí)，與股市類似，外國(guó)投機(jī)資本會(huì)撤離，從而使得人民幣貶值，而房地產(chǎn)價(jià)格由于慣性可能會(huì)繼續(xù)走高。

（三）避險(xiǎn)效應(yīng)

當(dāng)人民幣幣值波動(dòng)幅度加大時(shí)，東道國(guó)房?jī)r(jià)在短期內(nèi)下降；但從長(zhǎng)期來看，房?jī)r(jià)會(huì)上升。

通過以上效應(yīng)，我們可以得到以下假說：

假說1：人民幣升值會(huì)引起房?jī)r(jià)上升。

假說2：房?jī)r(jià)上升會(huì)抑制人民幣升值。

假說3：擴(kuò)大人民幣匯率波動(dòng)幅度在短期內(nèi)會(huì)降低房?jī)r(jià)，在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)使房?jī)r(jià)升高。

四、實(shí)證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理

基于上述理論，本文對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)和匯率波動(dòng)對(duì)于我國(guó)房?jī)r(jià)的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并檢驗(yàn)以上觀點(diǎn)的可行性。變量有：人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（CEER）、人民幣匯率波動(dòng)（VARI）、房?jī)r(jià)（HP）。其中，人民幣實(shí)際有效匯率的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)金融信息網(wǎng)；人民幣匯率波動(dòng)是通過對(duì)CEER進(jìn)行PARCH處理而獲得；對(duì)于房?jī)r(jià)，本文將其視作商品房銷售額和商品房銷售面積的比值（房?jī)r(jià)=商品房銷售額/商品房銷售面積），商品房銷售面積和商品房銷售額的數(shù)據(jù)均來自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。對(duì)于每年一月份不進(jìn)行統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)，按照線性插值法補(bǔ)上。

本文選取的樣本時(shí)間區(qū)間為2012年1月至2016年10月，共58個(gè)樣本數(shù)據(jù)。對(duì)于房?jī)r(jià)，通過取其自然對(duì)數(shù)使其更加線性化，并且不會(huì)改變?cè)械膮f(xié)整關(guān)系。而對(duì)于人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)，則不能取自然對(duì)數(shù)，因?yàn)檫@將會(huì)對(duì)它的異方差產(chǎn)生干擾，從而影響對(duì)人民幣匯率波動(dòng)這一變量的取值。因此，處理后的三個(gè)變量分別為：LnHP，VARI，CEER。

本文采用的計(jì)量軟件為EViews9.0。

（二）人民幣匯率波動(dòng)指標(biāo)的求取

由于人民幣匯率波動(dòng)特征無法直接獲得，本文將通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型對(duì)其進(jìn)行顯示。目前常用的估測(cè)匯率波動(dòng)的計(jì)量模型有：第一，隨機(jī)游走模型；第二，AR模型；第三，GARCH及其拓展模型。經(jīng)過多次比較，本文采用PARCH模型。

由于線性回歸模型一般有擾動(dòng)項(xiàng)零均值、同方差的假定，這對(duì)于匯率的時(shí)間序列變動(dòng)的參考意義不大。為了解決這個(gè)問題，Engle（1982）提出的自回歸條件異方差（ARCH）模型對(duì)于描述匯率的時(shí)間序列很有用。Bollerslev（1986）在ARCH模型中增加了自回歸項(xiàng)，對(duì)ARCH模型的條件方差函數(shù)進(jìn)行拓展，得到GARCH模型。但是，GARCH模型未能充分捕獲高頻匯率序列高峰厚尾的特征，為此，本文使用PARCH模型。條件方差函數(shù)用PARCH（p，q）模型表達(dá)如下：

本文采用PARCH（1，1）模型分別對(duì)條件方差的滯后值和擾動(dòng)項(xiàng)平方的滯后值進(jìn)行估值，并把以此求得的方差作為人民幣匯率波動(dòng)的度量。結(jié)果如方程（2）、方程（3）。

（三）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)是模型分析的開始，因?yàn)橹挥挟?dāng)階數(shù)相同時(shí)，才能進(jìn)行各個(gè)變量之間的關(guān)系的相關(guān)分析。下面采用ADF單位根檢驗(yàn)來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，變量序列LnHP、REER、VARI都在10%的顯著性水平上，存在單位根，即為非平穩(wěn)序列。而它們的一階差分序列均在1%的顯著水平上，為平穩(wěn)序列。在單整基礎(chǔ)上，再對(duì)變量做協(xié)整檢驗(yàn)。

對(duì)協(xié)整變量正規(guī)化，得到：（1，-0.0107，0.0256），其對(duì)應(yīng)的協(xié)整關(guān)系為：

Ln HP =0.0107REER-0.0256VARI+7.5734 （4）

（8.7375） （-4.5184） （54.7175）

從（4）式可以看出各系數(shù)均通過顯著性為1%的T檢驗(yàn)。在長(zhǎng)期關(guān)系中，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)、房?jī)r(jià)、人民幣波動(dòng)存在穩(wěn)定關(guān)系。

當(dāng)人民幣有效匯率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，房?jī)r(jià)將上升0.1076個(gè)百分點(diǎn)；當(dāng)人民幣匯率波動(dòng)幅度擴(kuò)大1個(gè)百分點(diǎn)，房?jī)r(jià)將下降0.0259個(gè)百分點(diǎn)。

由于該模型的P值較小，因此本文不對(duì)此模型進(jìn)行誤差修正處理。

（四）變量間格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于格蘭杰因果檢驗(yàn)要求同階單整滿足協(xié)整關(guān)系，對(duì)Ln HP和VARI，Ln HP和REEP的一階差分序列進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，即對(duì)DLn HP、DVARI、DLn HP、DREEP進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果如表2。

由表2可知：第一，房?jī)r(jià)（HP）的變動(dòng)量與人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）的變化量有雙向因果關(guān)系，人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）的變化將有超過90%的可能影響房?jī)r(jià)（HP）的變化，房?jī)r(jià)（HP）的變化也將有超過90%的可能影響人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）的變化；第二，房?jī)r(jià)（HP）的變動(dòng)量與人民幣匯率波動(dòng)（VARI）的變化量有單向因果關(guān)系，人民幣匯率波動(dòng)（VARI）的變化將有超過90%的影響房?jī)r(jià)（HP）的變化，反之則不然。

（五）脈沖響應(yīng)

在VAR模型的標(biāo)準(zhǔn)式中，擾動(dòng)項(xiàng)也稱為信息，脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了任意一個(gè)變量的擾動(dòng)如何通過模型影響其他變量，最終又反饋到自身的過程。以下為運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析房?jī)r(jià)自身、房?jī)r(jià)和人民幣有效匯率指數(shù)、房?jī)r(jià)和人民幣匯率波動(dòng)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。脈沖響應(yīng)圖像如圖1、圖2、圖3所示，其中實(shí)線部分為計(jì)算值，表示脈沖響應(yīng)函數(shù)；虛線部分為脈沖響應(yīng)函數(shù)加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶；橫軸表示沖擊作用的滯后月數(shù)，縱軸表示各自的時(shí)序指數(shù)。

由圖1知，房?jī)r(jià)在開始階段受到來自人民幣有效匯率指數(shù)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，沒有馬上上升，而是滯后1.5個(gè)月后才開始上升，上升至2.5個(gè)月后，上漲趨勢(shì)會(huì)出現(xiàn)變緩趨勢(shì)，最后穩(wěn)定在2.1個(gè)百分點(diǎn)左右，即房?jī)r(jià)受到來自人民幣有效匯率指數(shù)的正向沖擊，房?jī)r(jià)會(huì)上升2.1個(gè)百分點(diǎn)。顯然，假說1是成立的。

由圖2知，人民幣有效匯率指數(shù)在開始階段受到來自房?jī)r(jià)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，沒有馬上下降，而是在1.5個(gè)月后開始下降，在5個(gè)月后穩(wěn)定在-1.1個(gè)百分點(diǎn)，即人民幣有效匯率指數(shù)受到房?jī)r(jià)一個(gè)百分點(diǎn)的正向沖擊，人民幣有效匯率指數(shù)會(huì)下降1.1個(gè)百分點(diǎn)。顯然，假說2是成立的。

由圖3知，房?jī)r(jià)在開始階段受到來自人民幣匯率波動(dòng)幅度一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊時(shí)，沒有馬上上升，而是在1.5個(gè)月后開始下降，下降至2.5個(gè)月后開始上升，至第4個(gè)月為0，最后穩(wěn)定在0.8個(gè)百分點(diǎn)。從長(zhǎng)期來看，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)的上升。顯然，假說3是成立的。

（作者單位為山東科技大學(xué)經(jīng)管學(xué)院）

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