匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)存在溢出效應(yīng)嗎？
——來自1997-2015年中國房地產(chǎn)市場(chǎng)的證據(jù)

韓鑫韜，劉 星

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030)

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匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)存在溢出效應(yīng)嗎？
——來自1997-2015年中國房地產(chǎn)市場(chǎng)的證據(jù)

韓鑫韜，劉 星

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030)

本文以我國人民幣匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)的歷史趨勢(shì)為背景，從理論上分析了匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)影響的綜合效應(yīng)和相互間動(dòng)態(tài)影響機(jī)制，以2007年10月-2011年12月的月度數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，通過構(gòu)建VAR-FBEKK模型引入貨幣供應(yīng)量作為中介變量從直接和間接兩個(gè)角度分析了人民幣匯率變化對(duì)我國房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響，并通過主成分分析模擬中斷的2011年1月-2015年6月的全國新建住宅價(jià)格指數(shù)對(duì)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)和對(duì)比分析。本研究發(fā)現(xiàn)：人民幣匯率變化對(duì)我國房?jī)r(jià)波動(dòng)沒有直接顯著的推動(dòng)作用，但可能存在以貨幣供應(yīng)量為中介的間接傳導(dǎo)關(guān)系；人民幣匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)增速的直接波動(dòng)溢出效應(yīng)很小，但匯率變化率與貨幣供應(yīng)量變化率的聯(lián)合波動(dòng)以及貨幣供應(yīng)量變化率的波動(dòng)均對(duì)房?jī)r(jià)增速變化具有顯著影響，即人民幣匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)增速存在間接波動(dòng)溢出效應(yīng)。這說明人民幣匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)影響并不直接顯著，中央銀行可進(jìn)一步協(xié)調(diào)好貨幣政策與匯率政策，繼續(xù)穩(wěn)步實(shí)施匯率制度改革，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的“關(guān)注”。上述研究豐富了資產(chǎn)價(jià)格與匯率政策關(guān)系的相關(guān)研究成果，并且從直接和間接影響兩個(gè)角度提供了匯率變化如何作用房?jī)r(jià)波動(dòng)的新證據(jù)。

匯率；房?jī)r(jià)；貨幣政策；波動(dòng)溢出

1 引言

2008年金融危機(jī)后，房產(chǎn)價(jià)格泡沫破滅，全球經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下滑，以房地產(chǎn)價(jià)格為代表的資產(chǎn)價(jià)格與宏觀政策(貨幣政策、匯率政策、宏觀審慎管理政策等)的關(guān)系已經(jīng)成為國內(nèi)外研究的熱點(diǎn)。房地產(chǎn)是一種消費(fèi)品[1]，也是一種投資品[2]，本幣升值，將影響國外資本對(duì)本國房地產(chǎn)的消費(fèi)需求和投資需求。特別是在開放經(jīng)濟(jì)中，在房?jī)r(jià)上漲期間，如果匯率的低估和匯率預(yù)期升值還會(huì)引起境外資本大量流入房地產(chǎn)，套取本幣升值匯兌收益和房?jī)r(jià)增值收益的“雙價(jià)差”，進(jìn)而強(qiáng)化本幣升值預(yù)期，促使國外資本進(jìn)一步流入，形成一種“正反饋”機(jī)制[3]。

自2005年7月匯率改革以來，我國人民幣開始進(jìn)入小幅升值通道，大量境外資本流入我國，其中一部分流向了房地產(chǎn)市場(chǎng)。根據(jù)IMF統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2014年末，人民幣實(shí)際有效匯率上漲48.66%，與此同時(shí)，國家統(tǒng)計(jì)局公布的70個(gè)大中城市新建住宅平均價(jià)格上漲56.7%，在此期間，全國房地產(chǎn)開發(fā)資金來源中利用外資增長(zhǎng)1.48倍。總體而言，這些數(shù)據(jù)在一定程度上顯示，房?jī)r(jià)上漲期間，我國匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)的正向關(guān)系。但是在房地產(chǎn)市場(chǎng)化的不同發(fā)展階段，匯率變化與房?jī)r(jià)的波動(dòng)形式到底存在怎樣的關(guān)系呢？

從目前的文獻(xiàn)來看，大多研究仍主要集中于探討貨幣政策與房?jī)r(jià)之間的關(guān)系，或集中在政策對(duì)策領(lǐng)域, 更嚴(yán)格的理論和實(shí)證研究還比較缺乏[4]。如Jarociński 和 Smets[5]認(rèn)為，盡管房?jī)r(jià)對(duì)于經(jīng)濟(jì)狀況和利率水平存在內(nèi)生性，但是將房?jī)r(jià)納入貨幣政策考慮中可能會(huì)更有助于判斷貨幣政策的立場(chǎng)隨著時(shí)間推移是否需要發(fā)生改變。與之相反的是，Mishkin[6]認(rèn)為，使用標(biāo)準(zhǔn)化模型去解釋房地產(chǎn)價(jià)格變化的能力是有限的。他強(qiáng)調(diào)了與房地產(chǎn)價(jià)格相關(guān)的貨幣傳導(dǎo)渠道的不確定性，建議采用“先發(fā)制人”(Pre-emptive)的策略以免房地產(chǎn)價(jià)格泡沫突然破滅造成更大的經(jīng)濟(jì)損失。在國內(nèi)更多的是從“相機(jī)抉擇”的角度研究貨幣政策如何干預(yù)房?jī)r(jià)，如陳利鋒和范紅忠[7]的研究認(rèn)為房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控中同時(shí)增加房地產(chǎn)供給和抑制房?jī)r(jià)過快上漲可能具有更好的效果；鐘少穎等[8]的研究表明在貨幣政策中，貨幣渠道對(duì)房?jī)r(jià)的影響要比信貸渠道對(duì)房?jī)r(jià)的影響更為顯著。

某個(gè)特定國家(或地區(qū))在特定時(shí)段的匯率與房?jī)r(jià)變化的關(guān)聯(lián)性已經(jīng)引起一些學(xué)者的關(guān)注，如Miller等[9]通過特征價(jià)格模型(Hedonic Pricing Models)發(fā)現(xiàn)：1986-1988年日元大幅升值期間，導(dǎo)致日本投資者大量涌入夏威夷房市，并致其房?jī)r(jià)大幅上漲。Benson 等[10]通過多元回歸模型發(fā)現(xiàn)：加拿大/美元平均匯率升值10%將導(dǎo)致美國華盛頓州羅伯茨岬(Point Roberts)的房?jī)r(jià)上漲14%，但是存在3-6個(gè)月的時(shí)滯。接著，Benson 等[11]又研究了加拿大/美元匯率對(duì)美國華盛頓州貝林漢姆(Bellingham)房?jī)r(jià)的影響，發(fā)現(xiàn)：加拿大/美元匯率升值10%將導(dǎo)致貝林漢姆房?jī)r(jià)上漲7.7%。隨后，一些學(xué)者在研究異質(zhì)性投資者和資產(chǎn)價(jià)格變化關(guān)系的理論模型中，開始考慮開放經(jīng)濟(jì)中的匯率因素，如：Hau 和 Rey[12]建立了非完全外匯風(fēng)險(xiǎn)交易狀態(tài)下的匯率、股價(jià)和資本流動(dòng)的均衡模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)外匯流動(dòng)性供給是有限價(jià)格彈性的時(shí)候，匯率變化與股價(jià)波動(dòng)的幅度較類似。Dieci 和 Westerhoff[13]在區(qū)分異質(zhì)性投資者和基本交易者的前提下，推導(dǎo)出股票價(jià)格波動(dòng)與匯率變化的相互傳導(dǎo)關(guān)系。

近年來，人民幣匯率升值和全國房?jī)r(jià)上漲的共存態(tài)勢(shì)也開始引起一些國內(nèi)學(xué)者對(duì)匯率與房?jī)r(jià)聯(lián)動(dòng)關(guān)系的關(guān)注。如王愛儉和沈慶劼[14]從房地產(chǎn)的供需角度分析了匯價(jià)和房?jī)r(jià)的關(guān)系，認(rèn)為當(dāng)前房?jī)r(jià)的高企是為應(yīng)對(duì)匯價(jià)的低估。杜敏杰和劉霞輝[15]從房?jī)r(jià)的現(xiàn)值理論建模發(fā)現(xiàn)匯率的小幅變化會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)的大幅波動(dòng)。朱孟楠和劉林[16]認(rèn)為短期國際資本流入會(huì)導(dǎo)致人民幣匯率升值和市場(chǎng)對(duì)人民幣升值預(yù)期，還會(huì)導(dǎo)致股價(jià)和房?jī)r(jià)上漲；股價(jià)上漲會(huì)導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲；房?jī)r(jià)的上漲會(huì)導(dǎo)致資本流出，股價(jià)下跌 。隨后，朱孟楠等[3]構(gòu)建了我國房?jī)r(jià)波動(dòng)和人民幣匯率變化的互動(dòng)模型，并通過非線性VAR計(jì)量模型實(shí)證發(fā)現(xiàn)，我國房?jī)r(jià)上漲將導(dǎo)致人民幣兌美元升值，人民幣對(duì)美元實(shí)際匯率升值也可能導(dǎo)致我國實(shí)際房?jī)r(jià)上漲。

綜合來看，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)的相互關(guān)系做了很多有意義的研究，大多數(shù)研究基于房?jī)r(jià)上漲期間的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)本幣升值會(huì)引發(fā)本國或主要對(duì)外投資國的房?jī)r(jià)上漲。與已有的研究相比，本文主要做了如下幾個(gè)方面的工作：第一，本文通過1998年我國房地產(chǎn)改前后的數(shù)據(jù)，構(gòu)建多變量的波動(dòng)溢出效應(yīng)模型來研究匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)的相互關(guān)系，避免VAR模型去研究匯率與房?jī)r(jià)波動(dòng)的局限，還有助于研究不同變量間的聯(lián)合波動(dòng)對(duì)某一個(gè)變量的沖擊；第二，本文從直接波動(dòng)和間接波動(dòng)兩個(gè)角度去研究匯率與房?jī)r(jià)的關(guān)系比直接研究匯率或房?jī)r(jià)的大小關(guān)系更有實(shí)際意義，因?yàn)榻鹑诜€(wěn)健運(yùn)行的核心并不是匯率或房?jī)r(jià)的高低，主要是匯率或房?jī)r(jià)的變化幅度是否是合理。目前我國房地產(chǎn)市場(chǎng)正進(jìn)入調(diào)整階段，匯率形式機(jī)制也逐步市場(chǎng)化，進(jìn)一步理清我國房?jī)r(jià)與人民幣匯率的相互關(guān)系，對(duì)于提高貨幣政策和匯率政策的有效性，保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 理論分析框架

2.1 匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)影響的綜合效應(yīng)

(1)預(yù)期效應(yīng)。預(yù)期效應(yīng)是指如果預(yù)期本幣升值，則投資者愿意持有更多的本幣，而盡量避免兌換為外幣。然而持有本幣是有機(jī)會(huì)成本的，它必須要以一定的方式存在，可以購買金融資產(chǎn)、房地產(chǎn)等投資品。同時(shí)，如果投資者預(yù)期房地產(chǎn)市場(chǎng)會(huì)帶來更高的收益率，將形成房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)需求，從而推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲。見下面的傳導(dǎo)關(guān)系：

本幣升值→預(yù)期效應(yīng)→本幣減少兌換外幣→預(yù)期效應(yīng)→房地產(chǎn)投資需求增加→房?jī)r(jià)上漲

(2)流動(dòng)性效應(yīng)。流動(dòng)性效應(yīng)主要表現(xiàn)為境外資金對(duì)本國房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)活動(dòng)。當(dāng)本國貨幣具有升值預(yù)期或持續(xù)升值時(shí)，投資者首先把外幣兌換成本幣并在本國購置房地產(chǎn)，等本幣升值后，投資者再將持有的房地產(chǎn)在價(jià)格上漲后出售，并兌換成外幣，就可得到貨幣升值和房?jī)r(jià)上漲的“雙價(jià)差”收益。由于房地產(chǎn)供給在短期內(nèi)增加缺乏彈性, 這種房地產(chǎn)投機(jī)需求必將拉高房?jī)r(jià)。相反，當(dāng)本國貨幣發(fā)生貶值時(shí)，這些投機(jī)者將拋售持有的房地產(chǎn)，導(dǎo)致房?jī)r(jià)下跌。從這個(gè)意義上說，流動(dòng)性效應(yīng)的作用機(jī)制包含了預(yù)期效應(yīng)。見下面的傳導(dǎo)關(guān)系：

本幣升值或預(yù)期升值→外資流入→預(yù)期房?jī)r(jià)上漲→房地產(chǎn)投資需求增加→房?jī)r(jià)上漲

(3)財(cái)富效應(yīng)。財(cái)富效應(yīng)包含兩個(gè)渠道。一方面，當(dāng)本幣升值后，引起外資進(jìn)入國內(nèi)，其中一部分流入資本市場(chǎng)?！盁徨X”的流入使得資本市場(chǎng)需求增加，從而助漲資產(chǎn)價(jià)格。投資者因持有的資產(chǎn)價(jià)格上漲而實(shí)現(xiàn)財(cái)富增值，從而刺激消費(fèi)，進(jìn)一步刺激房地產(chǎn)市場(chǎng)需求，導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。另一方面，當(dāng)本幣升值時(shí)，意味著進(jìn)口商品價(jià)格相對(duì)下降，出口商品價(jià)格相對(duì)上升，進(jìn)口增加，出口減少。從而國內(nèi)商品供給數(shù)量增加，供給增加必然帶來國內(nèi)商品價(jià)格的下降，使得居民的財(cái)富相對(duì)增加。用比本幣升值前更少的資金獲得相同的效應(yīng)之后，剩下多余的購買力流向房地產(chǎn)領(lǐng)域，從而引起房地產(chǎn)市場(chǎng)需求增加，導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。見下面的傳導(dǎo)關(guān)系：

匯率升值→外資流入→房?jī)r(jià)上漲→居民財(cái)富增加→購房消費(fèi)需求增加→房?jī)r(jià)上漲

匯率升值→商品價(jià)格下降→居民財(cái)富增加→購房消費(fèi)需求增加→房?jī)r(jià)上漲

(4)通貨膨脹效應(yīng)。通貨膨脹效應(yīng)是指當(dāng)本幣持續(xù)升值或者預(yù)期升值時(shí)，央行為了維持本幣匯率穩(wěn)定，會(huì)對(duì)外匯市場(chǎng)進(jìn)行干預(yù)，擴(kuò)大本幣供給，回籠外幣。本幣供應(yīng)量和外幣需求量的突然增加，必然引起外匯市場(chǎng)上貨幣價(jià)格的變動(dòng)，從而實(shí)現(xiàn)削弱本幣升值和升值預(yù)期的目的，但央行這一干預(yù)的結(jié)果，往往易引發(fā)國內(nèi)通貨膨脹。人們?yōu)楸苊馔ㄘ浥蛎泿淼馁Y產(chǎn)減值損失，紛紛將貨幣轉(zhuǎn)向保值增值性較強(qiáng)的房地產(chǎn)等實(shí)物資產(chǎn)，而房屋數(shù)量有限，短期內(nèi)供給缺乏彈性，從而導(dǎo)致了房?jī)r(jià)上漲。見下面的傳導(dǎo)關(guān)系。

匯率升值→央行干預(yù)外匯市場(chǎng)→形成通貨膨脹→拋貨幣買資產(chǎn)→房?jī)r(jià)上漲

(5)信貸擴(kuò)張效應(yīng)。在本幣升值過程中，出口將受到抑制，導(dǎo)致國內(nèi)對(duì)外貿(mào)易企業(yè)不景氣，失業(yè)率增加，國民收入減少，經(jīng)濟(jì)萎靡。為了刺激國內(nèi)經(jīng)濟(jì)，中央銀行會(huì)采取擴(kuò)張性的貨幣政策，降低利率，放松銀行信貸，增加貨幣供應(yīng)量。此時(shí)，存在一部分資金流向房地產(chǎn)領(lǐng)域，從而增加房地產(chǎn)需求，導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。見下面的傳導(dǎo)關(guān)系：

本幣升值→物價(jià)下跌、出口抑制→經(jīng)濟(jì)緊縮→信貸擴(kuò)張→房?jī)r(jià)上漲

綜上所述，匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)的作用機(jī)制主要體現(xiàn)兩個(gè)方面。一是直接構(gòu)成對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求，例如外資購房或者財(cái)富效應(yīng)等引致居民購房需求放大進(jìn)而直接導(dǎo)致房?jī)r(jià)上漲。二是間接構(gòu)成對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求，即通過貨幣變化，擴(kuò)大房地產(chǎn)需求。例如由于通貨膨脹而導(dǎo)致的國內(nèi)資本流向房地產(chǎn)以及由于貨幣擴(kuò)張而導(dǎo)致的國內(nèi)資本進(jìn)入房地產(chǎn)等產(chǎn)生的需求。這兩種機(jī)制實(shí)質(zhì)都是以貨幣供應(yīng)量作為中介，最終放大房地產(chǎn)市場(chǎng)的需求，因?yàn)榧词咕用褡宰≠彿啃枨蟮臐M足，最后也必須通過貨幣去實(shí)現(xiàn)?；诖?，在房?jī)r(jià)的匯率傳導(dǎo)渠道中，本文得出兩個(gè)假設(shè)：假設(shè)一是房?jī)r(jià)波動(dòng)并不直接受匯率波動(dòng)的影響或者受匯率波動(dòng)的直接影響很小，而是主要受貨幣供應(yīng)量變化的影響；假設(shè)二是匯率變化會(huì)影響貨幣供應(yīng)量變化，進(jìn)而影響房?jī)r(jià)波動(dòng)。

2.2 匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)的動(dòng)態(tài)影響機(jī)制

假設(shè)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在大量的國外投資者，同時(shí)中央政府實(shí)行有管理的匯率制度。那么根據(jù)Dieci 和 Westerhoff[13]的研究，假設(shè)存在t+1和t兩個(gè)時(shí)期，在外匯市場(chǎng)上，匯率與國外實(shí)際投資者的貨幣需求以及外匯市場(chǎng)投資者的貨幣需求有關(guān)，假設(shè)外匯市場(chǎng)存在2類異質(zhì)的外匯投資者，即基本面價(jià)值投資者和技術(shù)交易投資者，且國內(nèi)投資者不投資于國外房地產(chǎn)市場(chǎng)，那么匯率動(dòng)態(tài)調(diào)整可以表示為：

Et+1=Et-η[Dfpt+wtLc,t+(1-wt)Lf,t]

根據(jù)Day和HuangWeihong[17]的研究，外匯市場(chǎng)上技術(shù)交易者的貨幣需求可以表示為：

Lc,t=ρ(FE-Et)

式中，ρ>0，技術(shù)交易投資者認(rèn)為匯率低估或高估將繼續(xù)存在，只要這一現(xiàn)象能夠被觀察到，他們將積極做多或做空，參數(shù)ρ控制技術(shù)交易者偏離基本面價(jià)值投資者的持久性。

相反，外匯市場(chǎng)上基本面價(jià)值投資者是尋求發(fā)現(xiàn)匯率的錯(cuò)誤定價(jià)，即匯率的高估或低估，并形成貨幣需求：

Lf,t=f(Et-FE)

式中，f>0，根據(jù)HeXuezhong和Westerhoff[18]的研究，外匯市場(chǎng)投資者根據(jù)外匯市場(chǎng)的狀況在2種交易規(guī)則中轉(zhuǎn)換。定義技術(shù)交易者所占的比例為：

這說明，如果外匯市場(chǎng)上匯率錯(cuò)誤定價(jià)上升，技術(shù)交易投資者的市場(chǎng)份額就會(huì)下降，參數(shù)g>0是一個(gè)敏感性參數(shù)，g越大，對(duì)于給定的錯(cuò)誤定價(jià)，投資者將變得更為敏感。

建立包含外匯市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)的兩期離散動(dòng)態(tài)模型為：

pt+1=pt+a(Dc+Dd+Df-S)

(1)

Et+1=Et-η[Dfpt+wtLc,t+(1-wt)Lf,t]

(2)

式中，a>0為房?jī)r(jià)的動(dòng)態(tài)調(diào)整系數(shù)，房地產(chǎn)需求大于供給時(shí)，房?jī)r(jià)存在上漲動(dòng)力，反之房?jī)r(jià)存在下降動(dòng)力。Dc為居民的消費(fèi)需求，Dd為本國居民的投資需求，S為房地產(chǎn)供給面。

2.2.1 匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)的影響

由(2)式可得：

(3)

將(3)式代入(1)得：

(4)

根據(jù)(4)式，得到房?jī)r(jià)Pt+1關(guān)于匯率變動(dòng)Et+1的偏導(dǎo)數(shù)為：

(5)

由于國外投資性需求Df>0, ?pt+1/?ΔEt+1<0。那么根據(jù)(5)式，當(dāng)匯率升值時(shí)(Et+1<0)，房?jī)r(jià)將上漲；而當(dāng)匯率貶值時(shí)(Et+1>0)，房?jī)r(jià)將下跌。

2.2.2 房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)匯率的影響

根據(jù)(1)式得：

(6)

將(6)式代入(2)式得：

(7)

根據(jù)(7)式得到，匯率Et+1關(guān)于房?jī)r(jià)變動(dòng)Pt+1的偏導(dǎo)數(shù)為：

(8)

根據(jù)(8)式，如果房?jī)r(jià)上漲，匯率Et+1將變小，即本幣升值；而如果房?jī)r(jià)下跌，匯率Et+1將變大，即本幣貶值。

由于國外投資者的參與和中央政府對(duì)匯率的管制，匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)之間建立了理論上的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，匯率變化會(huì)影響房?jī)r(jià)，房?jī)r(jià)波動(dòng)也會(huì)影響匯率。2015年8月，我國開始允許有資格境外機(jī)構(gòu)和個(gè)人可在國內(nèi)購房的政策，實(shí)際上是恢復(fù)了外資購房政策。這對(duì)于國際套利資本來說是非常有利的，面對(duì)國內(nèi)外復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，我國人民幣匯率整體保持了平穩(wěn)走勢(shì)，且相對(duì)于歐元、日元等大部分國際貨幣是升值的，投資我國房地產(chǎn)將從匯率變動(dòng)中獲得穩(wěn)健收益；同時(shí)，當(dāng)前我國正在“去庫存”，一、二線城市的房?jī)r(jià)從2015年下半年以來處于低谷回升期，即使人民幣未升值，房?jī)r(jià)的上漲依然會(huì)使這些投機(jī)者有所收獲。但是如果未來房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)性泡沫大面積形成，一旦發(fā)生相應(yīng)的外部沖擊，很可能將導(dǎo)致內(nèi)外資金大量撤離國內(nèi)，人民幣又將遭受貶值壓力，極大地影響人民幣國際化進(jìn)程。

3 模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

3.1 模型設(shè)計(jì)與變量定義

多元GARCH模型(MVGARCH)是在時(shí)間序列模型ARCH和GARCH模型的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，并廣泛應(yīng)用于金融市場(chǎng)和資產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)研究[19]。近年來，一些學(xué)者開始在房地產(chǎn)市場(chǎng)研究中嘗試采用GARCH模型來量化房?jī)r(jià)的波動(dòng)，如Long Xiangdong和 Bao[20]通過VAR-DCC模型研究了香港4個(gè)地區(qū)的房?jī)r(jià)波動(dòng)情況；王擎和韓鑫韜[21]通過對(duì)角GARCH模型研究了我國房?jī)r(jià)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增速和貨幣供應(yīng)量增速的相互傳導(dǎo)情況，對(duì)角GARCH模型有助于參數(shù)估計(jì)，但對(duì)變量波動(dòng)的刻畫仍不夠全面、準(zhǔn)確。為全面分析匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，本文引入貨幣供應(yīng)量(M2)作為控制變量，建立三元VAR-FBEKK模型(Full BEKK Model)。首先考慮房?jī)r(jià)、匯率和m2之間的向量自回歸VAR(1)形式：

(9)

其中，y1,t是房地產(chǎn)價(jià)格在t時(shí)刻的變化率，y2,t是匯率在t時(shí)刻的變化率，y3,t是m2在t時(shí)刻的變化率。Dummy1,t是反應(yīng)我國房地產(chǎn)改革前后差異的虛擬變量，1999年1月以前取值為0，1999年1月及其以后取值為1，γi(i=1,2,3)是1998年我國房改前后各變量變化的差別截距系數(shù)。Dummy2,t是反應(yīng)我國匯率改革前后差異的虛擬變量，2005年7月前取值為0，2005年7月及其以后取值為1，ωi(i=1,2,3)是2005年我國匯改前后各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?jī)r(jià)變化受到自身上一期的影響；β12表示從房?jī)r(jià)到匯率的線性溢出，如果β12顯著異于零，表示房?jī)r(jià)變化能夠影響匯率波動(dòng)；β13表示從房?jī)r(jià)到m2的線性溢出，如果β13顯著異于零，表示房?jī)r(jià)變化能夠影響m2的變化;β22表示匯率變化受到自身上一期的影響；β21表示從匯率到房?jī)r(jià)的線性溢出，如果β21顯著異于零，表示匯率變化能夠反應(yīng)房?jī)r(jià)的變化；β23表示從匯率到m2的線性溢出，如果β23顯著異于零，表示匯率變化能夠影響m2的變化；同理，β31，β32，β33分別表示m2對(duì)自身、房?jī)r(jià)和匯率變化的反應(yīng)；ci(i=1,2,3)是常數(shù)項(xiàng)，εi,t(i=1,2,3)是殘差項(xiàng)。

對(duì)于房?jī)r(jià)、匯率和m2之間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，本文使用FBEKK模型來分析，該模型為：

(10)

(11)

式中,hii,t表示某個(gè)變量的條件方差，hij,t表示兩個(gè)變量之間的條件協(xié)方差。aij表示i變量的ARCH效應(yīng)對(duì)j變量未來波動(dòng)的沖擊，bij表示i變量的GARCH效用對(duì)j變量未來波動(dòng)的影響。其中i,j=1, 2, 3。1代表房?jī)r(jià)的變化率，2代表匯率的變化率，3代表m2的變化率?？疾靺R率對(duì)房?jī)r(jià)的直接波動(dòng)溢出效應(yīng)，在于檢驗(yàn)系數(shù)a21和b21是否顯著異于零；考察匯率對(duì)房?jī)r(jià)的間接波動(dòng)溢出效應(yīng)，在于檢驗(yàn)系數(shù)a21a31和b21b31是否顯著異于零。考察房?jī)r(jià)對(duì)匯率的直接波動(dòng)溢出效應(yīng)，在于檢驗(yàn)系數(shù)a12和b12是否顯著異于零；考察房?jī)r(jià)對(duì)匯率的間接波動(dòng)溢出效應(yīng)，在于檢驗(yàn)系數(shù)a12a32和b12b32是否顯著異于零。

在隨機(jī)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布的假定條件下，上面設(shè)定的三元FBEKK模型的參數(shù)可以通過最大化下面的對(duì)數(shù)似然函數(shù)來估計(jì)：

(12)

此式中，θ表示所有待估計(jì)的未知參數(shù)，N是變量的數(shù)量，T是觀測(cè)值的數(shù)量，其他符號(hào)與前面模型一樣。對(duì)θ的極大似然估計(jì)是漸進(jìn)正態(tài)的，因而可以運(yùn)用有關(guān)統(tǒng)計(jì)推斷的傳統(tǒng)過程。

3.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本文選取1997年10月至2011年12月的房?jī)r(jià)、人民幣匯率、貨幣供應(yīng)量的月度數(shù)據(jù)為樣本，每個(gè)變量獲得觀測(cè)值171個(gè)。其中，房?jī)r(jià)以國家統(tǒng)計(jì)局編制的“國房景氣指數(shù)”中的房地產(chǎn)銷售價(jià)格分類指數(shù)為代表：人民幣匯率變化率以國際清算銀行(IBS)公布的人民幣實(shí)際有效匯率為代表；貨幣供應(yīng)量用m2來表示。其數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。為了消除異方差性，同時(shí)保證進(jìn)入向量自回歸多元FBEKK模型的變量平穩(wěn)性，本文在計(jì)量分析中分別用對(duì)數(shù)差分來表示每個(gè)變量的變化率。用m2t表示第t月貨幣供應(yīng)量，貨幣供應(yīng)量變化率表示為：y1t=100*ln(m21t/m21t-1)，REt表示第t月的房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，房?jī)r(jià)變化率表示為：y2t=100*ln(RE2t/RE2t-1)，ERt表示第t月實(shí)際有效匯率的變化率，匯率變化率表示為：y3t=100*ln(ER3t/ERt-1)，單位均為%。

4 實(shí)證分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

對(duì)貨幣供應(yīng)量變化率(M2)、房?jī)r(jià)變化率(RE)和匯率變化率(ER)作基本統(tǒng)計(jì)分析，表1給出了它們從1997年10月至2011年12月的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從結(jié)果中可以看出，房?jī)r(jià)變化率和匯率變化率的最大值與最小值之差(29.05%和28.1%)、標(biāo)準(zhǔn)差(2.41%和2.42%)都是較大的，說明房?jī)r(jià)和匯率的波動(dòng)比較劇烈。貨幣供應(yīng)量變化率除在2009年大幅攀升外(最高接近30%)，整體走勢(shì)相對(duì)穩(wěn)健，且貨幣供應(yīng)量變化率走勢(shì)幾乎均高于房?jī)r(jià)和匯率的變化率走勢(shì)。從3個(gè)變量的變化趨勢(shì)看，房?jī)r(jià)變化率與貨幣供應(yīng)量變化率的走勢(shì)比較一致，且房?jī)r(jià)對(duì)貨幣供應(yīng)量存在滯后反應(yīng)，滯后期大約為1-4個(gè)季度。匯率變化率與貨幣供應(yīng)量變化率的波動(dòng)也存在相似性，貨幣供應(yīng)量變化滯后匯率變化大約1-2年。同時(shí)，對(duì)序列采用ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)3個(gè)變量在10%顯著性水平均通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，且JB統(tǒng)計(jì)量均接受原假設(shè)，即滿足正態(tài)性。

表1 樣本數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4.2 實(shí)證結(jié)果

為了研究房?jī)r(jià)與匯率之間的信息傳導(dǎo)關(guān)系，本文基于VAR-FBEKK模型分析了房?jī)r(jià)、匯率與M2之間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，在VAR部分采用Bayesian估計(jì)，F(xiàn)BEKK部分采用BHHH算法進(jìn)行最大似然估計(jì)，結(jié)果見表2。

表2 VAR-FBEKK模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)中為P值，*表示在0.1顯著性水平下顯著；**表示在0.05顯著性水平下顯著；***表示在0.01顯著性水平下顯著。

(1)條件均值方程VAR(1)估計(jì)結(jié)果顯示了房?jī)r(jià)變化率、匯率變化率和m2變化率三者之間的動(dòng)態(tài)線性變化關(guān)系。

β13在99%的置信水平下顯著，顯示m2的波動(dòng)能顯著影響房?jī)r(jià)增長(zhǎng)，即m2增速提高1%，房?jī)r(jià)增速將提高0.16%；β12不顯著，說明匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)增速的直接線性影響并不明顯，而且虛擬變量系數(shù)ω1也不顯著，顯示2005年匯改后，人民幣的“小幅緩慢”升值趨勢(shì)對(duì)房?jī)r(jià)上漲的推動(dòng)并不明顯，房?jī)r(jià)上漲與人民幣匯率升值沒有直接顯著關(guān)系。

β22和β23在99%的置信水平下顯著，顯示不僅上一期的匯率變化能顯著影響這一期的匯率波動(dòng)，而且m2增速能顯著作用匯率變化，即m2增速提高1%，人民幣升值增速將下調(diào)0.16%。同時(shí)，虛擬變量系數(shù)ω2顯著，說明2005年匯改后，m2的波動(dòng)對(duì)人民幣匯率變化的影響更加明顯，即人民幣匯率對(duì)m2的敏感度提高了1.24個(gè)百分點(diǎn)。

β31在90%的置信水平下顯著，說明房?jī)r(jià)的變化對(duì)m2的波動(dòng)具有負(fù)向顯著作用，即房?jī)r(jià)增速提高1%，m2增速將下降0.03%，顯示中央銀行在此階段可能通過調(diào)控貨幣供應(yīng)量增速影響了房?jī)r(jià)增長(zhǎng)，比如收緊房貸、加息等措施；β32在95%的置信水平下顯著，顯示匯率變化影響m2的波動(dòng)，即人民幣升值速度提高1個(gè)百分點(diǎn)，m2增速將提高0.04個(gè)百分點(diǎn)，這在一定程度上反映了境外投資資本隨人民幣升值流入我國，造成中央銀行被動(dòng)投放的基礎(chǔ)貨幣增加。

(2)方差方程FBEKK(1,1,1)估計(jì)結(jié)果顯示了房?jī)r(jià)變化率、匯率變化率和m2變化率三者之間的動(dòng)態(tài)非線性變化關(guān)系。

a11和b11在99%的置信水平下顯著，顯示房?jī)r(jià)變化率自身存在顯著的ARCH效應(yīng)和GARCH效應(yīng)。b21在95%的置信水平下顯著，說明匯率變化率對(duì)房?jī)r(jià)變化率存在直接的波動(dòng)溢出效應(yīng)，但整體看，匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的非線性直接影響程度很小，房?jī)r(jià)對(duì)匯率變化的反應(yīng)彈性僅為7‰，即匯率變化率波動(dòng)增加1%，房?jī)r(jià)變化率的波幅僅擴(kuò)大0.7%。

a31和b31在99%的置信水平下顯著，說明m2變化率的波動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)變化率的波動(dòng)具有直接影響，即m2變化率的波動(dòng)提高1%，房?jī)r(jià)增速的波動(dòng)將提高0.1%，結(jié)合前面分析看，貨幣因素較匯率因素對(duì)房?jī)r(jià)增速波動(dòng)的影響大13倍，但這并意味著中央銀行應(yīng)該實(shí)施貨幣政策去調(diào)控房?jī)r(jià)波動(dòng)，因?yàn)樨泿耪叩哪繕?biāo)是“保持貨幣幣值穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”，而相關(guān)研究顯示房?jī)r(jià)增速的波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)并沒有顯著影響[22]，且房?jī)r(jià)并不代表一般物價(jià)水平，與匯率的直接相關(guān)性又不明顯，所以從維護(hù)整體經(jīng)濟(jì)“平穩(wěn)增長(zhǎng)”的角度看，貨幣政策并不適合去直接干預(yù)房?jī)r(jià)波動(dòng)。

b21和b31顯著分別在95%和99%的置信水平下顯著，說明b21b31的乘積顯著，匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)存在顯著的非線性間接影響，即匯率變化通過m2間接作用于房?jī)r(jià)波動(dòng)，影響大小為-0.038%，顯示增強(qiáng)匯率變化率和m2變化率的聯(lián)合波動(dòng)有助于減小房?jī)r(jià)變化率的波動(dòng)，這說明中央銀行可以進(jìn)一步協(xié)調(diào)好匯率政策與貨幣政策，降低政策可能的配合“偏差”(Bias)對(duì)房?jī)r(jià)的間接影響。

a22和b22在99%的置信水平下顯著，說明匯率變化率自身也存在顯著的ARCH效應(yīng)和GARCH效應(yīng)。但a12和b12不顯著，顯示房?jī)r(jià)變化率對(duì)匯率變化率并不存在直接波動(dòng)溢出效應(yīng)；a32和b32不顯著，預(yù)示a12a32和b12b32兩個(gè)乘積也不顯著，說明房?jī)r(jià)變化率通過m2對(duì)匯率變化率也不存在間接波動(dòng)溢出效應(yīng)。總體而言，房?jī)r(jià)變化率對(duì)匯率變化率不存在顯著的非線性影響。

a33和b33在99%的置信水平下顯著，說明m2變化率自身也存在顯著的ARCH效應(yīng)和GARCH效應(yīng)。從房?jī)r(jià)變化率和匯率變化率對(duì)m2變化率影響的4個(gè)系數(shù)看(a13、a23、b13和b23)，只有b13和b23分別在99%和95%的置信水平下顯著，顯示房?jī)r(jià)變化率和匯率變化率對(duì)m2變化率均存在直接波動(dòng)溢出，大小分別為：0.01%、0.003%，房?jī)r(jià)變化率和匯率變化率的聯(lián)合波動(dòng)對(duì)m2變化率也存在波動(dòng)溢出，大小為-0.006%，即如果房?jī)r(jià)變化率和匯率變化率的聯(lián)合波動(dòng)增強(qiáng)會(huì)減弱m2變化率的波動(dòng)。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于“國房景氣指數(shù)”中的房地產(chǎn)銷售價(jià)格分類指數(shù)在2011后停止發(fā)布，本文接下來選取國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的全國新建住宅價(jià)格同比指數(shù)來研究。全國新建住宅價(jià)格同比指數(shù)截至到2010年12月后就沒再發(fā)布，且從2005年7月開始才公布月度數(shù)據(jù)，所以本文通過主成分分析和回歸模擬來補(bǔ)足缺失的全國房?jī)r(jià)數(shù)據(jù)，選取國家統(tǒng)計(jì)局自2006年4月到2015年6月70個(gè)大中城市新建住宅價(jià)格同比指數(shù)以及2006年4月到2010年12月的全國新建住宅價(jià)格同比指數(shù)，采用如下方法擬合：首先，對(duì)70個(gè)大中城市從2006年4月到2015年6月的新建住宅價(jià)格同比指數(shù)進(jìn)行主成分分析，發(fā)現(xiàn)前3個(gè)主成分的累積貢獻(xiàn)率達(dá)85%；其次，使用2006年4月至2010年12月的全國新建住宅價(jià)格同比指數(shù)對(duì)前3個(gè)主成分序列進(jìn)行回歸，調(diào)整R平方達(dá)98%，擬合效果很好；最后，使用2011年1月至2015年6月的主成分序列以及線形回歸得到的擬合關(guān)系，模擬出2011年1月到2015年6月的全國新建住宅價(jià)格同比指數(shù)。從模擬結(jié)果(見圖1)可以看出，整體擬合效果較好，特別是2007年5月后擬合數(shù)據(jù)與真實(shí)的全國新建住宅價(jià)格同比指數(shù)數(shù)據(jù)基本一致。

檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵廊徊捎们拔牡腣AR-FBEKK模型，但由于數(shù)據(jù)時(shí)間長(zhǎng)度選取2011年1月至2015年6月，所以在均值方程中將關(guān)于房地產(chǎn)改革和匯率改革的虛擬變量省去。貨幣供應(yīng)量和匯率的數(shù)據(jù)均按照前文采用廣義貨幣供應(yīng)量m2和人民幣實(shí)際有效匯率，數(shù)據(jù)處理方法均依照前文。房?jī)r(jià)變化率選取模擬的2011年1月至2015年6月全國新建住宅價(jià)格同比增速，并將同比增速加100后，構(gòu)成房?jī)r(jià)指數(shù)，再取對(duì)數(shù)差分。所有數(shù)據(jù)均通過平穩(wěn)性和正態(tài)性檢驗(yàn)。

圖1 全國新建住宅價(jià)格指數(shù)的模擬外推值和實(shí)際值

(1)從均值方程的估計(jì)結(jié)果看(見表3)：β11、β12和β13顯著，說明房?jī)r(jià)變化率不僅受自身上期房?jī)r(jià)增速的影響，還受匯率變化和m2變化的影響。這說明2011年以來匯率對(duì)房?jī)r(jià)的直接線性影響開始增強(qiáng)，但整體依然較弱，即人民幣實(shí)際有效匯率變化率變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，房?jī)r(jià)變化率將變動(dòng)0.08個(gè)百分點(diǎn)，而m2變化率對(duì)房?jī)r(jià)的直接線性影響較前文估計(jì)結(jié)果減弱0.03，即m2變化率變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，房?jī)r(jià)變化率的波動(dòng)將減少0.03個(gè)百分點(diǎn)。

同時(shí)，β32顯著，說明m2的變化也顯著受到匯率變化的影響，人民幣升值增速提高1個(gè)百分點(diǎn)，m2增速將提升0.08個(gè)百分點(diǎn)。接下來，本文以β13*β31的值來表示匯率通過m2對(duì)房?jī)r(jià)增速的間接影響，約為0.01，即匯率變化率變動(dòng)1個(gè)百分點(diǎn)，房?jī)r(jià)變化率將間接受m2影響變動(dòng)0.01個(gè)百分點(diǎn)，效果大于前文的估計(jì)結(jié)果(0.006)，主要原因是2011年以來，人民幣對(duì)美元匯率雙向波幅擴(kuò)大，引起外匯占款增速波動(dòng)，導(dǎo)致基礎(chǔ)貨幣被動(dòng)投放變化較大，加劇了m2增速的波動(dòng)。

(2)從方差方程的估計(jì)結(jié)果看(見表3)：b21在95%的置信水平下顯著，說明匯率變化率對(duì)房?jī)r(jià)變化率也存在直接的波動(dòng)溢出效應(yīng)，但房?jī)r(jià)對(duì)匯率變化的反應(yīng)彈性僅為1‰，較前文估計(jì)的效應(yīng)少6‰，即匯率變化率從2011年后對(duì)房?jī)r(jià)的波動(dòng)影響開始減弱，其原因主要是由于2010年11月4日，住建部和國家外匯管理局發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步規(guī)范境外機(jī)構(gòu)和個(gè)人購房管理的通知》限制境外個(gè)人在我國購房，這在一定程度上抵消了匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的直接影響。

a31和b31均在99%置信水平下顯著，顯示房?jī)r(jià)變化率的波動(dòng)主要受m2變化率的直接影響，即m2變化率的波動(dòng)提高1%，房?jī)r(jià)增速的波動(dòng)將提高0.03%，較前文估計(jì)結(jié)果約小0.07%。這說明貨幣供應(yīng)量波動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的直接影響在近十年來有所減弱，在貨幣供應(yīng)量變化率波動(dòng)不大的情況下，而房?jī)r(jià)波動(dòng)較大很可能與房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)性增強(qiáng)有關(guān)[27]。

b21和b31顯著，說明b21b31的乘積顯著，顯示匯率變化通過m2對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)同樣存在顯著的非線性負(fù)向間接影響，影響大小為-0.043%，絕對(duì)值較前文估計(jì)結(jié)果增加0.007%，反映匯率變化率和m2變化率的聯(lián)合波動(dòng)從2011年開始對(duì)房?jī)r(jià)變化率的影響加大，即匯率變化率和m2變化率的聯(lián)合波動(dòng)的傳遞效率更高，這不僅說明匯率通過貨幣供應(yīng)量對(duì)房?jī)r(jià)變化的間接波動(dòng)溢出效應(yīng)是存在的，同時(shí)也顯示我國中央銀行匯率政策與貨幣政策配合的有效性在2011年后得到進(jìn)一步提升。

與前文結(jié)果一樣，a12和b12不顯著，顯示房?jī)r(jià)變化率對(duì)匯率變化率也不存在直接波動(dòng)溢出效應(yīng)；b32不顯著，預(yù)示b12和b32乘積也不顯著，但a32在95%置信水平下顯著，并不能直接說明a12和a32乘積是否顯著，接下來對(duì)a12a32進(jìn)行BDS檢驗(yàn)(基于關(guān)聯(lián)積分的一個(gè)統(tǒng)計(jì)量，其原假設(shè)是不存在ARCH效應(yīng))，結(jié)果顯示P值為-0.19，即a12a32并不顯著，這說明房?jī)r(jià)變化率通過m2對(duì)匯率變化率也不存在間接的波動(dòng)溢出效應(yīng)。

從房?jī)r(jià)變化率和匯率變化率對(duì)m2變化率影響的系數(shù)看(a13、a23、b13和b23)，只有b13和a23分別在90%和95%的置信水平下顯著，顯示房?jī)r(jià)變化率和匯率變化率也對(duì)m2變化率存在直接的波動(dòng)溢出效應(yīng)，大小分別為：0.004%、0.01%，這與前文估計(jì)結(jié)果一致，但是大小剛好相反，即2011年后，房?jī)r(jià)變化率對(duì)m2的影響減弱，而匯率變化對(duì)m2的影響增強(qiáng)。這說明貨幣政策自2011年以來被房?jī)r(jià)影響的因素減弱，即被動(dòng)“盯住”房?jī)r(jià)波動(dòng)的成分大幅減少，但是貨幣政策與匯率政策之間的關(guān)聯(lián)性增強(qiáng)，貨幣政策很可能對(duì)人民幣匯率波動(dòng)采取了相關(guān)對(duì)沖措施。

(3)綜合穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果看，模型對(duì)2011年以來我國匯率與房?jī)r(jià)關(guān)系的整體擬合效果與前文估計(jì)結(jié)果比較一致，也進(jìn)一步證實(shí)了本文的兩個(gè)假設(shè)，即房?jī)r(jià)變化受到貨幣供應(yīng)量的影響顯著，但是匯率對(duì)房?jī)r(jià)的直接影響較小，而主要是匯率變化通過影響貨幣供應(yīng)量波動(dòng)進(jìn)而影響了房?jī)r(jià)的變化。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)中VAR-FBEKK模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)中為P值，*表示在0.1顯著性水平下顯著；**表示在0.05顯著性水平下顯著；***表示在0.01顯著性水平下顯著。

5 結(jié)語

本文研究得出以下三點(diǎn)結(jié)論：(1)我國近20年來的房?jī)r(jià)上漲與人民幣匯率升值沒有直接顯著線性關(guān)系。均值方程估計(jì)結(jié)果顯示，匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)增速的直接影響不明顯，尤其是2005年匯改后，人民幣的升值趨勢(shì)對(duì)房?jī)r(jià)上漲的直接推動(dòng)并不顯著，但匯率變化可能對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)存在間接線性影響，即匯率變化影響m2的波動(dòng)，m2增速提高在一定程度上會(huì)推動(dòng)房?jī)r(jià)增速上升。(2)匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)增速的直接波動(dòng)溢出效應(yīng)較小，更主要是m2變化影響房?jī)r(jià)波動(dòng)。方差方程估計(jì)結(jié)果顯示，匯率變化率波動(dòng)增加1%，房?jī)r(jià)變化率的波幅僅擴(kuò)大0.007%，而m2變化率的波動(dòng)提高1%，房?jī)r(jià)增速的波動(dòng)將提高0.1%，但貨幣政策不必直接干預(yù)房?jī)r(jià)波動(dòng)，因?yàn)榉績(jī)r(jià)并不代表一般物價(jià)水平，且與匯率和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)聯(lián)度不顯著。反過來看，房?jī)r(jià)變化率對(duì)匯率變化率不存在顯著的直接波動(dòng)溢出效應(yīng)。(3)匯率變化對(duì)房?jī)r(jià)增速存在顯著的間接波動(dòng)溢出效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果顯示，匯率變化通過m2對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)存在間接負(fù)向顯著影響，這說明通過合理調(diào)節(jié)匯率變化率和m2變化率的聯(lián)合波動(dòng)，即進(jìn)一步協(xié)調(diào)好匯率政策與貨幣政策，可能有助于減小房?jī)r(jià)變化率的波動(dòng)。同時(shí)，房?jī)r(jià)變化率通過m2對(duì)匯率變化率不存在顯著的間接波動(dòng)溢出效應(yīng)。

上述的研究結(jié)論豐富了匯率變化與房?jī)r(jià)波動(dòng)關(guān)系的相關(guān)研究成果，同時(shí)也具有如下政策啟示：(1)加強(qiáng)跨境資本流動(dòng)的引導(dǎo)和監(jiān)測(cè)。一方面，我國政府及中央銀行應(yīng)該積極發(fā)揮“領(lǐng)路人”作用，將國外資本引入能夠帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的生產(chǎn)領(lǐng)域。鼓勵(lì)外商直接投資向能夠帶動(dòng)我國科技和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、新能源和節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域轉(zhuǎn)移。另一方面，針對(duì)短期國際資本進(jìn)出波動(dòng)加大的趨勢(shì)，應(yīng)該加大跨境資本流動(dòng)監(jiān)測(cè)。進(jìn)一步加大對(duì)異常資金流出的非現(xiàn)場(chǎng)監(jiān)測(cè)和檢查力度，并加強(qiáng)與其他經(jīng)濟(jì)體對(duì)資本流動(dòng)數(shù)據(jù)共享，共同防范跨境資金流動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。(2)繼續(xù)深化匯率制度改革，增強(qiáng)貨幣政策對(duì)房?jī)r(jià)的“關(guān)注”。中央銀行應(yīng)繼續(xù)擴(kuò)大人民幣匯率雙向波幅范圍，在短期內(nèi)保持人民幣小額地、持續(xù)地、波動(dòng)地進(jìn)行升值。同時(shí)，增強(qiáng)貨幣政策對(duì)房?jī)r(jià)等資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的關(guān)注度，探討匯率政策與貨幣政策的合理“銜接點(diǎn)”，避免資產(chǎn)價(jià)格大幅波動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)可能造成的負(fù)面影響。(3)繼續(xù)實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，避免房?jī)r(jià)大幅波動(dòng)。采取結(jié)構(gòu)型的貨幣政策有針對(duì)性地控制房?jī)r(jià)“泡沫”，繼續(xù)實(shí)施基于不同目的購房差別貸款利率，對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)貸款實(shí)行窗口指導(dǎo)等。同時(shí)，在新型城鎮(zhèn)化建設(shè)和“兩帶一路”改革戰(zhàn)略推進(jìn)中，要合理確定房?jī)r(jià)波動(dòng)的幅度對(duì)區(qū)域和全國經(jīng)濟(jì)的影響，包括衡量房?jī)r(jià)泡沫指標(biāo)的確定以及房?jī)r(jià)回落對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響等。

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Can the Changes in Exchange Rates have Spillover Effects on theReal Estate Price’s Fluctuations?：Evidence from China’sReal Estate Market 1997-2015

HAN Xin-tao, LIU Xing

(School of Economics and Business Administration, Chongqing University, Chongqing 400030, China)

Based on the historical trend of RMB exchange rate changes and real estate price’s fluctuation in China, the comprehensive impact of exchange rate changes on real estate price and the mechanism of dynamic impact between each other are analyzed in theory. Based on monthly data from October 2007 to December 2011 and VAR-FBEKK model, the effects of the RMB exchange rates’ changes on the volatility of real estate price form direct and indirect perspective are studied by introducing the money supply as an intermediary variable, and the estimating results of model are made a robustness test and a comparative analysis through simulating interrupt data of National New Housing Price Index from January 2011 to June 2015 by Principal Component Analysis. The results show that, the changes in RMB exchange rates don’t play a directly significant role on the China's real estate price’ s fluctuations, but indirect relationship of exchange rates’ changes transferring to the real estate price’s fluctuations may exist through money supply as an intermediary variable; the changes in RMB exchange rates have little directly spillover effects on the real estate price’s growth rate, but both the co-volatility of exchange rates’ changes and changes in the money supply and the volatility of changes in the money supply have significant impacts on the estate price’s growth rate, namely the changes in RMB exchange rates have an indirectly spillover effect on the real estate price’s growth rate. Therefore, the central bank should further coordinate monetary policy and exchange rate policy; continue to steadily implement the reform of the exchange rate regime, while strengthening "attention" on the real estate price’s fluctuations. The above findings enrich the theoretical research of the relationship between asset price and exchange rate policy, and also provide new evidence of how exchange rate changes affect real estate price’s fluctuation form the point of view of direct and indirect effects.

exchange rates; real estate price; monetary policy; volatility spillover

2016-05-07；

2016-11-04

國家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(71232004)；國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(71172082)

劉星(1956-)，男(漢族)，河南鎮(zhèn)平人，重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)與公司財(cái)務(wù),E-mail:liuxing@cqu.edu.cn.

1003-207(2017)04-0007-11

10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2017.04.002

F832.6

A