金融發展對房地產價格變化的影響研究

吳成軍

◆ 中圖分類號：F127 文獻標識碼：A

內容摘要：金融在我國城市化進程中起到至關重要的作用。本文首先分析了我國金融發展影響房地產價格的主要途徑。然后在模型框架下，證明在供給剛性的、潛在需求無限大的房地產市場上，金融發展可以使得購房者可獲得資源增加、房地產投資價值上升以及購房者對房地產投資價值的分歧程度加大，從而導致房地產價格上漲。文章使用2000~2005年金融相關率（M2/GDP）和全國房屋銷售價格指數（HPI）的季度數據，進行了實證檢驗。

關鍵詞：金融發展 房地產價格 貨幣政策

近年來，我國房地產市場發展受到社會各界的廣泛關注。其中一個主要原因是房地產價格持續攀升。從全國來看，全國房屋銷售價格指數2000年平均值為101.1，2005年為107.6，遠遠高于同期居民消費價格指數。與此同時，這段時期也是金融發展最快的時期，從金融相關率看，M2與GDP的比率2000年為1.48，2005年為1.63，已經接近甚至超過發達國家水平。那么，金融發展是否是影響房地產價格的重要因素？貨幣政策對房地產價格產生怎樣的沖擊？本文對此進行分析。

研究現狀綜述

（一）理論研究

Mark Carey（1990）建立了一個土地價格模型，來研究房地產的繁榮與金融的作用。模型強調，在假定土地供給固定的情況下，融資的難易程度對土地投資者行為，進而對房地產價格產生重要影響。武康平（2004）在房地產市場供給相對固定、商業銀行承擔兩類代理成本、央行實施價格管制、監管當局實施資產比例管理等制度背景下，構建了房地產市場和金融市場的一般均衡模型。這個模型給出了我國房地產市場與金融市場的共生性存在內在作用機制：房地產價格的上升，導致銀行信貸供給的增加；銀行信貸供給增加，導致房地產價格的增加。王維安（2005）建立了引入內生貨幣供給的一般均衡模型，證明貨幣供給與房地產價格是互為因果的關系。綜上所述，這些理論模型揭示了金融發展與房地產市場發展的緊密關系，認為金融與房地產價格之間是雙向因果關系。

（二）實證研究

李健飛（2005）使用1998~2004季度數據實證分析了銀行信貸對房地產價格的影響，結果發現：銀行信貸不是目前房價上漲的根源，宏觀經濟拉動是房價和信貸增長的共同原因。豐雷（2002）對1990~1999年M2與房價關系進行了初步定量分析，結果表明：貨幣與房價之間有強正相關關系。胡健穎（2005）使用1990~2005季度數據證明我國房地產價格上升是由經濟基本因素和投機成分共同驅動的，而前者起關鍵性作用，房地產總體泡沫成分不高?？偟脕碚f，上述實證研究主要從銀行信貸、經濟增長、貨幣供應量、泡沫等方面來分析房地產價格上漲的原因。

我國金融發展影響房地產價格的主要途徑

房地產信貸的迅猛發展，將居民對住房的潛在需求轉變為有效需求，推動了房地產價格的上漲。當前我國銀行體系持有巨額的超額存款。在利潤最大化的目標驅使下和降低不良貸款的重壓下，我國商業銀行必須為這些超額存款尋找收益較高、風險較小的投資渠道，而房地產信貸正滿足這一要求。由于房地產市場貸款風險相對較小，尤其是居民的住宅抵押貸款，以相應的房地產產權作抵押，為銀行貸款的收回提供了必要的保障。因此，商業銀行有很強的激勵向房地產市場發放貸款。

由于股票市場價格呈下跌趨勢，產品市場通貨緊縮，金融市場更多的流動性進入房地產市場，從而加劇房地產價格的上漲。本文利用2000年第1季度至2005年第3季度數據擬合了貨幣流動速度的趨勢線（見圖2）。通過比較實際值與擬合值可知，2001年第3季度至2004年第2季度貨幣流動速度與趨勢線之間存在較大的負缺口，表明這一時期M2的增加超過了名義GDP的增長，金融市場流動性過剩。圖1顯示CPI、全國房屋銷售價格指數和上海綜指的變化趨勢。從2001年第1季度開始，HPI走出與CPI和上海綜指相反趨勢：CPI與上海綜指同時下跌，而HPI快速上漲。這一現象幾乎與流動性過剩同時出現。這表明過剩流動性主要流入房地產市場，而且股票市場和產品市場的部分流動性也可能流入房地產市場，從而加劇房地產價格上漲。

大量海外資金涌入我國房地產市場，也是房地產價格上漲的重要原因。據商務部統計，2004年房地產業新設立外商投資企業1767家，合同外資金額134.9億美元，實際使用外資金額59.5億美元，同比分別增長13.8%、48.1%和13.7%，各項增長指標均超過全國利用外資平均增長幅度，房地產業連續三年成為全國第二大外商投資行業。按照資本逐利的本性推斷，海外資本已經極大地滲入了我國房地產市場，并對我國經濟特別是房地產經濟造成了較為深刻的潛在影響。

模型設定和數據說明

根據Carey（1990）給出了一個供給固定的房地產價格決定模型。本文借鑒他的模型并結合武康平（2004）的金融市場與房地產市場的共生模型構建一個房地產局部均衡模型，以房地產價格為因變量，金融相關率指標（M2/GDP）為自變量，構造如下基本模型：

LNHPIt =αLNFIRt+C+εt (1)

在方程（1）中，LNHPIt表示全國房屋銷售價格指數的季度數據，取對數值；LNFIRt表示每一季度的金融相關率，取對數值。其中FIR=M2/GDP，M2表示我國每一季度末廣義貨幣供應量M2的存量數據，GDP為每一季度的名義數據。α、C為待估參數，εt為白噪聲。全國房屋銷售價格指數（HPI）來自國研網財經數據；廣義貨幣供應量M2來自中國人民銀行網站；GDP數據來自國家統計局網站，為季度累計值，通過一階差分得到每一季度的數值。樣本區間為從2000年第1季度至2005年第3季度。所有數據運用X11進行季節調整。然后取對數。取對數的目的是降低模型異方差性，同時所估計系數即為彈性系數。

實證檢驗與分析

（一）單位根檢驗

變量之間存在協整關系、因果關系以及建立VAR模型的前提是所有變量都服從同階單位根過程，即變量~I（1）過程。常用的檢驗方法有Dickey-fuller檢驗（簡稱DF檢驗）和擴展的Dickey-fuller檢驗（簡稱ADF檢驗）。本文采用ADF方法分別對變量的水平值和一階差分進行單位根檢驗，檢驗形式含常數項，檢驗滯后項由SC準則確定，結果見表1所示。LNHPI和LNFIR的檢驗值分別為0.867543和-1.098313，大于顯著性水平1%、5%和10%的臨界值，表明兩者均是非平穩時間序列；而△LNHPI和△LM2均通過1%、5%和10%的顯著性水平檢驗，表明它們是一階單整，即~I（1）序列。

（二）格蘭杰因果關系檢驗

上述模型設定和協整檢驗分析過程中，本文先驗的假定金融發展是導致房地產價格波動的原因，而不是相反。這種因果關系是否成立還需進行格蘭杰因果關系檢驗?？紤]到在運用格蘭杰因果關系檢驗時，滯后期長度對檢驗結果的精確度有很大影響，本文先根據赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）確定最優滯后期。AIC準則確定最優滯后期為4期滯后，SC準則確定最優滯后期為1期滯后。表2給出了滯后1期和滯后4期的格蘭杰因果檢驗結果。

在滯后1期和滯后4期的條件下，LNHPI都不是LNFIR的格蘭杰原因，而在滯后1期時，LNFIR在90%置信水平上是LNHPI的格蘭杰原因，在滯后4期時，LNFIR在95%置信水平上是LNHPI的格蘭杰原因。因此，我國金融發展是房地產價格變化的格蘭杰原因，反之不成立。

結論

本文試圖解答金融發展是驅動房地產價格上升的極為重要的基本因素。并分析了近年來我國金融發展影響房地產價格的主要途徑：房地產信貸的迅猛發展，將居民對住房的潛在需求轉變為有效需求，推動了房地產價格的上漲。由于股票市場價格呈下跌趨勢，產品市場通貨緊縮，金融市場更多的流動性進入了房地產市場，從而進一步加劇了房地產價格的上漲。大量海外資金涌入我國房地產市場，也是房地產價格上漲的重要原因。

本文從金融在我國住房貨幣化、城市化進程中所起的關鍵作用著手，構建了一個簡化的局部均衡模型刻畫金融發展影響房地產價格的機制。模型揭示出，在供給剛性的房地產市場，高的金融發展水平對應著高的房地產均衡價格水平。金融發展從三個方面影響購房者的購房行為，導致房地產均衡價格上漲：金融發展使得購房者可以獲得的銀行信貸資金增加，房地產均衡價格水平上漲；金融發展提高了所有購房者關于房地產保留價值的平均值，房地產均衡價格水平上漲；金融發展使得所有購房者擁有的銀行信貸資金大于房地產保留總價值的2倍時，購房者分歧程度加大，房地產均衡價格水平將趨于上漲。

參考文獻：

1.武康平，皮舜，魯桂華.中國房地產市場與金融市場共生性的一般均衡分析[J].數量經濟技術經濟研究，2004(10)

2.胡健穎，蘇良軍，金塞男，姜萬軍.中國房地產價格有幾成泡沫[J].統計研究，2006(1)

3.王維安，賀聰.房地產價格與貨幣供求：經驗事實和理論假說[J].財經研究，2005(5)