利率政策對房價影響的實證研究:1998—2009

董 藩,厲召龍

(北京師范大學管理學院/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

(北京師范大學管理學院/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個利率指標建立利率指標體系,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相關,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)預期調(diào)控目標,要使其在房價調(diào)控中發(fā)揮應有作用,應該保持利率調(diào)控作用機制暢通,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)濟遭遇全球金融危機沖擊、迫切需要房地產(chǎn)業(yè)拉動經(jīng)濟增長的情況下,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,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到預期效果。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行傳導,從而影響實體經(jīng)濟的變動。在理論上,貨幣政策的傳導主要通過包括利率、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行[1]。

(一)貨幣政策的傳導機制

在考察貨幣政策的傳導機制時,對利率傳導渠道的研究主要是通過一般均衡分析的IS-LM模型來進行:一方面,貨幣供應量即商業(yè)銀行的信貸規(guī)模可以影響利率,由于社會投資的主要資金來源就是貨幣供應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,進而影響到經(jīng)濟總產(chǎn)出;另一方面,經(jīng)濟總產(chǎn)出對貨幣需求的影響可帶來利率的變動,由于經(jīng)濟總產(chǎn)出的增加或減少將影響到貨幣市場上交易動機與投機動機兩種貨幣需求,進而對利率產(chǎn)生影響。因此,利率和經(jīng)濟總產(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,主要是通過利率對企業(yè)和居民的資產(chǎn)負債表產(chǎn)生影響來進行的。這種資產(chǎn)負債表渠道是由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,進而對企業(yè)下一步投資行為的風險度產(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)濟總產(chǎn)出;另一方面,利率會影響企業(yè)財務成本,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,并進一步影響到社會總產(chǎn)出。美國金融學家、美聯(lián)儲理事弗雷德里克·S·米什金認為在這一傳導機制下,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能力和出現(xiàn)財務危機的可能性,從而影響到居民個人在耐用消費品、住房以及其他方面的支出,這將對經(jīng)濟總產(chǎn)出產(chǎn)生影響。在這方面Mishkin也進行了研究,他認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 貨幣政策傳導機制

(二)利率政策的傳導渠道

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量外,商業(yè)銀行的存款準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)市場的預期;反之將增加企業(yè)財務成本,減少企業(yè)流動資金量并使開發(fā)企業(yè)調(diào)低對市場的預期。在資產(chǎn)負債表渠道方面,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)負債表渠道的傳導,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)財務狀況,提高開發(fā)企業(yè)對房地產(chǎn)市場的預期并增加開發(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,因此居民進行房地產(chǎn)投資是有利于財產(chǎn)增值的。在資產(chǎn)負債表渠道方面,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)領域。利率的降低通過這兩個渠道的傳導,將會使居民的財務狀況趨好,從而提升改善性住房需求規(guī)模,增加住房開支,進而獲得投資收益。反之,利率的提高會使居民的財務支出增加,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行傳導,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)濟運行過程中,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)外學術界在利率對房價的影響方面進行了大量研究,取得了豐富的成果,這些研究成果基本認同利率對房價有重要影響這一觀點。在國外,眾多學者的實證研究表明,利率與房價負相關(Kau and Keenan[7],Agawal and Phillips[8],Harris[9],Abraham and Hendershott[10])。在國內(nèi),一部分學者建立利率與房價關系的理論模型(劉明和劉斌[11],王維安和賀聰[12]),認為利率與房價負相關并且利率決定了房價的漲幅;一部分學者證明利率與房價負相關,并且利率對房價的影響存在“滯后”效應(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)外研究成果基礎上,本文對利率與房價關系的實證研究,研究集中在兩個方面:首先,選擇利率指標,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,考察二者關系。

(一)研究方法說明

國內(nèi)外學者在進行利率與房價關系的實證分析時經(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系,在此基礎上運用格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解檢驗等方法進行詳細分析。

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、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中用主成分分析法計算出幾個能代表原來利率指標的主成分,然后根據(jù)各個主成分的方差貢獻率和占所有主成分累計方差貢獻率的比例來確定在合成的利率指數(shù)中各個主成分的權重,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,在建立二者的相關性分析模型時,需要在解釋變量中加入滯后項。考慮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是,因變量對解釋變量的響應開始小,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是當期系數(shù),反映X對Y當期線性作用的大小;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。赤池信息準則②在模型中逐期添加滯后變量,選擇使A IC值達到最小的滯后期長度。(Akaike Info Criterion)和施瓦茨準則(Schwarz Criterion)③在模型中逐期添加滯后變量,選擇使SC值達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)的關系并進行時間序列的比較,可分析利率政策對房價在各個時期的具體影響并進行解釋。在此基礎上,對調(diào)控房價的利率政策提出建議。

(二)指標體系與數(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)、金融機構(gòu)一年期貸款利率(R3)、金融機構(gòu)一年期存款利率(整存整取)(R4)、央行一年期再貸款利率(R5)、存款準備金率[20](R6)6個指標,①存款準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)。從指標代表性、統(tǒng)計科學性、數(shù)據(jù)權威性角度考慮,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,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,金融機構(gòu)一年期貸款利率直接影響房地產(chǎn)供給,金融機構(gòu)一年期存款利率(整存整取)通過影響居民儲蓄意愿進而影響房地產(chǎn)需求,央行一年期再貸款利率、存款準備金率通過商業(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、金融機構(gòu)一年期貸款利率、金融機構(gòu)一年期存款利率(整存整取)、央行一年期再貸款利率、存款準備金率6個指標2008年之前的數(shù)據(jù)均來自《中國金融年鑒》,存款準備金率數(shù)據(jù)來自央行網(wǎng)站,6個指標2008年和2009年的數(shù)據(jù)均來自央行和建設部網(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1999年6月10日之前的數(shù)據(jù)根據(jù)央行和建設部相關文件進行了推算處理,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上加點執(zhí)行,按照住房公積金貸款期限長度進行算術平均,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個利率指標數(shù)據(jù)進行標準化處理,系數(shù)矩陣表明6個指標之間存在較強的相關性。因此,需要進行方差分解,提取主成分進行分析,其結(jié)果見表2。

以因子特征根＞1作為提取主成分的標準,這里因子特征根為4.196,因此6個利率指標的主成分個數(shù)m=1,從表2可以看到第1主成分的累計方差貢獻率達到69.93%,并且從表3可知6個利率指標大部分在第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)表達式:

其中ZR1～ZR6是R1～R6的標準化值,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。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則和施瓦茨準則共同對滯后期數(shù)進行確定。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)進行相關性分析。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)進行解釋。

-1.04是即期乘數(shù),表示當期利率指數(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”效應在當期和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年呈負相關,前者對后者產(chǎn)生負向影響。

即期乘數(shù)與滯后1、2期的動態(tài)乘數(shù)為負,表明滯后1、2期的房屋銷售價格指數(shù)與利率指數(shù)的滯后效應負相關;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;滯后7、8期的動態(tài)乘數(shù)為負,則表明滯后7、8期時二者又變?yōu)樨撓嚓P。

(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)運用X-12季節(jié)調(diào)整法進行了調(diào)整。在計量分析結(jié)果的基礎上,詳細分析利率政策對房價的影響并進行解釋。②為便于比較,本文對3個指標進行了數(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,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)負相關,后4期則正相關。因此,要實現(xiàn)利率政策調(diào)控的預期目標,它應保持不超過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。客觀上,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的“博弈”,就會導致利率調(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,住房投資需求大量增加。在人民幣升值背景下,大量國際游資也進入中國市場。然而,中國投資渠道嚴重匱乏,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”為代表的社會資金和國際游資進入房地產(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個利率指標除存款準備金率外,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(較基準利率提高10%),這導致投資性需求增速放緩。此外,央行連續(xù)發(fā)布文件,不斷提高外資進入中國房地產(chǎn)市場的門檻,有效地減少了投機性需求。

第二,調(diào)控政策保持一致、連續(xù),系統(tǒng)性效應開始顯現(xiàn)。隨著國內(nèi)外宏觀經(jīng)濟形勢的變化,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,這使社會預期趨穩(wěn),利率政策傳導機制較為順暢。

第三,次貸危機發(fā)生后,國際貿(mào)易嚴重萎縮,國內(nèi)需求下降,投資增長成為2009年“保八”的關鍵,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)供給和需求進行傳導,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)之間的弱相關性表明, 1998—2006年利率政策的實施并沒有達到中央政府對房地產(chǎn)市場調(diào)控的預期目標,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)濟中具有的主導產(chǎn)業(yè)、支柱產(chǎn)業(yè)、先導產(chǎn)業(yè)的地位以及與其他產(chǎn)業(yè)的關聯(lián)效應,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)濟和社會發(fā)展的全局出發(fā),統(tǒng)籌規(guī)劃,綜合運用貨幣、財政、土地等政策工具,有選擇地運用首付比例、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)相關稅種的稅率,合理引導居民住房需求,并拓寬社會投資渠道,遏制投機性房地產(chǎn)需求,才能實現(xiàn)調(diào)控目標。

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(責任編輯鄺坦勵)

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)濟學博士,教授,博士生導師,研究方向:房地產(chǎn)(土地)經(jīng)濟與管理、國民經(jīng)濟管理、區(qū)域經(jīng)濟管理。