房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響金融穩(wěn)定的實(shí)證分析

王金彩

[摘要]房地產(chǎn)行業(yè)的健康發(fā)展和金融市場的穩(wěn)定性是密切相關(guān)的。本文以金融穩(wěn)定的評(píng)價(jià)指標(biāo)為標(biāo)準(zhǔn)，選取我國每年的商品房平均銷售價(jià)格、金融機(jī)構(gòu)貸款余額、房地產(chǎn)信貸風(fēng)險(xiǎn)暴露、金融機(jī)構(gòu)中長期貸款額、短期存款占長期貸款比作為實(shí)證變量，首先進(jìn)行ADF法檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，接著采用約翰森協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整分析，證明了商品房銷售價(jià)格與各變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系。最后用Granger因果分析法證明商品房銷售價(jià)格與各變量間的因果關(guān)系。并以實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)能夠通過銀行信用渠道以及銀行流動(dòng)性渠道影響金融穩(wěn)定，最后給出政策建議。

[關(guān)鍵詞]金融穩(wěn)定；房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)；銀行信貸；銀行流動(dòng)性

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2015.04.125

1房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)金融穩(wěn)定的影響機(jī)制分析

房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)金融穩(wěn)定影響的傳導(dǎo)途徑很多，這里著重分析銀行信用渠道以及銀行流動(dòng)性渠道。

銀行信用的過度擴(kuò)張是金融不穩(wěn)定的根源。中國是銀行主導(dǎo)型國家，房地產(chǎn)發(fā)展及其融資主要依靠銀行貸款，短期融資主要是依賴開發(fā)貸款，而長期靠按揭貸款。經(jīng)濟(jì)繁榮使房地產(chǎn)價(jià)格上升，增加借款者的凈資產(chǎn)值，既增強(qiáng)借款者取得銀行貸款的能力，又使銀行資產(chǎn)負(fù)債表得到改善，也增強(qiáng)了銀行等金融機(jī)構(gòu)的貸款能力。資產(chǎn)負(fù)債表的改善使房地產(chǎn)價(jià)格上漲的效應(yīng)放大，從而出現(xiàn)信貸擴(kuò)張，信貸繁榮使銀行存在內(nèi)在危機(jī)。

銀行的流動(dòng)性狀況，不僅取決于銀行資產(chǎn)負(fù)債的期限的匹配，更取決于其資產(chǎn)負(fù)債的結(jié)構(gòu)和質(zhì)量。就銀行內(nèi)部而言，由于存在產(chǎn)生不正確的資產(chǎn)選擇和信貸決策的缺陷，因此會(huì)造成銀行在經(jīng)營過程中的信用風(fēng)險(xiǎn)居高不下，容易產(chǎn)生大量的不良資產(chǎn)，從而銀行流動(dòng)性受到影響。房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)主要是通過對(duì)銀行存貸款期限造成錯(cuò)配來影響銀行流動(dòng)性。當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲時(shí)，銀行信貸的擴(kuò)張必然導(dǎo)致房地產(chǎn)投資（一般為中長期貸款）在資產(chǎn)業(yè)務(wù)中的比例增加，一旦房地產(chǎn)價(jià)格泡沫破滅，房地產(chǎn)貸款期限被拉長甚至難以收回，即使銀行債務(wù)期限不變，也加劇了存貸款期限錯(cuò)配風(fēng)險(xiǎn)，影響銀行的流動(dòng)性進(jìn)而影響金融系統(tǒng)穩(wěn)定性。

2房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)影響金融穩(wěn)定的實(shí)證分析

2.1變量與數(shù)據(jù)的選取

本文以房地產(chǎn)價(jià)格為自變量，用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法分析房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)和金融經(jīng)濟(jì)的影響。由于我國房地產(chǎn)業(yè)從1998年開始發(fā)展，本文所使用的樣本取自1998年1月到2013年12月期間的季度數(shù)據(jù)，用Eviews軟件處理。相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、中國人民銀行官方網(wǎng)站。對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的衡量，通過各季度房地產(chǎn)銷售額與銷售面積計(jì)算得出商品房平均銷售價(jià)格（用HP表示）。

2.2實(shí)證檢驗(yàn)

首先，在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)為消除房地產(chǎn)價(jià)格HP、金融機(jī)構(gòu)貸款額L、房地產(chǎn)信貸暴露數(shù)據(jù)中存在的異方差，對(duì)上述兩個(gè)變量分別取自然對(duì)數(shù)，得到三個(gè)新變量LnHP、LnL、LnTTRatio。其次，針對(duì)銀行流動(dòng)性渠道。在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)為消除房地產(chǎn)價(jià)格、金融機(jī)構(gòu)中長期貸款余額、短期存款占中長期貸款比數(shù)據(jù)中存在的異方差，對(duì)上述變量分別取自然對(duì)數(shù)再差分，得到三個(gè)新變量LnHP、LnLL、LnCDRatio。處理結(jié)果，2000年以來，除銀行存貸比外，我國上述各變量都處于上升趨勢，時(shí)間序列LnHP、LnLL的變化特征很相似，也就是說它們之間很可能具有趨同性。

2.2.1協(xié)整檢驗(yàn)

由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在樣本期間，變量LnHP、LnL、LnLL、LnTTRatio、LnDRatio具有類似的變化趨勢，說明它們之間可能存在長期穩(wěn)定關(guān)系即協(xié)整關(guān)系。為確定變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，使用eviews7.0對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)。再對(duì)變量用OLS進(jìn)行回歸分析，得出長期協(xié)整關(guān)系方程。

對(duì)第一組變量LnHP、LnL進(jìn)行協(xié)約翰森整檢驗(yàn)結(jié)果如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果中prob.值均小于0.05，知LnL與LnHP之間存在協(xié)整關(guān)系，對(duì)方程進(jìn)行ols參數(shù)估計(jì)，回歸整體方程為：LnL=-1.42658437607+1.69701720627×LnHP

（-1.871953）（17.77149）

第二組變量LnHP、LnTTRatio進(jìn)行協(xié)約翰森整檢驗(yàn)結(jié)果（圖略）如下：

由檢驗(yàn)結(jié)果中prob.值均小于0.05，知LnHP與LnTTRatio之間存在協(xié)整關(guān)系，對(duì)方程進(jìn)行ols參數(shù)估計(jì)，回歸整體方程為：LnTTRATIO=-28.3733095785+3.29582232461×LnHP

（-7.360639）（6.82353）

由以上結(jié)果可知回歸方程協(xié)整系數(shù)分別為1.70、3.30，表明房地產(chǎn)價(jià)格每增加1個(gè)百分點(diǎn)，金融機(jī)構(gòu)貸款額增加1.70個(gè)百分點(diǎn)；房地產(chǎn)信貸風(fēng)險(xiǎn)暴露增加3.29個(gè)百分點(diǎn)。由此可知，房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)銀行信用的影響很大。

同理針對(duì)銀行流動(dòng)性渠道，對(duì)相關(guān)變量LnHP、LnLL、LnTTRatio的相關(guān)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，若存在協(xié)整關(guān)系，則使用EVIEWS7.0軟件估計(jì)出協(xié)整方程。結(jié)果（截圖略）如下：

LnLL=1.38205377308+0.139281672222×LnHP

LnCDRATIO=6.82875146252-0.793119052981×LnHP

由以上兩個(gè)方程可知，回歸方程協(xié)整系數(shù)分別為0.139，-0.793，表明房地產(chǎn)價(jià)格每增加1個(gè)百分點(diǎn)，金融機(jī)構(gòu)中長期貸款額將增加0.139個(gè)百分點(diǎn)；短期存款占中長期貸款的比重將下降0.793個(gè)百分點(diǎn)。房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)銀行流動(dòng)性的影響也較大。

2.2.2因果檢驗(yàn)

使用eviews7.0對(duì)LnL、LnHP、LnTTRATIO進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下表。

零假設(shè)[]F-statistic[]Probability[]結(jié)論

LnL不是LnHP的Granger成因LnHP不是LnL的Granger成因[]2.696388.96218[]0.06610.0058[]接受H0拒絕H0

LnTTRatio不是LnL的Granger成因LnL不是LnTTRatio的Granger成因[]0.944631.97039[]0.43990.2199[]接受H0接受H0

LnHP不是LnTTRatio的Granger成因

LnTTRatio不是LnHP的Granger成因[]1.232581.64824[]0.01610.2688[]拒絕H0

接受H0注：概率值的統(tǒng)計(jì)意義是，若拒絕原假設(shè)則犯第一類錯(cuò)誤的概率，概率值越小表明拒絕原假設(shè)而犯第一類錯(cuò)誤越小，因此拒絕原假設(shè)的概率越大。

表中房地產(chǎn)價(jià)格上漲是引起金融機(jī)構(gòu)貸款余額增加、房地產(chǎn)信貸風(fēng)險(xiǎn)暴露增大的格蘭杰成因，反之不成立。金融貸款余額與房地產(chǎn)信貸風(fēng)險(xiǎn)暴露不成因果。

同理使用eviews7.0對(duì)LnLL、LnHP、LnCDRATIO進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)：實(shí)證結(jié)果表明（截圖略），房地產(chǎn)價(jià)格上漲是引起金融機(jī)構(gòu)中長期貸款額增加、銀行流動(dòng)性減弱的格蘭杰成因，反之不成立。金融機(jī)構(gòu)貸款額增加是引起銀行流動(dòng)性減弱的格蘭杰成因，反之不成立。

2.3實(shí)證結(jié)論及建議

通過實(shí)證分析可知，房地產(chǎn)價(jià)格每增加1個(gè)百分點(diǎn)，金融機(jī)構(gòu)貸款額增加1.70個(gè)百分點(diǎn)；房地產(chǎn)信貸風(fēng)險(xiǎn)暴露增加3.29個(gè)百分點(diǎn)，成房地產(chǎn)信貸風(fēng)險(xiǎn)暴露擴(kuò)大，銀行存貸期限錯(cuò)配的增加，使金融穩(wěn)定的評(píng)價(jià)指標(biāo)惡化。同時(shí)，房地產(chǎn)價(jià)格每增加1個(gè)百分點(diǎn)，金融機(jī)構(gòu)貸款額將增加0.139個(gè)百分點(diǎn)；短期存款占中長期貸款的比重將下降0.793個(gè)百分點(diǎn)。因此，前文提出房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)能夠通過銀行信用渠道以及銀行流動(dòng)性渠道影響金融穩(wěn)定這兩個(gè)觀點(diǎn)得到證明。

基于以上結(jié)論本文提出以下幾點(diǎn)建議，首先是發(fā)多元化展房地產(chǎn)融資渠道，分散信用風(fēng)險(xiǎn)。由于我國的房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過度依靠銀行信貸支持，很容易借助銀行信貸擴(kuò)張來擴(kuò)大房地產(chǎn)泡沫，所以應(yīng)該通過直接融資和間接融資拓寬其融資渠道。我們可以借鑒外國的房地產(chǎn)投資信托基金這一途徑，發(fā)揮其積極的融資方式并使其逐漸引起人們的注意。其次是 規(guī)范銀行貸款，減小流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。銀行應(yīng)該適時(shí)、適勢、適度的調(diào)整房地產(chǎn)貸款量，完善銀行治理結(jié)構(gòu)、金融監(jiān)管和金融生態(tài)；最后是健全相關(guān)的法律法規(guī)體系，提供良好的運(yùn)營環(huán)境，銀行、房地產(chǎn)企業(yè)和居民都才會(huì)從中獲益。

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