利率与房地产市场互动关系的实证分析

【摘要】伴随着市场经济建设的不断推进，我国房地产价格和开发投资速度一直居高不下，房地产业作为国民经济的支柱产业，它的高速发展成就了我国经济进入 21 世纪近 10 年的繁荣。但同时值得注意的是，房地产业作为资金密集型产业，较高的财务杠杆使得房地产业也是风险集聚型产业。因此，加强房地产业的调控是政府宏观调控的重要内容之一，而利率又是宏观经济调控中货币政策调控的重要手段，因此研究利率与房地产开发之间的关系显得尤为重要。本文选取 2000 年～2013 年的数据，来检验房地产市场与利率之间的互动关系。

【关键词】利率房地产开发综合景气指数协整分析 Granger 因果检验

一、理论基础

（一）现代金融学理论基础

按照现代金融学理论，利率是资金的价格，它不仅反映了资金市场的供求关系，也可调节资金的供求关系，受到物价水平、经济周期和预期的影响，利率作为外部因素对房地产经济运行有一定的影响。

（二）房地产经济学理论基础

我国金融市场的房地产融资主要以间接融资（银行信贷）为主，因此房地产业的融资成本直接受银行信贷利率的影响。当国家采取较宽松的货币政策社会流动性充足时，货币供给增加，贷款利率下降，使用资金的成本也随之下降，使得房地产开放加速，房产供给增加，房地产价格下降。

二、统计方法

（一）数据的单整检验

时间序列的不稳定性所导致的伪回归现象会使检验结果出现偏差。对时间序列进行单位根检验可有确定各序列的平稳性和单整阶数。单位根检验主要包括：DF 检验、ADF 检验、PP 检验等。本文采用 ADF 检验方法。ADF 检验的原假设是 Ho：要检验的过程有单位根，不平稳。备择假设是 H1：要检验的过程是平稳过程。若 ADF 值大于临界值，则接受 Ho；相反，则拒绝 Ho。

（二）协整分析

Granger 因果关系检验的前提是要进行协整检验。由于本文有两个变量，故选用 EG 两步法进行协整检验。本文先对一阶平稳时间序列 Xt、Yt 做最小二乘回归，得到 OLS 法的估计量，再用 ADF 检验估计残差序列是否构成平稳过程，若残差序列稳定，则 Xt、Yt 之间存在协整关系，反之，则 Xt、Yt 间不存在协整关系。

（三）Granger 因果检验

判断变量之间是否存在因果关系的重要前提是确定变量的时间序列平稳并且变量之间存在协整关系，即可分析变量之间的因果关系。Granger 主要考察 x 是否会导致 y，同时考察 x 能够在多大程度上解释 y，为了提高 x 解释 y 的程度，我们可以加入 x 的滞后值进入原模型。

三、统计数据

本文中，利率选取金融机构一年期人民币贷款基准利率。房地产市场以房地产开发综合景气指数（即国房景气指数是反映房地产市场景气变化趋势和程度的综合指数）作为其衡量指标，用 F 表示。以上序列变量都取对数，生成对数序列用 LOGF 和 LOGR 表示。基本模型为：LOGFt=LOGRt+C。

样本数据期间为 2000 年 1 月至 2013 年 12 月，金融机构一年期人民币贷款基准利率来自中国人民银行网站，房地产开发综合景气指数来自国研网。

四、实证分析

（一）数据的单整检验

首先，对 LOGF 和 LOGR 进行数据的单整检验，检验结果如表 1：

表 1 单整检验

通过对 LOGF 和 LOGR 的时间序列样本数据进行单整检验发现，LOGF 和 LOGR 均是不平稳时间序列；而将 LOGF 和 LOGR 进行一阶差分后作单整检验，可知 △LOGF 和 △LOGR 是平稳序列，并结合 D.W.值判定序列相关性，四个序列 LOGF、LOGR、△LOGF、△LOGR 的 D-W 值均接近 2，可认为这四个序列都是非自相关的。所以 LOGF 和 LOGR 均是 1 阶单整时间序列。

（二）协整分析

对 LOGF 和 LOGR 进行回归得：

LOGFt=1.944714-0.042220LOGRt ①

-4.350647

其中 n=142，k=1，DW=0.093870，所以该残差项具有一阶正的自相关，且 R2=0.119099，修正的 R2=0.112807，说明 LOGR 对 LOGF 的解释能力只有 11.9% 线性拟合度很不好。考虑在模型中加入一阶滞后项，得 LOGF 与 LOGR 的分布滞后模型，进行回归得到：

LOGFt=0.138930+0.925601LOGFt-1+0.036338LOGRt-0.043245LOGRt-1

3.054153 39.92723 2.744960 -3.286325

其中 n=141（调整后），k=1，DW=1.597595 接近 2，可认为该残差项不具有自相关，且 R2=0.937744，线性拟合度相当好。F 统计量的 P 值 =0.000<0.05，原模型通过总体显着性检验，即 F 检验，所建立的回归方程具有统计学意义。此外，检验结果的系数也反映了实际经济情况，房地产价格和投机动机与金融机构贷款利率呈负相关性，同时也可以看出，房地产市场对于利率的变化反映比较滞后，不敏感。

对方程 ① 中的残差 RESID 作单位根检验：

表 2 残差的平稳性检验

残差变量的 ADF 值 =-9.616444，小于三个临界值，所以可以拒绝存在单位根的零假设，此时可认为残差时间序列是平稳的，即利率和房地产开发综合景气指数在长期看来存在协整关系。

Granger 指出，若变量之间存在协整关系，则这些变量至少存在一个方向的 Granger 因果关系。因此，下面进一步探讨利率与房地产市场即房地产开发综合景气指数之间的因果关系。由于 Granger 因果关系检验对滞后期的阶数非常敏感，这里采用依次多滞后几期看结构是否具有同一性的方法，我们分别取滞后期为 1、5、8、10、16、20、24，然后与临界值作比较。检验结果如表 3：

表 3 Granger 因果关系检验结果

通过上表中的 Granger 因果关系检验我们可以看出，大部分滞后期检验，拒绝了零假设，即认为「LOGR 是引致 LOGF 的 Granger 原因」，这和我们认为提高房地产开发资金成本，即提高房地产贷款利率会导致房地产开放景气指数下降这一假设吻合。同时，大部分滞后期中，都接受「LOGF 不是引致 LOGR 的 Granger 原因」，即认为「LOGF 不是引致 LOGR 的 Granger 原因」，这说明金融机构贷款利率的变动并不显着地受房地产开发综合景气指数的影响。

五、主要结论

从以上的实证分析结果中可以看出，调整利率会影响房地产市场，但是，其影响的敏感性是不显着的且具有滞后性；同时，房地产市场对银行利率的影响不显着。这主要是因为，我国利率市场还未完全开放，利率没有很好的反映市场中货币的价格，而通过影响货币供需进而影响政策调控对象的传统货币政策路径效果，会因为货币价格的失真性大打折扣，利率杠杆作用有限。因此，我们应该加快利率市场化的步伐，充分发挥利率在调节市场经济运行中的天然作用，同时，从我国实际状况出发，以市场为导向，推进我国城镇化建设进程、完善我国房地产市场监管制度、实行有差别的住房抵押贷款政策等，促进我国房地产市场健康、稳定发展。

参考文献

[1]孔煜.利率与房价关系的认识[J].建筑经济，2007（9）.

[2]郭树华，袁天昂，王俐娴.利率与房地产市场互动关系的实证研究：1998-2008 年[J].区域金融研究，2010（1）.

作者简介：毛琦（1989-），女，江西上饶人，硕士研究生，金融专业。

作者毛琦