宏觀經濟因素對房價的影響

1、宏觀經濟因素對房價的影響摘要：本文利用計量方法定量分析宏觀經濟變量對房 價的影響效應。試圖找出影響房價具有代表性的宏觀經濟變 量，并對相關變量進行單位根檢驗、協整檢驗等，以此對房 地產市場與宏觀經濟的長期均衡關系進行考察；運用格蘭杰 因果關系檢驗來考察房價變化的成因；通過對宏觀經濟與房 價關系的定量研究及相應的經濟分析，為政府決策提供指關鍵詞：宏觀經濟 協整檢驗單位根檢驗脈沖響應誤 差分解一、引言影響我國房價的因素是多方面的，包括政治、經濟、社 會、人口、環(huán)境以及政策體制等，因素之間相互影響，關系 錯綜復雜，很難全方位地定量研究房價的影響因素及其重要 程度。在上述影響因素中，宏觀經濟影響因素具

2、有最重要的 意義與作用。宏觀經濟影響因素主要包括國內生產總值、利 率、通貨膨脹率以及貨幣供應量。鑒于房地產在經濟中的影 響是非常重要的，因此，將房價與宏觀經濟聯系起來研究是 具有現實意義的。一方面，房地產市場的外部環(huán)境受宏觀經 濟的影響；另一方面，房價直接影響家庭或企業(yè)的財富變化，進而通過影響消費和投資進一步影響宏觀經濟。自1967年東南亞金融危機后，如何保證房地產市場與宏觀經濟發(fā)展的 良性互動受到廣泛關注。目前關于房價和宏觀經濟的研究已 成為社會各界關注的熱點。二、實證研究（一）指標選擇及數據來源為了保證數據的可得性與可靠性，以及全面反映住房體 制改革以來中國房地產市場價格變化情況，本文選取

3、了自 1999年1季度到2012年1季度共53個樣本來研究房地產價 格與宏觀經濟因素之間的關系。GDP,是一定時期內（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經濟中所生產出的全部最 終產品和提供勞務的市場價值的總值，它是衡量國民經濟發(fā) 展情況最重要的一個指標。貸款利率（R），是指貸款期限內利息數額與本金額的比例。 CP，是反映一定時期內城鄉(xiāng)居民 所購買的生活消費品價格和服務項目價格變動趨勢和程度 的相對數，是對城市居民消費價格指數和農村居民消費價格 指數進行綜合匯總計算的結果。貨幣供應量，是指一國在某 一時期內為社會經濟運轉服務的貨幣存量，它由包括中央銀 行在內的金融機構供應的存款貨幣和現金貨幣兩部

4、分構成。 而本文中參與實證分析的房價數據是由房地產銷售額除以 房屋的面積得出的數據， 記為HP。其中房地產銷售額是報告 期內出售房屋的合同總價款，包括現房和期房。面積是指報 告期內施工的全部房屋建筑面積和已經全部完工并經驗收 鑒定合格且正式移交使用單位的房屋建筑面積。宏觀經濟因素與房價之間的關系是相互影響、相互制約的。因此，可以建立向量自回歸模型。由于VAR模型中單個參數估計值的解釋是較困難的，故本文不列出VAR模型的具體形式，為避免數據的劇烈波動，降低數據異方差的影響， 在實證之前先對各序列進行對數化處理，新序列分別記為LNGDR LNR、LNCP、LNM2、LNHP。（二）數據處理1.單位

5、根檢驗。（1）LNGDP的單位根檢驗。該數據具有明顯的上升趨 勢，并且含有常數項，因此對其進行ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量值是-2.86，大于顯著性水平為 10%的臨界值，結果 表明不能拒絕原假設，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。AIC和SC準則都是評價檢驗效果的有效手段，該檢驗結果顯示 的值分別為-6.42和-6.14，值都比較小，表明對該序列采用 ADF檢驗合適。對該序列經過一階差分后進行ADF單位根檢驗，由表1知，檢驗t統(tǒng)計量值為-2.57，小于顯著性水平為 1%的臨界值，表明至少可以在 99%的置信水平下拒絕原假 設，認為一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)的序列， 所以LNGDP序列經

6、過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。（2）LNR的單位根檢驗。對 LNR數據進行圖像分析后 可以發(fā)現它有常數項，但是趨勢并不明顯，因此對該序列進 行含有常數項不含趨勢項的 ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量 值是-2.49,大于顯著性水平為10%的臨界值，結果表明不能 拒絕原假設，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。由輔助方程的 估計和檢驗結果，得AIC和SC準則都是評價檢驗效果的有效 手段，該檢驗結果顯示的值分別為 -4.56和-4.49，值都比較小， 表明對該序列采用 ADF檢驗合適。見表2。對該序列經過一一 階差分后進行 ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量值為-7.08,小 于顯著性水平為1%的臨界值，表

7、明至少可以在99%的置信水 平下拒絕原假設，認為一階差分后的序列不存在單位根，是 平穩(wěn)的序列，所以LNR序列經過一階差分后平穩(wěn)，是一階單 整序列。（3）LNCPI的單位根檢驗。LNCPI含有常數項和趨勢項 進行ADF單位根檢驗，由表 2知，檢驗t統(tǒng)計量值是-1.64， 大于顯著性水平為10%的臨界值，結果表明不能拒絕原假設， 序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。AIC和SC準則都是評價檢驗效果的有效手段，該檢驗結果顯示的值分別為-8.59和-8.14，值都比較小，表明對該序列采用ADF檢驗合適。對該序列經過一階差分后進行 ADF單位根檢驗，檢驗t統(tǒng)計量值為-6.11， 小于顯著性水平為1%的臨界值，表

8、明至少可以在99%的置信 水平下拒絕原假設，認為一階差分后的序列不存在單位根， 是平穩(wěn)的序列，所以 LNCPI序列經過一階差分后平穩(wěn)，是一階單整序列。見表12.協整檢驗。上述 ADF檢驗證明5個變量的水平序列均 為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列均為平穩(wěn)序列， 可以進行VAR 模型分析。先生成一個 VAR模型，本例將常數項作為外生變 量。在建立VAR模型時，VAR模型滯后階數的選擇非常重要， 計算出各種標準，選擇無約束VAR模型的滯后階數。填入 4階來檢驗，將顯示出直至最大滯后階數的各種信息標準，根 據LR、FPE AIC和SC標準，選擇建立 4階VAR模型是合適 的。見表3?；谏鲜龅膯挝桓鶛z驗，

9、在 90%的置信水平下都拒絕原 假設，數據都是一階差分后不存在單位根，即都為一階單整 序列，在個變量同階平穩(wěn)的前提下，進行多變量協整分析， 對上述模型得到的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。用回歸模型的 估計殘差序列采用無常數項、無趨勢項的單位根檢驗，結果 顯示殘差的ADF的檢驗結果如表4，由于檢驗統(tǒng)計量值為 -6.02，小于顯著性水平 0.01時的臨界值-3.58，拒絕原假設， 因此可認為估計殘差序列為平穩(wěn)序列，表明以上各變量之間 存在著長期協整關系。對模型的滯后期進行篩選，由表3得出結論是使用4階的滯后期為最優(yōu)。文中采用Johansen提出的協整檢驗法。協整檢驗設定為協整空間不含 常數項和趨勢項。輸

10、出結果的第一部分給出了協整關系的數 量，并以兩種檢驗統(tǒng)計量的形式顯示：第一張檢驗結果是所 謂的跡統(tǒng)計量，列在第一個表格中；第二種檢驗結果是最大 特征值統(tǒng)計量，列在第二個表格中。對于每一個檢驗結果， 第一列顯示了在原假設成立條件下的協整關系數；第二列是 矩陣按由大到小排序的特征值；第三列是跡統(tǒng)計量或最大特 征值統(tǒng)計量；第四列是在 5%顯著性水平下的臨界值；最后 一列是根據臨界值所得到的 P值。本例雖然這些序列自身非平穩(wěn)，但其某種線性組合卻平 穩(wěn)。這個線性組合反映了變量長期穩(wěn)定的比例關系，即協整 關系?；赩AR模型進行各序列的協整檢驗， 得出至少在0.05 的水平下序列包含2個協整關系。這與上述

11、的協整檢驗結果 一致。（三）實證結果分析房價與宏觀經濟之間從長期看存在穩(wěn)定關系，從短期看 卻存在失衡。短期內房價或GDP偏離長期均衡時，經濟系統(tǒng) 的調整機制并不顯著。因此，當房價脫離實體經濟基本面因 素上漲而產生泡沫時，經濟系統(tǒng)無法自動回復到均衡狀態(tài)， 必須依靠政府的宏觀調控。這為政府調控房地產市場和宏觀 經濟提供了依據。實證表明，貸款利率 R對房價在前兩期內有輕微的負向 影響，之后都有滯后期的反向影響，這與成豫婷及耿強（2011）的研究結果是一致的。利率提高能有效抑制房地產 開發(fā)企業(yè)貸款，但不能抑制個人住房貸款，在快速城市化進程以及人民幣升值條件下，存在強勁的房地產需求，使得利 率政策的作用

12、不是非常明顯。從本文的具體研究時期來看， 2006年初至2008年11月，為抑制房價的快速上漲， 央行- 直采取緩速提升五年以上貸款利率的政策，而這段時期的利 率提升并沒有對房價產生顯著的影響，房價增速保持穩(wěn)定； 2008年11月后為應對國際金融危機的影響，央行迅速下調 了人民幣五年以上貸款利率，并開始執(zhí)行7折優(yōu)惠政策，使得利率呈現大幅度的下降，而這一政策也沒有立即對房價產 生顯著影響，而是在 2009年6月開始，房價的同比增速出 現了顯著提高。綜合以上分析，筆者認為輕微的利率調整不 會對我國的房價產生可見的影響，而集中明顯的調整的作用 也會存在一定的時滯，這個時滯大約為半年左右。因此政策 調

13、控房價應控制貸款利率，規(guī)定首付比例的變化，甚至采用 一些硬性的規(guī)定。人民幣貸款利率對當前我國房價的影響作用最弱，其主 要原因包括以下三個方面：第一，人民幣貸款利率的上升將 會導致商品房成本的上升，從而在一定程度上會加劇商品房 價格的上漲；同時，對消費者而言，貸款利率的上升也導致 買房者抵押貸款成本的增加，在一定程度上會抑制房地產需 求的增加，進而抑制商品房價格的上漲。因此，貸款利率變 化會同時影響到房地產供給與需求兩個層面，導致貸款利率 對房價變化的影響在一定程度上形成了相互抵消的效果。第二，人民幣貸款利率對房價的變化具有較強的滯后效應。滯 后效應在某種程度上減弱了利率對房價變化的短期效應，滯

14、 后效應的作用及其影響程度有待于進一步研究。第三，房地 產投資的利率彈性具有明顯的下降趨勢。梁云芳等（2006）定量研究了房地產投資的利率彈性，指出自2001年起我國房地產投資利率彈性具有明顯的下降趨勢，從而減弱了利率 通過資本市場對房地產投資的影響。因此，中長期貸款利率 對我國房價影響作用具有相當大的不可預測性，其影響程度 通常取決于上述各種因素綜合作用的結果。三、相關投資對策與建議首先，由于最近幾年房價的瘋狂變動，越來越多的研究 機構開始對房價的影響因素進行各種研究。房價問題也因此 而成為國內學者研究的熱點問題之一。房價與GDP之間存在雙向因果關系，表明中國房價與宏觀經濟存在反饋作用。房

15、價變化會通過財富效應和投資效應引起經濟變化，同時經濟 變化也會通過引起房地產市場外部環(huán)境變化而影響房價。因 此應協調房價與經濟的良性互動，一方面要避免房價的暴漲 暴跌對經濟造成的影響，另一方面也要避免經濟的劇烈波動 對房價造成的影響。考慮到廣義貨幣量對房價的影響比較顯 著，所以綜合運用存款準備金率、再貼現、公開市場操作等 多重工具控制流動性來調控房價的政策在我國是有效的，未 來應尤其關注貨幣政策對房價的影響。其次，在經濟的上行時期，應注意拓展國內投資渠道， 特別是將資金吸引至實體經濟，防止房市和股市之間的正反 饋效應，從而引發(fā)泡沫經濟。我國從2004年12月貸款利率上調，從表面來看我國的利率政策在控制房地產市場價格上 是失效的，但從利率政策的后續(xù)影響，即2008年我國房地產市場情況來看，我國的利率上調政策還是對房地產價格取 得了一定的抑制作用，造成這種現象的主要原因是因為利率 政策本身存在時滯性。因此，在以后的研究中我們應該加強 利率政策滯后方面的研究，以供中央政府能夠及時有效地對 房地產市場進行調控。在控制需求方面要利用各種措施如增 加廉租房、經濟適用房的建設比例等，以平抑房價，減少消 費者預期?？傊畱浞职l(fā)揮宏觀調控作用，完善差別化稅收、 信貸以及相