我国房地产价格的热钱效应分析

摘要：本文基于2007年至2013年的数据，采用VAR模型对我国房地产价格与热钱流量之间的关系展开分析发现：热钱对我国房地产价格的剧烈波动负有不可推卸的责任。

关键词：房地产价格;热钱;VAR模型

1.引言

近十年来，热钱对我国证券市场和资产市场的冲击持续不断，其影响力也受到越来越多的关注（陈鹤，2012;王朝阳等，2011;张明等，2008）。热钱为什么会在当前呈现井喷？究竟如何看待热钱的影响方向和影响力？理论上的解释众说纷纭（，2011;董雨茵，2010;黎友焕，2008;刘刚等，2008），同时也莫衷一是，因此实证上的检验即显得尤其重要。已经有不少实证文献探讨了房地产价格与热线的关系问题（林晓燕，2012;董彦岭，2011;邓永亮，2010;宋勃等，2007），与该类文献相比，本文力图体现以下特征：第一，样本跨越金融危机（次贷危机、希腊金融危机）;第二，样本数据的处理更契合实际，同时更为简洁;第三，模型使用上更为深入，通过观察脉冲响应特征，获得更好的预测效果。

2.关于热钱的简单分析

2.1 什么是热钱？

热钱，又称为“逃避资本”、“国际游资”或者“国际短期投资资本”。《新帕尔格雷夫经济学大词典》中，对热钱的定义是：在固定汇率制度下，资金持有者或者出于对货币预期贬值（或升值）的投机心理，或者受国际利率差收益明显高于外汇风险的刺激，在国际间掀起大规模的短期资本流动。

2.2 热钱的来源与运动特征

热钱通常通过经常项目、资本项目和个人收汇三大渠道运行。

经常项目下的贸易、收益和经常转移都可能是热钱的运行渠道。其中通过贸易项目流入是当前热钱进入境内的最主要渠道。例如境内外贸企业通过低报进口，高报出口的形式引入热钱;通过预收货款或者延迟付款等方式将资金滞留在国内;还可以通过制定假合同来虚报商品贸易出口。

资本项目下的直接投资、证券投资、外债等也都可以成为热钱的运行渠道。由于我国一直对外商直接投资采取鼓励与吸引政策，用于直接投资的外汇资金只需要办理登记，结汇由授权银行代办，手续十分简易，这就为热钱流入提供了非常大的便利：外商以直接投资的名义入境，通过银行兑换成人民币，然后进入股票市场和房地产市场。同时，外商还可以通过QFII渠道合法进入我国证券市场――比如通过购买具有QFII资格的海外金融机构未使用的投资额度进入中国市场。外债成为热钱流入中国境内的便捷渠道，主要来源包括：国外银行提供的贷款;国外出口商、国外企业和私人的贷款;在华外资银行的贷款。目前国内对国际商业贷款的指标没有明确的限制，因此热钱可以通过外债形式进入国内

由于外汇管理部门难以鉴别其真实性，，这就导致涉及个人账户的收汇成了国际热钱运行的一条非常重要的渠道。第一，个人项目下结汇。通过个人换汇机制可以把境外外币兑换成人民币存入国内的银行，从而进入中国境内，并享受汇率变动带来的利差收益。第二，以私人交易佣钱、薪金和赡养等名义流入国内。这类资本转移数额虽然相对较少，但如果以分散且多次的形式进行，也会对国内市场造成一定的冲击。另外，还有一些国际热钱通过地下钱庄注入，经境外货币兑换公司使其合法化。

3.测算方法、样本及模型

3.1 测算方法

不少文献采取直接测算法，直接测算法存在的问题主要是统计数据的错误与遗漏，这在当前是个很严重的问题。基于该显示，本文对热钱的测算采取间接法，或称余额法、差额法、残差法。该法假定国际资本是以一国的国外负债和国外直接投资的形式流入的，用来弥补经常项目逆差或者转化为官方的外汇储备;它将一国外部资本来源与对外资本运用之间的差额视为该国资本外流额，一般用外汇储备增量减去贸易差额和外国直接投资的方程表示资本外逃。这也是中国统计局认可粗略估算中国热钱流入的方法。

3.2 样本

本文的外汇储备数据来自国家外汇管理局网站，外商直接投资额来自商务部网站，出口额与进口额、商品房销售价格和房地产开发投资额均来自国研网统计数据库。由于热钱规模（HM）数据存在负数，无法采用X12 季节调整法，本文统一采用移动平均差分法对热钱规模、房地产价格和房地产投资额这三个变量进行了季节调整，分别标记为M、P和I。房地产价格指数用房屋销售价格指数（IDX）表示。考虑到数据的可得性与统一口径的问题，文中选用商品住宅销售额与商品住宅销售面积的比值作为房地产价格。

3.3 模型简介

本文使用3个内生变量（M、P和I）的VAR模型，通过协整分析、脉冲响应函数分析和方差分析探讨3者之间的关系。模型的数学表达式为：

Yt =Φ1Yt-1+…+ΦpYt-p +HPXt+εt

其中;Yt是k维内生变量;Xt 为d 维外生变量列向量;p为滞后阶数;t为样本个数;k×k维矩阵Φ1…Φp和k×d 维矩阵H 是带估计的系数矩阵;εt为k维扰动列向量。

4.实证过程及相关结论

4.1 协整检验

针对M、P和I的平稳性问题，通过ADF检验发现，在5%的显著性水平下含有单位根，但其一阶差分数据平稳即序列是一阶单整，为此，采取Johansen协整检验，结果如下表所示。

从上表可以发现，由于迹统计量36.22315大于5%临界值28.65303，故拒绝第一个原假设;迹统计量15.01243小于5%临界值15.77291，故不能拒绝第二个原假设。因此，迹统计量检验结果表明在5%的水平下存在一个协整关系。根据协整检验结果，得到协整方程，其中M和I所对应的t统计量分别为4.12和-5.68：

P=1.537208・M-0.072145・I-4032.590

从上面的检验可以发现，境外热钱变动对房地产价格变动存在正向的影响，而房地产投资额变动对房地产价格存在负向的影响。从影响弹性的大小上看，热钱规模增加1%，我国房地产价指数也相应增加1.537%，房地产投资指数增加1%，房价指数相应地下降大约0.07%。

4.2 VAR模型估计

以下根据LR、FPE、AIC、SC和HQ的统计量确定VAR模型的滞后期。

从上面的检验可以发现VAR（4）应该是最准确的。

4.3 脉冲响应分析

图1和图2均为单位干扰下的脉冲反应。其中横轴表示滞后期数，纵轴表示变化率;实线表示脉冲响应函数，虚线表示95%置信度下的上下限。

从图1可以发现，热钱扰动项对房地产价格指数扰动项的冲击为正值，即境外热钱变动和房地产价格变动呈现同方向的变动趋势，并且在第二期达到最大值，随后正向变动趋势开始趋弱。说明短期内境外热钱流入中国会引起房价的剧烈波动，从长期来看看境外热钱的房价的影响会一直存在。从图2可以发现，我国房地产价格扰动项对境外热钱扰动项的冲击先是正值，在第三期降到负值，然后回升正值并在第四期达到最大值，随后在第五期又降为负值，第六期开始一直呈现正向冲击。这说明由于国内对房地产价格的宏观调控，导致热钱的流入会出现负值，但整体上看境外热钱会随着我国房地产价格的升高而不断流入国内房地产市场。

5.结论与建议

本文通过实证检验发现，热钱规模、房地产价格和房地产投资额的月度数据一阶差分平稳;房地产价格与热钱规模和房地产投资额存在协整方程关系，即境外热钱变动引起我国房地产价格的变动，房地产投资额的变动也对我国房地产价格的变动产生影响。热钱规模每增加1%，我国房地产价指数相应增加1.537%，房地产投资指数增加1%，房价指数相应地下降约0.07%。通过脉冲响应函数分析发现，境外热钱的流入和房地产价格的上升是个双向影响关系，两者形成动态循环过程。如何打破两者之间的这种循环关系则是当局需要慎重考虑的问题。在当前房地产市场被地产利益集团“绑架”的环境下，政府能够做的重要一环，也许是对热钱进行控制。比如加强对境内外企的进出口项目的检查，尽量减少境内外贸企业通过低报进口、高报出口的方式引入热钱;加大对企业制定假合同来虚报贸易出口的惩罚力度;提高对资本项目下外商直接投资的门槛，增加必要的登记手续等等。

参考文献：

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