内容摘要：金融在我国城市化进程中起着至关重要的起到。本文首先分析了我国金融发展影响房地产价格的主要途径。然后在模型框架下，证明在供给刚性的、潜在市场需求无限大的房地产市场上，金融发展可以使得购房者可取得资源减少、房地产投资价值下降以及购房者对房地产投资价值的分歧程度增大，从而造成房地产价格上涨。文章用于2000~2005年金融涉及亲率（M2/GDP）和全国房屋销售价格指数（HPI）的季度数据，展开了现代科学检验。

　　关键词：金融发展 房地产价格 货币政策 　　 　　近年来，我国房地产市场发展受到社会各界的普遍注目。其中一个主要原因是房地产价格持续上升。从全国来看，全国房屋销售价格指数2000年平均值为101.1，2005年为107.6，相比之下低于同期居民消费价格指数。

与此同时，这段时期也是金融发展最慢的时期，从金融涉及亲率看，M2与GDP的比率2000年为1.48，2005年为1.63，早已相似甚至多达发达国家水平。那么，金融发展是否是影响房地产价格的最重要因素？货币政策对房地产价格产生怎样的冲击？本文回应展开分析。

　　 　　研究现状综述 　　 　　（一）理论研究 　　Mark Carey（1990）创建了一个土地价格模型，来研究房地产的兴旺与金融的起到。模型特别强调，在假设土地供给相同的情况下，融资的深浅程度对土地投资者不道德，进而对房地产价格产生最重要影响。武康平（2004）在房地产市场供给比较相同、商业银行分担两类代理成本、央行实行价格管制、监管当局实行资产比例管理等制度背景下，建构了房地产市场和金融市场的一般平衡模型。这个模型得出了我国房地产市场与金融市场的共生性不存在内在起到机制：房地产价格的下降，造成银行信贷供给的减少；银行信贷供给减少，造成房地产价格的减少。

王维福（2005）创建了引进内生货币供给的一般平衡模型，证明货币供给与房地产价格是互为因果的关系。综上所述，这些理论模型说明了了金融发展与房地产市场发展的密切关系，指出金融与房地产价格之间是双向因果关系。　　（二）现代科学研究 　　李健飞（2005）用于1998~2004季度数据现代科学分析了银行信贷对房地产价格的影响，结果找到：银行信贷不是目前房价下跌的根源，宏观经济夹住是房价和信贷快速增长的联合原因。丰雷（2002）对1990~1999年M2与房价关系展开了可行性定量分析，结果表明：货币与房价之间有强正涉及关系。

胡健颖（2005）用于1990~2005季度数据证明我国房地产价格下降是由经济基本因素和投机成分联合驱动的，而前者起关键性起到，房地产总体泡沫成分不低。总得来说，上述现代科学研究主要从银行信贷、经济快速增长、货币供应量、泡沫等方面来分析房地产价格上涨的原因。　　 　　我国金融发展影响房地产价格的主要途径 　　 　　房地产信贷的迅猛发展，将居民对住房的潜在市场需求改变为有效地市场需求，推展了房地产价格的下跌。当前我国银行体系持有人巨额的超额存款。

在利润最大化的目标抗拒下和减少不良贷款的重压下，我国商业银行必需为这些超额存款找寻收益较高、风险较小的投资渠道，而房地产信贷于是以符合这一拒绝。由于房地产市场贷款风险比较较小，特别是在是居民的住宅抵押贷款，以适当的房地产产权不作抵押，为银行贷款的交还获取了适当的确保。因此，商业银行有很强的鼓舞向房地产市场发放贷款。

　　由于股票市场价格呈圆形暴跌趋势，产品市场通货紧缩，金融市场更好的流动性转入房地产市场，从而激化房地产价格的下跌。本文利用2000年第1季度至2005年第3季度数据数值了货币流动速度的趋势线（闻图2）。通过较为实际值与数值值由此可知，2001年第3季度至2004年第2季度货币流动速度与趋势线之间不存在较小的负缺口，指出这世纪末M2的减少多达了名义GDP的快速增长，金融市场流动性不足。

图1表明CPI、全国房屋销售价格指数和上海综指的变化趋势。从2001年第1季度开始，HPI走进与CPI和上海综指忽略趋势：CPI与上海综指同时暴跌，而HPI较慢下跌。这一现象完全与流动性不足同时经常出现。这指出不足流动性主要流向房地产市场，而且股票市场和产品市场的部分流动性也有可能流向房地产市场，从而激化房地产价格上涨。

　　大量海外资金涌进我国房地产市场，也是房地产价格上涨的最重要原因。据商务部统计资料，2004年房地产业新的成立外商投资企业1767家，合约外资金额134.9亿美元，实际用于外资金额59.5亿美元，同比分别快速增长13.8%、48.1%和13.7%，各项快速增长指标皆多达全国利用外资平均值增长幅度，房地产业倒数三年沦为全国第二大外商投资行业。按照资本逐利的本性推测，海外资本早已很大地渗透到了我国房地产市场，并对我国经济尤其是房地产经济造成了更为深刻印象的潜在影响。

　　 　　模型原作和数据解释 　　 　　根据Carey（1990）得出了一个供给相同的房地产价格要求模型。本文糅合他的模型并融合武康平（2004）的金融市场与房地产市场的共生模型建构一个房地产局部平衡模型，以房地产价格为因变量，金融涉及亲率指标（M2/GDP）为自变量，结构如下基本模型： 　 　　LNHPIt =αLNFIRt+C+εt (1) 　　在方程（1）中，LNHPIt回应全国房屋销售价格指数的季度数据，取对数值；LNFIRt回应每一季度的金融涉及亲率，取对数值。其中FIR=M2/GDP，M2回应我国每一季度末广义货币供应量M2的存量数据，GDP为每一季度的名义数据。α、C为待估参数，εt为白噪声。

全国房屋销售价格指数（HPI）来自国研网财经数据；广义货币供应量M2来自中国人民银行网站；GDP数据来自国家统计局网站，为季度总计值，通过一阶差分获得每一季度的数值。样本区间为从2000年第1季度至2005年第3季度。所有数据运用X11展开季节调整。

然后所取对数。所取对数的目的是减少模型异方差性，同时所估算系数即为弹性系数。

　　 　　现代科学检验与分析 　　 　　（一）单位根检验 　　变量之间不存在协整关系、因果关系以及创建VAR模型的前提是所有变量都遵从同阶单位根过程，即变量~I（1）过程。常用的检验方法有Dickey-fuller检验（全称DF检验）和拓展的Dickey-fuller检验（全称ADF检验）。本文使用ADF方法分别对变量的水平值和一阶差分展开单位根检验，检验形式不含常数项，检验迟缓项由SC准则确认，结果闻表格1右图。

LNHPI和LNFIR的检验值分别为0.867543和-1.098313，小于显著性水平1%、5%和10%的临界值，指出两者皆所谓稳定时间序列；而△LNHPI和△LM2皆通过1%、5%和10%的显著性水平检验，指出它们是一阶单整，即~I（1）序列。

本文来源：BOB半岛·(中国)官方网站-www.zhxiangyun.com