匯率變動對房產投資信托基金的收益影響實證分析目錄TOC\o"1-3"\h\u一、緒論 緒論研究背景隨著經濟一體化、全球化程度加深。2015年8月，為進一步完善匯率中間價的市場性，我國貨幣當局宣布采用“收盤價＋籃子匯率”的人民幣兌美元中間報價機制，但根據國家統計局公布的數據來看，2016年我國進出口貿易總額36855.57億美元，同比2015年下降6.8%，2017年41045.04億美元，雖稍微回緩但幅度有限。由此可以看出，匯率變動會直接影響本國進出口貿易，從而作用于國內各個經濟領域，房地產市場首當其沖，房地產資產證券化產品遭到波及。這就需要房地產企業在發行相關金融產品時著重風險控制，明確匯率變動對房地產信托投資基金收益的影響。基于這種角度，本文對匯率變動和房地產投資信托基金（REITS）收益影響進行分析，希望通過本文論述實現房地產資本良性運作，從而進一步提高經營管理水平，提高經濟效益，進而實現整個行業的穩步發展。研究意義理論意義由于目前國內REITS的規模較小，房地產投資信托基金的發展尚處于起步階段，真正意義上的REITS產品不多，并且相關的收益實證分析不足，對其體系性的研究特別是其收益影響因素的研究嚴重缺乏，難以為其規模化、快速發展提供保障。本文對其主要影響因素——匯率進行分析，希望本次研究對后續研究者們關于房地產信托產品收益率影響因素研究的開展提供重要理論參考，豐富現有的理論研究成果，具有一定的理論價值。實踐意義首先，本文從宏觀角度分析REITs收益率的影響因素。同時，以學術界已有研究成果為基礎，將REITS收益率影響研究進行分類歸納，整理出本文需要的理論以及研究方法，結合國內宏觀經濟的統計數據進行過具體分析，主要考慮的經濟因素有匯率、供求、貨幣等，從而分析出上述經濟因素發生改變時，REITs會產生怎樣的改變，結合相關理論進行實證分析，總結宏觀經濟因素對REITs收益率的影響，從而提出可行性較高的發展REITs的政策建議。其次，本文研究主題是匯率變動對我國房地產投資信托基金（REITs）收益影響，結合我國REITs發展情況，說明發展REITs的重要性以及必要性。從房地產企業的發展層面來說，現階段，我國REITs發展可以擴大房地產融資，提高企業資金流周轉率，減小對銀行貸款的依賴。綜上所述，大力發展REITs不僅可以讓房地產企業拓寬融資渠道，還可以提升房地產行業周轉率。匯率對REITs收益率影響的機制由于我國處于社會主義初級階段，經濟不斷發展，且對外開放程度不斷提升，匯率制度已經從固定匯率制度逐漸調整為參考“一籃子貨幣”進行調節的有管理的浮動匯率制度，制度的變動讓宏觀經濟因素發生一定的變化，從而對房地產股價也造成不同程度的影響。不僅如此，政府對房地產行業的管控政策也在不斷調整，同時外匯管制條例也在變化，這些都會對房價以及相關股票造成影響。本章節重點研究匯率對REITs收益率影響的傳導機制，下文展開具體論述。利率傳導匯率會通過兩國相對物價水平和短期資本流動這兩國方面影響利率，主要呈負效應，銀行貸款利率對股價的影響指標本文選取的是一年期貸款利率，根據上證地產披露數據，得出圖1。圖1一年期貸款利率與上證地產指數的波動數據來源:Wind數據庫從我國最近的一次匯率改革以后，銀行貸款利率先后調整25次，從2005年至今，以一年期貸款利率為例，在2007年一年時間里貸款利率連續5次提高，2019年一年時間里，銀行貸款利率連續5次下調。從圖1也可以看出，上證地產指數也在這同一段時間的前后出現巨大波動，這一驗證了房地產股價對利率變化會做出反應，但存在一定的滯后性的理論。會出現滯后反應主要是由于股價不僅受到利率的影響，相關政策以及地方相關條例的發行都會影響股票價格。我們從不同角度探析利率對房地產股價的影響，具體如下：首先，從資金流向分析，貸款利率進行調整后，會讓資產收益率產生一定的波動，投資者以此為依據調整持有資產組合結構，也就促使投資者進行股票交易，從而加速資本市場中資金周轉率。當本幣貶值時，利率有所提高，根據利益最大化原則，投資者會選擇收益更加穩定的債券或是銀行定期存款，這就需要將原本持有風險較大的股票拋出，撤回這一部分資金，造成股市資金流出，對房地產相關股票的需求減少，導致這些股票價格下跌；當本幣升值時，利率下降，人民幣購買力提高，會刺激消費，同時擴大理財需求，有更多的資金流入股市，房地產行業作為支柱性產業，得到眾多投資人的青睞，需求量增加，促使其股價上漲。其次，從企業的角度出發，本幣升值時，利率下降，可以減少公司融資成本，房地產企業的前期往往投資較大，融資規模也相對較大，成本下降后，可以擴大利潤空間，讓企業獲得更大的經濟效益，在此基礎上，股價會隨著利潤增加而上漲；還可以從公式的角度進行解釋股價與利率之間的關系。（公式1）根據股票內在價值公式（公式1），其中代表股息和，代表貼現率（利率），代表第期姑股息。因此，當利率下降時，公司業績會有所提升，盈利能力增強，股息分紅都會相應增加，股票的內在價值就會提升，那么在股市中的表現為股價上漲。貨幣供給傳導我國宏觀經濟調控手段主要有財政政策和貨幣政策，貨幣政策可以通過增加或減少貨幣供應量進行。貨幣供應量包含三個層面，分別是流通中的現金，狹義貨幣與廣義貨幣，與其對應的縮寫符號為M0、M1、M2，從貨幣是市場流動性來看，M2流動最為穩定，真實反映出貨幣購買力。具相關統計表明，在2009年，我國M2增長率達到歷史峰值，高達27%，截止到2019年，增長率為10%多年來持續下滑，但從存量上來看。2019年已經是2009的三倍，超過1951萬億元。根據房地產的滯后反應，其投資總額增長率峰值是M2峰值的第二年，也就是2010年，高達33%，近兩年增長率都維持在7%左右，發展較為穩定。由此可以看出我國房地產市場的供給與發展同貨幣供給存在一定的聯動性。當匯率出現波動時，政府為穩定外匯市場，通過調整外匯儲備讓外匯市場供需處于平衡狀態，在進行外匯儲備調整時，本幣的發行量以及流通都會受到一定的影響。我們從流動性、利率和投資者預期三個方面分析貨幣供應鏈對房地產股價的影響，具體如下：首先，貨幣發行數量增加，那么市場上資本增加，刺激居民消費、投資，帶動更多的資金流入股市，起到改善大盤整體情況的作用，間接帶動房地產股價上漲；同時，居民累積更多的財富，選擇購買不動產為投資方式的人會越來越多，從而增加買房需求，讓房地產市場行成賣方市場，帶動房價上漲，房地產公司會獲得更多的利潤。其次，從周期上來看，貨幣供應量增加短期內會刺激居民消費、投資，從而帶動GDP增長。假設投資者均為理性投資者，那么他們在選擇投資時，會綜合考慮自己的投資資本結構，當實行擴張性貨幣政策時，理性投資者本著利益最大化原則，將更多的閑置資金來進行股票交易，更多資本流入到股市，引起大盤漲勢，從而促進股價上漲。國際資本傳導根據圖2所示，可以看出長期以來，人民幣幣值持續穩定上漲，促使國際資本通過貿易往來、國內投資等手段進入國內市場。境外投資人在國內進行投資時，主要有兩種方式，一種是持有本國股票，一種是持有房地產資產，在對這兩種資產進行比較時會發現，我國股票市場對外開放程度不高，還處于發展中狀態，運行機制、管理辦法還需要進一步完善，股票投資的風險較高；而房地產行業的蓬勃發展與我國建設腳步的較快，讓不動產的需求持續增長，房價的積極預期也持續存在，因此，更多的境外資本涌入房地產投資市場。圖2人民幣實際有效匯率指數和房地產指數走勢圖數據來源:國際清算銀行由于國際資本大多通過資本與金融賬戶進入我國房地產市場，因此對于短期國際資本對房地產市場的影響，本文主要從外商直接投資和短期外債這兩個層面進行分析。首先，當國內發展進程不斷加快，僅依靠國內資本進行投融資，難以實現制定的經濟增長目標，要在帶動國內投資的基礎上，合理引進外資，從而促進資本市場規模擴大與發展。外商帶來資金的同時，還會帶來先進的管理理念以及技術經驗等，所以，我國一直大力倡導外商投資。但在制定鼓勵外商投資政策的同時，也造成一定的監管盲區，大量國際游資借此沖擊我國股市以及房地產市場。表12008-2019年FDI項目數、實際利用FD1總額及房地產業實際使用額年份房地產業實際使用外商直接投資金額（億元）實際利用外商直接投資金額（億美元）簽訂外商直接投資項目數（個）200854.28603.3144000200982.40630.27414822010170.99747.65378612011186.00923.93275242012167.97900.32234452013239.851057.45274162014268.841160.21277022015241.181117.26249152016287.751175.75227832017346.341195.58237682018289.881262.54265852019196.611260.1527911數據來源：國家統計局根據表1中，外商直接投資金額和實際利用外商直接投資金額的對比可以發現，兩項數據差異巨大，而我國簽訂外商直接投資的項目的數量基本遞減趨勢，但這絲毫沒有影響到使用外商資金金額，這些數額不降反升，造成這種現象的主要原因極有可能是國際游資通過監管漏洞進入到我國房地產市場。自2017年以來，我國加大對房地產行業的監督力度，從而促使外商資金流入金額有所下降，在一定程度上抑制房地產投機行為。常規情況下，短期國際資本對會房地產供需產生影響，當市場供需發生變化時，股價也會有所變動。國內房地產企業主要的融資渠道就是向銀行貸款，隨著銀行授信更加嚴格，房地產企業的融資面臨問題，這時，國際資本流入房地產市場，為解決融資問題，房地產公司通常采用與短期國際資本組建的私募基金及過橋貸款進行融資，保證企業項目開發，增加房產市場供給。與此同時，根據我國相關政策，外資可以在我國置產，短期國際資本注入，也會增加購買需求，這些都會讓房價升高，從而造成股價變動。其次，短期國際資本還通過房地產公司負債形式流入。主要是由于政策收緊以及銀行授信困難，在一定程度上阻礙房地產企業項目的順利開發，為擴大融資渠道，舉借外債成為目前解決融資困難的主要方法。表22008-2019年我國外債額情況年份外債余額（十億美元）短期外債余額（十億美元）短期外債占總余額的比例2008296.44171.5457.79%2009338.69199.1358.83%2010389.32235.5860.54%2011390.06226.3858.01%2012428.55259.1660.49%2013548.74375.6568.45%2014695.05500.8872.06%2015736.89540.8573.41%2016863.37676.7278.42%20171,779.941,298.3572.93%20181,382.88887.2864.18%20191,420.56870.8761.27%數據來源：國家外匯管理局在表2中，外債余額自2017年激增，主要是統計內容發生變化，原本只統計外匯外債，在這里加入了本幣（人民幣）外債。我們可以根據表內數據變化，將2008年-2019年這十二年時間，分為兩個階段，以2017年為界限，在這之前，外債余額與短期外債余額都在不斷增加，但從增速上來看，2014年到2017年這四年較為穩定，短期外債占總余額的比例都在70%以上；2017年以后，外債減少，同時短期外債比例持續下降，有可能是由于外匯市場上人民幣匯率持續變動，從而讓外匯風險增加，從而改變企業負債結構。匯率變動對我國REITs收益率影響實證分析現階段，我國并沒有較為啟動標準REITs市場，但類REITs市場經過不斷發展，已經形成成熟穩定的規模，為啟動標準REITs市場奠定了堅實基礎。目前，我國逐漸開發標準REITs產品，以此拓寬房地產投融資渠道，促進房地產行業發展。現階段，宏觀經濟因素對REITs的具體影響以及影響路徑，受到房地產行業、投資者以及政府等部分的關注。指標選取及數據來源本文模型的指標選取中，解釋變量與被解釋變量分別為人民幣實際有效匯率指數和房地產指數。房地產指數所反映的是在證券交易所上市的房地產公司股價的整體表現，是以房地產上市公司股票發行量為權重進行加權平均得出的股價指數。我國并沒有美國歷史悠久并且繁榮的REITs市場，至今沒有在國內市場推出標準版REITs產品，中國由于沒有標準版REITs，因此利用我國上市房地產公司的加權平均收益率代替REITs收益率，來進行中美市場的對比研究。隨著全球經濟一體化進程不斷加深，我國市場開放程度越來越高，對外貿易往來增加，與此同時，我國匯率制度也發生變化，現行的參考“一籃子貨幣”進行調節的有管理的浮動匯率制度，改變過去以美元為單一考察因素制定匯率政策，現如今實際有效匯率變化主要由外匯市場供需決定。以人民幣實際有效匯率指數為解釋變量，不僅可以更直觀反映出我國主要貿易伙伴國家幣值變動對人民幣幣值的影響，還可以真實的反映出人民幣相對購買力。除此之外，本文在選擇控制變量時，以一年期銀行貸款利率、貨幣供應量以及房地產開發投資總額為指標。一年期銀行貸款利率發生變化時，會讓房地產的融資成本發生改變，從而影響房地產市場供需；貨幣供應量可以反應股市中資金狀況，資本的流入、流出都能很好的體現出來，通過房地產行業股票資金的流動讓股價上漲或下跌；而房地產開發投資額則反映了房地產市場的供給狀況，也反映出整個行業的整體發展水平。為確保模型科學、準確，要對上述變量實行多重共線性檢驗，結果顯示貨幣供應量與其他變量的相關系數的絕對值都接近于1，表明該指標具有共線性，因此將其從指標中去掉。本文在進行實證檢驗之前，首先對數據進行驗證，確保這些數據真實有效，同時，2008年前出現經濟危機，2019年底出現疫情，并且匯率變動極易受市場經濟環境影響，因此選擇2008年7月至2019年9月數據，以國際清算銀行披露的人民幣實際匯率為準，用REER表示；上市房地產公司股票指數選用的是Wind經濟數據庫中公布的月收盤價，用SZ表示；一年期銀行貸款利率和房地產開發投資額的月度數據均來源于Wind經濟數據庫，分別用INT,I表示。模型建立本次實證分析主要為了檢驗人民幣實際有效匯率指數與房地產指數之間的關系，通過對前人研究文獻的梳理，筆者結合我國現實情況，選擇較為適合研究的向量自回歸模型、脈沖響應及方差分解對時間序列進行分析檢驗。根據VAR模型的理論基礎以及基本構成，該模型可以解釋因變量與自變量的聯動關系，同時做出預測，還可以將變量受到沖擊時的變化展現出來。在進行VAR模型研究之前，為了確保變量回歸真實有效，避免出現可能的偽回歸問題，首先要檢驗該模型的平穩性，可以選擇ADF法來確定序列中的單位根，若不存在單位根表示序列平穩，若存在則選用差分處理將其消除，回歸平穩狀態。同時，還要檢驗VAR模型的協整性，確保選擇的各個變量之間存在聯動關系。主要方法為Engle-Granger提出的EG兩步法和Johansen和Juselius提出的Johansen協整檢驗，本文選擇Johansen協整檢驗進行分析。具體方法如下：（公式2）（公式3）對以上兩個公式進行回歸，若，且，則對有單向影響；若，而，則對有單向影響；若，則二者相互影響，否則二者相互獨立。實證分析ADF檢驗在對指標的處理上，為了保證整個模型平穩性，消除異方差的可能，就需要對模型中的相關的變量進行對數處理，得到、、一年期貸款利率則可使用原數據。以下為相關指標的ADF檢驗檢驗結果，得到表4如下:表3ADF檢驗結果檢驗形式(C,T,K)ADF檢驗值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結論lnSZ(C,0,0)-2.8201-3.4955-2.8889-2.5853不平穩D(lnSZ)(C,0,0)-10.7589-2.5854-1.9468-1.6347平穩lnREER(C,T,1)-2.6792-4.0405-3.4475-3.1428不平穩D(lnREER)(0,0,0)-8.0401-2.5895-1.9483-1.6307平穩lnI(C,0,13)-2.5098-3.4854-2.8899-2.5591不平穩D(lnI)(C,T,12)-3.6682-4.0289-3.4487-3.1498平穩INT(C,T,2)-2.5695-4.0407-3.4612-3.1607不平穩D(INT)(0,0,0)-7.6895-2.5892-1.9607-1.6301平穩根據表3結果顯示，ADF檢驗值均大于5%臨界值，也就說明存在單位根，同時各檢驗形式的檢驗值，，，和分別為-2.8201、-2.6792、-2.5098、-2.5695，表明原始序列不平穩。而經過一階差分后的序列的ADF檢驗值D，D，D，和D的AD檢驗值為-10.7589、-8.0401、-3.6682、-7.6895，具有平穩性。由于，，，和均表現為一階單整，故可以進一步對其長期協整關系進行檢驗。Johansen協整檢驗在進行ADF檢驗后，發現變量均表現為一階單整，所以使用Johansen協整檢驗法來驗證各變量之間的聯動關系。由于協整檢驗對滯后階數較敏感，因此在進行該檢驗之前需要經過VAR模型的最優滯后期檢驗，得到結果如下表所示。表4最優滯后階數選取LagLogLLRFPEAICSCHQ0-190.8423NA0.00022.81022.85832.84121549.55011427.54890.0000-7.6305-7.1892-7.46212589.782175.25780.0000-7.9852-7.207672*-7.67513621.120156.82960.0000-8.188684*-7.0854-7.743432*4635.556825.38870.0000-8.1682-6.7392-7.58575648.447821.87250.0000-8.1285-6.3615-7.42086667.165930.72357*0.0000-8.1698-6.0602-7.32187681.766223.12470.0000-8.1785-5.6894-7.14798697.449723.94150.0000-8.1327-5.3497-7.0215在經過最優滯后階數選取（表4）中，，，，統計數據，確定變量間的最優滯后階數為3，協整檢驗選取則有所不同，需要選擇滯后階數則為2。明確選擇后，通過Johansen協整檢驗，繪制成表，具體如下。表5協整檢驗結果HypothesizedTrace0.05No.ofCE(s)EigenwalueStatistic臨界值Prob.**None*0.256841.166128.59680.0112Atmost10.124818.072922.2890.1843Atmost20.082110.912415.88210.2679Atmost30.04094.72699.17410.3271從表5可以發現，假設的結果，同時得到的P值較大，假設VAR模型各變量回歸系數之間不存在協整關系時，TraceStatistic=41.1661>28.5968（0.05臨界值）不成立，因此原假設成立，反映出人民幣實際有效匯率指數（REER）、房地產指數（SZ）、一年期貸款利率（INT）、房地產開發投資額（lnI）之間存在多個長期協整關系。用公示表示為：（公式4）根據Johansen協整檢驗結果顯示，從長期角度看，人民幣實際有效匯率進過對數處理后與上證地產指數經過對數處理后成正效應，人民幣實際有效匯率提升1個百分點，上證房地產指數會增加1.94個百分點。INT（一年期貸款利率）與lnSZ成負效應，當INT提升1個百分點時，lnSZ會降低0.057個百分點；（房地產開發投資額）與lnSZ成正效應，當提升1個百分點時，lnSZ會增加0.1179個百分點。Granger因果檢驗經過Johansen協整檢驗后，說明lnREER與lnSZ之間存在長期協整關系，采用格蘭杰因果檢驗法進一步檢驗。前文中得出變量間的最優滯后階數為3，格蘭杰因果檢驗結果如下，詳見表7。表6格蘭杰因果檢驗結果NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.lnREER不是lnSZ的格蘭因果檢驗1444.9601**0.0365lnSZ不是lnREER格蘭因果檢驗5.9101**0.0223INT不是lnSZ格蘭因果檢驗1447.6711***0.0000lnSZ不是lNT格蘭因果檢驗1.04470.3868lnI不是lnSZ格蘭因果檢驗1443.4241*0.0654lnSZ不是lnI格蘭因果檢驗0.46280.7228注:***、**、*分別表示在0.01,0.05,0.1的顯著水平下顯著。根據表6格蘭杰因果檢驗結果，在0.01的顯著水平下，INT不是1nSZ的Granger原因假設不成立，而lnSZ不是lNT的Granger原因假設成立，所以INT是lnSZ發生變化的Granger原因；在0.05的顯著水平下，lnREER不是lnSZ的Granger原因的假設以及lnSZ不是lnREER的Granger原因的假設均不成立，這說明lnSE與lnREER之間互為因果關系；在0.1的顯著水平下，lnI不是1nSZ的Granger原因的假設不成立，但1nSZ不是1nI的Granger原因的假設成立，所以lnI的變化會影響到lnSZ。VAR模型的建立及其穩定性檢驗根據最優滯后階數選取，確定VAR模型的最優滯后階數為3，建立模型如下：（公式5）在式中，經過對數處理后的數值用表示，差分處理后的數值用表示，滯后階數用表示，擾動項則用來表示。在經過ADF檢驗后，可知各變量皆為一階單整，經過平穩性檢驗，所以在建立VAR模型時選取平穩數據，然后對數據進行差分處理后，得出參數估計值為：表7VAR模型參數估計值DlnSZDlnREERDINTDlnIDlnSZ（-1）0.0918-0.02180.19130.1747（0.0947）（0.0187）（0.0942）（0.2709）[1.08109][-1.54941][1.93439][0.673]DlnSZ（-2）0.15130.01190.0612-0.3260（0.0964）（0.0188）（0.0952）（0.2715）[1.65598][1.33478][0.54618][-1.2102]DlnREER（-1）0.85210.4339-2.0527-6.2554（0.8719）（0.0972）（0.9579）（2.6237）[0.36396][-0.12915][-0.49138][-2.38948]DlnREER（-2）0.2879-0.0217-0.4422-4.5219（0.8112）（0.0927）（0.8965）（2.4335）[0.36396][-0.12917][-0.49237][-1.86190]DINT（-1）0.01140.01220.2833-0.6278（0.0158）（0.0186）（0.0928）（0.2436）[0.04417][0.27453][3.22285][-2.65321]DINT（-2）-0.02480.01120.19120.7975（0.0845）（0.0147）（0.0918）（0.2356）[-0.22174][0.05289][2.33582][3.54398]DlnI（-1）0.0222-0.0154-0.0224-0.4799（0.0351）（0.0121）（0.0357）（0.0858）[0.48887][-2.08495][-0.45871][-6.46652]DlnI（-2）-0.02120.0168-0.0352-0.5058（0.0148）（0.0128）（0.0388）（0.0892）[-0.42148][3.15757][-0.87765][-6.38948]C0.01720.0192-0.01120.0648（0.0212）（0.0113）（0.0212）（0.0439）[0.72185][1.38322][-0.146852][1.84217]R-squared0.05350.28240.27480.3795Adj.R-squared-0.02120.24140.23210.3547Sumsq.resids1.82880.02792.211216.7735S.E.equation0.12470.02090.13510.3705F-statistic0.81156.38466.131810.0759Loglikelihood110.3584437.149796.7542-49.1536AkaikeAIC-1.43756-5.9784-1.24170.8348Schwarzsc-1.2426-5.7568-1.00760.9587Meandependent0.03510.0172-0.03670.0829S.D.dependent0.13480.07690.14180.4428根據表7可以看出，擬合優度R較小，根本原因就是被解釋變量數據經過對數處理后，又做差分處理，然后作為基礎數據，同時VAR這些變量都是一階單整的平穩序列。在對VAR模型進行脈沖響應分析以前，要確定該模型具有平穩性，只有這樣，才能才能保證脈沖響應和方差分解的有效性。在VAR模型中，判斷AR根的穩定性，根據跟模倒數判定，當這些時，判定其具有穩定性，若這些時，則判定該VAR模型不具有穩定性，上述分析皆有可能無效。表8AR根的穩定性檢驗RootModulus-0.267731-0.616825i0.6731-0.267731+0.616825i0.67310.54470.5448-0.328588-0.021414i0.3392-0.328588+0.021414i0.33920.325778-0.024433i0.34380.325778+0.024433i0.34380.30370.3218根據表8AR根系數均小于1，表明其在單位圓內，說明VAR模型是平穩的，可以進行下一步分析。脈沖響應分析脈沖響應可以反映出當給模型一個標準差的沖擊時，因變量在短期內受該沖擊的影響所產生的波動幅度大小及持續時間長短。其實質是一個變量對另一個變量的影響分布情況，反映變量之間的動態影響。圖6、圖7、圖8分別展現了上證房地產指數對人民幣實際有效匯率、利率和房地產開發投資額的脈沖響應結果，其中縱軸代表反應程度，橫軸代表滯后期數。圖5D1nSZ對DInREER的脈沖響應圖從圖5可以看出，上證房地產指數對人民幣實際有效匯率指數給予的一個標準差的沖擊所作出的響應有一定的時滯，第1期響應為0，然后快速作出反應，在第3期時正向沖擊反應達到最大值，隨后正向沖擊反應逐漸減小，至第7期以后趨向于0。從整體來看，二者呈正相關關系，即人民幣升值會有助于上證地產指數的上漲。圖6DInSZ對DINT的脈沖響應圖從圖6可以看出，上證房地產指數對一年期貸款利率給予的一個標準差的沖擊作出響應同樣存在一定的時滯，第1期響應為0，隨后出現負向增長，即利率對上證地產指數的影響為負向。在第4期出現了正向響應，但在第5期又回到負向狀態。總的來看，沖擊反應圍繞0上下小幅波動并逐漸趨向于0，因此上證地產指數對一年期貸款利率的變動敏感度較低。圖7DInSZ對DlnI的脈沖響應圖從圖7可以看出，上證房地產指數對房地產開發投資額給予的一個標準差的沖擊所作出的反應依然存在一定程度的時滯性，第I期響應為0，在第2期時正向沖擊反應達到最大值，隨后正向沖擊反應逐漸減小，直至第3期出現了負向沖擊的最大值，隨后反應又趨于正向，圍繞0上下波動。因此，房地產開發投資總額前期會正向作用于上證地產指數，但隨著市場供求狀況的改變，其對上證地產指數的影響也會相應發生變化，供過于求時，房地產開發投資額則會反向作用于上證地產指數。方差分解通過脈沖響應分析，我們了解到了上證房地產指數與其他各個變量之間的短期動態關系，一下面將通過方差分解來進一步觀察人民幣實際有效匯率指數、利率以及房地產開發投資額對上證地產指數波動的貢獻度，即它們對上證地產指數波動所發揮的作川的相對重要程度。表9對DlnSZ方差分解的結果PeriodS.E.DlnSZDlnREERDINTDln110.1170100.00000.00000.00000.000020.117899.28780.58640.00120.125430.119498.29621.24290.01970461440.119598.02441.43400.04400517650.119797.84531.49660.11300.565160.119797.79861.51380.11360585870.119797.79371.51570.11620.586180.119797.79491.50780.11800591090.119797.79221.51780.11800.5936100.119797.79161.51690.12690.5937從上表對D1nSZ的方差分解結果可以看出，上證地產指數受其自身的干擾影響程度從第1期的100%降到第10期的97.7916%，在所有變量中占比最大，這是由于股價具有慣性效應，當期股價會在很大程度上受到過去股價的影響。表中所示D1nREER,DINT,D1nI在第1期的貢獻率均為0，表明人民幣實際有效匯率、利率以及房地產開發投資額對上證地產指數的影響都存在時滯，都是從第1期以后才使上證地產指數作出反應，并且對其影響程度不斷加大。到第10期時，人民幣實際有效匯率的貢獻率達到1.5169%，而利率和房地產開發投資額的貢獻率雖已達峰值但分別只有0.1269%和0.5937%。因此，從作用上看，人民幣實際有效匯率、利率和房地產開發投資額對上證地產指數的影響均表現出持續且波動增加的狀態；從效應大小上看，人民幣實際有效匯率對上證地產指數波動的影響程度較大，而利率及房地產開發投資額對其影響程度相對較小。結論與建議主要研究結論本文的研究主題為“匯率變動對我國房地產投資信托基金（REITs）收益影響”，但由于我國資本市場還需要進一步完善，市面上流通的僅為類REITs產品，標準REITs在國內還沒有正式上市。筆者在研究時，沒有真實REITs數據，則選取了與其最為接近的商業房地產上市公司的ABS產品數據，也就是房地產股票數據，因此可以從匯率波動影響房地產股價漲跌來進行分析。首先，根據Johansen協整檢驗結果顯示，從長期角度看，人民幣實際有效匯率進過對數處理后與上證地產指數經過對數處理后成正效應，人民幣實際有效匯率提升1個百分點，上證房地產指數會增加1.94個百分點。不僅如此，還發現一年期銀行貸款利率與上證房地產指數之間成負效應，一年期銀行貸款利率與房地產投資總額之間成正效應，驗證前文理論。其次，進行Granger因果檢驗，根據檢驗結果總結為，人民幣實際有效匯率與上證房地產指數二者之間互為因果關系，相互影響，相互作用。為了更好地理解，可以一年期銀行貸款利率、房地產投資總額等作為中介變量進行傳導研究，可以發現，當人民幣實際有效匯率上升時，也就是說明本幣價值上漲，此時用境內資產價值也會隨之升高。然后，根據脈沖相應分析的結果來看，短期內人民幣實際有效匯率對上證房地產指數正向沖擊時，當期內反應不敏感，存在一定的滯后性，當期匯率波動一般都是在下一期的上證房地產指數中表現出變化。主要是因為匯率對股票價格的影響是間接的，需要通過中介因素進行傳導才可以實現。根據脈沖響應圖可以發現，人民幣實際有效匯率作用于上證房地產指數沖擊后，隨著期數增加，上證房地產指數的反應逐漸減弱并趨于平穩。除此之外，利率沖擊上證地產沖擊時，上證抵觸指數的反應并不敏感，這主要和我國現階段實行的利率政策有關，只有在利率市場化的情況下，上證地產指數反應才較為敏感。當房地產開發投資額給予上證地產指數一個沖擊時，上證地產指數的反應存在不確定性，主要由于其包含了正向反應和負向反應，造成上證地產指數如此反應的根本原因在于，當房價上升時，房地差開發投資額增加，對房地產市場中的供應有所增加，市場上房地產需求量不定，因此不能確定供求關系，可能出現買方市場，也可能出現賣方市場，股價在買房市場中會有所下跌，在賣方市場中會有所上漲。最后，在經過方差分解檢驗后，解釋變量人民幣實際有效匯率可以更好地解釋被解釋變量房地產指數，解釋能力有所提高。由于房地產指數的變化存在一定的滯后性，第一期的貢獻率為0，從第二期開始不斷增長，但每期的漲勢有所下降，到第九期時貢獻率增長到1.5070%，第十期的貢獻率幾乎沒有變化。將人民幣實際有效匯率作為解釋變量，與其他兩個變量（一年期貸款利率、房地產開發投資額）相比，其解釋能力更強，不僅如此，隨著期數的增加，表現也更加穩定。相關建議完善我國匯率形成機制在進行匯率制度改革的進程中應該意識到，我國匯率機制改革的長遠目標是建成更加富有彈性的匯率形成機制，以便更好的發揮外匯市場和股票市場的基礎性作用，使兩個市場的價格能更有效地反映出市場的真實供求關系。在此前提下，短期內的匯率改革仍需要在主動性、漸近性、可控性原則下進行，防止外匯市場的劇烈震蕩對我國實體經濟與股票市場產生沖擊。首先，放松對外匯交易銀行主體資格的限制，讓商業銀行真正成為外匯市場的產要參與者與主導者。除銀行外，鼓勵更多有資格的金融機構和企業直接參與外匯的交易中來，使外匯市場上充滿更多的競爭者，進而使外匯市場更有效率。其次，增加外匯市場產品種類以健全外匯市場的運行機制，提高匯率風險防范意識。就外匯管理當局而言，一方面，需要對國外資本進行合理引導、分流以及限制等措施來建立有效的匯率風險對沖機制;另一方面，大力發展人民幣遠期交易、掉期交易并加強外匯產品的創新，使外匯產品多元化，增強外匯市場的避險功能。外匯儲備實行多元化管理方式。目前我國的外匯儲備主要由美元構成，我國成為了美國最大的債權國，美元幣值的變化將直接影響我國的外匯存量，外匯儲備的不均衡增大了我國的匯率風險，降低了我國抵御全球金融危機的能力。針對于這一情況，我國應當根據我國的對外貿易需求及匯率變動情況對我國的外匯儲備進行優化調整，均衡各外幣在外匯中所占比重；增加外匯儲備中實物黃金所占比重，確保外匯資產的穩定性;利用多余的外匯儲備建立海外投資基金、建立海外生產基地、促進工程承包，合理利用閑置的外匯儲備。建立REITs市場外匯風險防范機制嚴格控制跨境資本突發性流動，建立資金流動的預警體系。隨著我國逐漸放開資本金融賬戶，給我國的REITs市場發展帶來了契機也帶來了風險，應當注意的是資本項目下的自由兌換不能快于匯率體制改革進度，更不能快于產業結構調整的速度。建立跨境資本的預警體系，具體包括預警指數的確定、預警界限的范圍、信號發布途徑和預警反應措施四個方面的內容，因此應設立專門機構協調金融監管部門建立系統的預警體系，預防外匯風險的發生或者在風險發生后能及時做出應對方案。加強REITs市場穩定性，提高其防范風險的能力。我國REITs市場穩定機制不健全，當面臨外部沖擊時，缺乏相應的避險機制，因此需加強REITs市場穩定機制建設。例如，設立REITs市場平準基金作為政府調控REIT