《汇率变动对房产投资信托基金的收益影响实证分析》12000字

汇率变动对房产投资信托基金的收益影响实证分析目录TOC\o"1-3"\h\u一、绪论 绪论研究背景随着经济一体化、全球化程度加深。2015年8月，为进一步完善汇率中间价的市场性，我国货币当局宣布采用“收盘价＋篮子汇率”的人民币兑美元中间报价机制，但根据国家统计局公布的数据来看，2016年我国进出口贸易总额36855.57亿美元，同比2015年下降6.8%，2017年41045.04亿美元，虽稍微回缓但幅度有限。由此可以看出，汇率变动会直接影响本国进出口贸易，从而作用于国内各个经济领域，房地产市场首当其冲，房地产资产证券化产品遭到波及。这就需要房地产企业在发行相关金融产品时着重风险控制，明确汇率变动对房地产信托投资基金收益的影响。基于这种角度，本文对汇率变动和房地产投资信托基金（REITS）收益影响进行分析，希望通过本文论述实现房地产资本良性运作，从而进一步提高经营管理水平，提高经济效益，进而实现整个行业的稳步发展。研究意义理论意义由于目前国内REITS的规模较小，房地产投资信托基金的发展尚处于起步阶段，真正意义上的REITS产品不多，并且相关的收益实证分析不足，对其体系性的研究特别是其收益影响因素的研究严重缺乏，难以为其规模化、快速发展提供保障。本文对其主要影响因素——汇率进行分析，希望本次研究对后续研究者们关于房地产信托产品收益率影响因素研究的开展提供重要理论参考，丰富现有的理论研究成果，具有一定的理论价值。实践意义首先，本文从宏观角度分析REITs收益率的影响因素。同时，以学术界已有研究成果为基础，将REITS收益率影响研究进行分类归纳，整理出本文需要的理论以及研究方法，结合国内宏观经济的统计数据进行过具体分析，主要考虑的经济因素有汇率、供求、货币等，从而分析出上述经济因素发生改变时，REITs会产生怎样的改变，结合相关理论进行实证分析，总结宏观经济因素对REITs收益率的影响，从而提出可行性较高的发展REITs的政策建议。其次，本文研究主题是汇率变动对我国房地产投资信托基金（REITs）收益影响，结合我国REITs发展情况，说明发展REITs的重要性以及必要性。从房地产企业的发展层面来说，现阶段，我国REITs发展可以扩大房地产融资，提高企业资金流周转率，减小对银行贷款的依赖。综上所述，大力发展REITs不仅可以让房地产企业拓宽融资渠道，还可以提升房地产行业周转率。汇率对REITs收益率影响的机制由于我国处于社会主义初级阶段，经济不断发展，且对外开放程度不断提升，汇率制度已经从固定汇率制度逐渐调整为参考“一篮子货币”进行调节的有管理的浮动汇率制度，制度的变动让宏观经济因素发生一定的变化，从而对房地产股价也造成不同程度的影响。不仅如此，政府对房地产行业的管控政策也在不断调整，同时外汇管制条例也在变化，这些都会对房价以及相关股票造成影响。本章节重点研究汇率对REITs收益率影响的传导机制，下文展开具体论述。利率传导汇率会通过两国相对物价水平和短期资本流动这两国方面影响利率，主要呈负效应，银行贷款利率对股价的影响指标本文选取的是一年期贷款利率，根据上证地产披露数据，得出图1。图1一年期贷款利率与上证地产指数的波动数据来源:Wind数据库从我国最近的一次汇率改革以后，银行贷款利率先后调整25次，从2005年至今，以一年期贷款利率为例，在2007年一年时间里贷款利率连续5次提高，2019年一年时间里，银行贷款利率连续5次下调。从图1也可以看出，上证地产指数也在这同一段时间的前后出现巨大波动，这一验证了房地产股价对利率变化会做出反应，但存在一定的滞后性的理论。会出现滞后反应主要是由于股价不仅受到利率的影响，相关政策以及地方相关条例的发行都会影响股票价格。我们从不同角度探析利率对房地产股价的影响，具体如下：首先，从资金流向分析，贷款利率进行调整后，会让资产收益率产生一定的波动，投资者以此为依据调整持有资产组合结构，也就促使投资者进行股票交易，从而加速资本市场中资金周转率。当本币贬值时，利率有所提高，根据利益最大化原则，投资者会选择收益更加稳定的债券或是银行定期存款，这就需要将原本持有风险较大的股票抛出，撤回这一部分资金，造成股市资金流出，对房地产相关股票的需求减少，导致这些股票价格下跌；当本币升值时，利率下降，人民币购买力提高，会刺激消费，同时扩大理财需求，有更多的资金流入股市，房地产行业作为支柱性产业，得到众多投资人的青睐，需求量增加，促使其股价上涨。其次，从企业的角度出发，本币升值时，利率下降，可以减少公司融资成本，房地产企业的前期往往投资较大，融资规模也相对较大，成本下降后，可以扩大利润空间，让企业获得更大的经济效益，在此基础上，股价会随着利润增加而上涨；还可以从公式的角度进行解释股价与利率之间的关系。（公式1）根据股票内在价值公式（公式1），其中代表股息和，代表贴现率（利率），代表第期姑股息。因此，当利率下降时，公司业绩会有所提升，盈利能力增强，股息分红都会相应增加，股票的内在价值就会提升，那么在股市中的表现为股价上涨。货币供给传导我国宏观经济调控手段主要有财政政策和货币政策，货币政策可以通过增加或减少货币供应量进行。货币供应量包含三个层面，分别是流通中的现金，狭义货币与广义货币，与其对应的缩写符号为M0、M1、M2，从货币是市场流动性来看，M2流动最为稳定，真实反映出货币购买力。具相关统计表明，在2009年，我国M2增长率达到历史峰值，高达27%，截止到2019年，增长率为10%多年来持续下滑，但从存量上来看。2019年已经是2009的三倍，超过1951万亿元。根据房地产的滞后反应，其投资总额增长率峰值是M2峰值的第二年，也就是2010年，高达33%，近两年增长率都维持在7%左右，发展较为稳定。由此可以看出我国房地产市场的供给与发展同货币供给存在一定的联动性。当汇率出现波动时，政府为稳定外汇市场，通过调整外汇储备让外汇市场供需处于平衡状态，在进行外汇储备调整时，本币的发行量以及流通都会受到一定的影响。我们从流动性、利率和投资者预期三个方面分析货币供应链对房地产股价的影响，具体如下：首先，货币发行数量增加，那么市场上资本增加，刺激居民消费、投资，带动更多的资金流入股市，起到改善大盘整体情况的作用，间接带动房地产股价上涨；同时，居民累积更多的财富，选择购买不动产为投资方式的人会越来越多，从而增加买房需求，让房地产市场行成卖方市场，带动房价上涨，房地产公司会获得更多的利润。其次，从周期上来看，货币供应量增加短期内会刺激居民消费、投资，从而带动GDP增长。假设投资者均为理性投资者，那么他们在选择投资时，会综合考虑自己的投资资本结构，当实行扩张性货币政策时，理性投资者本着利益最大化原则，将更多的闲置资金来进行股票交易，更多资本流入到股市，引起大盘涨势，从而促进股价上涨。国际资本传导根据图2所示，可以看出长期以来，人民币币值持续稳定上涨，促使国际资本通过贸易往来、国内投资等手段进入国内市场。境外投资人在国内进行投资时，主要有两种方式，一种是持有本国股票，一种是持有房地产资产，在对这两种资产进行比较时会发现，我国股票市场对外开放程度不高，还处于发展中状态，运行机制、管理办法还需要进一步完善，股票投资的风险较高；而房地产行业的蓬勃发展与我国建设脚步的较快，让不动产的需求持续增长，房价的积极预期也持续存在，因此，更多的境外资本涌入房地产投资市场。图2人民币实际有效汇率指数和房地产指数走势图数据来源:国际清算银行由于国际资本大多通过资本与金融账户进入我国房地产市场，因此对于短期国际资本对房地产市场的影响，本文主要从外商直接投资和短期外债这两个层面进行分析。首先，当国内发展进程不断加快，仅依靠国内资本进行投融资，难以实现制定的经济增长目标，要在带动国内投资的基础上，合理引进外资，从而促进资本市场规模扩大与发展。外商带来资金的同时，还会带来先进的管理理念以及技术经验等，所以，我国一直大力倡导外商投资。但在制定鼓励外商投资政策的同时，也造成一定的监管盲区，大量国际游资借此冲击我国股市以及房地产市场。表12008-2019年FDI项目数、实际利用FD1总额及房地产业实际使用额年份房地产业实际使用外商直接投资金额（亿元）实际利用外商直接投资金额（亿美元）签订外商直接投资项目数（个）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数据来源：国家统计局根据表1中，外商直接投资金额和实际利用外商直接投资金额的对比可以发现，两项数据差异巨大，而我国签订外商直接投资的项目的数量基本递减趋势，但这丝毫没有影响到使用外商资金金额，这些数额不降反升，造成这种现象的主要原因极有可能是国际游资通过监管漏洞进入到我国房地产市场。自2017年以来，我国加大对房地产行业的监督力度，从而促使外商资金流入金额有所下降，在一定程度上抑制房地产投机行为。常规情况下，短期国际资本对会房地产供需产生影响，当市场供需发生变化时，股价也会有所变动。国内房地产企业主要的融资渠道就是向银行贷款，随着银行授信更加严格，房地产企业的融资面临问题，这时，国际资本流入房地产市场，为解决融资问题，房地产公司通常采用与短期国际资本组建的私募基金及过桥贷款进行融资，保证企业项目开发，增加房产市场供给。与此同时，根据我国相关政策，外资可以在我国置产，短期国际资本注入，也会增加购买需求，这些都会让房价升高，从而造成股价变动。其次，短期国际资本还通过房地产公司负债形式流入。主要是由于政策收紧以及银行授信困难，在一定程度上阻碍房地产企业项目的顺利开发，为扩大融资渠道，举借外债成为目前解决融资困难的主要方法。表22008-2019年我国外债额情况年份外债余额（十亿美元）短期外债余额（十亿美元）短期外债占总余额的比例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%数据来源：国家外汇管理局在表2中，外债余额自2017年激增，主要是统计内容发生变化，原本只统计外汇外债，在这里加入了本币（人民币）外债。我们可以根据表内数据变化，将2008年-2019年这十二年时间，分为两个阶段，以2017年为界限，在这之前，外债余额与短期外债余额都在不断增加，但从增速上来看，2014年到2017年这四年较为稳定，短期外债占总余额的比例都在70%以上；2017年以后，外债减少，同时短期外债比例持续下降，有可能是由于外汇市场上人民币汇率持续变动，从而让外汇风险增加，从而改变企业负债结构。汇率变动对我国REITs收益率影响实证分析现阶段，我国并没有较为启动标准REITs市场，但类REITs市场经过不断发展，已经形成成熟稳定的规模，为启动标准REITs市场奠定了坚实基础。目前，我国逐渐开发标准REITs产品，以此拓宽房地产投融资渠道，促进房地产行业发展。现阶段，宏观经济因素对REITs的具体影响以及影响路径，受到房地产行业、投资者以及政府等部分的关注。指标选取及数据来源本文模型的指标选取中，解释变量与被解释变量分别为人民币实际有效汇率指数和房地产指数。房地产指数所反映的是在证券交易所上市的房地产公司股价的整体表现，是以房地产上市公司股票发行量为权重进行加权平均得出的股价指数。我国并没有美国历史悠久并且繁荣的REITs市场，至今没有在国内市场推出标准版REITs产品，中国由于没有标准版REITs，因此利用我国上市房地产公司的加权平均收益率代替REITs收益率，来进行中美市场的对比研究。随着全球经济一体化进程不断加深，我国市场开放程度越来越高，对外贸易往来增加，与此同时，我国汇率制度也发生变化，现行的参考“一篮子货币”进行调节的有管理的浮动汇率制度，改变过去以美元为单一考察因素制定汇率政策，现如今实际有效汇率变化主要由外汇市场供需决定。以人民币实际有效汇率指数为解释变量，不仅可以更直观反映出我国主要贸易伙伴国家币值变动对人民币币值的影响，还可以真实的反映出人民币相对购买力。除此之外，本文在选择控制变量时，以一年期银行贷款利率、货币供应量以及房地产开发投资总额为指标。一年期银行贷款利率发生变化时，会让房地产的融资成本发生改变，从而影响房地产市场供需；货币供应量可以反应股市中资金状况，资本的流入、流出都能很好的体现出来，通过房地产行业股票资金的流动让股价上涨或下跌；而房地产开发投资额则反映了房地产市场的供给状况，也反映出整个行业的整体发展水平。为确保模型科学、准确，要对上述变量实行多重共线性检验，结果显示货币供应量与其他变量的相关系数的绝对值都接近于1，表明该指标具有共线性，因此将其从指标中去掉。本文在进行实证检验之前，首先对数据进行验证，确保这些数据真实有效，同时，2008年前出现经济危机，2019年底出现疫情，并且汇率变动极易受市场经济环境影响，因此选择2008年7月至2019年9月数据，以国际清算银行披露的人民币实际汇率为准，用REER表示；上市房地产公司股票指数选用的是Wind经济数据库中公布的月收盘价，用SZ表示；一年期银行贷款利率和房地产开发投资额的月度数据均来源于Wind经济数据库，分别用INT,I表示。模型建立本次实证分析主要为了检验人民币实际有效汇率指数与房地产指数之间的关系，通过对前人研究文献的梳理，笔者结合我国现实情况，选择较为适合研究的向量自回归模型、脉冲响应及方差分解对时间序列进行分析检验。根据VAR模型的理论基础以及基本构成，该模型可以解释因变量与自变量的联动关系，同时做出预测，还可以将变量受到冲击时的变化展现出来。在进行VAR模型研究之前，为了确保变量回归真实有效，避免出现可能的伪回归问题，首先要检验该模型的平稳性，可以选择ADF法来确定序列中的单位根，若不存在单位根表示序列平稳，若存在则选用差分处理将其消除，回归平稳状态。同时，还要检验VAR模型的协整性，确保选择的各个变量之间存在联动关系。主要方法为Engle-Granger提出的EG两步法和Johansen和Juselius提出的Johansen协整检验，本文选择Johansen协整检验进行分析。具体方法如下：（公式2）（公式3）对以上两个公式进行回归，若，且，则对有单向影响；若，而，则对有单向影响；若，则二者相互影响，否则二者相互独立。实证分析ADF检验在对指标的处理上，为了保证整个模型平稳性，消除异方差的可能，就需要对模型中的相关的变量进行对数处理，得到、、一年期贷款利率则可使用原数据。以下为相关指标的ADF检验检验结果，得到表4如下:表3ADF检验结果检验形式(C,T,K)ADF检验值1%临界值5%临界值10%临界值结论lnSZ(C,0,0)-2.8201-3.4955-2.8889-2.5853不平稳D(lnSZ)(C,0,0)-10.7589-2.5854-1.9468-1.6347平稳lnREER(C,T,1)-2.6792-4.0405-3.4475-3.1428不平稳D(lnREER)(0,0,0)-8.0401-2.5895-1.9483-1.6307平稳lnI(C,0,13)-2.5098-3.4854-2.8899-2.5591不平稳D(lnI)(C,T,12)-3.6682-4.0289-3.4487-3.1498平稳INT(C,T,2)-2.5695-4.0407-3.4612-3.1607不平稳D(INT)(0,0,0)-7.6895-2.5892-1.9607-1.6301平稳根据表3结果显示，ADF检验值均大于5%临界值，也就说明存在单位根，同时各检验形式的检验值，，，和分别为-2.8201、-2.6792、-2.5098、-2.5695，表明原始序列不平稳。而经过一阶差分后的序列的ADF检验值D，D，D，和D的AD检验值为-10.7589、-8.0401、-3.6682、-7.6895，具有平稳性。由于，，，和均表现为一阶单整，故可以进一步对其长期协整关系进行检验。Johansen协整检验在进行ADF检验后，发现变量均表现为一阶单整，所以使用Johansen协整检验法来验证各变量之间的联动关系。由于协整检验对滞后阶数较敏感，因此在进行该检验之前需要经过VAR模型的最优滞后期检验，得到结果如下表所示。表4最优滞后阶数选取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在经过最优滞后阶数选取（表4）中，，，，统计数据，确定变量间的最优滞后阶数为3，协整检验选取则有所不同，需要选择滞后阶数则为2。明确选择后，通过Johansen协整检验，绘制成表，具体如下。表5协整检验结果HypothesizedTrace0.05No.ofCE(s)EigenwalueStatistic临界值Prob.**None*0.256841.166128.59680.0112Atmost10.124818.072922.2890.1843Atmost20.082110.912415.88210.2679Atmost30.04094.72699.17410.3271从表5可以发现，假设的结果，同时得到的P值较大，假设VAR模型各变量回归系数之间不存在协整关系时，TraceStatistic=41.1661>28.5968（0.05临界值）不成立，因此原假设成立，反映出人民币实际有效汇率指数（REER）、房地产指数（SZ）、一年期贷款利率（INT）、房地产开发投资额（lnI）之间存在多个长期协整关系。用公示表示为：（公式4）根据Johansen协整检验结果显示，从长期角度看，人民币实际有效汇率进过对数处理后与上证地产指数经过对数处理后成正效应，人民币实际有效汇率提升1个百分点，上证房地产指数会增加1.94个百分点。INT（一年期贷款利率）与lnSZ成负效应，当INT提升1个百分点时，lnSZ会降低0.057个百分点；（房地产开发投资额）与lnSZ成正效应，当提升1个百分点时，lnSZ会增加0.1179个百分点。Granger因果检验经过Johansen协整检验后，说明lnREER与lnSZ之间存在长期协整关系，采用格兰杰因果检验法进一步检验。前文中得出变量间的最优滞后阶数为3，格兰杰因果检验结果如下，详见表7。表6格兰杰因果检验结果NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.lnREER不是lnSZ的格兰因果检验1444.9601**0.0365lnSZ不是lnREER格兰因果检验5.9101**0.0223INT不是lnSZ格兰因果检验1447.6711***0.0000lnSZ不是lNT格兰因果检验1.04470.3868lnI不是lnSZ格兰因果检验1443.4241*0.0654lnSZ不是lnI格兰因果检验0.46280.7228注:***、**、*分别表示在0.01,0.05,0.1的显著水平下显著。根据表6格兰杰因果检验结果，在0.01的显著水平下，INT不是1nSZ的Granger原因假设不成立，而lnSZ不是lNT的Granger原因假设成立，所以INT是lnSZ发生变化的Granger原因；在0.05的显著水平下，lnREER不是lnSZ的Granger原因的假设以及lnSZ不是lnREER的Granger原因的假设均不成立，这说明lnSE与lnREER之间互为因果关系；在0.1的显著水平下，lnI不是1nSZ的Granger原因的假设不成立，但1nSZ不是1nI的Granger原因的假设成立，所以lnI的变化会影响到lnSZ。VAR模型的建立及其稳定性检验根据最优滞后阶数选取，确定VAR模型的最优滞后阶数为3，建立模型如下：（公式5）在式中，经过对数处理后的数值用表示，差分处理后的数值用表示，滞后阶数用表示，扰动项则用来表示。在经过ADF检验后，可知各变量皆为一阶单整，经过平稳性检验，所以在建立VAR模型时选取平稳数据，然后对数据进行差分处理后，得出参数估计值为：表7VAR模型参数估计值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根据表7可以看出，拟合优度R较小，根本原因就是被解释变量数据经过对数处理后，又做差分处理，然后作为基础数据，同时VAR这些变量都是一阶单整的平稳序列。在对VAR模型进行脉冲响应分析以前，要确定该模型具有平稳性，只有这样，才能才能保证脉冲响应和方差分解的有效性。在VAR模型中，判断AR根的稳定性，根据跟模倒数判定，当这些时，判定其具有稳定性，若这些时，则判定该VAR模型不具有稳定性，上述分析皆有可能无效。表8AR根的稳定性检验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根据表8AR根系数均小于1，表明其在单位圆内，说明VAR模型是平稳的，可以进行下一步分析。脉冲响应分析脉冲响应可以反映出当给模型一个标准差的冲击时，因变量在短期内受该冲击的影响所产生的波动幅度大小及持续时间长短。其实质是一个变量对另一个变量的影响分布情况，反映变量之间的动态影响。图6、图7、图8分别展现了上证房地产指数对人民币实际有效汇率、利率和房地产开发投资额的脉冲响应结果，其中纵轴代表反应程度，横轴代表滞后期数。图5D1nSZ对DInREER的脉冲响应图从图5可以看出，上证房地产指数对人民币实际有效汇率指数给予的一个标准差的冲击所作出的响应有一定的时滞，第1期响应为0，然后快速作出反应，在第3期时正向冲击反应达到最大值，随后正向冲击反应逐渐减小，至第7期以后趋向于0。从整体来看，二者呈正相关关系，即人民币升值会有助于上证地产指数的上涨。图6DInSZ对DINT的脉冲响应图从图6可以看出，上证房地产指数对一年期贷款利率给予的一个标准差的冲击作出响应同样存在一定的时滞，第1期响应为0，随后出现负向增长，即利率对上证地产指数的影响为负向。在第4期出现了正向响应，但在第5期又回到负向状态。总的来看，冲击反应围绕0上下小幅波动并逐渐趋向于0，因此上证地产指数对一年期贷款利率的变动敏感度较低。图7DInSZ对DlnI的脉冲响应图从图7可以看出，上证房地产指数对房地产开发投资额给予的一个标准差的冲击所作出的反应依然存在一定程度的时滞性，第I期响应为0，在第2期时正向冲击反应达到最大值，随后正向冲击反应逐渐减小，直至第3期出现了负向冲击的最大值，随后反应又趋于正向，围绕0上下波动。因此，房地产开发投资总额前期会正向作用于上证地产指数，但随着市场供求状况的改变，其对上证地产指数的影响也会相应发生变化，供过于求时，房地产开发投资额则会反向作用于上证地产指数。方差分解通过脉冲响应分析，我们了解到了上证房地产指数与其他各个变量之间的短期动态关系，一下面将通过方差分解来进一步观察人民币实际有效汇率指数、利率以及房地产开发投资额对上证地产指数波动的贡献度，即它们对上证地产指数波动所发挥的作川的相对重要程度。表9对DlnSZ方差分解的结果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从上表对D1nSZ的方差分解结果可以看出，上证地产指数受其自身的干扰影响程度从第1期的100%降到第10期的97.7916%，在所有变量中占比最大，这是由于股价具有惯性效应，当期股价会在很大程度上受到过去股价的影响。表中所示D1nREER,DINT,D1nI在第1期的贡献率均为0，表明人民币实际有效汇率、利率以及房地产开发投资额对上证地产指数的影响都存在时滞，都是从第1期以后才使上证地产指数作出反应，并且对其影响程度不断加大。到第10期时，人民币实际有效汇率的贡献率达到1.5169%，而利率和房地产开发投资额的贡献率虽已达峰值但分别只有0.1269%和0.5937%。因此，从作用上看，人民币实际有效汇率、利率和房地产开发投资额对上证地产指数的影响均表现出持续且波动增加的状态；从效应大小上看，人民币实际有效汇率对上证地产指数波动的影响程度较大，而利率及房地产开发投资额对其影响程度相对较小。结论与建议主要研究结论本文的研究主题为“汇率变动对我国房地产投资信托基金（REITs）收益影响”，但由于我国资本市场还需要进一步完善，市面上流通的仅为类REITs产品，标准REITs在国内还没有正式上市。笔者在研究时，没有真实REITs数据，则选取了与其最为接近的商业房地产上市公司的ABS产品数据，也就是房地产股票数据，因此可以从汇率波动影响房地产股价涨跌来进行分析。首先，根据Johansen协整检验结果显示，从长期角度看，人民币实际有效汇率进过对数处理后与上证地产指数经过对数处理后成正效应，人民币实际有效汇率提升1个百分点，上证房地产指数会增加1.94个百分点。不仅如此，还发现一年期银行贷款利率与上证房地产指数之间成负效应，一年期银行贷款利率与房地产投资总额之间成正效应，验证前文理论。其次，进行Granger因果检验，根据检验结果总结为，人民币实际有效汇率与上证房地产指数二者之间互为因果关系，相互影响，相互作用。为了更好地理解，可以一年期银行贷款利率、房地产投资总额等作为中介变量进行传导研究，可以发现，当人民币实际有效汇率上升时，也就是说明本币价值上涨，此时用境内资产价值也会随之升高。然后，根据脉冲相应分析的结果来看，短期内人民币实际有效汇率对上证房地产指数正向冲击时，当期内反应不敏感，存在一定的滞后性，当期汇率波动一般都是在下一期的上证房地产指数中表现出变化。主要是因为汇率对股票价格的影响是间接的，需要通过中介因素进行传导才可以实现。根据脉冲响应图可以发现，人民币实际有效汇率作用于上证房地产指数冲击后，随着期数增加，上证房地产指数的反应逐渐减弱并趋于平稳。除此之外，利率冲击上证地产冲击时，上证抵触指数的反应并不敏感，这主要和我国现阶段实行的利率政策有关，只有在利率市场化的情况下，上证地产指数反应才较为敏感。当房地产开发投资额给予上证地产指数一个冲击时，上证地产指数的反应存在不确定性，主要由于其包含了正向反应和负向反应，造成上证地产指数如此反应的根本原因在于，当房价上升时，房地差开发投资额增加，对房地产市场中的供应有所增加，市场上房地产需求量不定，因此不能确定供求关系，可能出现买方市场，也可能出现卖方市场，股价在买房市场中会有所下跌，在卖方市场中会有所上涨。最后，在经过方差分解检验后，解释变量人民币实际有效汇率可以更好地解释被解释变量房地产指数，解释能力有所提高。由于房地产指数的变化存在一定的滞后性，第一期的贡献率为0，从第二期开始不断增长，但每期的涨势有所下降，到第九期时贡献率增长到1.5070%，第十期的贡献率几乎没有变化。将人民币实际有效汇率作为解释变量，与其他两个变量（一年期贷款利率、房地产开发投资额）相比，其解释能力更强，不仅如此，随着期数的增加，表现也更加稳定。相关建议完善我国汇率形成机制在进行汇率制度改革的进程中应该意识到，我国汇率机制改革的长远目标是建成更加富有弹性的汇率形成机制，以便更好的发挥外汇市场和股票市场的基础性作用，使两个市场的价格能更有效地反映出市场的真实供求关系。在此前提下，短期内的汇率改革仍需要在主动性、渐近性、可控性原则下进行，防止外汇市场的剧烈震荡对我国实体经济与股票市场产生冲击。首先，放松对外汇交易银行主体资格的限制，让商业银行真正成为外汇市场的产要参与者与主导者。除银行外，鼓励更多有资格的金融机构和企业直接参与外汇的交易中来，使外汇市场上充满更多的竞争者，进而使外汇市场更有效率。其次，增加外汇市场产品种类以健全外汇市场的运行机制，提高汇率风险防范意识。就外汇管理当局而言，一方面，需要对国外资本进行合理引导、分流以及限制等措施来建立有效的汇率风险对冲机制;另一方面，大力发展人民币远期交易、掉期交易并加强外汇产品的创新，使外汇产品多元化，增强外汇市场的避险功能。外汇储备实行多元化管理方式。目前我国的外汇储备主要由美元构成，我国成为了美国最大的债权国，美元币值的变化将直接影响我国的外汇存量，外汇储备的不均衡增大了我国的汇率风险，降低了我国抵御全球金融危机的能力。针对于这一情况，我国应当根据我国的对外贸易需求及汇率变动情况对我国的外汇储备进行优化调整，均衡各外币在外汇中所占比重；增加外汇储备中实物黄金所占比重，确保外汇资产的稳定性;利用多余的外汇储备建立海外投资基金、建立海外生产基地、促进工程承包，合理利用闲置的外汇储备。建立REITs市场外汇风险防范机制严格控制跨境资本突发性流动，建立资金流动的预警体系。随着我国逐渐放开资本金融账户，给我国的REITs市场发展带来了契机也带来了风险，应当注意的是资本项目下的自由兑换不能快于汇率体制改革进度，更不能快于产业结构调整的速度。建立跨境资本的预警体系，具体包括预警指数的确定、预警界限的范围、信号发布途径和预警反应措施四个方面的内容，因此应设立专门机构协调金融监管部门建立系统的预警体系，预防外汇风险的发生或者在风险发生后能及时做出应对方案。加强REITs市场稳定性，提高其防范风险的能力。我国REITs市场稳定机制不健全，当面临外部冲击时，缺乏相应的避险机制，因此需加强REITs市场稳定机制建设。例如，设立REITs市场平准基金作为政府调控REIT