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    房地產(chǎn)價(jià)格VAR模型的實(shí)證研究

    2014-08-27 02:02:34馬未
    棗莊學(xué)院學(xué)報(bào) 2014年2期
    關(guān)鍵詞:居民收入城鎮(zhèn)居民支配

    馬未

    (安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與應(yīng)用數(shù)學(xué)學(xué)院,安徽 蚌埠 233030)

    0 引言

    房地產(chǎn)行業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要頂梁柱,它在工業(yè)化、城市化以及現(xiàn)代化的過(guò)程中興起和發(fā)展,同時(shí)它又反過(guò)來(lái)推動(dòng)了工業(yè)化、城市化和現(xiàn)代化的進(jìn)展,嫣然已經(jīng)成為現(xiàn)代社會(huì)經(jīng)濟(jì)大系統(tǒng)中一個(gè)重要的有機(jī)組成部分,也是全面建設(shè)小康社會(huì)過(guò)程中的重要一環(huán).本文的思想源于文獻(xiàn).而1980年代末和1990年代初期,日本與英國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家所經(jīng)歷的通貨膨脹中,房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)起到了先行指示器的作用.因此,各國(guó)貨幣政策當(dāng)局與經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)表示出極大的關(guān)注與興趣.由此看來(lái),房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的重大問(wèn)題.近年來(lái),隨著我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,我國(guó)居民的可支配收入也呈逐年遞增趨勢(shì),居民消費(fèi)水平也不斷提高.當(dāng)然,這在某種程度上促進(jìn)了我國(guó)房地行業(yè)的發(fā)展,國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)市場(chǎng)不斷升溫,市場(chǎng)規(guī)模不斷擴(kuò)大.同時(shí),我國(guó)居民的可支配收入的增加也加速了房地產(chǎn)價(jià)格的飛漲.因此,本文采用最小二乘估計(jì)方法作對(duì)比,建立房地產(chǎn)價(jià)格和我國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入之間的VAR模型,并進(jìn)行實(shí)證分析.

    1 文獻(xiàn)綜述

    商品住宅價(jià)格的形成受多種因素的影響,在收入對(duì)房?jī)r(jià)的應(yīng)對(duì)方面,國(guó)內(nèi)有關(guān)學(xué)者曾應(yīng)用Panel Data模型,研究認(rèn)為,對(duì)住宅價(jià)格影響貢獻(xiàn)最大的動(dòng)力因素是人均可支配收入,人均可支配收入的增加對(duì)住宅價(jià)格的推動(dòng)作用非常顯著.而有的學(xué)者則認(rèn)為人均可支配收入的變化對(duì)住宅價(jià)格變動(dòng)的影響較弱.房地產(chǎn)業(yè)在中國(guó)的發(fā)展正在經(jīng)歷一條從不太成熟到逐漸成熟的曲折的周期性成長(zhǎng)之路.向楊、徐良果等[1](2013)根據(jù)中國(guó)企業(yè)過(guò)度投資形成原因不同,將企業(yè)層面的過(guò)度投資劃分成競(jìng)爭(zhēng)型過(guò)度投資、代理型過(guò)度投資、認(rèn)知偏差型過(guò)度投資、關(guān)聯(lián)型過(guò)度投資和干預(yù)型過(guò)度投資等五類.根據(jù)向楊等對(duì)企業(yè)五種類型過(guò)度投資的定義,筆者認(rèn)為,現(xiàn)階段我國(guó)房地產(chǎn)企業(yè)存在著競(jìng)爭(zhēng)型過(guò)度投資.耿同勁[2](2013)認(rèn)為,當(dāng)銀行面對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格沖擊時(shí),不管監(jiān)管當(dāng)局實(shí)施較為寬松的或者較為嚴(yán)格的資本監(jiān)管,房地產(chǎn)價(jià)格都可能會(huì)導(dǎo)致銀行的不穩(wěn)定.同時(shí),反過(guò)來(lái),另一方面,由于新進(jìn)入企業(yè)以銀行信貸向上一代企業(yè)購(gòu)買生產(chǎn)資料用途的房地產(chǎn),房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)又是通過(guò)影響企業(yè)的利潤(rùn)而侵蝕銀行的資本,因而信貸緊縮可能會(huì)導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格的進(jìn)一步下跌.另外,郭樹華、王旭[3](2012)通過(guò)利用1998年7月到2010年12月的匯率和房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)月度數(shù)據(jù),對(duì)我國(guó)人民幣匯率和房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)聯(lián)效應(yīng)做的實(shí)證研究,發(fā)現(xiàn)隨著人民幣匯率制度的調(diào)整,匯率在房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響力也日趨加強(qiáng).由此可見(jiàn),房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)系到國(guó)民生活的各個(gè)方面,同時(shí),又反過(guò)來(lái)被影響.它對(duì)于一個(gè)國(guó)家、地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展意義重大,是涉及國(guó)計(jì)民生且敏感性較強(qiáng)的因素.陳浪南、王鶴[4](2012)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的區(qū)域互動(dòng)進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果表明,我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格互動(dòng)空間滯后效應(yīng)和時(shí)間滯后效應(yīng)的存在性,同時(shí),也證明了城鎮(zhèn)居民可支配收入是影響我國(guó)房?jī)r(jià)的重要因素.也就是說(shuō),城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長(zhǎng)會(huì)推動(dòng)各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格的上升.劉博、周晨丹等[5](2012)對(duì)土地供應(yīng)價(jià)格、面積和房地產(chǎn)價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了研究,發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)價(jià)格和土地價(jià)格之間存在相互影響關(guān)系,并且在短期內(nèi)同時(shí)受到土地供應(yīng)面積的影響,但影響程度并不高.肖堯[6](2013)采用城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比表示設(shè)城鄉(xiāng)收入差,商品住宅平均價(jià)格則運(yùn)用各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒上公布的住宅總銷售額除以住宅總銷售面積,并經(jīng)固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)平減得到.研究認(rèn)為,我國(guó)目前的城鎮(zhèn)化發(fā)展模式和GDP追逐是驅(qū)動(dòng)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的重要因素,同時(shí)土地收入與商品住宅價(jià)格對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響對(duì)沖,房地產(chǎn)因素的差距影響表現(xiàn)為中性,其是基于區(qū)域差異均等化形成的.黃瑜[7](2010)基于狀態(tài)空間模型利用2004~2009年的季度數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)相比土地價(jià)格的變化,居民收入的變化對(duì)商品住宅價(jià)格的影響更大.總體而言,專門對(duì)居民收入和房地產(chǎn)價(jià)格之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析的現(xiàn)有研究甚少,同時(shí)又由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革進(jìn)程的加快和政策因素變化較大等原因,因此本文選擇VAR模型,動(dòng)態(tài)測(cè)度居民收入對(duì)商品住宅價(jià)格的影響.

    2 模型的設(shè)定及數(shù)據(jù)的收集

    本文用商品房平均銷售價(jià)格表示房地產(chǎn)價(jià)格,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示居民收入水平,利用1991年到2011年全國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入和商品房銷售價(jià)格數(shù)據(jù)(如表1所示),采用最小二乘法,對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行分析.其中,數(shù)據(jù)處理和分析應(yīng)用Eviews6.0軟件.

    后面會(huì)陸續(xù)給出原因,我們模型設(shè)定為雙對(duì)數(shù)模型(對(duì)數(shù)對(duì)數(shù)模型):

    lnY=?+βlnX

    其中,β衡量的是Y關(guān)于X的彈性,即當(dāng)X每變動(dòng)1%時(shí),Y的均值變動(dòng)的百分比.

    表1 1999-2011年商品房銷售價(jià)格和城鎮(zhèn)居民可支配收入

    數(shù)據(jù)來(lái)源:《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(2012)》

    3 實(shí)證分析

    3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

    首先,我們對(duì)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù),這樣可以在一定程度上消除異方差問(wèn)題,同時(shí)突出彈性的意義所在.對(duì)lnY和lnX作時(shí)序圖如下:

    圖1 lnY和lnX的時(shí)序圖

    由圖1可知,lnY和lnX都存在明顯的平穩(wěn)上升趨勢(shì).表2顯示了其他描述性統(tǒng)計(jì)量:

    表2 lnY和lnX的描述性統(tǒng)計(jì)量

    3.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

    為了避免“偽回歸”,首先對(duì)時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn),我們采用ADF檢驗(yàn)方法.檢驗(yàn)方法的選取采用從一般到特殊,使用SIC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù).得到lnX~I(xiàn)(1)和lnY~I(xiàn)(1),即兩個(gè)變量均為1階單整(檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3).

    表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

    由表3可知,lnY和lnX非平穩(wěn),但經(jīng)過(guò)一階差分后平穩(wěn)了.兩變量同階單整,因此我們進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn),結(jié)果表明兩者之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系,即兩者的線性組合存在平穩(wěn)關(guān)系,說(shuō)明它們之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系.

    3.3 Granger因果檢驗(yàn)

    協(xié)整關(guān)系分析與短期動(dòng)態(tài)分析不能說(shuō)明變量之間是否存在Granger意義上的長(zhǎng)期與短期因果關(guān)系,由于lnX和lnY都為I(1)時(shí)間序列,且存在協(xié)整關(guān)系,所以,根據(jù)Granger定理(EngIe & Granger,1987)我們利用Eviews6.0對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)和居民收入的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示.

    表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

    由表4可知,對(duì)于“l(fā)nY不是lnX的Granger原因”的原假設(shè),P=0.3697>0.1,因此,在10%的顯著性水平上,不能拒絕原假設(shè),即我們沒(méi)有足夠的理由拒絕“l(fā)nY不是lnX的Granger原因”的原假設(shè).對(duì)于“l(fā)nX不是lnY的Granger原因”的原假設(shè),P=0.06872<0.1,因此,在10%的顯著性水平上,拒絕原假設(shè),即我們有足夠的理由拒絕“l(fā)nX不是lnY的Granger原因”的原假設(shè).運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)對(duì)變量間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),進(jìn)一步驗(yàn)證所建立模型對(duì)變量間因果關(guān)系的設(shè)定是合理的.

    3.4 最小二乘估計(jì)

    為了與VAR模型作對(duì)比,我們首先運(yùn)用OLS方法得出回歸模型為:

    lnyt=0.8112+0.7786lnxt

    (2.4721) (22.0780)

    R2=0.9779SE=0.0536F=487.437

    其中,β=0.7786說(shuō)明當(dāng)城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%時(shí),商品房平均銷售價(jià)格平均上升77.86%.

    3.5 VAR關(guān)系模型

    協(xié)整檢驗(yàn)是基于動(dòng)態(tài)分布滯后模型(VAR)的,所以為了估計(jì)模型的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,以得出一個(gè)有效無(wú)偏估計(jì).我們運(yùn)用Eviews6.0做出房地產(chǎn)價(jià)格和居民收入之間的VAR關(guān)系模型可表示為:

    3.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

    居民收入對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖2(a)所示.對(duì)于房?jī)r(jià)的沖擊,居民收入在當(dāng)年的反應(yīng)為零,從沖擊發(fā)生的第1年開始到第2年,居民收入有一個(gè)增加的過(guò)程,從第3年起,開始持續(xù)緩慢上下波動(dòng),一直持續(xù)到第10年.

    房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)居民收入沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)如圖2(b)所示.對(duì)于居民收入的沖擊,房?jī)r(jià)在當(dāng)年的反應(yīng)為零,從沖擊發(fā)生的第1年開始到第2年,房?jī)r(jià)有一個(gè)下降的過(guò)程,從第2年起,房?jī)r(jià)迅速增加,第3年又下降,如此上下波動(dòng)一直持續(xù)到第10年.總之,脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果顯示,房?jī)r(jià)沖擊在短期內(nèi)對(duì)居民收入水平的影響十分有限,而長(zhǎng)期來(lái)看,卻對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形成顯著的正向影響;居民收入沖擊對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生顯著的正向影響.

    圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

    3.7 方差分解

    考察VAR模型時(shí),還可以采用方差分解方法研究模型的動(dòng)態(tài)特征.為了了解各信息對(duì)模型內(nèi)生變量的相對(duì)重要性,我們可以估計(jì)出各變量的作用時(shí)滯和效應(yīng)大小.

    表5 Δlnx的方差分解

    居民收入的方差分解見(jiàn)表5.房?jī)r(jià)對(duì)于居民收入的貢獻(xiàn)度第1期為零,第2期迅速增加到5.2958%,此后逐漸增加,第3期增加為7.6234%.

    表6 Δlny的方差分解

    房地產(chǎn)價(jià)格的方差分解見(jiàn)圖6.居民收入對(duì)于房?jī)r(jià)的貢獻(xiàn)度第1期為0.0051%,第2期迅速增加到23.3394%,此后逐漸增加,第3期增加為49.2375%.總之,由表5和表6的方差分解可知:從長(zhǎng)期的角度來(lái)看,一方面,房地產(chǎn)價(jià)格上漲是居民收入增長(zhǎng)的重要解釋因素;另一方面,居民收入水平的高漲也是房地產(chǎn)價(jià)格上漲的重要解釋因素.因此,在長(zhǎng)期,房地產(chǎn)價(jià)格與居民收入之間存在著相互的重要影響.

    4 結(jié)論及政策建議

    綜上分析,本文得出如下結(jié)論:增加居民收入水平使其具有購(gòu)買能力,是增加房屋需求的最主要因素.城鎮(zhèn)居民收入水平大幅度提升,這也使得城鎮(zhèn)居民對(duì)房地產(chǎn)需求變得更大,同樣根據(jù)擁有房產(chǎn)的目的不同可以從居住需求和賺錢需求兩個(gè)方面來(lái)分析其需求變動(dòng)情況.(1)居住需求.首先,城鎮(zhèn)居民收入大幅度提升增強(qiáng)了居民購(gòu)買的能力,廣大居民改善居住條件的愿望加強(qiáng).其次,綠色住宅、健康住宅、生態(tài)住宅等正在興起,商品房檔次明顯提高,城鎮(zhèn)居民有效需求逐漸旺盛.最后,拆遷安置等相關(guān)輔助措施的進(jìn)一步完善增加了城鎮(zhèn)居民對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的整體需求,并且這部分需求將會(huì)持續(xù)穩(wěn)定的增長(zhǎng).2)賺錢需求.隨著城鎮(zhèn)居民可支配收入的提高,民間資金的不斷雄厚,大量資金需要尋找投資渠道,又因?yàn)楣善笔袌?chǎng)等高風(fēng)險(xiǎn)投資渠道的低迷狀態(tài),使得城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)而將資金投入到利潤(rùn)豐厚的房地產(chǎn)業(yè),增加了對(duì)房地產(chǎn)的需求,進(jìn)而影響了房地產(chǎn)的供需關(guān)系,促進(jìn)了房地產(chǎn)價(jià)格的上漲.因此,我們要正確理性地看待房?jī)r(jià)問(wèn)題,提高風(fēng)險(xiǎn)意識(shí),同時(shí),完善相關(guān)制度,如“新國(guó)十條”等.

    [1]向楊,徐良果,王勇軍.政府干預(yù)下企業(yè)過(guò)度投資研究述評(píng)[J].棗莊學(xué)院學(xué)報(bào),2013,30(5):95-99.

    [2]耿同勁.資本監(jiān)管與銀行體系穩(wěn)定性研究——基于房地產(chǎn)調(diào)控的視角[J].生產(chǎn)力研究,2013(4):53-56.

    [3]郭樹華,王旭.人民幣匯率與房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)聯(lián)效應(yīng)研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索,2012(l):32-37.

    [4]陳浪南,王鶴.我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格區(qū)域互動(dòng)的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究,2012,29(7):37-43.

    [5]劉博,周晨丹等.土地市場(chǎng)波動(dòng)與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系分析:基于VAR模型的實(shí)證研究[J].數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識(shí), 2012,42(13):47-54.

    [6]肖堯.城鎮(zhèn)化、房地產(chǎn)價(jià)格與城鄉(xiāng)收入差距——基于我國(guó)省區(qū)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2013(9):100-107.

    [7]黃瑜.土地價(jià)格、居民收入對(duì)商品住宅價(jià)格影響的動(dòng)態(tài)分析[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究,2010(10):24-28.

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