陳燕武

中圖分類號(hào):F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

內(nèi)容摘要:本文主要運(yùn)用門(mén)限協(xié)整方法研究我國(guó)澳門(mén)地區(qū)房?jī)r(jià)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的相互關(guān)系。Copula函數(shù)相關(guān)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)二者存在著高度的相關(guān)性,而且該相關(guān)性是非對(duì)稱的;因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)二者之間存在雙向的Granger因果關(guān)系,協(xié)整檢驗(yàn)認(rèn)為二者存在著門(mén)限協(xié)整關(guān)系。同時(shí)通過(guò)門(mén)限協(xié)整方程發(fā)現(xiàn),短期房?jī)r(jià)水平的偏幅過(guò)大,將會(huì)使房?jī)r(jià)水平偏離其長(zhǎng)期均衡,滋生房地產(chǎn)泡沫。基于分析結(jié)果,我們提出了對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞:門(mén)限協(xié)整 房地產(chǎn)泡沫 對(duì)策建議

房?jī)r(jià)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的文獻(xiàn)回顧

房?jī)r(jià)問(wèn)題的研究,各界學(xué)者一般從不同的角度去探究房?jī)r(jià)漲落的原因。有些學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)的上升是由地價(jià)上升引起的,地價(jià)是房?jī)r(jià)的重要組成部分,地價(jià)的上升必然導(dǎo)致房?jī)r(jià)的上漲,同時(shí)房?jī)r(jià)對(duì)地價(jià)又存在著反作用。另外還有學(xué)者認(rèn)為房?jī)r(jià)的上升是由于經(jīng)濟(jì)體的基本面因素發(fā)生變化引起的,其中最主要的因素是經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平(用GDP來(lái)替代),一國(guó)或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,國(guó)民收入就越高,國(guó)民的購(gòu)買(mǎi)能力就越強(qiáng),對(duì)房地產(chǎn)的需求就越大,在供給不變的情況下,房?jī)r(jià)就會(huì)不斷上升。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)房?jī)r(jià)上漲的同時(shí),房?jī)r(jià)的上漲也在推動(dòng)著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,因?yàn)樵谖覈?guó)各地,房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)已經(jīng)被正式納入當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè),房地產(chǎn)的健康發(fā)展與否,直接影響著當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

對(duì)于房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系,我國(guó)也有學(xué)者對(duì)其進(jìn)行比較深入的研究。蔣文、許曉燕(2008)對(duì)浙江經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與房地產(chǎn)價(jià)格的均衡關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果表明GDP與房地產(chǎn)價(jià)格之間存在正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,GDP走勢(shì)對(duì)于房地產(chǎn)業(yè)的價(jià)格有著決定性的影響;王西軍、劉傳哲(2007)以我國(guó)1987~2004年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與GDP間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果表明,我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與GDP間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系,無(wú)論是長(zhǎng)期還是短期,我國(guó)的GDP波動(dòng)都是房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的動(dòng)因,GDP對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格起著決定性的影響,短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)的過(guò)熱容易引起房地產(chǎn)價(jià)格的過(guò)快增長(zhǎng)。

以前學(xué)者研究房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的關(guān)系,大部分都是從二者的因果關(guān)系及協(xié)整關(guān)系著手,他們都默認(rèn)房?jī)r(jià)與GDP之間是線性關(guān)系,無(wú)論是在房地產(chǎn)價(jià)格下降還是上升階段,無(wú)論是在因果關(guān)系還是協(xié)整方程的建立過(guò)程,都采用單一的線性方程去擬合二者的關(guān)系。該方法忽視了二者間的非線性關(guān)系,一般來(lái)說(shuō),房地產(chǎn)價(jià)格的上漲是緩慢的,而由金融危機(jī)或外部影響所引起房地產(chǎn)價(jià)格下降則是急劇的。2008年以來(lái),從次貸危機(jī)的爆發(fā)至全球性金融危機(jī)的發(fā)生,僅歷時(shí)一年多的時(shí)間,而美國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格上升到次貸危機(jī)之前的水平,則用了將近20年的時(shí)間。所以我們將從二者的非線性關(guān)系著手,研究二者的非線性相關(guān)關(guān)系,在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步研究二者的因果關(guān)系和非線性的協(xié)整關(guān)系。

研究方法

房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性分析,我們采用Copula函數(shù)度量。因?yàn)镃opula函數(shù)是以二者的相依函數(shù)為基礎(chǔ),再根據(jù)不同的條件得出條件概率值,只要該概率值較大,則可以說(shuō)明二者的變化趨勢(shì)是朝同一個(gè)方向的,存在著較強(qiáng)的線性或非線性相關(guān),它不僅能有效刻畫(huà)出二者的非線性相關(guān)關(guān)系,也能夠度量出二者非線性函數(shù)間的相關(guān)關(guān)系。Copula函數(shù)的類型很多,由于房地產(chǎn)樣本數(shù)據(jù)的非對(duì)稱性,本文選取對(duì)稱性較弱的Clayton Copula函數(shù)和Gumbel-H Copula函數(shù)來(lái)度量二者的相關(guān)性。因果關(guān)系檢驗(yàn)我們采用Toda和Yamamoto(1995)提出的“基于擴(kuò)展VAR模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)”法。門(mén)限效應(yīng)的檢驗(yàn)方法我們采用Hansen和Seo(2002)提出的理論,Hansen和Seo(2002)提出了一種以誤差修正項(xiàng)為門(mén)限變量的兩狀態(tài)門(mén)限協(xié)整模型(或稱為非線性誤差修正模型),并介紹了基于門(mén)限值未知情況下模型參數(shù)估計(jì)和門(mén)限效應(yīng)存在性的檢驗(yàn)方法。

我國(guó)澳門(mén)房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析

(一)樣本數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文研究我國(guó)澳門(mén)房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系,我國(guó)澳門(mén)房地產(chǎn)價(jià)格采用澳門(mén)住宅平均成交價(jià)(P)、,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用澳門(mén)的地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)。數(shù)據(jù)來(lái)源于我國(guó)澳門(mén)統(tǒng)計(jì)暨普查局網(wǎng)(http://www.dsec.gov.mo/default.aspx),樣本期間為2001年第一季度至2008年第四季度的住宅平均成交價(jià)(P)和我國(guó)澳門(mén)GDP的季度數(shù)據(jù)。由于兩變量的數(shù)據(jù)都很大,而且是極不平穩(wěn)的序列,所以本文在不影響變量間的相互關(guān)系情況下,對(duì)兩變量取對(duì)數(shù)為L(zhǎng)NP和LNGDP。

(二)Copula相關(guān)性檢驗(yàn)

接著對(duì)兩變量進(jìn)行上下尾的Copula相關(guān)性檢驗(yàn)。通過(guò)Copula相關(guān)性檢驗(yàn)可以看出無(wú)論是上尾相關(guān)還是下尾相關(guān),LNP與LNGDP的相關(guān)關(guān)系都是異常顯著的,上尾相關(guān)的相關(guān)系數(shù)在0.9以上,下尾相關(guān)的相關(guān)系數(shù)在0.945以上。但是兩變量的上下尾相關(guān)是非對(duì)稱的,而且下尾相關(guān)的強(qiáng)度要大于上尾相關(guān),這說(shuō)明在住宅價(jià)格上漲階段與下降階段,住宅價(jià)格與GDP的密切程度是不一致的,這也將導(dǎo)致二者的長(zhǎng)期變化關(guān)系不一致,所以這兩變量存在著非線性的變化關(guān)系。

(三)門(mén)限協(xié)整與誤差修正模型

單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明二者間存在雙向反饋機(jī)制,Johansen協(xié)整方法檢驗(yàn)GDP和房?jī)r(jià)證明兩者存在 “至少有1個(gè)協(xié)整向量”的假設(shè),說(shuō)明LNGDP和LNP之間存在協(xié)整關(guān)系。進(jìn)一步運(yùn)用Hansen和Seo(2002)的方法對(duì)是否存在門(mén)限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。AIC值與BIC值選擇門(mén)限協(xié)整模型的滯后階數(shù)取0,所估計(jì)的門(mén)限值 為1.904,我們建立了對(duì)應(yīng)的非線性誤差修正模型。進(jìn)一步使用Bootstrap法檢驗(yàn)估計(jì)出來(lái)的門(mén)限誤差修正模型的門(mén)限效應(yīng)是否顯著,Bootstrap次數(shù)取2000次,檢驗(yàn)的結(jié)果為L(zhǎng)M統(tǒng)計(jì)量(9.941)大于Bootstrap法所獲得的5%臨界值(7.821),對(duì)應(yīng)的P值為0.012。這說(shuō)明使用非線性誤差修正模型而不是按線性誤差修正模型來(lái)擬合LNGDP和LNP之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在非線性誤差修正模型中,門(mén)限值1.904將系統(tǒng)分為兩個(gè)狀態(tài),32.26%的樣本落在狀態(tài)二(高房?jī)r(jià)狀態(tài)),這個(gè)狀態(tài)主要分布在2004年和2006年,無(wú)論是在中國(guó)內(nèi)地還是澳門(mén)地區(qū),歷史經(jīng)驗(yàn)均證明了這一時(shí)期處于房?jī)r(jià)的高漲期,其它期間絕大部分對(duì)應(yīng)的是占全部樣本67.74%的狀態(tài)——低房?jī)r(jià)狀態(tài),特別是2007年受次貸危機(jī)的影響后,房?jī)r(jià)進(jìn)入了下降的階段。

我們繪制了兩個(gè)變量對(duì)誤差修正項(xiàng)的響應(yīng)圖,圖表顯示當(dāng)其它變量保持不變時(shí)估計(jì)出來(lái)的DLNGDP和DLNP對(duì)誤差修正項(xiàng)Wt-1的響應(yīng),反映了兩個(gè)狀態(tài)中不同的誤差修正效應(yīng)。首先分別觀察兩個(gè)狀態(tài)DLNGDP和DLNP對(duì)誤差修正項(xiàng)的響應(yīng),可以發(fā)現(xiàn),在狀態(tài)二中變量對(duì)誤差修正項(xiàng)的響應(yīng)明顯大于狀態(tài)一,表現(xiàn)出誤差修正機(jī)制的非線性,即當(dāng)變量對(duì)其系統(tǒng)均衡狀態(tài)有較大的偏離時(shí),系統(tǒng)有較大的動(dòng)力去糾正變量對(duì)系統(tǒng)均衡狀態(tài)的偏離,而當(dāng)變量對(duì)其系統(tǒng)均衡狀態(tài)的偏離較小時(shí),系統(tǒng)的誤差修正機(jī)制顯得很弱。

通過(guò)觀察誤差修正項(xiàng)的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn):第一,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方程中,兩個(gè)狀態(tài)方程對(duì)誤差項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)均為負(fù)數(shù),說(shuō)明短期非均衡狀態(tài)中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會(huì)使系統(tǒng)趨于長(zhǎng)期均衡水平。在房?jī)r(jià)水平方程中,處于第一狀態(tài)的方程,房?jī)r(jià)水平變化對(duì)誤差項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)為負(fù)數(shù),也說(shuō)明了短期非均衡狀態(tài)中房?jī)r(jià)水平會(huì)使系統(tǒng)趨于長(zhǎng)期均衡,但在第二狀態(tài)方程中,房?jī)r(jià)水平變化對(duì)誤差項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)為正數(shù),但常數(shù)項(xiàng)為負(fù)數(shù),說(shuō)明了在一定程度的短期非均衡中房?jī)r(jià)水平會(huì)使系統(tǒng)趨于長(zhǎng)期均衡,但當(dāng)短期非均衡的程度過(guò)大時(shí),房?jī)r(jià)水平會(huì)使系統(tǒng)偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)的程度更大,滋生房地產(chǎn)的泡沫。第二,狀態(tài)二經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和房?jī)r(jià)水平方程的調(diào)整系數(shù)的絕對(duì)值均大于狀態(tài)一的方程,說(shuō)明了在高房?jī)r(jià)水平期間變量對(duì)誤差修正項(xiàng)的響應(yīng)均大于低房?jī)r(jià)水平期間。

對(duì)策建議

本研究采用了Copula函數(shù)相關(guān)性檢驗(yàn)、因果關(guān)系檢驗(yàn)和門(mén)限協(xié)整三種方法對(duì)2001年第一季度至2008年第四季度我國(guó)澳門(mén)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房?jī)r(jià)水平之間的相互關(guān)系進(jìn)行了研究。經(jīng)過(guò)實(shí)證分析可得到以下結(jié)論:

首先,我國(guó)澳門(mén)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房?jī)r(jià)水平之間存在著相關(guān)關(guān)系,且相關(guān)關(guān)系都極為顯著。但是在房?jī)r(jià)的高水平與低水平,二者的相關(guān)性是非對(duì)稱的,我們?cè)诜績(jī)r(jià)的高漲階段與下降階段,不能采用單一的方程去擬合二者的長(zhǎng)期均衡或短期均衡的關(guān)系。

其次,我國(guó)澳門(mén)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房?jī)r(jià)水平存在著協(xié)整關(guān)系,而且是非線性協(xié)整關(guān)系,門(mén)限值為1.904,將誤差修正模型分為兩個(gè)狀態(tài),在高房?jī)r(jià)狀態(tài)中,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房?jī)r(jià)水平對(duì)誤差修正項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)絕對(duì)值均大于低房?jī)r(jià)狀態(tài)的調(diào)整力度。從時(shí)間上看,高房?jī)r(jià)階段大部分停留在2004年至2006年,而低房?jī)r(jià)階段大部分處于2001年至2003年,以及2007年至2008年這一期間。由于在高房?jī)r(jià)狀態(tài)的誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值較低房?jī)r(jià)狀態(tài)大,所以說(shuō)明在低房?jī)r(jià)狀態(tài),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房?jī)r(jià)水平的關(guān)系更為密切。

再次,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平方程中,兩狀態(tài)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)誤差項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)均為負(fù)數(shù),說(shuō)明當(dāng)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)出現(xiàn)短期偏離時(shí),這種短期的偏離是短暫的,經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的內(nèi)在因素會(huì)使經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平趨向于長(zhǎng)期均衡。而在房?jī)r(jià)水平方程中,當(dāng)房?jī)r(jià)處于較低水平時(shí),對(duì)誤差項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)是負(fù)數(shù),當(dāng)房?jī)r(jià)處于高位運(yùn)行時(shí),對(duì)誤差項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)則是正數(shù),這說(shuō)明是當(dāng)房?jī)r(jià)處于較低水平時(shí),當(dāng)系統(tǒng)出現(xiàn)短期的偏離時(shí),該偏離也是短暫的,系統(tǒng)內(nèi)的因素會(huì)使房?jī)r(jià)水平趨向于長(zhǎng)期均衡,而當(dāng)房?jī)r(jià)處于高位運(yùn)行時(shí),當(dāng)系統(tǒng)出現(xiàn)短期的偏離時(shí),房?jī)r(jià)水平對(duì)誤差修正項(xiàng)的響應(yīng)只會(huì)加大偏離的程度,這種偏離達(dá)到一定的程度,就會(huì)產(chǎn)生市場(chǎng)的泡沫。當(dāng)系統(tǒng)運(yùn)行至2004年時(shí),系統(tǒng)就處于狀態(tài)二中,按系統(tǒng)的理解應(yīng)該只會(huì)加大這種偏離,為何2007年后又回到了狀態(tài)一呢?這主要是由于受美國(guó)次貸危機(jī)及金融危機(jī)的影響,使得美國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的泡沫破裂,傳導(dǎo)至澳門(mén)地區(qū),使房?jī)r(jià)泡沫出現(xiàn)局部的破裂。

最后,我國(guó)澳門(mén)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房?jī)r(jià)水平之間存在雙向的Granger因果關(guān)系,經(jīng)濟(jì)的發(fā)展(倒退)會(huì)促進(jìn)房?jī)r(jià)的上升(下降),房?jī)r(jià)的上升(下降)同時(shí)也會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的(發(fā)展)。但根據(jù)二者的門(mén)限協(xié)整方程可知,二者的這種因果關(guān)系是一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系,當(dāng)二者在短期內(nèi)發(fā)生了偏離,這種關(guān)系將會(huì)發(fā)生改變,即房?jī)r(jià)的過(guò)度偏離(房?jī)r(jià)水平的第二狀態(tài)協(xié)整方程)將無(wú)法使經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展,而是使房?jī)r(jià)過(guò)度偏離其長(zhǎng)期水平,產(chǎn)生房地產(chǎn)泡沫。

根據(jù)以上結(jié)論,政策制定人員需要正確認(rèn)識(shí)到,房?jī)r(jià)過(guò)度偏離其合理價(jià)格,不僅不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展,還可能引發(fā)房地產(chǎn)的泡沫。一旦泡沫破裂,因房?jī)r(jià)與經(jīng)濟(jì)的因果關(guān)系,將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)衰退。所以在制定政策時(shí),需要考慮保持房地產(chǎn)與一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。當(dāng)房?jī)r(jià)水平過(guò)度偏離合理價(jià)格時(shí),要出臺(tái)有關(guān)政策,限制房?jī)r(jià)的過(guò)度上漲,當(dāng)房?jī)r(jià)落后于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展時(shí),要出臺(tái)一些促進(jìn)房地產(chǎn)發(fā)展的政策,以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的更快發(fā)展。政府部門(mén)人員應(yīng)該大力發(fā)展本地區(qū)經(jīng)濟(jì),根據(jù)二者的因果關(guān)系,經(jīng)濟(jì)與房?jī)r(jià)協(xié)調(diào)發(fā)展。

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