劉莎莎，牟玲玲，李鵬

（1.東北財經(jīng)大學(xué)研究生院，遼寧大連116025；2.河北工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，天津300401）

貨幣供應(yīng)量、房地產(chǎn)金融市場平穩(wěn)性-協(xié)整分析及Granger因果檢驗

劉莎莎1，牟玲玲2，李鵬2

（1.東北財經(jīng)大學(xué)研究生院，遼寧大連116025；2.河北工業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，天津300401）

本文采用單位根檢驗、協(xié)整檢驗以及Granger因果檢驗方法,研究貨幣供應(yīng)量及房地產(chǎn)金融市場穩(wěn)定性之間的因果關(guān)系及相互影響程度.研究發(fā)現(xiàn),國房景氣指數(shù)不是平穩(wěn)序列,國房景氣指數(shù)和貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系,國房景氣指數(shù)和貨幣供應(yīng)量之間存在單向因果關(guān)系,這些表明了我國正處于高速發(fā)展階段，市場經(jīng)濟發(fā)展并不完善，貨幣供應(yīng)量的調(diào)節(jié)作用可能并不能完全取得預(yù)期的效果.

土地經(jīng)濟；貨幣供應(yīng)量；國房景氣指數(shù)；Granger因果檢驗

1 引言

調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量是我國央行主要的貨幣政策之一，貨幣政策的效果如何取決于貨幣供應(yīng)量和實際經(jīng)濟增長之間的關(guān)系.貨幣供應(yīng)量對推動經(jīng)濟增長和抑制通貨膨脹起到了關(guān)鍵性作用.寬松的貨幣政策能夠促進經(jīng)濟的增長，引起消費和投資的過熱.正如2008年全球經(jīng)濟危機發(fā)生以后，國家為了盡快擺脫危機帶來的負面影響，向市場投入四萬億元以加快民生工程、基礎(chǔ)設(shè)施、生態(tài)環(huán)境建設(shè)和災(zāi)后重建等.而2009年充足的資金流向了房地產(chǎn)市場，使得房地產(chǎn)價格迅速反彈，部分城市的房屋價格達到了歷史高位，房地產(chǎn)泡沫逐漸顯現(xiàn).隨后，國家又采取了適當(dāng)緊縮的貨幣政策，減少市場上貨幣量的供應(yīng)，為房地產(chǎn)市場降溫.但由于先前過多資金流入房地產(chǎn)市場，要想真正消化這些熱錢可能會是一個相當(dāng)漫長的過程.

可以看出，穩(wěn)定的貨幣供應(yīng)量能夠有效控制消費和投資過熱，調(diào)控房地產(chǎn)價格，防止房價在巨量貨幣的沖擊下過快上漲，保證房地產(chǎn)市場能夠健康有序的向前發(fā)展.本文將采用Granger因果檢驗方法對房地產(chǎn)金融市場面臨的貨幣供應(yīng)風(fēng)險進行定量分析.

2 Granger因果檢驗?zāi)Ｐ?/h2>

Granger因果檢驗要求檢驗的變量的時間序列是平穩(wěn)的，但是很多金融、經(jīng)濟時間序列都是不平穩(wěn)定的，所以必須先對變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗.這里我們選取ADF檢驗，存在以下三種模型：

其中，模型1沒有常數(shù)項和趨勢項；模型2僅有常數(shù)項；模型3有常數(shù)項和趨勢項.一般情況下，若序列圍繞0均值上下波動，則選擇模型1；若序列具有非0均值，沒有時間趨勢變化，則選擇模型2；如序列具有隨時間變化的趨勢變動，則選擇模型3.

為了克服偽回歸的出現(xiàn)，當(dāng)檢驗的變量為非平穩(wěn)時間序列時，要對檢驗的變量進行差分使其變?yōu)槠椒€(wěn)時間序列，這樣導(dǎo)致長期穩(wěn)定關(guān)系的損失.所以必須對兩個變量進行協(xié)整檢驗，這里利用EG檢驗方法，分兩步實現(xiàn)：

（1）建立兩個時間序列的協(xié)整回歸，用最小二乘法估計各個變量的系數(shù)，并計算殘差序列；

（2）對殘差序列進行ADF檢驗.若殘差序列是平穩(wěn)的，表明兩個變量是協(xié)整的；反之，則不是協(xié)整關(guān)系. Granger因果檢驗的模型如下：

其中，u1t和u2t假定為不相關(guān).

如果y對其他變量進行回歸時，x的滯后值能夠有顯著改進對y的預(yù)測，即x的變化先于y的變化，則變量x是變量y的Granger原因，同理推出y是x的Granger原因.由于Granger因果檢驗的滯后期是任意選取的，一般要檢驗若干個不同滯后期的Granger因果檢驗且結(jié)論相同時，才能得出最終結(jié)論.

3 貨幣供應(yīng)量風(fēng)險定量分析

本文將依據(jù)歷史數(shù)據(jù)，利用Granger因果關(guān)系檢驗?zāi)Ｐ停瑢ω泿殴?yīng)量與房地產(chǎn)市場發(fā)展?fàn)顩r進行實證研究.

3.1 數(shù)據(jù)的選取

考慮到大部分學(xué)者，如邱強、虞曉芬、谷云波都是通過廣義貨幣供應(yīng)量M2和房地產(chǎn)市場之間的關(guān)系進行論證[1-3]；還有些學(xué)者如邵同堯，王曼等是論證狹義貨幣供應(yīng)量M1和通貨膨脹之間的關(guān)系[4-5]，但很少有學(xué)者研究狹義貨幣供應(yīng)量M1與房地產(chǎn)市場之間的關(guān)系，所以本文選取的是狹義貨幣供應(yīng)量M1的增長率作為衡量貨幣供應(yīng)量的指標(biāo)，用Nms來表示.國房景氣指數(shù)是全國房地產(chǎn)開發(fā)業(yè)綜合景氣指數(shù)的簡稱，主要由土地出讓收入指數(shù)、本年完成開發(fā)土地面積指數(shù)、房地產(chǎn)開發(fā)投資指數(shù)、本年資金來源指數(shù)、商品房銷售價格指數(shù)、新開工面積指數(shù)、房屋竣工面積指數(shù)和空置面積指數(shù)8個指標(biāo)組成.根據(jù)歷史相關(guān)數(shù)據(jù)，基于基期分別計算8個指標(biāo)指數(shù)，再加權(quán)計算得出國房景氣指數(shù).國房景氣指數(shù)以100為臨界值，指數(shù)值高于100為景氣空間，低于100為不景氣空間.由于該指標(biāo)綜合反應(yīng)房地產(chǎn)市場狀況，本文選取國房景氣指數(shù)作為房地產(chǎn)方面的指標(biāo)，用Gdex來表示.由于數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換能夠消除時間序列中的異方差，不改變原來的協(xié)整關(guān)系，所以我們對貨幣供應(yīng)量和國房景氣指數(shù)進行自然對數(shù)變換，變換后的變量分別用lnNms和lnGdex表示.由于我國在1998年以后才實施房改政策，所以本文選取1999年到2010年的季度數(shù)據(jù)，通過Eviews6. 0實現(xiàn).

3.2 單位根檢驗

依據(jù)lnGdex和lnNms形成新的時間序列如下圖1和圖2

圖1 lnGdex的曲線圖

圖2 lnNms的曲線圖

從圖1和2中可以看出lnGdex和lnNms的圖形都表現(xiàn)不平穩(wěn)的特性.而且圖中l(wèi)nGdex和lnNms都圍繞非0均值進行變動，所以檢驗時選用帶有常數(shù)項的模型進行,滯后階數(shù)根據(jù)AIC最小原則來確定.檢驗結(jié)果如下表1和表2.

表1 lnGdex的ADF檢驗結(jié)果

表2 lnNms的ADF檢驗結(jié)果

從上表1和表2可以看出lnGdex和lnNms的ADF統(tǒng)計量大于顯著性水平10%下的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)，說明lnGdex和lnNms都存在單位根.由此對lnGdex和lnNms進行一階差分，新的差分序列分別表示為D(lnGdex)和D(lnNms)，再次進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如下表3和表4.

表3 D(lnGdex)的ADF檢驗結(jié)果

表4 D(lnNms)的ADF檢驗結(jié)果

從上表3和表4可以看出D(lnGdex)和D(lnNms)的ADF統(tǒng)計量小于顯著性水平1%下的臨界值，所以拒絕原假設(shè)，說明D(lnGdex)和D(lnNms)是平穩(wěn)的時間序列.

3.3 協(xié)整檢驗

通過對lnGdex和lnNms進行ADF檢驗后可以得出lnGdex和lnNms都是一階單整的，因此兩者之間可能存在著協(xié)整關(guān)系，利用EG方法進行協(xié)整檢驗.

用lnGdex對lnNms進行協(xié)整回歸，得出回歸方程：lnGdex=4.668748+0.017404lnNms，說明lnGdex和lnNms之間存在著正相關(guān)關(guān)系.對殘差項進行ADF檢驗結(jié)果如表5所示.

表5 殘差項的ADF檢驗結(jié)果

從表5可以看出，殘差項的ADF統(tǒng)計量小于顯著性水平為5%下的臨界值，故拒絕原假設(shè)，說明殘差項序列是平穩(wěn)的.所以，lnGdex和lnNms之間存在協(xié)整關(guān)系.

3.4 Granger因果關(guān)系檢驗

因為lnGdex和lnGms之間存在協(xié)整關(guān)系，所以對兩者進行Granger因果關(guān)系檢驗.如下表6所示，本文選取了滯后期11-15的5種情況進行分析.

表6 lnGdex和lnNms的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

如上表6檢驗結(jié)果所示，在顯著性水平為5%的情況下，接受零假設(shè)“LNGDEX does not Granger Cause LNNMS”的概率都遠遠小于0，故拒絕零假設(shè)，也就是說國房景氣指數(shù)是貨幣供應(yīng)量的決定因素，相反，貨幣供應(yīng)量不是國房景氣指數(shù)的決定因素.

4 結(jié)論

第一，根據(jù)ADF檢驗結(jié)果表明，國房景氣指數(shù)不是平穩(wěn)序列，說明我國房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有不平穩(wěn)性；

第二，根據(jù)協(xié)整檢驗結(jié)果表明，由于國房景氣指數(shù)和貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明我國房地產(chǎn)市場和貨幣供應(yīng)量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系；

第三，根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，在滯后期數(shù)為11-15的情況下，國房景氣指數(shù)和貨幣供應(yīng)量之間存在單向因果關(guān)系，國房景氣指數(shù)是貨幣供應(yīng)量的因，房地產(chǎn)業(yè)在一定時期內(nèi)決定宏觀經(jīng)濟運行，而宏觀經(jīng)濟運行的好壞直接影響國家采取何種貨幣政策，是否增加或者減少市場上流動的貨幣供應(yīng)量.這主要是因為我國房地產(chǎn)業(yè)是我國經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，對很多產(chǎn)業(yè)都有拉動作用，起到了舉足輕重的作用.相反，貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)行業(yè)的影響相對較弱，主要是由于我國獨特的市場經(jīng)濟體制所致.我國正處于高速發(fā)展階段，市場經(jīng)濟發(fā)展并不完善，貨幣供應(yīng)量的調(diào)節(jié)作用可能并不能完全取得預(yù)期的效果.

〔1〕邱強.房地產(chǎn)金融調(diào)控政策[J].經(jīng)濟視角(下)，2010(5)：25-27.

〔2〕虞曉芬.房價對貨幣政策傳導(dǎo)的消費效應(yīng)實證研究[J].河南金融管理干部學(xué)院學(xué)報，2008，144(6)：23-26.

〔3〕谷云波.貨幣政策與房地產(chǎn)市場關(guān)系實證研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2008(12)：207-208.

〔4〕邵同堯.貨幣供應(yīng)量、資產(chǎn)價格和物價指數(shù)[J].上海商學(xué)院學(xué)報，2011，12(1)：96-100.

〔5〕王曼，王南.我國貨幣供應(yīng)量與通過膨脹、經(jīng)濟增長周期的關(guān)系研究[J].金融經(jīng)濟，2011(11)：4-5.

F822；F293

A

1673-260X（2013）07-0037-03

河北省自然科學(xué)基金項目（G2011202184）