劉國東　喬忠

摘要：本文基于協整理論、VAR模型等方法，通過對國房指數和宏觀經濟景氣指數數據的計算和分析，探討了我國房地產業(yè)發(fā)展與宏觀經濟運行狀況的關系及其之間的影響機制等問題。首先通過單位根檢驗、協整檢驗等方法，發(fā)現國房指數和宏觀經濟景氣指數間存在長期協整關系，且宏觀經濟景氣指數對國房指數具有單向因果關系；其次通過脈沖反應和方差分解，進一步得到相互影響關系的反應強度、變化規(guī)律等，并研究了不同結構沖擊的影響程度；最后建立VEC模型，發(fā)現長期趨勢的偏離在短時間內可以得到修正且修正作用明顯，宏觀經濟景氣信息對房地產市場的影響較為迅速。

關鍵詞：國房指數；宏觀經濟景氣指數；協整理論；VAR模型

中圖分類號：F2933文獻標識碼：A文章編號：1006-723X（2013）03-0048-07

我國房地產業(yè)從20世紀80年代后期逐步發(fā)展，隨著我國經濟體制建設的逐步完善，國家總體經濟水平的不斷發(fā)展，房地產業(yè)經過這二十多年的醞釀和探索，已經迅速成為推動國民經濟發(fā)展的基礎性、先導性和支柱性產業(yè)，并拉動相關配套產業(yè)的發(fā)展，形成了一個支撐宏觀經濟快速發(fā)展的重要產業(yè)群體。近年來，我國房地產業(yè)蓬勃發(fā)展的同時，房價居高不下，炒房、囤房等現象屢屢發(fā)生，中央及各地方政府也相繼出臺如“國八條”、“國六條”等調控措施對房地產業(yè)進行調控和引導。

因此，廣大學者就我國房地產價格方面展開大量研究，梁云芳，高鐵梅，賀書平[1]利用協整分析和H-P濾波方法，計算了房地產均衡價格水平及房地產價格偏離均衡價格的波動狀態(tài)，我國房地產市場價格的偏離只是受部分地區(qū)的影響等結論。嚴金海[2]運用格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型等方法，短期內房價決定地價，長期內二者相互影響等結論。杜敏杰，劉霞輝[3]建立了房地產價格變動與匯率變動之間的數量模型，通過實證研究得出匯率的小幅變動可以通過久期杠桿使房地產價格大幅度變化。依資產定價無套利規(guī)則，房地產價格的上漲需要同等幅度的地租上漲來支撐，如果上述關系不能滿足，就會產生房地產價格泡沫等結論。沈悅，劉洪玉[4]利用1995—2002年我國14城市的中房住宅價格指數與宏觀經濟基本面相關變量的平行數據，運用混合樣本回歸等分析方法，對住宅價格與經濟基本面的關系進行了實證研究，我國住宅市場并不符合有效市場假說、1998年后經濟基本面對住宅價格的解釋能力發(fā)生了顯著的變化等結論。梁云芳，高鐵梅[5]運用誤差修正模型形式的面板數據模型，從貨幣政策效應、人均GDP、房價預期等角度對房價區(qū)域波動的差異及其原因進行深入研究，得到相應結論。

綜上可知，我國廣大學者分別從房價的均衡價格、房價影響因素及機制、房價差異性等方面入手展開了廣泛研究，得到了豐富的成果。但另一方面也看到對房地產研究大多集中于對房價的研究，而對房地產業(yè)本身發(fā)展及其與我國宏觀經濟運行的關系和相互影響少有研究。因此，本文通過實證手段探討了我國房地產業(yè)發(fā)展與宏觀經濟運行狀況的關系及相互影響機制等問題。

一、主要模型和方法

本文將采用以下檢驗方法和步驟進行實證檢驗和分析：首先，檢驗各序列的平穩(wěn)性；其次，運用Engle-Grange法[6～10] （以下簡稱E-G法）進行協整性檢驗；然后，建立VAR（Vector Autoregression Model）模型[1，9]，得到模型最佳滯后階并以該滯后階為基礎進行Johansen協整檢驗[11，12]及Granger因果檢驗[10，13-15]；再次，運用Johansen協整檢驗結果對E-G法結論做出驗證，并結合E-G法和Granger因果檢驗結果分別建立國房指數和宏觀經濟景氣指數長期協整方程[7，9]；運用脈沖反應函數和方差分解[16]，分析兩者的脈沖響應效率表現情況，并研究各個信息對兩者的相對重要程度；最后，為觀察和分析上述序列間短期作用與長期均衡間的關系建立VEC模型。

（一）序列平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗法進行單位根檢驗，這是因為其檢驗效果較好，簡單易行，且在檢驗線性協整時具有較高的檢驗勢而被廣泛應用[17]。

ADF法有以下三種檢驗模型：

模型一：無趨勢和截距項

△yt=δyt-1+p11j=1λj△yt-j+ut（21）

模型二：無趨勢項，有截距項

△yt=μ+δyt-1+p11j=1λj△yt-j+ut（22）

模型三：有趨勢和截距項

△yt=μ+βt+δyt-1+p11j=1λj△yt-j+ut（23）

具體檢驗過程是通過判斷使用模型和方程參數δ，來判斷原假設H0：δ=0是否成立：若原假設成立，則表明存在單位根，序列非平穩(wěn)；反之則不存在單位根，序列平穩(wěn)。

（二）協整性檢驗

對于兩個或多個非平穩(wěn)時間序列，雖然每個時間序列具有各自的長期波動規(guī)律，如果它們是協整的，則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的均衡關系，從變量之間是否具有協整關系出發(fā)選擇模型，其數據基礎是牢固的，統(tǒng)計性質是優(yōu)良的[17]。

首先使用E-G法判斷國房指數和宏觀經濟景氣指數之間是否存在協整關系，主要步驟如下。

第一步，首先求出序列xt和yt單整的階，若單整階相同，則它們之間可能存在協整關系。其次，若兩變量是同階單整的，則用OLS法分別以xt和yt為因變量估計協整回歸方程：

yt=b0+b1xt+vt（2.4）

并分別保存回歸殘差et，作為均衡誤差vt的估計值。

第二步，對于協整變量來說，均衡誤差估計值必須是平穩(wěn)的。為檢驗其平穩(wěn)性，對上一步保存的et應用ADF檢驗法估計建立如下方程：

△et=δet-1+p11j=2δj△et-j+1+νt（2.5）

若均衡誤差估計值et是平穩(wěn)的，則yt與xt是協整的；反之則不是協整的。

（三）VAR模型

由于Johansen協整檢驗、Granger因果檢驗及脈沖反應函數等都可在VAR模型框架下建立，本文建立VAR模型：

yt=A1yt-1+……+Apyt-p+Bxt+εt（26）

其中yt是k維內生變量向量，xt是d維外生外生變量向量，A1，…，AP和B是待估矩陣.εt是隨機擾動項。由于內生變量有p階滯后，所以上述模型叫做VAR（p）模型。

在VAR模型框架下，對國房指數和宏觀經濟景氣指數序列進行Johansen協整檢驗以對E-G法所做協整檢驗結果進行驗證，并得到相一致的結果。

（四）VEC模型

VEC模型（即向量誤差修正模型）的誤差修正項表示對變量長期均衡關系在短期內偏離糾正調節(jié)作用的大小，模型形式如下：

Δyt=α0+∑m11k=1αkxt-k+∑m11k=1βkyt-k+δecm+μt（2.7）

二、數據說明和實證分析

（一）數據來源及預處理

本文主要研究我國房地產業(yè)和宏觀經濟整體運行狀況的關系和相互影響情況。我國統(tǒng)計局公布的“全國房地產開發(fā)業(yè)綜合景氣指數”（以下簡稱“國房指數”）是針對房地產業(yè)發(fā)展變化趨勢和變化程度的綜合量化反映的指數體系。宏觀經濟景氣指數具體包括：一致指數、先行指數、滯后指數及預警指數具體解釋詳見www.cemac.org.cn。由于一致指數反映當期我國宏觀經濟的基本走勢情況，本文僅使用一致指數數據表示宏觀經濟景氣指數。

其次，我國自1998年底開始實行一系列房地產改革，1999年開始在全國范圍內推行住房分配貨幣化制度，停止福利分房，正式開始住房制度改革的市場化進程。因此本文選取我國1999年1月至2011年12月國房指數和宏觀經濟景氣指數月度數據為實證研究數據，并剔除缺失及不匹配數據，最終得到165對數據數據整理自國家統(tǒng)計局公布統(tǒng)計資料，具體見統(tǒng)計局網站http：//www.stats.gov.cn/tjsj/。

最后，本文在實證檢驗中全部使用自然對數數據。這主要是因為：（1）對數化并不影響統(tǒng)計特性與VAR模型的建立和檢驗。（2）降低異方差性影響。同時將國房指數序列定義為xt，宏觀經濟景氣指數為yt，其對數序列數據相應為ln xt和ln yt。

（二）協整性檢驗

1平穩(wěn)性檢驗

首先運用ADF法未經特殊說明，本文實證計算及檢驗均由Eviews6.0完成對ln xt和ln yt及它們的一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，結果見下表：

2E-G協整性檢驗

上述序列均為一階單整序列，接下來使用E-G法檢驗序列l(wèi)n xt和ln yt之間的協整關系。首先分別以ln xt和ln yt為因變量做出它們的OLS回歸并得到相應的兩個殘差序列e1， e2，然后檢驗殘差平穩(wěn)性，檢驗結果如下表：

分別以ln xt和ln yt為因變量得到的兩個回歸殘差均平穩(wěn)，因此國房指數與宏觀經濟景氣指數間存在協整關系。

（三）建立VAR模型

1VAR模型的建立

由E-G協整檢驗得出ln xt和ln yt存在協整關系，但無法確定兩者之間是否存在滯后期的影響以及該影響作用是否顯著，因此建立VAR模型。表3VAR模型滯后階AIC和SC值

4 脈沖反應和方差分解

脈沖反應函數可以反映VAR模型內某一內生變量的沖擊對其他內生變量所帶來的反應。通過對內生變量協方差矩陣進行Cholesky分解，可得正交化脈沖響應函數圖2和圖3。

國房指數和宏觀經濟景氣指數波動一方面受自身變化的影響，另一方面還受到對方的影響，且上述影響均呈先增后減的特點。相對而言，國房指數對自身及對宏觀經濟景氣指數的影響較為平緩且持續(xù)時間較短，大約50期左右即達到收斂；而宏觀經濟指數對國房指數沖擊影響更為強烈，影響持續(xù)時間較長，如在15期左右的反應顯示為負，且大約在80期附近才達到收斂狀態(tài)。

三、結論

通過本文實證檢驗與分析，可得以下結論：

（1）通過協整檢驗，發(fā)現國房指數和宏觀經濟景氣指數間均存在協整關系，說明我國房地產業(yè)和宏觀經濟整體運行情況密切相關。長期協整方程的建立從數量角度揭示出二者間的長期均衡關系。

（2） 由Granger因果檢驗得到，我國宏觀經濟景氣程度對房地產行業(yè)的發(fā)展和運行具有單向引導作用。

（3）國房指數和宏觀經濟景氣指數的波動一方面會受到自身變化的影響，另一方面還受到對方的影響，且上述影響均呈現先增后減的特點。相對而言，國房指數對自身及對宏觀經濟景氣指數的影響較為平緩且持續(xù)時間較短；而宏觀經濟指數對國房指數沖擊影響更為強烈，且影響持續(xù)時間較長。

（5）通過方差分解可得，國房指數和宏觀經濟景氣指數誤差主要由自身解釋，但國房指數占有重要的解釋能力。一定程度上反映出我國房地產業(yè)作為支柱產業(yè)對國民經濟具有重要影響，房地產的沖擊對經濟具有長期影響。

（6）通過建立VEC模型，發(fā)現長期趨勢的偏離在短時間內可以得到修正，且修正作用明顯，同時宏觀經濟景氣信息對房地產市場的影響較為迅速。

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〔責任編輯：黎玫〕