丁 楊,羅良清
(江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院,南昌 330013)
回顧中國(guó)房地產(chǎn)的發(fā)展歷程,主要還是從1978年我國(guó)實(shí)行改革開(kāi)放。改革開(kāi)放以來(lái),房地產(chǎn)行業(yè)有了長(zhǎng)足的發(fā)展。特別是1998年以后,中央深化住房改革使得中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)入了快車道。目前它已成為我國(guó)主要的支柱產(chǎn)業(yè)并帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。從1998年住房改革以后,房屋價(jià)格就進(jìn)入了一個(gè)快速上升的階段。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的相關(guān)數(shù)據(jù),從2003~2011年全國(guó)商品房銷售均價(jià)從2359元/平米漲到5357元/平米,漲幅達(dá)127%。在這個(gè)時(shí)期,我國(guó)人均可支配收入也從2003年的8472元增長(zhǎng)到2011年的21809元,漲幅為157%。與此同時(shí),我國(guó)各地區(qū)的人均消費(fèi)也在穩(wěn)定增長(zhǎng),2003年為6511元,到2011年則為15161元,漲幅為132%。房地產(chǎn)價(jià)格之所以引起社會(huì)各個(gè)階層的廣泛關(guān)注,主要原因在于房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)直接影響到居民及企業(yè)的財(cái)富,從而影響到居民及企業(yè)對(duì)未來(lái)消費(fèi)投資等一系列決策。房地產(chǎn)是居民財(cái)富的主要組成部分,房地產(chǎn)價(jià)格成為影響居民財(cái)富多少的主要因素。本文在VAR模型的基礎(chǔ)上考察我國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)的主要影響。
本文直接選用家庭平均每人全年消費(fèi)支出(AC)和商品房年平均銷售價(jià)格(HP)分別代表居民消費(fèi)水平和房地產(chǎn)價(jià)格。數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)。在數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中,由于我國(guó)房地產(chǎn)改革從1998年開(kāi)始,所以選取了1998~2011年的相關(guān)數(shù)據(jù)。其時(shí)間序列圖見(jiàn)圖1。
圖1 1998~2011年我國(guó)居民消費(fèi)水平與房地產(chǎn)價(jià)格
時(shí)間序列首先需要檢驗(yàn)平穩(wěn)性。檢驗(yàn)的目的是為了避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。根據(jù)目前平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法,主要采用ADF方法。平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。
表1 各變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果
從上面的檢驗(yàn)結(jié)果,可以得到AC和HP均是非平穩(wěn)序列;但是一階差分ΔAC和ΔHP序列在5%的顯著性水平下為平穩(wěn)序列。說(shuō)明AC與HP是同階單整I(1)過(guò)程,AC和HP可能存在協(xié)整即長(zhǎng)期穩(wěn)定穩(wěn)定關(guān)系。
在經(jīng)濟(jì)變量中有一些變量顯著相關(guān),但它們未必都是有意義的。Granger(1969)提出一個(gè)判斷因果關(guān)系的一個(gè)檢驗(yàn)。其實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程,一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響,則稱它們具有Granger因果關(guān)系。為了更好的說(shuō)明二者之間的Granger因果關(guān)系,對(duì)上述序列進(jìn)行3期的Granger因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。
表2 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)
從上面的檢驗(yàn)結(jié)果,我們可以得到:房地產(chǎn)價(jià)格水平和居民消費(fèi)水平之間存在較強(qiáng)的因果關(guān)系。
VAR模型中滯后階數(shù)的確定是一個(gè)主要的問(wèn)題。在選擇滯后階數(shù)p的時(shí)候,一方面要滯后階數(shù)足夠大,以便完整反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征。但是另一方面,滯后階數(shù)越大,需要考慮的估計(jì)參數(shù)就越多,模型的自由度就減少。所以在進(jìn)行選擇時(shí),需要綜合考慮,既要有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng),又要有足夠數(shù)目的自由度。確定滯后階的方法主要有LR(似然比)檢驗(yàn)、AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則以及HQ指標(biāo)。對(duì)VAR模型最有自回歸階數(shù)p的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。
表3 VAR模型最佳滯后期階數(shù)
根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果:在5%的顯著性水平下,LR、FPE、AIC、SC以及HQ指標(biāo)最優(yōu)滯后項(xiàng)是4,由此確定此VAR模型的滯后項(xiàng)是4。
在滯后4期,需要對(duì)AC和HP之間進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下:
表4 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
根據(jù)上面檢驗(yàn)的結(jié)果,可以得到結(jié)論:AC與HP之間只存在唯一的協(xié)整關(guān)系。因此可以構(gòu)造具有均衡協(xié)整關(guān)系的VAR(4)模型。VAR(4)模型估計(jì)見(jiàn)表5。
由于VAR模型是一種非理論性的模型,因此在分析VAR模型時(shí),往往不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響如何,而是分析當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化,或者說(shuō)模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響,這種分析方法稱為脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。在VAR模型中,一次沖擊對(duì)第i變量的沖擊不僅直接影響第i個(gè)變量,并且通過(guò)VAR模型的動(dòng)態(tài)(滯后)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給所有的其它內(nèi)生變量,其脈沖響應(yīng)函
數(shù)表達(dá)為?Xt+s/?X1t,其中,s是沖擊作用的時(shí)間滯后間隔。建立VAR(4)模型,下面分別是對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格和居民消費(fèi)水平的脈沖響應(yīng)軌跡。
圖中橫坐標(biāo)表示沖擊發(fā)生后的時(shí)間間隔(年份),縱坐標(biāo)表示對(duì)變量沖擊的反應(yīng)程度,實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù),虛線代表正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。
表5 VAR(4)模型估計(jì)結(jié)果
圖2 VAR模型中AC對(duì)HP沖擊的響應(yīng)函數(shù)
圖3 VAR模型中HP對(duì)AC沖擊的響應(yīng)函數(shù)
圖4 VAR模型中AC對(duì)AC沖擊的響應(yīng)函數(shù)
圖5 VAR模型中HP對(duì)HP沖擊的響應(yīng)函數(shù)
房地產(chǎn)價(jià)格的脈沖響應(yīng)分析。從圖3中可以看出,當(dāng)在本期給房地產(chǎn)價(jià)格一個(gè)正沖擊后,居民消費(fèi)從第一期開(kāi)始就上升第三期達(dá)到第一個(gè)高峰隨后第四期下降;從第5期以后開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)。這表明房地產(chǎn)市場(chǎng)的某一沖擊會(huì)給居民消費(fèi)帶來(lái)同向的沖擊,即房地產(chǎn)價(jià)格上升會(huì)對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生穩(wěn)定的拉動(dòng)作用。從圖5看,房地產(chǎn)價(jià)格水平對(duì)自身在1-3期內(nèi)產(chǎn)生負(fù)向的沖擊效果,在2期達(dá)到最小值,3期小幅上升,在第五期達(dá)到一個(gè)高峰,隨后第6期下降,滯后平穩(wěn)。
消費(fèi)水平脈沖響應(yīng)分析。從圖2可以看出,當(dāng)在本期給居民消費(fèi)一個(gè)正沖擊后,房地產(chǎn)價(jià)格在前4期內(nèi)上下波動(dòng)之后在上升;隨后開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)。這表明居民消費(fèi)受外部條件的某一沖擊后,給房地產(chǎn)行業(yè)帶來(lái)同向的沖擊,而且這一沖擊具有顯著的促進(jìn)作用和較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。從圖4來(lái)看,居民消費(fèi)水平對(duì)自身在1~15期內(nèi)均產(chǎn)生正向的沖擊效果,對(duì)后續(xù)的影響也越來(lái)越大。這說(shuō)明居民消費(fèi)水平在短期和長(zhǎng)期對(duì)自身均有明顯的正向沖擊作用,這表明消費(fèi)有一個(gè)慣性作用,居民消費(fèi)水平的上漲必然帶動(dòng)自身的持續(xù)上漲。
脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來(lái)的影響。而方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化(通常用方差來(lái)度量)的貢獻(xiàn)度,進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此,方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性的信息。方差分解圖見(jiàn)圖6,其中橫軸表示滯后期間數(shù),縱軸表示貢獻(xiàn)率。
圖6 VAR模型中方差分解圖
在方差分解中可以看出,房地產(chǎn)價(jià)格水平對(duì)居民消費(fèi)水平表現(xiàn)為長(zhǎng)期的正向影響。對(duì)于當(dāng)年的房地產(chǎn)價(jià)格水平?jīng)_擊,居民消費(fèi)水平并未發(fā)生相應(yīng)的變化;第3年,對(duì)GDP增長(zhǎng)率的正向影響達(dá)到最大值10.56%;隨著時(shí)間間隔的增加,房地產(chǎn)價(jià)格水平對(duì)居民消費(fèi)的影響穩(wěn)定在這一水平。居民消費(fèi)水平在短期內(nèi)對(duì)居民后期消費(fèi)影響起主要作用,隨后比重下降;但是從長(zhǎng)期來(lái)看,居民消費(fèi)水平主要還是受到自身影響。這說(shuō)明短期內(nèi)居民消費(fèi)水平對(duì)后期居民消費(fèi)水平的影響起到主要作用,房地產(chǎn)價(jià)格水平對(duì)長(zhǎng)期居民消費(fèi)水平產(chǎn)生影響。
居民消費(fèi)水平對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格有長(zhǎng)期促進(jìn)作用,且比重越來(lái)越大,到第10年,方差貢獻(xiàn)率達(dá)到76.54%;說(shuō)明對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格水平,居民消費(fèi)支出的不斷提高促進(jìn)了房地產(chǎn)價(jià)格水平的上升。在短期,房地產(chǎn)價(jià)格水平主要受到自身的影響,隨后不斷下降,尤其是在前三年,方差貢獻(xiàn)率下降到60%水平,隨后在后續(xù)的7年緩慢下降,到第10年,方差貢獻(xiàn)率已經(jīng)下降到40%左右。這說(shuō)明在短期房地產(chǎn)價(jià)格水平主要受自身影響,但是長(zhǎng)期來(lái)看,居民消費(fèi)對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格有較強(qiáng)的作用。
從1998年,國(guó)家開(kāi)始實(shí)行住房改革以來(lái),根據(jù)已有的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),房地產(chǎn)價(jià)格與居民的消費(fèi)都呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)的趨勢(shì)。從數(shù)據(jù)中表現(xiàn)出強(qiáng)烈的相關(guān)關(guān)系,通過(guò)VAR模型可以準(zhǔn)確的判斷兩者之間的因果關(guān)系以及各時(shí)期內(nèi)兩者相互關(guān)系的判斷。
從我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格水平與居民消費(fèi)水平脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解可以得出:
(1)房地產(chǎn)價(jià)格水平在短期和長(zhǎng)期對(duì)居民消費(fèi)水平有明顯的正向沖擊作用,房地產(chǎn)價(jià)格水平的上漲導(dǎo)致居民消費(fèi)水平的上漲;居民消費(fèi)水平受到自身的影響,且影響不斷增大,可以說(shuō)居民消費(fèi)有一個(gè)慣性,極易受到前期消費(fèi)的影響。
(2)居民消費(fèi)水平在短期對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格水平有負(fù)向沖擊作用,在長(zhǎng)期有正向沖擊作用,居民消費(fèi)水平的提高短期內(nèi)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格水平的上漲有抑制作用;房地產(chǎn)價(jià)格在短期受到自身一個(gè)負(fù)作用,隨后上漲,長(zhǎng)期來(lái)看,房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)自身有長(zhǎng)期正向影響。
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