李棟姣++馮蘭剛

摘 要：本文根據(jù)河北省2004年至2012年共九年的季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)方法，分析了河北省房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)與GDP、M2、CPI之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明，四個(gè)變量在0.03水平上存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，并且GDP和CPI是河北省房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)變動的Granger原因。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)；平穩(wěn)性檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)；格蘭杰因果檢驗(yàn)

一、數(shù)據(jù)處理

本文采用房地產(chǎn)主成分綜合指數(shù)、GDP、M2、CPI的季度數(shù)據(jù)作為分析基礎(chǔ)，研究所需數(shù)據(jù)來源于河北省統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。其中房地產(chǎn)主成分綜合指數(shù)Z是運(yùn)用主成分分析法得到的季度數(shù)據(jù)，對Z進(jìn)行數(shù)學(xué)處理后記為X。CPI是將居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）轉(zhuǎn)化為定基指數(shù)，均以2003年的CPI作為基準(zhǔn)值（100）。用EViews 8.0觀察變量的圖形，可發(fā)現(xiàn)GDP具有十分顯著的季節(jié)規(guī)律，使用Census X12季節(jié)調(diào)整方法對其進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)計(jì)為GDPSA。

為了使所選數(shù)據(jù)更平穩(wěn)，從而減少異方差性和增強(qiáng)線性，對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)取對數(shù)，分別記為LNX、LNGDPSA、LNM2、LNCPI。

二、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)之前，必須首先對各個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，避免出現(xiàn)“偽回歸”問題。本文采用ADF根值檢驗(yàn)。

首先對LNX采用有常數(shù)項(xiàng)，按照AIC準(zhǔn)則，滯后期為4，結(jié)果見表1：

可以看到，P值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.05，ADF統(tǒng)計(jì)量大于任何顯著水平下的臨界值，故不能拒絕序列LNX具有單位根的原假設(shè)，序列LNX是不平穩(wěn)序列。對該序列進(jìn)行一階差分后再進(jìn)行ADF單位根值檢驗(yàn)，ADF統(tǒng)計(jì)量的值小于1%水平下的臨界值，說明在99%的置信度下可以認(rèn)為一階差分后的序列是平穩(wěn)的。如表2所示：

由表3可知，序列LNGDP、LNM2、LNCPI本身均為非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后，各序列均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，這表明上述序列均為一階單整序列，它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

三、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

能夠反映出多個(gè)序列之間存在的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系是協(xié)整檢驗(yàn)的意義。如果兩個(gè)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，即使兩個(gè)序列可能會因?yàn)槟硞€(gè)沖擊在短時(shí)間內(nèi)偏離了均衡位置，但從長期來看，它們?nèi)詫②呄蛴诨氐骄馕恢?，它們的運(yùn)行軌跡之間也不會相互分開太遠(yuǎn)。

本文采用Johansen極大似然法進(jìn)行檢驗(yàn)，其假設(shè)為：

H0：至多有r個(gè)協(xié)整關(guān)系。

H1：有m個(gè)協(xié)整關(guān)系。

檢驗(yàn)秩統(tǒng)計(jì)量：Qr=-T∑mi=r+1LOG（1-λi）（式1）

式1中T指的是觀測總期數(shù)，λi表示的是按照大小排列在第i位的特征值。這是一個(gè)系列檢驗(yàn)，每一次協(xié)整檢驗(yàn)都對應(yīng)著r的一個(gè)唯一取值。首先檢驗(yàn)零假設(shè)，即r=0，認(rèn)為序列之間不存在任何協(xié)整關(guān)系，接下來檢驗(yàn)r=1，也就是認(rèn)為序列之間最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，依次檢驗(yàn)r的各個(gè)取值，直到檢驗(yàn)r=m-1，認(rèn)為序列之間最多存在m-1個(gè)個(gè)協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)完成，一共進(jìn)行了m次協(xié)整檢驗(yàn)，備擇假設(shè)不變。

由于以上各變量一階差分變量均符合平穩(wěn)性條件，則在房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供應(yīng)量、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：

由上表可知，Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在0.03水平上房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供應(yīng)量和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，將該協(xié)整關(guān)系進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理之后得到以房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)作為被解釋變量的協(xié)整關(guān)系式如下：

LNX=0.623+0.541LNGDPSA+0.116LNM2+0.118LNCPI+ECMt

（7.408） （6.289） （3.512）

其中，ECMt是非均衡誤差項(xiàng)，括號內(nèi)為t值。各系數(shù)的t值均較高，這意味著模型設(shè)定正確。由上式可知，在房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供應(yīng)量、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)四變量系統(tǒng)中存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。其中，地區(qū)生產(chǎn)總值與房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)之間的長期關(guān)系彈性為0.541，即從長期來看，GDP每上漲1%，房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)相應(yīng)增加0.541%；而廣義貨幣發(fā)行量每增長1%，則房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)將相應(yīng)上漲0.116%；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增長一個(gè)百分點(diǎn)，房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)將相應(yīng)增長0.118%。由上可知，在GDP、M2、CPI三者之間，對房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)影響最大的是GDP，其次是CPI，最小的是M2。

四、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可以證明在變量之間存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但并不能解釋變量之間是否還存在Granger意義上的因果關(guān)系。運(yùn)用EViews，借助Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，滯后階數(shù)為4，得到的檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：

上表的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在90%的顯著水平下，河北省房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在雙向的Granger因果關(guān)系，同時(shí)，M2不是河北省房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)的Granger原因，但河北省房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)是M2變動的Granger原因。河北省房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)與CPI之間存在單向的Granger因果關(guān)系，CPI是河北省房地產(chǎn)周期綜合指數(shù)變動的Granger原因。（作者單位：河北地質(zhì)大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

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