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        宏觀經(jīng)濟(jì)因素對房價的影響

        2016-06-08 02:21:08曹小林
        商業(yè)會計 2016年10期
        關(guān)鍵詞:協(xié)整檢驗脈沖響應(yīng)宏觀經(jīng)濟(jì)

        摘要:本文利用計量方法定量分析宏觀經(jīng)濟(jì)變量對房價的影響效應(yīng)。試圖找出影響房價具有代表性的宏觀經(jīng)濟(jì)變量,并對相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗、協(xié)整檢驗等,以此對房地產(chǎn)市場與宏觀經(jīng)濟(jì)的長期均衡關(guān)系進(jìn)行考察;運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗來考察房價變化的成因;通過對宏觀經(jīng)濟(jì)與房價關(guān)系的定量研究及相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)分析,為政府決策提供指導(dǎo)。

        關(guān)鍵詞:宏觀經(jīng)濟(jì) 協(xié)整檢驗 單位根檢驗 脈沖響應(yīng) 誤差分解

        一、引言

        影響我國房價的因素是多方面的,包括政治、經(jīng)濟(jì)、社會、人口、環(huán)境以及政策體制等,因素之間相互影響,關(guān)系錯綜復(fù)雜,很難全方位地定量研究房價的影響因素及其重要程度。在上述影響因素中,宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素具有最重要的意義與作用。宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素主要包括國內(nèi)生產(chǎn)總值、利率、通貨膨脹率以及貨幣供應(yīng)量。鑒于房地產(chǎn)在經(jīng)濟(jì)中的影響是非常重要的,因此,將房價與宏觀經(jīng)濟(jì)聯(lián)系起來研究是具有現(xiàn)實意義的。一方面,房地產(chǎn)市場的外部環(huán)境受宏觀經(jīng)濟(jì)的影響;另一方面,房價直接影響家庭或企業(yè)的財富變化,進(jìn)而通過影響消費和投資進(jìn)一步影響宏觀經(jīng)濟(jì)。自1967年東南亞金融危機(jī)后,如何保證房地產(chǎn)市場與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性互動受到廣泛關(guān)注。目前關(guān)于房價和宏觀經(jīng)濟(jì)的研究已成為社會各界關(guān)注的熱點。

        二、實證研究

        (一)指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)來源

        為了保證數(shù)據(jù)的可得性與可靠性,以及全面反映住房體制改革以來中國房地產(chǎn)市場價格變化情況,本文選取了自1999年1季度到2012年1季度共53個樣本來研究房地產(chǎn)價格與宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的關(guān)系。GDP,是一定時期內(nèi)(一個季度或一年),一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和提供勞務(wù)的市場價值的總值,它是衡量國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況最重要的一個指標(biāo)。貸款利率(R),是指貸款期限內(nèi)利息數(shù)額與本金額的比例。CPI,是反映一定時期內(nèi)城鄉(xiāng)居民所購買的生活消費品價格和服務(wù)項目價格變動趨勢和程度的相對數(shù),是對城市居民消費價格指數(shù)和農(nóng)村居民消費價格指數(shù)進(jìn)行綜合匯總計算的結(jié)果。貨幣供應(yīng)量,是指一國在某一時期內(nèi)為社會經(jīng)濟(jì)運轉(zhuǎn)服務(wù)的貨幣存量,它由包括中央銀行在內(nèi)的金融機(jī)構(gòu)供應(yīng)的存款貨幣和現(xiàn)金貨幣兩部分構(gòu)成。而本文中參與實證分析的房價數(shù)據(jù)是由房地產(chǎn)銷售額除以房屋的面積得出的數(shù)據(jù),記為HP。其中房地產(chǎn)銷售額是報告期內(nèi)出售房屋的合同總價款,包括現(xiàn)房和期房。面積是指報告期內(nèi)施工的全部房屋建筑面積和已經(jīng)全部完工并經(jīng)驗收鑒定合格且正式移交使用單位的房屋建筑面積。

        宏觀經(jīng)濟(jì)因素與房價之間的關(guān)系是相互影響、相互制約的。因此,可以建立向量自回歸模型。由于VAR模型中單個參數(shù)估計值的解釋是較困難的,故本文不列出VAR模型的具體形式,為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動,降低數(shù)據(jù)異方差的影響,在實證之前先對各序列進(jìn)行對數(shù)化處理,新序列分別記為LNGDP、LNR、LNCPI、LNM2、LNHP。

        (二)數(shù)據(jù)處理

        1. 單位根檢驗。

        (1)LNGDP的單位根檢驗。該數(shù)據(jù)具有明顯的上升趨勢,并且含有常數(shù)項,因此對其進(jìn)行ADF單位根檢驗,檢驗t統(tǒng)計量值是-2.86,大于顯著性水平為10%的臨界值,結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,是非平穩(wěn)的。AIC和SC準(zhǔn)則都是評價檢驗效果的有效手段,該檢驗結(jié)果顯示的值分別為-6.42和-6.14,值都比較小,表明對該序列采用ADF檢驗合適。對該序列經(jīng)過一階差分后進(jìn)行ADF單位根檢驗,由表1知,檢驗t統(tǒng)計量值為-2.57,小于顯著性水平為1%的臨界值,表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè),認(rèn)為一階差分后的序列不存在單位根,是平穩(wěn)的序列,所以LNGDP序列經(jīng)過一階差分后平穩(wěn),是一階單整序列。

        (2) LNR的單位根檢驗。對LNR數(shù)據(jù)進(jìn)行圖像分析后可以發(fā)現(xiàn)它有常數(shù)項,但是趨勢并不明顯,因此對該序列進(jìn)行含有常數(shù)項不含趨勢項的ADF單位根檢驗,檢驗t統(tǒng)計量值是-2.49,大于顯著性水平為10%的臨界值,結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,是非平穩(wěn)的。由輔助方程的估計和檢驗結(jié)果,得AIC和SC準(zhǔn)則都是評價檢驗效果的有效手段,該檢驗結(jié)果顯示的值分別為-4.56和-4.49,值都比較小,表明對該序列采用ADF檢驗合適。見表2。對該序列經(jīng)過一階差分后進(jìn)行ADF單位根檢驗,檢驗t統(tǒng)計量值為-7.08,小于顯著性水平為1%的臨界值,表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè),認(rèn)為一階差分后的序列不存在單位根,是平穩(wěn)的序列,所以LNR序列經(jīng)過一階差分后平穩(wěn),是一階單整序列。

        (3)LNCPI的單位根檢驗。LNCPI含有常數(shù)項和趨勢項進(jìn)行ADF單位根檢驗,由表2知,檢驗t統(tǒng)計量值是-1.64,大于顯著性水平為10%的臨界值,結(jié)果表明不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,是非平穩(wěn)的。AIC和SC準(zhǔn)則都是評價檢驗效果的有效手段,該檢驗結(jié)果顯示的值分別為-8.59和-8.14,值都比較小,表明對該序列采用ADF檢驗合適。對該序列經(jīng)過一階差分后進(jìn)行ADF單位根檢驗,檢驗t統(tǒng)計量值為-6.11,小于顯著性水平為1%的臨界值,表明至少可以在99%的置信水平下拒絕原假設(shè),認(rèn)為一階差分后的序列不存在單位根,是平穩(wěn)的序列,所以LNCPI序列經(jīng)過一階差分后平穩(wěn),是一階單整序列。見表1。

        2.協(xié)整檢驗。上述ADF檢驗證明5個變量的水平序列均為非平穩(wěn)序列,而一階差分序列均為平穩(wěn)序列,可以進(jìn)行VAR模型分析。先生成一個VAR模型,本例將常數(shù)項作為外生變量。在建立VAR模型時,VAR模型滯后階數(shù)的選擇非常重要,計算出各種標(biāo)準(zhǔn),選擇無約束VAR模型的滯后階數(shù)。填入4階來檢驗,將顯示出直至最大滯后階數(shù)的各種信息標(biāo)準(zhǔn),根據(jù)LR、FPE、AIC和SC標(biāo)準(zhǔn),選擇建立4階VAR模型是合適的。見表3。

        基于上述的單位根檢驗,在90%的置信水平下都拒絕原假設(shè),數(shù)據(jù)都是一階差分后不存在單位根,即都為一階單整序列,在個變量同階平穩(wěn)的前提下,進(jìn)行多變量協(xié)整分析,對上述模型得到的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。用回歸模型的估計殘差序列采用無常數(shù)項、無趨勢項的單位根檢驗,結(jié)果顯示殘差的ADF的檢驗結(jié)果如表4,由于檢驗統(tǒng)計量值為-6.02,小于顯著性水平0.01時的臨界值-3.58,拒絕原假設(shè),因此可認(rèn)為估計殘差序列為平穩(wěn)序列,表明以上各變量之間存在著長期協(xié)整關(guān)系。對模型的滯后期進(jìn)行篩選,由表3得出結(jié)論是使用4階的滯后期為最優(yōu)。

        文中采用Johansen提出的協(xié)整檢驗法。協(xié)整檢驗設(shè)定為協(xié)整空間不含常數(shù)項和趨勢項。輸出結(jié)果的第一部分給出了協(xié)整關(guān)系的數(shù)量,并以兩種檢驗統(tǒng)計量的形式顯示:第一張檢驗結(jié)果是所謂的跡統(tǒng)計量,列在第一個表格中;第二種檢驗結(jié)果是最大特征值統(tǒng)計量,列在第二個表格中。對于每一個檢驗結(jié)果,第一列顯示了在原假設(shè)成立條件下的協(xié)整關(guān)系數(shù);第二列是矩陣按由大到小排序的特征值;第三列是跡統(tǒng)計量或最大特征值統(tǒng)計量;第四列是在5%顯著性水平下的臨界值;最后一列是根據(jù)臨界值所得到的P值。

        本例雖然這些序列自身非平穩(wěn),但其某種線性組合卻平穩(wěn)。這個線性組合反映了變量長期穩(wěn)定的比例關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系?;赩AR模型進(jìn)行各序列的協(xié)整檢驗,得出至少在0.05的水平下序列包含2個協(xié)整關(guān)系。這與上述的協(xié)整檢驗結(jié)果一致。

        (三)實證結(jié)果分析

        房價與宏觀經(jīng)濟(jì)之間從長期看存在穩(wěn)定關(guān)系,從短期看卻存在失衡。短期內(nèi)房價或GDP偏離長期均衡時,經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的調(diào)整機(jī)制并不顯著。因此,當(dāng)房價脫離實體經(jīng)濟(jì)基本面因素上漲而產(chǎn)生泡沫時,經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)無法自動回復(fù)到均衡狀態(tài),必須依靠政府的宏觀調(diào)控。這為政府調(diào)控房地產(chǎn)市場和宏觀經(jīng)濟(jì)提供了依據(jù)。

        實證表明,貸款利率R對房價在前兩期內(nèi)有輕微的負(fù)向影響,之后都有滯后期的反向影響,這與成豫婷及耿強(qiáng)(2011)的研究結(jié)果是一致的。利率提高能有效抑制房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)貸款,但不能抑制個人住房貸款,在快速城市化進(jìn)程以及人民幣升值條件下,存在強(qiáng)勁的房地產(chǎn)需求,使得利率政策的作用不是非常明顯。從本文的具體研究時期來看,2006年初至2008年11月,為抑制房價的快速上漲,央行一直采取緩速提升五年以上貸款利率的政策,而這段時期的利率提升并沒有對房價產(chǎn)生顯著的影響,房價增速保持穩(wěn)定;2008年11月后為應(yīng)對國際金融危機(jī)的影響,央行迅速下調(diào)了人民幣五年以上貸款利率,并開始執(zhí)行7折優(yōu)惠政策,使得利率呈現(xiàn)大幅度的下降,而這一政策也沒有立即對房價產(chǎn)生顯著影響,而是在2009年6月開始,房價的同比增速出現(xiàn)了顯著提高。綜合以上分析,筆者認(rèn)為輕微的利率調(diào)整不會對我國的房價產(chǎn)生可見的影響,而集中明顯的調(diào)整的作用也會存在一定的時滯,這個時滯大約為半年左右。因此政策調(diào)控房價應(yīng)控制貸款利率,規(guī)定首付比例的變化,甚至采用一些硬性的規(guī)定。

        人民幣貸款利率對當(dāng)前我國房價的影響作用最弱,其主要原因包括以下三個方面:第一,人民幣貸款利率的上升將會導(dǎo)致商品房成本的上升,從而在一定程度上會加劇商品房價格的上漲;同時,對消費者而言,貸款利率的上升也導(dǎo)致買房者抵押貸款成本的增加,在一定程度上會抑制房地產(chǎn)需求的增加,進(jìn)而抑制商品房價格的上漲。因此,貸款利率變化會同時影響到房地產(chǎn)供給與需求兩個層面,導(dǎo)致貸款利率對房價變化的影響在一定程度上形成了相互抵消的效果。第二,人民幣貸款利率對房價的變化具有較強(qiáng)的滯后效應(yīng)。滯后效應(yīng)在某種程度上減弱了利率對房價變化的短期效應(yīng),滯后效應(yīng)的作用及其影響程度有待于進(jìn)一步研究。第三,房地產(chǎn)投資的利率彈性具有明顯的下降趨勢。梁云芳等(2006)定量研究了房地產(chǎn)投資的利率彈性,指出自2001年起我國房地產(chǎn)投資利率彈性具有明顯的下降趨勢,從而減弱了利率通過資本市場對房地產(chǎn)投資的影響。因此,中長期貸款利率對我國房價影響作用具有相當(dāng)大的不可預(yù)測性,其影響程度通常取決于上述各種因素綜合作用的結(jié)果。

        三、相關(guān)投資對策與建議

        首先,由于最近幾年房價的瘋狂變動,越來越多的研究機(jī)構(gòu)開始對房價的影響因素進(jìn)行各種研究。房價問題也因此而成為國內(nèi)學(xué)者研究的熱點問題之一。房價與GDP之間存在雙向因果關(guān)系,表明中國房價與宏觀經(jīng)濟(jì)存在反饋作用。房價變化會通過財富效應(yīng)和投資效應(yīng)引起經(jīng)濟(jì)變化,同時經(jīng)濟(jì)變化也會通過引起房地產(chǎn)市場外部環(huán)境變化而影響房價。因此應(yīng)協(xié)調(diào)房價與經(jīng)濟(jì)的良性互動,一方面要避免房價的暴漲暴跌對經(jīng)濟(jì)造成的影響,另一方面也要避免經(jīng)濟(jì)的劇烈波動對房價造成的影響??紤]到廣義貨幣量對房價的影響比較顯著,所以綜合運用存款準(zhǔn)備金率、再貼現(xiàn)、公開市場操作等多重工具控制流動性來調(diào)控房價的政策在我國是有效的,未來應(yīng)尤其關(guān)注貨幣政策對房價的影響。

        其次,在經(jīng)濟(jì)的上行時期,應(yīng)注意拓展國內(nèi)投資渠道,特別是將資金吸引至實體經(jīng)濟(jì),防止房市和股市之間的正反饋效應(yīng),從而引發(fā)泡沫經(jīng)濟(jì)。我國從2004年12月貸款利率上調(diào),從表面來看我國的利率政策在控制房地產(chǎn)市場價格上是失效的,但從利率政策的后續(xù)影響,即2008年我國房地產(chǎn)市場情況來看,我國的利率上調(diào)政策還是對房地產(chǎn)價格取得了一定的抑制作用,造成這種現(xiàn)象的主要原因是因為利率政策本身存在時滯性。因此,在以后的研究中我們應(yīng)該加強(qiáng)利率政策滯后方面的研究,以供中央政府能夠及時有效地對房地產(chǎn)市場進(jìn)行調(diào)控。在控制需求方面要利用各種措施如增加廉租房、經(jīng)濟(jì)適用房的建設(shè)比例等,以平抑房價,減少消費者預(yù)期。

        總之,政府應(yīng)充分發(fā)揮宏觀調(diào)控作用,完善差別化稅收、信貸以及相關(guān)政策,抑制不合理購房需求,多渠道增加住房供應(yīng),使房價回歸理性。Z

        參考文獻(xiàn):

        [1]曹小林.國外中小企業(yè)融資模式及對我國的啟示[J].商業(yè)會計,2015,(6).

        [2]曹小林.芻議“營改增”對建筑業(yè)的利弊影響及對策[J].商業(yè)會計,2014,(4).

        [3]梁云芳,高鐵梅.中國房地產(chǎn)價格波動區(qū)域差異的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2007,(8).

        [4]成豫婷,耿強(qiáng).不同貨幣政策工具對中國房地產(chǎn)價格的影響[J].金融天地,2011,(8).

        作者簡介:

        曹小林,女,南京廣播電視大學(xué),副教授。研究方向:財務(wù)會計。

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