(西南民族大學(xué) 四川 成都 610000)

一、指標(biāo)選取

本文選取國(guó)房景氣指數(shù)(gjz)來(lái)刻畫房地產(chǎn)市場(chǎng)的情況，用上證綜合指數(shù)(szz)來(lái)衡量股票市場(chǎng)的波動(dòng)，每季度末的收盤價(jià)記為季度數(shù)據(jù)，研究中將szz對(duì)數(shù)化，記為lszz，上述數(shù)據(jù)來(lái)自慧博經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

季度城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長(zhǎng)率(rsr)和GDP增長(zhǎng)率(rgdp)作為模型的控制變量，可支配收入的數(shù)據(jù)來(lái)源于RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)，GDP的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

二、協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)之前，我們使用ADF對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示均為一階單整。接著我們使用E—G兩步法對(duì)兩個(gè)主要變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，先用OLS得出回歸結(jié)果：

gjzCoef.St.Err.t-valuep-value[95%ConfInterval]Sig.lszz-4.9481.312-3.7700-7.564-2.332???Constant138.68910.17713.6300118.401158.977??????p<0.01,??p<0.05,?p<0.1

lszz的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明gjz與lszz可能存在反向的關(guān)系，接下來(lái)我們對(duì)上述模型預(yù)測(cè)殘差，并檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性。ADF檢驗(yàn)結(jié)果P值為0.0273，所以殘差不存在單位根，gjz和lszz在長(zhǎng)期中存在協(xié)整。

三、誤差修正模型

然后，我們需要建立誤差修正模型來(lái)分析gjz和lszz的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和偏離均衡時(shí)的動(dòng)態(tài)變化。

(1)

估計(jì)之前，我們先使用信息準(zhǔn)則判斷，選擇出最優(yōu)滯后階數(shù)為2階來(lái)建立誤差修正模型。得到模型的估計(jì)函數(shù)為：

Δlgjzt=-0.056(lgjzt-1+0.12lszzt-1-5.52)+0.42*Δlgjzt-1+0.024*Δlszzt-1

(2)

(0.083*) (0.001***) (0.000***) (0.011**)

Δlszzt=-1.19(lgjzt-1+0.12lszzt-1-5.52)+0.023*Δlgjzt-1+0.216*Δlszzt-1

(3)

(0.002***) (0.054*)

上述模型的殘差序列不存在序列相關(guān)。在式(2)中，修正項(xiàng)系數(shù)為-0.056，在10%水平顯著，說(shuō)明當(dāng)國(guó)房景氣指數(shù)高于長(zhǎng)期均衡值時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的內(nèi)在動(dòng)力會(huì)使其以-0.056的速度朝著均衡值下調(diào)，但該系數(shù)的顯著性很弱。在式(3)中，修正項(xiàng)系數(shù)為-1.19，在1%水平顯著，說(shuō)明當(dāng)股價(jià)高于其長(zhǎng)期均衡值時(shí)，內(nèi)在動(dòng)力會(huì)使其以1.19的速度朝著股價(jià)的均衡值下調(diào)。從短期關(guān)系來(lái)看，(2)式中Δlszzt-1的系數(shù)在5%的水平顯著為正，說(shuō)明在短期中房地產(chǎn)市場(chǎng)會(huì)對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)作出正向反應(yīng)，亦即股市和樓市短期存在財(cái)富效應(yīng)，股市收益使居民的總財(cái)富增加，從而抬高住房的需求和房?jī)r(jià)。而(3)式中Δlgjzt-1的系數(shù)卻不顯著，亦即短期中房地產(chǎn)市場(chǎng)景氣指數(shù)增長(zhǎng)率的提升不會(huì)引起股價(jià)收益率的變化，這可能是由于房地產(chǎn)投資期限長(zhǎng)，流動(dòng)性差，短期內(nèi)的收益不會(huì)引起股市的增量投資。

四、向量自回歸模型

將rgdp和rsr作為外生變量引入，并建立VAR模型來(lái)分析它們共同受到經(jīng)濟(jì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響后的反應(yīng)。估計(jì)結(jié)果如下

Δgjzt=0.069×Δgjzt-1-0.15×Δgjzt-2+0.65×Δlszzt-1-0.003×Δlszzt-2+0.45×Δrgdpt-0.29×Δrsrt

(4)

(0.092*) (0.000***) (0.000**)

Δlszzt=-0.01×Δgjzt-1-0.027×Δgjzt-2+0.05×Δlszzt-1+0.16×Δlszzt-2+0.023×Δrgdpt+0.018×Δrsrt

(5)

(0.043**) (0.032**) (0.056*)

模型通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，而且殘差無(wú)序列相關(guān)。在加入變量rgdp和rsr之后，d.rgdp和d.rsr的系數(shù)在兩個(gè)式子中均顯著，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)二者產(chǎn)生影響。式(4)中，GDP增長(zhǎng)率的波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)景氣指數(shù)的增長(zhǎng)率產(chǎn)生正向影響，人均收入對(duì)房地產(chǎn)景氣指數(shù)產(chǎn)生反向影響。式(5)中，GDP增長(zhǎng)率和人均收入增長(zhǎng)率都對(duì)股票收益率產(chǎn)生正向影響。房地產(chǎn)景氣指數(shù)的二階滯后會(huì)對(duì)股票收益率產(chǎn)生反向影響。GDP增長(zhǎng)率和人均收入增長(zhǎng)率對(duì)房地產(chǎn)景氣指數(shù)產(chǎn)生相反的影響，但其系數(shù)和為正，亦即外生變量對(duì)其產(chǎn)生正向作用，經(jīng)濟(jì)環(huán)境向好，房地產(chǎn)市場(chǎng)則更景氣。這兩個(gè)外生變量對(duì)股票收益率的影響是同向的，說(shuō)明股票市場(chǎng)更容易受到經(jīng)濟(jì)利好因素的影響，而且當(dāng)經(jīng)濟(jì)基本面發(fā)生改變時(shí)，股市所表現(xiàn)出來(lái)的波動(dòng)要遠(yuǎn)高于房地產(chǎn)市場(chǎng)的波動(dòng)，這也從一方面解釋了股市更容易暴漲暴跌，而房地產(chǎn)市場(chǎng)所表現(xiàn)出來(lái)的反饋強(qiáng)度要遠(yuǎn)弱于股市。

五、結(jié)論

(1)長(zhǎng)期中，上證綜合指數(shù)和國(guó)房景氣指數(shù)存在穩(wěn)定的反向關(guān)系，替代效應(yīng)占主導(dǎo)地位。短期中，股價(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)占主導(dǎo)地位，同時(shí)也使得房地產(chǎn)市場(chǎng)被注入更多活力。

(2)房地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)共同受到經(jīng)濟(jì)中許多其他因素的影響。經(jīng)濟(jì)發(fā)展基本面向好時(shí)，房地產(chǎn)市場(chǎng)和股市會(huì)得到共同的趨好發(fā)展。但它們對(duì)變動(dòng)的反應(yīng)是不一樣的，經(jīng)濟(jì)環(huán)境改變時(shí)，股票收益率的波動(dòng)更劇烈、更持久。