文| 王鈺惠
一直以來,房地產(chǎn)市場在我國經(jīng)濟發(fā)展中占據(jù)重要的地位,住宅房商品化改革并沒有遏制住房地產(chǎn)價格持續(xù)大幅上漲的局面,各線城市房價出現(xiàn)了不同幅度的上漲,如何有效地控制房地產(chǎn)價格,成為越來越多的相關(guān)學(xué)者關(guān)心的課題。
本文將通過對一、二、三線城市的房地產(chǎn)價格和廣義貨幣供給之間的因果關(guān)系,由此得出富有啟發(fā)意義的結(jié)論。
本文利用分位數(shù)Granger因果檢驗來檢驗中國一、二、三線城市房價和M2之間的分位數(shù)因果關(guān)系。記各線城市房價為Pt,貨幣供應(yīng)量為mt,在θ分位數(shù)上貨幣供應(yīng)量mt不能夠Granger引起各線城市房價Pt的原假設(shè)意味著:
Jeong et al. (2012)使用距離測量
在假設(shè)下,J=0,Jeong et al. (2012)基于可行核的測試統(tǒng)計量,將J轉(zhuǎn)化成以下形式:其中,K(·)是寬度h的內(nèi)核函數(shù),T為樣本大小,P'為滯后階數(shù),是未知回歸誤差的估計,,是在θ條件分位數(shù)上對Pt的估計。
然后,參考非參數(shù)Granger分位數(shù)因果檢驗的方法。假設(shè):
采用最小二乘交叉驗證來選擇寬度h,根據(jù)包含生產(chǎn)價格指數(shù)和居民消費價格指數(shù)的VAR下施瓦茨信息準(zhǔn)則(SIC)確定滯后階數(shù)P',而K(·)和L(·)的分布使用了高斯型的內(nèi)核。
本文選取廣義貨幣供應(yīng)量從2005年1月至2019年3月的歷史數(shù)據(jù),同時查找54所一、二、三線城市同時期的房地產(chǎn)價格數(shù)據(jù),包括4所一線城市,21所二線城市,29所三線城市。
對各線城市的房價以及M2的歷史數(shù)據(jù)分別進(jìn)行ADF檢驗,發(fā)現(xiàn)均為非平穩(wěn)的過程,基于非參數(shù)Granger因果檢驗的數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性條件,對房地產(chǎn)價格數(shù)據(jù)以及M2數(shù)據(jù)進(jìn)行Horick-Prescott濾波過濾,得到處理過后的數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)序列。
本文基于各線城市房價,采用分位數(shù)因果檢驗的方法探究中國城市房價和貨幣供應(yīng)量之間的因果關(guān)系,得到檢驗結(jié)果。
在5%的顯著性水平下,在均值水平上,M2能夠Granger引起各線城市房價的變化。
在方差水平上,M2對一、二、三線城市房價的影響隨著分位數(shù)水平的變化而變化。此外,除[0.25,0.7]的分位數(shù)區(qū)間,在方差水平上,M2是一線城市房價的Granger原因。總體比較,貨幣供應(yīng)量對一線城市的房價在較多分位數(shù)段上存在著顯著的Granger因果關(guān)系。
各線城市房價對M2的Granger影響和M2對各線城市的房價的Granger影響有相同的地方,同時也存在著不同的地方。各線城市房價對M2的Granger影響都是顯著的。
而在方差水平上,5%的顯著性水平下,各線城市的房價是貨幣供應(yīng)量的Granger原因的原價的的拒絕域是不同的。在[0.23,0.92]的分位數(shù)區(qū)間內(nèi),一線城市房價不能Granger影響M2的變化。
綜合看來,分位數(shù)Granger因果關(guān)系大多發(fā)生在極端分位數(shù)區(qū)間上,說明貨幣供應(yīng)量對房價的預(yù)測能力有較強的限制條件,只有在M2發(fā)生劇烈的波動時,才會對房地產(chǎn)價格有較大的影響,也只有當(dāng)房價發(fā)生劇烈波動時,才會對貨幣供應(yīng)量產(chǎn)生巨大影響。
房價的漲跌是構(gòu)建和諧社會必須要解決的重要問題。單一運用貨幣供應(yīng)量實現(xiàn)對房地產(chǎn)價格的調(diào)控其效果是有限的,綜合運用貨幣供應(yīng)量、利率等各種貨幣政策,根據(jù)具體出現(xiàn)的問題以及國家經(jīng)濟總體運行的狀況進(jìn)行調(diào)控。