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1房地產(chǎn)投資

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)也得到了長(zhǎng)足的發(fā)展。特別是1998年我國(guó)深化住房制度改革，實(shí)行貨幣化分配以后，加之金融政策的調(diào)整，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)更是得到了快速發(fā)展，一躍成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，并帶動(dòng)了鋼鐵、水泥、家電等行業(yè)的快速發(fā)展。但是，到2003年上半年，我國(guó)固定資產(chǎn)投資規(guī)模過(guò)大，房地產(chǎn)投資規(guī)模過(guò)熱現(xiàn)象明顯，房地產(chǎn)價(jià)格出現(xiàn)過(guò)快上漲勢(shì)頭。2004年1-8月份，全國(guó)商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格為2718元/平方米，同比增長(zhǎng)13.5%，部分城市房?jī)r(jià)上漲幅度超過(guò)20%。2005年1-12月，全國(guó)商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格為3242.0元/平方米，同比提高19.5%。特別是北京上海深圳等大城市，房地產(chǎn)價(jià)格出現(xiàn)了劇烈上漲。同時(shí)，房地產(chǎn)業(yè)投資劇增。據(jù)《中國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)分析報(bào)告》，2003年1-12月房地產(chǎn)共開(kāi)發(fā)完成投資10106.12億元，同比增長(zhǎng)29.7%，高于全國(guó)固定資產(chǎn)投資的增長(zhǎng)速度。為了消除房地產(chǎn)業(yè)過(guò)熱的勢(shì)頭，國(guó)家出臺(tái)了一系列的宏觀調(diào)控措施，包括上調(diào)利率、控制信貸規(guī)模、調(diào)整貨幣供應(yīng)量等。為了了解金融政策對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)投資的影響，本文對(duì)此利用誤差修正模型和脈沖響應(yīng)分析方法進(jìn)行實(shí)證分析。

2研究方法簡(jiǎn)介

2.1協(xié)整模型

時(shí)序變量之間的協(xié)整關(guān)系是由Engle和Granger首先提出的，這一方法論的基礎(chǔ)思想在于，如果兩個(gè)（或兩個(gè)以上）的時(shí)間序列變量呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性的特征（即每個(gè)變量都有單位根），但是它們的線性組合如果呈現(xiàn)平穩(wěn)性，則這兩個(gè)變量之間便存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系（即存在協(xié)整關(guān)系），而變量的增長(zhǎng)率便表現(xiàn)出共同的增長(zhǎng)趨勢(shì)。即如果時(shí)間序列y1t,y2t,ynt,都是d階單整，即I(d)，存在一個(gè)向量＝（1，2n），使得′～I(xiàn)(d-b)，這里yt＝（y1t，y2t，ynt），d≥b≥0。則稱(chēng)序列y1t，y2t，ynt,,,是（d,b）階協(xié)整，記為～CI(d,b)，為協(xié)整向量。為檢驗(yàn)兩變量和是否協(xié)整，Engle和Granger于1987年提出了兩步檢驗(yàn)法，稱(chēng)為EG檢驗(yàn)。序列xt和yt若都是d階單整的，用一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量回歸，即有：yt＝+xt+t（1）用和表示回歸系數(shù)的估計(jì)值，則模型殘差估計(jì)值為：＝y(tǒng)t－－xt（2）若～I(xiàn)(0)，則xt和yt具有協(xié)整關(guān)系，且（1，-）為協(xié)整向量，（1）式為協(xié)整回歸方程。

2.2誤差修正模型

誤差修正模型（ECM:ErrorCorrectionModel）基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的，稱(chēng)為DHSY模型。其基本思路是：若變量間存在協(xié)整關(guān)系，即表明這些變量間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷調(diào)整下得以維持的。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因在于，大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的一階差分是平穩(wěn)序列。同時(shí)，存在著某種聯(lián)系方式（如線性組合），把相互協(xié)整過(guò)程和長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡狀態(tài)結(jié)合起來(lái)。這時(shí)相互協(xié)整隱含的意義是：即使所研究的水平變量各自都是一階差分后平穩(wěn)，受支配于長(zhǎng)期分量，但這些變量的某些線性組合也可以是平穩(wěn)的，即所研究變量中的長(zhǎng)期分量相互抵消，產(chǎn)生了一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列。之所以能夠這樣，是因?yàn)橐环N調(diào)節(jié)過(guò)程——誤差修正機(jī)制——在起作用，防止了長(zhǎng)期關(guān)系的偏差在規(guī)模或數(shù)量上擴(kuò)大。因此，任何一組相互協(xié)整的時(shí)間序列變量都存在誤差修正機(jī)制，反映短期調(diào)節(jié)行為。建立誤差修正模型一般分兩步，分別建立區(qū)分?jǐn)?shù)據(jù)長(zhǎng)期特征和短期特征的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。從理論上講，第一步，建立長(zhǎng)期關(guān)系模型。即通過(guò)OLS法估計(jì)出時(shí)間序列變量間的關(guān)系，若估計(jì)結(jié)果形成平穩(wěn)的殘差序列時(shí)，那么這些變量間就存在相互協(xié)整的關(guān)系，長(zhǎng)期關(guān)系模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟(jì)意義。第二步，建立短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，即誤差修正方程。將長(zhǎng)期關(guān)系模型中各變量以一階差分及其各階滯后期形式重新加以改造，并將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個(gè)從一般到特殊的檢驗(yàn)過(guò)程中，對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行逐項(xiàng)檢驗(yàn)，不顯著的項(xiàng)逐漸被剔除直到最適當(dāng)?shù)姆椒ū徽业綖橹埂?/p>

3實(shí)證分析

3.1變量選擇及數(shù)據(jù)

3.1.1變量的選擇

本輪宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)是穩(wěn)定商品房?jī)r(jià)格，降低房地產(chǎn)業(yè)的過(guò)熱程度，因此本文選取房地產(chǎn)完成開(kāi)發(fā)投資(I)作為研究變量。我國(guó)金融政策主要采用中央銀行所掌握的利率、信貸、貨幣發(fā)行等工具，調(diào)節(jié)有關(guān)變量，最終影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。本文主要選擇一年期貸款利率（R）、廣義貨幣供應(yīng)量M2作為金融政策的變量。

3.1.2數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind資訊以及CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本期從1998年第1季度到2006年第4季度。M2、房地產(chǎn)投資(I)利用X11加法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整為M2SA、ISA，并且為了消除數(shù)據(jù)異方差，對(duì)這兩個(gè)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)。

3.2模型建立

3.2.1單位根檢驗(yàn)

3.2.2協(xié)整分析

1）R和LISA變量先作兩變量的普通最小二乘估計(jì)，得到如下回歸方程：LISA＝12.96745347－3.045133204*LRt統(tǒng)計(jì)量(9.593577)(－3.980924)對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。即殘差在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的，房地產(chǎn)投資與利率之間存在協(xié)整關(guān)系。2）LM2SA和LISA變量先作兩變量的普通最小二乘估計(jì)，得到如下回歸方程：LISA=-9.980722275+1.454641477*LM2SAt統(tǒng)計(jì)量(-27.14386)(47.82899)即殘差在99%下是平穩(wěn)的，房地產(chǎn)業(yè)業(yè)投資與貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系。3)R，LM2SA和LISA變量用變量LISA對(duì)R，LM2SA進(jìn)行普通最小二乘估計(jì)，得到如下回歸方程：LISA=-11.390575+0.374030*LR+1.516721*LM2SAt統(tǒng)計(jì)量(-19.41031)(2.916850)(43.59124)ADF檢驗(yàn)表明殘差是平穩(wěn)的，因此房地產(chǎn)投資與利率和貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.2.3房地產(chǎn)投資與利率、貨幣供應(yīng)量的誤差修正模型(ECM)

按照Hendry的從一般到簡(jiǎn)單的模型估計(jì)方法，對(duì)商品房?jī)r(jià)格與利率、貨幣供應(yīng)量的協(xié)整方程利用AIC和SC最小的原則確定滯后期為6，然后逐步去掉統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)不顯著的變量，得到誤差修正模型如下：D（LISA）＝0.09157779223+0.4603297176*D（LISA（－4））+0.2620992265*D（LISA（－5））－0.5469134337*D（LR（－4））－2.086861783*D（LM2SA（－4））－0.491972369*ECMt－1

3.2.4效應(yīng)時(shí)滯分析

通過(guò)對(duì)PI,M2SA,R三個(gè)變量建立向量自回歸模型，并進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。由以上的脈沖響應(yīng)圖可以看出，房地產(chǎn)投資對(duì)自身的一個(gè)新息的脈沖在第4季度達(dá)到最低點(diǎn)，隨后保持振蕩至10多個(gè)季度；房地產(chǎn)投資對(duì)利率的一個(gè)新息的脈沖在第3季度達(dá)到最高點(diǎn)，隨后保持長(zhǎng)期振蕩，說(shuō)明利率對(duì)房地產(chǎn)投資的影響時(shí)滯約為3個(gè)季度；房地產(chǎn)投資對(duì)貨幣供應(yīng)量的一個(gè)新息脈沖的響應(yīng)在第2季度達(dá)到一個(gè)小的高點(diǎn)，隨后保持持續(xù)影響，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量對(duì)房地產(chǎn)投資的影響時(shí)滯2個(gè)季度。

4實(shí)證結(jié)果

通過(guò)以上實(shí)證分析，我們得到以下結(jié)論：

4.1利率與房地產(chǎn)投資之間既存在格蘭杰因果關(guān)系又存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明利率是影響投資的長(zhǎng)期的重要因素長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，利率與房地產(chǎn)投資具有反向影響，提高利率會(huì)減緩?fù)顿Y的增長(zhǎng)率，這是因?yàn)槔实脑鲩L(zhǎng)加大了開(kāi)發(fā)投資的成本，必然對(duì)投資有抑制作用。

4.2房地產(chǎn)投資、利率和貨幣供應(yīng)量三者存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，在利率和貨幣政策的聯(lián)合作用下，貨幣供應(yīng)量與利率對(duì)房地產(chǎn)投資具有正向的影響其中，貨幣供應(yīng)量的影響較大，彈性達(dá)到1.516721，利率的影響較小，彈性?xún)H為0.374030。在短期影響中，投資有滯后4期和5期的影響；利率和貨幣供應(yīng)量滯后4個(gè)季度有反向的影響。

4.3金融政策對(duì)房地產(chǎn)業(yè)影響都有滯后效應(yīng)，并且影響具有持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)的特點(diǎn)利率對(duì)房地產(chǎn)投資的影響的時(shí)滯為3個(gè)季度，貨幣供應(yīng)量對(duì)房地產(chǎn)投資的影響的時(shí)滯為2個(gè)季度。