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1房地產(chǎn)投資

改革開放以來，隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，我國房地產(chǎn)業(yè)也得到了長足的發(fā)展。特別是1998年我國深化住房制度改革，實行貨幣化分配以后，加之金融政策的調(diào)整，我國房地產(chǎn)業(yè)更是得到了快速發(fā)展，一躍成為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，并帶動了鋼鐵、水泥、家電等行業(yè)的快速發(fā)展。但是，到2003年上半年，我國固定資產(chǎn)投資規(guī)模過大，房地產(chǎn)投資規(guī)模過熱現(xiàn)象明顯，房地產(chǎn)價格出現(xiàn)過快上漲勢頭。2004年1-8月份，全國商品房平均銷售價格為2718元/平方米，同比增長13.5%，部分城市房價上漲幅度超過20%。2005年1-12月，全國商品房平均銷售價格為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)價格出現(xiàn)了劇烈上漲。同時，房地產(chǎn)業(yè)投資劇增。據(jù)《中國房地產(chǎn)行業(yè)分析報告》，2003年1-12月房地產(chǎn)共開發(fā)完成投資10106.12億元，同比增長29.7%，高于全國固定資產(chǎn)投資的增長速度。為了消除房地產(chǎn)業(yè)過熱的勢頭，國家出臺了一系列的宏觀調(diào)控措施，包括上調(diào)利率、控制信貸規(guī)模、調(diào)整貨幣供應量等。為了了解金融政策對我國房地產(chǎn)投資的影響，本文對此利用誤差修正模型和脈沖響應分析方法進行實證分析。

2研究方法簡介

2.1協(xié)整模型

時序變量之間的協(xié)整關系是由Engle和Granger首先提出的，這一方法論的基礎思想在于，如果兩個（或兩個以上）的時間序列變量呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性的特征（即每個變量都有單位根），但是它們的線性組合如果呈現(xiàn)平穩(wěn)性，則這兩個變量之間便存在長期穩(wěn)定關系（即存在協(xié)整關系），而變量的增長率便表現(xiàn)出共同的增長趨勢。即如果時間序列y1t,y2t,ynt,都是d階單整，即I(d)，存在一個向量＝（1，2n），使得′～I(d-b)，這里yt＝（y1t，y2t，ynt），d≥b≥0。則稱序列y1t，y2t，ynt,,,是（d,b）階協(xié)整，記為～CI(d,b)，為協(xié)整向量。為檢驗兩變量和是否協(xié)整，Engle和Granger于1987年提出了兩步檢驗法，稱為EG檢驗。序列xt和yt若都是d階單整的，用一個變量對另一個變量回歸，即有：yt＝+xt+t（1）用和表示回歸系數(shù)的估計值，則模型殘差估計值為：＝y(tǒng)t－－xt（2）若～I(0)，則xt和yt具有協(xié)整關系，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，稱為DHSY模型。其基本思路是：若變量間存在協(xié)整關系，即表明這些變量間存在著長期穩(wěn)定的關系，而這種長期的穩(wěn)定關系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。產(chǎn)生這種結果的原因在于，大多數(shù)的經(jīng)濟時間序列的一階差分是平穩(wěn)序列。同時，存在著某種聯(lián)系方式（如線性組合），把相互協(xié)整過程和長期穩(wěn)定均衡狀態(tài)結合起來。這時相互協(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期分量相互抵消，產(chǎn)生了一個平穩(wěn)的時間序列。之所以能夠這樣，是因為一種調(diào)節(jié)過程——誤差修正機制——在起作用，防止了長期關系的偏差在規(guī)?；驍?shù)量上擴大。因此，任何一組相互協(xié)整的時間序列變量都存在誤差修正機制，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)分數(shù)據(jù)長期特征和短期特征的計量經(jīng)濟學模型。從理論上講，第一步，建立長期關系模型。即通過OLS法估計出時間序列變量間的關系，若估計結果形成平穩(wěn)的殘差序列時，那么這些變量間就存在相互協(xié)整的關系，長期關系模型的變量選擇是合理的，回歸系數(shù)具有經(jīng)濟意義。第二步，建立短期動態(tài)關系，即誤差修正方程。將長期關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，并將長期關系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的檢驗過程中，對短期動態(tài)關系進行逐項檢驗，不顯著的項逐漸被剔除直到最適當?shù)姆椒ū徽业綖橹埂?/p>

3實證分析

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)控的主要目標是穩(wěn)定商品房價格，降低房地產(chǎn)業(yè)的過熱程度，因此本文選取房地產(chǎn)完成開發(fā)投資(I)作為研究變量。我國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)有關變量，最終影響國民經(jīng)濟活動。本文主要選擇一年期貸款利率（R）、廣義貨幣供應量M2作為金融政策的變量。

3.1.2數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來源于Wind資訊以及CCER中國經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫，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加法進行季節(jié)調(diào)整為M2SA、ISA，并且為了消除數(shù)據(jù)異方差，對這兩個數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

3.2模型建立

3.2.1單位根檢驗

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

3.2.3房地產(chǎn)投資與利率、貨幣供應量的誤差修正模型(ECM)

按照Hendry的從一般到簡單的模型估計方法，對商品房價格與利率、貨幣供應量的協(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)計檢驗不顯著的變量，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效應時滯分析

通過對PI,M2SA,R三個變量建立向量自回歸模型，并進行脈沖響應函數(shù)分析。由以上的脈沖響應圖可以看出，房地產(chǎn)投資對自身的一個新息的脈沖在第4季度達到最低點，隨后保持振蕩至10多個季度；房地產(chǎn)投資對利率的一個新息的脈沖在第3季度達到最高點，隨后保持長期振蕩，說明利率對房地產(chǎn)投資的影響時滯約為3個季度；房地產(chǎn)投資對貨幣供應量的一個新息脈沖的響應在第2季度達到一個小的高點，隨后保持持續(xù)影響，說明貨幣供應量對房地產(chǎn)投資的影響時滯2個季度。

4實證結果

通過以上實證分析，我們得到以下結論：

4.1利率與房地產(chǎn)投資之間既存在格蘭杰因果關系又存在協(xié)整關系，說明利率是影響投資的長期的重要因素長期來說，利率與房地產(chǎn)投資具有反向影響，提高利率會減緩投資的增長率，這是因為利率的增長加大了開發(fā)投資的成本，必然對投資有抑制作用。

4.2房地產(chǎn)投資、利率和貨幣供應量三者存在協(xié)整關系，說明從長期來說，在利率和貨幣政策的聯(lián)合作用下，貨幣供應量與利率對房地產(chǎn)投資具有正向的影響其中，貨幣供應量的影響較大，彈性達到1.516721，利率的影響較小，彈性僅為0.374030。在短期影響中，投資有滯后4期和5期的影響；利率和貨幣供應量滯后4個季度有反向的影響。

4.3金融政策對房地產(chǎn)業(yè)影響都有滯后效應，并且影響具有持續(xù)時間較長的特點利率對房地產(chǎn)投資的影響的時滯為3個季度，貨幣供應量對房地產(chǎn)投資的影響的時滯為2個季度。