房地产价格与通胀关系实证研究

线性组合所解释，因变量不能被自变量所　解释的部分构成一个残差序列，这个残差　房地产价格与　通胀关系实证研究　■　肖　玲　占孙福（华南理工大学Ｚ－－商管理学院　广州　５１　０６４１）　◆　中图分类号：Ｆ２９３．３０　文献标识码：Ａ　及Ｇ　ｒａｎｇｅｒ因果检验。若两个时间序列通　内容摘要：本文以计量经济学模型为　基础，利用广州、深圳的居民消费价格　指数（ＣＰＩ）与房屋销售价格指数（ＨＰＩ）　序列应该是平稳的。因此，检验一组变量　之间是否存在协整关系等价于检验回归方　程的残差序列是否是平稳序列。ＡＤＦ检验　步骤如下：　设ｖｔ和×１都为一阶单整序列，建立回　归方程：ｙＩ＝　）＋ｆｌ，　ｆ＋　ｆ　ｔ＝ｌ…２．．，Ｔ　模型估计的残差为：应：　卜矗，矗一　检验残差序列　是否平稳。即判断序　列是否含有单位根。若残差序列是平稳的，　则可以确定ｖｔ和ｘｔ之间存在协整关系。　在存在协整关系的情况下，引入误差　项，令误差修正项ｅｃｍｔ＝＃，建立以下修正　模型：　ｆ＝　，＋ａｅｃｍ．．．＋　Ａｘ，＋　，，再用　过０次差分后成为一个平稳序列，则这两　个时间序列为零阶单整序列，此时用Ｆ统　计量来检验Ｇ　ｒａｎｇｅｒ因果关系；若通过ｄ次　差分成为平稳序列，而前ｄ一１次时却不平　ＯＬＳ方法估计其参数。　在这个误差修正模型中，各个差分项　反映了短期波动的影响。从短期来看，被　解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和　的时间序列数据，研究房价与通货膨　胀的关系。研究表明：广州ｌｎＣＰＩ指数　与１ｎＨｐＩ指数之间存在长期的协整关　系，房价的上升会导致即期的和未来　的物价指数上升；而深圳ｌｎＣＰＩ指数与　稳，则称此序列为ｄ阶单整序列。当两者同　阶单整后的线性组合为平稳序列时，则意　味着二者之间存在长期稳定的均衡关系，　即协整关系，此时可用误差修正模型来进　行因果关系检验。在经济意义上，这种协　整关系的存在意味着可以通过一个变量来　影响另一个变量的变化。　１平稳性检验。本文主要应用扩展的　ＡＤＦ检验方法对变量以及变量的一阶差分　进行序列单位根检验。其回归方程为：　上　短期波动所决定的，短期内系统对于均衡　状态的偏离程度的大小直接导致波动振幅　的大小；从长期来看，协整关系式起到引　力线的作用，将非均衡拉回到均衡状态。　（二）指标选取　ｌｎＨＰＩ指数之间不存在长期的协整关　系，房价抵御通货膨胀的能力显著。　关键词：ＣＰＩ指数系均值检验　ＨＰＩ指数协整关　本文采取ＣＰｔ指数来反映通货膨胀水　平，ＨＰＩ指数来反映房地产的市场价格。选　取广州、深圳２００５年７月一２００８年２月　表１变囊定义　变嚣　ＣＰｌ—ＧＺ　ＨＰＩ—ＧＺ　Ｃ　Ｐ１一ＳＺ　ＨＰｌ—ｓＺ　变最含义　广州消费价格指数　广州房价指数　深知　费价格指数　深圳房价指数　＼　７货膨胀与房价之间的关系一直都　遗言　（２００５）通过构建房地产均衡市场模型，对　我国房地产市场进行实证的研究，发现房　地产预期收益率与通货膨胀之间存在稳定　的函数关系。经朝明等（２００６）通过对１　９８７　Ａｙ　＝　，ｌ＋口＋西＋　１　△　＋　ｔ二１…２　，Ｔ　其中，　为白噪声，△表示一阶差分，　原假设Ｈ０：ｙ＝０，表示序列存在单位根；　备选假设Ｈ１＿ｙ＜０，　表示不存在单位根。　若变量本身具有单位　根，而变量的一阶差。。　４．６８　２００５年上半年房价与物价指数年度数据　的计量分析认为，我国房地产价格与通货　膨胀之间存在长短期的负相关均衡关系，　即“替代效应”大于“财富效应”，房地产　价格的上升造成一般物价水平的降低。本　分没有单位根，那么　变量就为一阶平稳序　６７　文借鉴上述研究结果，利用计量经济学模　型分别对广东省的广州市、深圳市进行实　证分析。　列，即Ｉ（１）ｊ￣ｌＪ。　２．协整检验与误４．６５　研究方法与指标选取　（一）研究方法　差修正模型。本文采　Ｅｔｆ　Ｅｎｇｌｅ和Ｇ　ｒａｎｇｅ　ｒ　４　６４　ｄ　６３　提出的基于回归方程　残差进行单位根检验　的方法。其思想如下：　若白变量和因变量之　间存在协整关系，即　因变量能被自变量的　４・６１　本文主要运用动态计量经济学中的时　间序列模型来分析ＣＰＩ指数与ＨＰＩ指数之　间的变动规律。利用２０世纪８０年代初　Ｇ　ｒａｎｇｅｒ提出的协整概念，对非平稳时间　Ｅ　二三叵　序列进行单位根检验、建立误差修正模型　７８　商业时代（原名《商业经济研究》）２００８午３２期　图１广州ＣＰｌ指数与房价指数对数的时序圈　４　４　４　４　４　４　４　４　∞　的　∞　加　皓　∞　由图１、２可知，广　州ＩｎＣＰＩ指数与ＩｎＨＰＩ　短期波动的影响。ＩｎＣＰＩ的短期波动可以分　为两部分：一部分是短期ＩｎＨＰＩ波动的影　指数具有比较一致的　变动趋势（２００８年　响；一部分是偏离长期均衡的影响。误差　修正项ｅｃｍｔ的系数的大小反映了对偏离长　前），且两变量表现出　不平稳的特征。而深　圳ｌｎＨＰＩ指数变动较　大，相对而言ＩｎＣＰＩ的　变动较平稳。因此，对　期均衡的调整力度。从计算出的系数估计　值（一０　４４７１３１）来看，当短期波动偏离　长期均衡时，将以（一０　４４７１３１】的调整　力度将非均衡状态拉回到均衡状态。　３因果检验。鉴于广州ＣＰＩ与ＨＰＩ指数　两地ＩｎＣＰＩ和ＩｎＨＰＩ时　间序列进行ＡＤＦ单位　根检验，确定单整阶　数。检验时，根据　Ｅ三　二三圃　Ａ　ｋ　ａ　ｉ　ｋ　ｅ信息准则　（ＡＩＣ）判定时间序列　１１１２深圳ＣＰＩ指数与房价指数对数的时序图　滞后期数（选择ＡＩＣ数　表２时间序列数据ＡＤＦ检验结果　值最小的滞后期数）。　检验对象　ＡＤＦ检验值　Ｐ值　不同显著水平的临界值　检验的结果见表２。　１％　５％　１０％　『ｎＣＰ　Ｊ—ＧＺ　－０　４３０５１８　０９８１０　—３　６７０１７０　－２　９６３９７２　－２　６２１００７　从表２的检验结　△ＩｎＣＰＩ—ＧＺ　一７　７１５３６６　０００００　－３　６７０１７０　－２　９６３９７２　－２　６２１００７　果可知，广帅『市两个　ＬｎＨＰ　Ｊ—ＧＺ　一２１５７２５６　Ｏ２２５１　—３６６１６６１　—２　９８６０４１１　—２６１９１６０　变量存在单位根。一　△ＩｎＨＰＩ—ＧＺ　－６０８１１３４　０００００　－３　６７０１７０　－２　９６３９７２　－２　６２１００７　『ｎＣＰＩ—ＳＺ　１　４５８９３ｏ　０９９８８　－３　６７０１７０　－２９６３９７２　－２６２１ｏＯ７　阶差分后，两个变量　△ＩｎＣＰｌ－ＳＺ　一６　３９８６５８　０Ｏ。００　—３　６７０１７０　－２９６３９７２　－２６２１００７　为平稳序列，即１阶单　ＬｎＨＰＩ—ＳＺ　－５　３２２４２２９　００００１　－３　６６１６６１　—２　９６０４１１　－２　６１９１６０　整ｌ（１），，表明其ＣＰＩ指　注：△表示一阶差分，在ＡＤＦ检验中，选择有常数项无趋势项的检验方程　数与ＨＰＩ指数之间可　表３残差序列　．ＡＤＦ检验结果　能存在协整关系。深　ｌ　ＡＤＦ检验值　Ｐ值　Ｊ　不同显著水平的临界值　ｆ　　ｌ１％　ｌ　５％　ｌ　１０％　圳ＩｎＣＰＩ变量为１阶单　　ＩＰｄｔａ．　『＿８．０３８１６９　０．００００　ｌ＿３．６７０１７０　ｌ＿２．９６３９７２　ｌ一２．６２１００７　整，而ＩｎＨＰＩ变量不存　注：时ｐ．进行单位根检验，不舍常数和时间趋势，由ＡＩＣ准则确定滞后阶数。　在单位根，表明深圳　表４　ＣＰＩ与ＨＰＩ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　两变量之间不存在协整关系。　（二）协整检验　１协整回归。对广州ＣＰＩ与ＨＰＩ指数采　用普通最小二乘法（ＯＬＳ）法进行协整回归：　月度数据（自２００５年７月起，两部委联手　ＩｎＣＰｌ—ＧＺ＝４　９９２９４８—０　０７６９１　８１ｎＨＰＩ—ＧＺ　房地产价格统计，由原３５个大中城市扩展　（６　１　６７４０３）（一０　４４２８２９）　为７０个城市，房屋销售价格调查由季度统　２残差序列平稳性检验。利用ＡＤＦ法，　计改为月度统计），数据来源于国务院发展　进一步检验残差序列的平稳性。由回归方　中心信息网。ＣＰＩ指数与ＨＰＩ指数均为与上　程估计结果知：　＝ＩｎＣＰｌ—ＧＺ一４　９９２９４８　年同期相比的同比数据。为消除变量可能　＋Ｏ　０７６９１　８１ｎＨＰＩ—ＧＺ。对　＋进行单位根检　存在的长期趋势及异方差现象，取ＣＰＩ和　验，结果如表３所示。　ＨＰｆ两变量的自然对数，表示为ＩｎＣＰＩ和　从表３可知，残差序列不存在单位根，　ＩｎＨＰＩ。本文用计量经济学软件Ｅｖｉｅｗｓ５　０　即　为平稳序列，　～Ｉ（０）。上述结果说明　进行分析。本文采用的变量及含义见表１。　广州ｌｎＣＰＩ与ＪｎＨＰ　Ｊ指数之间存在协整关　数据分析　系。△ｌｎ（＿，Ｊ，一ＧＺ　＝　＋，ｂ＇２Ａ１ｎＩＨｑ　ＧＺ　＋　ｍ　＋　，　用ＯＬＳ方法估计其参数：　（一）平稳性检验　＾Ｉｎ（，　／ＧＺ　＝４　９２ｌ＿６１　０．０６Ｉ１　２５ＡＩｎＩＩＩ’Ｉ“　，０　４４７Ｉ　３１　ｇｅｍ　Ｉ＋ｅ７，　利用ＩｎＣＰＩ和ＩｎＨＰＩ形成的新时间序列　（７　７６１１４）（　４５６ｔ￣３４）　ｔ．３　１７０７０Ｚ）　作出如下时间序列图：　在这一误差修正模型中，差分反映了　之间存在协整关系，固需要建立误差修正　模型探讨二者之间的因果关系。对ＩｎＣＰＩ与　ＩｎＨＰＩ进行Ｇｒａｎｇｅ　ｒ因果检验。表４给出了　滞后２期的检验结果。　由上可知，即广州市房价上涨对通货　膨胀有着明显的推动作用，而通货膨胀对　广州房价的影响并不显著。　（三）深圳指数关系的进一步分析　由上分析可知，深圳ＣＰＩ与ＨＰＩ之间不　存在协整关系，对于深圳房价能否有效抵　御通货膨胀需进一步的分析。根据已知数　据，计算出深圳ＣＰＩ与ＨＰＩ指数增长率之差　Ｄ，利用Ｔ检验方法检验其均值是否显著性　大于零。原假设ＨＯ：　≤０；备择假设Ｈ１：　＞Ｏ。检验值Ｐ＝０　５１４５，在５％的显著性　水平下拒绝原假设。这表明：深圳的ＨＰＩ指　数增长率显著大于ＣＰＩ指数增长率，即房　价对抵御通货膨胀能力显著，控制房价为　深圳的首要任务。　结论与建议　基于以上的实证分析结果得出：广州　ＣＰＩ与房价之间存在长期稳定的均衡关系，　房价的上涨会引起ＣＰＩ的上涨，即房价的　变化对于未来通货膨胀的预测具有重要意　义。无论是对即期货膨胀的控制还是对未　来通货膨胀的预测都不能忽视房地产市场　价格的变化。由于广州房价的上涨可能会　引起通货膨胀，政府有必要运用行政手段　等较直接的措施，控制因房价不合理上涨　导致的通货膨胀，维护市场经济体系的稳　定。而深圳则更多采用经济调控手段，维　持房地产市场的稳定。　１．王维安，贺聪．房地产价格与通货　膨胀预期Ｕ１．财经研究，２００５　２．高铁梅．计量经济分析方法与建模　【Ｍ】．清华大学出版社，２００６　全国贸易经济类核心期刊　７９