中國(guó)樓市與股市關(guān)系的實(shí)證分析

張可

摘要：本文認(rèn)為，樓市與股市不存在明顯的因果關(guān)系，將二者的關(guān)系簡(jiǎn)單地歸結(jié)為此消彼長(zhǎng)是不合適的。因此，對(duì)于2014年股市的復(fù)蘇，并不能單純地用樓市不景氣來(lái)解釋。

關(guān)鍵詞：樓市；股市；因果關(guān)系

一、引言

樓市與股市存在此消彼長(zhǎng)關(guān)系的說(shuō)法由來(lái)已久，這種觀點(diǎn)的主要依據(jù)有：第一，股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)現(xiàn)階段是我國(guó)兩大主要投資領(lǐng)域。當(dāng)前，我國(guó)企業(yè)和居民投資渠道相對(duì)單一，股市與樓市成為吸納投資的主要力量。如果樓市不景氣，由于缺乏其他投資渠道以及受羊群效應(yīng)的影響，大量民間資本就會(huì)涌入股市，反之亦然。第二，自2008年A股跳水，上證指數(shù)從5000多點(diǎn)一直跌到1800多點(diǎn)，此后直至2013年，股市一直處于低迷狀態(tài)，上證指數(shù)大部分時(shí)間徘徊在2000多點(diǎn)；然而，這一段時(shí)間卻是中國(guó)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的黃金時(shí)期，在這6年里，中國(guó)房地產(chǎn)投資以年均超過(guò)20%的增長(zhǎng)率急速增長(zhǎng)，也確實(shí)有大量資金從股票市場(chǎng)流入房地產(chǎn)市場(chǎng)。2014年，中國(guó)房地產(chǎn)業(yè)遇冷，房地產(chǎn)市場(chǎng)前景不甚明朗，而與此相對(duì)的是，中國(guó)股票市場(chǎng)卻迅速走高，上證指數(shù)從2100上漲到3000多點(diǎn)，漲幅超過(guò)40%，這使得很多人有樓市龐大的資金正在注入股市的猜測(cè)。

然而，關(guān)于中國(guó)樓市與股市的關(guān)系，筆者至今尚未找到系統(tǒng)闡述的文獻(xiàn)，也未找到明確印證二者存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系的確切證據(jù)。雖然上文提到在一段時(shí)間內(nèi)樓市與股市確實(shí)出現(xiàn)過(guò)負(fù)相關(guān)的現(xiàn)象，但二者也同樣出現(xiàn)過(guò)正相關(guān)的現(xiàn)象，例如，2006年下半年至2007年上半年，A股急速上漲，上證指數(shù)更是達(dá)到了創(chuàng)紀(jì)錄的6124點(diǎn)，而這段時(shí)間，也同樣是房?jī)r(jià)快速增長(zhǎng)的時(shí)期。因此，樓市與股市是否存在此消彼長(zhǎng)的關(guān)系值得商榷。

二、實(shí)證分析

本文選取1992-2013年間的樣本數(shù)據(jù)，以房地產(chǎn)投資額（X）作為房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富變量，用上證綜合指數(shù)（Y）來(lái)衡量股票市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。此外，按照處理經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一般做法，為降低數(shù)據(jù)的波動(dòng)幅度和異方差的影響，我們對(duì)房地產(chǎn)投資額和上證綜合指數(shù)取自然對(duì)數(shù)，記為lnX和lnY。

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列的平穩(wěn)性是指序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律不會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生變化。當(dāng)時(shí)間序列平穩(wěn)時(shí)，此序列對(duì)任何外在的沖擊只會(huì)有暫時(shí)性的影響，而非平穩(wěn)性的時(shí)間序列則會(huì)對(duì)外來(lái)沖擊產(chǎn)生累積影響，進(jìn)而偏離其均值。為防止偽回歸現(xiàn)象發(fā)生，分別對(duì)lnX、lnY兩個(gè)變量的水平值和一階差分進(jìn)行增廣迪基-富勒（ADF）檢驗(yàn)。

表1lnX、lnY、DlnX和DlnY的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量檢驗(yàn)類(lèi)型ADF統(tǒng)計(jì)量1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值

lnX（c，t，0）-5.034436-4.467895-3.644963-3.2614520.0032

lnY（c，t，0）-3.186601-4.467895-3.644963-3.2614520.1137

DlnX（c，0，0）-4.729764-3.808546-3.020686-2.6504130.0014

DlnY（c，0，0）-5.550896-3.808546-3.020686-2.6504130.0002

注：DlnX、DlnY均為原序列的一階差分序列。（c，t，n）分別表示單位根檢驗(yàn)中的截距項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。滯后長(zhǎng)度n以AIC最小為標(biāo)準(zhǔn)。

由表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，lnX在1%的顯著水平上是平穩(wěn)的，但lnY在1%和5%的顯著水平上都是不平穩(wěn)的；而二者的一階差分序列都是平穩(wěn)序列，這樣序列l(wèi)nX和lnY就具備協(xié)整檢驗(yàn)的必要條件，可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述兩變量是否為二階單整時(shí)間序列，即二者之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，作者通過(guò)協(xié)整分析進(jìn)行了驗(yàn)證。作者采取了Engel和Granger于1987年提出的基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，即EG檢驗(yàn)。通過(guò)進(jìn)行殘差序列均值檢驗(yàn)，結(jié)果所示，殘差可以通過(guò)1%水平的單位根檢驗(yàn)，這說(shuō)明在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，即殘差序列是平穩(wěn)的。由此可知，序列l(wèi)nX與lnY之間存在協(xié)整關(guān)系，即1992-2013年，我國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額和上證綜合指數(shù)之間存在一種長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

對(duì)于滯后1-5期，lnX不是lnY的Granger原因，且lnY也不是lnX的Granger原因，即我國(guó)房地產(chǎn)投資額與上證綜合指數(shù)互相不是對(duì)方的Granger原因。

（四）誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)僅能檢驗(yàn)兩序列之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，因此要通過(guò)建立誤差修正模型反映長(zhǎng)期與短期的變動(dòng)關(guān)系。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)得到殘差序列t，且令誤差修正項(xiàng)ECMt=t，建立誤差修正模型如下：

DlnYt=β0+β1DlnXt+аECMt-1+εt

由回歸分析結(jié)果可得誤差修正模型如下：

DlnYt=0.07985—0.087081 DlnXt—0.677483 ECMt-1

t=（0.622717）（-0.208781）（-3.015564）

R2=0.343712D.W.=2.007212

三、結(jié)論

由格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果可知，在95%的概率水平下，我國(guó)的樓市與股市互相不是對(duì)方的Granger原因，即二者并不存在顯著的因果關(guān)系。在誤差修正模型中，DlnX前的系數(shù)為-0.087081，即房地產(chǎn)投資額對(duì)上證指數(shù)影響的短期彈性系數(shù)是-0.087081。這表明，在短期內(nèi)，房地產(chǎn)投資額每增加1%，上證指數(shù)約下降0.087%。由此可見(jiàn)，樓市雖能引起股市向相反方向變動(dòng)，但這變動(dòng)微乎其微，即樓市與股市僅存在微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并沒(méi)有顯著的因果關(guān)系。

總之，從1992-2013年的宏觀數(shù)據(jù)來(lái)看，中國(guó)的樓市與股市雖有微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但并沒(méi)有強(qiáng)有力的證據(jù)來(lái)支撐二者存在明顯的此消彼長(zhǎng)的關(guān)系。（作者單位：山西師范大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1][美]，邁克·邁爾斯，查爾斯·溫茨巴奇，蘇珊娜·坎農(nóng).現(xiàn)代房地產(chǎn).人民郵電出版社，2001

[2]龐浩.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ).西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2005