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    基于VAR模型的商品房銷售價(jià)格對(duì)我國(guó)商品房銷售額影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)研究

    2019-04-10 13:54:04馬旭
    時(shí)代金融 2019年6期
    關(guān)鍵詞:VAR模型

    馬旭

    摘要:商品房銷售價(jià)格關(guān)系到居民的生活質(zhì)量,更對(duì)整個(gè)房地產(chǎn)行業(yè)產(chǎn)生重要影響,因而對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。文章選取我國(guó)1998-2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù),建立向量自回歸模型VAR,對(duì)商品房銷售價(jià)格與銷售額的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。研究表明:商品房銷售價(jià)格與銷售額之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系;在短期內(nèi),商品房銷售價(jià)格和銷售額之間存在雙向Granger因果關(guān)系;商品房銷售價(jià)格與銷售額的變化均在很大程度上取決于自身因素,銷售價(jià)格對(duì)銷售額具有一定程度的沖擊作用。

    關(guān)鍵詞:商品房銷售價(jià)格 商品房銷售額 VAR模型 動(dòng)態(tài)效應(yīng)

    一、文獻(xiàn)述評(píng)

    國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于商品房銷售價(jià)格及銷售額的研究主要集中在兩個(gè)方面:第一,對(duì)商品房銷售價(jià)格波動(dòng)及其影響因素的研究。段忠東和曾令華(2010)驗(yàn)證解釋了1998年至2005年我國(guó)部分城市宏觀經(jīng)濟(jì)基本面對(duì)房?jī)r(jià)的解釋能力;連曉麗(2010)利用多種方法及模型對(duì)我國(guó)普通商品房銷售價(jià)格指數(shù)運(yùn)行情況進(jìn)行了預(yù)測(cè)分析;葛紅玲和郝瑋(2011)通過(guò)對(duì)我國(guó)商品房?jī)r(jià)格影響因素的實(shí)證研究,認(rèn)為貨幣供應(yīng)量對(duì)商品房?jī)r(jià)格影響顯著,CPI與商品房?jī)r(jià)格之間存在相互影響的關(guān)系;常春華(2015)和王曉英(2016)從不同層面對(duì)我國(guó)商品房?jī)r(jià)格的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析,分別認(rèn)為土地購(gòu)置費(fèi)和商品房銷售面積等因素對(duì)銷售價(jià)格均具有不同程度和方向的影響。第二,對(duì)商品房銷售額影響因素的研究。李賢芳(2013)通過(guò)對(duì)重慶市相關(guān)年份商品房銷售額影響因素的研究,發(fā)現(xiàn)人均收入對(duì)商品房銷售額具有明顯正向作用;韋嘉俊和張馳(2014)通過(guò)對(duì)南寧市2003年至2012年商品房銷售額影響因素的實(shí)證研究,認(rèn)為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額與居民居住消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)商品房銷售額具有明顯作用,而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和城鎮(zhèn)居民可支配收入的影響作用則不明顯。

    綜上所述,現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)商品房銷售價(jià)格的研究主要集中在價(jià)格的波動(dòng)和影響因素方面,對(duì)商品房銷售額的研究主要集中在影響因素方面,而關(guān)于商品房銷售價(jià)格對(duì)銷售額影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)研究方面,則少有學(xué)者涉及到。因此,本文通過(guò)借鑒已有的研究文獻(xiàn),建立向量自回歸模型VAR,綜合運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解的研究方法,對(duì)商品房銷售價(jià)格對(duì)我國(guó)商品房銷售額影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究,以考察二者的動(dòng)態(tài)發(fā)展?fàn)顩r,從而得到更多啟示。

    二、實(shí)證分析

    (一)研究方法

    向量自回歸(vector auto-regression,VAR)模型,是用于時(shí)間序列的描述統(tǒng)計(jì)和預(yù)測(cè)分析的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,大多情況下適用于兩個(gè)以上變量的時(shí)間序列研究。向量自回歸模型可以比較準(zhǔn)備地反映和刻畫(huà)變量間的因果關(guān)系以及長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)效果,具有較好的預(yù)測(cè)和描述功能。

    (二)模型設(shè)定

    根據(jù)樊秀峰和周文博對(duì)于向量自回歸模型的設(shè)定,本文繼續(xù)使用其模型設(shè)定形式,模型形式如下:

    其中,為維內(nèi)生變量向量,為樣本的個(gè)數(shù),為滯后的階數(shù)。維矩陣為待估的參數(shù)矩陣,為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),是獨(dú)立等方差的白噪聲向量,無(wú)結(jié)構(gòu)性意義。

    (三)數(shù)據(jù)來(lái)源

    樣本區(qū)間為1998-2014年,數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除可能存在的異方差性,對(duì)商品房銷售價(jià)格和銷售額進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理,即LnP、LnY。

    (四)動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

    1.單位根檢驗(yàn)。為了避免偽回歸問(wèn)題的出現(xiàn),同時(shí)又保證協(xié)整檢驗(yàn)的有效性,需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。一般來(lái)講,只有同時(shí)具備同階單整的幾個(gè)變量間才有可能存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文采用ADF檢驗(yàn)對(duì)LnP和LnY進(jìn)行了單位根檢驗(yàn),滯后階數(shù)根據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQ準(zhǔn)則選取,并且滯后階數(shù)經(jīng)確定為1階。

    由表1可以看出,LnP和LnY都是非平穩(wěn)的,但是它們的一階差分序列§LnP、§LnY通過(guò)了ADF檢驗(yàn),說(shuō)明兩個(gè)變量的一階差分都是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

    2.模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn),又稱構(gòu)建向量自回歸模型。滯后期的選擇影響變量間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系,因而滯后期的選擇要慎重。表2為該模型滯后期選擇的方法結(jié)果,由于第1期LR、FPE和SC標(biāo)準(zhǔn)值右上角標(biāo)有?。?),因而根據(jù)準(zhǔn)則該模型的滯后階數(shù)為1階。

    另外,從AR特征多項(xiàng)式的系數(shù)均小于1而更加確定該模型滯后1階后的向量自回歸模型是平穩(wěn)的。AR特征根檢驗(yàn)結(jié)果如下表:

    3.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。在進(jìn)行研究商品房銷售價(jià)格和銷售額的長(zhǎng)期均衡關(guān)系之前,必須對(duì)其時(shí)間序列的線性關(guān)系組合的平穩(wěn)性進(jìn)行一項(xiàng)檢驗(yàn)。如果這兩個(gè)時(shí)間序列之間存在某種協(xié)整關(guān)系,也就具有了長(zhǎng)期均衡的關(guān)系,我們就可以對(duì)其進(jìn)行深入的研究。用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)商品房銷售價(jià)格和銷售額兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn),無(wú)約束協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下表:

    由表4可知,檢驗(yàn)結(jié)果中的跡統(tǒng)計(jì)量表明至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系,即商品房銷售價(jià)格與銷售額之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系,對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程為:

    從協(xié)整關(guān)系式可以看出,商品房銷售價(jià)格的系數(shù)為0.000736,而且T統(tǒng)計(jì)量值很顯著,說(shuō)明銷售價(jià)格對(duì)銷售額產(chǎn)生顯著的影響;具體來(lái)看,商品房平均銷售價(jià)格每增加1元/平方米,會(huì)引起商品房銷售總額增加0.000736億元,即7.36萬(wàn)元,說(shuō)明商品房銷售價(jià)格對(duì)銷售額具有顯著影響作用。

    4.格蘭杰因果檢驗(yàn)。以上分析只能說(shuō)明二者存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系,但不能反應(yīng)變量間的因果關(guān)系。因而采用Granger因果檢驗(yàn)方法對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行因果檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)下表:

    可以看出,在顯著性水平為10%的情況下,商品房銷售價(jià)格(LnP)是促進(jìn)商品房銷售額(LnY)提高的格蘭杰原因,說(shuō)明商品房銷售價(jià)格的提高促進(jìn)了銷售額的增加。另外,商品房銷售額(LnY)是商品房銷售價(jià)格(LnP)的格蘭杰原因,說(shuō)明前者對(duì)后者也具有明顯作用。因而在短期內(nèi),商品房銷售價(jià)格和銷售額之間具有雙向Granger因果關(guān)系。

    5.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。在以上分析的基礎(chǔ)上,作出商品房銷售價(jià)格和銷售額互相受到彼此沖擊影響時(shí)的脈沖響應(yīng)圖。如圖1所示,橫坐標(biāo)表示沖擊作用的滯后年數(shù),縱坐標(biāo)表示因變量對(duì)自變量的反映程度,滯后期設(shè)定為10年。

    其中,上半部分圖形表示商品房銷售額對(duì)銷售價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形,下半部分表示商品房銷售價(jià)格對(duì)銷售額沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形。從上半部分圖形可以看出,給商品房銷售額一個(gè)沖擊后,商品房銷售額在第二期達(dá)到較低水平,此時(shí)的沖擊值約為0.04,之后上下波動(dòng),達(dá)到反向沖擊的最小值約為0.02。但從長(zhǎng)期趨勢(shì)來(lái)看,商品房銷售額在受到銷售價(jià)格沖擊時(shí)依然保持正向效應(yīng)。銷售價(jià)格對(duì)于銷售額的影響,第2期達(dá)到最高水平,之后上下浮動(dòng)并逐漸處于負(fù)效應(yīng)狀態(tài)。

    從下半部分圖形可以看出,在本期內(nèi)經(jīng)過(guò)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后,銷售價(jià)格開(kāi)始上升,在第2期達(dá)到最高點(diǎn)約110,之后便基本處于下降態(tài)勢(shì),在第9期,降為負(fù)效應(yīng)。從長(zhǎng)期趨勢(shì)來(lái)看,銷售價(jià)格在受到銷售額沖擊時(shí)由正效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)效應(yīng)。銷售額對(duì)于銷售價(jià)格的影響,在第1期達(dá)到最高水平,第2期達(dá)到最低水平,之后保持在較高水平上輕浮波動(dòng)。

    6.方差分解分析。在不受任何外界沖擊的情況下,商品房銷售額在第二期的方差解釋率呈下降趨勢(shì),第二期的方差解釋率比第一期下降了10個(gè)百分點(diǎn),第三到第八期上下波動(dòng),但波動(dòng)范圍較小,第九期又開(kāi)始下降,第十期達(dá)到最低水平,但方差解釋率仍在87%以上,反映出銷售額增長(zhǎng)的最大因素仍然是其自身。銷售價(jià)格對(duì)銷售額的方差解釋程度在各期表現(xiàn)不同,具體來(lái)講,在第二期迅速上升,相比第一期上升10個(gè)百分點(diǎn),之后逐漸下降,到第八期開(kāi)始上升,在第十二期達(dá)到最大,方差解釋率在12%以上。這與前面脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果基本一致。

    三、結(jié)論

    第一,我國(guó)商品房銷售價(jià)格與銷售額之間存在長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系。從長(zhǎng)期來(lái)看,商品房銷售價(jià)格與銷售總額之間至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系;從協(xié)整關(guān)系式可以看出,銷售價(jià)格對(duì)銷售額產(chǎn)生顯著的影響??傮w來(lái)看,商品房銷售價(jià)格與銷售額呈現(xiàn)均衡的發(fā)展模式,然而健康良好的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)要求以上兩者呈現(xiàn)合理協(xié)調(diào)的均衡發(fā)展模式。

    第二,短期內(nèi),商品房銷售價(jià)格和銷售額之間具有雙向Granger因果關(guān)系。在顯著性水平為10%的情況下,銷售價(jià)格是銷售額的格蘭杰原因,銷售額是銷售價(jià)格的格蘭杰原因,兩者具有雙向格蘭杰因果關(guān)系。房?jī)r(jià)與銷售額互為格蘭杰因果關(guān)系,銷售額的穩(wěn)步提升雖反映了房地產(chǎn)業(yè)的活躍發(fā)展,但這應(yīng)是在保持銷售價(jià)格合理的情況下所進(jìn)行的。

    第三,商品房銷售價(jià)格與銷售額的變化均在很大程度上取決于自身因素,銷售價(jià)格對(duì)銷售額具有一定程度的沖擊作用。銷售價(jià)格與銷售額依靠自身增長(zhǎng)的慣性力量,在一定時(shí)期內(nèi)依然會(huì)保持某種程度的增長(zhǎng)。由于受房?jī)r(jià)增長(zhǎng)的慣性力量,短時(shí)間內(nèi)商品房銷售價(jià)格還會(huì)保持一定程度的上升或維持狀態(tài)。

    參考文獻(xiàn):

    [1]段忠東,曾令華.宏觀經(jīng)濟(jì)基本面對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響的實(shí)證檢驗(yàn)[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2010,(15).

    [2]連曉麗.我國(guó)房?jī)r(jià)指數(shù)預(yù)測(cè)模型比較[J].價(jià)格理論與實(shí)踐,2010,(07).

    [3]葛紅玲,郝瑋.我國(guó)商品房?jī)r(jià)格影響因素的實(shí)證分析[J].價(jià)格理論與實(shí)踐,2011,(12).

    [4]常春華.我國(guó)住宅商品房?jī)r(jià)格影響因素實(shí)證分析[J].長(zhǎng)江大學(xué)學(xué)報(bào)(社科版),2015,(11).

    [5]王曉英.我國(guó)商品房平均銷售價(jià)格影響因素的回歸分析[J].內(nèi)蒙古大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版),2016,(06).

    [6]李賢芳.重慶市人均收入與商品房銷售額模型分析[J].科技信息,2013,(04).

    [7]韋嘉俊,張馳.南寧市商品房銷售額影響因素實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展,2014,(02).

    [8]樊秀峰,周文博.服務(wù)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民收入的動(dòng)態(tài)研究—基于VAR和VEC模型的分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2011,(9).

    [9]安靜.新常態(tài)下能源消耗、技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)—基于VAR模型下脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析[J].改革與戰(zhàn)略,2016,32(1).

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