本文關鍵詞：房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的微觀作用機制探究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

2012 年增 1 期

房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的微觀作用機制探究
楊俊杰
內(nèi)容提要： 本文將消費者投資決策引入 RBC 模型來分析房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟 波動的作用機制， 并使用 VAR 模型對該 作 用 機 制 進 行 實 證 檢 驗 。 本 文 的 研 究 表 明， 當期 宏觀經(jīng)濟波動不僅取決于滯后一期的宏觀經(jīng) 濟 波 動，

還取決于當期與滯后兩期的房地產(chǎn) 房地產(chǎn)價格的正向沖擊將致使消費者減少消費 、 增加投資， 對 價格； 檢驗結(jié)果進一步表明， GDP 具有快速拉升作用， 但是該 拉 升 作 用 并 不 具 有 持 續(xù) 性， 且在 3 年內(nèi)波動會緩慢遞減 至零 。 關鍵詞： 房地產(chǎn)價格波動 宏觀經(jīng)濟波動 投資決策 RBC 模型

*

一、 引

言

自 2008 年金融危機以來， 中國房地產(chǎn)價格受 到 了 前 所 未 有 的 關 注 。 中 國 政 府 、 國內(nèi)外經(jīng)濟學 房地產(chǎn)市場明顯過熱 。 但是， 對于房地產(chǎn)價格波 家及普通購房者一致認為中國住宅價格增速過快， 動是否會對經(jīng)濟景氣造成危害， 國內(nèi)外學者卻有不同的看法 。 國內(nèi)學者大多認為， 大城市房價的局 部泡沫不會對經(jīng)濟增長造成真正威脅， 房地產(chǎn)價格上漲只是房地產(chǎn)或建筑等相關領域的問題； 而美 認為房地產(chǎn)價格泡沫的破滅會造成整個經(jīng)濟體系的崩潰 。 但是， 基于全球 國經(jīng)濟學家觀點則相反， 房地產(chǎn)價格泡沫對一 國 甚 至 全 球 宏 觀 經(jīng) 濟 產(chǎn) 生 了 顯 著 金融危機與我國經(jīng)濟困境的事實可以看出， 的負面影響： 美國的次級債危機起源于美國房地產(chǎn)市場泡沫的破滅， 我國也同樣出現(xiàn)了房地產(chǎn)市場 價格的大幅調(diào)整 。 因此， 研究我國房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的影響具有重要意義 。 “通 過 財 富 效 應 從傳統(tǒng)理論來看， 房地產(chǎn)價格會通過多種傳導機制影響宏觀經(jīng)濟波動 。 例如， （ 周 暉、 2009 ） ， 影響消費， 通過托賓 q 效應影響 投 資 ” 王 擎， 通過產(chǎn)業(yè)鏈傳 導 機 制 影 響 實 際 產(chǎn) 出 等。 而且， 房地產(chǎn)價格波動對經(jīng)濟增長的長期影響取決于該波動引致 的 宏 觀 經(jīng) 濟 短 期 波 動 是 否 具 有 長 期效應 。 然而， 國內(nèi)學者對傳導機制的研究實證分析居多， 理 論 研 究 較 少， 未能清晰地闡明房地產(chǎn) 價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的影響機制 。 基于上述現(xiàn)實與理論 意 義， 本文著重從消費者角度研究房 地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的作用機制 。

二、 文獻綜述
國外學者在房地產(chǎn)價格變化對經(jīng)濟增長的作用機制研 究 上，， 既有就房地產(chǎn)價格對宏觀經(jīng)濟綜 合作用機制的研究， 也有就房地產(chǎn)價格對消費 、 投資以及通貨膨脹等宏觀經(jīng)濟某一方面的作用機制 的研究， 既有理論創(chuàng)新， 也有實證分析， 涉及范圍較廣， 研究角度多樣 。 而國內(nèi)學者對房地產(chǎn)市場與
* 楊俊杰， 武漢大學經(jīng)濟與管理學院， 郵政編碼： 430072 ， 電子信箱： wdjjyang@ gmail． com 。 作者 感 謝 匿 名 審 稿 人 的 建 設 性 意

見， 文責自負 。

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楊俊杰： 房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的微觀作用機制探究

經(jīng)濟增長關系的研究范圍則相對窄一些， 主要集中于三個方 面： 一 是 房 地 產(chǎn) 價 格 對 消 費 的 影 響， 二 三是房地產(chǎn)價格與宏觀經(jīng)濟變量間的關系 。 是房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響， 國內(nèi)學者通 過 大 量 的 實 證 研 究 表 明， 房 地 產(chǎn) 價 格 波 動 對 消 費 具 有 顯 著 的 負 效 應。 周 守 亮 （ 2010 ） 在 VAR 模型分析框架下， 通過 脈 沖 響 應 函 數(shù) 與 方 差 分 解 說 明 房 地 產(chǎn) 業(yè) 價 格 波 動 在 我 國 對 消費具有顯著的負影響， 這 種 影 響 迅 速 并 且 集 中 在 短 期 。 洪 濤 （ 2006 ） 利 用 我 國 31 個 省 （ 市 、 區(qū)） 2000 —2004 年的面板數(shù)據(jù)對我國住宅價格波動與消費增長的關系進行了實證檢驗 ， 結(jié)果顯示總體 上我國房地產(chǎn)價格波動與個人消費支出間呈負相關關系， 住宅價 格 上 漲 對 消 費 的 預 算 約 束 效 應 顯 著大于對消費的財富效應 。 而國內(nèi)學者對房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關系的實證研究 表 明， 房地產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有積極 的拉動效應 。 劉文貴等（ 2010 ） 采 用 我 國 1997 —2007 年 各 省 的 數(shù) 據(jù)， 通過協(xié)整檢驗表明房地產(chǎn)投 資與地區(qū)經(jīng)濟增長間存在長期關系， 通 過 Granger 因 果 檢 驗 表 明 房 地 產(chǎn) 投 資 可 以 促 進 地 區(qū) 經(jīng) 濟 增 長， 地區(qū)經(jīng)濟增長也可以促進房地產(chǎn)投資 。 王先柱（ 2007 ） 首先從房地產(chǎn)銷售額和房地產(chǎn)開發(fā)投資 的角度闡述了房地產(chǎn)業(yè)對國民經(jīng)濟的貢獻， 然后在 VAR 模型下進一步分析了房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長 之間的關系 。 其結(jié)果表明： 房地產(chǎn)投資對產(chǎn)出具有較大 、 持 久 的 正 面 影 響； 住 宅 投 資 對 產(chǎn) 出 具 有 強 勁的沖擊力， 時滯更短； 房地產(chǎn)銷售額對產(chǎn)出具有明顯的正向 效 應， 而產(chǎn)出對房地產(chǎn)銷售額的影響 不是十分明顯 。 薛永鵬（ 2009 ） 根 據(jù) 2000 —2007 年 的 統(tǒng) 計 數(shù) 據(jù)， 利用狀態(tài)空間模型對中國房地產(chǎn) 投資與經(jīng)濟增長 關 系 進 行 了 實 證 研 究 。 研 究 發(fā) 現(xiàn)， 中 國 經(jīng) 濟 對 房 地 產(chǎn) 投 資 的 彈 性 系 數(shù) 在 0. 4 — 0. 45 之間波動， 2000 —2002 年彈性系數(shù)逐漸變小， 2002 年以來彈性系數(shù)逐漸增大 。 在房地產(chǎn)價格與宏觀經(jīng)濟變量關系的研究上， 國內(nèi)學者主要基于 VAR 模型對各變量進行建模 與脈沖響應分析 。 周暉 、 王擎（ 2009 ） 通過運用 BEKK 模型和 GARCH 均值方程模型對房地產(chǎn)價格 、 貨幣供應量與經(jīng)濟增長的波動性相關關系進行實證檢驗， 發(fā)現(xiàn)房 價 波 動 以 及 房 價 與 貨 幣 供 應 量 的 但房價的波動對經(jīng)濟增長的 波 動 沒 有 顯 著 影 響。唐 志 軍 等 聯(lián)動效應會導致 GDP 增速 顯 著 下 降， （ 2010 ） 通過協(xié)整和 VAR 分析得出： 房 地 產(chǎn) 價 格 波 動 對 社 會 消 費 品 零 售 總 額 的 波 動 具 有 顯 著 負 影 響， 房價波動對消費波動的方差貢獻大于 2. 5% 左右； 房地產(chǎn)投資對 GDP 增 速 有 顯 著 的 正 影 響， 當 GDP 增 長 率 上 升 0. 181 個 百 分 點； 房 地 產(chǎn) 價 格 增 速 上 升 房地產(chǎn) 投 資 額 增 長 率 上 升 1 個 百 分 點， 1% ， 通脹率上升 0. 118% ， 且通貨膨脹率對房價波動的沖擊影響較小 。 與國外研究相比， 國內(nèi)學者對房地產(chǎn)價格與經(jīng)濟增長的關系研究相對較晚， 并且僅側(cè)重于房地 產(chǎn)市場對某一宏觀經(jīng)濟變量的影響或房地產(chǎn)價格與多個宏觀經(jīng) 濟 變 量 的 關 系 的 實 證 研 究 ， 對房地 未能深刻說 明 我 國 房 地 產(chǎn) 波 動 影 響 宏 觀 經(jīng) 濟 產(chǎn)價格變化對經(jīng)濟增長影響的系統(tǒng)與理論研究較少， 波動的傳導途徑 。 針對上述問題， 本 文 基 于 真 實 經(jīng) 濟 周 期 （ RBC ） 模 型， 以消費者效用最大化為微 觀經(jīng)濟基礎， 力圖探究出房地產(chǎn)價格波動對宏觀 經(jīng) 濟 波 動 的 傳 導 途 徑， 并 運 用 VAR 模 型 對 房 地 產(chǎn) 價格波動與宏觀經(jīng)濟波動的關系進行實證檢驗 。

三、 模型設定與分析
為了研究房地產(chǎn)價格波動對宏 觀 經(jīng) 濟 波 動 的 作 用 機 制， 本 文 基 于 真 實 經(jīng) 濟 周 期 模 型 （ RBC 模 型） 針對房地產(chǎn)市場價格對經(jīng)濟總產(chǎn)出 （ 國 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 ） 的 影 響 進 行 建 模， 并從微觀經(jīng)濟基礎來考 118

2012 年增 1 期

察房地產(chǎn)價格波動對經(jīng)濟增長的影響及機制 。 RBC 模型是在新古典經(jīng)濟增長模型的基礎上引入外生的隨機沖擊建立起來的 ， 探討在 古 典 假 設與規(guī)模報酬不變的條件下， 代表性家庭為最大化自身的效用對外部實際波動做出的理性反應 ， 以 及由此導致的宏觀經(jīng)濟波動變化 。 （ 一） 國民經(jīng)濟產(chǎn)出 房地產(chǎn)價格通過生產(chǎn)函數(shù)作用于宏觀經(jīng)濟產(chǎn)出 。 假定國民經(jīng)濟產(chǎn) 在本文建立的 RBC 模型中， 出取決于資本（ K ） 、 技術（ A ） 、 勞動（ L ） 與房地產(chǎn)市場價格 （ X ） ， 并且生產(chǎn)函數(shù)為柯布 — 道格 拉 斯 函 數(shù)形式 。 則 t 期的產(chǎn)量為：
β ξ Yt = Kα t （ At Lt ） Xt

（ 1）

其中， 為保證平衡增長路徑有解， α + β + γ = 1。 為了簡化計算， 假定不存在政府購買， 資本折 舊 率 δ = 100% ， 且人口與技術分別以固定速率 n 和 g 增長， 則資本存量的積累方程 、 勞動與技術的運動方程分別為為： K t + 1 = sY t ln L t = 珔 L + nt ln A t = 珔 A + gt （ 二） 家庭行為 假定每一家庭存活兩期， 在期初時擁有初 始 財 富 W 0 。 家 庭 在 期 初 進 行 消 費 與 投 資 決 策， 在期 末消費全部投資收益 。 期初， 家庭用于消費的比例為 θ ， 則儲蓄率 s = 1 － θ ； 為了研究房地產(chǎn)價格對 假定家庭將（ 1 － θ ） W 0 的財富全部用于購買房地產(chǎn)， 期末家庭可消 費 的 數(shù) 額 為 房 家庭消費的影響， 地產(chǎn)投資收益（ 1 － θ ） W 0 R 1 。 由于房地產(chǎn)投資屬于固定資產(chǎn)投資， 因此， 期末的資本存量為： K 1 = K 0 + （ 1 － θ） Y0 － δK 0 （ 5） （ 2） （ 3） （ 4）

假定折舊率 δ = 1 ， 即當期資本被消耗完， 則 K 1 = （ 1 － θ ） Y 0 = sY 0 ， 即期末資本存量取決于期初 儲蓄率與期初產(chǎn)出 。 （ 三） 家庭優(yōu)化 因 此， 家 庭 在 t 期 的 效 用 不 僅 取 決 于 消 費 ct ， 還 由于家庭的期末消費取決于房地 產(chǎn) 投 資 收 益， R t ） 。 假 定 家 庭 效 用 函 數(shù) 形 式 為 CRRA ， 取決于房地產(chǎn)的投資收益 R t ， 即 U t = U t （ ct ， 即滿足冗長的 相對風險厭惡系數(shù)， 且消費效用與投資收益效用可加， 則： Ut =
－γ －γ c1 R1 t t + b 1 － γ 1 － γ

（ 6）

U t = ln c t + b ln R t ， 當 γ →1 時， 其中， 消費效用 ln c t 為基準效用 。 若 t 期房地產(chǎn)價格上漲， 即 Rt ＞ ln R t ＞ 0 ， 1， 則投資收益增加， 會給消費者帶來正的財富效應， 消費者總效用大于消費效用； 若 t 期房 ln R t ＜ 0 ， 地產(chǎn)價格下降， 即 Rt ＜ 1， 投資收益減少， 給 消 費 者 帶 來 負 的 財 富 效 應， 消費者總效用小于 消費效用 。 由于家庭存活兩期， 期初進行消費投資決策， 期末消 費 投 資 收 益， 家庭需最大化效用的行為可 被描述為最大化期初效用與期末效用的現(xiàn)值之和： 119

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Max s． t．

{
]

－γ －γ －γ c1 c1 R1 0 1 1 + ρE + b 1 － γ 1 － γ 1 － γ

[

]}

c 0 = θ W 0 ，c 1 = （ 1 － θ ） W 0 R 1 。

其中， ρ 為家庭主觀時間偏好率， 即期初消費與期末消費的邊際替代率 。 令 I=
－γ －γ c1 c1 － γ R1 0 1 + ρE 1 ， c 1 代入并化簡得： +b 將 c0 ， 1 －γ 1 －γ 1 －γ

[

I = 其一階條件為： ?I = ?θ
(

θW0 + ρ 1 － γ

1 －γ

{

[

（ 1 － θ） W0 ] 1 － γ + b －γ ] E [ R1 1 1 － γ

}

（ 7）

θW0 )

－γ

W0 － ρ [ ( ( 1 － θ ) W0 ) － γ W0 ] [ E ( R1 ) ] － γ = 0

（ 8）

令房地產(chǎn)期末的期望收益 E （ R 1 ） 為 μ ， 解得：
1 1 －γ 1 = ργμ γ + 1 θ

（ 9）

由上式可知， 期初財富中用于 消 費 的 比 例 θ 依 賴 于 三 個 變 量： 主 觀 時 間 偏 好 率 ρ 、 期末房地產(chǎn) 消費者對即期消費更具有 價格的期望收益 μ 以及相對風險厭惡系 數(shù) γ 。 當 主 觀 時 間 偏 好 率 上 升， 耐性， 即期消費比例 θ 下降； 當主觀時間偏好率下降， 消費者更傾向于即期消費， 則 θ 上升 。 與 θ 一 樣， 房地產(chǎn)價格的期望收益與即期消費比例也呈負相關關系 ： 當 房 地 產(chǎn) 價 格 期 望 收 益 上 升， 房地產(chǎn) 價格上漲對消費者的預算約束效應顯著大于財富效應， 購房與租 房 成 本 的 上 升 使 得 即 期 消 費 比 例 θ 下降； 當房地產(chǎn)價格下降時， 購房與租房成本下降， 即期消費比例 θ 隨之上升， 這與國內(nèi)學者對房 地產(chǎn)價格與消費的負相關關系的實證檢驗相符 。 對（ 9 ） 式進行適當變形可得： 1 = （ ρμ ） θ
1 γ

μ

－1

+1

（ 10 ）

當 ρμ ＞ 1 ， 即房地產(chǎn)價格期望 收 益 的 主 觀 貼 現(xiàn) 值 大 于 1 時， 相 對 風 險 厭 惡 系 數(shù) 越 大， 對房地產(chǎn) 投資不確定性的厭惡程度越高， 則即期消費越多， θ 越大； 相對風險厭惡系數(shù)越小， 越偏好房地產(chǎn)投 資的風險， 則即期消費越小， θ 越小 。 當 ρμ = 1 時， 房地產(chǎn)期末價格的期望現(xiàn)值與期初價格相等， 即 期消費不受風險厭惡系數(shù)的影響 。 當 ρμ ＜ 1 時， 房地產(chǎn)期末價格的期望現(xiàn)值小于期初價格， 消費者 此時不會投資于房地產(chǎn)， θ = 0 。 因此， 鑒于模型設立的合理性， 假定 μ ＞ 1 ， 消費者所預期的 房 地 產(chǎn) 收益為正值 。 （ 四） 作用機制
α β ξ 國民經(jīng)濟產(chǎn)出方程為： Y t = K t （ A t L t ） X t ， 其對數(shù)表達式為： 由上文可知，

ln Y t = α ln K t + β （ ln A t + ln L t ） + ζ ln X t
1 1－γ 1 將家庭的兩期情形擴展至多期可得： s t = 1 － θ t ， = ρ γ [ E （ R t + 1 ） ] γ + 1 。 θt

（ 11 ）

則儲蓄率 s t 為： st = 120 B t +1 B t +1 + 1 （ 12 ）

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資本存量的積累方程為： K t = st Yt －1 = 其中 B t + 1 = ρ γ [ E （ R t + 1 ） ]
1 1－γ γ

B t +1 Y B t +1 + 1 t －1

（ 13 ）

。

1） 模型能夠較好地擬合房地產(chǎn)價格 對于房地產(chǎn)價格的運動方程， 經(jīng) 過 實 證 檢 驗，GARCH （ 1 ， 的波動行為， 房地產(chǎn)價格的均值方程與條件方差方程分別如下： ln （ x t ） = a 0 + a 1 ln （ x t － 1 ） + a 2 ln （ x t － 2 ） + ε t
2 2 2 σ t = b0 + b1 ε t －1 + b2 σ t －1

（ 14 ） （ 15 ）

其中， 式（ 14 ） 為均值方程， 表明 t 期房地產(chǎn) 價 格 依 賴 于 滯 后 一 期 的 房 地 產(chǎn) 價 格 x t － 1 與 擾 動 項 ε t ； 式
2 2 （ 15 ） 為條件方差方程， σ t 為均值方程 的 回 歸 殘 差 ε t 的 方 差， 它 不 僅依 賴 于 其 一 期 滯 后項 σt － 1 ， 還

依賴于從前期得到的波動性信息 ε t － 1 。 L + nt ，ln A t = 珔 A + gt 。 又因： 除此以外， 由本文假定可知： ln L t = 珔 ln Y t = α ln K t + β （ ln A t + ln L t ） + ζ ln X t 綜合各變量的運動方程， 宏觀經(jīng)濟產(chǎn)出 ln Y t 可表示為： ln 珘 Y t = α [ ln B t + 1 + ln （ B t + 1 + 1 ） + ln 珘 Yt －1 ] + β [ 珔 A +珔 L + （ n + g） t] 珘 珘 ] + ξ [ a 0 + a 1 ln （ X 珘 t － 1 ） + a 2 ln （ X t － 2 ） + ε t （ 16 ）

2

珘 ln 珘 Yt 、 ln 珘 Yt － 1 、 X 其中， 珘 其 余 為 確 定 項 。 由 上 式 可 知， 滯 后 一 期 的 國 民 產(chǎn) 出、 房地產(chǎn) t－1與 ε t 為波動項， 價格與當期房地產(chǎn)價格的波動均會導致當期的宏觀經(jīng)濟波動 。 提取波動項可得： 珘 珘 ln 珘 Y t = α ln 珘 Y t － 1 + ξ （ a 1 ln X 珘 t － 1 + a 2 ln X t － 2 + ε t） （ 17 ）

由式（ 17 ） 可知， 即期宏觀經(jīng)濟 波 動 取 決 于 滯 后 一 期 的 宏 觀 經(jīng) 濟 波 動， 即期房地產(chǎn)價格波動要 取決于滯后兩期的房地產(chǎn)價格 。

四、 實證分析
（ 一） 變量選取與數(shù)據(jù)說明 根據(jù)模型的需要， 本文選取 2000 —2010 年全國商品房銷售價格定基指數(shù)的季度數(shù)據(jù) fdc t 代表
① 為了擴 房地產(chǎn)價格的變化， 選取 2000 —2010 年全 國 GDP 季 度 數(shù) 據(jù) gdp t 代 表 宏 觀 經(jīng) 濟 的 變 化 。

增加參數(shù)估計的有效性， 本文去除了 GDP 季度數(shù)據(jù)的季節(jié)性因素， 且將商品房銷售指 大樣本容量， 數(shù)與 GDP 季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換至月度數(shù)據(jù) 。 （ 二） 房地產(chǎn)價格波動的 GARCH 模型實證分析 1． ARCH LM 檢驗 在估計房地產(chǎn)價 格 波 動 GARCH 模 型 前， 首先需對房地產(chǎn)價格波動的自回歸條件異方差性 （ ARCH 效應） 進行檢驗 。 經(jīng)試算， ｛ ln fdc t ｝ 的 滯 后 兩 期 序 列 作 為 自 變 將 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 作 為 因 變 量， 量， 模型擬合與參數(shù)估計達到最優(yōu) 。 模型估計結(jié)果為：
全國商品房銷售價格定基指數(shù)與 GDP 數(shù)據(jù)均來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局， 網(wǎng)址為 http ： / / www． stats． gov． cn / 。

①

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楊俊杰： 房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的微觀作用機制探究

ln fdc t = 0 ． 065 + 1 ． 78 86ln fdc t － 1 － 0 ． 8025ln fdc t － 2 + ε t t = （ 2 ． 2704 ） （ 33 ． 9534 ）
2 調(diào)整 R = 0 ． 995

（ 18 ）

（ － 15 ． 3426 ） AIC = － 8 ． 51 SC = － 8 ． 45

對數(shù)似然值 = 547 ． 93

該方程統(tǒng)計量顯著， 方程從整體上對房地產(chǎn)價格進行了 最 優(yōu) 擬 合 。 即 期 房 地 產(chǎn) 價 格 對 其 后 房 地產(chǎn)價格的影響隨著時間的增加而減小， 滯后一期為正向影 響， 滯 后 二 期 為 負 向 影 響， 具有正負交 替的性質(zhì) 。 方程估計殘差 ε t 平穩(wěn)， 但具有明顯的波動聚集效應 。 如圖 1 所示， 殘差在 2000 —2002 年 6 月 2005 年以及 2006 年較大 。 說明誤差項可能具有條件異方差性 。 在 2003 年 、 份以及 2004 年較小，

圖1

商品房銷售價格指數(shù) OLS 回歸方程的殘差

對式（ 18 ） 進行 ARCH LM 檢驗， 在滯后階數(shù)為 1 時， 檢驗結(jié)果在顯著性水平為 1% 的水平上拒 發(fā)現(xiàn)二者均顯著不 絕原假設； 同時計算式（ 18 ） 殘差平方的的自相關（ AC ） 與偏自相關 （ PAC ） 系數(shù)， 為 0， 說明序列｛ ln fdc t ｝ 存在 ARCH 效應 。

表1
F-statistic Obs* R-squared

商品房銷售價格指數(shù) OLS 回歸方程 ARCH LM 檢驗結(jié)果
16. 92411 15. 14445 Probability Probability 0. 00007 0. 0001

2． 房地產(chǎn)價格波動的 GARCH 模型 1 ） 模型對商品房銷售價格指數(shù)方程進行估計， 使用 GRACH （ 1 ， 最優(yōu)擬合的均值方程為： ln fdc = 1 ． 8055ln fdc t － 1 － 0 ． 8054ln fdc t － 2 + ε ^t z = （ 109 ． 26 ） 方差方程為：
－7 ^2 + 0 ． 3863 ε ^2 ^2 σ t = 7 ． 34 × 10 t － 1 + 0 ． 5588 σ t －1

（ 19 ）

（ － 28 ． 80 ）

（ 20 ）

z = （ 1 ． 737 ） 122

（ 3 ． 95 ）

（ 6 ． 92 ）

2012 年增 1 期
2 調(diào)整 R = 0 ． 9948 2

對數(shù)似然值 = 571 ． 98

AIC = － 8 ． 86

SC = － 8 ． 747

該方程中， 調(diào)整 R = 0. 9948 ， 且對數(shù)似然值較式（ 18 ） 有所增加， 同時 AIC 與 SC 指都變小了， 說 1 ） 較好地擬合了 房 地 產(chǎn) 價 格 的 波 動 。 在 方 差 方 程 中， ARCH 項 與 GARCH 項 的 系 數(shù) 明 GARCH （ 1 ， 都是統(tǒng)計顯著的， 且系數(shù)之和等于 0. 9451 ， 小于 1 ， 滿足參數(shù)約束條件 。 由于系數(shù)之和非常接于 1 ， 表明條件方差所受的沖擊是持久的， 即沖擊對未來所有的預測都有重要作用 。 （ 三） 房地產(chǎn)價格波動的作用機制實證分析 1． ADF 檢驗 根據(jù)第三部分的理論分析可知， 當期宏觀經(jīng)濟波動依賴于當期房地產(chǎn)價格波動 、 滯后一期的宏 觀經(jīng)濟波動和滯后兩期 的 房 地 產(chǎn) 價 格 波 動 。 我 們 用 國 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 的 對 數(shù) 一 階 差 分 序 列 （ 增 量 序 列） ｛ d ln gdp t ｝ 表示宏觀經(jīng)濟 波 動， 用 商 品 房 銷 售 價 格 指 數(shù) 的 對 數(shù) 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 表 示 房 地 產(chǎn) 價 格 變 化， 對上述變量進行建模 。 在建立計量模型之前， 首先 檢 驗 數(shù) 據(jù) 的 平 穩(wěn) 性 。 如 果 數(shù) 據(jù) 是 平 穩(wěn) 的， 則 則需檢驗各變量之間是否存在協(xié)整關 可以直接使用最小二乘法估計模 型； 如 果 數(shù) 據(jù) 是 非 平 穩(wěn) 的， 系， 以便分析各變量之間的 關 系 。 對 2000 —2010 年 國 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 的 對 數(shù) 一 階 差 分 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 與商品房銷售價格指數(shù)的 對 數(shù) 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 進 行 ADF 檢 驗 結(jié) 果 如 下 。 結(jié) 果 表 明 原 序 列 是 非 平 穩(wěn) 而對原序列進行一階差分后是平穩(wěn)的（ 見表 2 ） 。 的， 序列｛ d ln gdp t ｝ 與｛ ln fdc t ｝ 的 ADF 檢驗
變量 d ln gdp t Δ d ln gdp t ln fdc t Δ ln fdc t ADF 檢驗值 － 2. 5924 － 5. 6391 － 2. 0534 － 3. 4500 臨界值（ 置信水平） （ % ） 1 － 3. 4856 － 3. 4856 － 3. 4866 － 3. 4876 5 － 2. 8857 － 2. 8857 － 2. 8861 － 2. 8865 10 － 2. 5797 － 2. 5797 － 2. 5799 － 2. 5802 P值 0. 0973 0. 0000 0. 2640 0. 0112 結(jié)果判斷 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 非平穩(wěn) 平穩(wěn)

表2

2． 協(xié)整檢驗 協(xié)整檢驗主要用于分析變量之間是否具有長期均衡關系， 其基本思想是： 如果兩 個 （ 或 兩 個 以 但是它們的某種線性組合所形成的序列是平穩(wěn)的， 則這些變 量 之 間 存 上） 的時間序列是非平穩(wěn)的， 在長期的均衡關系與穩(wěn)定性 。 由于本文建立的系統(tǒng)只包含兩個時間序列， 所以采用 E — G 兩步 法 檢驗宏觀經(jīng)濟波動與房地產(chǎn)價格波動的協(xié)整關系 。 由 ADF 檢驗可知， 國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)一階差 分序列｛ d ln gdp t ｝ 與商品房銷售價格 指 數(shù) 的 對 數(shù) 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 均 為 一 階 單 整， 對二者進行最小二乘 回歸， 得到回歸方程為： d ln gdp t = － 0 ． 1709 + 0 ． 0389 × ln fdc + μ t t = （ － 3 ． 8017 ） （ 4 ． 0599 ） （ 21 ）

對歸回殘差序列 μ t 進行單位根檢驗， 結(jié)果 顯 示 該 序 列 零 階 平 穩(wěn) （ 見 表 3 ） ， 說 明 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 與序列｛ ln fdc t ｝ 存在長期均衡關系， 即協(xié)整關系 。 123

楊俊杰： 房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的微觀作用機制探究

表3

回歸方程（ 21 ） 殘差序列的單位根檢驗
t值 ADF 檢驗值 1 置信水平（ % ） 5 10 － 3. 1685 － 3. 4856 － 2. 8857 － 2. 5797 p值 0. 0244

3． VAR 分析 （ 1 ） 建立向量自回歸（ VAR ） 模型 向量自回歸（ VAR ） 模型基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)， 將系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量視作系統(tǒng)中所有內(nèi)生 變量的滯后值的函數(shù)， 常用于分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊， 從而解釋經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量 形成的影響 。 由第三部分與第四部分的分析 可 知， 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 與 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 在 理 論 與 統(tǒng) 計 上 存 在 長 期 均衡關系， 故以這兩個變量建立滯后兩期的 VAR 模型， 結(jié)果如下：

(

d ln gdp t ln fdc t +

) (
=

－ 0 ． 0504 0 ． 0727

) (
+

1 ． 484 0 ． 0239

0 ． 0703 1 ． 7815 +

)(

d ln gdp t － 1 ln fdc t － 1 e1 t e2 t

)
（ 22 ）

(

－ 0 ． 795 0 ． 0065

－ 0 ． 0588 － 0 ． 797

)(

d ln gdp t － 2 ln fdc t － 2

) ( )

其中， 國內(nèi)生產(chǎn)總值波動對房地產(chǎn)價格的影響不顯著， 但房地產(chǎn)價格對國內(nèi)生產(chǎn)總值的波動影 響顯著 。 提取國內(nèi)生產(chǎn)總值波動方程： d ln gdp t = － 0 ． 0504 + 1 ． 484 × d ln gdp t － 1 － 0 ． 795 × d ln gdp t － 2 t = （ － 3 ． 05 ） （ 27 ． 21 ） （ － 14 ． 66 ） （ 23 ）

+ 0 ． 0703 × ln fdc t － 1 － 0 ． 0588 × ln fdc t － 2 + e 1 t （ 2 ． 44 ） （ － 2 ． 07 ）

2 該方程調(diào)整的擬合優(yōu)度為 R = 0 ． 9 ， 各解釋變量顯著 。 由該方程可知， 宏觀經(jīng)濟波動極大程度

依賴于其滯后項； 房地產(chǎn)價格變化對宏觀經(jīng)濟波動的影響隨著時間的增加遞減 ， 且呈現(xiàn)正負交替的 影 響 系 數(shù) 約 為 0. 07 ， 滯后兩期的 現(xiàn)象 。 滯后一期的房地產(chǎn)價格對宏 觀 經(jīng) 濟 波 動 產(chǎn) 生 正 向 的 影 響， 影響系數(shù)約為 0. 0588 。 房地產(chǎn)價格對宏觀經(jīng)濟波動產(chǎn)生負向的影響， （ 2 ） 宏觀經(jīng)濟波動的脈沖響應分析 脈沖響應函數(shù)可以衡量來自隨機擾動項的一個標準沖 擊 對 內(nèi) 生 變 量 當 期 和 未 來 取 值 的 影 響 。 對于方程（ 23 ） ， 給房地產(chǎn)價格一個正向的脈沖， 即： e1 t = 宏觀經(jīng)濟波動的脈沖響應圖為圖 2 。 圖 2 顯示了房地產(chǎn)價格變化對宏觀經(jīng)濟波動影 響 的 動 態(tài) 過 程 。 其 中， 橫軸表示以月度為單位 124

{

1 ，t = 0 0 ，其他

， e2 t = 0

2012 年增 1 期

圖2

宏觀經(jīng)濟波動對房地產(chǎn)價格變化的脈沖響應函數(shù)

的沖擊作用的滯后期間數(shù)， 共有 120 期， 即 10 年； 縱 軸 表 示 國 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 對 數(shù) 一 階 差 分 值 的 響 應； 實線表示脈沖響應函數(shù)， 代表了宏觀經(jīng)濟波動對房地產(chǎn)價格沖擊的反應， 虛線表示正負兩倍標準差 偏離帶 。 從圖 2 中可以看出， 當給即期房地產(chǎn)價格 ｛ ln fdc t ｝ 一 個 單 位 的 正 向 沖 擊， 國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù) 一階差分值｛ d ln gdp t ｝ 會在前 6 個月快速上升并在第 7 個月達到最大值， 但在隨后 3 年內(nèi)緩慢波動 且下降的波動率與方 差 逐 期 遞 減 。 由 于 變 量 d ln gdp t 的 脈 沖 響 應 函 數(shù) 均 在 0 值 以 上， 房 下降至 0 ， 地產(chǎn)價格的正向波動會對宏觀經(jīng)濟波動帶來正向的影響； 但是該影響不具有持續(xù)性， 房地產(chǎn)價格上 升對 GDP 只具有短暫的拉動作用 。 這種短暫的拉動作用可由消費者 決 策 的 微 觀 機 制 進 行 解 釋 。 由 式 （ 9 ） 可 知， 房地產(chǎn)價格的期 望收益與即期消費比例成負相 關 關 系， 房地產(chǎn)價格上升會導致消費的減少與房地產(chǎn)投資的增加。 一般來說， 普通消費者根據(jù)即期的房地產(chǎn)收益決定下一期的 房 地 產(chǎn) 期 望 收 益， 因 此， 給定房地產(chǎn)價 格一個單位的正向波動會提高消費者對房地產(chǎn)投資的期望 收 益， 因 而 會 減 少 消 費， 增 加 投 資， 致使 由于房地產(chǎn)價格 波 動 不 具 有 持 續(xù) 性， 從 長 期 來 看， 消費者 國內(nèi)生產(chǎn)總值在短期內(nèi)迅速增加 。 但是， 對房地產(chǎn)投資的期望 收 益 回 復 至 正 常 水 平， 投 資 回 復 至 平 衡 增 長 路 徑， 所 以， 房地產(chǎn)價格上升對 GDP 的拉動作用從長期來看不具有持續(xù)性 。 （ 3 ） 房價指數(shù)的方差分析 由脈沖響應分析可知， 房地產(chǎn)價格波動所引起的宏觀經(jīng)濟波動在第 20 期逐漸減弱至零， 因此， 對宏觀經(jīng)濟波動的前 20 期進行方差分解， 結(jié)果見表 4 。 GDP 對 數(shù) 一 階 差 分 自 身 的 滯 后 影 響 最 大， 從方差分解的結(jié)果看出， 在 20 期 的 方 差 分 解 中， 說 明 GDP 波動具有較強的慣性， 并且衰減較為緩慢 。 房價指數(shù)的方差貢獻從第 2 期至第 7 期迅速增 加， 從 0. 543% 上 升 至 15. 6996% ， 且 宏 觀 經(jīng) 濟 波 動 在 此 期 達 到 最 大 。 在 此 以 后， 緩慢增加至 16. 4881% 并維持在該水平， 充分說明房地產(chǎn)價格 上 升 對 宏 觀 經(jīng) 濟 波 動 存 在 正 向 的 影 響， 但該影響 隨著時間的增加會達到一個影響上界 。

125

楊俊杰： 房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動的微觀作用機制探究

表4
Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 S． E． 0. 0018 0. 0032 0. 0042 0. 0046 0. 0048 0. 0049 0. 0051 0. 0053 0. 0054 0. 0055 0. 0055 0. 0055 0. 0056 0. 0056 0. 0056 0. 0057 0. 0057 0. 0057 0. 0057 0. 0057

GDP 波動方差分解
DLNGDP 100. 0000 99. 4570 97. 7575 94. 5031 90. 0155 86. 1026 84. 3004 84. 0176 84. 0667 84. 0031 83. 9788 84. 1524 84. 3756 84. 4040 84. 1831 83. 8632 83. 6257 83. 5285 83. 5136 83. 5119 LNFDC 0. 0000 0. 5430 2. 2425 5. 4969 9. 9845 13. 8974 15. 6996 15. 9824 15. 9333 15. 9969 16. 0213 15. 8476 15. 6244 15. 5960 15. 8169 16. 1368 16. 3743 16. 4715 16. 4864 16. 4881

注： Cholesky Ordering ： DLNGDP LNFDC 。

五、 結(jié)

論

本文主要研究了在引入消費者投資決策的 RBC 理論模型框架與房地產(chǎn)價格波動服從 GARCH 模型的條件下， 房地產(chǎn)價格波動如何作用于宏觀經(jīng)濟波動 。 模型表明： 即期宏觀經(jīng)濟波動不僅取決 還取決于即期房地產(chǎn)價格波動與滯后兩期的房地產(chǎn)價格 。 除此以外， 于滯后一期的宏觀經(jīng)濟波動， 1 ） 模型與 VAR 模型對房地產(chǎn)價格波動與房地產(chǎn)價格波動對宏觀經(jīng)濟波動 本文還使用 GARCH （ 1 ， 1 ） 模型， 檢驗結(jié)果表明： 房地產(chǎn)價格波動服從 GARCH （ 1 ， 且理論作用 的作用機制進行了實證檢驗， 機制較好地擬合了 GDP 波動與房地產(chǎn)價 格 的 長 期 均 衡 關 系 。 給 房 地 產(chǎn) 價 格 一 個 正 向 沖 擊 會 導 致 增加投資， 對 GDP 具有短期拉動作用， 且該拉動作用在 3 年內(nèi)波動遞減至零 。 消費者減少消費 、 雖然房地產(chǎn)價格上升會導致 GDP 在 短 期 內(nèi) 上 升， 但 我 們 不 能 將 GDP 作 為 經(jīng) 濟 發(fā) 展 的 唯 一 衡 量指標 。 房地產(chǎn)價格上升會導致居民消費減少， 一定程度上抵消了投資增加帶來的積極效應， 且不 126

2012 年增 1 期

利于經(jīng)濟的長期穩(wěn)定發(fā)展 。 由于房地產(chǎn)價格波動在短期內(nèi)會 引 起 宏 觀 經(jīng) 濟 的 較 大 波 動， 且該波動 因此， 為保持我國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定 、 規(guī)避宏觀經(jīng)濟運行中的風險， 在政策 需要一定時間才會消減至零， 上必須高度重視我國房地產(chǎn)價格的穩(wěn)定， 房地產(chǎn)業(yè)的健康與可持續(xù)發(fā)展 。

參考文獻
2006 ： 《房地產(chǎn)價格波動與消費增長 — — — 基于中國數(shù)據(jù)的實證分析及理論解釋 》 ， 《南京社會科學 》 洪濤， 第 5 期。 2010 ： 《房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟增 長 的 關 系 — — — 基 于 1997 —2007 年 省 份 數(shù) 據(jù) 檢 驗 》 ， 《土 木 建 筑 工 程 信 劉貴文 、 胡鳳晗 、 林川， 息技術 》 第 2 卷第 1 期 。 2010 ： 《中國房地產(chǎn)市場波動對宏觀經(jīng)濟波動的影響研究 》 ， 《統(tǒng)計研究 》 唐志軍 、 徐會軍 、 巴曙松， 第 2 期。 2007 ： 《VAR 模型框架下房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長關系的實證檢驗 》 ， 《經(jīng)濟問題 》 王先柱， 第 7 期。 2009 ： 《中國房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟增長關系的動態(tài)研究 — — — 基于變參數(shù)模型的實證分析 》 ， 《華北金融 》 薛永鵬， 第 7 期。 2009 ： 《貨幣政策與資產(chǎn)價格波動： 理論模型與中國的經(jīng)驗分析 》 ， 《經(jīng)濟研究 》 周暉 、 王擎， 第 10 期 。 2010 ： 《我國房地產(chǎn)價格波動對消費的影響分析 — — — 基于 VAR 模型的實證研究 》 ， 《價格理論與實踐 》 周守亮， 第 3 期。

Research of the Microscopic Mechanism of House Price Change on Macroeconomic Fluctuation
Yang Junjie
（ School of Economic and Management at Wuhan University ）

Abstract ： By introducing consumers' investment decision into RBC theory ， the microscopic mechanism of house price change on macroeconomic fluctuations has been found that the current macroeconomic fluctuation depends not only on its lag phase ，but also on the current and two lags of house price． Furthermore ，this mechanism passes empirical test conducted by VAR model as well ，and presents effective test results ： the positive fluctuation of house price will drag GDP to a substantial degree in a short time ，but the drag isn't continuous and reduce to zero gradually within three years． Key Words ： House Price Change ； Macroeconomic Fluctuation ； Investment Decision ； RBC Theory JEL Classification ： E30 ， L85

（ 責任編輯： 曉

峰） （ 校對： 曉

鷗）

127



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