基于證券市場信息中介效應(yīng)的房地產(chǎn)行業(yè)研究

付代紅

（中國石油大學(xué)經(jīng)管學(xué)院，山東青島 266580）

0 引言

隨著我國資本市場和住房市場市場化改革步伐的不斷推進(jìn)，房地產(chǎn)和股票作為兩種最主要的居民財(cái)富保有形態(tài)和投資手段已受到越來越多的機(jī)構(gòu)、企業(yè)及個(gè)人投資者的關(guān)注。

已有研究成果多以西方發(fā)達(dá)國家為研究對象，且實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果因數(shù)據(jù)來源時(shí)間和空間不同而呈現(xiàn)顯著差異，由于中國房地產(chǎn)市場和資本市場完善程度有別于西方國家，而且具有較強(qiáng)的政策導(dǎo)向性，因此已有結(jié)論是否適用于我國房地產(chǎn)市場和證券市場值得商榷，本文基于旨在對我國房地產(chǎn)市場和證券市場相關(guān)性進(jìn)行研究，以期為我國投資者投資決策及政府制定相關(guān)調(diào)控政策提供借鑒和啟示。

1 數(shù)據(jù)和研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來源及變量定義

為研究房地產(chǎn)市場與證券市場的相關(guān)性，本文以2009～2011年中國房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)和滬深兩市的綜合指數(shù)月度數(shù)據(jù)為樣本建立統(tǒng)計(jì)分析模型。模型所涉及變量如下：

（1）住房價(jià)格（HP）：為便于數(shù)據(jù)的可得性，本文以我國住房市場新建住宅銷售價(jià)格指數(shù)作為住房價(jià)格測量變量，本文選取2009年1月至2011年12月的月度數(shù)據(jù)為樣本。

（2）滬市證券市場景氣指數(shù)（SH）：本文以上證綜合指數(shù)作為滬市證券交易所景氣度的測量變量。

（3）深市證券市場景氣指數(shù)（SZ）：文中以深圳證券交易所綜合指數(shù)作為深市證券交易所景氣度的出來變量。

文中所用數(shù)據(jù)均根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局編著出版的《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》所公布數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)調(diào)整計(jì)算所得。

1.2 研究方法

1.2.1 單位根檢驗(yàn)

為避免“偽”回歸，對時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析前需先對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，需對回歸序列類型進(jìn)行選擇，結(jié)合本文樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征，文中建立含有截距項(xiàng)和時(shí)間趨勢項(xiàng)的模型，即檢驗(yàn)方程：

上式中，Yt為住房價(jià)格指數(shù)HP、上證綜合指數(shù)SH和深證綜合指數(shù)SZ的自然對數(shù)，?是漂移項(xiàng)，βt表示時(shí)間趨勢項(xiàng)，p表示滯后項(xiàng)次數(shù)，εt是誤差項(xiàng)，滯后介數(shù)的選擇根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定。

ADF檢驗(yàn)的零假設(shè)是待檢驗(yàn)序列含有單位根，如果ADF統(tǒng)計(jì)量拒絕原假設(shè)，則待檢驗(yàn)序列為平穩(wěn)序列，反之，則表明待檢驗(yàn)數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)時(shí)間序列。

1.2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

為研究我國住房市場與證券市場的長期均衡關(guān)系，本文在ADF檢驗(yàn)基礎(chǔ)上對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。目前，學(xué)術(shù)界關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)模型有多種，應(yīng)用最為普遍的是EG兩部法和Johansen極大似然法，其中EG，但其具有在小樣本下，參數(shù)估計(jì)誤差較大，且當(dāng)變量超過兩個(gè)以上時(shí)，無法確定變量間所存在的所有可能的協(xié)整關(guān)系的缺點(diǎn)，鑒于本文研究數(shù)據(jù)為小樣本數(shù)據(jù)，文中采用Johansen極大似然法研究樣本協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

其中，ΔYt為樣本數(shù)據(jù)一介差分序列，A0為常數(shù)項(xiàng)列向量，Γi=-（I-A1-A2-…-Ai）,Π =-(Ι-A1-A2-….Ap)為相應(yīng)項(xiàng)的系數(shù)矩陣，εt為表示誤差項(xiàng)的列向量。

Johansen（1988）以及 Johansen和 Juselius（1990）提出構(gòu)建跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量作為判斷變量協(xié)整關(guān)系依據(jù)，其表達(dá)式分別如公式（3）、（4）所示。

其中，-T為樣本容量，λi表示第i個(gè)最大特征值，r為協(xié)整個(gè)數(shù)，Johansen的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)的零假設(shè)均為待檢驗(yàn)序列組中至多存在r個(gè)協(xié)整關(guān)系。

本文分別構(gòu)建上述兩種統(tǒng)計(jì)變量對樣本數(shù)據(jù)協(xié)整協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究，方程中最優(yōu)滯后介數(shù)根據(jù)SC準(zhǔn)則和AIC準(zhǔn)側(cè)確定。

1.2.3 格蘭杰因果分析

為檢驗(yàn)變量間的短期因果關(guān)系，我們引入格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)建立如公式（5）所示兩變量模型。

其中，ΔYt是樣本數(shù)據(jù)一介差分列向量，?0、β0是固定效應(yīng)項(xiàng)，k是滯后期數(shù)，ε1t和ε2t是滿足獨(dú)立同分布（0，δ2）的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。如果?2i的估計(jì)值顯著不為零，則表明Y2t是引致變量Y1t變化的Grander原因，同理，如果β1i顯著不為零，則表明Y1t是Y2t的Grander原因。

2 實(shí)證分析結(jié)果

2.1 樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)特性描述

表1展示了本文所有樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)特征，從表中可以看出，所選樣本期間，住房價(jià)格相對平穩(wěn)，以2009年1月為基期，新建住房銷售價(jià)格指數(shù)最小值為99.00，最大值為113.8，與住房市場相反，2009～2011年間，我國證券市場出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，以上證綜合指數(shù)為例，期間股指最小值僅為1728.80點(diǎn)，而最大值高達(dá)4383.4點(diǎn)，是前者的254%；深證指數(shù)同樣可以清楚的反映這一期間股指的劇烈波動(dòng)。

表1 變量統(tǒng)計(jì)特征描述

2.2 單位根檢驗(yàn)

樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

從表2個(gè)變量的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，各研究變量的原始數(shù)據(jù)在10%的顯著性水平上均為非平穩(wěn)時(shí)間序列，但所有變量的一介差分在10%的水平上均拒絕了存在單位根的零假設(shè)，即各個(gè)變量的一介差分序列均為平穩(wěn)序列，由此可判斷所有研究變量均為一介單整，即I（1）。

表2 數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

表3展示了對我國住房市場和證券市場進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的分析結(jié)果。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Panel A跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滬市指數(shù)與住房市場指數(shù)的協(xié)整性檢驗(yàn)結(jié)果均拒絕了r=0的零假設(shè)。表明我國住房市場和上證指數(shù)存在協(xié)整關(guān)系，即二者存在長期均衡關(guān)系，另一方面，在r≤1的零假設(shè)條件下，跡統(tǒng)計(jì)量不能拒絕零假設(shè)，表明二者存在且進(jìn)存在一個(gè)長期均衡關(guān)系。Panenl B為以最大特征根作為判斷變量的JJ協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，其結(jié)論與Panel A檢驗(yàn)結(jié)論一致。從最大特征根對應(yīng)的協(xié)整系數(shù)來看，LN（SH）對應(yīng)協(xié)整系數(shù)為0.13（SD=1.05）表明我國住房銷售價(jià)格指數(shù)對上證綜合指數(shù)彈性系數(shù)為0.13。

深市綜合指數(shù)和住房銷售價(jià)格Johnsen檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根檢驗(yàn)均不能拒絕r=0的零假設(shè)，表明住房銷售價(jià)格指數(shù)與深市綜合指數(shù)不存在長期均衡關(guān)系，我們認(rèn)為出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因與滬深兩市上市公司行業(yè)組成結(jié)構(gòu)不同有關(guān)。

2.4 Grander因果檢驗(yàn)

變量間因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，SH、SZ均為引致住房價(jià)格HP變動(dòng)的格蘭杰原因，但房價(jià)的變動(dòng)并不是引致證券市場景氣度變動(dòng)的格蘭杰原因，這一結(jié)論表明，投資者可以根據(jù)證券市場的變化來預(yù)測房價(jià)走勢，我們認(rèn)為出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因在于證券市場作為虛擬經(jīng)濟(jì)，往往對宏觀經(jīng)濟(jì)具有更高的敏感性，并能針對已有信息作出迅速調(diào)整，而作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的房地產(chǎn)市場對經(jīng)濟(jì)信息的反應(yīng)具有滯后性。

3 結(jié)論

本文基于2009年1月至2011年12月我國新建住宅銷售價(jià)格指數(shù)與滬深兩市綜合指數(shù)月度數(shù)據(jù)對我國房地產(chǎn)市場與證券市場相關(guān)性進(jìn)行研究，結(jié)果表明：從長期來看，我國住房市場與滬市證券市場存在協(xié)整關(guān)系，但與深市證券市場相關(guān)性不顯著。從短期來看，我國證券市場是引致房地產(chǎn)市場銷售價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因，但房地產(chǎn)市場不是引致證券市場的格蘭杰原因。

本文的研究結(jié)論對知道我國投資者構(gòu)建科學(xué)合理的資產(chǎn)組合具有指導(dǎo)意義，同時(shí)也為我國社會各界預(yù)測房價(jià)走勢提供了新的視角。一方面，由于從長期來看，我國房地產(chǎn)市場與證券市場具有正相關(guān)性，投資者在構(gòu)建投資組合時(shí)可將房地產(chǎn)和股票作為投資組合的替代工具，另一方面，從短期來看，由于證券市場是引致住房銷售價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因，我國住房消費(fèi)者及政府機(jī)構(gòu)可將證券市場景氣度作為房地產(chǎn)市場的先行指標(biāo)，對房價(jià)走勢做出合理預(yù)測。

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