我國國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數的聯動關系
——基于VAR模型的實證研究

胡 濤，王 浩，邱文韜

(安徽財經大學 金融學院，安徽 蚌埠 233000)

我國國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數的聯動關系
——基于VAR模型的實證研究

胡 濤，王 浩，邱文韜

(安徽財經大學 金融學院，安徽 蚌埠 233000)

我國國房景氣指數是反映我國房地產市場的重要指標之一，而宏觀經濟景氣指數則反映著我國宏觀經濟的運行狀況，兩者之間應當存在著某種密切的關系。本文首先從理論上分析了國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數的聯動關系，然后結合格蘭杰因果關系檢驗與VAR模型對兩指數進行實證分析。結果表明，國房景氣指數和宏觀經濟景氣指數間確實存在著顯著的聯動關系。

國房景氣指數；宏觀經濟景氣指數；Grange因果關系檢驗；VAR模型

我國國房景氣指數全稱為全國房地產開發業綜合景氣指數，這一綜合指數能夠綜合量化的反映出房地產業發展變化趨勢和變化程度，其是由8個分類指數合成運算出來的綜合指數，具體包含：(1)土地出讓收入指數；(2)完成開發土地面積指數；(3)房地產開發投資指數；(4)資金來源指數；(5)商品房銷售價格指數；(6)新開工面積指數；(7)房屋竣工面積指數；(8)空置面積指數。宏觀經濟景氣指數是在現有的經濟統計指標基礎之上，選擇其中代表性的指標，構建出一個能合理反映宏觀經濟運行狀況和預測未來發展趨勢的指標體系。宏觀經濟景氣指數具體劃分為這三類：一致、先行和預警。本文選用的是一致指數，因為一致指數能夠反映目前經濟的基本趨勢，它是由社會需求、社會收入、社會就業以及工業生產等四個方面所合成。從國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數的發展趨勢來看，可以知道兩指數間存在著幾乎相同的趨勢，造成這一結果的原因主要是房地產業與宏觀經濟間有著相互聯動的關系，國房景氣指數的上升標志著房地產業的繁榮，而房地產業的繁榮將會刺激宏觀經濟的上揚，從而促進了宏觀經濟景氣指數的上漲；同樣，當宏觀經濟景氣指數上漲時，宏觀經濟開始繁榮，這也將通過不同的途徑去刺激房地產業的繁榮，從而帶動國房景氣指數的上漲。目前，國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數的聯動關系受到了社會的廣泛關注。

一、我國國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數關系的理論分析

宏觀經濟景氣指數的大小能夠反映國民經濟的運行狀況，國房景氣指數也能夠反映出房地產業的繁榮與衰退。因此，可以通過分析房地產業與宏觀經濟間的聯系來說明國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數的理論關系，本文將基于宏觀經濟運行的兩種不同狀態，對這一理論關系進行分析。

(一)經濟上行期

就經濟上升狀態來講，由于宏觀經濟不斷向前發展，居民收入也逐步提高，對各種房產的需求都會隨著宏觀經濟的增長而擴大。同時由于需求的擴大，使得房產價格持續攀升，其所對應的資產值也不斷膨脹。房產商為了應對這種情況，可以利用現有的資產向商業銀行取得貸款，從而建造更多的樓房。而商業銀行的投資資金也更傾向于房地產業。 因此，房地產業將會得到迅速的擴張。

另外，雖然房產商的樓房供給是根據消費者的需求、房屋的利潤及成本而確定，但是房地產樓盤的開發與建設是需要一定時間的。當消費者的需求先行擴張時，房產商的樓房供給在短期內難以跟上消費者的需求，所以這一失衡造成了樓價的再一次上漲。與此同時，房地產業的快速擴張帶動了上下游相關行業的發展，如建筑業、房產材料業等。上下游相關行業的發展也將促進宏觀經濟的進一步上揚，首先是因為上下游相關行業是宏觀經濟的重要部分；另外，上下游相關行業的發展也促進了居民收入的增加和失業人員的減少，這些通過乘數和加數作用再次促進了宏觀經濟的上揚。

(二)經濟下行期

當宏觀經濟進入下行期時，房產商依然要繼續完成未建成的房屋。房產商雖然可以通過減慢建設的速度來適應宏觀經濟的下行，但很難在短時間內大幅度減少房屋供給，可見短時間內樓房的供給彈性較低。因此，當樓房價格開始因消費者需求的減少而下降時，此時樓房的供給與需求再一次產生了失衡，樓房價格就會不斷地下降。而房地產業本身不但占據了國民經濟的很大一部分，而且其相應上下游行業在國民經濟中也占據著重要的地位，所以房地產業的不景氣，將會進一步加快宏觀經濟的下挫。

從以上的分析來看，無論宏觀經濟處于哪種運行狀態，房地產業與宏觀經濟間是相互影響的，宏觀經濟的上揚將會促進房地產業的上揚，而房地產業的上揚將會反過來促進宏觀經濟的上揚，反之亦然。由此可以得出結論，國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數之間存在著正向的相互影響關系。為了對此進行驗證，本文選用相應的數據進行實證分析。

二、我國國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數關系的實證分析

(一)數據的選取與整理

1.數據說明

本文實證選取我國2003年1月至2016年7月宏觀經濟景氣指數和國房景氣指數的月度數據。其中，國房景氣指數(estate)月度數據來源于國務院發展研究中心行業景氣監測平臺；宏觀經濟景氣指數(macro)月度數據來源于國家統計局。因為國房景氣指數和宏觀經濟景氣指數在編制時已經做了季節處理，所以實證中無需再進行季節調整。

2.平穩性檢驗

為了避免實證中偽回歸的出現，需要對時間序列進行平穩性檢驗。本文采用常用的ADF單位根檢驗法來檢驗estate與macro的穩定性，運行Eviews8.0可以得到ADF單位根檢驗結果，如表1。

表1 單位根檢驗

表2 協整檢驗

由表1單位根檢驗的結果可以知道，時間序列estate和macro的ADF統計量均大于10%臨界值，而經過一階差分處理后序列的ADF統計量均小于1%臨界值，這表明estate與macro是一階單整序列，即均為I(1)。

(二)協整分析

由平穩性檢驗結果知，兩序列均為一階單整序列，因此兩序列間可能存在著協整關系。本文采用Johanse協整檢驗中的特征根跡檢驗與最大特征值檢驗來確定estate與macro是否存在著長期均衡關系。

在協整檢驗前，需要確定協整檢驗的最優滯后階數。本文在無約束的向量自回歸模型基礎上，通過比較LR值、AIC值和SC值等，選擇協整檢驗的滯后階數為3。并在綜合考慮模型各方面性質的基礎上，最終確定最優的滯后區間為1—3階，表2顯示的是檢驗的結果。

由表2可知，跡檢驗和最大特征根檢驗的統計量均大于5%顯著性水平臨界值，表明兩檢驗均在5%顯著性水平下拒絕了原假設，認為estate與macro兩個時間序列間至少存在著2個協整關系，本文選取第1個協整關系進行分析，其對應的協整方程如下：

estate=1.475macro-46.560

由協整方程可知，從長期來看，國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數顯著正相關，宏觀經濟景氣每增加1%，國房景氣指數就要增加1.475%，宏觀經濟景氣指數對國房景氣指數的影響較大。

(三)Grange因果關系檢驗

通過Grange因果關系檢驗可以判斷出兩序列間是否存在著因果關系。Grange因果關系檢驗要求所檢驗的兩序列為平穩序列，而estate與macro序列為一階單整序列，所以首先對兩序列進行一階差分處理，然后進行Grange因果關系檢驗。為了避免不同滯后階數對Grange因果關系檢驗結果的影響，本文采取多次滯后的方法，所選擇的滯后區間為1-6期。

由Grange因果關系檢驗結果(表3)，可以看出在滯后期由1期延伸至6期時，兩個原假設均在5%的顯著性水平下被拒絕了，這表明國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數之間存在著雙向的Grange因果關系，即國房景氣指數的變動會影響宏觀經濟景氣指數的變動，同樣宏觀經濟景氣指數的變動也會影響國房景氣指數的變動。

表3 Grange因果關系檢驗

(四)脈沖響應與方差分解

基于單位根檢驗和協整檢驗，發現宏觀經濟景氣指數與國房景氣指數存在著長期的協整關系。由Grange因果關系檢驗，可以知道宏觀經濟景氣指數與國房景氣指數間存在著雙向的Grange因果關系，為了進一步研究兩變量間的聯動效應，建立VAR模型。在國內外文獻中，一般認為只有當時間序列為平穩序列時才可以建立VAR模型，但是通過平穩性檢驗可以知道estate與macro均為一階單整序列，所以本文將采用部分學者的辦法對原序列進行一階差分處理。

通過比較AIC和SC等準則，最終確定VAR模型的最優滯后階數為4階。由于在理論界通常認為VAR模型僅僅是基于統計性質的模型，所以在進行解釋時并不依據估計系數，而是通過設置隨機誤差項的一個沖擊(脈沖)來進行脈沖響應分析，以揭示變量間的動態關系特征。因此本文將略去對VAR模型系數的分析，直接進行脈沖響應與方差分解。

1.脈沖響應

在進行脈沖響應前，為了保證結果的可信度，應對AR特征多項式的根檢驗圖進行分析。由圖1可知，所有特征根倒數的模均處在單位圓內，這表明VAR模型是穩定的，進行脈沖響應分析是合理的，并且其分析結果是可信的。

圖1 AR特征多項式的根檢驗圖

由脈沖響應的結果(圖2)，給國房景氣指數自身一個正向的沖擊時，將產生一個遞減的曲線，從第1期時就對自身有一個正向的影響，而且這一影響一直處于一個遞減的狀態，在第10期開始趨向于0；同樣，給宏觀經濟景氣指數自身一個正向沖擊時，也會產生一個遞減的曲線，第1期開始存在著一個正向的影響，并且這一影響一直處于一個遞減的狀態，在第8期開始趨向于0。

當宏觀經濟景氣指數受到正向沖擊時，其對國房景氣指數將產生一個正向的影響，并在第2期達到最大值，隨后開始不斷遞減，在第10期開始趨向于0；當國房景氣指數受到正向沖擊時，將會對宏觀經濟景氣指數產生一個正向的影響，并在第3期達到最大值，后期開始逐漸衰減，直到第10期開始趨向于0。

圖2 脈沖響應

2.方差分解

VAR模型的脈沖響應描述了一個變量受到擾動時，另一個變量所受到的影響。下面將通過方差分解來分析國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數間的貢獻度關系，即相互影響程度。從國房景氣指數的方差分解表(表4)可以看出，國房景氣指數前期主要受到自身的影響，但是這一影響將不斷減小，在第9期時趨于平穩，而宏觀經濟景氣指數的影響不斷增大，但是其影響卻是有限的，在第8期基本處于穩定的狀態。從宏觀經濟景氣指數的方差分解表(表5)可以知道，在初期，影響宏觀經濟景氣指數的主要因素同樣是自身，不過自身的影響將不斷的減小，在第8期基本趨于平穩，而國房景氣指數的影響將不斷增大，同樣的，這一影響也是有限的，在第9期基本處于穩定。

表4 國房景氣指數的方差分解表

表5 宏觀經濟景氣指數的方差分解表

三、結論與啟示

本文在理論分析的基礎之上，綜合運用Grange因果關系檢驗與VAR模型對我國2003年1月至2016年7月的國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數進行了實證分析。結果表明：(1)我國國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數間存在著長期的均衡關系，宏觀經濟景氣指數每提高1%，國房景氣指數提高1.475%。(2)我國國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數之間存在著雙向的Grange因果關系，兩變量的變動都會對彼此產生影響。(3)當國房景氣指數與宏觀經濟景氣指數受到外部的沖擊時，都將對自身以及彼此產生正向的影響，并基本都在第10期附近趨于0。(4)宏觀經濟景指數與國房景氣指數在前期主要受到自身的影響，在后期彼此間的影響將開始逐漸增大。

雖然Grange因果關系檢驗與VAR模型只是在統計的角度上說明了兩指數的聯動關系，但是將其與理論分析相結合則可以從一定程度上反映出現實關系。因此，當宏觀經濟不景氣時，可以通過調控房地產業來刺激經濟的增長，并且可以將合成國房景氣指數的八個指標作為制定房產政策的參考，即可以從土地出讓、土地開發面積、房地產開發投資、資金來源、商品房銷售價格、新開工面積和已竣工房屋面積、空置面積等八個方面入手來制定相應房產政策以促進宏觀經濟的繁榮。

[1]高鐵梅． 計量經濟分析方法與建模[M]． 北京:清華大學出版社，2006．

[2]張紅，殷紅． 房地產金融學[M]． 北京: 清華大學出版社，2007．

[3]李平,張玉,楊立娜,等.中國房地產泡沫對宏觀經濟影響的演變路徑[J].經濟問題探索，2015,(4):37～42.

[4]葉桂芳. 基于國房景氣指數的我國房地產市場發展趨勢研究[D]. 廣州：暨南大學, 2015.

[5]張宇青,周應恒,易中懿.經濟預警指數、國房景氣指數與CPI指數波動溢出實證分析——基于三元VAR-GARCH-BEKK模型[J].統計與信息論壇，2014,(3):36～41.

[6]趙鶴芹. 宏觀經濟政策與房地產市場價格交互影響分析與測度[D]. 南昌：江西財經大學, 2014.

[7]王峰峰. 我國房地產宏觀調控政策效應分析[D]. 成都：西南財經大學, 2014.

[8]原鵬飛,魏巍賢.房地產價格波動的宏觀經濟及部門經濟影響——基于可計算一般均衡模型的定量分析[J].數量經濟技術經濟研究，2010,(5):88～103.

[9]趙昕東.中國房地產價格波動與宏觀經濟——基于SVAR模型的研究[J].經濟評論，2010,(1):65～71.

[10]楊群.我國房地產市場貨幣政策中介指標的選擇——基于VEC模型的脈沖響應和方差分解[J].江西社會科學，2011,(12):49～53.

2095-4654(2016)12-0030-05

2016-11-06 基金項目：國家級大學生創新創業訓練計劃項目(201610378462)

F299.23

A