吉林省城鎮(zhèn)居民收入與商品房?jī)r(jià)格相關(guān)性研究

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 天津 300222)

廖平凡利用2000年——2009年的數(shù)據(jù)對(duì)南寧市商品房?jī)r(jià)格的特點(diǎn)及其影響因素進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)南寧市商品房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)居民收入存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，即城鎮(zhèn)居民人均可支配收入越高，商品房平均價(jià)格也越高。賴雅分析了我國(guó)GDP增長(zhǎng)率，CPI以及人均可支配收入與房?jī)r(jià)的相關(guān)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入高度正相關(guān)。胡飛燕采集了2000年到2013年480個(gè)季度的數(shù)據(jù)采用計(jì)量實(shí)證的方法說(shuō)明了城鎮(zhèn)居民可支配收入與湖南省商品房?jī)r(jià)格顯著正相關(guān)。且湖南省商品房?jī)r(jià)格變化是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變化的格蘭杰原因。Davis和Ortalo-Magne利用美國(guó)城市的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，收入增長(zhǎng)將導(dǎo)致房?jī)r(jià)上升，但是他們沒(méi)辦法解釋為什么觀測(cè)到的影響幅度會(huì)遠(yuǎn)小于他們的預(yù)期值。

由于之前沒(méi)有研究東三省的發(fā)展情況，為了更好地研究東北老工業(yè)基地的發(fā)展情況，以吉林省為例來(lái)研究其房?jī)r(jià)與收入之間的關(guān)系。本文使用VAR模型定量的研究了吉林省房?jī)r(jià)與收入的關(guān)系。

一、相關(guān)理論介紹

(一)商品房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)居民可支配收入的關(guān)系

一般來(lái)說(shuō)收入與房?jī)r(jià)之間有著必然的聯(lián)系。收入在一定程度上能夠反映一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。而房?jī)r(jià)的高低要受很多因素的影響，例如地域環(huán)境、政策、經(jīng)濟(jì)等。根據(jù)現(xiàn)狀，社會(huì)中的人群必然可以被分為高中低三個(gè)不同的收入階層，因此，要協(xié)調(diào)好居民收入與商品房?jī)r(jià)格的關(guān)系，將商品房?jī)r(jià)格控制在居民能夠接受的范圍內(nèi)。

(二)VAR模型介紹

VAR模型的原理是把每個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型。其數(shù)學(xué)形式為：

yt=A1yt-1+...+Apyt-p+Bxt+εt(1)

yt是是一個(gè)k維的內(nèi)生變量，xt是一個(gè)d維的外生變量。A1、AP和B都是待估計(jì)的系數(shù)矩陣。εt是擾動(dòng)向量。

二、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明及數(shù)據(jù)處理

主要研究吉林省城鎮(zhèn)居民收入及商品房?jī)r(jià)格現(xiàn)狀并對(duì)其進(jìn)行實(shí)證分析。用2000-2015年的數(shù)據(jù)描述了吉林省16年的商品房?jī)r(jià)格和城鎮(zhèn)居民收入的發(fā)展?fàn)顩r，本論文主要采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法研究2000-2015年來(lái)，吉林省城鎮(zhèn)居民收入及商品房?jī)r(jià)格之間的關(guān)系。

表1 2000-2015年吉林省城鎮(zhèn)居民收入與房?jī)r(jià)原始數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局；吉林省統(tǒng)計(jì)局

通過(guò)研究數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，吉林省城鎮(zhèn)居民可支配收入和商品房?jī)r(jià)格都是逐年增長(zhǎng)的，但增長(zhǎng)率是有所變動(dòng)的，說(shuō)明并不能判斷變量間一定是成線性關(guān)系的，所以對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行了取對(duì)數(shù)處理，即用lny和lnx來(lái)探討它們兩者之間的關(guān)系。因此建立模型為：lnyt=β1+β2lnxt+μt

對(duì)lnx和lny作出回歸，得到以下結(jié)果

lnyt=-0.063978+0.848766lnxt

Se=(0.448647)(0.047861)

t= (-0.142602) (17.73414)

根據(jù)模型的結(jié)果，自變量lnx變化一個(gè)單位，lny變化0.848766個(gè)單位。根據(jù)自相關(guān)的判別方法判斷出該模型中存在自相關(guān)。為了消除自相關(guān)，本文使用了廣義差分法并得到了無(wú)自相關(guān)的回歸方程如下。由結(jié)果知自變量lnx變化一個(gè)單位，lny變化0.939639個(gè)單位。且將x1重新定義x1t=lnxt-0.573662*lnxt-1，將y1重新定義為y1t=lnyt-0.573662*lnyt-1。

Se=(0.405336)(0.099271)

t= (-0.993368) (9.465381)

(二)模型

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)x1，y1分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)x1和y1兩個(gè)時(shí)間序列都是非平穩(wěn)的。在用一階差分的方法進(jìn)行處理后，用EVIEWS結(jié)果得出Δx1和Δy1的t值都小于5%臨界值，即這兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行差分處理以后是平穩(wěn)狀態(tài)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)是為了分析來(lái)兩變量間是否有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文中x1、y1都為一階單整序列，這樣兩變量就具備進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件，其檢驗(yàn)結(jié)果是：在5%的顯著性水平下，協(xié)整方程的殘差序列的ADF值為-3.773366，小于相應(yīng)的臨界值-1.968430，從而拒絕H0，說(shuō)明該殘差項(xiàng)平穩(wěn)，說(shuō)明吉林省商品房?jī)r(jià)格和城鎮(zhèn)居民收入之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.VAR模型滯后期的選擇

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇

通過(guò)EVIEWS的操作，選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。我們知道，帶星號(hào)的為在此準(zhǔn)則下的最優(yōu)滯后階數(shù)，表2中的結(jié)果可以看出，應(yīng)建立VAR(2)模型，因?yàn)闇笃跒?時(shí)帶的星號(hào)是最多。

4.估計(jì)VAR模型。完成模型定階后，估計(jì)VAR模型。由估計(jì)結(jié)果。從表達(dá)式中可以看出，y1滯后一期對(duì)自身的影響系數(shù)為0.129668，也就是說(shuō)當(dāng)吉林省商品房?jī)r(jià)格上升時(shí)，第一年的上升會(huì)對(duì)第二年的商品房?jī)r(jià)格的上升起到一定的促進(jìn)作用。滯后一期x1對(duì)y1的影響系數(shù)為0.133188，說(shuō)明第一年吉林省城鎮(zhèn)居民可支配收入的增長(zhǎng)會(huì)對(duì)后一年商品房?jī)r(jià)格的增長(zhǎng)有促進(jìn)作用。建立的VAR模型表達(dá)式如下：

帶入數(shù)據(jù)得到表達(dá)式為：

5.VAR模型下的格蘭杰因果檢驗(yàn)。首先，在EVIEWS中檢驗(yàn)了VAR(2)模型的平穩(wěn)性，由于四個(gè)特征根都在于單位圓內(nèi)，所以VAR(2)模型是平穩(wěn)的，之后做了因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表3。吉林省城鎮(zhèn)居民收入是商品房?jī)r(jià)格的成因，而吉林省商品房?jī)r(jià)格并不是城鎮(zhèn)居民可支配收入的成因，說(shuō)明了吉林省房?jī)r(jià)與居民收入間有單向因果關(guān)系。

表3 VAR模型下的格蘭杰檢驗(yàn)

6.脈沖響應(yīng)和方差分解

(1)脈沖響應(yīng)分析：從上圖第二個(gè)圖看出，第一期給房?jī)r(jià)一個(gè)正沖擊，居民收入在第三期達(dá)到最高值，在后面的階段又開(kāi)始下降且其波動(dòng)幅度是逐漸減小。直到第七期之后累積響應(yīng)逐漸減弱。從圖中第三個(gè)圖可以看出，第一期給居民收入一個(gè)負(fù)的沖擊時(shí)，房?jī)r(jià)在第二期達(dá)到最低值，之后又快速上升并在第四期達(dá)到峰值，之后又開(kāi)始下降到第六期到達(dá)最低值，隨后上升，但是總體的影響仍是正的。并且從時(shí)間軸上來(lái)看，這一影響長(zhǎng)期存在，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變動(dòng)能推動(dòng)商品房?jī)r(jià)的變動(dòng)。正響應(yīng)的原因可能是吉林省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展越來(lái)越好，由于對(duì)商品房的需求的增加，是商品房的價(jià)格提高。

(2)方差分解結(jié)果：采用方差分解的辦法進(jìn)一步分析兩者之間的關(guān)系，分解結(jié)果如下表，根據(jù)表4的方差分解結(jié)果可以看出，居民收入對(duì)自身的影響的貢獻(xiàn)表現(xiàn)出逐漸遞減的趨勢(shì)，從100%下降到了88.26506%。而居民收入對(duì)房?jī)r(jià)的影響在第一期為22.21244%，隨后增加在第四期增加的最為明顯。在第8期居民收入對(duì)房?jī)r(jià)的影響與房?jī)r(jià)對(duì)自身的影響基本持平，到第十期吉林省居民收入對(duì)房?jī)r(jià)的影響為51.07751%。根據(jù)方差分析可以說(shuō)明居民收入對(duì)房?jī)r(jià)的影響具有長(zhǎng)期效應(yīng)。

表4 方差分解結(jié)果

三、結(jié)論

本文選取2000-2015年吉林省城鎮(zhèn)居民可支配收入和商品房?jī)r(jià)格這兩個(gè)時(shí)間序列變量，其中，居民收入為解釋變量，房?jī)r(jià)為被解釋變量，通過(guò)采用實(shí)證檢驗(yàn)的方法全面的分析了吉林省商品房?jī)r(jià)格與城鎮(zhèn)居民收入之間的影響。實(shí)證檢驗(yàn)以房?jī)r(jià)和居民收入為主要研究指標(biāo)，運(yùn)用EVIEWS軟件，通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰檢驗(yàn)、建立VAR模型和脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)得出了下面結(jié)論：

第一，由于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，吉林省城鎮(zhèn)居民可支配收入在這16年中有很大增加，從居民收入的發(fā)展情況可以反映出吉林省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況。同理，吉林省商品房?jī)r(jià)格也上升了很多，從2000年的1408元上升到了2015年的5476元，是2000年的將近四倍。

第二，吉林省的的城鎮(zhèn)居民收入對(duì)吉林省商品房?jī)r(jià)格有正向的作用。居民收入的提高使得房?jī)r(jià)提高。從回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)居民收入每增長(zhǎng)一個(gè)百分點(diǎn)，房?jī)r(jià)就會(huì)增長(zhǎng)0.939639個(gè)百分點(diǎn)。

第三，城鎮(zhèn)居民收入是商品房?jī)r(jià)格的格蘭杰原因。在滯后階數(shù)為2時(shí)，VAR下的格蘭杰因果檢驗(yàn)都表明了吉林省城鎮(zhèn)居民收入是吉林省商品房?jī)r(jià)格的格蘭杰原因，而吉林省商品房?jī)r(jià)格不是吉林省城鎮(zhèn)居民可支配收入的原因。

第四，脈沖響應(yīng)分析表明吉林省城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)商品房?jī)r(jià)格有一定的影響。方差分解結(jié)果表明，收入對(duì)房?jī)r(jià)的作用是有長(zhǎng)期效應(yīng)的。