貨幣供應量、房地產金融市場平穩性-協整分析及Granger因果檢驗

劉莎莎，牟玲玲，李鵬

（1.東北財經大學研究生院，遼寧大連116025；2.河北工業大學管理學院，天津300401）

貨幣供應量、房地產金融市場平穩性-協整分析及Granger因果檢驗

劉莎莎1，牟玲玲2，李鵬2

（1.東北財經大學研究生院，遼寧大連116025；2.河北工業大學管理學院，天津300401）

本文采用單位根檢驗、協整檢驗以及Granger因果檢驗方法,研究貨幣供應量及房地產金融市場穩定性之間的因果關系及相互影響程度.研究發現,國房景氣指數不是平穩序列,國房景氣指數和貨幣供應量之間存在協整關系,國房景氣指數和貨幣供應量之間存在單向因果關系,這些表明了我國正處于高速發展階段，市場經濟發展并不完善，貨幣供應量的調節作用可能并不能完全取得預期的效果.

土地經濟；貨幣供應量；國房景氣指數；Granger因果檢驗

1 引言

調節貨幣供應量是我國央行主要的貨幣政策之一，貨幣政策的效果如何取決于貨幣供應量和實際經濟增長之間的關系.貨幣供應量對推動經濟增長和抑制通貨膨脹起到了關鍵性作用.寬松的貨幣政策能夠促進經濟的增長，引起消費和投資的過熱.正如2008年全球經濟危機發生以后，國家為了盡快擺脫危機帶來的負面影響，向市場投入四萬億元以加快民生工程、基礎設施、生態環境建設和災后重建等.而2009年充足的資金流向了房地產市場，使得房地產價格迅速反彈，部分城市的房屋價格達到了歷史高位，房地產泡沫逐漸顯現.隨后，國家又采取了適當緊縮的貨幣政策，減少市場上貨幣量的供應，為房地產市場降溫.但由于先前過多資金流入房地產市場，要想真正消化這些熱錢可能會是一個相當漫長的過程.

可以看出，穩定的貨幣供應量能夠有效控制消費和投資過熱，調控房地產價格，防止房價在巨量貨幣的沖擊下過快上漲，保證房地產市場能夠健康有序的向前發展.本文將采用Granger因果檢驗方法對房地產金融市場面臨的貨幣供應風險進行定量分析.

2 Granger因果檢驗模型

Granger因果檢驗要求檢驗的變量的時間序列是平穩的，但是很多金融、經濟時間序列都是不平穩定的，所以必須先對變量的時間序列進行平穩性檢驗.這里我們選取ADF檢驗，存在以下三種模型：

其中，模型1沒有常數項和趨勢項；模型2僅有常數項；模型3有常數項和趨勢項.一般情況下，若序列圍繞0均值上下波動，則選擇模型1；若序列具有非0均值，沒有時間趨勢變化，則選擇模型2；如序列具有隨時間變化的趨勢變動，則選擇模型3.

為了克服偽回歸的出現，當檢驗的變量為非平穩時間序列時，要對檢驗的變量進行差分使其變為平穩時間序列，這樣導致長期穩定關系的損失.所以必須對兩個變量進行協整檢驗，這里利用EG檢驗方法，分兩步實現：

（1）建立兩個時間序列的協整回歸，用最小二乘法估計各個變量的系數，并計算殘差序列；

（2）對殘差序列進行ADF檢驗.若殘差序列是平穩的，表明兩個變量是協整的；反之，則不是協整關系. Granger因果檢驗的模型如下：

其中，u1t和u2t假定為不相關.

如果y對其他變量進行回歸時，x的滯后值能夠有顯著改進對y的預測，即x的變化先于y的變化，則變量x是變量y的Granger原因，同理推出y是x的Granger原因.由于Granger因果檢驗的滯后期是任意選取的，一般要檢驗若干個不同滯后期的Granger因果檢驗且結論相同時，才能得出最終結論.

3 貨幣供應量風險定量分析

本文將依據歷史數據，利用Granger因果關系檢驗模型，對貨幣供應量與房地產市場發展狀況進行實證研究.

3.1 數據的選取

考慮到大部分學者，如邱強、虞曉芬、谷云波都是通過廣義貨幣供應量M2和房地產市場之間的關系進行論證[1-3]；還有些學者如邵同堯，王曼等是論證狹義貨幣供應量M1和通貨膨脹之間的關系[4-5]，但很少有學者研究狹義貨幣供應量M1與房地產市場之間的關系，所以本文選取的是狹義貨幣供應量M1的增長率作為衡量貨幣供應量的指標，用Nms來表示.國房景氣指數是全國房地產開發業綜合景氣指數的簡稱，主要由土地出讓收入指數、本年完成開發土地面積指數、房地產開發投資指數、本年資金來源指數、商品房銷售價格指數、新開工面積指數、房屋竣工面積指數和空置面積指數8個指標組成.根據歷史相關數據，基于基期分別計算8個指標指數，再加權計算得出國房景氣指數.國房景氣指數以100為臨界值，指數值高于100為景氣空間，低于100為不景氣空間.由于該指標綜合反應房地產市場狀況，本文選取國房景氣指數作為房地產方面的指標，用Gdex來表示.由于數據進行自然對數變換能夠消除時間序列中的異方差，不改變原來的協整關系，所以我們對貨幣供應量和國房景氣指數進行自然對數變換，變換后的變量分別用lnNms和lnGdex表示.由于我國在1998年以后才實施房改政策，所以本文選取1999年到2010年的季度數據，通過Eviews6. 0實現.

3.2 單位根檢驗

依據lnGdex和lnNms形成新的時間序列如下圖1和圖2

圖1 lnGdex的曲線圖

圖2 lnNms的曲線圖

從圖1和2中可以看出lnGdex和lnNms的圖形都表現不平穩的特性.而且圖中lnGdex和lnNms都圍繞非0均值進行變動，所以檢驗時選用帶有常數項的模型進行,滯后階數根據AIC最小原則來確定.檢驗結果如下表1和表2.

表1 lnGdex的ADF檢驗結果

表2 lnNms的ADF檢驗結果

從上表1和表2可以看出lnGdex和lnNms的ADF統計量大于顯著性水平10%下的臨界值，所以不能拒絕原假設，說明lnGdex和lnNms都存在單位根.由此對lnGdex和lnNms進行一階差分，新的差分序列分別表示為D(lnGdex)和D(lnNms)，再次進行ADF檢驗，檢驗結果如下表3和表4.

表3 D(lnGdex)的ADF檢驗結果

表4 D(lnNms)的ADF檢驗結果

從上表3和表4可以看出D(lnGdex)和D(lnNms)的ADF統計量小于顯著性水平1%下的臨界值，所以拒絕原假設，說明D(lnGdex)和D(lnNms)是平穩的時間序列.

3.3 協整檢驗

通過對lnGdex和lnNms進行ADF檢驗后可以得出lnGdex和lnNms都是一階單整的，因此兩者之間可能存在著協整關系，利用EG方法進行協整檢驗.

用lnGdex對lnNms進行協整回歸，得出回歸方程：lnGdex=4.668748+0.017404lnNms，說明lnGdex和lnNms之間存在著正相關關系.對殘差項進行ADF檢驗結果如表5所示.

表5 殘差項的ADF檢驗結果

從表5可以看出，殘差項的ADF統計量小于顯著性水平為5%下的臨界值，故拒絕原假設，說明殘差項序列是平穩的.所以，lnGdex和lnNms之間存在協整關系.

3.4 Granger因果關系檢驗

因為lnGdex和lnGms之間存在協整關系，所以對兩者進行Granger因果關系檢驗.如下表6所示，本文選取了滯后期11-15的5種情況進行分析.

表6 lnGdex和lnNms的Granger因果關系檢驗結果

如上表6檢驗結果所示，在顯著性水平為5%的情況下，接受零假設“LNGDEX does not Granger Cause LNNMS”的概率都遠遠小于0，故拒絕零假設，也就是說國房景氣指數是貨幣供應量的決定因素，相反，貨幣供應量不是國房景氣指數的決定因素.

4 結論

第一，根據ADF檢驗結果表明，國房景氣指數不是平穩序列，說明我國房地產業的發展具有不平穩性；

第二，根據協整檢驗結果表明，由于國房景氣指數和貨幣供應量之間存在協整關系，說明我國房地產市場和貨幣供應量之間存在長期穩定關系；

第三，根據Granger因果關系檢驗結果表明，在滯后期數為11-15的情況下，國房景氣指數和貨幣供應量之間存在單向因果關系，國房景氣指數是貨幣供應量的因，房地產業在一定時期內決定宏觀經濟運行，而宏觀經濟運行的好壞直接影響國家采取何種貨幣政策，是否增加或者減少市場上流動的貨幣供應量.這主要是因為我國房地產業是我國經濟的支柱產業，對很多產業都有拉動作用，起到了舉足輕重的作用.相反，貨幣供應量對房地產行業的影響相對較弱，主要是由于我國獨特的市場經濟體制所致.我國正處于高速發展階段，市場經濟發展并不完善，貨幣供應量的調節作用可能并不能完全取得預期的效果.

〔1〕邱強.房地產金融調控政策[J].經濟視角(下)，2010(5)：25-27.

〔2〕虞曉芬.房價對貨幣政策傳導的消費效應實證研究[J].河南金融管理干部學院學報，2008，144(6)：23-26.

〔3〕谷云波.貨幣政策與房地產市場關系實證研究[J].現代商貿工業，2008(12)：207-208.

〔4〕邵同堯.貨幣供應量、資產價格和物價指數[J].上海商學院學報，2011，12(1)：96-100.

〔5〕王曼，王南.我國貨幣供應量與通過膨脹、經濟增長周期的關系研究[J].金融經濟，2011(11)：4-5.

F822；F293

A

1673-260X（2013）07-0037-03

河北省自然科學基金項目（G2011202184）