次貸危機(jī)影響下美國股市與我國房地產(chǎn)市場波動溢出效應(yīng)分析

1、次貸危機(jī)影響下美國股市與我國房地產(chǎn)市場波動溢出效應(yīng)分析基于BEKK-MVGARCH模型的檢驗林三強(qiáng) 胡日東 （華僑大學(xué)商學(xué)院，福建、泉州，362021）【摘要】 本文采用多元GARCH模型對次貸危機(jī)以來美國股市和我國房地產(chǎn)市場的波動溢出效應(yīng)進(jìn)行了實證檢驗，結(jié)果顯示美國股市對我國房地產(chǎn)市場存在顯著的波動溢出效應(yīng)。這表明次貸危機(jī)引發(fā)的美國股市震蕩和經(jīng)濟(jì)衰退等外部沖擊，通過一系列的信息傳導(dǎo)對現(xiàn)階段我國房地產(chǎn)市場的調(diào)整產(chǎn)生了影響。對此，本文提出相關(guān)政策建議。關(guān)鍵詞 股市 房地產(chǎn) 波動溢出 多元GARCH中圖分類號 F830.9 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 AThe Research on the Spillover

2、Effects between U.S. Stock Market and Domestic Real-estate Market under the Influence of the Sub-loans CrisisBased on the BEKK-MVGARCH ModelLin San-qiang Hu Ri-dong (Commercial College, Huaqiao University, Quanzhou,Fujian 362021, China)Abstract:This papar investigates the spillover effects between U

3、.S. stock market and domestic real-estate market since the outbreak of the sub-loans crisis through the Multivariate GARCH model.The empirical study shows that the spillover effect from u.s. stock market to domestic real-eatate maket is significant. This result means that external shocks caused by t

4、he sub-loans crisis, such as shock in the U.S. stock market and economic recession in main countries, have influences on the adjustment of domestic real-estate market through a series of information transmission. And finally, we put forward some related policy recommendations. Key words:Stock Market

5、;Real-estate; Spillover Effect;Multivariate GARCH Model引 言美國次貸危機(jī)自2007年年初顯現(xiàn)以來，影響面逐漸擴(kuò)大，一些過度投資次貸金融產(chǎn)品的銀行和保險公司紛紛遭到波及。從美國的“兩房”危機(jī)，到雷曼兄弟申請破產(chǎn)、美林銀行被收購、美國最大的保險公司AIG瀕臨破產(chǎn)再到全球股市的持續(xù)下跌，次貸引發(fā)的信用風(fēng)險最終演變成一場全球性金融危機(jī)。與此同時，我國的房地產(chǎn)市場也自2008年初開始進(jìn)入持續(xù)的調(diào)整期。從圖1的相關(guān)信息看，2008年以來我國房地產(chǎn)開發(fā)投資總額和商品房竣工面積都繼續(xù)保持增長趨勢，但兩者的增長速度不斷下調(diào)，特別是商品房竣工面積的增速已經(jīng)下

6、降到6.1%。另外值得注意的是，全國商品房的銷售面積在2008年第二季度出現(xiàn)近10年來的首次負(fù)增長，到年底跌幅更是高達(dá)18.3%。學(xué)術(shù)界對股市波動與房地產(chǎn)市場的關(guān)系已有了一定的研究。如詹曉婷1等通過協(xié)整和格蘭杰因果檢驗實證分析了香港股市和房地產(chǎn)市場的關(guān)系，結(jié)果表明香港股市對房市有明顯的帶動作用，即股市繁榮時將帶動房地產(chǎn)市場發(fā)展，而股市下挫時也將導(dǎo)致房產(chǎn)市場低迷。張躍龍2等利用共線性檢驗、鄒氏轉(zhuǎn)折點檢驗等計量方法對我國房地產(chǎn)市場與股市波動的階段相關(guān)性進(jìn)行了研究，結(jié)果顯示我國房市和股市波動的相關(guān)性具有階段性特征，并且存在滯后效應(yīng)。而在美國次貸危機(jī)影響下，我國現(xiàn)階段房地產(chǎn)市場的調(diào)整是否受到以及在多大

7、程度受到美國股市動蕩和全球經(jīng)濟(jì)衰退的沖擊，國內(nèi)學(xué)者大多從定性方面對這個問題進(jìn)行回答。如周景彤3認(rèn)為國際金融風(fēng)暴導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)增速放緩，金融機(jī)構(gòu)緊縮銀根，貨幣流動性降低，這些都將對房地產(chǎn)市場產(chǎn)生下拉作用；另外，美國次貸危機(jī)的全面爆發(fā)使得世界各地房價紛紛下跌，國內(nèi)房價也很難“獨善其身”，因此金融危機(jī)將加快我國房地產(chǎn)市場的調(diào)整。而吳洋4通過對上海樓市的探討卻認(rèn)為，此輪調(diào)整是房地產(chǎn)市場自身規(guī)律的必然發(fā)展，與次貸危機(jī)的沖擊關(guān)系不大。相對于定性分析，國內(nèi)對這一問題的定量分析還很缺乏。因此，本文將采用多元GARCH模型對次貸危機(jī)爆發(fā)以來美國股市和我國房地產(chǎn)市場的波動溢出效應(yīng)進(jìn)行實證分析，這對于探討現(xiàn)階段我國房

8、地產(chǎn)市場調(diào)整的原因，以及制定相應(yīng)的應(yīng)對措施都具有十分重要的現(xiàn)實意義。圖1一、 模型選擇與檢驗方法 在進(jìn)行波動建模時，研究者發(fā)現(xiàn)，某一市場的波動不僅受自身滯后波動的影響，還可能受到其他市場滯后波動的影響，這種不同市場間波動的傳導(dǎo)即稱為“波動溢出效應(yīng)”。波動溢出效應(yīng)可以存在于不同類型的金融市場，也可以存在于不同地域的市場之間，它代表了信息在不同市場的傳導(dǎo)方向。在實證研究中，對單一資產(chǎn)收益的波動性模型，我們一般常用GARCH建模，這是由于GARCH模型能很好地描述金融市場波動的時變特征及波動沖擊的持久性。但當(dāng)單一資產(chǎn)擴(kuò)展到多個資產(chǎn)時，我們不僅要考慮各個資產(chǎn)的波動性，也要考慮不同資產(chǎn)之間的相關(guān)性，這需

9、要將單變量GARCH模型向多元GARCH（即MVGARCH）模型拓展。這是因為多元GARCH模型充分利用了殘差向量的方差協(xié)方差陣所蘊含的信息，有效避免了單變量模型將幾個市場分割開來考察彼此波動關(guān)聯(lián)性的問題5。1 模型介紹本文采用Engle6等提出的BEKK形式的MVGARCH模型。假設(shè)有A、B兩個市場，其二元BEKKGARCH模型的均值方程和方差方程如下： （1） （2） 其中，在均值方程中為維收益率向量，是維解釋變量向量，是維系數(shù)矩陣，表示t-1期的信息集。在方差方程中，為殘差項的階條件方差及協(xié)方差矩陣。C、A和B都是階參數(shù)矩陣，C為下三角常數(shù)矩陣，刻畫條件方差方程的常數(shù)部分，A代表ARCH

10、項的系數(shù)矩陣，B代表GARCH項的系數(shù)矩陣。將式（2）展開后得到條件方差協(xié)方差矩陣各元素的表達(dá)式： （3） （4） （5）其中，和分別表示矩陣A、B的條件方差，而和則表示A與B之間的條件協(xié)方差。在條件殘差向量服從二元條件正態(tài)分布的假設(shè)條件下，對于含有T個樣本的對數(shù)似然函數(shù)為： （6）式中，T為樣本總數(shù)，是待估參數(shù)向量，由于GARCH模型的對數(shù)似然函數(shù)形式是非線性的，估計過程我們使用BHHH算法，并通過MATLAB7.1實現(xiàn)。2波動溢出效應(yīng)的LR檢驗 在本文中檢驗兩個金融市場之間的波動溢出關(guān)系時，我們只針對矩陣元素進(jìn)行檢驗，而不對矩陣元素的線性組合進(jìn)行檢驗。如果要檢驗B市場是否對市場A有波動溢出

11、效應(yīng)，則原假設(shè)為： ，即市場A的條件方差僅受自身過去值的影響。 同理，若僅檢驗市場A是否對市場B存在波動溢出效應(yīng)，原假設(shè)為： ，即市場B的條件方差僅受自身過去值的影響；而如果要檢驗市場A和市場B之間是否存在相互的波動溢出效應(yīng)，原假設(shè)為： ，即兩個市場之間不存在相互的溢出效應(yīng)。在這里我們運用LR檢驗，構(gòu)造LR檢驗的LR統(tǒng)計量： （7） 其中，和分別為有約束和無約束條件下通過對回歸模型的估計得到的對數(shù)極大似然函數(shù)值。在零假設(shè)下，LR統(tǒng)計量漸進(jìn)地服從分布，自由度m表示約束條件個數(shù)。在的顯著水平下，判別規(guī)則為： 若，則接受零假設(shè)，約束條件成立； 若，則拒絕零假設(shè)，約束條件不成立。 二、 實證分析 1樣

12、本數(shù)據(jù)和描述性統(tǒng)計分析由于本文考察的是美國次貸危機(jī)以來，美國股市和我國房地產(chǎn)市場的波動溢出效應(yīng)，因此我們選擇美國納斯達(dá)克指數(shù)來表示美國股市的波動，而采用我國股市的地產(chǎn)指數(shù)來反映房地產(chǎn)市場的調(diào)整。樣本數(shù)據(jù)為時間跨度在2007年2月1日至2008年12月31日的日數(shù)據(jù)，剔除由于時差不同和節(jié)假日不同所產(chǎn)生的不同交易日，最終每個指數(shù)得到453期數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為雅虎財經(jīng)網(wǎng)站。由于不同股市指數(shù)的基數(shù)不同，將指數(shù)轉(zhuǎn)換為日收益率。令美國納斯達(dá)克指數(shù)和我國股市的地產(chǎn)指數(shù)第t天的收盤價分別為和，則兩種股市的日收益率分別為： ； （8） 。 （9） 表1列出了研究變量的描述性統(tǒng)計特征。表中顯示，納斯達(dá)克指數(shù)收益率和

13、我國地產(chǎn)指數(shù)收益率的峰度都大于3，即相對于正態(tài)分布兩者都出現(xiàn)顯著的厚尾特征。Q(6)統(tǒng)計量表明兩個序列都存在一定程度的序列自相關(guān)，而統(tǒng)計量都在1置信水平上顯著，表明兩者存在明顯的ARCH效應(yīng)，說明波動聚類現(xiàn)象顯著。另外，對序列的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗,結(jié)果顯示兩個序列的ADF值分別為-19.198和-20.546，均小于1%顯著水平的臨界值-3.445。因此可以認(rèn)為這兩個收益率序列都是I(0)過程，即兩者都是平穩(wěn)的時間序列。表1 樣本基本統(tǒng)計特征（2007.02.012008.12.31） 納斯達(dá)克指數(shù)收益率我國房產(chǎn)指數(shù)收益率樣本數(shù)453453均值-0.0802-0.0358標(biāo)準(zhǔn)差1.9153.

14、7758偏度-0.014 -0.2354峰度4.35584.1535Q(6)39.6080.0021.5210.00Q2(6)224.660.0048.2670.00ADF-19.198-3.445-20.546-3.445注釋：Q(6)為滯后6階的Ljung-Box Q統(tǒng)計量，Q2(6)為平方后滯后6階的Ljung-Box Q統(tǒng)計量。ADF檢驗括號內(nèi)數(shù)字為1的臨界值，其余括號內(nèi)數(shù)字為p值。2 實證結(jié)果與分析 一個完整的BEKKMVGARCH應(yīng)該包括均值方程與方差方程。對于均值方程，我們對兩個市場的收益率序列采用向量自回歸（VAR）模型進(jìn)行擬合。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，最終我們確定的VAR模型的最優(yōu)滯

15、后期為2，則均值方程形式為VAR(2)。因此我們采用的VAR(2)BEKKGARCH（1，1）的模型形式如下： （10） （11）其中，為參數(shù)矩陣。 為了保證上述模型正確性，我們對模型的殘差項進(jìn)行相關(guān)的檢驗。和的結(jié)果表明，經(jīng)過BEKK模型濾波后標(biāo)準(zhǔn)化殘差序列的自相關(guān)系數(shù)在10%水平下均不顯著，同時ARCHLM（1）檢驗結(jié)果顯示殘差序列也不存在ARCH效應(yīng)（檢驗結(jié)果從略）。這表明上述模型將滯后期設(shè)定為（1，1）對于描述美國股市與我國地產(chǎn)指數(shù)的波動性以及兩個序列波動的相關(guān)性是充分的，因為經(jīng)過該模型濾波后的殘差已不再含有能夠用于有效預(yù)測波動的信息。表2給出了二維GARCH模型的參數(shù)最大似然估計結(jié)果。

16、為了簡化表格，我們沒有給出均值方程估計結(jié)果以及方差方程中的常數(shù)項的估計結(jié)果。第一列是不對參數(shù)施加任何約束的BEKK模型估計結(jié)果。從結(jié)果看，矩陣A、B的對角元素都顯著異于零，這表明對于美國股市收益率和我國地產(chǎn)指數(shù)收益率，其波動都存在明顯的持續(xù)性和聚類性，這與前面表1中的相關(guān)結(jié)論一致。表2 二維向量GARCH(1,1)模型參數(shù)最大似然估計結(jié)果模型參數(shù)無約束的BEKK模型系數(shù) t值系數(shù) t值 系數(shù) t值 系數(shù) t值0.286 8.114*0.416 8.537*0.418 8.653* 0.283 8.239*-0.067 -0.762 0.161 1.883*-0.066 -4.454* -0.0

17、65 -6.31*0.047 2.009*0.173 2.519*0.142 2.169* 0.025 0.6650.948 71.87*0.884 42.733*0.884 32.849 0.948 71.997*0.338 0.777-0.085 -2.179*0.001 0.042 0.002 0.0620.917 6.602*0.882 15.334* 0.939 20.59* 1.942 6.273*Log like- lihood-4133.9-4151.1-4150.7 -4134.1注釋：*表示在10水平上顯著，*表示在5水平上顯著，*表示在10%水平上顯著。表3給出了兩個市場

18、的波動溢出檢驗結(jié)果。當(dāng)原假設(shè)為兩個市場不存在波動溢出時，LR統(tǒng)計量在1%水平上拒絕原假設(shè)，這表明美國股市和我國的房地產(chǎn)市場之間存在顯著的波動溢出效應(yīng)。更進(jìn)一步，從對假設(shè)2和假設(shè)3的檢驗結(jié)果可以看出，兩個市場的波動溢出方向是從美國股市向我國房地產(chǎn)市場溢出，而我國房地產(chǎn)市場對美國股市沒有明顯的溢出效應(yīng)。表3 波動溢出檢驗結(jié)果原假設(shè)統(tǒng)計量檢驗 即美國股市和我國房地產(chǎn)市場不存在波動溢出 0.01 即美國股市對我國房地產(chǎn)市場不存在波動溢出 0.01 即我國房地產(chǎn)市場對美國股市不存在波動溢出 0.99注釋：方括號內(nèi)數(shù)字為相伴概率p值。美國股市對我國房地產(chǎn)市場的波動溢出最主要的是通過影響宏觀經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行傳導(dǎo)

19、。美國次貸危機(jī)全面爆發(fā)以來，本國經(jīng)濟(jì)首當(dāng)其沖，美國股市劇烈震蕩下挫。這種信息傳導(dǎo)隨著次貸危機(jī)的不斷蔓延，引發(fā)了全球金融危機(jī)和各國經(jīng)濟(jì)的衰退。世界經(jīng)濟(jì)放緩直接導(dǎo)致我國外部需求萎縮，經(jīng)濟(jì)增長下行壓力增大，企業(yè)效益下滑，投資意愿和能力下降，進(jìn)而制約消費增長。在房地產(chǎn)市場上就表現(xiàn)為房價下調(diào)和商品房需求量顯著下降。其次，美國次貸危機(jī)所引發(fā)的金融風(fēng)暴還通過心里預(yù)期對我國房地產(chǎn)市場產(chǎn)生影響。危機(jī)爆發(fā)后，出現(xiàn)了全球性房地產(chǎn)市場的調(diào)整。美國等主要國家房地產(chǎn)市場的惡化效應(yīng)、缺乏對經(jīng)濟(jì)增長的信心、對房價下調(diào)的進(jìn)一步期待等因素都造成民眾對國內(nèi)房地產(chǎn)市場調(diào)整形成更強(qiáng)的預(yù)期。反過來，由于害怕危機(jī)對消費需求產(chǎn)生不利影響，新

20、的房地產(chǎn)項目投資也變得更加謹(jǐn)慎。最后，從資金流轉(zhuǎn)層面看，美國金融危機(jī)使大投資銀行損失慘重，導(dǎo)致全球資金周轉(zhuǎn)不靈。投資者對于未來房市的預(yù)期悲觀，外商投資的減少和外資回流也是導(dǎo)致國內(nèi)本輪房地產(chǎn)市場調(diào)整的原因。三、結(jié)論與建議本文使用BEKK形式的MVGARCH模型分析了美國股市指數(shù)和我國股市地產(chǎn)指數(shù)序列的波動特征，并實證檢驗了它們之間的波動溢出效應(yīng)。主要結(jié)論為：美國股市和我國房地產(chǎn)市場的未來波動都受到自身前期波動的影響；另外，美國股市對我國房地產(chǎn)市場有顯著的波動溢出效應(yīng)；相反，我國房地產(chǎn)市場對美國股市卻不存在波動溢出效應(yīng)。從這點出發(fā)，我們可以知道美國次貸危機(jī)所引起的經(jīng)濟(jì)環(huán)境的惡化，通過一系列信息的傳導(dǎo)，影響了我國自2008年以來的房地產(chǎn)市場調(diào)整。應(yīng)對現(xiàn)階段我國房地產(chǎn)市場的形勢，我們要善于總結(jié)經(jīng)驗教訓(xùn)積極面對挑戰(zhàn)，更要合理制定政策措施，抓住此次調(diào)整帶來的機(jī)遇，朝著建設(shè)健康穩(wěn)定的房地產(chǎn)市場方向努力。首先，我們要深刻反思美國次貸危機(jī)的根源，高度關(guān)注房地產(chǎn)信貸風(fēng)險。此次美國次貸危機(jī)的根源在于房地產(chǎn)泡沫的破裂，即過度地發(fā)行次級房貸債券，而沒有確切了解次級貸款申請人的真實支付能力。因此，金融部門要控制住房信貸規(guī)模，使其與宏觀形勢和還款人的還款能力相匹配。優(yōu)化和完善金融環(huán)境，加強(qiáng)金融監(jiān)管，避免造成