中國(guó)樓市與股市是此消彼長(zhǎng)的嗎(共5頁(yè))

1、中國(guó)(zhn u)樓市與股市( sh)是此消彼長(zhǎng)的嗎？ 內(nèi)容(nirng)摘要：本文運(yùn)用1992-2013年我國(guó)的宏觀(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)與股票市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行分析。結(jié)果表明，雙方的Granger因果關(guān)系不顯著，且二者對(duì)對(duì)方的影響也十分有限。因此，不同于很多觀(guān)點(diǎn)和主張，本文認(rèn)為，樓市與股市不存在明顯的因果關(guān)系，將二者簡(jiǎn)單地歸結(jié)為此消彼長(zhǎng)的關(guān)系是不合適的。因此，對(duì)于2014年股市的復(fù)蘇，并不能單純地用樓市不景氣來(lái)解釋。關(guān)鍵詞：樓市 股市 因果關(guān)系一、引言樓市與股市存在此消彼長(zhǎng)關(guān)系的說(shuō)法由來(lái)已久，這種觀(guān)點(diǎn)的主要依據(jù)有：第一，股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)現(xiàn)階段是我國(guó)兩大主要投資領(lǐng)域。當(dāng)前，我國(guó)企業(yè)和居民投資

2、渠道相對(duì)單一，股市與樓市成為吸納投資的主要力量。如果股市呈現(xiàn)低迷，由于缺乏其他投資渠道以及受羊群效應(yīng)的影響，大量民間資本就會(huì)涌入樓市，同樣，如果樓市不景氣，民進(jìn)資本又會(huì)涌入股市。第二，自2008年A股跳水，上證指數(shù)從5000多點(diǎn)一直跌到1800多點(diǎn)，此后直至2013年，股市一直處低迷狀態(tài)，上證指數(shù)大部分時(shí)間徘徊于2000多點(diǎn)；然而，這一段時(shí)間卻是中國(guó)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的黃金時(shí)期，在這6年里，中國(guó)房地產(chǎn)投資以年均超過(guò)20%的增長(zhǎng)率急速增長(zhǎng)，也確實(shí)有相當(dāng)一部分資金從股市撤出，繼而投入到愈來(lái)愈紅火的股市。2014年，中國(guó)房地產(chǎn)業(yè)遇冷，并不時(shí)傳出“房地產(chǎn)拐點(diǎn)到了”、“房地產(chǎn)泡沫要破滅”等一系列言論，而進(jìn)入下

3、半年，中國(guó)股票市場(chǎng)卻又迅速走高，在一段時(shí)間內(nèi)，上證指數(shù)從2100漲到3000點(diǎn)，漲幅超過(guò)40%，這使得很多人有樓市龐大的資金正在注入股市的猜測(cè)。上述兩點(diǎn)似乎在一定程度上佐證了樓市與股市存在較強(qiáng)此消彼長(zhǎng)的關(guān)系。然而，樓市與股市的關(guān)系可能并非只是簡(jiǎn)單的此消彼長(zhǎng)。關(guān)于中國(guó)樓市與股市的關(guān)系，筆者至今尚未找到系統(tǒng)闡述的文獻(xiàn)，也未找到明確的印證二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的有重量的證據(jù)。雖然上文提到在一段時(shí)間內(nèi)樓市與股市確實(shí)出現(xiàn)過(guò)負(fù)相關(guān)的現(xiàn)象，但二者也出現(xiàn)過(guò)正相關(guān)的現(xiàn)象，比如，2006年下半年至2007年上半年，A股急速上漲，上證指數(shù)更是達(dá)到了創(chuàng)紀(jì)錄的6124點(diǎn)，而這段時(shí)間，也同樣是房?jī)r(jià)快速增長(zhǎng)的時(shí)期。由此可見(jiàn)，樓

4、市與股市并非是單純的此消彼長(zhǎng)，甚至二者可能并不存在明顯的關(guān)聯(lián)。本文通過(guò)對(duì)1992-2013年房地產(chǎn)投資與上證指數(shù)的分析，證實(shí)樓市與股市的關(guān)系并非簡(jiǎn)單的此消彼長(zhǎng)，二者并不存在明顯的因果關(guān)系。 二實(shí)證(shzhng)分析本文(bnwn)選取1992-2013年間(ninjin)的樣本數(shù)據(jù)，以房地產(chǎn)投資額（X）作為房地產(chǎn)市場(chǎng)的財(cái)富變量，用上證綜合指數(shù)（Y）來(lái)衡量股票市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。此外，按照處理經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一般做法，為降低數(shù)據(jù)的波動(dòng)幅度和異方差的影響，我們對(duì)房地產(chǎn)投資額和上證綜合指數(shù)取自然對(duì)數(shù)，記為lnX和lnY。（一）變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn) 時(shí)間序列的平穩(wěn)性

5、是指序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律不會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生變化。當(dāng)時(shí)間序列平穩(wěn)時(shí),此序列對(duì)任何外在的沖擊只會(huì)有暫時(shí)性的影響，而非平穩(wěn)性的時(shí)間序列則會(huì)對(duì)外來(lái)沖擊產(chǎn)生累積影響，進(jìn)而偏離其均值。【3】為防止偽回歸現(xiàn)象發(fā)生，運(yùn)用Eviews6.0軟件分別對(duì)lnX、lnY兩個(gè)變量的水平值和一階差分進(jìn)行增廣迪基-富勒（ADF）檢驗(yàn)。 表1 lnX、lnY、DlnX和DlnY的ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量 檢驗(yàn)類(lèi)型 ADF統(tǒng)計(jì)量 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值 P值lnX （c,t,0） -5.034436 -4.467895 -3.644963 -3.261452 0.0032lnY （c,t,0） -3.186601 -4

6、.467895 -3.644963 -3.261452 0.1137DlnX （c,0,0） -4.729764 -3.808546 -3.020686 -2.650413 0.0014DlnY （c,0,0） -5.550896 -3.808546 -3.020686 -2.650413 0.0002 注：DlnX、DlnY均為原序列的一階差分序列。（c，t，n）分別表示單位根檢驗(yàn)中的截距項(xiàng)，時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。滯后長(zhǎng)度n以AIC最小為標(biāo)準(zhǔn)。由表1的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，lnX在1%的顯著水平上是平穩(wěn)的，但lnY在1%和5%的顯著水平上都是不平穩(wěn)的；而二者的一階差分序列都是平穩(wěn)序列，這樣序列l(wèi)

7、nX和lnY就具備協(xié)整檢驗(yàn)的必要條件,可以對(duì)其進(jìn)行協(xié)整分析。（二）協(xié)整檢驗(yàn)為了驗(yàn)證上述兩變量是否為二階單整時(shí)間序列，即二者之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，下面將通過(guò)協(xié)整分析來(lái)驗(yàn)證。本文采取的Engel和Granger于1987年提出的基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，即EG檢驗(yàn)。首先，建立模型。假設(shè)二者關(guān)系模型為 lnYt01lnXtt 然后(rnhu)，用最小二乘法對(duì)該模型(mxng)進(jìn)行回歸分析，得到 lnYt4.5756810.300893lnXtt t=（5.385823） （8.855243）R2= 0.591896 D.W.= 1.372893由回歸方程可得殘差序列(xli)如下：t4.57

8、56810.300893lnXt lnYt 殘差序列曲線(xiàn)圖如圖1所示：圖1 殘差序列圖進(jìn)行殘差序列均值檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示，殘差可以通過(guò)1%水平的單位根檢驗(yàn)，這說(shuō)明在99%的置信水平下拒絕原假設(shè)，即殘差序列是平穩(wěn)的。由此可知，序列l(wèi)nX與lnY之間存在協(xié)整關(guān)系，即1992-2013年，我國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額和上證綜合指數(shù)之間存在一種長(zhǎng)期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。表2 殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量 檢驗(yàn)類(lèi)型 ADF統(tǒng)計(jì)量 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值RESID01 （0,0,0） -3.254040 -2.679735 -1.958088 -1.607830注：（c，t，n）分別表示單位根檢驗(yàn)中的截距項(xiàng)

9、，時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，滯后長(zhǎng)度n以AIC最小標(biāo)準(zhǔn)。（三）格蘭杰因果(yngu)檢驗(yàn)從表3可知(k zh)，對(duì)于(duy)滯后1-5期，lnX不是lnY的格蘭杰原因，且lnY也不是lnX的格蘭杰原因，即我國(guó)房地產(chǎn)投資額上證綜合指數(shù)的格蘭杰原因，上證綜合指數(shù)也不是房地產(chǎn)投資額的格蘭杰原因。因此，我國(guó)的樓市和股市并沒(méi)有顯著的因果關(guān)系。表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè)滯后期F統(tǒng)計(jì)量接受原假設(shè)概率結(jié)論lnYlnX 10.593290.4511接受lnXlnY 14.858100.0408接受lnYlnX 20.629100.5466接受lnXlnY 23.291990.0653接受lnYlnX 31

10、.170230.3617接受lnXlnY 31.292870.3217接受lnYlnX 40.964450.4720接受lnXlnY 40.731140.5930接受lnYlnX 50.464270.7913接受lnXlnY 50.777720.5997接受（四）誤差修正模型協(xié)整檢驗(yàn)僅能檢驗(yàn)兩序列之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，因此要通過(guò)建立誤差修正模型反映長(zhǎng)期與短期的變動(dòng)關(guān)系【5】。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)得到殘差序列t，且令誤差修正項(xiàng)ECMt=t，建立誤差修正模型如下：DlnYt01DlnXtECMt-1t 通過(guò)回歸可得數(shù)據(jù)如表4所示：表4 回歸分析結(jié)果變量 系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)誤差 t統(tǒng)計(jì)值 概率DlnX -0.0870

11、81 0.417093 -0.208781 0.837C 0.07985 0.128229 0.622717 0.5413ECM（-1） -0.677483 0.224662 -3.015564 0.0074 由回歸分析結(jié)果可得誤差修正模型如下：DlnYt0.07985-0.087081 DlnXt 0.677483 ECMt-1 t= （0.622717）（-0.208781）（-3.015564）R2=0.343712 D.W.= 2.007212三結(jié)論(jiln)由格蘭杰因果(yngu)檢驗(yàn)的結(jié)果(ji gu)可知，在95%的概率水平下，我國(guó)的樓市并不是股市的格蘭杰原因，股市也不是樓市的

12、格蘭杰原因，即二者并不存在顯著的因果關(guān)系，二者具有此消彼長(zhǎng)的關(guān)系更無(wú)法得到明確的驗(yàn)證。根據(jù)誤差修正模型，DlnX前的系數(shù)為-0.087081，即房地產(chǎn)投資額對(duì)上證指數(shù)影響的短期彈性系數(shù)是-0.087081。這表明，在短期內(nèi)，房地產(chǎn)投資額每增加1%，上證指數(shù)約下降0.087%。由此可見(jiàn)，樓市雖能引起股市向相反方向變動(dòng)，但這變動(dòng)微乎其微，即樓市對(duì)股市的影響十分有限，并不是其變動(dòng)的主要原因。 總之，從1992-2013年的宏觀(guān)數(shù)據(jù)來(lái)看，中國(guó)的樓市對(duì)雖股市有少許反向作用，但這作用微乎其微，并不足以決定股市的變動(dòng)，并沒(méi)有強(qiáng)有力的證據(jù)來(lái)支撐二者存在明顯的此消彼長(zhǎng)的關(guān)系。參考文獻(xiàn)1Charles Collyns, Abdelhak SenhadjiLending Booms, Real Estate Bubbles and The Asian CrisisZ IMF Working Paper, January 20022 美,邁克邁爾斯, 查爾斯溫茨巴奇,蘇珊娜坎農(nóng)現(xiàn)代房地產(chǎn)人民郵電出版社,20013龐浩.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ).西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,20054汪凱.房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性研究基于經(jīng)