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      房地產(chǎn)投資金融影響

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      房地產(chǎn)投資金融影響

      1房地產(chǎn)投資

      改革開放以來,隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,我國房地產(chǎn)業(yè)也得到了長足的發(fā)展。特別是1998年我國深化住房制度改革,實行貨幣化分配以后,加之金融政策的調(diào)整,我國房地產(chǎn)業(yè)更是得到了快速發(fā)展,一躍成為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè),并帶動了鋼鐵、水泥、家電等行業(yè)的快速發(fā)展。但是,到2003年上半年,我國固定資產(chǎn)投資規(guī)模過大,房地產(chǎn)投資規(guī)模過熱現(xiàn)象明顯,房地產(chǎn)價格出現(xiàn)過快上漲勢頭。2004年1-8月份,全國商品房平均銷售價格為2718元/平方米,同比增長13.5%,部分城市房價上漲幅度超過20%。2005年1-12月,全國商品房平均銷售價格為3242.0元/平方米,同比提高19.5%。特別是北京上海深圳等大城市,房地產(chǎn)價格出現(xiàn)了劇烈上漲。同時,房地產(chǎn)業(yè)投資劇增。據(jù)《中國房地產(chǎn)行業(yè)分析報告》,2003年1-12月房地產(chǎn)共開發(fā)完成投資10106.12億元,同比增長29.7%,高于全國固定資產(chǎn)投資的增長速度。為了消除房地產(chǎn)業(yè)過熱的勢頭,國家出臺了一系列的宏觀調(diào)控措施,包括上調(diào)利率、控制信貸規(guī)模、調(diào)整貨幣供應(yīng)量等。為了了解金融政策對我國房地產(chǎn)投資的影響,本文對此利用誤差修正模型和脈沖響應(yīng)分析方法進(jìn)行實證分析。

      2研究方法簡介

      2.1協(xié)整模型

      時序變量之間的協(xié)整關(guān)系是由Engle和Granger首先提出的,這一方法論的基礎(chǔ)思想在于,如果兩個(或兩個以上)的時間序列變量呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性的特征(即每個變量都有單位根),但是它們的線性組合如果呈現(xiàn)平穩(wěn)性,則這兩個變量之間便存在長期穩(wěn)定關(guān)系(即存在協(xié)整關(guān)系),而變量的增長率便表現(xiàn)出共同的增長趨勢。即如果時間序列y1t,y2t,ynt,都是d階單整,即I(d),存在一個向量=(1,2n),使得′~I(xiàn)(d-b),這里yt=(y1t,y2t,ynt),d≥b≥0。則稱序列y1t,y2t,ynt,,,是(d,b)階協(xié)整,記為~CI(d,b),為協(xié)整向量。為檢驗兩變量和是否協(xié)整,Engle和Granger于1987年提出了兩步檢驗法,稱為EG檢驗。序列xt和yt若都是d階單整的,用一個變量對另一個變量回歸,即有:yt=+xt+t(1)用和表示回歸系數(shù)的估計值,則模型殘差估計值為:=y(tǒng)t--xt(2)若~I(xiàn)(0),則xt和yt具有協(xié)整關(guān)系,且(1,-)為協(xié)整向量,(1)式為協(xié)整回歸方程。

      2.2誤差修正模型

      誤差修正模型(ECM:ErrorCorrectionModel)基本形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的,稱為DHSY模型。其基本思路是:若變量間存在協(xié)整關(guān)系,即表明這些變量間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系,而這種長期的穩(wěn)定關(guān)系是在短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整下得以維持的。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因在于,大多數(shù)的經(jīng)濟(jì)時間序列的一階差分是平穩(wěn)序列。同時,存在著某種聯(lián)系方式(如線性組合),把相互協(xié)整過程和長期穩(wěn)定均衡狀態(tài)結(jié)合起來。這時相互協(xié)整隱含的意義是:即使所研究的水平變量各自都是一階差分后平穩(wěn),受支配于長期分量,但這些變量的某些線性組合也可以是平穩(wěn)的,即所研究變量中的長期分量相互抵消,產(chǎn)生了一個平穩(wěn)的時間序列。之所以能夠這樣,是因為一種調(diào)節(jié)過程——誤差修正機(jī)制——在起作用,防止了長期關(guān)系的偏差在規(guī)模或數(shù)量上擴(kuò)大。因此,任何一組相互協(xié)整的時間序列變量都存在誤差修正機(jī)制,反映短期調(diào)節(jié)行為。建立誤差修正模型一般分兩步,分別建立區(qū)分?jǐn)?shù)據(jù)長期特征和短期特征的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。從理論上講,第一步,建立長期關(guān)系模型。即通過OLS法估計出時間序列變量間的關(guān)系,若估計結(jié)果形成平穩(wěn)的殘差序列時,那么這些變量間就存在相互協(xié)整的關(guān)系,長期關(guān)系模型的變量選擇是合理的,回歸系數(shù)具有經(jīng)濟(jì)意義。第二步,建立短期動態(tài)關(guān)系,即誤差修正方程。將長期關(guān)系模型中各變量以一階差分及其各階滯后期形式重新加以改造,并將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入,在一個從一般到特殊的檢驗過程中,對短期動態(tài)關(guān)系進(jìn)行逐項檢驗,不顯著的項逐漸被剔除直到最適當(dāng)?shù)姆椒ū徽业綖橹埂?/p>

      3實證分析

      3.1變量選擇及數(shù)據(jù)

      3.1.1變量的選擇

      本輪宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)是穩(wěn)定商品房價格,降低房地產(chǎn)業(yè)的過熱程度,因此本文選取房地產(chǎn)完成開發(fā)投資(I)作為研究變量。我國金融政策主要采用中央銀行所掌握的利率、信貸、貨幣發(fā)行等工具,調(diào)節(jié)有關(guān)變量,最終影響國民經(jīng)濟(jì)活動。本文主要選擇一年期貸款利率(R)、廣義貨幣供應(yīng)量M2作為金融政策的變量。

      3.1.2數(shù)據(jù)

      本文數(shù)據(jù)來源于Wind資訊以及CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫,樣本期從1998年第1季度到2006年第4季度。M2、房地產(chǎn)投資(I)利用X11加法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整為M2SA、ISA,并且為了消除數(shù)據(jù)異方差,對這兩個數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

      3.2模型建立

      3.2.1單位根檢驗

      3.2.2協(xié)整分析

      1)R和LISA變量先作兩變量的普通最小二乘估計,得到如下回歸方程:LISA=12.96745347-3.045133204*LRt統(tǒng)計量(9.593577)(-3.980924)對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。即殘差在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的,房地產(chǎn)投資與利率之間存在協(xié)整關(guān)系。2)LM2SA和LISA變量先作兩變量的普通最小二乘估計,得到如下回歸方程:LISA=-9.980722275+1.454641477*LM2SAt統(tǒng)計量(-27.14386)(47.82899)即殘差在99%下是平穩(wěn)的,房地產(chǎn)業(yè)業(yè)投資與貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系。3)R,LM2SA和LISA變量用變量LISA對R,LM2SA進(jìn)行普通最小二乘估計,得到如下回歸方程:LISA=-11.390575+0.374030*LR+1.516721*LM2SAt統(tǒng)計量(-19.41031)(2.916850)(43.59124)ADF檢驗表明殘差是平穩(wěn)的,因此房地產(chǎn)投資與利率和貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系。

      3.2.3房地產(chǎn)投資與利率、貨幣供應(yīng)量的誤差修正模型(ECM)

      按照Hendry的從一般到簡單的模型估計方法,對商品房價格與利率、貨幣供應(yīng)量的協(xié)整方程利用AIC和SC最小的原則確定滯后期為6,然后逐步去掉統(tǒng)計檢驗不顯著的變量,得到誤差修正模型如下:D(LISA)=0.09157779223+0.4603297176*D(LISA(-4))+0.2620992265*D(LISA(-5))-0.5469134337*D(LR(-4))-2.086861783*D(LM2SA(-4))-0.491972369*ECMt-1

      3.2.4效應(yīng)時滯分析

      通過對PI,M2SA,R三個變量建立向量自回歸模型,并進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。由以上的脈沖響應(yīng)圖可以看出,房地產(chǎn)投資對自身的一個新息的脈沖在第4季度達(dá)到最低點,隨后保持振蕩至10多個季度;房地產(chǎn)投資對利率的一個新息的脈沖在第3季度達(dá)到最高點,隨后保持長期振蕩,說明利率對房地產(chǎn)投資的影響時滯約為3個季度;房地產(chǎn)投資對貨幣供應(yīng)量的一個新息脈沖的響應(yīng)在第2季度達(dá)到一個小的高點,隨后保持持續(xù)影響,說明貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)投資的影響時滯2個季度。

      4實證結(jié)果

      通過以上實證分析,我們得到以下結(jié)論:

      4.1利率與房地產(chǎn)投資之間既存在格蘭杰因果關(guān)系又存在協(xié)整關(guān)系,說明利率是影響投資的長期的重要因素長期來說,利率與房地產(chǎn)投資具有反向影響,提高利率會減緩?fù)顿Y的增長率,這是因為利率的增長加大了開發(fā)投資的成本,必然對投資有抑制作用。

      4.2房地產(chǎn)投資、利率和貨幣供應(yīng)量三者存在協(xié)整關(guān)系,說明從長期來說,在利率和貨幣政策的聯(lián)合作用下,貨幣供應(yīng)量與利率對房地產(chǎn)投資具有正向的影響其中,貨幣供應(yīng)量的影響較大,彈性達(dá)到1.516721,利率的影響較小,彈性僅為0.374030。在短期影響中,投資有滯后4期和5期的影響;利率和貨幣供應(yīng)量滯后4個季度有反向的影響。

      4.3金融政策對房地產(chǎn)業(yè)影響都有滯后效應(yīng),并且影響具有持續(xù)時間較長的特點利率對房地產(chǎn)投資的影響的時滯為3個季度,貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)投資的影響的時滯為2個季度。

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