本文關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的微觀作用機(jī)制探究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

2012 年增 1 期

房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的微觀作用機(jī)制探究
楊俊杰
內(nèi)容提要： 本文將消費(fèi)者投資決策引入 RBC 模型來(lái)分析房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì) 波動(dòng)的作用機(jī)制， 并使用 VAR 模型對(duì)該 作 用 機(jī) 制 進(jìn) 行 實(shí) 證 檢 驗(yàn) 。 本 文 的 研 究 表 明， 當(dāng)期 宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不僅取決于滯后一期的宏觀經(jīng) 濟(jì) 波 動(dòng)，

還取決于當(dāng)期與滯后兩期的房地產(chǎn) 房地產(chǎn)價(jià)格的正向沖擊將致使消費(fèi)者減少消費(fèi) 、 增加投資， 對(duì) 價(jià)格； 檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步表明， GDP 具有快速拉升作用， 但是該 拉 升 作 用 并 不 具 有 持 續(xù) 性， 且在 3 年內(nèi)波動(dòng)會(huì)緩慢遞減 至零 。 關(guān)鍵詞： 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng) 宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 投資決策 RBC 模型

*

一、 引

言

自 2008 年金融危機(jī)以來(lái)， 中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格受 到 了 前 所 未 有 的 關(guān) 注 。 中 國(guó) 政 府 、 國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué) 房地產(chǎn)市場(chǎng)明顯過(guò)熱 。 但是， 對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格波 家及普通購(gòu)房者一致認(rèn)為中國(guó)住宅價(jià)格增速過(guò)快， 動(dòng)是否會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)景氣造成危害， 國(guó)內(nèi)外學(xué)者卻有不同的看法 。 國(guó)內(nèi)學(xué)者大多認(rèn)為， 大城市房?jī)r(jià)的局 部泡沫不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成真正威脅， 房地產(chǎn)價(jià)格上漲只是房地產(chǎn)或建筑等相關(guān)領(lǐng)域的問(wèn)題； 而美 認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格泡沫的破滅會(huì)造成整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系的崩潰 。 但是， 基于全球 國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家觀點(diǎn)則相反， 房地產(chǎn)價(jià)格泡沫對(duì)一 國(guó) 甚 至 全 球 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 產(chǎn) 生 了 顯 著 金融危機(jī)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)困境的事實(shí)可以看出， 的負(fù)面影響： 美國(guó)的次級(jí)債危機(jī)起源于美國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫的破滅， 我國(guó)也同樣出現(xiàn)了房地產(chǎn)市場(chǎng) 價(jià)格的大幅調(diào)整 。 因此， 研究我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響具有重要意義 。 “通 過(guò) 財(cái) 富 效 應(yīng) 從傳統(tǒng)理論來(lái)看， 房地產(chǎn)價(jià)格會(huì)通過(guò)多種傳導(dǎo)機(jī)制影響宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 。 例如， （ 周 暉、 2009 ） ， 影響消費(fèi)， 通過(guò)托賓 q 效應(yīng)影響 投 資 ” 王 擎， 通過(guò)產(chǎn)業(yè)鏈傳 導(dǎo) 機(jī) 制 影 響 實(shí) 際 產(chǎn) 出 等。 而且， 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響取決于該波動(dòng)引致 的 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 短 期 波 動(dòng) 是 否 具 有 長(zhǎng) 期效應(yīng) 。 然而， 國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)傳導(dǎo)機(jī)制的研究實(shí)證分析居多， 理 論 研 究 較 少， 未能清晰地闡明房地產(chǎn) 價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響機(jī)制 。 基于上述現(xiàn)實(shí)與理論 意 義， 本文著重從消費(fèi)者角度研究房 地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的作用機(jī)制 。

二、 文獻(xiàn)綜述
國(guó)外學(xué)者在房地產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制研 究 上，， 既有就房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)綜 合作用機(jī)制的研究， 也有就房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)消費(fèi) 、 投資以及通貨膨脹等宏觀經(jīng)濟(jì)某一方面的作用機(jī)制 的研究， 既有理論創(chuàng)新， 也有實(shí)證分析， 涉及范圍較廣， 研究角度多樣 。 而國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)與
* 楊俊杰， 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 郵政編碼： 430072 ， 電子信箱： wdjjyang@ gmail． com 。 作者 感 謝 匿 名 審 稿 人 的 建 設(shè) 性 意

見(jiàn)， 文責(zé)自負(fù) 。

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楊俊杰： 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的微觀作用機(jī)制探究

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究范圍則相對(duì)窄一些， 主要集中于三個(gè)方 面： 一 是 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 對(duì) 消 費(fèi) 的 影 響， 二 三是房地產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量間的關(guān)系 。 是房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響， 國(guó)內(nèi)學(xué)者通 過(guò) 大 量 的 實(shí) 證 研 究 表 明， 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 波 動(dòng) 對(duì) 消 費(fèi) 具 有 顯 著 的 負(fù) 效 應(yīng)。 周 守 亮 （ 2010 ） 在 VAR 模型分析框架下， 通過(guò) 脈 沖 響 應(yīng) 函 數(shù) 與 方 差 分 解 說(shuō) 明 房 地 產(chǎn) 業(yè) 價(jià) 格 波 動(dòng) 在 我 國(guó) 對(duì) 消費(fèi)具有顯著的負(fù)影響， 這 種 影 響 迅 速 并 且 集 中 在 短 期 。 洪 濤 （ 2006 ） 利 用 我 國(guó) 31 個(gè) 省 （ 市 、 區(qū)） 2000 —2004 年的面板數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)住宅價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn) ， 結(jié)果顯示總體 上我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與個(gè)人消費(fèi)支出間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系， 住宅價(jià) 格 上 漲 對(duì) 消 費(fèi) 的 預(yù) 算 約 束 效 應(yīng) 顯 著大于對(duì)消費(fèi)的財(cái)富效應(yīng) 。 而國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究 表 明， 房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極 的拉動(dòng)效應(yīng) 。 劉文貴等（ 2010 ） 采 用 我 國(guó) 1997 —2007 年 各 省 的 數(shù) 據(jù)， 通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)表明房地產(chǎn)投 資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在長(zhǎng)期關(guān)系， 通 過(guò) Granger 因 果 檢 驗(yàn) 表 明 房 地 產(chǎn) 投 資 可 以 促 進(jìn) 地 區(qū) 經(jīng) 濟(jì) 增 長(zhǎng)， 地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也可以促進(jìn)房地產(chǎn)投資 。 王先柱（ 2007 ） 首先從房地產(chǎn)銷售額和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資 的角度闡述了房地產(chǎn)業(yè)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)， 然后在 VAR 模型下進(jìn)一步分析了房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 之間的關(guān)系 。 其結(jié)果表明： 房地產(chǎn)投資對(duì)產(chǎn)出具有較大 、 持 久 的 正 面 影 響； 住 宅 投 資 對(duì) 產(chǎn) 出 具 有 強(qiáng) 勁的沖擊力， 時(shí)滯更短； 房地產(chǎn)銷售額對(duì)產(chǎn)出具有明顯的正向 效 應(yīng)， 而產(chǎn)出對(duì)房地產(chǎn)銷售額的影響 不是十分明顯 。 薛永鵬（ 2009 ） 根 據(jù) 2000 —2007 年 的 統(tǒng) 計(jì) 數(shù) 據(jù)， 利用狀態(tài)空間模型對(duì)中國(guó)房地產(chǎn) 投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 關(guān) 系 進(jìn) 行 了 實(shí) 證 研 究 。 研 究 發(fā) 現(xiàn)， 中 國(guó) 經(jīng) 濟(jì) 對(duì) 房 地 產(chǎn) 投 資 的 彈 性 系 數(shù) 在 0. 4 — 0. 45 之間波動(dòng)， 2000 —2002 年彈性系數(shù)逐漸變小， 2002 年以來(lái)彈性系數(shù)逐漸增大 。 在房地產(chǎn)價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)變量關(guān)系的研究上， 國(guó)內(nèi)學(xué)者主要基于 VAR 模型對(duì)各變量進(jìn)行建模 與脈沖響應(yīng)分析 。 周暉 、 王擎（ 2009 ） 通過(guò)運(yùn)用 BEKK 模型和 GARCH 均值方程模型對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格 、 貨幣供應(yīng)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)性相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)房 價(jià) 波 動(dòng) 以 及 房 價(jià) 與 貨 幣 供 應(yīng) 量 的 但房?jī)r(jià)的波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的 波 動(dòng) 沒(méi) 有 顯 著 影 響。唐 志 軍 等 聯(lián)動(dòng)效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致 GDP 增速 顯 著 下 降， （ 2010 ） 通過(guò)協(xié)整和 VAR 分析得出： 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 波 動(dòng) 對(duì) 社 會(huì) 消 費(fèi) 品 零 售 總 額 的 波 動(dòng) 具 有 顯 著 負(fù) 影 響， 房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的方差貢獻(xiàn)大于 2. 5% 左右； 房地產(chǎn)投資對(duì) GDP 增 速 有 顯 著 的 正 影 響， 當(dāng) GDP 增 長(zhǎng) 率 上 升 0. 181 個(gè) 百 分 點(diǎn)； 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 增 速 上 升 房地產(chǎn) 投 資 額 增 長(zhǎng) 率 上 升 1 個(gè) 百 分 點(diǎn)， 1% ， 通脹率上升 0. 118% ， 且通貨膨脹率對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的沖擊影響較小 。 與國(guó)外研究相比， 國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究相對(duì)較晚， 并且僅側(cè)重于房地 產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)某一宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響或房地產(chǎn)價(jià)格與多個(gè)宏觀經(jīng) 濟(jì) 變 量 的 關(guān) 系 的 實(shí) 證 研 究 ， 對(duì)房地 未能深刻說(shuō) 明 我 國(guó) 房 地 產(chǎn) 波 動(dòng) 影 響 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的系統(tǒng)與理論研究較少， 波動(dòng)的傳導(dǎo)途徑 。 針對(duì)上述問(wèn)題， 本 文 基 于 真 實(shí) 經(jīng) 濟(jì) 周 期 （ RBC ） 模 型， 以消費(fèi)者效用最大化為微 觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)， 力圖探究出房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀 經(jīng) 濟(jì) 波 動(dòng) 的 傳 導(dǎo) 途 徑， 并 運(yùn) 用 VAR 模 型 對(duì) 房 地 產(chǎn) 價(jià)格波動(dòng)與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn) 。

三、 模型設(shè)定與分析
為了研究房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 波 動(dòng) 的 作 用 機(jī) 制， 本 文 基 于 真 實(shí) 經(jīng) 濟(jì) 周 期 模 型 （ RBC 模 型） 針對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格對(duì)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出 （ 國(guó) 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 ） 的 影 響 進(jìn) 行 建 模， 并從微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)來(lái)考 118

2012 年增 1 期

察房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及機(jī)制 。 RBC 模型是在新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的基礎(chǔ)上引入外生的隨機(jī)沖擊建立起來(lái)的 ， 探討在 古 典 假 設(shè)與規(guī)模報(bào)酬不變的條件下， 代表性家庭為最大化自身的效用對(duì)外部實(shí)際波動(dòng)做出的理性反應(yīng) ， 以 及由此導(dǎo)致的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變化 。 （ 一） 國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出 房地產(chǎn)價(jià)格通過(guò)生產(chǎn)函數(shù)作用于宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出 。 假定國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn) 在本文建立的 RBC 模型中， 出取決于資本（ K ） 、 技術(shù)（ A ） 、 勞動(dòng)（ L ） 與房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格 （ X ） ， 并且生產(chǎn)函數(shù)為柯布 — 道格 拉 斯 函 數(shù)形式 。 則 t 期的產(chǎn)量為：
β ξ Yt = Kα t （ At Lt ） Xt

（ 1）

其中， 為保證平衡增長(zhǎng)路徑有解， α + β + γ = 1。 為了簡(jiǎn)化計(jì)算， 假定不存在政府購(gòu)買， 資本折 舊 率 δ = 100% ， 且人口與技術(shù)分別以固定速率 n 和 g 增長(zhǎng)， 則資本存量的積累方程 、 勞動(dòng)與技術(shù)的運(yùn)動(dòng)方程分別為為： K t + 1 = sY t ln L t = 珔 L + nt ln A t = 珔 A + gt （ 二） 家庭行為 假定每一家庭存活兩期， 在期初時(shí)擁有初 始 財(cái) 富 W 0 。 家 庭 在 期 初 進(jìn) 行 消 費(fèi) 與 投 資 決 策， 在期 末消費(fèi)全部投資收益 。 期初， 家庭用于消費(fèi)的比例為 θ ， 則儲(chǔ)蓄率 s = 1 － θ ； 為了研究房地產(chǎn)價(jià)格對(duì) 假定家庭將（ 1 － θ ） W 0 的財(cái)富全部用于購(gòu)買房地產(chǎn)， 期末家庭可消 費(fèi) 的 數(shù) 額 為 房 家庭消費(fèi)的影響， 地產(chǎn)投資收益（ 1 － θ ） W 0 R 1 。 由于房地產(chǎn)投資屬于固定資產(chǎn)投資， 因此， 期末的資本存量為： K 1 = K 0 + （ 1 － θ） Y0 － δK 0 （ 5） （ 2） （ 3） （ 4）

假定折舊率 δ = 1 ， 即當(dāng)期資本被消耗完， 則 K 1 = （ 1 － θ ） Y 0 = sY 0 ， 即期末資本存量取決于期初 儲(chǔ)蓄率與期初產(chǎn)出 。 （ 三） 家庭優(yōu)化 因 此， 家 庭 在 t 期 的 效 用 不 僅 取 決 于 消 費(fèi) ct ， 還 由于家庭的期末消費(fèi)取決于房地 產(chǎn) 投 資 收 益， R t ） 。 假 定 家 庭 效 用 函 數(shù) 形 式 為 CRRA ， 取決于房地產(chǎn)的投資收益 R t ， 即 U t = U t （ ct ， 即滿足冗長(zhǎng)的 相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)， 且消費(fèi)效用與投資收益效用可加， 則： Ut =
－γ －γ c1 R1 t t + b 1 － γ 1 － γ

（ 6）

U t = ln c t + b ln R t ， 當(dāng) γ →1 時(shí)， 其中， 消費(fèi)效用 ln c t 為基準(zhǔn)效用 。 若 t 期房地產(chǎn)價(jià)格上漲， 即 Rt ＞ ln R t ＞ 0 ， 1， 則投資收益增加， 會(huì)給消費(fèi)者帶來(lái)正的財(cái)富效應(yīng)， 消費(fèi)者總效用大于消費(fèi)效用； 若 t 期房 ln R t ＜ 0 ， 地產(chǎn)價(jià)格下降， 即 Rt ＜ 1， 投資收益減少， 給 消 費(fèi) 者 帶 來(lái) 負(fù) 的 財(cái) 富 效 應(yīng)， 消費(fèi)者總效用小于 消費(fèi)效用 。 由于家庭存活兩期， 期初進(jìn)行消費(fèi)投資決策， 期末消 費(fèi) 投 資 收 益， 家庭需最大化效用的行為可 被描述為最大化期初效用與期末效用的現(xiàn)值之和： 119

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Max s． t．

{
]

－γ －γ －γ c1 c1 R1 0 1 1 + ρE + b 1 － γ 1 － γ 1 － γ

[

]}

c 0 = θ W 0 ，c 1 = （ 1 － θ ） W 0 R 1 。

其中， ρ 為家庭主觀時(shí)間偏好率， 即期初消費(fèi)與期末消費(fèi)的邊際替代率 。 令 I=
－γ －γ c1 c1 － γ R1 0 1 + ρE 1 ， c 1 代入并化簡(jiǎn)得： +b 將 c0 ， 1 －γ 1 －γ 1 －γ

[

I = 其一階條件為： ?I = ?θ
(

θW0 + ρ 1 － γ

1 －γ

{

[

（ 1 － θ） W0 ] 1 － γ + b －γ ] E [ R1 1 1 － γ

}

（ 7）

θW0 )

－γ

W0 － ρ [ ( ( 1 － θ ) W0 ) － γ W0 ] [ E ( R1 ) ] － γ = 0

（ 8）

令房地產(chǎn)期末的期望收益 E （ R 1 ） 為 μ ， 解得：
1 1 －γ 1 = ργμ γ + 1 θ

（ 9）

由上式可知， 期初財(cái)富中用于 消 費(fèi) 的 比 例 θ 依 賴 于 三 個(gè) 變 量： 主 觀 時(shí) 間 偏 好 率 ρ 、 期末房地產(chǎn) 消費(fèi)者對(duì)即期消費(fèi)更具有 價(jià)格的期望收益 μ 以及相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系 數(shù) γ 。 當(dāng) 主 觀 時(shí) 間 偏 好 率 上 升， 耐性， 即期消費(fèi)比例 θ 下降； 當(dāng)主觀時(shí)間偏好率下降， 消費(fèi)者更傾向于即期消費(fèi)， 則 θ 上升 。 與 θ 一 樣， 房地產(chǎn)價(jià)格的期望收益與即期消費(fèi)比例也呈負(fù)相關(guān)關(guān)系 ： 當(dāng) 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 期 望 收 益 上 升， 房地產(chǎn) 價(jià)格上漲對(duì)消費(fèi)者的預(yù)算約束效應(yīng)顯著大于財(cái)富效應(yīng)， 購(gòu)房與租 房 成 本 的 上 升 使 得 即 期 消 費(fèi) 比 例 θ 下降； 當(dāng)房地產(chǎn)價(jià)格下降時(shí)， 購(gòu)房與租房成本下降， 即期消費(fèi)比例 θ 隨之上升， 這與國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)房 地產(chǎn)價(jià)格與消費(fèi)的負(fù)相關(guān)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)相符 。 對(duì)（ 9 ） 式進(jìn)行適當(dāng)變形可得： 1 = （ ρμ ） θ
1 γ

μ

－1

+1

（ 10 ）

當(dāng) ρμ ＞ 1 ， 即房地產(chǎn)價(jià)格期望 收 益 的 主 觀 貼 現(xiàn) 值 大 于 1 時(shí)， 相 對(duì) 風(fēng) 險(xiǎn) 厭 惡 系 數(shù) 越 大， 對(duì)房地產(chǎn) 投資不確定性的厭惡程度越高， 則即期消費(fèi)越多， θ 越大； 相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)越小， 越偏好房地產(chǎn)投 資的風(fēng)險(xiǎn)， 則即期消費(fèi)越小， θ 越小 。 當(dāng) ρμ = 1 時(shí)， 房地產(chǎn)期末價(jià)格的期望現(xiàn)值與期初價(jià)格相等， 即 期消費(fèi)不受風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)的影響 。 當(dāng) ρμ ＜ 1 時(shí)， 房地產(chǎn)期末價(jià)格的期望現(xiàn)值小于期初價(jià)格， 消費(fèi)者 此時(shí)不會(huì)投資于房地產(chǎn)， θ = 0 。 因此， 鑒于模型設(shè)立的合理性， 假定 μ ＞ 1 ， 消費(fèi)者所預(yù)期的 房 地 產(chǎn) 收益為正值 。 （ 四） 作用機(jī)制
α β ξ 國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出方程為： Y t = K t （ A t L t ） X t ， 其對(duì)數(shù)表達(dá)式為： 由上文可知，

ln Y t = α ln K t + β （ ln A t + ln L t ） + ζ ln X t
1 1－γ 1 將家庭的兩期情形擴(kuò)展至多期可得： s t = 1 － θ t ， = ρ γ [ E （ R t + 1 ） ] γ + 1 。 θt

（ 11 ）

則儲(chǔ)蓄率 s t 為： st = 120 B t +1 B t +1 + 1 （ 12 ）

2012 年增 1 期

資本存量的積累方程為： K t = st Yt －1 = 其中 B t + 1 = ρ γ [ E （ R t + 1 ） ]
1 1－γ γ

B t +1 Y B t +1 + 1 t －1

（ 13 ）

。

1） 模型能夠較好地?cái)M合房地產(chǎn)價(jià)格 對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格的運(yùn)動(dòng)方程， 經(jīng) 過(guò) 實(shí) 證 檢 驗(yàn)，GARCH （ 1 ， 的波動(dòng)行為， 房地產(chǎn)價(jià)格的均值方程與條件方差方程分別如下： ln （ x t ） = a 0 + a 1 ln （ x t － 1 ） + a 2 ln （ x t － 2 ） + ε t
2 2 2 σ t = b0 + b1 ε t －1 + b2 σ t －1

（ 14 ） （ 15 ）

其中， 式（ 14 ） 為均值方程， 表明 t 期房地產(chǎn) 價(jià) 格 依 賴 于 滯 后 一 期 的 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 x t － 1 與 擾 動(dòng) 項(xiàng) ε t ； 式
2 2 （ 15 ） 為條件方差方程， σ t 為均值方程 的 回 歸 殘 差 ε t 的 方 差， 它 不 僅依 賴 于 其 一 期 滯 后項(xiàng) σt － 1 ， 還

依賴于從前期得到的波動(dòng)性信息 ε t － 1 。 L + nt ，ln A t = 珔 A + gt 。 又因： 除此以外， 由本文假定可知： ln L t = 珔 ln Y t = α ln K t + β （ ln A t + ln L t ） + ζ ln X t 綜合各變量的運(yùn)動(dòng)方程， 宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出 ln Y t 可表示為： ln 珘 Y t = α [ ln B t + 1 + ln （ B t + 1 + 1 ） + ln 珘 Yt －1 ] + β [ 珔 A +珔 L + （ n + g） t] 珘 珘 ] + ξ [ a 0 + a 1 ln （ X 珘 t － 1 ） + a 2 ln （ X t － 2 ） + ε t （ 16 ）

2

珘 ln 珘 Yt 、 ln 珘 Yt － 1 、 X 其中， 珘 其 余 為 確 定 項(xiàng) 。 由 上 式 可 知， 滯 后 一 期 的 國(guó) 民 產(chǎn) 出、 房地產(chǎn) t－1與 ε t 為波動(dòng)項(xiàng)， 價(jià)格與當(dāng)期房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)均會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 。 提取波動(dòng)項(xiàng)可得： 珘 珘 ln 珘 Y t = α ln 珘 Y t － 1 + ξ （ a 1 ln X 珘 t － 1 + a 2 ln X t － 2 + ε t） （ 17 ）

由式（ 17 ） 可知， 即期宏觀經(jīng)濟(jì) 波 動(dòng) 取 決 于 滯 后 一 期 的 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 波 動(dòng)， 即期房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)要 取決于滯后兩期的房地產(chǎn)價(jià)格 。

四、 實(shí)證分析
（ 一） 變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明 根據(jù)模型的需要， 本文選取 2000 —2010 年全國(guó)商品房銷售價(jià)格定基指數(shù)的季度數(shù)據(jù) fdc t 代表
① 為了擴(kuò) 房地產(chǎn)價(jià)格的變化， 選取 2000 —2010 年全 國(guó) GDP 季 度 數(shù) 據(jù) gdp t 代 表 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 的 變 化 。

增加參數(shù)估計(jì)的有效性， 本文去除了 GDP 季度數(shù)據(jù)的季節(jié)性因素， 且將商品房銷售指 大樣本容量， 數(shù)與 GDP 季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換至月度數(shù)據(jù) 。 （ 二） 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的 GARCH 模型實(shí)證分析 1． ARCH LM 檢驗(yàn) 在估計(jì)房地產(chǎn)價(jià) 格 波 動(dòng) GARCH 模 型 前， 首先需對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的自回歸條件異方差性 （ ARCH 效應(yīng)） 進(jìn)行檢驗(yàn) 。 經(jīng)試算， ｛ ln fdc t ｝ 的 滯 后 兩 期 序 列 作 為 自 變 將 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 作 為 因 變 量， 量， 模型擬合與參數(shù)估計(jì)達(dá)到最優(yōu) 。 模型估計(jì)結(jié)果為：
全國(guó)商品房銷售價(jià)格定基指數(shù)與 GDP 數(shù)據(jù)均來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局， 網(wǎng)址為 http ： / / www． stats． gov． cn / 。

①

121

楊俊杰： 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的微觀作用機(jī)制探究

ln fdc t = 0 ． 065 + 1 ． 78 86ln fdc t － 1 － 0 ． 8025ln fdc t － 2 + ε t t = （ 2 ． 2704 ） （ 33 ． 9534 ）
2 調(diào)整 R = 0 ． 995

（ 18 ）

（ － 15 ． 3426 ） AIC = － 8 ． 51 SC = － 8 ． 45

對(duì)數(shù)似然值 = 547 ． 93

該方程統(tǒng)計(jì)量顯著， 方程從整體上對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行了 最 優(yōu) 擬 合 。 即 期 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 對(duì) 其 后 房 地產(chǎn)價(jià)格的影響隨著時(shí)間的增加而減小， 滯后一期為正向影 響， 滯 后 二 期 為 負(fù) 向 影 響， 具有正負(fù)交 替的性質(zhì) 。 方程估計(jì)殘差 ε t 平穩(wěn)， 但具有明顯的波動(dòng)聚集效應(yīng) 。 如圖 1 所示， 殘差在 2000 —2002 年 6 月 2005 年以及 2006 年較大 。 說(shuō)明誤差項(xiàng)可能具有條件異方差性 。 在 2003 年 、 份以及 2004 年較小，

圖1

商品房銷售價(jià)格指數(shù) OLS 回歸方程的殘差

對(duì)式（ 18 ） 進(jìn)行 ARCH LM 檢驗(yàn)， 在滯后階數(shù)為 1 時(shí)， 檢驗(yàn)結(jié)果在顯著性水平為 1% 的水平上拒 發(fā)現(xiàn)二者均顯著不 絕原假設(shè)； 同時(shí)計(jì)算式（ 18 ） 殘差平方的的自相關(guān)（ AC ） 與偏自相關(guān) （ PAC ） 系數(shù)， 為 0， 說(shuō)明序列｛ ln fdc t ｝ 存在 ARCH 效應(yīng) 。

表1
F-statistic Obs* R-squared

商品房銷售價(jià)格指數(shù) OLS 回歸方程 ARCH LM 檢驗(yàn)結(jié)果
16. 92411 15. 14445 Probability Probability 0. 00007 0. 0001

2． 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的 GARCH 模型 1 ） 模型對(duì)商品房銷售價(jià)格指數(shù)方程進(jìn)行估計(jì)， 使用 GRACH （ 1 ， 最優(yōu)擬合的均值方程為： ln fdc = 1 ． 8055ln fdc t － 1 － 0 ． 8054ln fdc t － 2 + ε ^t z = （ 109 ． 26 ） 方差方程為：
－7 ^2 + 0 ． 3863 ε ^2 ^2 σ t = 7 ． 34 × 10 t － 1 + 0 ． 5588 σ t －1

（ 19 ）

（ － 28 ． 80 ）

（ 20 ）

z = （ 1 ． 737 ） 122

（ 3 ． 95 ）

（ 6 ． 92 ）

2012 年增 1 期
2 調(diào)整 R = 0 ． 9948 2

對(duì)數(shù)似然值 = 571 ． 98

AIC = － 8 ． 86

SC = － 8 ． 747

該方程中， 調(diào)整 R = 0. 9948 ， 且對(duì)數(shù)似然值較式（ 18 ） 有所增加， 同時(shí) AIC 與 SC 指都變小了， 說(shuō) 1 ） 較好地?cái)M合了 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 的 波 動(dòng) 。 在 方 差 方 程 中， ARCH 項(xiàng) 與 GARCH 項(xiàng) 的 系 數(shù) 明 GARCH （ 1 ， 都是統(tǒng)計(jì)顯著的， 且系數(shù)之和等于 0. 9451 ， 小于 1 ， 滿足參數(shù)約束條件 。 由于系數(shù)之和非常接于 1 ， 表明條件方差所受的沖擊是持久的， 即沖擊對(duì)未來(lái)所有的預(yù)測(cè)都有重要作用 。 （ 三） 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的作用機(jī)制實(shí)證分析 1． ADF 檢驗(yàn) 根據(jù)第三部分的理論分析可知， 當(dāng)期宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)依賴于當(dāng)期房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng) 、 滯后一期的宏 觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和滯后兩期 的 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 波 動(dòng) 。 我 們 用 國(guó) 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 的 對(duì) 數(shù) 一 階 差 分 序 列 （ 增 量 序 列） ｛ d ln gdp t ｝ 表示宏觀經(jīng)濟(jì) 波 動(dòng)， 用 商 品 房 銷 售 價(jià) 格 指 數(shù) 的 對(duì) 數(shù) 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 表 示 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 變 化， 對(duì)上述變量進(jìn)行建模 。 在建立計(jì)量模型之前， 首先 檢 驗(yàn) 數(shù) 據(jù) 的 平 穩(wěn) 性 。 如 果 數(shù) 據(jù) 是 平 穩(wěn) 的， 則 則需檢驗(yàn)各變量之間是否存在協(xié)整關(guān) 可以直接使用最小二乘法估計(jì)模 型； 如 果 數(shù) 據(jù) 是 非 平 穩(wěn) 的， 系， 以便分析各變量之間的 關(guān) 系 。 對(duì) 2000 —2010 年 國(guó) 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 的 對(duì) 數(shù) 一 階 差 分 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 與商品房銷售價(jià)格指數(shù)的 對(duì) 數(shù) 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 進(jìn) 行 ADF 檢 驗(yàn) 結(jié) 果 如 下 。 結(jié) 果 表 明 原 序 列 是 非 平 穩(wěn) 而對(duì)原序列進(jìn)行一階差分后是平穩(wěn)的（ 見(jiàn)表 2 ） 。 的， 序列｛ d ln gdp t ｝ 與｛ ln fdc t ｝ 的 ADF 檢驗(yàn)
變量 d ln gdp t Δ d ln gdp t ln fdc t Δ ln fdc t ADF 檢驗(yàn)值 － 2. 5924 － 5. 6391 － 2. 0534 － 3. 4500 臨界值（ 置信水平） （ % ） 1 － 3. 4856 － 3. 4856 － 3. 4866 － 3. 4876 5 － 2. 8857 － 2. 8857 － 2. 8861 － 2. 8865 10 － 2. 5797 － 2. 5797 － 2. 5799 － 2. 5802 P值 0. 0973 0. 0000 0. 2640 0. 0112 結(jié)果判斷 非平穩(wěn) 平穩(wěn) 非平穩(wěn) 平穩(wěn)

表2

2． 協(xié)整檢驗(yàn) 協(xié)整檢驗(yàn)主要用于分析變量之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系， 其基本思想是： 如果兩 個(gè) （ 或 兩 個(gè) 以 但是它們的某種線性組合所形成的序列是平穩(wěn)的， 則這些變 量 之 間 存 上） 的時(shí)間序列是非平穩(wěn)的， 在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系與穩(wěn)定性 。 由于本文建立的系統(tǒng)只包含兩個(gè)時(shí)間序列， 所以采用 E — G 兩步 法 檢驗(yàn)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的協(xié)整關(guān)系 。 由 ADF 檢驗(yàn)可知， 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)一階差 分序列｛ d ln gdp t ｝ 與商品房銷售價(jià)格 指 數(shù) 的 對(duì) 數(shù) 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 均 為 一 階 單 整， 對(duì)二者進(jìn)行最小二乘 回歸， 得到回歸方程為： d ln gdp t = － 0 ． 1709 + 0 ． 0389 × ln fdc + μ t t = （ － 3 ． 8017 ） （ 4 ． 0599 ） （ 21 ）

對(duì)歸回殘差序列 μ t 進(jìn)行單位根檢驗(yàn)， 結(jié)果 顯 示 該 序 列 零 階 平 穩(wěn) （ 見(jiàn) 表 3 ） ， 說(shuō) 明 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 與序列｛ ln fdc t ｝ 存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系， 即協(xié)整關(guān)系 。 123

楊俊杰： 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的微觀作用機(jī)制探究

表3

回歸方程（ 21 ） 殘差序列的單位根檢驗(yàn)
t值 ADF 檢驗(yàn)值 1 置信水平（ % ） 5 10 － 3. 1685 － 3. 4856 － 2. 8857 － 2. 5797 p值 0. 0244

3． VAR 分析 （ 1 ） 建立向量自回歸（ VAR ） 模型 向量自回歸（ VAR ） 模型基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)， 將系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量視作系統(tǒng)中所有內(nèi)生 變量的滯后值的函數(shù)， 常用于分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊， 從而解釋經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)變量 形成的影響 。 由第三部分與第四部分的分析 可 知， 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 與 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 在 理 論 與 統(tǒng) 計(jì) 上 存 在 長(zhǎng) 期 均衡關(guān)系， 故以這兩個(gè)變量建立滯后兩期的 VAR 模型， 結(jié)果如下：

(

d ln gdp t ln fdc t +

) (
=

－ 0 ． 0504 0 ． 0727

) (
+

1 ． 484 0 ． 0239

0 ． 0703 1 ． 7815 +

)(

d ln gdp t － 1 ln fdc t － 1 e1 t e2 t

)
（ 22 ）

(

－ 0 ． 795 0 ． 0065

－ 0 ． 0588 － 0 ． 797

)(

d ln gdp t － 2 ln fdc t － 2

) ( )

其中， 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響不顯著， 但房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的波動(dòng)影 響顯著 。 提取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值波動(dòng)方程： d ln gdp t = － 0 ． 0504 + 1 ． 484 × d ln gdp t － 1 － 0 ． 795 × d ln gdp t － 2 t = （ － 3 ． 05 ） （ 27 ． 21 ） （ － 14 ． 66 ） （ 23 ）

+ 0 ． 0703 × ln fdc t － 1 － 0 ． 0588 × ln fdc t － 2 + e 1 t （ 2 ． 44 ） （ － 2 ． 07 ）

2 該方程調(diào)整的擬合優(yōu)度為 R = 0 ． 9 ， 各解釋變量顯著 。 由該方程可知， 宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)極大程度

依賴于其滯后項(xiàng)； 房地產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響隨著時(shí)間的增加遞減 ， 且呈現(xiàn)正負(fù)交替的 影 響 系 數(shù) 約 為 0. 07 ， 滯后兩期的 現(xiàn)象 。 滯后一期的房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 波 動(dòng) 產(chǎn) 生 正 向 的 影 響， 影響系數(shù)約為 0. 0588 。 房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生負(fù)向的影響， （ 2 ） 宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的脈沖響應(yīng)分析 脈沖響應(yīng)函數(shù)可以衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)沖 擊 對(duì) 內(nèi) 生 變 量 當(dāng) 期 和 未 來(lái) 取 值 的 影 響 。 對(duì)于方程（ 23 ） ， 給房地產(chǎn)價(jià)格一個(gè)正向的脈沖， 即： e1 t = 宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的脈沖響應(yīng)圖為圖 2 。 圖 2 顯示了房地產(chǎn)價(jià)格變化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影 響 的 動(dòng) 態(tài) 過(guò) 程 。 其 中， 橫軸表示以月度為單位 124

{

1 ，t = 0 0 ，其他

， e2 t = 0

2012 年增 1 期

圖2

宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)

的沖擊作用的滯后期間數(shù)， 共有 120 期， 即 10 年； 縱 軸 表 示 國(guó) 內(nèi) 生 產(chǎn) 總 值 對(duì) 數(shù) 一 階 差 分 值 的 響 應(yīng)； 實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)， 代表了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格沖擊的反應(yīng)， 虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差 偏離帶 。 從圖 2 中可以看出， 當(dāng)給即期房地產(chǎn)價(jià)格 ｛ ln fdc t ｝ 一 個(gè) 單 位 的 正 向 沖 擊， 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù) 一階差分值｛ d ln gdp t ｝ 會(huì)在前 6 個(gè)月快速上升并在第 7 個(gè)月達(dá)到最大值， 但在隨后 3 年內(nèi)緩慢波動(dòng) 且下降的波動(dòng)率與方 差 逐 期 遞 減 。 由 于 變 量 d ln gdp t 的 脈 沖 響 應(yīng) 函 數(shù) 均 在 0 值 以 上， 房 下降至 0 ， 地產(chǎn)價(jià)格的正向波動(dòng)會(huì)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)帶來(lái)正向的影響； 但是該影響不具有持續(xù)性， 房地產(chǎn)價(jià)格上 升對(duì) GDP 只具有短暫的拉動(dòng)作用 。 這種短暫的拉動(dòng)作用可由消費(fèi)者 決 策 的 微 觀 機(jī) 制 進(jìn) 行 解 釋 。 由 式 （ 9 ） 可 知， 房地產(chǎn)價(jià)格的期 望收益與即期消費(fèi)比例成負(fù)相 關(guān) 關(guān) 系， 房地產(chǎn)價(jià)格上升會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)的減少與房地產(chǎn)投資的增加。 一般來(lái)說(shuō)， 普通消費(fèi)者根據(jù)即期的房地產(chǎn)收益決定下一期的 房 地 產(chǎn) 期 望 收 益， 因 此， 給定房地產(chǎn)價(jià) 格一個(gè)單位的正向波動(dòng)會(huì)提高消費(fèi)者對(duì)房地產(chǎn)投資的期望 收 益， 因 而 會(huì) 減 少 消 費(fèi)， 增 加 投 資， 致使 由于房地產(chǎn)價(jià)格 波 動(dòng) 不 具 有 持 續(xù) 性， 從 長(zhǎng) 期 來(lái) 看， 消費(fèi)者 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在短期內(nèi)迅速增加 。 但是， 對(duì)房地產(chǎn)投資的期望 收 益 回 復(fù) 至 正 常 水 平， 投 資 回 復(fù) 至 平 衡 增 長(zhǎng) 路 徑， 所 以， 房地產(chǎn)價(jià)格上升對(duì) GDP 的拉動(dòng)作用從長(zhǎng)期來(lái)看不具有持續(xù)性 。 （ 3 ） 房?jī)r(jià)指數(shù)的方差分析 由脈沖響應(yīng)分析可知， 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)所引起的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)在第 20 期逐漸減弱至零， 因此， 對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的前 20 期進(jìn)行方差分解， 結(jié)果見(jiàn)表 4 。 GDP 對(duì) 數(shù) 一 階 差 分 自 身 的 滯 后 影 響 最 大， 從方差分解的結(jié)果看出， 在 20 期 的 方 差 分 解 中， 說(shuō) 明 GDP 波動(dòng)具有較強(qiáng)的慣性， 并且衰減較為緩慢 。 房?jī)r(jià)指數(shù)的方差貢獻(xiàn)從第 2 期至第 7 期迅速增 加， 從 0. 543% 上 升 至 15. 6996% ， 且 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 波 動(dòng) 在 此 期 達(dá) 到 最 大 。 在 此 以 后， 緩慢增加至 16. 4881% 并維持在該水平， 充分說(shuō)明房地產(chǎn)價(jià)格 上 升 對(duì) 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 波 動(dòng) 存 在 正 向 的 影 響， 但該影響 隨著時(shí)間的增加會(huì)達(dá)到一個(gè)影響上界 。

125

楊俊杰： 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的微觀作用機(jī)制探究

表4
Period 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 S． E． 0. 0018 0. 0032 0. 0042 0. 0046 0. 0048 0. 0049 0. 0051 0. 0053 0. 0054 0. 0055 0. 0055 0. 0055 0. 0056 0. 0056 0. 0056 0. 0057 0. 0057 0. 0057 0. 0057 0. 0057

GDP 波動(dòng)方差分解
DLNGDP 100. 0000 99. 4570 97. 7575 94. 5031 90. 0155 86. 1026 84. 3004 84. 0176 84. 0667 84. 0031 83. 9788 84. 1524 84. 3756 84. 4040 84. 1831 83. 8632 83. 6257 83. 5285 83. 5136 83. 5119 LNFDC 0. 0000 0. 5430 2. 2425 5. 4969 9. 9845 13. 8974 15. 6996 15. 9824 15. 9333 15. 9969 16. 0213 15. 8476 15. 6244 15. 5960 15. 8169 16. 1368 16. 3743 16. 4715 16. 4864 16. 4881

注： Cholesky Ordering ： DLNGDP LNFDC 。

五、 結(jié)

論

本文主要研究了在引入消費(fèi)者投資決策的 RBC 理論模型框架與房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)服從 GARCH 模型的條件下， 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)如何作用于宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 。 模型表明： 即期宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不僅取決 還取決于即期房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與滯后兩期的房地產(chǎn)價(jià)格 。 除此以外， 于滯后一期的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)， 1 ） 模型與 VAR 模型對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 本文還使用 GARCH （ 1 ， 1 ） 模型， 檢驗(yàn)結(jié)果表明： 房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)服從 GARCH （ 1 ， 且理論作用 的作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)， 機(jī)制較好地?cái)M合了 GDP 波動(dòng)與房地產(chǎn)價(jià) 格 的 長(zhǎng) 期 均 衡 關(guān) 系 。 給 房 地 產(chǎn) 價(jià) 格 一 個(gè) 正 向 沖 擊 會(huì) 導(dǎo) 致 增加投資， 對(duì) GDP 具有短期拉動(dòng)作用， 且該拉動(dòng)作用在 3 年內(nèi)波動(dòng)遞減至零 。 消費(fèi)者減少消費(fèi) 、 雖然房地產(chǎn)價(jià)格上升會(huì)導(dǎo)致 GDP 在 短 期 內(nèi) 上 升， 但 我 們 不 能 將 GDP 作 為 經(jīng) 濟(jì) 發(fā) 展 的 唯 一 衡 量指標(biāo) 。 房地產(chǎn)價(jià)格上升會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)減少， 一定程度上抵消了投資增加帶來(lái)的積極效應(yīng)， 且不 126

2012 年增 1 期

利于經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展 。 由于房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)在短期內(nèi)會(huì) 引 起 宏 觀 經(jīng) 濟(jì) 的 較 大 波 動(dòng)， 且該波動(dòng) 因此， 為保持我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定 、 規(guī)避宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的風(fēng)險(xiǎn)， 在政策 需要一定時(shí)間才會(huì)消減至零， 上必須高度重視我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的穩(wěn)定， 房地產(chǎn)業(yè)的健康與可持續(xù)發(fā)展 。

參考文獻(xiàn)
2006 ： 《房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)增長(zhǎng) — — — 基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析及理論解釋 》 ， 《南京社會(huì)科學(xué) 》 洪濤， 第 5 期。 2010 ： 《房地產(chǎn)投資與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增 長(zhǎng) 的 關(guān) 系 — — — 基 于 1997 —2007 年 省 份 數(shù) 據(jù) 檢 驗(yàn) 》 ， 《土 木 建 筑 工 程 信 劉貴文 、 胡鳳晗 、 林川， 息技術(shù) 》 第 2 卷第 1 期 。 2010 ： 《中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)波動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響研究 》 ， 《統(tǒng)計(jì)研究 》 唐志軍 、 徐會(huì)軍 、 巴曙松， 第 2 期。 2007 ： 《VAR 模型框架下房地產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn) 》 ， 《經(jīng)濟(jì)問(wèn)題 》 王先柱， 第 7 期。 2009 ： 《中國(guó)房地產(chǎn)投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的動(dòng)態(tài)研究 — — — 基于變參數(shù)模型的實(shí)證分析 》 ， 《華北金融 》 薛永鵬， 第 7 期。 2009 ： 《貨幣政策與資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)： 理論模型與中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)分析 》 ， 《經(jīng)濟(jì)研究 》 周暉 、 王擎， 第 10 期 。 2010 ： 《我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響分析 — — — 基于 VAR 模型的實(shí)證研究 》 ， 《價(jià)格理論與實(shí)踐 》 周守亮， 第 3 期。

Research of the Microscopic Mechanism of House Price Change on Macroeconomic Fluctuation
Yang Junjie
（ School of Economic and Management at Wuhan University ）

Abstract ： By introducing consumers' investment decision into RBC theory ， the microscopic mechanism of house price change on macroeconomic fluctuations has been found that the current macroeconomic fluctuation depends not only on its lag phase ，but also on the current and two lags of house price． Furthermore ，this mechanism passes empirical test conducted by VAR model as well ，and presents effective test results ： the positive fluctuation of house price will drag GDP to a substantial degree in a short time ，but the drag isn't continuous and reduce to zero gradually within three years． Key Words ： House Price Change ； Macroeconomic Fluctuation ； Investment Decision ； RBC Theory JEL Classification ： E30 ， L85

（ 責(zé)任編輯： 曉

峰） （ 校對(duì)： 曉

鷗）

127



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本文編號(hào)：100181