房地产价格波动对宏观经济波动的微观作用机制探究

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2012 年增 1 期

房地产价格波动对宏观经济波动的微观作用机制探究
杨俊杰
内容提要： 本文将消费者投资决策引入 RBC 模型来分析房地产价格波动对宏观经济 波动的作用机制， 并使用 VAR 模型对该 作 用 机 制 进 行 实 证 检 验 。 本 文 的 研 究 表 明， 当期 宏观经济波动不仅取决于滞后一期的宏观经 济 波 动，

还取决于当期与滞后两期的房地产 房地产价格的正向冲击将致使消费者减少消费 、 增加投资， 对 价格； 检验结果进一步表明， GDP 具有快速拉升作用， 但是该 拉 升 作 用 并 不 具 有 持 续 性， 且在 3 年内波动会缓慢递减 至零 。 关键词： 房地产价格波动 宏观经济波动 投资决策 RBC 模型

*

一、 引

言

自 2008 年金融危机以来， 中国房地产价格受 到 了 前 所 未 有 的 关 注 。 中 国 政 府 、 国内外经济学 房地产市场明显过热 。 但是， 对于房地产价格波 家及普通购房者一致认为中国住宅价格增速过快， 动是否会对经济景气造成危害， 国内外学者却有不同的看法 。 国内学者大多认为， 大城市房价的局 部泡沫不会对经济增长造成真正威胁， 房地产价格上涨只是房地产或建筑等相关领域的问题； 而美 认为房地产价格泡沫的破灭会造成整个经济体系的崩溃 。 但是， 基于全球 国经济学家观点则相反， 房地产价格泡沫对一 国 甚 至 全 球 宏 观 经 济 产 生 了 显 著 金融危机与我国经济困境的事实可以看出， 的负面影响： 美国的次级债危机起源于美国房地产市场泡沫的破灭， 我国也同样出现了房地产市场 价格的大幅调整 。 因此， 研究我国房地产价格波动对宏观经济波动的影响具有重要意义 。 “通 过 财 富 效 应 从传统理论来看， 房地产价格会通过多种传导机制影响宏观经济波动 。 例如， （ 周 晖、 2009 ） ， 影响消费， 通过托宾 q 效应影响 投 资 ” 王 擎， 通过产业链传 导 机 制 影 响 实 际 产 出 等。 而且， 房地产价格波动对经济增长的长期影响取决于该波动引致 的 宏 观 经 济 短 期 波 动 是 否 具 有 长 期效应 。 然而， 国内学者对传导机制的研究实证分析居多， 理 论 研 究 较 少， 未能清晰地阐明房地产 价格波动对宏观经济波动的影响机制 。 基于上述现实与理论 意 义， 本文着重从消费者角度研究房 地产价格波动对宏观经济波动的作用机制 。

二、 文献综述
国外学者在房地产价格变化对经济增长的作用机制研 究 上，， 既有就房地产价格对宏观经济综 合作用机制的研究， 也有就房地产价格对消费 、 投资以及通货膨胀等宏观经济某一方面的作用机制 的研究， 既有理论创新， 也有实证分析， 涉及范围较广， 研究角度多样 。 而国内学者对房地产市场与
* 杨俊杰， 武汉大学经济与管理学院， 邮政编码： 430072 ， 电子信箱： wdjjyang@ gmail． com 。 作者 感 谢 匿 名 审 稿 人 的 建 设 性 意

见， 文责自负 。

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经济增长关系的研究范围则相对窄一些， 主要集中于三个方 面： 一 是 房 地 产 价 格 对 消 费 的 影 响， 二 三是房地产价格与宏观经济变量间的关系 。 是房地产投资对经济增长的影响， 国内学者通 过 大 量 的 实 证 研 究 表 明， 房 地 产 价 格 波 动 对 消 费 具 有 显 著 的 负 效 应。 周 守 亮 （ 2010 ） 在 VAR 模型分析框架下， 通过 脉 冲 响 应 函 数 与 方 差 分 解 说 明 房 地 产 业 价 格 波 动 在 我 国 对 消费具有显著的负影响， 这 种 影 响 迅 速 并 且 集 中 在 短 期 。 洪 涛 （ 2006 ） 利 用 我 国 31 个 省 （ 市 、 区） 2000 —2004 年的面板数据对我国住宅价格波动与消费增长的关系进行了实证检验 ， 结果显示总体 上我国房地产价格波动与个人消费支出间呈负相关关系， 住宅价 格 上 涨 对 消 费 的 预 算 约 束 效 应 显 著大于对消费的财富效应 。 而国内学者对房地产投资与经济增长关系的实证研究 表 明， 房地产投资对经济增长具有积极 的拉动效应 。 刘文贵等（ 2010 ） 采 用 我 国 1997 —2007 年 各 省 的 数 据， 通过协整检验表明房地产投 资与地区经济增长间存在长期关系， 通 过 Granger 因 果 检 验 表 明 房 地 产 投 资 可 以 促 进 地 区 经 济 增 长， 地区经济增长也可以促进房地产投资 。 王先柱（ 2007 ） 首先从房地产销售额和房地产开发投资 的角度阐述了房地产业对国民经济的贡献， 然后在 VAR 模型下进一步分析了房地产业与经济增长 之间的关系 。 其结果表明： 房地产投资对产出具有较大 、 持 久 的 正 面 影 响； 住 宅 投 资 对 产 出 具 有 强 劲的冲击力， 时滞更短； 房地产销售额对产出具有明显的正向 效 应， 而产出对房地产销售额的影响 不是十分明显 。 薛永鹏（ 2009 ） 根 据 2000 —2007 年 的 统 计 数 据， 利用状态空间模型对中国房地产 投资与经济增长 关 系 进 行 了 实 证 研 究 。 研 究 发 现， 中 国 经 济 对 房 地 产 投 资 的 弹 性 系 数 在 0. 4 — 0. 45 之间波动， 2000 —2002 年弹性系数逐渐变小， 2002 年以来弹性系数逐渐增大 。 在房地产价格与宏观经济变量关系的研究上， 国内学者主要基于 VAR 模型对各变量进行建模 与脉冲响应分析 。 周晖 、 王擎（ 2009 ） 通过运用 BEKK 模型和 GARCH 均值方程模型对房地产价格 、 货币供应量与经济增长的波动性相关关系进行实证检验， 发现房 价 波 动 以 及 房 价 与 货 币 供 应 量 的 但房价的波动对经济增长的 波 动 没 有 显 著 影 响。唐 志 军 等 联动效应会导致 GDP 增速 显 著 下 降， （ 2010 ） 通过协整和 VAR 分析得出： 房 地 产 价 格 波 动 对 社 会 消 费 品 零 售 总 额 的 波 动 具 有 显 著 负 影 响， 房价波动对消费波动的方差贡献大于 2. 5% 左右； 房地产投资对 GDP 增 速 有 显 著 的 正 影 响， 当 GDP 增 长 率 上 升 0. 181 个 百 分 点； 房 地 产 价 格 增 速 上 升 房地产 投 资 额 增 长 率 上 升 1 个 百 分 点， 1% ， 通胀率上升 0. 118% ， 且通货膨胀率对房价波动的冲击影响较小 。 与国外研究相比， 国内学者对房地产价格与经济增长的关系研究相对较晚， 并且仅侧重于房地 产市场对某一宏观经济变量的影响或房地产价格与多个宏观经 济 变 量 的 关 系 的 实 证 研 究 ， 对房地 未能深刻说 明 我 国 房 地 产 波 动 影 响 宏 观 经 济 产价格变化对经济增长影响的系统与理论研究较少， 波动的传导途径 。 针对上述问题， 本 文 基 于 真 实 经 济 周 期 （ RBC ） 模 型， 以消费者效用最大化为微 观经济基础， 力图探究出房地产价格波动对宏观 经 济 波 动 的 传 导 途 径， 并 运 用 VAR 模 型 对 房 地 产 价格波动与宏观经济波动的关系进行实证检验 。

三、 模型设定与分析
为了研究房地产价格波动对宏 观 经 济 波 动 的 作 用 机 制， 本 文 基 于 真 实 经 济 周 期 模 型 （ RBC 模 型） 针对房地产市场价格对经济总产出 （ 国 内 生 产 总 值 ） 的 影 响 进 行 建 模， 并从微观经济基础来考 118

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察房地产价格波动对经济增长的影响及机制 。 RBC 模型是在新古典经济增长模型的基础上引入外生的随机冲击建立起来的 ， 探讨在 古 典 假 设与规模报酬不变的条件下， 代表性家庭为最大化自身的效用对外部实际波动做出的理性反应 ， 以 及由此导致的宏观经济波动变化 。 （ 一） 国民经济产出 房地产价格通过生产函数作用于宏观经济产出 。 假定国民经济产 在本文建立的 RBC 模型中， 出取决于资本（ K ） 、 技术（ A ） 、 劳动（ L ） 与房地产市场价格 （ X ） ， 并且生产函数为柯布 — 道格 拉 斯 函 数形式 。 则 t 期的产量为：
β ξ Yt = Kα t （ At Lt ） Xt

（ 1）

其中， 为保证平衡增长路径有解， α + β + γ = 1。 为了简化计算， 假定不存在政府购买， 资本折 旧 率 δ = 100% ， 且人口与技术分别以固定速率 n 和 g 增长， 则资本存量的积累方程 、 劳动与技术的运动方程分别为为： K t + 1 = sY t ln L t = 珔 L + nt ln A t = 珔 A + gt （ 二） 家庭行为 假定每一家庭存活两期， 在期初时拥有初 始 财 富 W 0 。 家 庭 在 期 初 进 行 消 费 与 投 资 决 策， 在期 末消费全部投资收益 。 期初， 家庭用于消费的比例为 θ ， 则储蓄率 s = 1 － θ ； 为了研究房地产价格对 假定家庭将（ 1 － θ ） W 0 的财富全部用于购买房地产， 期末家庭可消 费 的 数 额 为 房 家庭消费的影响， 地产投资收益（ 1 － θ ） W 0 R 1 。 由于房地产投资属于固定资产投资， 因此， 期末的资本存量为： K 1 = K 0 + （ 1 － θ） Y0 － δK 0 （ 5） （ 2） （ 3） （ 4）

假定折旧率 δ = 1 ， 即当期资本被消耗完， 则 K 1 = （ 1 － θ ） Y 0 = sY 0 ， 即期末资本存量取决于期初 储蓄率与期初产出 。 （ 三） 家庭优化 因 此， 家 庭 在 t 期 的 效 用 不 仅 取 决 于 消 费 ct ， 还 由于家庭的期末消费取决于房地 产 投 资 收 益， R t ） 。 假 定 家 庭 效 用 函 数 形 式 为 CRRA ， 取决于房地产的投资收益 R t ， 即 U t = U t （ ct ， 即满足冗长的 相对风险厌恶系数， 且消费效用与投资收益效用可加， 则： Ut =
－γ －γ c1 R1 t t + b 1 － γ 1 － γ

（ 6）

U t = ln c t + b ln R t ， 当 γ →1 时， 其中， 消费效用 ln c t 为基准效用 。 若 t 期房地产价格上涨， 即 Rt ＞ ln R t ＞ 0 ， 1， 则投资收益增加， 会给消费者带来正的财富效应， 消费者总效用大于消费效用； 若 t 期房 ln R t ＜ 0 ， 地产价格下降， 即 Rt ＜ 1， 投资收益减少， 给 消 费 者 带 来 负 的 财 富 效 应， 消费者总效用小于 消费效用 。 由于家庭存活两期， 期初进行消费投资决策， 期末消 费 投 资 收 益， 家庭需最大化效用的行为可 被描述为最大化期初效用与期末效用的现值之和： 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 为家庭主观时间偏好率， 即期初消费与期末消费的边际替代率 。 令 I=
－γ －γ c1 c1 － γ R1 0 1 + ρE 1 ， c 1 代入并化简得： +b 将 c0 ， 1 －γ 1 －γ 1 －γ

[

I = 其一阶条件为： ?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）

令房地产期末的期望收益 E （ R 1 ） 为 μ ， 解得：
1 1 －γ 1 = ργμ γ + 1 θ

（ 9）

由上式可知， 期初财富中用于 消 费 的 比 例 θ 依 赖 于 三 个 变 量： 主 观 时 间 偏 好 率 ρ 、 期末房地产 消费者对即期消费更具有 价格的期望收益 μ 以及相对风险厌恶系 数 γ 。 当 主 观 时 间 偏 好 率 上 升， 耐性， 即期消费比例 θ 下降； 当主观时间偏好率下降， 消费者更倾向于即期消费， 则 θ 上升 。 与 θ 一 样， 房地产价格的期望收益与即期消费比例也呈负相关关系 ： 当 房 地 产 价 格 期 望 收 益 上 升， 房地产 价格上涨对消费者的预算约束效应显著大于财富效应， 购房与租 房 成 本 的 上 升 使 得 即 期 消 费 比 例 θ 下降； 当房地产价格下降时， 购房与租房成本下降， 即期消费比例 θ 随之上升， 这与国内学者对房 地产价格与消费的负相关关系的实证检验相符 。 对（ 9 ） 式进行适当变形可得： 1 = （ ρμ ） θ
1 γ

μ

－1

+1

（ 10 ）

当 ρμ ＞ 1 ， 即房地产价格期望 收 益 的 主 观 贴 现 值 大 于 1 时， 相 对 风 险 厌 恶 系 数 越 大， 对房地产 投资不确定性的厌恶程度越高， 则即期消费越多， θ 越大； 相对风险厌恶系数越小， 越偏好房地产投 资的风险， 则即期消费越小， θ 越小 。 当 ρμ = 1 时， 房地产期末价格的期望现值与期初价格相等， 即 期消费不受风险厌恶系数的影响 。 当 ρμ ＜ 1 时， 房地产期末价格的期望现值小于期初价格， 消费者 此时不会投资于房地产， θ = 0 。 因此， 鉴于模型设立的合理性， 假定 μ ＞ 1 ， 消费者所预期的 房 地 产 收益为正值 。 （ 四） 作用机制
α β ξ 国民经济产出方程为： Y t = K t （ A t L t ） X t ， 其对数表达式为： 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 将家庭的两期情形扩展至多期可得： s t = 1 － θ t ， = ρ γ [ E （ R t + 1 ） ] γ + 1 。 θt

（ 11 ）

则储蓄率 s t 为： st = 120 B t +1 B t +1 + 1 （ 12 ）

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资本存量的积累方程为： 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） 模型能够较好地拟合房地产价格 对于房地产价格的运动方程， 经 过 实 证 检 验，GARCH （ 1 ， 的波动行为， 房地产价格的均值方程与条件方差方程分别如下： 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 ） 为均值方程， 表明 t 期房地产 价 格 依 赖 于 滞 后 一 期 的 房 地 产 价 格 x t － 1 与 扰 动 项 ε t ； 式
2 2 （ 15 ） 为条件方差方程， σ t 为均值方程 的 回 归 残 差 ε t 的 方 差， 它 不 仅依 赖 于 其 一 期 滞 后项 σt － 1 ， 还

依赖于从前期得到的波动性信息 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 综合各变量的运动方程， 宏观经济产出 ln Y t 可表示为： 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 为 确 定 项 。 由 上 式 可 知， 滞 后 一 期 的 国 民 产 出、 房地产 t－1与 ε t 为波动项， 价格与当期房地产价格的波动均会导致当期的宏观经济波动 。 提取波动项可得： 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， 即期宏观经济 波 动 取 决 于 滞 后 一 期 的 宏 观 经 济 波 动， 即期房地产价格波动要 取决于滞后两期的房地产价格 。

四、 实证分析
（ 一） 变量选取与数据说明 根据模型的需要， 本文选取 2000 —2010 年全国商品房销售价格定基指数的季度数据 fdc t 代表
① 为了扩 房地产价格的变化， 选取 2000 —2010 年全 国 GDP 季 度 数 据 gdp t 代 表 宏 观 经 济 的 变 化 。

增加参数估计的有效性， 本文去除了 GDP 季度数据的季节性因素， 且将商品房销售指 大样本容量， 数与 GDP 季度数据转换至月度数据 。 （ 二） 房地产价格波动的 GARCH 模型实证分析 1． ARCH LM 检验 在估计房地产价 格 波 动 GARCH 模 型 前， 首先需对房地产价格波动的自回归条件异方差性 （ ARCH 效应） 进行检验 。 经试算， ｛ ln fdc t ｝ 的 滞 后 两 期 序 列 作 为 自 变 将 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 作 为 因 变 量， 量， 模型拟合与参数估计达到最优 。 模型估计结果为：
全国商品房销售价格定基指数与 GDP 数据均来源于中华人民共和国国家统计局， 网址为 http ： / / www． stats． gov． cn / 。

①

121

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

（ 18 ）

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

对数似然值 = 547 ． 93

该方程统计量显著， 方程从整体上对房地产价格进行了 最 优 拟 合 。 即 期 房 地 产 价 格 对 其 后 房 地产价格的影响随着时间的增加而减小， 滞后一期为正向影 响， 滞 后 二 期 为 负 向 影 响， 具有正负交 替的性质 。 方程估计残差 ε t 平稳， 但具有明显的波动聚集效应 。 如图 1 所示， 残差在 2000 —2002 年 6 月 2005 年以及 2006 年较大 。 说明误差项可能具有条件异方差性 。 在 2003 年 、 份以及 2004 年较小，

图1

商品房销售价格指数 OLS 回归方程的残差

对式（ 18 ） 进行 ARCH LM 检验， 在滞后阶数为 1 时， 检验结果在显著性水平为 1% 的水平上拒 发现二者均显著不 绝原假设； 同时计算式（ 18 ） 残差平方的的自相关（ AC ） 与偏自相关 （ PAC ） 系数， 为 0， 说明序列｛ ln fdc t ｝ 存在 ARCH 效应 。

表1
F-statistic Obs* R-squared

商品房销售价格指数 OLS 回归方程 ARCH LM 检验结果
16. 92411 15. 14445 Probability Probability 0. 00007 0. 0001

2． 房地产价格波动的 GARCH 模型 1 ） 模型对商品房销售价格指数方程进行估计， 使用 GRACH （ 1 ， 最优拟合的均值方程为： ln fdc = 1 ． 8055ln fdc t － 1 － 0 ． 8054ln fdc t － 2 + ε ^t z = （ 109 ． 26 ） 方差方程为：
－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 ）

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2 调整 R = 0 ． 9948 2

对数似然值 = 571 ． 98

AIC = － 8 ． 86

SC = － 8 ． 747

该方程中， 调整 R = 0. 9948 ， 且对数似然值较式（ 18 ） 有所增加， 同时 AIC 与 SC 指都变小了， 说 1 ） 较好地拟合了 房 地 产 价 格 的 波 动 。 在 方 差 方 程 中， ARCH 项 与 GARCH 项 的 系 数 明 GARCH （ 1 ， 都是统计显著的， 且系数之和等于 0. 9451 ， 小于 1 ， 满足参数约束条件 。 由于系数之和非常接于 1 ， 表明条件方差所受的冲击是持久的， 即冲击对未来所有的预测都有重要作用 。 （ 三） 房地产价格波动的作用机制实证分析 1． ADF 检验 根据第三部分的理论分析可知， 当期宏观经济波动依赖于当期房地产价格波动 、 滞后一期的宏 观经济波动和滞后两期 的 房 地 产 价 格 波 动 。 我 们 用 国 内 生 产 总 值 的 对 数 一 阶 差 分 序 列 （ 增 量 序 列） ｛ d ln gdp t ｝ 表示宏观经济 波 动， 用 商 品 房 销 售 价 格 指 数 的 对 数 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 表 示 房 地 产 价 格 变 化， 对上述变量进行建模 。 在建立计量模型之前， 首先 检 验 数 据 的 平 稳 性 。 如 果 数 据 是 平 稳 的， 则 则需检验各变量之间是否存在协整关 可以直接使用最小二乘法估计模 型； 如 果 数 据 是 非 平 稳 的， 系， 以便分析各变量之间的 关 系 。 对 2000 —2010 年 国 内 生 产 总 值 的 对 数 一 阶 差 分 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 与商品房销售价格指数的 对 数 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 进 行 ADF 检 验 结 果 如 下 。 结 果 表 明 原 序 列 是 非 平 稳 而对原序列进行一阶差分后是平稳的（ 见表 2 ） 。 的， 序列｛ d ln gdp t ｝ 与｛ ln fdc t ｝ 的 ADF 检验
变量 d ln gdp t Δ d ln gdp t ln fdc t Δ ln fdc t ADF 检验值 － 2. 5924 － 5. 6391 － 2. 0534 － 3. 4500 临界值（ 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 结果判断 非平稳 平稳 非平稳 平稳

表2

2． 协整检验 协整检验主要用于分析变量之间是否具有长期均衡关系， 其基本思想是： 如果两 个 （ 或 两 个 以 但是它们的某种线性组合所形成的序列是平稳的， 则这些变 量 之 间 存 上） 的时间序列是非平稳的， 在长期的均衡关系与稳定性 。 由于本文建立的系统只包含两个时间序列， 所以采用 E — G 两步 法 检验宏观经济波动与房地产价格波动的协整关系 。 由 ADF 检验可知， 国内生产总值的对数一阶差 分序列｛ d ln gdp t ｝ 与商品房销售价格 指 数 的 对 数 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 均 为 一 阶 单 整， 对二者进行最小二乘 回归， 得到回归方程为： d ln gdp t = － 0 ． 1709 + 0 ． 0389 × ln fdc + μ t t = （ － 3 ． 8017 ） （ 4 ． 0599 ） （ 21 ）

对归回残差序列 μ t 进行单位根检验， 结果 显 示 该 序 列 零 阶 平 稳 （ 见 表 3 ） ， 说 明 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 与序列｛ ln fdc t ｝ 存在长期均衡关系， 即协整关系 。 123

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表3

回归方程（ 21 ） 残差序列的单位根检验
t值 ADF 检验值 1 置信水平（ % ） 5 10 － 3. 1685 － 3. 4856 － 2. 8857 － 2. 5797 p值 0. 0244

3． VAR 分析 （ 1 ） 建立向量自回归（ VAR ） 模型 向量自回归（ VAR ） 模型基于数据的统计性质， 将系统中每一个内生变量视作系统中所有内生 变量的滞后值的函数， 常用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击， 从而解释经济冲击对经济变量 形成的影响 。 由第三部分与第四部分的分析 可 知， 序 列 ｛ d ln gdp t ｝ 与 序 列 ｛ ln fdc t ｝ 在 理 论 与 统 计 上 存 在 长 期 均衡关系， 故以这两个变量建立滞后两期的 VAR 模型， 结果如下：

(

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， 国内生产总值波动对房地产价格的影响不显著， 但房地产价格对国内生产总值的波动影 响显著 。 提取国内生产总值波动方程： 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 该方程调整的拟合优度为 R = 0 ． 9 ， 各解释变量显著 。 由该方程可知， 宏观经济波动极大程度

依赖于其滞后项； 房地产价格变化对宏观经济波动的影响随着时间的增加递减 ， 且呈现正负交替的 影 响 系 数 约 为 0. 07 ， 滞后两期的 现象 。 滞后一期的房地产价格对宏 观 经 济 波 动 产 生 正 向 的 影 响， 影响系数约为 0. 0588 。 房地产价格对宏观经济波动产生负向的影响， （ 2 ） 宏观经济波动的脉冲响应分析 脉冲响应函数可以衡量来自随机扰动项的一个标准冲 击 对 内 生 变 量 当 期 和 未 来 取 值 的 影 响 。 对于方程（ 23 ） ， 给房地产价格一个正向的脉冲， 即： e1 t = 宏观经济波动的脉冲响应图为图 2 。 图 2 显示了房地产价格变化对宏观经济波动影 响 的 动 态 过 程 。 其 中， 横轴表示以月度为单位 124

{

1 ，t = 0 0 ，其他

， e2 t = 0

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图2

宏观经济波动对房地产价格变化的脉冲响应函数

的冲击作用的滞后期间数， 共有 120 期， 即 10 年； 纵 轴 表 示 国 内 生 产 总 值 对 数 一 阶 差 分 值 的 响 应； 实线表示脉冲响应函数， 代表了宏观经济波动对房地产价格冲击的反应， 虚线表示正负两倍标准差 偏离带 。 从图 2 中可以看出， 当给即期房地产价格 ｛ ln fdc t ｝ 一 个 单 位 的 正 向 冲 击， 国内生产总值的对数 一阶差分值｛ d ln gdp t ｝ 会在前 6 个月快速上升并在第 7 个月达到最大值， 但在随后 3 年内缓慢波动 且下降的波动率与方 差 逐 期 递 减 。 由 于 变 量 d ln gdp t 的 脉 冲 响 应 函 数 均 在 0 值 以 上， 房 下降至 0 ， 地产价格的正向波动会对宏观经济波动带来正向的影响； 但是该影响不具有持续性， 房地产价格上 升对 GDP 只具有短暂的拉动作用 。 这种短暂的拉动作用可由消费者 决 策 的 微 观 机 制 进 行 解 释 。 由 式 （ 9 ） 可 知， 房地产价格的期 望收益与即期消费比例成负相 关 关 系， 房地产价格上升会导致消费的减少与房地产投资的增加。 一般来说， 普通消费者根据即期的房地产收益决定下一期的 房 地 产 期 望 收 益， 因 此， 给定房地产价 格一个单位的正向波动会提高消费者对房地产投资的期望 收 益， 因 而 会 减 少 消 费， 增 加 投 资， 致使 由于房地产价格 波 动 不 具 有 持 续 性， 从 长 期 来 看， 消费者 国内生产总值在短期内迅速增加 。 但是， 对房地产投资的期望 收 益 回 复 至 正 常 水 平， 投 资 回 复 至 平 衡 增 长 路 径， 所 以， 房地产价格上升对 GDP 的拉动作用从长期来看不具有持续性 。 （ 3 ） 房价指数的方差分析 由脉冲响应分析可知， 房地产价格波动所引起的宏观经济波动在第 20 期逐渐减弱至零， 因此， 对宏观经济波动的前 20 期进行方差分解， 结果见表 4 。 GDP 对 数 一 阶 差 分 自 身 的 滞 后 影 响 最 大， 从方差分解的结果看出， 在 20 期 的 方 差 分 解 中， 说 明 GDP 波动具有较强的惯性， 并且衰减较为缓慢 。 房价指数的方差贡献从第 2 期至第 7 期迅速增 加， 从 0. 543% 上 升 至 15. 6996% ， 且 宏 观 经 济 波 动 在 此 期 达 到 最 大 。 在 此 以 后， 缓慢增加至 16. 4881% 并维持在该水平， 充分说明房地产价格 上 升 对 宏 观 经 济 波 动 存 在 正 向 的 影 响， 但该影响 随着时间的增加会达到一个影响上界 。

125

杨俊杰： 房地产价格波动对宏观经济波动的微观作用机制探究

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 波动方差分解
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、 结

论

本文主要研究了在引入消费者投资决策的 RBC 理论模型框架与房地产价格波动服从 GARCH 模型的条件下， 房地产价格波动如何作用于宏观经济波动 。 模型表明： 即期宏观经济波动不仅取决 还取决于即期房地产价格波动与滞后两期的房地产价格 。 除此以外， 于滞后一期的宏观经济波动， 1 ） 模型与 VAR 模型对房地产价格波动与房地产价格波动对宏观经济波动 本文还使用 GARCH （ 1 ， 1 ） 模型， 检验结果表明： 房地产价格波动服从 GARCH （ 1 ， 且理论作用 的作用机制进行了实证检验， 机制较好地拟合了 GDP 波动与房地产价 格 的 长 期 均 衡 关 系 。 给 房 地 产 价 格 一 个 正 向 冲 击 会 导 致 增加投资， 对 GDP 具有短期拉动作用， 且该拉动作用在 3 年内波动递减至零 。 消费者减少消费 、 虽然房地产价格上升会导致 GDP 在 短 期 内 上 升， 但 我 们 不 能 将 GDP 作 为 经 济 发 展 的 唯 一 衡 量指标 。 房地产价格上升会导致居民消费减少， 一定程度上抵消了投资增加带来的积极效应， 且不 126

2012 年增 1 期

利于经济的长期稳定发展 。 由于房地产价格波动在短期内会 引 起 宏 观 经 济 的 较 大 波 动， 且该波动 因此， 为保持我国宏观经济稳定 、 规避宏观经济运行中的风险， 在政策 需要一定时间才会消减至零， 上必须高度重视我国房地产价格的稳定， 房地产业的健康与可持续发展 。

参考文献
2006 ： 《房地产价格波动与消费增长 — — — 基于中国数据的实证分析及理论解释 》 ， 《南京社会科学 》 洪涛， 第 5 期。 2010 ： 《房地产投资与地区经济增 长 的 关 系 — — — 基 于 1997 —2007 年 省 份 数 据 检 验 》 ， 《土 木 建 筑 工 程 信 刘贵文 、 胡凤晗 、 林川， 息技术 》 第 2 卷第 1 期 。 2010 ： 《中国房地产市场波动对宏观经济波动的影响研究 》 ， 《统计研究 》 唐志军 、 徐会军 、 巴曙松， 第 2 期。 2007 ： 《VAR 模型框架下房地产业与经济增长关系的实证检验 》 ， 《经济问题 》 王先柱， 第 7 期。 2009 ： 《中国房地产投资和经济增长关系的动态研究 — — — 基于变参数模型的实证分析 》 ， 《华北金融 》 薛永鹏， 第 7 期。 2009 ： 《货币政策与资产价格波动： 理论模型与中国的经验分析 》 ， 《经济研究 》 周晖 、 王擎， 第 10 期 。 2010 ： 《我国房地产价格波动对消费的影响分析 — — — 基于 VAR 模型的实证研究 》 ， 《价格理论与实践 》 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

（ 责任编辑： 晓

峰） （ 校对： 晓

鸥）

127



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