中国商品房销售价格指数非线性动态调整研究

发布时间：2020-05-13 09:56

【摘要】：房地产业的高速发展是一个国家必定经历的发展阶段，高房价高利润率吸引了大量的企业投资房地产业，土地价格的上涨使地方政府的财政收入大幅提高，这对于地方经济的发展有一定的促进作用。但过度依赖资产价格上涨而带来的收入，忽视对生产制造业这些经济实体的扩大再生产投资是危险的。当中央政府对房价过快上涨进行调控，房地产业受到冲击时，地方政府的财政收入便开始变得不能持续高速增长，更会导致很多具有长期性质的财政支出受到影响。因此，房地产业的稳步发展，房价稳定对于地方政府和国民来说都具有积极的意义。在我国房地产市场化程度逐步提高的今天，有必要对我国的商品房销售价格波动的规律进行深入的研究和理解。本文正是立足于此，试图对我国的商品房销售价格的动态调整做一个客观的分析。本论文主要包括四章内容，第一章：研究意义及文献综述；第二章：方法理论概述；第三章：实证分析了中国商品房销售价格指数的非线性动态调整；第四章：在实证分析的基础上，进一步剖析房价指数波动的内在机制并提出建议。本文选取的样本为1999年1月至2010年8月的月度商品房销售价格指数数据，之所以这样是因为1998年底，我国才结束了福利分房的制度，商品房市场开始形成。研究发现，在样本区间内，商品房价格指数数据是一个带有结构突变的单位根过程，发生了两次显著的结构性突变，即2008年1月的均值、趋势双突变和2009年6月的均值突变。这些检验结果意味着政府所主导的一些调控措施意义不大，这些不具有类似法律持久性影响的政策，不利于消费者和生产者稳定预期的形成，所以调控政策对房价指数调整路径的影响会比较容易被其他的随机冲击抵消掉。应用TAR模型拟合的结果说明当房价指数的波动量大于0.6509时，即处于价格扩张阶段时，对外部冲击反应的持续性较短，均值回复过程相对较快；而当房价指数的波动量小于0.6509时，即处于价格的收缩阶段时，对外部的冲击反应的持续性较长，均值回复过程相对较慢。TAR模型的门限值是0.6509，说明房价指数的变化幅度将在一段时间内围绕0.6509波动。在短期内，我国的房价具有持续上升的趋势。而TAR模型的延迟因子等于1个月，说明房地产企业对于外部冲击的反应非常迅速，但是这并不意味着对正的和负的外部冲击的反应相同，EGARCH模型说明了样本区间内数据调整的非对称性，利好的刺激将会比利空的刺激更剧烈的影响价格指数的波动。本文认为政府促使房价回归其价值的唯一方法是改变房价指数数据的生成过程，而这一改变依赖于一次极强的冲击。
【图文】：

序列图,残差平方和,序列图,门限

值时达到最小。基本思想是若存在几个门限则残差平方和将有几个局部。基于 Chan（1993）所提出的寻找门限一致估计量的方法，本文寻找门方法分为以下三步：第一步：对门限变量从低到高进行排序（即，排序）。令为排序后的第 i 个值，因此，在 138 个观测样本中，是的最小值，是最第二步：依次将值作为门限，，估计形为式（3.2）的 TAR 模型存每个相应模型的残差平方和。因为我们需要保持门限两边各 15%的观此，只能用的中间的 70%。所以，要估计门限从到的 9。当完成这项工作后，就有 99 个残差平方和的值。第三步：绘制残差平方和的图，见图 3.4。

残差序列,短期波动,响应函数,阶段

-6-4-20246-6 -4 -2 0 2 4 6RESIDNomralQuantlei图 3.5 残差序列 QQ 图3.4 脉冲响应分析本文的脉冲响应主要考察房价指数短期波动在扩张阶段和紧缩阶段对外部冲击的反应。本文给出了不同符号、不同大小的外部冲击对房价指数波动的影响。图 4.2 选取的样本区间是 2008 年 2 月至 2008 年 9 月，图 4.3 的样本区间是 1999年 8 月至 2000 年 1 月。脉冲响应的分析结果见下图：
【学位授予单位】：南京财经大学
【学位级别】：硕士
【学位授予年份】：2012
【分类号】：F224;F293.3

【参考文献】