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博古架模型范文第1篇

【關(guān)鍵詞】 城市經(jīng)濟學(xué)； 個體固定效應(yīng)模型； 消費慣性； 地區(qū)差異

中圖分類號：F293.3 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）11-0043-03

一、引言

一般認(rèn)為，住宅價格波動與其所處地區(qū)/區(qū)域的經(jīng)濟、政治等宏觀環(huán)境，地段、居民收入等微觀環(huán)境，城市土地儲備、開發(fā)商資金實力及預(yù)期等因素相關(guān)。不同地區(qū)/區(qū)域的社會經(jīng)濟發(fā)展水平、發(fā)展速度、地方政策不同，人口數(shù)量、人口年齡結(jié)構(gòu)也不同，收入水平、消費觀念更是存在很大差異，因此，區(qū)域間房地產(chǎn)市場在市場規(guī)模、發(fā)展水平、發(fā)展方向、供應(yīng)結(jié)構(gòu)、需求結(jié)構(gòu)方面各具特色，發(fā)展不均衡。本文通過供需理論分析住宅價格波動的影響因素，并構(gòu)建時間序列/截面數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)模型對我國除外的30個省、自治區(qū)和直轄市的住宅價格進行實證研究，從中發(fā)現(xiàn)影響住宅價格波動的主要因素。

二、文獻回顧與述評

住宅由于建設(shè)周期長而存在短期供給弱彈性，居民收入變化和住宅前期價格對住宅價格波動均有影響（Malpezzi Stephen，1999）。在我國，居民收入對住宅價格的影響具有兩年的滯后期，并且在短期內(nèi)影響不顯著（吳公墚等，2005）；而在英國和美國，無論暫時性收入還是長久性收入對房價的彈性都很大。對于供給彈性欠佳的市場，長期收入的彈性更高，否則住宅價格就會跟隨建設(shè)成本而變動（Geoffrey Meen，2002）。房價的自相關(guān)對于均衡房地產(chǎn)價格的決定和波動是一個干擾因素，我國房地產(chǎn)價格與通貨膨脹和產(chǎn)出之間存在正反饋關(guān)系，在平穩(wěn)的宏觀經(jīng)濟環(huán)境中，可能引發(fā)經(jīng)濟過熱或房價泡沫，在包含房價的兩市場動態(tài)化系統(tǒng)中存在角點均衡的穩(wěn)態(tài)（東等，2008）。動態(tài)隨機一般均衡模型研究表明房地產(chǎn)成本對價格的影響最大，住宅偏好次之，最后是貨幣政策（梁斌等，2011）。

三、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)處理

（一）模型構(gòu)建

根據(jù)需求理論，住宅的需求量Qd取決于住宅價格P、購買力L和市場中的其他因素Od，而購買力又由地區(qū)人口數(shù)M、家庭戶規(guī)模N、居民可支配收入Y及貸款水平r決定，因此，住宅需求函數(shù)可表示為：Qd=f（P，M，N，Y，r，Od）。住宅供給量Qs則取決于開發(fā)商自有資金B(yǎng)、貸款額V、貸款利率水平R、盈利水平W和其他因素Os。盈利水平W主要取決于銷售收入和生產(chǎn)成本。銷售收入包括銷售價格P和銷售面積H；生產(chǎn)成本包括土地購置費用Cg和建安成本Cj。供給函數(shù)可表示為：Qs=f（B，R，P，H，Cg，Cj，Os）。在市場出清條件下，住宅市場達(dá)到均衡：Qd=Qs，求解得均衡住宅價格的表達(dá)式：P=f（M，N，Y，r，θ，Od，B，V，R，H，Cg，Cj，Os）

在考慮前期價格影響時，住宅價格的動態(tài)均衡面板數(shù)據(jù)模型可表示為：

Pit=αi+β1Pit-1+β2Mit+β3Nit+β4Yit+β5Rit+β6Hit+

β7Bit+β8Vit+β9Cgit+β10Cjit+β11S+μit （i=1，2，…，30；t=1，2，…，9）

其中：Pit表示城市i在時間t內(nèi)的住宅銷售價格；M，N，…Pc為商品住宅價格的解釋變量；μit為誤差項；αi為截距項；βi為解釋變量系數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)處理

1.變量選擇

根據(jù)均衡住宅價格模型，采用《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》2002—2011年30個省區(qū)（不包括地區(qū)）的年度數(shù)據(jù)，變量包括因變量和自變量。因變量：住宅價格（P），商品住宅平均銷售價格。自變量：（1）家庭戶規(guī)模（M），用城市家庭戶總數(shù)表示；（2）城市人口（N），用城市人口總數(shù)表示；（3）可支配收入（Y），用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入表示；（4）貸款利率（r和R）為5年期以上金融機構(gòu)貸款利率，根據(jù)持續(xù)的時間長短加權(quán)平均；（5）銷售面積（H），用商品住宅銷售面積表示；（6）開發(fā)投資（B和V）分別用商品住宅開發(fā)投資資金來源中的自籌資金和國內(nèi)貸款表示；（7）土地獲取成本（Cg），用土地購置費用表示；（8）建安成本（Cj）；（9）待售面積（S）。

2.平穩(wěn)性分析

原數(shù)據(jù)的LLC和IPS檢驗結(jié)果顯示各變量并不是同階單整的，不能進行協(xié)整檢驗和回歸，取自然對數(shù)和一階差分后的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果顯示所有變量均為平穩(wěn)序列，如表1所示。

從表3的結(jié)果來看，通過工具變量法估計的系數(shù)中，人口（N）、人均可支配收入（Y）和企業(yè)自有資金（B）的系數(shù)變得不顯著，而且經(jīng)檢驗，殘差序列不存在顯著相關(guān)性，因此，可以認(rèn)為銷售面積（H）、土地購置費用（Cg）和建安成本（Cj）是住宅價格的主要影響因素，并存在不同程度的地區(qū)差異，如表4所示。從表4來看，東部及沿海地區(qū)，如北京、江西、海南、福建、浙江、上海、四川、天津等地區(qū)的住宅價格變動相對于平均水平都存在0.03以上的正離差，而山西、甘肅、云南、河南、青海和遼寧等中西部地區(qū)的住宅價格變動相對于平均水平均存在0.03以上的負(fù)離差，進一步說明了住宅價格受宏觀經(jīng)濟影響而存在地區(qū)差異。

五、結(jié)論

本文通過供需理論分析發(fā)現(xiàn)住宅價格波動的影響因素有人口、收入、開發(fā)商實力、盈利能力、貸款利率及水平等；通過構(gòu)建時間序列/截面數(shù)據(jù)的個體固定效應(yīng)模型對我國除外的30個省、自治區(qū)和直轄市的住宅價格進行實證研究發(fā)現(xiàn)，影響住宅價格波動的主要因素有人口、收入、開發(fā)商實力、銷售面積、土地購置成本、建安成本，在考慮消費慣性的基礎(chǔ)上，采用工具變量后的模型估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)影響住宅價格的因素主要是銷售面積、土地購置成本和建安成本，而且住宅價格受宏觀經(jīng)濟影響而存在地區(qū)差異，東部及沿海地區(qū)的住宅價格變動相對于平均水平都存在正離差，而中西部地區(qū)則負(fù)離差。

【參考文獻】

[1] Malpezzi Stephen.A simple error correction model of house prices[J].Journal of Housing Economics，1999，8（1）：27-62.

[2] 吳公墚，龍奮杰.中國城市住宅價格與居民收入關(guān)系的定量研究[J].土木工程學(xué)報，2005（6）：132-136.

[3] Geoffrey Meen.The time-series behavior of house prices：A transatlantic divide？[J].Journal of housing economics，2002，11（1）：1-23.

[4] 段忠東，曾令華.房價沖擊、利率波動與貨幣供求：理論分析與中國的經(jīng)驗研究[J].世界經(jīng)濟，2008（12）：14-27.

博古架模型范文第2篇

［關(guān)鍵詞］國際游資 價格波動 時變參數(shù)

國際游資對資本市場特別是股票市場具有較大的沖擊作用。隨著我國的股權(quán)分置改革的實施以來，上證綜指從2005年的1000多點上升到2007年10月的6000多點，可是僅僅一年之后到2008年10月又跌回1664點，股票價格的波動幅度之大令人瞠目結(jié)舌，毫無疑問國際游資在這次金融動蕩中起到了推波助瀾的作用。有鑒于此，本文選擇中國正式加入WTO后的數(shù)據(jù)，利用時變參數(shù)模型，希望以此實證國際游資對我國股價波動的影響程度。

一、數(shù)據(jù)的定義及其說明

本文在綜合現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上，利用國家統(tǒng)計局的官方統(tǒng)計方法來計量國際游資的規(guī)模：國際游資規(guī)模=外匯儲備增加額-貿(mào)易順差額-FDI。經(jīng)過計算，得到2002年1月到2010年12月的國際游資規(guī)模。股票價格的波動不能直接從證券市場上觀測到，根據(jù)Bollerslev提出了“已實現(xiàn)”波動的公式：，將上交所2002年1月至2010年12月上市的所有公司的股價數(shù)據(jù)按市值加權(quán)，利用上述公式計算出來構(gòu)成時間序列。

二、實證研究

1.平穩(wěn)性檢驗

由于傳統(tǒng)的ADF方法不夠穩(wěn)健，我們選用Phillips和Perron（1988）提出的非參數(shù)方法來檢驗變量的平穩(wěn)性，結(jié)果表明：國際游資規(guī)模序列和股價波動序列的t統(tǒng)計量分別為-8.30和-4.89，兩者都小于t分布的上側(cè)分位數(shù)-3.49，因此在1%的置信水平下，兩個序列不存在單位根，即原序列已經(jīng)是平穩(wěn)序列，可以直接構(gòu)建計量經(jīng)濟學(xué)模型。

2.時變參數(shù)模型的建立

金融時間序列的變化較為復(fù)雜，簡單的線性方程已經(jīng)不能符合現(xiàn)實，因此我們建立時變參數(shù)模型，并用Kalman濾波方法估計方程，得到如下結(jié)果如表1所示。經(jīng)過計算，模型的，說明方程擬合的效果還不錯；其次，所有參數(shù)的相伴概率均小于0.01，表示參數(shù)在1%的置信水平下均為顯著；再者，對殘差進行平穩(wěn)性檢驗得到t=-5.67，小于1%臨界值-3.49，意味著我們的方程已經(jīng)反映出了國際游資和股價波動的協(xié)整關(guān)系；最后我們得出時變參數(shù)隨時間的變化情況。

3.因果分解檢驗

由于Granger因果關(guān)系檢驗無法估計并比較雙向因果關(guān)系的相對大小，Geweke(1982)提出所謂的因果分解檢驗來度量因果關(guān)系，并把變量X和Y的因果關(guān)系分解為X對Y的長期因果關(guān)系，Y對X的長期因果關(guān)系，以及X和Y的即時因果關(guān)系。令 進行因果檢驗，結(jié)果如表2所示：國際游資和股價波動的長期因果關(guān)系反饋分解值分別為0.400和1.698，所占的比例分別為4.32%和18.33%，相伴概率分別為0.526和0.193，這說明國際游資和股價波動的長期因果關(guān)系并不顯著，但是兩者的即時因果關(guān)系其反饋分解值為7.167，所占的比例高達(dá)77.35%，并且相伴概率為0.0074，表明國際游資和股價波動的即時因果關(guān)系非常顯著。

三、結(jié)論

第一，國際游資對中國股市存在時變影響。在2002年至2006年之間，中國的資本市場對外國投資者的交易限制較多，所以國際游資對股市的沖擊并不嚴(yán)重；同時，缺乏投資理財知識的股民常常過度反映，蜂擁搶購和瘋狂甩賣時有發(fā)生，而國際游資的進入曾在客觀上起到過穩(wěn)定股市的作用。在2007到2008年之間，股市受到了來自國際游資的嚴(yán)重沖擊，一度從1000多點上升到6000多點，在短短一年的時間又回落到1000多點，在這期間內(nèi)，國際游資變成了股市波動的主要動力。在2009年到2010年之間，中國的股票市場相對穩(wěn)定，不存在嚴(yán)重低估，也沒有過度高估，因此對國際游資來說沒有足夠的吸引力；同時這段時期內(nèi)，股市主要受到來自國家政策和公司治理的影響，國際游資對股市波動的影響程度不大。

第二，國際游資與股價波動之間不存在長期因果關(guān)系，但卻表現(xiàn)為即時因果關(guān)系。從長期來看，股價波動更多的是受到來自公司層面或交易方面的因素影響，比如公司的財務(wù)指標(biāo)市盈率、市賬率、凈資產(chǎn)收益率等，以及成交額、成交量、機構(gòu)持有比率等等；而國際游資承擔(dān)高度風(fēng)險，追求超額利潤，一般只進行短線操作，不尋求長期投資，所以自然也不構(gòu)成股價波動的長期因素，但是就短期而言，國際游資的沖擊，確實造成了股價的過度波動，同樣，股價的過度波動，又會引來更多的國際游資來尋找機會，一旦逐利成功，過度波動漸漸消失，他們之間因果關(guān)系也將不復(fù)存在。

參考文獻：

[1]張曉峒：計量經(jīng)濟學(xué)基礎(chǔ)[M].南開大學(xué)出版社, 2007

[2]高鐵梅：計量經(jīng)濟分析方法與建模[M].清華大學(xué)出版社, 2009