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博古架模型范文第1篇

【關鍵詞】 城市經濟學； 個體固定效應模型； 消費慣性； 地區差異

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

一、引言

一般認為，住宅價格波動與其所處地區/區域的經濟、政治等宏觀環境，地段、居民收入等微觀環境，城市土地儲備、開發商資金實力及預期等因素相關。不同地區/區域的社會經濟發展水平、發展速度、地方政策不同，人口數量、人口年齡結構也不同，收入水平、消費觀念更是存在很大差異，因此，區域間房地產市場在市場規模、發展水平、發展方向、供應結構、需求結構方面各具特色，發展不均衡。本文通過供需理論分析住宅價格波動的影響因素，并構建時間序列/截面數據的個體固定效應模型對我國除外的30個省、自治區和直轄市的住宅價格進行實證研究，從中發現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成本而變動（Geoffrey Meen，2002）。房價的自相關對于均衡房地產價格的決定和波動是一個干擾因素，我國房地產價格與通貨膨脹和產出之間存在正反饋關系，在平穩的宏觀經濟環境中，可能引發經濟過熱或房價泡沫，在包含房價的兩市場動態化系統中存在角點均衡的穩態（東等，2008）。動態隨機一般均衡模型研究表明房地產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、模型構建與數據處理

（一）模型構建

根據需求理論，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，而購買力又由地區人口數M、家庭戶規模N、居民可支配收入Y及貸款水平r決定，因此，住宅需求函數可表示為：Qd=f（P，M，N，Y，r，Od）。住宅供給量Qs則取決于開發商自有資金B、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成本。銷售收入包括銷售價格P和銷售面積H；生產成本包括土地購置費用Cg和建安成本Cj。供給函數可表示為：Qs=f（B，R，P，H，Cg，Cj，Os）。在市場出清條件下，住宅市場達到均衡：Qd=Qs，求解得均衡住宅價格的表達式：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，住宅價格的動態均衡面板數據模型可表示為：

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。

（二）數據處理

1.變量選擇

根據均衡住宅價格模型，采用《中國統計年鑒》和《中國房地產統計年鑒》2002—2011年30個省區（不包括地區）的年度數據，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）家庭戶規模（M），用城市家庭戶總數表示；（2）城市人口（N），用城市人口總數表示；（3）可支配收入（Y），用城鎮居民人均可支配收入表示；（4）貸款利率（r和R）為5年期以上金融機構貸款利率，根據持續的時間長短加權平均；（5）銷售面積（H），用商品住宅銷售面積表示；（6）開發投資（B和V）分別用商品住宅開發投資資金來源中的自籌資金和國內貸款表示；（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.平穩性分析

原數據的LLC和IPS檢驗結果顯示各變量并不是同階單整的，不能進行協整檢驗和回歸，取自然對數和一階差分后的平穩性檢驗結果顯示所有變量均為平穩序列，如表1所示。

從表3的結果來看，通過工具變量法估計的系數中，人口（N）、人均可支配收入（Y）和企業自有資金（B）的系數變得不顯著，而且經檢驗，殘差序列不存在顯著相關性，因此，可以認為銷售面積（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差異，如表4所示。從表4來看，東部及沿海地區，如北京、江西、海南、福建、浙江、上海、四川、天津等地區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的住宅價格變動相對于平均水平均存在0.03以上的負離差，進一步說明了住宅價格受宏觀經濟影響而存在地區差異。

五、結論

本文通過供需理論分析發現住宅價格波動的影響因素有人口、收入、開發商實力、盈利能力、貸款利率及水平等；通過構建時間序列/截面數據的個體固定效應模型對我國除外的30個省、自治區和直轄市的住宅價格進行實證研究發現，影響住宅價格波動的主要因素有人口、收入、開發商實力、銷售面積、土地購置成本、建安成本，在考慮消費慣性的基礎上，采用工具變量后的模型估計結果發現短期內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濟影響而存在地區差異，東部及沿海地區的住宅價格變動相對于平均水平都存在正離差，而中西部地區則負離差。

【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系的定量研究[J].土木工程學報，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驗研究[J].世界經濟，2008（12）：14-27.

博古架模型范文第2篇

［關鍵詞］國際游資 價格波動 時變參數

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后的數據，利用時變參數模型，希望以此實證國際游資對我國股價波動的影響程度。

一、數據的定義及其說明

本文在綜合現有文獻的基礎上，利用國家統計局的官方統計方法來計量國際游資的規模：國際游資規模=外匯儲備增加額-貿易順差額-FDI。經過計算，得到2002年1月到2010年12月的國際游資規模。股票價格的波動不能直接從證券市場上觀測到，根據Bollerslev提出了“已實現”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據按市值加權，利用上述公式計算出來構成時間序列。

二、實證研究

1.平穩性檢驗

由于傳統的ADF方法不夠穩健，我們選用Phillips和Perron（1988）提出的非參數方法來檢驗變量的平穩性，結果表明：國際游資規模序列和股價波動序列的t統計量分別為-8.30和-4.89，兩者都小于t分布的上側分位數-3.49，因此在1%的置信水平下，兩個序列不存在單位根，即原序列已經是平穩序列，可以直接構建計量經濟學模型。

2.時變參數模型的建立

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

3.因果分解檢驗

由于Granger因果關系檢驗無法估計并比較雙向因果關系的相對大小，Geweke(1982)提出所謂的因果分解檢驗來度量因果關系，并把變量X和Y的因果關系分解為X對Y的長期因果關系，Y對X的長期因果關系，以及X和Y的即時因果關系。令 進行因果檢驗，結果如表2所示：國際游資和股價波動的長期因果關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系并不顯著，但是兩者的即時因果關系其反饋分解值為7.167，所占的比例高達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系非常顯著。

三、結論

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生，而國際游資的進入曾在客觀上起到過穩定股市的作用。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，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定，不存在嚴重低估，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，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系，但卻表現為即時因果關系。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，比如公司的財務指標市盈率、市賬率、凈資產收益率等，以及成交額、成交量、機構持有比率等等；而國際游資承擔高度風險，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，他們之間因果關系也將不復存在。

參考文獻：

[1]張曉峒：計量經濟學基礎[M].南開大學出版社, 2007

[2]高鐵梅：計量經濟分析方法與建模[M].清華大學出版社, 2009