中国房地产市场与金融市场发展关系的研究
合集下载
相关主题
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
因此, 近些年来随 着房 地产市 场的 高速 发展, 全国 房价 节节 攀升。中 国的房地产市场是否健康发展, 是否 会危及金 融 系统 安全? 这 些问题 自从 2001 年底 被学 者提起 以来, 就 一直是经济界 的热门 话题。于 是, 2002 年至 今, 先是有 七部 委关 于整顿房地产市场秩序的文件, 紧 接着有六部 委关于加 强房 地产市场宏观 调控 的通 知, 然后 在 2003 春天 又有 国土 资源部进一 步清 理 整顿 土地 市 场秩 序的 通 知, 接着 在 2003 年 6 月 13 日, 央行发布了 121 文件, 公布了房贷新 政策, 接着 国务 院在 2003 年 8 月公布 18 号文件强调房地产业对国民经 济贡献。这一系列政策 的出台, 在学术 界和实务界 产生了极 大反 响。
的联 系进行客观评价。
收稿日期: 2004 01 05 作者简介: 皮舜( 1974 ) , 男, 湖北鄂州人, 清华大学经济管理学院, 数量经济博士生。
1
皮 舜等: 中国房地产市场与金融市场发展关系的研究
下面, 第一部分 将介绍 已有 的相关 研究; 第 二部分 为描 述数据与建立实证 模型; 第三 部分 基于 模 型线 性 Granger 因 果检验分析; 第四部 分基于 模型 非线 性因果 检验 分析; 第五 部分给出结论与政策建议。
Okunev, Wilson 和 Zurbruegg( 2000) 则是 利用 美国 1972 年 至 1998 年房地产市 场与 S&P 股票市场的 月度数据来 实证研 究两个市场的关系, 得出美国的房地产市场与 S&P 股票市场 之间存在动态的关系[3] 。
谈儒勇( 1999) 通 过将 金融 发展 分为 金融 中介 体发 展与 股票市场发展两部分, 运用普通最小二 乘法实证 研究中国金 融发展与经济增长之间的关系, 得出在 中国金融 中介体发展 和经济增长之间有显著 的、很强 的正 相关关 系, 中国 股票市 场发展和经济增长之间有不显著的负相关 关系, 但中国金融 中介发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系[4] 。
图 2 中国股票市场成交额 金融机构的贷款额 本文所用中国商品房 交易 额和 金融机 构的 贷款额 的数 据来 源于 国家信息中心房地产数据库 ( 1997 年 1 月 至 2003 年 5 月) 和 中国人民银行统 计季报 ( 1997 年 1 月 至 2003 年 5 月) [ 9, 10] 。考虑到房地产销售额 受季节性影 响比较大, 年初 销售 额比较小, 随着 月度的 递增 销售额 呈现 递增的 趋势, 并 在年末达到最 大。为了 消除季 节性 影响, 我 们引 进 11 个月 度虚变量进 行线 性 回归, 得 到 季节 调整 后 的商 品房 的 销售 额, 记为 arrs 。分别对调整后的 商品房 销售额 与金融 机构的 贷款 额取对 数, 记 为 lnarrs, lnbdebt 。则 从 1997 年 1 月份 到 2003 年 5 月份, lnarrs 与 lnbdebt 的数据特征表现如下 表 1: 表 1 中国商品房交易额与金融机构的贷款额的数据特征
随后的经济萧 条。在 20 世纪 80 年代的 10 年间, 日本地价上 涨 6 倍, 地价达 2400 兆 日元, 相当 于美 国地 价 总值 的 4 倍。 1991 年 地产泡沫 破灭后, 日 本地 价损 失 700 兆日 元, 是日 本当 年 GDP 的 1 4 倍。而 地产泡沫 出现的 过程中, 银行起 到推 波助澜的作用。银行降低贷款条件, 鼓励了土 地投机行 为。日本银行 业向房地产业投资的 152 兆日元, 有 79 兆日元 成为 不良债权, 出现大量银行呆帐、坏帐, 银行运 行不畅。在 这一过程中, 表现积极的日本各 住专 的不良债权率 达 70% ~ 85% , 对经济和社会产生很坏 的影响。泰国 房地产 业的过 度发展也发生 了大量的 银行 呆帐、坏帐, 成 为东 南亚金 融危 机的 直接和基础性诱因[1] 。
Vol 20, No 2
管理工 程学 报
Journal of Industrial Engineering Engineering Management
2006 年 第 2 期
中国房地产市场与金融市场发展关系的研究
皮 舜, 武康平
( 清华大学经济管理学院, 北京 100084)
摘要: 随着我国房地产业的发展, 房地产市 场与金融市场的关系 越来越密 切, 但国内尚 无有关 房地产 市场与 金融市场关系的实证研究。本文在实证分析中国 1997 到 2003 年间 房地产 市场与 金融市 场的月度 数据基 础上, 建 立两者之间的误差修正模型 ( ECM 模型) 。我们对 ECM 模型线性 Granger 因果检验, 并对模型的残差项进 行非线性 Granger 因果检验, 发现房地产市场的发展与金融市场的发展长期之 间存在着双向线性因果 关系, 但没有 发现两者 间的非线性的 Granger 因果关 系。
本文的贡献在于: 1) 通 过实证 分析 中国月 度数 据, 建立 房地产市场发展与 金融市 场发 展的 ECM 模 型( 误 差修 正模 型) ; 2) 对 ECM 模型 线性 Granger 因 果检验, 并对 模型 的残差 项进行非线性 Granger 因果检验。
2 数据与模型
2 1 数据说明
值, 从下表我们可以看到 1997 年至 2003 年, 比 值分布 在 1% ~ 10% 之间, 这样我们用金融机构 的贷款额 来表征金 融市场 的发展, 记为 bdebt 。于是, 研究 中国房 地产市 场的发 展与金 融市 场的发展, 我们选择商品房的交易 额和金融机 构的贷款 额作 为各自市场的表征变量。
2
如何来表征 房地 产市场 的发 展和金 融市 场的发 展? 房 地产 市场, 是房地产 商品交 换的 场所和 领域, 也 是房地 产商 品一 切交换或流通关系的总和。根据房地产 市场的定义, 我 们选 择我国商品房的交易额来表征房地产市 场的发展, 记为 rrs。金融市场, 实现货币资 金借 贷、办理各 种票 据和有 价证 券买卖, 资金供给者和需求者 融通资金的 场所或过程[ 8] 。根 据中 国同期月度股票市场 成交 额与 金融机 构的 贷款额 的比
1 国内外已有相关研究
从研究的对象来看, 房地产业作为 市场发达 国家成熟性 产业, 国外对它的研究虽然很多, 但主要集 中在: 经济层面的 房地产景气循环研究; 技术 层面 的房 地产价 格确 定、房地产 抵押贷款违 约与拖欠 概率 的估计 上。而以 房地 产市 场与金 融市场的关 系为研究 对象 的文献 不多。国 内从 房地 产市场 与金融市场 关 系的 视角 研 究问 题不 多, 而 且多 是 定性 的描 述。其中国内外相关比较代表性有:
Vol 20, No 2
管理工程学报
2006 年 第 2 期
序列 lnarrs、lnbdebt 都是 1 阶单整。 表 2 经济变量平稳性 ADF 检验
ADF 检验值
5% 置信 1% 置信
中国房地产市场是否 潜伏 类似 导致东 南亚 金融危 机的
重要 因素? 中 国经济 是否 出现类 似日 本经济 不景 气? 如何 看待房地产市场 的发 展中的 风险? 如何处 理房 地产市 场与 金融市场之间 的关系? 这些都是政府当局亟 待解决的 问题。 然而 , 要想科学处理 对房地 产市 场、金融市 场可 能存在 的问 题, 就必须正确地、合理地 分析 房地 产市场 与金 融市场 之间 的关系。本文就希 望能够 从实 证分 析的角 度对 这二者 之间
ln arrs
ln bdebt
均值 中值
7 247639 7 240062
11 50331 11 50258
最大值
7 689545
11 95274
最小值
Biblioteka Baidu
6 366024
11 06323
标准偏差
0 150243
0 246336
观测样本量
77
77
2 2 模型 在设定模型形式和对模型进行估计之前 , 我们 需要先考
察 lnarr s、ln bdebt 数据序 列以及 它们差 分序列 进行平 稳性检 验, 并且分别记 它 们对 应差 分 序列 对应 经 济变 量为 lnarrs 和 ln bdebt。通过 ADF( Augment Dickey Fuller) 检验, 得出检验 结果如下表 2: lnarrs 的 ADF 检验的 t 统计量 值为 - 0 39, 其 绝对值小于 5% 置信水平临界 值- 2 91 的 绝对值, 当 然也小 于 1% 置信水平临界值- 3 53, 因 而接受时间序列 lnarrs 存在 单位根的零假设; 同样, 接受时 间序列 lnbdebt 存在单 位根的 零假 设。于是 , 我们继续检验差分序列 lnarrs、 ln bdebt 的平 稳性 , 得出它们在 5% 和 1% 置信水平, 拒 绝单位根 假设。即
皮舜( 2003) 通过 基于 Panel 数 据的 Granger 因 果检 验模 型, 来研究中国房地产市场发展与经 济增长之 间的关系。发 现 1994 到 2002 年间中国区域房地产市场的发展 与经济增长 之间存在着双向因果关系[5] 。
赵四海( 1998) 、谢经荣( 1998) 都认为, 房地产 泡沫造成的 投资效率下降, 银行呆帐坏帐的增加和 经常项目 赤字的扩大 是亚洲金融危机的基础性诱因。他们这些 分析, 主要停留在 国际比较上, 对房地产市场与金融市场 之间的关 系并没有给 出中国的实证分析[6,7] 。
Herring 和 Wachter( 1999) 从 国际 视角研 究房 地产 繁荣与 银行危机关系, 认为房地产周期可以在 没有房地 产周期的条 件下发生。 但在无 论是发达 国家, 还是 发展中 国家, 这两种 现象在各种不同 制度安 排下, 都有 着显 著的 关联性。 为此, 作者提出危机短视、数据不 充分 与脆 弱分析、不 正当 激励三 个假说, 来解释解释金融系统的银行愿 意低估房 地产借贷的 风险, 助长房地产繁荣而酝酿金融风 险。并用该 假说来合理 解释房地产繁荣所联系 瑞典 银行 危机、美国 银行 危机、日本 银行危机和泰国银行的危机[2] 。
图 1 中国 GDP 与商品房的年交易额( 单位: 亿元) 在房地产市场对经济增长推动的同时, 我们 看到金融市 场越来越多参与房地产市场的发展。在经 济发展水平 不高、 市场化程度较低的情况下, 房地产的建 设主要是 房主自己开 发、建设、自住的, 因此, 金融 业参与较少, 或没有参与。随着 市场经济的发展, 银 行参与 房地 产开 发的程 度增 加, 从银行 贷款支持自建房屋, 到开发 商借 款开 发, 再 到居 民可 以以抵 押的方式取得购房贷款。在某种程度上讲, 金融 市场影响着 房地产市场的发展。 但是, 我们看到房地产市场的不良 发展会影 响金融市场 的正常运行。近 40 年来, 日 本曾经 发生 了三 次地 价高 涨和
关键词: 房地产市场; 金融市场; ECM 模型; Granger 因果检验 中图分类号: F830 59 文献标 识码: A 文章编号: 1004 6062( 2006) 02 0001 06
0 引言
自从 1998 年住 房货 币 化改 革以 来, 我国 的房 地产 消费 需求获得巨大释放, 房地产市场得到 极大繁荣。 作为国民经 济的先导产业, 房地 产产业 的健 康发 展无论 对人 们生活、还 是对国家财 政 收入, 以 及 对国 民经 济 的发 展都 是 十分 重要 的。从图 1 可以看到, 1995 年 至 2002 年, 我国 的国民 经济以 每年 7% ~ 8% 的速度增 长; 而 与此同 时, 房 地产 市场 的商品 房交易额则以每年 20% ~ 30% 的速 度增长。尤 其是 1998 年 之后, 房地产市场的 空前发 展, 成为 推动我 国经 济持 续高位 增长的重要因素。
的联 系进行客观评价。
收稿日期: 2004 01 05 作者简介: 皮舜( 1974 ) , 男, 湖北鄂州人, 清华大学经济管理学院, 数量经济博士生。
1
皮 舜等: 中国房地产市场与金融市场发展关系的研究
下面, 第一部分 将介绍 已有 的相关 研究; 第 二部分 为描 述数据与建立实证 模型; 第三 部分 基于 模 型线 性 Granger 因 果检验分析; 第四部 分基于 模型 非线 性因果 检验 分析; 第五 部分给出结论与政策建议。
Okunev, Wilson 和 Zurbruegg( 2000) 则是 利用 美国 1972 年 至 1998 年房地产市 场与 S&P 股票市场的 月度数据来 实证研 究两个市场的关系, 得出美国的房地产市场与 S&P 股票市场 之间存在动态的关系[3] 。
谈儒勇( 1999) 通 过将 金融 发展 分为 金融 中介 体发 展与 股票市场发展两部分, 运用普通最小二 乘法实证 研究中国金 融发展与经济增长之间的关系, 得出在 中国金融 中介体发展 和经济增长之间有显著 的、很强 的正 相关关 系, 中国 股票市 场发展和经济增长之间有不显著的负相关 关系, 但中国金融 中介发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系[4] 。
图 2 中国股票市场成交额 金融机构的贷款额 本文所用中国商品房 交易 额和 金融机 构的 贷款额 的数 据来 源于 国家信息中心房地产数据库 ( 1997 年 1 月 至 2003 年 5 月) 和 中国人民银行统 计季报 ( 1997 年 1 月 至 2003 年 5 月) [ 9, 10] 。考虑到房地产销售额 受季节性影 响比较大, 年初 销售 额比较小, 随着 月度的 递增 销售额 呈现 递增的 趋势, 并 在年末达到最 大。为了 消除季 节性 影响, 我 们引 进 11 个月 度虚变量进 行线 性 回归, 得 到 季节 调整 后 的商 品房 的 销售 额, 记为 arrs 。分别对调整后的 商品房 销售额 与金融 机构的 贷款 额取对 数, 记 为 lnarrs, lnbdebt 。则 从 1997 年 1 月份 到 2003 年 5 月份, lnarrs 与 lnbdebt 的数据特征表现如下 表 1: 表 1 中国商品房交易额与金融机构的贷款额的数据特征
随后的经济萧 条。在 20 世纪 80 年代的 10 年间, 日本地价上 涨 6 倍, 地价达 2400 兆 日元, 相当 于美 国地 价 总值 的 4 倍。 1991 年 地产泡沫 破灭后, 日 本地 价损 失 700 兆日 元, 是日 本当 年 GDP 的 1 4 倍。而 地产泡沫 出现的 过程中, 银行起 到推 波助澜的作用。银行降低贷款条件, 鼓励了土 地投机行 为。日本银行 业向房地产业投资的 152 兆日元, 有 79 兆日元 成为 不良债权, 出现大量银行呆帐、坏帐, 银行运 行不畅。在 这一过程中, 表现积极的日本各 住专 的不良债权率 达 70% ~ 85% , 对经济和社会产生很坏 的影响。泰国 房地产 业的过 度发展也发生 了大量的 银行 呆帐、坏帐, 成 为东 南亚金 融危 机的 直接和基础性诱因[1] 。
Vol 20, No 2
管理工 程学 报
Journal of Industrial Engineering Engineering Management
2006 年 第 2 期
中国房地产市场与金融市场发展关系的研究
皮 舜, 武康平
( 清华大学经济管理学院, 北京 100084)
摘要: 随着我国房地产业的发展, 房地产市 场与金融市场的关系 越来越密 切, 但国内尚 无有关 房地产 市场与 金融市场关系的实证研究。本文在实证分析中国 1997 到 2003 年间 房地产 市场与 金融市 场的月度 数据基 础上, 建 立两者之间的误差修正模型 ( ECM 模型) 。我们对 ECM 模型线性 Granger 因果检验, 并对模型的残差项进 行非线性 Granger 因果检验, 发现房地产市场的发展与金融市场的发展长期之 间存在着双向线性因果 关系, 但没有 发现两者 间的非线性的 Granger 因果关 系。
本文的贡献在于: 1) 通 过实证 分析 中国月 度数 据, 建立 房地产市场发展与 金融市 场发 展的 ECM 模 型( 误 差修 正模 型) ; 2) 对 ECM 模型 线性 Granger 因 果检验, 并对 模型 的残差 项进行非线性 Granger 因果检验。
2 数据与模型
2 1 数据说明
值, 从下表我们可以看到 1997 年至 2003 年, 比 值分布 在 1% ~ 10% 之间, 这样我们用金融机构 的贷款额 来表征金 融市场 的发展, 记为 bdebt 。于是, 研究 中国房 地产市 场的发 展与金 融市 场的发展, 我们选择商品房的交易 额和金融机 构的贷款 额作 为各自市场的表征变量。
2
如何来表征 房地 产市场 的发 展和金 融市 场的发 展? 房 地产 市场, 是房地产 商品交 换的 场所和 领域, 也 是房地 产商 品一 切交换或流通关系的总和。根据房地产 市场的定义, 我 们选 择我国商品房的交易额来表征房地产市 场的发展, 记为 rrs。金融市场, 实现货币资 金借 贷、办理各 种票 据和有 价证 券买卖, 资金供给者和需求者 融通资金的 场所或过程[ 8] 。根 据中 国同期月度股票市场 成交 额与 金融机 构的 贷款额 的比
1 国内外已有相关研究
从研究的对象来看, 房地产业作为 市场发达 国家成熟性 产业, 国外对它的研究虽然很多, 但主要集 中在: 经济层面的 房地产景气循环研究; 技术 层面 的房 地产价 格确 定、房地产 抵押贷款违 约与拖欠 概率 的估计 上。而以 房地 产市 场与金 融市场的关 系为研究 对象 的文献 不多。国 内从 房地 产市场 与金融市场 关 系的 视角 研 究问 题不 多, 而 且多 是 定性 的描 述。其中国内外相关比较代表性有:
Vol 20, No 2
管理工程学报
2006 年 第 2 期
序列 lnarrs、lnbdebt 都是 1 阶单整。 表 2 经济变量平稳性 ADF 检验
ADF 检验值
5% 置信 1% 置信
中国房地产市场是否 潜伏 类似 导致东 南亚 金融危 机的
重要 因素? 中 国经济 是否 出现类 似日 本经济 不景 气? 如何 看待房地产市场 的发 展中的 风险? 如何处 理房 地产市 场与 金融市场之间 的关系? 这些都是政府当局亟 待解决的 问题。 然而 , 要想科学处理 对房地 产市 场、金融市 场可 能存在 的问 题, 就必须正确地、合理地 分析 房地 产市场 与金 融市场 之间 的关系。本文就希 望能够 从实 证分 析的角 度对 这二者 之间
ln arrs
ln bdebt
均值 中值
7 247639 7 240062
11 50331 11 50258
最大值
7 689545
11 95274
最小值
Biblioteka Baidu
6 366024
11 06323
标准偏差
0 150243
0 246336
观测样本量
77
77
2 2 模型 在设定模型形式和对模型进行估计之前 , 我们 需要先考
察 lnarr s、ln bdebt 数据序 列以及 它们差 分序列 进行平 稳性检 验, 并且分别记 它 们对 应差 分 序列 对应 经 济变 量为 lnarrs 和 ln bdebt。通过 ADF( Augment Dickey Fuller) 检验, 得出检验 结果如下表 2: lnarrs 的 ADF 检验的 t 统计量 值为 - 0 39, 其 绝对值小于 5% 置信水平临界 值- 2 91 的 绝对值, 当 然也小 于 1% 置信水平临界值- 3 53, 因 而接受时间序列 lnarrs 存在 单位根的零假设; 同样, 接受时 间序列 lnbdebt 存在单 位根的 零假 设。于是 , 我们继续检验差分序列 lnarrs、 ln bdebt 的平 稳性 , 得出它们在 5% 和 1% 置信水平, 拒 绝单位根 假设。即
皮舜( 2003) 通过 基于 Panel 数 据的 Granger 因 果检 验模 型, 来研究中国房地产市场发展与经 济增长之 间的关系。发 现 1994 到 2002 年间中国区域房地产市场的发展 与经济增长 之间存在着双向因果关系[5] 。
赵四海( 1998) 、谢经荣( 1998) 都认为, 房地产 泡沫造成的 投资效率下降, 银行呆帐坏帐的增加和 经常项目 赤字的扩大 是亚洲金融危机的基础性诱因。他们这些 分析, 主要停留在 国际比较上, 对房地产市场与金融市场 之间的关 系并没有给 出中国的实证分析[6,7] 。
Herring 和 Wachter( 1999) 从 国际 视角研 究房 地产 繁荣与 银行危机关系, 认为房地产周期可以在 没有房地 产周期的条 件下发生。 但在无 论是发达 国家, 还是 发展中 国家, 这两种 现象在各种不同 制度安 排下, 都有 着显 著的 关联性。 为此, 作者提出危机短视、数据不 充分 与脆 弱分析、不 正当 激励三 个假说, 来解释解释金融系统的银行愿 意低估房 地产借贷的 风险, 助长房地产繁荣而酝酿金融风 险。并用该 假说来合理 解释房地产繁荣所联系 瑞典 银行 危机、美国 银行 危机、日本 银行危机和泰国银行的危机[2] 。
图 1 中国 GDP 与商品房的年交易额( 单位: 亿元) 在房地产市场对经济增长推动的同时, 我们 看到金融市 场越来越多参与房地产市场的发展。在经 济发展水平 不高、 市场化程度较低的情况下, 房地产的建 设主要是 房主自己开 发、建设、自住的, 因此, 金融 业参与较少, 或没有参与。随着 市场经济的发展, 银 行参与 房地 产开 发的程 度增 加, 从银行 贷款支持自建房屋, 到开发 商借 款开 发, 再 到居 民可 以以抵 押的方式取得购房贷款。在某种程度上讲, 金融 市场影响着 房地产市场的发展。 但是, 我们看到房地产市场的不良 发展会影 响金融市场 的正常运行。近 40 年来, 日 本曾经 发生 了三 次地 价高 涨和
关键词: 房地产市场; 金融市场; ECM 模型; Granger 因果检验 中图分类号: F830 59 文献标 识码: A 文章编号: 1004 6062( 2006) 02 0001 06
0 引言
自从 1998 年住 房货 币 化改 革以 来, 我国 的房 地产 消费 需求获得巨大释放, 房地产市场得到 极大繁荣。 作为国民经 济的先导产业, 房地 产产业 的健 康发 展无论 对人 们生活、还 是对国家财 政 收入, 以 及 对国 民经 济 的发 展都 是 十分 重要 的。从图 1 可以看到, 1995 年 至 2002 年, 我国 的国民 经济以 每年 7% ~ 8% 的速度增 长; 而 与此同 时, 房 地产 市场 的商品 房交易额则以每年 20% ~ 30% 的速 度增长。尤 其是 1998 年 之后, 房地产市场的 空前发 展, 成为 推动我 国经 济持 续高位 增长的重要因素。