【摘 要】：隨著宏觀經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)、金融市場(chǎng)逐步開(kāi)放，在股票市場(chǎng)迅速發(fā)展的同時(shí)，房地產(chǎn) 業(yè)也正在發(fā)生日新月異的變化。因此，研究樓市與股市波動(dòng)的相關(guān)性，具有非常重要的現(xiàn)實(shí) 意義。本文首先運(yùn)用 1998 年-2007 年的季度房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和股票價(jià)格指數(shù)進(jìn)行相關(guān)性分 析，劃分出不同的發(fā)展階段；其次對(duì)最近一階段房?jī)r(jià)和股價(jià)的月度數(shù)據(jù)作協(xié)整性檢驗(yàn)，研究 兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；最后在均衡機(jī)制的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型。結(jié)果表明，近幾年 房?jī)r(jià)和股價(jià)的長(zhǎng)期均衡已經(jīng)形成，財(cái)富效應(yīng)大于替代效應(yīng)與擠出效應(yīng)之和。但短期來(lái)看，兩 者有所背離，這與今年初股市和樓市的現(xiàn)實(shí)走勢(shì)一致。因此，我國(guó)市場(chǎng)調(diào)控政策的有效性應(yīng) 該建立在兼顧股市和樓市關(guān)系的基礎(chǔ)上。 關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，股價(jià)指數(shù)，協(xié)整檢驗(yàn)，誤差修正模型，Granger 因果檢驗(yàn) 中圖分類號(hào)：F12 1．引言

現(xiàn)代房地產(chǎn)業(yè)逐漸形成于 1978 年經(jīng)濟(jì)體制改革和對(duì)外開(kāi)放以后，市場(chǎng)的不斷成熟和規(guī) 范為房地產(chǎn)業(yè)提供了廣闊的平臺(tái)。80 年代初期，隨著改革開(kāi)放政策的實(shí)行、經(jīng)濟(jì)特區(qū)的設(shè) 立、外資的涌入，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)開(kāi)始起步。1992-1993 年是中國(guó)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的第一次熱潮，期 間房地產(chǎn)超常發(fā)展到失控的地步，房地產(chǎn)泡沫嚴(yán)重。1993 年末隨著中央強(qiáng)力調(diào)控措施的生 效，房地產(chǎn)市場(chǎng)步入低谷期，進(jìn)入調(diào)整階段。1998 年推行城鎮(zhèn)住房制度改革以后，我國(guó)的 房地產(chǎn)行業(yè)步入持續(xù)繁榮期。城鎮(zhèn)居民住房觀念發(fā)生重大轉(zhuǎn)變，房地產(chǎn)投資持續(xù)快速增長(zhǎng)， 投資額以每年超出 20%的速度增長(zhǎng)，銷售額的年均增長(zhǎng)率更達(dá)到了 27%以上，房地產(chǎn)市場(chǎng) 體系逐步建立。房地產(chǎn)業(yè)作為帶動(dòng)眾多相關(guān)產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)性力量，不僅是各國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的晴雨 表，而且成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)點(diǎn)，是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要引擎之一。 此外，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系也一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)中研究的重點(diǎn)，作為金融市場(chǎng)的 重要組成部分的股票市場(chǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)當(dāng)然成為研究的熱點(diǎn)。雖然我國(guó)股市只有短短的 10 多 年時(shí)間，而且表面上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化與股市行情變化各階段并不相符合，但是長(zhǎng)期而言，兩者 之間卻存在著極強(qiáng)的相關(guān)性。 對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)研究發(fā)現(xiàn)，隨著兩者之間的財(cái)富效應(yīng)和替代效應(yīng)、擠出效應(yīng)的 大小不同，他們之間的決定關(guān)系也隨之變化。一方面，房地產(chǎn)業(yè)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)， 股票市場(chǎng)也由弱式有效市場(chǎng)轉(zhuǎn)化為半強(qiáng)式有效市場(chǎng)，成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的晴雨表；另一方面， 房地產(chǎn)和股票開(kāi)始成為投資者資產(chǎn)組合中兩種非常重要的投資品。[2]因此，對(duì)我國(guó)現(xiàn)階段房 地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的相關(guān)性進(jìn)行研究，無(wú)論對(duì)未來(lái)房?jī)r(jià)、股價(jià)的發(fā)展而言，還是對(duì)我國(guó)經(jīng) 濟(jì)增長(zhǎng)而言，都顯得十分必要。 本文研究當(dāng)前時(shí)期我國(guó)房產(chǎn)價(jià)格和股票價(jià)格之間的變動(dòng)關(guān)系。本文中心部分對(duì)現(xiàn)階段房 價(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)進(jìn)行了系統(tǒng)的實(shí)證分析，研究采用了 1998 年-2007 年上證指數(shù)和房?jī)r(jià)指 數(shù)的季度、月度數(shù)據(jù)作為樣本，構(gòu)造了協(xié)整模型，具體分為以下幾個(gè)部分：1、對(duì) 1998 年-2007 年房?jī)r(jià)指數(shù)和上證指數(shù)的季度數(shù)據(jù)，利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件 Eviews 作相關(guān)性分析，并在此基 礎(chǔ)上對(duì)兩者的發(fā)展階段作進(jìn)一步的劃分，選取最近一期作為協(xié)整分析的樣本數(shù)據(jù)；2、以 2005 年 7 月-2007 年月度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，檢驗(yàn)其協(xié)整性，建立長(zhǎng)期均衡模型，驗(yàn)證兩者的正向、反 - 1 -

向關(guān)系。3、在長(zhǎng)期均衡模型的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型，進(jìn)一步解釋當(dāng)前現(xiàn)實(shí)房?jī)r(jià)和股價(jià) 偏離長(zhǎng)期均衡的程度。本文的結(jié)論部分針對(duì)實(shí)證結(jié)果分析現(xiàn)實(shí)情況，對(duì)我國(guó)現(xiàn)階段房?jī)r(jià)、股 價(jià)的變動(dòng)加以預(yù)測(cè)并提出自己的觀點(diǎn)。 2．模型簡(jiǎn)介 2.1 幾個(gè)重要的概念

1、嚴(yán)平穩(wěn)序列：要求序列的分布平穩(wěn)，即 prob (y ， L y ) = prob (y ， L y ) t t t + s t + s （1） 0 n 0 n 2、弱平穩(wěn)：要求一個(gè)序列過(guò)程滿足以下 3 個(gè)條件，即 （1）E(y ) 存在，并獨(dú)立于時(shí)間 t； t （2） 是一個(gè)有限的正數(shù)，并獨(dú)立于時(shí)間 t ； Var (y ) t （3）Cov( ，y 是一個(gè)關(guān)于 t-s 有限函數(shù)，但不是 t 或 s 的函數(shù)。記為： yt ) s E(yt ) = m E(yt - m )(yt + k - m ) = g k Var(yt ) = s 2 （2） g k 為自協(xié)方差函數(shù)，只與 k 有關(guān)，與 t 或 s 無(wú)關(guān)。因此，弱平穩(wěn)也稱為協(xié)方差平穩(wěn)。 3、隨機(jī)游走序列：是一種非平穩(wěn)序列，隨機(jī)游走的一階差分過(guò)程是平穩(wěn)過(guò)程。 y t -1 + e t 0 （3） （4） （5） y t = y = e ~ IN (0， s 2 ) e 0 y t = t t ? e i i =1 + e t -1 + e t = L = y t - 2 t ? ? Var ( y t ) = Var ? ? e i ? = ts e 2 （6） ? i =1 ? Var ( y t ) ? ￥ t ? ￥ 4、單位根過(guò)程：是指一個(gè)時(shí)間序列的均值，或協(xié)方差隨時(shí)間而改變。單位根過(guò)程是非 平穩(wěn)的。 為一平穩(wěn)過(guò)程 。 e t f = 1 yt = fyt -1 + e t （7） 若單位根過(guò)程經(jīng)過(guò)一階差分之后，成為平穩(wěn)過(guò)程，即 yt - yt -1 = e t 則稱時(shí)間序列為一階單整序列，記為 I(1)。若時(shí)間序列經(jīng)過(guò) d 階差分之后，成為平穩(wěn)過(guò)程， 。[3] 則稱其為 d 階單整序列，記為 I(d) 2.2 協(xié)整理論 簡(jiǎn)單套用最小二乘方法于非平穩(wěn)序列間相互關(guān)系的分析時(shí)，似乎表明兩個(gè)相互獨(dú)立的非 平穩(wěn)序列存在某種相關(guān)性，但其實(shí)，此時(shí)的 t 檢驗(yàn)、F 檢驗(yàn)等均已失效，格蘭杰稱之為虛假 回歸。如果兩個(gè)或兩個(gè)以上的時(shí)間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合都表現(xiàn)出平 穩(wěn)性，則這些變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)的具體步驟如下，稱之為 EG 兩步法： 1、檢驗(yàn)時(shí)間序列是否具有單整性，并確定其單整的階數(shù)。 當(dāng)時(shí)間序列具有相同階數(shù)的單整性質(zhì)時(shí)，進(jìn)入第二步，否則停止。 2、判斷時(shí)間序列是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。采用 OLS 方法進(jìn)行估計(jì)，這樣協(xié)整檢驗(yàn)就轉(zhuǎn) 換為對(duì)方程的誤差項(xiàng)是否存在單位根的檢驗(yàn)。即可以利用方程估計(jì)的誤差項(xiàng)進(jìn)行 DF 檢驗(yàn)或 ADF 檢驗(yàn)，來(lái)確定其平穩(wěn)性。當(dāng)檢驗(yàn)證明誤差項(xiàng)平穩(wěn)時(shí)，可以認(rèn)定時(shí)間序列之間存在長(zhǎng)期 - 2 -

均衡關(guān)系，存在協(xié)整關(guān)系。在通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)之后，可以排除“偽回歸”可能，在其基礎(chǔ)上進(jìn)行 因果分析，構(gòu)建長(zhǎng)期均衡模型。 （8） yt = b 0 + b1 xt + e t 最后構(gòu)建誤差修正模型（ECM Error Correction Model ）。該模型的基本形式是由 Davidson、Hendry、Srba 和 Yeo（1978）提出的，稱為 DHSY 模型。 ? b1 + b 3 ? Dyt = b 0 + b1 Dxt + (b 2 - 1)? y - x ? + ut （9） 1 - b 式中的長(zhǎng)期均衡項(xiàng)，反映了與均?衡水平的誤2差，?因t -1此稱之為誤差修正項(xiàng)，記為 ecm。 一般可以利用長(zhǎng)期均衡方程的誤差項(xiàng)，代入下式中。得到誤差修正模型的估計(jì)方程。一 般有 ecm 的系數(shù)為負(fù)，體現(xiàn)了負(fù)反饋控制作用。 （10） Dyt = b 0 + b1 Dxt + l ecmt -1 + ut 3．實(shí)證分析 3.1 研究樣本和數(shù)據(jù)的選取 1998 年我國(guó)開(kāi)始實(shí)行住房分配貨幣化，標(biāo)志著真正意義上的房地產(chǎn)市場(chǎng)開(kāi)始形成。同 時(shí)隨著我國(guó)股票市場(chǎng)正規(guī)化的逐步形成，股市也開(kāi)始走上正規(guī)化的發(fā)展道路。房地產(chǎn)市場(chǎng)和 股票市場(chǎng)的關(guān)聯(lián)性越來(lái)越大，本次分析將驗(yàn)證當(dāng)前房?jī)r(jià)和股價(jià)的關(guān)系，并簡(jiǎn)單預(yù)測(cè)房地產(chǎn)市 場(chǎng)基于股票市場(chǎng)的發(fā)展趨勢(shì)。 房?jī)r(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)可以比較客觀全面地反映房地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的價(jià)格走勢(shì)，而深 證綜指和上證指數(shù)的走勢(shì)基本一致，因此，本文首先選取 1998 年 1 月～2007 年 12 月間房 地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)（Price Index for Real Estate）和上證綜合指數(shù)（Shanghai Composite index）的 季度數(shù)據(jù)，分析房地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的相關(guān)性；在此基礎(chǔ)上劃分出房?jī)r(jià)指數(shù)和上證指數(shù)的 發(fā)展階段，再選取 2005 年 7 月～2007 年 12 月房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和上證綜合指數(shù)的月度數(shù)據(jù)， 利用計(jì)量統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件 Eviews 建立長(zhǎng)期均衡模型和誤差修正模型，重點(diǎn)研究當(dāng)前階段房?jī)r(jià)指 數(shù)和股價(jià)指數(shù)的協(xié)整關(guān)系。 3.2 房?jī)r(jià)和股價(jià)的相關(guān)系數(shù)分析 隨著住房制度改革的逐步實(shí)行和市場(chǎng)證券化的進(jìn)一步規(guī)范，1998 年開(kāi)始我國(guó)的房地產(chǎn) 市場(chǎng)和股票市場(chǎng)開(kāi)始進(jìn)入了真正意義上的市場(chǎng)化軌道。在這樣的背景之下，房地產(chǎn)市場(chǎng)與股 票市場(chǎng)可能會(huì)呈現(xiàn)一定的相關(guān)性。 表 1 相關(guān)系數(shù)矩陣 Tab.1 Correlation Matrix 表 1 顯示房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和上證指數(shù)的相關(guān)系數(shù)是 0.295，該系數(shù)說(shuō)明兩指數(shù)之間存在 一定的相關(guān)性，與上述分析一致。但是 1998 年至 2007 年間，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和上證指數(shù)均 處于不斷波動(dòng)中，要真正了解兩者之間的關(guān)系，還必須對(duì)兩者的發(fā)展階段作進(jìn)一步的劃分。 - 3 -

PIRE SHCI PIRE 1 0.29522 SHCI 0.29522 1

112 6000 110 5000 108 4000 106 104 3000 102 2000 100 98 1000 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 98 99 00 01 02 03 04 05 06 07 圖 1 房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和上證指數(shù) 1998-2007 年 Fig1 Price Indices for Real Estate and Shanghai Composite Index 1998-2007 上圖描述了房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和股票指數(shù)的波動(dòng)情況。觀察得出，我國(guó)房市與股市的波動(dòng) 呈現(xiàn)明顯的階段性特征，大致分為以下幾個(gè)區(qū)間：1998 ～2001.6，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和股票 指數(shù)同升同降，兩者呈顯著的正向相關(guān)關(guān)系；2001.7～2005.6，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和股票指數(shù) 走勢(shì)相反，兩者呈顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)呈現(xiàn)總體上漲形態(tài)，其中 2005 年 有回落，而股票價(jià)格指數(shù)則明顯下降；2005.7～2007，房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù)繼續(xù)上漲，而股票指 數(shù)暴漲，兩者呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)。 以下基于 2005.7-2007 年房?jī)r(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)月度數(shù)據(jù)，進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，分析目前我 國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)與股票市場(chǎng)之間的關(guān)系。 3.3 協(xié)整性分析 3.3.1單位根檢驗(yàn) 在進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)之前，首先確定每個(gè)序列是否為整形序列及其階數(shù)，即單位根檢驗(yàn)。 如果序列存在單位根，則序列為非平穩(wěn)序列，反之，為平穩(wěn)序列。本文采用Engle -Granger的基于 殘差A(yù)DF(Augmented Dickey - Fuller)方法來(lái)檢驗(yàn)。 表 2 單位根檢驗(yàn) Tab.2 ADF Unit Root Test 通過(guò)單位根檢驗(yàn)可以知道，兩指數(shù)變量均表現(xiàn)出明顯的非平穩(wěn)性。但經(jīng)過(guò)一階差分后， 在 5％和10％的顯著性水平下表現(xiàn)出平穩(wěn)性的特征。因此，通過(guò)檢驗(yàn)可以判斷各個(gè)變量均為一階 - 4 - 變量

ADF 值

1%臨界值

5%臨界值

10％臨界值

D.W 值

平穩(wěn)

PIRE

0.4605

-3.6852

-2.9705

-2.6242

1.73914

否

D（PIRE）

-3.1827

-3.6959

-2.9750

-2.6265

2.08015

是

SHCI

0.2730

-3.6852

-2.9705

-2.6242

2.00188

否

D(SHCI)

-3.6619

-3.6959

-2.9750

-2.6265

2.01374

是

SHCI PIRE

單整，這為后面的協(xié)整檢驗(yàn)提供了基礎(chǔ)。 在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上對(duì)該模型的殘差進(jìn)行檢驗(yàn)，看其是否平穩(wěn)。 表 3 ECM 單位根檢驗(yàn) Tab.3 ADF Unit Root Test on ECM ADF 的檢驗(yàn)值小于 1％的臨界值，拒絕原假設(shè)，即殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因 此.房?jī)r(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)自 2005 年以來(lái)確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。 3.3.2建立長(zhǎng)期均衡模型 首先對(duì)指數(shù)變量進(jìn)行 Granger 因果檢驗(yàn)，以確定房?jī)r(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)的因變量自變量關(guān) 系，作為長(zhǎng)期均衡分析的基礎(chǔ)。 表 4 Granger 因果檢驗(yàn) Tab.4 Granger Causality Tests 在殘差和因果檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，建立長(zhǎng)期均衡模型。 表 5 回歸模型擬合參數(shù)及其顯著性檢驗(yàn) Tab.5 Coefficients 回歸方程為： PIRE = 103 .9863 + 0 .000858 * SHCI - 5 - Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 103.9863 0.444156 234.8657 0.0000 SHCI 0.000858 0.000145 5.400218 0.0000 AR(1) 0.376987 0.458931 0.821446 0.4198 AR(2) 0.309250 0.343365 0.900647 0.3771 MA(1) 0.169849 0.523547 0.324420 0.7486 R-squared 0.784798 Mean dependent var 106.3429 Adjusted R-squared 0.747371 S.D. dependent var 1.789564 S.E. of regression 0.899474 Akaike info criterion 2.786420 Sum squared resid 18.60824 Schwarz criterion 3.024313 Log likelihood -34.00988 F-statistic 20.96904 Durbin-Watson stat 1.917234 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots 0.78 0.40

Inverted MA Roots -0.17

Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability PIRE does not Granger Cause SHC 28 0.62818 0.54247 SHCI does not Granger Cause PIRE 6.69494 0.00511 ADF Test Statistic

-3.116180

1% Critical Value*

-2.6560

5% Critical Value

-1.9546

10% Critical Value

-1.6226

*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.

判定系數(shù) R 是回歸平方和在總平方和中的比例，消除自變量個(gè)數(shù)影響的修正的判定系 數(shù) R2=0.747，說(shuō)明因變量 ROA 的變化中有 74.7%是由自變量引起的，判定系數(shù)和調(diào)整判定 系數(shù)較大，回歸估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差小，模型擬合度很高。因此從判定系數(shù)檢驗(yàn)可以看出該模型顯 著性較高，最終結(jié)論得結(jié)合其它檢驗(yàn)共同決定。 方差分析對(duì)整個(gè)回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，根據(jù) F 檢驗(yàn)量為 F=20.96904，其伴隨概率 為 0.000，說(shuō)明總體回歸函數(shù)中各自變量與因變量關(guān)系極為顯著。 Durbin-Watson stat 檢驗(yàn)得出 D 為 1.917 近似于 2，說(shuō)明殘差和自變量相互獨(dú)立，不存在 序列相關(guān)問(wèn)題。 檢驗(yàn)方程的 AIC、SC 最小。 綜合上述顯著性檢驗(yàn)，證明模型充分有效 3.3.3建立誤差修正模型 分析了房?jī)r(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，再對(duì)兩者之間的短期波動(dòng)關(guān)系建模。 表 6 誤差修正模型 Tab.6 Error Correction Model 方程式為： DPIRE = 0.118972 - 1.95e - 05 * DSHCI - 0.449135 * ECM(-1) 上式反映了房?jī)r(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)的短期波動(dòng)偏離它們長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。在短期內(nèi)， 股價(jià)指數(shù)的波動(dòng)對(duì)于房?jī)r(jià)指數(shù)有負(fù)方向影響。雖然系數(shù)不是很大，但基本可以認(rèn)為房?jī)r(jià)指數(shù) 在短期內(nèi)與股市呈反向變動(dòng)。 4．總結(jié) 4.1 基本結(jié)論

1、實(shí)證結(jié)果表明，2005 年下半年到 2007 年期間，房?jī)r(jià)指數(shù)和股價(jià)指數(shù)存在協(xié)整關(guān)系。 從 Granger 因果檢驗(yàn)可以看出，對(duì)房?jī)r(jià)和股價(jià)之間的財(cái)富效應(yīng)、替代效應(yīng)和擠出效應(yīng)而言， 在這段時(shí)間股價(jià)上漲的財(cái)富效應(yīng)大于替代效應(yīng)和擠出效應(yīng)之和。因此，股價(jià)的變動(dòng)是房?jī)r(jià)變 動(dòng)的原因。 2、從長(zhǎng)期均衡模型得出，股價(jià)的變動(dòng)引起房?jī)r(jià)的同向變動(dòng)，股票價(jià)格的上漲帶動(dòng)了房 價(jià)的上漲?；貧w系數(shù)不是很大，這與兩者的量綱差異有關(guān)。總體而言，房?jī)r(jià)和股價(jià)的長(zhǎng)期均 衡已經(jīng)達(dá)成，并且兩者是正相關(guān)。 - 6 - Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.118972 0.172527 0.689582 0.4968 DSHCI -1.95E-05 0.000470 -0.041512 0.9672 ECM(-1) -0.449135 0.185062 -2.426938 0.0228 R-squared 0.191145 Mean dependent var 0.103571 Adjusted R-squared 0.126437 S.D. dependent var 0.895868 S.E. of regression 0.837319 Akaike info criterion 2.583735 Sum squared resid 17.52759 Schwarz criterion 2.726471 Log likelihood -33.17228 F-statistic 2.953950 Durbin-Watson stat 1.624802 Prob(F-statistic) 0.070531

3、協(xié)整關(guān)系只是反應(yīng)了變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而誤差修正模型是為了建立短期的 動(dòng)態(tài)模型以彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足，它既能反映不同時(shí)間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，又能反映短期 偏離向長(zhǎng)期均衡修正的機(jī)制。從誤差修正模型來(lái)看，在短期內(nèi)，房?jī)r(jià)和股價(jià)的波動(dòng)會(huì)偏離長(zhǎng) 期均衡，房?jī)r(jià)的變動(dòng)受股價(jià)的影響但有所背離。 4.2 發(fā)展與展望

2005 年下半年至 2007 年底，房地產(chǎn)市場(chǎng)和股市步入共同繁榮階段，住房制度改革和股 市全流通改革有較大影響， 流動(dòng)性過(guò)剩也是重要因素。股票市場(chǎng)從 2005 年 7 月開(kāi)始了一輪 大牛市，截至 2007 年底，在不到兩年的時(shí)間里，從 1000 點(diǎn)左右迅速上漲到 6000 點(diǎn)以上。 而與此同時(shí)，房地產(chǎn)投資不僅沒(méi)有回落，反而開(kāi)始加速上升。隨著近幾年來(lái)房地產(chǎn)市場(chǎng)政策 的不斷調(diào)整，中國(guó)房地產(chǎn)土地市場(chǎng)全部透明化，房地產(chǎn)投資增速一直高于 20%。這也可以 解釋在實(shí)證分析中，房?jī)r(jià)和股價(jià)之間的正向長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 短期來(lái)看，股市在 07 年底達(dá)到 6000 多點(diǎn)后，08 年初股票市場(chǎng)出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，由于居 民在股市中投資已較多，加上股市收益減小風(fēng)險(xiǎn)加大，資產(chǎn)組合效應(yīng)和替代效應(yīng)發(fā)揮作用的 方向趨同，一部分資金可能從股市流出，進(jìn)入房地產(chǎn)市場(chǎng)。再加上中國(guó)政府不對(duì)貨幣搞額度 管理，不打壓股市，只盯住物價(jià)，以及 08 年初的暴雪災(zāi)害，導(dǎo)致現(xiàn)在股市的大跌。[4]但此 時(shí)房?jī)r(jià)卻沒(méi)有降，主要因?yàn)閷?duì)于房?jī)r(jià)而言，未來(lái)房?jī)r(jià)的預(yù)期比供求關(guān)系的作用更加大，這與 誤差修正模型的解釋一致。 我國(guó)加入 WTO 之后，房地產(chǎn)業(yè)與整體經(jīng)濟(jì)的互動(dòng)性更強(qiáng)，必須密切關(guān)注、認(rèn)真研究房 地產(chǎn)業(yè)周期波動(dòng)。股市作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的晴雨表，與整體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系也十分緊密。由于房地產(chǎn) 市場(chǎng)和股票市場(chǎng)相關(guān)性的特點(diǎn)，資金在財(cái)富效應(yīng)、替代效應(yīng)和擠出效應(yīng)的作用下，在房地產(chǎn) 市場(chǎng)和股票市場(chǎng)間流動(dòng)。不同的時(shí)期資金因各效應(yīng)的大小不同而流向不同的市場(chǎng)。因此，實(shí) 行針對(duì)一個(gè)市場(chǎng)的調(diào)控政策時(shí)，必須考慮到另一個(gè)市場(chǎng)的反映，這樣才能使調(diào)控政策達(dá)到預(yù) 期的效果。 此外，房?jī)r(jià)與股價(jià)的暴漲會(huì)加劇社會(huì)的兩極分化，激化社會(huì)矛盾。同時(shí)，股市和樓市的 大部分資金直接或間接來(lái)自于銀行，當(dāng)股價(jià)和房?jī)r(jià)逆轉(zhuǎn)時(shí)，銀行及其他金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)很 快暴露出來(lái)，金融風(fēng)險(xiǎn)迅速集聚。[5]因此，并不是房?jī)r(jià)和股價(jià)一味的上漲就對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生促進(jìn) 作用。針對(duì)目前股市大跌但房?jī)r(jià)上漲的局面，應(yīng)該在兼顧房市和股市相關(guān)性的同時(shí)，充分考 慮房市、股市引起的經(jīng)濟(jì)泡沫化，避免市場(chǎng)調(diào)控政策的低效率，從根本上有效地推動(dòng)兩個(gè)市 場(chǎng)走向健康。

[1]羅然然.當(dāng)前股市和房地產(chǎn)市場(chǎng)關(guān)系的一些新特征[J].專題研究，2007，9：14-15. [2]張躍龍，吳江.中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)和股市波動(dòng)的階段相關(guān)性研究[J].房地產(chǎn)市場(chǎng)，2008，1：29-30. [3]易丹輝. 數(shù)據(jù)分析與 Eviews 應(yīng)用[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2002. [4]中華股民網(wǎng). 最近幾次股市大跌時(shí)間段及原因一覽[EB/OL]. [5]尹中立. 股價(jià)與房?jī)r(jià)的辯證關(guān)系[J].專家視線，2007，10：34-35. - 7 -

A practical analysis on the relationship between China's current real estate market and the stock market

Xu Li Department of Business management，Hohai University，Nanjing (210098)

Abstract With the rapid growth of macroeconomic and the opening up of financial market， not only the stock market has developed rapidly， but also the real estate is undergoing rapid changes. Therefore， the research on the relationship between the real estate market and stock market has the very vital practical significance. The paper first do some research on the relationship between the price index for real estate and Shanghai Composite Index from 1998 to 2007 in quarter. It uses the recent stage of the different development phase to do cointegration test by the monthly data of the price index for real estate and Shanghai Composite Index. It works out the long-term balance between them. Finally， it established the error correction model on the basis of the balanced mechanism. The results indicated that， in recent years the long-term equilibrium price between the price index for real estate and Shanghai Composite Index has been formed， and the wealth effect is strong than substitution effects and the effects of extrusion. But in short term， they are deviated， which is consistent with the reality. Therefore， the effectiveness of China's market regulation and policy should be established on the basis of taking into account both the stock market and the real estate market. Keywords：the price index for real estate；the stock index；cointegration test；error correction model； Granger causality tests 作者簡(jiǎn)介：徐麗，女，1985 年生，碩士研究生，主要研究方向是財(cái)務(wù)管理、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。