重慶商品房成交量及關聯性研究

蔡振武+馮丹

摘 要：商品房成交量與就業是衡量社會經濟發展的重要指標，目前國內外對商品房成交量與就業關聯性的研究為數不多。文章以重慶市商品房成交量與就業的相關數據為指標進行實證分析。得出商品房成交量與就業相關聯，商品房成交量的變動對就業會產生顯著影響的結論。

關鍵詞：商品房成交量;就業;關聯性;VAR模型

一、商品房成交量與失業關聯性的理論思考

根據阿瑟·庇古的相關理論，實際貨幣余額（M/P）是衡量家庭財富的重要指標，物價水平下降，實際貨幣余額增加，消費者則感到富有并增加支出（消費）。商品房成交量與失業率相聯系的地方正是實際貨幣余額。房價上漲，家庭財富減少，商品房成交量將會減少，從而導致社會總消費減少。社會總消費減少會導致房地產行業生產縮減，就業人數降低，失業率上升。同時，托賓Q理論指出：公眾投資取決于公司的市場價值和資產重置成本的比率。當經濟放緩時，商品房價格下降，公眾對預期經濟持悲觀態度，認為資產市值會下降，而對商品房持觀望態度，商品房交易量減少，企業的外部資金成本上升。外部資金成本上升會進一步導致投資減少，就業下降。

本文以實證的研究方法，對商品房成交量和就業之間的內在關系進行檢驗，以分析商品房成交量和就業之間存在的復雜關聯性。

二、商品房成交量與就業關聯性的檢驗研究

1.數據來源

本文采用重慶統計局編制的重慶商品房銷售額（SCB）、城鎮人口登記失業率（UE）作為研究就業情況的指標，數據取自重慶市統計年鑒。樣本容量為1998年-2012年，樣本容量為15個。

2.實證分析過程

（1）數據的平穩性檢驗

非平穩的的時間序列數據容易出現偽回歸。因此有必要首先對變量進行單位根檢驗。平穩性檢驗檢驗結果如下頁表1所示。

ADF檢驗結果顯示，商品房銷售額（SCB）和失業率（UE）都是非平穩序列，但二者的二階差分都是平穩序列，數理假設為：LnSCB-I（2），lnUE-I（2）。

（2）協整--Johansen實證

經過檢驗，表2列出滯后階數L從0到3的各檢驗值。在5%的顯著區間水平下，最佳滯后階數為1。

表2

（3）非約束協整關系檢驗

要論證指標存在長期的均衡關系，需要進行協整檢驗。指標的單位根檢驗符合協整檢驗的要求;通過VAR模型，對變量進行協整檢驗。根據模型的理論選擇，對應的協整檢驗假設有截距項，但沒有趨勢項。具體檢驗結果見表3。

表3

在5%的臨界水平下，軌跡統計量大于5%臨界值，應該接受存在一階協整關系，拒絕r=0的原假設;對最多存在一階協整關系的原假設，軌跡統計量小于5%臨界值，所以不能拒絕原假設，即存在一階協整關系。結論是：在5%顯著水平上，二者協整關系是長期的。假設協整方程形式為：

lnUEt-1=-0.0096lnSCBt-1+Ct

（4）誤差修正機制

對誤差修正機制進行估計，采用極大似然估計法，選取最佳滯后階數為L=1，假設含截距項和不含時間項的線性趨勢。表4顯示的是在5%置信區間水平下誤差修正機制的參數估計結果，排除不顯著的結果。

從表4中可以得到失業率的VECM的具體形式是：

Δlnuet=-0.2033[lnuet-1+0.0096lnscbt-1-2.9435]+0.7732Δlnuet-1

（0.0805） ? ? ? ? ? （0.2541）

對殘差的穩定性檢驗，所有的根均滿足條件，因此誤差修正機制模型的穩定成立。LM自相關檢驗顯示，LM1=4.4012，概率為0.3544;LM2=3.0067，概率為0.5667，不存在自相關。懷特異方差（無交叉項）檢驗顯示的值X2=23.1781，概率為0.1838，故不存在異方差。誤差修正機制模型效果穩定。

三、結論

通過對重慶商品房交易量與就業之間的關聯性實證分析，得出以下結論。

1.從長期來看，重慶商品房交易量和就業之間存在均衡關系;商品房交易量變動在短期內會對就業產生正向作用，即商品房成交量的上漲在短期內會提高就業。

2.就業對商品房交易量在短期內呈現正向彈性，政府應加大宏觀調控，促進商品房交易量的穩步提升，在保證財政收入的同時，完善住房保障體系，加快保障性住房的建設，有利于強化社會成員的安全感和歸屬感。

參考文獻：

[1]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2005.

[2]陳章喜，黃準.城市房價與失業率的關聯性研究[M].南方人口，2010.

[3]華民.房價上漲是經濟增長的助推器嗎？[J].學習月刊，2004.

[4]常新.房價對房地產業和城市經濟的影響及對策[J].中國建設信息，2003（6）.

[5]湯燦晴等.失業勞動力就業渴望強度影響因素實證分析[M].南方人口，2009（3）.endprint

摘 要：商品房成交量與就業是衡量社會經濟發展的重要指標，目前國內外對商品房成交量與就業關聯性的研究為數不多。文章以重慶市商品房成交量與就業的相關數據為指標進行實證分析。得出商品房成交量與就業相關聯，商品房成交量的變動對就業會產生顯著影響的結論。

關鍵詞：商品房成交量;就業;關聯性;VAR模型

一、商品房成交量與失業關聯性的理論思考

根據阿瑟·庇古的相關理論，實際貨幣余額（M/P）是衡量家庭財富的重要指標，物價水平下降，實際貨幣余額增加，消費者則感到富有并增加支出（消費）。商品房成交量與失業率相聯系的地方正是實際貨幣余額。房價上漲，家庭財富減少，商品房成交量將會減少，從而導致社會總消費減少。社會總消費減少會導致房地產行業生產縮減，就業人數降低，失業率上升。同時，托賓Q理論指出：公眾投資取決于公司的市場價值和資產重置成本的比率。當經濟放緩時，商品房價格下降，公眾對預期經濟持悲觀態度，認為資產市值會下降，而對商品房持觀望態度，商品房交易量減少，企業的外部資金成本上升。外部資金成本上升會進一步導致投資減少，就業下降。

本文以實證的研究方法，對商品房成交量和就業之間的內在關系進行檢驗，以分析商品房成交量和就業之間存在的復雜關聯性。

二、商品房成交量與就業關聯性的檢驗研究

1.數據來源

本文采用重慶統計局編制的重慶商品房銷售額（SCB）、城鎮人口登記失業率（UE）作為研究就業情況的指標，數據取自重慶市統計年鑒。樣本容量為1998年-2012年，樣本容量為15個。

2.實證分析過程

（1）數據的平穩性檢驗

非平穩的的時間序列數據容易出現偽回歸。因此有必要首先對變量進行單位根檢驗。平穩性檢驗檢驗結果如下頁表1所示。

ADF檢驗結果顯示，商品房銷售額（SCB）和失業率（UE）都是非平穩序列，但二者的二階差分都是平穩序列，數理假設為：LnSCB-I（2），lnUE-I（2）。

（2）協整--Johansen實證

經過檢驗，表2列出滯后階數L從0到3的各檢驗值。在5%的顯著區間水平下，最佳滯后階數為1。

表2

（3）非約束協整關系檢驗

要論證指標存在長期的均衡關系，需要進行協整檢驗。指標的單位根檢驗符合協整檢驗的要求;通過VAR模型，對變量進行協整檢驗。根據模型的理論選擇，對應的協整檢驗假設有截距項，但沒有趨勢項。具體檢驗結果見表3。

表3

在5%的臨界水平下，軌跡統計量大于5%臨界值，應該接受存在一階協整關系，拒絕r=0的原假設;對最多存在一階協整關系的原假設，軌跡統計量小于5%臨界值，所以不能拒絕原假設，即存在一階協整關系。結論是：在5%顯著水平上，二者協整關系是長期的。假設協整方程形式為：

lnUEt-1=-0.0096lnSCBt-1+Ct

（4）誤差修正機制

對誤差修正機制進行估計，采用極大似然估計法，選取最佳滯后階數為L=1，假設含截距項和不含時間項的線性趨勢。表4顯示的是在5%置信區間水平下誤差修正機制的參數估計結果，排除不顯著的結果。

從表4中可以得到失業率的VECM的具體形式是：

Δlnuet=-0.2033[lnuet-1+0.0096lnscbt-1-2.9435]+0.7732Δlnuet-1

（0.0805） ? ? ? ? ? （0.2541）

對殘差的穩定性檢驗，所有的根均滿足條件，因此誤差修正機制模型的穩定成立。LM自相關檢驗顯示，LM1=4.4012，概率為0.3544;LM2=3.0067，概率為0.5667，不存在自相關。懷特異方差（無交叉項）檢驗顯示的值X2=23.1781，概率為0.1838，故不存在異方差。誤差修正機制模型效果穩定。

三、結論

通過對重慶商品房交易量與就業之間的關聯性實證分析，得出以下結論。

1.從長期來看，重慶商品房交易量和就業之間存在均衡關系;商品房交易量變動在短期內會對就業產生正向作用，即商品房成交量的上漲在短期內會提高就業。

2.就業對商品房交易量在短期內呈現正向彈性，政府應加大宏觀調控，促進商品房交易量的穩步提升，在保證財政收入的同時，完善住房保障體系，加快保障性住房的建設，有利于強化社會成員的安全感和歸屬感。

參考文獻：

[1]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2005.

[2]陳章喜，黃準.城市房價與失業率的關聯性研究[M].南方人口，2010.

[3]華民.房價上漲是經濟增長的助推器嗎？[J].學習月刊，2004.

[4]常新.房價對房地產業和城市經濟的影響及對策[J].中國建設信息，2003（6）.

[5]湯燦晴等.失業勞動力就業渴望強度影響因素實證分析[M].南方人口，2009（3）.endprint

摘 要：商品房成交量與就業是衡量社會經濟發展的重要指標，目前國內外對商品房成交量與就業關聯性的研究為數不多。文章以重慶市商品房成交量與就業的相關數據為指標進行實證分析。得出商品房成交量與就業相關聯，商品房成交量的變動對就業會產生顯著影響的結論。

關鍵詞：商品房成交量;就業;關聯性;VAR模型

一、商品房成交量與失業關聯性的理論思考

根據阿瑟·庇古的相關理論，實際貨幣余額（M/P）是衡量家庭財富的重要指標，物價水平下降，實際貨幣余額增加，消費者則感到富有并增加支出（消費）。商品房成交量與失業率相聯系的地方正是實際貨幣余額。房價上漲，家庭財富減少，商品房成交量將會減少，從而導致社會總消費減少。社會總消費減少會導致房地產行業生產縮減，就業人數降低，失業率上升。同時，托賓Q理論指出：公眾投資取決于公司的市場價值和資產重置成本的比率。當經濟放緩時，商品房價格下降，公眾對預期經濟持悲觀態度，認為資產市值會下降，而對商品房持觀望態度，商品房交易量減少，企業的外部資金成本上升。外部資金成本上升會進一步導致投資減少，就業下降。

本文以實證的研究方法，對商品房成交量和就業之間的內在關系進行檢驗，以分析商品房成交量和就業之間存在的復雜關聯性。

二、商品房成交量與就業關聯性的檢驗研究

1.數據來源

本文采用重慶統計局編制的重慶商品房銷售額（SCB）、城鎮人口登記失業率（UE）作為研究就業情況的指標，數據取自重慶市統計年鑒。樣本容量為1998年-2012年，樣本容量為15個。

2.實證分析過程

（1）數據的平穩性檢驗

非平穩的的時間序列數據容易出現偽回歸。因此有必要首先對變量進行單位根檢驗。平穩性檢驗檢驗結果如下頁表1所示。

ADF檢驗結果顯示，商品房銷售額（SCB）和失業率（UE）都是非平穩序列，但二者的二階差分都是平穩序列，數理假設為：LnSCB-I（2），lnUE-I（2）。

（2）協整--Johansen實證

經過檢驗，表2列出滯后階數L從0到3的各檢驗值。在5%的顯著區間水平下，最佳滯后階數為1。

表2

（3）非約束協整關系檢驗

要論證指標存在長期的均衡關系，需要進行協整檢驗。指標的單位根檢驗符合協整檢驗的要求;通過VAR模型，對變量進行協整檢驗。根據模型的理論選擇，對應的協整檢驗假設有截距項，但沒有趨勢項。具體檢驗結果見表3。

表3

在5%的臨界水平下，軌跡統計量大于5%臨界值，應該接受存在一階協整關系，拒絕r=0的原假設;對最多存在一階協整關系的原假設，軌跡統計量小于5%臨界值，所以不能拒絕原假設，即存在一階協整關系。結論是：在5%顯著水平上，二者協整關系是長期的。假設協整方程形式為：

lnUEt-1=-0.0096lnSCBt-1+Ct

（4）誤差修正機制

對誤差修正機制進行估計，采用極大似然估計法，選取最佳滯后階數為L=1，假設含截距項和不含時間項的線性趨勢。表4顯示的是在5%置信區間水平下誤差修正機制的參數估計結果，排除不顯著的結果。

從表4中可以得到失業率的VECM的具體形式是：

Δlnuet=-0.2033[lnuet-1+0.0096lnscbt-1-2.9435]+0.7732Δlnuet-1

（0.0805） ? ? ? ? ? （0.2541）

對殘差的穩定性檢驗，所有的根均滿足條件，因此誤差修正機制模型的穩定成立。LM自相關檢驗顯示，LM1=4.4012，概率為0.3544;LM2=3.0067，概率為0.5667，不存在自相關。懷特異方差（無交叉項）檢驗顯示的值X2=23.1781，概率為0.1838，故不存在異方差。誤差修正機制模型效果穩定。

三、結論

通過對重慶商品房交易量與就業之間的關聯性實證分析，得出以下結論。

1.從長期來看，重慶商品房交易量和就業之間存在均衡關系;商品房交易量變動在短期內會對就業產生正向作用，即商品房成交量的上漲在短期內會提高就業。

2.就業對商品房交易量在短期內呈現正向彈性，政府應加大宏觀調控，促進商品房交易量的穩步提升，在保證財政收入的同時，完善住房保障體系，加快保障性住房的建設，有利于強化社會成員的安全感和歸屬感。

參考文獻：

[1]李子奈，潘文卿.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2005.

[2]陳章喜，黃準.城市房價與失業率的關聯性研究[M].南方人口，2010.

[3]華民.房價上漲是經濟增長的助推器嗎？[J].學習月刊，2004.

[4]常新.房價對房地產業和城市經濟的影響及對策[J].中國建設信息，2003（6）.

[5]湯燦晴等.失業勞動力就業渴望強度影響因素實證分析[M].南方人口，2009（3）.endprint