薛亞楠，徐弘，楊燦

（西安財經(jīng)學(xué)院，陜西西安710100）

1 引言

金融市場和房地產(chǎn)市場作為密切相關(guān)的兩個市場，金融穩(wěn)定會對房地產(chǎn)周期產(chǎn)生直接性影響，金融體制穩(wěn)定政策對于平滑房地產(chǎn)周期波動也有著重要的積極作用，利用金融穩(wěn)定政策平滑房地產(chǎn)周期波動，不但可以很好的推動房地產(chǎn)業(yè)平穩(wěn)發(fā)展，而且也有利于減少金融體系的潛在風(fēng)險。董曉玉，李星野（2014）在對以往有關(guān)房地產(chǎn)周期性波動和金融穩(wěn)定相關(guān)性研究的基礎(chǔ)上，再把中國房地產(chǎn)周期波動性和金融穩(wěn)定的關(guān)系進(jìn)行描述性分析后，通過建立VAR模型對金融穩(wěn)定和房地產(chǎn)周期波動進(jìn)行定量的分析，發(fā)現(xiàn)兩者之前有相關(guān)關(guān)系[1]。

2 房地產(chǎn)周期波動的理論

在房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，把圍繞著長期增長趨勢線上下起伏波動過程中所呈現(xiàn)的擴(kuò)張和收縮交替反復(fù)運(yùn)動的過程，稱之為房地產(chǎn)周期。主要表現(xiàn)就是在房地產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中所出現(xiàn)的擴(kuò)張和收縮這兩個階段的一種交替現(xiàn)象。

3 模型的建立

根據(jù)金融穩(wěn)定性對房地產(chǎn)周期波動的影響因素指標(biāo)，可以建立以下模型：

為了使參數(shù)估計量具有良好的統(tǒng)計性質(zhì)，本文所建立的模型做出幾點(diǎn)基本假設(shè)。假設(shè)1：回歸模型是正確設(shè)定的；假設(shè)2：解釋變量X1,X2,...,Xk之間沒有完全的線性關(guān)系；假設(shè)3：各解釋變量在所抽取的樣本中具有變異性，而且隨著樣本容量的無限增加，各解釋變量的樣本方差趨于一個非零的有限常數(shù)；假設(shè)4：隨機(jī)誤差項具有條件零均值、同方差及不序列相關(guān)性；假設(shè)5：解釋變量與隨機(jī)項不相關(guān)。

表1 逐步回歸

本文選取GDP增長率、M2增長率、不良貸款率、外債負(fù)債率、外債償債率以及商品房平均銷售價格作為指標(biāo)。建立模型并修正，根據(jù)R的最大值原理，把X3作為解釋變量的回歸模型，根據(jù)逐步回歸，結(jié)果如表所示。

經(jīng)比較發(fā)現(xiàn)，當(dāng)加入X1時，修正的判別系數(shù)，從R2=0.78增加到R2=0.81，所以保留X1。然后添加新變量逐步回歸，加入X2時，R2=0.85，t檢驗值顯著；加入X4、X5后，其系數(shù)的值與期望相反且t檢驗不顯著，這說明因為X3和X4、X5引起了多重共線性，所以應(yīng)該剔除解釋變量X4和X5，即去掉國家外債負(fù)債率、國家外債償債率這兩個指標(biāo)。

因此，模型的最佳擬合方程是：

然后，在對回歸模型進(jìn)行異方差性檢驗。

在給定顯著性水平0.05，Obs*R-squared對應(yīng)的p=0.5267＞0.05，故原模型不存在異方差。通過對回歸模型的多重共線性檢驗、異方差檢驗，說明Y與解釋變量X1,X2,X3構(gòu)建的回歸方程是最優(yōu)的回歸模型，故而本文最終確定金融穩(wěn)定影響房地產(chǎn)周期波動的回歸模型為：

4 結(jié)論

通過多元回歸模型的實證分析，結(jié)果表明：當(dāng)X2,X3一定時，X1每當(dāng)增加1%，Y就會增加0.45%；當(dāng)X1,X3一定時，X2每當(dāng)增加1%，Y就會增加0.32%；當(dāng)X1,X1一定時，X3每當(dāng)增加1%，Y就會增加0.33%。由上述金融穩(wěn)定性對房地產(chǎn)周期波動的影響研究來看，在所選金融穩(wěn)定的三個指標(biāo)中，GDP增長率、M2增長率、不良貸款率對商品房平均銷售價格的影響最高。就本文而言，在不考慮其他因素的條件下，說明金融穩(wěn)定性對房地產(chǎn)周期波動的影響因素主要是GDP增長率、不良貸款率和M2增長率，說明這三個指標(biāo)對房地產(chǎn)周期波動有較高程度地影響。