Влияние денежно-кредитной политики и облигаций поставки по ценам на недвижимость: эмпирическое исследование,
Данное исследование развивает два-товаров и три портфеля активов баланса моделью для изучения влияния расширения как в денежно-кредитной политики и облигаций предложение по ценам на недвижимость. Мы проводим анализ на основе данных по Тайвань в период с января 1987 года по август 2002 года. Все данные, используемые из Тайваня финансовая статистика базы данных и базы данных статистики цен. Сотрудничество интеграции анализ используется для проверки долгосрочных отношений между ключевых экономических переменных. Результаты этого анализа показывают, что расширение кредитно-денежной политики приводит к уменьшению цен на недвижимость, в то время как растущий внутренний поставки связи причин цены на недвижимость расти. После коррекции ошибок вектора было сделано, данные показывают, что в долгосрочной перспективе, причинная связь между денежно-кредитной политики и реальной цены вновь является двунаправленным, а что есть однонаправленные 'причинно-следственной связи "от внутренних поставок облигации цен на недвижимость.
(ProQuest: ... означает формулы опускается.)
1. Введение
В последние годы, эмпирическое исследование было проведено на отношения между реальными ценами на недвижимость и общие макроэкономические показатели. Некоторые до реальной работы с ценами на недвижимость относится к этим эмпирических исследований. Чаудхри и др.. (1999) изучили связь цен на недвижимость и важные финансовые активы, такие как казначейские облигации. Бенсон и др.. (1999) проанализировали влияние обменных курсов и индексов цен на цены на недвижимость. Darrat и Glasock (1993) предложил гипотезу эффективности рынков недвижимости и сосредоточили свои исследования по связи между реальным доходам недвижимости и соответствующих финансовых и экономических показателей, в том числе налоговой и денежно-кредитной политики переменных, фондовый индекс цен и временная структура процентных ставок и т.д. Дрейк (1993) представлены как реальные личного располагаемого дохода влияет на колебания цен на жилье в Соединенном Королевстве. Основываясь на модели фирм инвестиционных расходов поведения, и Мак-Кью Клинг (1994) применил Векторный Авто регрессии (VAR) модель учета цен, процентных ставок, выход, и инвестиций, с целью изучения связи между этими макроэкономических показателей и реальной Недвижимость прибыли. Cheung et.al. (1995) протестировал причинно-следственных связей между ценой продажи и аренды изменений, изменений ставок на рынке недвижимости Гонконга ..
Некоторые документы разработаны теоретические предложения и спроса модели рынка недвижимости, а затем провела эмпирическое исследование. Макроэкономические показатели, Квигли (1998) 'ы модели цен на недвижимость, занятости и дохода, и эмпирические результаты этой операции поддержку позитивного влияния на фундаментальные экономические цены на недвижимость в 41 городах в США с 1986 по 1994 год. Каспарова
Большинство из этих последних исследований, к сожалению создали теоретическую модель, состоящую из одного рынка, рынка недвижимости, в то время не было проведено исследований изучили последствия систематического открытой экономической модели макроэкономических показателей на цены на недвижимость. Помимо того, что повлияло на рынке ценных бумаг в условиях открытой экономики, процентные ставки и цены на недвижимость, пострадавших от товаров и валютных рынках. Таким образом, в настоящем документе будет теоретически изучить определения цен на недвижимость под открытым экономики, с тем чтобы пересмотреть модель баланса портфеля существующих двух товаров и три активов, установленные Макдональд (1988).
Богатства эмпирического исследования изучали взаимосвязь между цен на недвижимость и макроэкономических показателей в разных странах, но мало кто исследовал отношения в Тайване. Chen (2003, 2004) применил структурной модели временных рядов, чтобы изучить ряд цен Тайбэй дома, а также в других городах в Азии. Чэнь [8] исследовали колебания и случайностей цен акций и цены на недвижимость с 1973 по 1992 на Тайване, отмечая, что банковские кредиты являются гораздо более значительными, чем процентные ставки в прогнозировании движения как цены активов. Однако эти исследования не изучение связей цен на недвижимость, денежной массы, а также облигации питания через теоретические модели и эмпирические методики.
Цель и вклад этого документа заключается в следующем. В начале, в настоящем документе будет теоретически изучить определения цен на недвижимость под открытым экономики, с тем чтобы пересмотреть модель портфеля остаток товаров и две 3 активов, установленные Макдональд (1988). Во-вторых, основываясь на этой теоретической модели, мы эмпирически изучить влияние денежно-кредитной политики и связей поставки на цены на недвижимость в Тайване в период с 1987 по 2002 год. В отличие от прошлого относительной эмпирических исследований, мы заменить денежной массы для процентной ставки в целях изучения воздействия денежно-кредитной политики на цены на недвижимость, который может не только зеркало теоретические модели, но и более правильным целевой переменной для денежно-кредитной политики Тайвань. Наконец, мы используем Йохансена (1988) многомерных cointegrated способ проверить долгосрочных отношений между цен на недвижимость, денежной массы, а также облигации питания. Применение векторной модели коррекции ошибок (VECM), то расследование причинности испытаний экономических переменных. Чтобы проверить стабильность в VECM, мы применяем CUSUM испытаний. Эмпирические данные свидетельствуют о стабильности параметров и, следовательно, общая модель.
Остальные бумаги устанавливается следующим образом. Раздел 2 представляет на рынке недвижимости и на Тайване финансовых систем. Раздел 3 устанавливает плавающую модель курса учета товаров и две 3 активов, которые будут изучать взаимосвязи между цен на недвижимость и политических переменных. Раздел 4 докладов эмпирических данных, а в разделе 5 предлагает выводы.
2. Рынки недвижимости и финансовой системы на Тайване
Недвижимость имеет огромное значение в Тайване и играет важную роль в механизм перевода денег в прошлом (Сюй
Недвижимости рост цен в первой и второй взрывы были вызваны нефтяного кризиса 1970-х (Chen, 2003). Денежная масса является еще одним важным фактором, первый и второй взрывы. Главная причина повышения цен на недвижимость во время третьего взрыва был быстрый рост денежной массы Тайваня. По сравнению с предыдущим два взрыва, уровень инфляции общий уровень цен был достаточно стабильным и не играл важную роль в третий взрыв. Основной причиной увеличения денежной массы продолжается высокой экономической growm около 12-13%, а также в силу ряда других факторов, в результате финансовой либерализации.
В 1960-х и 1970-х годов Тайвань сохранить финансовую стабильность национальной финансовой системы, которая была осторожно, контролируемых правительством. Облицовочные финансовой глобализации, регулирования финансов Тайваня начала меняться с 1980-х. Во-первых, дерегулирование потолок процентной ставки на денежном рынке вступил в силу в ноябре 1980, а также банки были разрешены к цене свои процентные ставки с марта 1985 года. Во-вторых, валютной системы изменилась с системы фиксированных обменных к управляемому гибкая система скорость в феврале 1979 года, а отток капитала не регулировались в июле 1987 года. В-третьих, январь 1988 года начался либерализации российского рынка ценных бумаг. В конце 1980-х, хотя и движется в направлении либерализации международной остается медленным, что темпы либерализации финансовых ускоряется. Все эти тенденции пришли с изменениями в отношениях между ценами на финансовые рынки и денежно-кредитной политики (Сюй
3. Модель спецификации
Модель 3,1 строительства
На основе модели баланса портфеля включения 2 товаров, 3 активов, а также плавающий обменный курс создан Макдональд (1988), особенности этой модели заключаются в следующем. Во-первых, две товары производятся в национальной экономике: 1 и продаваться, и других 1 неторгуемых хорошо (недвижимое имущество). Во-вторых, портфолио выбор ограничен только тремя активов: облигации внешних облигационных займов, в национальной валюте, а также облигации - все из которых не являются идеальными заменителями.
Модель изложил следующим образом.
где P ^ T ^ SUP является цена экспортных товаров в национальной валюте; P ^ зир Г ^ ^ T ^ к югу. является стоимость продаваемых товаров в иностранной валюте; P ^ N ^ к югу является цена недвижимости в национальной валюте; P: уровень внутренних цен; е Валютный курс, или цена в национальной валюте / за единицу иностранной валюты; Y ^ N ^ SUP является поставка отечественных недвижимости; C ^ N ^ SUP спрос внутреннего недвижимости; Y ^ T ^ SUP является поставка отечественных экспортных товаров; C ^ T ^ SUP спрос внутреннего ходовых товаров; Ь Доля внутреннего деньги номинального богатства, проведенных жителями страны; г Внутренние ставки процента; г ^ е ^ к югу является иностранных процентная ставка; J выводится; W является номинальный богатства в национальной валюте; М денежной массы; J является Доля внутренних облигаций номинальной богатства состоялась внутренним жителей; B является поставка отечественных облигации в национальной валюте; К Доля иностранных облигаций номинальной богатства, проведенных жителями страны; Р иностранных облигаций, выпущенных жителей страны (выраженных в иностранной валюте); д Денежный мультипликатор; H Денежно-кредитная политика является - Внутренний кредит.
Уравнений (1) - (7), как Макдональд (1988) 'ы версия уравнения (1), по паритету покупательной способности экспортных товаров. Уравнение (2) описывается уровень внутренних цен, которое задается простой формулировке Кобба-Дугласа,. Уравнение (3), условия равновесия на рынке недвижимости. В рынке недвижимости спрос зависит от P к югу ^ N ^ / P ^ югу T ^ (относительно цены на недвижимость на торгуемые товары), а реальное богатство WIP, в то время как реальные поставки недвижимости зависит от P к югу ^ N ^ / P ^ к югу T ^. Уравнения (4) - (6), рынка ценных бумаг, а спрос из этих трех активов зависит от процентных ставок по облигациям внутреннего г, ожидаемые прибыли иностранных облигаций г, к югу F ^ е ^ е ^ SUP / е, выход Y3, и номинальной богатства В. Уравнение (7) указывает, что номинальное богатство состоит в национальной валюте, облигации внутренних и иностранных облигаций. Уравнение (8), денежной массы и уравнение (9) представляет собой выход равным сумме поставок экспортных товаров и недвижимости.
Если суммировать уравнения (4) - (6) через определение богатства, как это указано в уравнении (7), то функция спроса активы должны отвечать следующим ограничениям:
L ^ 1 ^ к югу J ^ ^ 1 к югу K ^ ^ 1 к югу = 0; югу L ^ 2 ^ J ^ 2 ^ к югу K ^ 2 югу = 0; L ^ ^ 3 югу J ^ ^ к югу 3 K ^ подпункта 3 = 0; LJK = 1.
Из вышеуказанных ограничений, можно сделать вывод, что третья рынке активов достигнет равновесия, если любые две фондовые рынки сбалансированы. Таким образом, в настоящем документе анализ, невзирая на внутреннем рынке облигаций, поведение цен на недвижимость в связи с внутреннем денежном рынке, валютном рынке облигаций и рынка товаров.
долгосрочные 3,2 модели равновесия
В небольшой открытой экономической системы, очень важно создать P ^ SUP е ^ ^ к югу T ^ и т ^ е ^ к югу, как фиксированные значения и начального равновесия е ^ к югу 0 = P ^ югу Т0 = P ^ к югу N0 = 1. Подставляя уравнения (1), (2), (7), (8) и (9) в уравнения (3), (4) и (6), долгосрочное равновесие валютного курса и цен на недвижимость могут быть получены путем полного дифференцирования одновременных уравнений:
если ...,
как
Значений уравнений (11) - (12) являются неопределенными.
4. Эмпирические результаты
Этот раздел исследует долгосрочной структуры данных в терминах стационарной связи conitegration для оценки уравнения (10). Используя данные по Тайваню показано влияние денежно-кредитной политики H и внутренних облигаций B поставки по ценам на недвижимость P ^ N ^ к югу от января 1987 года по август 2002 года. Все данные, используемые ежемесячных данных. Денежно-кредитная политика H ^ SUP 4 ^ и внутреннее предложение облигаций Б из EPS / AREMOS Тайвань базы данных финансовой статистики. Цены на недвижимость P ^ N ^ югу взяты из базы данных статистики цен.
4,1 испытания единичного корня
заказы переменных интегрирования исследованы с помощью единичного корня испытания ADF (Дики
Для уменьшения искажений малых размеров, мы также применять корень Ng-Перрона модульного тестирования (Ng
4,2 Тесты для коинтеграции
В целях осуществления процедуры Йохансена, отставание длина выбрана для VAR модели. По Ljung-Box статистики, Л. М. (1), Л. М. (4) при различных длинах отставание, установлено, что минимальная продолжительность лаг равен 2 (как видно из таблицы 3).
После выбора отставание длины 2, необходимо выбрать модель характеристики для того, чтобы судить о том, включать или не включать направление в пространстве и коинтеграции или не допустить детерминированных тенденций в данных. Общие процедуры испытаний был обсужден в Йохансен (1992). Использование 90% уровня, который корректирует смещение конечного образца в соответствии с предложением Cheung и Лай (1993), заставляет нас выбирать г = 1 и 3 модели, т.е. модели с детерминированной тенденции в уровнях. Далее, мы возвращаемся к коинтеграции свойства векторных переменных. Таблица 4 показывает результаты испытаний максимальное собственное Еще раз, это доказывает, что число коинтеграции векторов 1.
Коинтеграции вектор нормированных по отношению к ценам на недвижимость, а именно - долгосрочное равновесие отношения - это:
Уравнение (13), выражая обширные денежно-кредитной политики в период с января 1987 по август 2002 на Тайване привело к реальному снижению цен на недвижимость, в то время как увеличение внутренних облигаций поставки увеличила цены на недвижимость. В уравнении (13) коэффициент воздействия экспансивных денежно-кредитной политики на цены на недвижимость является -0,549. Коэффициент воздействия внутренних облигаций предложение по ценам на недвижимость является 0,287.
Таблица 5 показывает, дополнительно значительные испытания коэффициентов в уравнении (13). Коэффициент денежно-кредитной политики H существенно отличается от нуля, что указывает на цены на недвижимость сильно зависит от денежно-кредитной политики. Коэффициент внутренних облигаций поставки B существенно не отличается от нуля, что свидетельствует о расширении поставки Облигации имеет мало влияния на цены на недвижимость. Эмпирическими результатами Darrat
4,3 Векторный исправления ошибок модели
После коинтеграции была определена, то следующий шаг заключается в оценке Векторная модель коррекции ошибок (VECM), который можно проиллюстрировать в краткосрочной перспективе динамика экономических показателей и причинность испытаний.
90% критического значения с поправкой на конечное смещение образца с использованием метода в Cheung и Лай [26].
Значение в скобках указывает на 95% критическое значение распределения хи-квадрат, а также средства ** значимость на уровне 5%.
В таблице 6 приведены соответствующие оценки параметра VECM. Создание точки после краткосрочной динамики реального уравнения цен на недвижимость, отставали errorcorrection термин имеет важное значение, которое подтверждает существование долгосрочных отношений между цен на недвижимость, денежно-кредитной политики, а также хозяйственно-питьевого облигаций. Для отставание точки зрения каждой переменной, только коэффициент реального вновь цен в период Т-1 имеет важное значение, а коэффициенты других переменных не являются незначительными. Это означает, что реальные изменения цен на недвижимость действительно показывают некоторых стойких движение, но изменения в денежно-кредитной политики и внутреннего предложения облигаций не окажет влияния на цены на недвижимость в краткосрочной перспективе.
Помимо тестирования причинности Грейнджер, мы также можем проверить ли два источника причинности имеют важное значение в таблице 6. краткосрочные Мы тестируем "причинности в том смысле, что изменения переменной зависит только для краткосрочных потрясений к стохастической среде (Масих
Во-первых, коэффициент условий по всем отставали денежно-кредитной политики и внутренних облигаций поставок в реальном вновь цена уравнения незначительны, и отставали недвижимости ценовые условия как в денежно-кредитной политики и внутреннего предложения облигаций уравнений также незначительны. Это приводит нас к выводу, что Есть нет краткосрочных отношений между цен на недвижимость и денежно-кредитной политики, и те же результаты показывают между реальными ценами на недвижимость и внутреннее предложение облигаций. Во-вторых, коэффициенты на срок исправления ошибок значительные цен на недвижимость и денежной политики, а также уравнения коэффициент внутреннего уравнения поставку облигаций незначительно. Это позволяет предположить, двунаправленный долгосрочные причинной связи между денежно-кредитной политики и реальной цены вновь, но однонаправленных долгосрочные причинности работает за счет внутренних облигаций поставку реального вновь ценам.
Для проверки стабильности в VECM, мы применяем CUSUM испытаний. Рисунок 1 показывает зависимость CUSUM. В результате рис. 1, участок CUSUM остается в пределах 5% критической оценки, что свидетельствует о стабильности параметров и, следовательно, общая модель. Хотя значения CUSUM статистика значительно увеличилось после 1997 года, они по-прежнему не выходят за пределы 5% критической линии.
5. Выводы
Это исследование определяет два-товаров и три портфеля активов баланса моделью для изучения влияния двух экспансивных денежно-кредитной политики и внутренних облигаций предложение по ценам на недвижимость. На основе ежемесячных данных за период с января 1987 по август 2002, авторы предлагают эмпирические исследования, основанного на коинтеграции в Йохансен (1988) для анализа в долгосрочной перспективе уравнения равновесия и причинности испытания с применением VECM. Основные точки зрения настоящего документа заключаются в следующем. Во-первых, теоретический анализ показывает, что денежно-кредитная политика и внутренние облигации поставки и оказывать влияние на неопределенный цен на недвижимость.
Во-вторых, эмпирические исследования cointegation показывает, что в Тайване широкие денежно-кредитной политики приводит к снижению реальных цен на недвижимость, в то время как увеличение внутренних облигаций поставки повышает цены на недвижимость. Значительных результатов испытаний коэффициентов cointegation поддержку действия денежно-кредитной политики на цены на недвижимость.
В-третьих, применение VECM проверить причинность, нет краткосрочных отношений между цен на недвижимость и денежно-кредитной политики, и тот же результат между цен на недвижимость и внутреннее предложение облигаций. С другой стороны, есть двунаправленный долгосрочные причинной связи между денежно-кредитной политики и реальной цены вновь, хотя и есть однонаправленные долгосрочные причинности работает за счет внутренних облигаций поставку реального вновь ценам.
Примечания
1. Для того, чтобы удовлетворить основные цели ценовой стабильности, центральный банк использует в Тайване денежного агрегата M2 в качестве промежуточных целевых переменных и отслеживает движения широкого спектра экономических и финансовых переменных.
2. Портфолио модели MacDonlad (1988) является представительством моделей, используемых в Брэнсон, Halttunen и Массон (1979) и т.д.
3 выходных обычно имеет мало влияния на спрос иностранных облигаций, и поэтому мы множества К ^ к югу 3 = 0.
4. Денежно-кредитная политика H относится к резерву денег.
Ссылки
Бенсон, E.D. Хансен, J. Л. Шварц, линия нападения и "Смерш", GT, (1999) "Канады / США Курсы и нерезидентов инвесторами: их влияние на значения Жилая недвижимость" Журнал исследованиям коммерческой недвижимости ,18:433-461.
Брэнсон, WH Halttunen Г. и Массон, П. (1979) "Курсы валют в краткосрочной перспективе," Европейская Economic Review, 10: 395-402.
Каррерас-и-Solanas, М. Mascarilla-и-Миро, О. и Егоров, Ю. (2004) "Эволюция и соотношение цены на жилье и арендных ставок в Барселоне, 1970-2002 годы", Европейский журнал по жилищной политике, 4 -1:19-56.
Чаудхри, M К. Кристи-Давид, РА и Sackley, WH (1999) "долгосрочные структурные отношения Цена на рынках недвижимости", журнал исследованиям коммерческой недвижимости, 18:335-354.
Chen, MC (2003) "Тайм-серии свойств и моделирования цен на жилье в Тайбэе района: Применение структурной Временные ряды Модель" Журнал Жилищный исследований, 12-2: 69-90.
Chen, MC (2004) "Анализ тенденции и циклические Поведение цен на жилье на азиатских рынках," Журнал Инвестиции в недвижимость и финансы, 22-1: 55-75.
Chen, Н. К. (200 1) "активами колебания цен на Тайвань: Данные из фонда и цен на недвижимость с 1973 по 1992," Журнал азиатские экономики, 12: 215-232.
Cheung, Ю. и Лай, К. (1993) "конечных выборках Размеры Likeliliood рацион Йохансена Тесты для коинтеграции", Оксфорд Бюллетень экономики и статистики 55:313-328.
Cheung, YL Цанг, С. К. Мак, SC (1995) "причинно-следственных связей между цены на жилую недвижимость и аренду в Hong Kong," Журнал Недвижимость Финансы и экономика, 1023-35.
Darrat, Ф. и Гласкок, JL (1993) "О реальной эффективности рынка недвижимости", журнал Real экономики финансов, 7:55-72.
Дики Д., Фуллер, В. (1979) "Распределение оценщиков для авторегрессии временных рядов с единичного корня", Журнал Американской ассоциации статистики, 74; 427-431.
Дики Д., Фуллер, W. (1981) "отношения правдоподобия для авторегрессии временных рядов с единичного корня", Econometrica, 49: 1057-1072.
Дрейк, L. (1993) "Моделирование Великобритании цены на жилье Использование коинтеграции: Применение Йохансен Техника," Прикладная экономика, 25:1225-1228.
Эллиотт, Г. Ротенберг, TJ и фондовому, JH (1996) "Эффективное Тесты для Antoregressive единичный корень," Экономика запись, 77:252-269.
Hsu, КМ и Лин, C. (2003) денежно-кредитной политики в условиях глобализации мира: Опыт Тайваня, семинар по теме глобализации Тайвань экономического развития, Тайнань, Тайвань: Чжан Чжун университета Кристиан.
Йохансен, S. (1988) "Статистический анализ коинтеграции Вектора" Журнал экономической динамики и управления, 12:231-254.
Йохансен, S. (1992) 'Oetermination коинтеграции ранга при наличии линейного тренда ", Оксфорд Бюллетень экономики и статистики 54:383-397.
Каспарова, Д. белый, M. (2001) "Реагирование цен на жилье в макроэкономической силы: межстрановых сопоставлений", Европейский журнал по жилищной политике, 1-3:385-416.
Макдональд, Р. (1988) Подход Портфолио баланс курсу в плавающего валютного курса: теории и доказывания, Лондон: Анвин Хайман ООО
Масих, AMM и Масих, R. (1996) "Энергопотребление, реальных доходов населения и временная причинности: результаты по ряду стран на основе коинтеграции и исправления ошибок моделирования," Энергетика Экономика 18:165-183.
Мак-Кью, ET и Клинг, JL (1994) "Недвижимость и возвращения макроэкономики: некоторые эмпирические данные Real Estate Investment Целевой Дата: 1972-1991" Журнал Недвижимость исследований, 9 :277-288.
Нг, С. и Перрона, P. (2001) "Последняя Длина Выбор и строительство единичный корень Тесты с хорошей размеров и мощи," Econometrica, 69-6:1519-1554.
Филлипс, П. и Перрона, П. (1988) тестирование на единичный корень во время серии регрессии ", Biometrika, 65:335-346.
Квигли, МДж (1998) "цен на недвижимость и экономических циклов", журнал жилищно исследований, 7:1-20 (на китайском языке).
Чиен Mei-Se
Национальный Гаосюн Университет прикладных наук, Тайвань
Чжан Ли Шу-Чун
Государственная тайчжунская технологический институт, Тайвань
Ли Хун-Ta
Легких Хва университет науки и технологии, Тайвань
Контакты адрес электронной почты: <a <href="mailto:cms@cc.kuas.edu.tw"> cms@cc.kuas.edu.tw /> perry@mail.entiesf.com.tw
