Коинтеграция — өз-өзүнчө стационардуу эмес экономикалык катарлар узак мөөнөттө бири-биринен чексиз алыстабастан, жалпы тең салмак мамилесинин айланасында кыймылдай турган убакыт катарынын касиети. Бул изилдөө Малайзиядагы турак жай баалары менен калктын саны, жумушсуздук деңгээли, курулуш чыгымдары, жан башына киреше жана пайыздык чендин ортосундагы байланыштарды 1990–2024-жылдардагы жылдык маалыматтар менен талдайт. Изилдөөдө ARDL bounds test, Error Correction Model, Johansen–Juselius коинтеграция тести, Vector Error Correction Model, Granger себептүүлүк талдоосу, Forecast Error Variance Decomposition жана Impulse Response Function бирге колдонулган.

ARDL bounds testинде F-статистиканын 7,149 болушу жана %1 деңгээлдеги жогорку критикалык чек болгон 5,761ден ашышы турак жай баасы менен беш макроэкономикалык өзгөрмөнүн ортосунда узак мөөнөттүү жалпы тең салмак мамилеси бар экенин колдойт. Johansen–Juselius тесттери да бир коинтеграция векторун аныктайт. Бирок ARDL узак мөөнөттүү теңдемесиндеги беш жеке түшүндүрүүчү өзгөрмөнүн эч бири салттуу маанилүүлүк деңгээлдеринде статистикалык жактан маанилүү эмес. Ошондуктан изилдөөнүн узак мөөнөттүү жыйынтыгы “ар бир макроэкономикалык өзгөрмө өз алдынча ачык таасир берет” деп эмес, өзгөрмөлөр бирге узак мөөнөттүү системаны түзөт деп чечмелениши керек.

Кыска мөөнөттүү ARDL-ECMде мурдагы турак жай баасынын өзгөрүшү, кечиктирилген калк саны, кечиктирилген жумушсуздук, жан башына киреше жана айрым пайыздык мүчөлөр маанилүү. Учурдагы жан башына кирешенин өзгөрүшү 0,702 менен күчтүү оң; учурдагы пайыздык өзгөрүү −0,107 менен терс байланышка ээ. Ал эми VECM системасында турак жай баасы теңдемесинде пайыздык чендин кечиктирилген өзгөрүүлөрү гана маанилүү. Granger талдоосу да пайыздык ченден турак жай баасына бир багыттуу божомол байланышын билдирет.

Динамикалык талдоолор Малайзиядагы турак жай баалары өзүнүн өткөн тарыхына күчтүү көз каранды экенин көрсөтөт. Forecast Error Variance Decomposition боюнча 50. мезгилде турак жай баасынын божомол катасынын дисперсиясынын %82,797 бөлүгү өзүнүн шокторунан келип чыгат. Тышкы өзгөрмөлөрдүн ичинен эң чоң үлүш %9,824 менен жумушсуздук деңгээлине туура келет. Impulse Response Function жыйынтыктарында жан башына киреше жана курулуш чыгымынын шоктору турак жай бааларында оң, жумушсуздук шогу терс жооп жаратат, ал эми пайыздык шоктун таасири чектелүү башталып, убакыт өткөн сайын терс багытта өнүгөт.

Изилдөө улуттук деңгээлдеги жылдык байкоо маалыматтарын колдонот. Аймактык баа айырмачылыктары, кредитке жетүү, үй чарбаларынын байлыгы, сатып алуучулардын жүрүм-туруму жана институттук факторлор түздөн-түз моделденген эмес; Азия Финансылык Кризиси жана COVID-19 сыяктуу түзүмдүк үзүлүүлөр ачык түрдө бааланган эмес. Мындан тышкары, булак текстинде кыскача мазмун менен кеңири таблицалардын, стационардуулук классификациясынын жана кечигүүнү тандоо критерийинин ортосунда айрым отчеттук дал келбестиктер бар; ошондуктан Verianla баалоосу кеңири таблицаларды жана ыкманын жыйынтыктарын негиз катары алат.

Изилдөөнүн негизги көйгөйү

Турак жай — негизги жашоо муктаждыгы гана эмес, үй чарбаларынын байлыгынын маанилүү бөлүгү. Турак жай бааларынын туруктуу өсүшү учурдагы мүлк ээлеринин байлыгын көбөйтүшү мүмкүн, бирок биринчи жолу үй сатып алууну каалагандар жана төмөн же орто кирешелүү үй чарбалары үчүн жеткиликтүүлүктү начарлатышы мүмкүн. Ошондуктан турак жай баалары кайсы макроэкономикалык өзгөрмөлөр менен бирге кыймылдай турганын түшүнүү акча-кредит саясаты, турак жай сунушу жана социалдык саясат үчүн маанилүү.

Малайзияда булактагы 1-сүрөт 2009–2024 мезгилинде турак жай баасынын катары да, Malaysian House Price Index да жалпысынан жогорулаганын көрсөтөт. Изилдөө бул тенденция глобалдык финансылык кризистен кийинки калыбына келүү, Goods and Services Tax мезгили, COVID-19 жана пандемиядан кийинки калыбына келүү сыяктуу ар башка экономикалык шарттарга карабастан уланганына көңүл бурат.

Булактагы 2-сүрөттө курулуш чыгымдары 2010–2024 аралыгында жалпысынан өсөт; 2020-жылы ачык төмөндөө жана 2021–2022-жылдары күчтүү калыбына келүү байкалат. 3-сүрөттө жан башына киреше узак мөөнөттө жогору багытта болсо да, 2015–2016 жана 2020 мезгилдеринде төмөндөйт.

Изилдөөдөгү адабият боштугу

Булак Малайзиянын турак жай рыногу боюнча адабияттарда калк, киреше, пайыз, кредит, жеткиликтүүлүк же аймактык турак жай көйгөйлөрү көп учурда өз-өзүнчө караларын белгилейт. Изилдөөнүн салымы — демографиялык, экономикалык, финансылык жана сунуш тараптагы көрсөткүчтөрдү 2024-жылга чейин созулган жалпы убакыт катарынын алкагында бирге талдоо жана статикалык регрессия менен гана чектелбестен узак мөөнөттүү, кыска мөөнөттүү жана динамикалык шок байланыштарын бир изилдөөнүн ичинде баалоо.

Суроо-талап, сунуш жана каржылоо каналдары

Коинтеграция табылышы эмнени билдирет?

Изилдөөдө коинтеграция табылышы турак жай баалары менен тандалган макроэкономикалык өзгөрмөлөрдүн узак мөөнөттө жалпы тең салмак жолуна ээ экенин көрсөтөт; бул ар бир өзгөрмө өзүнчө күчтүү жана статистикалык жактан маанилүү узак мөөнөттүү коэффициентке ээ дегенди билдирбейт. Чынында, бул изилдөөдө коинтеграция күчтүү колдоого алынганы менен, жеке ARDL узак мөөнөттүү коэффициенттеринин баары статистикалык жактан маанисиз.

Негизги узак мөөнөттүү модель

Булак бардык катарларды натуралдык логарифмге өткөрүп, узак мөөнөттүү турак жай баасы функциясын төмөнкүдөй аныктайт:

\[ LHPI_t = \beta_0 + \beta_1 LPPL_t + \beta_2 LUR_t + \beta_3 LCC_t + \beta_4 LIPC_t + \beta_5 LIR_t + \varepsilon_t \]

Бул жерде \(LHPI\) турак жай баасы индексинин натуралдык логарифмин, \(LPPL\) калкты, \(LUR\) жумушсуздук деңгээлин, \(LCC\) курулуш чыгымын, \(LIPC\) жан башына кирешени жана \(LIR\) пайыздык чендин натуралдык логарифмин билдирет. Өзгөрмөлөрдү логарифмдик формада колдонуу ылайыктуу шарттарда коэффициенттерди ийкемдүүлүк катары чечмелөөгө мүмкүндүк берет.

Стационардуулук эмне үчүн адегенде текшерилди?

Убакыт катарларында стационардуу эмес деңгээлдерди түздөн-түз регрессияга киргизүү жалган байланыштарга алып келиши мүмкүн. Ошондуктан булак Augmented Dickey–Fuller, Phillips–Perron жана ыкма түшүндүрмөсүндө Kwiatkowski–Phillips–Schmidt–Shin тесттерин аныктайт.

Жарыяланган ADF жана PP таблицаларында жумушсуздук деңгээли деңгээлде маанилүү көрүнөт, ал эми башка катарлар негизинен биринчи айырма алынганда стационардуу болуп калат. Бул ARDLнин I(0) жана I(1) өзгөрмөлөрү бирге болушу мүмкүн болгон түзүмүнө шайкеш. Булактын кийинки сүйлөмдө бардык катарларды I(1) деп аныкташы мурунку түшүндүрмө жана таблицаларга туура келбегендиктен, бул жерде маалымат түзүмү I(0)/I(1) аралашмасы катары сакталат.

ARDL эмне үчүн тандалды?

Autoregressive Distributed Lag ыкмасы үлгү салыштырмалуу кичине болгондо жана өзгөрмөлөр I(0), I(1) же ушул эки интеграция даражасынын аралашмасынан турганда колдонууга боло турган коинтеграция ыкмасы. Негизги шарт — эч бир өзгөрмө I(2) болбошу керек.

Булак ARDL спецификациясын (2,2,2,0,3,3) деп берет. Текст оптималдуу кечигүү Akaike information criterion менен тандалганын айтат, ал эми 3-таблицанын эскертмеси Schwarz information criterion колдонулганын билдирет. Бул отчеттук айырма булакта чечилбегендиктен, белгилүү бир критерийди тактап кайра жазуу туура эмес.

Пайыздык чен эмне үчүн изилдөөнүн эң ачык кыска мөөнөттүү өткөрүү каналы болуп чыгат?

ARDL-ECMде учурдагы пайыздык өзгөрүү турак жай баалары менен маанилүү терс байланышта; VECMдин турак жай баасы теңдемесинде кечиктирилген пайыздык өзгөрүүлөр маанилүү болгон жалгыз макроэкономикалык өзгөрмөлөр тобу жана Granger тести пайыздан турак жай баасына бир багыттуу божомол байланышын көрсөтөт. Бирок бул жыйынтыктар түзүмдүк себептик таасирдин көлөмүн баалабайт.

Изилдөөнүн Ыкмасы жана Жыйынтыктары

Маалымат булактары

ARDL bounds тести

F-статистика %1 жогорку чектен да жогору болгондуктан, коинтеграция жок деген нөлдүк гипотеза четке кагылат.

ARDL узак мөөнөттүү коэффициенттери

Бул таблица эки себептен маанилүү. Биринчиден, турак жай баалары менен системанын калган бөлүгүнүн ортосунда узак мөөнөттүү тең салмак мамилеси болсо да, өзгөрмөлөрдүн жеке коэффициенттери өтө белгисиз. Экинчиден, курулуш чыгымынын коэффициенти теориялык күтүмгө тескери терс, бирок статистикалык жактан маанилүү болбогондуктан, аны экономикалык терс таасирдин жыйынтыгы катары колдонууга болбойт.

ARDL Error Correction Model

Мурунку мезгилдеги турак жай баасынын оң коэффициенти кыска мөөнөттүү баа өзгөрүүлөрүндө күчтүү инерцияны көрсөтөт. Кирешенин өсүшү учурдагы мезгилде эң чоң оң коэффициенттердин бирине ээ. Учурдагы пайыздык чендин өсүшү болсо жогорку каржылоо чыгымдарына шайкеш терс коэффициентке ээ.

Кечиктирилген жумушсуздуктун коэффициентинин оң чыгышы салттуу суроо-талап түшүндүрмөсүнө түз дал келбейт. Булак муну “жумуштуулук шарттарынын жакшырышы кечигип турак жай ишмердигин күчөтөт” деп чечмелейт; бирок өзгөрмө жумушсуздук деңгээли деп аныкталгандыктан, коэффициенттин багыты өзүнчө этият чечмелениши керек. Булактагы сандык коэффициент бул жерде өзгөртүлбөйт.

Ката оңдоо ылдамдыгы

ECT = −0,004 маанисинин терс жана маанилүү болушу системанын узак мөөнөттүү тең салмакка кайтуу тенденциясын колдойт. Булак бул коэффициентти ар бир мезгилде тең салмаксыздыктын болжол менен %0,4 бөлүгү оңдолот деп чечмелейт. Бул өтө жай ыңгайлашуу процесси.

ARDL-ECM диагностикалык тесттеринде Jarque–Bera p=0,266; сериялык корреляция тести p=0,065; ARCH p=0,226 жана Ramsey RESET p=0,588. Булак бул жыйынтыктарды %5 деңгээлде нормалдуулук, сериялык корреляциянын жоктугу, гетероскедастикалуулуктун жоктугу жана функционалдык форма боюнча кабыл алынуучу диагностикалык түзүм катары баалайт.

Johansen–Juselius коинтеграция тести

Trace жана Maximum Eigenvalue тесттери \(r=0\) гипотезасын %5 деңгээлде четке кагат, бирок \(r\leq1\) жана андан кийинки гипотезаларды четке какпайт. Ошентип, көп өзгөрмөлүү системада бир коинтеграция вектору бар. Бул ARDL bounds testиндеги узак мөөнөттүү тең салмак жыйынтыгын колдогон экинчи методологиялык далил.

VECM жыйынтыктары

Vector Error Correction Modelде турак жай баасы теңдемеси үчүн калк, жумушсуздук, курулуш чыгымы жана жан башына кирешенин кечиктирилген мүчөлөрү бирге маанилүү эмес, ал эми пайыздык чен үчүн Wald статистикасы 12,375 жана p=0,002.

Турак жай баасы теңдемесиндеги VECM ECT −0,001 жана маанилүү эмес. Системада терс жана маанилүү ката оңдоо коэффициенти пайыздык теңдемеде гана көрүнөт: ECT = −0,157 жана t = −2,061. Булак муну пайыздык чендер узак мөөнөттүү тең салмаксыздыктарга жооп берген маанилүү ыңгайлашуу өзгөрмөсү деп чечмелейт.

ARDL жана VECM эмне үчүн бирдей кыска мөөнөттүү жыйынтык бербейт?

ARDL-ECM бир турак жай баасы теңдемесинин distributed lag түзүмүн баалайт, ал эми VECM өзгөрмөлөрдү бир убакта көп өзгөрмөлүү система ичинде карап, Wald тесттери менен кечиктирилген мүчөлөрдүн биргелешкен маанилүүлүгүн текшерет. Ошондуктан эки ыкмадагы маанилүү өзгөрмөлөрдүн топтору толук дал келиши шарт эмес; бул изилдөөдө ARDL-ECM кыска мөөнөттүү байланыштардын кеңири топтомун берет, VECM болсо пайыздык каналга ачыгыраак басым жасайт.

Granger себептүүлүгү

Булак пайыздык ченден турак жай баасына бир багыттуу Granger байланышын табат. Бул жыйынтык мурдагы пайыздык маалымат турак жай бааларынын келечектеги кыймылын божомолдоого кошумча маалымат берерин билдирет.

Granger себептүүлүгү экономикалык мааниде “пайыздын өзгөрүшү өзү жалгыз турак жай баасынын өзгөрүшүнүн түзүмдүк себеби” деген жыйынтык эмес. Жалпы үчүнчү өзгөрмөлөр, саясаттык реакциялар жана бир убакта жүргөн экономикалык процесстер өзүнчө түзүмдүк идентификацияны талап кылат.

Дисперсияны ажыратуу

Турак жай бааларынын өзүнүн өткөн шокторуна тиешелүү үлүшү 50. мезгилде да %82,797 болушу рыноктун жогорку туруктуулугун көрсөтөт. Изилденген тышкы өзгөрмөлөрдүн ичинен жумушсуздуктун %9,824 үлүшү эң чоң тышкы салым.

Малайзиядагы турак жай баалары эмне үчүн “өзүнүн өткөнүнө көз каранды” деп сүрөттөлөт?

ARDL-ECMде кечиктирилген турак жай баасынын өзгөрүшү оң жана маанилүү болушу жана дисперсияны ажыратууда 50. мезгилде божомол катасынын дисперсиясынын %82,797 бөлүгү турак жай бааларынын өз шоктору менен түшүндүрүлүшү баалардын мурдагы кыймылдары келечектеги динамикада күчтүү сакталарын көрсөтөт.

Импульс-жооп функциялары

Булак 4-сүрөттө бир стандарттык четтөөлүк жаңылыктарга берилген динамикалык жоопторду 50 мезгил бою көрсөтөт.

• Турак жай баасынын өз шогу: күчтүү оң жооп берет; убакыт өтүшү менен азайса да, туруктуулугун сактайт.
• Калк шогу: башында кичине терс жооп, узагыраак горизонтто оң жооп жаратат.
• Жумушсуздук шогу: турак жай бааларында туруктуу терс жооп жаратат.
• Курулуш чыгымынын шогу: турак жай баасынын оң жообу менен байланыштуу; булак муну чыгымдын өткөрүлүшү менен түшүндүрөт.
• Жан башына киреше шогу: макро өзгөрмөлөрдүн ичинен эң күчтүү жана туруктуу оң жооптордун бирин жаратат.
• Пайыздык шок: алгач салыштырмалуу чектелүү жооп берип, узак горизонтто терс оңдолуу байкалат.

Impulse Response Function ARDL узак мөөнөттүү коэффициенти менен бир эле статистикалык объект эмес. Ошондуктан, мисалы, курулуш чыгымынын IRFде оң жооп жаратышы 4-таблицадагы терс жана маанисиз узак мөөнөттүү коэффициентти “оң маанилүү узак мөөнөттүү таасирге” айландырбайт.

Изилдөө колдогон жыйынтыктар

• Турак жай баалары менен тандалган беш макроэкономикалык өзгөрмөнүн ортосунда узак мөөнөттүү коинтеграция бар.
• ARDL узак мөөнөттүү коэффициенттеринин эч бири өз алдынча статистикалык жактан маанилүү эмес.
• Кыска мөөнөттүү ARDL-ECMде жан башына киреше оң, учурдагы пайыздык өзгөрүү терс жана маанилүү байланыш көрсөтөт.
• Турак жай бааларынын өзгөрүшүндө өткөнгө күчтүү көз карандылык бар.
• VECMде турак жай баасы теңдемесиндеги эң ачык кыска мөөнөттүү канал — пайыздык чен.
• Granger талдоосунда пайыздык ченден турак жай баасына бир багыттуу божомол байланышы бар.
• 50. мезгилде турак жай баасынын дисперсиясынын чоң бөлүгү өз шокторунан келип чыгат.
• IRF жыйынтыктарында киреше жана курулуш чыгымынын шоктору оң, жумушсуздук шогу терс турак жай баасы жооптору менен байланыштуу.

Изилдөө колдобогон жыйынтыктар

• Ар бир макроэкономикалык өзгөрмөнүн турак жай баасына өзүнчө жана статистикалык жактан так узак мөөнөттүү таасири бар деп айтууга болбойт.
• Пайыз турак жай бааларынын түзүмдүк жана жалгыз себеби деген жыйынтык чыгарууга болбойт.
• Granger себептүүлүгү реалдуу дүйнөдөгү түзүмдүк себептүүлүктү өз алдынча далилдебейт.
• Улуттук орточо жыйынтыктар Малайзиянын бардык штаттарына бирдей коэффициенттер менен колдонулары көрсөтүлгөн эмес.
• Азия Финансылык Кризиси же COVID-19 үчүн өзүнчө түзүмдүк үзүлүү таасирлери бааланган эмес.
• Үй чарбасынын байлыгы, кредитке жетүү, сатып алуучунун жүрүм-туруму же спекуляция түздөн-түз өлчөнгөн эмес.
• Булактын кыскача мазмунундагы “кыска мөөнөттө киреше гана маанилүү” деген сүйлөм кеңири ARDL-ECM таблицасына туура келбейт жана жалпы жыйынтык катары колдонулбашы керек.

Саясат үчүн мааниси

Булак турак жайдын жеткиликтүүлүгүн бир эле саясаттык куралга кыскартууга болбой турганын белгилейт. Кирешенин өсүшү сатып алуу жөндөмүн жогорулатат, бирок жетиштүү арзан турак жай сунушу түзүлбөсө, өскөн суроо-талап бааларды дагы көтөрүшү мүмкүн.

Ошондуктан саясат сунуштары арзан турак жай сунушун кеңейтүүнү, программаларды төмөн жана орто кирешелүү үй чарбаларына жакшыраак багыттоону, Industrialised Building System сыяктуу чыгым жагынан натыйжалуу курулуш технологияларын баалоону, рыноктун ачыктыгын жогорулатууну, жөнгө салуучу көзөмөлдү күчөтүүнү жана спекулятивдүү жүрүм-турумду чектөөгө багытталган максаттуу чараларды бирге камтыйт.

Пайыздык чендин VECM жана Granger жыйынтыктарында өзгөчөлөнүшү акча-кредит саясаты жана ипотекалык каржылоо шарттары турак жай рыногу үчүн маанилүү экенин көрсөтөт. Бирок булак турак жай жеткиликтүүлүгү пайызды төмөндөтүү менен эле чечилет деп айтпайт; сунуш, институттар жана рынок түзүмү бирге каралышын сунуштайт.

Чектөөлөр

Изилдөө улуттук макроэкономикалык көрсөткүчтөргө көңүл бурат. Үй чарбасынын байлыгы, билим берүү, кредитке жетүү, ипотека шарттары жана сатып алуучунун жүрүм-туруму сыяктуу микроэкономикалык же институттук өзгөрмөлөр моделге киргизилген эмес.

Улуттук деңгээлде агрегатталган маалымат Kuala Lumpur же башка штаттардагы жергиликтүү турак жай рынокторунун айырмалуу динамикасын жашырышы мүмкүн. Жылдык маалымат кыска мөөнөттүү саясаттык шоктордун же тез финансылык рынок кыймылдарынын так убактысын да чектелүү кармайт.

1990–2024 мезгили Азия Финансылык Кризиси, глобалдык финансылык кризис, салык өзгөрүүлөрү жана COVID-19 сыяктуу ири түзүмдүк окуяларды камтыйт. Булак бул үзүлүүлөрдү өзүнчө structural break моделдери менен ачык баалаган эмес.

Булак келечекте аймактык же штаттык деңгээлдеги маалыматтарды, жогорку жыштыктагы катарларды, микроэкономикалык жана институттук өзгөрмөлөрдү, structural break моделдерин жана NARDL, VAR же Structural VAR сыяктуу өнүккөн ыкмаларды колдонууну сунуштайт.

Булактын ичиндеги отчеттук дал келбестиктер

Булакта бир нече жыйынтык билдирүүлөрү өз таблицалары менен толук дал келбейт. Кыскача мазмун курулуш чыгымынын оң жана пайыздын маанилүү терс узак мөөнөттүү таасирин, ошондой эле кыска мөөнөттө киреше гана маанилүү экенин айтса, 4-таблица эч бир узак мөөнөттүү өзгөрмөнү маанилүү деп таппайт, ал эми 5-таблица кирешеден башка ар кандай кыска мөөнөттүү мүчөлөрдү да маанилүү деп табат.

Стационардуулук бөлүмүндө LUR адегенде I(0) деп аныкталып, кийин бардык өзгөрмөлөр I(1) деп жазылган. ADF жана PP таблицалары LUR деңгээлде стационардуу деген биринчи түшүндүрмөнү колдойт.

ARDL кечигүүсүн тандоо текстте AIC, 3-таблицанын эскертмесинде SIC деп берилет. Ыкма бөлүмү KPSS колдонулганын да айтат, бирок жыйынтыктар бөлүмүндө KPSS статистикаларын көрсөткөн өзүнчө таблица жок. Бул пункттар Verianla тарабынан унчукпай өзгөртүлгөн эмес, чечмелөө чеги катары сакталган.

Булак жана Ыкма Жөнүндө Эскертүү

Түпнуска изилдөө: Macroeconomic Determinants of Housing Prices in Malaysia: Evidence from Time-Series Econometric Analysis.

Авторлор: Jin Sheng Chang; Evan Lau; Nugroho Suryo Bintoro.

Жооптуу автор: Evan Lau.

Мекемелер: Faculty of Economics and Business, Universiti Malaysia Sarawak, Malaysia; Faculty of Accounting, Ton Duc Thang University, Vietnam; Faculty of Economics and Business, Universitas Brawijaya, Indonesia.

Журнал: Economies.

Басма: MDPI.

Библиографиялык жазуу: Economies, 2026, 14, 388.

DOI: 10.3390/economies14090388.

Жарыялоо процесси: Алынды: 21 Июль 2026; кайра каралды: 20 Август 2026; кабыл алынды: 27 Август 2026; жарыяланды: 4 Сентябрь 2026.

Булак түрү: Рецензияланган, ачык жеткиликтүү түпнуска изилдөө макаласы.

Лицензия: Creative Commons Attribution (CC BY).

Негизги маалымат мезгили: Малайзия, 1990–2024, жылдык убакыт катарлары.

Негизги өзгөрмөлөр: Housing Price Index, population, unemployment rate, Construction Cost Index, income per capita жана lending interest rate.

Негизги ыкмалар: ADF жана PP unit root тесттери; ыкма бөлүмүндө кошумча KPSS; ARDL bounds cointegration test; ARDL Error Correction Model; Johansen–Juselius cointegration test; Vector Error Correction Model; Granger causality; Forecast Error Variance Decomposition; Impulse Response Function.

Каржылоо: Тышкы каржылоо алынган эмес.

Этика комитети: Колдонулбайт.

Маалымдалган макулдук: Колдонулбайт.

Маалыматтын жеткиликтүүлүгү: Маалыматтар Department of Statistics Malaysia Open DOSM Portal, Bank Negara Malaysia Data Download Portal жана World Bank Open Data аркылуу жеткиликтүү экени билдирилген. Булак маалымат топтомдоруна 15 Май 2025 күнү кирилгенин көрсөтөт.

Кызыкчылыктардын кагылышы: Авторлор кызыкчылыктардын кагылышын билдирген эмес.

Авторлордун салымы: Концептуалдаштыруу J.S.C. жана E.L.; ыкма J.S.C. жана N.S.B.; программалык камсыздоо жана формалдык талдоо J.S.C.; текшерүү E.L. жана N.S.B.; изилдөө жана маалыматтарды иреттөө J.S.C.; биринчи долбоор J.S.C. жана E.L.; карап чыгуу жана редакциялоо E.L. жана N.S.B.; визуалдаштыруу J.S.C.; көзөмөл E.L. жана N.S.B.; долбоорду башкаруу E.L. тарабынан аткарылган.

Негизги методологиялык чектөө: Узак мөөнөттүү коинтеграцияны жеке өзгөрмө коэффициенттеринин маанилүүлүгү менен чаташтырбоо керек. Granger себептүүлүгү түзүмдүк себептүүлүк эмес. Улуттук жылдык маалымат аймактык турак жай рыногунун айырмачылыктарын жана тез саясаттык жоопторду чектелүү чагылдырат. Түзүмдүк үзүлүүлөр ачык моделденген эмес.

Булак ичиндеги ырааттуулук эскертмеси: Кыскача мазмун менен ARDL таблицаларынын, стационардуулук классификациясынын эки сүйлөмүнүн жана ARDL кечигүү тандоо критерийинин текст менен таблица эскертмесинин ортосунда отчеттук айырмачылыктар бар. Verianla тексти бул айырмачылыктарды жашырбайт жана кеңири сандык таблицаларды негизги далил катары артык көрөт.

Визуалдык кайра түзүү эскертмеси: Булактагы 1–3-сүрөттөр чийки маалымат бар болгон көлөмдө гана сандык түрдө кайра тартылышы керек. 5-таблицанын кыска мөөнөттүү коэффициенттери жана 8-таблицанын дисперсияны ажыратуусу түз сандык Verianla графиктери үчүн ылайыктуу. 4-сүрөттөгү импульс-жооп байланыштары, чийки IRF чекиттери жок учурда, сапаттык/source-derived схема катары гана кайра түзүлүшү керек.