江苏房地产价格波动的实证分析.docx

1、江苏房地产价格波动的实证分析一、引言国外对住宅价格的研究可以追溯到Count（1939）提出的Hedonic定价模型。Rosen（1974）系统总结了Hedonic定价的理论框架，提出具体的住宅价格模型，其后在住宅价格与居住环境研究中被广泛应用1。Hedonic模型是基于效用论建立的价格模型，认为商品价格取决于商品各方面属性带给消费者满足的大小。1982年Butler提出模型应包括影响住宅价格的因素：区位（Location）、建筑结构（Strucation）和邻里环境（Neighborhood），即住宅价格可以用公式表达为P=f(L,S,N)2。Diparsquel（1996）对住宅租金和住宅

2、价格的关系进行研究,建立了著名的存量-流量模型（Stock-flow Model），该模型说明提供住宅服务的房地产物业市场与提供住宅存量的房地产资产市场如何通过租金、价格、新建数量以及住宅存量等变量的变动而向均衡价格调整3。Geoff Kenny（1999）区分了长期和短期经济变量，系统研究了爱尔兰长期住宅市场的供给和需求关系，认为收入增加会引起住宅价格上涨，并在一定程度上提升住宅需求4。Levin（2001）针对房地产市场出现的投机问题，提出了投机度检验法，认为在房地产领域投资获得投机收益的机会很多，从房地产预期价格形成角度出发主要有两个因素：其一，房地产所有者从物业的使用中获得收益（此时假

3、设资本收益的预期为零）；其二，房地产所有者预期价格变化导致其资本收益的增减量。Levin认为影响投机收益变化的主要变量是可支配收入、贷款利率和过去房地产价格实际增长率，并以这些变量的关系为基础建立房地产业投机度检验模型5。房地产作为国民经济的支柱产业，其演化态势对国民经济的正常运行具有重要影响。房地产业发展过热会造成价格大幅上升，引起房地产市场供求失衡，出现房地产商品大量积压和居民无购房能力现象，导致资本不能正常循环，国民经济发展出现不正常状态。当房地产业发展萎缩时，会影响相关市场如建材市场、金融市场、劳动力市场的发展，导致相关资源的闲置。房地产业的运行态势集中体现在房地产市场中房地产商品的供

4、求关系变化上，商品的供求决定了商品价格，因而房地产市场供求变化可以通过房地产商品的价格变化来反映。由于房地产江苏房地产价格波动的实证分析王子龙许箫迪徐浩然【摘要】通过建立房地产价格波动模型对江苏房地产市场1995年2006年价格异常波动状况进行了测定。计算结果表明：实际利率变动率、人口增长率与均衡因素对房地产价格波动影响显著，人均可支配收入增长率和成本指数对房地产指数影响相对较弱，其中实际利率变化最强，成本指数影响力度最小。人们对未来房地产价格走势作出判断，产生不同的投资行为和消费行为，进而对房地产需求产生影响。研究认为，房地产发展水平越高，其资产属性表现越明显，预期对房地产价格的影响越重要，

5、政策变化所带来的信息不对称对房地产价格冲击越强；房地产市场发展水平越低，房地产消费品属性就更强，预期对房地产价格的影响相对较弱。【关键词】房地产指数价格波动均衡价格【中图分类号】F293.3【文献标识码】A【文章编号】1006-2025(2009)09-0060-06【基金项目】本文系中国博士后科学基金(编号：20080430010)与南京航空航天大学社会科学基金重点项目(编号：V0851-091)。【作者简介】王子龙，北京大学经济学院应用经济学博士后，南京航空航天大学经济与管理学院副教授，硕导，主要研究方向为房地产经济、技术经济(北京100871)；许箫迪，南京师范大学公共管理学院讲师，博士

6、，主要研究方向为政府经济与管理(南京210093)；徐浩然，北京大学经济学院应用经济学博士后，主要研究方向为企业管理(北京100871)。60王子龙,许箫迪,徐浩然:江苏房地产价格波动的实证分析业在国民经济中的支柱地位不断提升，目前已成为学术界研究的热点问题。国内关于房地产业的性质、特征及其发展战略等方面研究较多，对于房地价格波动方面的研究相对较少。本文通过建立房地产价格波动模型，采取实证研究方法，结合较长时期的时间序列对典型房地产市场1995年2006年房地产价格异常波动状况进行了深入研究。二、房地产价格波动的理论模型目前我国房地产市场还处于发展阶段，不断调整的土地政策、货币政策等多种政策对

7、房地产市场造成一定程度的冲击，需要将政策因素引入房地产价格波动模型。货币政策对房地产市场的调控是直接限制商业银行对房地产业的信贷结构和信贷条件，代表了货币当局对房地产市场发展状况的评判，主要影响投资者预期；土地政策主要在土地供应方面影响房地产价格波动。假定土地供应是相对固定的，房地产供给对房地产需求的影响主要是基于房地产市场信息不对称引起的，则房地产价格波动模型可以表示为：（1）其中，LnPt为房地产价格变化率，反映了房地产价格每期变化状况，可以用房地产指数代表；为预期均衡价格变化率，反映预期均衡价格每期变化情况，可以用预期均衡价格指数表示；差项t反映了价格动态异于预期均衡价格的变化过程。（2

8、）其中：e为人口增长率；y为居民可支配收入增长率；r为实际利率变化率。（3）其中：为预期均衡价格，Pt为房地产价格，t是白噪声。t由期初对偏离的预期和随机项构成，期初对偏离的预期由两部分组成：一部分是理性程度较高的投资者的理性预期，一部分是理性程度较低的投资者外推式预期。对于理性程度较高的交易者在期初对本期价格波动的预期由()表示，是期初市场价格与预期均衡价格的偏离。按照进化博弈思想，市场中投资者通过学习，理性预期行为成为模仿的对象。交易者行为使市场产生一种均衡力量，均衡的结果正是模型中反映的不完全信息条件下有限理性的均衡价格。进一步来说，交易者基于主观信息不对称和客观信息不对称作出的决策最终

9、在于获得超出理性预期均衡的收益。从长期来看，它蕴含了市场交易者的主流心态，客观上起到使市场价格向主流心态支撑价格靠拢的作用。模型中用()表明这种趋势所起的作用：当市场价格低于均衡价格时，房地产被低估，投资收益可能为正；当市场价格高于均衡价格时，房地产被高估，投资收益可能为负，理性程度较低的投资者预期由LnPt-1表示。将式（2）与式（3）合并，可得到房地产价格波动模型：（4）则最终建立的理性预期均衡价格模型为：（5）这里假定基期(t=0)房地产价格为均衡价格，则。在实际计算时，通常采用均衡价格定基指数来表示均衡价格，以房地产定基指数来表示房地产价格。三、江苏房地产价格波动的实证分析近年来江苏房

10、地产业占固定资产投资的份额持续提升，1995年江苏商品房施工面积与竣工面积分别为8485.3万平方米和3478.2万平方米，2006年分别为63140.49万平方米和28715.39万平方米，是1995年的7.44倍和8.26倍。2001年2006年间房地产开发投资以年均35.8%的速度增长，2007年房地产开发投资继续保持高位运行，累计房地产完成投资同比增长31.9%，比城镇固定资产投资增幅快9.4个百分点，房地产开发投资新增量占城镇固定资产投资新增总量的36.2%，房地产投资在城镇投资中的比重由上年同期的25.5%提高到27.5%，房地产投资已经成为拉动江苏城镇固定资产投资保持持续、稳定、

11、快速增长的重要支撑力量。(一)研究对象的确定房地产价格由房产价格和土地价格两部分组成，是房屋建筑价格和土地价格的统一。其中，房屋建筑价格是一般人类劳动产品的价格，土地价格来源于资本化的地租。房地产商品之所以具有投资价值，就是源于房地产所含土地价值是地租的资本化。从这个意义上说，我们研究房地产价格波动应重点考察土地价格。国外学者分析房地产市场泡沫问题时，一般是以土地价格指数衡量房地产是否存在泡沫。我国房地产所含的房产与土地却不宜分开，这主要是由于到目前为止，我国的土地出让制度相对不够透明（约90%左右属于协议出让），土地资源分配中人为因素较大，土地价格不能反映其真正价值。房地产价格在一定意义上更

12、完整地体现了土地价值，将房地产作为一个整体进行研究才更具有意义。当笔者分析房地产市场的需求时，就不是只涉及对房屋的需求，而是潜在包含了房地产开发商对土地的需求。本文主要研究的是房地产理论价格，即均衡价格。需要明确的是，房地产价格波动更需要关注的是住宅部分的价格波动。表1是根据江苏统计年鉴(1996-2007)整理的江苏省1995年2006年商品房销售指标。利用房地产价格波动模型进行实证研究，首先需要确定数据的基期。这里，笔者采用商品房销售面积增长率作为反映房地产市场周期波动的指标，其原因在于：统计数据质量较好，便于与同类指标进行比较，销售面积增长率与综合指标指示效果比较接近。根据表1中实际销售

13、(二)数据来源与模型估计房地产价格是房地产市场上供需双方形成的价格。由于房地产商品涉及的产业链较长，波及效应非常明显，房地产价格波动主要取决于其内部形成机制和外部影响因素。根据房地产价格波动模型的计算公式，从江苏统计年鉴、中国统计年鉴和中国房地产年鉴搜集了相关时间序列数据并进行整理。研究时段确定为1995年2006年。1.房地产指数房地产指数是用来衡量一定时期内房屋、土地及其附属设施价格变化的重要指标6。目前国内房地产指数主要有两种，即“中房指数”系统和“国房指数”系统。房地产指数编制的基本方法是以指数第一次编制的前一季度为基期，然后将报告期价格水平与基期比较得出相应报告期指数值。在具体编制指

14、数时，国内两个房地产指数系统有所区别。“中房指数”是以1994年第4季度为基准，以基期北京市房地产市场房地产平均价格为基准，定指数值为1000点（基值），然后将以后各时间各城市房地产市场平均价格与基期北京相比得到相应时间的中房各城市指数。“国房指数”的编制则是先在35个大中城市选定近4000个采价点，以1997年末季度为基期，以采价数据经处理后将基准定为100点；然后将报告期价格水平与基期比较得出相应报告期国房指数值。江苏省近年来才编制具有统计意义的指数，这之前虽然每年都在公布指数，但它更接近于房地产销售均价的相对数，其反映房地产市场供需变化的能力较弱。鉴于采用的房地产指数含有房地产品质因素，

15、笔者引入反映房地产建筑成本的建筑安装费用指标，一般约占总成本的70%以上，力图在一定程度上弥补房地产指数的不足。2.收入指标对于收入指标，笔者采用人均可支配收入进行衡量。人均可支配收入是指个人收入扣除向政府缴纳的个人所得税、遗产税和赠与税、不动产税、人头税、汽车使用税以及交给政府的非商业性费用等以后的余额。个人可支配收入被认为是消费开支的最重要决定性因素。考虑一定时期内物价上涨因素，相同货币所能购买到的生活消费品和社会服务数量与基期对比相应减少，造成货币购买力下降，货币贬值。因此，计算人均可支配收入的实际增长时，须扣除最能反映物价对人民生活影响程度的居民消费价格指数（CPI）。一般来说，人均可

16、支配收入与生活水平成正比。3.利率指标这里的利率指标为实际利率，是指在物价不变且货币购买力不变情况下的利率，或者是物价有变化，扣除通货膨胀补偿以后的利息率7。从出于消费目的购房者角度来看，目前房地产市场上购房者大多采用分期付款方式，需要从银行获得房贷款来买房，利率越低，购房成本越小，同样收入水平下购房需求将增加。从出于投资目的购房者角度来看，利率越低，购房的机会成本越小，意味着能够以较低成本获得资金，用越来越多的资金去追逐相对固定的房地产，将使其价格上涨，进而使投资者确信投资房地产可以获得较高的投资收益而加大投资力度。在计算过程中名义利率通常取一年期定期储蓄利率，通货膨胀率以居民消费物价指数进

17、行衡量。4.人口增长指标人口增长率是根据江苏统计年鉴中常住人口计算得到的。暂住人口的统计口径是“在江苏居住一年以上”的非户籍人口，该数据主要由公安部门提供。暂住人口是构成江苏人口的重要组成部分，暂住人口和户籍人口共同组成常住人口，此处的常住人口与我国人口普查中常住人口登记原则有些区别。在人口普查中，根据第五次全国人口普查办法的规定，常住人口是指按常住地进行登记的人口，其中包括已在本地居住半年以上、常住户口在外的人，以及在本地居住不满半年、已离开常住户口登记半年以上的人。对于经济比较发达的江苏地区而言，由于城市经济高速发展，人口流动比较频繁，用常住人口进行研究比户籍人口更能说明问题。在研究过程中

18、，经济时间序列往往是非平稳的，可能使模型出现伪回归，影响模型的参数估计和检验结果。因此，需要对房地产指数、收入指数、利率指数、人口指数和成本指数的时间序列进行单位根检验。为了方便比较，将上述变量转化为定基指数序列，以1995为基期并对各时序取自然对数，依次对各变量的水平值与差分值进行ADF检验，模型检验结果如表2所示。从检验结果来看，房地产指数、成本指数均是平稳的时序，而利率指数、人口指数和收入指数均是一阶单整变量，其一阶差分为平稳变量。笔者估计的房地产价格波动模型是：。这里，是模型需要估计的对象。模型估计的思路是：首先，在没有2项的情况下估计模型（4），可以得到；其次，根据计算出（前面已经假

19、定房地产价格在基期1995年处于均衡状态，也就是说基期房地产价格为均衡价格，即）；最后，将()代入模型（4）进行估计，重复迭代直到()、P0及系数估计值不再变化。重复迭代的求解过程解释了理性预期均衡价格的经济学内涵：投资者开始时理性程度较低，随着时间增长，通过学习模仿，投资者理性程度越来越高；理性程度高的投资者以预期均衡价格为标准进行投资，其成功行为被越来越多理性程度低的投资者所模仿；最终整个群体达到了理性预期的均衡。(二)计算结果分析根据房地产价格波动模型的参数估计方法，结合江苏统计年鉴、中国统计年鉴和中国房地产年鉴1995年2006年12年间的相关时间序列数据，可得到模型估计结果表3。对模

20、型估计结果的检验显示：1.实际利率变化对房地产指数影响显著利率是资金的价格，利率机制是调解资金供求的价格机制。实际利率的变化取决于名义利率和通货膨胀率两个变量。当名义利率一定时，通货膨胀率上升，实际利率下降；通货紧缩时，实际利率上升。从计算结果来看，实际利率变化不仅对房地产开发商供给行为具有较大的影响，对购房者的需求结构也会产生影响，其对房地产指数变动呈现负向趋势。从房地产开发商供给行为来看，目前中国房地产的运营模式是从买地、建造、卖房到管理都由一家房地产开发商独立完成，由此决定房地产开发企业对银行的依赖度和负债率较高，具有较强的利率弹性。从购房者的需求来看，房地产市场跟股票市场具有类似之处，

21、消费者具有买涨不买跌的投资心理。一旦部分消费者预期房地产价格将上涨，其他消费者会匆忙跟进，造成房地产市场非理性繁荣。因此，可以认为房地产增值收益与前一期的收益相关，即与房地产价格增长率有关。由于房地产开发、建设、销售都离不开银行贷款，使得利率变化对未来房地产增值收益有很大影响，货币的升值将使国际游资迅速向获利性好的房地产业转移，在较短时期内完成货币买入卖出的置换。这些“热钱”会像吹气球一样很快地把房地产业炒热，导致房地产价格迅速上升。实际利率是租赁价格的主要组成部分，承租人支付给房东的房租中，绝大部分是对房屋所占用资金的补偿。研究认为，房地产投资对实际利率最为敏感，货币紧缩或者是其他原因使利率

22、提高时，房地产投资将会下降最多。房地产投资下降，意味着房地产需求下降，最终会导致房地产价格下跌。2.人均可支配收入增长率对房地产指数影响相对较弱人均可支配收入增长率变量在房地产价格波动模型中呈现弱显著，并入到新变量后没有使新变量对房地产指数的影响显著增强。一般来说，人均可支配收入是房地产需求的正函数。在其他因素不变时，收入越高，需求越大，通常导致房价上升。人均可支配收入增长所导致的房地产需求增长主要表现在三个方面：一是收入增长加快积累的增长，使得潜在购买力变成现实购买力；二是收入增长使得消费结构发生变化，房地产成为重要的消费对象，人们会用更好的住宅替代原有住宅；三是收入增长导致财富增长，进而对

23、资产需求增加，刺激投机。人均可支配收入增长率对房地产指数影响较弱的原因在于：1998年国家宣布取消福利分房前，房地产市场中个人购房所占比重并不大，所以收入变量的作用不是很强，而1998年后个人购房成为房地产市场的主流，收入因素才开始逐渐发挥作用。一方面，30岁55岁人群作为财富的集中拥有者，绝对财富量激增；另一方面，城镇居民人均可支配收入逐年增加，且增长速度总体上大于商品房价格增长速度。数据显示：1995年2006年间城镇居民的居住收入弹性平均为1.28，随着居民收入的提高，居民住房消费将会不断升级，进一步提升住房需求。有理由相信，随着房地产市场进一步的发展，人均可支配收入变量将会对房地产价格

24、波动产生更加显著的影响。3.人口增长率对房地产指数影响显著人口因素决定了我国房地产市场刚性需求空间和可持续性。根据国家统计局数据，2005年底我国0岁14岁人口比例20.2%，15岁64岁人口比例72.2%，64岁以下人口92.4%。就世界范围而言，我国人口结构偏年轻，人口增长率自1987以来一直呈明显下降趋势，2006年我国人口自然增长率为5.28。假设我国人口在2030年自然增长率为0，则每年人口增长率平均下降约为0.22左右。人口增长率对房地产价格指数的影响表明在我国房地产市场发展的目前阶段，满足人们正常的生活需要还是主流，特别是我国城市化进程的加快，中心城市人口集聚更明显，当地房地产的

25、需求将对房地产价格波动产生重要影响。研究认为，城市人口增长率对房地产市场的推动作用远大于居民收入增长。根据人口学的纳瑟姆曲线城市化率超过30%，国家将进入高速城市化阶段，且这一过程将一直持续到70%左右。美国和韩国已经先后于1880年1960年、1960年1990年完成了纳瑟姆曲线中的快速城市化过程。中国以1995年突破30%为起点2006年城市化率达到43.9%，进入城市化高速发展进程之中期。城市化进程的不断加速将形成对住宅和城市建设的强烈需求，进而对城市房地产价格的变迁产生巨大影响。分析认为，未来的住宅需求主要来自城市人口增长产生的实际新增需求；由于居住水平提高、人均居住面积提高所产生的新

26、增需求；由于存量住宅自然折旧产生的新增需求；流动人口增长产生的新增需求。研究还发现目前江苏省城市人口增长率对房地产指数的影响力度有所减缓（弹性变小）。这表明江苏省城市化水平已经较高对房地产市场需求而言，人口增长因素的影响呈现减弱趋势。也就是说，当一个城市房地产市场发展到相当水平时，靠人口增长因素引发的需求将会减弱。4.成本指数对房地产指数影响弱成本指数的引入是为了在一定程度上消除房地产指数包含房地产品质因素的影响。一般来说，房地产项目成本构成主要包括土地成本、建筑开发成本和有关税费。如同其他行业一样，成本增加必然会引起房地产价格的上升。近几年，在国民经济快速发展的环境下，不仅地价上涨，构成房地

27、产成本价格的其他因素都在不同程度地增长，如钢铁、水泥等建材的价格大幅上涨，住宅品质、小区环境造价具有较大提高。研究认为，成本指数对房地产价格波动的影响相对较弱，原因在于：自从土地实行招牌挂以来，其出让价格已经基本由市场供求关系决定，供求关系矛盾加大的时候价格上涨，房地产价格与成本并不存在直接关系。此外，目前房地产价格与成本之间的利润空4间依然比较大，成本提高只是意味着开发商的利润空间减小一点，不会从实质上影响到房地产价格。建材价格上涨对房地产价格的实际影响也不大，例如，受国际钢材价格影响，国内钢材价格上涨幅度最高时达到20%，而钢材价格上涨对房地产全部成本的影响不到1%。有资料显示，在目前房地

28、产社会平均利润率为10%15%的情况下，建材价格上涨30%40%，对销售单价影响大约在4%5%之间。由于国内房地产市场竞争状况，居民对这一价格幅度变化的反映并不是非常显著。实证研究结果表明，从时序上看房地产价格波动受到成本指数的影响较小，这从一个侧面说明我国房地产市场还处在一个快速发展时期，对房地产价格波动起影响作用的主要是需求因素。根据模型估计结果，样本期内模型的客观变量（人口变量、利率变量等）变化对房地产价格波动的影响比较稳定，而房地产市场信息不对称对价格波动的影响不断变化。在1995年2006年样本期内，人口变量和利率变量的系数值较大，均衡因素的系数为0.2167，前期房地产价格波动的系

29、数为0.3985。这里，假设客观变量以2006年为准，以后时期不再发生变化，可以通过对均衡因素和前期价格波动变量系数取几组数值仿真模拟2006年2025年间两个变量系数变化对房地产价格波动的影响状况。研究方法为：先将模型中系数估计值作为标准值，在均衡因素系数不变的情况下分别取前期价格波动系数高于标准情形与低于标准情形的数值；在前期价格波动系数不变的情况下，分别取均衡因素系数高于标准值与低于标准值。通过几组情形的模拟，可以得到房地产价格波动的模拟分类，如表4所示。从图1中可以看出，当前期价格波动系数较高时（SITUATION 1），房地产价格波动较标准情形更明显，当前期价格波动系数较低时（SIT

30、UATION 2），房地产价格波动较标准情形相对较弱。从图-2中可以看出：当均衡因素系数较高时（SITU-ATION3），房地产价格波动较标准情形将会出现负向运动；当均衡因素系数较低时（SITUATION 4），房地产价格波动较标准情形将会出现较强的增长。从4组仿真模拟结果可以得出以下研究结论：（1）当均衡因素系数大于前期价格波动系数时，房地产价格波动弱于标准情形，甚至会出现负值。而当均衡因素小于前期波动系数时，房地产价格波动强于标准情形。房地产均衡因素是价格趋向均衡的力量，当这种力量较强时，房地产价格倾向于向前期价格运动；当这种力量较弱时，房地产价格较前期更高水平上达到均衡。（2）当前期价格波动系数大于均衡因素系数时，房地产价格波动通常强于标准情形，而当前期价格波动系数小于均衡因素系数时，房地产价格波动要弱于标准情形。基于上述分析，笔者考察江苏房地产市场两个变量系数发现，以2001年前样本数据所得系数，均衡因素明显强于前期价格波动因素，显示这一时期价格中均衡力量较强；而以2006年前的样本数据所得系