中國商品住宅市場非有效性及原因分析

楊 勇

中國商品住宅市場非有效性及原因分析

楊 勇

(重慶三峽學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,重慶 404000)

分析考察供求兩方面的因素,表明中國商品住宅市場仍然是收斂性的,而存量調(diào)整波動的原因是需求,價格劇烈波動則是由供給及其“過度調(diào)整”所致。因此,調(diào)控供給和積極推進(jìn)“還富于民”的各項配套政策,是商品住宅市場平穩(wěn)健康發(fā)展的前提。

商品住宅;動態(tài)調(diào)整;非均衡;非有效性

引言

雖然既有文獻(xiàn)已經(jīng)就我國商品住宅市場的非有效性問題做了大量的定性研究,但要透徹理解市場非有效性的程度及價格鐘擺運(yùn)動的形式,從供求兩方面分解推動價格運(yùn)動的力量,并對之實證研究我國住宅市場顯得大有必要。

國外研究商品住宅市場非有效性的學(xué)者有Case和 Schliier(1989)、DiPasquale和 Wheaton (1994,1995)以及 Mankiw和 Weil(1989)。國內(nèi)學(xué)者卻存有爭議。例如:周巍認(rèn)為,城鎮(zhèn)化進(jìn)程加速所導(dǎo)致的商品住宅的剛性需求是我國房地產(chǎn)市場非有效性的根本原因[1];而姚玲珍和張小勇則認(rèn)為,房地產(chǎn)市場具有資本市場的某些性質(zhì),要解釋房地產(chǎn)市場的非有效性也必須從信息反應(yīng)偏差、市場正反饋機(jī)制以及噪音交易行為等方面綜合解釋[2];趙新華與屠梅曾則具體研究了噪音交易行為與剛性需求的理論聯(lián)系[3];但張榮和關(guān)永攀卻證實了剛性需求是由供給過量調(diào)整所造成[4];對我國商品住宅非有效性進(jìn)行解釋的,還有劉希模[5]、潘愛民和王洪衛(wèi)[6]、沈悅與劉洪玉[7]等。但也有文獻(xiàn)認(rèn)為,我國商品住宅市場的有效性正不斷強(qiáng)化。如:李宏瑾通過測算我國房地產(chǎn)市場的勒納指數(shù)后認(rèn)為,雖然壟斷還相當(dāng)嚴(yán)重,但有效性正不斷提高[8];王家庭和張換兆也認(rèn)為利率的調(diào)控作用越來越明顯[9];蔡立雄和何煉成則從商品住宅的“吉芬商品”的角度肯定了價格單邊上揚(yáng)的合理性[10]。

結(jié)論的分歧主要是因為研究者僅僅單獨考慮了供求某一方面的因素,而價格顯然是供求雙方共同作用的結(jié)果。例如,認(rèn)為有效性不斷加強(qiáng)的文獻(xiàn)主要是基于供給的分析,而主張非有效性不斷強(qiáng)化的文獻(xiàn)則主要是基于需求的分析。然而,市場非有效性應(yīng)該從多方面尋找原因[11],基于相同的數(shù)據(jù)分別模擬市場的供給方程和需求方程,并從中找出價格運(yùn)動的基本原因和方向,可能是理解我國商品住宅市場價格運(yùn)動的基礎(chǔ)。

二、計量模型的構(gòu)建

局部均衡條件下,只有那些供給彈性非常大、存在價格約束、基本價值確定的資產(chǎn)才不會有理性泡沫,而商品住宅顯然不在其中。因此,使用非均衡動態(tài)模型來實證我國商品住宅市場狀態(tài)是有依據(jù)的。顯然,商品住宅長期均衡存量 set必然是價格 Pt和成本向量 Xs,t的函數(shù) (DiPasquale和 Wheaton,1994),即同理,需求也是價格和需求向量 Xd,t的函數(shù),即Xd,t)。但預(yù)期使得價格與住宅流量不一定同向調(diào)整,例如,當(dāng)城市人口增長率遠(yuǎn)大于住宅存量增長率時,一個快速膨脹的新興城市的住宅價格反而會出現(xiàn)下降的可能。因此,住宅存量的調(diào)整是非均衡的決定了住宅存量由時點 t-1到時點的 t調(diào)整方向,即是調(diào)整速度。考慮供求擾動,誤差修正局部存量調(diào)整模型為Δst=γ1εt-1+γ2υt-1+α′ΔXt+ut,γ1和γ2分別是商品住宅存量對于供給和需求的隨機(jī)擾動而進(jìn)行調(diào)整的速度,線性組合表達(dá)式α′ΔXt則指由市場變量向量所引致的短期市場動態(tài),ut是白噪音。εt是需求引起的非均衡規(guī)模Xd,t),是供給引致的非均衡規(guī)模Xs,t)。相應(yīng)的,價格調(diào)整方程也可以表示為類似的形式 (τ指調(diào)整速度,pt和pt-1是實際住宅價格 ),即 Δpt=δ1εt-1+δ2υt-1+c′ΔXt+ωt。按照預(yù)設(shè),δ1可以為任意數(shù)字,而δ2一般不會小于 0。

由于非均衡變量調(diào)整系數(shù)的大小和正負(fù)表示了商品住宅存量或價格相對它們各自的長期均衡做出反應(yīng)的速度和方向。我們需要驗證以下假設(shè):

假如住宅存量相對于長期需求太低,εt可能就會為負(fù)值,價格將會下降;反之,價格相對于獨立的需求變量 Xd,t-1太低的話,價格將會上升。因此,我們也要驗證以下假設(shè):

三、實證研究

(一)數(shù)據(jù)

住宅成本變量有建安成本指數(shù)、短期融資利率、住宅用地交易價格指數(shù)、空置率以及實際 GDP等。建安成本指數(shù)采用建筑材料成本指數(shù)與建筑工人收入指數(shù)的加權(quán)平均來表示,而收入、價格和利率都以 1978年為基期的 CPI進(jìn)行調(diào)整。所有變量均選自 1988～2008年,并加以數(shù)化處理。商品住宅存量采用每年竣工建筑面積之和并按 50年平均折舊率折舊,1988年的存量則以當(dāng)年竣工建筑面積加上 1987年的城鎮(zhèn)人口乘以城鎮(zhèn)人口人均居住建筑面積減當(dāng)年折舊表示。租住住宅是購買自由產(chǎn)權(quán)住宅的替代,為計算租住的替代彈性,將租金指數(shù)納入需求方程。采用城鎮(zhèn)家庭個人可支配收入表示個人收入。抵押貸款利率則采用 3年期普通固定資產(chǎn)貸款利率表示。人口變動采用城鎮(zhèn)人口數(shù)量。住宅使用成本由住宅所耗費(fèi)的資本性支出減去住宅資本性收入。這些數(shù)據(jù)來自于國家年度統(tǒng)計年鑒,利率等數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫以及國泰安數(shù)據(jù)庫①。

我們將 GDP、利息率和城鄉(xiāng)家庭人均可支配收入看作外生變量,住宅價格、存量、住宅租金指數(shù)、建安成本和空置率等看作內(nèi)生變量。內(nèi)生變量時間序列單位根檢驗結(jié)果報告如表 1所示。結(jié)果顯示,所有內(nèi)生變量都不是平穩(wěn)的。在考慮了趨勢變化之后,住宅存量時間序列和城鎮(zhèn)人口時間序列也不是平穩(wěn)的。

表 1 模型內(nèi)生變量時間序列ADF單位根檢驗

(二)估計結(jié)果

按照 DW等的做法,將住宅存量作為需求方程的因變量,即要估計 (3)

只要我們在 (3)兩邊同時除以人口數(shù),自然就可以得到對商品住宅的實際需求,并排除了對租用住宅的需求,即

采用兩階段最小二乘法 (TSLS)分別估計住宅存量的供給與需求方程。需求方程的估計結(jié)果報告如表 2所示。

表 2 TSLS估計的 1995-2008年商品房市場需求方程:因變量是 stockt/ahht

R2=0.98,調(diào)整后的 R2=0.98,方程擬合度很好。除了價格以外,其它所有變量系數(shù)的正負(fù)都符合預(yù)期。需求價格彈性在 0.054～0.058之間,平均為 0.056;需求的收入彈性在 0.446～0.477之間,平均為0.461。住宅租金指數(shù)的需求彈性在0.075～0.080之間,平均大約為0.077,說明租金上升 1%可以導(dǎo)致住宅需求上升0.077%,但相伴概率不顯著。使用成本指數(shù)對住宅的長期需求有顯著影響,彈性在0.075～0.081之間,平均為0.078。符合既有研究的結(jié)論,貸款利率并不顯著影響住宅的長期需求,但新開工面積的減少使得存量遠(yuǎn)低于長期均衡存量時,可以極大地刺激住宅的即期需求。

需求的價格彈性大于零的異象,說明了這些過剩的流動性并不主要來自信貸機(jī)構(gòu),使用成本的波動主要來自價格而不是利率波動。租金指數(shù)彈性大于價格彈性,則說明了我國商品房住宅市場的融資約束非常小,有大量過剩的流動性;另外,收入與價格一起決定著住宅存量的長期趨勢,甚至收入是更顯著的因素;最后,由于租住對自購的替代作用非常小以及住宅存量遠(yuǎn)低于長期均衡存量所導(dǎo)致的需求剛性,必然使價格與需求、存量同方向變動的“異象”。租金指數(shù)對住宅長期存量的影響不顯著,折舊率和固定資產(chǎn)貸款利率通過影響流量而間接地影響長期存量,從而很難估計利率變量的短期作用。

用 G MM估計的供給方程,除了價格系數(shù)以外,都符合預(yù)期,如表 3所示。GDP的彈性與M.Riddel的估計結(jié)果 0.63非常接近,GDP每提高一個百分點意味著住宅長期均衡存量要提高0.66個百分點;而更高的利率和空置率意味著更低的住宅存量,發(fā)展商對于建筑成本的變動非常敏感。另外,供給價格彈性為負(fù)與需求的價格彈性大于零,并且需求價格彈性大于供給價格彈性的事實,不僅充分證明了剛性需求的存在性,而且說明了政府對供給調(diào)整的無效性。

表 3 G MM估計的 1995-2008年商品房市場供給方程:因變量是 st

(三)價格和存量調(diào)整方程的估計

需求價格彈性與供給價格彈性的相對關(guān)系,決定了中國商品住宅的市場存量和價格調(diào)整必然是收斂的。為進(jìn)一步表明這一調(diào)整過程,分別利用供給和需求方程的殘差序列估計價格和存量的動態(tài)調(diào)整方程。由于數(shù)據(jù)變量之間的關(guān)系極其復(fù)雜,使用似不相關(guān) (seemly unrelative regreeion, SUR)方法估計。存量和價格調(diào)整的估計結(jié)果分別如表 4和表 5所示。

表 5 SUR估計的價格調(diào)整方程:因變量是Δpt

存量調(diào)整方程的擬合度很好并且符合預(yù)期。存量調(diào)整對短期融資成本不敏感,進(jìn)一步說明了利率的短期效應(yīng)確實值得懷疑;價格在當(dāng)年對存量調(diào)整起到同方向地推動作用,但滯后期的作用不顯著;當(dāng)期的租金率和空置率地提高可以明顯地降低住宅存量。另外,εt和υt的系數(shù)均為正,說明了中國住宅市場即期存量要遠(yuǎn)小于長期均衡存量,而且,需求對存量調(diào)整的方向起了更大作用。圖 1所示,刻畫了我國商品住宅市場的三個周期,即 1991年以前從高潮到回落的第一個周期,1992～1999年房地產(chǎn)過熱和調(diào)整的第二個周期,以及 1999年至今的第三個周期,估計的存量調(diào)整方程與我國 1988～2008年的實際情況非常吻合。

擬合的價格調(diào)整方程解釋了 87.4%的價格變化。前期住宅存量的增加導(dǎo)致價格下降;當(dāng)期租金率的上升能夠促進(jìn)價格上漲;但前期租金率卻與當(dāng)期住宅價格反向變動似乎與預(yù)期不符,需求調(diào)整系數(shù)和供給調(diào)整系數(shù)符合預(yù)期。同時,我們可以看到,供給因素可以更加顯著的決定著價格調(diào)整的范圍。

圖1 商品房市場存量的非均衡狀態(tài)

存量和價格相對于供求力量的調(diào)整動態(tài)如圖2所示?？偟膩碇v,相對于需求擾動,發(fā)展商如果對供給擾動能夠做出更加準(zhǔn)確的價格反應(yīng),一年就能調(diào)整到必要水平的 99.6%;但卻存在“存量調(diào)整過度”的問題,一年竟達(dá) 36.4倍,這顯然加劇了商品住宅市場價格波動的程度。如圖 1所示,需求曲線一直比較穩(wěn)定的處于長期均衡的水平,而供給卻屢次大起大落;存量一直處于 0.5%的穩(wěn)態(tài)調(diào)整狀態(tài),但價格卻總是大起大落,如圖 2所示。總之,“剛性需求”與“供給過度調(diào)整”并存是我國商品住宅市場的主要特征。因此,劇烈震蕩中暗含了收斂性。

圖2 商品房市場存量和價格增長動態(tài)

四、結(jié)論

通過將供求兩方面的因素區(qū)分開來考察中國住宅價格和市場存量的動態(tài)調(diào)整過程,我們有三個發(fā)現(xiàn): 一是中國商品住宅是一個逐步走向收斂的市場;二是需求因素是推動存量調(diào)整的根本原因,而供給因素則是價格劇烈波動的主要原因;三是市場的“蛋糕”相對于長期均衡存量還很小,價格的劇烈波動源于“供給的過度調(diào)整”。因此,調(diào)整供給和積極推進(jìn)“還富于民”的各項配套政策是商品住宅市場平穩(wěn)健康發(fā)展的落腳點。

注 釋

①Ahh表示城鎮(zhèn)人口數(shù)量,cc表示建安加權(quán)成本指數(shù),gdp表示人均實際 gdp,incomes表示農(nóng)村家庭人均可支配收入,incomeu表示城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入,mr表示 3年期固定資產(chǎn)投資貸款利率,p表示住宅價格指數(shù), rent表示住宅租金指數(shù),stock表示商品住宅存量,tbill表示 3個月國債回購收益率,user表示住宅使用成本指數(shù), vacc則是空置率。

[1] 周巍.對房地產(chǎn)市場“拐點論”的思考[J].理論前沿,2008(9):32-33.

[2] 姚玲珍,張小勇.上海住宅市場“異象”的微觀解釋[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì),2007(5):31-34.

[3] 趙新華,屠梅曾.房地產(chǎn)市場中噪音交易行為研究[J].財經(jīng)研究,2008(1):136-143.

[4] 張榮,關(guān)永攀.中國房地產(chǎn)住宅市場投資存量調(diào)整模型及實證 [J].統(tǒng)計與決策,2007(6):10-12.

[5] 劉希模.我國房價居高不下的成因及其對策[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較,2007(2):105-109.

[6] 潘愛民,王洪衛(wèi).中國房地產(chǎn)市場非有效性:理論與實證[J].財經(jīng)科學(xué),2008(7):55-63.

[7] 沈悅,劉洪玉.住宅價格與經(jīng)濟(jì)基本面:1995—2002年中國 14城市的實證研究 [J].經(jīng)濟(jì)研究, 2004(6):78-87.

[8] 李宏瑾.我國房地產(chǎn)市場壟斷程度研究——勒納指數(shù)的測算[J].財經(jīng)問題研究,2005(3):4-10.

[9] 王家庭,張換兆.利率變動對中國房地產(chǎn)市場影響的實證分析[J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2006(1): 54-59.

[10] 蔡立雄,何煉成.馬克思市場價值理論分析——兼論房地產(chǎn)市場的吉芬商品現(xiàn)象[J].經(jīng)濟(jì)評論, 2006(5):3-6.

[11] 王文群.房地產(chǎn)市場失效與政府規(guī)制[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2006(5):50-53.

(責(zé)任編輯 陳詠梅)

On Non-efficiency and Causes of Housi ng-market in China

YANG Yong
(School of Economics andManagement,Chongqing Three GorgesUniversity,Chongqing 404000)

By differentiating factors from supply and demand respectively,Chinese housing-market is proved to be a convergentmarket.Demand results in adjustment of stock while supply and its over-adjustment are the leading cause of fluctuating price.Therefore,it is urgent to adjust the supply and push forward the policy of enriching residents,which is the foothold of stable and sound development of the housing-market.

housing-market,dynamic adjustment,disequilibrium,non-efficiency

C812

A

1671-7422(2010)05-0021-04

10.3969/j.ISSN.1671-7422.2010.05.006

2010-08-25

楊勇(1971— ),男,湖南常德人,副教授,博士,主要從事制度經(jīng)濟(jì)學(xué)、產(chǎn)業(yè)組織與國際貿(mào)易的研究。