基于預(yù)期理論的商品住宅價(jià)格模型的應(yīng)用研究

王軍武， 趙 瑋

(武漢理工大學(xué) 土木工程與建筑學(xué)院， 湖北 武漢 430070)

近年來(lái)，我國(guó)商品住宅價(jià)格不斷上漲，尤其是2009年初至今，高漲的房?jī)r(jià)已引起了社會(huì)各界的高度關(guān)注。市場(chǎng)供求關(guān)系是影響市場(chǎng)交易的主要?jiǎng)恿?，是決定成交價(jià)格的根本原因。但是商品住宅市場(chǎng)的高房?jī)r(jià)與消費(fèi)者的支付能力之間的差距日益加大，剛性需求的客觀存在加劇了現(xiàn)有市場(chǎng)的供需矛盾，對(duì)未來(lái)房?jī)r(jià)的預(yù)期更是進(jìn)一步刺激了大量住房需求的提前釋放，非理性的預(yù)期心理使人們不斷產(chǎn)生認(rèn)知上的失調(diào)，盲目追逐不合理的房?jī)r(jià)，并在自我強(qiáng)化的心理作用下影響市場(chǎng)供求關(guān)系，對(duì)市場(chǎng)價(jià)格產(chǎn)生影響。

1 預(yù)期理論及我國(guó)住宅市場(chǎng)的預(yù)期性質(zhì)

預(yù)期是指市場(chǎng)參與者為了追求個(gè)人利益最大化，對(duì)與當(dāng)前決策有關(guān)的經(jīng)濟(jì)變量在未來(lái)的變動(dòng)方向和變動(dòng)幅度進(jìn)行的預(yù)測(cè)[1]。穆斯于1961年提出了理性預(yù)期假說，即經(jīng)濟(jì)當(dāng)事人對(duì)一些變量的主觀心理預(yù)期為這些變量的條件數(shù)學(xué)期望。理性預(yù)期符合西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中對(duì)行為人理性行為的假定，即人們能夠在有效地利用一切信息的前提下，對(duì)經(jīng)濟(jì)變量做出長(zhǎng)期來(lái)說是最為準(zhǔn)確，而又與所使用的經(jīng)濟(jì)理論、模型相一致的預(yù)期[2]。

由于市場(chǎng)主體的局限性及市場(chǎng)信息的不對(duì)稱，經(jīng)濟(jì)行為人并不能做出完全的理性判斷，只能根據(jù)過去的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)對(duì)未來(lái)做出“合乎規(guī)律”的預(yù)測(cè)，這樣的預(yù)期就是非理性預(yù)期。非理性預(yù)期會(huì)導(dǎo)致判斷結(jié)果與實(shí)際值的偏離，這種偏離往往來(lái)自于個(gè)人的心理因素[3]，例如認(rèn)知失調(diào)、從眾心理以及過度自信等。

我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展時(shí)間并不長(zhǎng)，市場(chǎng)主體復(fù)雜、體制不完善，住房制度的改革仍在進(jìn)行中，并沒有實(shí)現(xiàn)完全市場(chǎng)化，在這種情況下形成的消費(fèi)者的預(yù)期很難簡(jiǎn)單的用理性預(yù)期或非理性預(yù)期加以區(qū)分界定。處于發(fā)展中的我國(guó)住宅市場(chǎng)預(yù)期是介于理性預(yù)期和非理性預(yù)期之間的一種準(zhǔn)理性預(yù)期[4]，具有不穩(wěn)定性，這種預(yù)期擺脫了理性預(yù)期對(duì)經(jīng)濟(jì)假設(shè)條件的強(qiáng)制性苛刻要求，又克服了非理性預(yù)期過于簡(jiǎn)單的特點(diǎn)。

2 商品住宅價(jià)格預(yù)期模型

住宅作為一種特殊的商品，其交易價(jià)格的形成同樣是由市場(chǎng)的供需狀況所決定。在市場(chǎng)完全出清的假設(shè)下，商品住宅價(jià)格即為供需平衡的自然結(jié)果。Geff Kenny 等學(xué)者在實(shí)證研究中建議從房地產(chǎn)企業(yè)與購(gòu)房者之間的最優(yōu)化行為中得出模型的參數(shù)，進(jìn)而建立一個(gè)住宅市場(chǎng)的供需均衡模型，并從中推導(dǎo)出商品住宅的價(jià)格[5]。

(1)從住宅供給方面分析，住宅的供給量主要是由其價(jià)格及開發(fā)成本決定的：

Qs=f(Pe,C)

(1)

式中，Qs為商品住宅的供給量；Pe為預(yù)期的商品住宅價(jià)格；C為商品住宅的開發(fā)成本。

對(duì)于房地產(chǎn)企業(yè)來(lái)說，土地交易價(jià)格、建造成本和資金成本是開發(fā)成本的主要構(gòu)成部分，而建造成本和資金成本可以簡(jiǎn)單看作銀行利率的變化函數(shù)。通過研究分析發(fā)現(xiàn)，利率與住宅需求之間的相關(guān)性不是很強(qiáng)[6]，這可能是由于開發(fā)企業(yè)為了保持既有的利潤(rùn)率會(huì)將增加的成本轉(zhuǎn)嫁到住房?jī)r(jià)格之中，從而減弱其對(duì)住房需求量的影響。相較而言，開發(fā)企業(yè)對(duì)金融市場(chǎng)的資金供應(yīng)量更為敏感。所以，對(duì)式(1)進(jìn)行修正得到：

Qs=f(Pe,L,M)

(2)

式中，L為土地交易價(jià)格水平；M為金融機(jī)構(gòu)貸款數(shù)額。

(2)從住宅需求方面分析，住宅需求量主要取決于住房的價(jià)格及其他需求變量。從長(zhǎng)期來(lái)說，受到居民可支配收入、人口結(jié)構(gòu)、習(xí)俗偏好等的影響，但在短期內(nèi)，更容易受到一些非理性預(yù)期因素的影響。

住房剛性需求是任何經(jīng)濟(jì)體中都存在的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，這一情況在我國(guó)表現(xiàn)得尤為明顯。2009年我國(guó)房?jī)r(jià)收入比達(dá)到歷史最高點(diǎn)8.03(圖1)，根據(jù)國(guó)際機(jī)構(gòu)的報(bào)告，在發(fā)達(dá)國(guó)家房?jī)r(jià)收入比超過6.0即被看作市場(chǎng)價(jià)格處于泡沫區(qū)[7]。如此高的房?jī)r(jià)收入比一方面來(lái)源于市場(chǎng)的炒作，更深層次的原因是市場(chǎng)剛性需求的存在。

圖1 1996～2009年我國(guó)房?jī)r(jià)收入比變化

剛性需求導(dǎo)致短期內(nèi)市場(chǎng)需求的疊加放大，使部分人跨越常規(guī)的住房消費(fèi)需求層次，加速了需求的提前釋放及價(jià)格的過快上漲。這種脫離收入約束的資產(chǎn)價(jià)格走勢(shì)，是我國(guó)城鎮(zhèn)人口住房剛性需求的表現(xiàn)，其存在有著一定的現(xiàn)實(shí)依據(jù)。一方面，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)未來(lái)收入增長(zhǎng)的信心會(huì)放大居民對(duì)自身支付能力的預(yù)期，購(gòu)置滿意度更高的住宅，同時(shí)為高房?jī)r(jià)的存在提供了強(qiáng)有力的“心理保障”。另一方面，金融機(jī)構(gòu)所提供的貸款業(yè)務(wù)為個(gè)人、家庭提供了融資的渠道，使其能夠支付短期內(nèi)無(wú)法承擔(dān)的價(jià)格，只要貸款人能夠在既定時(shí)限內(nèi)按時(shí)足額償還部分資金，就可以提前實(shí)現(xiàn)住房需求。

投資性購(gòu)房需求的入市也加劇了商品住宅的需求量。作為消費(fèi)者來(lái)說，生活中的物價(jià)上漲最能使其感受到貨幣購(gòu)買力的下降，尤其是物價(jià)連續(xù)的上漲，會(huì)加劇人們對(duì)未來(lái)通脹的預(yù)期。為了使手中的資金得到保值增值，投資者就會(huì)尋找資金的流向領(lǐng)域。由于銀行的存款利率偏低，遠(yuǎn)遠(yuǎn)趕不上物價(jià)上漲的水平，不能實(shí)現(xiàn)居民儲(chǔ)蓄存款的保值目的；其次，民間投資渠道有限，股市、基金市場(chǎng)長(zhǎng)期低迷，投資回報(bào)率較低；再者，我國(guó)金融市場(chǎng)在逐步完善的過程中，與世界投資市場(chǎng)的接軌還有待時(shí)日，國(guó)內(nèi)大量小額資金缺少流向國(guó)際市場(chǎng)的途徑[8]。

房地產(chǎn)的投資價(jià)值在這樣的環(huán)境下顯得尤為明顯，大量逐利資金流入房地產(chǎn)行業(yè)就不可避免，尤其是部分先行的投資、投機(jī)者在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)了資金的大幅增長(zhǎng)，更是進(jìn)一步加劇了人們對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的投資熱情，并對(duì)其未來(lái)的發(fā)展寄予了“厚望”。

出于理性的考慮，消費(fèi)者對(duì)住房的需求量是基于對(duì)未來(lái)房?jī)r(jià)的預(yù)期，以及自身的支付能力。雖然人均可支配收入在長(zhǎng)期內(nèi)決定了消費(fèi)者的支付能力，但是從短期而言，金融機(jī)構(gòu)的杠桿作用放大了消費(fèi)者的資本量，尤其是貸款總量的多少對(duì)房?jī)r(jià)的影響效果作用明顯[9]。其次，無(wú)論是消費(fèi)者、投資者還是投機(jī)者都希望借助住宅得以實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)的保值增值，對(duì)通貨膨脹及房?jī)r(jià)的走勢(shì)特別敏感。

另一方面，我國(guó)住宅市場(chǎng)的預(yù)期特性決定了消費(fèi)者非理性預(yù)期的存在，個(gè)體還是會(huì)根據(jù)過去的住房?jī)r(jià)格趨勢(shì)估計(jì)未來(lái)住房?jī)r(jià)格的變動(dòng)，具有很強(qiáng)的適應(yīng)性預(yù)期特質(zhì)[10]。

綜上所述，結(jié)合我國(guó)商品住宅市場(chǎng)的現(xiàn)狀，將住宅需求函數(shù)建立如下：

Qd=g(Pe,M,CPI,s,t,P′)

(3)

式中，CPI為當(dāng)期的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)；P′為當(dāng)期的住宅交易價(jià)格，s為當(dāng)期房?jī)r(jià)上漲或下跌的幅度，t為房?jī)r(jià)漲跌同向變化所持續(xù)時(shí)間的長(zhǎng)短。

當(dāng)市場(chǎng)出清時(shí)，存在：

Qs=Qd

(4)

得到：

Pe=h(L,CPI,M,s,t,P′)

(5)

由于房?jī)r(jià)上漲或下降的幅度s，以及房?jī)r(jià)漲跌變化的持續(xù)時(shí)間t通過對(duì)P′的強(qiáng)化效果作用于未來(lái)預(yù)期房?jī)r(jià)的變動(dòng)趨勢(shì)，所以根據(jù)式(5)建立一個(gè)線性方程：

ln(Pe)=β1ln(L)+β2ln(CPI)+β3ln(M)+β4(1+s)tln(P′)+β5

(6)

式中，βi為函數(shù)的待定系數(shù)。

3 實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)選取原則

商品住宅具有消費(fèi)及投資的雙重屬性，其價(jià)格會(huì)在短時(shí)期內(nèi)發(fā)生較大的變化，僅用年度數(shù)據(jù)難以反映這種短期波動(dòng)；同時(shí)，全國(guó)數(shù)據(jù)并不能反映局部的差異，尤其是在各個(gè)地區(qū)的城市化程度、人口結(jié)構(gòu)等差異大的情況下，對(duì)市場(chǎng)的預(yù)期性質(zhì)影響尤為明顯。所以，本實(shí)證研究選擇武漢市商品住宅市場(chǎng)為研究對(duì)象，取用2004～2009年的季度數(shù)據(jù)。

3.2 模型估計(jì)結(jié)果

3.2.1參數(shù)估計(jì)

使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)統(tǒng)計(jì)軟件Eviews 6.0 對(duì)24組數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘法回歸分析，得到結(jié)果如圖2。

圖2 模型參數(shù)回歸結(jié)果

根據(jù)圖2中的數(shù)據(jù)，模型估計(jì)的結(jié)果為：

ln(Pe)=0.594620ln(L)+1.116640ln(CPI)+0.595319ln(M)+6.59×10-5(1+s)tln(P′)-9.444211

(7)

3.2.2統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

(1)擬合優(yōu)度

(2)F檢驗(yàn)

針對(duì)H0:β1=β2=β3=β4=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=5-1=4和n-k=24-5=19的臨界值。F0.95(4,19)=2.90。

由于F=132.0696>F0.95(4,19)=2.90，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0:β1=β2=β3=β4=0，說明回歸方程顯著，即各因素對(duì)住宅預(yù)期價(jià)格有顯著影響。

(3)t檢驗(yàn)

分別針對(duì)H0:βi=0(i=1,2,3,4,5)，給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得自由度為n-k=19臨界值tα/2(n-k)=t0.0025(19)=2.0930。

β1,β2,β3,β4,β5對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為5.893910，2.314283，3.616394，3.616009，-4.031901，其絕對(duì)值均大于2.0930，說明分別都應(yīng)當(dāng)拒絕假設(shè)H0:βi=0(i=1,2,3,4,5)，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，模型中的解釋變量分別對(duì)被解釋變量有顯著性的影響。

3.2.3經(jīng)濟(jì)分析

各變量的彈性系數(shù)計(jì)算值如表1。

表1 自變量彈性系數(shù)表

由表1可見，房?jī)r(jià)漲跌幅度(s)和持續(xù)時(shí)間(t)的彈性系數(shù)均超過3.5，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他自變量，對(duì)房?jī)r(jià)的影響程度很大，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)也超過了1.0，影響程度居于六個(gè)因素的第三位，其他因素的彈性系數(shù)都不及0.70，影響程度有限。

居民在對(duì)房?jī)r(jià)做出預(yù)期時(shí)，往往傾向于參考前期房?jī)r(jià)走勢(shì)，具有明顯的適應(yīng)性預(yù)期性質(zhì)，而且，漲跌幅度和持續(xù)時(shí)間的影響程度要遠(yuǎn)大于前期房?jī)r(jià)的影響，進(jìn)一步說明消費(fèi)者試圖發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)變動(dòng)背后的規(guī)律，并受到預(yù)期的強(qiáng)化。CPI指數(shù)也是影響房?jī)r(jià)的一個(gè)重要因素，表明了投資性需求在住宅市場(chǎng)中的重要作用，一定程度上推高了消費(fèi)者對(duì)未來(lái)房?jī)r(jià)的預(yù)期。由于市場(chǎng)心理預(yù)期的主導(dǎo)性很強(qiáng)，弱化了地價(jià)水平及金融機(jī)構(gòu)信貸資金的影響。

4 結(jié) 論

(1)適應(yīng)性預(yù)期在消費(fèi)者的價(jià)格預(yù)期中占據(jù)主導(dǎo)地位，消費(fèi)者在很大程度上借助于先前的價(jià)格走勢(shì)對(duì)未來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)，尤其是前期住房?jī)r(jià)格的漲幅大小及持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)短對(duì)消費(fèi)者預(yù)期的影響效果明顯，市場(chǎng)理性不足。

(2)房地產(chǎn)市場(chǎng)中的投資性需求不容忽視，對(duì)房?jī)r(jià)的推動(dòng)作用高于土地、信貸等，對(duì)房?jī)r(jià)上漲有疊加效應(yīng)，并且將部分有實(shí)際需求的購(gòu)房者擠出市場(chǎng)，加劇市場(chǎng)的供需矛盾。

(3)住房?jī)r(jià)格具有很強(qiáng)的內(nèi)生性，但是市場(chǎng)主體的非理性預(yù)期會(huì)在短期內(nèi)對(duì)住宅價(jià)格的變動(dòng)產(chǎn)生巨大影響，作為宏觀調(diào)控主導(dǎo)者的政府必須保持政策的穩(wěn)定性及持續(xù)性，合理引導(dǎo)市場(chǎng)的預(yù)期，為居民提供有力的心理保障。

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