關(guān)于杭州市居民住房?jī)r(jià)格泡沫的實(shí)證研究

摘要：文章以杭州市2001-2009年數(shù)據(jù)為樣本，根據(jù)與商品房?jī)r(jià)格有關(guān)的地區(qū)GDP、人口規(guī)模、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、商品房建設(shè)成本、消費(fèi)者對(duì)房?jī)r(jià)的預(yù)期等主要因素，使用多因素回歸模型來(lái)分析上一期房地產(chǎn)價(jià)格和居民人均可支配收入對(duì)本期房地產(chǎn)價(jià)格的影響，對(duì)房?jī)r(jià)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：目前影響杭州市房地產(chǎn)價(jià)格的主要因素為投資和投機(jī)因素以及全國(guó)地區(qū)均已經(jīng)出現(xiàn)較為明顯的房地產(chǎn)泡沫。

關(guān)鍵詞：投機(jī)；房地產(chǎn)價(jià)格；多元回歸分析

一、問(wèn)題的提出

自從20世紀(jì)80年代末城鎮(zhèn)住房商品化開(kāi)始，城鎮(zhèn)居民住房?jī)r(jià)格就迅速上升，年均增長(zhǎng)幅度高于10%。2009的年房?jī)r(jià)更是經(jīng)歷了一輪瘋漲。截至2010年第一季度全國(guó)住房成交價(jià)在5193元/平方米，較2009年同期增長(zhǎng)11.46%。其中，杭州作為一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)中心，房?jī)r(jià)一直位于全國(guó)的前列，2010年4月住房成交均價(jià)達(dá)到20553元/平方米，較2009年同期漲幅達(dá)到47.85%。房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，不僅對(duì)廣大普通居民的購(gòu)房產(chǎn)生嚴(yán)重影響，對(duì)社會(huì)的穩(wěn)定以及我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展構(gòu)成威脅。

美國(guó)次貸危機(jī)帶來(lái)的住房?jī)r(jià)格泡沫破裂，應(yīng)該給我們敲響了警鐘。當(dāng)前我們的住房?jī)r(jià)格是否存在嚴(yán)重的泡沫、房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫的主要成因是什么、對(duì)待房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格應(yīng)該采取怎樣的預(yù)警機(jī)制和調(diào)控措施，這些都是迫切需要解決的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。由于我國(guó)地域廣闊，地區(qū)差異巨大，各地區(qū)的政治、社會(huì)狀況及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都有著顯著的差別，區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格也存在著巨大的區(qū)別。因此，判斷區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)是否存在泡沫，探討區(qū)域房地產(chǎn)市場(chǎng)建設(shè)的合理性，對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的管理具有更為重要的現(xiàn)實(shí)意義?；谝陨夏康?，本文采用近十年來(lái)杭州的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，建立多元回歸模型，對(duì)杭州房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格泡沫狀態(tài)及其主要成因進(jìn)行了分析研究，并通過(guò)杭州市與全國(guó)的比較，說(shuō)明區(qū)域差異的存在。

二、決定房?jī)r(jià)的理論模型

根據(jù)已有的理論與實(shí)證研究成果來(lái)分析房?jī)r(jià)與各影響因素的理論關(guān)系，構(gòu)建出城市房?jī)r(jià)的理論模型。我們將房地產(chǎn)價(jià)格分解為兩個(gè)部分，一部分由經(jīng)濟(jì)或市場(chǎng)基本因素驅(qū)動(dòng)，稱為基本價(jià)格；一部分由房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)行為驅(qū)動(dòng)，稱為非基本價(jià)格。

影響房地產(chǎn)的基本價(jià)格因素：

第一，經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)?？捎酶鱾€(gè)城市地區(qū)的GDP來(lái)反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢(shì)，經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展必將推動(dòng)房地產(chǎn)的快速發(fā)展。從理論上分析，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形勢(shì)越好，房?jī)r(jià)上漲的可能性就越大，兩者應(yīng)呈現(xiàn)出正向關(guān)系。

第二，人民生活水平。用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加來(lái)反映人民生活水平的提高。居民可支配收入決定了其實(shí)際購(gòu)買能力，進(jìn)而決定了居民住房的消費(fèi)能力。

第三，土地價(jià)格。地價(jià)是房地產(chǎn)成本的重要組成部分，其走勢(shì)直接影響著房?jī)r(jià)。

第四，房地產(chǎn)投資。從理論上看，房地產(chǎn)投資增加，將導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)供給的增加，在需求不變或者房地產(chǎn)需求彈性小于供給彈性的情況下，房?jī)r(jià)將下降。

第五，利率的高低。利率的高低決定了房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商的融資成本，貸款利率降低，開(kāi)發(fā)商就可以以較低的成本獲得資金，而房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)的利潤(rùn)相對(duì)而言是比較有保證的，因此在低利率的情況下，開(kāi)發(fā)商就會(huì)有相對(duì)可觀的收益。中國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)的高負(fù)債性決定了利率是影響房地產(chǎn)定價(jià)的重要因素。

第六，貨幣供應(yīng)量。我國(guó)金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，市場(chǎng)機(jī)制不成熟，間接融資比例很高，房地產(chǎn)投資在相對(duì)大的程度上需要銀行信貸資金支持。因而貨幣供應(yīng)量將從供給方面影響房地產(chǎn)投資信貸規(guī)模，從需求方面影響購(gòu)買水平。

第七，其他因素，如該城市的環(huán)境因素、地理位置等。

影響房地產(chǎn)的非基本價(jià)格因素：消費(fèi)者對(duì)房?jī)r(jià)的預(yù)期。LevinandWright運(yùn)用房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng)率的歷史數(shù)據(jù)來(lái)建立房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)模型。其中心假設(shè)為：人們通過(guò)觀察房地產(chǎn)的歷史價(jià)格變化，形成對(duì)房地產(chǎn)未來(lái)價(jià)格變化的預(yù)期，從而導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)需求條件的變化。而這些不斷變化的需求條件影響了房地產(chǎn)的供求價(jià)格。

三、變量的選擇和模型的建立

為了考察導(dǎo)致杭州市房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)上漲的主要因素是居民自住需求還是投資和投機(jī)需求，考慮各相關(guān)因素的量化可能性以及數(shù)據(jù)的可獲得性，筆者決定選用人均可支配收入和上一期房地產(chǎn)價(jià)格兩個(gè)變量來(lái)解釋本期房地產(chǎn)價(jià)格變量。因?yàn)榫用竦淖宰⌒枨笾饕Q于可支配收人的高低，而投資和投機(jī)需求則很大部分取決于上一期的房地產(chǎn)價(jià)格，決定投資或者投機(jī)行為盈利與否與當(dāng)期房地產(chǎn)價(jià)格的高低無(wú)關(guān)，只要房地產(chǎn)價(jià)格的趨勢(shì)是上升的，投資和投機(jī)行為就會(huì)持續(xù)發(fā)生。

如果是居民自住需求所導(dǎo)致的房地產(chǎn)價(jià)格上漲，則模型的結(jié)果為人均可支配收入對(duì)本期的房地產(chǎn)價(jià)格影響較大；如果是投資和投機(jī)因素所導(dǎo)致的房地產(chǎn)價(jià)格上漲，則模型的結(jié)果為上一期的房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)本期的房地產(chǎn)價(jià)格影響較大，市場(chǎng)中存在泡沫的因素。于是在即將建立的多元回歸模型中被解釋變量為房地產(chǎn)價(jià)格PT，解釋變量分別為可支配收人Y和前一期房地產(chǎn)價(jià)格PT1。建立房地產(chǎn)價(jià)格函數(shù)的計(jì)量模型如下：

PT=b0+b1PT1+b2Y①

該模型的經(jīng)濟(jì)含義為：本期房地產(chǎn)價(jià)格主要取決于上一期的房地產(chǎn)價(jià)格PT1和當(dāng)期的入均可支配收入Y，b0為隨機(jī)誤差。

四、多元線性回歸模型與White異方差檢驗(yàn)

本模型的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)樣本為2001年-2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入Y和當(dāng)年房地產(chǎn)價(jià)格P。數(shù)據(jù)來(lái)源于杭州統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。樣本數(shù)據(jù)如表1所示。

可以看出，房地產(chǎn)價(jià)格pt和城鎮(zhèn)居民可支配收入y、上期房地產(chǎn)價(jià)格pt1有著較為明顯的相關(guān)關(guān)系，尤其是在06年以后。

然后筆者使用Eviews3．1版軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)最小二乘回歸估計(jì)，根據(jù)回歸的結(jié)果，估計(jì)的模型為：

PT=612.8885+0.728829PT1+0.079083Y

（661.4456）（0.525100）（0.177144）

t=（0.926589）（1.387980）（0.446434）

R2=0.950074 AR=0.933432 F=57.08857

擬合優(yōu)度：由檢驗(yàn)數(shù)據(jù)中可得到R2=0．950074，修正的可決系數(shù)為AR=0．933432，說(shuō)明該模型對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的解釋度為95%，模型的擬合性很好。

F檢驗(yàn)：針對(duì)H0：b1=b2=0，給定顯著性水平a=0.05，在F值分布表中查出自由度為k-1=2和n-k=6的臨界值Fa（2，6）=5.14。而檢驗(yàn)結(jié)果中F=57.08857，遠(yuǎn)大于F的臨界值，所以應(yīng)該拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著，杭州市上一期房地產(chǎn)價(jià)格、人均可支配收入、本期房地產(chǎn)供給等解釋變量對(duì)被解釋變量一本期房地產(chǎn)價(jià)格有顯著影響。

T檢驗(yàn)：分別對(duì)H0：b1=0和H0：b2=0在給定顯著性水平a=0.05，查t分布表得自由度為n—k=6的臨界值t（a/2）=2.447。而驗(yàn)結(jié)果中與b1、b2相對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值分別為1.387980和0.446434，也就是說(shuō)，在其他解釋變量不變的情況下，PT1和Y的單獨(dú)變動(dòng)對(duì)PT的影響并不顯著。

為了檢驗(yàn)所采用的樣本數(shù)據(jù)之間是否具有異方差性，可以使用回歸檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)繼續(xù)進(jìn)行White檢驗(yàn)，從結(jié)果可以看出，Obs*R-squared=4.724401，由White檢驗(yàn)可知，在給定顯著性水平a=0.05下，查卡方分布表，得臨界值為5.99147。比較計(jì)算的卡方統(tǒng)計(jì)量和臨界值，因?yàn)镺bs*R-squared=4.724401<5.99147，所以接受該模型不存在異方差性的原假設(shè)。

由回歸結(jié)果我們可以看出，前一期的房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)本期的房地產(chǎn)價(jià)格有明顯的影響。前一期房地產(chǎn)價(jià)格PT1的系數(shù)為0.728829，具體來(lái)說(shuō)就是在本期其他變量不變的情況下，如果上一期的房地產(chǎn)價(jià)格上漲1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)直接導(dǎo)致本期的房地產(chǎn)價(jià)格上漲0.728829個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明杭州的房地產(chǎn)市場(chǎng)普遍存在比較明顯的投資、投機(jī)傾向。

為了便于比較觀察，我們同樣再對(duì)2001到2009年期間全國(guó)房?jī)r(jià)影響因素進(jìn)行分析。2001-2009年全國(guó)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，如表2所示。

我們使用Eviews3．1版軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)最小二乘回歸估計(jì)，估計(jì)的模型為：

PT=231.0456+0.819097PT1+0.036427Y

（483.6203）（0.388236）（0.048461）

t=（0.477742）（2.109789）（0.751673）

R2=0.992762 AR=0.990349 F=411.4535

擬合優(yōu)度：由檢驗(yàn)數(shù)據(jù)中可得到R2=0．992762，修正的可決系數(shù)為AR=0．990349，說(shuō)明該模型對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的解釋度為99%，模型的擬合性很好。

F檢驗(yàn)：針對(duì)H0：b1=b2=0，給定顯著性水平a=0．05，在F值分布表中查出自由度為k一1=2和n—k=6的臨界值Fa（2，6）=5.14。而檢驗(yàn)結(jié)果中F=411.4535，遠(yuǎn)大于F的臨界值，所以應(yīng)該拒絕原假設(shè)，說(shuō)明回歸方程顯著，全國(guó)上一期房地產(chǎn)價(jià)格、人均可支配收入、本期房地產(chǎn)供給等解釋變量對(duì)被解釋變量一本期房地產(chǎn)價(jià)格有顯著影響。

T檢驗(yàn)：分別對(duì)H0：b1=0和H0：b2=0在給定顯著性水平a=0.05，查t分布表得自由度為n-k=6的臨界值t（a/2）=2.447。而檢驗(yàn)結(jié)果中與b1、b2相對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值分別為2.109789和0.751673，也就是說(shuō)，在其他解釋變量不變的情況下，PT1和Y的單獨(dú)變動(dòng)對(duì)PT的影響并不顯著。

為了檢驗(yàn)所采用的樣本數(shù)據(jù)之間是否具有異方差性，可以使用回歸檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)繼續(xù)進(jìn)行White檢驗(yàn)，選擇沒(méi)有交叉乘積項(xiàng)，從結(jié)果可以看出，Obs*R-squared=2.868896，由White檢驗(yàn)可知，在給定顯著性水平a=0.05下，查卡方分布表，得臨界值為5.99147。比較計(jì)算的卡方統(tǒng)計(jì)量和臨界值，因?yàn)镺bs*R-squared=2.868896<5.99147，所以接受該模型不存在異方差性的原假設(shè)。

五、回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果的現(xiàn)實(shí)意義

通過(guò)杭州市和全國(guó)這兩個(gè)回歸模型的結(jié)果數(shù)據(jù)的對(duì)比，我們可以看出：前一期的房地產(chǎn)價(jià)格PT1的系數(shù)最大，分別為0.728829和0.819097，說(shuō)明我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)普遍存在比較明顯的投資、投機(jī)傾向，這種情況全國(guó)的平均水平表現(xiàn)得更為突出。具體來(lái)說(shuō)就是在本期其他變量不變的情況下，如果上一期的房地產(chǎn)價(jià)格上漲一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)導(dǎo)致本期的房地產(chǎn)價(jià)格上漲0.728829，如果是在全國(guó)范圍內(nèi)，則會(huì)導(dǎo)致本期全國(guó)房地產(chǎn)平均價(jià)格上漲0.819097個(gè)百分點(diǎn)。

收入Y，系數(shù)分別為0.079083和0.036427，就是說(shuō)在本期其他變量不變的情況下，如果本期的收入上漲1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)導(dǎo)致本期房地產(chǎn)價(jià)格上漲0.079083個(gè)百分點(diǎn)，而導(dǎo)致房地產(chǎn)全國(guó)平均價(jià)格上漲0.036427個(gè)百分點(diǎn)。

這兩個(gè)回歸模型對(duì)比的現(xiàn)實(shí)意義在于：一是說(shuō)明我國(guó)目前的房地產(chǎn)市場(chǎng)普遍存在比較明顯的泡沫因素，相對(duì)于全國(guó)平均水平而言，這種因素在杭州市體現(xiàn)的相對(duì)較弱些；二是投資和投機(jī)因素對(duì)當(dāng)期房地產(chǎn)的決定因素超過(guò)了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，也就是說(shuō)，我國(guó)目前房地產(chǎn)市場(chǎng)中的需求主要來(lái)自于投資和投機(jī)，而不是居民的自住需求，這說(shuō)明國(guó)家歷年來(lái)出臺(tái)的各項(xiàng)抑制投資和投機(jī)需求的房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控措施的合理性。

從上述結(jié)論1可以看出，作為東部發(fā)達(dá)城市的杭州，房地產(chǎn)價(jià)格泡沫化的程度低于全國(guó)平均水平。而通過(guò)對(duì)其他東部沿海城市數(shù)據(jù)的收集與分析，在京津滬等東部一些發(fā)達(dá)城市，相對(duì)于全國(guó)平均水平而言，泡沫化因素則體現(xiàn)的更加明顯。筆者認(rèn)為以下幾方面可以解釋這種差異性的存在：

第一，杭州相對(duì)于京津滬等東部沿海城市，其城市定位不同。杭州依托于西湖走的是旅游城市、消費(fèi)服務(wù)型城市發(fā)展道路。其依托優(yōu)越的地理環(huán)境、優(yōu)美的風(fēng)景以及浙江雄厚的經(jīng)濟(jì)實(shí)力，其房?jī)r(jià)本身有其合理性的一面、“剛性”的一面。

第二，基于上述，杭州市房?jī)r(jià)基礎(chǔ)比較高，投資投機(jī)的成本、風(fēng)險(xiǎn)較大，收益相對(duì)較小，抑制了投資者和投機(jī)者的動(dòng)力。

六、防范杭州市房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫的策略性思考

房?jī)r(jià)上漲的因素基本可以分為主觀因素和客觀因素兩部分?？陀^因素主要表現(xiàn)為消費(fèi)者需求的提高、城市化的建設(shè)以及人口的增長(zhǎng)等實(shí)質(zhì)性因素。主觀因素則主要表現(xiàn)為兩個(gè)方面：一是非理性的市場(chǎng)預(yù)期。二是過(guò)度的信貸支持。目前我國(guó)房地產(chǎn)自有資金比重奇低，我國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)資金的80%以上直接或者間接來(lái)自銀行貸款。再次，據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)購(gòu)房者的按揭率為75%，新建商品房60%-70%的購(gòu)買資金是由信貸支持的。

美國(guó)著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家查爾斯·P·金德伯格認(rèn)為：房地產(chǎn)泡沫可理解為房地產(chǎn)價(jià)格在一個(gè)連續(xù)的過(guò)程中的持續(xù)上漲，這種價(jià)格的上漲使人們產(chǎn)生價(jià)格會(huì)進(jìn)一步上漲的預(yù)期，并不斷吸引新的買者。隨著價(jià)格的不斷上漲與投機(jī)資本的持續(xù)增加，房地產(chǎn)的價(jià)格遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于與之對(duì)應(yīng)的實(shí)體價(jià)格，由此導(dǎo)致房地產(chǎn)泡沫。而資產(chǎn)泡沫的形成會(huì)產(chǎn)生非常嚴(yán)重的后果，主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：一是泡沫經(jīng)濟(jì)會(huì)強(qiáng)化正常的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，使經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有更大的不穩(wěn)定性；二是泡沫經(jīng)濟(jì)具有通脹效應(yīng)；三是泡沫經(jīng)濟(jì)扭曲了正常的價(jià)格信號(hào)，使市場(chǎng)的資源最優(yōu)配置效應(yīng)失效；四是資產(chǎn)泡沫的破滅將導(dǎo)致金融危機(jī)，甚至經(jīng)濟(jì)危機(jī)的發(fā)生，美國(guó)次貸危機(jī)便是一個(gè)很好的佐證。而上述實(shí)證分析表明，當(dāng)前杭州市房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格上漲受主觀預(yù)期影響的比重巨大，投機(jī)成分不斷增加，具有一定的泡沫成分。因此對(duì)于杭州市房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的調(diào)控，政府必須通過(guò)公布城市住房建設(shè)規(guī)劃信息、建立城市住房保障機(jī)制等方法消除消費(fèi)者的非理性市場(chǎng)預(yù)期，確立正確的住房消費(fèi)觀念。其次，必須加強(qiáng)金融信貸的控制，嚴(yán)格執(zhí)行政府的有關(guān)規(guī)定，從資本渠道消除市場(chǎng)過(guò)度投機(jī)的資金來(lái)源，從而對(duì)住房?jī)r(jià)格起到控制作用。最后，加強(qiáng)對(duì)政府政策的宣傳力度，加強(qiáng)對(duì)購(gòu)房者的相關(guān)知識(shí)的教育，提高其認(rèn)識(shí)，降低購(gòu)房者的恐慌以及盲目的跟風(fēng)。

從長(zhǎng)遠(yuǎn)的角度來(lái)看，房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格調(diào)控還必須從供給管理入手，不能單靠需求管理。對(duì)此，需要杭州市政府主管部門盡快建立包含二手房、經(jīng)濟(jì)租用房、廉租房、商品房在內(nèi)的多層次住房供給市場(chǎng)，以滿足市場(chǎng)的多元化需求，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的有效控制。

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（作者單位：浙江財(cái)經(jīng)學(xué)院）