從廣義虛擬經(jīng)濟視角下的中國房產(chǎn)泡沫增長異質(zhì)性研究

戴淑庚 謝藝菲

（廈門大學經(jīng)濟學院金融系 福建 廈門 361005）

一、引言

自20世紀70年代末期以來，虛擬經(jīng)濟在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中的參與度和重要性都持續(xù)增加，不僅引起了廣大學者的關注，還被寫入黨的十六大報告這個綱領性文件中。隨著研究的深入，虛擬經(jīng)濟也逐漸被拓展到其廣義形式，林左鳴（2010）首次提出了廣義虛擬經(jīng)濟的概念，將人的心理需求因素納入研究范疇，進一步獲取除可觀測物質(zhì)之外的重要信息，從而能夠?qū)Α靶隆苯?jīng)濟現(xiàn)象作出更貼近本質(zhì)的解釋。對比傳統(tǒng)意義上的狹義虛擬經(jīng)濟，廣義虛擬經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)的劃分更為豐富，除金融產(chǎn)業(yè)之外，還包括旅游，教育等第三產(chǎn)業(yè)，甚至滲透了部分實體經(jīng)濟。例如在房地產(chǎn)行業(yè)中，參與者的心理需求是影響市場發(fā)展的首要因素之一。在2008年次貸危機之后，人們普遍認識到投機性的投資心理導致的樓市泡沫對整個經(jīng)濟體造成的危害。樓市泡沫的破滅或房地產(chǎn)價格的大幅下跌可能導致家庭消費水平大大降低（Case，1992，Skinner，1996，Case等，2005），還可能導致抵押品贖回權的喪失和貸款人的意外損失（Case等，2000），這都將加劇對經(jīng)濟體的負面沖擊甚至導致更嚴重的經(jīng)濟衰退。因此，將廣義虛擬經(jīng)濟理論應用到房地產(chǎn)領域，深入研究市場參與者的心理因素，能加深市場管理者對如何對抗投機泡沫的理解。

近年來，中國部分地區(qū)房地產(chǎn)價格的大幅上漲備受中國境內(nèi)外投資者，學者和政策當局的關注。Wu，Gyourko和Deng（2012）發(fā)現(xiàn)，中國35個主要城市的實際不變房價是2000年的2.4倍，較2007年第一季度增幅在60%以上；周京奎（2005）發(fā)現(xiàn)中國城市房地產(chǎn)市場投機度非常高，價格極大偏離了其長期均衡值。這種非理性繁榮是由人日益增長的心理需求而非實際住房需求所催生的。在中國樓市存在泡沫這一既定事實下，當前的投資者更加關注房地產(chǎn)價格的泡沫增長的變動情況。那么，中國房地產(chǎn)泡沫變動走向如何？這樣的變化與投資者預期的價格變動有怎樣的關系？還有什么因素決定了房地產(chǎn)泡沫的演化趨勢？在當前市場形勢下，如何有效利用政策工具進行干預，維護房地產(chǎn)行業(yè)平穩(wěn)健康地發(fā)展？這正是本文將研究的問題。本文旨在結(jié)合廣義虛擬經(jīng)濟視角，測度15年來31個省市及自治區(qū)的房地產(chǎn)泡沫變動情況和投資者預期的房價變動情況，并出于對中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡的考慮，將地區(qū)異質(zhì)性納入考慮，亦即從時空兩個維度進行探索，這為如何針對性防范中國房價泡沫風險提供了有意義的研究視角。

二、文獻綜述

（一）廣義虛擬經(jīng)濟

馬克思在《資本論》中最早提及了“虛擬資本”這一概念，他定義能產(chǎn)生剩余價值的金融資本為“虛擬資本”，這與早期虛擬經(jīng)濟所特指的金融活動不無關系。后來，人民日益豐富的心理需求和精神需求催生了許多新興產(chǎn)業(yè)，這些產(chǎn)業(yè)的發(fā)展圍繞著虛擬資本，卻不再局限于金融產(chǎn)業(yè)范疇，從此虛擬經(jīng)濟的范圍進一步擴大。林左鳴（2010）將這種虛擬經(jīng)濟形態(tài)定義為廣義虛擬經(jīng)濟，即“同時滿足人的生理需求和心理需求并以心理需求為主導，以及只滿足人的心理需求的經(jīng)濟的總和”。自此，廣義虛擬經(jīng)濟理論被用于分析各類經(jīng)濟現(xiàn)象，其中針對中國房地產(chǎn)市場的研究成果不在少數(shù)。高波等（2013）利用廣義虛擬經(jīng)濟的核算方法，發(fā)現(xiàn)住宅價格波動不僅影響地產(chǎn)行業(yè)，還有非金屬礦物制品業(yè)等其他關聯(lián)產(chǎn)業(yè)。婁文龍等（2015）認為中國房地產(chǎn)虛擬運行，與實體經(jīng)濟的關系逐漸弱化。田利輝等（2018）利用房價收入比衡量虛擬經(jīng)濟下的房地產(chǎn)泡沫現(xiàn)象，發(fā)現(xiàn)城市化水平對泡沫有顯著的抑制作用。

廣義虛擬經(jīng)濟的本質(zhì)是人本經(jīng)濟，它將市場參與者的思考和預期納入研究范疇。正如Kahneman和Tversk（1979）提出的展望理論所述，財富的可能收益和損失會影響經(jīng)濟主體的投資決策。Piazzesi和Schneider（2009）發(fā)現(xiàn)往期房地產(chǎn)市場的繁榮將導致家庭對未來房價升值的樂觀態(tài)度。Lambertini（2013）及Huang（2014）均發(fā)現(xiàn)對房價上漲的預期變化對預測房價和其他宏觀經(jīng)濟變量的動態(tài)變化來說十分重要。Akerlof 和Shiller（2009）認為房地產(chǎn)市場同股市一樣，存在羊群效應和動物精神。Baddeley（2005）衡量了房地產(chǎn)成交額與羊群效應、外部效應和市場非理性程度等之間的關系，探究房地產(chǎn)泡沫形成的機理。因此在廣義虛擬經(jīng)濟視角下，心理預期是房地產(chǎn)研究的重點。

（二）房地產(chǎn)泡沫

為厘清房地產(chǎn)泡沫的測度邏輯，必須先明確其概念。對泡沫現(xiàn)象的最早的系統(tǒng)性經(jīng)濟研究起始于20世紀70年代左右，Blanchard和Watson(1983)定義了理性泡沫的概念，商品價格可表示為P_t=P^*+b_t，即商品價格可由其基本價值和引起其價格暴漲暴跌的泡沫部分。Stiglitz（1990）最先定義了投機泡沫一詞，他認為當投資者對資產(chǎn)未來的價格產(chǎn)生了與經(jīng)濟基本面無關的高預期，并導致了當前的高價格，此時泡沫產(chǎn)生。姜春海（2005）認為，房地產(chǎn)泡沫即投機性預期，由于投資者對未來房價有系統(tǒng)性預期，進而采取群體投機行為，造成房價脫離其基本價值持續(xù)上漲。田利輝等（2014）給出了房地產(chǎn)泡沫的“新”解讀，認為短期內(nèi)價格超出基本價值是正常的價格運動，而非泡沫。綜上，房地產(chǎn)泡沫是指房價基本價值和市場價格的長期偏離，預期是泡沫的決定性因素。

在此基礎上，學者們對中國房地產(chǎn)泡沫的研究主要涉及泡沫的存在，測度及成因。其中，房地產(chǎn)泡沫測度方法主要分為指標法與基準價格比較法。指標法旨在通過構(gòu)建測量房地產(chǎn)泡沫的社會經(jīng)濟指標體系，確定不同指標的權重，構(gòu)造出較為綜合的指標指數(shù)來度量泡沫的大小。豐雷等（2002）利用貨幣供給和股價指數(shù)構(gòu)建指數(shù)體系，測算泡沫的發(fā)生概率，時間和程度。劉琳等（2003）采用房價收入比，房價增長率/實際GDP增長率和住房按揭款/居民月收入三個指標構(gòu)建房地產(chǎn)泡沫測度系數(shù)。呂江林（2010）直接將房價收入比用于衡量房地產(chǎn)泡沫，并給出了合理區(qū)間。運用指標法度量泡沫的學者眾多，在此僅例三。指標法直觀易懂，但是由于研究的目標多樣，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡，學者至今也沒有得出一個能夠合理衡量房地產(chǎn)泡沫大小的指標，且不同方法之間的可比性也存在很大爭議，更重要的是該方法存在混淆景氣指標和泡沫測度指標的嫌疑?；鶞蕛r格比較法則是從定義出發(fā)，以理性預期理論為基礎，建立商品的基本價值模型，利用市場價格與基本價值的差額定義泡沫，經(jīng)典案例如Blanchard和Waston（1982）利用套利均衡條件，求解資產(chǎn)的市場基本價值和泡沫。在此基礎上，亦有學者針對中國房地產(chǎn)市場進行拓展研究。姜春海（2005）利用消費者期望效用函數(shù)，建立優(yōu)化模型，從而得到房地產(chǎn)基本值并計算投機泡沫。周京奎（2006）在房地產(chǎn)市場局部均衡的框架下，利用投資者決策的博弈思想，得到含有泡沫的房地產(chǎn)市場均衡價格作為基本價值。韓冬梅等（2008）建立商品房供需狀態(tài)空間模型，將基礎價值作為狀態(tài)變量納入模型從而計算泡沫。高波等（2014）利用迭代估計了均衡房地產(chǎn)價格的時間序列，進而與市場價格進行比較得到泡沫值?；鶞蕛r格比較法較指標法而言，定義更為嚴謹，應用更為靈活。

（三）文獻評述

綜上可見，學者們對房地產(chǎn)泡沫現(xiàn)象研究的文獻眾多，但是大部分文獻都簡單的將投機性泡沫和預期因素決定的部分價格等同起來，并且僅將視角局限于房地產(chǎn)泡沫程度。此外，由于各學者對泡沫程度的測度結(jié)果各異，難以確定最精確的測度方法，但是所衡量的泡沫現(xiàn)象趨勢大都類似，因此本文認為房地產(chǎn)泡沫增長率是一個優(yōu)良的切入點。本文的創(chuàng)新點在于：其一，將房價的投機性泡沫和投資者預期因素一分為二，并分別進行建模估計；其二，著眼于增長率，討論了房地產(chǎn)泡沫的增長情況和投資者預期的房價增長情況，并研究二者的交互作用。

三、實證分析

根據(jù)理性泡沫理論，房地產(chǎn)價格由基本價值和價格泡沫構(gòu)成，姜春海（2005）認為在沒有金融中介干預、一般均衡狀態(tài)下的房價為基本價值，價格泡沫即投機性泡沫；Abraham和Hendershott（1996）根據(jù)適應性預期理論建立房地產(chǎn)價格增長率決定模型，利用多次迭代回歸求解均衡增長率，同時估計投資者預期成分權重。本文將在以上研究的基礎上，將構(gòu)建面板VAR模型研究投機性泡沫增長率（下文簡稱為泡沫增長率）和投資者增長性預期成分（下文簡稱為增長性預期）之間的交互關系。

（一）模型構(gòu)建

1.投機性泡沫增長率的估計

在沒有金融中介干預的市場上，消費者的可支配收入和房地產(chǎn)開發(fā)商的自有資金可被視為投資者的預算約束。為正確運用優(yōu)化模型，本文對消費者和房地產(chǎn)開發(fā)商作出如下假定：

（1）房地產(chǎn)市場上的商品房對消費者而言是同質(zhì)的。

（2）房地產(chǎn)商品價值V=PH和其他商品G構(gòu)成消費者的總消費，即可支配收入，二者都能為消費者帶來效用，其中P為房地產(chǎn)價格，H為房地產(chǎn)消費面積。

（3）消費者效用函數(shù)為對數(shù)型、加法可分。

（4）消費者各期效用貼現(xiàn)率和房地產(chǎn)開發(fā)商各期利潤貼現(xiàn)率為1。

（5）房地產(chǎn)開發(fā)商對房地產(chǎn)投資資金的機會成本為社會平均收益率R。

（6）房地產(chǎn)建造成本C是建筑面積H的二次函數(shù)，以遵從邊際遞增定律。

（7）消費者可支配收入和房地產(chǎn)開發(fā)商自有資金保持不變。

消費者以效用最大化為目標函數(shù)，以可支配收入為約束條件，以消費者需求函數(shù)為一階條件：

房地產(chǎn)開發(fā)商以利潤最大化為目標函數(shù)，以自有資金B(yǎng)為約束條件，以房地產(chǎn)開發(fā)商供給函數(shù)為一階條件：

聯(lián)立(1)式、(2)式可得均衡價格表達式為：PS=(EtP(t+i)S。在市場價格處于均衡價格時，消費者效用最大化，邊際替代率為dUG/dUV=V/G=1；房地產(chǎn)開發(fā)商在第t年的利潤為表示投入到房地產(chǎn)中的自有資金獲得了社會平均利潤。此時可以求得一般競爭均衡條件下的房地產(chǎn)市場價格，即當年房地產(chǎn)商品基本價值為：

但考慮到房地產(chǎn)建設存在一定的時間周期，參照往期文獻約為1年，因此，本文將(3)式等號右邊的經(jīng)濟變量滯后一期，即今年房地產(chǎn)的基本價值由去年房地產(chǎn)建造成本、社會平均收益和可支配收入決定，則房地產(chǎn)基本價值可表示為：

2.投資者增長性預期成分的提取

在廣義虛擬經(jīng)濟視角下，為充分考慮心理預期對房地產(chǎn)價格變動的影響，本文在此利用菲利普的適應性預期理論，認為人們對預期取決于過去的經(jīng)驗，并且利用預期修正當期的行為，即把滯后一期的房價增長率以及滯后一期的房價泡沫引入動態(tài)回歸模型。這種預期不同于投機性預期，但包括投機性預期，它對房價的影響是雙向的：當人們產(chǎn)生投機性預期時，“買漲不買跌”的心理將導致房價上漲時需求增加，房價進一步上漲，反之持續(xù)暴跌；當人們產(chǎn)生非投機性預期時，理性經(jīng)濟人將遵從“低買高賣”原則，這樣一來是市場便會逐漸穩(wěn)定。在此，本文的模型延續(xù)了Abraham和Hendershott（1996）的建模思路，認為房地產(chǎn)基本價值的增長率為：

其中，cit為房地產(chǎn)建造成本增長率，yit為全體居民人均可支配收入增長率，popit為人口密度增長率，rit為社會平均收益率增長率，iit為房地產(chǎn)開發(fā)投資額增長率。

房地產(chǎn)市場價格的增長率為：

其中，et為解釋房價增長率的投資者增長性預期成分，可表示為：

即房價增長率中的投資者預期成分可被前一期房價增長率Pt-1以及前一期房價偏離基準價格的程度所表示，εit為隨機誤差項。這里本文定義λ1為加速系數(shù)，若λ1＞0，前一期房價增長率升高將導致更高的當期增長率；定義λ2為減速系數(shù)，若λ2＞0，前一期房價增長率升高將削弱當期增長率（λ1，λ2∈ (0，1)）。

綜合上述(4)(6)(7)式，房地產(chǎn)價格增長率為：

本文稱(8)式為預期均衡價格模型，旨在利用房價時間序列實現(xiàn)模型反復迭代，從而得出方程穩(wěn)態(tài)解，從而得到房地產(chǎn)均衡增長率。根據(jù)理性泡沫理論，經(jīng)濟基本面要素解釋了資產(chǎn)的基本價值，式中的經(jīng)濟要素作為衡量的變量，恰好反映了房地產(chǎn)市場的需求與供給，以及經(jīng)濟基本面對房地產(chǎn)基本價值增長率的解釋；滯后變量要素符合適應性預期思想，用來衡量因變量可由預期解釋的成分。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來自萬德數(shù)據(jù)庫。選取我國31個省級行政單位，包括：北京，天津，上海，重慶，河北，山西，遼寧，吉林，黑龍江，江蘇，浙江，安徽，福建，江西，山東，河南，湖北，湖南，廣東，海南，四川，貴州，云南，陜西，甘肅，青海，內(nèi)蒙古，廣西，西藏，寧夏，新疆，時間跨度從2002年到2017年，并根據(jù)中國四大經(jīng)濟分區(qū)劃分標準，將以上省級行政單位劃分為東部地區(qū)，東北地區(qū)，中部地區(qū)和西部地區(qū)，以便研究中國房地產(chǎn)市場異質(zhì)性。

本文研究所設計的變量及其描述性統(tǒng)計如表1所示。P代表房地產(chǎn)價格（萬元），C代表房屋竣工造價（元/平方米），R（%）代表一年期貸款利率，I（萬元）代表房地產(chǎn)開發(fā)投資額（萬元），Y代表全體居民人均可支配收入（元）②，POP代表人口密度（人/平方千米）。從表1來看，各變量值分布分散，說明影響房地產(chǎn)市場的因素在省級行政區(qū)之間差異很大，需要進一步通過計量工具進行分析。

表1 原始變量描述性統(tǒng)計

由于研究模型涵蓋了滯后期，為防止非平穩(wěn)序列的偽回歸結(jié)果，本文對變量時間序列進行了面板數(shù)據(jù)IPS單位根檢驗，其中由于利率是平穩(wěn)序列，此單位根檢驗不包括變量R。檢驗結(jié)果如表2所示，各經(jīng)濟變量序列均不穩(wěn)定，但是一階差分后均通過了單位根檢驗，在5%的顯著性水平上是平穩(wěn)的。一階差分后的各經(jīng)濟變量含義可用增長率解釋，符合本文上述模型式(7)構(gòu)建原理。

表2 時間序列單位根檢驗結(jié)果

（三）實證結(jié)果

1.投機性泡沫與房價增長率預期成分的提取

本文在估計投機性泡沫增長率時，考慮到房地產(chǎn)開發(fā)商具有夸大建造成本的動機，造成過高的竣工造價觀測值，認為實際竣工造價為觀測值的90%。而后運用式(4)可得到房地產(chǎn)基本價值、投機性泡沫度bt和泡沫度增長率gbt，各省級行政區(qū)的泡沫走勢如圖1所示。通過折線圖初步分析可得，東部省份房地產(chǎn)泡沫程度要明顯高于西部省份，中西部的泡沫走勢和大小情況類似。

圖1 中國31個省級行政單位房地產(chǎn)投機性泡沫走勢

在提取增長性預期成分的過程中，由于式(8)中存在未知量不可觀測，需要對回歸進行迭代處理。本文按照往期文獻，處理方法如下：不考慮回歸中這一變量，先對回歸式進行估計，得出各變量系數(shù)，然后將各變量系數(shù)帶入式(5)估計出。再利用對數(shù)形式的增長率公式Pt=lnPt-lnPt-1進行迭代可得：

選定基期為數(shù)據(jù)時間序列的起始時期，即選取2002年為基期，當期房地產(chǎn)價格記為P0，可求出lnPt-1；在利用上述估計的序列代換Pt，可得和序列將此序列及其他變量帶入式(8)，便可估計出新系數(shù)，從而實現(xiàn)新一輪的迭代。重復以上過程，當方程所估計的系數(shù)逐漸收斂后，完成回歸估計。本文利用系統(tǒng)GMM計量方法，以將潛在的內(nèi)生性降到最低，回歸結(jié)果如表3所示。

經(jīng)過三次迭代回歸，回歸系數(shù)相差無幾，較為穩(wěn)定，且由于模型包含滯后項，在迭代回歸的過程中每迭代一次便損失一個自由度，為保證時間序列估計的可信度，本文迭代止于此。在估計過程中，AR(1)和AR(2)統(tǒng)計量表明，模型一階序列存在自相關，二階序列不存在自相關；Hansenp統(tǒng)計量表明結(jié)果不存在工具變量過度識別的問題，可見回歸擬合良好。

觀察回歸系數(shù)可得：一方面，在構(gòu)成經(jīng)濟基本面的變量中，房地產(chǎn)價格增長率與房屋竣工造價增長率，全體居民人均可支配收入增長率和房地產(chǎn)開發(fā)投資額增長率呈正向關系，這一結(jié)果符合普遍預期；房價增長率與貸款利率增長率同樣呈正向關系，本文認為當貸款利率增長速度加快，代表著投資者購房成本增長速度加快，因此投資者為了避免未來付出的高購房成本，當期購房需求將會加速增長，從而推動房價增長率的提高。另一方面，在表示增長性預期的變量系數(shù)中，加速系數(shù)λ1為負，減速系數(shù)λ2為正，且 |λ1|＞|λ2|，二者的協(xié)同作用表明，房地產(chǎn)價格增長率有很強的自我調(diào)節(jié)能力，即前一期房價的高速增長將抑制當期房價增長率，反之將促成當期的高房價增長率。本文認為其中的邏輯為：投資者對房價增長率的預期不同于對房價的預期，當房價上漲，人們認為價格還有進一步上漲的可能，進而購房需求增加；然而，當房價增長率處于高位時，人們出于對邊際遞減規(guī)律的認識，認為價格的變化幅度會降低，即增長率下降，反之，當房價增長率處于低位時，人們出于對邊際遞增規(guī)律的認識，認為價格變化幅度會增加，即增長率上升。

表3 系統(tǒng)GMM迭代回歸結(jié)果

圖2 中國31個省級行政單位房地產(chǎn)增速預期成分走勢

以上回歸中各變量系數(shù)可看作解釋因變量的各成分的權重，因此本文根據(jù)提取出方程中的預期成分，記為 ：et=λ1pt-1+λ2(lnPt-1-lnPt-1)，具體情形如圖2所示。從圖中可以觀察到，各地區(qū)房地產(chǎn)增速中預期成分的走勢各異，波動巨大，難以分析，但大部分省級行政單位在多數(shù)年份的預期成分都為負數(shù)，說明我國房地產(chǎn)市場對房價增長率的預期大多為負向，即房價上漲正在逐步減速，側(cè)面也說明了我國各地區(qū)房價增長率大多還居于高位。

2.面板VAR模型構(gòu)建

為進一步分析泡沫增長率gbt與增長性預期et的交互影響關系，本文將設置二者為內(nèi)生變量，基于面板VAR模型，利用其格蘭杰因果檢驗，脈沖響應函數(shù)及方差分解工具，探究二者的動態(tài)關系。VAR模型如下所示：

其中，i代表省份個體，t代表時間，n代表滯后階數(shù)，yit=[gbt，et]'。變量確定完成后，本文對泡沫增長率與增長性預期進行平穩(wěn)性檢驗，二者均通過了單位根檢驗，如表4所示。為進一步確定模型中兩個變量的滯后階數(shù)，本文利用AIC信息準則，在5%的顯著性水平下，選取3作為模型的滯后階數(shù)，如表5所示。

表4 面板VAR單位根檢驗

表5 面板VAR滯后階數(shù)選擇

格蘭杰因果檢驗利用VAR模型判斷變量間的相互影響的因果關系。下面檢驗泡沫增長率gbt與增長性預期et之間是否存在格蘭杰因果關系，結(jié)果如表6所示?？梢钥闯?，在5%的顯著性水平下，不能拒絕“et不是gbt的格蘭杰原因”的原假設，因此不能得出增長性預期是泡沫增長率的格蘭杰原因，但在10%的顯著性水平下結(jié)論相反；但能夠拒絕“gbt不是et的格蘭杰原因”的原假設，因此可以得出泡沫增長率是增長性預期的格蘭杰原因。換言之，一方面投資者預期的變化會影響房地產(chǎn)市場泡沫增長的快慢程度，使得泡沫的產(chǎn)生增速或減速，但是影響并不是非常顯著；另一方面，房地產(chǎn)市場泡沫增速能顯著影響投資者對于房價增長率的預期，使得預期更為樂觀或悲觀。二者的交互影響關系形成惡性循環(huán)，進一步擴大房地產(chǎn)市場價格的不穩(wěn)定性，加劇其對經(jīng)濟的負面沖擊。

表6 格蘭杰因果關系分析

脈沖響應分析可用來考察變量間隨時間的動態(tài)影響關系，本文將通過這一工具分析當給一變量一單位正向沖擊時，另一變量隨時間推移的路徑變化。為考察中國房地產(chǎn)市場地區(qū)異質(zhì)性，本文按照《中國統(tǒng)計年鑒》中國四大經(jīng)濟區(qū)域劃分，依據(jù)東北振興、中部崛起、西部開發(fā)和東部率先發(fā)展的主要內(nèi)容，將樣本中31個省級行政單位劃分為東北地區(qū)，東部地區(qū)，中部地區(qū)和西部地區(qū)③，由此利用脈沖響應函數(shù)討論增長性預期對泡沫增長率的脈沖響應和地區(qū)差異。

中國31個省級行政單位泡沫增長率和增長性預期之間的動態(tài)關系如圖3所示，當投資者增長性預期受到一個正向沖擊后，泡沫增長率出現(xiàn)明顯的正向反應，在第二期達到最大，而后迅速下降并隨時間推移響應消失；當泡沫增長率受到一個正向沖擊后，增長性預期出現(xiàn)明顯的負向反應，在第一期達到最大，而后迅速回升逐漸平緩。該現(xiàn)象的發(fā)生可被解釋為：外部條件對投資者增長性預期正沖擊將導致正向適應性預期，市場投資者集體追漲殺跌，從而泡沫加速增長；對增長性預期的正向沖擊將導致預期的高增長購房成本，市場投資者對價格大多保留觀望態(tài)度，從而對泡沫增長率產(chǎn)生負面影響，而一旦泡沫增速放緩，投資者預期反向調(diào)整，而后泡沫增長率恢復。以上變化的影響在長期內(nèi)將逐漸收斂為零。

圖3 中國31個省級行政單位脈沖響應分析（左圖為gbt對et的響應，右圖為et對gbt的響應，下同）

圖4 東北地區(qū)脈沖響應分析

東北地區(qū)房地產(chǎn)市場泡沫增長率與增長性預期的脈沖響應結(jié)果如圖4所示。從結(jié)果來看，泡沫增長率對增長性預期沖擊的響應為正向顯著，但在第三期出現(xiàn)了負向沖擊，說明房價持續(xù)且快速走高后，出現(xiàn)熱度褪去泡沫增長率回落的現(xiàn)象。增長性預期對泡沫增長率沖擊的響應為負向顯著，但沖擊的收斂并沒有整體房地產(chǎn)市場迅速，說明東北地區(qū)泡沫增速調(diào)整較全國市場稍稍緩慢。

東部地區(qū)與西部地區(qū)房地產(chǎn)市場泡沫增長率與增長性預期的脈沖響應結(jié)果如圖5和圖6所示，較之中國31個省級行政單位，沖擊方向的結(jié)論基本一致。通過觀察沖擊程度可以發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)泡沫增長率與增長性預期的交互作用顯著高于西部地區(qū)，說明我國東部地區(qū)的房地產(chǎn)市場更容易受到投資者預期的影響，泡沫的增長也更容易影響投資者預期，這也側(cè)面印證了東部地區(qū)市場較于西部地區(qū)更不穩(wěn)定。

中部地區(qū)房地產(chǎn)市場泡沫增長率與增長性預期的脈沖響應結(jié)果如圖7所示。從圖中可以觀察到，中部地區(qū)泡沫增長率對增長性預期沖擊的響應短期內(nèi)為負，長期回正，說明在中部地區(qū)房地產(chǎn)市場中，投資者短期的投資態(tài)度較為理性，即房價泡沫增長率上升時，投資者認為房價上漲的幅度會回落，之后隨時間推移逐漸調(diào)整增長性預期。增長性預期對泡沫增長率沖擊的響應為負向顯著，與全國其他各地區(qū)類似。

圖5 東部地區(qū)脈沖響應分析

圖6 西部地區(qū)脈沖響應分析

圖7 中部地區(qū)脈沖響應分析

可以看出，中國各省級行政單位房地產(chǎn)泡沫增長率與預期有著密切的關系，但是影響程度在區(qū)域之間存在一定的差異。其中值得一提的是，東部地區(qū)房地產(chǎn)市場最不穩(wěn)定，市場對預期的影響程度高，沖擊速度快，反之亦然；中部地區(qū)投資者增長性預期較為理性，具有穩(wěn)定市場的作用。

從以上因果分析和脈沖響應分析可得泡沫增長率和增長性預期的動態(tài)影響程度，但這是否能嚴格解釋變量時間序列的波動情況需要進一步使用方差分解進行分析，表7報告了對變量標準差的沖擊產(chǎn)生的交互影響，展示了沖擊產(chǎn)生后10期的結(jié)果。從對增長性預期的解釋程度來看，除了第一期其自身解釋能力最強以外，其他時期的自身解釋能力僅接近50%。對比而言，泡沫增長率的自身解釋能力強大許多，到第10期依然能保持90.8%的水平，說明泡沫增長率慣性大。進一步印證了格蘭杰因果檢驗的結(jié)果：泡沫增長率是增長性預期的格蘭杰原因，且這一結(jié)論顯著，反之弱顯著。

綜上所述，本文認為泡沫增長率和增長性預期互為格蘭杰因果關系，脈沖響應分析顯示在中國各地區(qū)中二者的動態(tài)影響存在一定差異，方差分解結(jié)果說明泡沫增長率的波動主要由自身解釋，而投資者增長性預期中有很大的成分由泡沫增長率解釋。因此，在討論中國房地產(chǎn)市場增長情況的視角下，將預期成分納入考慮是明智之舉。

表7 方差分解分析

四、結(jié)論與政策建議

本文在廣義虛擬經(jīng)濟視角下，根據(jù)理性泡沫理論和動態(tài)均衡思想，提取中國各地區(qū)房地產(chǎn)泡沫增長率和投資者增長性預期，分析房地產(chǎn)市場異質(zhì)性。本文實證分析表明，從時間來看，中國31個省級行政單位自2002年到2017年房地產(chǎn)泡沫均在上升，在2010年房價泡沫勢頭達到相對高峰，所有樣本單位的房地產(chǎn)泡沫走勢相當，幅度各異。從空間來看，東部地區(qū)房地產(chǎn)泡沫較大，且增長率與投資者預期交互作用強，市場波動性強，容易發(fā)生暴漲暴跌現(xiàn)象；中部地區(qū)房地產(chǎn)泡沫低，投資者對房價增長率的預期成分較為理性，有助于形成健康的房地產(chǎn)市場狀態(tài)；東北地區(qū)與西部地區(qū)房地產(chǎn)市場情況適中，但也存在價格泡沫現(xiàn)象，投資者預期中存在一定的不理性成分，可以看出，基于廣義虛擬經(jīng)濟，我國房地產(chǎn)市場表現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性。

出于上述分析與結(jié)論，本文認為房地產(chǎn)泡沫的治理，必須與投資者預期相結(jié)合，采取綜合性的措施：其一，政策制定者應充分考慮房地產(chǎn)投資者，包括消費者和房地產(chǎn)開發(fā)商等各方的利益，幫助各方獲取充足信息，積極引導投資者預期，使市場信息與投資者預期同步，進而減少市場信息不對稱，催生房地產(chǎn)中介的錯誤引導而造成的非理性行為。其二，制定硬性政策約束投機者行為，從制度層面出發(fā)，對房地產(chǎn)泡沫進行干預，如開征財產(chǎn)稅增加投資性購房成本；控制按揭貸款條件與風險，謹慎加息；設置首付比例階梯制度等。其三，根據(jù)中國房地產(chǎn)市場發(fā)展異質(zhì)性，針對地進行市場宏觀調(diào)控，適度控制房地產(chǎn)泡沫，循序漸進，保證中國各地區(qū)房地產(chǎn)市場在長期平穩(wěn)健康地發(fā)展。

注釋：

① 與姜春海（2005）定義不同的是，本文允許投機性泡沫為負。

② 由于數(shù)據(jù)缺失，在此采用的數(shù)據(jù)為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的0.7倍

③ 東北地區(qū)：遼寧省、吉林省、黑龍江??；東部地區(qū)：北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省；中部地區(qū)：山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省；西部地區(qū)：內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)