李習(xí)平，張華容，武淑琴

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，武漢430060;2.湖北中醫(yī)藥大學(xué) 管理學(xué)院，武漢 430065）

0 引言

中國的房地產(chǎn)市場伴隨我國經(jīng)濟(jì)體制改革不斷深入而成為人們關(guān)注的焦點，房地產(chǎn)業(yè)成為我國新的經(jīng)濟(jì)增長點，對國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人民群眾生活水平的提高產(chǎn)生了積極的影響。但是最近幾年房價不斷飆升，其上升的速度超過了居民工資增長的速度，引發(fā)社會的熱議。房地產(chǎn)價格作為房地產(chǎn)市場及國家經(jīng)濟(jì)運行中的一個重要變量，就目前房地產(chǎn)面臨的房地產(chǎn)市場的走勢，哪些因素影響了房價，政府如何進(jìn)行宏觀調(diào)控等問題成為政府部門、學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點和焦點問題，因此對房地產(chǎn)價格影響因素的研究具有重要的理論意義和實踐意義。

1 文獻(xiàn)綜述

我國房地產(chǎn)起步較晚，對房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)問題的研究直到20世紀(jì)80年代后期才逐漸多了起來，我國在相關(guān)理論和實踐方面需要在引進(jìn)國外理論的基礎(chǔ)上不斷完善和發(fā)展。將國民的收入、人口增長、國家利率的變化等因素納入研究范疇，從理論和實證角度對住宅價格的主要動力因素進(jìn)行論證，最終歸納為6個主要動力因素，包括居民收入（K Aoki,J Proudman,G Vlieghe，2004；J Gallin，2008；朱麗夏、阮文彪，2006）、利率、信用可靠性、稅收結(jié)構(gòu)（JY Campbell,JF Cocco，2007；孫懷通、張偉紅，2006）、住宅供給和人口（Guidry、K.J.D.Shilling、C.F.Sirmans，1999；N Girouard,M Kennedy，2006；崔新明，2005）。還有些研究結(jié)果表明，房地產(chǎn)價格與國家的經(jīng)濟(jì)政策、建造成本、成年人口數(shù)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的景氣度等因素的變化也有重要的關(guān)聯(lián)性（李立、李永輝，2002）。運用供求平衡原理來確定房地產(chǎn)價格模型，認(rèn)為房地產(chǎn)價格的變化可以用宏觀經(jīng)濟(jì)基本面的相關(guān)指標(biāo)來解釋，盡管宏觀經(jīng)濟(jì)因素在短期似乎對房地產(chǎn)市場得影響有限，但從長期來看，其影響是非常顯著的（E Sims,1980；ngle and Granger,1987；J.M.Quigley，2002；屠佳華、張潔，2005；廖湘岳，2008；彭建林，2009）。研究者還將城市軌道交通系統(tǒng)對住宅價格的影響進(jìn)行了分析（D.R Bowes,K.R Ihlanfeldt，2001），同時區(qū)位因素、鄰里因素（Meese和Wallace 1991;Newburger et al.1994）和建筑因素對房價也有影響（Case和Quigley,1991;Henry.O Pollakowski，1995;Quigley,1995），把區(qū)位條件、住宅的環(huán)境條件、出行方便度、建筑物安全衛(wèi)生因子、商業(yè)服務(wù)業(yè)繁華程度、市政基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度和住宅的朝向，外觀等因素和建筑因素結(jié)合在一起，可以解釋城市房價變化（李斌，2000）。學(xué)者還對“地價與房價的關(guān)系”研究（姚先國、黃煒華，2001），得出的結(jié)論是地價與房價有關(guān)聯(lián)，但并非線性關(guān)系（張紅、李文誕，2001；王金明、高鐵梅，2004；孔煜，2007）?？v觀文獻(xiàn)研究，無論是國內(nèi)還是國外的研究對影響房屋銷售價格的影響因素總結(jié)比較全面，不同的學(xué)者針對不同的環(huán)境收集相應(yīng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和研究，得出相應(yīng)的研究成果。但是2008年金融危機(jī)以來對各國的經(jīng)濟(jì)受到一定程度的沖擊，在這種背景下，對房地產(chǎn)價格影響因子的實證研究相對較少。因此，本文重點研究后危機(jī)時代，我國房地產(chǎn)價格的影響因子研究。

2 模型構(gòu)建及假設(shè)條件

房地產(chǎn)價格是會受到多種因素影響的，本文在眾多的因素中，選擇其中幾個因素進(jìn)行分析，構(gòu)建多元線性回歸模型

其中，yt是被解釋變量，χtj是解釋變量，ut是隨機(jī)誤差項，βi(i=0,1,...k-1)是回歸參數(shù)（通常未知）。

當(dāng)給定一個樣本 (yt,χt1,χt2,...,χtk-1)(t=1,2,...,T)時,上述模型表示為

此時 yt與 χti已知，βj與ut未知。

為保證得到最優(yōu)估計量，回歸模型（4）應(yīng)滿足如下假定條件。

假定1：隨機(jī)誤差項ut是非自相關(guān)的，每一誤差項都滿足均值為零，方差σ2相同且為有限值，即

假定2：解釋變量與誤差項相互獨立，即

假定3：解釋變量之間線性無關(guān)。

rk(X'X)=rk(X)=k ，其中 rk(?)表示矩陣的秩。

假定4：解釋變量是非隨機(jī)的，且當(dāng)T→∞時

其中Q是一個有限值的非退化矩陣。

最小二乘(OLS)法的原理是求殘差（誤差項的估計值）平方和最小。代數(shù)上是求極值問題。

3 檢驗?zāi)Ｐ?/h2>

由于計量經(jīng)濟(jì)變量組成的時間序列一般都是非平穩(wěn)的，先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，若為非平穩(wěn)，則可采用協(xié)整檢驗分析各變量之間的關(guān)系。在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，可以進(jìn)行Granger(1998)因果關(guān)系檢驗。

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，當(dāng)時間序列含有單位根時，該序列就是非平穩(wěn)的。而非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)時間序列正好具有這種齊次非平穩(wěn)特征，即任何非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)序列通過足夠次數(shù)的差分可以轉(zhuǎn)換成一個平穩(wěn)的時間序列。

如果時間序列存在形式Y(jié)t=α+βYt-1+ut-1，α為常數(shù)；ut-1為零均值非自相關(guān)隨機(jī)誤差項。如α＜0，表該序列是平穩(wěn)的，如果對上式進(jìn)行變換，在等式的兩邊同時減去Yt-1，則

原假設(shè)和備擇假設(shè)分別是

如果ρ拒絕了原假設(shè)，則Yt是平穩(wěn)的，此時運用ADF檢驗的到得檢驗值為Yt-1的t值，可是已不服從標(biāo)準(zhǔn)的t分布。將所估計的ρ的系數(shù)除以它的標(biāo)準(zhǔn)誤差，從而推出DF檢驗的τ的統(tǒng)計量。如果τ超過ADF的臨界值，即拒絕所給時間序列是非平穩(wěn)的假設(shè)；反之，則時間序列是非平穩(wěn)的。當(dāng)ADF檢驗要包含足夠的滯后項以使其誤差項是序列上獨立的，則稱為ADF檢驗Augmented Dickey-Fuller Test)，如果一個序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過d次差分，則該序列被稱為d階單整，記為I(d)。

3.2 協(xié)整檢驗

為了檢驗變量是否為協(xié)整，Engle和Granger提出兩步檢驗法（EG檢驗）。協(xié)整的目的是決定一組非平穩(wěn)時序的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，也可以通過協(xié)整檢驗來判斷線性回歸方程的設(shè)置是否合理。如果兩個變量都是單整變量，只有當(dāng)他們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整；兩個以上變量如果具有不同的單整階數(shù)，有可能經(jīng)過線性組合構(gòu)成低階單整變量。協(xié)整的意義在于它揭示變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3 Granger關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗證.Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗可以解決該問題。其基本原理是：將Y對其他變量(包括自身的過去值)做回歸時，如果把滯后值包括進(jìn)來能顯著地改進(jìn)對Y的預(yù)測，我們就認(rèn)為X是Y的Granger原因。

4 檢驗結(jié)果

4.1 變量選擇與數(shù)據(jù)處理

由于數(shù)據(jù)收集存在一定的局限性，本文選取2009年3月份至2010年5月份每月的消費者信心指數(shù)（X1）、居民消費價格指數(shù)（X2）、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（X3）和房屋銷售價格指數(shù)（Y）。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)整理而成，實證過程全部用Eviews6.0完成。

條件1：選取的均是相對數(shù)

選取相對數(shù)，減少計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)常出現(xiàn)的虛假回歸問題的概率。

條件2：國家政策對房地產(chǎn)價格的影響納入到消費者信心指數(shù)

國家政策對房地產(chǎn)價格的影響應(yīng)該是顯著的，由于政策對房地產(chǎn)市場供求關(guān)系的影響是潛在的，數(shù)據(jù)收集的難度較大，筆者將這種影響融入到消費者的信心指數(shù)中。當(dāng)國家出臺對房地產(chǎn)市場調(diào)控措施時，基于微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中的消費者預(yù)期理論，消費者認(rèn)為對未來房地產(chǎn)市場會有所變化，從而調(diào)整對房屋的需求，通過傳動機(jī)制間接會影響開發(fā)商對房屋的供給，從而調(diào)整房地產(chǎn)市場的房屋銷售價格。

條件3：因變量的選取

房屋銷售價格指數(shù)（Y）是因變量主要研究房屋銷售價格指數(shù)受到哪些因素的影響。

條件4：自變量的選取

消費者信心指數(shù)（X1）、居民消費價格指數(shù)（X2）、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（X3）是自變量。

變量的統(tǒng)計描述如圖1。

從圖1可以看出，房屋銷售價格指數(shù)與消費者信心指數(shù)、CPI和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)是同向變化，從2009年3月份開始，房屋價格指數(shù)就一直呈現(xiàn)上升的趨勢，而消費者信心指數(shù)與CPI有升也有降。要想分析這些因素對房屋價格指數(shù)的影響程度，必須要進(jìn)一步的深入分析。

4.2 變量的平穩(wěn)性檢驗

對各變量分別進(jìn)行ADF(Augmented Dick-Fuller)檢驗，檢驗結(jié)果如表1。

由表1可見，變量房屋銷售價格指數(shù)在10%顯著性水平上是平穩(wěn)的，其他變量時間序列在5%的顯著性水平上都是非平穩(wěn)的，而消費者信心指數(shù)（X1）、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（X3）、居民消費價格指數(shù)（X2）是二階差分平穩(wěn)，記為I（2），變量之間符合存在協(xié)整關(guān)系的條件。

4.3 變量的協(xié)整關(guān)系檢驗

圖1 房屋銷售價格指數(shù)與消費者信心指數(shù)、居民消費價格指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)的統(tǒng)計描述

根據(jù)Johansen的最大似然方法對Y與X2、Y 與 X3之間的兩變量之間的協(xié)整關(guān)系，其中最優(yōu)帶后期k的選擇，這里根據(jù)非約束的VAR模型的AIC和SC準(zhǔn)則而得到，研究中模型的最優(yōu)滯后階數(shù)取為2，得出我國房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)與CPI兩者之間僅存在一個協(xié)整關(guān)系，即房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)之間存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系，房屋銷售價格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間也存在一個協(xié)整關(guān)系，即房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間也存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。通過殘差項的相關(guān)和偏相關(guān)圖，可以得出該模型具有拖尾特征，υt是白噪聲項。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

從上式可以看出，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)變化與居民消費價格指數(shù)變化增長之間存在長期的正向關(guān)系，當(dāng)期房屋銷售價格指數(shù)增加1個百分點，居民消費價格指數(shù)增加0.93個百分點。房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間也存在長期的正向關(guān)系，當(dāng)期房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)增長1個百分點，宏觀經(jīng)濟(jì)的景氣指數(shù)增加0.55個百分點。

4.4 變量的因果關(guān)系檢驗

根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為2，對各變量的因果關(guān)系檢驗如表2所示。

根據(jù)表2得出的結(jié)果是：

（1）房屋銷售價格指數(shù)是消費者信心指數(shù)的Granger原因，而消費者信心指數(shù)不是房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)的Granger原因.這說明我國房地產(chǎn)價格變動是消費者對經(jīng)濟(jì)形勢的變化是否有信心的原因，即在2009年3月面臨全球金融危機(jī)的影響，房價出現(xiàn)波動，影響了消費者對未來經(jīng)濟(jì)形勢的預(yù)期，該結(jié)果驗證了2009年3月份的“兩會”，溫總理提出的應(yīng)對金融危機(jī)的措施就是要提高消費者的信心指數(shù)。

（2）房屋銷售價格指數(shù)是居民消費價格指數(shù)的Granger原因，而居民消費價格指數(shù)不是房屋銷售價格指數(shù)的Granger原因。這一研究結(jié)果顯示，在我國房地產(chǎn)市場中，房地產(chǎn)價格的變動是我國物價總水平變化的原因，在收集的數(shù)據(jù)中也顯示這一規(guī)律，然而從數(shù)據(jù)來看，即房地產(chǎn)價格的居高不下應(yīng)該對我國當(dāng)前的通貨膨脹承擔(dān)一定的責(zé)任，居民消費價格的變化不對房地產(chǎn)價格的變化造成影響，說明當(dāng)前房價與CPI的關(guān)系另有原因，即兩者之間的關(guān)系的關(guān)系顯著性不強，這說明在我國目前的統(tǒng)計制度中，房屋價格在CPI中所占比重偏低，筆者認(rèn)為房價上漲對通脹的巨大推動作用被掩蓋了，究其原因表現(xiàn)在：其一，居住類價格在我國CPI權(quán)重中的占比只有13.6%，遠(yuǎn)低于食品類價格占比，也遠(yuǎn)低于世界發(fā)達(dá)國家居住類價格在CPI權(quán)重中的占比；其二，計入CPI的主要是房租而非房價，盡管我國不少地方的房價，在經(jīng)過暴漲后已經(jīng)超過2007年的水平，但房屋租金卻是在下降的。

表2 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

（3）房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間僅存在一個單向的關(guān)系，即房屋銷售價格指數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)的Granger原因，這說明當(dāng)前房地產(chǎn)價格對宏觀經(jīng)濟(jì)形勢是有影響的。筆者認(rèn)為這一點與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實相符，房地產(chǎn)作為當(dāng)前主要的投資與投機(jī)的渠道，它的價格上漲與會帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，商品房銷售額與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互為長期的因果關(guān)系。

5 結(jié)論

通過實證研究，筆者認(rèn)為房地產(chǎn)市場價格的變動與消費者信心指數(shù)、CPI以及宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)有正向的關(guān)系，都對其產(chǎn)生顯著性的影響。研究結(jié)果顯示，三者對房地產(chǎn)價格影響的程度有差異：房屋銷售價格指數(shù)每上漲1個百分點，會使消費者信心指數(shù)增加0.64個百分點；居民消費者價格上漲0.93個百分點，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)上漲0.55個百分點。實證分析的研究是與我國社會經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實相一致的，溫總理（2009）的“信心要比黃金和貨幣還要重要”的表述，即指消費者的信心對房價具有推動作用，這也是我國房價在2009年第二季度出現(xiàn)回暖的一個經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋。而居民消費價格的研究結(jié)果顯示房價對CPI的影響應(yīng)該是很大的，筆者認(rèn)為我國應(yīng)該進(jìn)行統(tǒng)計改革，加大CPI統(tǒng)計中房屋銷售價格所占的比重，以使宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)正確地反映我國經(jīng)濟(jì)的基本現(xiàn)狀和人民生活水平的狀況，使我國的宏觀經(jīng)濟(jì)政策的效能最大化。

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