摘要：本文采用直接測(cè)度法，通過(guò)建立多元線(xiàn)性回歸模型，對(duì)山東房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)程度進(jìn)行了測(cè)算，并對(duì)影響房地產(chǎn)價(jià)格的幾個(gè)主要因素進(jìn)行了合理性分析。研究發(fā)現(xiàn)，山東房地產(chǎn)價(jià)格持續(xù)攀升主要是受剛性需求、土地等建筑成本上升等因素拉動(dòng)，市場(chǎng)整體投機(jī)行為不明顯。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)市場(chǎng)；投機(jī)度；剛性需求

中圖分類(lèi)號(hào)：F832.45文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B文章編號(hào)：1674-2265（2008）11-0040-03

一、引言

市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，房地產(chǎn)交易行為具有消費(fèi)和投資雙重屬性。由于正反饋機(jī)制的非理性預(yù)期和過(guò)度投機(jī)的存在，使房地產(chǎn)價(jià)格脫離市場(chǎng)基礎(chǔ)價(jià)值持續(xù)上漲成為一種常態(tài)，其中往往伴隨著泡沫成分的積聚和經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的產(chǎn)生。2007年以來(lái)，國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)市場(chǎng)運(yùn)行逐漸步入“調(diào)控敏感期”，部分熱點(diǎn)城市房?jī)r(jià)“縮量回調(diào)”現(xiàn)象和美國(guó)次貸危機(jī)的爆發(fā)，使房地產(chǎn)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)和潛在的金融風(fēng)險(xiǎn)預(yù)判防范問(wèn)題倍顯突出。要準(zhǔn)確把握房地產(chǎn)市場(chǎng)運(yùn)行狀況和發(fā)展趨勢(shì)，增強(qiáng)宏觀(guān)調(diào)控的科學(xué)性、前瞻性和有效性，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)程度的衡量是至關(guān)重要的一環(huán)。

目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者多使用直接測(cè)度法來(lái)度量房地產(chǎn)泡沫成分(野口悠紀(jì)雄，1989；Bottrassa and Hendersho，1997；Peter Englund，1998；John M．Quigley，2001；Winston T．H．ect，2005；周京奎、曹振良，2004)。直接測(cè)度法主要是以投機(jī)理論為基礎(chǔ)建立投機(jī)度計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，通過(guò)比較房地產(chǎn)理論價(jià)值與實(shí)際價(jià)格來(lái)測(cè)度泡沫程度。比較一致的結(jié)論是當(dāng)市場(chǎng)投機(jī)度>40%時(shí)，認(rèn)定該市場(chǎng)投機(jī)行為顯著，房地產(chǎn)投機(jī)泡沫產(chǎn)生。本文參考國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究成果，以山東為研究對(duì)象，科學(xué)選取研究變量和確定回歸計(jì)量模型，運(yùn)用直接測(cè)度法對(duì)山東省房地產(chǎn)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)程度進(jìn)行衡量，并對(duì)影響房地產(chǎn)價(jià)格的幾個(gè)主要因素進(jìn)行合理解釋和剖析。

二、模型框架和變量的選取

投機(jī)理論認(rèn)為，投資者主要從兩個(gè)方面獲得投機(jī)收益。一是假設(shè)資本收益的預(yù)期為零，房地產(chǎn)所有者以自住為目的，從物業(yè)的使用中獲得收益；二是基于對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的預(yù)期，采取低買(mǎi)高賣(mài)策略導(dǎo)致其資本收益的增減。

用公式表示為：Pt=Pmt +Ht

其中，Pt代表t期的房地產(chǎn)價(jià)格；Pmt被認(rèn)為是資本收益為零時(shí)的房地產(chǎn)價(jià)格，主要與收入、土地成本、利率等變量相關(guān)，表示房地產(chǎn)基礎(chǔ)價(jià)值；Ht代表房地產(chǎn)投資者預(yù)期價(jià)格變化幅度導(dǎo)致其資本收益的增減量。

在建立房地產(chǎn)業(yè)投機(jī)度模型檢驗(yàn)時(shí)分兩步進(jìn)行，第一步建立近似線(xiàn)性方程，并對(duì)方程進(jìn)行回歸分析，得出各參數(shù)值；第二步根據(jù)各參數(shù)值計(jì)算投機(jī)度。

（一）主要解釋變量的選取

考慮到房地產(chǎn)價(jià)格主要受收入水平、土地成本、融資價(jià)格以及房?jī)r(jià)實(shí)際漲幅等因素影響，本文將城鎮(zhèn)居民可支配收入（inc）、土地交易價(jià)格指數(shù)（lp）、一年期貸款利率（int）和房屋均價(jià)環(huán)比增速（g）作為回歸參數(shù)；在研究中以季度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，時(shí)間序列跨度為2002年1季度—2008年2季度。

（二）構(gòu)建一般線(xiàn)性回歸模型

房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)，除了受上述變量影響外，還會(huì)受到地理位置、投資者非理性預(yù)期等因素的影響。考慮到研究的目的和數(shù)據(jù)可得性，本文將這些難以量化的因素產(chǎn)生的影響歸入常數(shù)項(xiàng)和隨機(jī)誤差（ut），建立多元線(xiàn)性回歸方程如下：

pt=a0+a1inct+a2lpt+a3intt+a4gt+ut （1）

由于房地產(chǎn)市場(chǎng)正反饋交易機(jī)制的存在，投資者主要是根據(jù)資產(chǎn)預(yù)期價(jià)格趨勢(shì)而不是其實(shí)際價(jià)格進(jìn)行交易，因此，我們把本期的房地產(chǎn)價(jià)格的實(shí)際增長(zhǎng)率看作是預(yù)期房地產(chǎn)價(jià)格的增長(zhǎng)率，從而可以建立受到投機(jī)預(yù)期影響的本期房地產(chǎn)價(jià)格回歸方程:

pt=a0+a1inct+a2lpt+a3intt+a4gt-1+ut（2）

（三）房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)度的測(cè)算

設(shè)定其他變量不變，利用回歸方程（1）計(jì)算解釋變量gt與被解釋變量Pt的偏相關(guān)系數(shù)R04，123；利用回歸方程（2）計(jì)算解釋變量gt-1與被解釋變量Pt的偏相關(guān)系數(shù)r04，123。將二者的比值定義為房地產(chǎn)的投機(jī)度。即

＝r04，123/R04，123 （3）

三、山東省房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)度的實(shí)證檢驗(yàn)

為避免時(shí)間序列波動(dòng)對(duì)模型有效性的沖擊，消除異方差影響，我們?cè)跇?gòu)建模型前，對(duì)各變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理；并且各變量在5%或10%顯著性水平下，都通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，符合時(shí)間序列平穩(wěn)性的要求。

（一）房地產(chǎn)價(jià)格回歸方程的確立和檢驗(yàn)

以房地產(chǎn)價(jià)格為因變量，將當(dāng)期和滯后兩期居民可支配收入、土地交易價(jià)格指數(shù)和一年期貸款利率作為自變量，初步建立多元線(xiàn)性回歸方程，利用eviews軟件計(jì)算顯示，盡管方程整體檢驗(yàn)效果比較理想，但解釋變量Lint的T統(tǒng)計(jì)量為-0.88，低于臨界值水平，顯著性檢驗(yàn)未通過(guò)，因此剔除Lint變量后，進(jìn)一步的回歸結(jié)果如下：

Lp=-9.01+0.37*Linc+0.61*Linc(-2)+1.94*Llp （4）

(-2.8) (3.51)(5.69)(2.86)

ad-R2=0.9367D.W=1.94 Prob(F-statistic)=0.00000

模型整體擬和優(yōu)度較高，各解釋變量均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，回歸方程檢驗(yàn)結(jié)果顯示，居民收入水平和以土地價(jià)格為代表的建筑成本是影響當(dāng)前房地產(chǎn)價(jià)格的主要因素。

（二）房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)度的測(cè)算

在回歸方程（4）基礎(chǔ)之上，分別加入本期和滯后一期的房地產(chǎn)價(jià)格環(huán)比增速，得到回歸方程（5）和（6）：

Lp=-9.41+0.37*Linc+0.59*Linc(-2) +1.79*Llp+0.26*Lg （5）

(-3.33)(4.16)(6.42) (3.04) （2.62）

ad-R2=0.945D.W=1.83Prob(F-statistic)=0.0000

根據(jù)回歸方程（5）的檢驗(yàn)結(jié)果計(jì)算，本期房地產(chǎn)價(jià)格環(huán)比增速（Lg）與房地產(chǎn)價(jià)格（Lp）之間的偏相關(guān)系數(shù)R04，123=0.548。

Lp=-9.51+0.362*Linc+0.622*Linc(-2)+2.10*Llp-0.0545*Lg(-1) （6）

（-2.75）（3.39）（5.60） （2.81）（-0.559）

ad-R2=0.922 D.W=1.90 Prob(F-statistic)=0.0000

根據(jù)回歸方程（6）檢驗(yàn)結(jié)果計(jì)算，滯后一期房地產(chǎn)價(jià)格環(huán)比增速（Lg（-1））與房地產(chǎn)價(jià)格（Lp）之間的偏相關(guān)系數(shù)r04.123=0.139。

最后根據(jù)第二部分定義計(jì)算房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)度：

=r04，123/R04，123=0.25

根據(jù)資產(chǎn)組合理論，資本的流動(dòng)存在替代和擠出效應(yīng)，在資本不完全充足條件下，股市和房地產(chǎn)兩個(gè)市場(chǎng)之間應(yīng)該存在輪動(dòng)引致關(guān)系，但本文認(rèn)為資產(chǎn)組合理論中有關(guān)資本流動(dòng)效應(yīng)問(wèn)題，暗含的前提是資本的強(qiáng)投機(jī)性和高流動(dòng)性，這與模型設(shè)定前基本預(yù)判存有較大差異。為避免模型設(shè)置過(guò)于復(fù)雜，影響檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，在選取模型自變量時(shí)，并沒(méi)有考慮股市等其他資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)對(duì)山東房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響。

四、基于模型檢驗(yàn)的幾點(diǎn)結(jié)論及合理性解釋

（一）市場(chǎng)投機(jī)成分相對(duì)較低，房地產(chǎn)價(jià)格上漲存在有效供求關(guān)系支撐

過(guò)度投機(jī)是房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫形成的主要誘因，一旦泡沫破滅，會(huì)給社會(huì)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展帶來(lái)危害。國(guó)內(nèi)外理論研究一般認(rèn)為，房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)度超過(guò)0.4即說(shuō)明存在明顯的泡沫成分。部分學(xué)者研究結(jié)果顯示，2001—2005年3月期間上海房地產(chǎn)市場(chǎng)的投機(jī)系數(shù)高達(dá)1.43（丁華軍，2007）；1988—1993年間海南房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)度為0.8935（吳艷霞、王楠，2006）。從本文模型計(jì)算結(jié)果看，山東房地產(chǎn)市場(chǎng)投機(jī)度為0.25，處于國(guó)際公認(rèn)的警戒線(xiàn)（0.4）之內(nèi)，明顯低于熱點(diǎn)城市投機(jī)度系數(shù)值，說(shuō)明山東房地產(chǎn)市場(chǎng)泡沫成分相對(duì)較低，基本不存在過(guò)度投機(jī)問(wèn)題。這一結(jié)論與山東房地產(chǎn)市場(chǎng)總體狀況基本相符。究其原因，一是山東房地產(chǎn)市場(chǎng)起步較晚，后續(xù)發(fā)展空間較大。二是投資增速理性回落、結(jié)構(gòu)優(yōu)化，增強(qiáng)市場(chǎng)可持續(xù)發(fā)展后勁。三是房地產(chǎn)市場(chǎng)供不應(yīng)求矛盾突出，空置面積消化能力提升。四是舊城改造和拆遷增加了房地產(chǎn)市場(chǎng)被動(dòng)性需求。

（二）居民收入水平較快增長(zhǎng)是拉動(dòng)區(qū)域房地產(chǎn)價(jià)格上漲的重要因素

從模型回歸結(jié)果看，房地產(chǎn)價(jià)格不但受即期居民收入水平高低的影響，而且對(duì)滯后兩期的收入反應(yīng)更為明顯。在其他因素不變的情況下，滯后兩期收入增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，將拉動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲0.59個(gè)百分點(diǎn)，高于即期收入貢獻(xiàn)度0.22個(gè)百分點(diǎn)，這符合消費(fèi)函數(shù)關(guān)于持久收入的理論假說(shuō)。在住房市場(chǎng)化改革大背景下，居民收入持續(xù)較快增長(zhǎng)，消費(fèi)升級(jí)步伐加快導(dǎo)致主動(dòng)性購(gòu)房需求明顯增加，對(duì)房?jī)r(jià)上漲形成強(qiáng)有力的拉動(dòng)作用。2007年，全省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入10546元，相當(dāng)于1998年的2.8倍；2008年上半年達(dá)到8103.4元，增長(zhǎng)15.3%，同比提高0.9個(gè)百分點(diǎn)，同期商品房?jī)r(jià)格漲幅由2007年1季度的4.7%攀升到今年上半年的8.1%。

（三）開(kāi)發(fā)成本提高對(duì)推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲產(chǎn)生了顯著影響

在回歸方程（5）中，土地交易價(jià)格變量系數(shù)高達(dá)1.94，位居各變量首位，說(shuō)明土地購(gòu)置成本是影響房地產(chǎn)價(jià)格的重要因素。在其他變量不變的情況下，土地交易價(jià)格漲幅提高1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格上漲1.94個(gè)百分點(diǎn)。2004年以來(lái)，“招拍掛”土地新政的實(shí)施以及國(guó)家收緊土地供給等政策措施，進(jìn)一步加劇了地產(chǎn)市場(chǎng)的供不應(yīng)求，土地交易價(jià)格呈現(xiàn)明顯上升趨勢(shì)。2008年上半年，全省土地購(gòu)置價(jià)格平均為841.2元/平米，相當(dāng)于2004年同期的1.8倍。據(jù)部分開(kāi)發(fā)商測(cè)算，目前土地成本約占房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)總成本的40—50%，與前幾年相比提高了近10個(gè)百分點(diǎn)。另外，鋼鐵、水泥等建材價(jià)格大幅上漲，也是推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格上行的重要因素。2007年，全省黑色金屬和有色金屬材料價(jià)格分別累計(jì)同比上漲6.8%和15.7%；2008年上半年，同比分別上漲27.1%和7.8%。提高商品房銷(xiāo)售價(jià)格成為開(kāi)發(fā)商消化建筑成本上升的重要渠道。

（四）在剛性需求拉動(dòng)下，小幅加息對(duì)抑制房?jī)r(jià)上漲作用不明顯

理論認(rèn)為，銀行利率與房地產(chǎn)價(jià)格呈反比例關(guān)系，利率升高時(shí)房地產(chǎn)價(jià)格降低，反之亦然。從模型檢驗(yàn)過(guò)程看，貸款利率變量系數(shù)為負(fù)值，與房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控預(yù)期方向保持一致，貸款利率提高1個(gè)百分點(diǎn)，房地產(chǎn)價(jià)格漲幅將下降0.33個(gè)百分點(diǎn)，但參數(shù)顯著性檢驗(yàn)未通過(guò)，說(shuō)明在低利率和負(fù)利率水平下， 貸款購(gòu)房需求旺盛，加息增加的購(gòu)房成本和還款壓力仍在可承受范圍之內(nèi)，目前利率政策在抑制房?jī)r(jià)上漲方面效果有限。

五、幾點(diǎn)建議

（一）規(guī)范土地供應(yīng)，合理確定地價(jià)

完善土地交易管理制度，根據(jù)市場(chǎng)實(shí)際用地需要推出土地的合理供求量，嚴(yán)格執(zhí)行《房地產(chǎn)管理法》和《土地管理法》相關(guān)規(guī)定，清理、盤(pán)活閑置土地，促進(jìn)存量土地的合理利用；在符合城市規(guī)劃的前提下，提高房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)用地的開(kāi)發(fā)建設(shè)強(qiáng)度，實(shí)現(xiàn)土地集約化利用。

（二）構(gòu)造房屋多層次格局，特別是增加廉價(jià)房的供給

城市居民的住房問(wèn)題不可能全靠市場(chǎng)化來(lái)解決，效率與公平應(yīng)該兼顧。政府應(yīng)積極推行廉租房的供給和低收入家庭的購(gòu)房貨幣補(bǔ)貼。

（三）進(jìn)一步整頓和規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng)秩序

加強(qiáng)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)建設(shè)全過(guò)程監(jiān)管，切實(shí)整治房地產(chǎn)交易環(huán)節(jié)違法違規(guī)行為，加大對(duì)合同欺詐等違法違規(guī)交易行為的查處力度，對(duì)不符合條件擅自預(yù)售商品房的，責(zé)令停止并依法予以處罰；對(duì)捂盤(pán)惜售、囤積房源、惡意炒作、哄抬房?jī)r(jià)的房地產(chǎn)企業(yè)，加大整治查處力度。

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（編輯 代金奎）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文”。