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，我國商品住宅價格不斷上漲，尤其是2009年初至今，高漲的房價已引起了社會各界的高度關(guān)注。市場供求關(guān)系是影響市場交易的主要動力，是決定成交價格的根本原因。但是商品住宅市場的高房價與消費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)有市場的供需矛盾，對未來房價的預(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價，并在自我強化的心理作用下影響市場供求關(guān)系，對市場價格產(chǎn)生影響。

1 預(yù)期理論及我國住宅市場的預(yù)期性質(zhì)

預(yù)期是指市場參與者為了追求個人利益最大化，對與當(dāng)前決策有關(guān)的經(jīng)濟變量在未來的變動方向和變動幅度進(jìn)行的預(yù)測[1]。穆斯于1961年提出了理性預(yù)期假說，即經(jīng)濟當(dāng)事人對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)濟學(xué)中對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，對經(jīng)濟變量做出長期來說是最為準(zhǔn)確，而又與所使用的經(jīng)濟理論、模型相一致的預(yù)期[2]。

由于市場主體的局限性及市場信息的不對稱，經(jīng)濟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)驗教訓(xùn)對未來做出“合乎規(guī)律”的預(yù)測，這樣的預(yù)期就是非理性預(yù)期。非理性預(yù)期會導(dǎo)致判斷結(jié)果與實際值的偏離，這種偏離往往來自于個人的心理因素[3]，例如認(rèn)知失調(diào)、從眾心理以及過度自信等。

我國的房地產(chǎn)市場發(fā)展時間并不長，市場主體復(fù)雜、體制不完善，住房制度的改革仍在進(jìn)行中，并沒有實現(xiàn)完全市場化，在這種情況下形成的消費者的預(yù)期很難簡單的用理性預(yù)期或非理性預(yù)期加以區(qū)分界定。處于發(fā)展中的我國住宅市場預(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)期對經(jīng)濟假設(shè)條件的強制性苛刻要求，又克服了非理性預(yù)期過于簡單的特點。

2 商品住宅價格預(yù)期模型

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

(1)從住宅供給方面分析，住宅的供給量主要是由其價格及開發(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)期的商品住宅價格；C為商品住宅的開發(fā)成本。

對于房地產(chǎn)企業(yè)來說，土地交易價格、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[6]，這可能是由于開發(fā)企業(yè)為了保持既有的利潤率會將增加的成本轉(zhuǎn)嫁到住房價格之中，從而減弱其對住房需求量的影響。相較而言，開發(fā)企業(yè)對金融市場的資金供應(yīng)量更為敏感。所以，對式(1)進(jìn)行修正得到：

Qs=f(Pe,L,M)

(2)

式中，L為土地交易價格水平；M為金融機構(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格及其他需求變量。從長期來說，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)濟體中都存在的經(jīng)濟現(xiàn)象，這一情況在我國表現(xiàn)得尤為明顯。2009年我國房價收入比達(dá)到歷史最高點8.03(圖1)，根據(jù)國際機構(gòu)的報告，在發(fā)達(dá)國家房價收入比超過6.0即被看作市場價格處于泡沫區(qū)[7]。如此高的房價收入比一方面來源于市場的炒作，更深層次的原因是市場剛性需求的存在。

圖1 1996～2009年我國房價收入比變化

剛性需求導(dǎo)致短期內(nèi)市場需求的疊加放大，使部分人跨越常規(guī)的住房消費需求層次，加速了需求的提前釋放及價格的過快上漲。這種脫離收入約束的資產(chǎn)價格走勢，是我國城鎮(zhèn)人口住房剛性需求的表現(xiàn)，其存在有著一定的現(xiàn)實依據(jù)。一方面，隨著我國經(jīng)濟的發(fā)展，對未來收入增長的信心會放大居民對自身支付能力的預(yù)期，購置滿意度更高的住宅，同時為高房價的存在提供了強有力的“心理保障”。另一方面，金融機構(gòu)所提供的貸款業(yè)務(wù)為個人、家庭提供了融資的渠道，使其能夠支付短期內(nèi)無法承擔(dān)的價格，只要貸款人能夠在既定時限內(nèi)按時足額償還部分資金，就可以提前實現(xiàn)住房需求。

投資性購房需求的入市也加劇了商品住宅的需求量。作為消費者來說，生活中的物價上漲最能使其感受到貨幣購買力的下降，尤其是物價連續(xù)的上漲，會加劇人們對未來通脹的預(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)趕不上物價上漲的水平，不能實現(xiàn)居民儲蓄存款的保值目的；其次，民間投資渠道有限，股市、基金市場長期低迷，投資回報率較低；再者，我國金融市場在逐步完善的過程中，與世界投資市場的接軌還有待時日，國內(nèi)大量小額資金缺少流向國際市場的途徑[8]。

房地產(chǎn)的投資價值在這樣的環(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、投機者在短期內(nèi)實現(xiàn)了資金的大幅增長，更是進(jìn)一步加劇了人們對房地產(chǎn)市場的投資熱情，并對其未來的發(fā)展寄予了“厚望”。

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

另一方面，我國住宅市場的預(yù)期特性決定了消費者非理性預(yù)期的存在，個體還是會根據(jù)過去的住房價格趨勢估計未來住房價格的變動，具有很強的適應(yīng)性預(yù)期特質(zhì)[10]。

綜上所述，結(jié)合我國商品住宅市場的現(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)期的消費價格指數(shù)；P′為當(dāng)期的住宅交易價格，s為當(dāng)期房價上漲或下跌的幅度，t為房價漲跌同向變化所持續(xù)時間的長短。

當(dāng)市場出清時，存在：

Qs=Qd

(4)

得到：

Pe=h(L,CPI,M,s,t,P′)

(5)

由于房價上漲或下降的幅度s，以及房價漲跌變化的持續(xù)時間t通過對P′的強化效果作用于未來預(yù)期房價的變動趨勢，所以根據(jù)式(5)建立一個線性方程：

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 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)選取原則

商品住宅具有消費及投資的雙重屬性，其價格會在短時期內(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；同時，全國數(shù)據(jù)并不能反映局部的差異，尤其是在各個地區(qū)的城市化程度、人口結(jié)構(gòu)等差異大的情況下，對市場的預(yù)期性質(zhì)影響尤為明顯。所以，本實證研究選擇武漢市商品住宅市場為研究對象，取用2004～2009年的季度數(shù)據(jù)。

3.2 模型估計結(jié)果

3.2.1參數(shù)估計

使用計量經(jīng)濟學(xué)統(tǒng)計軟件Eviews 6.0 對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)計檢驗

(1)擬合優(yōu)度

(2)F檢驗

針對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，即各因素對住宅預(yù)期價格有顯著影響。

(3)t檢驗

分別針對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對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為5.893910，2.314283，3.616394，3.616009，-4.031901，其絕對值均大于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被解釋變量有顯著性的影響。

3.2.3經(jīng)濟分析

各變量的彈性系數(shù)計算值如表1。

表1 自變量彈性系數(shù)表

由表1可見，房價漲跌幅度(s)和持續(xù)時間(t)的彈性系數(shù)均超過3.5，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他自變量，對房價的影響程度很大，居民消費價格指數(shù)(CPI)也超過了1.0，影響程度居于六個因素的第三位，其他因素的彈性系數(shù)都不及0.70，影響程度有限。

居民在對房價做出預(yù)期時，往往傾向于參考前期房價走勢，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)時間的影響程度要遠(yuǎn)大于前期房價的影響，進(jìn)一步說明消費者試圖發(fā)現(xiàn)房價變動背后的規(guī)律，并受到預(yù)期的強化。CPI指數(shù)也是影響房價的一個重要因素，表明了投資性需求在住宅市場中的重要作用，一定程度上推高了消費者對未來房價的預(yù)期。由于市場心理預(yù)期的主導(dǎo)性很強，弱化了地價水平及金融機構(gòu)信貸資金的影響。

4 結(jié) 論

(1)適應(yīng)性預(yù)期在消費者的價格預(yù)期中占據(jù)主導(dǎo)地位，消費者在很大程度上借助于先前的價格走勢對未來進(jìn)行預(yù)測，尤其是前期住房價格的漲幅大小及持續(xù)時間長短對消費者預(yù)期的影響效果明顯，市場理性不足。

(2)房地產(chǎn)市場中的投資性需求不容忽視，對房價的推動作用高于土地、信貸等，對房價上漲有疊加效應(yīng)，并且將部分有實際需求的購房者擠出市場，加劇市場的供需矛盾。

(3)住房價格具有很強的內(nèi)生性，但是市場主體的非理性預(yù)期會在短期內(nèi)對住宅價格的變動產(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)市場的預(yù)期，為居民提供有力的心理保障。

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