李習(xí)平，張華容，武淑琴

（1.中南財(cái)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(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)伴隨我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革不斷深入而成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)，房地產(chǎn)業(yè)成為我國(guó)新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，對(duì)國(guó)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?jī)r(jià)不斷飆升，其上升的速度超過(guò)了居民工資增長(zhǎng)的速度，引發(fā)社會(huì)的熱議。房地產(chǎn)價(jià)格作為房地產(chǎn)市場(chǎng)及國(guó)家經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的一個(gè)重要變量，就目前房地產(chǎn)面臨的房地產(chǎn)市場(chǎng)的走勢(shì)，哪些因素影響了房?jī)r(jià)，政府如何進(jìn)行宏觀調(diào)控等問(wèn)題成為政府部門(mén)、學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)和焦點(diǎn)問(wèn)題，因此對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的研究具有重要的理論意義和實(shí)踐意義。

1 文獻(xiàn)綜述

我國(guó)房地產(chǎn)起步較晚，對(duì)房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的研究直到20世紀(jì)80年代后期才逐漸多了起來(lái)，我國(guó)在相關(guān)理論和實(shí)踐方面需要在引進(jìn)國(guó)外理論的基礎(chǔ)上不斷完善和發(fā)展。將國(guó)民的收入、人口增長(zhǎng)、國(guó)家利率的變化等因素納入研究范疇，從理論和實(shí)證角度對(duì)住宅價(jià)格的主要?jiǎng)恿σ蛩剡M(jìn)行論證，最終歸納為6個(gè)主要?jiǎng)恿σ蛩?，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(jià)格與國(guó)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(yùn)用供求平衡原理來(lái)確定房地產(chǎn)價(jià)格模型，認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格的變化可以用宏觀經(jīng)濟(jì)基本面的相關(guān)指標(biāo)來(lái)解釋?zhuān)M管宏觀經(jīng)濟(jì)因素在短期似乎對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)得影響有限，但從長(zhǎng)期來(lái)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(duì)住宅價(jià)格的影響進(jìn)行了分析（D.R Bowes,K.R Ihlanfeldt，2001），同時(shí)區(qū)位因素、鄰里因素（Meese和Wallace 1991;Newburger et al.1994）和建筑因素對(duì)房?jī)r(jià)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?jī)r(jià)變化（李斌，2000）。學(xué)者還對(duì)“地價(jià)與房?jī)r(jià)的關(guān)系”研究（姚先國(guó)、黃煒華，2001），得出的結(jié)論是地價(jià)與房?jī)r(jià)有關(guān)聯(lián)，但并非線(xiàn)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(wú)論是國(guó)內(nèi)還是國(guó)外的研究對(duì)影響房屋銷(xiāo)售價(jià)格的影響因素總結(jié)比較全面，不同的學(xué)者針對(duì)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(lái)對(duì)各國(guó)的經(jīng)濟(jì)受到一定程度的沖擊，在這種背景下，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響因子的實(shí)證研究相對(duì)較少。因此，本文重點(diǎn)研究后危機(jī)時(shí)代，我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)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(jià)格是會(huì)受到多種因素影響的，本文在眾多的因素中，選擇其中幾個(gè)因素進(jìn)行分析，構(gòu)建多元線(xiàn)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(xiàng)，βi(i=0,1,...k-1)是回歸參數(shù)（通常未知）。

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

此時(shí) yt與 χti已知，βj與ut未知。

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

假定1：隨機(jī)誤差項(xiàng)ut是非自相關(guān)的，每一誤差項(xiàng)都滿(mǎn)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(xiàng)相互獨(dú)立，即

假定3：解釋變量之間線(xiàn)性無(wú)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(shí)

其中Q是一個(gè)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(xiàng)的估計(jì)值）平方和最小。代數(shù)上是求極值問(wèn)題。

3 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h2>

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

3.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，當(dāng)時(shí)間序列含有單位根時(shí)，該序列就是非平穩(wěn)的。而非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)時(shí)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(guò)足夠次數(shù)的差分可以轉(zhuǎn)換成一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列。

如果時(shí)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(xiàng)。如α＜0，表該序列是平穩(wěn)的，如果對(duì)上式進(jìn)行變換，在等式的兩邊同時(shí)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(shí)運(yùn)用ADF檢驗(yàn)的到得檢驗(yàn)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(jì)的ρ的系數(shù)除以它的標(biāo)準(zhǔn)誤差，從而推出DF檢驗(yàn)的τ的統(tǒng)計(jì)量。如果τ超過(guò)ADF的臨界值，即拒絕所給時(shí)間序列是非平穩(wěn)的假設(shè)；反之，則時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。當(dāng)ADF檢驗(yàn)要包含足夠的滯后項(xiàng)以使其誤差項(xiàng)是序列上獨(dú)立的，則稱(chēng)為ADF檢驗(yàn)Augmented Dickey-Fuller Test)，如果一個(gè)序列在成為穩(wěn)定序列之前必須經(jīng)過(guò)d次差分，則該序列被稱(chēng)為d階單整，記為I(d)。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)變量是否為協(xié)整，Engle和Granger提出兩步檢驗(yàn)法（EG檢驗(yàn)）。協(xié)整的目的是決定一組非平穩(wěn)時(shí)序的線(xiàn)性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，也可以通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷線(xiàn)性回歸方程的設(shè)置是否合理。如果兩個(gè)變量都是單整變量，只有當(dāng)他們的單整階數(shù)相同時(shí)才可能協(xié)整；兩個(gè)以上變量如果具有不同的單整階數(shù)，有可能經(jīng)過(guò)線(xiàn)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.3 Granger關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長(zhǎng)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(yàn)證.Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可以解決該問(wèn)題。其基本原理是：將Y對(duì)其他變量(包括自身的過(guò)去值)做回歸時(shí)，如果把滯后值包括進(jìn)來(lái)能顯著地改進(jìn)對(duì)Y的預(yù)測(cè)，我們就認(rèn)為X是Y的Granger原因。

4 檢驗(yàn)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(fèi)者信心指數(shù)（X1）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X2）、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（X3）和房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)（Y）。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)整理而成，實(shí)證過(guò)程全部用Eviews6.0完成。

條件1：選取的均是相對(duì)數(shù)

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

條件2：國(guó)家政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響納入到消費(fèi)者信心指數(shù)

國(guó)家政策對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響應(yīng)該是顯著的，由于政策對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)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(fèi)者的信心指數(shù)中。當(dāng)國(guó)家出臺(tái)對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控措施時(shí)，基于微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中的消費(fèi)者預(yù)期理論，消費(fèi)者認(rèn)為對(duì)未來(lái)房地產(chǎn)市場(chǎng)會(huì)有所變化，從而調(diào)整對(duì)房屋的需求，通過(guò)傳動(dòng)機(jī)制間接會(huì)影響開(kāi)發(fā)商對(duì)房屋的供給，從而調(diào)整房地產(chǎn)市場(chǎng)的房屋銷(xiāo)售價(jià)格。

條件3：因變量的選取

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

條件4：自變量的選取

消費(fèi)者信心指數(shù)（X1）、居民消費(fèi)價(jià)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(jì)描述如圖1。

從圖1可以看出，房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)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(kāi)始，房屋價(jià)格指數(shù)就一直呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，而消費(fèi)者信心指數(shù)與CPI有升也有降。要想分析這些因素對(duì)房屋價(jià)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(yàn)

對(duì)各變量分別進(jìn)行ADF(Augmented Dick-Fuller)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1可見(jiàn)，變量房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)在10%顯著性水平上是平穩(wěn)的，其他變量時(shí)間序列在5%的顯著性水平上都是非平穩(wěn)的，而消費(fèi)者信心指數(shù)（X1）、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（X3）、居民消費(fèi)價(jià)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(yàn)

圖1 房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)者信心指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)的統(tǒng)計(jì)描述

根據(jù)Johansen的最大似然方法對(duì)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(guó)房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與CPI兩者之間僅存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間也存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間也存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。通過(guò)殘差項(xiàng)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(xiàng)。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

從上式可以看出，房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)變化與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變化增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的正向關(guān)系，當(dāng)期房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)增加1個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增加0.93個(gè)百分點(diǎn)。房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間也存在長(zhǎng)期的正向關(guān)系，當(dāng)期房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，宏觀經(jīng)濟(jì)的景氣指數(shù)增加0.55個(gè)百分點(diǎn)。

4.4 變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)

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

根據(jù)表2得出的結(jié)果是：

（1）房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)是消費(fèi)者信心指數(shù)的Granger原因，而消費(fèi)者信心指數(shù)不是房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)的Granger原因.這說(shuō)明我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)是消費(fèi)者對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)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?jī)r(jià)出現(xiàn)波動(dòng)，影響了消費(fèi)者對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的預(yù)期，該結(jié)果驗(yàn)證了2009年3月份的“兩會(huì)”，溫總理提出的應(yīng)對(duì)金融危機(jī)的措施就是要提高消費(fèi)者的信心指數(shù)。

（2）房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的Granger原因，而居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)不是房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)的Granger原因。這一研究結(jié)果顯示，在我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)中，房地產(chǎn)價(jià)格的變動(dòng)是我國(guó)物價(jià)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(lái)看，即房地產(chǎn)價(jià)格的居高不下應(yīng)該對(duì)我國(guó)當(dāng)前的通貨膨脹承擔(dān)一定的責(zé)任，居民消費(fèi)價(jià)格的變化不對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的變化造成影響，說(shuō)明當(dāng)前房?jī)r(jià)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(qiáng)，這說(shuō)明在我國(guó)目前的統(tǒng)計(jì)制度中，房屋價(jià)格在CPI中所占比重偏低，筆者認(rèn)為房?jī)r(jià)上漲對(duì)通脹的巨大推動(dòng)作用被掩蓋了，究其原因表現(xiàn)在：其一，居住類(lèi)價(jià)格在我國(guó)CPI權(quán)重中的占比只有13.6%，遠(yuǎn)低于食品類(lèi)價(jià)格占比，也遠(yuǎn)低于世界發(fā)達(dá)國(guó)家居住類(lèi)價(jià)格在CPI權(quán)重中的占比；其二，計(jì)入CPI的主要是房租而非房?jī)r(jià)，盡管我國(guó)不少地方的房?jī)r(jià)，在經(jīng)過(guò)暴漲后已經(jīng)超過(guò)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(yàn)結(jié)果

（3）房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)之間僅存在一個(gè)單向的關(guān)系，即房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)的Granger原因，這說(shuō)明當(dāng)前房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)是有影響的。筆者認(rèn)為這一點(diǎn)與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)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(jià)格上漲與會(huì)帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，商品房銷(xiāo)售額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在互為長(zhǎng)期的因果關(guān)系。

5 結(jié)論

通過(guò)實(shí)證研究，筆者認(rèn)為房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的變動(dòng)與消費(fèi)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(duì)其產(chǎn)生顯著性的影響。研究結(jié)果顯示，三者對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響的程度有差異：房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)每上漲1個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使消費(fèi)者信心指數(shù)增加0.64個(gè)百分點(diǎn)；居民消費(fèi)者價(jià)格上漲0.93個(gè)百分點(diǎn)，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)上漲0.55個(gè)百分點(diǎn)。實(shí)證分析的研究是與我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)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(fèi)者的信心對(duì)房?jī)r(jià)具有推動(dòng)作用，這也是我國(guó)房?jī)r(jià)在2009年第二季度出現(xiàn)回暖的一個(gè)經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋。而居民消費(fèi)價(jià)格的研究結(jié)果顯示房?jī)r(jià)對(duì)CPI的影響應(yīng)該是很大的，筆者認(rèn)為我國(guó)應(yīng)該進(jìn)行統(tǒng)計(jì)改革，加大CPI統(tǒng)計(jì)中房屋銷(xiāo)售價(jià)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(guó)經(jīng)濟(jì)的基本現(xiàn)狀和人民生活水平的狀況，使我國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)政策的效能最大化。

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