熊 劍，李春燕

（暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510632）

0 引言

我國(guó)自20世紀(jì)80年代啟動(dòng)住房制度改革以來(lái)，消費(fèi)者對(duì)房地產(chǎn)的需求呈現(xiàn)指數(shù)爆發(fā)趨勢(shì)。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)，2012年全國(guó)商品房銷售面積為111304萬(wàn)平方米、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額為71804億元，和2000年16984萬(wàn)平方米的商品房銷售面積、4901億元的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額相比，年平均增長(zhǎng)率分別為42.7%和105.0%，遠(yuǎn)高于GDP增長(zhǎng)率，房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱。

本文將以1998～2011年間的宏觀經(jīng)濟(jì)月度數(shù)據(jù)為樣本，在平穩(wěn)性檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建ARDL房地產(chǎn)市場(chǎng)需求影響因素模型，系統(tǒng)地評(píng)價(jià)分析房地產(chǎn)市場(chǎng)需求的有效影響因素，揭示我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)需求特征，并論證當(dāng)前的房?jī)r(jià)是否得到支撐。

1 研究假設(shè)

針對(duì)我國(guó)宏觀調(diào)控效果不理想的原因，國(guó)內(nèi)學(xué)者做了很多研究?？v觀對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的研究，大多著眼于貨幣供應(yīng)量，或者地方政府的利益驅(qū)動(dòng)等，較少學(xué)者專門(mén)從需求的角度論證高房?jī)r(jià)以及政府調(diào)控行為效果不明顯。因此，本文專門(mén)從我國(guó)房地產(chǎn)需求的角度，首先分析影響房地產(chǎn)需求的主要因素，在此基礎(chǔ)上總結(jié)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)需求的特征，并驗(yàn)證需求的影響因素和特征是否支撐目前的房地產(chǎn)高價(jià)。

在“羊群效應(yīng)”的影響下，購(gòu)房行為一般具有從眾性和反應(yīng)過(guò)度的特征。胡芳珍（2012）在研究消費(fèi)者購(gòu)房心理時(shí)發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者購(gòu)房心理中，從眾心理是影響房地產(chǎn)市場(chǎng)需求的重要因素[1]。因此我們假設(shè)1（H1）：往期需求量對(duì)當(dāng)期需求產(chǎn)生顯著的正向影響。

作為商品，房地產(chǎn)的價(jià)格顯然影響消費(fèi)者對(duì)房地產(chǎn)的需求。房地產(chǎn)又是一種特殊的商品，不僅具有消費(fèi)的功能，還具投資功能。對(duì)于房產(chǎn)觀念濃郁的中國(guó)人來(lái)說(shuō)，房產(chǎn)是必需品，房地產(chǎn)的無(wú)可替代性使得房地產(chǎn)價(jià)格的上漲并不影響消費(fèi)者對(duì)它的需求，除此之外，由于房地產(chǎn)具有投資價(jià)值，價(jià)格越上漲，消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，對(duì)房地產(chǎn)的需求更強(qiáng)烈，普遍呈現(xiàn)“買(mǎi)漲不買(mǎi)跌”的心理。因此我們假設(shè)2（H2）：房屋銷售價(jià)格對(duì)房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

王宏（2007）認(rèn)為消費(fèi)者收入水平和商品房?jī)r(jià)格是眾多影響因素當(dāng)中最直接最主要的因素[2]。張兵（2009）也認(rèn)為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是房地產(chǎn)市場(chǎng)需求的主要影響因素[3]。可支配收入是消費(fèi)者有效需求的支撐。一般來(lái)說(shuō)，當(dāng)可支配收入增加時(shí)，消費(fèi)者會(huì)增加需求量。因此我們假設(shè)3（H3）：居民可支配收入對(duì)房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

房地產(chǎn)是大額消費(fèi)品，一般家庭購(gòu)買(mǎi)房地產(chǎn)都通過(guò)住房抵押貸款，當(dāng)銀行貸款利息上升時(shí)，消費(fèi)者需要付的利息更多，對(duì)房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生一定的影響，利率也是被認(rèn)同的主要影響因素之一。因此我們假設(shè)4（H4）：貸款利率對(duì)房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

根據(jù)費(fèi)雪效應(yīng)，資產(chǎn)（如房產(chǎn)、股票、黃金、外匯等）收益率會(huì)隨著通貨膨脹率的上升而提高，而通貨膨脹時(shí)持有紙幣只會(huì)面臨貶值的危險(xiǎn)；資產(chǎn)組合理論也認(rèn)為房地產(chǎn)具有對(duì)沖通貨膨脹的特征。Barkhan，Ward和Henry（1996）在Fama和Schwert（1977）OLS模型的基礎(chǔ)上[4]，進(jìn)行了更進(jìn)一步的研究，認(rèn)為預(yù)期通脹時(shí)期房地產(chǎn)收益更高，房地產(chǎn)在短期和長(zhǎng)期有不同程度的抗通脹能力[5]。咸郎平也認(rèn)為在通脹來(lái)臨時(shí)，房地產(chǎn)更具有保值功能。因此我們假設(shè)5（H5）：通貨膨脹率高的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，消費(fèi)者更傾向于購(gòu)買(mǎi)房產(chǎn)。

鐘學(xué)軍（2010）認(rèn)為房地產(chǎn)的需求量不僅受房地產(chǎn)價(jià)格水平、消費(fèi)者收入水平的影響，還受消費(fèi)者對(duì)未來(lái)房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期的影響[6]。在房地產(chǎn)市場(chǎng)中，這被稱為買(mǎi)方的“預(yù)期心理”，這種心理在某種程度上決定買(mǎi)方的購(gòu)買(mǎi)行為。而房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期既受當(dāng)期國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響，也受宏觀經(jīng)濟(jì)預(yù)期影響，因此我們假設(shè)6（H6）：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)預(yù)期對(duì)房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

2 模型構(gòu)建

2.1 計(jì)量方法選取

驗(yàn)證假設(shè)需要引入因變量的滯后變量作為自變量，本文引入ARDL模型（Autoregressive Distributed Lag，自回歸分布滯后模型）。該模型不僅可以滿足滯后變量的操作，而且對(duì)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，無(wú)論回歸項(xiàng)是I（0）還是I（1），ARDL模型都可以檢驗(yàn)和估計(jì)變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，比較好地處理差分形式。另外，它也可以提高檢驗(yàn)和估計(jì)的準(zhǔn)確性[7]。

2.2 計(jì)量模型的構(gòu)建

2.2.1 模型構(gòu)造

ARDL模型構(gòu)造如下：

（Δ為一階差分）

D：由于商品房屋銷售建筑面積D可以很好地反映房地產(chǎn)市場(chǎng)的實(shí)際有效需求，因此選其作為房地產(chǎn)需求的替代變量；

P：根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選取商品房銷售價(jià)格指數(shù)P作為房地產(chǎn)價(jià)格的替代變量；

I：由于目前房地產(chǎn)的發(fā)展主要在城鎮(zhèn)，購(gòu)買(mǎi)商品房的人群也主要是城鎮(zhèn)人口，農(nóng)村居民住宅是自建住宅，因此選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入I；

R：根據(jù)常規(guī)，選取金融機(jī)構(gòu)一年期實(shí)際貸款利率R作為貸款利率的替代變量；

CPI：選取消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI作為通貨膨脹的替代變量；

B：本文則選用宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)B，這個(gè)指標(biāo)不僅反映了國(guó)家經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，也反映了經(jīng)濟(jì)預(yù)期，由于本文研究的房地產(chǎn)需求受經(jīng)濟(jì)預(yù)期影響也很大，因此選用宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)比GDP更有現(xiàn)實(shí)意義，而且GDP只有季度數(shù)據(jù)，先前的研究中往往使用工業(yè)增加值作為GDP的替代變量，缺乏準(zhǔn)確性。

2.2.2 數(shù)據(jù)的選擇

由于我國(guó)住房體制市場(chǎng)化改革是從1998年開(kāi)始的，改革以前一直是福利分房，1998實(shí)際上是我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)不同狀態(tài)的分水嶺。如果把1998年之前的數(shù)據(jù)包含在研究當(dāng)中，不同市場(chǎng)化程度的數(shù)據(jù)會(huì)混淆了分析結(jié)果，這是不少學(xué)者忽略的問(wèn)題，如Chu和Sing（2004）[8]?；诖?，本文的研究區(qū)間從1998年1月至2011年12月，采用月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫(kù)、《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》等，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)行整理。為有效地避免異方差問(wèn)題，變量的取值均為原始數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)值。對(duì)部分1月份缺失的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)采用移動(dòng)平均法求得。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

圖1 1998～2011年城鎮(zhèn)居民可支配收入變化圖

表1是變量的描述性統(tǒng)計(jì)，房地產(chǎn)需求LND的最小值為5.38，最大值為11.61，標(biāo)準(zhǔn)差為1.68，在所有變量的方差中最大，說(shuō)明研究區(qū)間內(nèi)房地產(chǎn)需求波動(dòng)比較大，存在研究的必要性。LNI的標(biāo)準(zhǔn)差次之，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在研究區(qū)間內(nèi)變化比較大。自改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民可支配收入穩(wěn)步提高。如圖1所示，1998～2011年間，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入年平均增加1170元，2011年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入是1998年的4倍，人民生活水平發(fā)生了巨大變化。

3 實(shí)證分析與結(jié)果

由于論文采用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文首先對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。另外，在回歸分析之前，需要確定最優(yōu)滯后階數(shù)，并初步驗(yàn)證自變量和因變量的因果關(guān)系，本文將對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

平穩(wěn)性檢驗(yàn)（也稱單位根檢驗(yàn)）的方法主要有Augmented Dickey-Fuller Test（簡(jiǎn)稱ADF檢驗(yàn)）、Dickey-Fuller Test（簡(jiǎn)稱DF檢驗(yàn)）和Philips-Perron Test（簡(jiǎn)稱PP檢驗(yàn)），本文使用eviews6.0軟件對(duì)所有變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)法，驗(yàn)證所選用數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)是被檢驗(yàn)序列有單位根，即數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。結(jié)果如表2所示。

表2 ADF檢驗(yàn)結(jié)果圖

ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有變量的一階差分都在10%的顯著水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)的狀態(tài)。LND和LNB的原始數(shù)據(jù)在10%的顯著水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)性。

3.2 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)要求數(shù)據(jù)同階單整，因此用所有變量的一階差分序列數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，最優(yōu)滯后階數(shù)為1階和3階，因此，對(duì)各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行滯后1期和滯后3期的因果檢驗(yàn)。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)表

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，滯后1階時(shí)，房地產(chǎn)銷售價(jià)格和房地產(chǎn)需求在5%的顯著水平下互為原因。初步驗(yàn)證H2，房地產(chǎn)銷售價(jià)格對(duì)房地產(chǎn)需求有影響；滯后1階和3階時(shí)，居民可支配收入和房地產(chǎn)需求都在1%的顯著水平下互為原因，初步驗(yàn)證H3，居民可支配收入對(duì)房地產(chǎn)需求有影響。

3.3 模型實(shí)證結(jié)果

論文選用滯后1階作為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如模型2所示。

居民可支配收入的系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期設(shè)想相反，分別做LND對(duì)各個(gè)自變量的一元回歸，發(fā)現(xiàn)△LNI（-1）沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明人均可支配收入對(duì)房地產(chǎn)需求的影響不顯著。這與我國(guó)現(xiàn)實(shí)情況一致。在中國(guó)，一代人買(mǎi)房子不僅僅依靠自身經(jīng)濟(jì)實(shí)力，往往要花兩代甚至三代人的儲(chǔ)蓄。為了結(jié)婚或者滿足房產(chǎn)情結(jié)，無(wú)論個(gè)人收入高低都盡量購(gòu)買(mǎi)房地產(chǎn)的現(xiàn)象很普遍。因此，年輕人即使收入不高，父母長(zhǎng)輩有儲(chǔ)蓄的，一般會(huì)花錢(qián)幫年輕人買(mǎi)房子，弱化了人均可支配收入的影響。

剔除人均可支配收入這個(gè)變量，重新構(gòu)建新的房地產(chǎn)模型：

選用滯后1階，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 房地產(chǎn)需求回歸估計(jì)結(jié)果

需求特征是參與決定房?jī)r(jià)的關(guān)鍵力量，主要可以歸納為以下3類：（1）剛性需求，以自主消費(fèi)為目的，也有保值增值要求；（2）投資性需求，以出租或轉(zhuǎn)賣(mài)為目的，主要追求資產(chǎn)的保值增值；（3）投機(jī)性需求，以賺取差價(jià)為目的。

實(shí)證結(jié)果表明：LND(-1)在1%的顯著性水平內(nèi)對(duì)房地產(chǎn)需求有正向影響，證明了H1，說(shuō)明往期房地產(chǎn)需求量越大，當(dāng)期市場(chǎng)對(duì)房產(chǎn)的需求也越大。這是出于從眾心理的購(gòu)買(mǎi)行為。對(duì)剛性需求的購(gòu)房者來(lái)說(shuō)，他們擔(dān)心有限的房產(chǎn)供不應(yīng)求，也擔(dān)心房產(chǎn)受供求關(guān)系緊張影響未來(lái)價(jià)格更高，因此受膨大的需求量影響而從眾購(gòu)房；對(duì)投資性需求的購(gòu)房者而言，他們認(rèn)為供求關(guān)系緊張情況下，未來(lái)可能出現(xiàn)更高房?jī)r(jià)，當(dāng)下購(gòu)買(mǎi)更利于其資產(chǎn)的保值增值，因而從眾購(gòu)房；投機(jī)性需求的購(gòu)房者也會(huì)在這種情況下購(gòu)房。但一般而言，投資和投機(jī)目的的投資者相對(duì)來(lái)說(shuō)更加理性，不容易受大眾影響。

△LNP(-1)在10%的顯著性水平內(nèi)對(duì)房地產(chǎn)需求有正向影響，證明了H2。1998～2011年間，房地產(chǎn)價(jià)格越高，購(gòu)房者對(duì)房地產(chǎn)的需求也越大，這詮釋了房市買(mǎi)漲不買(mǎi)跌的心理。追漲購(gòu)買(mǎi)，背離需求曲線，與彈性需求不同，這主要體現(xiàn)出我國(guó)房地產(chǎn)的剛性需求。投資性和投機(jī)性需求的購(gòu)房者來(lái)說(shuō)，當(dāng)未來(lái)房地產(chǎn)價(jià)格預(yù)期上升，他們會(huì)相應(yīng)增加投資性和投機(jī)性需求，但他們不一定會(huì)越漲越買(mǎi)。

LNB(-1)對(duì)房地產(chǎn)需求在5%的顯著性水平內(nèi)有正向影響，說(shuō)明宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀和經(jīng)濟(jì)預(yù)期越積極，消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)房產(chǎn)的需求越大，相反，在不景氣的市場(chǎng)環(huán)境或者預(yù)期內(nèi)，消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)房產(chǎn)的積極性不高，證明了H6。3類購(gòu)房者都會(huì)受此因素的影響。

LNR沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這和王明明（2012）[9]、黃瑜（2010）等的研究結(jié)果一致。這也說(shuō)明我國(guó)房地產(chǎn)需求主要是剛性需求。如果是投資性和投機(jī)性占主導(dǎo)的需求，毫無(wú)疑問(wèn)會(huì)受利率的影響，因?yàn)槔噬仙龝r(shí)他們的投資成本會(huì)增加，此時(shí)他們很可能會(huì)把資金轉(zhuǎn)移到其他投資項(xiàng)目上。此實(shí)證結(jié)果也一定程度上驗(yàn)證了近年來(lái)我國(guó)房地產(chǎn)政策效果的不明顯。近年來(lái)我國(guó)的房地產(chǎn)政策主要是通過(guò)調(diào)整房地產(chǎn)貸款利率，無(wú)論是提高利率還是降低利率，房屋銷售量一直是上升的，利率的變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)需求的影響不大。

△LNCPI(-1)對(duì)房地產(chǎn)需求沒(méi)有顯著影響，通貨膨脹與房地產(chǎn)需求沒(méi)有顯著的相關(guān)性。這也體現(xiàn)了我國(guó)房地產(chǎn)需求主要是剛性需求。多數(shù)實(shí)證結(jié)果表明，房地產(chǎn)可以有效地對(duì)沖通貨膨脹。對(duì)于投資性和投機(jī)性需求的購(gòu)房者來(lái)說(shuō)，在出現(xiàn)通貨膨脹預(yù)期時(shí)，他們通過(guò)購(gòu)房抵抗通脹的需求將會(huì)明顯增大。但本文實(shí)證結(jié)果顯示通貨膨脹對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)需求影響并不顯著，我國(guó)房地產(chǎn)需求主要由剛性需求構(gòu)成。

上述分析表明，我國(guó)房地產(chǎn)需求主要由剛性需求構(gòu)成。

房地產(chǎn)的剛性需求是人們買(mǎi)房自住的需求。在得到實(shí)現(xiàn)之前，該部分資金會(huì)以存款的方式存在，由于必須買(mǎi)房，消費(fèi)者會(huì)存款等待買(mǎi)房，新增收入也會(huì)大部分以存款方式存在。剛性為主的購(gòu)房需求是我國(guó)儲(chǔ)蓄率高于世界平均水平的原因之一，也是我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格得以不斷上漲的重要原因之一。因此，近年來(lái)我國(guó)政府通過(guò)調(diào)息、限購(gòu)政策來(lái)防止房地產(chǎn)價(jià)格過(guò)快上漲并沒(méi)能取得很好的效果，Wang（2011）也表明住房改革對(duì)房?jī)r(jià)的影響力有限[10]。相反，限購(gòu)政策使得剛性需求被壓制，更容易進(jìn)一步推高房地產(chǎn)價(jià)格。

另外，目前出生于20世紀(jì)80年代生育高峰期的人群大量步入適婚年齡，基于婚育需要購(gòu)買(mǎi)首套住房的需求較為龐大。Chamon和Prasad（2010）的研究表明目前中國(guó)城鎮(zhèn)年輕家庭的儲(chǔ)蓄率比中年家庭更高[11]。中國(guó)居民購(gòu)房早、住房自有率高而且購(gòu)房時(shí)普遍接受父母的饋贈(zèng)，這些因素強(qiáng)化了房地產(chǎn)的“剛性需求”。這種特征不僅支撐當(dāng)前房地產(chǎn)價(jià)格，而且使得房地產(chǎn)價(jià)格將有進(jìn)一步升高的可能性。

因此，在由剛性需求主導(dǎo)的房地產(chǎn)市場(chǎng)上，現(xiàn)有的需求影響因素和特征支持目前的房地產(chǎn)價(jià)格，而且房地產(chǎn)價(jià)格升高是大概率事件。

表5 我國(guó)房地產(chǎn)需求特征結(jié)論表

4 結(jié)論

本文以我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)需求為研究對(duì)象，考察我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)需求的主要影響因素和特征，并探討它們是否支撐當(dāng)前的房地產(chǎn)價(jià)格。在一系列計(jì)量分析和定性分析的基礎(chǔ)上，得出以下結(jié)論：

房地產(chǎn)需求影響因素方面，往期需求量對(duì)當(dāng)期需求有顯著的正向影響，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)房地產(chǎn)需求有顯著的正向影響，宏觀經(jīng)濟(jì)水平和經(jīng)濟(jì)預(yù)期對(duì)房地產(chǎn)需求也有顯著的正向影響。人均可支配收入、利率和通貨膨脹對(duì)房地產(chǎn)需求沒(méi)有顯著的影響。我國(guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)需求主要由剛性需求構(gòu)成。我國(guó)當(dāng)前的房地產(chǎn)需求影響因素、特征等不僅支撐當(dāng)前房地產(chǎn)價(jià)格，而且顯示未來(lái)房地產(chǎn)價(jià)格有進(jìn)一步上漲的可能性。

[1]胡芳珍.消費(fèi)者購(gòu)房心理探析[J].武漢商業(yè)服務(wù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，24（3）.

[2]王宏.商業(yè)房地產(chǎn)需求模型探討 [J].理論研討，2007，（9）.

[3]張兵.基于灰色理論的房地產(chǎn)需求分析[J].區(qū)域金融研究，2009，（6）.

[4]Fama E F G Schwert.W Asset Returns and Inflation[J].Journal of Financial Economics,1977,（5）.

[5]Barkhan R J,Ward C,W R Henry.O T The Inflation Hedging Characteristics of U.K.Property[J].Journal of Property Einance,1996,7（1）.

[6]鐘學(xué)軍.房地產(chǎn)需求分析 [J].科技信息，2010，（8）.

[7]Pesaran M H,Shin Y.An Autoregressive Distributed Lag Modeling Approach To Cointegration Analysis.In S.Strom(ed),Econometrics and Economic[D].Theory in The 20th Century:The Ragnar Frisch Centennial Symposum,Chapter 11,Cambridge,Cambridge University Press.

[8]Chu Y,Sing T F.Inflation Hedging Characteristics of The Chinese Real Estate Market[J].Journal of Real Estate Portfolio Management,2004,(10).

[9]王明明，羅浩.中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)需求模型實(shí)證研究[J].征信，2011，（3）.

[10]Wang S Y.State Misallocation and Housing Price:Theory and Evidence From China[J].American Economic Review，F(xiàn)orthcoming，2011.

[11]Chamon M D,Prasad E S.Why Are Saving Rate of Urban Households In China Rising[J].American Economic Journal：Macroeconomics，2010,2（1）.