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本文作者：王鵬王燦華作者單位：暨南大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院

一、引言

房地產(chǎn)業(yè)具有較長的產(chǎn)業(yè)鏈條，房地產(chǎn)價格的波動會通過產(chǎn)業(yè)鏈條影響一個國家或地區(qū)的宏觀經(jīng)濟運行狀況。當(dāng)房地產(chǎn)市場繁榮時，會通過關(guān)聯(lián)效應(yīng)促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，房價上漲帶來的財富效應(yīng)還會引致消費增加，從而刺激經(jīng)濟增長。但是，當(dāng)房地產(chǎn)市場過熱引發(fā)泡沫破滅時，長期集聚的風(fēng)險就會由房地產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移至金融部門，導(dǎo)致房地產(chǎn)價格下降，出現(xiàn)金融危機，整體經(jīng)濟也將陷入衰退。2008年以來，起源于美國房地產(chǎn)次貸危機的全球金融危機，傳導(dǎo)到全球金融系統(tǒng)，使得包括中國在內(nèi)的許多國家受到影響。中國出現(xiàn)了房地產(chǎn)市場大幅調(diào)整和宏觀經(jīng)濟乏力的困難局面。但是當(dāng)全球經(jīng)濟仍然低迷，美國陸續(xù)實行量化寬松的貨幣政策而收效甚微時，中國房地產(chǎn)價格又出現(xiàn)新一輪的攀升。由于頻繁的政策調(diào)控，中國房地產(chǎn)市場主體不確定性的預(yù)期也隨之發(fā)生改變，因此，在考慮預(yù)期的情形下探究房地產(chǎn)價格的驅(qū)動因素，有利于把握現(xiàn)階段中國房價調(diào)控的基本方向，保證在宏觀經(jīng)濟良好運行的前提下合理控制房價，防范房地產(chǎn)泡沫的形成。袁志剛等(2010)對適應(yīng)性預(yù)期這一概念進(jìn)行了界定，其基本思想是行為人可以從預(yù)期的錯誤中吸取教訓(xùn)，并對未來預(yù)期進(jìn)行調(diào)整。本文假定房地產(chǎn)市場主體頻繁的預(yù)期變化在時序上遵循這一思想，在推導(dǎo)均衡房價模型的過程中，假設(shè)房地產(chǎn)市場上供給和需求兩個主體具有基于適應(yīng)性預(yù)期的決策方式，并以此構(gòu)建相應(yīng)的供給和需求方程。

二、文獻(xiàn)綜述

房地產(chǎn)價格分析模型通常包含三個方程，即需求方程、供給方程以及供需均衡方程。本文在已有研究的劃分方法基礎(chǔ)上，按照是否考慮預(yù)期因素對現(xiàn)有文獻(xiàn)做進(jìn)一步劃分。

一是，從供給角度探討考慮預(yù)期的房地產(chǎn)價格影響因素。Wong(2001)通過構(gòu)建一個跨期的住房市場均衡模型，將泡沫定義為投資者對將來好經(jīng)濟形勢發(fā)生的概率，模型顯示，當(dāng)開發(fā)商過度樂觀時，過度供給將導(dǎo)致未來價格下降，增加開發(fā)商在差經(jīng)濟形勢下的脆弱性。Malpezzi等(2005)從供給的角度考察了投機在房地產(chǎn)價格變動周期中的作用，指出房地產(chǎn)投機程度和房地產(chǎn)周期的長短取決于房地產(chǎn)的供給和需求彈性。杜敏杰等(2007)從房地產(chǎn)現(xiàn)值理論入手，建立了房地產(chǎn)價格變動與匯率變動之間的數(shù)量模型，認(rèn)為匯率小幅變動會通過預(yù)期杠桿使房地產(chǎn)價格出現(xiàn)大幅變化。丁晨等(2008)研究了人民幣升值預(yù)期與房地產(chǎn)價格間的關(guān)系，指出人民幣升值預(yù)期引起的外匯流入會導(dǎo)致央行大量基礎(chǔ)貨幣的被動投放，引發(fā)房價上漲。王來福(2008)通過建立完全信息動態(tài)博弈模型，表明預(yù)期和政策承諾的不可置信性對房地產(chǎn)價格有著長期的動態(tài)影響，且隨著時間的推移其影響程度逐漸增加。崔光燦(2009)的研究表明，貨幣供應(yīng)量增加引起的房地產(chǎn)價格上漲，會使房地產(chǎn)供給商的通脹預(yù)期加大，減緩房屋供給，導(dǎo)致短期房屋價格上漲。

二是，從需求角度探討考慮預(yù)期的房地產(chǎn)價格影響因素。Garino等(2004)從需求的角度構(gòu)建了一個跨期住房需求函數(shù)，并推導(dǎo)理性預(yù)期住房價格決定方程的解，以此驗證英國住房市場是否存在泡沫。洪濤等(2007)測度了中國35個大中城市的泡沫成分，通過構(gòu)建自回歸模型揭示了不同城市房地產(chǎn)泡沫的演化過程，證明了消費者適應(yīng)性預(yù)期導(dǎo)致不同城市間房地產(chǎn)價格的聯(lián)動性。王子龍等(2008)通過對房地產(chǎn)財富效應(yīng)的實證研究，表明無論是長期還是短期房地產(chǎn)價格正向沖擊都會對居民產(chǎn)生財富效應(yīng)，進(jìn)而促使他們產(chǎn)生投機性傾向，推動房地產(chǎn)價格上漲。Hui等(2009)以廣州作為研究對象，采用狀態(tài)空間模型分析得出家庭收入是影響房地產(chǎn)價格的關(guān)鍵要素，并指出廣州市房地產(chǎn)泡沫在2007年10月處于巔峰狀態(tài)。況偉大(2009)考察了住房特性、物業(yè)稅和物價的關(guān)系，結(jié)果表明，征收物業(yè)稅對于抑制東部地區(qū)房價有明顯作用，但對中西部作用不明顯。Hott(2011)構(gòu)造了一個解釋消費者信貸難度、銀行抵押貸款供給、房地產(chǎn)需求的循環(huán)關(guān)系模型，認(rèn)為不同的預(yù)期形式會導(dǎo)致房地產(chǎn)價格的波動，而且房地產(chǎn)市場上揚時開發(fā)商會獲得高利潤，房地產(chǎn)市場蕭條時開發(fā)商則遭受較大的損失。

三是，從供需角度探討考慮預(yù)期的房地產(chǎn)價格影響因素。梁云芳等(2007)利用面板數(shù)據(jù)分析房地產(chǎn)價格的區(qū)間差異，指出信貸規(guī)模、利率、人均GDP以及房價預(yù)期等要素對于不同區(qū)域影響不同，房價預(yù)期在東部地區(qū)對房價的短期波動有顯著影響。王愛儉等(2007)從供需兩個角度考察了匯價和房價的關(guān)系，并對供給和需求影響房價的機制進(jìn)行了分析。Mikhed等(2009)在理性預(yù)期的假設(shè)下，考察美國房地產(chǎn)價格是否與基本經(jīng)濟面相協(xié)調(diào)，研究表明，房地產(chǎn)價格在基本面上長期擾動，回歸基本面需要數(shù)十年的時間。唐根年等(2010)通過Granger因果檢驗，定量分析了中國房地產(chǎn)價格上漲的基礎(chǔ)支撐面，結(jié)果表明，房地產(chǎn)價格上漲主要是基于預(yù)期收益和投機的正反饋效應(yīng)所致，并沒有很強的有效需求支撐。在研究未考慮預(yù)期的房地產(chǎn)價格影響因素時，現(xiàn)有文獻(xiàn)也可以按照需求、供給和供需三個層面來進(jìn)行劃分。從需求角度看:Hui等(2006)采用Granger因果檢驗、廣義脈沖反應(yīng)分析和簡單供求函數(shù)，利用北京、上海、香港的數(shù)據(jù)實證檢驗了房價和人均可支配收入、地方GDP、新增住宅閑置量和上證指數(shù)四個基本面之間的關(guān)系;黃佳等(2007)通過實證分析認(rèn)為，中國貨幣政策對于銀行信貸和房地產(chǎn)價格是有調(diào)控能力的，貨幣政策通過影響消費者信貸進(jìn)而影響房地產(chǎn)需求。從供給角度看:張岑遙(2005)認(rèn)為，政府對于房地產(chǎn)市場有加入行為，它們的目的是增加財政收入和獲得GDP高增長，這樣就直接或間接地推動了房地產(chǎn)市場的發(fā)展;周京奎(2006)研究了投機成分對房地產(chǎn)價格的影響，發(fā)現(xiàn)投機因素對于房地產(chǎn)價格存在著較為顯著的正面影響;Cheng等(2008)通過拓展模型和一個封閉式的方程，解釋了房地產(chǎn)價格與其進(jìn)入市場時間之間的理論關(guān)系，結(jié)果表明存在非線性正相關(guān)關(guān)系。從供需角度看:Sta-delmann(2010)采用貝葉斯均值方法，考察了影響房地產(chǎn)價格的因素，認(rèn)為主要影響因子包括特定區(qū)位的房地產(chǎn)特征、市稅和該城市的文化衛(wèi)生以及社交支出狀況，而人口和其他經(jīng)濟社會控制變量并不重要;唐志軍等(2010)通過協(xié)整和VAR分析方法，分析了供需層面上房地產(chǎn)價格波動與中國宏觀經(jīng)濟之間的相互影響;Wang等(2011)利用中國35個大城市作為樣本，考察了城市開放度、貿(mào)易比重和城市房價之間的關(guān)系，研究表明，城市經(jīng)濟開放度對于城市房價有顯著影響。

從上述文獻(xiàn)可以看出，無論是否考慮預(yù)期，國內(nèi)外學(xué)者大多從需求、供給和供需三個方面來考察影響房地產(chǎn)價格變動的因素，而且由于模型構(gòu)建方式、計量方法以及實證對象的不同，得出的研究結(jié)論也有所差異。就考慮預(yù)期的情形而言，不少文獻(xiàn)都是在假定市場主體存在某種預(yù)期的情形下，從供需兩個角度分析房價波動的影響因素，這種分析模式也是本文的邏輯基礎(chǔ)。但是，現(xiàn)有研究還存在以下不足:首先，在考慮預(yù)期的情況下，大多數(shù)研究以理性預(yù)期作為前提假設(shè)，這與現(xiàn)實生活中行為人的實際情況相去甚遠(yuǎn)，而且不同區(qū)域的人由于教育知識水平的不同，預(yù)期的差異程度也不一樣。針對中國房地產(chǎn)市場的實際狀況，已有研究如洪濤等(2007)通過對中國35個大中城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，證實中國房地產(chǎn)市場存在“某城市房地產(chǎn)價格波動———其他城市消費者預(yù)期變化———其他城市房地產(chǎn)價格波動”這樣一種基于適應(yīng)性預(yù)期的傳導(dǎo)模式，這為本文模型采用適應(yīng)性預(yù)期設(shè)定提供了現(xiàn)實依據(jù)。其次，適應(yīng)性預(yù)期和理性預(yù)期的本質(zhì)差別在于，前者假設(shè)行為人不能充分利用信息，而后者假設(shè)行為人能夠利用所有現(xiàn)時可用的信息，如Minford(1993)曾指出，理性預(yù)期需要滿足在可獲得信息的條件下行為人對未來結(jié)果的主觀概率分布與實際概率分布一致。因此，考慮到中國房地產(chǎn)市場政府調(diào)控的主觀性和頻繁性，進(jìn)一步的研究需要改變假定未來房價變化服從某種固定形式的概率分布。再次，即便考察了預(yù)期因素，多數(shù)研究也只是從房地產(chǎn)供給者或者需求者單方面進(jìn)行考慮。最后，現(xiàn)有研究通常采用的數(shù)據(jù)是以年作為單位時間間隔，跨度較大，而政府和經(jīng)濟主體間的動態(tài)博弈，會導(dǎo)致現(xiàn)實中的政策效果持續(xù)期和經(jīng)濟主體預(yù)期轉(zhuǎn)變周期可能比年度時間間隔更短，由此得出的結(jié)論可能不準(zhǔn)確。針對這些不足，本文以房地產(chǎn)市場主體的適應(yīng)性預(yù)期作為前提假設(shè)，在構(gòu)建需求方程的過程中通過假定需求者存在投機動機的形式，賦予需求者具有適應(yīng)性預(yù)期的假設(shè);同時，假設(shè)房地產(chǎn)供給商也具有適應(yīng)性預(yù)期的特征，并采用以月作為單位時間間隔的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，試圖彌補現(xiàn)有研究的不足。本文余下內(nèi)容:第三部分通過改進(jìn)的房地產(chǎn)投機模型，推導(dǎo)適應(yīng)性預(yù)期下的房地產(chǎn)均衡價格模型，并定性分析房地產(chǎn)價格變化的影響因素;第四部分選取2008年2月至2010年7月相應(yīng)指標(biāo)的月度數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、VAR模型分析、脈沖響應(yīng)分析等計量研究方法，對中國房地產(chǎn)價格驅(qū)動因素進(jìn)行實證研究;第五部分為本文的主要研究結(jié)論，并提出相應(yīng)的政策建議。

三、房地產(chǎn)價格變化的驅(qū)動模型及其影響因素

1．適應(yīng)性預(yù)期下房地產(chǎn)均衡價格模型

Malpezzi等(2005)等在住房存量模型和適應(yīng)性預(yù)期基礎(chǔ)上，建立了一個房地產(chǎn)投機模型，從理論上證實投機對于房地產(chǎn)價格波動會產(chǎn)生重大影響。本文將對其模型進(jìn)行改進(jìn)，納入新的影響因素，并推導(dǎo)房地產(chǎn)供需均衡條件下均衡房價的表達(dá)式。本文的模型假設(shè)如下:一是收入、人口、可建設(shè)用土地、貨幣供應(yīng)、生產(chǎn)價格指數(shù)在考察期內(nèi)是外生的;二是投機者預(yù)期為適應(yīng)性預(yù)期;三是房地產(chǎn)投機是房價變動的函數(shù);四是住房在考察期內(nèi)沒有貶值;五是所有影響房地產(chǎn)價格的因素和房地產(chǎn)價格之間是一種線性的關(guān)系。從上述假設(shè)可以看出，在實證研究中，樣本期越短得到的結(jié)論將會越準(zhǔn)確，因為時間間隔越短，實際情況與假設(shè)條件的吻合程度就越高，這也是本文在實證研究過程中采用30個月度數(shù)據(jù)作為樣本的主要原因。(1)房地產(chǎn)需求方程根據(jù)上述假設(shè)，住房存量模型可以表示為:（略）。

(2)房地產(chǎn)供給方程（略）。

(3)房地產(chǎn)均衡價格模型

事實上，在考慮供需均衡的房價時，應(yīng)該考慮需求者投機因素的影響，因此需求函數(shù)不僅是房價的函數(shù)，也是房價變動的函數(shù)。本文僅考慮相隔一期房價變動的影響(這種處理實際上已經(jīng)假定需求者存在對房地產(chǎn)價格的適應(yīng)性預(yù)期)，且需求應(yīng)該是房價的減函數(shù)，是房價變動的增函數(shù)，因此理想的房地產(chǎn)存量可以表示為:（略）。

在考慮需求者基于適應(yīng)性預(yù)期的投機的情形下，房地產(chǎn)市場均衡時，即QDt=QSt時，可以求得均衡條件下的房地產(chǎn)價格:（略）。

由此得出一個均衡房價的表達(dá)式，它是關(guān)于滯后兩期的價格因素(等價于房地產(chǎn)市場上的預(yù)期因素)、國民收入水平、人口、生產(chǎn)要素價格水平以及上一期的房地產(chǎn)存量的線性函數(shù)。為了計量過程中數(shù)據(jù)獲取的方便性，(k3Yt+k4Nt)采用人均可支配收入yt作為其工具變量(IV)，因為上一期房地產(chǎn)存量直接影響到本期可供房地產(chǎn)開發(fā)的土地面積數(shù)，實證過程中采用本期土地開發(fā)面積指數(shù)areat作為工具變量來代替Qt－1，而(－k1pt－1－k2pt－2)表示房地產(chǎn)供需方的房價預(yù)期因素E(本文的實證部分采用通脹預(yù)期來代替)。同時，市場主體預(yù)期對于政策的感應(yīng)是很強烈的，這個預(yù)期在較短的時期內(nèi)將被政府所感知，因此政策會成為該預(yù)期的反應(yīng)(本文僅指貨幣政策中的貨幣供應(yīng)量Mt，并以此作為預(yù)期因素的工具變量)。

進(jìn)一步，可以得到房地產(chǎn)均衡價格決定因素的計量模型:pt=l0+l1E+l2yt+l3Pt+l4areat+l5Mt+εT其中，li(i=0～5)表示各個影響因子對應(yīng)的系數(shù)，εt表示該模型的隨機擾動項，式(7)則是本文建立的計量模型的理論基礎(chǔ)，其下標(biāo)t表示在第t期發(fā)生作用。

2．房地產(chǎn)價格變化的影響因素

國家政策因素M:包括各項針對樓市調(diào)控的財政政策和貨幣政策。財政政策方面，主要包括限制購房套數(shù)、限制異地購房、加強住房保障建設(shè)等;貨幣政策方面，主要通過控制貸款利率、準(zhǔn)備金率等手段來影響貨幣供應(yīng)量進(jìn)而影響房地產(chǎn)價格。本文主要分析貨幣供應(yīng)量Mt對房地產(chǎn)價格的影響。原材料價格因素p:鋼、鐵等原材料價格的變動會影響房地產(chǎn)開發(fā)的成本，使得房地產(chǎn)市場價格在很大程度上受到影響。土地開發(fā)面積area:與其他原材料一樣，土地資源作為房地產(chǎn)開發(fā)的投入要素，對房地產(chǎn)價格的影響也比較顯著，它通過直接影響房地產(chǎn)供應(yīng)量，進(jìn)而影響供求比例，從而影響房地產(chǎn)價格。居民通脹預(yù)期E:就需求而言，不同的居民通脹預(yù)期形成了不同的投資意愿，當(dāng)居民通脹預(yù)期指數(shù)較高時，人們?yōu)榱速Y產(chǎn)的保值會減少貨幣的持有，增加固定資產(chǎn)的投資，從而增加商品房的購買量，擴大房地產(chǎn)投資需求，導(dǎo)致房地產(chǎn)市場價格的上漲;就供給而言，由于房地產(chǎn)開放商通脹預(yù)期的存在，會增加房屋建設(shè)，提高房地產(chǎn)存量，但不一定是真實的供給，因此對當(dāng)期房價影響有限。消費水平y(tǒng)t:居民消費水平的高低會影響房地產(chǎn)的需求量，本文選取人均可支配收入yt作為衡量消費水平的變量。人均可支配收入越高，居民購買力越大，從而房地產(chǎn)需求量越大，房價越上漲。此外，中國較高的GDP增長率和城市化水平的日益提升，都會對房地產(chǎn)的需求和供給產(chǎn)生作用。但在理論模型中，通常較高的GDP增長率伴隨著一定的通貨膨脹率，即原材料價格指數(shù)p和居民通脹預(yù)期E在一定程度上反映了GDP增長率的影響;而城市化水平的逐步提升也能夠通過土地開發(fā)面積area的增加得到反映。正因為如此，在本文實證分析過程中，未直接考慮GDP增長率和城市化水平這兩個因素對于房地產(chǎn)價格水平的影響，這樣有助于降低解釋變量間存在多重共線性的風(fēng)險，使得估計結(jié)果更為準(zhǔn)確。

四、實證分析

1．指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源

針對上文提出的驅(qū)動房地產(chǎn)價格變化的影響因素，本文提出與之相對應(yīng)的解釋變量:貨幣供應(yīng)量Mt;生產(chǎn)資料價格指數(shù)，采用原材料(工業(yè))價格指數(shù)(PPI)Pt表示;人均可支配收入yt(在本文中間接代替消費因素);市場主體的房價預(yù)期，采用居民通脹預(yù)期指數(shù)E表示;土地供給要素，采用土地開發(fā)面積(分類)指數(shù)areat表示。前三個指標(biāo)對應(yīng)的數(shù)據(jù)來自《中國經(jīng)濟景氣月報(2008年3月—2010年8月)》，后兩個指標(biāo)則來自中華人民共和國統(tǒng)計局網(wǎng)站。被解釋變量采用商品房平均銷售價格分類指數(shù)pt表示，對應(yīng)的30個數(shù)據(jù)取自《中國經(jīng)濟景氣月報(2008年3月—2010年8月)》。為了增加模型中變量數(shù)據(jù)的可比性和消除變量的較大波動情況，本文對所有數(shù)據(jù)(使用季節(jié)調(diào)整后)進(jìn)行自然對數(shù)化處理，然后對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)和Granger因果關(guān)系檢驗，并根據(jù)檢驗結(jié)果運用VAR方法進(jìn)行實證分析。

2．時間序列平穩(wěn)性檢驗

本文利用計量軟件Eviews6．0，采用ADF(AugmentedDickeyFuller)方法對時間序列進(jìn)行單位根檢驗，各變量單位根檢驗最大滯后階數(shù)選9階，以AIC值最小為準(zhǔn)則，原假設(shè)為變量具有單位根。在5%的顯著水平下，各變量的ADF檢驗值大于臨界值，得到這些變量都是平穩(wěn)序列。檢驗結(jié)果見表1。

3．Granger因果關(guān)系檢驗

根據(jù)古扎拉蒂(2005)的研究，Granger因果關(guān)系檢驗實際上是運用非約束普通最小二乘法，在其他變量的解釋能力給定的情況下，檢驗排除某一個列變量的滯后項對方程預(yù)測能力的影響，排除后方程的預(yù)測能力以概率P值表示。P值越小，表明排除該變量對方程的預(yù)測能力影響越大，該變量對因變量的解釋能力越顯著;P值越大，超過一定的顯著性水平時，表明排除該變量對方程的預(yù)測能力基本沒有影響，相對于因變量而言是外生的。本文涉及的檢驗結(jié)果見表2。從表2可以看出，在5%的顯著水平下，貨幣供應(yīng)量Mt、原材料價格指數(shù)Pt、土地開發(fā)面積指數(shù)areat、居民通脹預(yù)期指數(shù)E、人均可支配收入yt對房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)pt具有Granger因果關(guān)系影響，說明中國房地產(chǎn)市場價格受以上5個驅(qū)動因素影響，而房地產(chǎn)價格水平對這五個經(jīng)濟變量的影響則不顯著。

4．房地產(chǎn)價格波動的VAR分析

由于貨幣供應(yīng)量、原材料價格指數(shù)、土地開發(fā)面積指數(shù)、居民通脹預(yù)期指數(shù)、人均可支配收入和房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)在ADF檢驗時都是平穩(wěn)的時間序列，且表現(xiàn)出具有Granger因果關(guān)系，因此在上述檢驗的基礎(chǔ)上，可以構(gòu)建解釋變量與被解釋變量之間的VAR模型，進(jìn)一步分析各變量對房地產(chǎn)市場價格影響的程度。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)，本文確定VAR系統(tǒng)的最大滯后期為2。Johansen－test的結(jié)果表明，相關(guān)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此各序列存在長期均衡關(guān)系。根據(jù)協(xié)整向量得到以下回歸方程(8)，以房地產(chǎn)價格水平為因變量的部分VAR分析結(jié)果如表3所示。在表3中，Depvar和Indepvar分別表示回歸模型中的被解釋變量指標(biāo)和解釋變量指標(biāo)，coef、t、p分別表示與變量相對應(yīng)的估計出來的系數(shù)、統(tǒng)計量t值、t值對應(yīng)顯著性水平。上述模型中只選取了t值較大的變量前的參數(shù)，從中可以看出，除土地開發(fā)面積指數(shù)與房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)呈反向關(guān)系外，其它各變量對房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)均具有正的影響，其中人均可支配收入和貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)價格的影響最大。具體來看:滯后一期和兩期的人均可支配收入每增加1%，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)將分別上漲1．373%和0．8957%;滯后一期的貨幣供應(yīng)量每增加1%，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)將上漲1．1052%;此外，滯后一期的原材料價格指數(shù)每增加1%，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)將上漲0．8335%;滯后一期和兩期的居民通脹預(yù)期指數(shù)每增加1%，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)將分別上漲0．4762%和0．4012%;滯后一期和兩期的土地開發(fā)面積指數(shù)每增加1%，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)則分別下降0．2684%和0．0682%。由此可見，中國房地產(chǎn)市場價格的波動受政策和居民可支配收入的影響較大。從適應(yīng)性預(yù)期的角度看，滯后一期的房地產(chǎn)平均銷售價格指數(shù)每增加1%，本期的房地產(chǎn)平均銷售價格指數(shù)將增加0．5953%，這是因為房地產(chǎn)消費者會根據(jù)以往的市場價格來調(diào)整自己的預(yù)期，從而產(chǎn)生相應(yīng)的市場行為，并影響到本期的房地產(chǎn)供需狀況，最終影響到本期的房地產(chǎn)價格。

5．主要變量對于房地產(chǎn)價格的脈沖響應(yīng)分析(IRF)

根據(jù)上文中的VAR模型，本文主要探討貨幣供應(yīng)量Mt、土地開發(fā)面積指數(shù)areat和人均可支配收入yt等三個變量對房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)pt的脈沖響應(yīng)(見圖1)。圖1中的左圖表示當(dāng)給貨幣供應(yīng)量一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊時，房地產(chǎn)價格的脈沖反應(yīng)函數(shù)對應(yīng)的10期的脈沖響應(yīng)圖。從中可以看出房地產(chǎn)價格對于貨幣供應(yīng)變化的動態(tài)反應(yīng)過程，即房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)在第1期到第6期的反應(yīng)是顯著的，且變化方向和貨幣供應(yīng)變化方向保持一致，而在第6期到第10期則逐漸趨于平穩(wěn)，說明貨幣供應(yīng)量的增加(或減少)會引起房地產(chǎn)價格的上升(或下降)，但是影響的時間只有半年左右。從圖1中的中圖可以看出，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)對于土地開發(fā)面積指數(shù)沖擊的反應(yīng)是滯后的，且與土地開發(fā)面積指數(shù)呈負(fù)方向變化，在第5期后才達(dá)到最大反應(yīng)程度，而之后房地產(chǎn)價格水平又逐漸恢復(fù)到平穩(wěn)狀態(tài)。同時，圖中反映土地供給變化對于房地產(chǎn)價格的影響不是永久的，存在接近1年時間的影響區(qū)間。由于土地供給增加之后，房地產(chǎn)投資增加將導(dǎo)致房地產(chǎn)供給增加，但是房地產(chǎn)投資需要一段時間才能產(chǎn)生實際效果，因此最終會由于供給增加而導(dǎo)致房地產(chǎn)價格下降。從圖1中的右圖可以看出，房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)對于來自人均可支配收入的沖擊反應(yīng)是比較明顯和快速的，在第1期到第5期反應(yīng)強烈且在第4期達(dá)到最大反應(yīng)水平，之后漸漸回歸到平穩(wěn)水平，說明人均可支配收入的增長會引致對于房地產(chǎn)的需求增加，進(jìn)而導(dǎo)致房地產(chǎn)價格上漲。同時，這種脈沖響應(yīng)作用從當(dāng)期開始就比較明顯，存在一個半年左右的影響區(qū)間。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文通過對Malpezzi等(2005)的房地產(chǎn)投機模型進(jìn)行拓展，構(gòu)建適應(yīng)性預(yù)期下房地產(chǎn)均衡價格模型，并利用2008年2月至2010年7月連續(xù)30個數(shù)據(jù)樣本，通過單位根檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、VAR模型分析、脈沖響應(yīng)分析等計量研究方法，對中國房地產(chǎn)價格波動的驅(qū)動因素進(jìn)行了實證分析，得出以下主要結(jié)論:第一，貨幣供應(yīng)量Mt、原材料價格指數(shù)Pt、居民通脹預(yù)期指數(shù)E、人均可支配收入yt與房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)pt之間存在著正相關(guān)關(guān)系，而土地開發(fā)面積指數(shù)areat與房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)pt之間則存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。第二，VAR方程的估計結(jié)果顯示，滯后一期和兩期的居民通脹預(yù)期指數(shù)(Et－1和Et－2)所對應(yīng)的系數(shù)顯著，并且大于土地開發(fā)面積指數(shù)areat所對應(yīng)的系數(shù)，說明在短期內(nèi)市場主體的房價預(yù)期對房地產(chǎn)價格的影響要大于土地供給因素的影響。第三，實施改變貨幣供應(yīng)量的貨幣政策，對于房價調(diào)控的作用在最初半年內(nèi)比較顯著，但隨后其作用會逐漸消失。由于在適應(yīng)性預(yù)期下，房地產(chǎn)市場主體(供求者)會隨著時間的變化而逐漸調(diào)整自己的價格預(yù)期，進(jìn)而通過與政府的反向博弈將貨幣政策的效果抵消。第四，土地供應(yīng)量的增加會導(dǎo)致房地產(chǎn)價格下降，但是這種政策的效果開始是微弱的，需要滯后5－6期才能達(dá)到最大反應(yīng)程度，隨后逐漸趨于平穩(wěn)水平。究其原因在于，一方面房地產(chǎn)開發(fā)商獲取土地和建設(shè)房屋需要一定的時間，另一方面土地經(jīng)過開發(fā)使用后將不可再生，因此通過調(diào)節(jié)土地供應(yīng)量影響房地產(chǎn)價格的政策效果將會隨著土地的消耗而被沖釋。第五，人均可支配收入的增長會推動房地產(chǎn)價格上漲，這種推動作用的最初效果比較明顯，隨后逐漸減弱。人均可支配收入間接反映了消費水平，可見擴大內(nèi)需和刺激消費等宏觀經(jīng)濟政策將會引起房價上漲。具有適應(yīng)性預(yù)期的市場主體(房地產(chǎn)供求者)同樣會隨著時間的變化根據(jù)宏觀經(jīng)濟形勢產(chǎn)生新的價格預(yù)期，從而相應(yīng)地調(diào)整自己的市場行為，逐步抵消人均可支配收入對于房地產(chǎn)價格的作用。

針對以上主要結(jié)論，本文提出如下政策建議:其一，影響房地產(chǎn)價格變化的因素是多方面的，既包括土地、收入、要素成本等客觀的基本面因素，也包括經(jīng)濟主體市場預(yù)期等主觀因素，因此在制定防范房地產(chǎn)泡沫、控制高企的房地產(chǎn)價格的相關(guān)政策時，應(yīng)區(qū)分這兩類影響因素，以便使房價調(diào)控政策更有針對性。其二，因為住房需求者和供給者的市場預(yù)期會對房價產(chǎn)生明顯的作用，政府應(yīng)該在保持政策穩(wěn)定的同時，向市場提供關(guān)于房地產(chǎn)需求和供給的更多信息，合理引導(dǎo)供求雙方預(yù)期，降低信息不對稱帶來的錯誤預(yù)期，抑制由此產(chǎn)生的市場投機行為，并可以通過稅收等措施提高房地產(chǎn)投機者的住房持有成本。其三，改變貨幣供應(yīng)量對房價調(diào)控的作用明顯且相對迅速，但是由于市場主體會根據(jù)適應(yīng)性預(yù)期調(diào)整相應(yīng)的市場行為，因此這種政策的效果在一段時間后會消失。長期而言，政府不應(yīng)該依靠貨幣供應(yīng)的頻繁調(diào)整來調(diào)控房價，從而避免增加房地產(chǎn)市場的不確定性，減少供求雙方預(yù)期對房地產(chǎn)價格的影響。其四，增加可建設(shè)用地供給在一定程度上能夠起到抑制房價的作用，政府應(yīng)該科學(xué)地制定城區(qū)規(guī)劃，確保房地產(chǎn)建設(shè)用地的土地供應(yīng)。這可以從兩方面著手:一是充分考慮地方政府的財政來源，采用顧及民生的綜合指標(biāo)來代替GDP指標(biāo)進(jìn)行地方政績考核，緩和地方政府對于土地利用的功利性，使土地供給更具有市場適應(yīng)性;二是加強城鄉(xiāng)土地流轉(zhuǎn)，促進(jìn)空置用地和能夠被利用起來的土地得到合理利用，適時增加地方財政的收入。其五，人均可支配收入的增加是一個長期趨勢，會導(dǎo)致房價上漲，但是統(tǒng)計上的社會人均可支配收入增加不等于所有人的實際收入水平提高。因為目前中國貧富差距較大，人們的收入增長速度存在較大差異，收入增長速度較慢的中下階層往往是房地產(chǎn)的真實需求者。政府應(yīng)該利用稅收、補貼教育等手段，縮小中下階層收入增長速度與房價上漲速度之間的差距，切實提高實際的人均可支配收入，減少收入分配不公平而引發(fā)的社會問題。