本文關鍵詞：我國房地產(chǎn)價格變動特征及其影響因素的實證研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

0.0776.37240.3270.0073；0.0963.82600.3460.0095；0.1151.21780.3650.0085；0.1352.34960.3850.0077；0.1541.58660.4040.0072；0.1730.33790.4230.0066；0.1920.06000.4420.0051；0.2120.01070.4620.0

0.077 6.3724 0.327 0.0073

0.096 3.8260 0.346 0.0095

0.115 1.2178 0.365 0.0085

0.135 2.3496 0.385 0.0077

0.154 1.5866 0.404 0.0072

0.173 0.3379 0.423 0.0066

0.192 0.0600 0.442 0.0051

0.212 0.0107 0.462 0.0085

0.231 0.0045 0.481 0.0050

0.250 0.0034 0.500 0.0043

圖 4.2 房地產(chǎn)周期價格指標在各頻率上的譜密度情況

為了驗證此分析是否準確，我們將 1998 年到 2010 年中國房地產(chǎn)的周期波動情況在此 簡單的予以介紹。1998 年開始，我國的房地產(chǎn)已經(jīng)開始逐漸進入市場化，1998 年為我國房

地產(chǎn)按揭貸款的轉折點，同時由于我國的房地產(chǎn)市場處在不斷成熟的過程中，所以受到外 部宏觀經(jīng)濟環(huán)境和國家的調控政策的影響比較大。所以在這段時間，我國房地產(chǎn)周期的波 動不像宏觀經(jīng)濟一樣有比較穩(wěn)定的波動。具體從 1998 年開始，我國房地產(chǎn)一共經(jīng)歷了大約42

4 個完整的波動：第一個為 1998 年到 2003 年，歷時 5 年，此時波動較為平緩，波峰和波

谷都不是很突出。第二個為 2004 年到 2005 年，，歷時 2 年，此階段波動劇烈，時間較短。 第三個為 2006 年到 2007 年，歷時 2 年，同前一個時期一樣，波動較為劇烈。第四個為 2008

年到 2010 年，歷時 3 年，在經(jīng)歷了金融危機的短暫影響后，2009 年我國的房地產(chǎn)業(yè)重新

又回到了快速上升的道路。由此可見，在 1998 年到 2010 年，我國房地產(chǎn)大體的周期分別

有 5 年，2 年，2 年，3 年，大體契合了譜分析中的 3.25 年和 1.85 年。

從我們選用的指標的時間序列分析（圖 4.1）來看，從波谷到波谷可以看到 3 個周期。 第一個周期為 1999 年到 2003 年，歷時 4 年，波動較為平緩。第二個周期為 2003 年到 2006

年，歷時 3 年，波動明顯。第三個周期為 2006 年到 2009 年，歷時 3 年，波動明顯。按照該

劃分，我國房地產(chǎn)周期的長度分別有 4 年，3 年，3 年。大體契合了譜分析中的 3.25 年。另

外需要說明的是，此結果一方面說明了，我們得譜分析結果是正確的，沒有出現(xiàn)系統(tǒng)性錯誤， 另一方面也說明了，我們選用的價格指標較為準確的反應了我國房地產(chǎn)周期的波動情況。 總體來看，我國的房地產(chǎn)的周期性波動特征較強、且較有規(guī)律，周期長度以短周期為

主。1998 年后周期長度在 2～5 年之間，并且有逐漸縮短的趨勢，出現(xiàn)了 2 年超短周期特 征。但是，由于我國房地產(chǎn)發(fā)展的年限問題，官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)不足，所以我們不可能進行長 周期考察，假設 1998 年以來的 12 年僅僅是長周期中的一個增長階段，我們的研究樣本較 為短缺。房地產(chǎn)作為必需品的同時又具備投資和投機品的特征，用房價收入比、空置率及 房地產(chǎn)行業(yè)收益率作為指標可能更加科學，但這也是在目前數(shù)據(jù)條件下難以滿足和實現(xiàn)的。

4.4 我國宏觀經(jīng)濟周期波動的頻率特征

對我國宏觀經(jīng)濟周期的研究很多，使用的方法和選用的指標也有很多。在本章中使用 有代表性的指標和測算標準，同時使用前面用過的譜密度來進行分析。

在有關周期協(xié)動性的文章中，一般的方法是選用各國的 GDP 或者 GDP 的增長率序列， 本章選用的數(shù)據(jù)是 GDP 的增長率序列。改革開放以來我國的 GDP 一般都是持續(xù)增長的， GDP 增長率表現(xiàn)出上下波動的趨勢。因為譜分析需要平穩(wěn)的數(shù)據(jù)序列，所以本章利用 GDP 增長率序列作為研究對象，并對增長率序列進行季節(jié)調整和 HP 濾波處理，去掉可能存在43

的趨勢成分。

同樣用譜分析的方法，我們的數(shù)據(jù)選用 GDP 增速季度數(shù)據(jù)，時間序列區(qū)間為：1998

年到 2010 年。本章中使用 HP 濾波將其變?yōu)檠�環(huán)序列。對循環(huán)序列進行譜分析得到序列譜，

得到譜密度值如圖 4.3 所示（具體計算數(shù)值見表 4.2）。

表 4.2 GDP 增長率在各頻率上的譜分析結果

譜密度值

頻率譜密度值頻率譜密度值頻率譜密度值

0 0.019793 0.17 0.10235 0.34 0.0037488

0.01 0.024039 0.18 0.084283 0.35 0.0040927

0.02 0.036556 0.19 0.073435 0.36 0.0043363

0.03 0.05645 0.2 0.067726 0.37 0.0042608

0.04 0.08176 0.21 0.063536 0.38 0.0039481

0.05 0.10944 0.22 0.057781 0.39 0.0035934

0.06 0.13606 0.23 0.049379 0.4 0.0033039

0.07 0.15893 0.24 0.039363 0.41 0.0030468

0.08 0.17687 0.25 0.029798 0.42 0.0027455

0.09 0.19015 0.26 0.022338 0.43 0.0023945

0.1 0.19937 0.27 0.017377 0.44 0.0020747

0.11 0.20431 0.28 0.01416 0.45 0.0018712

0.12 0.20343 0.29 0.011589 0.46 0.0017865

0.13 0.19478 0.3 0.0090266 0.47 0.00174

0.14 0.17756 0.31 0.0065632 0.48 0.0016472

0.15 0.15348 0.32 0.0046988 0.49 0.0014964

0.16 0.12669 0.33 0.0037942 0.5 0.0013507

從圖 4.3 可以看出，中國經(jīng)濟周期的譜密度值在頻率 0.11 處達到最大。由此可以得到44 結論：在 1998 年到 2010 年間，中國的經(jīng)濟周期以 9.1 個季度為主（2.23 年）為主。

4.5 我國房地產(chǎn)周期和宏觀經(jīng)濟周期的協(xié)動性

房地產(chǎn)是宏觀經(jīng)濟中非常重要的一個產(chǎn)業(yè)，所以關于房地產(chǎn)和宏觀經(jīng)濟周期的討論也 就顯得尤為必要。前面幾節(jié)分別討論了我國房地產(chǎn)周期的頻域波動特征和宏觀經(jīng)濟周期的 頻域波動特征，本節(jié)將分析我國的房地產(chǎn)周期和宏觀經(jīng)濟周期之間的相互關系強弱。

4.5.1 我國房地產(chǎn)周期和宏觀經(jīng)濟周期協(xié)動性的實證研究

在研究這兩者的關系時，我們使用協(xié)動性這個概念。嚴格來說，同步性、協(xié)動性和相 關性的概念是不完全相同的。同步性是指兩個經(jīng)濟指標具有波動的相同頻率性，具有同期 的性質。這種同步性的出現(xiàn)可能只是一種巧合或著與它們的聯(lián)系有關。協(xié)動性的概念強于 同步性，指兩個指標之間有聯(lián)系作用下的一種同步性。而相關性大多以相關系數(shù)來表示上 述兩種關系的一種度量。我們在本章中，淡化它們之間的區(qū)別，認為兩個經(jīng)濟指標之間存

在的協(xié)動性和同步性是一樣的，是在某種聯(lián)系下兩者的一種同期性質，即采用相關系數(shù)來 進行度量。

表 4.3 我國房地產(chǎn)和宏觀經(jīng)濟的互譜增益和動態(tài)相關系數(shù)

頻率互譜增益動態(tài)相關系數(shù)頻率互譜增益動態(tài)相關系數(shù)

0.0000 0.3566 0.3811 0.2500 0.0103 -0.4940

0.0208 0.2703 0.2717 0.2708 0.0058 -0.3051

0.0417 0.3698 0.1573 0.2917 0.0043 -0.2975

0.0625 0.6733 0.1756 0.3125 0.0023 -0.3814

0.0833 0.8353 0.2622 0.3333 0.0020 -0.4991

0.1042 0.7339 0.3067 0.3542 0.0017 -0.5463

0.1250 0.4531 0.2518 0.3750 0.0014 -0.6242

0.1458 0.2499 0.0923 0.3958 0.0012 -0.7646

0.1667 0.1502 0.0399 0.4167 0.0011 -0.8276

0.1875 0.0709 0.1246 0.4375 0.0010 -0.8405

0.2083 0.0118 0.0237 0.4583 0.0009 -0.8690

0.2292 0.0141 -0.4430 0.4792 0.0009 -0.902245

本文應用互譜分析考查房地產(chǎn)價格周期和 GDP 增長率周期的協(xié)動性，表 4.3 為房地產(chǎn) 和宏觀經(jīng)濟的互譜增益和動態(tài)相關系數(shù)的估計結果。

5.1 房地產(chǎn)價格影響因素研究的文獻綜述

國內外研究房地產(chǎn)價格影響因素的文獻常以生命周期模型作為研究的理論基礎。1982

年國外學者 Buckley 和 Ermisch 在研究英國房價的過程中首次采用了生命周期模型（Meen， 1

我國房地產(chǎn)業(yè)的實質性的進展是出現(xiàn)在 1994 年，住宅商品化開始試點實施，政府也開始使用“住宅行

業(yè)”這一名詞，后來又發(fā)展為“房地產(chǎn)行業(yè)”，從此房地產(chǎn)業(yè)作為一個獨立的行業(yè)從政府職責中剝離出

來（張銳和雷星，2009）。因此本文將以 1994 年作為起始時間來開展實證研究。48

2002），接下來 Poterba（1984）、Muellbauer 和 Murphy（1997）、Meen（1998，2002）等 在研究中也都采用了這種方法，國內學者梁云芳和高鐵梅（2007），嚴金海、豐雷和包曉輝 （2009），張亞麗、梁云芳和高鐵梅（2011）等的研究也以生命周期模型為基礎。Porterba （1984）的研究結果表明在房貸可用于抵押稅款的制度背景下，通貨膨脹是導致美國的房 價在 1970 年代出現(xiàn)高達 30%的大幅增長的主要原因之一，因為通貨膨脹使得購房者的實 際購房成本降低了。Muellbauer 和 Murphy（1997）通過構建計量經(jīng)濟模型，研究了 1957 至 1994 年間英國房價劇烈波動的原因，研究結論認為信貸制度的放寬、財富效應、實際利 率效應、收入預期效應和人口效應是導致英國房價波動的主要原因。Meen（1998）研究了 英國 1969 年至 1993 年房地產(chǎn)的發(fā)展狀況，他主張在房屋供給的價格彈性較低的現(xiàn)實情況

下，經(jīng)濟增長只會導致房價的攀升而不是有房業(yè)主率的提升。Meen（2002）通過對比研究 英美兩國房價的發(fā)展趨勢和影響因素，認為兩國不同的房價運動軌跡可以基于同一個理論 模型去解釋，英國房價之所表現(xiàn)出比美國更強的增長趨勢，是由于英國的房屋供給彈性較 低而美國的供給彈性較高。梁云芳、高鐵梅（2007）針對我國 28 個省市的面板數(shù)據(jù)的研究 表明，我國房價的長期收入彈性與國外研究相比較小，短期彈性與國外研究差別不是很大； 代表對房價變動預期的變量只在東部地區(qū)是顯著的；實際利率對房價的影響很小。嚴金海、 豐雷、包曉輝（2009）通過對北京的住房價格構建協(xié)整和誤差修正模型，研究了總收入、

房屋投資成本（抵押貸款利率減去預期長期房價增長率）、抵押貸款量、土地供應量、政府 的房地產(chǎn)調控政策以及匯率制度轉變對北京房價的長期影響，同時也研究了總收入和房屋 投資成本變動對北京房價短期波動的重要影響。張亞麗、梁云芳、高鐵梅（2011）應用 35 個大中城市的面板數(shù)據(jù)研究了我國房價波動的主要影響因素，研究結果認為預期人均實際 收入的增長是高房價和中等房價城市的房價快速上漲的主要原因，預期房地產(chǎn)收益率是各 城市房價增長和波動的重要原因，利率對房價的影響不顯著。

總結上述研究成果，國外學者們主要是從人口學層面、經(jīng)濟學層面的需求因素和供給

因素等幾個角度開展房價影響因素的研究，而國內的研究則主要側重于各種經(jīng)濟需求因素。 沈悅和劉洪玉(2004)針對14個城市的混合樣本回歸實證研究表明基本面信息可以部分解釋 住宅價格水平或變化率。梁云芳、高鐵梅和賀書平(2006)利用經(jīng)濟基本面各因素的長期趨 勢刻畫了我國的均衡房地產(chǎn)價格。值得注意的是，在我國匯率變動逐步擴大的狀況下，如49

果存在國際房地產(chǎn)投機活動，則匯率因素也將是一項較為重要的房價影響因素，然而只有 少數(shù)的研究關注到匯率因素對我國房價的影響，例如王愛儉和沈慶劼(2007)從理論角度闡 明匯率低估和匯率調整都會導致房地產(chǎn)價格的上漲，而嚴金海、豐雷和包曉輝(2009)則引 入虛擬變量測度了匯改對長期房價水平的顯著影響。梁云芳和高鐵梅(2006)的研究表明， 對房價的心理預期似乎在房價的需求方?jīng)Q定因素中占有更加重要的地位。張亞麗、梁云芳 和高鐵梅(2011)基于動態(tài)面板模型的研究也認為預期房地產(chǎn)收益率是各城市房價增長和波 動的主要原因。史涌動和陳日清(2008)通過構建房價的協(xié)整方程，認為代表適應性預期的 房地產(chǎn)價格自身的變動沖擊是導致房地產(chǎn)價格上漲的主要因素，而居民收入、按揭貸款利 率等基本面因素對房價的實際影響相對較小。然而，況偉大(2010)通過構建房價差分序列 的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，則認為總體來看經(jīng)濟基本面對房價的影響大于預期因素。史涌動和 陳日清(2008)以及況偉大(2010)的研究結果之所以出現(xiàn)如此大的差異，原因在于兩者采用了 不同的變量、不同的模型來研究適應性預期的影響，史涌動和陳日清(2008)研究的是協(xié)整 方程中上一期房價作為適應性預期度量指標的影響，而況偉大(2010)研究的是動態(tài)差分序 列面板模型中上一期房價增長率作為適應性預期度量指標的影響。另外，況偉大(2005)以 及梁云芳和高鐵梅(2006)從土地價格角度，梁云芳和高鐵梅(2007)從房地產(chǎn)信貸角度，嚴金 海、豐雷和包曉輝(2009)從土地供應和代表房改、供地方式轉變的虛擬變量角度，余華義 (2010)從土地供應和房地產(chǎn)信貸的角度，分別闡述了政府調控變量對我國房價的重要影響。

5.2 生命周期理論框架下的房價影響因素

生命周期模型在跨期優(yōu)化理論的基礎上研究消費者在住房和綜合消費品之間進行跨期

消費選擇的不同效用，通過求解預算約束下的最優(yōu)化問題得出住房（h）和綜合消費品（c） 的邊際替代率（μ

圖 5.3 日本住宅地價及主要影響因素指標

但從圖 5.3 中各項指標的時序圖來看，在 1973 年石油危機和 1990 年代初泡沫經(jīng)濟破 滅前后，大多數(shù)經(jīng)濟指標的發(fā)展趨勢都因受到強烈的沖擊而發(fā)生一定程度的結構性變化。60 因此，為了避免因模型設定錯誤而導致的單位根檢驗結果的誤判，本文對日本的上述各項 指標繼續(xù)實施了兩結構突變的單位根檢驗。

5.4.2 兩結構突變的 LM 單位根檢驗

從表 5.2 中對日本住宅地價及其各種影響因素的內生性兩結構突變的 LM 單位根檢驗 結果來看，住宅地價、家庭數(shù)量和實際家庭年收入在考慮結構性突變的情況下，不能在 5% 的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，而它們的一階差分序列則能夠在 5%的顯著性 水平上拒絕存在單位根的原假設，即住宅地價、家庭數(shù)量和實際家庭年收入是存在結構性 突變的單位根過程；其余序列都以 5%的顯著性水平拒絕存在單位根的原假設，即認為這

些序列是包含兩結構突變的趨勢平穩(wěn)過程。

5.4.3 日本住宅地價的長期影響因素模型

內生性兩結構突變的 LM 單位根檢驗結果表明，住宅地價、家庭數(shù)量和實際家庭年收 入是存在結構性突變的單位根過程，則有必要進一步檢驗這三個變量之間是否存在協(xié)整關 系。由于本文所關注的僅是住宅地價的影響因素，因此選用單方程 EG 兩步法來檢驗協(xié)整 關系的存在性。

圖 5.4 日本住宅地價與家庭數(shù)量和實際家庭年收入的關系圖

從圖 5.4 中日本住宅地價與家庭數(shù)量和實際家庭年收入之間的散點圖中可以初步判

斷，日本住宅地價與實際家庭年收入之間表現(xiàn)為穩(wěn)定的線性關系，即使是在經(jīng)歷了 1973 年的石油危機和上世紀九十年代初泡沫經(jīng)濟破裂的沖擊而導致序列本身發(fā)生結構性突變的 情況下。而日本住宅地價與家庭數(shù)量在 1991 年之前(即圖中縱向虛線的位置，此時住宅地 價指標達在到 0.49)雖然由于同步增長趨勢而表現(xiàn)為穩(wěn)定的正向線性關系；但 1992 年之后61

隨著住宅地價數(shù)據(jù)的下滑，其與家庭數(shù)量之間則表現(xiàn)為一種負相關關系，這與住宅房價理 論完全相悖，不可能由于日本家庭數(shù)量的增長而導致日本住宅地價的下滑。因此初步判斷 日本住宅地價與日本家庭數(shù)量之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關系，決定日本住宅地價的長期 走勢的是實際家庭年收入(至少在 1960~2010 年的樣本期內是如此)。

接下來進一步通過 EG 兩步法協(xié)整檢驗（Engle 和 Granger 于 1987 年提出的協(xié)整檢驗 方法的簡稱）來確認與住宅地價具有長期均衡關系的指標。EG 兩步法協(xié)整檢驗首先構建 變量間的單一回歸方程，然后通過檢驗方程殘差的平穩(wěn)性來判斷變量間是否存在協(xié)整關系。 值得注意的是，EG 兩步法中殘差平穩(wěn)性檢驗的 t 統(tǒng)計量不再服從 DF 或 ADF 分布，因此 DF 或 ADF 檢驗的臨界值不能用于協(xié)整檢驗

1

。Mackinnon（1990，2010）應用響應面方法

提供了 EG 兩步法協(xié)整檢驗的臨界值表。

表 5.3 日本住宅地價的 Engle-Granger 協(xié)整檢驗

原假設：日本住宅地價(lp_jp)與各解釋變量之間不存在協(xié)整關系

編號解釋變量 t 統(tǒng)計量伴隨概率 z 統(tǒng)計量伴隨概率

中國住房價格增長率

中國經(jīng)濟增長率

圖 5.5 中國住房價格增長率和經(jīng)濟增長率的對比

1994~2010年間我國的平均經(jīng)濟增長率約為10%，與日本五六十年代經(jīng)濟騰飛時期的增66 長速度相當，但波動的頻率更小。這段時期我國的房地產(chǎn)業(yè)逐漸發(fā)展成熟，住宅房價在2003 年之前增長較為平緩，2004年之后波動較為劇烈，2004、2005和2007年的增長率都超過10%，

而2009年的增長率更是達到22%的高位，跌幅最深的2008年增長率約為-8%。從圖5.5中我國

住房價格和經(jīng)濟總體的增長率發(fā)展趨勢來看，兩者之間的相關性并不高，經(jīng)計算兩指標間 的相關系數(shù)僅為-0.17。因此本文在接下來的研究中不再引入實際GDP指標，而是在住房價 格的生命周期模型的理論基礎上，研究我國的家庭數(shù)量、家庭收入、家庭財富、建筑成本、 利率和預期收益率等指標對我國住房價格的長期影響。

5.5.1 中國住房價格的長期影響因素模型

除了實際利率和預期實際收益率指標外，住房價格及所有影響因素變量都取對數(shù)。其

中后綴“_cn”表示中國的數(shù)據(jù)，除 lp 表示住房價格外，其余的表示符號與日本數(shù)據(jù)中所

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