本文關(guān)鍵詞：我國房地產(chǎn)價格變動特征及其影響因素的實(shí)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(biāo)在各頻率上的譜密度情況

為了驗(yàn)證此分析是否準(zhǔn)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(jìn)入市場化，1998 年為我國房

地產(chǎn)按揭貸款的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，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(jì)環(huán)境和國家的調(diào)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(jì)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(jī)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(biāo)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(jié)果一方面說明了，我們得譜分析結(jié)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(biāo)較為準(zhǔn)確的反應(yīng)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(qiáng)、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(jì)數(shù)據(jù)不足，所以我們不可能進(jìn)行長 周期考察，假設(shè) 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(jī)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(biāo)可能更加科學(xué)，但這也是在目前數(shù)據(jù)條件下難以滿足和實(shí)現(xiàn)的。

4.4 我國宏觀經(jīng)濟(jì)周期波動的頻率特征

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

在有關(guān)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?yàn)樽V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(jìn)行季節(jié)調(diào)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(jìn)行譜分析得到序列譜，

得到譜密度值如圖 4.3 所示（具體計(jì)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(jié)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(jì)周期的譜密度值在頻率 0.11 處達(dá)到最大。由此可以得到44 結(jié)論：在 1998 年到 2010 年間，中國的經(jīng)濟(jì)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(jì)周期的協(xié)動性

房地產(chǎn)是宏觀經(jīng)濟(jì)中非常重要的一個產(chǎn)業(yè)，所以關(guān)于房地產(chǎn)和宏觀經(jīng)濟(jì)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(jì)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(jì)周期之間的相互關(guān)系強(qiáng)弱。

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

在研究這兩者的關(guān)系時，我們使用協(xié)動性這個概念。嚴(yán)格來說，同步性、協(xié)動性和相 關(guān)性的概念是不完全相同的。同步性是指兩個經(jīng)濟(jì)指標(biāo)具有波動的相同頻率性，具有同期 的性質(zhì)。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(guān)。協(xié)動性的概念強(qiáng)于 同步性，指兩個指標(biāo)之間有聯(lián)系作用下的一種同步性。而相關(guān)性大多以相關(guān)系數(shù)來表示上 述兩種關(guān)系的一種度量。我們在本章中，淡化它們之間的區(qū)別，認(rèn)為兩個經(jīng)濟(jì)指標(biāo)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(zhì)，即采用相關(guān)系數(shù)來 進(jìn)行度量。

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

頻率互譜增益動態(tài)相關(guān)系數(shù)頻率互譜增益動態(tài)相關(guān)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(yīng)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(jì)的互譜增益和動態(tài)相關(guān)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果。

5.1 房地產(chǎn)價格影響因素研究的文獻(xiàn)綜述

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

年國外學(xué)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(shí)質(zhì)性的進(jìn)展是出現(xiàn)在 1994 年，住宅商品化開始試點(diǎn)實(shí)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(dú)立的行業(yè)從政府職責(zé)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(shí)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(nèi)學(xué)者梁云芳和高鐵梅（2007），嚴(yán)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(chǔ)。Porterba （1984）的研究結(jié)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(dǎo)致美國的房 價在 1970 年代出現(xiàn)高達(dá) 30%的大幅增長的主要原因之一，因?yàn)橥ㄘ浥蛎浭沟觅彿空叩膶?shí) 際購房成本降低了。Muellbauer 和 Murphy（1997）通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，研究了 1957 至 1994 年間英國房價劇烈波動的原因，研究結(jié)論認(rèn)為信貸制度的放寬、財富效應(yīng)、實(shí)際利 率效應(yīng)、收入預(yù)期效應(yīng)和人口效應(yīng)是導(dǎo)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?fàn)顩r，他主張?jiān)诜课莨┙o的價格彈性較低的現(xiàn)實(shí)情況

下，經(jīng)濟(jì)增長只會導(dǎo)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(rèn)為兩國不同的房價運(yùn)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(qiáng)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(yù)期的變量只在東部地區(qū)是顯著的；實(shí)際利率對房價的影響很小。嚴(yán)金海、 豐雷、包曉輝（2009）通過對北京的住房價格構(gòu)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(yù)期長期房價增長率）、抵押貸款量、土地供應(yīng)量、政府 的房地產(chǎn)調(diào)控政策以及匯率制度轉(zhuǎn)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(yīng)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(jié)果認(rèn)為預(yù)期人均實(shí)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(yù)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(jié)上述研究成果，國外學(xué)者們主要是從人口學(xué)層面、經(jīng)濟(jì)學(xué)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(nèi)的研究則主要側(cè)重于各種經(jīng)濟(jì)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(shí)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(jì)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(kuò)大的狀況下，如49

果存在國際房地產(chǎn)投機(jī)活動，則匯率因素也將是一項(xiàng)較為重要的房價影響因素，然而只有 少數(shù)的研究關(guān)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(diào)整都會導(dǎo)致房地產(chǎn)價格的上漲，而嚴(yán)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(yù)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(rèn)為預(yù)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(gòu)建房價的協(xié)整方程，認(rèn)為代表適應(yīng)性預(yù)期的 房地產(chǎn)價格自身的變動沖擊是導(dǎo)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(shí)際影響相對較小。然而，況偉大(2010)通過構(gòu)建房價差分序列 的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，則認(rèn)為總體來看經(jīng)濟(jì)基本面對房價的影響大于預(yù)期因素。史涌動和 陳日清(2008)以及況偉大(2010)的研究結(jié)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(yīng)性預(yù)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(yīng)性預(yù)期度量指標(biāo)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(yīng)性預(yù)期度量指標(biāo)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(yán)金 海、豐雷和包曉輝(2009)從土地供應(yīng)和代表房改、供地方式轉(zhuǎn)變的虛擬變量角度，余華義 (2010)從土地供應(yīng)和房地產(chǎn)信貸的角度，分別闡述了政府調(diào)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(chǔ)上研究消費(fèi)者在住房和綜合消費(fèi)品之間進(jìn)行跨期

消費(fèi)選擇的不同效用，通過求解預(yù)算約束下的最優(yōu)化問題得出住房（h）和綜合消費(fèi)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(biāo)

但從圖 5.3 中各項(xiàng)指標(biāo)的時序圖來看，在 1973 年石油危機(jī)和 1990 年代初泡沫經(jīng)濟(jì)破 滅前后，大多數(shù)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的發(fā)展趨勢都因受到強(qiáng)烈的沖擊而發(fā)生一定程度的結(jié)構(gòu)性變化。60 因此，為了避免因模型設(shè)定錯誤而導(dǎo)致的單位根檢驗(yàn)結(jié)果的誤判，本文對日本的上述各項(xiàng) 指標(biāo)繼續(xù)實(shí)施了兩結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)。

5.4.2 兩結(jié)構(gòu)突變的 LM 單位根檢驗(yàn)

從表 5.2 中對日本住宅地價及其各種影響因素的內(nèi)生性兩結(jié)構(gòu)突變的 LM 單位根檢驗(yàn) 結(jié)果來看，住宅地價、家庭數(shù)量和實(shí)際家庭年收入在考慮結(jié)構(gòu)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(shè)，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(shè)，即住宅地價、家庭數(shù)量和實(shí)際家庭年收入是存在結(jié)構(gòu)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(shè)，即認(rèn)為這

些序列是包含兩結(jié)構(gòu)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(nèi)生性兩結(jié)構(gòu)突變的 LM 單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，住宅地價、家庭數(shù)量和實(shí)際家庭年收 入是存在結(jié)構(gòu)性突變的單位根過程，則有必要進(jìn)一步檢驗(yàn)這三個變量之間是否存在協(xié)整關(guān) 系。由于本文所關(guān)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(yàn)協(xié)整 關(guān)系的存在性。

圖 5.4 日本住宅地價與家庭數(shù)量和實(shí)際家庭年收入的關(guān)系圖

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

斷，日本住宅地價與實(shí)際家庭年收入之間表現(xiàn)為穩(wěn)定的線性關(guān)系，即使是在經(jīng)歷了 1973 年的石油危機(jī)和上世紀(jì)九十年代初泡沫經(jīng)濟(jì)破裂的沖擊而導(dǎo)致序列本身發(fā)生結(jié)構(gòu)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(biāo)達(dá)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(guān)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(fù)相關(guān)關(guān)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(dǎo)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(guān)系，決定日本住宅地價的長期 走勢的是實(shí)際家庭年收入(至少在 1960~2010 年的樣本期內(nèi)是如此)。

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

1

。Mackinnon（1990，2010）應(yīng)用響應(yīng)面方法

提供了 EG 兩步法協(xié)整檢驗(yàn)的臨界值表。

表 5.3 日本住宅地價的 Engle-Granger 協(xié)整檢驗(yàn)

原假設(shè)：日本住宅地價(lp_jp)與各解釋變量之間不存在協(xié)整關(guān)系

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

中國住房價格增長率

中國經(jīng)濟(jì)增長率

圖 5.5 中國住房價格增長率和經(jīng)濟(jì)增長率的對比

1994~2010年間我國的平均經(jīng)濟(jì)增長率約為10%，與日本五六十年代經(jīng)濟(jì)騰飛時期的增66 長速度相當(dāng)，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(dá)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(jì)總體的增長率發(fā)展趨勢來看，兩者之間的相關(guān)性并不高，經(jīng)計(jì)算兩指標(biāo)間 的相關(guān)系數(shù)僅為-0.17。因此本文在接下來的研究中不再引入實(shí)際GDP指標(biāo)，而是在住房價 格的生命周期模型的理論基礎(chǔ)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(yù)期收益率等指標(biāo)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(shí)際利率和預(yù)期實(shí)際收益率指標(biāo)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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