本文關(guān)鍵詞：中國房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)和價格影響因素的實證分析，，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

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( 雙月刊 )

2005 年第 6期 ( 總第 19 期 )

中國房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)和價格 影響因素的實證分析
□ 李春吉 　□ 孟曉宏
(南京財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院 , 江蘇 南

京 　 210003)

摘要 : 本文在一個簡單的局部均衡模型基礎(chǔ)上 , 利用 1999 ～ 2003 年全國 31 個省市的房地產(chǎn)市場的面板數(shù)據(jù)分析了中國房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)和價格問題 。 實證 結(jié)果表明 : 開發(fā)商在房價上漲的時候可能過多的投資于別墅和高檔房 , 這有可能 帶來風險 ; 住宅市場上可能存在較大的投機性購房行為 , 這有可能形成房地產(chǎn)泡 沫; 經(jīng)濟適用房的供給不足使普通居民利益受損 。 因此對房地產(chǎn)市場的調(diào)控重 點應(yīng)該調(diào)整開發(fā)商投資方向 , 減少別墅高檔房的投資 , 增加低檔房和經(jīng)濟適用房 的投資 , 采取有效措施限制普通商品住宅市場上的投機行為 。 關(guān)鍵詞 : 房地產(chǎn) ; 市場結(jié)構(gòu) ; 投機 ; 價格
中圖分類號 : F293 . 30　　文獻標識碼 : A　　文章編號 : 1671 9301(2005)06 0048 09

一 、 導(dǎo)言 　　 自 1999 年實施住房貨幣化改革以來 , 房地產(chǎn)市場變得越來越繁榮 , 事實上 房地產(chǎn)市場的發(fā)展已成為幾年經(jīng)濟低潮之后新一輪經(jīng)濟增長的發(fā)動機 。 但隨著 房地產(chǎn)市場的繁榮 , 房地產(chǎn)市場卻似乎在脫離我們的控制 。 房地產(chǎn)市場的繁榮 一方面帶來經(jīng)濟增長 , 但另一方面高昂的房價又阻礙了許多百姓實現(xiàn)居者有其 屋的愿望 。 對房地產(chǎn)市場的學術(shù)研究也越來越多地見諸于各類學術(shù)雜志 , 這些 研究多集中在房 地產(chǎn)市場 的泡沫 、投機 、政府和 開發(fā)商 行為等 方面 。 豐雷等 (2002) 通過實證研究認為土地投機是中國地產(chǎn)泡沫形成的直接原因 , 政府干預(yù) 失敗 、 權(quán)利尋租和法制不健全對地產(chǎn)泡沫形成有推動作用 。 袁志剛等 (2003) 通
收稿日期 : 2005 09 10; 修回日期 : 2005 09 22

作者簡介 : 李春吉 (1971— 　), 男 , 江 西東鄉(xiāng) 人 , 南 京財 經(jīng)大 學經(jīng) 濟學院 教師 ; 孟曉 宏 ( 1968— 　), 男 , 江蘇海安人 , 南京財經(jīng)大學經(jīng)濟學院教師 , 南京大學商學院博士研究生 。

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過一個簡單的動態(tài)一般均衡模型解釋了家庭和開發(fā)商對價格的預(yù)期是如何形成房地產(chǎn)市場理性泡沫 的機制 。 楊建榮等 (2004) 用一個政府 、 開發(fā)商和家庭三方不完全信息動態(tài)博弈模型來說明開發(fā)商樂 觀供給預(yù)期過度與家庭樂觀消費預(yù)期不足的結(jié)構(gòu)性矛盾是房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)失衡的內(nèi)在原因 。 平新橋 等 (2004 ) 運用 35個大城市的面板數(shù)據(jù) , 就政府 ( 地方政府 ) 控制的地價 、 信貸與經(jīng)濟適用房優(yōu)惠政策 3 個變量對中國房地產(chǎn)業(yè)的投資 、 銷售價 、 銷量與土地購置價所產(chǎn)生的效應(yīng)做了經(jīng)驗分析 , 他們的分 析結(jié)果顯示 , 房地產(chǎn)開發(fā)商通過經(jīng)濟適用房開發(fā)與土地截留從政府手中獲取了低廉地價 , 進而賺取了 較高利潤 ; 他們的經(jīng)驗結(jié)果還表明政府支持的銀行信貸對房地產(chǎn)投資 、房價 、地價及房地產(chǎn)銷量具有 正向推動作用 。 武康平等 (2004) 研究了房地產(chǎn)市場是如何與金融市場共生的問題 , 他們的結(jié)論是制 度缺陷導(dǎo)致房地產(chǎn)市場與金融市場的風險相互正向累積 。 李春吉 (2004) 給出一個貨幣經(jīng)濟動態(tài)一 般均衡模型及實證分析來解釋貨幣供應(yīng)波動與房地產(chǎn)投資波動的關(guān)聯(lián)關(guān)系 。 上述研究都沒有涉及房地產(chǎn)市場存在的結(jié)構(gòu)問題 , 房地產(chǎn)市場的整體問題必須通過解決房地產(chǎn) 市場的結(jié)構(gòu)問題來求解 。 本文試圖就房地產(chǎn)市場的結(jié)構(gòu)問題做一分析 。 為此 , 先從家庭和開發(fā)商的 決策行為出發(fā)導(dǎo)出了房地產(chǎn)需求和供給函數(shù)及房地產(chǎn)價格和房地產(chǎn)銷售決定方程 , 然后用 1999 ～ 2003年全國 31個省市的房地產(chǎn)市場的面板數(shù)據(jù)對這些方程進行檢驗 , 進而揭示出房地產(chǎn)市場存在 的某些結(jié)構(gòu)問題和影響房地產(chǎn)價格的因素 。 二 、 房地產(chǎn)市場的基本情況 　　 根據(jù) 《 中國統(tǒng)計年鑒 》 相關(guān)各期數(shù)據(jù)整理 , 就整體而言 , 2000 ～ 2003 年商品房銷售面積平均每年 增長 31%, 波動為 19.5%( 標準差為 0. 195), 但在 2000 年增長率達到 56%后就急劇下降 , 到 2003年 的銷售增長率為 10%, 2000年的高增長率主要是 1999 年貨幣化房改政策出臺后帶來的大量商品房 交易 。 就商品房銷售結(jié)構(gòu)而言 , 除辦公樓和商業(yè)用房外 , 其他各類房地產(chǎn)銷售面積增長率在 2000 年 都很大 , 經(jīng)濟適用房在 2000 年后銷售面積增長率仍然較高 , 而別墅和高檔房及辦公樓在 2003 年的銷 售增長率急劇下跌 (2003年這二者的增長率分別為 - 15%, - 14%)。 各類房地產(chǎn)中經(jīng)濟適用房的銷 售增長率最大 。 從房地產(chǎn)投資來看 , 總體而言各年房地產(chǎn)投資增長率較為平穩(wěn) ( 年均增長 26.3 %, 標 準差 0.099)。 從投資結(jié)構(gòu)來看 , 盡管這四年中經(jīng)濟適用房投資平均增長率最大 , 但增長率波動也比 較大 ( 平均增長 92.3%、 標準差 1.403), 事實上除了 2000 年經(jīng)濟適用房增長率很大以外 , 之后的年份 經(jīng)濟適用房的投資增長率在不斷下降 , 2003 年經(jīng)濟適用房的投資增長率甚至為 - 1%, 而 2003 年高 檔房和別墅 、 辦公樓和商業(yè)用房的投資平均增長率很高 (18%、 38%和 39%)。 從房地產(chǎn)平均銷售價 格來看 , 總的商品房平均售價增長率略為下降 。 從結(jié)構(gòu)來看 , 別墅和高檔房平均售價增長率下降最多 ( 平均增長率下降了 10.5 %), 而經(jīng)濟適用房和其他房地產(chǎn)平均售價增長率卻增加較快 ( 平均增長率 分別為 3. 8% 和 6. 5%)。 從房地產(chǎn)新開工面積來看 , 經(jīng)濟適用房新開工面積增長率 2002 和 2003 年 都在下降 , 其他各類房地產(chǎn)新開工面積的增長率都為正 , 其中非住宅類的房地產(chǎn)新開工面積增長率 較高 。 綜上所述 , 2000 ～ 2003 年房地產(chǎn)市場的主要特征如下 : 總體上商品房銷售在經(jīng)歷 2000 年的大幅 增長后增速逐漸下落 , 商品房地產(chǎn)平均售價增長率基本平穩(wěn)并略有下降 , 商品房投資增長率基本穩(wěn)定 在 20% ～ 30% 之間 ; 在結(jié)構(gòu)上 , 盡管經(jīng)濟適用房的需求逐年加大 , 但由于其價格較之于其他房地產(chǎn)價 格偏低 , 開發(fā)商不愿進行投資 , 這又反過來導(dǎo)致經(jīng)濟適用房平均售價增長率的攀升 , 使經(jīng)濟適用房變 得不經(jīng)濟 , 事實上大多數(shù)經(jīng)濟適用房的售價對中底收入家庭而言仍然是難以承受的 ; 另一方面盡管由 于較高價格導(dǎo)致別墅 、 高檔房和其他非住宅類房地產(chǎn)的需求下降 , 但由于這類房地產(chǎn)給開發(fā)商帶來的 利潤較高 , 所以這類房地產(chǎn)投資增長率較高 。

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中國房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)和價格影響因素的實證分析

三 、 一個簡單的理論模型 　　 我們從家庭和房地產(chǎn)開發(fā)商的決策行為來導(dǎo)出房地產(chǎn)的需求和供給函數(shù) , 進而給出房地產(chǎn)市場 均衡價格和均衡交易量決定方程 。 為簡化分析 , 只考慮行為主體的靜態(tài)決策問題而不去考慮動態(tài)問 題 。 假定在房地產(chǎn)市場上只有兩類行為主體 : 房地產(chǎn)需求者 ( 典型地為家庭 ) 及房地產(chǎn)開發(fā)商 , 這里 沒有考慮政府這一行為主體 , 盡管政府行為對房地產(chǎn)市場有重大影響 。 1 . 房地產(chǎn)需求者 — — — 代表性家庭行為分析 假設(shè)代表性家庭最大化如下效用函數(shù) : μ = Ct Δ H t 。 這里字母的含義分別為 Ct : 一般消費品消費 和其他的資產(chǎn)購買的組合 , Δ Ht: 增加的房地產(chǎn) ( 本文的房地產(chǎn)是指各種商品房屋 , 沒有包括地產(chǎn) , 但 不限于住宅 )。 家庭面臨的預(yù)算約束為 C t P ct + Δ H t P ht + d /T (1 + r)≤y t + d 。 該約束式的含義為在 t 期家庭用其 財富 y ( 包括人力收入和非人力財富 ) 及 T 期得到的貸款 d 用于消費品消費 、房地產(chǎn)面積增加及償還 貸款 。 家庭分期償還貸款 , 每期償還一部分本息 d /T(1 + r), 還款期限為 T 年 。 求解家庭購買房地產(chǎn) 決策問題得到家庭房地產(chǎn)需求函數(shù)為 :
D β Δ Ht = α + β D α β

(y t + d (1 - (1 + r) /T )) Ph t

即家庭在 T 期對增加住宅的需求 Δ H t 取決于其收入 y t ( 可以是過去和未來收入的函數(shù)或看作是 平均的永久收入 )、 每年償還的銀行貸款 dr、 房地產(chǎn)市場價格 P h t以及房地產(chǎn)面積增加在家庭效用函 β 數(shù)中的份額 。 α+ β 進一步 , 如果我們考慮家庭人口增長帶來的房地產(chǎn)需求和家庭對房地產(chǎn)價格的預(yù)期 , 上述房地產(chǎn) 需求函數(shù)改寫為如下形式 :
D β Ht = α+ β D

(y t + d (1 - (1 + r) /T )) c NP ht Ph t
e

這里 H t 為 t期家庭對房地產(chǎn)的需求 , N 為 t 期家庭人口 , P ht 為家庭對房地產(chǎn)價格的預(yù)期 。 加入 家庭價格預(yù)期后家庭購買行為就變得復(fù)雜起來 , 如果家庭預(yù)期的房地產(chǎn)價格超過房地產(chǎn)市場價格 , 家 庭會增加房地產(chǎn)的購買 , 這種購買是一種投機性的購買行為 。 反之如果家庭預(yù)期房地產(chǎn)價格低于房 地產(chǎn)市場價格 , 家庭會減少房地產(chǎn)購買 。 對上述家庭房地產(chǎn)需求函數(shù)進行加總我們可以得到整個社 會的房地產(chǎn)需求函數(shù) 。 2 . 房地產(chǎn)供給者 — — — 代表性房地產(chǎn)開發(fā)商行為分析 房地產(chǎn)開發(fā)商是房地產(chǎn)的供給者 , 房地產(chǎn)開發(fā)商通過房地產(chǎn)投資 It 來形成房地產(chǎn)的增量供給 H t , 開發(fā)商投資額受制于其所籌集的資金 D t 。 代表性房地產(chǎn)開發(fā)商最大化如下利潤函數(shù) : π= Ph t H t f( ) 2 Ht 2

s. t　H t = It It ≤ Dt 該利潤函數(shù)的特點是成本函數(shù)是房地產(chǎn)開發(fā)面積的二次函數(shù) , 該成本函數(shù)體現(xiàn)了邊際成本遞增 的性質(zhì) 。 影響房地產(chǎn)開發(fā)商的成本因素被包含在函數(shù) f( ), 這里我們關(guān)注的因素可能是房地產(chǎn)造 價 ZJ( 主要包括土地價格和建筑成本 ), 如果市場不是完全競爭的 , 那么開發(fā)商的壟斷程度 θ 也是函 數(shù) f( ) 要考慮的因素 。 因此可以把 f( ) 表示為 f( ) = f( ZJ, θ , …)。 顯然這些因素都會被開發(fā) 商加到成本里轉(zhuǎn)嫁給家庭 , 因此這些因素對開發(fā)商成本具有正的影響 , 即有 f( ) > 0, f′ ( )> 0。 — 50 —

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由開發(fā)商決策的一階條件得到開發(fā)商的房地產(chǎn)供給函數(shù)為

P ht S = H t = It = D t 。 因此開發(fā)商 f( )

房地產(chǎn)投資或所籌資金與房地產(chǎn)市場價格和房地產(chǎn)供應(yīng)量都是正相關(guān)的 , 此外房地產(chǎn)供給函數(shù)還表 明投資也可以在某種程度上看作是開發(fā)商的成本 。 還有需要說明的是我們沒有在這一供給函數(shù)中加 入開發(fā)商對房地產(chǎn)價格的預(yù)期 , 這是因為開發(fā)商比家庭更了解房地產(chǎn)市場信息及成本信息 , 開發(fā)商可 在相當程度上根據(jù)所掌握的信息來決定房地產(chǎn)市場價格 , 這樣開發(fā)商實際上對預(yù)期的依賴較少 。 對 代表性開發(fā)商房地產(chǎn)供給函數(shù)加總可以得到整個社會的房地產(chǎn)供給函數(shù) 。 3 . 房地產(chǎn)市場均衡 為簡化分析我們假定家庭數(shù)目和房地產(chǎn)開發(fā)商數(shù)目一樣多 , 這樣在 t 期整個房地產(chǎn)市場的均衡 可以由代表性家庭房地產(chǎn)需求和代表性企業(yè)的房地產(chǎn)供給相等來表示 , 即有 H t = H t , 由此我們得到 均衡的房地產(chǎn)價格和均衡的房地產(chǎn)交易量決定方程 : Ph t = Ht = 1+ r c β yt + d 1Ph t N f( ) T α+ β yt + d (1 - (1 + r) /T) e P h tN f( )
e D S

(1)

βN α+ β

(2)

(1) 和 (2) 式表明 , 房地產(chǎn)市場均衡價格和均衡交易量是家庭收入 y t 、房地產(chǎn)信貸 d 、貸款利率 r、 還貸期限 T 、 人口狀況 N 、 家庭對房地產(chǎn)價格預(yù)期 P h t 、房地產(chǎn)開發(fā)商成本結(jié)構(gòu) f( ) 和家庭房地產(chǎn)投 資偏好 β ( 效用函數(shù)中房地產(chǎn)的份額 ) 的復(fù)雜函數(shù) 。 α+ β β 對房地產(chǎn)市場價格和房地產(chǎn)銷售量具有正的影響 , 而利率對房地產(chǎn)市 α + β

顯然在上述因素中 , 家庭收入 y t 、房地產(chǎn)信貸 d 、 還貸期限 T 、 人口狀況 N 、 家庭對房地產(chǎn)價格預(yù)期 P h t和家庭房地產(chǎn)投資偏好
e

場價格的影響為負 。 房地產(chǎn)開發(fā)商成本 f( ) 對房地產(chǎn)價格有正的影響 , 但對房地產(chǎn)銷售量具有負 的影響 。 如果在家庭預(yù)算約束中引入適當?shù)慕灰灼醵?, 那么可導(dǎo)出稅率對房地產(chǎn)價格也有負影響 。 我們可以進一步分析一些關(guān)鍵因素 。 收入 、 房地產(chǎn)投資偏好和人口的變化更多地是經(jīng)濟因素變 化所引起的 , 而房地產(chǎn)貸款和家庭房地產(chǎn)價格預(yù)期則容易受到政策的影響 。 對房地產(chǎn)的需求既有真 實的為改善房地產(chǎn)居住條件或為用做生產(chǎn)用房的真實需求 , 也有為投資房地產(chǎn) 、通過房地產(chǎn)價格或租 金上漲以期獲得收益的投資 ( 投機 ) 需求 。 自住房制度改革以來 , 人們在滿足了基本的溫飽后對住宅 的消費需求顯然增加了 , 這部分住房消費需求與居民的收入及城市人口增長密切相關(guān) 。 在人們滿足 了一定時期內(nèi)的住房消費需求后 , 隨著收入的增長 , 人們對資產(chǎn)投資的需求也會增加 。 人們投資資產(chǎn) 的形式取決于可得的投資渠道和投資收益 , 比如當股票市場存在且繁榮的時候 , 人們可以把很多資金 投入到股票市場 , 股票資產(chǎn)占人們的資產(chǎn)投資份額會上升 , 這也容易導(dǎo)致股票價格的上升甚至是過度 的投資和泡沫 , 而當股票市場低迷且沒有賺錢效應(yīng)時 , 收入增長導(dǎo)致的較多儲蓄在沒有其他更好投資 渠道時 , 人們對房地產(chǎn)投資的偏好也會加強 。 典型事實是 2001 年后股市開始進入漫漫熊市 , 但房地 產(chǎn)市場開始火爆 , 這些變化顯然在很大程度上刺激了房地產(chǎn)價格的上升 。 政府政策既能直接影響房地產(chǎn)市場價格 , 又能通過改變家庭房地產(chǎn)價格預(yù)期來間接影響房地產(chǎn) 市場價格 。 比如政府采取緊縮房地產(chǎn)市場的政策 ( 如控制房地產(chǎn)信貸 、提高利率和契稅 ) 既可能直接 帶來需求的下降和房地產(chǎn)價格的下降 , 更重要的是緊縮政策改變了家庭預(yù)期 , 家庭預(yù)期房地產(chǎn)價格下 跌 , 因而持幣觀望的家庭增加 , 房地產(chǎn)需求下降 。 影響開發(fā)商供給成本的因素主要是房地產(chǎn)造價 ( 地價和建筑成本 ), 此外具有相當壟斷性的開發(fā) 商還會要求較高的利潤加成 ; 如果開發(fā)商具有相當?shù)亩▋r力 , 那么他們在定價時就會加入這些因素 。 — 51 —

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中國房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)和價格影響因素的實證分析

四 、 實證分析 1 . 計量方程設(shè)定及變量的選取 為了驗證上述理論分析 , 我們利用全國 31 個省市的 1999 ～ 2003 年房地產(chǎn)市場的相關(guān)資料從實 證上來檢驗前面的模型 , 所有的數(shù)據(jù)都來自中國統(tǒng)計年鑒相關(guān)各期 。 限于篇幅 , 并且我們主要是對房 地產(chǎn)價格進行分析 , 因此我們只檢驗房地產(chǎn)價格決定方程 。 為此對方程 (1) 作對數(shù)變換得到 : ln( P ht )= 1 β 1+ r ln +ln y t + d 12 α+ β T +ln N +lnf( ) +ln( Ph t )
e

(3)

為檢驗前面分析的各種因素變化對房地產(chǎn)市場價格的影響 , 我們進一步假設(shè)家庭收入和貸款在 函數(shù)形式上對數(shù)可分 , 且影響開發(fā)商成本的因素在函數(shù)形式上也是對數(shù)可分的 。 這里我們主要考慮 影響房地產(chǎn)需求的家庭收入 、 房地產(chǎn)信貸 、 人口 、 家庭對房地產(chǎn)價格的預(yù)期和影響房地產(chǎn)供給的開發(fā) 商成本因素 ( 考慮房地產(chǎn)造價 、開發(fā)商壟斷情況 ) 的變化對房地產(chǎn)均衡價格和交易量變化的影響 。 這 樣我們把方程 (3 ) 改造為如下形式的計量方程 :
n

ln( Ph t ) =γ γ y it ) + γ dit ) +γ ( N it ) + γ P it- 1 ) +γ ε (4) 0 + 1 ln( 2 ln( 3 ln 4 ln( i ∑ lnf( ) + it
e i= 5

n =5 , 6, … 這里 p 表示房地產(chǎn)平均售價 , y 表示收入 , d 表示房地產(chǎn)信貸 , N 表示城鎮(zhèn)人口 , 家庭價格預(yù)期取 適應(yīng)性預(yù)期的形式 , 即用前一期的房地產(chǎn)市場價格來表示 , f( ) 代表開發(fā)商成本函數(shù) , 下標 i表示地 區(qū) , t表示時間 。 接下來我們考察相關(guān)變量 , 表 1 給出了對回歸方程有意義的各個變量代碼及含義 。
表 1　變量代碼及含義 變量代 碼 AP AP1 AP2 AP3 AP4 AP5 AP6 Z JLY 1 Z JLY 3 Z JLY 4 IV2 IV3 IV5 PD I PO P ZJ LRG 含 　　　義 總體商品房平均售價 ( 元 / 平 方米 ) 住宅平均售價 ( 元 / 平 方米 ) 別墅 、高檔公 寓平均售價 ( 元 平方 / 米) 經(jīng)濟適用房平均售價 ( 元 / 平 方米 ) 辦公樓平均售價 ( 元 / 平 方米 ) 商業(yè)用房平均售價 ( 元 / 平 方米 ) 其他商品房平均售價 ( 元 / 平 方米 ) 房地產(chǎn)企業(yè)資金來源 — 國內(nèi)貸款 (萬元 ) 房地產(chǎn)企業(yè)資金來源 — — — 自籌資金 (萬元 ) 房地產(chǎn)企業(yè)資金來源 — — — 利用外資 (萬元 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)當年完成投資額 — — — 別墅高檔公寓投資 ( 萬元 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)當年完成投資額 — — — 經(jīng)濟適用房投資 (萬元 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)當年完成投資額 — — — 商業(yè)用房投資 (萬元 ) 城鎮(zhèn)人均可支配收入 ( 元) 市區(qū)人口 ( 人) 平均房地產(chǎn)造價 ( 元 / 平 方米 ) 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)營業(yè)利潤增長率

　　 選取各地區(qū)房地產(chǎn)平均售價 ( 等于房屋銷售總額 / 房 屋銷售面積 ) 作為房地產(chǎn)市場價格 P , 這里 考察各種房地產(chǎn)平均售價 , 包括總體上的商品房平均售價和結(jié)構(gòu)上的住宅平均售價 、別墅和高檔公寓 — 52 —

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平均售價 、 經(jīng)濟適用房平均售價 、 辦公樓平均售價 、商業(yè)用房平均售價和其他商品房平均售價 。 收入 Y 用各地區(qū)人均可支配收入來表示 , 人口用市區(qū)人口 ( 等于市區(qū)人口密度乘以市區(qū)建成面積 ) 來表示 。 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的壟斷程度并沒有很合適的指標來度量 , 我們用開發(fā)商營業(yè)利潤增長率來表示 。 開 發(fā)商成本用每平方米房地產(chǎn)造價表示 。 房地產(chǎn)信貸變量的選取比較復(fù)雜 , 由于沒有直接的家庭房地產(chǎn)信貸數(shù)據(jù) , 我們用房地產(chǎn)企業(yè)的資 金來源或開發(fā)商房地產(chǎn)投資作為房地產(chǎn)信貸的替代變量 。 之所以這樣處理 , 是因為開發(fā)商的大部分 資金來源或投資都直接或間接來自于家庭信貸 , 開發(fā)商銀行直接貸款最終也由房屋需求者償還 。 根據(jù)前面的分析 , 開發(fā)商投資與房地產(chǎn)價格和房地產(chǎn)供給都是正相關(guān)的 。 但是在回歸方程中引 入開發(fā)商投資變量后可能會引起兩個問題 : 一是房地產(chǎn)造價和房地產(chǎn)開發(fā)投資可能相關(guān) , 為此我們檢 查了這二者的相關(guān)系數(shù) , 發(fā)現(xiàn)它們的對數(shù)形式的相關(guān)系數(shù)很小 , 這樣我們就不必擔心房屋投資與房屋 造價相關(guān)的問題 ; 另一個問題是可能會存在開發(fā)商房地產(chǎn)投資和開發(fā)商資金來源相關(guān) , 事實上檢查它 們的相關(guān)系數(shù)確實發(fā)現(xiàn)開發(fā)商資金來源與開發(fā)商投資有較大的相關(guān)度 , 這樣在回歸分析時我們應(yīng)盡 量避免這二者的多重共線問題 。 盡管房地產(chǎn)投資和開發(fā)商資金來源有重疊之處 , 但檢查房地產(chǎn)投資 結(jié)構(gòu)和開發(fā)商資金來源結(jié)構(gòu)有助于我們了解是什么資金及什么投資影響什么樣的房地產(chǎn)價格 。 一般 來說資金來源是從需求方面影響房地產(chǎn)市場的 , 而開發(fā)商投資是從供給方面影響房地產(chǎn)市場的 。 開 發(fā)商資金來源包括國內(nèi)貸款 、 自籌資金 、 其他資金來源和利用外資 , 開發(fā)商房地產(chǎn)投資包括住宅 ( 含 別墅 、高檔公寓和經(jīng)濟適用房 )、 辦公樓 、 商業(yè)用房及其他房地產(chǎn)投資 。 2 . 計量結(jié)果的分析 由于房地產(chǎn)價格每年都有不同的特征 , 各地也有不同的政策 , 因此我們采用二維虛變量面板數(shù)據(jù) 最小二乘回歸分析方法對上述資料進行實證分析 , 表 2給出了房地產(chǎn)平均售價計量結(jié)果 。 (1)商品房平均售價 : 影響 ( 這里是指自變量的相對變化對應(yīng)變量的相對變化的影響 , 下同 ) 整 個商品房平均售價增長的主要因素是人均可支配收入增長 、 房地產(chǎn)造價上漲和具有部分預(yù)期性質(zhì)的 前一期商品房價格上漲 ( 這三者的彈性分別達到 0 . 419、 0 . 215和 0 . 286)。 人均可支配收入增長帶來 的房價上升既有可能是居民對住房的實際需求增加的反映 , 也有可能帶來一部分的投機需求 ; 房地產(chǎn)造 價中的主要部分應(yīng)該是地價和建筑成本 , 這兩者上升是房地產(chǎn)造價上漲的主要因素 , 因此商品房平均售 價的上升有很大一部分來自地價和建筑成本的上升 。 前一期商品房價格的變化對當期商品房價格的變 化具有正的影響 , 這表明總體上商品房價格的變化有部分是有預(yù)期價格變化引起的 , 這就說明在商品房 市場上可能存在投機性的購房行為 。 別墅和高檔公寓的投資變化與商品房平均售價的變化正相關(guān) ( 彈 性為 0 . 02), 顯然投資價格較高的別墅和高檔房可以為開發(fā)商帶來較高的利潤 , 正是別墅和高檔房的較 高價格抬升了整體的商品房價格 。 相反經(jīng)濟適用房的投資的增長卻與整體商品房平均售價增長負相關(guān) ( 其彈性為 - 0. 045), 這是因為經(jīng)濟適用房價格低于普通商品房價格而使開發(fā)商不愿投資經(jīng)濟適用房 。 (2)住宅平均售價 : 住宅市場是房地產(chǎn)最主要的市場 , 別墅和高檔公寓的投資的增長與住宅平均 售價增長正相關(guān) ( 別墅和高檔公寓的投資彈性為 0. 02), 這一原因解釋如前 。 前一期住宅平均售價相 對變化對本期住宅平均價格的相對變化具有較大的正向影響 ( 彈性為 0.411) 這說明住宅市場上可能 存在較為嚴重的投機性購房行為 。 此外 , 房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的每年營業(yè)利潤增長率與住宅平均售價負 相關(guān) , 這意味著盡管房價在上升 , 但開發(fā)商的營業(yè)利潤增長率卻在下降 , 反映了在住宅市場上開發(fā)商 的競爭程度逐年增加 。 事實上由于住宅包括普通住宅 、別墅 、 高檔公寓和經(jīng)濟適用房 , 別墅 、 高檔公寓 以及普通住宅的較高價格吸引了大量的資金投入到房地產(chǎn)的建設(shè)中來 , 這必然導(dǎo)致房地產(chǎn)市場競爭 的加劇 , 這主要表現(xiàn)在一方面是很高的住宅價格 , 但另一方面是較高的住宅面積空置率 。 (3 )別墅 、 高檔公寓平均售價 : 別墅 、高檔公寓平均售價與別墅 、高檔公寓投資正相關(guān) ( 彈性為 0. 045), 其他因素與別墅價格增長相關(guān)性不大 。 較高的別墅和高檔房價格吸引了一部分投資 。 — 53 —

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中國房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)和價格影響因素的實證分析

(4)經(jīng)濟適用房平均售價 : 別墅 、高檔公寓投資的彈性為 0. 025 , 前一期的經(jīng)濟適用房平均售價 與當期經(jīng)濟適用房平均售價負相關(guān) ( 彈性為 - 0.35), 這表明在經(jīng)濟適用房市場上投機的可能性不 大 , 這里的原因在于經(jīng)濟適用房的售價在很大程度上由政府控制 , 即使有人騙購經(jīng)濟適用房 , 但這種 行為與投機性購房行為顯然不一樣 。
表 2　房地產(chǎn)平均售價計量結(jié) 果 應(yīng)變量 自變量 log( ap) 0 . 447* (1. 603) log( ap1) 4. (0. 0. (0. 134 608) 419 188) log( ap2) 7 . 448 (0 . 298) log( ap3) 9 . 233 (0 . 743) log(ap4) - 1. 115* (1. 797) log(ap5) 7. 032 (1. 163) log(ap6) 4. 131 (0. 904)

常數(shù)項 log(pdi) log( zjly1) log( zjly3) log( zjly4) log( iv2) log( iv3) log( iv5) log( ap( - 1)) log(ap1( - 1)) log(ap3( - 1)) log(ap4( - 1)) log(ap5( - 1)) log(ap6( - 1)) log(pop) log( zj) lrg 樣本范圍 樣本數(shù)目 R平方 調(diào)整的 R 平方 F 統(tǒng)計量 時間 \ 個體 固定 效應(yīng)檢 驗 統(tǒng)計 量 F 和概率

0. 503 (0. 120) 0. 400 (0. 147) - 0. 102 (0. 031) 0. 020 (0. 008) -0 . 045 (0. 013) 0. 020 (0. 010) 0. 045* (0 . 028) 0 . 025 (0 . 011)

0. 268 (0. 084)

- 0. 048 (0. 021)

0. 131 (0. 073) 0. 286 (0. 084) 0. 411 (0. 084) - 0. 346 (0 . 105) - 0. 212 (0. 093) - 0. 431 (0. 084) 0. 249 (0. 069) 0. 215 (0. 072) -0 . 0013 (0. 0005) 1999 ～ 2003 148 145 0. 967 0 . 811 0. 956 0 . 750 86 . 444 13 . 366 2. 323 (0. 0005) 7 . 725 (0 . 000)

144 0. 980 0. 973 132 . 108 2. 737 (0. 000)

144 0 . 956 0 . 937 59. 357 6 . 941 (0 . 000)

2000 ～ 2003 115 120 0. 914 0. 899 0. 874 0. 853 23. 045 19. 657 5. 207 (0. 000) 6. 256 (0. 000)

1999 ～ 2003 150 0. 63 0. 516 5. 535 5. 564 (0. 000)

注: 除最后一行括號內(nèi)數(shù)字為概率外 , 其余括號內(nèi)數(shù)字為標準差 , 除打 *號的變量顯著 性水平在 0. 10 以上之外 , 　　 其余變量顯著性水平 在 0. 10 以下 , 空格表示相應(yīng)的自變量 不顯著 (顯著性水 平在 15%以上 ) 或為 了避免 多重共 線而 未進入 , 冗余時間 \ 個體固定效 應(yīng)檢驗統(tǒng)計量表明所有方程都應(yīng)該接受時間 \ 個體固 定效應(yīng)模型 。

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(5)辦公樓平均售價 : 主要與各種資金來源有關(guān) 。 國內(nèi)貸款和開發(fā)商自我籌資的增長與辦公樓 平均售價增長正相關(guān) ( 兩者的彈性分別為 0. 503 與 0. 4 ), 而外資來源的增長與辦公樓平均售價增長 負相關(guān) ( 彈 性為 - 0. 102 ), 前 一 期的 辦 公 樓平 均 售 價與 當 期 辦 公 樓平 均 售 價 負 相關(guān) ( 彈 性為 - 0. 212)。 在這里我們也沒有看到對辦公樓售價的部分預(yù)期產(chǎn)生的價格正反饋機制 , 顯然是因為辦 公樓的總體售價的高昂和特殊用途不會吸引投機性的購買行為 。 (6)商業(yè)用房平均售價 : 國內(nèi)貸款的增長對商業(yè)用房平均售價有正的影響 ( 彈性為 0 . 268), 在各 類房地產(chǎn)中 , 商業(yè)用房平均售價增長唯一地與別墅和高檔房投資增長負相關(guān) ( 彈性為 - 0 . 048), 商業(yè) 用房投資與商業(yè)用房平均售價正相關(guān) ( 彈性為 0 . 131 ), 前一期商業(yè)用房平均售價與當期商業(yè)用房平 均售價負相關(guān) ( 彈性為 - 0 . 431)。 (7)其他商品房地產(chǎn)平均售價 : 這是唯一與人口增長有關(guān)的房地產(chǎn)價格增長 , 市區(qū)人口對該類房 地產(chǎn)平均售價的彈性為 0 . 25。 還有一點要說明的是利率與房價和房地產(chǎn)交易量間的關(guān)系 。 在前面的模型分析中 , 我們看到利 率與房價和房地產(chǎn)交易量反方向變動 。 但在實證分析中 , 由于利率不顯著 , 因此沒有進入各個回歸方 程中 , 但檢查實際利率 ( 名義利率 -消費價格衡量的通漲率 ) 與各種房地產(chǎn)平均售價的相關(guān)系數(shù)仍然 看出他們之間是負相關(guān)的 ( 最大的相關(guān)系數(shù)不超過 - 0 . 2 ), 這也部分地支持了前面的理論分析 。 五 、 結(jié)論 　　 總的來看 , 1999 ～ 2003 年商品房地產(chǎn)的平均售價與人均可支配收入和房地產(chǎn)造價之間的關(guān)系顯 著 , 但從結(jié)構(gòu)上來看人均可支配收入和房屋造價對各類房地產(chǎn)的平均售價的影響并不顯著 。 對別墅 和高檔房的投資增長與商品房 、 住宅 、 別墅與高檔房 、 經(jīng)濟適用房的平均售價增長都是正相關(guān) , 這說明 住宅類的房地產(chǎn)平均售價增長有很大一部分是由別墅高檔房的價格來維持的 , 而別墅和高檔公寓的 需求并不是當前老百姓住宅需求的主流 , 而且這類別墅和高檔房銷售面積和平均售價都在下降 , 如果 開發(fā)商盲目過多地投資于這類高檔房地產(chǎn) , 有可能帶來較大的投資風險 , 因此應(yīng)該限制該類房地產(chǎn)的 投資 。 市區(qū)人口除對其他房地產(chǎn)平均售價增長有影響外 , 在總體上和結(jié)構(gòu)上對房地產(chǎn)價格影響都不 顯著 , 因此城市化進程還沒有顯著影響到房地產(chǎn)價格 。 房地產(chǎn)市場上可能存在投機性的購房行為 , 尤 其是在住宅市場上可能存在較大的投機 , 但在經(jīng)濟適用房 、 別墅和高檔房 、辦公樓和商業(yè)用房中沒有 發(fā)現(xiàn)明顯的投機性購房行為 。 對這種現(xiàn)象的解釋是經(jīng)濟適用房受政策影響 , 難有很多的投機購買行 為 , 而別墅和高檔房 、辦公樓和商業(yè)用房由于價格較高 , 購買人群較少 , 也難有很多的投機行為 。 經(jīng)濟 適用房平均售價增長與經(jīng)濟適用房投資增長負相關(guān) , 這表明經(jīng)濟適用房投資失血 , 這將導(dǎo)致經(jīng)濟適用 房供給減少 , 并進一步導(dǎo)致經(jīng)濟適用房價格上升 , 這會傷害購買經(jīng)濟適用房的中低收入者利益 。 而且 經(jīng)濟適用房供給不足也會使更多買不到經(jīng)濟適用房的居民不得不到較多的投機行為的普通商品住宅 市場上購買房地產(chǎn) , 這將使他們利益受損 , 最后獲益的是投機者和住宅開發(fā)商 。 這樣看來房地產(chǎn)市場 主要存在三大問題 : 一是開發(fā)商為了攫取高額利潤 , 在房價上漲的時候可能過多的投資于別墅和高檔 房 , 這有可能帶來投資風險 , 并進而引發(fā)房地產(chǎn)市場風險和銀行資本風險 。 第二個問題是在住宅市場 上可能存在較大的投機性購房行為 , 投機性購買行為會推動房價不正常地上漲 , 進而可能形成房地產(chǎn) 泡沫 。 第三個問題是經(jīng)濟適用房的供給不足使普通居民利益受損 。 因此對房地產(chǎn)市場的調(diào)控重點應(yīng) 該調(diào)整開發(fā)商投資方向 , 減少別墅高檔房的投資 , 增加低檔房和經(jīng)濟適用房的投資 , 采取有效措施來 限制普通商品住宅市場上的投機行為 。

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中國房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)和價格影響因素的實證分析

參考文獻 :
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( 責任編輯 : 雨　 珊)

An Analysis of Real E state M arket Structure and P rice
L I Chun ji, M ENG X iaohong
(N an jing U niversity of F inance and E conom ics, N anjing 210003, China )

Ab strac t :Th is pape r ana ly sis ch ina ' s real estate m arke t structu re proble m s w ith the pane l data fro m 1999 to 2003 basing on a partia l equ ilibrium m ode . l T he resu lts sugge st there are th ree proble m s wh ich lie in the real estate m a rke t structure . The first is tha t the rea l esta te deve lope r m ay inve st too m uch on v illa s and luxury apa rt m en ts a t the ti m e o f housing price rising, and th is wou ld result in risks . The second is that there lie s so m e specu lations of buying housing in the housing m arkets w hich m ay fo r m bubb le s of housing m arkets . T he th ird proble m is tha t the lack o f econo m ic housing supply wou ld hurt housing buye r ' s benefits . So the ad just m en ts of rea l e sta te m arkets should focus on the rea l e sta te invest m ents . That is to de crease the invest m ents on villas and luxury apart m ents and to increase the invest m ents on econo m ic housing, and the government shou ld adop t so m e m easu res to restric t the speculations in the housing m a rke ts . K ey word s: rea l esta te;m arket struc ture; speculation;price

( 上接第 10頁 )

Integrating the Separated ControlR ights: An Ana lysis of the Change of the StateOwned A sset Adm inistration Syste m
X IE Zhibin , ZHENG Jianghuai
1 2

(1. Peking U niversity, Beijing 100871, China ; 2 . N an jing U niversity, N anjing 210093, Ch ina)

Ab strac t : In th is pape r we build a twostage g a m e m ode l to show that the integ ra tion o f control rights w ill i m prove the e ffic iency of sta teowned ente rprises . W e consider the contro l rights of stateowned en te rprise s a s transferab le p rope rty rights . The m anage rs o f sta teo w ned ente rprises w ill “ purchase” the con tro l rights from the offic ials by prov id ing them w ith som e kind o f benefits . Th is kind of transac tions leads to a m onopoly m a rke t of contro l rights since the offic ia ls ho ld the con tro l righ ts exclusively . W hen the con tro l righ ts are sepa ra ted a m ong m o re than one o ffic ial, these comp lementa ry con tro l righ ts w ill be so ld by independentm onopo lists . The m anager w ill have to pay m ore to purchase all kinds o f con tro l righ ts . This w ill result in the w ithdraw al of effo rt by the manage r and in turn w ill wo rsen the perfo r mance of stateowned ente rprises . That is why we ho ld tha t the sepa ra tion o f con tro l rights leads to the inefficiency o f stateowned enterp rises . K ey word s: sta teowned asse t adm in istra tion sy stem ; sta teow ned en te rprise; structure o f con tro l rights;m a rke t fo r control righ ts

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