中国房地产市场价格与泡沫计量研究

商界论 坛　产 业经济　中 国房 地 产 市场 价 格 与泡 沫 计 量研 究　陈 亦 文　 周敏　摘 要 ：房地产作为 中国国民经济中的支柱产业 ，其健康发展 对于 国民经 济的稳 定运行有 着至关重要 的意义 ，但是 房　 地产的投 资特性使得对 它的炒作与价格操纵成 为可能 ，并且极 易产生泡沫 ，对经济的稳 定健康运行构成威胁。 　 关键 词 ：房 地 产 市场 ；价 格 ；泡 沫　一、样 本 数 据　＋卢 ５ ￥ ｅ ｏ ， ￥ ｏ ｎ （ １ ）＋ 卢 ６ ｓ ｅ ａ ｓ ｏ ｎ （ ２ ）＋岛ｓ ｅ ａ ｓ ｏ ｎ （ ３ ）＋Ａ Ｒ（ １ ）＋占 Ｉ 　选取的数据为销售价 格指 数和租赁 价格指 数 ，数据 来源 于　 经Ｅ ｖ ｉ ｅ ｗ ｓ 运行后 的整体结 果 比较 满意 ， 且各 项系 数均显 著 ， 　 中国经济统计 网 ，原 数据是 季度 同比数据 ，为 了反应 两组指 数　 且 残差不存在单 位根 。 并从 系 数 中看到 ， Ｄｕ ｍ 　Ｌ ｎ Ｌ Ｐ 　 系数为 ０ ． 　 的连续增长率 ，故将 其转化 为季度 环 比数 据。数据选 取时 间为　 ０ ３ ７ ， 影 响力 比较大 。 由此可 以判断 ， 二元变量的加入是合适 的。 也　 １ ９ ９ ８年 一 季 度 至 ２ ０ ０ ８年 四 季 度 。 因 为本 文 将 房 地 产 市 场 分 为 三　 就是说 ， 土地转让制度的改革是２ ０ ０ ３ 年 以来我 国住 房价 格快 速上　 个部分 ，所 以一 共有 三组时 间序列。分别 是 ：住宅销 售价格 指　 涨 的 重 要 原 因 。 　 数 （ Ｄ Ｓ Ｐ Ｉ ） 、办公楼销售价格指 数 （ Ｏ Ｓ Ｐ Ｉ ） ，商 业用房销 售价格　 三、 投 机 泡 沫 的 测 定 与 动 态 分 析　 指数 （ Ｃ Ｓ Ｐ Ｉ ） 。 　 常用 的协整检验有 Ｅ Ｇ— Ａ Ｅ Ｇ 两步法和 Ｊ ｏ ｈ ａ ｎ ｓ ｅ ｎ 似然 比法 ， 这　本 节 采 用 的方 法 为 单 根 检 验 ，其 中 常 用 的 单 根 检 验 方 法 为　 Ａ Ｄ Ｆ ，其 目的是检 验一组 时间序 列 的平稳性 。可用 如下公 式表　示： 　ｋ 　里采取 Ｊ ｏ ｈ ａ ｎ ｓ ｅ ｎ 方法 ， 协整检验 ， 经过 Ｅ ｖ ｉ ｅ ｗ ｓ ６ ． ０运 行 后 得 到 ： 　Ｌ ｎ ＨＰ　＝ 一２ ． ０ ２ ９ ＋０ ． １ ６ ２ Ｌ ｎ Ｙ ， ＋０ ． ３ ８ ６ Ｌ ｎ Ｌ Ｐ 　＋ ０ ． ７ ９ ８ Ｌ ｎ Ｃ Ｐ Ｉ ， 　ｚ Ｉ Ｐ 　＝ （ Ｐ 一１ ） △ Ｐ 　 ｃ － ｌ＋ 　‘＝ Ｉ 　△ Ｐ 　 ＋ｓ 　△ Ｐ 　＝ 　 ＋（ ｐ一 １ ） △ Ｐ 卜 ｌ＋ 　 ｆ △ Ｐ 　 ＋ 　（ ０ ． ０ ４ ８ ） 　 （ ０ ． ０ ９ ４ ） 　 （ Ｏ ． １ ５ ５ ） 　 本 文所涉及到 的四个时间序列都带有 明显 的趋势特点 ， 且之　 前 的协 整检验 中， 协整 方程 里带有 常数 项 ， 运 行后得 出的 Ｖ Ｅ Ｃ Ｍ　 模型表达式 如下 ： 　￣Ｌ ｎ ＨＰ　 ＝ ０ ． ０ ０ ５ ４ ＋ ０ ． ２ ８ ２ ＡＬ ｎ ＨＰ 　 一 １＋０ ． ５ ６ Ｚ Ｉ Ｌ ｎ Ｙ ，ｌ ＋ ０． 　一检验成 ： Ｐ＝１ 　Ｈ ． ： Ｐ＜１ ， 也就是说 ， 通过判断Ｐ 的估计值是　接受原假设或者 接受 备择假 设 ， 进而 判 断一个 高 阶 自相 关 序列　 （ ０ ． ０ ０ ３ ） 　 （ ０ ． １ ２ ８ ） 　 （ ０ ． ０ ２ ９ ） 　 （ ０ ． ０ ９ ３ ） 　 （ ０ ． 　 Ａ Ｒ（ Ｐ ）是否存在单位根。 由以上检验结果可 以看 出 ， 住房价格 、 土　 ２ ０ １ ） 　 地价格和通货膨胀率为一 阶单整时 间序列 ， 城镇人 口为不带漂移　 ０ ． ３ ２ （ ２ ． ０ ２ ９＋Ｌ ｎ Ｈ Ｐ 　 一 】一０ ． １ ６ Ｌ ｎ Ｙ ， 一 ｌ一 ０ ． ３ ８ Ｌ ｎ Ｌ Ｐ 　 一 ｌ一０ ． 　 项的一阶单 整时间序列 （ 选择 ５ ％ 置信度 ） ， 所以模 型中涉及 的序　 ８ ０ Ｌ ｎ Ｃ Ｐ Ｉ 　 ｃ － 】 ） 　 列均为一阶单整 ， 可 以进行协整检验。 　 （ ０ ． １ ０ ３ ） 　 （ ０ ． ０ ４ ８ ） 　 （ ０ ． ０ ９ ４ ） 　 （ ０ ． １ ５ ５ ） 　 二、 原回归模型 的稳定性邹检验（ ｃ ｈ ｏ ｗ 　 ｔ ｅ ｓ ｔ ） 　 Ｒ　 ＝ ０． ９１ 　 Ｆ ＝ １ ３ ４． ７１ 　 这 里所采用 的模 型是基 于本章最 开始的 因素 分析 的回归模　 在接下来 的泡沫测度 中， 我们将 上面的 Ｖ Ｅ Ｃ Ｍ模 型去掉前 面　 型 的扩 展 ， 采 用 的是 稳 定 性 邹 检 验 方 法 。 有 关 邹 检 验 的 原 理 可 概　 的短期调整项 ， 只保 留后面的长期趋势项 ： 　 括 如下 。 　一０ ２ ａ Ｌ ｎ Ｌ Ｐ 　ｌ＋ ０ ． ２ ０ Ａ Ｌ ｎ Ｃ Ｐ Ｉ ， 一 ｌ 　一１ ． 有 Ⅳ各观测值的 ｜ ｊ ｝ 元 线 性 回归 模 型 ： 　， ， 　＝ 　 ＋ 　 １ 　“ ＋ 　２ 　２ ｆ＋… ＋ 　 “＋ 　 ｉ ＝ １， ２… Ｎ　Ｚ ￣ Ｌ ｎ Ｈ Ｐ 　 ＝一 ０ ． ３ ２ （ ２ ． ０ ２ ９ ＋Ｌ ｎ Ｈ Ｐ 　 一 １—０ ． １ ６ Ｌ ｎ Ｙ ， 一 ｌ一０ ． 　３ ８ ＬｎＬ Ｐ【 － １— ０． ８０ ＬｎＣ尸　一】） 　如果将样本容量 Ⅳ分为容量 为 Ⅳ ｌ 和 Ⅳ２ 两个子样本 ， 分别使　 用 上 述 模 型 对这 两 个 子 样 本 进 行 回归 ， 记模型为 ： 　” ＝Ｏ ｌ ｏ＋ 　ｌ 　 ＋ 　２ 　 ＋． ． ．＋ 　 ＋ 　 ＝ １， ２， … ， Ⅳｌ 　 ｙ ｆ＝ Ｙ ｏ＋ 　１ 　¨ ＋ 　２ 　 ２ ｆ＋ … 　＋ 　… ．经整理得 ： 　Ｌ ｎ ＨＰ 　＝ 一０ ． ６ ５＋０ ． ６ ８ Ｌ ｎ ＨＰ　 一 ｌ＋０ ． ０ ５ １ 工 ｎ 　一 】＋０ ． １ ２ ２ Ｌ ｎ Ｌ Ｐ　ｌ 　一＋０ ． ２ ５ ６ Ｌ ｎ ＣＰ Ｉ 　“ ＋占 ｆ 　 ｆ＝ Ｎ１＋ １， Ｎｌ＋２， 　Ⅳ　则检验结构稳定性 的原假设是 Ｈ ０ ： 　 ＝ 　 ｉ ＝１ ， ２ ， …， 　最后　 用构造 Ｆ检验对其进行验证 ， 具体推到 比较复杂 ， 因此这里略去 。 　 ２ ． 引入二元 变量 （ ｄ ｕ ｍｍ ｙ ）后 的回归方程 。 邹检验结果表 明 ， 　 ２ ０ ０ ４年一季度是一个结构突变点 ， 那么可以考虑对原回归模型 的　 改进 。 在这里 ， 可以引入一个二元变量序列 ， 该变量只有两个取值　在不考虑短期 因素 的情 况下 ，可 以将上 式看作是 房价 的基　 础理论值 ，在得 到这些 基础理论 值 以后 ，再 用房 价的实 际值减　 去基础理论值便得 到房价与基础价格的偏离程度。 　四 、结 论　由以上结果 可 以看 出 ，我 国 的住 房 市 场从 １ ９ ９ ８年 开始 到　 ２ ０ ０ ９年几乎一直存在着泡沫 ，在上 面 的 Ｖ Ｅ Ｃ Ｍ 模型 中，当期 的　 基础价值是 由上一期 的实 际值计算 得 出的 ，所 以可 以将 这种泡　 ０和 １ ， 以政策出台为界将 １ ９ ９ ８ 年一季度至 ２ ０ ０ ３ 年 四季度 ， 该变量　 沫看作是住房实 际价格 相对 去年价格 按长期 走势 而得 出的基 础　 取值为零 ； ２ ０ ０ ４年一季度至 ２ ０ ０ ９年 ４季度该变量取值为 １ 。 同时 ， 　 值的偏离 。（ 作者单位 ：１ ．中央财 经大 学中国公 共财政 与政 策　 为 了充分反应该政策变化对 土地 价格 的影 响 ， 因此可 以将该 变量　 研 究 院 ；２ ． 中央 财 经 大 学 金 融 学 院 ） 　 与土地价格 自变量的乘 积项加入原 回归模型 ， 形式 如下 。 　 Ｌ ｎ Ｈ Ｐ 　＝ 　 ＋卢 ｌ 　ｎ 　 ＋卢 ２ Ｌ ｎ 　 ＋卢 ３ Ｄ ｕ ｍ术 Ｌ ｎ Ｌ Ｐ 　 ＋卢 ４ Ｌ ｎ Ｃ Ｐ Ｉ ， 　・２ １ 　 ８・ 　Ｕ Ｓ 　ｅ ｓ ｓ