房地產市場投機度測量與實證分析：以山東為例

摘要：本文采用直接測度法，通過建立多元線性回歸模型，對山東房地產市場的投機程度進行了測算，并對影響房地產價格的幾個主要因素進行了合理性分析。研究發現，山東房地產價格持續攀升主要是受剛性需求、土地等建筑成本上升等因素拉動，市場整體投機行為不明顯。

關鍵詞：房地產市場；投機度；剛性需求

中圖分類號：F832.45文獻標識碼：B文章編號：1674-2265（2008）11-0040-03

一、引言

市場經濟條件下，房地產交易行為具有消費和投資雙重屬性。由于正反饋機制的非理性預期和過度投機的存在，使房地產價格脫離市場基礎價值持續上漲成為一種常態，其中往往伴隨著泡沫成分的積聚和經濟風險的產生。2007年以來，國內房地產市場運行逐漸步入“調控敏感期”，部分熱點城市房價“縮量回調”現象和美國次貸危機的爆發，使房地產市場風險和潛在的金融風險預判防范問題倍顯突出。要準確把握房地產市場運行狀況和發展趨勢，增強宏觀調控的科學性、前瞻性和有效性，對房地產市場投機程度的衡量是至關重要的一環。

目前，國內外學者多使用直接測度法來度量房地產泡沫成分(野口悠紀雄，1989；Bottrassa and Hendersho，1997；Peter Englund，1998；John M．Quigley，2001；Winston T．H．ect，2005；周京奎、曹振良，2004)。直接測度法主要是以投機理論為基礎建立投機度計量檢驗模型，通過比較房地產理論價值與實際價格來測度泡沫程度。比較一致的結論是當市場投機度>40%時，認定該市場投機行為顯著，房地產投機泡沫產生。本文參考國內外相關研究成果，以山東為研究對象，科學選取研究變量和確定回歸計量模型，運用直接測度法對山東省房地產市場風險程度進行衡量，并對影響房地產價格的幾個主要因素進行合理解釋和剖析。

二、模型框架和變量的選取

投機理論認為，投資者主要從兩個方面獲得投機收益。一是假設資本收益的預期為零，房地產所有者以自住為目的，從物業的使用中獲得收益；二是基于對房地產價格變動的預期，采取低買高賣策略導致其資本收益的增減。

用公式表示為：Pt=Pmt +Ht

其中，Pt代表t期的房地產價格；Pmt被認為是資本收益為零時的房地產價格，主要與收入、土地成本、利率等變量相關，表示房地產基礎價值；Ht代表房地產投資者預期價格變化幅度導致其資本收益的增減量。

在建立房地產業投機度模型檢驗時分兩步進行，第一步建立近似線性方程，并對方程進行回歸分析，得出各參數值；第二步根據各參數值計算投機度。

（一）主要解釋變量的選取

考慮到房地產價格主要受收入水平、土地成本、融資價格以及房價實際漲幅等因素影響，本文將城鎮居民可支配收入（inc）、土地交易價格指數（lp）、一年期貸款利率（int）和房屋均價環比增速（g）作為回歸參數；在研究中以季度數據為基礎，時間序列跨度為2002年1季度—2008年2季度。

（二）構建一般線性回歸模型

房地產市場價格的波動，除了受上述變量影響外，還會受到地理位置、投資者非理性預期等因素的影響。考慮到研究的目的和數據可得性，本文將這些難以量化的因素產生的影響歸入常數項和隨機誤差（ut），建立多元線性回歸方程如下：

pt=a0+a1inct+a2lpt+a3intt+a4gt+ut （1）

由于房地產市場正反饋交易機制的存在，投資者主要是根據資產預期價格趨勢而不是其實際價格進行交易，因此，我們把本期的房地產價格的實際增長率看作是預期房地產價格的增長率，從而可以建立受到投機預期影響的本期房地產價格回歸方程:

pt=a0+a1inct+a2lpt+a3intt+a4gt-1+ut（2）

（三）房地產市場投機度的測算

設定其他變量不變，利用回歸方程（1）計算解釋變量gt與被解釋變量Pt的偏相關系數R04，123；利用回歸方程（2）計算解釋變量gt-1與被解釋變量Pt的偏相關系數r04，123。將二者的比值定義為房地產的投機度。即

＝r04，123/R04，123 （3）

三、山東省房地產市場投機度的實證檢驗

為避免時間序列波動對模型有效性的沖擊，消除異方差影響，我們在構建模型前，對各變量進行了對數化處理；并且各變量在5%或10%顯著性水平下，都通過了單位根檢驗，符合時間序列平穩性的要求。

（一）房地產價格回歸方程的確立和檢驗

以房地產價格為因變量，將當期和滯后兩期居民可支配收入、土地交易價格指數和一年期貸款利率作為自變量，初步建立多元線性回歸方程，利用eviews軟件計算顯示，盡管方程整體檢驗效果比較理想，但解釋變量Lint的T統計量為-0.88，低于臨界值水平，顯著性檢驗未通過，因此剔除Lint變量后，進一步的回歸結果如下：

Lp=-9.01+0.37*Linc+0.61*Linc(-2)+1.94*Llp （4）

(-2.8) (3.51)(5.69)(2.86)

ad-R2=0.9367D.W=1.94 Prob(F-statistic)=0.00000

模型整體擬和優度較高，各解釋變量均通過了顯著性檢驗，回歸方程檢驗結果顯示，居民收入水平和以土地價格為代表的建筑成本是影響當前房地產價格的主要因素。

（二）房地產市場投機度的測算

在回歸方程（4）基礎之上，分別加入本期和滯后一期的房地產價格環比增速，得到回歸方程（5）和（6）：

Lp=-9.41+0.37*Linc+0.59*Linc(-2) +1.79*Llp+0.26*Lg （5）

(-3.33)(4.16)(6.42) (3.04) （2.62）

ad-R2=0.945D.W=1.83Prob(F-statistic)=0.0000

根據回歸方程（5）的檢驗結果計算，本期房地產價格環比增速（Lg）與房地產價格（Lp）之間的偏相關系數R04，123=0.548。

Lp=-9.51+0.362*Linc+0.622*Linc(-2)+2.10*Llp-0.0545*Lg(-1) （6）

（-2.75）（3.39）（5.60） （2.81）（-0.559）

ad-R2=0.922 D.W=1.90 Prob(F-statistic)=0.0000

根據回歸方程（6）檢驗結果計算，滯后一期房地產價格環比增速（Lg（-1））與房地產價格（Lp）之間的偏相關系數r04.123=0.139。

最后根據第二部分定義計算房地產市場投機度：

=r04，123/R04，123=0.25

根據資產組合理論，資本的流動存在替代和擠出效應，在資本不完全充足條件下，股市和房地產兩個市場之間應該存在輪動引致關系，但本文認為資產組合理論中有關資本流動效應問題，暗含的前提是資本的強投機性和高流動性，這與模型設定前基本預判存有較大差異。為避免模型設置過于復雜，影響檢驗結果的可靠性，在選取模型自變量時，并沒有考慮股市等其他資產價格波動對山東房地產市場的影響。

四、基于模型檢驗的幾點結論及合理性解釋

（一）市場投機成分相對較低，房地產價格上漲存在有效供求關系支撐

過度投機是房地產市場泡沫形成的主要誘因，一旦泡沫破滅，會給社會經濟持續健康發展帶來危害。國內外理論研究一般認為，房地產市場投機度超過0.4即說明存在明顯的泡沫成分。部分學者研究結果顯示，2001—2005年3月期間上海房地產市場的投機系數高達1.43（丁華軍，2007）；1988—1993年間海南房地產市場投機度為0.8935（吳艷霞、王楠，2006）。從本文模型計算結果看，山東房地產市場投機度為0.25，處于國際公認的警戒線（0.4）之內，明顯低于熱點城市投機度系數值，說明山東房地產市場泡沫成分相對較低，基本不存在過度投機問題。這一結論與山東房地產市場總體狀況基本相符。究其原因，一是山東房地產市場起步較晚，后續發展空間較大。二是投資增速理性回落、結構優化，增強市場可持續發展后勁。三是房地產市場供不應求矛盾突出，空置面積消化能力提升。四是舊城改造和拆遷增加了房地產市場被動性需求。

（二）居民收入水平較快增長是拉動區域房地產價格上漲的重要因素

從模型回歸結果看，房地產價格不但受即期居民收入水平高低的影響，而且對滯后兩期的收入反應更為明顯。在其他因素不變的情況下，滯后兩期收入增長1個百分點，將拉動房地產價格上漲0.59個百分點，高于即期收入貢獻度0.22個百分點，這符合消費函數關于持久收入的理論假說。在住房市場化改革大背景下，居民收入持續較快增長，消費升級步伐加快導致主動性購房需求明顯增加，對房價上漲形成強有力的拉動作用。2007年，全省城鎮居民人均可支配收入10546元，相當于1998年的2.8倍；2008年上半年達到8103.4元，增長15.3%，同比提高0.9個百分點，同期商品房價格漲幅由2007年1季度的4.7%攀升到今年上半年的8.1%。

（三）開發成本提高對推動房地產價格上漲產生了顯著影響

在回歸方程（5）中，土地交易價格變量系數高達1.94，位居各變量首位，說明土地購置成本是影響房地產價格的重要因素。在其他變量不變的情況下，土地交易價格漲幅提高1個百分點，將導致房地產價格上漲1.94個百分點。2004年以來，“招拍掛”土地新政的實施以及國家收緊土地供給等政策措施，進一步加劇了地產市場的供不應求，土地交易價格呈現明顯上升趨勢。2008年上半年，全省土地購置價格平均為841.2元/平米，相當于2004年同期的1.8倍。據部分開發商測算，目前土地成本約占房地產開發總成本的40—50%，與前幾年相比提高了近10個百分點。另外，鋼鐵、水泥等建材價格大幅上漲，也是推動房地產價格上行的重要因素。2007年，全省黑色金屬和有色金屬材料價格分別累計同比上漲6.8%和15.7%；2008年上半年，同比分別上漲27.1%和7.8%。提高商品房銷售價格成為開發商消化建筑成本上升的重要渠道。

（四）在剛性需求拉動下，小幅加息對抑制房價上漲作用不明顯

理論認為，銀行利率與房地產價格呈反比例關系，利率升高時房地產價格降低，反之亦然。從模型檢驗過程看，貸款利率變量系數為負值，與房地產市場調控預期方向保持一致，貸款利率提高1個百分點，房地產價格漲幅將下降0.33個百分點，但參數顯著性檢驗未通過，說明在低利率和負利率水平下， 貸款購房需求旺盛，加息增加的購房成本和還款壓力仍在可承受范圍之內，目前利率政策在抑制房價上漲方面效果有限。

五、幾點建議

（一）規范土地供應，合理確定地價

完善土地交易管理制度，根據市場實際用地需要推出土地的合理供求量，嚴格執行《房地產管理法》和《土地管理法》相關規定，清理、盤活閑置土地，促進存量土地的合理利用；在符合城市規劃的前提下，提高房地產開發用地的開發建設強度，實現土地集約化利用。

（二）構造房屋多層次格局，特別是增加廉價房的供給

城市居民的住房問題不可能全靠市場化來解決，效率與公平應該兼顧。政府應積極推行廉租房的供給和低收入家庭的購房貨幣補貼。

（三）進一步整頓和規范房地產市場秩序

加強房地產開發建設全過程監管，切實整治房地產交易環節違法違規行為，加大對合同欺詐等違法違規交易行為的查處力度，對不符合條件擅自預售商品房的，責令停止并依法予以處罰；對捂盤惜售、囤積房源、惡意炒作、哄抬房價的房地產企業，加大整治查處力度。

參考文獻：

[1]Mquigley，“Realestateandtheasian crisis”[J]，Journal of Housing Economics，2001，(10)：129-161．

[2]Winston T H，Roberto S M，“Bank lending and real estate in Asia：market optimism and asset bubbles”[J]，Joumal of Asian Economics，2005，(15)：1103—1118．

[3]徐維炎：《上海房市發展研判》，《上海經濟》2005年第1期。

[4]章國偉：《人民幣升值預期和房地產風險》，《上海企業》2005年第2期。

（編輯 代金奎）

注：“本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文”。