房地产开发投资变动与房价变动时滞的实证分析-

1、房地产开发投资变动与房价变动时滞的实证分析李璐(中南财经政法大学金融学院,湖北武汉430073【摘要】文章选择2000-2011年全国的房屋销售价格指数和房地产开发投资指数的月度数据作为样本,通过单位根检验和协整检验的基础上建立V AR模型,借助脉冲响应函数和方差分解进行实证分析,对进一步完善房地产市场提出建议。研究表明:房地产开发投资和房价存在长期互动机制,其中,房地产开发投资变动对房价的影响远远大于房价变动对房地产开发投资的影响。【关键词】房地产开发投资;房价;V AR模型;脉冲响应函数;方差分解1.引言我国房地产业经过十年的快速发展,逐步进入平稳阶段。房地产开发投资完成额自2000年的4

2、984亿元增至2010年的48259亿元1,年平均增长率在25%以上,其生产值占GDP的比重也不断提高。与此同时,房价也一路飙升,超出居民的承受能力,出现居民买不起房的异常局面。因此,房地产价格波动日益受到各方面的关注。从房地产市场需求和供给两方面来看,首先,房价是影响需求的主要因素,房价的变化会引起住房拥有者的资本利得(房价比买入时增长或资本利亏(房价比买入时降低,使得住房这一商品在作为消费品的同时也成为了投资品。其次,房价也是影响供给的主要因素,经济学理论认为,对于一般消费品,高价使供应增加,低价使供应减少,但是在房地产市场中,开发商可能在房价高涨时捂盘惜售,以制造供不应求房价进一步上涨的

3、局面,房价对住房供应量的影响方向是不确定的。房地产开发投资作为住房供给量,对房价的变动究竟起了多大作用,理论界还较少进行研究。房价和房地产开发投资作为房地产行业的两个主要指标,对衡量和评价房地产市场运行质量有重要意义,正确认识二者的关系,对于科学制定政策,推进房地产市场健康发展具有指导作用。2.相关文献综述(1国外相关文献综述James E. McNulty(1995以经济基础理论(economic base theory为立足点,把房地产业作为基础产业,由房地产业引致的其它产业作为非基础产业。文中指出房地产业过度供给的原因来源于两种时滞:基础产业与非基础产业的转换时滞及房地产从批准至动工之间

4、的时滞(即房地产建设周期时滞。作者通过实证研究发现,房地产开发投资与房价之间通过经济基础乘数(economic base multipliers的循环行为相互影响,两者之间确实存在时滞, 1数据来源:中国统计年鉴2011且在非住宅投资和商业地产投资中这种时滞表现得更为明显。Christopher J. Mayer和C. Tsuriel Somerville(2000摒弃前人研究的方法,即将新建住房作为购房成本及房价的级别函数,创新思维,文章认为新建住房量是作为购房成本和房价变化的函数,从房地产供给方面入手进行了计量实证分析,得出结论认为有10%的房价上涨因素能拉动0.8%的住房供给量上涨,二者

5、之间存在关系。Arthur Grimes和Andrew Aitken(2010分析了房地产供给弹性、土地成本和住房价格变动之间之间的关系,并由此得出三个主要结论:第一,更高的房地产供给弹性在需求波动后更能容纳短期价格暴涨;第二,地价能影响房价。供给反应钝化,房价涨幅随地价上涨而更为明显;第三,利用托宾Q模型来分析地区房价供给系统,结果显示地区房价变动是地区供给弹性的函数。(2国内相关文献综述冯邦彦和刘明(2006选取”普通住宅销售价格指数”与”普通住宅用地交易价格指数”两个指标分别代表地价与房价,通过格兰杰因果检验,得出在滞后1至2期时,房价与地价二者是没有影响相互独立的,但当滞后3至6期时,

6、二者间存在明显的关系,且房价对地价的拉动作用尤为显著。周京奎(2006利用19952005年间的数据对地价与房价互动传导机制进行研究,文中实证研究部分从房地产供给和需求两个角度进行,得出房地产投资额、城镇居民可支配收入和土地购置面积对房价都有显著影响的结论,指出房价因素对房地产投资变动的解释力度很强。文中同时给出了地价与房价传导机制的3条传导路径,其中路径一得出房地产投资变动能拉动房价变动的结论。任荣荣和刘洪玉(2008立足于供给理论,以北京市为例,以土地供应为解释变量,住房供应为被解释变量,建立了二者之间的模型,分析认为土地价格对住房开发建设量有很强的解释力度,房地产开发变动与房价变动之间存

7、在关系,在我国当前住房需求旺盛的前提条件下,房地产开发商会因势而动,主动采取措施从而致使房价上行变动。姚洪兴和王娜娜(2010指出房地产开发投资量与房地产存量、市场需求量、本期房价及前期房价都存在关系。文章将时滞神经网络模型引入房地产风险投资中,建立了含时滞的房地产风险投资模型,得出了某时期房地产开发量适应需求的充分条件,当此条件满足时,房地产投资风险则较小,反之,风险则很大,由此为房地产开发投资决策提供了理论依据。综合以上文献综述可知,国内外学者们或从房地产供给及需求角度研究土地价格与房价的关系,或从供给弹性角度来解释成本对房价的波动及房地产市场周期问题,或从房地产风险方面研究房地产开发投资

8、的适度性问题,对于房地产市场研究得比较透彻。但同时也发现存在不足之处,主要表现在对于房地产开发投资变动及房价变动之间的关系问题讨论得较少。国内外不乏论证地价与房价关系的文献,有论证地价与房价之间存在单向关系的,也有学者认为二者之间存在双向格兰杰关系的。但相关文献都只是在阐述地价与房价关系的同时对房地产开发投资的变动与房价变动之间的关系略提一二,缺乏系统的阐述,对于房地产开发投资变动与房价变动之间存在怎样的关系没有详细阐述,二者变动是否存在规律性,国内外学者研究较少。本文将在前人研究基础之上,探索房地产开发投资变动与房价变动之间的关系,分别以房地产开发投资指数和房屋销售价格指数作为房地产开发投资

9、变动与房价的代理变量进行实证分析,具有一定创新之处。3.经济理论与数据说明(1经济理论蛛网模型(Cobweb Model蛛网模型运用弹性原理解释某些生产周期较长的商品在失去均衡时发生的不同波动情况的一种动态分析理论。其基本假定是:商品的本期产量决定于前一期的价格,商品本期的需求量决定于本期的价格。蛛网模型解释了某些生产周期较长的商品的产量和价格的波动情况,是一个动态分析模型。但是,蛛网模型有其内在的缺陷。根据蛛网模型分析,造成产量和价格波动的主要原因在于生产者总是根据上一期的价格来决定下一期的产量,这样,上一期的价格同时也就是生产者对下一期的预期价格。而事实上,在第一期,生产者只能按照本期的市

10、场价格来出售由预期价格(即上一期价格所决定的产量,这种实际价格和预期的价格不吻合,造成了产量和价格的波动。但是,蛛网模型的解释是不全面的,因为理性生产者会根据以往经验逐步修正自己的预期价格,使预期价格接近实际价格,从而使实际产量接近市场需求量。房地产业具有建设周期长、不可逆性,适用于蛛网模型。房地产开发投资额和房价变动的原因之一是房地产开发投资商都是理性经济人,在确定下一期的房地产开发投资量时会考虑上一期的房价水平,这样,上一期的房价同时也就是房地产开发商对下一期房价的预期价格,正好符合蛛网模型的假设条件,但究竟是哪一种类型,要看实际经济运行状况,探索出具体类型对于我们研究房地产价格波动及房地

11、产周期具有实质意义。反馈环理论(Feedback Theory反馈环理论是美国的经济学家Shiller(1990在研究美国近百年股票的涨跌情况后提出的。所谓反馈环,是指受到分析师乐观的盈利预测、通货膨胀回落以及“货币统幻觉”的影响等诱发因素的刺激,股价上涨,投资者预期的价格上涨且对价格上涨的信心也增长,间接促使更多的投资者进入,进而造成股价更大幅度的上涨,这就形成了一个自发的反馈环,即使不再有新的外力,股价仍不断地上涨。其影响路径是:诱发因素价格上涨预期及信心上涨更多投资者进入价格上涨预期及信心上涨。反馈环中,股价上涨或下跌的结果往往超过了此诱发因素应该造成的结果,很容易造成资产泡沫。反馈环理

12、论适用于房地产投资,其原因有三:第一,房地产具有投资品与消费品特征;第二,房地产的需求弹性很强,购房者的需求弹性很大;第三,房地产投资的非理性。根据反馈环理论,中国房地产市场存在着资本化或泡沫化,这使得房价波动更频繁,房地产市场畸形发展。利用反馈环理论对房地产开发投资问题有一定借鉴意义。托宾Q(Tobins Q理论经济学家托宾在1969年提出了著名的托宾Q比率。托宾Q是指资本的市场价值与重置成本之比。当Q大于1时,购买新生产的资本产品更有利,这会增加投资的需求;当Q小于1时,购买现成的资本产品比新生成的资本产品更便宜,这样就会减少资本需求。所以,企业的市场价值相对于其重置成本来说有所提高,将会

13、增加社会投资。托宾Q值应用于房地产市场,Q值即为房价与房地产重置成本的比值,Q值大于1,房地产开发投资额将增加,Q值越大,表明投资房地产越有利,房地产供给将增加,从而拉动房地产需求及其他领域的投资。托宾Q理论对研究房地产开发投资变动与房价波动的传导机致也具有一定的指导作用。(2数据说明1998年下半年开始我国停止住房实物分配,逐步实行住房分配货币化,住房市场日趋活跃。因此本文选取2000年6月至2011年12月的全国房屋销售价格指数(HP和房地产开发投资指数(TZ作为样本,278个数据来源于巨灵财经。4.实证模型与检验结果本文采用V AR模型,应用Eviews6.0软件进行以下分析:(1单位根

14、检验在进行时间序列分析时,为避免非平稳时间序列造成的“伪回归”问题,首先应该进行平稳性检验并确定单整阶数。常用的方法有DF 检验、ADF检验和PP检验等,本文采用ADF检验方法,结果如表1表示:表1 ADF单位根检验结果 从表1数据可以看出,变量全国房屋销售价格指数(HP和房地产开发投资指数(TZ的ADF统计量均大于1%显著性水平下的临界值,接受原假设,即时间序列是非平稳序列含有单位根;而差分序列的ADF值均小于临界值,拒绝原假设,是平稳序列,因此确定HP 和TZ序列具有一阶差分平稳性即I(1过程。(2协整检验通过上面的单位根检验,可知所有变量是同阶单整的序列,满足协整检验前提,现采用两变量的

15、Enger-Granger法来判断协整关系是否真正存在,检验结果如表2所示:表2 两变量的Enger-Granger检验结果(滞后阶数由SIC准则确定 从表2的检验结果可知,残差序列re是稳定序列,因此,全国房屋销售价格指数(HP和房地产开发投资指数(TZ是(1,1 阶协整。(3V AR模型滞后期选择和平稳性检验在确定V AR模型之后期时,Eiews 6.0给出的5个评价统计量LR、FPE、AIC、SC、HQ均认为应该建立V AR(2模型,因此确定建立V AR(2模型。在进行VAR模型平稳性检验时,被评估的的V AR模型所有根的倒数的模小于1,即位于单位圆内(如图1,则证明V AR模型是平稳系

16、统。Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial 1.5 1.0 0.5 0.0 -0.5 -1.0 -1.5 -1.5 -1.0 -0.5 0.0 0.5 1.0 1.5 图1 （4）格兰杰（Granger）非因果性检验 表 3 Granger 因果关系检验结果 原假设 HP 不是引起 TZ 的格兰杰原因 TZ 不是引起 HP 的格兰杰原因 观测值 137 137 F 统计量 0.15682 5.70671 P值 0.8550 0.0042 根据表 3 可以看出，房地产开发投资指数（TZ）是引起房屋销售价格指数（HP）的格 兰杰原因，而房屋销售价

17、格指数（HP）不是引起房地产开发投资指数（TZ）的格兰杰原因。 （5）脉冲响应分析 由于 VAR 模型是一种非理论性的模型，无需在严格的理论假设下对变量作任何先验性 的约束，因此在分析 VAR 模型时不必分析一个变量的变化对另一个变量的影响，而是采用 脉冲响应分析法， 分析在随机误差项上施加一个标准差大小的新息冲击后对内生变量的当期 值和未来值带来的影响, 由此来判断变量间的时滞关系。 从图 2 来看， 横轴表示响应函数的追踪期数， 纵轴表示被解释变量对解释变量冲击的响 应程度。图 2 反映了房地产开发投资（TZ）对于内生变量的一个标准差冲击的动态响应： TZ 对其自身的一个标准差信息立刻有较

18、强反映，第 3 期达到最大后开始逐渐下滑，30 期以 后的影响已经很小，这表明投资具有惯性。房地产开发投资（TZ）对于来自房价（HP）的 一个标准差信息在当期没有反映， 第 12 期达到最大之后逐渐减缓。 整体反应强度均低于 TZ 受其自身惯性的影响。 这是由于房地产开发投资周期长， 房地产开发商很难根据当期的房价 变化迅速做出反应，滞后期大约为 1 年（12 月） 。 图 3 反映了房价（HP）对于内生变量的一个标准差冲击的动态响应：HP 对来自 TZ 和 自身的冲击在当期均有显著反应，HP 对于自身冲击在第 2 期达到最大，之后以较快的速度 逐渐下滑，TZ 的冲击对于 HP 的影响在当期有

19、正的影响，第 5 期后即有负的影响。这表明 当期房地产开发投资增加时， 往往意味着房地产市场较为繁荣， 房价在一段时间内有所上升， 而一段滞后期（半年）过后，随着房地产市场供给量的增加，房价又出现下降的趋势且持续 时间较长。 图2 （6）方差分解 图3 为进一步分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献程度， 现借助方差分解对房价和房 地产开发投资进行考察。 方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度， 进 一步评价不同结构冲击的重要性。根据 VAR 模型可估计出相应的各个变量的方差贡献率， 得到方差贡献图。 从图 4 可以看出，房地产开发投资（TZ）变化自身的贡献率始终保持相当高的位

20、置， 从第一期始就占据 100%的比重，随后随着滞后期的延长，这种贡献度所占的比重呈现略微 下降的趋势，但不是很明显，总的讲，TZ 变化的 98%左右都是由其自身惯性导致的，而房 价（HP）变化的贡献度只有 2%。从图 5 可以看出，整体波动幅度较大，25 期稳定后房价 （HP）变动中 55%来自房地产开发投资（TZ）的影响，而房价（HP）自身冲击的贡献度约 为 45%。 从而表明， 房地产开发投资变动对于房价的影响远远大于房价变动对房地产开发投资的 影响。 图4 5.结论与建议 图5 本文借助 VAR 模型分析房价与房地产开发投资的动态关系，可得如下结论： （1）协整 关系表明房价与房地长开

21、发投资具有长期均衡关系； （2） 从格兰杰因果检验的结果得出房地 产开发投资是引起房价的格兰杰原因， 脉冲响应函数的结果表明， 房地产开发投资对于来自 房价的冲击存在滞后性，滞后期大约为 1 年（12）月，而房价对于来自房地产开发投资的冲 击影响较为复杂，再经过大约半年的滞后期后，由正向影响变为负向影响； （3）方差分解的 结果表明， 价格波动的自身贡献率从一开始的 90%逐渐下降， 到 20 期时已经下降到了 55%, 也即价格本身在最初的几期里对房价波动比较显著， 且是同向影响， 这符合适应性预期理论。 而房地产开发投资的波动对房价波动的贡献率从 10%开始逐渐增大， 在第 20 期时达到

22、 45%。 从而表明, 房地产开发投资的变化对房价起的作用非常明显，远远大于房价的变化对于房地 产开发投资所起的作用。 由于房地产开发投资对于稳定房价具有重要作用，现提出以下几点建议： （1）严格房地 产企业市场准入管理，加强市场行为监管，依法查处恶意炒作、哄抬房价、捂盘惜售等扰乱 市场秩序行为，科学控制房地产市场供给量； （2）重视住房改革等宏观调控手段，如支持鼓 励普通商品房的购买和建设，合理增加保障性住房供给，满足不同群体的住房需求； （3）巩 固房地产市场调控成果， 继续严格执行并逐步完善抑制投机投资性需求的政策措施， 促进房 价合理回归。 （4）按照规定时限的要求，编制和公布住房建设

23、规划，这可以稳定消费者心理 预期，对稳定房价有非常积极的意义。 参考文献 1 James E. McNulty, Overbuilding , Real Estate Lending Decision, and the Regional Economic Base J. Journal of Real Estate Finance and Economics, 1995, PP39 2 Christopher J. Mayer, C. Tsuriel Somerville, Residential Construction: Using the Urban Growth Model to Es

24、timate Housing Supply J, Journal of Urban Economics 48, 2000, PP85-109 3 Arthur Grimes, Andrew Aitken, Housing Supply, Land Costs and Price J, Real Estate Economics, 2010, 38(2, PP325-353 4 William Hedberg, John Krainer, When Will Residential Construction Rebound? J, FRBSF Economic Letter, 2011, PP2-4 5 冯邦彦,刘明.中国房价与地价关系的实证研究J，统计与决策.2006,061（4）,72-74 页 6 姚洪兴,王娜娜.含时滞的房地产风险投资模型稳定性分析J,统计与决策 2010, 41-43 页 7 周京奎.城市土地价格波动对房地产业的影响19992005 年中国 20 城市的实证 分析J,当代经济科学,2006,28(4,1-7 页 8 任荣荣,刘洪玉.土地供应对住房供应的影响研究J, 建筑经济,2008(3,25-27 页 An Empirical Analysis of Time-lag