某地區(qū)市場供求結構管理知識分析(編輯修改稿)
2025-07-21 23:27 本頁面
【文章內容簡介】 92923135104940595191806圖4各種住宅完成投資額比例變化圖經濟適用房供給不足也會使更多買不到經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,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。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)住宅市場風險和銀行資本風險，并且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泡沫。此外，經濟適用房的供給不足使普通居民利益受損。因此對住宅市場的調控重點應該調整開發(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。四、住宅結構間價格變動關系——Granger因果檢驗住宅市場結構主要通過產品供給結構與市場其中住宅產上對各類產品需求結構來影響房價，住宅一般可分為經濟適用房，普通商品住宅和別墅、高檔住宅等幾類，各類產品的供需之間相互影響。張薇（2005）在中國經濟信息網發(fā)文認為存在房地產特別是住宅結構的失衡，低端產品，如經濟實用房、廉租房等的供應較少，而商品房、別墅等供應較多；別墅等高檔房地產的價格較高，相對的利潤較高，使得大多數房地產商投資于高檔產品，這種供給結構的失衡，必然引起房價的上漲。為研究我國住宅市場供給結構與房價之間的因果關系，以及住宅的結構非均衡對房價影響的力度，采用Granger因果關系檢驗。本文數據來自國家統(tǒng)計局網站（..../tjsj/）的季度數據和中國經濟信息網（..../）中的中國經濟統(tǒng)計數據庫以及參考19982006年歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，選取1998年第一季度到2006年第二季度的住宅價格指數，包括住宅銷售價格指數（HP）、經濟適用房銷售價格指數（JHP）、普通住宅銷售價格指數（SHP）和別墅和高檔住宅銷售價格指數（HHP）的時間序列，樣本容量為36個，為反映時間序列的實際波動，假定各季度間價格指數反映了各季度結構間的實際價格水平，以1998為基期，各指數轉化為定基比。具體數據見附錄B，其變化趨勢如圖20所示：圖22 各住宅價格指數變化趨勢圖（一）、平穩(wěn)性檢驗時序模型的建立必須考慮時間序列數據的平穩(wěn)性，以及非平穩(wěn)序列之間的協(xié)整關系。首先對各指數序列以及它們的差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，并且分別記它們對應差分序列為△HP、△JHP、△SHP、△HHP，采用含有截距和趨勢和項的方程形式，ADF（k）中k為滯后階數，根據AIC和SC值等選取，通過ADF檢驗得出檢驗結果見表6：表6 各住宅指數平穩(wěn)性檢驗結果變量原始數列一階差分序列結論ADF（3）5%臨界值P值ADF（2）5%臨界值P值HP一階單整JHP一階單整SHP一階單整HHP一階單整（二）、協(xié)整檢驗由于四個序列單整，我們根據JohansenJuelius檢驗序列之間的協(xié)整關系，協(xié)整檢驗存在滯后階數，協(xié)整方程形式比較敏感，本文主要根據似然比（LR） 檢驗確定滯后階數。m（c，t，k）表示模型帶有截距、趨勢項以及滯后階數，模型均根據LR 檢驗確定滯后階數。協(xié)整檢驗結果見表7。表7 各住宅指數間協(xié)整關系檢驗結果變量模型形式H0H1特征值最大特征值檢驗跡檢驗maxp跡值pHPJHPm（c，0，4）r=0r=1r≤1r=2HPSHPm（c，0，3）r=0r=1r≤1r=2HPHHPm（c，0，3）r=0r=1r≤1r=2（三）、Granger因果關系檢驗根據以上模型給出Granger因果檢驗的形式， 軟件提供的檢驗功能對上模型進行因果檢驗 詳細結果如表8所述。表8 Granger因果檢驗結果H0：不存在Granger因果關系短期長期CHI方檢驗5%臨界值t檢驗值5%臨界值HP→JHP﹡﹡JHP→HPHP→HHP﹡﹡HHP→HP﹡﹡HP→SHP﹡﹡SHP→HP﹡﹡表8，帶﹡號的表示在95%的顯著性水平下檢驗通過，由表可得知，除JHP→HP方向不存在的短期和長期因果關系外，其他序列之間均存在短期和長期的Granger雙向因果關系。由上述檢驗得知，平均住宅價格指數在短期和長期上是經濟適用房價格指數變動的單向Granger原因，即經濟適用住房的價格指數并不能影響住宅價格指數變，而反過來住宅市場整體價格上漲的趨勢帶動著經濟適用房房價一定程度上升，經濟適用房價格表現(xiàn)為結構性泡沫現(xiàn)象，這一實證研究結果從一定程度上說明我國住宅市場上存在著嚴重的結構不合理現(xiàn)象，導致了市場上這類住宅的經濟適用房價格的上升，使得有效需求進一步下降，形成惡性循環(huán)。平均住宅價格指數與普通住宅價格指數和別墅類價格指數之間存在短期和長期的Granger因果關系，表明在我國住宅發(fā)展的整體趨勢上，高檔住宅與別墅在住宅市場一直主導住宅市場價格的變其價格的一路攀升，帶來了住宅平均價格的上升，人們根據歷史房價預期價格上漲將不斷得以強化使投機高檔住宅成為可能，投機的出現(xiàn)又不斷推動這類住宅價格的上漲，循環(huán)反復，同時有效需求的下降必然伴隨住宅市場空置面積的不斷增加。短期之間的Granger因果關系說明，普通住宅與別墅住宅價格指數的增幅波動帶動著整體住宅市場價格波動變化，其上升的變化幅度又反作用于普通住宅 和別墅住宅，帶動其增幅的上升。我國目前的住宅市場現(xiàn)狀正反映了這一循環(huán)反復變化的現(xiàn)象。住宅市場結構的非均衡是導致房價不斷上漲一個主要因素。五、住宅供求結構非均衡計量模型——聯(lián)立方程回歸分析在結構非均衡的實證分析中，影響需求解釋變量的選為住宅價格、國民經濟發(fā)展水平（人均值）、城鎮(zhèn)可支配收入（人均值）、城鎮(zhèn)儲蓄余額（人均值）、城市人口密度、非住宅商品和服務的價格水平（用城鎮(zhèn)居民消費價格指數來反映）等。影響供給的變量選為住宅價格、住宅市場的投資額、土地的購置面積、土地的價格和建筑材料的價格水平（用建房和裝修材料價格指數來表示）。對部分非比值數據取對數，以減少其相關性和同方差性。對各種住宅建立聯(lián)立計量方程如下：住宅有效需求方程： （）住宅有效供給方程： （）交易量方程： （） 其中： ：各種住宅價格（元/平方米）； ：人均國內生產總值（元/人）；
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