影响房地产价格因素的计量分析 口曹霄琪 一、影响房地产市场价格的几大因素 影响房地产市场价格的供给因素指的是表征和影响单位 （一）初步分析 时问内市场上对房地产的供给数量。由于房地产的一大特性 首先，房地产作为一种商品，与一般商品一样，其均衡价格由 是具有很强的区位性．区位是房地产市场细分的重要肉素之 供给和需求决定并因供求双方力量对比的变化而变化。供给和需 一。同时．由于面对的消费者支付能力差异巨大，为实现利润 求是形成价格的两个最终因素，其他一切因素，要么通过影响供 最大化．房地产供给者采取价格歧视的策略——对不同收入等 给．要么通过影响需求来影响价格。其次，房地产作为一种特殊的 级的消费者开发质量（往往表现为建筑密度、土地容积率、周 商品．具有投资价值．房地产的价格形成又有不同于・一般商品的 边环境状况、建筑设汁及施工等级等等）不同的房地产。而这 地方．它的价格极易受到宏观经济因素及政府相关政策等宏观经 些等级不同的房地产市场间往往又有很大的独立性。冈而，房 济环境的影响。 地产的区位及等级常常将房地产市场细分为很多不同的小市 （二）分类分析 场。冈此．从理论上看，分析房地产市场的供给因素应从各个 本文因此将影响房地产市场价格的因素分为供给因素、 不同的细分市场人手进行分析。但由于本文的目的是从宏观 需求因素、宏观经济环境三类。以下是对这三类因素的具体分 上对整个房地产市场进行分析，加上各种细分市场的统计数 析。 据不全．所以本文不考虑房地产的区位及等级差异，而是笼统 １）供给因素。 的将其视为一个市场。 ４、基于启发性偏差的投资策略 投资应注意的问题 ３、切忌对国外现有行为投资策略的 通过行为金融理论对投资者启发式 综上分析，投资者在证券投资过程中 简单模仿 心理偏差的分析，优秀的投资者不仅应当 的认知偏差和行为偏差，通过行为金融理 中国金融市场与发达的金融市场具 了解市场中的投资者和自己会产生什么 论可以很好的解释，并由此总结了许多有 有共性，但同时也具有特殊性。我们在运 样的心理和行为偏差，且能够避免由于自 价值的证券投资策略，但在具体运用这些 用行为金融投资策略时，应在对中国证券 身因素造成重大大失误，以及了解投资者 投资策略时还应注意以下几点问题： 市场的行为特点进行深入研究的基础上， 的心理偏差和决策失误对市场产生的影 １、防止教条化，随机应变 探索适应我国证券市场运行特点的我们 响，寻找被市场错误定价的证券，并采取 行为金融理论的投资策略是：在大多 自己的行为金融学投资策略，而不是对国 相应的投资决策。行为金融学认为市场是 数投资者尚未意识到错误时投资于某些 外现有行为投资策略的简单模仿。 非有效或不完全有效的，由于投资者受经 证券，随后当打多数投资者意识到错误并 五、总结 验法则的谬误和情绪因素的影响，将会导 投资于这些证券时卖出这些证券。但是， 基于金融市场异象和投资人认知与行 致证券的市场价格偏离理论价格。通过发 我们应该考虑的是：如果证券市场的绝大 为偏差的众多投资策略，诸如反向策略、动 现这些偏差，买八低估的股票，卖出高估 多数投资者认识到这一问题并采取同样 量策略、小盘股策略、平均化策略、以及其 的股票，可以获得超额的收益。投资者发 的策略时，其策略效果如何体现呢？因此， 他一些常见的略，如果应用得当，可帮助投 现这些偏差的最好方法是长期坚持特殊 在应用行为金融策略时，要防止教条化， 资者获得超越市场平均水平的超额收益。 的投资策略。投资者在为组合购进一只股 注意随机应变。 同时，行为金融理论远非一一个完全成熟的 票时，应详细地记录其要点。保留长期的 ２、不同投资者需要有不同的投资策 理论，学习和运用行为金融理论，应将行为 “投资记录”有助于投资者评估其投资策 略将行为金融学的研究成果运用到我国 金融理论与投资实践相结合。 略，使投资者会更早地认识并承认这些认 证券市场的实践中，可以合理引导投资者 参考文献： 识偏差，从而帮助他们控制“情绪波动”。 的行为。对于广大中小投资者，要通过教 ［１］曹宇锐．基于行为金融学视角的证券投 本质上避免这些认识偏差的方法是少交 育来使其趋于理性化，提高证券市场投资 资策略分析【ＪＪ．金融经济，２００６，（０２） 易并实施简单的“购买并持有”策略，在大 者的投资决策能力和市场的运作效率。对 【２】徐健．行为金融理论与证券投资策略ＩＪ１． 多数投资者认识到这些偏差之前投资于 于机构投资者，要提高其投资管理水平 工会论坛（山东省工会管理干部学院学 这些证券，随后，当大多数投资者意识到 投资者决策中的心理偏差是与生俱来，而 报），２００７，（Ｏ１） 这些错误并投资于这些证券时卖出这些 这些认知偏差可以通过学习、训练等手段 【３】魏法明．行为金融框架下的证券投资策 证券。 得到有效缓解。因此，不同投资者应该采 略研究ｆ Ｊ１．金融理论与实践，２００７，（０７） 四、基于行为金融理论指导下的证券 用不同的投资策略。 （作者单位：郑州航空工业管理学院） ＦＩＮＡＮＣＥ＆ＥＣＯＮＯＭＹ金融经济 因而，选取的供给因素也是从整个房地产市场来选取的。而 ４）考虑到房地产交易主要发生在城镇，其需求主体主要是城 从整个房地产市场来看，表征房地产市场的供给状况的因素为一 镇居民，农村居民基本都是自建房．所以这里选取的数据都是从 定单位时间内的建筑施工面积、建筑竣工面积。同时，房地产的建 城镇居民的角度出发，未将农村居民纳入进来。 设成本及国家的相关调控政策如土地政策、信贷政策、税收政策 ５）２００８年房屋平均销售价格暂缺（最后本文会利用已有数据 等等也对房地产市场的供给产生巨大影响，因为这些均会影响房 对此进行估测，利用本文建立的模型得出预测值的估计值）。 地产的边际成本，而房地产的供给曲线恰是房地产的边际成本曲 表１：中经网相关数据（本文研究基础数据） 线（更确切地说是边际成本大于等于平均成本的那一段）。但这方 ｙｅａｒ Ｙ Ｘ． Ｘ２ Ｘ Ｘ Ｘｓ 面的统计数据不全，同时，为简化分析，本文仅选取年竣工房屋面 ｌ９９２ ９９５ ２０２６．６ ０．５Ｏ ２５３．４ ２５加２．２ １６７１．７ ９．５４ １９９３ １２９１ ２５７７．４ ０．７４ ２９４．２ ３４８７９．８ ２ｌ】Ｏ．８ １ｌ｜７６ 积作为房地产市场的供给因素。 ｌ９９４ １４０９ ３４９６．２ １．２８ ３６７．８ ４６９２３．５ ２８５１－３ ｌ３．８６ ２）需求因素。 ｌ９９５ １５９ｌ ４２８３．０ １．４９ ４２９．６ ６０７５０．５ ３５３７．６ ｌ３．８６ ｌ９９６ ｌ８０６ ４８３８．９ １．５４ ４６７．４ ７６Ｏ９４．９ ３９１９．５ １３．５ｌ 房地产的需求主要分为自住需求和投资需求两部分。从自住 １９９７ ｌ９９７ ５】６０．３ １．５８ ４８１．９ ９Ｄ９９５＿３ ４ｌ８５．６ 】２．】１ １９９８ ２Ｏ６３ ５４２５．１ １．７６ ４７９．０ １０４４９８．５ ４３３１．６ ９．２３ 需求来看，主要的影响因素为家庭收入水平和支出水平（表征支 １９９９ ２０５３ ５８５４．０ ２．１４ ４７２．８ ｌ１９８９７－９ ４６ｌ５．９ ６．８９ 付能力），同时，由于房地产买卖为大宗买卖，往往离不开信贷，因 ２０００ ２Ｉｌ２ ６２８０．０ ２．５ｌ ４７６．６ ｉ３４６１０．４ ４９９８．Ｏ ６．２ｌ ２００１ ２ｌ７０ ６８５９．６ ２．９９ ４７９．９ ｌ５８３０１．９ ５３０９．０ ６．２ｌ 此．利率水平也是影响自住需求的一个重要因素。而从投资需求 ２００２ ２２５０ ７７０２．８ ３．５Ｏ ４７５．１ ｌ８５０Ｏ７．０ ６０２９．９ ５．８４ 来看，房地产作为一项家庭最重要的固定资产，其购买者必然有 ２００３ ２３５９ ８４７２．２ ４．１５ ４７９．４ ２２１２２２．８ ６５ｌＯ．９ ５．７６ ２００４ ２７１４ ９４２１．６ ４２５ ４９５．２ ２５４ｌ【）７．０ ７ｌ８２．１ ５．８２ 动机将其作为一项长线投资产品，而影响房地产作为投资产品的 ２ｏ０５ ３ｌ６８ １０４９３．０ ５．３４ ５０３．１ ２９８７５５．７ ７９４２．９ ６．１２ ２ｏ０６ ３３６７ ｊ】７５９ ５ ５．５８ ５ｌ０．６ ３４５６０３．６ ８６９６．６ ６．８４ 需求因素主要有收入水平、利率水平及对未来市场的预期。本文 ２００７ ３８６４ １３７８５．８ ６．Ｏ６ ５３３ ６ ４０３４４２．２ ９９９７．５ ７．８３ 在分析房地产市场的需求时考虑的主要因素为预算约束水平和 ２ｏ０８ ｌ５７８０ ８ ５．８５ ５６３．５ ４７５１６６．６ ｌ】２４２．９ ５．９４ 利率水平，其中，预算约束水平选取的指标为城镇居民家庭人均 其中：Ｙ——房屋平均销售价格（元／平方米）； 可支配收入和城镇居民消费水平。 ｘ。——城镇居民家庭人均可支配收入（元）； ３）宏观经济环境。 ｘ ——竣工房屋面积（亿平方米）； 与一般商品市场不同，房地产市场极易受到宏观经济环境的 Ｘｒ居民消费价格指数（１９７８＝１００）； 影响．宏观经济环境又可以分为宏观市场环境及宏观政策环境。 ｘ ——货币供应量（亿元）； 宏观市场环境包括货币供给量、通货膨胀水平、经济增长率。而宏 ——城镇居民消费水平（元／每人每年）； 观政策环境则包括国家的相关调控政策如土地政策、信贷政策、 Ｘ广长期贷款利率（五年以上）。 税收政策等等。宏观经济环境的任何细微变化，都会在房地产市 三、实证结果报告 场中得到放大，无论是实际效果还是心理效应，都可能使得房地 （一）回归分析过程 产价格发生很大的波动。突出体现在最近甚嚣尘上的房地产救市 将上述所有因素部纳入考察范围。进行一次多元线性回归 与否的问题。可见，宏观经济环境是研究房地产价格变动不容忽 得到结果如下： 视的一个因素。本文中选取的宏观经济环境指标为通货膨胀率、 表二：一次多元线性回归结果｛回归结果一） 货币供应量和长期贷款利率。 Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｖａｒｉａｂｌｅ：Ｙ 二、研究数据说明 Ｍｅｔｈｏｄ：Ｌｅａｓｔ ｓｑｕａｒｅｓ Ｄａｔｅ：０６１０３１０９ Ｔｉｍｅ：１４：５６ 基于以上分析．本文选取的数据主要有房屋平均销售价格、 Ｓａｍｐｌｅ：ｉ９９２ ２００７ 城镇居民家庭人均可支配收入、竣工房屋面积、城镇居民消费水 Ｉｎｃｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ：１６ Ｖａｒｉａｂｌｅ Ｃｏｅｍｃｉｅｎｔ Ｓｔｄ．ＥｉＴｏｒ ｔ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐｒｏｂ． 平、居民消费价格指数、货币供应量、长期贷款利率。数据选取年 Ｃ ３２． ５９２ ２２２．８４５６ ０．１４６９４４ ０－８８６４ 份为１９９２—２００８年．均来自于中经专网经济年鉴数据库。这里有 Ｘ１ ～０ １８ｌ７７９ ０．４３６Ｏ９６ －０．４１６８３４ ０．６８６６ Ｘ２ －２０３．２８９６ １４３．２６６６ —１．４１８９６１ Ｏ．１８９６ 必要对本文选取的数据做以下说明： Ｘ３ ４．２６８１３３ １．７５４６ｌ８ ２．４３２５１４ ０．０３７８ Ｘ４ ０Ｏｌ５６４２ ０．００５８０８ ２．６９３ １７７ ０．０２４７ １）从１９９２年开始我国全面推进市场经济改革，宏观经济 Ｘ５ 一Ｏ ｌ２２６３９ ０．５８５５６７ －０．２Ｏ９４３７ ０．８３８８ 各领域都发生了很大变化，这对房地产市场也产生了巨大的 Ｘ６ ２２．１８６４１ ｌ１．７４８３７ １．８８８４６６ ０．Ｏ９ｌ６ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ Ｏ．９９２５６２ Ｍｅａｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ＶＳＦ ２２００．５６３ 影响．同时由于１９９２年前后统计数据口径有一定变化，进行 Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ ０９８７６０３ Ｓ．Ｄ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｙｅｔ ７ ４２０４ Ｓ．Ｅ ｏｆ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ８５．６６７８７ Ａｋａｉｋｅ ｉｎｆｏ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ｌ２－０３８４７ 比较分析时会产生一定的偏差，因此本文选取的是从１９９２年 Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ ６６０５Ｏ．８５ Ｓｃｈｗａｒｚ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ １２＿３ 以后的数据。 Ｌｏｇ ｌｌｋｅｌｉｈｏｏｄ －８９．３０７７５ Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ２０ｎＩ６５４ Ｄｕｒｂｉｎ—Ｗａｔｓｏｎ ｓｔａｔ ２．４２ｌ７８９ Ｐｒｏｂ（Ｆ－ｓａｔｔｉｓｆｉｃ） Ｏ．０（）０００ｏ ２）１９９８年我国取消实物分房政策，取而代之的是货币分房政 策．因而１９９８年前后房地产市场会有一个比较大的变动，但是考 虽然Ｒ 和 ｚ都很大，分别达到了９９．２６％和９８．７６％，但是 虑到如果只选取１９９８年之后的数据，样本量会过少，影响统计分 很显然这个回归结果不能令人满意，其中ｘ１，ｘ２，ｘ５的ｔ检验值都 析的准确度。所以本文选取了包括从１９９２—１９９８年实行实物分房 很小，都小于自由度为９（１６—６一ｌ＝９），显著性水平为０．０５时的ｔ 政策期间的数据。 值分位数１．８３３，同时Ｐ值明显大于０．０５，不显著，这说明不能拒 ３）长期贷款利率选取的是五年以上贷款利率，２００５年以后利 绝这三个因素系数等于０的原假设，因此这个回归结果是很不 率调整比较频繁，无法确定一个比较合理的利率值，本文采用的 理想的。通过这一回归可以进行ｗｈｉｔｅ检验，ｗｈｉｔｅ检验的结果如 是当年年末的数据。 下所示： 躲 端《一々 搿￥舞一 。一＿ 一÷ｊ｜ 。每 。＿ －一 ｌ垂＝ 一托帝 强 表三：ｗｈｉｔｅ检验结果 分别看各因素，自由度为ｌ１，显著性水平为Ｏ．Ｏ５的ｔ统计量为 ｗｈｉ ｒｅ Ｈｅｔｅｒｏｓｋｅｄａｓｔｉｃｉｔｖ Ｔ ｓｔ： １．７９６．其中Ｘ２。Ｘ３，ｘ４的ｔ统计量绝对值都大于１．７９６，同时也可 Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ６ ２５７３ｔ３ ＰｒｏｂａＩ， ｔｖ ０．０７８６９４ Ｏｂｓ＊Ｒ—ｓａｕａｒｅ‘ｊ ｌ５ ３８５３ｌ Ｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙ ０ ２２ｌ０３８ 以看出，它们的Ｐ值也都小于Ｏ．０５，在显著性水平为０．０５时拒绝 Ｔｅｓｔ Ｅａｕａｔｉｏｎ： 系数等于零的原假设。而Ｘ６的ｔ统计量值１．７２１６１４小于１．７９６，Ｐ Ｄｅａｅｎｄｅｎｔ Ｖａｒｉａｂｌｅ：ＲＥＳＩＤ ２ Ｍｅｔｈ￣ｋ ｌｘ￣ａｓｔ Ｓｏｕａｒｅｓ 值则大于０．０５，说明不能拒绝该因素系数等于零的原假设。网而， Ｄａｔｅ：０６，（Ｊ３，Ｏ９ Ｔｉｍｅ：１４：５８ Ｓａｍｐｌｅ：１９９２ ２ｏｏ７ 这一回归结果还不够理想，需要进行进一步处理，从上述分析来 ｌｎｃｌｕｄｅｄ ｎＩＭｅｒｖａｔｉｏｎｓ：１６ Ｖａｒｉａｂｌｅ Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ Ｓｔｄ．Ｅｒｍｒ ｔ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐｒｏｂ 看．可以选择剔除因素Ｘ６，然后进行回归，回归结果如下所示： Ｃ 一２７２ｌ７ ６２ ７２８７８ ３６ －０．３７３４６６ ０．７３３６ Ｘｌ －２２３ ２６４７ ８６．７５５２２ —２ ５７３５０ｌ ００８２２ 表六：回归结果三 Ｘ１＾２ ＯＯ１２９Ｏ６ Ｏ．ｏｏ５０１３ ２．５７４２３４ Ｏｍ８２２ Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｖａｒｉａｂｌｅ：Ｙ Ｘ２ 一ｌ０３２７３ ６ ４３０３４ ２２ —２．３９９８０ｌ ００９５９ Ｍｅｔｈｏｄ：Ｉ，ｅａｓｔ Ｓｑｕａｒｅｓ Ｘ２＾２ ｌ４７５ｌ ５６ ５ｌ４１．３９２ ２ ８６９ｌ７７ ０．０６４１ Ｄａｔｅ：０６／０３１０９ Ｔｉｍｅ：１５：０６ Ｘ３ ｌ６６７．９１７ ５９２．２６７０ ２ ８ｌ６】５８ ００６７０ Ｓａｍｐｌｅ：１９９２ ２００７ Ｘ３ ２ 一ｌ ６８５８３４ ０．６４３５５７ —２．６ｌ９５５５ ０．０７９０ Ｉｎｃｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ： ６ Ｘ４ ３３６ｑ３５４ ０．９３８７９６ ３．５８９０１４ ０．０３７０ ＶａｒｉａｔＪｌｅ Ｃｏｅｆｆｌｃｉｅｎｔ Ｓｔｄ Ｅｒｒｏｒ ｔ—Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐｒｏｂ Ｘ４＾２ —６５１Ｅ一０６ １ ６４Ｅ一０６ —３ ９７０３５７ ０．０２８６ Ｃ ３６２．９８６ｏ １６３．６７３９ ２ ２ｌ７７３９ ００４６６ Ｘ５ ｌ７６．４７２０ １ｏ６２９３１ １ ６６Ｏ２４０ Ｏ１９５４ Ｘ２ —２７４．８０３２ ９６．７２９３８ －２ ８４０９４９ ０．Ｏ１４９ Ｘ５＾２ —０．ＯＩ５７４７ ０．００９７５８ 一ｌ ６ｌ３７８３ ０．２０５０ Ｘ３ ２ ４ｌ６４１４ ０４３８８４１ ５ ５Ｏ６３５６ ００ｏ０１ Ｘ６ －３３８９３ １７ Ｉ１９７７．２５ －２．８２９７９５ ００６６２ Ｘ４ ０．ｏｏ９５６２ ０．ｏ０１４５４ ６ ５７５４８８ ０．００１３０ Ｘ６＾２ Ｉ６８６６３９ ５８７．５６３６ ２．８７０５６３ ０．０６４０ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０９８８９ｌ８ Ｍｅａｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ ２２００．５６３ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０．９６１５８２ Ｍｅａｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ ４ｌ２８．１７８ Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０．９８６ｌ４８ Ｓ Ｄ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｔ ７６９４２０４ Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０ ８０７９０８ Ｓ Ｄ．ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ ６ｏ７５．３７７ ＳＥ．ｏｆ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ９０．５５８ｌ８ Ａｋａｉｋｅ ｉｎｆｏ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ｌ２．０６２１８ Ｓ Ｅ．ｏｆ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ２６６２．７３ ｌ Ａｋａｉｋｅ＿ｎＲＪ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ ｌ８．５６３１２ Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ ９８４０９ ４２ Ｓｃｈｗａｒｚ ｃｒｉｔｅｒｉ‘）ｎ ｌ２ ２５５３３ Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ ２１２７Ｏ４ｌ７ Ｓｃｈｖ￣ａｒｚ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ １９．１９０８４ Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ －９２．４９７４４ Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｅ ３５６．９４５８ Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ —ｌ３５．５０４９ Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ６ ２５７３ｌ３ Ｄｕｒｈｉｎ—Ｗａｔｓｏｎ ｓｔａｔ ｌ １０９６８ Ｐｍｂ（Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ１ ０．Ｏ０（唧的 Ｄｕｒｂｉｎ—Ｗａｒｓｏｎ ｓｔａｔ ２ ９３７８３７ Ｐｒｏｂ（Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ） ０．０７８６９４ 从上述结果中可以看出，进行线性回归的Ｐ值是Ｏ．０７８６９４， 从ｋ述回归结果可以看出．Ｒ 和Ｒ。与剔除变量Ｘ６之前略有 表明在显著性水平为０．０５时没有异方差性，不需要进行处理。同 减小．但是减小得都很少，可以认为剔除前后回归的拟合程度相 时。Ｄ．Ｗ．统计量数值为２．９３７８３７，不能确定是否存在自相关。可以 差不大。Ｄ．ｗ．统计量为１．８１０９６８，样本量为１６，因素个数为３的 先对各因素进行共线性检验，得到相关性矩阵如下 ＤＷ上界为１．５４．这说明这一凹归结果也不存在序列自相关问 表四：相关性矩阵 题。再分别看各因素，自由度为ｌ２，显著性水平为０．０５的ｔ统计量 Ｘ Ｘ２ ｘ１ Ｘ５ Ｘ６ 值为ｉ．７８２，可以看到，Ｘ２，Ｘ３，Ｘ４的ｔ统计量绝对值都大于１．７８２， Ｘ １．００ＯＯＯ ｏ９８６８２ Ｏ．７８０３８ ｏ９９３７５ ｏ．９９８９１ 一ｏ６３４２９ Ｘ２ ｏ．９８６８２ １．Ｏ㈣ ０．７２７５０ ｏ．９９０１４ ｏ９８６３０ —０．６７５５７ 其Ｐ值都小于０．０５．说明应拒绝系数等于零的原假设，因而这一 Ｘ３ ｏ．７８０３８ ０７２７５０ １ ｏ００００ Ｏ ７１ｏ５９ ｏ．８０３ｌ６ —０４７４７３ 回归结果是比较理想的。此外回归结果中的常数项的ｔ检验量也 ＸＪ ０９９３７５ ｏ．９９０ｌ４ Ｏ．７ｌＯ５９ ｌ ０ｏ０００ ０．９８９０６ －ｏ６５０４９ Ｘ ０．９９８９１ ｏ９８６３０ ０８０３ｌ６ ０９８９０６ １．Ｏ００ＯＯ －４）．６４２４４ 大于１．７８２，其Ｐ值小于０．０５，说明应拒绝常数项等于零的假设。 －ｏ．６３４２９ —０６７５５７ －ｏ４７４７３ —０ ６５０４９ －ｏ．６４２４４ １．０００１３０ （二）最终回归结果 从上表可以看出各因素之间存在很明最的多重共线性问题， Ｙ＝３６２．９８６０—２７４．８Ｏ３２ Ｘ，＋２．４１６４１４＊Ｘ ４－０．００９５６２＊Ｘ４ 因此需要剔除一部分因素。考虑采用逐步回归法，在所有因素的 （２．２１７７３９）（一２．８４０９４９）（５．５０６３６） （６．５７５４８８） 回归结果中，因素ｘｌ和Ｘ５的检验显著性水平都很低，其Ｐ值分 Ｒ２＝０．９８８９１８，Ｒ －０．９８６１４８。Ｄ．Ｗ．＝１．８１０９６８，Ｆ＝３５６．９４５８ 别是０．６８６６．０．８３８８．远大于０．０５．而且这两个因素与其他因素的 在模型中各变量含义为： 相关系数都比较高 所以首先将这两个因素从模型中剔除。剔除 Ｙ——房屋平均销售价格（元／平方米）； 后再进行回归．得到结果如下： Ｘ１一一竣工房屋面积（亿平方米）； 表五：回归结果二 Ｘ ——城镇居民消费价格指数（１９７８＝１００）； Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ Ｖａｒｉａｂｌｅ：Ｙ ｘ 一一货币供应量（亿元）。 Ｍｅｔｈｏｄ：Ｄｅａｓｔ Ｓｑｕａｒｅｓ Ｄａｔｅ：０６／０３／０９ Ｔｉｍｅ：１ ５：０５ 这一 ｌ归结果表明．竣工房屋面积ｘ，、城镇居民消费价格指 Ｓａｍｐｌｅ：】９９２ ２００７ Ｉｎｃｌｕｄｅｄ ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ：１６ 数Ｘ 、货币供应量ｘ 可以说明房屋平均销售价格总方差的 Ｖａｆｆａｂｌｅ Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ Ｓｔｄ Ｅ／／＇ｏｒ ｔ－Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐｒｏｂ． ９８ ８９％．拟合效果很好．在显著性水平为０．０５时，同归模型在整 Ｃ １６６．９８６５ １８９ Ｏ２ ０．８８０３Ｉ１ ０ ３９７５ Ｘ２ —２２６．３６８５ ９３．９７９２７ －２ ４０８７０７ ００３４７ 体上是 著的。 Ｘ３ ２ ３７９７４５ Ｏ．４ｏ７３６９ ５ ８４ｌ７４４ Ｏ．０（ｘ】ｌ Ｘ４ Ｏ【ｘ】９ｌ３０ Ｏ００ Ｊ ３７ｌ ６．６５９ｌ４９ ０．００００ 因素ｘ 的系数是一２７４．８０３２，其含义是在１９９２—２００７年间当 Ｘ６ ｌ６ ３０２８３ ９．４６９５０５ ｌ ７２１６ｌ４ ０．１１３１ 其他因素保持不变时，竣工面积每增加一亿平方米，房屋平均销 Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０．９９ｌ２７０ Ｍｅａｎ ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ ２２ｏｏ．５６３ Ａｄｊｕｓｔｅｄ Ｒ—ｓｑｕａｒｅｄ ０９８８０９６ Ｓ．Ｄ．ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｖａｒ ７６９４２０４ 售价格在同期会下降２７４．８０３２元。因素ｘ 的系数是２．４１６４１４．其 Ｓ．Ｅ．ｏｆ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ８３．９４８７２ Ａｋａｉｋｅ ｉｎｆｏ ｅｒｉｔｅｒｉｏｎ １ １ ９４８６０ 含义是在１９９２—２００７年间当其他因素保持不变时，居民消费价格 Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ ７７５２１．２７ Ｓｃｈｗａｒｚ ｃｒｉｔｅｒｉｏｎ １２．１９００３ Ｌｏｇ ｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ 一９０ ５８８７７ Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ３ｌ２．２６４４ 指数相对于１９７８年水平每提高一个百分点．房屋平均销售价格 Ｄｕｒｂｉｎ－ＷａｔｓｏＨ ｓｉａｌ ２．０１９４８３ Ｐｒｏｂ（Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ） Ｉ Ｏ．ＯＯ９ＯＯＯ 在同期会增加２．４１６４１４元。因素）（４的系数是０．００９５６２，其含义是 从这一结果可以看出．Ｒ 相对于剔除Ｘ１．ｘ５之前减小的很 在１９９２—２００７年间当其他因素保持不变时，货币供应量每增加一 少．而 得到明显改善．说明这一回归结果拟合度要优于之前的 亿元，房屋平均销售价格在同期会增加０．００９５６２元。常数项是 模型。Ｄ．ｗ．统计量值为２．０１９４８３，非常接近于２，说明无自相关。再 ３６２．９８６０，其含义是当回归线的截距是３６２．９８６０。即当上述三项因 ＦＩＮＡＮＣＥ＆ＥＣＯＮＯＭＹ 金融经济 脯酾霸蹦囊静龋鞴黼糟 船辫努瓣蓦瓣瓣 ｜蔼辩 强嚣｛ 垂 弹 ｌｌ｛ｌ群： 《 娜勰＃龋 理性疏忽经济周期理论简介 口李振萍 摘要：在西方经济学学科体系的研究中．对于经济周期理论 些成本，经济主体选择了疏忽，即有意识地忽略某些信息。或者不 的认识与研究长期以来都被认为是重要的学科基础问题 经济学 是像理性预期所说的在每一时点上都选择更新已掌握的新信息。 界的不同时代、不同理论学派的许多经济学家们都有各自的学说 与完全理性假设相比。理性的疏忽假说与现实更加贴近，该理论 看法，本文主要介绍了西方新凯恩斯主义的最新进展——理性疏 是西方经济学的最新发展，代表了新凯恩斯主义的前沿进展。 忽下的经济周期理论 二、理性疏忽下经济周期理论介绍 关键词：理性疏忽：经济周期：注意分配 理性的疏忽假说作为一种对经济主体的行为假设，它的意义 远不只在于该理论本身．而在于建立在该假设基础上的经济理论 一、理性疏忽的定义 是否能够更好地解释现实。为此一些西方学者开始把该理论运用 传统的经济周期理论无沦是卢卡斯的货币经济周期理论还 于经济波动和经济周期的分析。 是基德兰德和普雷斯科特的实际经济周期理论都是建立在行为 Ｍａ ｃｋｏｗｉａｋ ａｎｄ Ｗｉｅｄｅｒｈｏｈ（２００９ａ）￣究了在部分均衡框架下 人完全理性的假设之上。然而．完全理性假设与我们观察到的现 价格对总名义冲击和异质冲击的不同反应。揭示了在理性疏忽假 实并不相符，而且大量的实证研究也证明了这一点：行为人并不 设下厂商的注意分配机制如何使得价格对异质冲击反应更为敏 总是理性的 鉴于此新凯恩斯主义者新近提出了理性的疏忽概 感而对总名义冲击反应较不敏感。 念。该理论认为由于人们处理信息的能力有限以及获取信息需要 该模型在Ｓｉｍｓ ｆ２００３）“理性疏忽”的框架下研究厂商的价格 成本。行为人理性地选择了疏忽某些相对不重要信息。Ｓｉｍｓ 设定 厂商可以在每一时期毫无代价地调整价格。厂商决定观察 （２ＯＯ３）阐述了理性的疏忽的内涵．认为信息处理能力构成了对经 什么并确定每个阶段接收的信号数量以及信号的随机属性。厂商 济主体的约束．由于处理信息能力的限制．而产生了疏忽行为。 面临有限信息流约束。由于经济状态是多维的．厂商决定哪些变 Ｒｅｉｓ（２００４）提出了对经济主体的疏忽行为的描述，在标准经济模 量需要观察得更为细致。通过规定名义总需求和特有状态变量的 型中加入新的假设．假设获取和处理信息都需要成本。面对这这 外生随机过程来限定模型。 素都为零时．房屋销售价格是３６２．９８６０元。 够很好的对房屋平均销售价格进行预测。 自由度为１２，显著性水平为０．０５的ｔ统计量值为１．７８２，上述 四、结论 回归模型各因素系数以及常数项ｔ统计量的绝对值都大于 由以上分析可知，影响房地产市场价格的主要因素为竣工房 １．７８２．均在否定域内，说明显著性水平为０．０５时，拒绝这些系数 屋面积、通货膨胀水平（城镇居民消费价格指数）、货币供应量。其 和常数项等于零的假设。 中，竣工房屋面积体现的是房地产的供给状况，而通货膨胀水平 表七：残差图 和货币供应量体现的则是房地产的需求状况和宏观经济状况。同 时由上一部分的分析结果可知，房地产价格与竣工房屋面积成反 １９９口９９５口Ｉ。Ｏ １ ０ｆ均７９．８５７９３５ １９９３ １２９，＿００ １２０４０５ ８６９４７１ 比，与通胀水平及货币供应量成反比，而这恰也体现了供给量与 １９ｇｌ４ １ ∞．∞ １３４８ ６７ ６０ ３３３７ Ｉ 需求量对房地产价格的不同影响方向。 ，９９５ ，５９１ ００ １５７２５ｏ １８ ４９７５ ｌ １９９６ １８嘶 ｃＩＤ １７９６ ８２ ９ １７７７８ ‘ ｝ 参考文献： １９９７ １９９７００ １９ｓ３３４ ３３ ６５７８ Ｊ ［１】吴红华．《房地产价格影响因素分析》［Ｊ】．温州大学学报，２００１，３ １９９８ ２０６３ ００ ２０［３５ ９８ ２７ ０１５７ ｌ １９９９ ２０５３∞２０６３８２－｛８８２２７ 【２】沈悦，刘洪玉．《房地产价格与宏观经济指标关系的研究）ｍ．价 ２∞０ ２１ １２．∞ ２１ １２ ０１－０ ００５３１ 格理论与实践，２０ｏ２，８ ２∞１ ２ｆ７０００ ２２ ４ ６１ ４４ ６。６４ ２０ｃｌ２ ２２５０∞２３１８ ２１．６８ ２０５７ 【３】李朋，冯玉梅．《对房地产价格影响因素的分析》【Ｊ１．河北工程大 ２０昭２鲫 ００ ２４９６ ２６－１３７ ２６１ 学学报，２００７，２ ２∞ ２７１４．００ ２８２１ ３９ １０７ ３９１ ２００５ ３１６Ｂ∞２％７８７ ２００１３５ 【４］潘廷艳，林筱文．《对中国房地产价格的统计分析》［Ｊ］．科技经济 ２００ＩＢ ３３６７，００ ３３６７ ９８－Ｏ９８３９８ ・ ＝ 市场，２００７，４ ２口０７ ３８６４．００ ３８４４ ６９ １９ ３０５２ ｌ ［５】傅劲锋．《房地产价格决定因素分析》【ＪＪ．新经济杂志，２００７，１１ 从这一残差图可以看出。利用回归方程所计算得出的被解释 ［６】时玉畅．《论我国房地产市场的价格走势》【Ｊ】．华东经济管理 变量的估计值与被解释变量的实际值大都相差不大，其中明显偏 ２００７，１２ 差比较大的是２００３—２００５年．这可能是因为还有其他影响房价而 【７１ｇ雷，公衍奎．《中国当前几种主要的房地产指数》［Ｊ］．中国房地 没有进入模型的因素，其他年份的残差都小于５％，所以本文考虑 产，２００２，４ 的竣工房屋面积、城镇居民消费水平、通货膨胀率这三个因素能 （作者单位：中国人民大学公共管理学院）