需求結(jié)構(gòu)、異質(zhì)性預(yù)期和房價波動
——兼論限購限貸政策與貨幣政策效果

趙 瑋 李 勇

一、引 言

為了抑制房價的過快上漲，中央政府屢次發(fā)文強調(diào)“房住不炒”，確立了房地產(chǎn)市場平穩(wěn)、健康發(fā)展的政策基調(diào)，各地方政府也出臺了限購、增加交易契稅、提高房貸首付比率和房貸利率等調(diào)控房地產(chǎn)價格的政策，旨在通過增加住房的交易成本來抑制住房的投資和投機需求。從實際效果來看，房價上漲趨勢雖然已經(jīng)得到了初步控制，但是高房價帶來的負(fù)面效應(yīng)依舊存在。因此，分析高房價形成的機理，理清高房價形成的影響因素便顯得尤為重要。中國自1998 年房地產(chǎn)市場化改革以來，驅(qū)動房價變動的主要因素有土地(陳斌開和楊汝岱，2013；梅冬州和溫興春，2020)、人口與貨幣政策(侯成琪和龔六堂，2014；王愛儉和倪鑫，2021；馬理和范偉，2021)。其中最重要的是人口，即需求因素對于房價上漲的決定性作用(況偉大，2010；高波等，2013；陳斌開和張川川，2016)。但仔細(xì)分析中國房地產(chǎn)價格的形成機制還可以發(fā)現(xiàn)，多輪政府調(diào)控房價的政策難以奏效的根本原因在于，居民預(yù)期房地產(chǎn)業(yè)調(diào)控政策的短時效性，以及取消之后會導(dǎo)致房價新一輪上升，所以一旦政策轉(zhuǎn)向就入場購房會加劇房價的“補漲”，即居民已經(jīng)形成了房地產(chǎn)業(yè)調(diào)控政策不會持久的預(yù)期。由此可見，除了基本面因素外，預(yù)期對于房價及其波動同樣具有重要影響。預(yù)期的變化一方面可以影響居民的經(jīng)濟行為決策，另一方面還將改變其對于遠(yuǎn)期住房價格的預(yù)期，并最終影響當(dāng)期住房價格和波動水平。在這個思路下，有研究學(xué)者(Lambertini 等，2013；Kanik 和Xiao，2014；楊柳等，2016；王頻和侯成琪，2017 等)在動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)的框架下增加外生預(yù)期沖擊(News Shocks)，并在此基礎(chǔ)上探討預(yù)期對于房價及其波動水平的影響。然而，這種方法忽略了公眾預(yù)期的異質(zhì)性、公眾形成預(yù)期時的交互性，因此無法從更深層微觀視角考察公眾預(yù)期的內(nèi)在形成機制，更無法探討公眾異質(zhì)性預(yù)期引發(fā)的房價內(nèi)生性波動特征及其傳導(dǎo)機制。此外，現(xiàn)有研究主要通過計量經(jīng)濟學(xué)方法評估部分城市限購政策的效果(張德榮和鄭曉婷，2013；鄧柏峻等，2014)，鮮有研究在動態(tài)隨機一般均衡框架下探討限購、限貸政策能否通過預(yù)期傳導(dǎo)渠道來降低我國房價，以及評估其對產(chǎn)出的影響。

為了改進上述不足，在對我國房地產(chǎn)市場的需求進行深入解讀的前提下，本文基于Agent 的新凱恩斯(Agent-Based New Keynesian，ABNK)模型考察不同類型購房者的異質(zhì)性預(yù)期對我國房價及其波動水平的影響機制。本文的邊際貢獻在于：①通過在家庭決策方程中引入異質(zhì)性預(yù)期規(guī)則，將家庭預(yù)期內(nèi)生化，彌補了現(xiàn)有研究簡單引入外生預(yù)期沖擊而無法分析與衡量家庭異質(zhì)性預(yù)期帶來的房價內(nèi)生性波動的不足。②不同于現(xiàn)有文獻基于DSGE 模型簡單將公眾預(yù)期進行分類的建模方式，本文ABNK 模型中家庭預(yù)期是真正意義的異質(zhì)性預(yù)期，并且經(jīng)濟趨近的是異質(zhì)性預(yù)期均衡，可以改善現(xiàn)有模型在理性預(yù)期均衡下對經(jīng)濟解釋力與預(yù)測能力的偏誤。③將家庭住房需求分為剛性需求、投資型需求和投機型需求三類，估計了我國房地產(chǎn)市場中各類家庭占比，通過仿真模擬我國住房市場各類力量進行博弈時房價的動態(tài)特征，探尋房價上漲背后的推手。④評估不同強度的限購、限貸政策以及貨幣政策在抑制房價上漲方面的作用，以及其對宏觀經(jīng)濟的影響。本文的分析結(jié)論不僅有助于認(rèn)識我國房價持續(xù)上漲的具體需求類型，明確公眾異質(zhì)性預(yù)期影響房價演化過程的作用機理，還可以為政府有效抑制房價上漲，預(yù)防房價高漲與投機盛行帶來的房地產(chǎn)泡沫和經(jīng)濟運行風(fēng)險提供必要的參考和借鑒。

二、文獻述評

1998 年國務(wù)院《關(guān)于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革 加快住房建設(shè)的通知》明確指出，從1998 年下半年開始，停止住房實物分配，逐步實行住房分配貨幣化和住房供應(yīng)體系商品化，標(biāo)志著中國住房制度改革全面展開。自2004 年起，中國商品房價格開始連續(xù)大幅度上漲且持續(xù)十多年，這種上漲勢頭從北上廣深等一線城市蔓延到二線城市，并以波浪式的趨勢向三四線城市蔓延。對于中國房價持續(xù)上漲的原因，諸多研究從成本、供給以及需求等方面進行了分析，但經(jīng)典的房地產(chǎn)經(jīng)濟學(xué)理論認(rèn)為，住房需求是對遮風(fēng)避雨空間以及基礎(chǔ)設(shè)施的需求，也是對具有良好就業(yè)機會、公共服務(wù)和宜居特征的區(qū)位需求(Rosen，2002；鄭思齊等，2012)，所以需求因素是影響房價波動的首要因素。根據(jù)這個理解，學(xué)者們分別從人口結(jié)構(gòu)、政府政策和收入等視角分析了房地產(chǎn)需求對于住房價格(及其波動)的影響。作為一個擁有14 億人口的發(fā)展中大國，大量人口釋放的居住和投資壓力構(gòu)成了中國房地產(chǎn)市場需求的基本力量。有鑒于此，部分學(xué)者分析了人口結(jié)構(gòu)對于房價的影響，發(fā)現(xiàn)適齡人口的增加、性別比例的失衡(徐建煒等，2011；劉學(xué)良等，2016)、人力資本的規(guī)模擴張和空間聚集(陳斌開和張川川，2016)是房價上漲的首要原因。除人口因素外，政府政策是政府進行宏觀調(diào)控的重要方式，也是熨平經(jīng)濟波動、促進房地產(chǎn)市場健康發(fā)展的重要手段，其對房價及其波動也將產(chǎn)生一定程度的影響。杜敏杰和劉霞輝(2007)、倪鵬飛(2019)等學(xué)者分析了貨幣和匯率政策對于房價上漲的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)貨幣政策寬松和人民幣升值的匯率變動是推動房價上漲的又一重要因素。而從收入視角來看，收入水平是居民購房能力的決定性因素。改革開放以來，中國城鎮(zhèn)居民可支配收入大幅增加，這使得城鎮(zhèn)居民的購房能力大大增強，進一步推動了房價的快速上漲(屠佳華和張潔，2005；高波等，2013)。以上文獻對我們理解中國房價持續(xù)上漲提供了有益的參考，但仔細(xì)分析中國房價上漲的特征還可以發(fā)現(xiàn)：①人口結(jié)構(gòu)固然是影響房價上漲的主要因素，卻更適合對房價上漲的中長期趨勢進行分析，對于房價波動還欠缺解釋力；②貨幣和匯率政策可以影響房價，但政府政策往往是對宏觀經(jīng)濟環(huán)境和房地產(chǎn)市場各方策略選擇的被動反應(yīng)，所以貨幣和匯率政策等只是房價上漲的助推器和催化劑，房價上漲背后的深層次原因還有待探究；③收入對于房價的持續(xù)上漲和波動具有重要影響，但中國的房價上漲速度已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了收入上漲的幅度，房價收入比已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)脫離合理區(qū)間，進一步加劇了部分學(xué)者對于房價泡沫和房地產(chǎn)風(fēng)險的擔(dān)憂，其合理性還待斟酌。那么，分析房價上漲及其波動的原因，不應(yīng)只聚焦需求的基本面，還應(yīng)進一步分析中國房地產(chǎn)市場的需求結(jié)構(gòu)。

（一）需求結(jié)構(gòu)和房價波動

住房作為特殊的商品，兼具消費性和投資性的雙重屬性，從而衍生出三類需求：有效剛性需求、投資型需求和投機型需求。住房剛性需求是由其消費屬性所決定，即有消費能力的居民為了解決居住這一最基本的需求，以自住為首要目標(biāo)而形成的需求。住房的投資屬性衍生出住房投資型需求和投機型需求，投資型需求主要是居民利用房屋保值、增值的強投資品屬性，通過房屋租借或轉(zhuǎn)賣來獲取收益或資產(chǎn)增值的需求。這類需求的可變性較強，易受政府政策、金融環(huán)境以及市場環(huán)境等外部因素的影響。住房的投機型需求則是投資中的一種特殊形式，是指在短時間內(nèi)居民通過房地產(chǎn)的買賣和換手等方式，賺取短期內(nèi)由于信息不對稱及市場價格的波動造成的交易差價。投機型需求為了獲得高額利潤，會通過炒作、發(fā)布虛假信息等方式影響人們對房地產(chǎn)價格的未來預(yù)期，造成市場假象，形成房價泡沫等問題。對于不同需求類型對房地產(chǎn)價格影響的研究由來已久，國外學(xué)者(Ito 和Iwaisako，1995；Levin 和Wright，1997)從分解房地產(chǎn)價格入手，將房地產(chǎn)價格分解為經(jīng)濟基本因素驅(qū)動的基礎(chǔ)價格和市場投資行為驅(qū)動的非基礎(chǔ)價格，進一步解釋了不同類型購房者對于房價的影響。

就中國的實際情況而言，房地產(chǎn)市場包括哪幾類購房者?到底是哪一種購房者推動了房地產(chǎn)價格的持續(xù)上漲呢?已有文獻對于這一問題進行了充分探討，并形成了以下三種結(jié)論：①諸多學(xué)者認(rèn)為國內(nèi)巨量“剛需族”的存在導(dǎo)致了中國房地產(chǎn)市場的供需不平衡，并同時推動了房價持續(xù)上漲。“剛需族”主要包括兩種類型：新增城市居民和新婚家庭。首先，中國具有發(fā)展中國家典型的二元結(jié)構(gòu)，改革開放后城市化進程加速，以城市化為主導(dǎo)的人口空間集聚成為剛需型需求的來源之一(駱永民和伍文中，2012)。其次，在中國特殊的婚戀市場上，住房成為準(zhǔn)新郎的硬通貨，而在2004 年以后，“嬰兒潮”一代(80 后和90 后)開始成家立業(yè)并集中進入房地產(chǎn)市場，成為住房剛性需求的又一重要來源，進一步導(dǎo)致中國住房價格持續(xù)走高(李超等，2015；李斌等，2018；何林浩，2019)。②多數(shù)學(xué)者認(rèn)為中國房價普遍上漲主要源于投資型需求，大量關(guān)于住房不同類型需求的測算(張海洋等，2011)表明，中國房價上漲最直接、最本質(zhì)的原因在于巨大的投資需求。③主流觀點認(rèn)為過度投機是導(dǎo)致房地產(chǎn)泡沫的主要原因(袁志剛和樊瀟彥，2003；姜春海，2005；周京奎，2005)。

（二）預(yù)期和房價波動

通過分析房地產(chǎn)市場需求結(jié)構(gòu)，我們可以發(fā)現(xiàn)，不同類型的購房者是推動中國房價上漲的基本力量。然而，正是偏好及家庭稟賦的差異才導(dǎo)致了這些購房者對于房價的預(yù)期存在異質(zhì)性，并在此基礎(chǔ)上影響了居民的購房決策和房價水平。因此，需求結(jié)構(gòu)對于房價及其波動水平的影響實際上體現(xiàn)為預(yù)期。那么，預(yù)期到底如何影響房價呢？主流學(xué)者基于動態(tài)隨機一般均衡(DSGE)模型從兩個方向進行了討論。①早期的研究學(xué)者假設(shè)存在一個理性預(yù)期的代表性購房個體，并在理性預(yù)期的基礎(chǔ)上分析了預(yù)期對房價波動的影響。Kiyotaki 和Moor(1997)開創(chuàng)性地在DSGE 模型中嵌入抵押信貸約束機制，進一步分析了預(yù)期因素對于房價波動的影響。Iacoviello(2005)則將房產(chǎn)作為抵押品引入購房者的購買決策中，分析了預(yù)期和房價波動之間的關(guān)系，這種做法逐漸被后來的學(xué)者所接受，成為分析二者關(guān)系的主流框架。②近來的研究學(xué)者則將公眾對于房價的預(yù)期視作外生沖擊，并基于預(yù)期經(jīng)濟周期理論分析了預(yù)期因素對于房價波動的影響。其中，Tomura(2010)認(rèn)為對于收入持續(xù)高增長的不確定性會產(chǎn)生預(yù)期驅(qū)動的房地產(chǎn)周期，而開放條件下的資本流入則加劇了該波動。Burnside 等(2011)和Lambertini 等(2013)發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)市場周期性波動來源于公眾對基本面的異質(zhì)性預(yù)期，公眾對經(jīng)濟增長預(yù)期的變動是引起房地產(chǎn)經(jīng)濟周期的重要驅(qū)動力量。Kanik 和Xiao(2014)研究了不可預(yù)期的和可預(yù)期的住房偏好沖擊，發(fā)現(xiàn)預(yù)期沖擊可以解釋30%左右的房價波動以及50%以上的消費波動、投資波動和通脹波動。對于中國房價的波動，況偉大(2010)也強調(diào)收入、成本等經(jīng)濟基本面因素很少出現(xiàn)大的波動，預(yù)期對房價波動可能發(fā)揮著重要作用。楊柳等(2016)考察了各類外生預(yù)期沖擊對中國房價波動的影響情況；王頻和侯成琪(2017)也引入住房交易成本和住房價格加成的預(yù)期沖擊，研究了預(yù)期對住房價格和宏觀經(jīng)濟的影響。庹永貴等(2018)分析了預(yù)期、房價沖擊與中國經(jīng)濟波動之間的內(nèi)在機理。

很顯然，DSGE 模型確立了預(yù)期影響房價的理論分析框架，但還存在以下缺陷：①在真實的經(jīng)濟中，公眾經(jīng)常會犯錯誤并且從錯誤中進行學(xué)習(xí)(Mankiw 等，2003)，進一步通過學(xué)習(xí)效應(yīng)不斷糾正其對于房價的預(yù)期，而這種調(diào)整過程本身會導(dǎo)致房價內(nèi)生性波動。早期的DSGE 模型隱含著代表性個體、理性預(yù)期等強信息假設(shè)(Sargent 等，2009；Gatti，2010)，很難考慮房價的這種內(nèi)生性波動，進一步制約解釋和預(yù)測能力。②近來的DSGE 模型將預(yù)期因素嵌入一般均衡經(jīng)濟框架中，這種在模型中簡單引入外生預(yù)期沖擊的方式也同樣無法考慮這種內(nèi)生性波動。更為嚴(yán)重的是，未預(yù)期到的外生沖擊會導(dǎo)致房價波動，而公眾的學(xué)習(xí)行為會對這種房價波動起到加強作用，而簡單引入外生預(yù)期沖擊，無法衡量這種放大效應(yīng)。為了彌補預(yù)期經(jīng)濟周期理論的不足，需要在DSGE 模型內(nèi)引入公眾異質(zhì)性預(yù)期。大量經(jīng)濟學(xué)者做了相關(guān)的工作(Huang 等，2009；Massro，2013；許志偉等，2015；張浩等，2020)，但這些研究僅將公眾預(yù)期簡單區(qū)分為有限理性預(yù)期和完全理性預(yù)期，或者將投資者根據(jù)行為分成兩類，這些都不是真實意義上的完全異質(zhì)性預(yù)期模型，所以其解釋和預(yù)測能力仍然較為有限。

綜上所述，已有文獻為我們理解中國房價持續(xù)上漲提供了有益的參考，但仍存在值得拓展的空間。第一，雖然已有研究對于需求結(jié)構(gòu)與房價波動的關(guān)系有一定的現(xiàn)實性解釋，但到底是哪一類需求是中國房價長期、持續(xù)上漲以及大面積蔓延的推手，仍沒有一致的回答。具體來說，采用計量經(jīng)濟學(xué)進行研究的文獻對此問題并未能形成一致的結(jié)論，而采用宏觀模型進行研究的文獻則缺乏對房價高企之謎需求原因的深度解釋，所以不同需求類型對房價影響的理論機制還有待進一步分析。第二，不論是理性預(yù)期的DSGE 模型還是近來的DSGE 模型(將預(yù)期視作外生沖擊)，均無法克服預(yù)期內(nèi)生性所造成的解釋和預(yù)測偏誤，這使得其對房價及其波動水平的解釋和預(yù)測能力有限。而從需求結(jié)構(gòu)分析房價的相關(guān)討論來看，由于購房偏好、個人稟賦等方面的差異，不同購房群體對于房價的預(yù)期顯然是存在差異的，即異質(zhì)性預(yù)期。因此，在ABNK 的框架下系統(tǒng)考察異質(zhì)性預(yù)期影響房價及其波動水平的內(nèi)生機理便顯得尤為必要。為了彌補這個缺陷，本文在仔細(xì)分析中國房地產(chǎn)市場的需求結(jié)構(gòu)后，基于ABNK 的分析框架構(gòu)建了完全異質(zhì)性預(yù)期影響房價及其波動水平的分析框架，并在此基礎(chǔ)上進行系統(tǒng)的理論和實證研究，進一步回答“中國房地產(chǎn)市場的泡沫到底有多大”“到底是哪類需求推高了中國的房價”等重要問題，與此同時，對我國限購和限貸政策以及貨幣政策的調(diào)控效果進行評估。

三、基準(zhǔn)模型的構(gòu)建

本文采用基于Agent 的新凱恩斯(ABNK)模型來刻畫和描述經(jīng)濟體中各部門的經(jīng)濟行為及其相互之間的聯(lián)系。基準(zhǔn)模型架構(gòu)借鑒Iacoviello(2005)和Wei Zhao 等(2018)的做法，并在此基礎(chǔ)上將家庭部門具體劃分為剛需型、投資型和投機型以反映我國房地產(chǎn)市場的需求結(jié)構(gòu)。

（一）家庭行為決策

本文借鑒并拓展了Iacoviello(2005)模型，從家庭的耐性程度與住房需求兩個角度對家庭的行為進行充分刻畫。假設(shè)經(jīng)濟中家庭數(shù)目是有限的，儲蓄家庭與借貸家庭分別在不同預(yù)期規(guī)則和既定約束下最大化其終生效用貼現(xiàn)和，不同種類家庭的效用函數(shù)分別為：

儲蓄家庭與借貸家庭面臨的預(yù)算約束分別為：

（二）家庭異質(zhì)需求的刻畫

根據(jù)個體持有房產(chǎn)的動機將經(jīng)濟中的個體分為三種類型：剛需型家庭、投資型家庭和投機型家庭，做如下假設(shè)。

1. 假設(shè)剛需型家庭對房價的預(yù)期規(guī)則為靜態(tài)預(yù)期規(guī)則。住房市場化改革后，隨著城市化進程的持續(xù)推進以及“80”后、“90”后、“嬰兒潮”等因素的影響，大量的剛需型家庭構(gòu)成了中國房地產(chǎn)市場的剛性(基本)需求。仔細(xì)分析剛需型家庭的基本特征可以發(fā)現(xiàn)，此類家庭一般在所居住的城市沒有房產(chǎn)，但是面臨著“城市置業(yè)”“工作置業(yè)”和“成家置業(yè)”等壓力，所以他們的住房購買需求較為“剛性”和強烈。在房價快速上漲的背景下，剛需型家庭選擇住房的機會成本較高，在購買能力(收入約束)有限的條件下，“廉價”或“性價比”成為其首要關(guān)注因素，對宜居程度、增值潛力等高層次需求關(guān)注較少，更多時候是房地產(chǎn)市場的價格“接受者”。根據(jù)以上分析，本文假定剛需型家庭的預(yù)期規(guī)則為靜態(tài)預(yù)期規(guī)則，即：

其中，E是預(yù)期算子。該方程說明，剛需型家庭t 期的預(yù)期房價等于 t-1 期的實際價格水平，本文的剛需家庭主要是指有能力買房的家庭，要么通過貸款，要么通過父母幫助獲取買房資金，房價的上升(或下降)并不會影響其對于房價的預(yù)期和置業(yè)決策。

2. 假設(shè)投資型家庭對房價的預(yù)期規(guī)則為完全理性預(yù)期規(guī)則。與剛需型家庭相比，投資型家庭的收入較高，收入約束不強，其購買住房的主要目的是利用房地產(chǎn)的投資品屬性，通過房屋租借或轉(zhuǎn)賣來獲取收益或資產(chǎn)增值。這類需求的可變性較強，易受政府政策、金融環(huán)境、市場環(huán)境等外部因素的影響。投資型家庭的購房需求并不緊迫，也有充足的時間和意愿對住房的質(zhì)量和價值進行充分調(diào)研，進而對房價做出較為合理的預(yù)期，最終發(fā)現(xiàn)和篩選出符合自己標(biāo)準(zhǔn)的住房。所以本文假定投資型家庭對房價的預(yù)期規(guī)則為完全理性預(yù)期規(guī)則，其可以掌握和利用經(jīng)濟中所有的數(shù)據(jù)和信息，能夠做出與真實經(jīng)濟變量一致的預(yù)期，其預(yù)期規(guī)則可以表示為：

這類家庭的行為方式類似于DSGE 中的代表性家庭，無論經(jīng)濟運行狀況如何，他們都能做出與真實經(jīng)濟一致的預(yù)期，因此每個采用完全理性預(yù)期的家庭做出的預(yù)期都是同質(zhì)的，這一點與DSGE 模型中家庭同質(zhì)性假定相同，投資性家庭的行為決策也與DSGE 模型保持一致。

3. 假設(shè)投機型家庭對房價的預(yù)期規(guī)則為VAR 學(xué)習(xí)規(guī)則。部分學(xué)者(Slobodyan 和Wouters，2012；Rychalovska，2016)將投機型家庭的房價預(yù)期規(guī)則假定為VAR 學(xué)習(xí)規(guī)則。與以上兩類家庭不同，投機型家庭代表我國房地產(chǎn)市場上的“炒房客”，這類家庭的收入通常較高，擁有多套住房，購買需求并不“剛性”，但受限購、限貸等房地產(chǎn)調(diào)控政策的影響也較大。與此同時，他們的購房決策具有投機性質(zhì)，更加關(guān)注房地產(chǎn)的金融屬性，對房價的波動也較為敏感。但與投資型家庭相比，投機型家庭對于住房質(zhì)量及其價值不太關(guān)注，所以會花費一定的時間與精力分析歷史房價及其趨勢，通過“低買高賣”獲取高額利潤。基于以上認(rèn)識，本文假定投機型家庭對房價的預(yù)期規(guī)則為VAR 學(xué)習(xí)規(guī)則，即投機型家庭在t 期對于房價的預(yù)期滿足：

其中，參數(shù) u和 ,利用遞歸最小二乘法進行更新，并且在不同家庭中具有異質(zhì)性；e是VAR 的隨機誤差項。上式說明，投機型家庭對某一期房價的預(yù)期，等于前幾期真實房價與不確定隨機因素的線性加總，即每一個采用VAR 預(yù)期的家庭對下一期房價的預(yù)期值等于前幾期房價的向量自回歸，這類家庭獲取和處理問題的能力以及對房價變動的感知都較靜態(tài)預(yù)期家庭好，愿意花費一定精力來預(yù)期房價，因此他們對房價的預(yù)期應(yīng)該較靜態(tài)預(yù)期家庭準(zhǔn)確。與此同時，投機型家庭不關(guān)注住房價值本身，所以其對房價的預(yù)期準(zhǔn)確度要差于投資型家庭。本文假定投機型家庭會選擇這種預(yù)期方式，但這并不意味著投機型家庭對房價的預(yù)期是同質(zhì)的。因為在方程式中，不同家庭選擇的VAR 預(yù)期規(guī)則中的參數(shù)以及不確定因素都是不同的，因此他們在某一時期對房價的預(yù)期也不同，具有異質(zhì)性。

（三）中間品廠商

中間品廠商處于壟斷競爭市場中，利用資本、房產(chǎn)和勞動生產(chǎn)中間品Y ，其行為方式與DSGE 模型一致，其生產(chǎn)函數(shù)形式為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，即：

其中，＜，Rb/代表中間品廠商的債務(wù)合同以名義利率設(shè)定。

（四）最終品廠商

（五）貨幣政策

中央銀行實施價格型貨幣政策，其形式為：

四、實證結(jié)果分析

（一）參數(shù)估計結(jié)果

本文中國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2005 年第2 季度至2019 年第4 季度，數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站與WIND 數(shù)據(jù)庫。用于參數(shù)估計的變量選取產(chǎn)出、消費及房價作為觀測變量，所有的數(shù)據(jù)均經(jīng)過季節(jié)調(diào)整和HP 濾波處理。模型的求解和參數(shù)估計方法請參見Weizhao 等(2020)的做法。

本文參數(shù)估計方法主要是貝葉斯估計法，但是與以往貝葉斯估計(An 和Schorfheide，2007)不同的是，用于求解狀態(tài)變量和貝葉斯對數(shù)似然函數(shù)的卡爾曼濾波，其狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣不再是一個靜態(tài)的矩陣，而是包含了實時變化的內(nèi)生參數(shù)的動態(tài)矩陣。因此，需要對傳統(tǒng)的卡爾曼濾波做出改進，將完全理性個體的狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣、使用靜態(tài)預(yù)期方法個體的狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣以及使用VAR 預(yù)期方法個體的狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣，按照這三類代理人在經(jīng)濟中所占比例(待估參數(shù))加總，最終才能得到綜合的狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣，從而得到貝葉斯對數(shù)似然函數(shù)。然后利用微分進化算法(Stron，1995；1996；1997)來極大化對數(shù)似然函數(shù)，得到全局最優(yōu)的待估參數(shù)值，可有效避免局部最優(yōu)解的出現(xiàn)。

表1 給出了使用Metropolis-Hastings 算法獲得的參數(shù)后驗分布的模式、平均值以及5%和95%的置信區(qū)間。在使用先驗信息的情況下，得出參數(shù)估計結(jié)果如表1 所示。根據(jù)表1 可知，當(dāng)整個經(jīng)濟系統(tǒng)達(dá)到均衡時，模型估計的剛需型家庭(即靜態(tài)預(yù)期家庭)占比為 n( n+ n+n)× 1 00% = 55%；投資型家庭(即完全理性預(yù)期家庭)占比為n( n+ n+n)×1 00% = 41%；投 機 型 家 庭( 即 VAR 預(yù) 期 家 庭) 占 比 為n( n+ n+n)×1 00% = 4%，這個結(jié)果說明，中國房地產(chǎn)市場的需求仍然以剛需家庭為主，投資以及投機型家庭還較少，說明傳統(tǒng)DSGE 模型中代表性個體的同質(zhì)性假定和單一預(yù)期規(guī)則是不合理的，這也與有關(guān)需求結(jié)構(gòu)討論的相關(guān)估計結(jié)果相一致。

表1 貝葉斯估計結(jié)果

（二）需求結(jié)構(gòu)對房價影響分析

當(dāng)人們預(yù)期到未來房價將要下跌時，房屋持有人特別是投機型家庭就傾向于以較高的價格賣出房子，而購房者則傾向于持幣待購以便在將來以更便宜的價格購買，當(dāng)這種預(yù)期形成共識時，就會帶動房價下行，反之，則會拉動房價上行。如果市場預(yù)期沒有達(dá)成明確的共識，則房價走勢取決于持不同預(yù)期的不同陣營間的力量對比，這種力量的直接表現(xiàn)就是經(jīng)濟中剛需型家庭、投資型家庭以及投機型家庭的占比情況，因此，本小節(jié)模擬了內(nèi)生化家庭預(yù)期條件下，不同需求類型的家庭比例動態(tài)調(diào)整引起的房價、產(chǎn)出和消費的變化特征，結(jié)果如附錄圖1(掃描本文首頁二維碼可獲取附錄)所示。具體而言，分三種情形仿真當(dāng)經(jīng)濟中各類家庭動態(tài)調(diào)整時，住房偏好沖擊下，產(chǎn)出、消費和房價的脈沖響應(yīng)。情形一假定剛需型家庭、投資型家庭及投機型家庭在經(jīng)濟中所占的比例分別為52%、41%以及7%；情形二假定剛需型家庭、投資型家庭及投機型家庭在經(jīng)濟中所占的比例分別為49%、41%及10%；情形三假定剛需型家庭、投資型家庭及投機型家庭在經(jīng)濟中所占的比例分別為46%、41%及13%；將上文模型估計出的投機型家庭在經(jīng)濟中所占的比例為4%的情況稱為基準(zhǔn)情形。

就房價而言，當(dāng)投機型家庭比例為7%時(用實線表示)，房價峰值為9 個單位，大于基準(zhǔn)情形下接近7.8 個單位的情形；當(dāng)逐漸回歸到穩(wěn)定狀態(tài)時，在第13 期和21 期存在跳變點，而基準(zhǔn)情形下曲線相對來說較為平滑，不存在這種局部性波動，并且回歸穩(wěn)態(tài)值的時間也較基準(zhǔn)情形下略長。這是因為隨著投機型家庭的比例不斷增加，持有VAR 學(xué)習(xí)規(guī)則的家庭更多，有更多的時間和精力分析和處理信息，對房價做出預(yù)期和判斷。不僅如此，當(dāng)自己的預(yù)期與實際房價表現(xiàn)出差異時，其還可以通過學(xué)習(xí)效應(yīng)進行糾正，會給房價帶來更大的不確定性。因此可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)濟中投機型家庭增多至10%時，房價峰值上升至11 個單位，然后在逐漸回歸到穩(wěn)態(tài)值的過程中，出現(xiàn)的局部波動幅度更大，回歸到穩(wěn)態(tài)值的時間也更長。隨著投機型家庭的比例繼續(xù)增加，上升至13%時，在遭受1 個單位的住房偏好沖擊后，房價的波動區(qū)間大約在[-1，16]個單位之間變動，可以發(fā)現(xiàn)這種情形下房價的波動幅度更大，收斂的時間更長。經(jīng)濟中的投機型家庭增加會加劇房價波動，并且一旦遭受需求沖擊會花費較長時間恢復(fù)到穩(wěn)定狀態(tài)。

總之，當(dāng)經(jīng)濟中的投機型家庭占比過高時，房價的漲幅和波動性均會增加，當(dāng)沖擊的影響逐漸褪去時，房價下降過程中也伴隨著局部的跳變和波動，從而造成一定的福利損失。同時，隨著投機型家庭比例的增加，波動幅度也驟增，房價達(dá)到穩(wěn)定態(tài)的耗時也會增長，投機型家庭的增加會使得房價高頻率、大幅度波動。政府在調(diào)控住房時應(yīng)該注意識別剛需和投機型家庭，打擊非剛需性需求，尤其是投機性需求，合理引導(dǎo)居民理性購住房。

（三）限購限貸政策有效性分析

本小節(jié)通過動態(tài)調(diào)整限購和限貸政策實施力度參數(shù) n和b ，模擬我國房價和產(chǎn)出的動態(tài)演化路徑，結(jié)果如圖1 所示。

1. 限購政策

我們來考察參數(shù)n 限購政策的實施力度，當(dāng) n等于1 時代表政府沒有實施限購政策，當(dāng)n 小于1 時代表政府實施了限購政策。本文分別仿真了n 等于0.9、0.95 和0.98三種限購政策強度下，房價和產(chǎn)出在需求沖擊下的反應(yīng)狀況。n 選取這三個值的原因是本文模型中通過與家庭擁有住房數(shù)量相乘引入n ，家庭的異質(zhì)性體現(xiàn)在預(yù)期因子上，而擁有住房數(shù)量是同質(zhì)的，因此當(dāng) n分別取0.9、0.95 和0.98 時，代表整個經(jīng)濟中家庭擁有住房數(shù)量下降10%、5%和2%。

由圖1(a)可知，當(dāng) n等于1 即政府沒有實施限購政策時，房價波動的峰值為7.8個單位，在第41 期回歸到穩(wěn)定狀態(tài)；當(dāng)n 等于0.98 時，政府實施輕微的限購政策，房價波動為7.6 個單位，在第45 期回歸到穩(wěn)態(tài)；當(dāng)n 等于0.9 時，政府實施較為嚴(yán)格的限購政策，房價波動為6.7 個單位，與無政策情況下僅相差1.1 個單位，二者差距并不顯著。在第60 期仍未回歸到穩(wěn)態(tài)，但是在第31 期已經(jīng)開始趨于平穩(wěn)。當(dāng)n 等于0.95時，房價的波動幅度與回歸到穩(wěn)態(tài)的耗時介于二者之間。可見，當(dāng)政府通過限制家庭擁有住房數(shù)量來調(diào)控房價時，房價會有一定幅度的降低，但是政策實施強度越大，房價回歸到穩(wěn)態(tài)的耗時越長。在不同強度的限購政策下，產(chǎn)出與房價的表現(xiàn)剛好相反，隨著政策實施力度的增強，產(chǎn)出的波動幅度增大，回歸到穩(wěn)定狀態(tài)的時間延長。但是無限購政策與實施較為嚴(yán)格政策之間，產(chǎn)出的差距為0.2，差距并不十分明顯。

總之，政府實施的限購政策雖然取得了一定的效果，但是并沒有顯著降低房價，這與近幾年我國實際經(jīng)濟中房價的表現(xiàn)也較為一致，導(dǎo)致這種現(xiàn)象背后的原因可能是政策存在一定的漏洞，例如，購房家庭可能會通過“假離婚”“套用別人身份購買”等手段規(guī)避限購政策的影響，由此造成限購政策收效甚微，反而會造成產(chǎn)出的波動。要想有效穩(wěn)定房價，應(yīng)該將限購政策長期化，這樣有利于引導(dǎo)市場形成房價不會上漲的預(yù)期，降低投資性需求。此外，應(yīng)注意政策細(xì)節(jié)，發(fā)現(xiàn)漏洞盡早補充完善。

2. 限貸政策

下面考察參數(shù)b 限貸政策的實施力度，當(dāng)b 等于1 時代表政府沒有實施限貸政策，當(dāng)b 小于1 時代表政府實施了限貸政策。本文分別仿真了b 等于0.9、0.8 和0.7 三種限貸政策強度下，房價和產(chǎn)出在需求沖擊下的動態(tài)演進過程。當(dāng)b 等于0.9、0.8 和0.7 時，分別表示借貸型家庭所能獲得的貸款分別減少10%、20%和30%，相應(yīng)的首付比例提升至40%、50%和60%(假定無限貸政策時首付比例為30%)。

由圖1(c)可知，當(dāng)b 等于1 即政府沒有實施限貸政策，房價波動的峰值為7.8 個單位，在第41 期回歸到穩(wěn)定狀態(tài)；當(dāng)b 等于0.9，即借貸型家庭的首付比例為40%時，房價波動的峰值為8.5 個單位，在第41 期回歸到穩(wěn)態(tài)；當(dāng)b 等于0.8 時，即借貸型家庭的首付比例上升至50%時，房價最高達(dá)到8.9 個單位；當(dāng)b 等于0.7 時，即借貸型家庭的首付比例為60%時，房價的峰值與首付比為50%時沒有明顯的變化，仍為8.9 個單位，并且回歸到穩(wěn)定狀態(tài)的歷程與其他三種情況保持一致。可見，限貸政策的實施對降低房價沒有起到預(yù)期的效果，隨著首付比例的增加，房價的波動幅度反而會增加，首付比提升至60%造成的房價波動峰值與無政策時的峰值相差約1.1 個單位，二者差別不大。究其原因可能是公眾預(yù)期房地產(chǎn)調(diào)控政策的短時效性，以及取消之后會帶來房價新一輪的“補漲”，即居民形成了房地產(chǎn)業(yè)調(diào)控政策不會持久的基本預(yù)期。此外，我國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整相關(guān)政策具有非急轉(zhuǎn)彎特性，這也導(dǎo)致一些投機者不斷挑戰(zhàn)政策底線。政府應(yīng)該將住房不炒、穩(wěn)房價等政策長期貫徹執(zhí)行，積極引導(dǎo)公眾預(yù)期，打破居民對房地產(chǎn)投資的迷戀。

圖1 限購限貸政策效果評估

（四）貨幣政策對房價的調(diào)整機制

本小節(jié)通過利用社會福利損失函數(shù)，探討了貨幣政策是否有助于調(diào)節(jié)房價波動情況。福利分析針對的是宏觀經(jīng)濟變量的總體特征，并不涉及微觀加總，是微觀加總之后要考慮的事情，因此，本文構(gòu)建的ABNK 模型在經(jīng)過加總之后，也同樣可以利用Woodford(2003)所提供的一般化的福利函數(shù)二階近似形式進行福利分析。由于本文僅僅關(guān)注的是貨幣政策對房價的影響情況，因此僅考慮所有時期房價波動所造成的總體福利損失。本文采用福利損失函數(shù)式λ= Var ( q)來衡量不同貨幣政策參數(shù)下社會福利損失的差異。其中，λ 表示所構(gòu)建模型中社會福利成本，V ar ( q)代表房價方差。

為了進行福利分析，需要改變貨幣政策函數(shù)的參數(shù)，然后在各類不同的外生沖擊下，對模型進行重新估計與模擬，從而得到房價的方差，最終計算出社會總福利成本。接下來，將r、r 和r 的取值范圍定在0 到1 之間，探討了貨幣政策函數(shù)中參數(shù)變化時，社會福利損失的變化情況。表2 給出了r、r 和r 取一些特定值時相應(yīng)的福利損失大小 λ，這些統(tǒng)計量的單位均為百分比。其中表2 第2 行描述的是貨幣政策對通脹反饋系數(shù)和貨幣政策對產(chǎn)出反饋系數(shù)都取估計的參數(shù)時，貨幣政策對利率反饋系數(shù)取值從0 到1 時的福利損失變化情況。同理，第4 行和第6 行分別表示其他兩個參數(shù)不變情況下，貨幣政策對產(chǎn)出反饋系數(shù)和貨幣政策對通脹反饋系數(shù)取值從0 到1 時的福利損失變化情況。

表2 福利損失的變化情況

圖2 給出的是取值范圍在0 到1 之間的不同r、r 和r 值下的福利損失。圖(a)描繪的是貨幣政策對通脹反饋系數(shù)和貨幣政策對產(chǎn)出反饋系數(shù)都取估計的參數(shù)時，貨幣政策對利率反饋系數(shù)取值從0 到1 時的福利損失變化情況。圖(b)描繪的是貨幣政策對產(chǎn)出反饋系數(shù)和貨幣政策對利率反饋系數(shù)都取估計出的參數(shù)時，貨幣政策對通脹反饋系數(shù)取值從0 至1 時的福利損失變化情況。圖(c)描繪的貨幣政策對利率反饋系數(shù)和貨幣政策對通脹反饋系數(shù)都取估計的參數(shù)時，貨幣政策對產(chǎn)出反饋系數(shù)取值從0 至1 時的福利損失變化情況。

由上述表2 和圖2 可知，當(dāng)固定其他參數(shù)為估計的參數(shù)值時，隨著貨幣政策對利率反饋系數(shù)r 由0 增大至1，其福利損失逐漸下降，這意味著制定貨幣政策時，如果可以更多地考慮上一期利率，那么價格型貨幣政策最終得以實施的利率是提高的，而利率的提高增加了借貸成本，使得投機者減少投機需求，可以有效降低房價帶來的波動，從而降低福利損失；當(dāng)固定其他參數(shù)為估計的參數(shù)值時，隨著貨幣政策對通脹反饋系數(shù)r由0 增大至1，其福利損失逐漸增加，說明貨幣政策更多地考慮通貨膨脹的情況下，會加劇房價的波動程度；當(dāng)固定其他參數(shù)為估計的參數(shù)值時，隨著貨幣政策對產(chǎn)出反饋系數(shù)r 由0 增大至1，其福利損失整體趨勢由小變大，貨幣政策函數(shù)在考慮產(chǎn)出因素時，應(yīng)該選擇可用數(shù)值中的最小值。

圖2 不同貨幣政策參數(shù)設(shè)置下房價波動的福利損失

五、結(jié)論與建議

自1998 年住房市場化改革以來，中國房地產(chǎn)價格一直在“高位運行”，這不僅對房地產(chǎn)本身的健康發(fā)展無所裨益，同時還對新時代的高質(zhì)量發(fā)展構(gòu)成了嚴(yán)重挑戰(zhàn)。在此背景下，政府多次強調(diào)“房住不炒”的原則，并通過限購、增加契稅以及提高房貸利率等一系列組合政策來調(diào)控房地產(chǎn)價格，以維持房地產(chǎn)市場的健康、平穩(wěn)發(fā)展。但事與愿違，這些政策不僅未能很好地抑制房價“過快”上漲，反而使住房市場陷入了“越限越漲”的政策怪圈。政府多輪調(diào)控房價的政策難以奏效的根本原因可能在于，居民預(yù)期房地產(chǎn)調(diào)控政策的短時效性，以及取消之后會帶來房價新一輪的“補漲”，即居民形成了房地產(chǎn)業(yè)調(diào)控政策不會持久的基本預(yù)期。于是，本文在對房價相關(guān)文獻進行梳理的基礎(chǔ)上，引入了異質(zhì)性預(yù)期這一因素，并在ABNK 的框架下分析了需求結(jié)構(gòu)、異質(zhì)性預(yù)期對于房價波動的影響機制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①房地產(chǎn)需求中剛需型家庭、投資型家庭以及投機型家庭所占比例分別是55%、41%以及4%。②考慮了異質(zhì)性預(yù)期后，無論是在模擬動態(tài)還是樣本外預(yù)測方面，ABNK 模型都優(yōu)于以往的DSGE 模型、有限理性DSGE 模型以及VAR 模型，相關(guān)結(jié)果請見網(wǎng)絡(luò)發(fā)行版附錄部分。③與DSGE 模型相比，ABNK 模型中房價對住房需求沖擊的反應(yīng)比DSGE 模型更為敏感，具體表現(xiàn)為存在局部的波動與跳變，并且回歸到穩(wěn)定態(tài)的耗時較長。④通過仿真與分析經(jīng)濟中投機型家庭占比的三種情況發(fā)現(xiàn)，隨著投機型家庭占比的增加，產(chǎn)出、消費與房價對住房需求沖擊的反應(yīng)越來越敏感，回歸到穩(wěn)態(tài)值所需耗費的時間也越久。⑤我國實施的限購政策雖然存在一定的效果，但是并沒有顯著降低房價，限貸政策的實施對降低房價沒有起到預(yù)期的效果，政府應(yīng)該將限購政策長期化，并及時發(fā)現(xiàn)和彌補政策漏洞。

針對目前中國住房市場的需求結(jié)構(gòu)，合理的政策啟示在于，一方面增加住房供給，維持房價合理預(yù)期，多重并舉保障剛需；另一方面對投資型需求，不僅要加強貨幣政策與財政政策的調(diào)整力度，通過抑制投資需求反向調(diào)節(jié)市場供給總量，以促進房地產(chǎn)市場供求關(guān)系趨向平衡。更重要的房地產(chǎn)調(diào)控政策是疏通更多資本投資渠道，特別是擴寬企業(yè)和居民的“類儲蓄”投資渠道，減少微觀主體將房地產(chǎn)變成“存錢罐”的無奈，降低轉(zhuǎn)移到樓市冗余的資本，引導(dǎo)房價理性回歸。