鞠 方,周佳梅,彭李娜

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

購(gòu)房者羊群行為對(duì)中國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響研究*

鞠 方,周佳梅,彭李娜

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

羊群行為屬于行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的一部分，認(rèn)為市場(chǎng)主體在信息環(huán)境不確定的情況下，其行為易受到其他參與主體的影響，模仿他人決策?；贖wang和Samlton羊群行為測(cè)度方法(HS方法)及EGARCH模型，運(yùn)用2003年1季度至2014年3季度我國(guó)30個(gè)省市房地產(chǎn)市場(chǎng)銷(xiāo)售價(jià)格數(shù)據(jù)，驗(yàn)證我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為的存在性，并分析購(gòu)房者羊群行為對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響。結(jié)果表明：我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為顯著存在，且購(gòu)房者羊群行為與房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)呈正相關(guān)關(guān)系。

羊群行為；行為經(jīng)濟(jì)學(xué)；房?jī)r(jià)波動(dòng)；HS測(cè)度方法

一 引 言

20世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展，房地產(chǎn)價(jià)格增長(zhǎng)指數(shù)急速上升，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)其他各類(lèi)物價(jià)增長(zhǎng)指數(shù)。2000年到2013年全國(guó)商品房銷(xiāo)售價(jià)格從2112元/平方米增長(zhǎng)到6237元/平方米，上漲幅度接近300%。在房?jī)r(jià)激增的背后，隱藏著非理性成分，首先表現(xiàn)為房?jī)r(jià)增長(zhǎng)率遠(yuǎn)大于居民收入增長(zhǎng)率，按照住房?jī)r(jià)格與居民家庭年收入比值定義的房?jī)r(jià)收入比，1998年至2013年以來(lái)全國(guó)房?jī)r(jià)收入比總體處于上升態(tài)勢(shì)，2007年房?jī)r(jià)收入比為8.0，2008年出現(xiàn)短暫下降后2009年回升到8.1，其后整體水平較高，2013年維持在7.3的水平，總體上高于國(guó)際公認(rèn)的4至6倍的合理水平，房?jī)r(jià)與居民收入水平的不匹配，反映了我國(guó)房?jī)r(jià)對(duì)住房?jī)?nèi)在價(jià)值的偏離。其次“高房?jī)r(jià)”與“高空置”現(xiàn)象并存，近年我國(guó)大多城市房地產(chǎn)價(jià)格雖有一定波動(dòng)，但房?jī)r(jià)仍呈上升趨勢(shì)，2013年全國(guó)商品房銷(xiāo)售價(jià)格達(dá)到6237元/平方米，與此同時(shí)，2013年我國(guó)住房空置率高達(dá)22.4%，這不僅有悖于傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，也意味著我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)中存在非理性住房投資比例過(guò)高的問(wèn)題。

房地產(chǎn)市場(chǎng)非理性現(xiàn)象產(chǎn)生的原因較為復(fù)雜，既受到房地產(chǎn)本身屬性的影響，也受到房地產(chǎn)市場(chǎng)因素影響，既有客觀因素作用，也有主觀因素作用，其中由于消費(fèi)者投機(jī)心理和信息不對(duì)稱等因素產(chǎn)生的“羊群行為”是房地產(chǎn)市場(chǎng)非理性現(xiàn)象產(chǎn)生的重要原因。本文借鑒金融市場(chǎng)羊群行為理論，從微觀消費(fèi)者的行為角度，利用EGARCH模型分析房地產(chǎn)市場(chǎng)中出現(xiàn)的購(gòu)房者羊群行為對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的影響。

二 文獻(xiàn)綜述與理論分析

(一)文獻(xiàn)基礎(chǔ)

“羊群行為理論”是行為金融中的一部分，表示主體在信息環(huán)境不確定的情況下，因社會(huì)輿論、認(rèn)知及行為的壓力而選擇采取與多數(shù)人一致的行為。Keynes(1936)認(rèn)為羊群行為產(chǎn)生于個(gè)體對(duì)于不確定性以及自身無(wú)知的認(rèn)知的結(jié)果，并且羊群行為傾向可能使人們復(fù)制和模仿群體的行為，因?yàn)楦S群體將獲得他人決策中隱含的信息[1]。羊群行為的產(chǎn)生機(jī)理可以歸為職業(yè)聲譽(yù)、薪酬結(jié)構(gòu)及信息外在性三種模型，Scharfsein、Stein(1990)提出職業(yè)聲譽(yù)模型，即指行為主體選擇決策時(shí)，會(huì)參考自己所處圈子中選擇與決策聲譽(yù)良好的群體[2]；薪酬結(jié)構(gòu)模型則由Maug(1996)提出，指行為主體通過(guò)比較投資者的業(yè)績(jī)來(lái)確定其報(bào)酬，并根據(jù)所面臨的報(bào)酬結(jié)構(gòu)判斷是否模仿他人進(jìn)行決策選擇[3]；由Banerjee(1992)提出的信息外在性則指行為主體作為群體中的個(gè)體存在時(shí)，或多或少的會(huì)對(duì)自己所獲得信息的相信度降低，這時(shí)主體會(huì)通過(guò)各種渠道被動(dòng)或主動(dòng)的了解群體中其他個(gè)體的信息，并可能采取極端行為，即只是片面跟隨他人決策[4]。隨著理論研究的深入，學(xué)者逐漸對(duì)羊群行為進(jìn)行實(shí)證研究。Roche(2000)構(gòu)建柏林1976年第一季度至1999年第一季度房地產(chǎn)泡沫模型，實(shí)證結(jié)果表明消費(fèi)者行為的流行對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格具有極大的推動(dòng)作用，并容易產(chǎn)生房地產(chǎn)投機(jī)泡沫[5]。Wong(2001)構(gòu)建了泰國(guó)房地產(chǎn)泡沫動(dòng)態(tài)模型，結(jié)果證明泰國(guó)房地產(chǎn)泡沫產(chǎn)生與膨脹的的整個(gè)過(guò)程都存在羊群效應(yīng)[6]。Baddley(2005)根據(jù)羊群行為的基本理論構(gòu)建了計(jì)量模型，結(jié)果顯示英國(guó)住宅市場(chǎng)中存在顯著的羊群行為[7]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為的研究非常少。理論分析方面，史永東，陳日清(2009)基于0-1決策博弈模型，在信息不對(duì)稱的情況下，分析了房地產(chǎn)市場(chǎng)中羊群行為的形成機(jī)制以及羊群行為如何導(dǎo)致房地產(chǎn)泡沫的生成，并認(rèn)為如果房地產(chǎn)商具有制造信號(hào)偏差的內(nèi)在激勵(lì)，那么房地產(chǎn)市場(chǎng)將會(huì)引發(fā)購(gòu)房者的羊群行為[8]。郭宇(2015)則認(rèn)為羊群行為的發(fā)生是由于購(gòu)房者信息掌握不全或準(zhǔn)確度不高，促使購(gòu)房者跟隨和模仿他人的購(gòu)房行為購(gòu)房，從而形成房?jī)r(jià)市場(chǎng)過(guò)“冷”或過(guò)“熱”的羊群效應(yīng)[9]。實(shí)證分析方面，從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，眾多學(xué)者均得出我國(guó)顯著存在羊群效應(yīng)的結(jié)論，其中宋威夷，王曉鋼等(2008)指出我國(guó)北京2003年以前由于房?jī)r(jià)漲勢(shì)比較平穩(wěn)，且與物價(jià)消費(fèi)指數(shù)基本同步，因而不存在羊群效應(yīng)，2003年后房?jī)r(jià)漲幅較快，羊群效應(yīng)開(kāi)始出現(xiàn)[10]。高波，洪濤(2008)的研究結(jié)果則表明在住宅市場(chǎng)繁榮的地區(qū)，住宅交易量增長(zhǎng)與價(jià)格上漲相互促進(jìn)，存在顯著的擴(kuò)張性羊群行為特征，而在住宅市場(chǎng)發(fā)育程度較低，住宅消費(fèi)水平相對(duì)較低的地區(qū)，羊群行為的特征不明顯[11]。從羊群行為測(cè)度方法上看，賀京同、戰(zhàn)昱寧和萬(wàn)志華(2009)運(yùn)用HS 羊群行為測(cè)度方法進(jìn)行研究，該方法能夠較好地刻畫(huà)羊群行為，但文章中對(duì)測(cè)度方法的描述比較含糊[12]。柯昇沛，黃靜(2010)采用Chang提出用橫截面絕對(duì)偏離度即CSAD衡量投資者行為的一致性和集簇程度，該方法是基于CSSD模型的修正，對(duì)檢驗(yàn)羊群行為存在性的準(zhǔn)確率較高[13]。

傳統(tǒng)的關(guān)于房?jī)r(jià)波動(dòng)的因素分析，主要是從供給、需求、宏觀政策以及城鎮(zhèn)化等角度出發(fā)，這些分析對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)研究非常重要，但不完全。近年來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展迅速，房地產(chǎn)價(jià)格雖然總體呈上升趨勢(shì)，卻出現(xiàn)了類(lèi)似股票市場(chǎng)迅猛漲跌的現(xiàn)象。國(guó)內(nèi)學(xué)者開(kāi)始逐步深入到消費(fèi)者心理研究房?jī)r(jià)波動(dòng)，其中包括羊群行為，但從已有文獻(xiàn)來(lái)看，關(guān)于羊群行為的實(shí)證研究不多，并且關(guān)于羊群行為的測(cè)度方法并沒(méi)有統(tǒng)一認(rèn)定，因此本文研究羊群行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響具有理論與實(shí)際意義。

(二)購(gòu)房者羊群行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響過(guò)程

根據(jù)上文對(duì)三種羊群行為產(chǎn)生機(jī)理的分析，職業(yè)聲譽(yù)與薪酬結(jié)構(gòu)兩種模型主要從機(jī)構(gòu)投資者角度研究市場(chǎng)中的羊群行為，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)中存在機(jī)構(gòu)投資者，但本文假定我國(guó)住宅市場(chǎng)參與主體主要是個(gè)人，因此信息外在性這類(lèi)羊群行為的研究更適合對(duì)購(gòu)房者羊群行為進(jìn)行研究，所以本文主要是對(duì)不完全信息下羊群行為的形成機(jī)制進(jìn)行分析。

我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)是典型的信息不對(duì)稱市場(chǎng)，房地產(chǎn)商作為住房的供給者，擁有大量的關(guān)于住房?jī)r(jià)格和質(zhì)量的信息，而一般購(gòu)房者在房地產(chǎn)市場(chǎng)中處于一種弱勢(shì)地位，獲取房地產(chǎn)信息的渠道有限，無(wú)法充分掌握房地產(chǎn)市場(chǎng)相關(guān)信息，在購(gòu)買(mǎi)商品房之前，潛在購(gòu)房者一般通過(guò)其他購(gòu)房主體或者專家學(xué)者的預(yù)測(cè)獲取房地產(chǎn)信息。在不了解房地產(chǎn)市場(chǎng)的情況下，房地產(chǎn)價(jià)格上漲初期，購(gòu)房者不會(huì)立即購(gòu)房，而是會(huì)選擇持觀望態(tài)度。當(dāng)了解其他購(gòu)房主體都紛紛購(gòu)房，并受到報(bào)紙、網(wǎng)絡(luò)、電視輿論等媒體渠道預(yù)測(cè)房?jī)r(jià)上漲的影響后，潛在購(gòu)房者產(chǎn)生“房?jī)r(jià)之后會(huì)繼續(xù)上漲，不買(mǎi)將會(huì)受損失”的心理，從而追隨群體行為選擇立即購(gòu)房。羊群行為的擴(kuò)大導(dǎo)致房地產(chǎn)市場(chǎng)的購(gòu)房主體不斷增加，而由于房地產(chǎn)市場(chǎng)供給周期相對(duì)較長(zhǎng)，短期內(nèi)房地產(chǎn)市場(chǎng)供給基本保持不變，因此房地產(chǎn)價(jià)格將進(jìn)一步被推高。反之房地產(chǎn)價(jià)格下降時(shí)期，如果出現(xiàn)群體拋售房產(chǎn)的羊群行為，房地產(chǎn)市場(chǎng)則會(huì)因?yàn)樾枨蟮臏p少以及供給的增加導(dǎo)致房?jī)r(jià)的持續(xù)下跌。

三 羊群行為測(cè)度與實(shí)證檢驗(yàn)

(一)羊群行為的測(cè)度

1.羊群行為的測(cè)度方法

本文對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)中羊群行為的分析主要是借鑒股票市場(chǎng)羊群行為的實(shí)證檢驗(yàn)方法。1995年Christie and Huang第一次通過(guò)數(shù)理推導(dǎo)計(jì)算出檢測(cè)市場(chǎng)中是否存在羊群行為的方法即CH方法，該方法基于收益率分散度衡量羊群行為，并采用橫截面收益標(biāo)準(zhǔn)差(CSSD)度量收益率分散度[11]。這種方法曾被廣泛運(yùn)用到各類(lèi)對(duì)市場(chǎng)羊群行為的分析中，但由于CSSD模型是線性模型，并且只是對(duì)羊群行為一個(gè)很保守的估計(jì)，因此存在一定的缺陷。隨后2000年Chang、Cheng以及Khorana(以下簡(jiǎn)稱CCK)對(duì)CH方法進(jìn)行了修正，并定義了新的標(biāo)準(zhǔn)——橫截面絕對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差(以下簡(jiǎn)稱CSAD)，該方法能夠刻畫(huà)出收益離散度和市場(chǎng)收益之間的非線性關(guān)系，相比CSSD模型更具有彈性，準(zhǔn)確度要高[15]，因此得到諸多學(xué)者的采用，但該方法雖能較準(zhǔn)確檢驗(yàn)羊群行為的存在性，卻不能較好刻畫(huà)羊群行為的強(qiáng)度?；诖?，2001年，Hwang和Salmon在研究美國(guó)和韓國(guó)股票市場(chǎng)時(shí)基于CAPM模型提出了一種新的羊群行為測(cè)度方法(以下簡(jiǎn)稱HS)，即利用市場(chǎng)中所有資產(chǎn)的橫截面異方差來(lái)度量羊群行為強(qiáng)度[16]。HS方法在提出后被諸多學(xué)者運(yùn)用，如陳明玉(2009)曾采用HS方法用于中國(guó)股票市場(chǎng)分析，并綜合CH方法對(duì)市場(chǎng)平均收益率大于0或小于0時(shí)期羊群行為的不同表現(xiàn)進(jìn)行了詳細(xì)的分析[17]。

本文主要利用我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)2000年5月-2014年9月房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格數(shù)據(jù)，參考位志宇柯昇沛和黃靜(2010)采用的CCK方法，計(jì)算各省市房地產(chǎn)收益率對(duì)全國(guó)整體房地產(chǎn)市場(chǎng)收益率的CSAD，檢驗(yàn)羊群行為的存在性，同時(shí)參考賀京同(2009)[12]，莊茜等(2014)測(cè)度羊群行為的HS方法，使用單因素模型計(jì)算var(β)，測(cè)度房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為的強(qiáng)度[18]。

2.基于CCK模型的房地產(chǎn)市場(chǎng)購(gòu)房者羊群行為檢驗(yàn)

Chang、Cheng和 Khorana(2000，CCK)對(duì)CH方法進(jìn)行了改進(jìn)，CCK認(rèn)為CH方法更為嚴(yán)格，它對(duì)模型的線性程度要求非常高，基于此，CCK提出了CSAD即橫截面絕對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差指標(biāo),計(jì)算公式如下：

(1)

其中Ri,t指第i省t期的資產(chǎn)收益率，Rm,t指市場(chǎng)平均收益率。

由(1)式，橫截面絕對(duì)偏離度CSAD期望值如下：

(2)

根據(jù)傳統(tǒng)資產(chǎn)定價(jià)模型，E(CSADt)與市場(chǎng)收益率E(Rm,t)將呈線性遞增關(guān)系，并且滿足如下關(guān)系式：

E(Ri,t)=γ0+βi[Ei(Rm,t)-γ0]

(3)

其中，E(*)表示t期的預(yù)期收益率，βi為資產(chǎn)i的風(fēng)險(xiǎn)衡量指標(biāo)，γ0表示無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率，則通過(guò)變形與計(jì)算可得出：

(4)

分析公式(4)，不難看出E(CSADt)隨Et(Rm,t)的增大而增大，但如果羊群行為存在時(shí)，單個(gè)省的資產(chǎn)收益率將會(huì)趨近于市場(chǎng)平均收益率，E(CSADt)與Et(Rm,t)兩者呈現(xiàn)的是非線性關(guān)系。因此得到羊群行為的檢驗(yàn)方法：

(5)

如果γ2顯著不為0，而且顯著為負(fù)時(shí)，線性關(guān)系不存在，那么市場(chǎng)存在羊群行為，并且二次項(xiàng)系數(shù)越小，羊群行為越顯著；如果γ2不顯著為負(fù)，則表明市場(chǎng)羊群行為不顯著。

本文使用2000年5月至2014年9月30個(gè)省市房地產(chǎn)住宅市場(chǎng)月度銷(xiāo)售數(shù)據(jù)對(duì)羊群行為進(jìn)行分析，算出30個(gè)省市的房地產(chǎn)收益率及整體的房地產(chǎn)平均收益率，依據(jù)式(4)計(jì)算30個(gè)省市住宅市場(chǎng)單價(jià)對(duì)全國(guó)單價(jià)的橫截面絕對(duì)偏離度指標(biāo)即CSAD，最后根據(jù)式(5)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)住宅市場(chǎng)的羊群行為存在性進(jìn)行檢驗(yàn)。

圖1為基于CCK模型計(jì)算的房地產(chǎn)市場(chǎng)的CSAD，從中可以看出住宅市場(chǎng)單價(jià)對(duì)全國(guó)單價(jià)的橫截面絕對(duì)偏離度值逐漸遞減，因而可以反映出單個(gè)省市房地產(chǎn)價(jià)格漲幅的趨同性。所以可以借鑒該方法檢驗(yàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為的存在性。

圖1 基于CCK模型計(jì)算的房地產(chǎn)市場(chǎng)的CSAD結(jié)果

表1為我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)CCK模型回歸結(jié)果，由表可看出模型的擬合優(yōu)度為0.424631，表明模型的解釋力比較好，γ2的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，這意味著我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為顯著存在。

而考慮到市場(chǎng)的高度不確定性將會(huì)增強(qiáng)羊群行為的產(chǎn)生，Chiang and Zheng (2010)曾通過(guò)股票市場(chǎng)數(shù)據(jù)，確認(rèn)了金融危機(jī)發(fā)生期間羊群行為在發(fā)達(dá)國(guó)家比較明顯，而在發(fā)展中國(guó)家不太明顯的結(jié)論[19]。因此本章將分為三個(gè)階段分析房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為的存在性，三個(gè)階段依次劃分為：金融危機(jī)前2000年5月-2007年5月，金融危機(jī)時(shí)2007年6月-2008年12月，金融危機(jī)后2009年1月-2014年9月。

表1 房地產(chǎn)市場(chǎng)CCK模型回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表明在1%、5%、10%顯著性水平下顯著

表2為房地產(chǎn)市場(chǎng)分階段羊群行為檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出房地產(chǎn)市場(chǎng)的羊群行為呈現(xiàn)出很明顯的階段性特征。金融危機(jī)發(fā)生前及發(fā)生后，γ2的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明房地產(chǎn)市場(chǎng)顯著存在羊群行為，金融危機(jī)發(fā)生時(shí)，γ2系數(shù)雖為負(fù)，但值相對(duì)接近于0，說(shuō)明當(dāng)時(shí)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在羊群行為，但并不是特別顯著。

結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況，金融危機(jī)發(fā)生前期，正值我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)快速發(fā)展時(shí)期，房?jī)r(jià)處于高位運(yùn)行階段，且還有增長(zhǎng)趨勢(shì)，受房地產(chǎn)市場(chǎng)情況以及媒體輿論影響，基于剛性需求或投資投機(jī)需求，購(gòu)房者跟隨市場(chǎng)趨勢(shì)選擇購(gòu)房，羊群行為顯著存在；金融危機(jī)期間，由于全球金融危機(jī)影響以及對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)拐點(diǎn)到來(lái)的預(yù)測(cè)，購(gòu)房者對(duì)房地產(chǎn)持觀望態(tài)度，羊群行為并不明顯；金融危機(jī)后，隨著中央陸續(xù)出臺(tái)房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策，房?jī)r(jià)開(kāi)始出現(xiàn)回暖，購(gòu)房者對(duì)房市信心逐漸恢復(fù)，羊群行為開(kāi)始顯現(xiàn)。

表2 金融危機(jī)發(fā)生前后房地產(chǎn)市場(chǎng)CCK模型回歸結(jié)果

3.基于HS模型的房地產(chǎn)市場(chǎng)購(gòu)房者羊群行為測(cè)度

Hwang(2001)認(rèn)為，無(wú)論是理論上還是實(shí)證分析上，CH方法所計(jì)算出來(lái)的CSSD和時(shí)間序列的波動(dòng)高度相關(guān)，在這種情況下，CSSD的變化很可能是由于時(shí)間序列波動(dòng)所引起的，而這種相關(guān)性則會(huì)對(duì)使用CSSD來(lái)衡量羊群行為的可信程度降低。由于CCK模型是基于CH模型的修正，因此這種缺陷也不可避免地存在。因此，Hwang和Salmon在CAPM模型的基礎(chǔ)上提出了一種新的羊群行為測(cè)度方法(HS方法)，并進(jìn)一步分析了市場(chǎng)壓力下的羊群行為。

本文將30個(gè)省市的房地產(chǎn)分別視為30種資產(chǎn)，則每個(gè)省市的房地產(chǎn)市場(chǎng)收益率和全國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)收益率的關(guān)系可以表示為：

rit=αit+βimtrmt+εit

(6)

其中rit表示城市i在t季度中房地產(chǎn)收益率, rmt表示在t季度中全國(guó)房地產(chǎn)收益率, εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

則房地產(chǎn)市場(chǎng)一般羊群行為的測(cè)度公式可以表示如下：

(7)

則有:

(8)

hmt用來(lái)表示羊群行為的強(qiáng)度，如果市場(chǎng)中羊群效應(yīng)顯著存在，那么rit就有趨向于rmt的趨勢(shì)，則βimt的橫截面分散程度便會(huì)降低，依據(jù)市場(chǎng)中收益率的橫截面分布，得到：

(9)

(10)

σm,t指樣本標(biāo)準(zhǔn)差；σε,t指OLS估計(jì)殘差的標(biāo)準(zhǔn)差。

為了測(cè)度房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為強(qiáng)度，本文首先采用時(shí)間滾動(dòng)窗計(jì)算出各個(gè)省市每月的房地產(chǎn)βimt，并且將時(shí)間間隔選定為5*Hwang和Salmon提出使用時(shí)間滾動(dòng)窗方法來(lái)計(jì)算βit，并指出月度數(shù)據(jù)時(shí)間間隔為5-7年為宜，選取5年最為常見(jiàn)。年，計(jì)算結(jié)果如下：

圖2 房地產(chǎn)市場(chǎng)的計(jì)算結(jié)果

(二)購(gòu)房者羊群行為與房?jī)r(jià)波動(dòng)關(guān)系的實(shí)證分析——基于EGARCH模型分析

1.變量選取與指標(biāo)統(tǒng)計(jì)性描述

由于CSAD方法只是用CSAD和R的關(guān)系檢驗(yàn)市場(chǎng)中羊群行為的存在，但是無(wú)法以其來(lái)判斷羊群行為的具體強(qiáng)度，而且由于我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)較金融市場(chǎng)很難獲取高頻微觀交易數(shù)據(jù)(包含價(jià)格和交易量)，如果參照股票市場(chǎng)對(duì)時(shí)期進(jìn)行進(jìn)一步分組得到羊群行為強(qiáng)度指標(biāo)，那么數(shù)據(jù)的有效性會(huì)有很大程度的喪失，并且得出的替代變量可能本身就是不顯著的。因此基于數(shù)據(jù)本身的可靠度和可信度不高，所以不適宜借鑒股票市場(chǎng)將CCK模型中的γ2系數(shù)作為市場(chǎng)中羊群行為的測(cè)度指標(biāo)。

2.變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)與模型建立

本文在建立模型之前首先需檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如表4所示，ADF檢驗(yàn)結(jié)果表明：選取的R(房?jī)r(jià)波動(dòng))、H2(羊群行為變化率)兩個(gè)變量在水平序列的ADF值，其至少在5%的水平下小于Mackinnon臨界值(其中b、f在1%之下)，故應(yīng)拒絕存在單位根這一假設(shè)。

表3 房?jī)r(jià)波動(dòng)率(R)與羊群行為指標(biāo)(H)及其變化率(H2)基本統(tǒng)計(jì)量

表4 R、H及H2的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：ADF檢驗(yàn)采用的方式是帶截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)

基于ADF檢驗(yàn)結(jié)果，本文將H2羊群行為變化率這一指標(biāo)引入E-GARCH的均值方程，將H引入方差方程中進(jìn)行分析，以分析羊群行為的劇烈程度及其大小對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響，本文在EGARCH的基礎(chǔ)上，建立模型如下：

(11)

(12)

H2t指羊群行為劇烈程度，Ht指羊群行為大小，α1指羊群行為劇烈程度對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)率均值水平的影響，βi表示條件方差對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響，ψit是指杠桿效應(yīng)，δ0是考察羊群行為大小對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)率的影響，如果δ0顯著小于0，則羊群行為越大房?jī)r(jià)波動(dòng)也會(huì)越大，因?yàn)镠越大，則表明羊群行為強(qiáng)度越小，反之則越大。

4. 購(gòu)房者羊群行為對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)的實(shí)證結(jié)果

EGARCH模型滯后階數(shù)的選擇是依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，而且出于對(duì)于模型自由度的考慮，本文選取次小的ARCH滯后1階，GARCH滯后1階的，所以最終選擇EGARCH(1,1)模型，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

從EGARCH回歸結(jié)果可以看出，模型中每個(gè)變量的系數(shù)都是顯著的，說(shuō)明存在顯著的EGARCH效應(yīng)。α1的值小于0，表明羊群行為波動(dòng)程度如果增大，房?jī)r(jià)波動(dòng)率的期望值會(huì)因其增大而減??；δ0顯著小于0，表明羊群行為強(qiáng)度增大時(shí)，房?jī)r(jià)波動(dòng)將增大，羊群行為強(qiáng)度與房?jī)r(jià)波動(dòng)率之間呈正相關(guān)關(guān)系。

表5 EGARCH模型回歸結(jié)果

注：***表示在1%的水平下顯著

根據(jù)羊群行為理論，在信息不充分的條件下，購(gòu)房者主體在交易過(guò)程中易模仿他人行為，并在同一時(shí)期作出相同的選擇決策即購(gòu)買(mǎi)商品房，從而導(dǎo)致住房需求的增加，推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格的上漲。2005年以來(lái)，我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)處于快速發(fā)展時(shí)期，這期間我國(guó)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資增幅不斷上漲，房地產(chǎn)價(jià)格一直處于增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，購(gòu)房者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的預(yù)期信心隨著房?jī)r(jià)的上漲而上升，進(jìn)入房地產(chǎn)市場(chǎng)的購(gòu)房主體不斷增多，投資投機(jī)氛圍濃厚，在羊群行為的推動(dòng)下，價(jià)格進(jìn)一步上漲并在2007年達(dá)到高潮；2007年-2008年間，隨著房?jī)r(jià)的升幅超過(guò)了一般消費(fèi)者的住房支付能力，以及受2008年美國(guó)金融危機(jī)的影響，房地產(chǎn)市場(chǎng)并不景氣，購(gòu)房者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)持觀望態(tài)度，盲目跟從其他購(gòu)房主體進(jìn)入房市或退出房市的現(xiàn)象減少；2009年隨著國(guó)家調(diào)控政策的出臺(tái)，房地產(chǎn)市場(chǎng)逐漸回暖，房地產(chǎn)價(jià)格迅速上漲?？傮w來(lái)看，羊群行為與房?jī)r(jià)波動(dòng)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

四 結(jié)論與政策建議

本文通過(guò)對(duì)全國(guó)30個(gè)省市的房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為進(jìn)行實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：

1.通過(guò)使用CCK模型分析方法得出我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)存在羊群行為，并且金融危機(jī)發(fā)生前及金融危機(jī)發(fā)生后，房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為顯著存在，而在金融危機(jī)爆發(fā)時(shí)期羊群行為則不明顯；采用HS方法對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為的測(cè)度結(jié)果表明，2000年5月-2007年5月以及2009年1月-2014年9月間，房地產(chǎn)市場(chǎng)羊群行為強(qiáng)度偏大，說(shuō)明房?jī)r(jià)上漲時(shí)期，購(gòu)房者對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)具有信心，跟風(fēng)投機(jī)現(xiàn)象相對(duì)明顯；而2007年6月-2008年12月金融危機(jī)發(fā)生期間羊群行為強(qiáng)度偏小，期間房地產(chǎn)市場(chǎng)整體下行，多數(shù)城市成交量大幅回落，購(gòu)房者對(duì)市場(chǎng)持悲觀預(yù)期，從跟隨市場(chǎng)做出購(gòu)房選擇到對(duì)市場(chǎng)開(kāi)始呈現(xiàn)觀望的態(tài)度，房地產(chǎn)市場(chǎng)中的羊群行為強(qiáng)度減小，甚至不明顯。

2.通過(guò)將羊群行為指標(biāo)引入EGARCH模型分析，得出房地產(chǎn)羊群行為與房?jī)r(jià)波動(dòng)呈正相關(guān)關(guān)系。羊群行為已成為影響我國(guó)房?jī)r(jià)波動(dòng)的關(guān)鍵因素，隨著我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的繁榮發(fā)展，羊群行為程度越來(lái)越嚴(yán)重，并且羊群行為的發(fā)生加劇了我國(guó)房?jī)r(jià)的波動(dòng)。羊群行為的發(fā)生一方面基于購(gòu)房者的投資心理，一方面也源于我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的信息不對(duì)稱性，要完全消除羊群行為一般不可能，但我們可以通過(guò)相關(guān)政策減少羊群行為的發(fā)生。

結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)情況，我國(guó)政府應(yīng)建立健全房地產(chǎn)市場(chǎng)信息披露制度，如建立便捷的查詢渠道，及時(shí)對(duì)房地產(chǎn)成本及稅費(fèi)進(jìn)行公開(kāi)公示，保證市場(chǎng)信息真實(shí)有效，盡量減少信息不對(duì)稱和不安全，同時(shí)規(guī)范相關(guān)房地產(chǎn)中介及媒體，規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng)的運(yùn)行，使購(gòu)房者能夠充分了解及獲得房地產(chǎn)市場(chǎng)的相關(guān)信息，從而使購(gòu)房者減少預(yù)期偏差，減少購(gòu)房的盲從行為。其次，羊群行為產(chǎn)生的另一重要原因是投資者的有限理性心理。基于此，為了遏制房地產(chǎn)市場(chǎng)中羊群行為的產(chǎn)生，政府應(yīng)落實(shí)房產(chǎn)稅的開(kāi)征，增加閑置住房的成本，抑制住房的投資投機(jī)性行為，突出房地產(chǎn)的消費(fèi)品屬性。同時(shí)應(yīng)采取措施降低我國(guó)住房空置率，引導(dǎo)消費(fèi)者合理消費(fèi)。

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The Effect of Buyers' Herd Behavior on House Price Fluctuation in China

JU Fang,ZHOU Jia-mei,PENG Li-na

(Business School, Xiangtan University, Xiangtan 411105,China)

As a part of the behavioral finance, the theory of herd behavior holds the view that market entity's behavior is considerably influenced and inducted by other market participants under the circumstances of uncertain information. Based on Hwang and Samlton's herding measure method (HS) and EGARCH model, this article applies data of real estate market sale price in 30 provinces for the period 2003Q1-2013Q3 to verify the existence of herd behavior and analyses the effect of buyer's herd behavior on China's real estate price fluctuations. The results show that the herd behavior does exist obviously in China's real estate market, and the herd behavior of home buyers and real estate price fluctuations is positively correlated.

herd behavior; behavioral economics; house price fluctuations;HS measure method

2015-03-25

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(10BJL018);國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71203190);湖南省社科基金資助項(xiàng)目(14BR05，14BR06);湖南省教育廳開(kāi)放基金項(xiàng)目(15K121);湖南省教育廳重點(diǎn)項(xiàng)目(15A193)

鞠 方(1975—)，女，湖南長(zhǎng)沙人，湘潭大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師.研究方向:城市房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì).

F406

A

1008—1763(2016)02—0087—07