中国房价变动与经济波动关联机制研究
发布时间：2021-03-24 13:42
2007年美国房地产泡沫破裂并引发全球金融危机,对世界众多经济体宏观经济造成重创,这一典型经济事实使得房地产相关问题成为了宏观经济学领域的热点议题,房价变动与经济波动关联机制问题也得到越来越多经济学家的关注与重视。就中国而言,自1998年城镇化和住房商品化改革全面推行以来,房地产业经历了20余年的快速发展,由于其关联行业众多,一度成为推动经济发展的“支柱产业”,不仅导致房地产市场与宏观经济被紧紧地捆绑在一起,也造成住房价格一路飙升、房地产经济过热等问题。近些年,中国经济出现了房价上涨与“居民消费疲软”、经济“脱实向虚”、“杠杆率高企”和“土地金融”并存现象,因此有必要对中国房价变动与经济波动的内在关联机制展开系统且深入的研究,此项工作不仅对理解中国宏观经济运行机制具有重要研究价值,对提高宏观经济政策有效性同样也具有重要的现实指导意义。基于此,本文充分立足于中国房地产市场现实特征以及房价波动产生的宏观经济效应,采用实证与理论相结合的研究范式,按照“发现问题→实证检验→理论证明”的严谨逻辑,从居民消费、实体投资、信贷供给和土地金融四个主要渠道对中国房价与宏观经济的联动机制展开系统且深入研究...
【文章来源】：吉林大学吉林省 211工程院校 985工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：174 页
【学位级别】：博士
【部分图文】：
中国主要城市的同比住房价格指数走势
第2章中国房价波动及其宏观经济效应的典型性事实29图2.2全国商品房平均销售价格同比增速走势为了对房价波动特征进行全面且客观的揭示，进一步对样本区间为2007年1月至2019年3月的商品房单位面积销售价格走势进行分析。如图2.2显示，在样本区间内，房价大致也经历了两个周期，三个波峰分别出现在2010年2月、2013年3月和2016年3月，三个波谷分别出现在2008年12月、2012年2月和2014年2月，与主要城市房价同比增速走势波峰和波谷出现的时点相比，商品房平均销售价格同比增速的最近两个波峰出现分别领先三个季度和四个季度，波谷则分别领先一个季度和四个季度。这说明相比全国房价平均水平，大中等重点城市的房价上涨具有更强的韧性，能够维持更长的周期，而其他城市的房价受政策影响程度更大，短期波动更为频繁，进而拉低全国平均房价，缩短了全国房价波动周期。2.2.2基于空间维度的中国房价变动的周期特征分析通过分析房价变动的周期特征时已经初步可以判断近些年中国房价波动的区域分化特征凸显，为了对此进行深入分析，本部分采用一线城市、二线城市和三线城市的百城住宅同比价格指数作为各区域住房的平均价格的衡量指标，图2.3描绘了一线城市、二线城市和三线城市住宅价格同比增长的基本情况。
吉林大学博士学位论文30图2.3一、二、三线城市同比住房价格指数走势从图2.3可以看出，2016年以前，中国各等级城市房价具有一致波动的特征，即一、二、三线城市同比价格指数呈现同频同向变动，且一线城市房价增速高于二线城市，二线城市高于三线城市，而后三个等级城市房价波动的频率出现异化特征，一线城市房价的同比增速逐渐依次低于二线城市和三线城市，二线城市逐渐低于三线城市。这说明，2016年之前的住房价格具有区域协同的变化趋势，一、二、三线城市房价展现同涨同落的一致变化趋势，而2016年以后的住房市场则出现一线城市房价增速带动二线城市，二线城市带动三线城市阶梯发展特点，具体而言，当一线城市同比指数高于二线城市时，二线城市房价指数不断上升，一旦低于二线城市，二线城市住房价格指数也开始下降，二线城市对三线城市房价走势的作用效果类似，在图中表现为一线城市同比住房价格指数趋势线与二线城市住房价格指数趋势线的最高点相交，二线城市住房价格指数趋势线与三线城市住房价格指数趋势线最高点相交。此外，在同比住房价格指数变化速率上，一线城市领先于二线城市，二线城市领先于三线城市，整体而言，一线城市住房价格的波动性强于二线城市，二线城市强于三线城市。
【参考文献】：
期刊论文
[1]我国土地财政的影响因素及其溢出效应研究[J]. 崔华泰. 数量经济技术经济研究. 2019(08)
[2]垂直财政不平衡的形成机制与激励效应[J]. 李永友,张帆. 管理世界. 2019(07)
[3]棚户区改造、非常规货币政策与房地产价格[J]. 陈长石,刘晨晖. 财贸经济. 2019(07)
[4]提升中国居民消费率:系统工程而非重点工程——一个基于文献的述评[J]. 韩雷,彭家欣. 经济科学. 2019(03)
[5]中国经济“脱实向虚”背景下最优货币政策规则研究[J]. 孟宪春,张屹山,李天宇. 世界经济. 2019(05)
[6]信贷扩张、房价波动与经济增长的时变关联机制研究[J]. 刘金全,孙玉祥,毕振豫. 数量经济研究. 2019(02)
[7]从土地金融到土地财政[J]. 赵燕菁,宋涛. 财会月刊. 2019(08)
[8]是“土地金融”还是“土地财政”?——改革的增长逻辑与新时期的转型风险[J]. 赵燕菁. 文化纵横. 2019(02)
[9]土地出让、资源错配与全要素生产率[J]. 张少辉,余泳泽. 财经研究. 2019(02)
[10]城市房价与全要素生产率:“挤出效应”与“筛选效应”[J]. 余泳泽,李启航. 财贸经济. 2019(01)
博士论文
[1]宏观审慎政策的信号识别、传导路径与有效性研究[D]. 李天宇.吉林大学 2018
本文编号：3097827
【文章来源】：吉林大学吉林省 211工程院校 985工程院校 教育部直属院校
【文章页数】：174 页
【学位级别】：博士
【部分图文】：
中国主要城市的同比住房价格指数走势
第2章中国房价波动及其宏观经济效应的典型性事实29图2.2全国商品房平均销售价格同比增速走势为了对房价波动特征进行全面且客观的揭示，进一步对样本区间为2007年1月至2019年3月的商品房单位面积销售价格走势进行分析。如图2.2显示，在样本区间内，房价大致也经历了两个周期，三个波峰分别出现在2010年2月、2013年3月和2016年3月，三个波谷分别出现在2008年12月、2012年2月和2014年2月，与主要城市房价同比增速走势波峰和波谷出现的时点相比，商品房平均销售价格同比增速的最近两个波峰出现分别领先三个季度和四个季度，波谷则分别领先一个季度和四个季度。这说明相比全国房价平均水平，大中等重点城市的房价上涨具有更强的韧性，能够维持更长的周期，而其他城市的房价受政策影响程度更大，短期波动更为频繁，进而拉低全国平均房价，缩短了全国房价波动周期。2.2.2基于空间维度的中国房价变动的周期特征分析通过分析房价变动的周期特征时已经初步可以判断近些年中国房价波动的区域分化特征凸显，为了对此进行深入分析，本部分采用一线城市、二线城市和三线城市的百城住宅同比价格指数作为各区域住房的平均价格的衡量指标，图2.3描绘了一线城市、二线城市和三线城市住宅价格同比增长的基本情况。
吉林大学博士学位论文30图2.3一、二、三线城市同比住房价格指数走势从图2.3可以看出，2016年以前，中国各等级城市房价具有一致波动的特征，即一、二、三线城市同比价格指数呈现同频同向变动，且一线城市房价增速高于二线城市，二线城市高于三线城市，而后三个等级城市房价波动的频率出现异化特征，一线城市房价的同比增速逐渐依次低于二线城市和三线城市，二线城市逐渐低于三线城市。这说明，2016年之前的住房价格具有区域协同的变化趋势，一、二、三线城市房价展现同涨同落的一致变化趋势，而2016年以后的住房市场则出现一线城市房价增速带动二线城市，二线城市带动三线城市阶梯发展特点，具体而言，当一线城市同比指数高于二线城市时，二线城市房价指数不断上升，一旦低于二线城市，二线城市住房价格指数也开始下降，二线城市对三线城市房价走势的作用效果类似，在图中表现为一线城市同比住房价格指数趋势线与二线城市住房价格指数趋势线的最高点相交，二线城市住房价格指数趋势线与三线城市住房价格指数趋势线最高点相交。此外，在同比住房价格指数变化速率上，一线城市领先于二线城市，二线城市领先于三线城市，整体而言，一线城市住房价格的波动性强于二线城市，二线城市强于三线城市。
【参考文献】：
期刊论文
[1]我国土地财政的影响因素及其溢出效应研究[J]. 崔华泰. 数量经济技术经济研究. 2019(08)
[2]垂直财政不平衡的形成机制与激励效应[J]. 李永友,张帆. 管理世界. 2019(07)
[3]棚户区改造、非常规货币政策与房地产价格[J]. 陈长石,刘晨晖. 财贸经济. 2019(07)
[4]提升中国居民消费率:系统工程而非重点工程——一个基于文献的述评[J]. 韩雷,彭家欣. 经济科学. 2019(03)
[5]中国经济“脱实向虚”背景下最优货币政策规则研究[J]. 孟宪春,张屹山,李天宇. 世界经济. 2019(05)
[6]信贷扩张、房价波动与经济增长的时变关联机制研究[J]. 刘金全,孙玉祥,毕振豫. 数量经济研究. 2019(02)
[7]从土地金融到土地财政[J]. 赵燕菁,宋涛. 财会月刊. 2019(08)
[8]是“土地金融”还是“土地财政”?——改革的增长逻辑与新时期的转型风险[J]. 赵燕菁. 文化纵横. 2019(02)
[9]土地出让、资源错配与全要素生产率[J]. 张少辉,余泳泽. 财经研究. 2019(02)
[10]城市房价与全要素生产率:“挤出效应”与“筛选效应”[J]. 余泳泽,李启航. 财贸经济. 2019(01)
博士论文
[1]宏观审慎政策的信号识别、传导路径与有效性研究[D]. 李天宇.吉林大学 2018
本文编号：3097827
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