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本文作者：王鵬王燦華作者單位：暨南大學經濟學院

一、引言

房地產業(yè)具有較長的產業(yè)鏈條，房地產價格的波動會通過產業(yè)鏈條影響一個國家或地區(qū)的宏觀經濟運行狀況。當房地產市場繁榮時，會通過關聯(lián)效應促進相關產業(yè)的發(fā)展，房價上漲帶來的財富效應還會引致消費增加，從而刺激經濟增長。但是，當房地產市場過熱引發(fā)泡沫破滅時，長期集聚的風險就會由房地產部門轉移至金融部門，導致房地產價格下降，出現(xiàn)金融危機，整體經濟也將陷入衰退。2008年以來，起源于美國房地產次貸危機的全球金融危機，傳導到全球金融系統(tǒng)，使得包括中國在內的許多國家受到影響。中國出現(xiàn)了房地產市場大幅調整和宏觀經濟乏力的困難局面。但是當全球經濟仍然低迷，美國陸續(xù)實行量化寬松的貨幣政策而收效甚微時，中國房地產價格又出現(xiàn)新一輪的攀升。由于頻繁的政策調控，中國房地產市場主體不確定性的預期也隨之發(fā)生改變，因此，在考慮預期的情形下探究房地產價格的驅動因素，有利于把握現(xiàn)階段中國房價調控的基本方向，保證在宏觀經濟良好運行的前提下合理控制房價，防范房地產泡沫的形成。袁志剛等(2010)對適應性預期這一概念進行了界定，其基本思想是行為人可以從預期的錯誤中吸取教訓，并對未來預期進行調整。本文假定房地產市場主體頻繁的預期變化在時序上遵循這一思想，在推導均衡房價模型的過程中，假設房地產市場上供給和需求兩個主體具有基于適應性預期的決策方式，并以此構建相應的供給和需求方程。

二、文獻綜述

房地產價格分析模型通常包含三個方程，即需求方程、供給方程以及供需均衡方程。本文在已有研究的劃分方法基礎上，按照是否考慮預期因素對現(xiàn)有文獻做進一步劃分。

一是，從供給角度探討考慮預期的房地產價格影響因素。Wong(2001)通過構建一個跨期的住房市場均衡模型，將泡沫定義為投資者對將來好經濟形勢發(fā)生的概率，模型顯示，當開發(fā)商過度樂觀時，過度供給將導致未來價格下降，增加開發(fā)商在差經濟形勢下的脆弱性。Malpezzi等(2005)從供給的角度考察了投機在房地產價格變動周期中的作用，指出房地產投機程度和房地產周期的長短取決于房地產的供給和需求彈性。杜敏杰等(2007)從房地產現(xiàn)值理論入手，建立了房地產價格變動與匯率變動之間的數(shù)量模型，認為匯率小幅變動會通過預期杠桿使房地產價格出現(xiàn)大幅變化。丁晨等(2008)研究了人民幣升值預期與房地產價格間的關系，指出人民幣升值預期引起的外匯流入會導致央行大量基礎貨幣的被動投放，引發(fā)房價上漲。王來福(2008)通過建立完全信息動態(tài)博弈模型，表明預期和政策承諾的不可置信性對房地產價格有著長期的動態(tài)影響，且隨著時間的推移其影響程度逐漸增加。崔光燦(2009)的研究表明，貨幣供應量增加引起的房地產價格上漲，會使房地產供給商的通脹預期加大，減緩房屋供給，導致短期房屋價格上漲。

二是，從需求角度探討考慮預期的房地產價格影響因素。Garino等(2004)從需求的角度構建了一個跨期住房需求函數(shù)，并推導理性預期住房價格決定方程的解，以此驗證英國住房市場是否存在泡沫。洪濤等(2007)測度了中國35個大中城市的泡沫成分，通過構建自回歸模型揭示了不同城市房地產泡沫的演化過程，證明了消費者適應性預期導致不同城市間房地產價格的聯(lián)動性。王子龍等(2008)通過對房地產財富效應的實證研究，表明無論是長期還是短期房地產價格正向沖擊都會對居民產生財富效應，進而促使他們產生投機性傾向，推動房地產價格上漲。Hui等(2009)以廣州作為研究對象，采用狀態(tài)空間模型分析得出家庭收入是影響房地產價格的關鍵要素，并指出廣州市房地產泡沫在2007年10月處于巔峰狀態(tài)。況偉大(2009)考察了住房特性、物業(yè)稅和物價的關系，結果表明，征收物業(yè)稅對于抑制東部地區(qū)房價有明顯作用，但對中西部作用不明顯。Hott(2011)構造了一個解釋消費者信貸難度、銀行抵押貸款供給、房地產需求的循環(huán)關系模型，認為不同的預期形式會導致房地產價格的波動，而且房地產市場上揚時開發(fā)商會獲得高利潤，房地產市場蕭條時開發(fā)商則遭受較大的損失。

三是，從供需角度探討考慮預期的房地產價格影響因素。梁云芳等(2007)利用面板數(shù)據(jù)分析房地產價格的區(qū)間差異，指出信貸規(guī)模、利率、人均GDP以及房價預期等要素對于不同區(qū)域影響不同，房價預期在東部地區(qū)對房價的短期波動有顯著影響。王愛儉等(2007)從供需兩個角度考察了匯價和房價的關系，并對供給和需求影響房價的機制進行了分析。Mikhed等(2009)在理性預期的假設下，考察美國房地產價格是否與基本經濟面相協(xié)調，研究表明，房地產價格在基本面上長期擾動，回歸基本面需要數(shù)十年的時間。唐根年等(2010)通過Granger因果檢驗，定量分析了中國房地產價格上漲的基礎支撐面，結果表明，房地產價格上漲主要是基于預期收益和投機的正反饋效應所致，并沒有很強的有效需求支撐。在研究未考慮預期的房地產價格影響因素時，現(xiàn)有文獻也可以按照需求、供給和供需三個層面來進行劃分。從需求角度看:Hui等(2006)采用Granger因果檢驗、廣義脈沖反應分析和簡單供求函數(shù)，利用北京、上海、香港的數(shù)據(jù)實證檢驗了房價和人均可支配收入、地方GDP、新增住宅閑置量和上證指數(shù)四個基本面之間的關系;黃佳等(2007)通過實證分析認為，中國貨幣政策對于銀行信貸和房地產價格是有調控能力的，貨幣政策通過影響消費者信貸進而影響房地產需求。從供給角度看:張岑遙(2005)認為，政府對于房地產市場有加入行為，它們的目的是增加財政收入和獲得GDP高增長，這樣就直接或間接地推動了房地產市場的發(fā)展;周京奎(2006)研究了投機成分對房地產價格的影響，發(fā)現(xiàn)投機因素對于房地產價格存在著較為顯著的正面影響;Cheng等(2008)通過拓展模型和一個封閉式的方程，解釋了房地產價格與其進入市場時間之間的理論關系，結果表明存在非線性正相關關系。從供需角度看:Sta-delmann(2010)采用貝葉斯均值方法，考察了影響房地產價格的因素，認為主要影響因子包括特定區(qū)位的房地產特征、市稅和該城市的文化衛(wèi)生以及社交支出狀況，而人口和其他經濟社會控制變量并不重要;唐志軍等(2010)通過協(xié)整和VAR分析方法，分析了供需層面上房地產價格波動與中國宏觀經濟之間的相互影響;Wang等(2011)利用中國35個大城市作為樣本，考察了城市開放度、貿易比重和城市房價之間的關系，研究表明，城市經濟開放度對于城市房價有顯著影響。

從上述文獻可以看出，無論是否考慮預期，國內外學者大多從需求、供給和供需三個方面來考察影響房地產價格變動的因素，而且由于模型構建方式、計量方法以及實證對象的不同，得出的研究結論也有所差異。就考慮預期的情形而言，不少文獻都是在假定市場主體存在某種預期的情形下，從供需兩個角度分析房價波動的影響因素，這種分析模式也是本文的邏輯基礎。但是，現(xiàn)有研究還存在以下不足:首先，在考慮預期的情況下，大多數(shù)研究以理性預期作為前提假設，這與現(xiàn)實生活中行為人的實際情況相去甚遠，而且不同區(qū)域的人由于教育知識水平的不同，預期的差異程度也不一樣。針對中國房地產市場的實際狀況，已有研究如洪濤等(2007)通過對中國35個大中城市的面板數(shù)據(jù)進行分析，證實中國房地產市場存在“某城市房地產價格波動———其他城市消費者預期變化———其他城市房地產價格波動”這樣一種基于適應性預期的傳導模式，這為本文模型采用適應性預期設定提供了現(xiàn)實依據(jù)。其次，適應性預期和理性預期的本質差別在于，前者假設行為人不能充分利用信息，而后者假設行為人能夠利用所有現(xiàn)時可用的信息，如Minford(1993)曾指出，理性預期需要滿足在可獲得信息的條件下行為人對未來結果的主觀概率分布與實際概率分布一致。因此，考慮到中國房地產市場政府調控的主觀性和頻繁性，進一步的研究需要改變假定未來房價變化服從某種固定形式的概率分布。再次，即便考察了預期因素，多數(shù)研究也只是從房地產供給者或者需求者單方面進行考慮。最后，現(xiàn)有研究通常采用的數(shù)據(jù)是以年作為單位時間間隔，跨度較大，而政府和經濟主體間的動態(tài)博弈，會導致現(xiàn)實中的政策效果持續(xù)期和經濟主體預期轉變周期可能比年度時間間隔更短，由此得出的結論可能不準確。針對這些不足，本文以房地產市場主體的適應性預期作為前提假設，在構建需求方程的過程中通過假定需求者存在投機動機的形式，賦予需求者具有適應性預期的假設;同時，假設房地產供給商也具有適應性預期的特征，并采用以月作為單位時間間隔的樣本數(shù)據(jù)進行實證分析，試圖彌補現(xiàn)有研究的不足。本文余下內容:第三部分通過改進的房地產投機模型，推導適應性預期下的房地產均衡價格模型，并定性分析房地產價格變化的影響因素;第四部分選取2008年2月至2010年7月相應指標的月度數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、Granger因果關系檢驗、VAR模型分析、脈沖響應分析等計量研究方法，對中國房地產價格驅動因素進行實證研究;第五部分為本文的主要研究結論，并提出相應的政策建議。

三、房地產價格變化的驅動模型及其影響因素

1．適應性預期下房地產均衡價格模型

Malpezzi等(2005)等在住房存量模型和適應性預期基礎上，建立了一個房地產投機模型，從理論上證實投機對于房地產價格波動會產生重大影響。本文將對其模型進行改進，納入新的影響因素，并推導房地產供需均衡條件下均衡房價的表達式。本文的模型假設如下:一是收入、人口、可建設用土地、貨幣供應、生產價格指數(shù)在考察期內是外生的;二是投機者預期為適應性預期;三是房地產投機是房價變動的函數(shù);四是住房在考察期內沒有貶值;五是所有影響房地產價格的因素和房地產價格之間是一種線性的關系。從上述假設可以看出，在實證研究中，樣本期越短得到的結論將會越準確，因為時間間隔越短，實際情況與假設條件的吻合程度就越高，這也是本文在實證研究過程中采用30個月度數(shù)據(jù)作為樣本的主要原因。(1)房地產需求方程根據(jù)上述假設，住房存量模型可以表示為:（略）。

(2)房地產供給方程（略）。

(3)房地產均衡價格模型

事實上，在考慮供需均衡的房價時，應該考慮需求者投機因素的影響，因此需求函數(shù)不僅是房價的函數(shù)，也是房價變動的函數(shù)。本文僅考慮相隔一期房價變動的影響(這種處理實際上已經假定需求者存在對房地產價格的適應性預期)，且需求應該是房價的減函數(shù)，是房價變動的增函數(shù)，因此理想的房地產存量可以表示為:（略）。

在考慮需求者基于適應性預期的投機的情形下，房地產市場均衡時，即QDt=QSt時，可以求得均衡條件下的房地產價格:（略）。

由此得出一個均衡房價的表達式，它是關于滯后兩期的價格因素(等價于房地產市場上的預期因素)、國民收入水平、人口、生產要素價格水平以及上一期的房地產存量的線性函數(shù)。為了計量過程中數(shù)據(jù)獲取的方便性，(k3Yt+k4Nt)采用人均可支配收入yt作為其工具變量(IV)，因為上一期房地產存量直接影響到本期可供房地產開發(fā)的土地面積數(shù)，實證過程中采用本期土地開發(fā)面積指數(shù)areat作為工具變量來代替Qt－1，而(－k1pt－1－k2pt－2)表示房地產供需方的房價預期因素E(本文的實證部分采用通脹預期來代替)。同時，市場主體預期對于政策的感應是很強烈的，這個預期在較短的時期內將被政府所感知，因此政策會成為該預期的反應(本文僅指貨幣政策中的貨幣供應量Mt，并以此作為預期因素的工具變量)。

進一步，可以得到房地產均衡價格決定因素的計量模型:pt=l0+l1E+l2yt+l3Pt+l4areat+l5Mt+εT其中，li(i=0～5)表示各個影響因子對應的系數(shù)，εt表示該模型的隨機擾動項，式(7)則是本文建立的計量模型的理論基礎，其下標t表示在第t期發(fā)生作用。

2．房地產價格變化的影響因素

國家政策因素M:包括各項針對樓市調控的財政政策和貨幣政策。財政政策方面，主要包括限制購房套數(shù)、限制異地購房、加強住房保障建設等;貨幣政策方面，主要通過控制貸款利率、準備金率等手段來影響貨幣供應量進而影響房地產價格。本文主要分析貨幣供應量Mt對房地產價格的影響。原材料價格因素p:鋼、鐵等原材料價格的變動會影響房地產開發(fā)的成本，使得房地產市場價格在很大程度上受到影響。土地開發(fā)面積area:與其他原材料一樣，土地資源作為房地產開發(fā)的投入要素，對房地產價格的影響也比較顯著，它通過直接影響房地產供應量，進而影響供求比例，從而影響房地產價格。居民通脹預期E:就需求而言，不同的居民通脹預期形成了不同的投資意愿，當居民通脹預期指數(shù)較高時，人們?yōu)榱速Y產的保值會減少貨幣的持有，增加固定資產的投資，從而增加商品房的購買量，擴大房地產投資需求，導致房地產市場價格的上漲;就供給而言，由于房地產開放商通脹預期的存在，會增加房屋建設，提高房地產存量，但不一定是真實的供給，因此對當期房價影響有限。消費水平y(tǒng)t:居民消費水平的高低會影響房地產的需求量，本文選取人均可支配收入yt作為衡量消費水平的變量。人均可支配收入越高，居民購買力越大，從而房地產需求量越大，房價越上漲。此外，中國較高的GDP增長率和城市化水平的日益提升，都會對房地產的需求和供給產生作用。但在理論模型中，通常較高的GDP增長率伴隨著一定的通貨膨脹率，即原材料價格指數(shù)p和居民通脹預期E在一定程度上反映了GDP增長率的影響;而城市化水平的逐步提升也能夠通過土地開發(fā)面積area的增加得到反映。正因為如此，在本文實證分析過程中，未直接考慮GDP增長率和城市化水平這兩個因素對于房地產價格水平的影響，這樣有助于降低解釋變量間存在多重共線性的風險，使得估計結果更為準確。

四、實證分析

1．指標選取和數(shù)據(jù)來源

針對上文提出的驅動房地產價格變化的影響因素，本文提出與之相對應的解釋變量:貨幣供應量Mt;生產資料價格指數(shù)，采用原材料(工業(yè))價格指數(shù)(PPI)Pt表示;人均可支配收入yt(在本文中間接代替消費因素);市場主體的房價預期，采用居民通脹預期指數(shù)E表示;土地供給要素，采用土地開發(fā)面積(分類)指數(shù)areat表示。前三個指標對應的數(shù)據(jù)來自《中國經濟景氣月報(2008年3月—2010年8月)》，后兩個指標則來自中華人民共和國統(tǒng)計局網站。被解釋變量采用商品房平均銷售價格分類指數(shù)pt表示，對應的30個數(shù)據(jù)取自《中國經濟景氣月報(2008年3月—2010年8月)》。為了增加模型中變量數(shù)據(jù)的可比性和消除變量的較大波動情況，本文對所有數(shù)據(jù)(使用季節(jié)調整后)進行自然對數(shù)化處理，然后對各變量進行平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)和Granger因果關系檢驗，并根據(jù)檢驗結果運用VAR方法進行實證分析。

2．時間序列平穩(wěn)性檢驗

本文利用計量軟件Eviews6．0，采用ADF(AugmentedDickeyFuller)方法對時間序列進行單位根檢驗，各變量單位根檢驗最大滯后階數(shù)選9階，以AIC值最小為準則，原假設為變量具有單位根。在5%的顯著水平下，各變量的ADF檢驗值大于臨界值，得到這些變量都是平穩(wěn)序列。檢驗結果見表1。

3．Granger因果關系檢驗

根據(jù)古扎拉蒂(2005)的研究，Granger因果關系檢驗實際上是運用非約束普通最小二乘法，在其他變量的解釋能力給定的情況下，檢驗排除某一個列變量的滯后項對方程預測能力的影響，排除后方程的預測能力以概率P值表示。P值越小，表明排除該變量對方程的預測能力影響越大，該變量對因變量的解釋能力越顯著;P值越大，超過一定的顯著性水平時，表明排除該變量對方程的預測能力基本沒有影響，相對于因變量而言是外生的。本文涉及的檢驗結果見表2。從表2可以看出，在5%的顯著水平下，貨幣供應量Mt、原材料價格指數(shù)Pt、土地開發(fā)面積指數(shù)areat、居民通脹預期指數(shù)E、人均可支配收入yt對房地產銷售價格指數(shù)pt具有Granger因果關系影響，說明中國房地產市場價格受以上5個驅動因素影響，而房地產價格水平對這五個經濟變量的影響則不顯著。

4．房地產價格波動的VAR分析

由于貨幣供應量、原材料價格指數(shù)、土地開發(fā)面積指數(shù)、居民通脹預期指數(shù)、人均可支配收入和房地產銷售價格指數(shù)在ADF檢驗時都是平穩(wěn)的時間序列，且表現(xiàn)出具有Granger因果關系，因此在上述檢驗的基礎上，可以構建解釋變量與被解釋變量之間的VAR模型，進一步分析各變量對房地產市場價格影響的程度。根據(jù)赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)，本文確定VAR系統(tǒng)的最大滯后期為2。Johansen－test的結果表明，相關變量之間存在協(xié)整關系，因此各序列存在長期均衡關系。根據(jù)協(xié)整向量得到以下回歸方程(8)，以房地產價格水平為因變量的部分VAR分析結果如表3所示。在表3中，Depvar和Indepvar分別表示回歸模型中的被解釋變量指標和解釋變量指標，coef、t、p分別表示與變量相對應的估計出來的系數(shù)、統(tǒng)計量t值、t值對應顯著性水平。上述模型中只選取了t值較大的變量前的參數(shù)，從中可以看出，除土地開發(fā)面積指數(shù)與房地產銷售價格指數(shù)呈反向關系外，其它各變量對房地產銷售價格指數(shù)均具有正的影響，其中人均可支配收入和貨幣供應量對房地產價格的影響最大。具體來看:滯后一期和兩期的人均可支配收入每增加1%，房地產銷售價格指數(shù)將分別上漲1．373%和0．8957%;滯后一期的貨幣供應量每增加1%，房地產銷售價格指數(shù)將上漲1．1052%;此外，滯后一期的原材料價格指數(shù)每增加1%，房地產銷售價格指數(shù)將上漲0．8335%;滯后一期和兩期的居民通脹預期指數(shù)每增加1%，房地產銷售價格指數(shù)將分別上漲0．4762%和0．4012%;滯后一期和兩期的土地開發(fā)面積指數(shù)每增加1%，房地產銷售價格指數(shù)則分別下降0．2684%和0．0682%。由此可見，中國房地產市場價格的波動受政策和居民可支配收入的影響較大。從適應性預期的角度看，滯后一期的房地產平均銷售價格指數(shù)每增加1%，本期的房地產平均銷售價格指數(shù)將增加0．5953%，這是因為房地產消費者會根據(jù)以往的市場價格來調整自己的預期，從而產生相應的市場行為，并影響到本期的房地產供需狀況，最終影響到本期的房地產價格。

5．主要變量對于房地產價格的脈沖響應分析(IRF)

根據(jù)上文中的VAR模型，本文主要探討貨幣供應量Mt、土地開發(fā)面積指數(shù)areat和人均可支配收入yt等三個變量對房地產銷售價格指數(shù)pt的脈沖響應(見圖1)。圖1中的左圖表示當給貨幣供應量一個標準差大小的沖擊時，房地產價格的脈沖反應函數(shù)對應的10期的脈沖響應圖。從中可以看出房地產價格對于貨幣供應變化的動態(tài)反應過程，即房地產銷售價格指數(shù)在第1期到第6期的反應是顯著的，且變化方向和貨幣供應變化方向保持一致，而在第6期到第10期則逐漸趨于平穩(wěn)，說明貨幣供應量的增加(或減少)會引起房地產價格的上升(或下降)，但是影響的時間只有半年左右。從圖1中的中圖可以看出，房地產銷售價格指數(shù)對于土地開發(fā)面積指數(shù)沖擊的反應是滯后的，且與土地開發(fā)面積指數(shù)呈負方向變化，在第5期后才達到最大反應程度，而之后房地產價格水平又逐漸恢復到平穩(wěn)狀態(tài)。同時，圖中反映土地供給變化對于房地產價格的影響不是永久的，存在接近1年時間的影響區(qū)間。由于土地供給增加之后，房地產投資增加將導致房地產供給增加，但是房地產投資需要一段時間才能產生實際效果，因此最終會由于供給增加而導致房地產價格下降。從圖1中的右圖可以看出，房地產銷售價格指數(shù)對于來自人均可支配收入的沖擊反應是比較明顯和快速的，在第1期到第5期反應強烈且在第4期達到最大反應水平，之后漸漸回歸到平穩(wěn)水平，說明人均可支配收入的增長會引致對于房地產的需求增加，進而導致房地產價格上漲。同時，這種脈沖響應作用從當期開始就比較明顯，存在一個半年左右的影響區(qū)間。

五、主要結論與政策建議

本文通過對Malpezzi等(2005)的房地產投機模型進行拓展，構建適應性預期下房地產均衡價格模型，并利用2008年2月至2010年7月連續(xù)30個數(shù)據(jù)樣本，通過單位根檢驗、Granger因果關系檢驗、VAR模型分析、脈沖響應分析等計量研究方法，對中國房地產價格波動的驅動因素進行了實證分析，得出以下主要結論:第一，貨幣供應量Mt、原材料價格指數(shù)Pt、居民通脹預期指數(shù)E、人均可支配收入yt與房地產銷售價格指數(shù)pt之間存在著正相關關系，而土地開發(fā)面積指數(shù)areat與房地產銷售價格指數(shù)pt之間則存在負相關關系。第二，VAR方程的估計結果顯示，滯后一期和兩期的居民通脹預期指數(shù)(Et－1和Et－2)所對應的系數(shù)顯著，并且大于土地開發(fā)面積指數(shù)areat所對應的系數(shù)，說明在短期內市場主體的房價預期對房地產價格的影響要大于土地供給因素的影響。第三，實施改變貨幣供應量的貨幣政策，對于房價調控的作用在最初半年內比較顯著，但隨后其作用會逐漸消失。由于在適應性預期下，房地產市場主體(供求者)會隨著時間的變化而逐漸調整自己的價格預期，進而通過與政府的反向博弈將貨幣政策的效果抵消。第四，土地供應量的增加會導致房地產價格下降，但是這種政策的效果開始是微弱的，需要滯后5－6期才能達到最大反應程度，隨后逐漸趨于平穩(wěn)水平。究其原因在于，一方面房地產開發(fā)商獲取土地和建設房屋需要一定的時間，另一方面土地經過開發(fā)使用后將不可再生，因此通過調節(jié)土地供應量影響房地產價格的政策效果將會隨著土地的消耗而被沖釋。第五，人均可支配收入的增長會推動房地產價格上漲，這種推動作用的最初效果比較明顯，隨后逐漸減弱。人均可支配收入間接反映了消費水平，可見擴大內需和刺激消費等宏觀經濟政策將會引起房價上漲。具有適應性預期的市場主體(房地產供求者)同樣會隨著時間的變化根據(jù)宏觀經濟形勢產生新的價格預期，從而相應地調整自己的市場行為，逐步抵消人均可支配收入對于房地產價格的作用。

針對以上主要結論，本文提出如下政策建議:其一，影響房地產價格變化的因素是多方面的，既包括土地、收入、要素成本等客觀的基本面因素，也包括經濟主體市場預期等主觀因素，因此在制定防范房地產泡沫、控制高企的房地產價格的相關政策時，應區(qū)分這兩類影響因素，以便使房價調控政策更有針對性。其二，因為住房需求者和供給者的市場預期會對房價產生明顯的作用，政府應該在保持政策穩(wěn)定的同時，向市場提供關于房地產需求和供給的更多信息，合理引導供求雙方預期，降低信息不對稱帶來的錯誤預期，抑制由此產生的市場投機行為，并可以通過稅收等措施提高房地產投機者的住房持有成本。其三，改變貨幣供應量對房價調控的作用明顯且相對迅速，但是由于市場主體會根據(jù)適應性預期調整相應的市場行為，因此這種政策的效果在一段時間后會消失。長期而言，政府不應該依靠貨幣供應的頻繁調整來調控房價，從而避免增加房地產市場的不確定性，減少供求雙方預期對房地產價格的影響。其四，增加可建設用地供給在一定程度上能夠起到抑制房價的作用，政府應該科學地制定城區(qū)規(guī)劃，確保房地產建設用地的土地供應。這可以從兩方面著手:一是充分考慮地方政府的財政來源，采用顧及民生的綜合指標來代替GDP指標進行地方政績考核，緩和地方政府對于土地利用的功利性，使土地供給更具有市場適應性;二是加強城鄉(xiāng)土地流轉，促進空置用地和能夠被利用起來的土地得到合理利用，適時增加地方財政的收入。其五，人均可支配收入的增加是一個長期趨勢，會導致房價上漲，但是統(tǒng)計上的社會人均可支配收入增加不等于所有人的實際收入水平提高。因為目前中國貧富差距較大，人們的收入增長速度存在較大差異，收入增長速度較慢的中下階層往往是房地產的真實需求者。政府應該利用稅收、補貼教育等手段，縮小中下階層收入增長速度與房價上漲速度之間的差距，切實提高實際的人均可支配收入，減少收入分配不公平而引發(fā)的社會問題。