摘要：文章從城市化進(jìn)程推進(jìn)背景入手，重點(diǎn)研究我國(guó)城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模和商品房平均銷售價(jià)格的相互影響效應(yīng)。采用實(shí)證分析的研究方法，本文選取我國(guó)2000年至2017年的年度數(shù)據(jù)并建立兩者的線性方程和誤差修正模型，得到結(jié)論：城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模對(duì)商品房平均銷售價(jià)格有正向的影響，在長(zhǎng)期均衡的角度上看商品房平均銷售價(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模的影響更大。建議政府重點(diǎn)監(jiān)控房地產(chǎn)市場(chǎng)投資，嚴(yán)厲打擊投機(jī)性投資行為，制定政策規(guī)范的投資環(huán)境，促進(jìn)兩者協(xié)調(diào)發(fā)展。

　　關(guān)鍵詞：城市化;城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模;商品房平均銷售價(jià)格;協(xié)整關(guān)系

　　0 引言

　　房地產(chǎn)價(jià)格關(guān)乎民生，一直以來(lái)受到社會(huì)各界的緊密關(guān)注。1998年我國(guó)進(jìn)行了住房市場(chǎng)化改革，自那以來(lái)，中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)便進(jìn)入了高速發(fā)展期，2004至2005年商品房平均銷售價(jià)格以超過(guò)10%的速度增長(zhǎng)并在2009年達(dá)到24.05%[1]。隨著商品房銷售價(jià)格的不斷增長(zhǎng)及反復(fù)波動(dòng)現(xiàn)象的不斷出現(xiàn)，越來(lái)越多學(xué)者對(duì)影響房地產(chǎn)價(jià)格的因素進(jìn)行理論和實(shí)證研究分析。我國(guó)改革開放以來(lái)，城市化進(jìn)程突飛猛進(jìn)，房地產(chǎn)價(jià)格也在持續(xù)上漲，因此研究城市化進(jìn)程對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響機(jī)制成為了學(xué)術(shù)界的熱點(diǎn)問題 [2]。王文莉等研究結(jié)果表明，在一個(gè)地區(qū)或國(guó)家的城市化進(jìn)程中，存在著城市化速度與房?jī)r(jià)租金比的正相關(guān)關(guān)系[3]。陳石清和朱玉林通過(guò)協(xié)整分析并建立誤差糾正模型，實(shí)證分析了1991年至2005年中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與城市化水平之間的關(guān)系，研究表明中國(guó)城市化水平的提升是房地產(chǎn)價(jià)格上漲的格蘭杰原因，兩者之間存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的正向關(guān)系。[4]。林永民和呂萍基于31個(gè)省(市、自治區(qū))2003年-2014年的面板數(shù)據(jù)，采用面板固定效應(yīng)模型，以城鎮(zhèn)住宅投資占地區(qū)GDP的比重來(lái)檢驗(yàn)城鎮(zhèn)住宅投資與城市建設(shè)用地?cái)U(kuò)張之間的關(guān)系。結(jié)果表明城鎮(zhèn)住宅投資對(duì)城市建設(shè)用地的擴(kuò)張存在著區(qū)域異質(zhì)性，從而不同程度的影響房地產(chǎn)需求及價(jià)格[5]。總體而言，目前大部分學(xué)者主要集中研究城市化進(jìn)程的影響因素上，為分析城市化與房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)之間的關(guān)系提供了豐富的文獻(xiàn)支持。然而不管是影響城市化進(jìn)程的人口因素、土地因素和經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素，最終都會(huì)集中反映在城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模上;此外在房地產(chǎn)價(jià)格研究中，除去生產(chǎn)、商業(yè)用房，備受普通百姓關(guān)注的主要指標(biāo)還是住宅用房?jī)r(jià)格。但有關(guān)城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模與商品房?jī)r(jià)格的研究文獻(xiàn)極少。基于此，本文創(chuàng)新性的以城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模作為城市化進(jìn)程影響商品房?jī)r(jià)格的指標(biāo)并以中國(guó)2000-2017年的時(shí)序數(shù)據(jù)為樣本，首先在理論層面探討城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模的影響因素及其間接對(duì)商品房?jī)r(jià)格的作用機(jī)制并以此為基礎(chǔ)建立計(jì)量模型對(duì)城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模與商品房?jī)r(jià)格進(jìn)行實(shí)證分析。

　　1 理論機(jī)制

　　住宅投資是指在新房建造及現(xiàn)有住宅改善和維修上的支出，城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模指城鎮(zhèn)住宅投資占全社會(huì)住宅投資的比重。城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模的逐年擴(kuò)大與城市化進(jìn)程離不開關(guān)系，而城市化是一個(gè)復(fù)雜體系共同作用的結(jié)果，這個(gè)體系往往包含著人口城市化、土地城市化以及經(jīng)濟(jì)城市化。因此，文章將分別從人口遷移因素、土地供給因素和經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素三個(gè)方面探討其對(duì)城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模的影響并進(jìn)一步揭示投資規(guī)模對(duì)商品房?jī)r(jià)格的影響。

　　1.1 人口遷移因素

　　城鎮(zhèn)往往意味著更多的就業(yè)機(jī)會(huì)、更高的收入水平和更大的發(fā)展前景，越來(lái)越多鄉(xiāng)鎮(zhèn)人口前往城市群尋找人生機(jī)遇，遷移人口直接影響到房地產(chǎn)市場(chǎng)并使其需求不斷增加，短期的房地產(chǎn)市場(chǎng)供給結(jié)構(gòu)不斷被打破重組，再一次次產(chǎn)生新的均衡價(jià)格，這成為影響房地產(chǎn)價(jià)格的長(zhǎng)期性因素[6]。此外，人口遷移意味著勞動(dòng)力的流動(dòng)，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的發(fā)展以勞動(dòng)力和資本為基礎(chǔ)，而城市群往往能使勞動(dòng)力聚集，因此促進(jìn)了該城市產(chǎn)業(yè)集聚和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，特別是新增勞動(dòng)力會(huì)給城市房地產(chǎn)開發(fā)及上下游產(chǎn)業(yè)提供充足的人力資源，對(duì)房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起著推動(dòng)作用。

　　1.2 土地供給因素

　　土地供給對(duì)城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模的影響主要體現(xiàn)在兩方面：一是更多的土地將被征用為城市建設(shè)用地;二是城市化進(jìn)程中對(duì)原有土地用途的規(guī)劃導(dǎo)致住宅規(guī)模投資的變化。這兩方面影響都會(huì)間接對(duì)住宅投資規(guī)模和房地產(chǎn)價(jià)格起推動(dòng)和抑制作用。在現(xiàn)有土地用途結(jié)構(gòu)難以調(diào)整的基礎(chǔ)之下，隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展新建住宅區(qū)偏向選址介于郊區(qū)和市中心的地帶，而此處地形地勢(shì)往往相對(duì)城區(qū)更加復(fù)雜，難以開發(fā)利用，勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致住宅投資規(guī)模的增大。對(duì)于新興二三線城市而言，商業(yè)用地逐漸向市中心移入，生產(chǎn)和住宅用地逐漸向市中心移出，在土地用途改變的過(guò)程中會(huì)產(chǎn)生眾多房地產(chǎn)投資活動(dòng)并導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)。

　　1.3 經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素

　　大量研究結(jié)果顯示，推動(dòng)房地產(chǎn)價(jià)格上漲的重要原因之一便是居民收入的增加。城市化進(jìn)程意味著資金和勞動(dòng)力往城市群的相對(duì)集中，良好的投資環(huán)境不僅能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還能顯著提高居民的收人水平。收入的增加也會(huì)導(dǎo)致投資與儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)，而因?yàn)樽》孔鳛橐环N實(shí)物資產(chǎn)既可以用來(lái)消費(fèi)也可以用來(lái)投資，不易受金融市場(chǎng)動(dòng)蕩影響，因此越來(lái)越多的人將會(huì)選擇房地產(chǎn)作為投資標(biāo)的，進(jìn)而導(dǎo)致了改善性和投資性住房需求增加，從而推動(dòng)中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的上漲[7]。此外在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中往往伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整與變化，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一般都會(huì)導(dǎo)致大規(guī)模的生產(chǎn)用房遷移，這些也會(huì)傳導(dǎo)到房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略上，影響房地產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)與價(jià)格。

　　2 實(shí)證分析

　　2.1 變量選擇及數(shù)據(jù)說(shuō)明

　　本文選取2000年至2017年我國(guó)城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模和房地產(chǎn)業(yè)的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)為研究對(duì)象。為保證分析的合理性、數(shù)據(jù)的可得性及模型的科學(xué)性，城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模選擇城鎮(zhèn)住宅投資與全社會(huì)住宅投資的比重為指標(biāo)，住宅用房?jī)r(jià)格則以商品房平均銷售價(jià)格作為指標(biāo)。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差并避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，對(duì)被解釋變量和解釋變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，新的序列為：lnup(商品房平均銷售價(jià)格)，lnui(城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模)具體數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述詳見表1。

　　2.2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

　　文章利用Eviews 10軟件，選擇ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果見表2。

　　由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知lnup，lnui原始序列p值分別為0.4658，0.1352，均大于顯著性水平0.1，表明原始序列不平穩(wěn);lnup一階差分序列p值為0.0046，小于顯著性水平0.01，表明序列平穩(wěn)。lnui一階差分序列p值為0.0072，小于顯著性水平0.01，表明序列平穩(wěn)。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明lnup，lnui為一階單整序列。

　　2.3 模型估計(jì)

　　利用Eviews10對(duì)lnup和lnui進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果如表3。

　　估計(jì)的城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模與商品房平均銷售價(jià)格之間的長(zhǎng)期均衡方程式為：lnup=9.275+5.765lnui

　　其中R2=0.892，R2=0.886，F(xiàn)=132.8。

　　lnui的P值為0.00，表明城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模和房地產(chǎn)價(jià)格存在顯著影響關(guān)系。調(diào)整后為0.886，表明回歸曲線的解釋能力為88.6%，模型的擬合優(yōu)度較高。從方程中我們還可以看出城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模增加1%，商品房平均銷售價(jià)格增加大約5.765%，可知城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模對(duì)商品房平均銷售價(jià)格具有正向影響作用。

　　2.4 協(xié)整分析

　　由上述分析可知lnup和lnui為同階單整序列，因此可對(duì)lnup和lnui進(jìn)行協(xié)整分析。由上述回歸過(guò)程中生成殘差序列resid，對(duì)于單一解釋變量而言，若殘差平穩(wěn)，則解釋變量和被解釋變量具有協(xié)整關(guān)系。可通過(guò)繼續(xù)對(duì)殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)來(lái)分析是否存在協(xié)整關(guān)系，結(jié)果如表4所示。

　　由表4可知p值為0.0067，小于0.01，殘差平穩(wěn)。說(shuō)明城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模和商品房平均銷售價(jià)格具有穩(wěn)定的長(zhǎng)期相關(guān)關(guān)系。

　　2.5 誤差修正模型

　　通過(guò)Eviews10對(duì)D(lnup)和D(lnui)建立誤差修正模型，結(jié)果如表5所示。

　　可以根據(jù)上述結(jié)果寫出均衡方程：

　　D(lnup)=0.084-0.535*D(lnui)-0.175ECM

　　這個(gè)長(zhǎng)期均衡方程式表明：城鎮(zhèn)住宅投資規(guī)模的一階差分變化(Dlnui)以0.535的比例影響商品房平均銷售價(jià)格的一階差分變化(Dlnup)。該模型的短期誤差以負(fù)向的0.175進(jìn)行自修正。

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