我國房地產(chǎn)需求影響因素與特征分析

熊 劍，李春燕

（暨南大學(xué) 管理學(xué)院，廣州 510632）

0 引言

我國自20世紀(jì)80年代啟動住房制度改革以來，消費者對房地產(chǎn)的需求呈現(xiàn)指數(shù)爆發(fā)趨勢。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2012年全國商品房銷售面積為111304萬平方米、房地產(chǎn)開發(fā)投資額為71804億元，和2000年16984萬平方米的商品房銷售面積、4901億元的房地產(chǎn)開發(fā)投資額相比，年平均增長率分別為42.7%和105.0%，遠(yuǎn)高于GDP增長率，房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為推動我國經(jīng)濟發(fā)展的重要支柱。

本文將以1998～2011年間的宏觀經(jīng)濟月度數(shù)據(jù)為樣本，在平穩(wěn)性檢驗和格蘭杰因果檢驗的基礎(chǔ)上，構(gòu)建ARDL房地產(chǎn)市場需求影響因素模型，系統(tǒng)地評價分析房地產(chǎn)市場需求的有效影響因素，揭示我國的房地產(chǎn)市場需求特征，并論證當(dāng)前的房價是否得到支撐。

1 研究假設(shè)

針對我國宏觀調(diào)控效果不理想的原因，國內(nèi)學(xué)者做了很多研究。縱觀對房地產(chǎn)市場的研究，大多著眼于貨幣供應(yīng)量，或者地方政府的利益驅(qū)動等，較少學(xué)者專門從需求的角度論證高房價以及政府調(diào)控行為效果不明顯。因此，本文專門從我國房地產(chǎn)需求的角度，首先分析影響房地產(chǎn)需求的主要因素，在此基礎(chǔ)上總結(jié)我國房地產(chǎn)市場需求的特征，并驗證需求的影響因素和特征是否支撐目前的房地產(chǎn)高價。

在“羊群效應(yīng)”的影響下，購房行為一般具有從眾性和反應(yīng)過度的特征。胡芳珍（2012）在研究消費者購房心理時發(fā)現(xiàn)，消費者購房心理中，從眾心理是影響房地產(chǎn)市場需求的重要因素[1]。因此我們假設(shè)1（H1）：往期需求量對當(dāng)期需求產(chǎn)生顯著的正向影響。

作為商品，房地產(chǎn)的價格顯然影響消費者對房地產(chǎn)的需求。房地產(chǎn)又是一種特殊的商品，不僅具有消費的功能，還具投資功能。對于房產(chǎn)觀念濃郁的中國人來說，房產(chǎn)是必需品，房地產(chǎn)的無可替代性使得房地產(chǎn)價格的上漲并不影響消費者對它的需求，除此之外，由于房地產(chǎn)具有投資價值，價格越上漲，消費者購買動機越強，對房地產(chǎn)的需求更強烈，普遍呈現(xiàn)“買漲不買跌”的心理。因此我們假設(shè)2（H2）：房屋銷售價格對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

王宏（2007）認(rèn)為消費者收入水平和商品房價格是眾多影響因素當(dāng)中最直接最主要的因素[2]。張兵（2009）也認(rèn)為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是房地產(chǎn)市場需求的主要影響因素[3]。可支配收入是消費者有效需求的支撐。一般來說，當(dāng)可支配收入增加時，消費者會增加需求量。因此我們假設(shè)3（H3）：居民可支配收入對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

房地產(chǎn)是大額消費品，一般家庭購買房地產(chǎn)都通過住房抵押貸款，當(dāng)銀行貸款利息上升時，消費者需要付的利息更多，對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生一定的影響，利率也是被認(rèn)同的主要影響因素之一。因此我們假設(shè)4（H4）：貸款利率對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

根據(jù)費雪效應(yīng)，資產(chǎn)（如房產(chǎn)、股票、黃金、外匯等）收益率會隨著通貨膨脹率的上升而提高，而通貨膨脹時持有紙幣只會面臨貶值的危險；資產(chǎn)組合理論也認(rèn)為房地產(chǎn)具有對沖通貨膨脹的特征。Barkhan，Ward和Henry（1996）在Fama和Schwert（1977）OLS模型的基礎(chǔ)上[4]，進行了更進一步的研究，認(rèn)為預(yù)期通脹時期房地產(chǎn)收益更高，房地產(chǎn)在短期和長期有不同程度的抗通脹能力[5]。咸郎平也認(rèn)為在通脹來臨時，房地產(chǎn)更具有保值功能。因此我們假設(shè)5（H5）：通貨膨脹率高的經(jīng)濟環(huán)境下，消費者更傾向于購買房產(chǎn)。

鐘學(xué)軍（2010）認(rèn)為房地產(chǎn)的需求量不僅受房地產(chǎn)價格水平、消費者收入水平的影響，還受消費者對未來房地產(chǎn)價格預(yù)期的影響[6]。在房地產(chǎn)市場中，這被稱為買方的“預(yù)期心理”，這種心理在某種程度上決定買方的購買行為。而房地產(chǎn)價格預(yù)期既受當(dāng)期國家經(jīng)濟發(fā)展水平影響，也受宏觀經(jīng)濟預(yù)期影響，因此我們假設(shè)6（H6）：經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟預(yù)期對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

2 模型構(gòu)建

2.1 計量方法選取

驗證假設(shè)需要引入因變量的滯后變量作為自變量，本文引入ARDL模型（Autoregressive Distributed Lag，自回歸分布滯后模型）。該模型不僅可以滿足滯后變量的操作，而且對于時間序列數(shù)據(jù)，無論回歸項是I（0）還是I（1），ARDL模型都可以檢驗和估計變量之間的長期關(guān)系，比較好地處理差分形式。另外，它也可以提高檢驗和估計的準(zhǔn)確性[7]。

2.2 計量模型的構(gòu)建

2.2.1 模型構(gòu)造

ARDL模型構(gòu)造如下：

（Δ為一階差分）

D：由于商品房屋銷售建筑面積D可以很好地反映房地產(chǎn)市場的實際有效需求，因此選其作為房地產(chǎn)需求的替代變量；

P：根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選取商品房銷售價格指數(shù)P作為房地產(chǎn)價格的替代變量；

I：由于目前房地產(chǎn)的發(fā)展主要在城鎮(zhèn)，購買商品房的人群也主要是城鎮(zhèn)人口，農(nóng)村居民住宅是自建住宅，因此選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入I；

R：根據(jù)常規(guī)，選取金融機構(gòu)一年期實際貸款利率R作為貸款利率的替代變量；

CPI：選取消費者物價指數(shù)CPI作為通貨膨脹的替代變量；

B：本文則選用宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)B，這個指標(biāo)不僅反映了國家經(jīng)濟現(xiàn)狀，也反映了經(jīng)濟預(yù)期，由于本文研究的房地產(chǎn)需求受經(jīng)濟預(yù)期影響也很大，因此選用宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)比GDP更有現(xiàn)實意義，而且GDP只有季度數(shù)據(jù)，先前的研究中往往使用工業(yè)增加值作為GDP的替代變量，缺乏準(zhǔn)確性。

2.2.2 數(shù)據(jù)的選擇

由于我國住房體制市場化改革是從1998年開始的，改革以前一直是福利分房，1998實際上是我國房地產(chǎn)市場不同狀態(tài)的分水嶺。如果把1998年之前的數(shù)據(jù)包含在研究當(dāng)中，不同市場化程度的數(shù)據(jù)會混淆了分析結(jié)果，這是不少學(xué)者忽略的問題，如Chu和Sing（2004）[8]。基于此，本文的研究區(qū)間從1998年1月至2011年12月，采用月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于國泰君安數(shù)據(jù)庫、《中國經(jīng)濟景氣月報》等，并在此基礎(chǔ)上進行整理。為有效地避免異方差問題，變量的取值均為原始數(shù)據(jù)的自然對數(shù)值。對部分1月份缺失的統(tǒng)計數(shù)據(jù)采用移動平均法求得。

2.3 描述性統(tǒng)計

表1 變量描述性統(tǒng)計

圖1 1998～2011年城鎮(zhèn)居民可支配收入變化圖

表1是變量的描述性統(tǒng)計，房地產(chǎn)需求LND的最小值為5.38，最大值為11.61，標(biāo)準(zhǔn)差為1.68，在所有變量的方差中最大，說明研究區(qū)間內(nèi)房地產(chǎn)需求波動比較大，存在研究的必要性。LNI的標(biāo)準(zhǔn)差次之，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在研究區(qū)間內(nèi)變化比較大。自改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民可支配收入穩(wěn)步提高。如圖1所示，1998～2011年間，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入年平均增加1170元，2011年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入是1998年的4倍，人民生活水平發(fā)生了巨大變化。

3 實證分析與結(jié)果

由于論文采用的是時間序列數(shù)據(jù)，為保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文首先對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。另外，在回歸分析之前，需要確定最優(yōu)滯后階數(shù)，并初步驗證自變量和因變量的因果關(guān)系，本文將對數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗。

3.1 平穩(wěn)性檢驗

平穩(wěn)性檢驗（也稱單位根檢驗）的方法主要有Augmented Dickey-Fuller Test（簡稱ADF檢驗）、Dickey-Fuller Test（簡稱DF檢驗）和Philips-Perron Test（簡稱PP檢驗），本文使用eviews6.0軟件對所有變量進行ADF單位根檢驗法，驗證所選用數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。ADF檢驗的原假設(shè)是被檢驗序列有單位根，即數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。結(jié)果如表2所示。

表2 ADF檢驗結(jié)果圖

ADF檢驗結(jié)果表明，所有變量的一階差分都在10%的顯著水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)的狀態(tài)。LND和LNB的原始數(shù)據(jù)在10%的顯著水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)性。

3.2 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗要求數(shù)據(jù)同階單整，因此用所有變量的一階差分序列數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗。根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，最優(yōu)滯后階數(shù)為1階和3階，因此，對各變量數(shù)據(jù)進行滯后1期和滯后3期的因果檢驗。

表3 格蘭杰因果檢驗表

檢驗結(jié)果顯示，滯后1階時，房地產(chǎn)銷售價格和房地產(chǎn)需求在5%的顯著水平下互為原因。初步驗證H2，房地產(chǎn)銷售價格對房地產(chǎn)需求有影響；滯后1階和3階時，居民可支配收入和房地產(chǎn)需求都在1%的顯著水平下互為原因，初步驗證H3，居民可支配收入對房地產(chǎn)需求有影響。

3.3 模型實證結(jié)果

論文選用滯后1階作為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如模型2所示。

居民可支配收入的系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期設(shè)想相反，分別做LND對各個自變量的一元回歸，發(fā)現(xiàn)△LNI（-1）沒有通過顯著性檢驗，說明人均可支配收入對房地產(chǎn)需求的影響不顯著。這與我國現(xiàn)實情況一致。在中國，一代人買房子不僅僅依靠自身經(jīng)濟實力，往往要花兩代甚至三代人的儲蓄。為了結(jié)婚或者滿足房產(chǎn)情結(jié)，無論個人收入高低都盡量購買房地產(chǎn)的現(xiàn)象很普遍。因此，年輕人即使收入不高，父母長輩有儲蓄的，一般會花錢幫年輕人買房子，弱化了人均可支配收入的影響。

剔除人均可支配收入這個變量，重新構(gòu)建新的房地產(chǎn)模型：

選用滯后1階，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 房地產(chǎn)需求回歸估計結(jié)果

需求特征是參與決定房價的關(guān)鍵力量，主要可以歸納為以下3類：（1）剛性需求，以自主消費為目的，也有保值增值要求；（2）投資性需求，以出租或轉(zhuǎn)賣為目的，主要追求資產(chǎn)的保值增值；（3）投機性需求，以賺取差價為目的。

實證結(jié)果表明：LND(-1)在1%的顯著性水平內(nèi)對房地產(chǎn)需求有正向影響，證明了H1，說明往期房地產(chǎn)需求量越大，當(dāng)期市場對房產(chǎn)的需求也越大。這是出于從眾心理的購買行為。對剛性需求的購房者來說，他們擔(dān)心有限的房產(chǎn)供不應(yīng)求，也擔(dān)心房產(chǎn)受供求關(guān)系緊張影響未來價格更高，因此受膨大的需求量影響而從眾購房；對投資性需求的購房者而言，他們認(rèn)為供求關(guān)系緊張情況下，未來可能出現(xiàn)更高房價，當(dāng)下購買更利于其資產(chǎn)的保值增值，因而從眾購房；投機性需求的購房者也會在這種情況下購房。但一般而言，投資和投機目的的投資者相對來說更加理性，不容易受大眾影響。

△LNP(-1)在10%的顯著性水平內(nèi)對房地產(chǎn)需求有正向影響，證明了H2。1998～2011年間，房地產(chǎn)價格越高，購房者對房地產(chǎn)的需求也越大，這詮釋了房市買漲不買跌的心理。追漲購買，背離需求曲線，與彈性需求不同，這主要體現(xiàn)出我國房地產(chǎn)的剛性需求。投資性和投機性需求的購房者來說，當(dāng)未來房地產(chǎn)價格預(yù)期上升，他們會相應(yīng)增加投資性和投機性需求，但他們不一定會越漲越買。

LNB(-1)對房地產(chǎn)需求在5%的顯著性水平內(nèi)有正向影響，說明宏觀經(jīng)濟現(xiàn)狀和經(jīng)濟預(yù)期越積極，消費者購買房產(chǎn)的需求越大，相反，在不景氣的市場環(huán)境或者預(yù)期內(nèi)，消費者購買房產(chǎn)的積極性不高，證明了H6。3類購房者都會受此因素的影響。

LNR沒有通過顯著性檢驗，這和王明明（2012）[9]、黃瑜（2010）等的研究結(jié)果一致。這也說明我國房地產(chǎn)需求主要是剛性需求。如果是投資性和投機性占主導(dǎo)的需求，毫無疑問會受利率的影響，因為利率上升時他們的投資成本會增加，此時他們很可能會把資金轉(zhuǎn)移到其他投資項目上。此實證結(jié)果也一定程度上驗證了近年來我國房地產(chǎn)政策效果的不明顯。近年來我國的房地產(chǎn)政策主要是通過調(diào)整房地產(chǎn)貸款利率，無論是提高利率還是降低利率，房屋銷售量一直是上升的，利率的變動對房地產(chǎn)需求的影響不大。

△LNCPI(-1)對房地產(chǎn)需求沒有顯著影響，通貨膨脹與房地產(chǎn)需求沒有顯著的相關(guān)性。這也體現(xiàn)了我國房地產(chǎn)需求主要是剛性需求。多數(shù)實證結(jié)果表明，房地產(chǎn)可以有效地對沖通貨膨脹。對于投資性和投機性需求的購房者來說，在出現(xiàn)通貨膨脹預(yù)期時，他們通過購房抵抗通脹的需求將會明顯增大。但本文實證結(jié)果顯示通貨膨脹對我國房地產(chǎn)需求影響并不顯著，我國房地產(chǎn)需求主要由剛性需求構(gòu)成。

上述分析表明，我國房地產(chǎn)需求主要由剛性需求構(gòu)成。

房地產(chǎn)的剛性需求是人們買房自住的需求。在得到實現(xiàn)之前，該部分資金會以存款的方式存在，由于必須買房，消費者會存款等待買房，新增收入也會大部分以存款方式存在。剛性為主的購房需求是我國儲蓄率高于世界平均水平的原因之一，也是我國房地產(chǎn)價格得以不斷上漲的重要原因之一。因此，近年來我國政府通過調(diào)息、限購政策來防止房地產(chǎn)價格過快上漲并沒能取得很好的效果，Wang（2011）也表明住房改革對房價的影響力有限[10]。相反，限購政策使得剛性需求被壓制，更容易進一步推高房地產(chǎn)價格。

另外，目前出生于20世紀(jì)80年代生育高峰期的人群大量步入適婚年齡，基于婚育需要購買首套住房的需求較為龐大。Chamon和Prasad（2010）的研究表明目前中國城鎮(zhèn)年輕家庭的儲蓄率比中年家庭更高[11]。中國居民購房早、住房自有率高而且購房時普遍接受父母的饋贈，這些因素強化了房地產(chǎn)的“剛性需求”。這種特征不僅支撐當(dāng)前房地產(chǎn)價格，而且使得房地產(chǎn)價格將有進一步升高的可能性。

因此，在由剛性需求主導(dǎo)的房地產(chǎn)市場上，現(xiàn)有的需求影響因素和特征支持目前的房地產(chǎn)價格，而且房地產(chǎn)價格升高是大概率事件。

表5 我國房地產(chǎn)需求特征結(jié)論表

4 結(jié)論

本文以我國房地產(chǎn)市場需求為研究對象，考察我國房地產(chǎn)市場需求的主要影響因素和特征，并探討它們是否支撐當(dāng)前的房地產(chǎn)價格。在一系列計量分析和定性分析的基礎(chǔ)上，得出以下結(jié)論：

房地產(chǎn)需求影響因素方面，往期需求量對當(dāng)期需求有顯著的正向影響，房地產(chǎn)價格對房地產(chǎn)需求有顯著的正向影響，宏觀經(jīng)濟水平和經(jīng)濟預(yù)期對房地產(chǎn)需求也有顯著的正向影響。人均可支配收入、利率和通貨膨脹對房地產(chǎn)需求沒有顯著的影響。我國的房地產(chǎn)市場需求主要由剛性需求構(gòu)成。我國當(dāng)前的房地產(chǎn)需求影響因素、特征等不僅支撐當(dāng)前房地產(chǎn)價格，而且顯示未來房地產(chǎn)價格有進一步上漲的可能性。

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