房地產與城市化協調發展實證研究

【摘要】房地產市場發展與城市化之間存在一定的長期穩定關系，本文從房地產市場供需平衡的角度出發，以廣州房地產市場1987-2012年的統計數據，采用加權最小二乘法進行回歸分析，并采用線性分位數回歸對數據結果進一步分析驗證。實證研究結果表明：城市發展的不同階段對房地產市場發展的影響機制不同。城市發展初期，對房地產市場的推動效果顯著；在發展后期，城市化率收斂于某一固定值后，房地產對城市化進程的推動效果明顯。

【關鍵詞】房地產；城市化；加權最小二乘法；線性分位數回歸

一、房地產與城市化及其關系研究

城市化（urbanization/urbanisation）也稱為城鎮化，指人口向城鎮聚集、城鎮規模擴大以及由此引起一系列經濟社會變化的過程，其實質是經濟結構、社會結構和空間結構的變遷[ ]。人口城市化是基礎，城市化的其他內涵均由從人口城市化衍生出來[ ]。一方面，農村人口遷移到城市，產生住房剛性需求，另一方面，農村地區轉變為城市地區使農村人口轉變為城市人口。人口城市化基本完成后，城市化進程向產業城市化、生活方式城市化階段推進，就須依賴房地產發展的推動。城市化階段的深化和發展，離不開城市各產業的發展，而房地產是整體經濟的基礎性產業，承載著國民經濟中社會再生產及各種經濟活動，也是城市化進程中必不可少的一環。房地產是國民經濟的基礎性產業，房地產發展的規模、水平、速度，都直接決定并影響城市各行業的的規模、格局、發展速度和水平。各行業的發展規模、水平直接或間接反映城市化程度。

人口城市化階段，人口向城市聚集時城市化對房地產業的推動作用明顯，城市規模擴大時，房地產業對城市化的推進有顯著效果。在人口城市化進一步發展到產業城市化、生活方式城市化后，城市化進程對房地產的發展提出更高的要求，不僅要提升自身發展更需帶動其他行業發展，為城市化的全面發展提供助力。房地產業與城市化之間存在著長期穩定的關系，相互影響，相互促進，存在一定的互動關系。

二、房地產市場發展與城市化關系實證分析

（一）計量模型設定及變量選取

本文從房地產供需角度設置變量，根據房地產市場供需理論，房地產市場均衡時，供給量等于需求量。

W=P*Q（1）

其中，W表示房地產實際供給量，P為房地產實際成交價格，Q為商品房實際成交量。由此可以推導，房地產市場發展的決定因素為房地產實際供給量、房地產有效購買需求，其中房地產實際供給量可由房地產開發投資額衡量，房地產有效購買需求則取決于購買欲望和實際購買能力。城市房地產購買需求與城市人口的自然增長、城市化產生的城市人口的劇烈增長有重大關系，從而購買欲望由城市化率和城市人口自然增長率衡量。城市房地產實際購買能力的衡量主要由城市居民可支配收入和房價共同決定。基于以上分析建立計量模型1：

（2）

式中：RESt表示房地產市場發展，REIt表示房地產開發投資影響因素，population表示與人口相關的房地產影響因素，REP表示城市居民的房地產購買力影響因素，α0、α1、αi、β1為系數，εt為誤差擾動項，下標t表示時間變量。采用變量及符號如表1所示。

（二）數據說明

本文以廣州市為例，研究房地產市場發展與城市化的關系，數據全部來源于《廣州統計年鑒》，樣本區間為1987-2012年。其中房地產市場發展（RES）指標中房地產銷售合同金額數據，自2002年起加入期房銷售合同金額。城市化率（URB）指標為非農業人口/總人口，從2003年開始，非農業人口的統計口徑調整為設區市的區和不設區市的市區所轄街道辦事處區域內的常住人口和市轄鎮、縣轄鎮所轄居民委員會或鎮政府駐地村委會區域內的常住人口按非農業人口統計。關于統計口徑的影響，本文對所有參與分析的變量數據進行對數化處理，且采用的加權最小二乘法和線性分位數回歸方法，可更好地減小異常值對分析結果的影響。

（三）實證分析

由相關性描述可知，以上變量之間存在相當強的相關性，RES與PGR有較強的負相關性，其他變量均為正相關，但該相關性是否導致回歸模型中出現多重共線性問題，通過矩陣XTX的條件數做檢驗[ ]。

（3）

解釋變量REI、URB、UDI、REP條件數k= 52.9159，根據實際應用的經驗，一般若k<100，則認為變量多重共線性的程度很小。

同時，檢驗所有變量序列的自相關性，采用Durbin-Watson檢驗法，變量序列的DW=1.4086， p-value = 0.008124，根據檢驗標準，DW接近2時，p值趨向于0，在1%的顯著水平上拒絕原假設，即變量序列不存在一階自相關。

為控制變量的異方差性，本文對所有變量指標均采用自然對數形式，并采用加權最小二乘法是對模型進行加權，使之成為一個不存在異方差性的模型，然后采用普通最小二乘法估計其參數。由回歸得到殘差et，并以 為權數采用加權最小二乘法對回歸方程修正，回歸結果顯示，擬合優度R2=0.9899，經調整的R2=0.988，殘差標準差為0.4056，擬合效果非常好。4個變量的回歸系數估計量分別為0.2233、0.1768、-0.2002、-0.5650，表明RES與REI存在較強的正相關關系，在1%的水平上顯著，而RES與PGR、REP之間存在一定的負相關關系，在1%的水平上顯著，但是URB的系數不顯著。但根據之前的相關分析顯示，REP與URB的相關度達到80.29%，甚至高于RES與REP的63.00%，從而推斷該回歸模型的有效性需要進一步驗證，因此需修正擬合模型。為進一步分析回歸模型，畫出RES與各解釋變量之間的散點圖，如圖1至圖4所示。

由散點圖1-4推斷RES與REI、URB、PGR的點分布相對集中，關系趨勢比較明顯，而與REP的點分布相對零散，該分布趨勢與相關性描述相契合，同時，RES與REI、PGR、REP的散點趨勢與回歸得到的系數顯著性大小關系一致。但RES與URB散點圖的集中趨勢與系數顯著性卻相悖，說明模型沒有正確顯示二者的關系。圖2顯示，RES與URB的關系出現明顯地斷層，在前半段表現出明顯地線性關系，在后半段URB收斂于某一固定值而RES仍在上升，根據這一現象，將變量序列分段，重新做回歸分析。

對1987-2003年的數據采用雙向逐步回歸法回歸，結果顯示，擬合優度R2=0.9823，經調整的R2=0.9764，雖擬合優度因數據減少而減小0.0036，但模型的殘差標準差減小至0.3861，且各解釋變量系數均在1%的水平上顯著。因此擬合優度的略微損失，換得整個模型的優化。

對2004-2012年變量序列數據回歸結果顯示，經調整的R2=0.8641，模型擬合優度顯著下降，同時解釋變量系數的顯著性水平也顯著下降。即前一階段的模型在后一階段以不適用。根據散點圖，URB在2004-2012年期間基本不發生變化，而RES仍在不斷上升，即該階段URB對RES的解釋能力顯著下降。

根據房地產市場發展與城市化的關系分析，城市化的后期，城市化已基本完成，房地產市場發展的推動作用明顯下降。反之，房地產市場的發展在一定程度上不斷鞏固和推動城市化的發展進程。因此可建立模型2：

（4）

估計推斷2004-2012期間URB與RES的關系，并采用雙向逐步回歸法回歸，相比模型1的回歸結果，模型2調整后的R2=0.9228，擬合優度明顯提升，各解釋變量系數的顯著性明顯提高，除PGR外，均在10%的水平上顯著。因此在該模型中，RES等解釋變量對URB的解釋能力顯著提高。從而驗證理論推導的正確性，同時，PGR系數不顯著，表明此階段的城市化已不局限于人口的城市化，開始向生活方式轉變、產業結構優化等方面延伸。

根據以上結論，采用線性分位數回歸的方式，進一步驗證以上結論。根據Machado和Mata[ ]（2005）提出的分位數分解法，采用反事實分析法，假定在τ分位數下URB=90%時的房地產市場發展、反事實房地產市場發展和URB=50%時的房地產市場發展分別為 、 、 ，則不同分位數下的RES分布差異可表示為：

（5）

其中反事實房地產市場發展 ，表示如果URB=90%時的房地產市場發展影響因素按照URB=50%時的房地產市場發展影響因素的分位數回歸參數決定的話，房地產市場的反事實發展指標的大小。

等式右邊的第一項稱為“變量影響”，它表示在不同的分位數下，由于城市化率（URB）不同所導致的房地產市場發展（RES）差異部分；等式右邊第二項成為“隨機影響”，它表示不同分位數下城市化率隨機抽樣的樣本變量分布不同所導致的城鄉差異部分。

圖5-1展示城市化率的“隨機影響”部分，顯示當城市化率（URB）達到90%時，不同分位點估計的房地產市場發展（RES）差別不大，在URB等于50%時則差別較大。圖5-2反映了URB=50%，URB=90%時的RES的分布曲線，URB=90%房地產市場的銷售額（RES）占GDP的比值比較集中，而URB=50%時，比較分散。通過分位數回歸的結果顯示，URB=90%時，RES比較穩定（集中），即房地產市場的發展達到一定的水平，明顯高于URB=50%時房地產市場的發展水平，且受城市化的影響較小。而在URB=50%時，相對分散，表明在城市化的該階段，房地產市場波動范圍較大，即城市化的不成熟給房地產市場的發展帶來諸多不穩定因素，且在URB<50%時，結果與URB=50%的結果一致（圖形相似）。

結果表明：在城市化達到90%時，與城市化≤50%時，對房地產市場的影響機制不同，城市居民對商品房的需求發生根本性的變化，即城市化的不同階段產生不同類型的房地產需求，因此會導致城市化對房地產的影響機制不同。

三、結論及政策含義

以上分析表明，房地產市場發展與城市化之間存在長期穩定關系，但該關系因城市化的階段不同，而具有不同的影響機制。房地產的市場的發展在城市發展的初期，主要依賴首次置業的剛性需求不斷發展，受新城市居民的對商品房的實際購買能力的限制性影響較大。而在人口城市化基本完成階段，房地產的市場需求依次向改善型需求、投資型需求、投機型需求轉變，此階段城市居民生活水平提高，房地產市場需求受實際購買能力的影響較小。從而推斷，在城市化程度較高的廣州等一線城市房價的推漲，主要來源于改善型需求、投資性需求、投機型需求，根據城市具體的發展階段不同，三種需求占的比重各不相同。

從城市化的角度看，房價的控制應因地制宜，根據每個城市發展階段、程度的不同，分析當前城市主要的需求類型，并根據具體的需求類型確定房價控制政策，以限制主要需求類型為首要控制目標。同時應設定房地產政策調整周期，根據城市的發展進程，適時分析城市房地產市場的需求類型，對相應政策作出調整。

參考文獻：