城市化進程影響房地產價格的理論機制和實證分析

王震勤 楊孟秋 李曉輝

[摘 要] 近年來，我國城市化進程突飛猛進，房地產價格也不斷上漲，城市化進程如何影響房地產價格成為學術界的熱點問題。論文先從理論機制研究中得到了城市化進程通過刺激房地產需求和改善房地產發展結構來影響房地產價格的結論，又選取了2000-2013年的城鎮人口比率和商品房平均銷售價格對二者之間的關系進行了計量分析，認為城市化水平和商品房平均銷售價格之間具有長期穩定的相關關系，城市化水平上升必然帶來房地產價格上漲。

[關鍵詞] 城市化進程；房地產價格；協整分析；格蘭杰因果檢驗

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2016. 07. 069

[中圖分類號] F293.30 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2016）07- 0143- 04

我國改革開放以來，城市化進程發展迅速，同時房地產價格也高速上漲。城市化進程是由多種元素糅合的過程[1]，同時城市化進程也直接或間接地影響了我國房地產價格的上漲。本文將從理論機制和實證分析兩個角度來研究城市化進程對房地產價格的影響。

1 理論機制

1995年以來，我國的城市化進程進入到高速發展階段，城市化水平年均增長 1 個百分點。截至2014年底，中國城鎮人口占總人口的比重達到54.8%，地縣級區劃數有 3 187個，鄉鎮級區劃數達到了40 381個。城市化水平的提高進一步帶動了房地產業的發展，我國房地產年平均開發投資額由1995年的2 831.4億元增加到2015年的95 035.61億元，商品房平均銷售價格從2000年的每平方米2 112元上漲到2013年的每平方米6 237元。不難發現，房地產價格的上漲與城市化進程存在必然聯系。城市化進程通過帶動房地產市場的需求上升和影響房地產市場的結構變化，從而最終導致了房地產價格的變化。

1.1 城市化進程對房地產需求的影響

隨著城市化進程的發展，農村人口大量涌入城市。據國家統計局數據顯示，深圳市2014年年末總人口達到332.21萬人，相當于1998年的三倍。同時城區改造、舊房拆遷等也都導致人們的住房需求增加。另外隨著人們生活水平的提高，消費結構發生變化，度假村、酒店、休閑會所等具有娛樂休閑性質的房地產項目大量修建。我國星級飯店的數量由1995年的3 720個極速擴張到2013年的13 293個。城市化進程不斷帶動房地產市場消費性需求的增加。

城市化過程中，大量人口由農村向城市轉移，并在城市中從事生產活動。因此，很多企業和生產部門為了適應經濟發展，擴大生產規模，同時吸引更多的勞動力，就必須興建廠房、辦公樓等各種生產經營用房。據統計資料顯示，僅僅2015年第三季度我國廠房竣工面積就達到了29 590萬平方米。這樣一來，城市化進程刺激了房地產市場的生產性需求。

房地產具有不動產的特征，房地產投資較其它投資方式風險小，升值空間大，收益穩定。2010月，北京、上海等地區的房屋租售比已經達到了1∶600，遠遠超過了1∶300的國際警戒線。房屋租售比過高，說明居民對租房的需求比不上購房的需求，因此可以認為目前一線城市的房地產市場中，投資性需求占了較大的比例。由于城市化進程的發展，消費者對于大中城市的房地產發展預期比較樂觀，這就增加了房地產市場的投資性需求。

城市化進程刺激了房地產市場的需求，然而由于房地產的供給剛性，短時間內房地產的供給量無法快速上升，導致房地產供不應求，價格上漲。

1.2 城市化進程對房地產結構的影響

改革開放前，由于政府大力倡導發展生產力，我國的工業用地比重高達30%以上。隨著經濟水平的提高，傳統工業逐漸衰退，新興的金融、互聯網、服務業等行業的地位逐漸受到重視。目前城市中心人口眾多，資源緊缺，環境污染等問題頻發，很多城市開始向周邊地區疏解非城市中心功能。例如北京市目前已經明確全國政治中心、文化中心、國際交往中心、科技創新中心的城市定位，凡不屬于“四個中心”戰略定位的功能都要向周邊地區進行疏解。房地產產業結構也在城市功能不斷變化中得到調整，由城市中心地帶向周圍擴散，同時產業結構不斷變化，由工業到住宅再到服務業，向多元化的層次發展。城市化的發展帶來的城市變化為房地產業平面結構的改善提供了強大的推動力量。

城市化進程的發展必然還會帶來土地空間的立體利用。在城市化過程中，人類對城市空間的利用大概會經歷平面——高空以及淺層地下空間——深層地下空間三個階段[2]。當今發達國家將地下空間的開發作為解決資源短缺和環境污染問題的重要措施。現在我國北京、上海、南京、武漢等許多大城市也大幅度修建地下商業街、地鐵等。

2 實證分析

2.1 變量選擇及數據說明

本文選取2000年至2013年我國城市化和房地產業的相關數據為研究對象。為了保證研究的可信性、數據的可得性及模型的適用性，城市化選擇使用較多的城市化水平（城鎮人口比率）為指標，房地產業選擇商品房平均銷售價格為指標。數據來源于國家統計局提供的各年份的統計年鑒。為了避免各序列的劇烈變動，對兩變量值取對數，新的序列為： LnXt， LnYt。具體數據詳見表1。

2.2 協整分析

協整檢驗可以驗證兩個變量之間是否存在長期穩定的比例相關關系，但此檢驗只適用于同階單整的兩個變量，所以，在檢驗之前，先檢驗變量LnXt和變量LnYt的平穩性。利用Eviews 6.0軟件，對兩個變量進行ADF單位根檢驗，結果見表2。

由上述檢驗結果可以發現，兩個原序列的檢驗P值分別為0.921 3和0.124 5，大于顯著性水平0.05，因此LnXt和LnYt原序列均不平穩，無法進行協整檢驗。需利用差分使序列達到平穩。兩個序列的一階差分序列ADF檢驗P指分別為0.047 4和0.019 7，均小于顯著性水平0.05，因此LnXt-1和LnYt-1一階差分序列平穩，LnXt和LnYt為同階單整序列，可以進行協整分析。

對LnXt和LnYt建立回歸模型[3]，結果如表3所示。

根據模型擬合結果發現，P值為0，這表明城市化水平對房地產價格有顯著性的影響。調整后R方為0.983 598，說明回歸曲線的解釋能力為98.36%，也就是說在這個模型里，我國房地產價格的總變差中，由城市化水平解釋的部分占98.36%，模型的擬合優度較高。

保存上述過程中回歸方程的殘差，作為均衡誤差r的估計值。對于兩個協整變量來說，若r平穩，則兩變量具有協整關系。所以繼續對殘差r進行ADF單位根檢驗。P值為0.004 4，小于0.05，所以均衡誤差r是平穩的。這就說明LnYt和LnXt具有協整的關系，也就說明城市化水平和商品房平均銷售價格這兩個變量之間具有長期穩定的相關關系。

2.3 誤差修正模型

應用Eviews 6.0軟件對LnXt和LnYt建立誤差修正模型，結果見表4。

可以根據上述結果寫出均衡方程，

D（LnYt）=10.399 47-0.054 493*D（LnXt）-0.971 239ECM

這個長期均衡方程式說明：代表城市化水平的LnXt每上升1個百分點，則代表房地產價格的LnYt就平均上升0.05個百分點。該模型的短期誤差自修正力度為負向的0.97。

2.4 格蘭杰因果檢驗

最后對兩個變量進行格蘭杰因果檢驗，結果如表5所示。

由格蘭杰因果檢驗可以看出，在滯后階數為1階和2階時，P值小于0.05的顯著性水平，拒絕2和4原假設，說明城市化水平是房地產價格的格蘭杰原因，即城市化水平上升，必然帶來房地產價格的上漲。這與本文第一部分理論機制所述一致，即城市化進程通過刺激房地產需求和改善房地產產業機構從而影響房地產價格。相反，針對1和3原假設，P值分別為0.360 4和0.882 8，遠遠大于0.05的顯著性水平，因此得到結論：房地產價格不是城市化水平的格蘭杰原因。結合現實經濟狀況，房地產業的發展雖然對城市化進程起到了一定的推動作用，但并不是造成城市化進程的決定性因素。城市化進程是由多種因素綜合影響的結果，最根本的是競技水平的提高。房地產價格上漲只是城市化水平上升的一個顯著表現，而不能將二者本末倒置。

3 結 論

本文通過研究城市化進程對房地產價格影響的理論機制，發現城市化進程通過刺激房地產需求和改善房地產發展結構來影響房地產的價格。在此基礎上，通過對商品房平均銷售價格和城市化水平進行計量分析，得到如下結論：①城市化水平和商品房平均銷售價格這兩個變量之間具有長期穩定的相關關系，二者互相影響，相輔相成。②城市化水平上升必然帶來房地產價格上漲。③房地產價格上漲可能會影響城市化進程發展，但城市化進程是由多種因素綜合作用的結果。本文得到的結論對于我國的經濟發展具有深刻的啟發性和現實意義。我國必須對城市化進程及房地產價格的協同發展制定合理規劃，使兩者相互促進，協調發展。

主要參考文獻

[1]張健，張麗娟，王琛. 城市化對房地產價格上漲的影響和對策探討[J]. 價格理論與實踐，2008（6）：48-49.

[2]朱雅莉. 城市化發展對房地產業發展的影響[J]. 企業家天地：理論版，2010（9）：260-261.

[3]王飛，劉開瑞. 城市化發展對房地產價格影響的理論與實證分析[J]. 西安財經學院學報，2010，23（2）：33-35.