探究商業地產需求的影響因素及計量分析

摘 要：商業地產是國民經濟的重要支柱產業，保持商業地產市場持續健康發展對整個國民經濟意義重大。本文首先從理論出發結合實際情況分析了商業地產需求的現狀及影響因素，然后選取商品房銷售面積作為代表商業地產需求的數據，主要分析三個較為顯著性的影響因素人均國內生產總值、城鎮人均可支配收入、城鎮人口數對商業地產需求的影響，再根據幾項統計年鑒所給的數據更精確的對其影響因素進行計量分析，并結合理論和實證分析的結果對房地產需求合理化提出了切實可行的措施。

關鍵詞：商業地產需求；影響因素；計量分析；措施建議

一、商業地產需求問題相關背景

1.我國商業地產需求現狀

商業地產市場一直是我國居民關注的熱點話題。近年來，由于我國經濟運行基本處于平穩狀態，金融活動較活躍，經濟擴張動力較良好，有利于商業地產市場的發展。一、二線大城市地價和房價在2016年屢屢創出新高，目前在政策的打擊下，需求方面有所回落；三、四線的小城市迎來去庫存化的熱潮。

2.我國發展商業地產的必要性

商業地產是對商業地產進行開發、管理、經營、投資、服務的行業，是第三產業。發展商業地產可以加快改革開放的步伐和改善投資環境。通過合理的開發，有利于進行城市規劃，帶動相關產業的發展。發展商業地產還有利于產業結構的合理調整，同時帶動消費結構的調整，有利于吸引外資，加快經濟建設，擴大就業面等。

3.商業地產需求的影響因素

在現實生活中，影響商業地產需求的因素有很多，比如收入水平、商業地產開發投資、消費的偏好、對未來的預期、商品房的價格水平等。從經濟因素考慮影響商業地產需求的主要因素人口狀況、國家經濟的發展水平和人均可支配收入以及國家經濟發展的周期。主要應從經濟因素考慮，在眾多經濟因素中經過分析判定，城鎮人口數、城鎮人均可支配收入、人均國內生產總值應為首選的影響因素。

城鎮人口決定了商業地產的需求，人口是商業地產需求的基礎。如北京、上海、深圳等一線城市的商業地產的持續穩定發展與城鎮人口數量有密切的關系。隨著國民收入水平逐漸提高，住房支付能力逐漸增強，購房的欲望也逐漸變強。另一方面，因為商業地產市場的有效需求又與消費者的實際購買力相關，當消費者購買力減弱時，對房屋的有效需求會降低。所以城鎮人均可支配收入和人均國內生產總值影響商業地產的有效需求。

4.商業地產需求的相關研究假說理論

Randall、Johnston等在其著作《TheModernEconomicsofHousing》中指出商業住宅需求的影響因素主要包括銷售價格、居民收入、儲蓄、人口以及政府政策等等。張泓銘在其著作《中國房地產研究》中指出商業地產需求和金融支持以及住房制度密切相關。經濟學家陳伯庚在其著作《房地產經濟學》中指出在市場調節下，商業地產需求與宏觀調控密切相關，提出了住房價格多維性理論。

二、商業地產需求相關因素模型的建立及其計量分析

1.商業地產需求影響因素的選取

生活中的經濟活動或多或少基本都對商業地產需求有一定作用，本文主要選取2000到2014年間城鎮人口數、城鎮人均可支配收入、人均國內生產總值三個方面對商業地產需求的作用。采用計量經濟學中Eviews，建立城鎮人口數X1、人均國內生產總值X2、城鎮人均可支配收入X3與商品房銷售面積Y的回歸模型。

2.選取影響因素的數據收集

3.模型的初步估計與建立

根據以上的分析，現在可假定如下的計量經濟模型：

經濟意義檢驗：模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，城鎮人口每增加1萬人，商品房銷售面積增加4.0632萬平方米；人均國內生產總值每增加1元，商品房銷售面積增加0.8619萬平方米；城鎮人均可支配收入每增加1元，商品房銷售面積減少1.4856萬平方米。由上結果可以看出解釋變量的系數違背了經濟意義，但此變量在一定程度上影響商品房銷售面積，所以暫不剔除。

統計檢驗：由圖1中數據可以得到：R2=0.9706，修正的可決系數為R2=0.9625，這說明模型對樣本的擬合很好。給定顯著性水平α=0.05，由圖1可知F=120.9109>Fα（3，12），說明回歸方程顯著。查t分布表得自由度為12臨界值（12）=2.179，除了=1.1059<2.179，其他絕對值都大于（12）=2.179。因此在顯著性水平0.05的顯著性水平下，“人均國內生產總值”與“城鎮人均可支配收入”對“商品房銷售面積”有顯著的影響。當給定顯著性水平α=0.5時，（12）=0.695<=1.1059，則在0.5的顯著性水平下，“城鎮人口”對“商品房銷售面積”有顯著影響。

4.模型多重共線性檢驗與修正

計算各解釋變量的相關系數：在Eviews軟件命令窗口中鍵入：CORX1X2X3。

觀察圖表可看出，模型之間存在著多重共線性。解釋變量之間相關系數都比較大接近于1，說明解釋變量之間相關性很高。

多重共線性的消除：

首先對各解釋變量做一元回歸，通過比較得到變量的可決系數最高，且符合經濟意義，所以在的基礎上逐步引入X2、X3進行二元回歸，根據擬合程度比較可得以X1為變量建議一元回歸方程最優。

經濟意義檢驗：這說明在其他因素不變的情況下，城鎮人口每增加1萬人，商品房銷售面積增加4.0634萬平方米。

統計推斷檢驗：由上可知，該模型的可決系數為0.9704，擬合度很好。F值為426.3849，回歸方程總體顯著。參數t值通過檢驗。

5.模型異方差檢驗與修正

White檢驗：建立回歸模型：LSYCX1

取顯著性水平α=0.05，查表知X20.05（2）=5.99>nR2=1.4242，因此上面得到的一元回歸模型不存在異方差性。

6.模型自相關檢驗與修正

查DW統計表可知，n=15，k=1，取顯著性水平α=0.05，dL=1.077，dU=1.361，上述回歸模型中DW=2.3271>dL=1.077，因此上述一元回歸中不存在自相關。也可由下面殘差圖來判斷，得到了相同的結果。

7.引入虛擬變量

由圖2可知，2008年是一個異常點，設d1=1即2008年之前，d1=0即2008年之后。

虛擬變量的回歸系數t檢驗顯著，R2值較大，F值較大，DW值為2.3276，所以用加法方式引進虛擬變量是較合理的。

三、對商業地產需求相關因素計量分析所得結論

由上述所建模型可看出城鎮人口數對商業地產需求影響顯著。在2000年至2014期間，城鎮人口數增加很快，因此也引起商業住宅需求量的增加。而在2008年，由于全球金融危機等政治因素，雖然城鎮人口數在增加，商品房需求量卻在下降，因此可以引入虛擬變量修正模型。另外本文采用的多元線性回歸模型過于簡單，考慮的因素過少，可以看出除上述兩種因素，其他的兩種解釋變量對商品房需求量也產生一定的作用，所以在這兩方面也可以相應著手改善。根據以上結論我們需對我國商業地產的具體問題提出針對性的方針政策。

四、發展商業地產相關政策措施

政府的政策往往會對商業地產的發展有比較大的影響，這里所指的政府政策并不僅是對商業地產市場的總體政策，還包括其他一些對商業地產市場有間接影響的政策。例如2007年因為美國政府持續推行低利率政策，以及一些由金錢利益驅動的金融機構大量貸款，導致美國商業地產市場崩潰，從而影響全球商業地產行業。因此，無論是有意的或無意的，政府的政策都會對房地產需求產生重大影響，政府需要采取強有力的措施來調控商業地產市場的投資性需求。

從模型中可以看出城鎮人口數對商業地產需求影響很大，因此城市化與商業地產有很大的關系。在城市規劃的快速發展時期，城市規劃以及商業地產市場的合理運行推進了城鎮化，城鎮化也帶動了商業地產積極的、健康的發展，這對我國宏觀經濟的持續穩定增長具有重要意義。同時，完善房屋租貸市場和二手房市場，讓城鎮化建設和商業地產行業和諧發展。

參考文獻：

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作者簡介：沈海燕（1996- ），女，漢族，安徽合肥人，安徽財經大學經濟學院，2014級本科生，經濟學專業