基于Logistic模型的共有產權房購買驅動因素研究

摘 要：共有產權房是地方政府讓渡部分土地出讓收益，然后低價配售給符合條件的保障對象家庭所建的房屋。即中低收入住房困難家庭購房時，可按個人與政府的出資比例，共同擁有房屋產權。文章通過調查發現63.9%的樣本對共有產權房有購買意愿，借助logistic模型分析影響市民對共有產權房消費意愿的因素，得出如下結論：價格趨勢、小區綠化環境等對樣本申購意愿有顯著性正向驅動；而政策中關于“轉售限制條件”的規定對樣本消費意愿有負向影響。通過分析提出包括破除轉售限制、擴大政策宣傳、提高房源數量、優化銀行房貸、完善綠化景觀等具有針對性的意見和建議。

關鍵詞：共有產權房；申購條件；政策規定；驅動因素

中圖分類號：F713.5 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2018）09-0079-02

伴隨著我國新型城鎮化進程的加快，城鎮低收入群體及外來人員越來越多，人們對住房的需求越來越強烈。自2007年開始進行試點以來，共有產權住房政策的提出和實踐探索，一方面為緩解城市住房問題以及與住房相關的社會保障問題提供了一種新的思路，然而另一方面，其申購條件、產權比例、管理辦法等也頗受爭議。本次調研以南京、合肥為例，調查市民對于共有產權房的態度及觀點，對研究共有產權住房的消費驅動及障礙因素具有非常重要的現實意義。

一、 問卷回收與統計

調查問卷囊括了居住地、性別、年齡、職業、學歷、可支配收入、家庭人數等信息，涉及政策規定、相關權益兩種因素，從這兩個方面調查南京和合肥市民的購買意愿，共獲網絡問卷83份，實地問卷1127份，合肥問卷488份，其中有效問卷480份；南京問卷722，其中有效問卷720份，合計有效問卷1200份，樣本分布符合調查總體比例。

二、 調查結果分析

（一）樣本描述性分析

從樣本性別看，58.8%的樣本為男性，41.2%的樣本為女性；年齡占總樣本比例前三的樣本為31—40歲、20—30歲、41—50歲，分別占比為42.9%、37.8%、10.8%；從樣本職業來看，樣本主要為專業技術人員、企事業單位負責人和商業、服務業人員，總共占68.4%的樣本；在學歷的描述性分析中，樣本以本科生和專科生為主，分別占樣本總數的39.2%、29.2%，研究生學歷共199人；目前樣本的可支配收入主要集中在5—10萬之間，共390人，而可支配收入在40萬以上的樣本僅占樣本總數的0.8%；在對樣本的家庭人數調查中發現，45%的樣本家庭人數為2—3人，31.7%的樣本家庭人數為4人，家庭人數為一人的單身人群僅20人。

（二）樣本購買意愿影響因素的貢獻度分析

本研究根據已有文獻的研究成果，采取李克特量表法，對市民購買共有產權房的態度進行測試。鑒于共有產權房目前相關文獻較少，本研究在設計測量題目前進行了小范圍的預調查，樣本規模為120份，根據反饋的分析結果確定了兩個影響變量“政策規定X1”“相關權益X2”，進而針對X1設計了17個測量題目，針對X2設計了3個測量題目，市民對每個題目的回答由“非常不重要”到“非常重要”5個等級（分別賦值1-5）。雖然問卷題項均是結合研究目的進行設計，但在第一次進行因子分析時，仍出現檢驗不通過的結果，進一步分析原因后發現，有1個題項與對應研究變量關系出現明顯偏差，為了保證研究效果，刪除該題項。題項變更后重新進行信度和效度分析，通過檢驗。

（三）信度分析

本研究采用最為常見的內部一致性信度測量，使用Cronbach α系數去測量的值為0.973，通過信度檢驗。

（四）效度分析

效度有很多種具體方法，針對問卷來講，通常是使用內容效度和結構效度進行測量。對于本次研究來講，問卷調查題項均是結合研究目的進行設計，此外問卷題項均借鑒相關文獻使用的量表，并非隨意設計。

效度檢驗使用KMO和Bartletts Test去衡量，首先需要通過Bartletts檢驗。結合方差解釋率、因子載荷系數值等進行效度驗證，進行探索性因子分析，KMO值是0.957>0.7，通過巴特球形檢驗。進一步通過主成分分析法提取得到政策規定和相關權益2個因子（設為X1、X2），方差解釋率分別為67.728%，8.885%，累積方差解釋率為76.613%，各個題項對應的因子載荷系數值全部均高于0.5，最低為0.525。而且題項與因子之間均有著良好的對應關系，題項與因子的對應關系與專業知識設定相符合，說明此次研究量表具體良好的結構效度，研究數據可用于進一步分析使用。

（五）共有產權房購買意愿的影響因素分析——基于Logistic模型

為了深入分析市民對于共有產權房消費意愿的影響因素，本文建立了Logistic模型，以樣本對于變量的整體態度情況為被解釋變量，來分析各個因素的作用強度。

1. 共有產權房消費意愿測量

問卷調查的設計題目為“我希望申購共有產權房”。問卷統計結果顯示，選擇“希望”及“十分希望”的樣本占 63.9%，整體上說明大部分樣本有意愿申請購買共有產權房。

2. 政策規定與相關權益Logistic回歸分析

將因子政策規定X1、相關權益X2分別作為協變量，將樣本對共有產權房的申購意愿作為因變量，并進一步運用有序Logistic回歸分析，結果如表1所示。

通過對因子X1與樣本對共有產權房購買意愿的Logistic有序回歸分析可知，其顯著性結果為0.207，遠大于0.05，所以因子X1對樣本購買共有產權房的意愿沒有顯著性影響。

由表2可知，小區綠化環境、共有產權房需滿5年后方可出售并轉讓對象仍需符合購買條件對樣本申購共有產權房的意愿具有顯著性影響，而其他問題變量的值均大于 0.05，對樣本的申購意愿不具備顯著性影響。

3. 人口統計指標方差分析

通過方差分析顯示：樣本性別、年齡、學歷、職業、目前可支配收入、家庭人數對樣本申購意愿均無顯著性影響，而樣本的居住地則對樣本的申購意愿具有顯著性影響。具體分析結果如表3所示：

三、 結論與建議

通過以上數據統計和分析可以知道，人們對共有產權房的購房意愿較為良好，但是現在共有產權房存在的一些問題還需要改善。為了讓共有產權房能夠發揮更大的作用，在人群中得到推廣，本文提出以下幾點建議：

（一）破除轉售限制

數據分析顯示，共有產權房需滿5年后方可出售并轉讓對象仍需符合購買條件對樣本申購共有產權房的意愿影響顯著。為此，一方面政府可以適當放寬房屋出售年限限制；另一方面，轉讓對象仍需符合購買條件阻礙了共有產權房的轉售，針對這一問題，政府可以對需要轉售的共有產權房按市場價格進行回購，這樣既解決了共有產權房的轉售問題，同時也能夠防止共有產權房房源外流。

（二）擴大政策宣傳

調查中可以發現有些人對共有產權房的了解并不夠深入，往往是停留在表面概念上，所以政府應該通過各種途徑加大對共有產權房的宣傳和推廣，提高普及度。如通過電視新聞報道共有產權房相關政策，利用網絡新媒體對共有產權房相關規定進行推送，提高共有產權房曝光率，促進市民對共有產權房擁有正確詳細的認知。

（三）增加房源數量

據數據顯示，南京近年來商品房房價已到達三萬左右，合肥商品房均價也在一到兩萬之間，相對于中低收入家庭來說，買一套房子所需支付的費用難以承受，同時據問卷調查結果顯示，選擇“希望”及“十分希望”的樣本占63.9%，整體上說明大部分樣本有意愿申請購買共有產權房，所以政府可以適當增加共有產房的數量，保證房源供給。

（四）優化銀行房貸

為保障中低收入家庭能夠住上共有產權房，政策規定購買共有產權住房的購房人可以按照政策性住房有關貸款申請住房公積金、商業銀行等購房貸款，并且貸款享受與原先自住房相同的政策，即商貸最低30%。根據調查發現，市民注重政府鼓勵商業銀行開發相關金融產品為購房者提供貸款支持。為響應國家推行實施共有產權住房，商業銀行等金融機構應延伸更多的共有產權住房貸款業務，并對購房者提供相應的優惠，保證中低收入家庭能夠依靠銀行貸款購買共有產權房。

（五）完善綠化景觀

在小區綠化方面要注重創新突破，達到功能優先、注重綠化景觀和方便居民的目的。兒童活動區要做到樹種樹形豐富，色彩明快，比例恰當，采用生長健壯、少病蟲害、樹姿優美、無刺、無毒、無飛絮的樹種，配置的方式要適合兒童的心理，便于兒童記憶和辨認；老人活動區應選擇高大的喬木為老人遮陰，為老人散步創造環境。

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作者簡介：

沈鑫，男，安徽合肥人，安徽工程大學管理工程學院學生，研究方向：市場營銷。