基于城市發展因素的商品住宅價格長期形成機理研究

張迪 程道平

[摘 要] 城市的迅速發展對中國經濟產生巨大影響的同時，也成為商品住宅價格上漲的助推器。基于城市發展視角，運用結構方程（SEM）模型，結合國內外學者的研究進展，提出了采用7類潛變量共22個指標來構建商品住宅價格形成機理指標體系，針對影響商品住宅價格的各城市發展因素進行具體分析提出基本假設，經結構方程SEM（PLS）的運算，得出商品住宅價格形成路徑運行結果，經分析得出消費能力、人口情況和住宅產出是商品住宅價格的直接影響因素，經濟水平、教育醫療、基礎設施、住宅投資、消費能力等是商品住宅價格的間接影響因素。為商品住宅市場的政策調控和長期健康穩定發展提供理論借鑒。

[關鍵詞] 城市發展；商品住宅價格；形成機理；結構方程模型

[中圖分類號] F293.30 [文獻標識碼] A [文章編號] 1009-6043（2019）03-0042-02

一、引言

20世紀90年代以來是中國城市化的快速發展階段，中國經濟從中高收入艱難跨入高收入階段，步入經濟新常態，中國城市化運動也進入快車道。與此同時，作為關乎國計民生的住宅產業，其全國平均銷售價格也從2000年的1948元/平方米上升到2017年的7620元/平方米，2018年3月全國商品住宅平均銷售價格為8427元/平方米，北上廣深成交均價更是高達35301元/平方米。由此可見，作為生活必需品，部分城市商品住宅價格遠超居民支付能力，可見城市發展和商品住宅價格有著密不可分的潛在關系。合理的房價是構建宜居城市的一個重要指標[1]，而且也越來越成為調控房產市場的核心目標。因此，準確把握商品住宅價格的長期形成機理，是對其進行科學調控的基礎，也是促進商品住宅市場建立穩定房價的長效機制，并促進其長期穩定發展的充分條件。

二、文獻綜述

在城市發展方面，嚴盛虎等（2014）[2]在因子分析水平上對2010年不同級別城市的基礎設施建設程度建立了綜合指標。楊文等（2015）[3]從經濟發展、基礎設施、社會發展、居民生活和人居環境五個方面篩選并建構了30個指標。在商品住宅價格方面，關海玲（2015）[4]指出經濟發展水平通過房地產建設投資來影響房價的波動。傅程遠（2013）[5]研究得出城鎮化水平的提高是房地產價格上升的基本原因。戴云飛（2017）[6]指出人口規模對普通商品住宅價格的影響最為顯著。基于此，從城市發展視角出發，研究商品住宅價格的長期形成機理，以期從根本上探析商品住宅價格形成機理，為商品住宅市場的長期穩定健康發展提供理論借鑒。

三、模型的構建

通過運用結構方程模型，結合國內外學者的研究進展，考慮到指標的可量化和可獲得性，提出了采用以下7類潛變量共22個指標來構建商品住宅價格形成機理指標體系（如表1所示），并將商品住宅價格通過商品房銷售均價（元/平方米）、住宅銷售均價（元/平方米）兩個指標來表述。

四、實證分析

（一）數據來源

基于所構建的指標體系，各指標體系中的所有觀測變量的數據是從《中國統計年鑒》、《中國城市統計年鑒》和Wind數據庫中收集得來，共31個省份2008-2017年10年間的面板數據。

（二）基本假設

本部分結合前文的文獻綜述和指標體系，針對影響商品住宅價格的各城市發展因素進行具體分析，提出了基本假設：

H1：經濟水平對基礎設施有正向作用。

H2：人口狀況對經濟水平具有正向影響。

H3：人口狀況對商品住宅價格有正向影響。

H4：收入與消費能力對商品住宅價格有正向作用。

H5：收入與消費能力對商品住宅投資水平有正向作用。

H6：商品住宅投資對產出水平有正向作用。

H7：商品住宅產出對商品住宅價格有負向作用

H8：基礎設施與公共服務對商品住宅投資有正向作用。

（三）信度效度檢驗

運用SPSS23.0中的reliability analysis對數據量表來進行信度效度檢驗。從對整個量表的信度分析結果來看，Cronbachα值為0.903；如表2所示，并且各變量Cronbachsα值均達到了較高信度水平。表3、表4分別表明數據具有良好的判別效度和內斂效度。

（四）結果分析

經結構方程SEM（PLS）的運算，商品住宅價格形成路徑運行結果如下圖所示。

由下圖可知，消費能力、人口情況和住宅產出對商品住宅價格主要表現為直接影響，系數分別為0.5、0.4、-0.34。這進一步說明，消費能力比較準確地預示了居民買房的經濟能力，商品住宅價格的升高很大程度上是源于城市化導致的人口增加，商品住宅產出代表了住宅的供給水平，商品住宅價格會隨著供給的增加而日益下降。但也說明對住宅的需求是以剛性需求為主導的，不存在過多以盈利為目的的投機需求。

經濟水平、教育醫療、基礎設施、住宅投資、消費能力等對商品住宅價格均表現為間接影響。經濟水平對商品住宅價格的影響通過基礎設施的完善和教育醫療的提升間接對價格發揮作用，其作用系數分別為0.85和0.79；教育醫療和基礎設施建設水平的提高又進一步改善了城市住宅環境，從而造成住宅投資的增加，作用路徑為0.63和0.28；住宅投資的增加又直接導致住宅產出的增加（0.92），而住宅產出又是供給的直接反應；經過一系列的傳導，最終作用于商品住宅價格。

五、結語

利用SEM模型從城市發展狀況角度探索分析了商品住宅價格的形成路徑，并從供需方面區分了直接、間接因素，豐富了商品住宅價格的相關研究，對建立商品住宅市場的長效機制奠定了一定的理論基礎。但是由于數據的可量化、可獲得性等原因，僅從城市發展視角進行了商品住宅價格形成的探索，因此獲得的結論在評估全國的商品住宅價格形成機理方面會存在很多局限性，因此對商品住宅價格形成機理的探索還有待于從新的角度進一步深入研究。

[參考文獻]

[1]楊曉冬，武永祥.協調發展視角下的商品住宅價格模型研究——以上海市為例1[J].中國軟科學，2014（1）：160-170.

[2]嚴盛虎，李宇，董鎖成，等.中國城市市政基礎設施水平綜合評價[J].城市規劃，2014，38（4）：23-27.

[3]楊文，劉永功.中國城市發展質量評價[J].城市問題，2015（2）：2-7.

[4]關海玲.北京市房地產價格波動及其影響因素研究[J].價格理論與實踐，2015（12）：74-76.

[5]傅程遠.影響我國房地產價格因素的綜合分析[J].經濟問題，2013（9）：49-52.

[6]戴云飛.合肥市人口因素對普通商品住宅價格影響的研究[D].安徽大學，2017.

[責任編輯：王鳳娟]