拉動中國房價上漲的成本和需求因素研究

翁幸 王世磊 丁艷琪

摘要：本文為探究中國不同規模的城市近十年房價上漲的原因，通過構建包含供給因素和需求因素的三個平行的時間序列回歸模型。利用我國2007-2016年的各市面板數據從成本和需求兩方面對一二三線城市的房地產價格的拉動作用進行研究從而揭示出不同規模城市房地產價格上漲的內在原因。研究發現，在一線城市，房價上漲同時具有成本推動和需求拉動的作用;在二線城市，需求拉動是近十年其房價上漲的主要原因;而對于三線城市，其房價上升的主要原因是成本推動，尤其受建造成本影響較大。

關鍵詞：房地產;需求拉動;成本推動

從1998年實行住房分配貨幣化制度以來，中國房地產行業在近二十年經歷了飛速的發展。2004年開始，中國房地產行業進入了新一輪的高速發展期，房地產價格一路高漲，其銷售價格指數長年高于消費價格指數，房地產市場的空前高漲蘊育了潛在的金融泡沫危機，自2010年5月北京出臺“限購令”以來，各種宏觀政策不斷涌出以調整過熱的房價。為了正確評價政策實施的有效性而提出建設性意見，本文通過從不同規模城市入手，將影響房價的因素分為成本推動和需求拉動，建立三個平行的時間序列回歸模型。具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

關于房價上漲的影響因素，許多學者已經做過大量相關的研究與驗證。

首先，從需求方面入手有以下幾個影響因素。一，就利率而言，以經濟合作與發展組織國家為對象的實證研究表明，真實房價與真實利率往往是負相關的。趙波在其研究成果中發現，緊縮的貨幣政策與信用約束導致房產擁有者的借款能力萎縮，進而導致借款真實利率低于房價增長率。二，就收入而言，高收入使人們的買房能力提高，需求增強提升房價。一種觀點是以價格收入比作為測度購房能力的指標，但其描述能力可能并不強，吉魯阿爾（Girouard，et al.2006）解釋為同一收入購房者的能力同時會受到其他因素如貸款成本等的影響[1]。整體來說，真實房價與可支配收入相關性始終為正。三，就人口而言，多數實證研究得出的結論為，真實房價與人口數正相關。以中國房價為例，年齡作為其中一個要素，老年人口數上升推動了房價的上漲。對此，一般解釋是老年人擁有大量的儲蓄，當他們的儲蓄耗盡房價快速上漲也將缺乏基礎，從時間點上看，中國在2015年前后房價水平逐漸走弱[2]。

其次，從供給方面看，土地價格與房價密切相關。考察土地成本，各國土地的價格在很大程度上會受到政府的影響。國內學者平新喬和陳敏彥（2004）在其研究中發現，土地價格每上升1%，房產價格將上升0.78%，對此，他們預測土地供應面臨減少時，房價將隨之逐步升高[3]。邵新建（2012）在分析了城市土地市場格局變遷后，土地市場由地方政府壟斷，而土地利益的最大化導致地價提升，同時地價升高1%將帶來房價0.55%的上漲。

本文的貢獻和創新點在于：1.以城市規模為標準，分別選取一、二、三線城市的樣本，研究結果對于不同級別的城市提出針對性的政策建議;2.同時考慮成本因素和供給因素，通過對比各具體因素對房價的解釋程度推斷影響一線、二線、三線城市的內在原因;3.建立三個平行的多元回歸模型，直觀的展示了近十年一線、二線、三線城市房價分別受成本因素和需求因素影響強度，清晰的比較出不同規模城市房地產市場的發展趨勢。

二、模型建立與數據說明

（一）模型構建

在不考慮非市場因素的條件下，國內外很多學者建立了如下模型研究成本和需求對房價的影響：

其中，y代表某地區居民收入;c代表某地區單位土地成本;po代表某地區城鎮人口數量。參考已有文獻，本文在原有模型基礎上，本文又考慮了資金成本、建造成本、城鎮化水平、購買意愿，更深入發掘成本和需求對近十年不同規模城市房價的推動作用，建立一下計量模型：

其中，HPi，t（i=1，2，3，后述變量同理）分別代表一線、二線、三線城市商品房當年平均銷售價格;lnLCi，t為三種不同規模城市集合平均單位面積土地成本;FCi，t表示資金成本，用以衡量開發商進行房地產投資的融資成本;CCi，t表示單位面積商品房的建造成本;Yi，t表示各線城市平均城鎮居民可支配收入;ULi，t表示各級城市城鎮化水平，是商品房需求的重要影響因素;PWi，t是城鎮居民的購房意愿，是購房能力轉化成購房行動的重要因素，對商品房需求有重要影響作用。計量模型中的絕對量數據（HP，LC，CC，Y）取自然對數的原因是可以保證數據在整個值域范圍內的性質和相關關系不變的情況下縮小數據的絕對量以方便計算，同時起到了無量綱化效果，避免因為量級不同而對被解釋變量的解釋程度造成影響，這也是計量模型的常用處理方法。本文通過LCi，t，FCi，t，CCi，t作為成本推動類因素以衡量土地、資金、建筑材料和人力等因素對商品房價格的影響;通過Yi，t，ULi，t，PWi，t作為需求拉動類因素以衡量城鎮人均可支配收入、城鎮化水平和購房意愿對商品房價格的影響。根據計量模型有效性原則預測，在滿足供需原理的情況下，βi（i=1，2，3，4，5，6）符號均為正，原因是土地成本越高，資金成本越高，建造成本越高，房地產商會用更高的價格彌補成本的增加;而居民可支配收入越高，城鎮化水平越高，購房意愿越強會增大對商品房的需求，抬高商品房價格。

（二）變量及數據說明

本文選取了2007年到2016年間具有代表性的一線、二線、三線城市的面板數據進行實證研究。一線城市選擇北京、上海、廣州、深圳、天津;二線城市選擇GDP增速最快的前十位，即杭州、南京、濟南、重慶、武漢、大連、寧波、廈門、青島、成都;三線城市基數較大，參照二線城市選擇原理，選擇烏魯木齊、貴陽、海口、蘭州、西寧、呼和浩特、泉州、包頭、大慶、南通、徐州、濰坊、常州、鹽城、邯鄲、洛陽、昆山、滄州、張家港、岳陽二十城為樣本。

商品房當年平均銷售價格來自WIND數據庫，土地成本衡量單位住房面積的土地開發費用，計算公式為：

其中，LCi，t表示單位面積土地成本;UACi，t表示單位面積土地購置費用，數據來自于中經網數據庫;PRi表示i線城市（i=1，2，3）容積率，由于容積率越大，舒適程度越低，考慮到不同規模城市土地的稀缺性，越繁華的城市土地容積率越高。因此，本文設置一、二、三線城市容積率2007年基期值分別為2，2.5，3，并且每年以0.5的速度增長;考慮到房地產開發屬于長期工程，工期一般長于五年，并且各開發商融資渠道均通過商業銀行貸款，因此用商業銀行五年以上貸款基準利率作為資金成本FCi，t的衡量，數據來源于中國人民銀行網站;建造成本CCi，t各線城市單位面積商品房竣工造價衡量，其計算公式為：

其中，CCi，t表示單位面積商品房竣工造價;CPi，t表示t年商品房竣工價值，數據來自于WIND數據庫;CSi，t表示t年商品房竣工面積，數據來自與WIND數據庫;城鎮人均可支配收入Yi，t來自于各省統計年鑒;城鎮化水平ULi，t用各市城鎮化率表示，數據來自于國家統計局;商品房購買意愿用商品房銷售面積增長率表示，其計算公式為：

其中，PWi，t表示t年度商品房銷售面積增長率;SSi，t表示t年度商品房銷售面積;SSi，t-1表示t-1年度商品房銷售面積，數據來自于中經網數據庫。

三、模型求解與結果分析

（一）平穩性分析

為了增強檢驗結果的有效性，可靠性，在進行時間序列數據可行性檢驗時，本文將各數據轉換為2007年1月到2016年12月的月度數據。

本文選用ADF方法對各個變量的平穩性進行檢驗，為了簡化表格，在此設參數y代表商品房當年平均銷售價格HP，用x1代表土地成本LC，x2代表資金成本FC，x3代表建造成本CC，x4代表城鎮家庭可支配收入Y，x5代表城鎮化水平UL，x6代表購買意愿PW。結果表明，各個變量的檢驗值，其絕對值相比顯著性水平為5%的標準值都小，因此不能拒絕原假設，序列存在單位根，是非平穩的。各序列數據均在5%的顯著性水平下拒絕原假設，大部分在1%的顯著性水平下也拒絕了原假設，可以證明各系列不存在單位根，是平穩的。

（二）協整檢驗

在上述一階單整序列結論下，可以進行協整關系檢驗。本文使用Eviews9運用EG兩步法檢驗商品房銷售價格與其他變量之間的協整關系，在第一步建立最小二乘回歸模型，第二步對模型生成的殘差進行ADF檢驗，結果表明，ADF檢驗統計量值為-2.153316，小于在1%顯著性水平下的標準臨界值，所以判斷殘差為平穩序列，即表明商品房當年平均銷售價格與土地成本、資金成本、建造成本、城鎮家庭可支配收入、城鎮化水平、購買意愿之間存在協整關系，即各變量之間存在長期均衡穩定的關系，適合用普通最小二乘法進行回歸分析。

（三）回歸模型求解

三個回歸方程R平方超過90%，且調整后的R平方均超過80%，說明模型擬合優度較高，解釋變量整體對被解釋變量有很好的解釋作用。

根據回歸結果，最終可以得到回歸方程組：

（1）、（2）、（3）分別表示一線城市、二線城市、三線城市回歸模型結果。綜上所述，本模型滿足基本假設，回歸結果有效。三個模型的F統計量均遠大于5%顯著性水平下的F標準值，證明模型中解釋變量對被解釋變量有整體顯著性關系。三個方程的DW值均處于樣本容量為42，解釋變量個數為7的標準DW檢驗表中無序列相關區間[1.65，2.35]，表明隨機誤差項間不存在序列相關性。從模型中各變量的t統計量值可以發現，模型（1）中，除了城鎮化水平UL1，t以外的所有變量均大于2.5%顯著性水平下的標準t統計值，顯著性極強;對于模型（2），僅有城鎮居民可支配收入Y2，t和購買意愿PW2，t在5%顯著性水平下拒絕原假設，而其他變量均在10%顯著性水平下接受零假設;對于模型（3），建造成本CC3，t在5%顯著性水平下顯著不為零，購買意愿PW3，t在10%顯著性水平下不為零，其余變量均接受原假設。

從實證結果中可以說明以下幾個方面的問題：第一，一線城市作為近十年房地產行業迅猛發展的龍頭區域，成本因素和需求因素在推動房價上漲的過程中均起到明顯作用。從回歸數據來看，資金成本的回歸系數最大，原因是在一線城市進行房地產開發資金量大，融資成本高，且項目規模一般較大，并且對于大規模資金借貸，有著較高的資金價格彈性。而土地成本的上升，人均可支配收入的上升和購買意愿的上升均帶來顯著但不超過1個單位的價格推動作用。;第二，二線城市作為近五年以及未來房價上升的主戰場，主要受需求方面因素的影響。從回歸方程中可以發現，城鎮人均可支配收入上升1個單位會帶來1.24個單位的房價上升，說明在二線城市，房地產是高收入彈性的商品，這與近十年二線城市的快速發展，居民收入的迅速提高密切聯系。;第三，目前三線城市的房地產價格上升趨勢較緩，主要原因是經濟發展水平較落后，土地價格、資金成本都較低，因此決定房價上漲的主要因素是建造成本。

四、結論與政策建議

（一）結論

對房價的調控可以從供給與需求兩方面進行，短期調控從需求方面入手，以限購，限貸等方式抑制市場過熱的需求，透過多種信號改變公眾對房價上漲的預期;長期調控從供給方面入手，增加當前住房的有效供給，加大保障性住房與經濟適用房建設力度，改善住房供給結構。

對一線城市而言，實證研究結果表明影響顯著的因素為收入，購買意愿，土地成本，建造成本。一線城市居民收入普遍高于全國平均水平，而高收入是住房消費的基礎。土地成本由于資源稀缺與政府對土地的管制如地價與土地用途限制而處于高位，進一步推動了房價的上漲。對二線城市而言，實證研究結果表明房價受收入與購買意愿影響顯著。二線城市正處于不斷發展的過程當中，隨著人口流動，人口也越來越多地涌向了二線城市。在當前住房供求矛盾的大背景下，民眾不但不會降低對住房的需求，相反，因為收入的不斷增加與房價將持續上漲的預期，民眾將更將傾向于在現期買房，加劇了供求之間的矛盾。對三線城市而言，實證研究結果表明房價主要受建造成本的影響。三線城市發展水平較一線二線城市相對落后，人口也相對較少，土地資源相對充裕從而政府管制也相對較松。房價波動則主要受其自身建造成本的影響。

（二）政策建議

（1）一線城市房價調控需要從需求和供給兩方面同時進行。當前，以上海，北京，深圳為首的一線城市均從需求方推出了不同程度的限購，限貸政策，需求政策在短期內雖然會取得明顯的效果，但卻不能改善民眾對房價上漲的預期。預期房價的上漲推動了現期對住房的需求，可能導致需求政策失效。

（2）二線城市房價調控主要從需求方面進行。二線城市中，人們的收入普遍處于增長狀態中，由此帶來的本地人員的住房需求及房價上漲的預期與外來人員對住房的投機需求推動了房價的上漲。政府的需求調控可以從兩方面進行。一是對本地人員的需求抑制，從限貸政策入手，因為二線城市人員在收入增長預期的情況下，會傾向于超前消費;二是對外來人員投機需求的抑制，嚴格限制外來人員進行炒房操作，對這部分人買房建立嚴格的審查流程，矛盾住房供求矛盾可能較為尖銳，從需求方面進行短期穩定市場為長期調控提供緩沖。

（3）三線城市房價調控主要從供給方面進行調控。一方面，三線城市剛處于發展的起步階段，有進行長期調控的基礎;同時，其矛盾并不突出，可以直接從源頭進行調整。注重供給結構的優化而不是追求量的增加，同時政府需要對資源進行合理的配置，降低住房建造成本，引導房地產業良性發展。

參考文獻：

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[2]徐建煒， 徐奇淵， 何帆. 房價上漲背后的人口結構因素：國際經驗與中國證據[J]. 世界經濟， 2012（1）：24-42.

[3]平新喬， 陳敏彥. 融資、地價與樓盤價格趨勢[J]. 世界經濟， 2004（7）：3-10.

作者簡介：

翁幸（1996—），女，漢族，浙江省湖州市，本科，研究方向：經濟學。

王世磊（1997—），男，漢族，安徽省阜陽市，本科，研究方向：核工程與核技術。

丁艷琪（1997—），女，漢族，黑龍江省大慶市，本科，研究方向：經濟學。