精裝修價格對居民購房意愿影響實證研究

文/成都市龍泉驛區發展和改革局 刁龍全

中國城市規劃設計研究院西部分院 杜曉娟

精裝房是“全裝修成品商品住房”的通俗名稱，相較毛坯房、清水房，精裝房具有節約資源、生態環保、減少擾民、即買即住等優點，歐美發達國家多采用此種商品住宅交付模式。近年來，北京、上海、成都等地相繼出臺相關政策，推動成品住宅市場發展。目前，因涉及金額大、信息不對稱等原因，各地購房者與開發商關于精裝修的糾紛屢屢發生。特別是2017年以來，全國各地房地產限價政策頻出，部分開發商通過精裝修方式變相提高住宅售價，進一步加劇了精裝修糾紛。對新建商品住宅市場而言，精裝房帶來的影響不容小覷。

學術界關于精裝房與房地產市場的關系研究較少，并未聚焦精裝修對市場影響這一主題。現有研究中裝修價格對市場需求的影響尚未明確。同時，裝修價格與房價其他部分在影響購房需求方面的差異也缺乏討論。本文將緊扣這一主題，通過實證分析研究精裝修價格對居民購房意愿的影響。

1 研究方法及數據

既有研究大多通過理論分析、問卷調查、案例分析等方法研究精裝修價格對消費者購房意愿的影響。在吸取既有成果基礎上，本文以房地產銷售的真實數據為基礎，通過定量研究方法進行進一步分析。

1.1 研究方法

結合學術界既有研究成果，本文認為居民購房意愿是價格、時期、區位和項目特質等變量的函數，表現為以下線性形式。

式中，yi代表居民購房意愿，xi代表價格等變量，εi為殘差項。由于居民購房意愿難以直接測度，本文擬以商品住宅項目去化率指標近似代替，即某一時期內項目銷量和總供應量的比值。但去化率為比例指標且僅在區間[0，1]內取值，無法觀測居民購房意愿對應的潛在去化率超過1（市場供不應求）或小于0（市場極端蕭條）的部分，故不能完全反映居民真實的購房意愿。

本文采用刪截回歸模型并通過受限因變量來推斷總體特征。令yi*為居民潛在購房意愿，2個刪截點分別為0和1，則觀測到的購房意愿如下。

1.2 數據來源及模型變量

本文選取成都市新建商品房項目銷售數據。目前，成都市新建商品住宅銷售實施公證搖號選房，并按棚改家庭、剛需家庭、普通家庭3批次依次進行。房地產企業須在成都住宅與房地產業協會網站公示項目預售信息和搖號選房結果。其中項目預售信息包括項目地址、預售面積、預售套數、3批次配額、套型分布，同時公布每套住宅面積、清水申報價格和裝修方案價格等；搖號選房結果包括3批次房源選購數量、選房人代碼、房源編號等。因交易過程公正透明、結果可信，上述數據可被視為成都市房地產市場的真實交易數據。

本文數據來源于成都市“5·15”限購新政實施半年內（2018年5月16日—11月16日）完成公證搖號選房并已進行結果公示的住宅項目，收集到118條項目數據（含同一項目多次預售的情況），選取以下變量。

1）項目去化率 因變量，取搖號選房完成后項目銷售套數與總可售套數的比值，并按全部家庭、剛需家庭分別計算（因普通家庭選房范圍為前2批次剩余全部房源，其成交數量或高于配額，故不計算其去化率）。

2）清水價格 自變量，控制房屋價格影響，取項目預售公示中申報清水價格的均值。

3）裝修價格 自變量，衡量裝修價格影響，取項目預售公示中數種裝修方案價格的均值。

4）交易期日 自變量，控制房地產市場長期趨勢影響，取選房日期距2018年5月15日相隔的天數。

5）圈層 自變量、分類變量，控制區位影響。成都市城市格局為典型的單中心圈層結構，錦江區、金牛區、青羊區、武侯區、成華區、高新區、天府新區等核心區域為一圈層；郫都區、新都區、龍泉驛區、溫江區、雙流區等近郊區為二圈層，其他遠郊區（市）縣為三圈層。

6）到區域中心距離 自變量，控制區位影響。對于一、二圈層住宅項目，取其所在地到成都市中心（天府廣場）的路網距離；對于三圈層住宅項目，取其所在地到該區（市）縣城區中心的路網距離。

7）到地鐵站距離 自變量，控制區位影響，取各項目所在地到最近地鐵站的路網距離。

8）套均面積 自變量，控制項目個體影響，取項目預售公示中每套住宅的平均面積。

9）套均居室數量 自變量，控制項目個體影響，取項目預售公示中每套住宅居室數量的均值。

2 實證分析

在描述性統計分析基礎上，進一步將模型分為“全市”“中心城區”“遠郊區”3類，同時每類分“全部家庭”“剛需家庭”2種，運用刪截回歸模型，分析精裝修價格對居民購房意愿的影響程度和區域差異，下文為具體研究結果。

2.1 變量描述性統計分析

因一圈層項目數量較少（5個），將一、二圈層合并為中心城區，并按此將數據分為2部分，分別求取各變量均值如表1所示。由表1可看出，中心城區和遠郊區雖在去化率上差異不大，但裝修價格差異明顯，中心城區裝修價格相當于其清水價格的18.2%，而遠郊區僅為12.1%。

從項目分布上看，中心城區精裝房項目比重高達57.4%，遠郊區僅為28%，精裝修項目分布存在顯著的空間差異。

2.2 回歸分析結果

綜上所述，因精裝修價格和項目分布存在顯著空間差異，本文建立全市、中心城區、近郊區3類回歸模型。同時，為討論剛需家庭對精裝修的敏感性差異，每類模型又分為“全部家庭”“剛需家庭”2種。回歸分析采用R軟件中ARNE開發的“CensReg”程序包。

因刪截回歸模型為非線性回歸模型，其自變量對因變量影響的邊際效應并不等于回歸系數，模型報告的各變量邊際效應如表2所示。

表1 變量均值統計

表2 變量邊際效應

2.3 裝修價格對居民購房意愿影響的分析

控制變量中，清水價格、到區域中心距離、到地鐵站距離對居民購房意愿有顯著負向影響，符合預期。交易期日系數顯著為負，表明從時間趨勢看，居民購房意愿呈顯著降低趨勢。圈層結構變量為負數，說明相較二、三圈層（近郊區和遠郊區），購房者更傾向于一圈層（核心區）。套均面積影響為負，表明成都市購房者偏好小套型。套均居室數量影響為正，在控制套均面積不變的情況下，套均居室數量越大，表明該項目對住宅面積利用率越高，更易受購房者青睞。除變量二圈層外，剛需家庭變量的邊際效應絕對值均大于全部家庭邊際效應絕對值，剛需家庭購房意愿對上述因素更敏感。

精裝修價格系數顯著為負，表明裝修價格提高將抑制居民的購房意愿。如表2所示，裝修價格每上漲1000元/m2，對應的去化率將降低7.74%。就絕對值而言，裝修價格的邊際效應大于清水價格的邊際效應，即裝修價格上漲對居民購買意愿的負面影響高于清水價格上漲。若將裝修價格和清水價格視為房價的不同組成部分，即表明在同等價格（含裝修價）的清水房和精裝房中，居民購買前者的意愿將高于后者。原因可能是，精裝房雖提供了裝修產品，但存在風格不合、質量問題、經濟糾紛等風險，購房者或許認為其凈效用為負，傾向予以規避。

從剛需家庭看，裝修價格的影響方向仍未改變，但絕對影響程度增加，裝修價格每上漲1000元/m2，去化率將降低9.43%，影響程度比全市均值高21.8%，這可能與剛需家庭收入層次偏低有關。然而，裝修價格對剛需家庭購房意愿影響的相對程度有所減弱。在全市家庭中，裝修價格邊際效應絕對值是清水價格的2.15倍，但剛需家庭僅為1.66倍。這一現象可能是由于剛需家庭尚無自有住宅，對住房需求較普通家庭更迫切，對精裝修容忍度更高。同時，精裝房雖存在一定問題，但一定程度上有利于剛需家庭盡快入住，負面影響趨于弱化。

2.4 裝修價格影響的區域差異

從絕對影響程度看，無論是全部家庭還是剛需家庭，裝修價格對遠郊區居民購房意愿的影響將高于中心城區，分別達1.28倍和1.23倍。中心城區住宅精裝修比例遠高于遠郊區，中心城區居民更適應精裝修交付模式，故受到的影響相對較弱。

從相對影響程度看，裝修價格對中心城區剛需家庭購房意愿的影響是清水價格影響的2.01倍，而全部家庭模型中這一數字僅為1.71倍，其強弱關系與全市趨勢正好相反，表明在同等房價（含裝修）情況下，中心城區剛需家庭將精裝修視為負效用的程度高于平均。

從家庭差異看，裝修價格對中心城區剛需家庭的影響是對全部家庭的1.18倍，而遠郊區這一數字僅為1.14倍，二者存在較大差異，主要原因或許是大城市收入差距大于小城市，導致大城市剛需家庭對價格的敏感程度更高。

3 結語

本文以成都市新建商品住宅公證搖號選房結果公示數據為基礎，構建居民購房意愿影響因素模型，研究結論如下。

1）精裝修對居民購房意愿有顯著負向影響 地方政府在推動成品住宅發展過程中應充分考慮其對本地居民購房意愿的影響，同時，開發商在制定銷售價格時，也應綜合考慮市場需求對裝修價格彈性大小的影響。

2）裝修價格對居民購房意愿影響高于房價影響 裝修價格的邊際效應大于清水價格，表明近年來多地發生的關于精裝修質量、價格等問題的糾紛，已嚴重影響精裝房在居民心中的形象，導致市場對精裝房的認可度較低。然而，隨著成品房市場逐步規范、裝修價格趨于透明、品質保障體系持續完善，未來裝修價格對購房意愿的影響或將減弱。

3）精裝修影響存在區域差異 中心城區居民對裝修價格的敏感程度低于遠郊區。考慮到中心城區精裝修實施比例更高的現狀，推斷隨著精裝修逐步推廣，居民對裝修價格的敏感程度將呈下降趨勢。