基于協(xié)整分析的合肥市房地產(chǎn)價(jià)格影響因素研究

楊世東

（安徽建筑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 合肥230601）

1 問題的提出

2016 年12 月召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議首次提出要堅(jiān)持“房子是住的，不是炒的”的定位，綜合運(yùn)用財(cái)政、土地、稅收、投資、立法等手段，建立符合國情、適應(yīng)市場(chǎng)規(guī)律的基本制度和長(zhǎng)效機(jī)制。2019 年12 月中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議重申堅(jiān)持房住不炒的定位，全面落實(shí)“因城施策，穩(wěn)地價(jià)、穩(wěn)房?jī)r(jià)和穩(wěn)預(yù)期的長(zhǎng)效機(jī)制”。2021 年3 月李克強(qiáng)總理作政府工作報(bào)告，堅(jiān)持住宅是居住用的、不是投機(jī)用的，穩(wěn)定地價(jià)、穩(wěn)定房?jī)r(jià)和預(yù)期。

2002 年合肥市商品房銷售均價(jià)為1753 元/平米，到2019 年上漲了7.6 倍達(dá)到13365 元/平方米，年均增幅為12.69%，其中2004 年、2010年和2016 年的增幅均超過20%。由于2009 年出臺(tái)了房地產(chǎn)救市政策，直接導(dǎo)致2010 年合肥市商品房銷售均價(jià)增長(zhǎng)了39.66%，增幅為歷年最高。另外，利好政策下帶來的上漲預(yù)期，加之貨幣流動(dòng)性持續(xù)寬松帶來的低廉融資成本和房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)豪賭土地市場(chǎng)為2016 年合肥市商品房銷售均價(jià)的快速上漲提供了強(qiáng)烈支持空間，該年增幅達(dá)到了21.75%，再度創(chuàng)造了新的歷史。自2016 年10 月合肥市重啟房產(chǎn)限購的“房十條”后，合肥市商品房銷售均價(jià)漲幅逐年回落。2021 年4 月，合肥市出臺(tái)房地產(chǎn)“新政八條”，在嚴(yán)格執(zhí)行現(xiàn)有房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控政策的基礎(chǔ)上，堅(jiān)持民生屬性、突出精準(zhǔn)調(diào)控、強(qiáng)調(diào)綜合施策，多舉措滿足群眾居住需求。隨著多輪次房地產(chǎn)調(diào)控政策的穩(wěn)步實(shí)施，合肥市房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)一步平穩(wěn)健康發(fā)展。

本文基于單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析方法，選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、房地產(chǎn)開發(fā)投資額、常住人口數(shù)、貨幣供應(yīng)量等7 個(gè)指標(biāo)，對(duì)合肥市房地產(chǎn)價(jià)格影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，旨在檢測(cè)調(diào)控政策對(duì)合肥市房地產(chǎn)價(jià)格的作用效果，為合肥市建立和完善房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控長(zhǎng)效機(jī)制提供政策依據(jù)。

2 變量選取和數(shù)據(jù)處理

房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格的影響因素很多，緣由在于房地產(chǎn)市場(chǎng)本身的復(fù)雜性。一般而言，可將其分為需求端因素、供給端因素和經(jīng)濟(jì)環(huán)境類因素三大類。需求端因素包含城鎮(zhèn)化水平、居民收入、人口數(shù)量和房地產(chǎn)銷售規(guī)模等，供給端因素包含貨幣政策變量、財(cái)政政策變量、土地變量和開發(fā)規(guī)模變量等，經(jīng)濟(jì)環(huán)境類因素包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量等[1]。

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和可量化，本文選取的房地產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)格影響因素變量有城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（Ic）、房地產(chǎn)開發(fā)投資額（Iv）、常住人口數(shù)（Pop）、貨幣供應(yīng)量（M2）、通貨膨脹率（r）、商品房新開工面積（Area）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）。商品房銷售均價(jià)（P）變量數(shù)據(jù)由商品房銷售額除以商品房銷售面積得出。變量數(shù)據(jù)均為2002 年至2016 年的年度數(shù)據(jù)。

我國房地產(chǎn)市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)存在不及時(shí)、不精確、不全面和口徑不一等問題，另外，我國房地產(chǎn)市場(chǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源不唯一，且數(shù)據(jù)有著較大的差別。為了確保變量數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和權(quán)威性，貨幣供應(yīng)量（M2）、通貨膨脹率（r）數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行，其余變量來源于歷年《合肥統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了消除價(jià)格因素的影響，本文分別利用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、GDP 平減指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、GDP 和房地產(chǎn)開發(fā)投資額進(jìn)行了平減。本文構(gòu)建經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的軟件是Evie w s。

3 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列的平穩(wěn)性是指其統(tǒng)計(jì)規(guī)律不會(huì)隨著時(shí)間而發(fā)生變動(dòng)。理論上，有兩種含義的平穩(wěn)，一是完全平穩(wěn)（又稱狹義平穩(wěn)），另一是寬平穩(wěn)（又稱廣義平穩(wěn)），一般而言，我們關(guān)于平穩(wěn)性的概念均指寬平穩(wěn)。寬平穩(wěn)是指隨機(jī)過程｛Y1，Y2，……，YT｝的均值函數(shù)、方差函數(shù)均為常數(shù)，自協(xié)方差函數(shù)僅是時(shí)間間隔（t-s）的函數(shù)。即：

所謂時(shí)間序列的非平穩(wěn)性，是指以上三個(gè)條件不能全部滿足。假定生成序列的隨機(jī)過程是非平穩(wěn)的，OLS 得到的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型將不再可靠。假定一個(gè)序列在成為平穩(wěn)序列之前經(jīng)過d次差分，則該序列被稱為d階單整序列，記作I（d）。只有當(dāng)兩個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列為同階單整序列時(shí)，才可能存在協(xié)整關(guān)系。

關(guān)于變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用單位根檢驗(yàn)方法，并采用AIC 準(zhǔn)則來確定自回歸的最佳滯后階數(shù)。變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 檢驗(yàn)結(jié)果

由表1 可知，只有變量r、GDP 是平穩(wěn)的，把變量Pop、Area 進(jìn)行一階差分后都變成平穩(wěn)的，即它們是I（1）序列，把變量P、Ic、Iv、M2進(jìn)行二階差分后都變成平穩(wěn)的，即它們都是I（2）序列。由于變量P、Ic、Iv、M2均是序列，從而可以進(jìn)一步考察各影響變量與P之間是否存在協(xié)整關(guān)系，而變量r、GDP、Pop、Area 與P不是同階單整序列，故它們之間不存在協(xié)整關(guān)系。

4 協(xié)整分析

4.1 協(xié)整檢驗(yàn)

假定序列Y1t，Y2t，…Ynt，都是階單整，即I（d），存在一個(gè)向量α=（α1，α2，…，αn），使得，這里Yt=（Y1t，Y2t，…Ynt），d≥b≥0 則稱序列Y1t，Y2t，…Ynt，是（d,b）階協(xié)整，記為Yt～CI（d,b），α 為協(xié)整向量[2]。協(xié)整能用來描述某些經(jīng)濟(jì)變量的水平值之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，假定某些時(shí)間序列是協(xié)整的，那它們就不能相互分離太遠(yuǎn)，一次沖擊只能使它們短期內(nèi)偏離均衡位置，在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)自動(dòng)回到均衡位置。假定它們之間不是協(xié)整的，它們就可以隨意分離，相互之間無任何長(zhǎng)期均衡關(guān)系。另外，協(xié)整檢驗(yàn)可以避免偽回歸。

為檢驗(yàn)兩變量是否協(xié)整，恩格爾和格蘭杰于1987 年提出了EG 檢驗(yàn)法。若兩序列都是同階單整的，構(gòu)建變量間的回歸模型，對(duì)回歸模型的殘差值進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)，若該殘差是平穩(wěn)的，則兩變量存在協(xié)整關(guān)系[3]。

變量P、Ic、Iv、M2都是序列I（2），由此可進(jìn)一步分別檢驗(yàn)變量P與各影響變量Ic、Iv、M2之間是否存在協(xié)整關(guān)系。以變量P為被解釋變量，變量Ic、Iv、M2分別作為解釋變量，分別進(jìn)行普通最小二乘回歸，然后對(duì)各回歸方程的殘差估計(jì)值進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果詳見表2，最后判定兩變量是否存在協(xié)整關(guān)系。

表2 變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表2 可知，變量P與各影響變量Ic、Iv、M2之間的回歸方程殘差估計(jì)值的統(tǒng)計(jì)量值均小于臨界值，說明它們的估計(jì)殘差序列均為平穩(wěn)序列，從而表明解釋變量Ic、Iv、M2與被解釋變量P之間具有協(xié)整關(guān)系。

4.2 協(xié)整模型

解釋變量Ic、Iv、M2與被解釋變量P之間具有協(xié)整關(guān)系，本文應(yīng)用OLS 方法，分別建立各個(gè)解釋變量與P之間的協(xié)整模型，以測(cè)度它們對(duì)P的影響。經(jīng)建模發(fā)現(xiàn)，部分回歸模型存在一階自相關(guān)，本文使用迭代估計(jì)來消除自相關(guān)性，得到的模型如下：

對(duì)回歸模型（4）、（5）和（6）進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，結(jié)果如下。

（1）回歸模型（4）、（5）和（6）的參數(shù)估計(jì)值符號(hào)都與理論分析相吻合。

（2）回歸模型（4）、（5）和（6）的可決系數(shù)分別為0.9609、0.8661 和0.9710，說明三個(gè)模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)均擬合較好。

（3）三個(gè)模型中的解釋變量參數(shù)估計(jì)值都顯著地通過了檢驗(yàn)，即三個(gè)模型中的解釋變量對(duì)被解釋變量的影響均是顯著的。

（4）通過偏自相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)可知，三個(gè)回歸模型均不存在自相關(guān)性。

（5）通過懷特異方差檢驗(yàn)可知，三個(gè)回歸模型均不存在異方差性。

基于上述計(jì)量分析結(jié)果可知，變量P與各影響變量Ic、Iv、M2之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即在長(zhǎng)期內(nèi)，貨幣供應(yīng)量（M2）和合肥市房地產(chǎn)開發(fā)投資額每增加1 億元，合肥市商品房銷售均價(jià)將分別平均增加0.0035 元/平米、5.8021 元/平米，合肥市城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1 元，合肥市商品房銷售均價(jià)將平均增加0.288 元/平米。

5 研究結(jié)論

貨幣供應(yīng)量與合肥市商品房銷售均價(jià)存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，貨幣供應(yīng)量增加，必然推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，與此同時(shí)大部分增發(fā)的資金將流向房地產(chǎn)，進(jìn)而加速推進(jìn)房?jī)r(jià)上漲。值得關(guān)注的是，通貨膨脹率、常住人口數(shù)、GDP 等與合肥市商品房銷售均價(jià)不存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。房地產(chǎn)開發(fā)投資額與合肥市商品房銷售均價(jià)存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，一般而言，行業(yè)投資規(guī)模增速較快，表明行業(yè)呈現(xiàn)高速發(fā)展態(tài)勢(shì)，這對(duì)于資金密集型的房地產(chǎn)業(yè)來講更是如此。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與合肥市商品房銷售均價(jià)存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，隨著居民收入水平的增加，房地產(chǎn)需求也將增加，最終將推動(dòng)房?jī)r(jià)上漲[4]。

總之，貨幣政策、財(cái)政政策等對(duì)合肥市房?jī)r(jià)的調(diào)控都有著顯著的效果，從而為建立和完善合肥市房地產(chǎn)市場(chǎng)調(diào)控長(zhǎng)效機(jī)制提供了政策依據(jù)。