摘要：文章從城市化進程推進背景入手，重點研究我國城鎮住宅投資規模和商品房平均銷售價格的相互影響效應。采用實證分析的研究方法，本文選取我國2000年至2017年的年度數據并建立兩者的線性方程和誤差修正模型，得到結論：城鎮住宅投資規模對商品房平均銷售價格有正向的影響，在長期均衡的角度上看商品房平均銷售價格對城鎮住宅投資規模的影響更大。建議政府重點監控房地產市場投資，嚴厲打擊投機性投資行為，制定政策規范的投資環境，促進兩者協調發展。
關鍵詞：城市化;城鎮住宅投資規模;商品房平均銷售價格;協整關系
0 引言
房地產價格關乎民生，一直以來受到社會各界的緊密關注。1998年我國進行了住房市場化改革，自那以來，中國房地產市場便進入了高速發展期，2004至2005年商品房平均銷售價格以超過10%的速度增長并在2009年達到24.05%[1]。隨著商品房銷售價格的不斷增長及反復波動現象的不斷出現，越來越多學者對影響房地產價格的因素進行理論和實證研究分析。我國改革開放以來，城市化進程突飛猛進，房地產價格也在持續上漲，因此研究城市化進程對房地產價格的影響機制成為了學術界的熱點問題 [2]。王文莉等研究結果表明，在一個地區或國家的城市化進程中，存在著城市化速度與房價租金比的正相關關系[3]。陳石清和朱玉林通過協整分析并建立誤差糾正模型，實證分析了1991年至2005年中國房地產價格與城市化水平之間的關系，研究表明中國城市化水平的提升是房地產價格上漲的格蘭杰原因，兩者之間存在一種長期穩定的正向關系。[4]。林永民和呂萍基于31個省(市、自治區)2003年-2014年的面板數據，采用面板固定效應模型，以城鎮住宅投資占地區GDP的比重來檢驗城鎮住宅投資與城市建設用地擴張之間的關系。結果表明城鎮住宅投資對城市建設用地的擴張存在著區域異質性，從而不同程度的影響房地產需求及價格[5]。總體而言，目前大部分學者主要集中研究城市化進程的影響因素上，為分析城市化與房地產價格變動之間的關系提供了豐富的文獻支持。然而不管是影響城市化進程的人口因素、土地因素和經濟發展因素，最終都會集中反映在城鎮住宅投資規模上;此外在房地產價格研究中，除去生產、商業用房，備受普通百姓關注的主要指標還是住宅用房價格。但有關城鎮住宅投資規模與商品房價格的研究文獻極少。基于此，本文創新性的以城鎮住宅投資規模作為城市化進程影響商品房價格的指標并以中國2000-2017年的時序數據為樣本，首先在理論層面探討城鎮住宅投資規模的影響因素及其間接對商品房價格的作用機制并以此為基礎建立計量模型對城鎮住宅投資規模與商品房價格進行實證分析。
1 理論機制
住宅投資是指在新房建造及現有住宅改善和維修上的支出，城鎮住宅投資規模指城鎮住宅投資占全社會住宅投資的比重。城鎮住宅投資規模的逐年擴大與城市化進程離不開關系，而城市化是一個復雜體系共同作用的結果，這個體系往往包含著人口城市化、土地城市化以及經濟城市化。因此，文章將分別從人口遷移因素、土地供給因素和經濟發展因素三個方面探討其對城鎮住宅投資規模的影響并進一步揭示投資規模對商品房價格的影響。
1.1 人口遷移因素
城鎮往往意味著更多的就業機會、更高的收入水平和更大的發展前景，越來越多鄉鎮人口前往城市群尋找人生機遇，遷移人口直接影響到房地產市場并使其需求不斷增加，短期的房地產市場供給結構不斷被打破重組，再一次次產生新的均衡價格，這成為影響房地產價格的長期性因素[6]。此外，人口遷移意味著勞動力的流動，經濟活動的發展以勞動力和資本為基礎，而城市群往往能使勞動力聚集，因此促進了該城市產業集聚和規模經濟的發展，特別是新增勞動力會給城市房地產開發及上下游產業提供充足的人力資源，對房地產業的發展起著推動作用。
1.2 土地供給因素
土地供給對城鎮住宅投資規模的影響主要體現在兩方面：一是更多的土地將被征用為城市建設用地;二是城市化進程中對原有土地用途的規劃導致住宅規模投資的變化。這兩方面影響都會間接對住宅投資規模和房地產價格起推動和抑制作用。在現有土地用途結構難以調整的基礎之下，隨著城鎮化的發展新建住宅區偏向選址介于郊區和市中心的地帶，而此處地形地勢往往相對城區更加復雜，難以開發利用，勢必會導致住宅投資規模的增大。對于新興二三線城市而言，商業用地逐漸向市中心移入，生產和住宅用地逐漸向市中心移出，在土地用途改變的過程中會產生眾多房地產投資活動并導致房地產價格的波動。
1.3 經濟發展因素
大量研究結果顯示，推動房地產價格上漲的重要原因之一便是居民收入的增加。城市化進程意味著資金和勞動力往城市群的相對集中，良好的投資環境不僅能促進產業發展、經濟增長，還能顯著提高居民的收人水平。收入的增加也會導致投資與儲蓄的增長，而因為住房作為一種實物資產既可以用來消費也可以用來投資，不易受金融市場動蕩影響，因此越來越多的人將會選擇房地產作為投資標的，進而導致了改善性和投資性住房需求增加，從而推動中國房地產價格的上漲[7]。此外在經濟發展的過程中往往伴隨著產業結構的調整與變化，優化產業結構一般都會導致大規模的生產用房遷移，這些也會傳導到房地產產業的發展戰略上，影響房地產投資結構與價格。
2 實證分析
2.1 變量選擇及數據說明
本文選取2000年至2017年我國城鎮住宅投資規模和房地產業的相關時間序列數據為研究對象。為保證分析的合理性、數據的可得性及模型的科學性，城鎮住宅投資規模選擇城鎮住宅投資與全社會住宅投資的比重為指標，住宅用房價格則以商品房平均銷售價格作為指標。數據來源于國家統計局提供的中國統計年鑒。為消除數據中可能存在的異方差并避免數據的劇烈波動，對被解釋變量和解釋變量進行對數處理，新的序列為：lnup(商品房平均銷售價格)，lnui(城鎮住宅投資規模)具體數據的統計性描述詳見表1。
2.2 平穩性檢驗
文章利用Eviews 10軟件，選擇ADF單位根檢驗方法對變量進行平穩性檢驗。結果見表2。
由上述檢驗結果可知lnup，lnui原始序列p值分別為0.4658，0.1352，均大于顯著性水平0.1，表明原始序列不平穩;lnup一階差分序列p值為0.0046，小于顯著性水平0.01，表明序列平穩。lnui一階差分序列p值為0.0072，小于顯著性水平0.01，表明序列平穩。ADF單位根檢驗結果說明lnup，lnui為一階單整序列。
2.3 模型估計
利用Eviews10對lnup和lnui進行參數估計，結果如表3。
估計的城鎮住宅投資規模與商品房平均銷售價格之間的長期均衡方程式為：lnup=9.275+5.765lnui
其中R2=0.892，R2=0.886，F=132.8。
lnui的P值為0.00，表明城鎮住宅投資規模和房地產價格存在顯著影響關系。調整后為0.886，表明回歸曲線的解釋能力為88.6%，模型的擬合優度較高。從方程中我們還可以看出城鎮住宅投資規模增加1%，商品房平均銷售價格增加大約5.765%，可知城鎮住宅投資規模對商品房平均銷售價格具有正向影響作用。
2.4 協整分析
由上述分析可知lnup和lnui為同階單整序列，因此可對lnup和lnui進行協整分析。由上述回歸過程中生成殘差序列resid，對于單一解釋變量而言，若殘差平穩，則解釋變量和被解釋變量具有協整關系。可通過繼續對殘差進行ADF檢驗來分析是否存在協整關系，結果如表4所示。
由表4可知p值為0.0067，小于0.01，殘差平穩。說明城鎮住宅投資規模和商品房平均銷售價格具有穩定的長期相關關系。
2.5 誤差修正模型
通過Eviews10對D(lnup)和D(lnui)建立誤差修正模型，結果如表5所示。
可以根據上述結果寫出均衡方程：
D(lnup)=0.084-0.535*D(lnui)-0.175ECM
這個長期均衡方程式表明：城鎮住宅投資規模的一階差分變化(Dlnui)以0.535的比例影響商品房平均銷售價格的一階差分變化(Dlnup)。該模型的短期誤差以負向的0.175進行自修正。
推薦閱讀：住宅與房地產城鎮類論文投稿
