我國房地產(chǎn)需求影響因素與特征分析

熊 劍，李春燕

（暨南大學 管理學院，廣州 510632）

0 引言

我國自20世紀80年代啟動住房制度改革以來，消費者對房地產(chǎn)的需求呈現(xiàn)指數(shù)爆發(fā)趨勢。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)，2012年全國商品房銷售面積為111304萬平方米、房地產(chǎn)開發(fā)投資額為71804億元，和2000年16984萬平方米的商品房銷售面積、4901億元的房地產(chǎn)開發(fā)投資額相比，年平均增長率分別為42.7%和105.0%，遠高于GDP增長率，房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為推動我國經(jīng)濟發(fā)展的重要支柱。

本文將以1998～2011年間的宏觀經(jīng)濟月度數(shù)據(jù)為樣本，在平穩(wěn)性檢驗和格蘭杰因果檢驗的基礎(chǔ)上，構(gòu)建ARDL房地產(chǎn)市場需求影響因素模型，系統(tǒng)地評價分析房地產(chǎn)市場需求的有效影響因素，揭示我國的房地產(chǎn)市場需求特征，并論證當前的房價是否得到支撐。

1 研究假設(shè)

針對我國宏觀調(diào)控效果不理想的原因，國內(nèi)學者做了很多研究?？v觀對房地產(chǎn)市場的研究，大多著眼于貨幣供應(yīng)量，或者地方政府的利益驅(qū)動等，較少學者專門從需求的角度論證高房價以及政府調(diào)控行為效果不明顯。因此，本文專門從我國房地產(chǎn)需求的角度，首先分析影響房地產(chǎn)需求的主要因素，在此基礎(chǔ)上總結(jié)我國房地產(chǎn)市場需求的特征，并驗證需求的影響因素和特征是否支撐目前的房地產(chǎn)高價。

在“羊群效應(yīng)”的影響下，購房行為一般具有從眾性和反應(yīng)過度的特征。胡芳珍（2012）在研究消費者購房心理時發(fā)現(xiàn)，消費者購房心理中，從眾心理是影響房地產(chǎn)市場需求的重要因素[1]。因此我們假設(shè)1（H1）：往期需求量對當期需求產(chǎn)生顯著的正向影響。

作為商品，房地產(chǎn)的價格顯然影響消費者對房地產(chǎn)的需求。房地產(chǎn)又是一種特殊的商品，不僅具有消費的功能，還具投資功能。對于房產(chǎn)觀念濃郁的中國人來說，房產(chǎn)是必需品，房地產(chǎn)的無可替代性使得房地產(chǎn)價格的上漲并不影響消費者對它的需求，除此之外，由于房地產(chǎn)具有投資價值，價格越上漲，消費者購買動機越強，對房地產(chǎn)的需求更強烈，普遍呈現(xiàn)“買漲不買跌”的心理。因此我們假設(shè)2（H2）：房屋銷售價格對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

王宏（2007）認為消費者收入水平和商品房價格是眾多影響因素當中最直接最主要的因素[2]。張兵（2009）也認為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是房地產(chǎn)市場需求的主要影響因素[3]?？芍涫杖胧窍M者有效需求的支撐。一般來說，當可支配收入增加時，消費者會增加需求量。因此我們假設(shè)3（H3）：居民可支配收入對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

房地產(chǎn)是大額消費品，一般家庭購買房地產(chǎn)都通過住房抵押貸款，當銀行貸款利息上升時，消費者需要付的利息更多，對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生一定的影響，利率也是被認同的主要影響因素之一。因此我們假設(shè)4（H4）：貸款利率對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的負向影響。

根據(jù)費雪效應(yīng)，資產(chǎn)（如房產(chǎn)、股票、黃金、外匯等）收益率會隨著通貨膨脹率的上升而提高，而通貨膨脹時持有紙幣只會面臨貶值的危險；資產(chǎn)組合理論也認為房地產(chǎn)具有對沖通貨膨脹的特征。Barkhan，Ward和Henry（1996）在Fama和Schwert（1977）OLS模型的基礎(chǔ)上[4]，進行了更進一步的研究，認為預期通脹時期房地產(chǎn)收益更高，房地產(chǎn)在短期和長期有不同程度的抗通脹能力[5]。咸郎平也認為在通脹來臨時，房地產(chǎn)更具有保值功能。因此我們假設(shè)5（H5）：通貨膨脹率高的經(jīng)濟環(huán)境下，消費者更傾向于購買房產(chǎn)。

鐘學軍（2010）認為房地產(chǎn)的需求量不僅受房地產(chǎn)價格水平、消費者收入水平的影響，還受消費者對未來房地產(chǎn)價格預期的影響[6]。在房地產(chǎn)市場中，這被稱為買方的“預期心理”，這種心理在某種程度上決定買方的購買行為。而房地產(chǎn)價格預期既受當期國家經(jīng)濟發(fā)展水平影響，也受宏觀經(jīng)濟預期影響，因此我們假設(shè)6（H6）：經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟預期對房地產(chǎn)需求量產(chǎn)生顯著的正向影響。

2 模型構(gòu)建

2.1 計量方法選取

驗證假設(shè)需要引入因變量的滯后變量作為自變量，本文引入ARDL模型（Autoregressive Distributed Lag，自回歸分布滯后模型）。該模型不僅可以滿足滯后變量的操作，而且對于時間序列數(shù)據(jù)，無論回歸項是I（0）還是I（1），ARDL模型都可以檢驗和估計變量之間的長期關(guān)系，比較好地處理差分形式。另外，它也可以提高檢驗和估計的準確性[7]。

2.2 計量模型的構(gòu)建

2.2.1 模型構(gòu)造

ARDL模型構(gòu)造如下：

（Δ為一階差分）

D：由于商品房屋銷售建筑面積D可以很好地反映房地產(chǎn)市場的實際有效需求，因此選其作為房地產(chǎn)需求的替代變量；

P：根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，選取商品房銷售價格指數(shù)P作為房地產(chǎn)價格的替代變量；

I：由于目前房地產(chǎn)的發(fā)展主要在城鎮(zhèn)，購買商品房的人群也主要是城鎮(zhèn)人口，農(nóng)村居民住宅是自建住宅，因此選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入I；

R：根據(jù)常規(guī)，選取金融機構(gòu)一年期實際貸款利率R作為貸款利率的替代變量；

CPI：選取消費者物價指數(shù)CPI作為通貨膨脹的替代變量；

B：本文則選用宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)B，這個指標不僅反映了國家經(jīng)濟現(xiàn)狀，也反映了經(jīng)濟預期，由于本文研究的房地產(chǎn)需求受經(jīng)濟預期影響也很大，因此選用宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)比GDP更有現(xiàn)實意義，而且GDP只有季度數(shù)據(jù)，先前的研究中往往使用工業(yè)增加值作為GDP的替代變量，缺乏準確性。

2.2.2 數(shù)據(jù)的選擇

由于我國住房體制市場化改革是從1998年開始的，改革以前一直是福利分房，1998實際上是我國房地產(chǎn)市場不同狀態(tài)的分水嶺。如果把1998年之前的數(shù)據(jù)包含在研究當中，不同市場化程度的數(shù)據(jù)會混淆了分析結(jié)果，這是不少學者忽略的問題，如Chu和Sing（2004）[8]。基于此，本文的研究區(qū)間從1998年1月至2011年12月，采用月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于國泰君安數(shù)據(jù)庫、《中國經(jīng)濟景氣月報》等，并在此基礎(chǔ)上進行整理。為有效地避免異方差問題，變量的取值均為原始數(shù)據(jù)的自然對數(shù)值。對部分1月份缺失的統(tǒng)計數(shù)據(jù)采用移動平均法求得。

2.3 描述性統(tǒng)計

表1 變量描述性統(tǒng)計

圖1 1998～2011年城鎮(zhèn)居民可支配收入變化圖

表1是變量的描述性統(tǒng)計，房地產(chǎn)需求LND的最小值為5.38，最大值為11.61，標準差為1.68，在所有變量的方差中最大，說明研究區(qū)間內(nèi)房地產(chǎn)需求波動比較大，存在研究的必要性。LNI的標準差次之，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入在研究區(qū)間內(nèi)變化比較大。自改革開放以來，我國城鎮(zhèn)居民可支配收入穩(wěn)步提高。如圖1所示，1998～2011年間，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入年平均增加1170元，2011年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入是1998年的4倍，人民生活水平發(fā)生了巨大變化。

3 實證分析與結(jié)果

由于論文采用的是時間序列數(shù)據(jù)，為保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文首先對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。另外，在回歸分析之前，需要確定最優(yōu)滯后階數(shù)，并初步驗證自變量和因變量的因果關(guān)系，本文將對數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗。

3.1 平穩(wěn)性檢驗

平穩(wěn)性檢驗（也稱單位根檢驗）的方法主要有Augmented Dickey-Fuller Test（簡稱ADF檢驗）、Dickey-Fuller Test（簡稱DF檢驗）和Philips-Perron Test（簡稱PP檢驗），本文使用eviews6.0軟件對所有變量進行ADF單位根檢驗法，驗證所選用數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。ADF檢驗的原假設(shè)是被檢驗序列有單位根，即數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。結(jié)果如表2所示。

表2 ADF檢驗結(jié)果圖

ADF檢驗結(jié)果表明，所有變量的一階差分都在10%的顯著水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)的狀態(tài)。LND和LNB的原始數(shù)據(jù)在10%的顯著水平下呈現(xiàn)平穩(wěn)性。

3.2 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗要求數(shù)據(jù)同階單整，因此用所有變量的一階差分序列數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗。根據(jù)AIC、SC準則，最優(yōu)滯后階數(shù)為1階和3階，因此，對各變量數(shù)據(jù)進行滯后1期和滯后3期的因果檢驗。

表3 格蘭杰因果檢驗表

檢驗結(jié)果顯示，滯后1階時，房地產(chǎn)銷售價格和房地產(chǎn)需求在5%的顯著水平下互為原因。初步驗證H2，房地產(chǎn)銷售價格對房地產(chǎn)需求有影響；滯后1階和3階時，居民可支配收入和房地產(chǎn)需求都在1%的顯著水平下互為原因，初步驗證H3，居民可支配收入對房地產(chǎn)需求有影響。

3.3 模型實證結(jié)果

論文選用滯后1階作為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如模型2所示。

居民可支配收入的系數(shù)為負，與預期設(shè)想相反，分別做LND對各個自變量的一元回歸，發(fā)現(xiàn)△LNI（-1）沒有通過顯著性檢驗，說明人均可支配收入對房地產(chǎn)需求的影響不顯著。這與我國現(xiàn)實情況一致。在中國，一代人買房子不僅僅依靠自身經(jīng)濟實力，往往要花兩代甚至三代人的儲蓄。為了結(jié)婚或者滿足房產(chǎn)情結(jié)，無論個人收入高低都盡量購買房地產(chǎn)的現(xiàn)象很普遍。因此，年輕人即使收入不高，父母長輩有儲蓄的，一般會花錢幫年輕人買房子，弱化了人均可支配收入的影響。

剔除人均可支配收入這個變量，重新構(gòu)建新的房地產(chǎn)模型：

選用滯后1階，回歸結(jié)果如表4所示。

表4 房地產(chǎn)需求回歸估計結(jié)果

需求特征是參與決定房價的關(guān)鍵力量，主要可以歸納為以下3類：（1）剛性需求，以自主消費為目的，也有保值增值要求；（2）投資性需求，以出租或轉(zhuǎn)賣為目的，主要追求資產(chǎn)的保值增值；（3）投機性需求，以賺取差價為目的。

實證結(jié)果表明：LND(-1)在1%的顯著性水平內(nèi)對房地產(chǎn)需求有正向影響，證明了H1，說明往期房地產(chǎn)需求量越大，當期市場對房產(chǎn)的需求也越大。這是出于從眾心理的購買行為。對剛性需求的購房者來說，他們擔心有限的房產(chǎn)供不應(yīng)求，也擔心房產(chǎn)受供求關(guān)系緊張影響未來價格更高，因此受膨大的需求量影響而從眾購房；對投資性需求的購房者而言，他們認為供求關(guān)系緊張情況下，未來可能出現(xiàn)更高房價，當下購買更利于其資產(chǎn)的保值增值，因而從眾購房；投機性需求的購房者也會在這種情況下購房。但一般而言，投資和投機目的的投資者相對來說更加理性，不容易受大眾影響。

△LNP(-1)在10%的顯著性水平內(nèi)對房地產(chǎn)需求有正向影響，證明了H2。1998～2011年間，房地產(chǎn)價格越高，購房者對房地產(chǎn)的需求也越大，這詮釋了房市買漲不買跌的心理。追漲購買，背離需求曲線，與彈性需求不同，這主要體現(xiàn)出我國房地產(chǎn)的剛性需求。投資性和投機性需求的購房者來說，當未來房地產(chǎn)價格預期上升，他們會相應(yīng)增加投資性和投機性需求，但他們不一定會越漲越買。

LNB(-1)對房地產(chǎn)需求在5%的顯著性水平內(nèi)有正向影響，說明宏觀經(jīng)濟現(xiàn)狀和經(jīng)濟預期越積極，消費者購買房產(chǎn)的需求越大，相反，在不景氣的市場環(huán)境或者預期內(nèi)，消費者購買房產(chǎn)的積極性不高，證明了H6。3類購房者都會受此因素的影響。

LNR沒有通過顯著性檢驗，這和王明明（2012）[9]、黃瑜（2010）等的研究結(jié)果一致。這也說明我國房地產(chǎn)需求主要是剛性需求。如果是投資性和投機性占主導的需求，毫無疑問會受利率的影響，因為利率上升時他們的投資成本會增加，此時他們很可能會把資金轉(zhuǎn)移到其他投資項目上。此實證結(jié)果也一定程度上驗證了近年來我國房地產(chǎn)政策效果的不明顯。近年來我國的房地產(chǎn)政策主要是通過調(diào)整房地產(chǎn)貸款利率，無論是提高利率還是降低利率，房屋銷售量一直是上升的，利率的變動對房地產(chǎn)需求的影響不大。

△LNCPI(-1)對房地產(chǎn)需求沒有顯著影響，通貨膨脹與房地產(chǎn)需求沒有顯著的相關(guān)性。這也體現(xiàn)了我國房地產(chǎn)需求主要是剛性需求。多數(shù)實證結(jié)果表明，房地產(chǎn)可以有效地對沖通貨膨脹。對于投資性和投機性需求的購房者來說，在出現(xiàn)通貨膨脹預期時，他們通過購房抵抗通脹的需求將會明顯增大。但本文實證結(jié)果顯示通貨膨脹對我國房地產(chǎn)需求影響并不顯著，我國房地產(chǎn)需求主要由剛性需求構(gòu)成。

上述分析表明，我國房地產(chǎn)需求主要由剛性需求構(gòu)成。

房地產(chǎn)的剛性需求是人們買房自住的需求。在得到實現(xiàn)之前，該部分資金會以存款的方式存在，由于必須買房，消費者會存款等待買房，新增收入也會大部分以存款方式存在。剛性為主的購房需求是我國儲蓄率高于世界平均水平的原因之一，也是我國房地產(chǎn)價格得以不斷上漲的重要原因之一。因此，近年來我國政府通過調(diào)息、限購政策來防止房地產(chǎn)價格過快上漲并沒能取得很好的效果，Wang（2011）也表明住房改革對房價的影響力有限[10]。相反，限購政策使得剛性需求被壓制，更容易進一步推高房地產(chǎn)價格。

另外，目前出生于20世紀80年代生育高峰期的人群大量步入適婚年齡，基于婚育需要購買首套住房的需求較為龐大。Chamon和Prasad（2010）的研究表明目前中國城鎮(zhèn)年輕家庭的儲蓄率比中年家庭更高[11]。中國居民購房早、住房自有率高而且購房時普遍接受父母的饋贈，這些因素強化了房地產(chǎn)的“剛性需求”。這種特征不僅支撐當前房地產(chǎn)價格，而且使得房地產(chǎn)價格將有進一步升高的可能性。

因此，在由剛性需求主導的房地產(chǎn)市場上，現(xiàn)有的需求影響因素和特征支持目前的房地產(chǎn)價格，而且房地產(chǎn)價格升高是大概率事件。

表5 我國房地產(chǎn)需求特征結(jié)論表

4 結(jié)論

本文以我國房地產(chǎn)市場需求為研究對象，考察我國房地產(chǎn)市場需求的主要影響因素和特征，并探討它們是否支撐當前的房地產(chǎn)價格。在一系列計量分析和定性分析的基礎(chǔ)上，得出以下結(jié)論：

房地產(chǎn)需求影響因素方面，往期需求量對當期需求有顯著的正向影響，房地產(chǎn)價格對房地產(chǎn)需求有顯著的正向影響，宏觀經(jīng)濟水平和經(jīng)濟預期對房地產(chǎn)需求也有顯著的正向影響。人均可支配收入、利率和通貨膨脹對房地產(chǎn)需求沒有顯著的影響。我國的房地產(chǎn)市場需求主要由剛性需求構(gòu)成。我國當前的房地產(chǎn)需求影響因素、特征等不僅支撐當前房地產(chǎn)價格，而且顯示未來房地產(chǎn)價格有進一步上漲的可能性。

[1]胡芳珍.消費者購房心理探析[J].武漢商業(yè)服務(wù)學院學報，2012，24（3）.

[2]王宏.商業(yè)房地產(chǎn)需求模型探討 [J].理論研討，2007，（9）.

[3]張兵.基于灰色理論的房地產(chǎn)需求分析[J].區(qū)域金融研究，2009，（6）.

[4]Fama E F G Schwert.W Asset Returns and Inflation[J].Journal of Financial Economics,1977,（5）.

[5]Barkhan R J,Ward C,W R Henry.O T The Inflation Hedging Characteristics of U.K.Property[J].Journal of Property Einance,1996,7（1）.

[6]鐘學軍.房地產(chǎn)需求分析 [J].科技信息，2010，（8）.

[7]Pesaran M H,Shin Y.An Autoregressive Distributed Lag Modeling Approach To Cointegration Analysis.In S.Strom(ed),Econometrics and Economic[D].Theory in The 20th Century:The Ragnar Frisch Centennial Symposum,Chapter 11,Cambridge,Cambridge University Press.

[8]Chu Y,Sing T F.Inflation Hedging Characteristics of The Chinese Real Estate Market[J].Journal of Real Estate Portfolio Management,2004,(10).

[9]王明明，羅浩.中國房地產(chǎn)市場需求模型實證研究[J].征信，2011，（3）.

[10]Wang S Y.State Misallocation and Housing Price:Theory and Evidence From China[J].American Economic Review，F(xiàn)orthcoming，2011.

[11]Chamon M D,Prasad E S.Why Are Saving Rate of Urban Households In China Rising[J].American Economic Journal：Macroeconomics，2010,2（1）.