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    基于空間計(jì)量的湖南省房地產(chǎn)價(jià)格影響因素分析

    2015-12-23 02:33周建軍戴為鞠方楊營賀
    關(guān)鍵詞:空間計(jì)量房地產(chǎn)價(jià)格湖南省

    周建軍 戴為 鞠方 楊營賀

    摘要:運(yùn)用空間計(jì)量方法,結(jié)合GeoDa軟件,考量湖南省房地產(chǎn)價(jià)格影響因素。結(jié)果表明:湖南省各地級市間的房地產(chǎn)價(jià)格空間效應(yīng),主要體現(xiàn)于誤差擾動項(xiàng)中的空間依賴性,土地供應(yīng)量對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格影響最大。鑒此,房地產(chǎn)價(jià)格調(diào)控手段應(yīng)偏向于金融政策和合理的城鎮(zhèn)化水平。

    關(guān)鍵詞:湖南省;房地產(chǎn)價(jià)格;空間計(jì)量

    一、引言

    湖南省作為承接?xùn)|、西部地區(qū)的重要省份,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)重要地位,其房地產(chǎn)市場的發(fā)展也備受關(guān)注。就房價(jià)水平而言,湖南省商品房平均銷售價(jià)格由2001年的1248元迅速上漲至2013年的4243元,2013年同期增長速度達(dá)到了4.82%。而就人均收入而言,湖南省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入由2001年的6780元上升至2013年的23414元,2013年的同期增長速度為9.82%。2014年湖南省房地產(chǎn)銷售面積和銷售額都低于2013年的水平,不同地級市的房價(jià)呈現(xiàn)出不同程度的上漲或下跌。湖南省各地級市間的房地產(chǎn)價(jià)格變化是否受到空間效應(yīng)的影響?本文從房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的理論出發(fā),結(jié)合空間計(jì)量方法對此開展實(shí)證研究。

    國外多數(shù)學(xué)者對房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的研究主要集中在住房市場的供應(yīng)與需求方面以及與經(jīng)濟(jì)社會聯(lián)系較為緊密的其他因素,如城鎮(zhèn)居民收入、土地供應(yīng)量、貨幣政策、人口年齡結(jié)構(gòu)及居民就業(yè)水平等方面。Pollakowski(1990)通過實(shí)證方法研究表明,在一定程度上對土地供給進(jìn)行限制后,土地供給的減少將會帶來住宅價(jià)格更大程度的上漲,價(jià)格上漲的趨勢也更加明顯[1]。Kauko(2003)也認(rèn)為,當(dāng)市場上出現(xiàn)富有彈性的土地供給時,土地政策可以在很大程度上影響房地產(chǎn)價(jià)格的變化[2]。Malpezzi和Wachter(2005)通過建立一個房地產(chǎn)投機(jī)模型,分析得出住房供給和投機(jī)都對房價(jià)變動產(chǎn)生影響,尤其是供不應(yīng)求的情況下,投機(jī)行為對房價(jià)的波動更加明顯[3]。Elbourne(2008)通過研究英國住房市場和貨幣政策之間的關(guān)系,以脈沖響應(yīng)函數(shù)為手段得出結(jié)論,認(rèn)為貨幣供給的變動將會給房價(jià)帶來正向響應(yīng)[4]。Levin、Montagnoli和Wright(2009)通過對人口和房地產(chǎn)價(jià)格情況不同的蘇格蘭和英格蘭進(jìn)行對比研究,發(fā)現(xiàn)人口老齡化對住房需求以及房地產(chǎn)價(jià)格變動具有重要影響[5]。Elod(2012)利用多個國家的房價(jià)數(shù)據(jù)研究也得出人口因素對房價(jià)產(chǎn)生顯著影響的結(jié)論[6]。在運(yùn)用空間計(jì)量方法對房地產(chǎn)價(jià)格及房地產(chǎn)市場的研究方面,學(xué)者通常是將空間計(jì)量的相關(guān)理論引入到特征價(jià)格模型等來實(shí)現(xiàn)的。Bitter et al(2007)和Catherine Baumont(2007)在特征價(jià)格模型和空間誤差模型估計(jì)中引入空間自相關(guān),探討了房地產(chǎn)價(jià)格的空間交互影響[7][8]。Holly等(2011)以空間計(jì)量模型為基礎(chǔ)研究了英國區(qū)域房地產(chǎn)價(jià)格的空間溢出效應(yīng),并認(rèn)為紐約的房價(jià)波動對英國房價(jià)產(chǎn)生了沖擊[9]。

    國內(nèi)學(xué)者對房地產(chǎn)價(jià)格的影響主要?dú)w結(jié)為以下因素:住房供給、住房需求、經(jīng)濟(jì)因素和宏觀政策。供需角度上,龍志和周浩明(2000)把我國的消費(fèi)市場分為兩大類:商品性消費(fèi)市場和非商品消費(fèi)性市場,城鎮(zhèn)居民因兩類市場界定不明促使消費(fèi)意愿越來越強(qiáng)烈,進(jìn)而帶動消費(fèi)市場的繁榮,刺激了房地產(chǎn)價(jià)格上漲[10]。秦青、吳婕(2007)通過對城鎮(zhèn)居民購房的期望價(jià)格進(jìn)行定量分析,結(jié)論表明居民購房需求意愿對房價(jià)變動有著顯著作用[11]。經(jīng)濟(jì)角度上,許多學(xué)者提出了居民可支配收入、貨幣供應(yīng)量、貸款利率等對房地產(chǎn)價(jià)格的影響。例如,鞠方、歐陽立鵬(2008)從季度數(shù)據(jù)作出實(shí)證研究,結(jié)果表明可支配收入與我國房價(jià)呈正相關(guān),實(shí)際利率與房價(jià)則呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系 [12]。謝太峰、路偉(2013)采用我國1998—2012年數(shù)據(jù),通過VAR模型動態(tài)分析得出貨幣供應(yīng)量增加將驅(qū)使房價(jià)上漲,貸款利率的提高則會降低房價(jià)水平 [13]。宏觀政策角度上,陳欣慰、王藝明、黃榆舒(2011)通過探索政府角色定位,分析房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中的政府職能,結(jié)論表明同中央政府相比,各地方政府對房地產(chǎn)價(jià)格的影響更明顯[14]。另一方面,眾多學(xué)者采用不同實(shí)證方法對房地產(chǎn)價(jià)格的影響進(jìn)行了研究。沈悅、劉洪玉(2004)采用1995-2002年間住宅價(jià)格變化率的數(shù)據(jù),運(yùn)用混合樣本回歸分析的方法,結(jié)合這些城市各自特征來分析房地產(chǎn)價(jià)格變化的原因[15]。周建軍(2009)運(yùn)用季度數(shù)據(jù),通過實(shí)證研究表明我國城鎮(zhèn)居民可支配收入和土地價(jià)格同房地產(chǎn)價(jià)格存在著正相關(guān)關(guān)系,而實(shí)際利率水平與之則存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[16]。安輝、王瑞東(2013)通過構(gòu)建自回歸模型實(shí)證分析得出房地產(chǎn)調(diào)控政策成為影響我國房地產(chǎn)價(jià)格的重要因素,其中土地政策和保障房政策有長期影響但存在一定的時滯,貨幣政策和信貸政策則影響相對較小[17]。葛紅玲、段與楊(2014)基于區(qū)域差異的視角建立商品房市場局部均衡模型,實(shí)證檢驗(yàn)表明土地成本和基于地域特征的預(yù)期因素對房地產(chǎn)價(jià)格具有顯著影響,居民可支配收入、投資偏好、土地收入與財(cái)政收入之比等對房價(jià)影響存在地域差異[18]。近些年來我國學(xué)者在運(yùn)用空間計(jì)量方法研究房價(jià)影響因素方面也取得了一定的研究成果。孟斌等(2005)利用空間自相關(guān)和空間插值等方法對2003年北京市房地產(chǎn)業(yè)的空間布局及房價(jià)進(jìn)行研究,認(rèn)為交通通道對房價(jià)呈環(huán)狀分布有影響[19]。王鶴(2012)運(yùn)用空間計(jì)量方法對我國房價(jià)的空間自相關(guān)性進(jìn)行了檢驗(yàn),分析了全國范圍及東、中、西部分區(qū)域房價(jià)影響因素的差異[20]。陳胤辰、蔣國洲(2013)通過建立空間計(jì)量模型分析海南省城市化進(jìn)程對房地產(chǎn)開發(fā)活動以及由此帶來的房價(jià)變動的影響[21]。楊祚、謝書楠(2014)研究區(qū)域間房地產(chǎn)價(jià)格收斂性問題時運(yùn)用了空間杜賓模型(SDM),分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)居民收入等因素對區(qū)域房價(jià)收斂性影響[22]。姚麗等(2014)基于空間計(jì)量模型對鄭州市新建住宅房價(jià)的空間相關(guān)性進(jìn)行了研究[23]。

    既有文獻(xiàn)顯示,對房地產(chǎn)價(jià)格變化所引起的動態(tài)影響重視不夠,隨著各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)交流更加密切,區(qū)域間的空間效應(yīng)越來越明顯,應(yīng)加大對空間關(guān)聯(lián)性方面的研究。本文在歸納影響湖南省房地產(chǎn)價(jià)格四類因素的基礎(chǔ)上對每一類因素進(jìn)一步細(xì)化,并通過空間計(jì)量方法和實(shí)證檢驗(yàn)對各因素的影響程度進(jìn)行排序。

    二、空間相關(guān)性分析

    (一)空間相關(guān)性概述

    空間計(jì)量方法是以空間層面為研究視角,以空間層面上的區(qū)域經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象所引起的空間效應(yīng)為研究對象,通過運(yùn)用計(jì)量方法并結(jié)合計(jì)量軟件進(jìn)行分析的一類方法。首先需要采用相關(guān)的統(tǒng)計(jì)方法對研究對象的空間自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn),即檢驗(yàn)研究對象的相似性與其在空間上的距離是否密切相關(guān)。如存在空間自相關(guān)性,則納入空間效應(yīng),建立相關(guān)空間計(jì)量模型進(jìn)行分析;如不存在,則采用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析即可。

    驗(yàn)證空間自相關(guān)性的工具主要有兩種:一是全局空間自相關(guān),即使用Moran I、Geary C指數(shù)來測度數(shù)據(jù)在整體系統(tǒng)中的分布情況;二是局部空間自相關(guān),即使用一類數(shù)值和兩類圖形,即G統(tǒng)計(jì)量、Moran散點(diǎn)圖以及聚類圖來測度局部子系統(tǒng)所表現(xiàn)出來的分布特征。其中,Moran指數(shù)是最具代表性的空間自相關(guān)程度驗(yàn)證方法,能對臨近空間進(jìn)行相似性測度,反映空間鄰接或鄰近的區(qū)域單位屬性值的相似程度。主要以坐標(biāo)形式展現(xiàn)四種關(guān)系聚類的空間相關(guān)性,而全局Moran指數(shù)值即是Moran散點(diǎn)圖的直線斜率。

    (二)空間基尼系數(shù)

    空間基尼系數(shù)(Space Gini Coefficient)是在基尼系數(shù)的理論基礎(chǔ)上由經(jīng)濟(jì)學(xué)家克魯格曼提出來的,該系數(shù)的作用是測度某種因素在空間層面上的產(chǎn)業(yè)集聚程度。公式如下:

    表示某一地區(qū)某產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)在全國該產(chǎn)業(yè)就業(yè)總?cè)藬?shù)中的比重, 表示該地區(qū)的就業(yè)人數(shù)在全國總就業(yè)人數(shù)中的比重??臻g基尼系數(shù) 的取值范圍為0~1, 越接近于0,說明產(chǎn)業(yè)在地理空間位置上的布局是比較均衡;相反, 越接近于l,說明該產(chǎn)業(yè)在地理空間位置上呈現(xiàn)集中化的布局特征,產(chǎn)業(yè)集聚的程度較高;當(dāng) 值等于0時,表明該產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出完全均勻分布的空間地理特征;當(dāng) 值等于l,表明該產(chǎn)業(yè)是以完全聚集的方式分布??臻g基尼系數(shù)的第二種表達(dá)式為:

    其中 為 地區(qū) 產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出值, 為 地區(qū) 產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出值占全國該產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出值的比重,排列順序是由低到高, 所表示的是所研究地區(qū)的數(shù)量。

    (三)空間自相關(guān)測度

    本文通過運(yùn)用GeoDa 0.95i軟件,結(jié)合相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出了湖南省2006-2010年的全局Moran's I 統(tǒng)計(jì)值(表1)。結(jié)果表明:在1%的顯著性水平下,各地區(qū)的房地產(chǎn)價(jià)格的Moran's I統(tǒng)計(jì)值通過了地區(qū)間存在相關(guān)性的驗(yàn)證。

    表1 2006-2010年湖南省各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格水平的Moran's I統(tǒng)計(jì)值

    年份 2006 2007 2008 2009 2010

    Morans I -0.2036 -0.1698 0.0595 -0.1059 -0.0071

    根據(jù)表1所得的統(tǒng)計(jì)值可以發(fā)現(xiàn),除2008年的Moran's I值為正外,其余四個年份均是負(fù)值,經(jīng)計(jì)算剔除異常年份后的Moran's I值的平均數(shù)為-0.1216。結(jié)合之前的基礎(chǔ)理論可以得到如下結(jié)論:湖南省14個地級市的房地產(chǎn)價(jià)格水平在空間層次上存在著一定的空間效應(yīng);以高房價(jià)地區(qū)為中心,四周分布著低房價(jià)地區(qū),高低房價(jià)地區(qū)間彼此相互影響;空間效應(yīng)對高房價(jià)區(qū)域產(chǎn)生積極作用,而消極作用則是針對低房價(jià)區(qū)域。

    在計(jì)算得出2006-2010年的Moran's I值后,通過進(jìn)一步采用局部Moran散點(diǎn)圖的方法來判斷和分析房價(jià)在空間上的差異及其分布。以2006-2010年湖南省各地區(qū)商品房平均銷售價(jià)格為變量,得到Moran散點(diǎn)圖,結(jié)果如圖1所示:

    圖1 2006-2010年湖南省商品房平均銷售價(jià)格的局部Moran散點(diǎn)圖

    通過圖1可以看出,各地區(qū)在空間層面上存在空間自相關(guān)關(guān)系。其中,依據(jù)Moran散點(diǎn)圖空間分布及其含義可以得到如下結(jié)果(表2):

    表2 湖南省各地區(qū)Moran散點(diǎn)圖分布情況及含義

    象限 區(qū)域 含義

    I 湘潭、株洲及岳陽 房地產(chǎn)業(yè)相互集聚,產(chǎn)生積極作用

    II 郴州、婁底和益陽 各地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展負(fù)相關(guān)

    III 懷化、湘西和常德 地區(qū)間房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展相互產(chǎn)生消極作用

    Ⅳ 長沙、張家界 地區(qū)間房地產(chǎn)業(yè)相互影響,對高房價(jià)有積極作用

    注:衡陽同時跨越了第I、第II象限,邵陽同時跨越了第II、第III象限。

    (四)空間基尼系數(shù)測度

    為了進(jìn)一步分析湖南省各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格水平的空間效應(yīng)特征,本文運(yùn)用第二種方法對2006-2010年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行測算,得到的空間基尼系數(shù)如下:

    表3 2006-2010年湖南省房地產(chǎn)業(yè)空間基尼系數(shù)

    年份 2006 2007 2008 2009 2010

    空間基尼系數(shù) 0.5990 0.6081 0.5924 0.6285 0.6049

    由表3可知,湖南省房地產(chǎn)業(yè)的空間基尼系數(shù)在這5年間比較穩(wěn)定的分布在0.6左右,說明湖南省房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)較為明顯的空間效應(yīng),各個地區(qū)間房地產(chǎn)價(jià)格趨勢存在顯著的空間集聚特征。

    綜上所述,空間分布圖直觀的顯示了2006-2010年湖南省房價(jià)水平的空間分布存在顯著差異;而進(jìn)一步得出的全局Moran指數(shù)則從定量的角度證明了存在負(fù)的空間相關(guān)性,空間基尼系數(shù)從整體角度說明了湖南省各地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)較明顯的空間效應(yīng)。因此,各地區(qū)之間房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)對各地區(qū)之間房地產(chǎn)價(jià)格水平產(chǎn)生了影響。本文將以空間效應(yīng)為前提,通過構(gòu)建空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行實(shí)證分析,研究各種因素在影響湖南省房地產(chǎn)價(jià)格中的作用及程度。

    三、湖南省房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的實(shí)證研究

    (一)空間計(jì)量方法

    1. 空間滯后模型

    空間滯后模型(SLM)是用來研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)的溢出效應(yīng)的存在性問題,其表達(dá)式為:

    其中 表示空間溢出效應(yīng), 為空間滯后因變量,用來表示空間層面上空間距離的影響作用, 為影響系數(shù)。一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)行為不僅受到本區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件、歷史基礎(chǔ)的影響,同時也會由于文化環(huán)境的變化和空間距離的遠(yuǎn)近而改變。在這樣的背景下,通過構(gòu)建空間滯后模型有助于分析區(qū)域間的空間溢出效應(yīng),理解空間效應(yīng)帶來的影響。

    2.空間誤差模型

    空間誤差模型(SEM)的數(shù)學(xué)表達(dá)式為:

    參數(shù) 反映了變量 對因變量 的影響, 為隨機(jī)誤差項(xiàng)向量, 為空間誤差系數(shù), 為正態(tài)分布的隨機(jī)誤差向量。參數(shù) 衡量了樣本觀察值中的空間依賴作用。SEM的空間依賴作用存在于擾動誤差項(xiàng)中,度量了鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對該地區(qū)觀察值的影響程度。

    空間滯后模型和空間誤差模型是空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的基本類型,二者最主要的區(qū)別在于模型中空間相關(guān)性的來源不同,空間滯后模型的空間相關(guān)性是由各被解釋變量之間存在的空間依賴性而帶來的,而空間誤差模型的空間相關(guān)性則是由誤差項(xiàng)帶來的。

    (二)SLM、SEM的檢驗(yàn)與選擇

    判斷空間自相關(guān)是否存在,以及如何在SLM和SEM這兩個計(jì)量模型中選擇更合適的做實(shí)證研究,一般可以通過包括拉格朗日乘數(shù)形式的LMERR、LMLAG以及穩(wěn)健的R-LMLAG、R-LMERR等來實(shí)現(xiàn)。在空間依賴性的檢驗(yàn)中,如果LMERR相對于LMLAG更顯著,R-LMERR相對于R-LMLAG更顯著,則SEM的實(shí)證擬合效果更好,選擇SEM;反之,則選擇SLM。結(jié)合經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的模型擬合分析,一般采用的是自然對數(shù)的似然函數(shù)值(Log likelihood)以及似然比率(Likelihood Ratio)值、施瓦茨準(zhǔn)則(Schwartz criterion,SC)以及赤池信息準(zhǔn)則(Akaike information criterion,AIC)來檢驗(yàn)?zāi)P偷臄M合效果。對數(shù)似然函數(shù)值越大,SC和AIC值越小,模型擬合程度越高效果越好。

    (三)指標(biāo)數(shù)據(jù)處理

    1.選取指標(biāo)數(shù)據(jù)

    本文所使用的是湖南省2006-2010年各省市面板數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)主要來源于歷年《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》及各地州市統(tǒng)計(jì)年鑒等,考慮到長株潭城市群規(guī)劃于2005年批準(zhǔn)以及數(shù)據(jù)的可獲得性和可比性,故本文選擇2006-2010做樣本期。

    根據(jù)國內(nèi)外學(xué)者對房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的研究成果并結(jié)合我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r,本文將從需求方面、供給方面、經(jīng)濟(jì)方面以及政策方面四個角度選取房地產(chǎn)價(jià)格水平的9個影響因子:城鎮(zhèn)居民購買力、消費(fèi)者預(yù)期、替代品、房地產(chǎn)投資規(guī)模、資本供給能力、建筑成本、城鎮(zhèn)化規(guī)模、交通便捷程度、土地供應(yīng)量。以湖南省各地級市商品房均價(jià)作為衡量房地產(chǎn)價(jià)格水平的指標(biāo),即以各地級市商品房均價(jià)為解釋變量,其他9個因素作為因變量,在考慮空間效應(yīng)的前提下,研究它們對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平的影響程度。具體代理變量選擇如下:

    表4 房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的指標(biāo)體系

    一級指標(biāo) 二級指標(biāo) 替代指標(biāo)

    X1城鎮(zhèn)居民購買力 居民存款(億元)

    需求因素 X2消費(fèi)者預(yù)期 城鎮(zhèn)居民可支配收入(元)

    X3替代品 房屋出租收入(萬元)

    X4房地產(chǎn)投資規(guī)模 房地產(chǎn)開發(fā)投資占城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資比重(%)

    供給因素 X5資本供給能力 金融機(jī)構(gòu)貸款(億元)

    X6建筑成本 單位規(guī)模工業(yè)增加值能耗(噸煤/萬元)

    經(jīng)濟(jì)因素 X7城鎮(zhèn)化規(guī)模 城鎮(zhèn)化水平(%)

    X8交通便捷程度 高速公路(公里)

    政策因素 X9土地供應(yīng)量 房屋施工面積(平方米)

    2.指標(biāo)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理

    需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化才能進(jìn)行相關(guān)的實(shí)證研究。運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)化方法對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的處理,計(jì)算公式如下

    其中, 為原始數(shù)據(jù), 為經(jīng)計(jì)算所得到的平均數(shù), 方差, 各因素通過標(biāo)準(zhǔn)化公式處理后的新數(shù)據(jù)。

    (四)模型構(gòu)建和實(shí)證過程

    1.模型的篩選

    首先,關(guān)于空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)模型的選擇,本文依據(jù)前文提出的模型篩選方法,對兩種空間計(jì)量模型進(jìn)行定量擬合分析。表5反映了湖南省房地產(chǎn)業(yè)OLS估計(jì)的誤差空間自相關(guān)Moran's I檢驗(yàn)、引入了內(nèi)生空間滯后變量的SLM拉格朗日乘子誤差、滯后及其穩(wěn)健性(Robust)檢驗(yàn)以及引入空間誤差沖擊依賴性的SEM拉格朗日乘子誤差、滯后及其穩(wěn)健性(Robust)檢驗(yàn)。

    表5 基于rook空間權(quán)重矩陣的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

    檢驗(yàn) 指數(shù) 統(tǒng)計(jì)量 P值

    Moran's I (error) -0.4282 -2.0539 0.0399

    Lagrange Multiplier (lag) 0.0072 0.9321

    Robust LM (lag) 0.5284 0.4672

    Lagrange Multiplier (error) 3.7668 0.0522

    Robust LM (error) 4.2880 0.0383

    檢驗(yàn)表明,基于rook空間權(quán)值矩陣的Lagrange Multiplier(lag)為0.0072,顯著性水平為93.21%,Robust LM (lag)為0.5284,顯著性水平為46.72%,遠(yuǎn)超過正常顯著性水平。而基于rook空間權(quán)值矩陣的Lagrange Multiplier(error)為3.7668,顯著性水平為5.22%,Robust LM (error)為4.288,顯著性水平為3.83%,空間誤差模型(SEM)中的Lagrange Multiplier(error)、Robust LM (error)均比空間滯后模型(SLM)中的Lagrange Multiplier(lag)、Robust LM(lag)更為顯著,尤其是基于rook 空間權(quán)重矩陣的Lagrange Multiplier(error)、Robust LM (error)值均能通過5%水平的顯著性檢驗(yàn),因此空間誤差模型SEM更為可取。

    在對湖南省房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展進(jìn)行空間效應(yīng)檢驗(yàn)的前提下,通過納入空間效應(yīng)的空間計(jì)量模型的引入,分析9個主要因素對房地產(chǎn)價(jià)格水平的影響程度。本文采用空間計(jì)量方法進(jìn)行實(shí)證研究,同時,本文也采用經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法中的普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行了回歸分析,以此比較空間計(jì)量模型SLM 和SEM的經(jīng)濟(jì)擬合效果。

    表6 湖南省房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的OLS估計(jì)

    模型 β Std.Error t-Statistic

    CONSTANT 0.0001 0.0367 0.0001

    X1 0.5908 0.5929 0.9965

    X2 0.2267 0.2091 1.0844

    X3 0.3178 0.358 0.8876

    X4 0.4842* 0.1012 4.7847

    X5 2.3198*** 0.8716 2.6614

    X6 0.0613 0.0789 0.7772

    X7 0.9686* 0.1675 5.7824

    X8 0.1941*** 0.0751 2.5824

    X9 -3.6626 0.7594 -4.8228

    R2 0.9941

    F-statistic 76.013

    Log likelihood 16.6873

    AIC -13.3746

    SC -6.9839

    誤差正態(tài)性檢驗(yàn) 自由度DF 統(tǒng)計(jì)值 Pro

    Jarque-Bera 2 1.0287 0.5978

    異方差檢驗(yàn) 自由度DF 統(tǒng)計(jì)值 Pro

    Breusch-Pagan 9 16.6873 0.0538

    Koenker-Bassett 9 11.9497 0.2161

    注:① 通過標(biāo)準(zhǔn)化公式分別處理原自變量和因變量后得到新的自變量和因變量;

    ②* ,**,***和****分別表示通過1%,5%,10%和20%的顯著性水平下的t 檢驗(yàn)。

    表6的OLS實(shí)證結(jié)果顯示:房地產(chǎn)投資規(guī)模、城鎮(zhèn)化規(guī)模通過了1%的顯著性檢驗(yàn),資本供給能力、交通便捷程度通過了20%的顯著性檢驗(yàn),而其他變量,如居民購買力、消費(fèi)者預(yù)期、替代品、建筑成本、城鎮(zhèn)化規(guī)模、土地供應(yīng)量等的顯著性檢驗(yàn)都達(dá)不到要求,這說明對于存在空間效應(yīng)的湖南省房地產(chǎn)價(jià)格的影響因素實(shí)證研究,經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的實(shí)證結(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)并不是很好。為了說明納入空間效應(yīng)的空間計(jì)量模型的實(shí)證分析與經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的改進(jìn)效果,本文將采用SLM 和SEM進(jìn)行實(shí)證分析,實(shí)證結(jié)果見表7和表8。

    表7 基于rook空間權(quán)值矩陣的SLM估計(jì)

    模型 β Std.Error z-value

    W_Y 0.009 0.1009 0.0896

    CONSTANT -0.001 0.024 -0.0419

    X1 0.5864*** 0.3204 1.8299

    X2 0.2286** 0.1143 1.9997

    X3 0.3049**** 0.2427 1.256

    X4 0.4858* 0.0567 8.5647

    X5 2.3507* 0.581 4.0458

    X6 0.0583 0.0546 1.0664

    X7 0.9682* 0.0896 10.798

    X8 0.1952* 0.0418 4.6595

    X9 -3.6797 0.4485 -8.2045

    R2 0.9941

    Log likelihood 16.6911

    AIC -11.3822

    SC -4.3525

    異方差檢驗(yàn) 自由度DF 統(tǒng)計(jì)值 Pro

    Breusch-Pagan 9 16.5644 0.0559

    空間依賴性檢驗(yàn) 自由度DF 統(tǒng)計(jì)值 Pro

    Likelihood Ratio 1 0.0076 0.9304

    表8 基于rook空間權(quán)值矩陣的SEM估計(jì)

    模型 β Std.Error z-value

    CONSTANT -0.0212 0.0043 -4.8944

    X1 0.4453* 0.1054 4.2226

    X2 0.3432* 0.0605 5.6671

    X3 -0.2152 0.2308 -0.9324

    X4 0.3882* 0.0359 10.795

    X5 3.2723* 0.4393 7.4479

    X6 -0.0437 0.0425 -1.0293

    X7 1.0063* 0.0292 34.3677

    X8 0.1952* 0.0418 4.6595

    X9 -3.6797 0.4485 -8.2045

    R2 0.9941

    Log likelihood 16.6911

    AIC -11.3822

    模型 β Std.Error z-value

    SC -4.3525

    異方差檢驗(yàn) 自由度DF 統(tǒng)計(jì)值 Pro

    Breusch-Pagan 9 16.5644 0.0559

    空間依賴性檢驗(yàn) 自由度DF 統(tǒng)計(jì)值 Pro

    Likelihood Ratio 1 0.0076 0.9304

    注:①通過標(biāo)準(zhǔn)化公式分別處理原自變量和因變量后得到新的自變量和因變量

    ②* ,**,***和****分別表示通過1%,5%,10%和20%的顯著性水平下的z 檢驗(yàn)。

    通過對上述表中的檢驗(yàn)結(jié)果分析后可知,三類模型中SLM模型 和SEM模型的各種檢驗(yàn)值和OLS 模型相比較而言都有所改善,說明更加可取的是選擇控制了空間依賴性后的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。OLS、SLM、SEM的擬合優(yōu)度均達(dá)到了0.99以上,但是SEM的擬合優(yōu)度R2提高到了0.9996;Log L分別從16.6873提高到16.6911和25.3126,并且,納入空間效應(yīng)后的SEM提高幅度十分顯著;SEM相對于經(jīng)典計(jì)量模型OLS ,AIC和SC分別從-13.3746、-6.9839降低到-30.6253、-24.2347,這說明SEM有著更好的模型擬合效果。綜上所述,更加科學(xué)、可取的模型應(yīng)是納入空間效應(yīng)后SEM。

    2.實(shí)證結(jié)果分析

    通過表6、表7和表8的三個模型的擬合效果,選擇SEM模型是進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)湖南省房地產(chǎn)價(jià)格影響因素最合適的。其空間誤差參數(shù)λ值為0.6533,并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果表明湖南省的各地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間效應(yīng)主要是通過存在于誤差擾動項(xiàng)中的空間依賴性來體現(xiàn),而鄰近地區(qū)間的空間集聚、空間溢出效應(yīng)的作用則不明顯。分析原因可能在于兩個方面:一方面是由于湖南省各地級市的自然地理環(huán)境以及經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)的差異顯著,致使房地產(chǎn)業(yè)在省內(nèi)空間地理上的分布不平穩(wěn);另一方面由于相鄰地區(qū)間房地產(chǎn)業(yè)形成相互依賴、相互競爭的關(guān)系,導(dǎo)致空間效應(yīng)下各地區(qū)間的房地產(chǎn)價(jià)格水平呈現(xiàn)差異化的特征。

    本文實(shí)證所采用的SEM模型的回歸方程如下:

    R2=0.9996 Log likelihood =25.3126

    AIC=-30.6253 SC= -24.2347

    從回歸方程的結(jié)果可以看出替代品(X3)、建筑成本(X6)、土地供應(yīng)量(X9)等3個影響因素系數(shù)為負(fù),符合實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義。而在實(shí)證結(jié)果中,替代品(X3)和建筑成本(X6)這兩個影響因素并沒有通過顯著性檢驗(yàn),原因可能是這兩個因素同其他因素相比對房地產(chǎn)價(jià)格波動的影響程度不高,而其余7個因素均通過了1%的顯著性水平,對房地產(chǎn)價(jià)格的影響十分明顯。其中,土地供應(yīng)量對湖南省各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生負(fù)向影響,其余6個因素對湖南省各地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格產(chǎn)生正向影響,符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

    同時,土地供應(yīng)量(X9)的產(chǎn)出系數(shù)為-3.99,產(chǎn)生負(fù)向最大影響,表明了湖南省各地區(qū)房地產(chǎn)業(yè)價(jià)格水平的高低很大程度上受到了各地區(qū)土地供應(yīng)量的影響,原因在于隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,土地商品性逐步被激發(fā),土地的稀缺性直接推高了土地價(jià)格,在湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)土地資源日益稀缺,城市的狹小在一定程度上也制約了地區(qū)經(jīng)濟(jì)的騰飛,這也直接推動了湖南省“長株潭一體化”城市群的宏觀規(guī)劃。一體化加深了湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)土地供給的稀缺,導(dǎo)致了土地價(jià)格的增高,作為房地產(chǎn)成本中占比最重的一個因素,土地價(jià)格的升高必然導(dǎo)致房地產(chǎn)價(jià)格水平的升高。此外,城鎮(zhèn)化規(guī)模(X7)的產(chǎn)出系數(shù)為1.006,在對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平產(chǎn)生正向影響程度中,排在第二位,與資本供給能力對房地產(chǎn)投資開發(fā)的直接影響不同的是,城鎮(zhèn)化規(guī)模更能在宏觀層面影響房地產(chǎn)價(jià)格。一般來說,城鎮(zhèn)化對地區(qū)房地產(chǎn)影響明顯,人口在城市的集中推動了城市房地產(chǎn)需求,因此帶動房地產(chǎn)價(jià)格的不斷上漲。湖南省政府于2014年9月24日發(fā)布《湖南省推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化實(shí)施綱要(2014-2020)》描繪了未來新型城鎮(zhèn)化的藍(lán)圖,綱要指出“一核六軸”的城鎮(zhèn)化發(fā)展格局基本形成,到2020年,全省常住人口城鎮(zhèn)化率達(dá)到58%左右,長株潭城市群作為一個“核”的形態(tài),進(jìn)而帶動全省城鎮(zhèn)化進(jìn)程。居民購買力(X1)對湖南房地產(chǎn)價(jià)格水平的影響系數(shù)為0.445,在6個實(shí)證檢驗(yàn)顯著的主要因素中排在第三位,并且也是需求因素中,對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平的影響程度最突出的因素。居民購買力越高,對房地產(chǎn)的需求越多,從而增加對房地產(chǎn)的需求。當(dāng)前,自有存款和個人住房貸款是購房的主要形式,而前期的購房款項(xiàng)則主要來自居民的存款。

    在9個主要影響因素中,替代品(X3)和建筑成本(X6)對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平存在負(fù)向影響,但沒有通過顯著性檢驗(yàn);房地產(chǎn)投資規(guī)模(X4)、消費(fèi)者預(yù)期(X2)以及交通便捷程度(X8)三個因素通過了1%的顯著性水平,但對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平的影響程度不高;其中,交通便捷程度對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平的影響程度最小,這可能是由于湖南省正處于城鎮(zhèn)化發(fā)展的關(guān)鍵階段,大量交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)對當(dāng)前地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格影響具有滯后性,城市綜合體等大型房地產(chǎn)項(xiàng)目的建設(shè)一般在交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)后期,但從長遠(yuǎn)看,便捷的交通以及地處黃金地段的房地產(chǎn)勢必推高地區(qū)房地產(chǎn)價(jià)格。

    四、結(jié)論與政策建議

    從供給、需求、經(jīng)濟(jì)和政策四個方面著手,通過理論梳理和實(shí)證分析,同時結(jié)合我國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展實(shí)際,本文初步總結(jié)出了影響我國房地產(chǎn)價(jià)格波動的9大因素,并運(yùn)用全局Moran's I、局部Moran散點(diǎn)圖、空間基尼系數(shù)等方法,對湖南省14個地級市房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展情況進(jìn)行分析,從而構(gòu)建出影響湖南省房地產(chǎn)價(jià)格變化的因素指標(biāo)體系,在此基礎(chǔ)上,進(jìn)一步運(yùn)用空間滯后模型和空間誤差模型對此因素指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)研究,得出結(jié)論。

    實(shí)證研究顯示,湖南省各個地級市之間的房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在空間效應(yīng),且該空間效應(yīng)體現(xiàn)在誤差擾動項(xiàng)中的空間依賴性。一方面,湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平Moran's I統(tǒng)計(jì)值、局部Moran散點(diǎn)圖和14個地級市的房地產(chǎn)業(yè)空間基尼系數(shù)的數(shù)值描述顯示,湖南省房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有較高水平的空間依賴性;另一方面,Moran's I平均值-0.1216(2008年除外),表明湖南省各個地級市房價(jià)水平在空間分布上呈現(xiàn)負(fù)空間相關(guān)性。湖南省14個地級市之間發(fā)展產(chǎn)生的相互作用正是這種依賴性的來源。

    進(jìn)一步對湖南省房地產(chǎn)價(jià)格水平產(chǎn)生正向影響的因素進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)資本供給能力、城鎮(zhèn)化規(guī)模和居民購買力是三大關(guān)鍵性影響因素,而房地產(chǎn)投資規(guī)模、消費(fèi)者預(yù)期和交通的便捷程度則影響程度偏低。這說明房地產(chǎn)價(jià)格調(diào)控手段應(yīng)該更加偏向于金融政策和合理的城鎮(zhèn)化水平。

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    基于空間計(jì)量的湖南省房地產(chǎn)價(jià)格影響因素分析

    周建軍 戴 為 鞠方 楊營賀

    (湘潭大學(xué)商學(xué)院 湖南湘潭 411105)

    作者簡介:

    周建軍(1974-),湖南桃江人,湘潭大學(xué)商學(xué)院教授,博士生導(dǎo)師,南開大學(xué)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,北京師范大學(xué)理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后,德國弗萊堡大學(xué)訪問學(xué)者。主要研究城市房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)。

    基金項(xiàng)目:國家社科基金(編號10BJL018)、國家自科基金(編號71203190)、湖南省社科基金(編號14BR05、14BR06)、湖南省教育廳開放基金(編號15K121)、湖南省教育廳重點(diǎn)項(xiàng)目(編號15A193)、湖南省普通高校學(xué)科帶頭人項(xiàng)目資助。

    通信地址:

    湖南湘潭大學(xué)商學(xué)院, 周建軍 411105

    E—mail: xtdxzjj@126.com;

    聯(lián)系人:周建軍 13873205628。

    Real Estate Price Impact Factors Analysis Based on Spatial Econometrics in Hunan Province

    ZHOUJianjun DAIWei JUFang YANGYinghe

    (Business School, Xiangtan University, Xiangtan 411105)

    Abstract: This paper used spatial econometric measurement and GeoDa software , conclusions are as follows through the empirical study : there are spatial effects in real estate prices in each level city of Hunan province. And the spatial effects play a role mainly through the spatial dependence of error terms. Considering spatial effect, The biggest impact of the factors is land supply.

    Keywords: Hunan Province; Real Estate Prices; Spatial Econometric.

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