錢 蕊

蚌埠學院理學院，安徽蚌埠，233000

1 問題提出與相關研究

2019年3月12日，住房和城鄉(xiāng)建設部部長王蒙徽在全國兩會部長通道接受記者采訪時表示，住房和城鄉(xiāng)建設部將堅持住房的定位，“房子是用來住的，不是用來炒的”。由此，“住房不炒”成為2019年以來房市調控的基本基調，“不將房地產市場作為短期刺激經濟工具”的理念表達了政府調控房地產市場的決心，房產市場調控及房價增長問題又引發(fā)了一輪熱議。

事實上，政府對于房地產行業(yè)的調控始終沒有停止過。根據中原地產的統計，2019年上半年，我國出臺了251個房地產調控政策，相比于2018年上半年的192次同比增長了31%，確定了2019年是一個房地產調控之年。我國商品住宅價格自1999年房改之后波動幅度逐年增大，那么，房價的影響因素有哪些？我國學者對此進行了多角度的研究。沈悅等通過對我國14個城市商品住宅價格與經濟基本面之間的關系進行分析，研究表明商品住宅價格具有顯著的城市特征，地區(qū)經濟基本面可以部分解釋住宅價格水平的變化[1]。張鵬等采集并研究全國35個城市的土地供給與房價數據，發(fā)現土地供給彈性與房地產價格之間具有顯著的負向關系，表明房價上漲的源頭在于土地供給價格的大幅度上升[2]。梁云芳等從不同用途的商品房屋價格變化進行分析，表明商業(yè)用房和辦公用房的價格變化較為平穩(wěn)，住宅價格波動較大，其中土地交易價格和利率變動是住宅價格波動的主要影響因素[3]。張兵通過分析天津市房價，發(fā)現短期內房價上漲源于市場需求旺盛，從長期角度房價的均衡調整需要政府從供給方面進行控制[4]。董志勇等應用1999—2006年全國各省份房價及其影響因素的面板數據，實證分析發(fā)現影響房價波動的主要在于需求方，地方政府會處于自身利益的考慮推動房價上漲，而供給方和貨幣政策因素對房價的影響較小[5]。梁云芳等基于誤差修正的面板數據模型，分析了我國東部、中部和西部地區(qū)的房地產價格波動，發(fā)現信貸規(guī)模對我國東部、西部地區(qū)房價波動影響較大，人均GDP對我國中部地區(qū)房價變動有顯著影響，而實際利率水平對各區(qū)域房價波動影響都不顯著[6]。嚴金海通過格蘭杰因果關系檢驗和誤差修正模型，研究發(fā)現短期內房價決定地價，長期兩者相互影響[7]。譚政勛等通過建立多元GRACH模型，分析表明我國信貸擴張會引起房價上漲[8]。

綜合以上分析可知，國內已有文獻主要從全國、東中西部地區(qū)或主要大中城市的角度分析商品房價格波動的成因，選取對于房價產生影響的需求、供給因素及政府宏觀經濟政策因素作為因變量，但很少有研究某一個具體省份房價波動性的文獻。而房地產市場的發(fā)展具有顯著的地域特色，因此本文針對安徽省實際情況，研究商品住宅銷售價格的影響因素，了解影響房價上漲的主要因素，對于政府政策制定及房地產市場投資和調控有重要現實意義。

2 變量選擇與數據來源的說明

2.1 變量選取

根據已有參考文獻[6]，選取相關主要變量對安徽省商品住宅銷售現狀進行分析，如表1所示。

表1 各變量的名稱及含義

2.2 數據來源

我國1998年開始房屋商品化改革，房地產行業(yè)向貨幣化、商品化方向轉變。故本文選取1999年1月—2018年12月的季度數據為樣本。其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、商品住宅銷售面積、房地產開發(fā)國內貸款額來源于安徽省統計局；實際利率數據來源于中國人民銀行官網；商品住宅銷售均價數據沒有直接來源，為商品住宅銷售額/商品住宅銷售面積求得。所有數據均進行了季度數據調整處理。

2.3 數據的平穩(wěn)性檢驗

為了避免偽回歸現象，在建模之前需要對數據進行平穩(wěn)性檢測。平穩(wěn)性檢驗可以通過單序列的ADF檢驗來完成，檢驗結果如表2。

表2 數據的單位根檢驗結果

表2的單位根檢驗結果顯示商品住宅銷售價格、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、商品住宅銷售面積、房地產開發(fā)國內貸款額對數數據均不平穩(wěn)；但一階差分后，四個變量均在1%的顯著性水平下平穩(wěn)。實際利率(RR)數據在1%的顯著性水平下平穩(wěn)。

2.4 協整與誤差修正

同階單整的多變量時間序列數據之間可能存在長期穩(wěn)定的均衡關系，由此可以建立長期協整關系模型[9]。變量lnPH、lnDPI、lnXSMJ、lnXD之間協整關系的檢驗結果如表3所示。

表3 Johansen協整檢驗

表3中Johansen協整檢驗顯示，在5%的顯著性水平下，拒絕無協整關系(None)的原假設，接受有一個協整關系(At most 1)的假設，說明商品住宅銷售價格、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、商品住宅銷售面積和房地產開發(fā)國內貸款額之間有且僅有一個協整關系。

3 模型估計與實證分析

3.1 理論模型

Johansen協整檢驗(表3)顯示：變量lnPH、lnDPI、lnXSMJ、lnXD之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，且有唯一方程，建立變量間長期均衡理論方程為：

lnPHt=β0+β1lnDPIt+β2lnXSMJt+β3lnXDt+μt

此方程反映了安徽省商品住宅銷售價格與決定其價格的因素之間的長期均衡關系。估計模型后得到模型隨機擾動項(μt)的估計值——殘差序列(ecmt)，將其作為誤差修正項，令

由此可建立變量間短期波動關系的誤差修正模型：

ΔlnPHt=α0+α1ΔlnDPIt+α2ΔlnXSMJt+α3ΔlnXDt+α4ΔlnPHt-1+α5RRt+γecmt-1+εt

此方程反映了安徽省商品住宅銷售價格的短期波動,其既取決于各變量的短期變化，又受到房價偏離長期均衡值大小的影響(ecmt-1)，模型中的參數γ反映了房價由非均衡向長期均衡值調整的速度。

在模型估計中，除實際利率(RR)數據外的變量均取了對數，其系數表示彈性，差分后的序列值表示變量短期變動量的大小，差分序列前的參數表示短期彈性。

3.2 模型估計結果及實證分析

輸入被解釋變量和解釋變量數值獲得計算結果為(括號內的數據為t統計量)：

(3.132 3) (10.765 1)

+0.050 9lnXDt+0.116 4lnXSMJt

(1.610 5) (4.858 8)

F=961.641 2,DW=1.445 8

由模型估計結果可以看出，方程整體擬合效果良好，表示模型中的解釋變量聯合起來對房價波動的解釋力度可以達到97.50%，除房地產開發(fā)國內貸款額之外的變量均顯著。

從長期來看，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增長1%，安徽省商品住宅銷售價格平均上漲0.706 0%，人均可支配收入的變化對于房價有顯著的正效應。商品住宅銷售面積代表市場交易量，反映了市場對于商品住宅的需求大小，其長期對房價變動有一個顯著的正向影響，表明對于安徽省商品住宅價格變動來說，需求較為強勁，需求量的旺盛推動了商品住宅價格的增長。房地產開發(fā)國內貸款額表明了房地產開發(fā)商的間接資金來源，因其主要間接資金均來自于商業(yè)銀行借款，故將此變量用來反映商業(yè)銀行信貸資金擴張狀況。即使在10%的顯著性水平下，資金市場的信貸擴張變量也不顯著，且影響較小，表示安徽省金融業(yè)發(fā)展水平一般，房地產行業(yè)沒有大量的投機者，金融風險不大。

由此可以得出結論：從長期來看，安徽省商品住宅價格的變動主要依賴于本地區(qū)居民消費水平的提高，因為市場需求旺盛而推動了房價的上漲，且房價的變動并不依賴于金融市場信貸水平規(guī)模的變化，投機風險較小。

在長期協整模型的基礎上，估計得到如下誤差修正模型(括號內的數據為t統計量)

(1.713 4) (1.754 1)

-0.021 6ΔlnXDt+0.025 5ΔlnXSMJt

(-1.102 8) (1.325 2)

-0.219 5ΔlnPHt-1-0.002 3RRt-0.328 4ecmt-1

(-1.675 3) (-0.491 8) (-2.922 0)

DW=1.993 8,n=73

因此，從短期角度，模型估計結果顯示，變量ΔlnXDt、ΔlnXSMJt均不顯著，短期內資金市場信貸水平變化、市場需求量的變動均不會影響安徽省商品住宅平均銷售價格的短期變動，實際利率水平對房價短期波動的影響較小且不顯著，說明市場利率水平不是影響安徽省房價的主要原因，政府采用利率政策對于調控房價的影響有限。

變量ΔlnDPIt顯著，表明與安徽省經濟發(fā)展水平相聯系的居民可支配收入的短期波動，會對房價的短期波動產生正向影響，短期彈性為0.183 1；ΔlnPHt-1反映了居民對于房價變動的預期顯著，且有負向影響，表明居民對于房屋的需求為穩(wěn)定的居住需求，在預期房價上漲時，會選擇暫時不購買住房，這種房屋投資是理性投資，房產市場泡沫較小。

回歸結果顯示誤差修正項ecmt-1顯著，調整速度為-0.328 4，高于梁云芳等研究的全國平均水平(-0.166)和中部地區(qū)一般水平(-0.175)[6]，表明隨著我國金融市場的完善和房地產市場投資潛力的增加，安徽省房價出現偏離時，由于投資者預期、房產價格的剛性以及對于房產的剛需等因素，房價相比過去會更加快速調整到均衡水平。

誤差修正項ecmt反映了房屋價格長期均衡的偏離程度，其大小表明由短期向長期均衡調整的速度，誤差修正項ecmt如圖1所示。

圖1 安徽省商品住宅價格偏離均衡的狀態(tài)

由圖1 可知，在選定表示經濟運行基本面的變量之后，安徽省商品住宅價格在2002—2005年偏離程度較大；2006—2009年，房價偏離均衡的程度有所降低，在長期均衡附近小幅度波動；2009—2013年，波動幅度加大，且整體處于高估狀態(tài)；2013年后，房價走勢長期處于低于長期均衡狀態(tài)。這與我們觀察到的房地產市場表現相一致，在2002年之后全國房地產市場出現大幅度上漲，引起政府部門關注并加大調控力度，2009年全球金融危機發(fā)生之后，房地產市場調控不確定性變大，波動幅度加大。

4 結 論

通過以上回歸分析結果，本文得到以下結論：

(1)從長期來看，安徽省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平和商品住宅銷售面積是房價變動的主要影響因素，表明收入約束是制約安徽省商品房屋需求的主要因素，隨著安徽省經濟發(fā)展水平的增長，居民家庭對于房產的需求大大增加，推動了房價上漲。同時，商業(yè)銀行信貸資金擴張對于房價的影響不顯著，表明安徽省金融業(yè)發(fā)展水平一般，房地產行業(yè)沒有大量的投機者，金融風險不大。

(2)從房價的短期波動來看，資金市場信貸水平變化和實際利率均不顯著，表明安徽省金融市場發(fā)展水平對于房地產市場的制約較小，政府采用信貸政策或利率政策對房價進行調控的影響是有限的。同時居民可支配收入的短期波動和居民對未來房價變動的預期均對房價的短期波動產生顯著影響，同樣證明了安徽省居民收入水平是房價波動的主要影響因素，居民對于房屋的需求是穩(wěn)定的居住需求，在預期房價上漲時，會選擇暫時不購買住房，這種房屋投資是理性投資，表明房產市場泡沫較小。