新型城鎮(zhèn)化背景下房地產(chǎn)投資分析

劉 翔

（長沙民政學院 社會管理學院，長沙 410004）

新型城鎮(zhèn)化背景下房地產(chǎn)投資分析

劉 翔

（長沙民政學院 社會管理學院，長沙 410004）

目前，我國的新型城鎮(zhèn)化取得了不小的成績，房地產(chǎn)投資作為房地產(chǎn)發(fā)展的一個關鍵要素，對于新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展有著不可忽視的作用。同時，新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展也推動著房地產(chǎn)市場的不斷發(fā)展，引導著房地產(chǎn)投資的方向。本文運用定性和定量兩種分析方法，對房地產(chǎn)投資與新型城鎮(zhèn)化的關系進行了相關分析，并對如何促進兩者的共同發(fā)展提出了建議。

新型城鎮(zhèn)化；房地產(chǎn)；房地產(chǎn)投資

隨著改革開放，我國的城鎮(zhèn)化進程逐年加快，2010年，我國的城市化率已接近50%。同時，我國的房地產(chǎn)市場面臨著新的機遇和挑戰(zhàn)，房地產(chǎn)投資作為房地產(chǎn)市場的重要要素，對城鎮(zhèn)化的發(fā)展有著重要的協(xié)同作用。研究表明，從中長期的趨勢來看，城鎮(zhèn)化是擴大城市房地產(chǎn)市場需求，推動房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一個極其關鍵的因素。

2014年1月20日，國家統(tǒng)計局發(fā)布了2013年國家經(jīng)濟運行情況統(tǒng)計數(shù)據(jù)。在房地產(chǎn)方面，2013年是房地產(chǎn)行業(yè)繼續(xù)被業(yè)內(nèi)解讀為突飛猛進的一年，多項房地產(chǎn)關鍵業(yè)務指標均實現(xiàn)2位數(shù)的增長：商品房銷售面積130 551萬m2，比上年增長17.3%，其中住宅銷售面積增長17.5%；商品房銷售額81 428億元，增長26.3%，其中，住宅銷售額增長26.6%。根據(jù)國家統(tǒng)計局湖南調(diào)查總隊發(fā)布的最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)，2013年，全省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為23 414元，比上年增加2 095元，增長9.8%，扣除價格因素實際增長7%。而全省新建商品住宅價格比上年上漲7.0%，居民人均可支配收入與房價增長幅度持平。根據(jù)湖南省長沙市房產(chǎn)研究中心的《2013年長沙市房地產(chǎn)市場分析報告》顯示，2013年，長沙市完成房地產(chǎn)開發(fā)投資約1 140億元，同比增長約11%。

1　新型城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)投資的關系分析

1.1新型城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)投資的影響作用

城鎮(zhèn)化是由農(nóng)業(yè)人口占很大比重的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會向非農(nóng)業(yè)人口占多數(shù)的現(xiàn)代文明社會轉(zhuǎn)變的歷史過程，是衡量現(xiàn)代化過程的重要標志。而新型城鎮(zhèn)化是指大中小城市、小城鎮(zhèn)、新型農(nóng)村社區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展，互促共進的城鎮(zhèn)化。新型城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有一定的影響效應，城鎮(zhèn)化擴大了對房地產(chǎn)市場的需求，推動了房地產(chǎn)的投資。

我國城鎮(zhèn)化水平從2000-2012年底，已經(jīng)從36.22%發(fā)展到52.57%，大大超過了50%的水平。表1是我國2000-2012年的城市化率水平UL（Urbanization Level）。

表1　2000-2012年我國城市化率水平

1.1.1對城鎮(zhèn)新區(qū)進行建設以及舊區(qū)改造促進了房地產(chǎn)投資的增加

由于新區(qū)建設需要房地產(chǎn)的直接相關投資，房地產(chǎn)資金會直接注入，從而帶動了房地產(chǎn)市場的發(fā)展。另外，城鎮(zhèn)舊區(qū)的搬遷改造也會帶動當?shù)胤康禺a(chǎn)市場發(fā)展，以及房地產(chǎn)投資的增加。同時，搬遷戶對住房的需求也會增加，供求效應促使房地產(chǎn)投資增加。

1.1.2新型城鎮(zhèn)化中人口的增加相應推動了對住房需求的增加

據(jù)數(shù)據(jù)顯示，中國城鎮(zhèn)化每年以約1%的速度推進，城鎮(zhèn)人口年均增長 4%～5%，從而帶動新增住房需求快速增長。由于新型城鎮(zhèn)化的速度不斷增快，大量的人口向城鎮(zhèn)涌入，他們對住房的消費需求也不斷擴大，對住房面積的需求也在不斷增加，房地產(chǎn)投資也會相應地增加。

1.1.3新型城鎮(zhèn)化帶來的生活水平提升帶動了房地產(chǎn)投資的增加

由于城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，居民的生活水平不斷提高，對于房地產(chǎn)有著更高的需求。如房屋置換、休閑旅游、娛樂消費等，這些都對房地產(chǎn)消費投資提出了新的要求，帶動了房地產(chǎn)投資的增加。

1.2房地產(chǎn)投資對新型城鎮(zhèn)化的影響作用

房地產(chǎn)業(yè)是城鎮(zhèn)化的重要物質(zhì)載體，積極穩(wěn)妥推進新型城鎮(zhèn)化建設需要房地產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中，人口和城市面積都高速膨脹，必然會帶動房地產(chǎn)市場快速發(fā)展，相應地房地產(chǎn)投資在一定時期內(nèi)的快速增長會推動新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展。表2為我國2000-2012年房地產(chǎn)投資額（I）。

表2　2000-2012年我國房地產(chǎn)投資額

1.2.1房地產(chǎn)投資的增加解決了城鎮(zhèn)化中一部分人口的就業(yè)

由于房地產(chǎn)資金的增加，房地產(chǎn)市場的發(fā)展，需要更多的工人來參與到房地產(chǎn)建設中來，因而解決了部分人口和進城務工人員的就業(yè)問題。另外，房地產(chǎn)相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也會使得相關行業(yè)人員的需求增加，解決了城鎮(zhèn)化中部分人口的就業(yè)問題。

1.2.2房地產(chǎn)投資的增加擴大了新型城鎮(zhèn)化的建設資金

城鎮(zhèn)化建設的不斷發(fā)展也要求建設資金的不斷投入，房地產(chǎn)投資的逐年增加、配套建設的不斷增大，促使新型城鎮(zhèn)化朝著環(huán)境更和諧、配套更完善、服務更全面的方向發(fā)展。

房地產(chǎn)投資為新型城鎮(zhèn)化的建設加快了步伐，兩者之間是相互依存的。房地產(chǎn)投資要和城鎮(zhèn)化發(fā)展相適應，與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相協(xié)調(diào)。投資滯后會影響房地產(chǎn)及相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；投資超前則會造成資源和能源的浪費。

2　實證分析

2.1變量選取

本文實證分析采用的數(shù)據(jù)是根據(jù)2000-2013年湖南統(tǒng)計年鑒和中國城市統(tǒng)計年鑒整理而得的。在回歸分析中，確定城鎮(zhèn)化率（UL）和房地產(chǎn)投資額（I）作為主要的解釋變量和被解釋變量。同時，城鎮(zhèn)化也會影響房價，商品房銷售價格（P）的上漲會對房地產(chǎn)投資產(chǎn)生一定的影響，因此，將房地產(chǎn)的價格因素（單位：元）也考慮進來。主要變量解釋如下。

城鎮(zhèn)化率（UL）：本文采用的是城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎剡@個單一的指標來反映城鎮(zhèn)化水平，單位為%。

房地產(chǎn)投資額（I）：本文采用的是房地產(chǎn)開發(fā)投資額的各年年度數(shù)據(jù)，單位為億元。

圖1　2000-2013年湖南省UL/I/P綜合散點圖

2.2面板模型公式

將房地產(chǎn)開發(fā)投資額（I）作為自變量，城鎮(zhèn)化率（UL）和房地產(chǎn)價格（P） 作為因變量，這三者在模型中作為最主要的變量存在，建立面板模型公式如下：

式（1）中，Ii是自變量，表示房地產(chǎn)投資額。ULi和Pi是因變量，分別是城鎮(zhèn)化率和商品房均價。a0是常數(shù)項，ai（i=1，2）表示變量系數(shù)，ei是隨機干擾項。

2.3單位根檢驗

首先檢驗被分析的時間序列是否平穩(wěn)，即是否存在單位根，以防止出現(xiàn)偽回歸。本文利用統(tǒng)計工具，采用 ADF 檢驗進行單位根檢驗。考慮到對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)不會改變其原有的協(xié)整關系，同時可以消除時間序列中的異方差現(xiàn)象，使趨勢線性化。因此，本文對城鎮(zhèn)化水平（UL）和房地產(chǎn)投資額（I）進行取自然對數(shù)計算。面板模型公式變化如下：

本文用 ADF 檢驗對 ln UL和 ln I 進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

表3　lnUL 和 lnI及其二階差分序列檢驗結(jié)果

由表3可知，ln UL的原序列的 ADF 統(tǒng)計量大于 1%～5%顯著性水平的臨界值，則不能拒絕原假設，即 ln UL 在 1%～5%顯著性水平下是不平穩(wěn)序列。ln I的原序列的 ADF 統(tǒng)計量在1%～5%水平中，則ln I 原序列是平穩(wěn)序列。而ln UL和LNI的一階差分顯示為非平穩(wěn)序列，因此進行二階差分的ADF檢驗。在ln UL和ln I的二階差分序列在 1%的顯著水平下為平穩(wěn)序列。因此，ln I 與 ln UL 為二階單整 I（2），這兩個變量之間存在協(xié)整關系。

2.4估計模型方程

由公式（2），得到如表4所示的結(jié)果。

表4　公式（2）的估計結(jié)果

可以看出方程估計的參數(shù)都很顯著，模型估計效果比較理想。可決系數(shù)為0.992 24，非常接近1，表明模型擬合效果好。城鎮(zhèn)化率（UL）和房地產(chǎn)投資（I）兩者之間有明顯的正向相關關系。ln UL每提高1個單位，則ln I增加6.378個單位。表4進一步說明了城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)投資的相互關系，房地產(chǎn)開發(fā)投資活動應與不斷發(fā)展的新型城鎮(zhèn)化的需求相適應，來促進新型城鎮(zhèn)化的有效發(fā)展。

3　結(jié)論與建議

3.1結(jié)論

通過上述分析可以看出，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平與房地產(chǎn)投資存在正相關協(xié)整關系，二者之間存在著相互影響的關系。

在短時期內(nèi)，我國城鎮(zhèn)化水平的變化對房地產(chǎn)投資增加影響不大，不是其增加的原因，而房地產(chǎn)投資的變化則會使城鎮(zhèn)化水平發(fā)生一定的變動，即城鎮(zhèn)化水平對于房地產(chǎn)投資的影響不顯著，而房地產(chǎn)投資對于新型城鎮(zhèn)化的影響顯著。在長時期內(nèi)，我國新型城鎮(zhèn)化的建設對于房地產(chǎn)投資具有一定的影響拉動作用，而且這種作用力大于房地產(chǎn)投資對于新型城鎮(zhèn)化的影響推動作用。

3.2建議

從發(fā)達國家的城鎮(zhèn)化發(fā)展經(jīng)驗來看，房地產(chǎn)本身的逐利性會給城鎮(zhèn)化的發(fā)展帶來一定的難題，會導致城鎮(zhèn)化的片面發(fā)展，房地產(chǎn)的健康發(fā)展才能有效促進新型城鎮(zhèn)化。鑒于此，我國在加快新型城鎮(zhèn)化建設過程中，應合理引導房地產(chǎn)投資的方向，使兩者協(xié)調(diào)健康發(fā)展。

3.2.1城鎮(zhèn)化方面

首先，根據(jù)城鎮(zhèn)自身特點，科學規(guī)劃其長遠的發(fā)展，引導房地產(chǎn)在城鎮(zhèn)化發(fā)展中的合理投資，避免盲目的開發(fā)投資或者是滯后的房屋建設。其次，重點做好保障性住房的建設工作，在保障性住房的規(guī)劃、容量、地址、分配和管理等方面合理設計，加大過程控制與服務管理。再次，完善城鎮(zhèn)的基礎配套建設，建立生態(tài)宜居、宜業(yè)的城鎮(zhèn)，提升城鎮(zhèn)居民生活質(zhì)量水平。最后，根據(jù)住房市場的供需合理供應房地產(chǎn)市場的土地，做好舊城改造和征地安置補償工作，保障人民的正當利益。

3.2.2房地產(chǎn)投資方面

首先，房地產(chǎn)投資應根據(jù)城鎮(zhèn)特點合理發(fā)展投資方向，政府與行業(yè)應加強對房地產(chǎn)投資的長期引導；其次，從長遠規(guī)劃和綜合因素考慮對房地產(chǎn)投資的調(diào)控，各個監(jiān)督管理服務部門各負其責，共同促進房地產(chǎn)市場的健康投資發(fā)展；再次，健全完善良好的房地產(chǎn)業(yè)環(huán)境，完善供地系統(tǒng)，強化資金鏈接，優(yōu)化配套服務；最后，調(diào)控房地產(chǎn)投資的規(guī)模，完善信息平臺制度，及時跟蹤管理，正確引導消費投資，減少投機行為，保障房產(chǎn)的有效供給。

主要參考文獻

［1］謝福泉，黃敬輝.城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)市場供需：基于中國數(shù)據(jù)的檢驗［J］.上海經(jīng)濟研究，2013（8）：115-123.

［2］靳文.遼寧省城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)投資關系的研究分析［D］.沈陽：遼寧大學，2013.

［3］朱中一 .房地產(chǎn)應與新型城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展［J］.城市開發(fā)，2013（5）：48-51.

10.3969/j.issn.1673 - 0194.2015.06.110

F293.3

A

1673-0194（2015）06-0168-02

2015-02-05

湖南省情與決策研究課題（2014ZZ015）；湖南省教育廳科研課題（14C0069）。