人口半城鎮化對房地產價格的影響研究

李春生 王亞星

摘要：在對人口半城鎮化影響房地產價格的作用機制進行理論分析的基礎上，對二者的動態關系進行了實證研究。結果表明：人口半城鎮化會造成半城鎮化人口在常住地和戶籍地之間往返生活，引發過度的住房需求，并通過半城鎮化人口在兩地的居住消費行為對房地產價格變動產生需求拉動效應和成本推動效應；人口半城鎮化構成了房地產價格變動的單向格蘭杰原因，人口半城鎮化率的提高對房地產價格上漲具有程度較大和時間較為持久的正向作用。

關鍵詞：人口半城鎮化；房地產價格；作用機制；實證分析

中圖分類號：F299.21文獻標識碼：A文章編號：10037217（2018）04013506

一、引言

改革開放以來，中國的城鎮化進程明顯加快，常住人口城鎮化率從1978年的17.92%上升到2016年的57.35%。然而，我國的人口城鎮化實質上是一種不完全、不徹底的城鎮化。在全國各城市（鎮）中，存在著大量的在城鎮“常住”①，卻沒有當地城鎮戶口因而無法享受完整城鎮居民權益的人口，即半城鎮化人口，而且呈現出不斷增長的態勢。

從實行市場經濟體制以來，我國房地產業的發展逐漸實現了市場化，房地產價格呈現出較快的上漲勢頭，商品房的平均銷售價格由1992年的每平方米995元上升到2016年的每平方米7476元。房地產價格已成為社會各界廣泛關注的熱點問題。雖然影響我國城鎮房地產價格上漲的因素較多，但是由于人口半城鎮化會造成半城鎮化人口在常住地和戶籍地之間“候鳥式流動”[1]，而居住需求又是人的基本需求，因此人口半城鎮化必然會對房地產價格產生一定程度的影響。

二、文獻綜述

（一）房地產價格的影響因素

房地產價格的影響因素是國內外研究的熱門課題。Fair（1972）認為，在房地產供給變化不大的條件下，房價的變動主要由居民收入和對房租的預期所帶來[2]。況偉大（2010）的研究表明，預期及其投機對中國城市房價波動具有較強的解釋力[3]。Peng和Wheaton（1994）通過研究發現，土地供給變化對土地價格、住宅價格和住宅供給都會產生較大的影響[4]。邵新建等（2012）認為，地方政府通過對土地供給的壟斷推高了城市土地價格，并最終導致房價上升[5]。Mankiw和Weil（1989）建立了兒童出生率對住房價格影響的理論模型，并通過實證研究證明了房地產價格的漲落與“嬰兒潮”出生的一代人進入和退出房地產市場具有密切關系[6]。徐建煒、徐奇淵和何帆（2012）的研究表明，中國少年人口撫養比例的提高能夠帶來房價上漲[7]。高波、王文莉和李祥（2013）認為，由于中國居民在買房與租房之間更傾向于購房居住，造成了我國房地產銷售價格比租賃價格上漲得更快[8]。

（二）城鎮化對房地產價格的影響

城鎮化帶動人口由農村向城市（鎮）轉移，會對房地產價格產生影響。范方志和李海海（2011）基于馬克思地租理論開展研究，得出土地供給以及隱藏在背后的“土地財政”是房地產市場價格“居高不下”的深層次原因[9]。陸銘、歐海軍和陳斌開（2014）認為，城市化帶來的住房需求是推高城市住房價格的重要原因，但是沒有對住房需求如何作用于房地產價格進行分析[10]。王文莉和趙奉軍（2011）的研究表明，在一個國家或地區的城市化進程中，城市化速度與房價租金比成正相關的關系[11]。

在實證研究方面，已有文獻對于城鎮化是否對房地產價格產生正向影響以及影響程度的認識并不一致。Saiz（2007）基于美國移民和住房市場數據分析，發現相當于本地人口1%的移民涌入城市，會導致房屋租金和房價都上漲1%[12]。陳石清和黃蔚（2007）[13]、張延和張靜（2016）[14]、王鶴和周少君（2017）[15]分別運用時間序列分析、省際面板數據和空間杜賓模型進行實證研究，都得到了城鎮化水平提高是推動房地產價格上漲的重要原因的結論。與以上研究不同的是：韓正龍和王洪衛（2014）的實證研究結果顯示，城鎮化率的提高對房地產價格上漲的影響非常有限[16]；而姜松和王釗（2014）的研究表明，城鎮化對房地產價格變動的影響顯著為負[17]。

（三）人口半城鎮化與房地產價格的關系

雖然學者們從上世紀80年代起就開始關注我國城市（鎮）的流動人口問題，但是人口半城鎮化的正式提出卻是在本世紀初期。王春光（2006）在博蘭尼整合理論的基礎上，首次提出了人口半城鎮化的概念，并概括了它的主要表現[18]。此后，人口半城鎮化逐漸成為學術研究的熱點問題。但是，已有研究對人口半城鎮化與房地產價格的關系涉及較少，僅有的幾個相關文獻是圍繞房地產價格對人口半城鎮化的影響展開的。文樂和彭代彥（2016）通過實證研究得出，房價上漲過快不利于農村轉移人口市民化，而土地供給錯配是造成房價上漲的重要根源[19]。文樂、彭代彥和覃一冬（2017）認為，土地供給減少導致房價上漲，進而推高了人口半城鎮化率[20]。彭代彥和文樂（2017）通過空間計量分析，得出房價上漲顯著提升了本省人口半城鎮化率，而對周邊省市影響不顯著的結論[21]。

綜上所述，學者們對房地產價格的影響因素、城鎮化對房地產價格的影響進行了大量的研究，取得了較為豐富的成果；而對于人口半城鎮化與房地產價格的關系，只是從房地產價格影響人口半城鎮化的角度進行了少量研究，關于人口半城鎮化影響房地產價格的文獻尚未發現。在吸收已有文獻合理成分的基礎上，針對它們存在的不足之處，本文進行了以下的改進：一是首次將人口半城鎮化對房地產價格的影響作為研究主題；二是從房地產價格的影響因素出發，對人口半城鎮化影響房地產價格的作用機制進行理論分析；三是根據統計年鑒的數據，運用VAR模型對我國市場經濟進程中人口半城鎮化對房地產價格的動態作用進行實證分析。

三、人口半城鎮化對房地產價格變動的作用機制

（一）房地產價格的影響因素

房地產價格是房產價格與地產價格的總稱。由于土地是生產商品房不可缺少的條件，因此地產價格構成了房產價格的重要部分。與一般商品相似，房地產價格的變動要受到成本因素和供求關系的影響。從成本角度來看，土地成本、建筑成本、銷售成本等共同構成了房地產的總成本，在其他條件不變的情況下，總成本越高，房地產價格越高；從供求關系來看，需求增加、供給減少會引起房價上漲，需求減少、供給增加則會造成房價下跌。與一般商品不同的是，房地產既是消費品又是投資品。作為消費品，它具有較長的使用年限，還可以通過抵押而獲得貸款，因而容易受到貨幣政策的影響。當實行寬松的貨幣政策時，消費者買房開支的自付比例低，對房屋的需求會增加；當實行緊縮的貨幣政策時，消費者買房開支的自付比例高，對房屋的需求會減少。作為投資品，房地產價格要受到消費者對房價預期的影響，在預期今后的房價上漲時，消費者往往會增加對房產的購買；在預期今后的房價下跌時，消費者通常會減少對房產的購買[22]。

（二）人口半城鎮化對房地產價格變動的影響

人口半城鎮化的主體是半城鎮化人口。半城鎮化人口是在一個城市（鎮）常住，卻沒有當地城鎮戶口，因而不能享受完整城市（鎮）居民權益的人口。根據戶籍地的戶口類型，可以將半城鎮化人口劃分為農村戶籍半城鎮化人口和城鎮戶籍半城鎮化人口。無論是農村戶籍半城鎮化人口還是城鎮戶籍半城鎮化人口，都是主要出于經濟原因而選擇到外地常住，也都具有在常住地和戶籍地之間往返生活的特點。由于居住需求是人的基本需求，這種空間上的流動性決定了半城鎮化人口在常住地和戶籍地都會產生住房需求。他們會根據不同的主客觀條件選擇自己的居住消費行為。這些具體的居住消費行為能夠作用于房地產價格的影響因素，從而對房地產價格的變動產生影響。

1.需求拉動效應。

在常住地，半城鎮化人口會根據自身情況和現實條件選擇適當的居住消費行為。家庭收入較高、能夠承擔首付及分期貸款的還款要求、有長期居住意愿、符合當地購房政策規定的半城鎮化人口一般會選擇在常住地購買城鎮商品房；家庭收入情況一般、暫時不能承擔首付及分期貸款的還款要求、無長期居住意愿或不符合當地購房政策要求的半城鎮化人口通常會選擇在常住地租賃房屋。由于半城鎮化人口一般能夠在常住地獲得比戶籍地更高的收入，在他們沒有購買常住地商品房的情況下，一部分城鎮戶籍半城鎮化人口及農村戶籍半城鎮化人口會選擇到戶籍地購買城鎮商品房，以備將來返回戶籍地“常住”時居住或持有房屋以實現資產的保值、增值。購買商品房形成了對房產的直接需求；租賃房屋則會引致依靠租房獲利的投資性購房需求，形成間接的房產需求。因此，半城鎮化人口的增加會從直接需求和間接需求兩個方面增加對城鎮商品房的購買需求。房產需求的增加既能引起對土地需求的增長，又會改變商品房的供求關系，從而帶動房產價格上漲。這就是人口半城鎮化對房地產價格變動的需求拉動效應。

2.成本推動效應。

根據我國戶籍管理制度的規定，戶口登記的條件之一是在戶籍登記地擁有穩定的住所。在戶籍地半城鎮化人口既要保留戶籍，又需要在節假日等時段不定期地居住。除一少部分人將戶口掛靠在近親屬家外，大多數半城鎮化人口會通過購買城鎮商品房或自建農村住房的方式在戶籍地擁有（至少是部分擁有）一處房產。城鎮戶籍的半城鎮化人口和一部分農村戶籍的半城鎮化人口通過購買城鎮商品房，占用了城鎮的住宅用地；另一部分農村戶籍的半城鎮化人口通過在農村修建自住房屋，占用了農村的宅基地。由于土地是稀缺的自然資源，我國又是一個人多耕地少、人均可利用土地資源并不豐富的國家。在實行嚴格的耕地保護政策背景下，這兩種對城鄉土地的占用方式會減少住宅用地的實際供應，提高房地產開發征地、用地的實際成本。土地是生產商品房的基本條件，土地成本的提高會帶動土地價格上漲，最終導致房產價格上漲。這就是人口半城鎮化對房地產價格變動的成本推動效應。

四、實證分析

（一）研究思路設計

由于現有統計數據是對城鎮化整體情況的反映，沒有直接的半城鎮化人口統計數據，也無法將半城鎮化人口購買、租賃房屋所帶來的房產需求和引致的土地供給等情況單獨反映出來，因此結構性的實證研究方案存在著數據不可得的困難。在結構性實證方案不可行的情況下，實證研究的目的是對我國實行市場經濟體制以來人口半城鎮化對房地產價格的動態作用進行分析，因而選擇VAR模型作為計量分析的工具。在20世紀80年代，西姆斯（Sims）最先將VAR模型應用到經濟學研究中。由于這一模型是把系統中的每一個內生變量作為所有內生變量的滯后值來構造模型，因而常用來研究兩個相互聯系的經濟系統之間的動態變化關系。

最一般的不含外生變量的VAR（p）模型的數學表達式為：

Yt=α+φ1Yt-1+φ2Yt-2+…+φpYt-p+εt（1）

在式（1）中，Yt是m維內生變量序列；φi（i=1，…，p）是待估的參數矩陣，εt為隨機擾動項，p為模型的滯后期。

（二）變量的選取與處理

1.人口半城鎮化。

本研究使用全國層面的人口半城鎮化率作為衡量人口半城鎮化的指標。人口半城鎮化率是半城鎮化人口占全體常住人口的比例。半城鎮化人口通過全國城鎮常住人口（等于全國常住人口乘以常住人口城鎮化率）減去全國城鎮戶籍人口（等于全國戶籍人口乘以戶籍人口城鎮化率）來進行近似計算[23]。人口半城鎮化率的計算公式為：

RSUPt=SUPtPt×100%=Pp-PhPt×100%（2）

在式（2）中，t代表時間，以年為單位；RSUPt代表人口半城鎮化率，SUPt代表半城鎮化人口，Pt代表常住總人口，Pp代表城鎮常住人口，Ph代表城鎮戶籍人口。人口半城鎮化率越高，意味著半城鎮化人口占全體常住人口的比例越大，說明人口半城鎮化的程度越高；反之，人口半城鎮化率越低，意味著半城鎮化人口占全體常住人口的比例越小，說明人口半城鎮化的程度越低。統計數據來源于歷年的《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》和2015、2016年的《國民經濟和社會發展統計公報》。

2.房地產價格。

本研究采用商品房平均銷售價格作為衡量房地產價格的指標。為了消除價格水平波動對實證分析的影響，根據《中國統計年鑒》中的“城鎮居民消費價格指數”，將1993-2016年的名義商品房平均銷售價格統一折算成以1993年價格水平計算的實際商品房平均銷售價格。房地產價格的折算公式為：

RHPt=NHPt÷CPItCPI1993（3）

在式（3）中，t代表時間，以年為單位；RHPt為第t年的實際商品房平均銷售價格，NHPt為第t年的名義商品房平均銷售價格，CPIt為第t年的“城鎮居民消費價格指數”，CPI1993為1993年的城鎮居民消費價格指數。統計數據來源于《新中國六十年統計資料匯編》和歷年的《中國統計年鑒》。

（三）單位根檢驗

為了避免數據異方差對實證研究有效性的影響，通過對所有變量取對數來消除可能存在的異方差，并將人口半城鎮化率與房地產價格水平的對數序列分別命名為LNRSUP、LNRHP。由于時間序列分析要求數據序列具有平穩性，因此在構建VAR模型之前先要進行單位根檢驗。本文采用最常用的單位根檢驗法——ADF檢驗法來對時間數據序列的平穩性進行檢驗。檢驗結果見表1。

通過表1可以看出，在5%的顯著性水平下，LNRSUP和LNRHP都沒有通過單位根檢驗，說明原水平序列是不平穩的。經過一階差分處理的變量D（LNRSUP）和D（LNRHP）均在5%的顯著性水平下通過了單位根檢驗，說明原水平序列是一階單整的，符合建立VAR模型的條件。

（四）VAR模型的估計及穩定性檢驗

在建立VAR模型之前，需要先確定模型的最優滯后期。VAR模型對滯后階數的選擇有多種判斷準則，一般采用的判斷準則是AIC和SC值越小原則。本研究采用Eviews7.2來確定最優滯后期，檢驗結果見表2。通過表2可以看出，滯后期為2時的顯著性變量最多，因此選擇2作為VAR模型的最優滯后階數。

確定了最優滯后階數后，可以構建包含兩個內生變量的VAR（2）模型。根據Eviews7.2處理的結果，可以得到VAR（2）模型的方程。

Yt=-0.120.51+0.990.47-0.300.84Yt-1+

-0.19-0.390.380.07Yt-2+εt（4）

在估計完VAR（2）模型后，需要對模型的穩定性進行檢驗。本文采用AR根圖來檢驗VAR（2）模型的穩定性。通過圖2可以看出，所有方程根的倒數均位于單位圓內，說明VAR（2）模型整體上具有穩定性。

（五）格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗是由經濟學家格蘭杰提出的根據時間序列的過去值來預測未來值的一種方法，它可以用來檢驗經濟變量之間是否在數據上存在著因果關系。由于VAR（2）模型是平穩的，符合檢驗的條件，可以對模型中的變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表3。

通過表3可以看出：在人口半城鎮化率不是房地產價格的Granger原因的假設條件下，伴隨概率為3.68%，小于5%的顯著性水平，因此可以拒絕原假設，即認為人口半城鎮化是構成房地產價格的Granger原因；但在房地產價格不是人口半城鎮化率的Granger原因的假設條件下，伴隨概率為65.07%，大于5%的顯著性水平，因此不能拒絕原假設，即認為我國的房地產價格不是人口半城鎮化的Granger原因。因此，我國的人口半城鎮化構成了房地產價格變動的單向格蘭杰原因。

（六）脈沖響應函數和方差分解

脈沖響應函數描述了模型內生變量對誤差沖擊的反應。圖3是期數為10期的VAR模型的脈沖響應圖。從圖3可以看出，人口半城鎮化對房地產價格的影響從第1期開始會出現短暫的下降，從第3期開始轉而上升，到第5期時達到一個穩定值，之后仍然保持穩定上升的趨勢，到第10期達到最大值。這說明，如果給定一個正向的沖擊，我國的人口半城鎮化對房地產價格變動的影響時間較為持久。

方差分解衡量了影響內生變量的外部沖擊的貢獻度。圖4是期數為10期的VAR模型的方差分解圖。從圖4可以看出，人口半城鎮化對房地產價格的貢獻度是一個逐漸顯現和穩步上升的過程：從第1期到第3期略有下降，之后就開始穩步上升，從第5期到第10期，貢獻度維持在10%-20%的水平，而且直到第10期達到最大值。這說明，我國的人口半城鎮化對房地產價格變動的影響程度較大。

五、結論及建議

綜上所述，從作用機制來看，人口半城鎮化會造成半城鎮化人口在常住地和戶籍地之間往返生活，產生過度的住房需求，并通過半城鎮化人口在兩地的居住消費行為對房地產價格變動產生需求拉動效應和成本推動效應。從實證研究結果來看，我國人口半城鎮化與房地產價格的VAR模型具有穩定性，人口半城鎮化構成了房地產價格變動的單向格蘭杰原因；從脈沖響應函數和方差分解的情況來看，我國人口半城鎮化率的提高對房地產價格上漲產生了程度較大和時間較為持久的正向作用。因此，人口半城鎮化是影響房地產價格變動的重要因素。

只有采取有效措施，抑制和緩解人口半城鎮化程度，才能有助于實現房地產價格的穩定。

1.實行全國商品房異地聯網登記。我國目前實行的房產登記和限購政策，已經考慮到了一個城市（鎮）內部的房產供求情況，但是并沒有考慮半城鎮化人口在常住地和戶籍地之間往返生活的具體實際。針對人口半城鎮化帶來的過度房產需求，應該實行全國商品房異地聯網登記，允許居民在戶籍地和常住地各擁有一套房產，對于居民在兩地擁有超過兩套住房的行為，可以通過稅收杠桿、行政限購等手段來進行調節。同時，應該加強廉租房建設，保障城鎮低收入者的基本居住需求。

2.推行土地供給制度改革。目前我國城鎮的土地價格很高而農村的宅基地卻可以無償使用，這既造成城鎮土地供應緊張、用地成本高昂而農村宅基地沒有得到有效利用，又引發一些農村戶籍半城鎮化人口即使購買城鎮商品房也不愿在城鎮落戶的行為。對此，可以推行土地供給制度改革。實行農村宅基地的有償流轉，實現農村戶籍人口在落戶城鎮的條件下能夠通過宅基地流轉換取到社會保障、公共服務等權益。同時，對于城市（鎮）土地的開發和使用，實行緊密型發展戰略，減少不合理的占用和浪費，提高土地的使用效率。

注釋：

①按照我國現行統計標準，城鎮常住人口是指一年中在一個城市（鎮）居住6個月以上的人口。

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（責任編輯：漆玲瓊）