住宅開發投資與住宅價格變動關系研究
——基于 PVAR 模型的實證

(中南財經政法大學 湖北 武漢 430073)

一、引言

房地產行業能否健康發展，不僅關系到國民經濟的穩定，同時也是關乎公眾生活滿意度的重要大事。中國房地產面臨的最核心問題是房價上漲過快，原因有很多，土地的稀缺、需求的增加都是推力。同樣地，房價調控面臨的阻力也很多，房價的上漲可以增加政府收入、拉動地方經濟，提高地產商利潤，已購房者可以實現增值，真正希望房價降下去的似乎只有需要購房的人群。面對諸多壓力，怎樣調控房價，滿足消費型需求，抑制投機性需求成為政策制定者亟待解決的課題。要走出住房恐慌困境，必須要加大力度調供給、穩需求，實現房地產市場效率和公平同時兼顧。

因此本文選取了供給側變量商品住宅投資，需求側因素住宅價格，通過對二者關系進行全面的實證檢驗，試圖找到住宅開發投資和房價的動態互引效應，探討房地產市場改革的時機及著力點。此外，本文基于 2016 年全國城市集中房地產改革的事實，所選數據截止到 2015 年，以期從政策出臺前市場狀況探究住宅開發投資與房價的關聯性，為改革后房地產市場的完善發展提出合理性的建議。

二、文獻綜述

我國獨特的房地產市場形勢，以及日益增長的公眾關注度，使得對房產方面的研究成為近幾年國內學者重點關注的方向。國內文獻對商品住宅開發投資與住宅商品房價格之間關系的研究更多的是從整體上研究房地產供給或房地產開發投資與房價的關系。國內學者關于房地產投資與住房價格的研究主要集中在以下方面：

一是兩者是否具有互動關系的研究。唐奇展、付琦等(2011)[1]利用廣西1995～2010 年的年度數據，對房地產投資、房價與經濟增長關系進行研究。Granger 因果檢驗結果表明，房地產投資和房價互為格蘭杰原因，即二者存在雙向互動關系。類似地，李永樂、吳群(2013)[2]通過對2004～2012年35個大中城市房價與房地產投資的相關性研究，得出結論：房價當期、滯后一期以及滯后二期均對房地產投資產生持續的正向影響；而房地產投資滯后一期和滯后二期對房價具有負向效應，房地產投資當期在加入滯后變量后對房價影響并不顯著?；谖覈績r和投資量同步增長現實，作者認為房價對房地產投資作用在二者相互關系中居于引領地位。賴一飛、黃芮等(2014)[3]對利率、房地產投資和房地產價格建立VAR模型進行實證研究。以2003年 3月～2012年7月113期全國月度數據為基礎，進行協整分析、脈沖響應以及方差分解研究三個變量的動態關系。通過協整方程和脈沖響應結果發現：房地產投資每增加 1%，對長期房價的正向影響為 0.48%，短期則為2%左右，說明房地產投資對房價的短期影響更大。方差分解結果進一步表明房價可以解釋房地產投資變動的60%，而房地產價格變動受到房地產投資的影響低于40%。范恩海、王莉(2013)[4]指出房價變化會導致房地產開發投資的變化，但房地產開發投資對房價的影響并不確定。相反，李美丹(2007)[5]對1987～2014年中國商品房平均售價和房地產投資進行了實證研究，結果表明房價和房地產投資之間不存在長期的協整關系，并且兩個變量未通過格蘭杰因果檢驗，兩者不存在因果關系。并且指出房地產投資增加并未引起房價下降的主要原因是房地產的投機性因素以及政府的逐利行為。

二是兩者單向關系研究。李瀟瀟、馮慶水(2013)[6]研究土地價格、房地產開發投資對房價的影響，以2000～2010年全國數據進行實證分析?；谡`差修正模型得出結論：從長期看房價對房地產開發投資額均衡彈性為 0.331；短期看，房價對房地產開發投資額彈性為 0.0257。張東、楊易(2014)[7]對房地產市場供給對房價影響進行了實證分析，結果表明增量房地產供給對房價影響彈性為-0.109，且在5%的水平下顯著。

三、實證分析

(一)數據來源與處理

本文為了研究商品住宅開發投資與住宅商品房價格的互動關系，選取了2000年～2015年全國 4個直轄市、26 個省會城市商品住宅開發投資與住宅商品房平均售價的數據(拉薩的相關數據不全，被剔除)進行實證分析。本文所使用的原始數據來源于歷年的《中國統計年鑒》、《中國城市建設統計年鑒》、《中國經濟與社會發展統計數據庫》和 Wind 資訊。為了避免可能存在的異方差影響，本文對商品住宅開發投資與住宅商品房價格進行對數處理。其中，ZFJG 代表住宅商品房平均售價，是年度新建住宅售價以及二手房售價的加權平均；KFTZ 是指商品住宅開發投資,它衡量的是本年度房地產開發商新建住宅投資額，從供給端影響新房與二手房平均售價，與住宅商品房價格(ZFJG)更為契合。Ln ZFJG 代表對數化了的住宅商品房價格；Ln KFTZ 指的是對數化了的商品住宅開發投資。各數據指標的描述性統計如下表 1 所示。根據統計結果顯示，KFTZ 和 ZFJG 的方差很大，這表明同一城市的不同年份以及不同城市之間住宅開發投資和房價差異比較大。

表1 各變量含義和統計描述

(二)平穩性檢驗

常見的單位根檢驗有兩大類六種方法，本文主要采用兩個具有代表性的檢驗方法：LLC 和ADF，對變量的平穩性進行檢驗，通過任一檢驗即表示變量不存在單位根。通過對兩個變量逐一檢驗，發現 Ln KFTZ 同時通過 LLC 和 ADF 單位根檢驗，Ln ZFJG 雖未通過 ADF 檢驗，但通過了 LLC 檢驗，表明變量 Ln KFTZ 和 Ln ZFJG 均不存在單位根，都是平穩的。檢驗結果如表 2 所示。

表2 面板數據單位根檢驗結果

注：***、**、*分別表示在 1%、5%、10%顯著水平下顯著，無標記則表示不顯著。

(三)PVAR 模型的建立

由于本文所研究的變量商品住宅開發投資量與住宅商品房價格不是簡單的單向關系，而是相互影響的關系，因此本文擇了適合處理面板數據變量互引關系的 PVAR 模型進行實證分析。所建立的 PVAR 模型數學表達式為：

其中，Yit代表第i個城市第t年的內生變量，Yit=(LnZFJGLnKFTZ),j代表滯后階數、k為最大滯后階數，fi為模型的個體效應，εt為模型的時間效應，用來分析模型變量的趨勢特征，βj為滯后項系數，uit代表隨機擾動。

(四)PVAR 模型的估計分析

本文建立商品住宅開發投資量與住宅商品房價格 PVAR 模型，并根據 AIC、BIC、HQIC 法則以及經驗法則確定 VAR 模型最優滯后階數為 1 期，再進行 PVAR 的 GMM 估計。估計結果如表 3 所示。

表3 PVAR(1)模型參數估計結果

注：***、**、*分別表示在 1%、5%、10%顯著水平下顯著，無標記則表示不顯著。h-代表變量經過截面均值差分法消除了時間效應和向前均值差分法即 Helmert 轉換消除了個體效應。L.表示一階滯后。

根據表3的 PVAR 估計結果，我們可以得出:第一、對于住宅商品房價格而言，住宅商品房價格滯后一期對其影響彈性為0.722，在1%的置信水平上顯著；商品住宅開發投資量滯后一期對其同樣產生較為明顯影響，回歸系數為0.078。二者均表現為均為正向促進作用。但商品住宅開發投資滯后一期對住宅商品房價格影響程度明顯比住宅商品房價格滯后一期的影響程度大，這是因為房地產市場是近似壟斷市場，市場價格基本由供給方控制。第二、對于商品住宅開發投資而言，住宅商品房價格滯后一期對其影響彈性為-0.179，在5%的顯著水平下顯著，為負向影響；商品住宅開發投資滯后一期對其影響彈性為0.941，在1%的顯著水平下顯著，為正向影響。此處住宅商品房滯后一期負向影響符合經濟學供求定理：上期住宅商品房價格上升，需求下降，房地產供給下降。而商品住宅開發投資滯后一期正向影響與如今房地產市場過熱的形勢相吻合，也是房地產商開發投資量居高不下的部分原因?；貧w結果有一個比較明顯的特征，兩個變量對其自身的滯后帶動作用均比較顯著，這在一定程度上導致了房地產市場的過度繁榮。

(五)脈沖響應分析

本文通過蒙特卡洛 1000 次模擬，選擇 15 期的時間跨度，進行脈沖響應分析。脈沖響應結果如圖1所示。

圖1 lnZFJG、lnKFTZ 脈沖響應函數

根據圖1可以看出，第一、觀察 第一列小圖。給定 Ln ZFJG 一個標準差的沖擊，第一期對其自身的影響為 0.100，呈現正向作用且最大，之后逐漸遞減，在第十期后逐漸收斂到負值區域，接近于零作用。這說明住宅商品房價格存在自我調整的內在能力，外部沖擊最終會被市場消化。Ln KFTZ 對其的影響也是在第一期便達到最大正作用 0.050，而后逐漸遞減，于第四期之后收斂到負值區域，并趨于穩定。說明商品住宅開發投資增加，大量投機性購買者或非理性購買者可能會出現瘋狂搶購，抬高房價。但在供求定理的作用下，市場最終會收斂于穩定狀態，住宅商品房價格回歸理論變化趨勢。第二、觀察第二列小圖。商品住宅開發投資對住宅商品房價格的沖擊響應為正向的，并在第五期達到最大值0.040，之后逐步下降，但正效應的趨勢并未改變。這說明房地產市場存在較強的前后向引致效應和關聯效應，給予住宅價格正向干擾會對商品住宅開發投資產生持久影響。商品住宅開發投資對其自身沖擊表現為正面積極的響應，在沖擊當期即達到最大效應 0.150，但隨后2-15期沖擊的影響程度大幅降低，最后收斂于一個比較小的正向影響，這符合市場經濟的一般特征。隨著住宅開發投資增加，住房供給上升，房價最終會下降，開發商投資積極性受到部分抑制，但房價的降低必然帶來消費性需求的增加，再加上國人對住房的特有感情，正向趨勢并沒有逆轉，最終趨于穩定。

整體來看，商品住宅開發投資對住宅商品房價格增量沖擊反應在4期之后變為負向，且具有持續穩定性。住宅商品房價格對商品住宅開發投資沖擊始終表現為正向反應，在達到頂點之后緩慢降低，最后穩定在一個正值水平。實證結果顯示，Ln ZFJG 與 Ln KFTZ 對彼此沖擊的反應均具有持久性，二者存在長期的互引關系。

四、結論與建議

本文基于我國省會城市以及四個直轄市 2000～2015 年商品住宅開發投資與住宅商品房價格的面板數據，建立 PVAR 模型進行實證分析二者之間的關系，得出以下結論：

第一、PVAR 模型實證結果表明：住宅商品房價格滯后一期對其自身及商品房住宅投資分別在 1%和 5%的水平下顯著，商品房住宅投資滯后一期對其自身及住宅商品房價格均在 1%的水平下顯著。模型實證結果則證明了引入滯后變量的正確性。

第二、根據格蘭杰因果檢驗，在1%的顯著水平下，商品住宅開發投資是住宅商品房價格的格蘭杰因，在5%顯著水平下，住宅商品房價格是商品住宅開發投資的格蘭杰因。脈沖響應分析進一步證明二者的因果關系，并且住宅商品房價格在這一因果關系中居于主導地位，足以彌補商品住宅開發投資所引起的住宅供給增加對房價的負向作用。

第三、根據方差分解結果顯示：商品住宅開發投資對自身變化的貢獻率達到90.00%以上，而住宅商品房價格對自身變化的貢獻率也在在 72.50%以上，說明二者的變化均在很大程度上可由以前期數量變化解釋，這種正反饋現象即是推動商品住宅開發投資量與房價持續上揚的動力之一。

根據本文的研究以及主要結論，就房地產市場政策提出以下幾點建議：

第一、政府應縮短土地出讓金支付期限，提高開發商獲取土地門檻，可有效減少開發商之間的惡意競爭，降低地產商獲取的土地價格。由于土地出讓金和稅收占房價的比重為 60%左右，土地價格的減少可有效降低房價。

第二、給予小戶型、保障房建設開發商稅收、貸款利率優惠，引導開發商住宅投資流向，實現投資量總體降低，局部增加。

第三、以合理的稅收政策提高投機性住房交易成本，制約投機性需求。