城鎮(zhèn)化對中國房地產(chǎn)業(yè)影響的實證分析

宗素濤，孫 昊

1.安徽財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院,安徽蚌埠，233030；2.安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽蚌埠，233030

?

城鎮(zhèn)化對中國房地產(chǎn)業(yè)影響的實證分析

宗素濤1，孫 昊2

1.安徽財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院,安徽蚌埠，233030；2.安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽蚌埠，233030

運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法對1994-2014年中國城鎮(zhèn)化率與房地產(chǎn)總產(chǎn)值之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。研究表明：中國的城鎮(zhèn)化水平與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在長期穩(wěn)定的正向關(guān)系，中國每年的年均城鎮(zhèn)化率高達(dá)1%以上，城鎮(zhèn)化水平每提高1%，房地產(chǎn)總產(chǎn)值則增長5.892 5%，這對中國房地產(chǎn)業(yè)的提高具有明顯地推動作用，但也帶來了因房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展過快而與國家經(jīng)濟(jì)實力不相適應(yīng)的困局。基于此，文章提出如下建議：合理調(diào)整城鎮(zhèn)化速度和規(guī)模，控制房地產(chǎn)行業(yè)過快增長；根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平合理規(guī)劃城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)適用房和廉租房建設(shè)比例。

城鎮(zhèn)化；房地產(chǎn)業(yè)；協(xié)整檢驗

1 問題的提出

城鎮(zhèn)化是當(dāng)今世界上最重要的社會經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之一，作為經(jīng)濟(jì)實體，城市是現(xiàn)代生產(chǎn)力的載體，具有人口承載力最高、經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出最大、經(jīng)濟(jì)效益最好等特點，因而為世界各國的經(jīng)濟(jì)增長作出了巨大貢獻(xiàn)[1]。朱鐵臻認(rèn)為，城鎮(zhèn)化建設(shè)是中國經(jīng)濟(jì)高速增長的強(qiáng)大動力，有利于促進(jìn)現(xiàn)代化建設(shè)、縮小東西部差距、促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展。城鎮(zhèn)化發(fā)展的滯后將不利于推動我國現(xiàn)代化建設(shè)，且不利于實施可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略[2]。中國是世界上城鎮(zhèn)化進(jìn)程最快的國家之一，中國經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，加快了城鎮(zhèn)化建設(shè)的進(jìn)度，越來越多的農(nóng)村人口開始流向城市，城鎮(zhèn)化水平進(jìn)一步提高。隨著住宿、餐飲以及相關(guān)配套基礎(chǔ)設(shè)施需求的不斷增強(qiáng)，中國房地產(chǎn)行業(yè)的大規(guī)模、高速度發(fā)展迎來了機(jī)遇。從房地產(chǎn)供需角度來看，我國城鎮(zhèn)化直接導(dǎo)致房地產(chǎn)投資的快速增加以及房價的飛速上漲?？v觀城鎮(zhèn)化的全球浪潮，結(jié)合我國當(dāng)前的國情，黨中央、國務(wù)院在十八大報告中明確指出，城鎮(zhèn)化是中國通往現(xiàn)代化的必由之路，同時也是實現(xiàn)城鄉(xiāng)和諧穩(wěn)定的必由之路。

中國城鎮(zhèn)化水平已從1994年的28.51%提高到2014年的54.77%，年均增長率達(dá)到1.33%，預(yù)計到2020年，城鎮(zhèn)化水平將達(dá)到60.75%[3]。與此同時，城市房地產(chǎn)總產(chǎn)值增長更為迅速，1994-2014年10年時間里，我國房地產(chǎn)總產(chǎn)值年均增長率高達(dá)19.94%。隨之而來的是商品房平均銷售價格的增長，其增長率也達(dá)到了7.35%?？焖偕蠞q的房價導(dǎo)致大部分城鎮(zhèn)家庭購房困難，這一現(xiàn)象引起了社會各界的普遍關(guān)注。因此，通過定量數(shù)據(jù)研究我國城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)行業(yè)之間的相互作用關(guān)系，探尋適度的城鎮(zhèn)化發(fā)展速度和發(fā)展規(guī)模，對優(yōu)化我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)房地產(chǎn)行業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義[4]。

國外學(xué)者早在18世紀(jì)就開始關(guān)注城鎮(zhèn)化問題，他們對城鎮(zhèn)化的理解主要是人口規(guī)模與密度、用地規(guī)模與密度等[5-6]。此后，國內(nèi)學(xué)者又陸續(xù)提出了人口城鎮(zhèn)化[7]、社會城鎮(zhèn)化[8]、空間城鎮(zhèn)化[9]等概念。國外學(xué)者對于房地產(chǎn)的研究比較多，有的從宏觀角度研究房地產(chǎn)行業(yè)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系、房地產(chǎn)金融、房地產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)周期等方面的關(guān)系[10]，還有的從微觀角度研究商品房價格上漲的影響因素[11-12]，而將城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)聯(lián)系起來加以研究的國外學(xué)者較少。國內(nèi)學(xué)者則從定性和定量兩個方面對城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量研究，主要集中在城鎮(zhèn)化與商品房價格[13-15]，城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)化與商品房銷售[16-17]等方面。雖然一些學(xué)者指出了城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)之間的相互關(guān)系，如王亞紅指出中國房地產(chǎn)業(yè)與城鎮(zhèn)化之間互為因果、雙向驅(qū)動、相互促進(jìn)[18]；許學(xué)強(qiáng)、李郇認(rèn)為當(dāng)前城鎮(zhèn)化是我國最重要的發(fā)展戰(zhàn)略，在某種程度上城鎮(zhèn)化水平能夠很好地衡量中國的發(fā)展質(zhì)量，城鎮(zhèn)化的發(fā)展規(guī)模和發(fā)展速度影響著我國房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展[19]。但他們都是采用定性方法進(jìn)行研究，采用定量與定性相結(jié)合的方法研究城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展速度的影響則很少。因此，本文從這個角度出發(fā)，定量研究1%的城鎮(zhèn)化發(fā)展速度對中國房地產(chǎn)行業(yè)的影響，以期為中國城鎮(zhèn)化及房地產(chǎn)行業(yè)的發(fā)展提供參考。

2 實證分析

2.1 指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)獲取

為了分析1%的城鎮(zhèn)化率發(fā)展速度對中國房地產(chǎn)行業(yè)的影響，本文主要選取2個指標(biāo)，分別為城鎮(zhèn)化率(%)和房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值(億元)。鑒于數(shù)據(jù)的可獲取性，本文選擇數(shù)據(jù)的時間跨度為1994-2014年，數(shù)據(jù)主要來源于中國統(tǒng)計年鑒，并應(yīng)用Eviews6.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。

在吸取現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，本文以城鎮(zhèn)化率作為衡量城鎮(zhèn)化發(fā)展的規(guī)模指標(biāo)，以房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值作為衡量房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展質(zhì)量指標(biāo)。借鑒陸銘和陳釗的方法，城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)就業(yè)人口數(shù)占全國就業(yè)人口總數(shù)來反映；房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值則是借鑒中國國家統(tǒng)計局對建筑業(yè)總產(chǎn)值的定義，即指房地產(chǎn)企業(yè)在一定時期內(nèi)生產(chǎn)的建筑業(yè)產(chǎn)品和提供服務(wù)的總和[20]。為了消除時間序列中可能存在的異方差，減少數(shù)據(jù)的波動性，對各變量進(jìn)行取對數(shù)變換。即城鎮(zhèn)化率為lnx，建筑業(yè)總產(chǎn)值為lny。

由于本文主要研究一個變量對另一個變量的影響程度，因此，在研究方法上依次采用平穩(wěn)性檢驗(單位根檢驗)、協(xié)整檢驗和Granger因果關(guān)系檢驗。其中平穩(wěn)性檢驗是指通過檢驗序列中有無單位根，存在單位根表明存在非平穩(wěn)時間序列。單位根是指單位根過程，可以證明序列中存在單位根過程就不平穩(wěn)，會使回歸分析中有偽回歸存在，通常在非平穩(wěn)時間序列中也可能有偽回歸出現(xiàn)。作協(xié)整檢驗的目的是為了檢驗回歸方程反映的因果關(guān)系是否合理，而Granger因果關(guān)系檢驗可以用來分析自變量和因變量之間因果關(guān)系是否穩(wěn)定。

2.2 平穩(wěn)性檢驗

為確保所建模型有效，對城鎮(zhèn)化率和房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，對城鎮(zhèn)化率進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明，1%、5%、10%顯著水平分別是-4.728 3、-3.759 7、-3.324 9。1994-2014年，全國城鎮(zhèn)化率二階差分序列的迪基-富勒檢驗值等于-5.243 5，小于全部的臨界值，故原假設(shè)不成立，表明該二階差分序列具有平穩(wěn)性。按照同一原理，房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值序列也是平穩(wěn)序列，故所選的變量符合進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗的條件。

2.3 協(xié)整檢驗

通常情況下，當(dāng)所研究的變量都是單整變量且階數(shù)相同時，才能夠使用協(xié)整檢驗。采用E-G二步法檢驗單整階數(shù)相同的非平穩(wěn)變量，通過迪基-富勒檢驗其殘差序列的穩(wěn)定性。

以lnx為自變量，lny為因變量進(jìn)行OLS回歸，得方程如下:

lny=-9.830 2+5.427 6lnx

(1)

(29.32) (-14.30)

R2=0.978 4s.e=0.172 7

經(jīng)過調(diào)整，選擇判定系數(shù)為R2=0.978 4，F(xiàn)=859.77，DW=0.201 9，檢驗結(jié)果表明殘差序列有一階正自相關(guān)性，在這種情況下，有可能出現(xiàn)偽回歸。因此，采用在解釋變量中加入殘差序列的一階滯后項AR(1)的方法，重新回歸得到方程如下：

lny=-11.640 4+5.892 5lnx+[AR(1)=0.874 3]

(2)

(-3.64) (5.590 5) (7.966 2)

經(jīng)過調(diào)整，選擇判定系數(shù)為R2=0.995 1,F=1 743.875，其中AR(1)=0.874 3，顯著水平小于1%。因此，自相關(guān)性是可以采用把序列自相關(guān)納入方程進(jìn)行回歸來消除的。再使用迪基-富勒檢驗對方程(2)的殘差序列e進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

由表1知，殘差序列e是平穩(wěn)的，從而表明lnx與lny是協(xié)整的，即我國城鎮(zhèn)化率與房地產(chǎn)總產(chǎn)值之間的關(guān)系是長期而穩(wěn)定的。

表1 殘差序列e的迪基-富勒檢驗

2.4 Granger檢驗

從上述結(jié)果可知，我國城鎮(zhèn)化率與房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之間有單向因果關(guān)系，但是，僅從目前的檢驗結(jié)果來看，尚無法明確城鎮(zhèn)化和房地產(chǎn)之間誰是因，誰是果。運用Granger因果關(guān)系檢驗法能夠確定誰是因，誰是果。Granger因果關(guān)系檢驗的主要思想為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨由Y的過去信息對Y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因，增加變量X的過去信息值,可以明顯地加強(qiáng)方程的解釋能力[14]。但是使用Granger因果關(guān)系檢驗是有前提條件的，前提條件就是它只能用來檢驗平穩(wěn)時間序列的因果關(guān)系，故在對城鎮(zhèn)化率與房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行Granger因果檢驗時，采用取對數(shù)序列來進(jìn)行因果檢驗。本文以5%為顯著性水平，使用自回歸模型VAR確定的最大滯后期等于3，對lnx與lny之間的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。

從表2可以看出，在滯后期為1的情況下，對于“l(fā)nx不是lny的Granger原因”，它不犯第一類錯誤的最大概率為0.913 6>0.010 0，因此，在90%的置信條件下，房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值不是城鎮(zhèn)化率的Granger原因；而對于“l(fā)nx不是lny的Granger原因”，它不犯第一類錯誤的最大概率為0.000 2<0.100 0，因此，在90%的置信條件下，可以認(rèn)為城鎮(zhèn)化率是房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的Granger原因。同理，當(dāng)滯后期分別為2和3時，在90%的置信區(qū)間下，城鎮(zhèn)化率與房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值互為Granger原因，即房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的增加有助于城鎮(zhèn)化率規(guī)模的提高，而且隨著我國城鎮(zhèn)化率達(dá)到一定水平時，房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的增加反過來會對城鎮(zhèn)化的發(fā)展產(chǎn)生正向影響。通過以上分析得知，城鎮(zhèn)化率與房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值呈長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，城鎮(zhèn)化率增加1%時，房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值將增加5.892 5%。因此，我國城鎮(zhèn)化率對房地產(chǎn)業(yè)推動作用十分明顯。

表2 變量lnx與lny之間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

3 結(jié)論與建議

1994-2014年，我國城鎮(zhèn)化率年均增長高達(dá)1%以上，且城鎮(zhèn)化率每增加1%房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值將會增加5.892 5%。城鎮(zhèn)化水平的提高是房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值增加的Granger原因，同時房地產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的增加也是城鎮(zhèn)化水平提高的Granger原因。隨著我國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的速度不斷加快，消費者對商品房的需求與日俱增，房地產(chǎn)行業(yè)迎來了飛速發(fā)展階段，并很快成為帶動國家經(jīng)濟(jì)增長的支柱產(chǎn)業(yè)。但是我國房地產(chǎn)行業(yè)在飛速增長的同時，也產(chǎn)生了諸多問題，例如，過度投資，投資區(qū)域分布不均，商品房平均銷售價格增長速度高于居民可支配收入的增長速度等。如何化解城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)行業(yè)之間的矛盾，將決定中國未來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和發(fā)展質(zhì)量?；诖?，本文對中國房地產(chǎn)業(yè)以及城鎮(zhèn)化的發(fā)展提出以下建議：

(1)合理調(diào)整城鎮(zhèn)化速度和規(guī)模，控制房地產(chǎn)行業(yè)過快增長。當(dāng)前，我國房地產(chǎn)行業(yè)處于需求大于供給的狀態(tài)，房地產(chǎn)行業(yè)過快增長必然導(dǎo)致商品房價格的上漲。而城鎮(zhèn)化率每提高一個百分點，房地產(chǎn)總產(chǎn)值就會提高5.892 5%，這表明我國城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)行業(yè)的影響十分顯著，適當(dāng)降低城鎮(zhèn)化增長，可以有效抑制房地產(chǎn)行業(yè)過快增長。但是房地產(chǎn)行業(yè)增長過慢，又會降低經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度，因此，需要合理規(guī)劃城市建設(shè)以調(diào)整城鎮(zhèn)化速度和規(guī)模，從而將房地產(chǎn)的增長速度控制在可接受范圍內(nèi)。

(2)根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，合理規(guī)劃城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)適用房和廉租房建設(shè)比例。城鎮(zhèn)化是社會發(fā)展的必然趨勢，是社會進(jìn)步的象征，加快推進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)適用房和廉租房建設(shè)，既可以避免浪費滿足經(jīng)濟(jì)收入較低的消費者對商品房的需求，又可以有效緩解城鎮(zhèn)化所帶來的商品房價格過高的弊端。政府相關(guān)部門可以通過市場調(diào)查，了解消費者對于經(jīng)濟(jì)適用房和廉租房的需求量，合理規(guī)劃城市經(jīng)濟(jì)適用房和廉租房的建設(shè)比例，以降低城鎮(zhèn)化對房地產(chǎn)過快增長的影響。

[1]胡鞍鋼.城鎮(zhèn)化是今后中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要推動力[J].中國人口科學(xué),2003(3)：60-72

[2]朱鐵臻.中國特色的新型城市化道路[J].北京規(guī)劃建設(shè)，2008(5)：84-87

[3]謝旦杏，林熊斌.城市住房價格時空間特征及其影響因素研究[J].經(jīng)濟(jì)地理,2014,34(4)：70-77

[4]楊波.城鎮(zhèn)化演變規(guī)律與中國房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃分析[J].特區(qū)經(jīng)濟(jì),2007(5)：27-29

[5]David L B，John B C. Metropolitan areas and the measurement of American urbanization[J]. Population Research and Policy Review,2004,23(4):399-418

[6]Hirotsugu U, Anddrew N. Agglomeration index:Towards a new measure of urban concentration[C]//The Word Bank. The World Development Report 2009.Washington,D C:UNU-Wider,2010：6

[7]周毅.城市化釋義[J].嘉興學(xué)院學(xué)報，2014,16(1)：77-83

[8]劉耀彬，李仁東，宋學(xué)峰.中國區(qū)域城市化與生態(tài)環(huán)境耦合的關(guān)聯(lián)分析[J].地理學(xué)報，2005,60(2)：237-247

[9]駱玲，唐永進(jìn)，張紅宇，等.城市化與農(nóng)民[M].成都：西南交通大學(xué)出版社，2006：98-100

[10]靳文.遼寧城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)投資關(guān)系的研究分析[D].沈陽：遼寧大學(xué)統(tǒng)計學(xué)院，2013：23-33

[11]Aizenman J，Jinjarak Y.Current account patterns and national real estate market[J].Journal of Urban Economics,2009(2):75-89

[12]Jinjarak Y, Sheffrin S M. Causality, real estate prices, and the current account[J]. Journal of Macroeconomics,2011,(2):233-246

[13]周一星.關(guān)于中國城鎮(zhèn)化速度的思考[J].城市規(guī)劃,2006(S1)：32-35

[14]陳石清，朱玉林.中國城鎮(zhèn)化水平與房地產(chǎn)價格的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題,2008,28(1)：47-49

[15]金麗國.城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)價格關(guān)系研究：以天津為例[J].中國集體經(jīng)濟(jì)，2013(4)：30-31

[16]陳衛(wèi)莉，曹華林，劉友平.中國城鎮(zhèn)化對住宅銷售量影響的實證研究[J].重慶工學(xué)院學(xué)報：社會科學(xué)，2009,23(1)：44-47

[17]薛菲，袁汝華.城鎮(zhèn)化水平對我國房地產(chǎn)業(yè)影響的實證分析[J].經(jīng)濟(jì)地理，2014,34(4)：78-83

[18]王亞紅.中國城鎮(zhèn)化與房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展：相互關(guān)系及協(xié)同發(fā)展策略研究[J].廣西財經(jīng)學(xué)院學(xué)報,2012(10)：49-54

[19]許學(xué)強(qiáng),李郇.改革開放30年珠江三角洲城鎮(zhèn)化的回顧與展望[J].經(jīng)濟(jì)地理.2009(1)：13-18

[20]陸銘，陳釗.城市化、城市傾向的經(jīng)濟(jì)政策與城鄉(xiāng)收入差距[J].經(jīng)濟(jì)研究,2004(4):50-58

(責(zé)任編輯：周博)

2015-07-25

國家社會科學(xué)基金重大項目“以人為本的中國新型城鎮(zhèn)化道路研究”(13&ZD025)。

宗素濤(1988-)，安徽蚌埠人，碩士研究生，主要研究方向：旅游目的地管理研究。

F224.9

：A

：1673-2006(2015)12-0030-04

10.3969/j.issn.1673-2006.2015.12.008