房地產開發(fā)投資對住宅價格的影響

殷宇飛,董 巍,馬小龍

(1.湖州師范學院 經濟管理學院，浙江 湖州 313000；2.惠州學院 計算機科學與工程學院，廣東 惠州 516007)

0 引 言

近年來，我國房地產行業(yè)發(fā)展迅速，房地產開發(fā)投資額從2003年的0.78萬億元大幅上升至2020年的14.1萬億元.房地產開發(fā)投資的增長不僅促進了房地產行業(yè)的快速發(fā)展，還帶動了鋼鐵、建材、家具、家電等上下游行業(yè)的發(fā)展.但房地產市場過熱導致的突出問題和潛在泡沫風險也不容忽視.為促進房地產市場平穩(wěn)健康發(fā)展，我國政府出臺了涉及貨幣、信貸、稅收等多方面的調控政策，從2005年“國八條”到2011年“新國八條”，2015年“去庫存”到2017年黨的十九大報告明確提出“堅持房子是用來住的、不是用來炒的”，再到2019年“不將房地產作為短期刺激經濟手段”.隨著房地產調控政策的不斷加碼，房地產投機需求得到抑制，房地產市場預期逐漸趨于穩(wěn)定.價格波動是反映房地產市場供求平衡最直觀的指標.已有研究從市場供給和需求的角度研究了房價波動的影響因素[14-2]，但有關房地產開發(fā)投資及其資金來源對房價波動影響的研究并不多見.十四五時期，在堅持房住不炒，穩(wěn)地價、穩(wěn)房價和穩(wěn)預期的政策背景下，研究房地產開發(fā)投資與房價波動之間的聯系，對促進房地產市場健康發(fā)展具有重要意義.

國內外學者對影響住宅價格波動因素的研究主要集中在3個方面：第一，土地價格對房地產價格的影響.一種觀點認為，價格是土地市場供求變化的結果，土地價格上漲會推動房價上漲[3].另一種觀點認為，土地價格與房價相互影響，土地政策會影響土地價格，進而影響房價；反過來，房價上漲也能帶動土地價格的上漲[4-5].第二，銀行信貸對房地產價格的影響.部分學者認為，銀行信貸周期與房地產周期之間存在較強的相關性，二者相互影響，互為因果[6-7].還有學者發(fā)現，銀行信貸對我國東、西部地區(qū)的房價在長期趨勢和短期波動方面均有顯著影響，而對中部地區(qū)房價的影響較小[8].第三，利率波動對房地產價格的影響.部分學者認為，房地產行業(yè)是資本密集型行業(yè)，其大部分資金直接或間接地來源于銀行貸款，房地產行業(yè)對利率政策沖擊的反應周期較長，且反應速度較快[9].陳詩一等通過構建房地產市場多部門的DSGE模型，發(fā)現利率降低對房價上漲具有顯著效果，社會融資成本降低會顯著降低房地產市場的金融加速器效應[10].還有學者認為，我國利率市場長期處于管制狀態(tài)，導致利率政策對房地產市場供給和需求的影響十分有限，而存款準備金率的變動將直接影響信貸市場資金規(guī)模，存款準備金率對房地產市場的調控效果更顯著[11-12].

現有文獻從不同角度研究了房地產價格的影響因素，但從房地產開發(fā)投資及其資金來源角度研究其對住宅價格波動影響的文獻較少.本文以我國房地產行業(yè)開發(fā)投資相關數據為研究樣本，研究房地產開發(fā)投資及其資金來源對住宅價格波動的影響.

1 我國住宅房地產市場與房企開發(fā)投資的現狀

1.1 住宅房地產市場現狀

2003年以來，國家先后頒布了涉及信貸、稅收、基準利率、土地等多方面的房地產調控政策.例如：2003年6月出臺《關于進一步加強房地產信貸業(yè)務管理的通知》，要求首套房貸的首付比例最低為20%，房地產企業(yè)在申請銀行貸款時的自有資金比例不低于項目總投資的30%；2005年5月出臺《關于做好穩(wěn)定住房價格工作的意見》，要求各地區(qū)解決房地產投資規(guī)模過大、房價上漲過快的問題；2008年金融危機爆發(fā)，我國出臺“國十條”，增加千億元房地產投資，以刺激房地產行業(yè)發(fā)展；2011年出臺“新國八條”，要求二套房首付不低于60%，中小套戶型供應量不低于總供應量的70%；2014年實施“雙向調控”，一線城市繼續(xù)實施限購政策，庫存量大的城市繼續(xù)以去庫存為主；2017年，十九大報告明確提出“房子是用來住的，不是用來炒的”，調控政策向供給側轉變；2019年，央行再次強調“不將房地產作為短期刺激經濟的手段”；2020年，在“房住不炒”的總基調下，多個城市出臺“滿足首套剛需、支持改善需求、遏制投機炒房”的相關政策，以促進房地產市場健康發(fā)展.房地產市場調控政策對住宅房地產市場價格和成交量的影響見圖1和圖2.

圖1 2003—2020年我國住宅銷售均價Fig.1 Average residential sales price in China from 2003 to 2020

圖2 2003—2020年我國住宅成交面積Fig.2 Residential sales area in China from 2003 to 2020

圖1表明，全國住宅平均價格除在2008年略有下降外，其余年份均呈顯著上漲趨勢.2008年前，房價增速緩慢，全國平均住宅價格低于4 000元/m2；2008—2015年，住宅價格增速加快，2014年全國住宅平均價格達6 000元/m2；2015年后，住宅價格進入新一輪的上漲，2020年全國住宅平均價格超過10 000元/m2.住宅成交量(圖2)在2008年和2015年出現顯著拐點.其中，2003—2008年，住宅成交量增速穩(wěn)定，而2008—2015年，住宅成交量呈波動上漲趨勢，這可能與這一時期密集出臺房地產調控政策有關；2015—2020年，中央明確“房住不炒”的總基調，多地陸續(xù)出臺房地產調控政策，導致這一時期的住宅成交量呈前期快速上漲、后期企穩(wěn)的趨勢.可見，2003—2020年，我國住宅房地產市場在價格和成交量上呈階段性上漲趨勢.

由于我國經濟發(fā)展不平衡，房地產調控政策效果可能體現出區(qū)域差異性.本文進一步將樣本分為東、中、西部地區(qū)，分析住宅房地產市場的特征.由圖1和圖2可知，我國的住宅房地產市場呈現出顯著的區(qū)域性特征，東部地區(qū)的住宅價格和住宅成交量顯著高于中西地區(qū).在樣本周期內，東部地區(qū)的住宅價格在2008年和2015年出現增長拐點，且住宅價格增速高于全國平均住宅價格增速.住宅成交量與全國住宅成交量的變動趨勢基本一致.2015—2020年，東部地區(qū)住宅成交量的后期企穩(wěn)趨勢更為顯著；中部地區(qū)的住宅價格略高于西部地區(qū)，住宅成交量略低于西部地區(qū)，但中西部地區(qū)住宅的價格和成交量均呈現出緩慢上漲趨勢，2015—2020年，中西部地區(qū)的住宅成交量也呈現顯著的企穩(wěn)趨勢.

1.2 房地產企業(yè)開發(fā)投資資金現狀

我國房地產企業(yè)開發(fā)資金來源于國內貸款、利用外資、自籌資金和其他資金.國內貸款主要是指項目開發(fā)前的貸款、開發(fā)期的貸款、向施工單位墊付的貸款，以及企業(yè)正常經營性活動的貸款；利用外資主要包括房企利用外資和外商直接投資兩部分，即房企向國外金融機構進行貸款、境外投資機構直接在我國境內購買土地房屋等不動產、項目合作和參與企業(yè)股份活動；自籌資金既包括企業(yè)所得稅后提取的盈余公積金和未分配利潤，還包括企業(yè)通過發(fā)行股票、債券募集的資金，以及進行房地產投資的資金；其他資金主要包括實際到位的資金、消費者購房的定金、首付款、個人按揭貸款和其他資金.

2003—2020年我國房地產企業(yè)開發(fā)資金來源的變動趨勢如圖3所示.我國房地產企業(yè)開發(fā)資金總額在2008年和2015年出現拐點，總體呈階段性上漲趨勢.2008年金融危機后，我國開始實施較為寬松的信貸政策，房地產開發(fā)投資在2009—2013年進入高速增長期；2014年，房地產行業(yè)受國家“去庫存”政策影響，市場供求矛盾突出，房屋空置率較高，房地產開發(fā)投資放緩；2015年后，房地產開發(fā)投資再次進入上漲期.此外，在房地產企業(yè)開發(fā)投資結構中，其他資金來源占比較高，呈顯著上漲趨勢；國內貸款和自籌資金次之；利用外資占比最低；總體呈上漲趨勢.

圖3 2003—2020年我國房地產企業(yè)開發(fā)資金來源Fig.3 Sources of development funds for real estate enterprises in China from 2003 to 2020

2 理論分析與研究假設

房地產開發(fā)投資是衡量房地產市場發(fā)展狀況的重要指標，也是房地產市場供給的直觀體現.在現有官員考核體系下，地方政府有較強的動機去發(fā)展經濟，而房地產行業(yè)作為重要的支柱產業(yè)，必然成為地方政府拉動經濟增長的重要手段.房地產開發(fā)投資主要從以下3方面顯著推高住宅價格：第一，房地產開發(fā)投資會顯著增加地方政府的土地出讓金收入，促進土地財政和城鎮(zhèn)化，從而顯著影響人口流動趨勢.第七次全國人口普查數據顯示，我國現有流動人口3.76億，10年增長70%，越來越多的城鎮(zhèn)人口流向高能級地區(qū)，城市(尤其是省會城市、中心城市)的人口虹吸效應越發(fā)顯著，由此導致大量的住宅需求，從而推動了住宅房地產價格的上升.第二，房地產開發(fā)投資反映開發(fā)商對市場的預期.由于房地產市場信息不對稱，開發(fā)商往往掌握更多的市場信息，當開發(fā)商的市場預期向好時，會增加房地產開發(fā)投資額，而購房者難以掌握全面的市場信息，存在從眾心理，由此導致整體市場預期向好，從而推動了房價的上升.第三，房地產開發(fā)投資的加速器效應.房地產開發(fā)投資帶來的土地出讓金收入會刺激地方政府發(fā)展房地產市場，因此地方政府會更加積極地擴大城市規(guī)模，制定城市發(fā)展規(guī)劃，通過多種優(yōu)惠政策刺激房地產企業(yè)追加更多的投資，從而產生加速器效應，導致房地產市場過熱發(fā)展.

基于上述分析，本文提出假設：房地產開發(fā)投資正向影響住宅價格上漲(H1).

3 實證分析

3.1 數據來源與變量定義

3.1.1 數據來源

本文選取我國各省份住宅房地產市場數據為研究樣本.2003年，央行規(guī)范房地產信貸業(yè)務的“121文件”出臺，這為研究房地產投資提供了良好的機會.本研究將樣本區(qū)間設定為2003—2020年.數據來源于《中國房地產統(tǒng)計年鑒》(2004—2021)、各省市統(tǒng)計年鑒和同花順I(yè)FIND金融數據庫.為避免異常值對回歸結果的影響，在1%水平下對變量進行Winsorize縮尾處理.

3.1.2 變量定義

被解釋變量為各省份住宅房地產市場價格(RPit)，解釋變量為各省份房地產企業(yè)開發(fā)投資金額(RDIit).本文進一步控制人均GDP(pgdp)、固定資產投資水平(inv，用省份固定資產投資占GDP的比重表示)、財政支出水平(exp，用省份財政支出總額占GDP的比重表示).

3.2 模型構建

根據上述分析，本文借鑒王軍等的模型[13]，將住宅價格看作以下變量的函數，研究房地產企業(yè)開發(fā)投資對住宅價格波動的影響.實證模型設定為：

ln(RPit)=β0+β1lnRDIit+βicontrolit+μi+θi+eit，

(1)

其中，β0為常數項，βn為回歸系數，eit為隨機干擾項.

3.3 實證結果

在面板數據模型下，可選擇固定效應模型和隨機效應模型進行回歸，Hausman檢驗值(P=0.003 1)顯著拒絕原假設，故選擇固定效應模型進行回歸(結果見表1第2列，其中第1列為OLS回歸).全國樣本和東中西部地區(qū)模型的各個變量回歸系數基本符合預期，多數變量通過顯著性檢驗，其結果顯示，房地產企業(yè)開發(fā)投資顯著促進了住宅價格的上漲，且這一效應在東部地區(qū)和西部地區(qū)較為顯著，在中部地區(qū)不顯著.隨著土地、建材價格的上漲，房地產企業(yè)的單位開發(fā)成本上升.此外，因房地產企業(yè)供應的房屋品種增加、配套設施完善，又進一步推高了開發(fā)成本.為生存與發(fā)展，房地產企業(yè)必須持續(xù)追加房地產企業(yè)的開發(fā)投資，不斷開拓新市場.另外，長期的寬松貨幣政策，導致股市、債市低迷，社會資金缺少其他投資渠道，使得大量的流動性資金釋放到房地產市場轉變成房地產開發(fā)資金.隨著區(qū)域性房地產市場熱度的上升，社會對房地產市場向好的預期增加，使得局部性房地產開發(fā)投資增加，從而推動房價上漲.從區(qū)域來看，房地產開發(fā)投資對東部和西部住宅價格均有顯著的促進作用.東部地區(qū)房價上漲與市場供給端和需求端的因素均有關，而西部地區(qū)的房地產市場更多地體現為投資導向型市場，房價受供給端的影響更多，這導致房企開發(fā)投資對西部地區(qū)住宅價格的影響更大.中部地區(qū)房地產市場受政府調控政策影響顯著，市場供求相對均衡，使得房價增幅長期保持穩(wěn)定趨勢，房企開發(fā)投資對住宅價格的影響并不顯著.控制變量方面，固定資產投資的系數在全樣本和東中西樣本中顯著為正，這表明隨著固定資產投資的增加，房地產市場在建項目增加，市場呈現更多向上的預期.財政支出系數顯著為正.財政支出水平的上升，預示著地區(qū)公共服務水平的上升，即政府在城市基礎設施、教育、醫(yī)療等方面的投入增加，而較高的城市公共服務水平，容易吸引更多的住房需求，從而促進該地區(qū)住宅價格的上升.

為進一步研究房地產企業(yè)開發(fā)資金的細分資金來源對住宅價格的影響，本文進一步引入國內貸款總額(TDL)、自籌資金總額(TSF)、 其他資金總額(TOF)、外資總額(FDI)到回歸模型中(結果見表2第2列面板固定效應回歸結果，其中第1列為OLS回歸).由表2可知，我國房地產企業(yè)開發(fā)投資資金的自籌資金部分(TSF)與住宅價格呈顯著正相關，這一效應在東部和西部地區(qū)同樣顯著.房地產企業(yè)使用更多的自籌資金，既表明企業(yè)自身的資金量充足，不用依賴外部融資途徑，又表明房地產企業(yè)對長期的房地產市場預期向好，從而帶動整個市場預期向上，推動房價上漲.

表1 房地產企業(yè)開發(fā)投資對住宅價格的影響

表2 房地產企業(yè)開發(fā)投資中的不同資金來源對住宅價格的影響

3.4 穩(wěn)健性與內生性

為進一步檢驗回歸結果的可靠性，本文進行穩(wěn)健性檢驗和內生性討論.

首先，增加房地產開發(fā)投資(RDI)滯后項.房地產開發(fā)投資對住宅價格的影響具有滯后性，可能產生時滯效應.本文將房地產開發(fā)投資的滯后一期和滯后兩期加入模型，結果見表3第1和第2列.房地產開發(fā)投資對住宅價格回歸系數分別為0.246和0.253，顯著性均為1%，即滯后一期和兩期的房地產開發(fā)投資仍能顯著促進住宅價格上升.此結論增加了前文結論的可靠性.

其次，增加城鎮(zhèn)化控制變量.隨著城鎮(zhèn)化的推進，城鎮(zhèn)人口呈現出向高能級地區(qū)流動的趨勢，由此加強了經濟發(fā)達的省份和城市對人口的虹吸效應，導致大量的住房需求，進而推高了住宅房地產市場的價格.本文進一步控制城鎮(zhèn)化變量，結果見表3第3列.房地產開發(fā)投資的系數為0.147，顯著性為1%.此結論增加了本文研究結果的可靠性.

最后，本文的實證模型可能存在內生性，即住宅房地產價格的上升有可能會反向推高房地產開發(fā)投資.由于現實中房地產市場的相關指標具有一定的慣性，SYS-GMM模型能有效反映變量的動態(tài)調整過程，且在一定程度上能緩解模型的內生性.本文采用SYS-GMM模型進行回歸，結果見表3第4列.AR(1)、AR(2)和Wald-test檢驗結果模型工具變量不存在過度識別，GMM模型結果顯示了前文結論的可靠性，即房地產開發(fā)投資對住宅價格具有顯著正向影響.

表3 穩(wěn)健性檢驗與內生性討論

4 結論與建議

本文以我國2003—2020年房地產行業(yè)相關數據為研究對象，實證研究房地產開發(fā)投資及其資金來源對住宅價格的影響.結果發(fā)現：我國住宅價格在2008年和2015年出現拐點，總體呈上漲趨勢；房地產開發(fā)投資顯著促進住宅價格上漲，且在東部和西部地區(qū)更顯著.進一步研究表明，房地產開發(fā)投資的自籌資金部分顯著促進住宅價格上漲.基于此，本文提出以下建議：

首先,我國金融市場體系尚不完善,房地產企業(yè)融資渠道單一,對銀行信貸的依賴程度較大,因此需要建立針對土地征收、規(guī)劃建設、房屋銷售、房屋交付和經營使用等環(huán)節(jié)的房地產行業(yè)風險防控機制,以規(guī)避和防范房地產泡沫風險.

其次,在“房住不炒”的調控基調下,政府應宏觀調控房地產信貸規(guī)模,既要滿足剛需人群的住房貸款需求,又要防范風險，抑制泡沫,維持房地產供求在合理區(qū)間變動,同時積極引導公租房、租賃住房市場的發(fā)展.

最后,拓寬房地產企業(yè)融資渠道和發(fā)展模式,以“三線四檔”和房貸集中度管理等政策倒逼房地產企業(yè)從規(guī)模擴張型向質量效益型企業(yè)轉變,通過整合綠色產業(yè)鏈、供應鏈體系,以及融合數字技術等方式,促進房地產企業(yè)穩(wěn)健發(fā)展.