賈英男, 豈 宸, 王國力

(遼寧師范大學 城市與環(huán)境學院, 遼寧 大連 116029)

0 引 言

自1998年住房體制改革以來,我國房地產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展,成為經(jīng)濟增長的重要支柱性產(chǎn)業(yè)之一。但過快的發(fā)展也導致了投資過熱、房價飛漲、庫存高企等現(xiàn)象的發(fā)生。學者們希望尋找到明顯影響商品房庫存的因素,揭示其中的變化規(guī)律,進而找到控制、降低庫存的方法。根據(jù)現(xiàn)有文獻對商品房庫存的研究,本文嘗試提出準確的商品房庫存量的計算方法,并以城市多為三四線城市的吉林省作為研究對象,從供求關(guān)系角度選取影響因素,通過建立向量誤差修正模型、Granger因果關(guān)系檢驗得到吉林省商品房庫存的潛在規(guī)律,并提出相應(yīng)的合理化建議。

1 商品房庫存量的計算

目前國內(nèi)關(guān)于商品房庫存量的計算還沒有統(tǒng)一的標準算法。我國房地產(chǎn)市場自1998年住房制度改革后迅速發(fā)展,每年新增的商品房面積和商品房銷售面積數(shù)值龐大,再加上之前年份積累下來的庫存、正在施工中的商品房等等,眾多因素使得準確評估商品房庫存成為難題。目前國內(nèi)常見的商品房庫存量計算方法有以下2種:

1.1 待售面積=商品房庫存量

這種方法直接將商品房待售面積等價于商品房庫存量,具有表達簡單直接,數(shù)據(jù)便于獲取的優(yōu)點。但待售面積統(tǒng)計的是已建成房屋的庫存,即對現(xiàn)房待售情況進行計算。這種方法沒能統(tǒng)計那些預(yù)售商品房的庫存面積。據(jù)統(tǒng)計,我國商品房銷售的 75%左右采用預(yù)售模式。因此待售面積法存在明顯的低估商品房庫存的情況,不能準確評估商品房的實際庫存。

1.2 待售面積+施工面積=商品房庫存量

待售面積+施工面積是為了彌補待售面積法只注意現(xiàn)房庫存而忽略期房存量而出現(xiàn)的方法。但這種方法出現(xiàn)了重復計算和過量計算,過度計算了商品房庫存量。因為施工面積不僅包括本期新開工施工面積,同時也包含了上年開發(fā)跨入本期繼續(xù)施工的房屋面積,這就形成了重復計算;另外,預(yù)售模式是目前我國商品房銷售的主要方式,這意味著施工面積中還存在相當一部分雖然在施工中,但已經(jīng)預(yù)售出去的商品房面積。并不是所有施工面積都是商品房庫存,這就形成了過量計算。

綜合對以上算法的分析,針對其中存在的不足與缺陷,本文采用商品房庫存量=待售面積+新開工面積-預(yù)售面積的方法。這種方法同樣用待售面積表示現(xiàn)房庫存,用新開工面積代替施工面積,避免了將往年施工面積加入本年庫存而出現(xiàn)的重復計算問題,同時用新開工面積與預(yù)售面積的差來表示商品房的期房庫存量,最終將現(xiàn)房庫存與期房庫存的和作為商品房庫存量,計算結(jié)果如表1、圖1所示。

表1 吉林省2001—2016年商品房庫存量Tab.1 Stocks of commercial housing in Jilin Province from 2001 to 2016

圖1 吉林省2001—2016年商品房庫存量Fig.1 Stocks of commercial housing in Jilin Province from 2001 to 2016

2 實證分析

在房地產(chǎn)市場供給角度,本文選擇房地產(chǎn)企業(yè)本年土地購置面積作為相關(guān)變量。土地是房地產(chǎn)存在的根本與基礎(chǔ),作為一種資源本身就具有稀缺性的特性,再加上近年來我國房地產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展,使得土地價格在1998年住房體制改革后迅速飛漲,直接提高了商品房的生產(chǎn)成本,進而提高了房價。為研究土地因素對商品房庫存量的影響,本文選取房地產(chǎn)企業(yè)本年土地購置面積進行實證研究,記為TD。

在房地產(chǎn)市場需求角度,本文選擇本年地區(qū)人均GDP作為相關(guān)變量。各國政府在解決房地產(chǎn)市場產(chǎn)能過剩的問題時,經(jīng)常選擇促進就業(yè),提高國民收入的辦法來提高人們購房的積極性。理論上,收入提高將增加消費者的有效需求,有助于商品房庫存的消化,但這也有可能促使房地產(chǎn)商加大對商品房的投入與生產(chǎn),甚至提高房價來贏取更多的利潤,進而增加了庫存。因此本文選取人均GDP進行實證研究,記為RGDP。

商品房庫存量計算方法選擇上文提出的待售面積+新開工面積-預(yù)售面積,記為KC。

本文數(shù)據(jù)來源于《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》(2002—2017)以及《吉林省統(tǒng)計年鑒》(2002—2017)。

實證過程:

1) 對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)

這樣做具有在不改變原有數(shù)據(jù)相對關(guān)系的前提下增加數(shù)據(jù)平穩(wěn)性、削弱模型共線性、異方差性,易于研究自變量和因變量之間的彈性關(guān)系等優(yōu)點。

2) 單位根檢驗

Granger因果檢驗要求所選各時間序列皆為平穩(wěn)序列,若對非平穩(wěn)時間序列進行回歸分析將產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象,得出錯誤的結(jié)論。檢驗時間序列是否平穩(wěn)即檢驗序列是否存在單位根,存在單位根就是非平穩(wěn)時間序列,反正則證明序列是平穩(wěn)的。如果序列是非平穩(wěn)的,則對序列進行一階差分后再進行平穩(wěn)性檢驗,如果仍不平穩(wěn)則對序列進行二階差分,以此類推。常用的單位根檢驗方法有DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗等,本文選用ADF檢驗進行單位根檢驗,所有檢驗均選取5%臨界值作為標準。結(jié)果如表2所示。

表2 序列的ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果Tab.2 Results of the ADF stationarity test of the sequence

注釋: ΔlnKC、ΔlnTD、ΔlnRGDP分別為lnKC、lnTD、lnRGDP的一階差分;(C,T,L)中C表示單位根檢驗包含截距項,T表示包含時間趨勢項,L表示包含的滯后階數(shù),若數(shù)值為零表明包含有此項。其中滯后階數(shù)按照SC準則判斷。

通過表1可以看出,變量的時間序列均為一階單整,在進行一階差分后成為平穩(wěn)序列,即所有檢驗變量均為I(1),階數(shù)d>0,應(yīng)進行協(xié)整檢驗。

3) 協(xié)整檢驗

常用的協(xié)整檢驗方法有Engle-ranger兩步法和Johansen協(xié)整檢驗法。本文選擇Johansen檢驗法進行協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗前需先確定模型的滯后階數(shù)。

表3 最佳滯后階數(shù)檢驗結(jié)果Tab.3 Best lag order test results

注: *表示對應(yīng)準則選擇的滯后階數(shù)。

從表3的檢驗結(jié)果可以看出,有4種檢驗準則選擇的最佳滯后階數(shù)均為3,因此原向量模型的滯后階數(shù)為3,而Johansen協(xié)整檢驗是對其一階差分后的方程進行檢驗,因此協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)2。檢驗結(jié)果如表4、表5所示。

表4 特征根跡檢驗結(jié)果Tab.4 Characteristic root mark test results

注: *表示在5%的置信水平上拒絕原假設(shè)。

表5 最大特征根檢驗Tab.5 Maximum eigenvalue test

注: *表示在5%的置信水平上拒絕原假設(shè)。

可以看出,特征根跡檢驗和最大特征根檢驗的結(jié)果都表明了所選變量之間存在2個協(xié)整關(guān)系,這說明我國房地產(chǎn)庫存量與土地購置面積、人均GDP存在長期的均衡關(guān)系,綜合最佳滯后階數(shù),可以得到協(xié)整系數(shù)建立VEC模型,即商品房庫存量(lnKC)、土地購置面積(lnTD)、人均GDP(lnRGDP)的之間存在如下長期均衡關(guān)系:

(1)

從式(1)中可以看出,吉林省土地購置面積與商品房庫存量具有正向關(guān)系,即土地購置面積的增加將導致商品房庫存的增加;而人均GDP則與商品房庫存量存在負相關(guān)系,即人均GDP的提高將有效降低商品房庫存量。

4) Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗與VEC模型證明吉林省商品房庫存量與房地產(chǎn)企業(yè)土地購置面積、人均GDP存在長期穩(wěn)定關(guān)系,因此可以進一步求證三者之間的Granger因果關(guān)系。選取滯后階數(shù)為2,對商品房庫存量、土地購置面積、人均GDP的因果關(guān)系進行Granger因果檢驗,得到表6。

表6 Granger因果檢驗結(jié)果Tab.6 Granger causal test results

注: *表示在5%的置信水平下拒絕原假設(shè)。

由表6可知,在5%的置信水平下,土地購置面積(lnTD)、人均GDP(lnRGDP)是商品房庫存量(lnKC)的單向Granger原因,而土地購置面積與人均GDP互相不為對方的Granger原因。即房地產(chǎn)企業(yè)土地購置面積與人均GDP的變動將引起商品房庫存量的變動。Granger因果檢驗的結(jié)果證明了3個要素之間存在2個協(xié)整關(guān)系,與之前Johansen協(xié)整檢驗的結(jié)論相符合。同時也正確反映了土地購置面積與人均GDP對商品房庫存的影響。

3 結(jié) 論

本文通過建立向量誤差修正模型和Granger因果檢驗的方法,對吉林省2001—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行了實證分析。結(jié)果表明吉林省土地購置面積、人均GDP與商品房庫存量存在著長期均衡關(guān)系,二者均是商品房庫存量發(fā)生變動的原因。其中土地購置面積的增加將導致商品房庫存量的增加,人均GDP的增加將導致商品房庫存量的減少。

根據(jù)研究結(jié)論,本文建議在房地產(chǎn)去庫存工作中應(yīng)注意以下問題:

1) 在商品房供給角度,為減輕房地產(chǎn)企業(yè)土地購置面積過多而增加商品房庫存,地方政府應(yīng)積極響應(yīng)國家供給側(cè)改革中的相應(yīng)措施,科學進行當?shù)赝恋匾?guī)劃與房地產(chǎn)開發(fā)規(guī)劃,限制房地產(chǎn)用地審批,嚴格檢查房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的相關(guān)資歷;減少地方財政對土地資源的依賴,例如大力發(fā)展旅游文化產(chǎn)業(yè),吸引投資。房地產(chǎn)企業(yè)應(yīng)減少高檔住房的建設(shè),增加與三四線城市居民購買力相適應(yīng)的中低檔住房的建設(shè),確保土地的科學利用。

2) 在商品房需求角度,根據(jù)供求與價格的關(guān)系,庫存量的減少會引起房價的上升,因此應(yīng)給予房地產(chǎn)企業(yè)相關(guān)扶持與補助,控制房價的上漲;切實提高居民收入水平,擴大就業(yè)、鼓勵支持民眾自主創(chuàng)業(yè);降低購房首付比例、公積金存款利率上調(diào),降低居民購房門檻;深化戶籍制度改革,開拓農(nóng)民工住房市場,為他們能夠在在城市安居提供補貼與政策支持。