地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價實證研究

黎林江偉玲韓暢胡偉陳漢欣

地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價實證研究

黎林1江偉玲2韓暢1胡偉1陳漢欣2

（1.武漢地鐵集團(tuán)有限公司，430073，武漢；2.華中科技大學(xué)管理學(xué)院，430074，武漢//第一作者，高級工程師）

結(jié)合地鐵商業(yè)物業(yè)租賃的行業(yè)背景，對影響地鐵沿線商鋪定價的客觀因素進(jìn)行分析，并以武漢市的樣本為例進(jìn)行實證分析，建立地鐵沿線商鋪定價的特征價格模型。在此價格模型基礎(chǔ)上，根據(jù)地鐵商業(yè)物業(yè)自身特點進(jìn)行整租模式、終端商鋪模式等因素修正，最終構(gòu)建地鐵公司的商業(yè)物業(yè)租賃定價模型。該模型通過結(jié)合特征價格模型和修正因子，在一定程度上克服了傳統(tǒng)市場化定價方法的主觀性，有利于完善傳統(tǒng)商業(yè)地產(chǎn)的租賃定價模式，為地鐵物業(yè)的商業(yè)租賃定價提供參考。

地鐵物業(yè)；租賃定價；特征價格模型；商鋪定價；修正因子

First-author′s addressWuhan Metro Group Co.，Ltd.，430073，Wuhan，China

城市軌道交通的人流效應(yīng)和通達(dá)效應(yīng)對沿線商業(yè)及房地產(chǎn)發(fā)展影響顯著［1］。地鐵的商業(yè)物業(yè)開發(fā)是一種典型的城市軌道交通與房地產(chǎn)結(jié)合的商業(yè)發(fā)展模式，是在滿足軌道交通通達(dá)功能的前提下，對站點上蓋物業(yè)、地下空間以及周邊的商業(yè)地產(chǎn)開發(fā)資源進(jìn)行統(tǒng)一規(guī)劃和開發(fā)的產(chǎn)物［2］。地鐵公司對物業(yè)資源的開發(fā)可以將地鐵的外部效應(yīng)內(nèi)部化［3］，從而給公司創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)效益，推動地鐵公司的可持續(xù)發(fā)展和城市商業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。如何結(jié)合地鐵物業(yè)的特點，對其商業(yè)租賃進(jìn)行科學(xué)有效的定價，是決定地鐵物業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的重要因素。因此，本文主要針對地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價進(jìn)行研究。

目前，商業(yè)地產(chǎn)租賃定價的主要方法包括成本加成法、收益還原法和市場比較法［4-5］。成本加成法忽視了市場競爭，缺乏靈活性，商業(yè)地產(chǎn)定價很少采取這種定價方式［4］。而收益還原法和市場比較法均存在可比案例稀缺性和評價過程主觀性的問題。由于地鐵物業(yè)的商業(yè)定位與市場上的商業(yè)地產(chǎn)項目類似，此類項目價格通常是基于與周邊商業(yè)項目的比較建立的，市場化程度較高，因此，可以在定價市場化思想上，考慮地鐵物業(yè)的特征屬性及特殊因素，采用處理異質(zhì)化產(chǎn)品定價的特征價格模型并通過合理修正，使地鐵物業(yè)租賃定價更為精準(zhǔn)。例如，地鐵物業(yè)相比傳統(tǒng)商業(yè)地產(chǎn)具有地理位置的獨(dú)特特征（地鐵站點鄰近或相通），而傳統(tǒng)商業(yè)地產(chǎn)的定價模型忽略了其影響。

基于此，本文結(jié)合地鐵物業(yè)開發(fā)的特殊背景，通過建立地鐵沿線商鋪定價的特征價格模型，并以湖北省武漢市地鐵沿線商鋪的實例進(jìn)行實證分析。在此基礎(chǔ)上，考慮地鐵物業(yè)自身特點及需要重點考慮的因素，運(yùn)用修正因子對模型進(jìn)行多級修正，最終建立地鐵公司的商業(yè)物業(yè)租賃定價模型。通過結(jié)合特征價格模型和修正因子建立的定價模型，既實現(xiàn)了市場化定價，彌補(bǔ)現(xiàn)有市場化定價方法的單一性和案例選取的主觀、隨意等問題，又有利于完善現(xiàn)有商業(yè)地產(chǎn)租賃定價模式，可為地鐵公司的商業(yè)租賃業(yè)務(wù)提供參考。

1 地鐵商業(yè)物業(yè)定價的理論基礎(chǔ)

特征價格模型（hedonic price model，HPM）認(rèn)為特征價格表征了商品特征的隱含價格［6］，商品特征屬性的組合會影響消費(fèi)者的消費(fèi)決策，并依此建立了商品總價格與商品特征變量之間的函數(shù)關(guān)系［5］。已有研究證明，HPM模型是在處理異質(zhì)品定價中廣泛使的模型［7］，其在房地產(chǎn)及商業(yè)地產(chǎn)定價的應(yīng)用也非常典型［5，7-10］。地鐵沿線商鋪作為一種商品，具有典型的異質(zhì)性和隱含性特征，其自身因素（建筑規(guī)模、建筑設(shè)計等）和外部因素（政府政策、交通便利性、商圈繁榮度等）等都會直接影響著商鋪定價，因此，運(yùn)用該理論和模型研究地鐵沿線商鋪定價非常適用。目前，關(guān)于HPM在地產(chǎn)定價中的應(yīng)用大多來自住宅地產(chǎn)領(lǐng)域［6，8］，而國內(nèi)采用HPM關(guān)于商業(yè)地產(chǎn)定價的研究甚少［5，9-10］。關(guān)于地鐵物業(yè)租賃定價研究，更多的是側(cè)重采用聚類分析的研究方法［11］。綜上所述，已有關(guān)于地鐵物業(yè)租賃定價及特征價格模型的研究依舊不足，需要進(jìn)一步探討。

2 特征變量與特征價格模型

2.1 特征變量的選取

特征變量的選取將直接影響到地鐵沿線商鋪定價的準(zhǔn)確性及合理性，進(jìn)而影響到模型修正后的地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價的準(zhǔn)確及合理性?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于影響商業(yè)地產(chǎn)定價的特征變量可以分為4類：①建筑特征，如建筑面積、建筑年齡、樓層、裝修程度等［9-10，12-13］；②區(qū)位特征，如軌道交通距離、中央商務(wù)區(qū)中心距離、500 m內(nèi)公交數(shù)、商圈地位等［10，12］；③鄰里特征，如配套設(shè)施、周邊環(huán)境（1 000 m內(nèi)社區(qū)學(xué)校數(shù)量）等［5，10-11，13］；④租約特征，如租期、租金形式等［9-10］?；谖墨I(xiàn)研究及對商鋪定價特征的分析，本文共選取9個特征變量（見表1）。

由于地鐵商業(yè)項目的租金形式和租期基本固定，故此處不考慮租金特征。

特征變量的量化主要參考已有關(guān)于地產(chǎn)定價研究及計量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的變量量化方法，并結(jié)合實際數(shù)據(jù)的特征進(jìn)行。量化方法分為以下4種：①建筑面積、樓層高度和物業(yè)費(fèi)，采用實際數(shù)值量化［5-6］；②公交便利性和鄰近社區(qū)學(xué)校程度，進(jìn)行有序等距數(shù)量化［10，13］；③裝修程度、商圈繁榮度和軌道交通便利性采用分等級賦值［10-12］；④配套設(shè)施根據(jù)綜合評價打分法進(jìn)行量化［5-6］。

2.2 特征價格模型

特征價格模型在實際應(yīng)用中主要有3種形式：

函數(shù)形式的選擇直接影響到模型回歸的結(jié)果，但至今仍無一種普適的選擇。研究者主要根據(jù)經(jīng)驗設(shè)定初步的函數(shù)形式，進(jìn)行不斷的修正和嘗試［7］。鑒于研究對象和數(shù)據(jù)來源的特點，本文選取對數(shù)模型。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)搜集及分析方法

采用本文所選取的地鐵沿線商鋪特征變量及其量化方法，對湖北省武漢市地鐵沿線商鋪特征價格模型進(jìn)行實證分析。隨機(jī)選取2015年7月22日搜房網(wǎng)（www.fang.com）上927家武漢地鐵沿線商鋪作為調(diào)查對象，并通過搜房網(wǎng)提供的商鋪信息及電子地圖數(shù)據(jù)，收集各特征指標(biāo)數(shù)據(jù)。通過對重復(fù)、異常數(shù)據(jù)的剔除和空缺值的補(bǔ)償處理，最終得到217家武漢地鐵沿線商鋪數(shù)據(jù)作為研究對象。

表1 地鐵沿線商鋪的特征變量及量化

3.2 數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

選取特征價格對數(shù)模型，用SPSS l7.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，其方差分析與相關(guān)性分析結(jié)果見表2、表3。

由表2可知，顯著性檢驗的值為32.254，顯著性水平小于0.001，表明商鋪的特征變量與商鋪租金價格的對數(shù)線性關(guān)系非常顯著。特征價格模型通過顯著性水平檢驗，說明模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合是有意義的。

由表3可知，根據(jù)回歸結(jié)果，在顯著性水平為5%的情況下，能進(jìn)入模型的特征變量有6個。其中，商圈繁榮度、樓層高度、物業(yè)費(fèi)、軌道交通便利性和配套設(shè)施的系數(shù)顯著且與預(yù)期一致；而公交便利性和鄰近社區(qū)學(xué)校程度的顯著性水平均明顯大于10%，且符號與預(yù)期方向相反，因此，從統(tǒng)計意義來看，其回歸系數(shù)與零沒有差異，故未將這兩個變量納入模型［14-15］；裝修程度的系數(shù)顯著且與預(yù)期方向為負(fù)，這可能是因為裝修后會對商鋪的可分割性、風(fēng)格及商業(yè)用途均造成限制，從而降低了單位租金（現(xiàn)有關(guān)于商鋪定價的研究中也出現(xiàn)過裝修程度對租金的影響是負(fù)向的結(jié)果［12］，所以本文在模型中保留裝修程度）。因此，回歸得到商鋪的特征價格模型為：

表2 方差分析結(jié)果

表3 相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果

3.3 特征變量的影響程度分析

特征變量對商鋪價格的影響程度可根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)的大小判斷。由表3可知，對地鐵沿線商鋪租金定價影響最大的是商鋪所在商圈的繁榮程度，其次是建筑面積和軌道交通便利性，物業(yè)費(fèi)對租金的影響也比較大，而樓層高度和配套設(shè)施對租金的影響較小。

3.4 模型擬合度分析

雖然模型的顯著性檢驗和回歸系數(shù)檢驗結(jié)果均比較理想，但是回歸模型擬合度R2為0.584，調(diào)整R2為0.566。擬合度不高的主要原因是樣本量受限、賣方定價能力有差異以及商鋪出租市場信息不對稱等。鑒于這些因素的可測度性弱、難以規(guī)避，且考慮武漢地鐵商業(yè)租賃定價很大程度是參考周邊商業(yè)地產(chǎn)定價（其中不乏中小型地產(chǎn)），而本文的取樣均沿地鐵沿線，故上述模型的擬合結(jié)果是可以接受的。

4 地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價模型

由于以上構(gòu)建的地鐵沿線商鋪定價的特征價格模型主要針對地鐵沿線單個終端商鋪的定價，與地鐵物業(yè)定價有一定差距，且地鐵物業(yè)自身具有獨(dú)特屬性，因此，需要運(yùn)用修正因子對模型進(jìn)行修正，最終建立地鐵商業(yè)物業(yè)的租賃定價模型。

4.1 終端商鋪的修正

通過對武漢市商鋪出租市場的分析，發(fā)現(xiàn)大部分終端商鋪經(jīng)過代理或轉(zhuǎn)租，這種現(xiàn)象普遍存在。假設(shè)商鋪的代理商和出租者是理性的，那么他們出租的商鋪的價格具有一定程度盈利，因此，需要對終端商鋪出租價格進(jìn)行修正，以反應(yīng)市場中地鐵商業(yè)物業(yè)一手承租的價格。

假設(shè)所有商鋪出租者的年化收益率為r0，價格為P（回歸模型中的價格），則商鋪的交易價格可以被修正為P0=Pλ，一級修正因子λ=1/（1+r0），0＜r0＜1，且r0可以參考當(dāng)?shù)亟K端商鋪靜態(tài)投資回報率。例如，根據(jù)《2015上半年中國房地產(chǎn)投資回報率調(diào)查報告》［16］，武漢市商鋪投資的靜態(tài)租金回報率為5.1%。所以可初步設(shè)定r0=5.1%，則λ=1/（1+r0）=0.952 4。

4.2 整租模式的修正

地鐵公司出租商業(yè)物業(yè)與終端商鋪的出租有所不同，通常采用整租模式，具有很強(qiáng)的規(guī)模性和統(tǒng)一性，因此需要對價格進(jìn)行整租模式的修正。假設(shè)地鐵現(xiàn)有已完成項目N個，每個項目的建筑面積為Si，價格為Pi。對于第i個項目，地鐵物業(yè)項目運(yùn)用市場比較法參考的周邊單個商鋪定價數(shù)目為mi，單個商鋪定價為Pj，面積為Sj。則對于項目i，單個終端商鋪的平均價格為：

第i個項目的整租修正因子為：

則地鐵物業(yè)整租定價對單個商鋪定價的二級修正因子為：

4.3 項目自身特點及重點因素的修正

地鐵公司不同商業(yè)物業(yè)項目的交付成果不盡相同，需針對項目本身特點進(jìn)行修正。商業(yè)物業(yè)項目自身特點對租賃價格修正因子包括以下4個方面：

（1）地鐵商業(yè)物業(yè)項目交付成果與商業(yè)開發(fā)匹配性的價格修正因子γ1。根據(jù)對承租武漢地鐵公司物業(yè)項目的經(jīng)營管理公司調(diào)研，地鐵物業(yè)項目的交付成果（主要考慮建筑規(guī)模、層高、承重、排污、消防等條件）直接影響商業(yè)經(jīng)營改造的費(fèi)用，進(jìn)而影響租金價格。

（2）商業(yè)業(yè)態(tài)定位修正因子γ2。修正不同項目的不同業(yè)態(tài)定位所造成的商業(yè)吸引力和競爭力的差異。

（3）建筑面積修正因子γ3。修正不同項目中可能包含的公攤建筑面積。

（4）其他特殊情況修正因子γ4。地鐵線路及站廳建設(shè)所必須的交通功能等因素會導(dǎo)致部分項目產(chǎn)生特殊情況（如一樓可租面積非常小或所在地段為郊區(qū)等）。綜合上述分析，地鐵商業(yè)物業(yè)租賃項目自身特點對價格的二級修正因子為：

γ=γ1γ2γ3γ4

4.4 修正后的地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價模型

根據(jù)上述修正，地鐵商業(yè)物業(yè)租賃最終定價為：

由于特征價格模型包含了樓層高度的影響，因此，可以根據(jù)模型加修正因子計算每層樓（不包含地下樓層）的價格，最終計算出地鐵物業(yè)整租價格。

5 項目算例

以武漢地鐵公司為例，在現(xiàn)有已完工的13個地鐵物業(yè)項目基礎(chǔ)上，計算武漢地鐵物業(yè)項目的定價，該項目的租賃定價模型數(shù)據(jù)見表4。

表4 武漢地鐵物業(yè)租賃定價模型數(shù)據(jù)

采用Hedonic回歸模型計算，結(jié)果如表5所示。對表5進(jìn)行修正，得到最后的租金定價見表6。

在表6中，關(guān)于終端商鋪的修正，采用文獻(xiàn)［16］給出的武漢市商鋪投資的靜態(tài)租金回報率（γ0= 5.1%），則一級修正因子λ=1/（1+r0）=0.952 4；整租模式的修正是根據(jù)已完成的地鐵商業(yè)物業(yè)項目計算出來的結(jié)果，由于項目普遍存在交付成果與商業(yè)開發(fā)不匹配，故統(tǒng)一進(jìn)行修正，修正系數(shù)為98%。根據(jù)上述計算結(jié)果，可以得到項目的基礎(chǔ)租金為98.5元/（m2·月），首年度的基礎(chǔ)租金為5 459.33萬元。

表5 武漢地鐵物業(yè)租賃定價計算結(jié)果

表6 武漢地鐵物業(yè)租賃定價修正

6 結(jié)語

本文基于HPM建立地鐵沿線商鋪的定價模型，并結(jié)合地鐵商業(yè)物業(yè)租賃特性對其進(jìn)行一級和二級修正，從而建立了地鐵公司的地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價模型。該模型充分考慮了地鐵商業(yè)地產(chǎn)的異質(zhì)性，特征變量的選取合理地表征了地鐵商業(yè)物業(yè)的特質(zhì)，修正因子的使用使模型更加科學(xué)合理。同時，采用大量實際數(shù)據(jù)的擬合，克服了以往市場化定價方法中案例選取的隨意性和主觀性等問題，有利于完善已有市場化定價方法及傳統(tǒng)地鐵商業(yè)物業(yè)租賃定價模式，可為地鐵及其他商業(yè)物業(yè)項目租賃定價提供實用的參考。但是本研究的數(shù)據(jù)只來源于搜房網(wǎng)中，有一定的局限性，在今后的研究中可以采用其他數(shù)據(jù)來源加以進(jìn)一步驗證和完善。

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Empirical Study on Pricing of Metro Commercial Property

LI Lin，JIANG Weiling，HAN Chang，HU Wei，CHEN Hanxin

After making an analysis of objective factors influencing price of stores along the metro line，a hedonic price model of the stores along metro line is established by an empirical study on the objective data in Wuhan City.On this basis，some correction factors like the full rent mode and terminal shop mode are conducted according to an analysis of the characteristics of metro commercial realestate，thus giving the final pricing model of commercial property.In combination with Hedonic price model and correction factors，the subjectivity of existing pricing strategies are overcome to some extent.The method presented in this paper is conductive to improve the traditional pricing model of commercial estate，and provides a reference for reasonable pricing of metro's property programs.

metro commercial property；lease pricing；Hedonic price model；pricing of stores；correction factor

F721.9

10.16037/j.1007-869x.2017.08.023

2016-10-18）