朱元清

摘 要：本文通過固定效應、兩階段最小二乘法2SLS等靜態(tài)面板模型檢驗了2006—2016年中國35個主要城市的房地產(chǎn)價格與城市經(jīng)濟開放度的關系。結果表明：城市的對外經(jīng)濟開放水平對房地產(chǎn)價格的高低以及波動有很顯著的影響，其影響主要是通過經(jīng)濟增長、人均工資、人口流動、房地產(chǎn)開發(fā)投資額等因素作用于房屋的供給和需求的改變，進而影響房地產(chǎn)價格的上下浮動。

關鍵詞：房地產(chǎn)價格 經(jīng)濟開放度 面板數(shù)據(jù) 固定效應

一、引言

中國城市房地產(chǎn)價格持續(xù)走高，城市商品房的平均銷售價格由 2006 年的3366.79元/平方米增長到 2016年7476.00元/平方米，2016年中國一百個地級市的住宅價格累計上升17.83%，比2015年增加了13.68個百分點。自2001年中國正式成為WTO成員后，便積極開拓外國市場，持續(xù)深入?yún)⑴c國際分工與合作，對外開放的水平、寬度和深度也持續(xù)的提高，促進著我國各城市宏觀經(jīng)濟的迅速發(fā)展，同時也伴隨著我國城市房地產(chǎn)價格的迅速上漲。

一部分學者主張主要是投資開放促進了城市房地產(chǎn)價格迅速上升。例如，郭璟坤利用外商直接投資、經(jīng)濟增長與地區(qū)房地產(chǎn)價格的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI和地區(qū)房地產(chǎn)價格的沖擊效應十分顯著[1]。況偉大將外資變量融入到房地產(chǎn)市場局部均衡的模型中進行分析，考慮供給與需求兩個方面，結果表明，外資流入需求環(huán)節(jié)會促進城市房地產(chǎn)價格的上漲[2]。Aizenman研究了當前賬戶赤字對房地產(chǎn)價格的影響，表示對外開放度提高了非貿(mào)易商品和服務的相對價格[3]。還有一部分學者主張主要是貿(mào)易開放導致了房地產(chǎn)價格的上漲，例如，龔維進和徐春華運用空間杜賓模型探討對外開放水平對中國房地產(chǎn)價格的影響，研究結果顯示，對外貿(mào)易對城市房地產(chǎn)價格的上升有顯著促進作用[4]。另外一部分學者主張，投資開放與貿(mào)易開放共同導致了房地產(chǎn)價格的上升，毛其淋等綜合考慮貿(mào)易開放和投資開放作為經(jīng)濟開放度的衡量指標，研究結果顯示，可貿(mào)易部門勞動生產(chǎn)率相對的增長，會引起非可貿(mào)易品即城市房地產(chǎn)價格的上升[5]。

現(xiàn)有的文獻在研究對外開放對房地產(chǎn)價格影響時，較多關注了投資開放或貿(mào)易開放影響，而忽視了對外開放對國內房地產(chǎn)供求因素的傳導影響。本文將對外貿(mào)易水平作為解釋變量，影響房地產(chǎn)供求變化的因素作為控制變量，探究對外開放度對房地產(chǎn)價格的影響以及與這些供求因素的關系，不僅關注對外開放度對房地產(chǎn)價格的影響，同時研究在這個過程中GDP、人口數(shù)量、人均工資等影響房地產(chǎn)供求因素的傳導機制。

二、數(shù)據(jù)與模型

本文將中國35個大中城市作為研究對象，收集了2006年至 2016年城市的貨物進出口總額、商品房平均銷售價格、GDP等數(shù)據(jù)。城市對外經(jīng)濟開放度越高，其貨物進出口總額越大，用貨物進出口總額除以GDP來作為衡量城市對外開放度水平的指標。另外，還收集了和房地產(chǎn)價格需求與供給有關的指標數(shù)據(jù)。經(jīng)濟開放度作為解釋變量，影響房地產(chǎn)價格供給和需求的因素的指標數(shù)據(jù)作為控制變量，構建靜態(tài)面板模型了來解釋房地產(chǎn)價格的影響因素。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒等。

其中，i表示城市，t表示時間；影響房地產(chǎn)價格需求的變量，有GDP、城市年末總人口（pop）、以及在崗職工平均工資（wage）；影響房地產(chǎn)價格供給的變量，有房地產(chǎn)開發(fā)投資額（invest）、房地產(chǎn)竣工房屋面積（area）；OPEN為經(jīng)濟開放度；εit為隨機干擾項。變量定義和描述性分析見表1。

三、實證檢驗與分析

（一）模型篩選和回歸分析

本文運用靜態(tài)面板模型的固定效應、混合回歸和隨機效應進行回歸。通過F檢驗、LR法、MLE、hausman等方法篩選模型，確定影響房地產(chǎn)供給、需求以及綜合考慮這兩大方面因素的回歸模型都采用固定效應回歸較為合適。

如表2所示，模型1-3分別表示使用固定效應時，需求、供給、以及需求與供給共同因素對房地產(chǎn)價格影響的結果。如模型1所示，從影響房地產(chǎn)的需求角度來分析，城市經(jīng)濟開放度、人口數(shù)量、平均工資對房地產(chǎn)價格的影響很顯著，且都在1%的水平上通過顯著性檢驗。表明房地產(chǎn)的價格伴隨著城市經(jīng)濟開放度的提高、人口數(shù)量、平均工資的增加而上升。

如模型2所示，從影響房地產(chǎn)價格的供給層面的因素來看，房地產(chǎn)投資額對房地產(chǎn)價格有正向顯著影響，且在1%的水平上通過顯著性檢驗。這意味著隨著房地產(chǎn)投資額的增長刺激了房地產(chǎn)價格的上漲，這可能和近年來房地產(chǎn)商和消費者對房地產(chǎn)的投資和炒作等行為有關。而房地產(chǎn)開發(fā)面積對房價的因素是負向的，說明隨著房地產(chǎn)開發(fā)面積增長一定程度上抑制了房價上漲，但檢驗結果不顯著的，具體影響還有待進一步探究。

如模型3所示，從需求和供給兩方面來考慮，各變量對房價的影響方向都沒變化，除了房地產(chǎn)投資額，其余因素對房價影響都較顯著。此外，此時房地產(chǎn)投資額對房價的影響結果不顯著了，這表明，該因素對房價的影響不穩(wěn)定。這三個模型中，經(jīng)濟開放度對房地產(chǎn)價格都有一個正向影響，都在1%的水平上顯著，這意味著對外開放度提高促進著房地產(chǎn)價格的上漲。

（二）模型修正

1.內生性問題。考慮到城市對外開放度與房地產(chǎn)價格波動可能存在因果聯(lián)系，將引發(fā)內生性的問題。因此，使用兩階段最小二乘法——2SLS修正模型。故本文以經(jīng)濟開放度的滯后一期和兩個虛擬變量（沿海城市=1、東部城市=1）作為工具變量[6]?；貧w結果列于表2的模型4、模型5、模型6。

在考慮內生性的情況下，如表2中模型4所示，從房地產(chǎn)價格需求層面因素回歸結果來看，GDP對房地產(chǎn)價格的影響沒有發(fā)生方向上面的改變，然而回歸系數(shù)增加了，這說明經(jīng)濟增長對房價影響增大了。而人口數(shù)量、人均工資對房地產(chǎn)價格的影響都發(fā)生了方向上的變化，由模型1中的正向影響變?yōu)槟Ｐ?中的負向影響，且在1%的水平上通過顯著性檢驗。這可能和近年來頻繁流動的人口有關，以及和有些大中城市為留住人才，推出特定的購房政策和較高的工資策略有關；如表2中模型5所示，房價供給因素影響沒有發(fā)生方向上的變化，房地產(chǎn)開發(fā)面積在1%的水平上顯著，說明隨著房地產(chǎn)開發(fā)面積增長，確實在某種程度上起著抑制房地產(chǎn)價格上漲的作用；模型6的回歸結果，綜合考慮了需求與供給對房地產(chǎn)價格影響。在這兩方面因素共同的影響下，城市對外開放度對房地產(chǎn)價格的影響依舊是正向顯著。

2.異方差和截面相關。以上的實證分析分析是基于同方差以及截面不相關兩個假設的基礎上。而通過檢驗，該面板數(shù)據(jù)存在著異方差和截面相關問題。針對這兩個問題分別進行模型修正，異方差修正后的模型見表3中模型7—9。截面相關修正后的模型見表3中模型10—12。

在考慮到異方差的情況下，如表3中模型7—9所示。在房地產(chǎn)價格需求因素影響上，回歸方向與系數(shù)沒有發(fā)生變化，只是人口數(shù)量對房地產(chǎn)價格的回歸結果變得不再顯著了；房地產(chǎn)價格供給方面對房地產(chǎn)價格的回歸結果與模型1中相比沒有發(fā)生明顯改變；模型9綜合分析了需求和供給兩方面對房地產(chǎn)價格變動的影響，顯著性發(fā)生一些改變，人口數(shù)量顯著水平由1%變?yōu)?0%。此外，對外開放度對房地產(chǎn)價格的回歸結果仍然為正向顯著的。

在考慮截面相關的情況下，如表3中模型10—12所示，相比未修正前的模型1—3。房地產(chǎn)價格需求層面影響，人口數(shù)量的影響此時是不顯著的，可能因為人口頻繁流動對房地產(chǎn)價格影響趨于不穩(wěn)定；如模型9所示，供給方面的回歸結果，影響方向和系數(shù)沒有明顯改變；此時，城市對外開放度對房地產(chǎn)價格的影響都是正向的且都是較顯著的，再一次驗證了對外開放度的提高刺激了中國城市房地產(chǎn)價格的上升。

3.一個綜合的回歸模型。最后綜合考慮異方差、序列相關和截面相關性問題，運用一個綜合靜態(tài)面板回歸模型進行分析。相比未修正前的表2中的模型1—3，在分別單獨對房地產(chǎn)價格需求層面因素和供給方面進行回歸時，其對房地產(chǎn)價格的影響在方向、回歸系數(shù)沒有發(fā)生顯著性變化，人口因素的影響的顯著性由原來的1%變?yōu)榇藭r的10%；在對需求因素與供給因素綜合回歸時，如表4中模型15所示，回歸系數(shù)都沒有發(fā)生明顯改變，但是個別因素對房地產(chǎn)價格影響較不顯著了，比如人口數(shù)量，意味著該因素對于房價影響有限，經(jīng)濟開放度對房地產(chǎn)價格的影響主要通過其余的因素作用。

總體來看在，在綜合考慮異方差、序列相關和截面相關性問題時的回歸模型時，經(jīng)濟開放度對城市房地產(chǎn)價格的影響仍然為正向的，且都在 1% 的水平上是顯著的。再一次驗證了，城市對外經(jīng)濟開放度對房地產(chǎn)價格水平的影響正向顯著，且主要通過影響經(jīng)濟增長、工資、人口流動、房地產(chǎn)開發(fā)面積等因素來影響房屋的供求住房的供給和需求，從而來影響房地產(chǎn)價格的波動。

四、結論與建議

文章對中國35個主要城市經(jīng)濟開放度對房地產(chǎn)價格波動的影響因素進行實證分析后，主要發(fā)現(xiàn)下列結論：城市經(jīng)濟開放度對房地產(chǎn)價格水平影響是正向顯著；城市對外開放度主要通過影響城市經(jīng)濟增長、人口流動、工資等來間接影響房地產(chǎn)價格上下起伏；此外，房地產(chǎn)開發(fā)面積對房地產(chǎn)價格也存在相對顯著的影響，隨著房地產(chǎn)開發(fā)面積增長一定程度上抑制了房地產(chǎn)價格上漲。

依據(jù)上述實證研究結果，提出下列建議：1.各地相關部門需要從房屋供需兩方面，調節(jié)二者結構失衡以應對城市過熱的房地產(chǎn)市場。探索新的土地供應結構、實現(xiàn)多元化土地供應、實行需求分流等。2.本文實證結果表明經(jīng)濟開放度對東部和沿海城市影響比較顯著，而中西部城市經(jīng)濟開放程度相對較低，對外開放度對其房地產(chǎn)價格的影響結果也相對較小。政府應針對各省市對外開放度的水平以及其區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的特性，制定有顯著針對性的引導政策。

3.對外經(jīng)濟開放度的提高會促進城市房地產(chǎn)價格的上升，同時也促進中國經(jīng)濟的增長，應適量地調整進出口貿(mào)易額，優(yōu)化進出口結構和產(chǎn)業(yè)結構，合理控制對外開放對中國城市房地產(chǎn)價格的極端效應。

參考文獻：

[1]郭璟坤.FDI、經(jīng)濟增長與地區(qū)房價的動態(tài)關系研究——基于PVAR模型[J].生產(chǎn)力研究，2016（01）.

[2]況偉大.FDI與房價[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2013（02）.

[3]Aizenman，J&Jinjarak;，Y.Current account patterns and national real estate markets[J].Journal of Urban Economics，2009（05）.

[4]龔維進，徐春華.交通便利性、開放水平與中國房價——基于空間杜賓模型的分析[J].國際貿(mào)易問題，2017（02）.

[5]毛其淋，盛斌.中國房地產(chǎn)市場的“巴拉薩—薩繆爾森”效應——來自省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[J].財經(jīng)研究，2010（12）.