对住房销售量增长及收入弹性的分析

二、对住房销售量增长及收入弹性的分析

在房地产金融发达的情况下，人们越来越考虑房地产的投资价值。可以合理假设房地产业的自然增长趋势主要是由城镇人均可支配收入增长推动的，而其增长幅度的变动主要是由于房地产的投资价值的波动导致的。

1.销售量的增长与人均可支配收入的回归分析

从宏观的收入数据可以分析收入增长与住房销售的关系，我们发现住房销售主要取决于收入因素（由于上海市的统计数据比较准确全面，以下用上海市的数据为例）。

表2-1　上海市历年住房销售量与人均可支配收入一览表

用spss13.0回归，回归方程为

RD_t＝－1100.979＋0.218×DI

　　　　10.00　　－4.85

R²＝0.943 4，F＝100.02

得出住房年销售量RD_t与城镇居民人均可支配收入DI具有显著的相关性。

2.收入弹性分析

从微观的角度考察1998年按收入分组的住房消费数据，可以在横截面上分析收入因素对城镇居民个体对房地产消费的影响。我们假定不同收入组的人群对房地产有相同的消费模式，住房消费差额只是因为收入差别造成的，在这一假设下，我们测定住房消费的收入弹性在0.5—2之间，收入越高的人群组之间，居住和住房消费的收入弹性越大，这一结果也表明收入增长是住房消费进而是房地产销售的主要推动力量，收入每增长1%，住房消费可以增加0.5%—2%。

表2-2　1998年收入因素对住房消费的影响

3.住房需求收入弹性的测算

从收入来看，住房需求函数有住房对于收入的一阶导数大于零的性质，即收入水平上升引起住房需求的增加，但两者更为明确的量化关系则需要通过住房需求的收入弹性来反映。住房需求收入弹性表示住房需求变化对收入变化的敏感程度，国外学者在住房需求收入弹性的计算上已经做了大量的工作。de Leeuw（1971）通过对美国1960年住房消费与价格数据的分析，得出租房者的住房需求收入弹性为1.0或稍低一些，购房者的需求收入弹性为1.2。de Leeuw与Ekanem（1971）以1967年美国劳动统计机构（Bureau of Labor Statistics）的调查数据为主，按租金的高低将租房者分成三类，最后得出需求收入弹性为0.5左右，租房者的需求收入弹性通常要低于购房者的需求收入弹性。Polinski与Ellwood（1979）得出永久性收入的住房需求收入弹性在0.80—0.87。而Strassman（1982）利用1978年哥伦比亚卡塔赫纳市（Cartagena）实地调查数据计算所得的住房需求收入弹性为1.18左右。这些研究表明，在不同国家、不同制度环境和不同经济发展阶段下，住房需求的收入弹性是不同的，因而对我国现阶段住房需求收入弹性进行计算，对于我们认识房地产业在我国的发展前景将是颇有意义的。

计算住房需求的收入弹性，则会使我们更加明确地通过量化来把握居民住房需求随收入的变化情况。在计量分析之前，首先作几点说明：

第一，本节利用居民住房支出的横截面数据（根据1993—2000年中国统计年鉴整理）测算住房需求的收入弹性。对于同一年份的横截面数据，可以近似认为除了收入之外其他因素（包括相对价格、制度等）并不变化，即不同收入组别的居民处于同样的相对价格体系与制度环境中，因而可以将收入水平视作决定各收入组别居民平均住房支出量的唯一变量。

第二，由于我国住宅商品房的需求主要来自城镇居民，因而计量所选用的数据也来自城镇居民消费支出构成的统计数据。

第三，由于我国特有的体制性因素，住房支出既有来自于市场化的住房需求，也有来自于非市场化的住房需求部分。所谓市场化的住房需求是指完全按市场供求状况决定住房服务的价格，由市场机制调节下的对住房的需求；非市场化的住房需求在当前主要是指福利性房租支出所代表的那部分对住房服务的需求，它并不是通过市场机制来予以调节的，而是由居民原有的福利性住房数量，以及福利性住房的房租水平决定的。笔者认为研究市场化的住房需求更有现实意义，由于本节所利用的统计数据包含了非市场化的住房需求部分，所以先要对数据作以下处理：以下假定，非市场化的住房需求带来的住房支出量占住房总支出量的比例为K（0＜K＜1）。

第四，本节在计量中，对收入水平与住房支出量通过城镇居民消费价格总指数按1992年可比价格计算（在本节所采用的双对数模型中，这只改变常数项数值的大小，对收入弹性值α无影响）。

表2-3　城镇居民住房支出　　单位：元

资料来源：根据1993—2000年《中国统计年鉴》有关数据整理

利用原始数据，在以上的假定下，将住房支出量（市场化需求）与收入水平之间的函数关系设定为如下的线性模型：

LnQ＝αLnY＋C＋ε

其中，Q是市场化住房需求，用支出量表示；Y是城镇居民的收入水平；C由相对价格及制度因素等决定，在横截面分析中被假定为一个常量；ε为随机项，服从正态分布，符合零均值、同方差假定；而α即本节所要测算的住房需求的收入弹性。通过TSP统计分析软件，利用最小二乘法，可以由1992—1999年四组截面数据得到以下八组回归模型估计式：

1992年　LnQ＝1.2167LnY－5.6969＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9586　D.W.＝1.2117　F＝115.64

1993年　LnQ＝1.2847LnY－6.0959＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9829　D.W.＝1.5228　F＝287.2596

1994年　LnQ＝1.2697LnY－5.9064＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9915　D.W.＝1.2583　F＝584.9026

1995年　LnQ＝1.1795LnY－5.1441＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9668　D.W.＝1.909　F＝145.414

1996年　LnQ＝1.0807LnY－4.361＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9796　D.W.＝2.2897　F＝240.6635

1997年　LnQ＝1.0913LnY－4.864＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9803　D.W.＝2.2946　F＝283.756

1998年　LnQ＝1.1027LnY－5.2086＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9874　D.W.＝1.8709　F＝395.4874

1999年　LnQ＝1.1294LnY－5.7591＋Ln（1－K）

　　　　R²＝0.9942　D.W.＝1.4626　F＝197.268

以上八组回归估计式都具有极高的解释程度，R²均接近于1。

在非市场化住房需求量占总住房支出量的比例K不随收入变化时，住房需求的收入弹性分别为1.22、1.28、1.27、1.18、1.08、1.09、1.10、1.13。其弹性表现为上升—下降—上升的趋势，这与近年来我国房地产业发展的态势基本吻合。事实上K值随着收入的增加而减小。我们认为，由于近年来国家采取的宏观经济紧缩政策以及国有企业效益的不理想导致人们的消费模式和心理预期有较大的转变（例如政府部门及事业单位的工作人员普遍依靠单位的福利分房，从而即使收入有较大增加，其用于住房方面的支出却并不一定相应也有所增加；国有企业职工中普遍存在的下岗现象使得员工将其收入中的相当部分储蓄起来，而减少了总消费支出比例等），从而收入中用于住房的相对比例有所下降。而1999年下半年我国开始实行的全面取消福利分房，转而实行住房货币化分配改革的政策举措在我们计算中却未有所考虑，因此，对住房需求的收入弹性测算有所低估。同时，由于Ln（1－K）会随着收入的增加而增加，而随着时间的推移，收入Y一般呈现递增趋势，所以前面提及的弹性不仅会低估，而且其偏差会越来越大。考虑到上述两点，在全面取消福利分房、实行货币化分房的政策之后，我国住房需求的收入弹性将会比我们的计算值要大。

因此，从收入变化的因素看，城镇居民收入水平平均提高一个百分点，则居民对住房的需求支出将提高1.2个百分点左右，从而会以更快的速度提高。从K的变化趋势看，随我国住房制度改革的进一步加深，住房自有化比例也会提高，从而K值趋于降低，Q会增加，即市场化住房需求量会进一步提高。

本节从住房需求函数中的解释变量出发，利用城镇居民消费支出的横截面数据测算了当前我国城镇居民住房需求的收入弹性，得出这一弹性数值在1.2左右，从而为更明确地预测现阶段我国住房需求的变化提供了依据。在理论界广泛对房地产业是否适于作为我国的主导产业展开讨论之际，本节对住房需求收入弹性的测算从收入弹性基准的角度给出了明确的依据。由于我国福利性住房消费与市场化住房消费同时存在，现有的统计数据也没能对此进行明确的区分，因此本节在计量分析中作了必要的假设与数据的处理，作为在现实条件约束下对我国住房消费需求特征进行计量分析的一个尝试。