福建省城镇化对房地产价格关系实证研究.docx

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福建省城镇化对房地产价格关系实证研究

闽南师范大学

毕业论文

（福建省城镇化对房地产价格关系实证研究）

（EmpiricalstudyonurbanizationinFujianprovinceontherelationshipbetweenrealestateprice）

姓名：

张东坡

学号：

1111090147

系别：

经济系

专业：

统计学

年级：

指导教师：

陈立双老师

年月日

目录

目录1

摘要1

引言1

1.城镇化与房地产价格概述1

1.1城镇化的内涵1

1.2关于城镇化的研究综述2

1.3福建省城镇化现状研究3

2.福建省城镇化水平对房地产价格关系实证研究3

2.1指标与数据选取3

2.2单位根检验4

2.3回归分析4

2.3Grange:

因果关系检验法5

2.4向量误差修正模型6

2.5脉冲响应函数7

2.6主要结论8

3.政策建议9

3.1重点抓好城镇化试点工作9

3.2把县城作为推进城镇化发展的基本平台9

3.3建立有利于城镇化发展的规划体系9

3.4合理确定城市开发边界，规范新城新区建设10

3.5加快推进土地使用制度改革10

3.6引导房地产投资资金流动10

结论10

参考文献12

摘要

城镇化是经济增长和人类文明发展的助推器，已成为世界历史发展的一个不可逆转的趋势，它表现为人口向城市的集中、城市数量的增加、规模的扩大以及城市现代化水平的提高，是社会经济结构发生根本性变革并获得巨大发展空间的体现。

城镇化水平与居民住宅用途商品房价格的年度数据，主要选用格兰杰因果检验和向量误差修正模型对二者关系进行实证研究。

本文首先对城镇化与房地产价格进行了概述，然后以福建省为例对城镇化与房地产价格的关系进行了实证分析，最后根据分析的结论给出了政策建议。

关键词：

城镇化；房地产价格；单位根检验

Abstract

Urbanizationistheboosterofeconomicgrowthanddevelopmentofhumancivilization,hasbecomeanirreversibletrendinthedevelopmentofthehistoryoftheworld,itischaracterizedbytheconcentrationofpopulationtocities,anincreaseinthenumberofcities,theexpansionofscaleandtoraisethelevelofurbanmodernizationisthefundamentalsocialeconomicstructurechangeandgetahugedevelopmentspace.Theurbanizationlevelandresidentialuseannualdataofcommodityhousepricemainlyselectsthegrangercausalitytestandvectorerrorcorrectionmodelontherelationshipbetweenempiricalresearch.Thisarticlefirsthascarriedontheoutlineofurbanizationandrealestateprices,andtheninfujianprovinceasanexampleontherelationshipbetweentheurbanizationandtherealestatepricehascarriedontheempiricalanalysis,accordingtotheanalysisconclusiongivesthepolicySuggestions.

Keywords：

Urbanization;Realestateprices;Unitroottest

引言

城镇化是人类社会的生产、生活方式从乡村型向城镇型转变的历史过程，也是人口集聚、经济要素转移、社会结构不断优化的动态过程。

改革开放以来，我国一直把城镇化作为社会发展的一项重要任务，不断推进城镇化进程。

2012年，我国城镇化率达到52.6%，我国进入了城镇化的快速发展阶段。

作为城市发展的物质载体，我国房地产业在城镇化进程中得到了快速发展。

2012年，全国完成房地产投资总额7.18万亿，占GDP比重达13.83%，房地产业己经成为我国国民经济重要的基础性行业。

然而在传统城镇化下，房地产业发展出现了诸多问题，如房地产价格过快上涨、房地产市场结构失衡等。

伴随着福建省经济的快速发展，福建省城镇化进程进入快速发展阶段，房地产价格持续上涨，房地产价格达到一个很高的水平。

快速城镇化对房地产价格上涨有着不容置疑的影响。

一方面，在城镇化进程中，大量农村人口进入城市，增加了对住房的需求，从而影响房地产价格。

解决好高速城镇化所带来的房价上涨问题关系到国计民生，在未来几年都将是政府工作的重点，将这个问题解决好，有利于促进经济发展和社会和谐。

本文通过对福建省城镇化与房地产价格进行了实证分析，丰富了房地产发展理论，也为房地产业在新型城镇化下的发展提供了理论参考。

同时，本文指出了新型城镇化下我国房地产业未来的发展方向，为国家未来制定房地产业宏观调控政策提供了新的思路。

1.城镇化与房地产价格概述

1.1城镇化的内涵

城镇化是一个国际现象，国际上没有城镇化这种说法，在福建省对于是城镇化还是非城镇化在学术界有着不同的观点，本文采用的是国家统计局中国城镇化战略研究课题组成员的观点。

城镇化是伴随着区域工业化、经济现代化必然出现的社会发展趋势，它是一个自然形成过程，国际上的通用提法是城镇化。

在福建省，城市系统包括市和镇两个部分，它们都是国家通过一定法律程序设置的行政单元。

因此，城镇化和非城镇化在福建省本质上是一致的。

因此，本文在引述已有的学者观点时，不进行城镇化和城镇化的转变，城镇化和非城镇化在本文中是同一个范畴。

1.2关于城镇化的研究综述

学术界有关城镇化水平与房地产价格的关系已有许多研究。

从定性角度分析有如下研究成果：

蒋建林（2003）将城镇化和房地产业比作一对关系密切相互促进的孪生兄弟。

张立新（2003）从城市发展的各个方而与房地产业的关系研究，认为房地产业能够加速推进城市化水平的提高，同样城市化进程的加快能够使得地区经济全而发展，进而也能够使得房地产业得到发展。

吴敦龙（2007）认为，房地产业的形成期、成长期、成熟期、衰退期的不同规模必须与城市化的发展阶段包括起步期、加速期、减速期、平稳期分别对应。

在定量分析方而，吴淑莲（2006）运用包括通径分析和Granger因果检验在内的多种分析方法，研究了关于城市化与房地产业的发展之间的内在互动关系，研究成果表明，尽管城市化的发展对于房地产业的促进不可避免的有一定的时滞效应，但这并不妨碍二者之间存在着彼此相互推进关系。

向为民等（2007）以我国1986-2003年间的城市化水平与房地产投资相关数据为基础，利用Granger因果检验等方法对数据进行实证研究，结果表明房地产投资规模与城市化水平之间存在着双向因果关系。

任木荣等（2009）通过建立城市化水平与住宅用途商品房价格的动态经济模型，得出城市化速度的上升会导致住宅价格的迅速上升，并以省级而板数据为基础进行了实证分析，得出城市化率与住宅价格之间的弹性各地区均为正值，这就进一步说明二者之间的变动是同方向的。

曾江辉（2010）在考虑通货膨胀的条件下，利用城镇化水平与住宅用途商品房价格的年度数据，建立误差修正模型，使用格兰杰检验对二者关系进行实证检验，得出住宅价格不是城镇化水平的格兰杰原因，但城镇化水平高低却对住宅价格有着重要影响。

李永乐等（2013）从三个角度分别分析了郑州房地产价格变动对土地城镇化的影响机制，并对此理论分析运用而板数据模型进行检验，得出了房价上涨有利于地方政府土地财政收入增加、促进房地产企业购地需求和人民购房需求增加，基于此土地城镇化进程被加快的结论。

以上有关城镇化与房地产业关系的文献综述表明，城镇化水平与房地产业发展具有高度的相关关系。

本文选取福建省的统计数据，对商品房价格与城镇化之间的关系进行实证研究。

1.3福建省城镇化现状研究

近年来，随着福建省经济社会快速发展，城镇规模不断扩大，基础设施条件逐步完善，社会公共服务水平不断提高以及户籍制度、社会保障等配套措施的实施落实，全省城镇化进入快速发展时期。

到2012年福建省城镇化水平达59.6%，城镇人口2234万人，比2002年城镇化水平44.6%提高巧个百分点，平均每年增长1.5个百分点。

2012年，全省城市数量达到23个，建成区面积达1130

。

从人口的地区分布来看，福、厦、泉、漳4个设区城市的人口总量占到全省人口总量的60%以上，呈现出城镇人口向沿海经济发达地区和重要城镇集聚的明显态势，沿海地区成为福建省城镇化的主要空间载体。

福建全省设区市发展的空间快速扩展，表现在沿海城市出现明显的环湾发展态势，以中心城市带动周边市县一体化、同城化发展己成为沿海地区设区城市发展的主体形态。

其次，福州、厦漳泉两个大都市区和滨海都市带初现雏形，厦漳泉和福莆宁均签署了同城化发展协议，推进交通互联、产业协作、市场一体、资源整合、信息共享；山区内地出现了中心城市带动周边市县点一轴带状发展态势，初步形成“龙岩一永定”、“沙县一三明一永安”和“南平一武夷山”等城镇发展轴。

再次，中心城市配套能力不断增强，为吸纳城镇人口创造了有利的条件。

各中心城市在建设过程中，把产业发展、交通、给水、污垃处理等基础设施配套和医疗、卫生、教育等公共服务设施的配套作为重点，使中心城市的基础设施和公共服务设施配套水平有明显提升。

2.福建省城镇化水平对房地产价格关系实证研究

2.1指标与数据选取

选取的变量如下:

（1）城镇化水平（URB）。

国际上用来度量城镇化最常用、最简便的指标就是“城镇化水平”，或称为“城镇化率”。

它是指一个国家或一个地区的城市人口占总人口的比重。

由于“城镇化水平”是单一指标，所以它无法全面反映城镇化的涵义。

采用综合指标法虽然在理论上可以克服单一指标的不足，能较为全面地反映城镇化水平，但是在实际应用上标准不一，可比性、通用性较差。

所以本文采用最为常用的“城镇人口占总人口的比重”这个单一指标来反映辽宁省城镇化水平。

（2）房地产投资额（RI）。

鉴于数据的可得性，该指标采用的是最为常用的房地产开发投资额的年度数据，为了剔除物价因素的影响，本文按照全国固定资产投资价格指数，将数据调整为以1990年为基期的实际投资额，单位为亿元。

由于对数据取自然对数不会改变原有的协整关系，并且可以消除时间序列中的异方差现象，使趋势线性化。

所以本文对辽宁省城镇化水平（URB）和房地产投资额（RI）进行取自然对数计算。

2.2单位根检验

在具体运用协整理论分析时间序列时，为避免出现伪回归，必须首先检验被分析的时间序列是否平稳，即是否存在单位根。

常用的判别方法是ADF（AugmentedDickey一Fuller）检验和PP检验。

本文利用Eviews6.0软件，采用ADF检验对LNURB和LNRI进行单位根检验，并使用AIC准则确定ADF模型的滞后阶数，即所选的滞后阶数使AIC的值最小。

如表1所示，检验结果如下:

图1：

LNURB和LNRI单位根检验结果

变量

ADF值

1%临界值

5％

平稳性

LNURB

1.5080

-3.3820

-1.064418

不平稳

LNRI

5.6.357

-3.3588

-1.964418

不平稳

-3.8037

-3.4104

-1.96637

平稳

-4.6528

-3.3820

-3.0811

平稳

由表1可知，LNURB（城镇化率）的原序列的ADF统计量大于1%—5%显著性水平的临界值，则不能拒绝原假设，即LNURB在1%—5%显著性水平下是不平稳序列。

LNRI（房地产投资额）的原序列的ADF统计量大于1%—5%水平的临界值，则不能拒绝原假设，即LNRI原序列也是非平稳序列。

LNURB的一阶差分在1%的显著水平下拒绝原假设，即LNURB的一阶差分序列在1%的显著水平下为平稳序列。

同理，LNRI的一阶差分序列在1%的显著水平下为平稳序列。

综上所述，LNRI与LNURB均为一阶单整工

（1），这两个变量之间可能存在协整关系。

2.3回归分析

首先用EVIEWS6.0建立LNURB与LNRI的回归模型，分析结果如下：

图2回归结果

系数

标准差

统计量

概率

3.283798

0.060642

54.15041

0.000

LNRI

0.120561

0.010583

11.39162

0.000

系数

0.896387

因变量均值

3.962342

离差平方和

0.889479

因变量标准差

0.141119

回归分析

0.046915

Akaike信息准则

-3.170845

平方和

0.033015

Schwarz准则

-3.07282

LNURB=3.2838+0.1206LNRI调整后的

=0.889，F=129.77，P=0.00，方程有很好的拟合度。

2.3Grange:

因果关系检验法

Granger因果关系检验法是用于确定经济变量之间是否存在因果关系的方法，它要求被检验的序列为平稳的时间序列。

Granger因果关系检验法的基本思想为:

如果X是引起Y变化的原因，那么X对于预测Y起到一定的作用，即在Y关于其过去值的回归中，加入X的过去值作为独立的解释变量，能够显著地增加回归的解释能力，此时，称X为Y的原因，记为Xby。

如果加入X的过去值之后，并没有显著地增加回归模型的解释能力，则称X不是Y的原因，记为

需要注意的一点是，在进行Granger因果检验前，首先要证明随机变量是平稳序列。

所以一个完整的Granger因果检验包括时间序列的单位根检验、协整以及Granger因果关系检验。

本文的Granger因果关系检验结果如下（见图3）

图3福建省城镇化水平与房地产价格的Granger因果检验

原假设

滞后阶段

F检验值

P值

是否接受原假设

lnURB不是lnRI的Granger原因

1

0.655

0.364

接受

lnRI不是lnURB的Granger原因

1

4.845

0.0462

拒绝

lnURB不是lnRI的Granger原因

2

1.3235

0.6162

接受

lnRI不是lnURB的Granger原因

2

6.5253

0.0465

拒绝

lnURB不是lnRI的Granger原因

3

8.5934

0.0319

拒绝

lnRI不是lnURB的Granger原因

3

10.9281

0.00412

拒绝

以上检验结果表明，当滞后期为1年时，福建省城镇化水平变化在5%显著性水平下，不能拒绝原假设，即福建省城镇化水平变化不是房地产价格变化的原因，但房地产开发价格的变化在5%显著性水平下拒绝原假设，即福建省房地产开发价格的变化是城镇化水平变化的原因。

而当滞后期为2年时，城镇化水平仍然不是房地产价格的Granger原因，但是，福建省房地产价格变化是城镇化水平变化的Granger原因。

到第三期时，两者互为因果关系。

这表明，在短期内，福建省房地产价格的变化会影响城镇化进程，但城镇化水平的变化则对房地产价格的影响有更长的滞后时间。

实际上，房地产价格增加会在较短时间内吸引更多农民工进城，由于房地产建筑周期较长，这部分农民工就成为城市人口的一部分，从而提高了城镇化水平。

又由于房地产业具有很高的产业关联度，所以房地产价格的增加会带动上下游产业发展，增加就业，吸引更多农村人口进入城市，进而提升城镇化水平。

但福建省城镇化水平的提升在较短时间内不是房地产价格变化的原因，主要是由于刚刚由农村进入城市的新增人口收入通常比较低，其对于房屋的购买力较弱。

此外，城镇化水平的提高导致对于房地产的需求增加，但是整个房地产市场的运行以及信息的传递有一个时滞。

所以综上所述，福建省城镇化水平的提高在短期内不是房地产价格增加的原因，而房地产价格的变化在短期内会使人口城镇化水平发生变动。

2.4向量误差修正模型

本文依据上述理论，对误差修正模型的构建如下:

首先，以

的一阶差分

作为因变量，以

的一阶差分建立如下模型:

利用OLS法，通过Eviews6.0进行回归，得到误差修正模型为:

误差修正项ECM的系数为负，符合误差修正反向修正的机制。

ECM前面的系数为-0.086，表明上期的误差对当期人口城镇化水平波动调整的幅度很小，即人口城镇化水平每偏离均衡一个单位，模型以反方向0.086个单位的幅度对其进行调整。

同时可以得出，福建省人口城镇化率关于房地产投资的长期弹性为:

（0.562+0.0514）/（1-0.49）=1.20257。

福建省人口城镇化率关于房地产投资的短期弹性为0.562。

通过对福建省经济变量的协整分析可发现本模型使用的变量之间存在长期均衡关系。

为进一步确切地描述这三组变量之间的长期均衡关系和对这种长期均衡的短期偏离，我们通过建立向量误差修正模型来分析城镇化率URB、房地产投资额RI的动态关系。

运用Eviews5.0模型的估计结果如下：

图-4误差修正模型估计结果

误差修正各变量

系数

T统计量

CointEql

-0.3861388

-2.380427

D（LHP-1）

-0.358978

-1.19546

D（LUR-1）

4.239188

3.985921

D（LUR-1）

-0.268756

-2.150923

误差修正项的系数为负，符合反向修正原则，修正长期非均衡的程度是38.61％，这表明当长期关系偏离时，短期的非均衡状态逐渐向长期均衡状态修正的过程较慢。

而从短期看，在其他因素不变的情况下，福建省城镇化率和房价呈现出正相关关系，但影响程度明显低于长期，在短期均衡中，城镇化率每提高一个单位，房价将会增加4.239188个单位。

2.5脉冲响应函数

脉冲响应函数方法不是分析一个变量的变化对另一个变量会有怎样的影响，而是分析当一个误差项发生变化，或是模型受到某种冲击时对整个系统的动态影响。

脉冲响应函数表示的是，在扰动项上施加一个标准差大小的冲击对于内生变量当前值以及未来值带来的影响。

对一个变量施加冲击直接影响此变量，并且通过VAR模型的动态结构传导给所有其他的内生变量。

本文分别给两个变量一个标准差大小的冲击，得到相应的脉冲响应函数图。

如图5所示，横轴表示的是冲击作用的响应期数（年），纵轴表示各变量的变化百分比。

实线代表响应函数曲线，两条虚线则代表两倍标准差的置信带。

图-5脉冲响应函数图

综上，两条曲线的走势略有不同，主要体现在前五期。

在滞后一期至五期，房地产投资对城镇化的响应经历了增长一下降一增长，并于第五期到达最大值;而城镇化水平对房地产投资的响应则经历了下降一增长一不变，并于第六期达到最大值。

在滞后十至十五期，都经历了较小幅度的波动，之后都在长期缓慢收敛于零。

由此可以看出，福建省城镇化水平与房地产投资相互影响。

福建省城镇化水平的提高在短期内不会导致房地产投资的迅速增长，对房地产投资的拉动有一个滞后期。

而福建省房地产投资的增长则对推动城镇化发展有着即期效应，但是这种推动效应没有形成持续期，可能是由于房地产投资的负外部性，即房地产投资过快增长导致房价过高，进入城市的农民工人口数因为城市生活实际成本的上升而下降，甚至使更多在城农民工选择离开城市，从而使得人口城镇化率下降。

2.6主要结论

基于协整分析和误差修正模型，分析了福建省的城镇化建设对其房地产的价格的影响，结果表明：

1.就福建省而言，我们发现城镇化率、土地购置价格与房地产价格均为不平稳的过程，但它们之间存在长期协整关系。

可以认为福建省的城镇化率、土地购置费用是影响房地产价格长期性的决定性因素。

2.在短期内，影响福建省的房价的最主要因素是城镇化率。

房地产价格LHP关于城镇化率的短期弹性为4.239188，长期弹性为14.25972。

土地购置费用对房价的影响则分别是短期0.268756、1.502727。

3.在长期内，福建省的房价与城镇化率负相关，与土地购置费用正相关。

而短期内，正好相反，房价与城镇化率正相关，与土地购置费用负相关。

特别在长期上，福建省城镇化率对房价的抑制作用尤为明显。

4.给福建省城镇化建设水平和土地购置费用一正向冲击后，将会传递给房地产价格，分别带来房地产价格的同向和反向冲击。

比较两者冲击的显著性，福建的城镇化建设水平对其房价的影响更大。

3.政策建议

3.1重点抓好城镇化试点工作

要从城乡一体化、城乡统筹发展、“大城关”建设等方面，推进不同层面、不同类型、不同模式的城镇化试点工作，提升县城、重点镇对乡村地域的带动能力，探索推进城镇化发展的路径和模式。

推进以石狮为代表的全域城市化发展模式;推进以晋江为代表的城乡一体化发展模式;推进以永安、邵武为代表的城乡统筹发展模式;推进以德化、拓荣为代表的大城关发展模式。

通过不同类型城镇化试点工作，为福建省市县发展提供多种可供借鉴的城镇化路径。

3.2把县城作为推进城镇化发展的基本平台

顺应县级行政体制改革趋势，赋予县级政府更多的管理自主权，以县作为统筹城乡协调发展和落实空间开发管制的基本平台，把做大做强县域中心城市放在城镇化推进过程中一个比较优先的位置。

推进强镇扩权，赋予中心镇独立的财税、土地、规划建设管理、人事等权限，增强发展自主'险。

同时对发展较好的重点中心镇，赋予县（市）级待遇，通过健全机构，扩大编制，提高社会管理和公共服务能力，促进区域内行政管理扁平化，增强竞争性。

3.3建立有利于城镇化发展的规划体系

启动县（市）域城乡总体规划或城乡一体化规划制定工作，制定城市发展边界和生态红线，建立全域化的规划管理体系。

强化规划间的相互融合与协调。

加强城乡规划与经济社会发展规划、土地利用规划及其他相关规划的融合，通过建立“一张图”制度，强化规划对城乡建设的综合调控及城镇化发展空间的引领作用，协调好城乡建设、土地利用、产业发展和区域性基础设施建设的空间关系。

建立规划体系的整体运行评估机制。

建立健全规划体系运行状况的绩效评估机制，将规划体系的整体协调和管理实施作为提高行政效能的着力点，增强规划体系的综合调控作用。

3.4合理确定城市开发边界，规范新城新区建设

严格控制城乡建设用地总规模，强化规划对用地规模、结构和时序安排的调控，结合未来产业布局和实际就业情况合理确定城市人口规模和设施配套。

统筹城市布局与区域重大基础设施、重大生产力、重要交通网络布局，通过采取强制措施消除行政区划和部门利益带来的壁垒，实现产城互动、港城互动、区域互动。

以城市集约紧凑布局为导向，制定各类城市建设用地标准，把建成区人口密度、产业园区投入产出比作为考核评价的约束性指标。

推进低效用地再开发利用，盘活存量建设用地。

城镇建设要充分利用现有建成