文/成都市龍泉驛區(qū)發(fā)展和改革局 刁龍全

中國城市規(guī)劃設(shè)計研究院西部分院 杜曉娟

精裝房是“全裝修成品商品住房”的通俗名稱，相較毛坯房、清水房，精裝房具有節(jié)約資源、生態(tài)環(huán)保、減少擾民、即買即住等優(yōu)點，歐美發(fā)達國家多采用此種商品住宅交付模式。近年來，北京、上海、成都等地相繼出臺相關(guān)政策，推動成品住宅市場發(fā)展。目前，因涉及金額大、信息不對稱等原因，各地購房者與開發(fā)商關(guān)于精裝修的糾紛屢屢發(fā)生。特別是2017年以來，全國各地房地產(chǎn)限價政策頻出，部分開發(fā)商通過精裝修方式變相提高住宅售價，進一步加劇了精裝修糾紛。對新建商品住宅市場而言，精裝房帶來的影響不容小覷。

學(xué)術(shù)界關(guān)于精裝房與房地產(chǎn)市場的關(guān)系研究較少，并未聚焦精裝修對市場影響這一主題?，F(xiàn)有研究中裝修價格對市場需求的影響尚未明確。同時，裝修價格與房價其他部分在影響購房需求方面的差異也缺乏討論。本文將緊扣這一主題，通過實證分析研究精裝修價格對居民購房意愿的影響。

1 研究方法及數(shù)據(jù)

既有研究大多通過理論分析、問卷調(diào)查、案例分析等方法研究精裝修價格對消費者購房意愿的影響。在吸取既有成果基礎(chǔ)上，本文以房地產(chǎn)銷售的真實數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過定量研究方法進行進一步分析。

1.1 研究方法

結(jié)合學(xué)術(shù)界既有研究成果，本文認為居民購房意愿是價格、時期、區(qū)位和項目特質(zhì)等變量的函數(shù)，表現(xiàn)為以下線性形式。

式中，yi代表居民購房意愿，xi代表價格等變量，εi為殘差項。由于居民購房意愿難以直接測度，本文擬以商品住宅項目去化率指標近似代替，即某一時期內(nèi)項目銷量和總供應(yīng)量的比值。但去化率為比例指標且僅在區(qū)間[0，1]內(nèi)取值，無法觀測居民購房意愿對應(yīng)的潛在去化率超過1（市場供不應(yīng)求）或小于0（市場極端蕭條）的部分，故不能完全反映居民真實的購房意愿。

本文采用刪截回歸模型并通過受限因變量來推斷總體特征。令yi*為居民潛在購房意愿，2個刪截點分別為0和1，則觀測到的購房意愿如下。

1.2 數(shù)據(jù)來源及模型變量

本文選取成都市新建商品房項目銷售數(shù)據(jù)。目前，成都市新建商品住宅銷售實施公證搖號選房，并按棚改家庭、剛需家庭、普通家庭3批次依次進行。房地產(chǎn)企業(yè)須在成都住宅與房地產(chǎn)業(yè)協(xié)會網(wǎng)站公示項目預(yù)售信息和搖號選房結(jié)果。其中項目預(yù)售信息包括項目地址、預(yù)售面積、預(yù)售套數(shù)、3批次配額、套型分布，同時公布每套住宅面積、清水申報價格和裝修方案價格等；搖號選房結(jié)果包括3批次房源選購數(shù)量、選房人代碼、房源編號等。因交易過程公正透明、結(jié)果可信，上述數(shù)據(jù)可被視為成都市房地產(chǎn)市場的真實交易數(shù)據(jù)。

本文數(shù)據(jù)來源于成都市“5·15”限購新政實施半年內(nèi)（2018年5月16日—11月16日）完成公證搖號選房并已進行結(jié)果公示的住宅項目，收集到118條項目數(shù)據(jù)（含同一項目多次預(yù)售的情況），選取以下變量。

1）項目去化率 因變量，取搖號選房完成后項目銷售套數(shù)與總可售套數(shù)的比值，并按全部家庭、剛需家庭分別計算（因普通家庭選房范圍為前2批次剩余全部房源，其成交數(shù)量或高于配額，故不計算其去化率）。

2）清水價格 自變量，控制房屋價格影響，取項目預(yù)售公示中申報清水價格的均值。

3）裝修價格 自變量，衡量裝修價格影響，取項目預(yù)售公示中數(shù)種裝修方案價格的均值。

4）交易期日 自變量，控制房地產(chǎn)市場長期趨勢影響，取選房日期距2018年5月15日相隔的天數(shù)。

5）圈層 自變量、分類變量，控制區(qū)位影響。成都市城市格局為典型的單中心圈層結(jié)構(gòu)，錦江區(qū)、金牛區(qū)、青羊區(qū)、武侯區(qū)、成華區(qū)、高新區(qū)、天府新區(qū)等核心區(qū)域為一圈層；郫都區(qū)、新都區(qū)、龍泉驛區(qū)、溫江區(qū)、雙流區(qū)等近郊區(qū)為二圈層，其他遠郊區(qū)（市）縣為三圈層。

6）到區(qū)域中心距離 自變量，控制區(qū)位影響。對于一、二圈層住宅項目，取其所在地到成都市中心（天府廣場）的路網(wǎng)距離；對于三圈層住宅項目，取其所在地到該區(qū)（市）縣城區(qū)中心的路網(wǎng)距離。

7）到地鐵站距離 自變量，控制區(qū)位影響，取各項目所在地到最近地鐵站的路網(wǎng)距離。

8）套均面積 自變量，控制項目個體影響，取項目預(yù)售公示中每套住宅的平均面積。

9）套均居室數(shù)量 自變量，控制項目個體影響，取項目預(yù)售公示中每套住宅居室數(shù)量的均值。

2 實證分析

在描述性統(tǒng)計分析基礎(chǔ)上，進一步將模型分為“全市”“中心城區(qū)”“遠郊區(qū)”3類，同時每類分“全部家庭”“剛需家庭”2種，運用刪截回歸模型，分析精裝修價格對居民購房意愿的影響程度和區(qū)域差異，下文為具體研究結(jié)果。

2.1 變量描述性統(tǒng)計分析

因一圈層項目數(shù)量較少（5個），將一、二圈層合并為中心城區(qū)，并按此將數(shù)據(jù)分為2部分，分別求取各變量均值如表1所示。由表1可看出，中心城區(qū)和遠郊區(qū)雖在去化率上差異不大，但裝修價格差異明顯，中心城區(qū)裝修價格相當(dāng)于其清水價格的18.2%，而遠郊區(qū)僅為12.1%。

從項目分布上看，中心城區(qū)精裝房項目比重高達57.4%，遠郊區(qū)僅為28%，精裝修項目分布存在顯著的空間差異。

2.2 回歸分析結(jié)果

綜上所述，因精裝修價格和項目分布存在顯著空間差異，本文建立全市、中心城區(qū)、近郊區(qū)3類回歸模型。同時，為討論剛需家庭對精裝修的敏感性差異，每類模型又分為“全部家庭”“剛需家庭”2種。回歸分析采用R軟件中ARNE開發(fā)的“CensReg”程序包。

因刪截回歸模型為非線性回歸模型，其自變量對因變量影響的邊際效應(yīng)并不等于回歸系數(shù)，模型報告的各變量邊際效應(yīng)如表2所示。

表1 變量均值統(tǒng)計

表2 變量邊際效應(yīng)

2.3 裝修價格對居民購房意愿影響的分析

控制變量中，清水價格、到區(qū)域中心距離、到地鐵站距離對居民購房意愿有顯著負向影響，符合預(yù)期。交易期日系數(shù)顯著為負，表明從時間趨勢看，居民購房意愿呈顯著降低趨勢。圈層結(jié)構(gòu)變量為負數(shù)，說明相較二、三圈層（近郊區(qū)和遠郊區(qū)），購房者更傾向于一圈層（核心區(qū)）。套均面積影響為負，表明成都市購房者偏好小套型。套均居室數(shù)量影響為正，在控制套均面積不變的情況下，套均居室數(shù)量越大，表明該項目對住宅面積利用率越高，更易受購房者青睞。除變量二圈層外，剛需家庭變量的邊際效應(yīng)絕對值均大于全部家庭邊際效應(yīng)絕對值，剛需家庭購房意愿對上述因素更敏感。

精裝修價格系數(shù)顯著為負，表明裝修價格提高將抑制居民的購房意愿。如表2所示，裝修價格每上漲1000元/m2，對應(yīng)的去化率將降低7.74%。就絕對值而言，裝修價格的邊際效應(yīng)大于清水價格的邊際效應(yīng)，即裝修價格上漲對居民購買意愿的負面影響高于清水價格上漲。若將裝修價格和清水價格視為房價的不同組成部分，即表明在同等價格（含裝修價）的清水房和精裝房中，居民購買前者的意愿將高于后者。原因可能是，精裝房雖提供了裝修產(chǎn)品，但存在風(fēng)格不合、質(zhì)量問題、經(jīng)濟糾紛等風(fēng)險，購房者或許認為其凈效用為負，傾向予以規(guī)避。

從剛需家庭看，裝修價格的影響方向仍未改變，但絕對影響程度增加，裝修價格每上漲1000元/m2，去化率將降低9.43%，影響程度比全市均值高21.8%，這可能與剛需家庭收入層次偏低有關(guān)。然而，裝修價格對剛需家庭購房意愿影響的相對程度有所減弱。在全市家庭中，裝修價格邊際效應(yīng)絕對值是清水價格的2.15倍，但剛需家庭僅為1.66倍。這一現(xiàn)象可能是由于剛需家庭尚無自有住宅，對住房需求較普通家庭更迫切，對精裝修容忍度更高。同時，精裝房雖存在一定問題，但一定程度上有利于剛需家庭盡快入住，負面影響趨于弱化。

2.4 裝修價格影響的區(qū)域差異

從絕對影響程度看，無論是全部家庭還是剛需家庭，裝修價格對遠郊區(qū)居民購房意愿的影響將高于中心城區(qū)，分別達1.28倍和1.23倍。中心城區(qū)住宅精裝修比例遠高于遠郊區(qū)，中心城區(qū)居民更適應(yīng)精裝修交付模式，故受到的影響相對較弱。

從相對影響程度看，裝修價格對中心城區(qū)剛需家庭購房意愿的影響是清水價格影響的2.01倍，而全部家庭模型中這一數(shù)字僅為1.71倍，其強弱關(guān)系與全市趨勢正好相反，表明在同等房價（含裝修）情況下，中心城區(qū)剛需家庭將精裝修視為負效用的程度高于平均。

從家庭差異看，裝修價格對中心城區(qū)剛需家庭的影響是對全部家庭的1.18倍，而遠郊區(qū)這一數(shù)字僅為1.14倍，二者存在較大差異，主要原因或許是大城市收入差距大于小城市，導(dǎo)致大城市剛需家庭對價格的敏感程度更高。

3 結(jié)語

本文以成都市新建商品住宅公證搖號選房結(jié)果公示數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，構(gòu)建居民購房意愿影響因素模型，研究結(jié)論如下。

1）精裝修對居民購房意愿有顯著負向影響 地方政府在推動成品住宅發(fā)展過程中應(yīng)充分考慮其對本地居民購房意愿的影響，同時，開發(fā)商在制定銷售價格時，也應(yīng)綜合考慮市場需求對裝修價格彈性大小的影響。

2）裝修價格對居民購房意愿影響高于房價影響 裝修價格的邊際效應(yīng)大于清水價格，表明近年來多地發(fā)生的關(guān)于精裝修質(zhì)量、價格等問題的糾紛，已嚴重影響精裝房在居民心中的形象，導(dǎo)致市場對精裝房的認可度較低。然而，隨著成品房市場逐步規(guī)范、裝修價格趨于透明、品質(zhì)保障體系持續(xù)完善，未來裝修價格對購房意愿的影響或?qū)p弱。

3）精裝修影響存在區(qū)域差異 中心城區(qū)居民對裝修價格的敏感程度低于遠郊區(qū)。考慮到中心城區(qū)精裝修實施比例更高的現(xiàn)狀，推斷隨著精裝修逐步推廣，居民對裝修價格的敏感程度將呈下降趨勢。