สมการตัวแบบการก่อสร้างที่อยู่อาศัยใหม่ในเขตกรุงเทพมหานคร...

สมการตวแบบการกอสรางทอยอาศยใหมในเขตกรงเทพมหานครและปรมณฑล :

แบบจำลองเศรษฐมตเชงโครงสราง

คณะพาณชยศาสตรและการบญช มหาวทยาลยธรรมศาสตร

ปท 35 ฉบบท 133 มกราคม-มนาคม 2555

19

สมการตวแบบการกอสรางทอยอาศยใหมในเขตกรงเทพมหานคร

และปรมณฑล : แบบจำลองเศรษฐมตเชงโครงสราง

The Model of New Residential Construction in Bangkok

and its Vicinity: A Structural Econometric Model

ดร.อภชาต คณารตนวงศ อาจารยประจำสาขาวชาการตลาดและธรกจระหวางประเทศ

คณะการจดการและการทองเทยว มหาวทยาลยบรพา

บทคดยอ ารศกษานพยายามประมาณสมการตวแบบจำนวนทอยอาศยสรางใหมในเขตกรงเทพมหานครและปรมณฑล ผลการ

ศกษาไดสมการตวแบบ 3 สมการ แตกตางกนตามวตถประสงค สมการตวแบบเตมรป (Full Model) ประกอบดวย

ตวแปรอธบายราคาทอยอาศย จำนวนทอยอาศยสะสม อตราดอกเบยทอยอาศย สนเชอทอยอาศยคงคาง

ความเชอมนผบรโภค ตนทนการกอสรางและตวแปรหนป พ.ศ. (กอนหรอหลงวกฤตเศรษฐกจ) ตวแปรอธบายดง

กลาว มอทธพลตอจำนวนทอยอาศยสรางใหมอยางมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 คาความยดหยนของอปทานตอราคาทอย

อาศย มคาเทากบ 0.94 สมการตวแบบประหยด ชใหเหนวาราคาทอยอาศย และอตราดอกเบยทอยอาศย เปนตวแปรอธบายสำคญ

ทมอทธพลตอจำนวนทอยอาศยสรางใหม สมการตวแบบทสาม ประมาณขนเพอพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหม ลวงหนา 1

ชวงเวลา ดวยขอมลอดตทเกดขนแลว ประกอบดวยตวแปรอธบายราคาทอยอาศย จำนวนทอยอาศยสะสม อตราดอกเบยทอย

อาศย สนเชอทอยอาศยคงคาง และตวแปรหนป พ.ศ. ประสทธภาพในการพยากรณอย ในระดบทนาพอใจ คาสถต

Theil Inequality Coefficient เทากบ 0.039 สมการตวแบบทสาม พยากรณวา จำนวนทอยอาศยสรางใหม ในป 2554 เทากบ

88,017หนวย หรออยระหวาง 66,654 และ 109,381 หนวย ทระดบความเชอมน 95%

คำสำคญ : ทอยอาศย อสงหารมทรพย บานจดสรร การกอสราง แบบจำลองเศรษฐมต

วารสารบรหารธรกจ



20

his study estimates the model of new residential construction (housing starts) in Bangkok and its

vicinity. By using secondary data from public sources, three models were estimated. In the full model,

the explanatory variables include housing price, housing stock, mortgage rate, outstanding mortgage

loan, consumer confidence, construction costs, and year (a dummy variable). All explanatory variables

in the model are statistically significant. The price elasticity of supply is 0.94. In the parsimonious model, the

statistically significant explanatory variables are housing price, mortgage rate, andyear. Thethird model was

estimated to predictthe number of housing starts in the next periodby using actual data collected in the previous

period.The forecasting performance of this model is satisfactory; its Theil Inequality coefficient is0.039. The model

predicts that housing starts in year 2011is 88,017 units or between 66,654 and 109,381 units at 95% confidence

level.

ABSTRACT

Keywords: Real Estate, Residential Construction, Econometric Model, Housing Property, Condominium





21

1. บทนำ

การกอสรางทอยอาศยใหมสวนใหญของประเทศ เกดขนในเขตกรงเทพมหานครและปรมณฑล (ปทมธาน นครปฐม

นนทบร สมทรปราการ และสมทรสาคร) เหนไดจากในป 2553 ตวเลขการออกใบอนญาตกอสรางอาคารสงเพออยอาศย

ในเขตพนทดงกลาว คดเปนจำนวนทงสน 5,543,182 ตารางเมตร หรอเทากบรอยละ 68 ของการออกใบอนญาตกอสรางอาคารสง

ทงหมดทวประเทศในปเดยวกนการออกใบอนญาตกอสรางทอยอาศยในแนวราบ คดเปน 67,725 หนวย หรอเทากบรอยละ 35

ของทอยอาศยแนวราบทไดรบอนญาตกอสรางทวประเทศ (ศนยขอมลอสงหารมทรพย, 2554) วตถประสงคของการศกษาในครงน

เพอประมาณสมการตวแบบจำนวนทอยอาศยสรางใหมในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑล สมการตวแบบทประมาณขนมงหวง

ใหเปนอกเครองมอหนงในการประเมน ตดตาม และคาดการณจำนวนทอยอาศยสรางใหมของผเกยวของในธรกจอสงหารมทรพย

และเปนการตอบสนองชองวางความรเกยวกบการศกษาปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมซงงานศกษาในอดตของประเทศไทย

มการศกษากนนอยมาก (นธนนท, 2547)

สมการตวแบบทประมาณขนเปนสมการเชงโครงสราง (Structural Econometric Model) แบบสมการเดยว (Single

Equation Model) ประมาณดวยวธกำลงสองนอยทสด (Ordinary Least Square Method) และใชขอมลทตยภมรายป ระหวางป

พ.ศ. 2536-2553

ผลการศกษาไดสมการตวแบบ 3 สมการ แตกตางกนตามวตถประสงคในการประมาณ สมการตวแบบเตมรป

(Full Model) ประกอบดวยตวแปรอธบาย ราคาทอยอาศย จำนวนทอยอาศยสะสม อตราดอกเบยทอยอาศย สนเชอทอยอาศย

คงคาง ความเชอมนผบรโภค ตนทนการกอสราง และตวแปรหนป พ.ศ. (กอนหรอหลงวกฤตเศรษฐกจ) ตวแปรอธบายดงกลาว

มอทธพลตอจำนวนทอยอาศยสรางใหม อยางมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 สมการตวแบบเตมรปมประสทธภาพในการ

พยากรณสงทสด คาสถต Theil Inequality Coefficient เทากบ 0.012 คาความยดหยนของอปทานตอราคาทอยอาศย มคาเทากบ

0.94 สมการตวแบบประหยด ชใหเหนวา ราคาทอยอาศย อตราดอกเบยทอยอาศย และตวแปรหนป พ.ศ. เปนตวแปรอธบาย

ทสำคญ ทมอทธพลตอจำนวนทอยอาศยสรางใหม แตสมการตวแบบประหยดมประสทธภาพในการพยากรณตำทสด คาสถต Theil

Inequality Coefficient เทากบ 0.060 สมการตวแบบทสาม ประมาณขนเพอพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมในชวงเวลาถด

ไป โดยใชขอมลอดตทเกดขนแลว ตวแปรอธบายประกอบดวยราคาทอยอาศย จำนวนทอยอาศยสะสม อตราดอกเบยทอยอาศย

สนเชอทอยอาศยคงคาง และตวแปรหนป พ.ศ. ประสทธภาพในการพยากรณอยในระดบทนาพอใจ คาสถต Theil Inequality

Coefficient เทากบ 0.039 ในสวนถดไป เปนการทบทวนงานวจยทเกยวของ และการพฒนาสมการตวแบบของการศกษาในครงน

สวนท 3 อธบายการเกบรวบรวมขอมล สวนท 4 เปนการวเคราะหผล สวนท 5 อภปรายผลทไดจากการศกษา และสวนสดทาย

ชแจงถงประโยชนทไดรบและขอจำกดของการศกษาในครงน

2. การทบทวนงานวจยทเกยวของและการพฒนาสมการตวแบบ

การทบทวนงานวจยทเกยวของและการพฒนาสมการตวแบบ แบงการนำเสนอออกเปน 4 สวนยอย คอ 2.1) แนวคด

วธการพฒนาสมการตวแบบของงานวจยทเกยวของในอดต 2.2) ความสำคญของตวแปรการเปลยนแปลง (Change)

ตอการประมาณสมการตวแบบ 2.3) ความสำคญของตวแปรลาชา (Lagged Variables) และ 2.4) การพฒนาสมการตวแบบ

ของการศกษาในครงน

2.1 แนวคดวธการพฒนาสมการตวแบบของงานวจยทเกยวของในอดต

Mayer and Somerville (1996a) ไดจดประเภทงานวจยทศกษาการกอสรางทอยอาศยใหม ออกเปน 2 กลม กลมแรก

เปนงานวจยทใชสมการลดรป (Reduced Form Equation) จากสมการอปทานและอปสงค เพอประมาณความยดหยนของอปทาน

ตอราคาทอยอาศย ตวอยางงานวจยในกลมน ไดแก Follain (1979) เปนตน สวนกลมทสอง เปนงานวจยทประมาณปรมาณการ




22

กอสรางทอยอาศยใหมโดยตรง เชน Topel and Rosen (1988) Blackley (1999) และ McLaughlin (2011) เปนตน

งานวจยกลมแรกทใชสมการลดรป ระบปจจยดานอปทาน (Supply Shifters) และปจจยดานอปสงค (Demand

Shifters) ซงหมายรวมถงปจจยราคา ไวในสมการตวแบบ (Mayer and Somerville, 1996a) เชน ในงานของ Follain (1979)

ปจจยดานอปทาน ไดแก ตนทนคาวสดกอสราง คาแรงงานกอสราง อตราดอกเบย ปจจยดานอปสงค ไดแก รายไดครวเรอน

และจำนวนประชากร ปจจยดานราคา ไดแก ราคาทอยอาศยและราคาสนคาประเภทอนนอกจากน Follain (1979) ยงไดระบ

จำนวนทอยอาศยสะสม (Housing Stock) ไวในสมการตวแบบอกดวย

Topel and Rosen (1988) ประมาณจำนวนบานเดยวกอสรางใหมดวยตวแปรอธบาย ราคาทอยอาศยและตนทนการ

กอสราง (Cost Shifters) คอ อตราดอกเบย และคาแรงงานกอสราง Blackley (1999) ไดระบราคาสงปลกสรางทไมใชทอยอาศย

(Price of Nonresidential Structure) และจำนวนทอยอาศยสะสม (Housing Stock) เพมเตมในสมการตวแบบ งานวจย

ทงสองเปนตวอยางงานวจยในกลมทสอง ทประมาณการกอสรางทอยอาศยสรางใหมโดยตรง

ความแตกตางทเหนไดชดเจนระหวางงานวจย 2 ทงกลม คอ การระบปจจยดานอปสงค (ทนอกเหนอจากราคาทอยอาศย)

ไวในสมการตวแบบหรอไม ถงแมวางานวจยทประมาณปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมโดยตรง จะไมระบปจจยดานอปสงคอน ๆ

ไวในสมการ โดยระบเฉพาะปจจยดานราคา และปจจยดานอปทานหรอตนทน Mayer and Somerville (1996a) อธบายวา ราคา

ทอยอาศยเปนตวแปรทสะทอนถง ความตองการทอยอาศยหรออปสงคอยแลว การเพมขนของราคาสงสญญาณวา มความตองการ

ทอยอาศยเพมขน อยางไรกด Mayer and Somerville (1996a) พบวา นอกเหนอจากราคาแลว ผประกอบการใหความสนใจ

กบปจจยดานอปสงคอนดวย ดงจะเหนไดจาก Topel and Rosen (1988) และ Mayer and Somerville (1996a) พบอทธพล

ของระยะเวลาเฉลยในการเสนอขายทอยอาศย (Time to Sale) หรออตราการขาย (Sale Rate) ทมตอปรมาณการกอสราง

ทอยอาศยใหม McLaughlin (2011) ไดระบราคา ตนทนการกอสราง และจำนวนประชากรไวในสมการตวแบบ ดงนน อาจกลาว

ไดวา งานวจยทง 2 กลม ตางกนทการระบปจจยดานอปสงค จะระบเพยงปจจยดานราคา หรอจะระบปจจยดานอปสงคอน ๆ

เพมเตมเขาไปดวย

2.2 ความสำคญของตวแปรการเปลยนแปลง (Change)

Mayer and Somerville (1996a) ใชทฤษฎ Land Development และ Urban Growth พฒนาสมการตวแบบ

เพอประมาณการกอสรางทอยอาศยใหมและทดสอบสมการตวแบบดงกลาวการศกษายนยนวาการเปลยนแปลง (Change)

ของราคาทอยอาศยและตนทนการกอสรางมอทธพลตอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม (หมายเหต : การเปลยนแปลงราคา

(Change) หมายถงสวนทเพมขนหรอลดลงของราคาในชวงเวลา t จากชวงเวลากอนหนา t – 1)

Mayer and Somerville (1996a) และ Mclaughlin (2011) ไดอธบายถง อทธพลการเปลยนแปลงของราคาตอการ

กอสรางทอยอาศยใหมไวซงพอสรปไดดงน สมมตวา จำนวนประชากรเพมขนเพยงครงเดยวจำนวนหนงมผลทำใหความตองการ

ทอยอาศยสงขน ในขณะทปรมาณทอยอาศยสะสมยงมจำนวนเทาเดม ความตองการสวนเกนนเอง กดดนราคาทอยอาศยใหสงขน

ไมวาราคานนจะอยทระดบ (Level) ใดกตาม ดงนน การเปลยนแปลงของราคา (Change) ไมใชระดบราคา (Level) เปนตวแปร

ทสงสญญาณใหผประกอบการตดสนใจกอสรางทอยอาศยใหม

Mayer and Somerville (1996a) อธบายถงอทธพลของการเปลยนแปลงราคาและระดบราคาวา มความแตกตางกน

ดงน การเปลยนแปลงเพมขนของราคา 1 ครง สงผลใหมการกอสรางทอยอาศยใหมเกดขนจำนวนหนง สวนในกรณของระดบราคา

การเพมขนของระดบราคา มผลใหปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมเพมขนอยางถาวร และทำใหความยดหยนของอปทาน

ตอราคาเปนความยดหยนแบบ Infinite Supply Elasticity ดงนน Mayer and Somerville (1996a) จงแนะนำใหระบ

การเปลยนแปลงของราคา (Change) ในการประมาณปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม





23

อยางไรกด Mayer and Somerville (1996a) ไดเปรยบเทยบสมการตวแบบทพฒนาขนจากทฤษฎ Land Development

และ Urban Growth กบสมการตวแบบของ DiPasquale and Wheaton (1994) ซงพฒนาจาก Urban Spatial Theory และ

Stock Adjustment Process โดยกลาววา ปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม เปนผลสบเนองมาจากความแตกตางระหวาง

ปรมาณทอยอาศยสะสมทตองการ (Desired Stock) หรอ ณ จดดลยภาพ (Long-run Equilibrium Level) กบปรมาณทอยอาศย

สะสมในชวงเวลากอนหนา (Lagged Stock) ระดบราคาในชวงเวลาปจจบน (Current Price Level) เปนตวแปร (Proxy)

ทสะทอนถงความแตกตางนน (Mayer and Somerville, 1996a) ดงนน ระดบราคาจะมอทธพลตอปรมาณการกอสรางทอยอาศย

ใหม เมอปรมาณทอยอาศยสะสม ณ จดดลยภาพ แตกตางจากปรมาณทอยอาศยใหมสะสมในชวงเวลาหนง ๆ (Blackley, 1999)

Mayer and Somerville (1996a) สรปผลการเปรยบเทยบวาสมการตวแบบทพฒนาขนจากแนวความคดทงสองใหผล

ไมแตกตางกน แตขอดของการระบการเปลยนแปลงของราคา คอ ไมจำเปนตองระบปรมาณทอยอาศยสะสมในสมการตวแบบ

2.3 ความสำคญของตวแปรลาชา (Lagged Variables)

งานวจยทง 2 กลม จากการจดประเภทงานวจยของ Mayer and Somerville (1996a) คำนงถงผลกระทบของระยะเวลา

การกอสรางทอยอาศยทไมสามารถตอบสนองการเปลยนแปลงของความตองการทอยอาศยไดอยางทนทโดยงานวจยทเกยวของระบ

ตวแปรลาชา (Lagged Variables) ไวในสมการตวแบบ

Blackley (1999) ไดอางคำกลาวของ Olsen (1987, p. 1016) ซงกลาววา “expectations about future prices and

technology should be important determinants of current supply decisions.” (การคาดการณเกยวกบราคาและเทคโนโลย

ในอนาคตเปนปจจยสำคญในการตดสนใจเกยวกบอปทาน ณ ปจจบน) คำกลาวนสอดคลองกบคำกลาวของ Wheaton (1999,

p. 219) ทวา “It is rents at period t – n which determine forecast asset prices at time t, which in turn guide new

construction at t – n and hence the stock n periods later.” (ราคาหรอคาเชา ณ เวลา t – n เปนตวแปรกำหนดราคา

ณ เวลา t ซงราคา ณ เวลา t สงผลตอจำนวนการกอสรางใหม ณ เวลา t – n อนจะไปรวมเปนปรมาณสงกอสรางสะสมตอไป)

คำกลาวทงสองมความสอดคลองตรงกน คอ การคาดการณราคาในอนาคต มผลตอการตดสนใจในปจจบน เกยวกบการกอสราง

ทอยอาศยใหม Mayer and Somerville (1996a) พบวา การเปลยนแปลงราคาทอยอาศยในชวงเวลา t และยอนหลงไปถง 2

ชวงเวลามอทธพลเชงบวกตอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม

แนวคดวธการพฒนาสมการตวแบบ การระบตวแปรการเปลยนแปลงและตวแปรลาชา เปนแนวคดสำคญในการพฒนา

สมการตวแบบของการศกษาในครงน ซงจะไดอธบายในรายละเอยดในสวนถดไป อนง เพอความกระชบในการอธบายและปองกน

ความสบสน การอธบายอทธพลของตวแปรตาง ๆ จะไมเจาะจงวา ตวแปรนนเปนตวแปรการเปลยนแปลงและ/หรอตวแปรลาชา

ยกเวนในกรณทตองการความชดเจนของตวแปรการเปลยนแปลงและ/หรอตวแปรลาชานน ๆ

2.4 การพฒนาสมการตวแบบการกอสรางทอยอาศยใหมในเขตกรงเทพมหานครและปรมณฑล

การศกษาในครงนใชสมการลดรป (Reduced Form Equation) ในการพฒนาสมการตวแบบ กลาวคอ สมการตวแบบ

ประกอบดวย ปจจยราคาทอยอาศยปจจยดานอปทานและดานอปสงค เปนปจจยทมอทธพลตอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม

และใชบทสำรวจและบทวจารณของนธนนท (2547: หนา 1) ทกลาววา “ปจจยสำคญทกำหนดการกอสรางทอยอาศยใหม

ประกอบดวยราคาทอยอาศย ปรมาณอปทานทมอยเดม จำนวนทอยอาศยวาง อตราดอกเบย สภาพของตลาดสนเชอ การเตบโต

ของภาวะเศรษฐกจและตวแปรหนตาง ๆ ทสะทอนถงการกำหนดนโยบายของรฐ” และงานวจยทเกยวของ มาประกอบในการ

ระบตวแปรอธบายในสมการตวแบบทวไป

2.4.1 ปจจยดานราคา

ราคาทอยอาศย ตามกฎของอปทาน ปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมแปรผนตามราคาทอยอาศย การปรบตวสงขนของ

ราคาจงใจใหผประกอบการสรางทอยอาศยใหมจำนวนมากขนเขาสตลาด ดงนน ราคาทอยอาศยจงมอทธพลเชงบวกตอจำนวนทอย




24

อาศยสรางใหม Mayer and Somerville (1996a) พบอทธพลเชงบวกของการเปลยนแปลงของราคาทอยอาศย ในชวงเวลา

t, t - 1, และ t - 2 สวนBlackley (1999) พบอทธพลเชงบวกของการเปลยนแปลงของราคาทอยอาศย ในชวงเวลา t แต

Follain (1979) ไมพบอทธพลเชงบวกของระดบราคาทมตอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม

2.4.2 ปจจยดานอปทาน (Cost Shifters)

ปจจยดานอปทาน (Cost Shifters) ทมการศกษาแพรหลาย ไดแก อตราดอกเบย และตนทนการกอสราง เชน

Follain (1979) และ Blackley (1999) ระบอตราดอกเบย ราคาวสดกอสราง และคาแรงงานกอสรางในสมการตวแบบ นธนนท

(2547) จำแนกปจจยทเกยวของกบตลาดสนเชอออกเปนอตราดอกเบย และสภาพตลาดสนเชอ

อตราดอกเบย ดอกเบยเปนตนทนหนงของผประกอบการ การเพมขนอตราดอกเบย มผลใหตนทนกอสรางสงขน

และสงผลตอเนอง ใหเกดการชะลอการกอสรางทอยอาศยใหม (McLaughlin, 2011) อตราดอกเบยทปรากฎในงานวจยทเกยวของ

มทงอตราดอกเบยทแทจรง (Real Interest Rate) และอตราดอกเบย Nominal Interest Rate ซง Blackley (1999) กลาววา

อตราดอกเบยแทจรง (Real Interest Rate) อาจจะไมสะทอนถงสภาพตลาดสนเชอไดอยางครบถวน และ Topel and Rosen

(1988) พบวา อตราดอกเบย Nominal Interest Rate มอทธพลตอการกอสรางทอยอาศยใหม โดยอธบายวา อตราดอกเบย

Nominal Interest Rate สะทอนถงโอกาสในการขายทอยอาศยของผประกอบการ

สภาพคลองของตลาดสนเชอ เนองจากผประกอบการตองการเงนลงทนในการซอทดน และกอสรางสาธารณปโภค

พนฐานจากสถาบนการเงน (Mayer and Somerville, 1996b) หากตลาดสนเชอมสภาพคลองตำ กจะเปนอปสรรคในการพฒนา

โครงการอสงหารมทรพยนนได ดงนน สภาพคลองของตลาดสนเชอ จงมความสำคญตอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม

โดยสรป การกอสรางทอยอาศยใหม แปรผกผนกบอตราดอกเบย Norminal Interest Rate แตแปรผนตามสภาพคลองของ

ตลาดสนเชอ

ตนทนการกอสราง ตนทนการกอสรางประกอบดวย คาวสดกอสรางและแรงงานกอสราง การปรบตวสงขนของตนทน

การกอสราง อาจทำใหเกดความลาชาในการกอสราง สงผลกระทบเชงลบตอสภาพคลองทางการเงน และผลกำไรของผประกอบ

การได (บมจ. แลนดแอนดเฮาส จำกด, 2553) Blackley (1999) พบวา การเปลยนแปลงของตนทนวสดกอสรางและคาแรงงาน

กอสราง แปรผกผนกบปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม

2.4.3 ปจจยดานอปสงค (Demand Shifters)

นอกจากราคาทอยอาศย ปจจยดานอปสงคอน ๆ มอทธพลตอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมเชนกน (Al-Homound,

Al-Oun, and Al Hindawi, 2009) ปจจยดงกลาว ไดแก ภาวะการจางงานและอตราดอกเบยเปนตน (Golland and Boelhouwer,

2002)

ภาวการณจางงานหรอการมงานทำของผซอ อปสงคประกอบดวย 2 องคประกอบ คอ ความตองการซอและ

ความสามารถในการซอ (Armstrong and Kotler, 2011) ถาผซอมนใจตอภาวะการมงานทำ และระดบรายไดของตนวา สามารถ

ผกพนภาระทางการเงนในระยะยาว ทเกดจากการซอทอยอาศยไดความเชอมนของผซอทมตอภาวะการมงานทำของตนเองน

จะเปนปจจยทกอใหเกดองคประกอบ “ความสามารถในการซอ” การศกษาในครงน ใชความเชอมนของผบรโภคเปนตวแปรสะทอน

ถงความตองการซอทอยอาศยซงแปรผนตรงกบการกอสรางทอยอาศยใหม

อตราดอกเบยและสภาพคลองของตลาดสนเชอ นอกจากจะสงผลกระทบตอผประกอบการแลว ยงสงผลกระทบตอผซอ

อกดวย การปรบตวสงขนของอตราดอกเบย เปนการเพมภาระการผอนชำระเงนกรายเดอนใหสงขน ถงแมวาราคาซอขาย

ทอยอาศย จะไมมการเปลยนแปลงใด ๆ การปรบตวสงขนของอตราดอกเบย จงมผลใหผซอตดสนใจซอทอยอาศยยากขนตามไปดวย





25

ในสวนของสภาพคลองตลาดสนเชอ เนองจากทอยอาศยเปนอสงหารมทรพยทมราคาสง การซอขายอสงหารมทรพยสวนใหญ

จะตองมสถาบนการเงนเขามาสนบสนน ถาสภาวะตลาดสนเชอมสภาพคลองสง ผซอเขาถงสนเชอไดงาย โอกาสทจะเกดการ

ซอขายทอยอาศยกจะสงตามไปดวย แตถาสภาพคลองของปรมาณสนเชอลดลง ผซอเขาถงสนเชอทอยอาศยไดยากกวา โอกาส

ทจะเกดการซอขายกจะตำ มาตรการควบคมการปลอยสนเชอของคณะกรรมการนโยบายสถาบนการเงน ธนาคารแหงประเทศไทย

(Loan-to-Value ratio หรอ LTV) เปนตวอยางการจำกดปรมาณสนเชอทอยอาศย ทตองการชะลอปรมาณการซอขาย

อสงหารมทรพย (วรวทย, 2554)

จากการตรวจสอบขอมลตวแทนตวแปรอธบายเบองตน พบวา ความสมพนธระหวางอตราดอกเบยทอยอาศย 4 ประเภท

คอ อตราดอกเบยทอยอาศยลอยตวเฉลย 6 ธนาคาร อตราดอกเบย MRR และ MLR เฉลย 6 ธนาคาร และอตราดอกเบยอางอง

RP 14 วน ระหวางป 2548-2553 รวบรวมและรายงานในวารสารศนยขอมลอสงหารมทรพย (REIC) ปท 1-6 ฉบบท 1-19

พบวา คาสมประสทธสหสมพนธระหวางกนมคาสงมาก กลาวคอ มคาตำสดท 0.802 (คาสมประสทธสหสมพนธระหวางอตรา

ดอกเบยลอยตวเฉลย 6 ธนาคาร และอตราดอกเบยอางอง RP 14 วน) ดงนน จงเลอกใชอตราดอกเบยลอยตวเฉลย 6 ธนาคาร

เปนตวแทนตวแปรอตราดอกเบยทอยอาศยเพยงตวแปรเดยว

จำนวนทอยอาศยวาง เปนอกปจจยหนงทนธนนท (2547) ระบวา มอทธพลตอการกอสรางทอยอาศยใหม รายงาน

ผลการสำรวจในวารสารธนาคารอาคารสงเคราะห (2541) แบงทอยอาศยวางออกเปน 2 ประเภท คอ ประเภทแรก ทอยอาศย

ทสรางเสรจแลว แตยงไมไดขาย ซงมจำนวน 54,953 หนวย (หรอรอยละ 5%) จากจำนวนทอยอาศยทสำรวจทงหมด

1,132,333 หนวย ระหวางป 2533– เมษายน 2541 จำนวนทอยอาศยทยงไมไดขายน มความสมพนธโดยตรงกบระยะเวลาการ

เสนอขาย (Time to Sale) หรออตราการขาย (Sale Rate) ทระบในสมการตวแบบโดย Topel and Rosen (1988) และ Mayer

and Somerville (1996a) ถาอตราการขายเกดขนเรว จำนวนทอยอาศยทยงไมไดขาย กจะลดลงอยางรวดเรวเชนกน

ทอยอาศยวางประเภททสอง เปนทอยอาศยทขายแลว แตยงไมมผเขาพกอาศย วารสารธนาคารอาคารสงเคราะห

(2541) รายงานวา มจำนวนทงสน 295,489 หนวย (หรอรอยละ 26) จากจำนวนทอยอาศยทสำรวจทงหมดสวนหนงของ

ทอยอาศยวางประเภทน จะถกนำออกจำหนายอกครง และสรางแรงกดดนตอราคาทอยอาศย (ธนาคารอาคารสงเคราะห, 2540)

ดงนน จำนวนทอยอาศยวางแปรผกผนกบจำนวนทอยอาศยสรางใหม (นธนนท, 2547) แตเนองจากขอจำกดเกยวกบขอมล

จำนวนทอยอาศยวาง ทำใหการศกษาในครงน ไมสามารถทดสอบอทธพลของอตราทอยอาศยวาง ทมตอจำนวนทอยอาศยสราง

ใหมได

2.4.4 ปจจยอน ๆ

ปรมาณทอยอาศยสะสม นธนนท (2547: หนา21) กลาววา “ปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมจะเพมขนได

อยางรวดเรว ถาปรมาณทอยอาศยรวมทมอยเดมยงอยในระดบทนอยกวาดลยภาพระยะยาวอยมาก” ปรมาณทอยอาศยรวม ณ

จดดลยภาพ หมายถง จำนวนทอยอาศยสะสมทงหมด ทสามารถรองรบความตองการทอยอาศยทงหมดไดพอด ไมมความตองการ

หรอปรมาณทอยอาศยทงสวนเกนหรอสวนขาดเหลออย ในสภาวะทเมองมการเจรญเตบโตอยางตอเนอง ความตองการทอยอาศย

สวนเกนยงมอย ชใหเหนวา จำนวนทอยอาศยสะสมยงมไมเพยงพอกบความตองการ ถาจำนวนทอยอาศยสะสม ณ เวลาหนง

อยในระดบตำกวาจำนวนทอยอาศยสะสม ณ จดดลยภาพอยมาก การกอสรางทอยอาศยใหมกจะเกดขนอยางรวดเรว เพอลด

ชองวางความตองการสวนเกนนน ดงนน จำนวนทอยอาศยสะสมแปรผนตรงกบจำนวนการกอสรางทอยอาศยใหม

ในเชงประจกษ Follain (1979) และ Mayer and Somerville (1996a) ระบปรมาณทอยอาศยสะสมลาชา 1 ชวงเวลา

ในสมการตวแบบ โดย Follain (1979) พบวา ปรมาณทอยอาศยสะสมลาชา 1 ชวงเวลา มอทธพลเชงลบ แต Mayer and

Somerville (1996a) ไมพบอทธพลของปรมาณทอยอาศยสะสมดงกลาว




26

ตวแปรหนป พ.ศ. หลงวกฤตเศรษฐกจในป 2540 ปรมาณทอยอาศยสรางใหมในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑลลดลงอยาง

มาก กลาวคอ ทอยอาศยสรางใหมสรางเสรจและจดทะเบยน ในป 2541 มจำนวนเทากบ 63,864 หนวย ลดลงจากป 2540 ซงม

จำนวน 145,355 หนวย (ธนาคารอาคารสงเคราะห, 2548) ดงนน จงกำหนดตวแปรหน ป พ.ศ. 2536-2540 มคาเปน 0

และตวแปรหน ป พ.ศ. 2541-2553 มคาเทากบ 1

จากคำอธบายเกยวกบอทธพลของปจจยดานราคา ปจจยดานอปทานและปจจยดานอปสงคขางตน สามารถเขยนสมการ

ตวแบบทวไปไดดงน

จำนวนทอยอาศยใหม =

3. การเกบรวบรวมขอมล สมการตวแบบการกอสรางทอยอาศยใหมในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑล ประมาณดวยวธกำลงสองนอยทสด (Ordinary

Least Square Method) ขอมลทตยภมทใชในการประมาณเปนขอมลรายป ระหวางป พ.ศ. 2536-2553 รายละเอยดขอมล

และแหลงทมามดงน 1) จำนวนทอยอาศยสะสม (จำนวนหนวย) ในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑล (ปทมธาน นครปฐม นนทบร

สมทรปราการและสมทรสาคร) รวบรวมจากเวบไซตกรมการปกครอง กระทรวงมหาดไทย (www.dopa.go.th) 2) จำนวน

ทอยอาศยสรางใหม อตราดอกเบยทอยอาศยและปรมาณสนเชอทอยอาศย ใชขอมลตวแทนตวแปรตามลำดบ ดงน จำนวน

ทอยอาศยใหมสรางเสรจและจดทะเบยน (จำนวนหนวย) ในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑล อตราดอกเบยทอยอาศยลอยตว สำหรบ

บคคลทวไปเฉลย 6 ธนาคาร (ธนาคารอาคารสงเคราะห ธนาคารกสกรไทย ธนาคารกรงเทพ ธนาคารกรงศรอยธยา ธนาคารกรงไทย

และธนาคารไทยพาณชย) และสนเชอทอยอาศยบคคลทวไปคงคางทวประเทศ (ลานบาท) ขอมลตวแทนตวแปรทง 3 รวบรวมจาก

วารสารธนาคารอาคารสงเคราะหปท 11 ฉบบท 40 เดอนมกราคม-มนาคม 2548 และวารสารศนยขอมลอสงหารมทรพย (REIC)

ปท 1–6 ฉบบท 1–19 3) ราคาทอยอาศย ปรมาณสนเชอผประกอบการและความเชอมนผบรโภคใชดชนราคาทอยอาศย

(ราคาบานพรอมทดน ป 2534 เปนปฐาน) สนเชออสงหารมทรพยผประกอบการรวมทงป (ลานบาท) และจำนวนจำหนายรถยนต

นง (คน) รวบรวมจากเวบไซตธนาคารแหงประเทศไทย (www.bot.or.th) เปนตวแทนตวแปรและ 4) ตนทนคากอสรางใชดชน

ราคาวสดกอสรางรวม (ป 2548 เปนปฐาน) จากสำนกดชนเศรษฐกจการคา กระทรวงพาณชย (www.price.moc.go.th)

เปนตวแทนตวแปร

ในการกำหนดอกษรยอตวแทนตวแปร เพอใชในสมการตวแบบ มรายละเอยดดงน จำนวนทอยอาศยสรางใหม

(HSTARTS) ดชน ราคาท อย อาศย (HPRICE) จำนวนท อย อาศยสะสม (HSTOCK) อตราดอกเบ ยท อย อาศย

(MORTGAGERATE) สน เช อท อย อ าศ ยคงค า ง (OUTMORTLOAN) สน เช ออส งหาร มทรพย ผ ประกอบการ

(REALESTATELOAN) จำนวนจำหนายรถยนตนง (NOCARSOLD) ดชนราคาวสดกอสรางรวม (CONPRICE) และตวแปรหนป

พ.ศ. (YEAR) นอกจากน ยงมสญลกษณอน ๆ ทแสดงถงการปรบขอมลเพอใชในการประมาณการดงน คอ D (CONPRICE)

หมายถงการเปลยนแปลง หรอสวนตางระหวางดชนราคาวสดกอสรางรวมปปจจบน t และปกอนหนา t–1สวน D (CONPRICE

(-1)) หมายถงการเปลยนแปลง หรอสวนตางระหวางดชนราคาวสดกอสรางรวมป t–1 และป t–2 ตามลำดบและ HPRICE (-1)

หมายถงดชนราคาทอยอาศยในป t-1 ซงเปนปลาชา (Lag) 1 ชวงเวลา (หรอ 1 ป)

คาคงท + ราคาทอยอาศย + จำนวนทอยอาศยสะสม – อตราดอกเบย

ทอยอาศย + ปรมาณสนเชอทอยอาศย + ปรมาณสนเชออสงหารมทรพย

+ ความเชอมนผบรโภค - ตนทนการกอสราง + (-) ตวแปรหนป

พ.ศ...........................................สมการตวแบบทวไป





27

4. การประมาณการสมการตวแบบและการวเคราะหผล ในสวนนอธบายการประมาณสมการตวแบบ และการวเคราะหผลการประมาณ โดยเรมตนดวย 4.1) สมการตวแบบ

เตมรป 4.2) สมการตวแบบประหยด และสดทาย 4.3) สมการตวแบบพยากรณ

4.1 สมการตวแบบเตมรป (Full Model)

สมการตวแบบ 3 ในตารางท 1 ใชตวแปรอธบายทง 8 ตวแปร ตามทไดระบในสมการตวแบบทวไป เพออธบายจำนวน

ทอยอาศยสรางใหม คาสถต F และคานยสำคญทางสถตของตวแบบ (F-statistic = 335.63, p-value = 0.000) บงชวา ตวแปร

อธบายทง 8 มอยางนอย 1 ตวแปร มอทธพลตอปรมาณทอยอาศยสรางใหม อยางมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 เมอพจารณา

คาสมประสทธ และคานยสำคญทางสถตของแตละตวแปร พบวา คาสมประสทธตวแปรอธบายทกตวแปร มระดบนยสำคญนอย

กวา 0.05 ยกเวนคาสมประสทธสนเชออสงหารมทรพยผประกอบการ (D (REALESTAELOAN (-1))) ทมระดบนยสำคญมากกวา

0.05 (β = 0.0052, t-statistic = 0.256, p-value > 0.05) ดงนน จงคดเอาตวแปรสนเชออสงหารมทรพยผประกอบการ D

(REALESTAELOAN (-1)) ออกจากสมการตวแบบ

หลงจากนน ทำการประมาณสมการตวแบบ 1 คาสถต F มคาเทากบ 434.29 คานยสำคญทางสถตนอยกวา 0.05 บงชวา

ตวแปรอธบายทงหมดอยางนอย 1 ตวแปร อธบายปรมาณทอยอาศยใหม อยางมนยสำคญทระดบ 0.05 เมอตรวจสอบคาสถต t

และคา p-value ของแตละตวแปร พบวา คาสมประสทธตวแปรอธบายทกตวแปร มนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 และมทศทาง

ตามทคาดการณไว กลาวคอ อตราดอกเบย (D (MORTGAGERATE (-1))) และดชนราคาวสดกอสราง (D (CONPRICE))

มความสมพนธเชงลบ สวนตวแปรอนมความสมพนธเชงบวก กบจำนวนทอยอาศยสรางใหม ตวแปรอธบายทง 7 ตวแปร สามารถ

อธบายการเปลยนแปลงจำนวนทอยอาศยใหม ไดถงรอยละ 99.5 (Adjusted R-squared = 99.5%)

ความหมายของคาสมประสทธของตวแปรอธบาย ในสมการตวแบบ 1 สามารถอธบายได ดงน คาสมประสทธดชนราคา

ทอยอาศย (HPRICE (-1)) มคาเทากบ β= 591,t-statistic = 4.31, p-value <0.05 หมายความวา หากตวแปรอน ๆ ในตวแบบม

คาคงท ดชนราคาทอยอาศยในชวงเวลา t – 1 เปลยนแปลงเพมขน 1 หนวย จำนวนทอยอาศยใหมในชวงเวลา t จะเพมขน

591 หนวย คาสมประสทธจำนวนทอยอาศยสะสม (D (HSTOCK (-1))) มคาเทากบ β = 0.341, t-statistic = 8.07, p-value

<0.05 หมายความวา หากตวแปรอนคงท ทก 1,000 หนวยของจำนวนทอยอาศยสะสมในชวงเวลา t - 1 ทเพมขนจาก

ชวงเวลา t – 2 มผลใหจำนวนทอยอาศยใหมในชวงเวลา t เพมขน 341 หนวย คาสมประสทธอตราดอกเบยทอยอาศย

(D (MORTGAGERATE (-1))) และดชนราคาวสดกอสราง (D (CONPRICE)) มคาเทากบ β = -5142, t-statistic = -7.74,

p-value <0.05 และ β = -703, t-statistic = -5.93, p-value < 0.05 ตามลำดบ หมายความวา อตราดอกเบยทอยอาศยใน

ชวงเวลา t – 1 เพมขนรอยละ 1 จากชวงเวลา t – 2 จำนวนทอยอาศยสรางใหมในชวงเวลา t จะลดลง 5,142 หนวย สวนดชน

ราคาวสดกอสราง ถาในชวงเวลา t ดชนราคาเพมขนจากชวงเวลา t - 1 จำนวน 1 หนวย จำนวนทอยอาศยสรางใหมในชวงเวลา

t จะลดลง 703 หนวย โดยตวแปรอน ๆ ในตวแบบมคาคงท




28

ตว

แบบ

1

ตวแบ

บ 2

ตวแบ

บ 3

ตวแบ

บ 4

ตวแบ

บ 5

ตวแบ

บ 6

ตวแบ

บ 7

ตวแบ

บ 8

C

1126

1 (0

.80)

-2

2589

(-0

.54)

11

623

(0.77)

-2

2374

(-0

.587

) -3

3391

(-0

.77)

-4

674

(-0.11

) 27

750

(0.58)

-9

9144

(-2

.22)

*

HPR

ICE

(-1)

59

1 (4

.31)

*

1005

(2.57

) *

594

(4.05)

*

1031

(2.

89) *

1527

(4.60

) *

819

(1.85)

86

5 (2

.14)

20

26 (5.

88) *

D (HST

OCK (-1

)) 0.

341

(8.0

7) *

0.24

5 (1

.88)

0.33

6 (6

.92)

*

0.21

4 (1

.93)

0.32

4 (2

.24)

*

D (M

ORTG

AGER

ATE

(-1)

) -5

142

(-7.

74) *

-489

2 (-2.03

) -5

176

(-7.20

) *

-584

7 (-3.

20) *

-6

155

(-2.

37) *

D (O

UTM

ORTL

OAN

(-1

)) 0.

135

(6.9

7) *

0.09

3 (1

.42)

0.13

5 (6

.51)

*

0.11

3 (2

.10)

0.16

6 (2

.43)

*

D (REA

LEST

ATEL

OAN

(-1

))

0.00

52 (0.26

)

D (NO

CAR

SOLD

) 0.

147

(6.7

5) *

0.14

8 (6

.23)

*

D (CO

NPR

ICE)

-7

03 (-5

.93)

*

-7

01 (-5

.53)

*

D (NO

CAR

SOLD

(-1

))

0.05

2 (0

.57)

D (CO

NPR

ICE

(-1)

)

-222

.93

(-0.57

)

YEAR

-8

2881

(-1

6.32

) *

-949

25 (-6

.24)

*

-831

17 (-1

5.16

) *

-982

13 (-7

.37)

*

-124

208

(-12

.37)

*

-849

80 (-4

.67)

*

-102

419

(-8.81

) *

-134

056

(-12

.29)

*

Mod

el F

it St

atis

tic:

R-s

quar

ed

99.7

%

97.5%

99

.7%

97

.4%

91

.8%

93

.4%

93

.8%

93

.7%

Adj

uste

d R-s

quar

ed

99.5

%

95.4%

99

.4%

96

.1%

90

.6%

91

.8%

92

.2%

92

.1%

F-s

tatis

tic (p-

valu

e)

434.

29 (p=

0.00

0)

45.59

(p=0

.000

) 33

5.63

(p=

0.00

0)

75.1

1 (p

=0.0

00)

78.47

(p=0

.000

) 57

.04

(p=0

.000

) 60

.23

(p=0

.000

) 59

(p=

0.00

0)

Ram

sey

RES

ET T

est

F-s

tatis

tic (p-

valu

e)

0.85

3 (p

=0.4

72)

12.680

(p=

0.00

7)

0.91

9 (p

=0.457

) 2.

128

(p=0

.182

) 3.58

5 (p

=0.060

) 0.03

5 (p

=0.966

) 3.32

1 (p

=0.078

) 0.

148

(p=0

.864

)

การท

ดสอบ

ขอตก

ลงเบ

องตน

ในกา

รประ

มาณ

สมกา

รตวแ

บบ

การท

ดสอบ

การก

ระจา

ยแบบ

ปกตข

องตว

แปรส

มควา

มคลา

ดเคล

อน (Ja

rque

-Ber

a Nor

mal

ity T

est)

Jar

que-

Bera

sta

tistic

(p-

valu

e)

0.74

7 (p

=0.6

88)

0.74

3 (p

=0.689

) 0.57

9 (p

=0.748

) 0.

424

(p=0

.809

) 0.42

2 (p

=0.810

) 0.22

1 (p

=0.895

) 0.56

7 (p

=0.753

) 0.

883

(p=0

.643

)

การท

ดสอบ

สหสม

พนธ

ขามช

วงเว

ลาขอ

งตวแ

ปรสม

ความ

คลาด

เคลอ

น (B

reus

ch-G

odfrey

LM

Tes

t)

F-s

tatis

tic (p-

valu

e)

0.49

2 (p

=0.6

34)

2.27

2 (p

=0.184

) 0.58

0 (p

=0.593

) 2.

521

(p=0

.142

) 0.64

1 (p

=0.544

) 2.09

9 (p

=0.173

) 0.65

0 (p

=0.543

) 1.

603

(p=0

.249

)

การท

ดสอบ

ความ

คงทข

องคว

ามแป

รปรว

นตวแ

ปรสม

ความ

คลาด

เคลอ

น (W

hite

Het

eros

keda

sticity

Tes

t)

F-s

tatis

tic (p-

valu

e)

15.6

25 (p=

0.06

1)

4.04

9 (p

=0.215

) n/

a 0.

912

(p=0

.568

) 1.16

9 (p

=0.359

) 0.44

0 (p

=0.811

) 0.88

2 (p

=0.527

) 0.

672

(p=0

.654

)

ตารา

งท 1

: คาส

ถต แ

ละคา

สมปร

ะสทธ

จากก

ารปร

ะมาณ

สมกา

รตวแ

บบแล

ะการ

ทดสอ

บขอต

กลงเ

บองต

นในก

ารปร

ะมาณ

หมาย

เหต

: 1.*p

-val

ue <

0.05

2.ตว

เลขแ

สดงค

าสมป

ระสท

ธ β

ทประ

มาณ

ไดสว

นตวเ

ลขใน

วงเล

บแสด

งคาส

ถต t-s

tatis

tic 3

.จำน

วนตว

อยาง

เทาก

บ 16

ตวอ

ยาง

(ยกเ

วนตว

แบบ

5

มจำน

วนตว

อยาง

17

ตวอย

าง)





29

ตว

แบบ

1

ตวแบ

บ 2

ตวแบ

บ 3

ตวแบ

บ 4

ตวแบ

บ 5

ตวแบ

บ 6

ตวแบ

บ 7

ตวแบ

บ 8

Roo

t M

ean

Squa

red

Erro

r (R

MSE

) 22

74

6940

22

63

7148

13

721

1136

2 11

077

1117

7

Mea

n Ab

solu

te E

rror

20

00

6049

19

83

6077

11

183

9046

80

39

9543

Mea

n Ab

solu

te P

erce

ntag

e Er

ror

2.98

9.29

2.95

9.

09

16.67

13.02

10.26

15.5

0

Thei

l Ine

qual

ity C

oeffi

cien

t 0.

012

0.03

7 0.01

2 0.

039

0.06

9 0.06

1 0.06

0 0.

060

ตารา

งท 2

: คาส

ถตเก

ยวกบ

ประส

ทธภา

พในก

ารพย

ากรณ

ของส

มการ

ตวแบ

บ

HST

ARTS

HPR

ICE

(-1)

D (HST

OCK (-1

)) D (M

ORTG

AGER

ATE

(-1)

D (O

UTM

ORTL

OAN

(-1

)) D (NO

CAR

SOLD

) D (CO

NPR

ICE)

HST

ARTS

1

HPR

ICE

(-1)

-.0

12 (.482

) 1

D (HST

OCK (-1

)) .875

(.000

) .236

(.190

) 1

D (M

ORTG

AGER

ATE

(-1)

) .344

(.096

) .349

(.093

) .497

(.025

) 1

D (O

UTM

ORTL

OAN

(-1

)) .624

(.005

) .507

(.022

) .716

(.001

) .424

(.051

) 1

D (NO

CAR

SOLD

) -.0

99 (.357

) .079

(.386

) -.2

87 (.140

) -.2

13 (.214

) -.1

56 (.282

) 1

D (CO

NPR

ICE)

-.0

55 (.000

) .020

(.470

) .111

(.342

) -.0

74 (.393

) .173

(.261

) .049

(.429

) 1

Varia

nce

Infla

tion

Fact

ors

(VIF

) 4.59

4 5.75

7 1.69

2 2.83

1 1.22

8 1.16

0

หมาย

เหต

: 1. ต

วเลข

ในวง

เลบ

แสดง

คา p

-value

ของ

คาสม

ประส

ทธสห

สมพน

ธ (r)

ตารา

งท 3

: คาส

มประ

สทธส

หสมพ

นธระ

หวาง

ตวแป

รและ

คาสถ

ต Va

rianc

e In

flatio

n Fa

ctor

(VI

F)




30

คาสมประสทธสนเชอทอยอาศยคงคาง (D (OUTMORTLOAN (-1))) เทากบ β = 0.135, t-statistic = 6.97, p-value

<0.05 หมายถง ถาตวแปรอนไมมการเปลยนแปลงใด ๆ และปรมาณสนเชอทอยอาศยคงคางในชวงเวลา t–1 เพมขนจากชวง

t–2 เปนจำนวน 1,000 ลานบาท จำนวนทอยอาศยใหมชวงเวลา t จะเพมขน 135 หนวยสวนคาสมประสทธตวแปรความเชอมน

ผบรโภคซงแทนดวยจำนวนจำหนายรถยนตนง (D (NOCARSOLD)) ในสมการตวแบบ มคาเทากบ β = 0.147, t-statistic =

6.75, p-value <0.05 หมายถง หากตวแปรอนคงท และจำนวนจำหนายรถยนตนงในชวงเวลา t เพมขนจากชวง t–1 เปนจำนวน

1,000 คน จำนวนทอยอาศยใหมในชวงเวลา t จะเพมขน 147 หนวย ดงนน จงสรปไดวาทศทางของอทธพลของตวแปรอธบาย

ในสมการตวแบบ 1 เปนไปตามความคาดหมาย โดยมขนาดของอทธพลตามทไดอธบายขางตน

ขนตอนตอไปเปนการทดสอบวา คาสมประสทธทประมาณไดในสมการตวแบบ 1 มคณสมบตพงประสงค (Best Linear

Unbiased Estimators หรอ BLUE) คอ ไมเอนเอยง มประสทธภาพ และคงเสนคงวา (ไพฑรย, 2548) หรอไม คาประมาณการ

จะมคณสมบตพงประสงค กตอเมอสมการตวแบบนน ผานการทดสอบขอตกลงเบองตนในการประมาณดวยวธกำลงสองนอยทสด

(Ordinary Least Square Method) ซงประกอบดวยการทดสอบหลก ๆ 4 ประการ คอ 1) การทดสอบพหสมพนธระหวางตวแปร

อธบาย (Multicollinearity) 2) การทดสอบสหสมพนธขามชวงเวลาของตวแปรสมความคลาดเคลอน (Autocorrelation) 3)

การทดสอบความคงทของคาความแปรปรวนตวแปรสมความคลาดเคลอน (Homoskedasticity) และ 4) การทดสอบการกระ

จายแบบปกตของตวแปรสมความคลาดเคลอน (Normality Test)

ตารางท 3 แสดงคาสมประสทธสหสมพนธระหวางตวแปรอธบายในสมการตวแบบ 1 พบวา ตวแปรอธบาย 4 ค

มคาสมประสทธสหสมพนธใกลเคยงหรอมากกวา 0.5 ตวแปรคท 1 D (MORTGAGERATE (-1)) และ D (HSTOCK (-1))

คาสมประสทธสหสมพนธมคาเทากบ 0.497 คท 2 D (OUTMORTLOAN (-1)) และ HPRICE (-1)) คาสมประสทธสหสมพนธ

มคาเทากบ 0.507 คท 3 D (OUTMORTLOAN (-1)) และ D (HSTOCK (-1)) คาสมประสทธสหสมพนธมคาเทากบ 0.716

และคท 4D (OUTMORTLOAN (-1)) และD (MORTGAGERATE (-1)) คาสมประสทธสหสมพนธมคาเทากบ 0.424 ถงแมวา

คาสมประสทธสหสมพนธระหวางตวแปรอธบายทสงกวา 0.8 ถงจะบงชวา ตวแปรอธบายคนนมความสมพนธกนสงมาก จนกระทง

มผลใหสมการตวแบบมปญหาพหสมพนธอยางรนแรง (ไพฑรย, 2548) แต Gujarati and Porter (2009) กลาววา คาสมประสทธ

สหสมพนธทตำกวา 0.8 กไมไดหมายความวาสมการตวแบบนนไมมปญหาพหสมพนธ ดงนน จงทดสอบปญหาพหสมพนธเพมเตม

ดวยคาสถต Variance Inflation Factor (VIF) ถาคาสถต VIF ของตวแปรอธบายใดมคามากกวา 10 แสดงวา ตวแปรอธบายนนม

ปญหาพหสมพนธ (Gujarati and Porter, 2009) จากตารางท 3 คาสถต VIF ของตวแปรอธบายในสมการตวแบบ 1 มคาอย

ระหวาง 1.160 และ 5.757 ดงนน จงสรปไดวา สมการตวแบบ 1 ไมมปญหาพหสมพนธระหวางตวแปรอธบายอยางรนแรง

จากตารางท 1 คาสถต F ของ Breusch-Godfrey LM test มคาเทากบ 0.492, p-value = 0.634 บงชวา สมการตว

แบบ 1 ไมมปญหาสหสมพนธขามชวงเวลาของตวแปรสมความคลาดเคลอน (No Autocorrelation) คา p-value ของคาสถต

F สงกวาคานยสำคญทางสถต 0.05 เชนเดยวกน คาสถต F ของ White Heteroskedasticity test เทากบ 15.625,

p-value = 0.061 บงชวา ความแปรปรวนของตวแปรสมความคลาดเคลอนมคาคงท (Homoskedasticity) แตเปนทนาสงเกตวา

คา p-value ของคาสถต F จาก White Heteroskedasticity (0.061) เขาใกล 0.05 มากเมอทดสอบการกระจายแบบปกต

ของตวแปรสมความคลาดเคลอน (Normality Test) คาสถต Jarque-Beraมคาเทากบ 0.747, p-value = 0.688 บงชวา

ตวแปรสมความคลาดเคลอนมการกระจายแบบปกต ดงนน จงสรปวา สมการตวแบบ 1 ผานการทดสอบขอตกลงเบองตน

คาสมประสทธทประมาณไดในสมการตวแบบ 1 มคณสมบตพงประสงค

วตถประสงคหนงของการประมาณสมการตวแบบ คอ การพยากรณ (Forecasting) ตารางท 2 แสดงคาสถต

ในการตรวจสอบประสทธภาพในการพยากรณ คา Mean Absolute Error ของสมการตวแบบ 1 มคาเทากบ 2000 หมายความวา

คาพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมดวยสมการตวแบบ 1 คลาดเคลอนไปจากจำนวนทอยอาศยสรางใหมทเกดขนจรง โดยเฉลย

เทากบ 2000 หนวย หรอคดเปนรอยละ 2.98 ของจำนวนทอยอาศยสรางใหมทเกดขนจรง (Mean Absolute Percentage Error)





31

คาสถต Theil Inequality Coefficient เปนคาสถตอกคาหนง ทชวยประเมนประสทธภาพในการพยากรณซงมคาอยระหวาง 0 ถง

1 Pindyck and Rubinfeld (1998) อธบายวา หาก Theil Inequality Coefficient มคาเทากบ 0 หมายถงสมการตวแบบนน

สามารถพยากรณไดอยางถกตองสมบรณ แตถา Theil Inequality Coefficient มคาเทากบ 1 หมายความวาประสทธภาพ

ในการพยากรณอยในระดบตำทสด สมการตวแบบ 1 มคาสถต Theil Inequality Coefficient เทากบ 0.012 (ตารางท 2)

ซงใกลเคยงกบศนย ดงนน จงสรปไดวาประสทธภาพในการพยากรณของสมการตวแบบ 1 อยในเกณฑทนาพอใจ รปภาพ 1

แสดงคาจรง คาพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมและคาความคลาดเคลอนในการพยากรณของสมการตวแบบ 1

4.2 สมการตวแบบประหยด (Parsimonious Model)

ในการใชสมการตวแบบเตมรป (สมการ 1) เพอพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหม ผพยากรณจะตองมขอมลจำนวน

จำหนายรถยนตนง และดชนราคาวสดกอสรางในป t เพอคำนวนคา D (NOCARSOLD) และ D (CONPRICE) ตามลำดบ

แตเนองจาก ป t เปนชวงเวลาเดยวกบชวงเวลาของจำนวนทอยอาศยใหมทตองการพยากรณถาผเกยวของในธรกจอสงหารมทรพย

ตองการพยากรณจำนวนทอยอาศยใหมลวงหนา 1 ชวงเวลา (t + 1) ผพยากรณตองประมาณจำนวนจำหนายรถยนตนง และดชน

ราคาวสดกอสราง ณ เวลา t เพม ซงเปนการเพมความคลาดเคลอนเขาไปในสมการตวแบบ และโดยทวไป สมการตวแบบควร

เปนสมการทงาย ไมซบซอน ประกอบดวยตวแปรอธบายทสำคญเทานน (ภมฐาน, 2552) หรอเรยกวา สมการตวแบบประหยด

(Parsimonious Model) ดงนน จงพยายามประมาณสมการตวแบบประหยดเพมเตม เพอประโยชนในการพยากรณลวงหนา

โดยอาศยขอมลอดตทเกดขนแลว

จากตารางท 1 เมอใสตวแปรอธบายจำนวนทอยอาศยสะสม D (HSTOCK (-1)) ในสมการตวแบบ 6 และตวแปรอธบาย

สนเชอทอยอาศยคงคาง D (OUTMORTLOAN (-1)) ในสมการตวแบบ 7 มผลใหคาสมประสทธดชนราคาทอยอาศย HPRICE

(-1)) ไมมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 หรอกลาวอกนยหนง เมอใสตวแปรอธบายเพมเตมเขาไปในสมการตวแบบแลว ทำให

ตวแปรอธบายดชนราคาทอยอาศยไมมความสมพนธกบจำนวนทอยอาศยสรางใหม ทระดบนยสำคญทางสถต 0.05 ซงขดแยง

กบทฤษฎ จงตดสมการตวแบบทงสองออกจากการพจารณา

เมอพจารณาสมการตวแบบ 5 ซงประกอบดวยตวแปรอธบายดชนราคาทอยอาศย (HPRICE (-1)) เพยงตวแปรเดยว

และสมการตวแบบ 8 ทประกอบดวยตวแปรอธบายดชนราคาทอยอาศย (HPRICE (-1)) และอตราดอกเบยทอยอาศย D

(MORTGAGERATE (-1)) ตวแปรอธบายทกตวแปรของสมการตวแบบทงสอง มนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 สมการตวแบบ

5 อธบายการเปลยนแปลงจำนวนทอยอาศยสรางใหม (Adjusted R-Squared) ไดถงรอยละ 91.8 สวนสมการตวแบบ 8 อธบาย

ไดรอยละ 93.7 และสมการตวแบบทงสองผานการทดสอบขอตกลงเบองตนของการประมาณ กลาวคอ ไมมปญหาสหสมพนธ

ขามชวงเวลาของตวแปรสมความคลาดเคลอน (No Autocorrelation) คาสถต F ของ Breusch-Godfrey LM test ของสมการ

ตวแบบ 5 เทากบ 0.641, p-value = 0.544 และสมการตวแบบ 8 มคาเทากบ 1.603, p-value = 0.249 สมการตวแบบทงสอง

มความคงทของตวแปรสมความคลาดเคลอน (Homoskedasticity) คาสถต F ของ White Heteroskedasticity test ของสมการ

ตวแบบ 5 เทากบ 1.169, p-value = 0.359 สวนสมการตวแบบ 8 เทากบ 0.672, p-value = 0.654 และตวแปรสมความคลาด

เคลอนของสมการตวแบบทงสอง มการกระจายแบบปกต (Normality Test) คาสถต Jarque-Bera ของสมการตวแบบ 5

มคาเทากบ 0.422, p-value = 0.810 และตวแบบ 8 มคาเทากบ 0.883, p-value = 0.643 ดงนน สมการตวแบบ 5 และ 8

ทงสองสมการ นาจะเปนสมการตวแบบประหยดได แตเมอพจารณาคาสถต Ramsey RESET test ซงเปนคาสถตททดสอบวา

สมการตวแบบมปญหาในการระบโครงสรางตวแบบหรอไม สาเหตหนงของปญหาการระบโครงสราง เกดจากการละเลยตวแปร

อธบายสำคญในตวแบบ (Omitted Variables) (Pindyck and Rubinfeld, 1998) ผลการทดสอบ Ramsey RESET test

ของสมการตวแบบ 5 พบวา คาสถต F = 3.585, p-value = 0.060 ใกลกบคานยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 มาก บงชวา สมการ

ตวแบบ 5 มแนวโนมทจะมปญหาในการระบโครงสราง แตสมการตวแบบ 8 คาสถต F ของ Ramsey RESET test เทากบ

0.148, p-value = 0.864 คานยสำคญทางสถตสงกวามาก จงไมนาจะมปญหาในการระบโครงสราง ดงนน การศกษาในครงน

เลอกสมการตวแบบ 8 เปนสมการตวแบบประหยด ประกอบดวยตวแปรอธบายสำคญ คอดชนราคาทอยอาศย (HPRICE (-1))




32

และอตราดอกเบยทอยอาศย D (MORTGAGERATE (-1))

สมการตวแบบ 8 เปนสมการตวแบบประหยด ประกอบดวยตวแปรอธบายทสำคญ ไมซบซอน แตมขอดอย

คอ ประสทธภาพในการพยากรณลดลงอยางมาก เมอเทยบกบสมการตวแบบเตมรปคาสถต Mean Absolute Percentage Error

มคาเทากบ 15.50 และคาสถต Theil Inequality Coefficient เทากบ 0.060 ดงจะเหนไดจาก รปภาพท 2 เสนแสดงคาจรง

และคาพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหม อยหางจากกนมากกวา เมอเทยบกบเสนแสดงคาจรงและคาพยากรณของสมการ

ตวแบบเตมรป ในรปภาพท 1 ดวยเหตน จงพยายามประมาณสมการตวแบบทใชตวแปรอธบายนอยทสด และยงคงมประสทธภาพ

ในการพยากรณ ในระดบทนาพอใจ

4.3 สมการตวแบบพยากรณ (Forecasting Model)

เพอเพมประสทธภาพในการพยากรณของสมการตวแบบประหยดจงระบตวแปรอธบายจำนวนทอยอาศยสะสม

D (HSTOCK (-1)) และสนเชอทอยอาศยคงคาง D (OUTMORTLOAN (-1)) เพมเขาไปในสมการตวแบบ ดงแสดงในตารางท 1

สมการตวแบบ 4 ตวแปรทงสองเปนตวแปรลาชา (Lagged Variables) เกดขนแลวจรงในชวงเวลากอนหนา ผลการระบตวแปร

อธบายเพมเตม ปรากฎวา คาสมประสทธตวแปรจำนวนทอยอาศยสะสม D (HSTOCK (-1)) และสนเชอทอยอาศยคงคาง D

(OUTMORTLOAN (-1)) ไมมนยสำคญระดบ 0.05 แตทศทางของตวแปรเปนไปตามคาด คาสถต Mean Absolute Percentage

Error ปรบตวดขน คอ มคาเทากบ 9.09 และคาสถต Theil Inequality Coefficient ลดลงเทากบ 0.039 และสมการตวแบบ 4

ผานการทดสอบขอตกลงเบองตนทกประการ รวมทง ยงผานการทดสอบ Ramsey RESET test อกดวย ดงนน สมการตวแบบ 4

จงเหมาะแกการเปนสมการตวแบบ เพอใชในการพยากรณจำนวนทอยอาศยใหม และเมอใชสมการตวแบบ 4 พยากรณจำนวน

ทอยอาศยสรางใหมแบบจดและแบบชวงพบวา จำนวนทอยอาศยสรางใหม ในป 2554 เทากบ 88,017 หนวย หรออยระหวาง

66,654 และ 109,381 หนวย ทระดบความเชอมนรอยละ 95 รปภาพ 3 แสดงคาจรง คาพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหม

และคาความคลาดเคลอนในการพยากรณและรปภาพ 4 แสดงคาจรง คาพยากรณแบบจด และแบบชวงทระดบความเชอมน

รอยละ 95 ของสมการตวแบบ 4 สมการตวแบบพยากรณ

5. การอภปรายผล

ผลการวเคราะหขอมลไดสมการตวแบบ 3 สมการ แตกตางกนตามวตถประสงค สมการตวแบบ 1 เปนสมการตวแบบ

เตมรป (Full Model) ตวแปรอธบายทงหมดในสมการตวแบบซงประกอบดวย ดชนราคาทอยอาศย จำนวนทอยอาศยสะสม อตรา

ดอกเบยทอยอาศย สนเชอทอยอาศยคงคาง จำนวนจำหนายรถยนตนง ดชนราคาวสดกอสราง และตวแปรหนป พ.ศ. มอทธพล

ตอจำนวนทอยอาศยสรางใหม อยางมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 และสามารถอธบายการเปลยนแปลงจำนวนทอยอาศยสราง

ใหมไดถงรอยละ 99.5 คาสถต Theil Inequality Coefficient มคาเทากบ 0.012 แสดงถงประสทธภาพในการพยากรณสงทสด

สมการตวแบบ 8 เปนสมการตวแบบประหยด (Parsimonious Model) ชใหเหนวา ตวแปรอธบายสำคญทมอทธพลตอจำนวน

ทอยอาศยสรางใหม ไดแก ดชนราคาทอยอาศย และอตราดอกเบยทอยอาศย ตวแปรอธบายในสมการตวแบบประหยด อธบายการ

เปลยนแปลงจำนวนทอยอาศยสรางใหมไดถงรอยละ 95.14 แตคาสถต Theil Inequality Coefficient มคาสงทสด (เทากบ 0.060)

บงชวา สมการตวแบบประหยดมประสทธภาพในการพยากรณตำทสด สวนสมการตวแบบพยากรณเปนสมการตวแบบ

ทประมาณการขน โดยมวตถประสงคเพอพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมลวงหนา 1 ชวงเวลา เปนการใชประโยชนสงสดจาก

ขอมลอดตทเกดขนแลว ตวแปรอธบายในสมการตวแบบพยากรณประกอบดวย ดชนราคาทอยอาศย จำนวนทอยอาศยสะสม

อตราดอกเบยทอยอาศย สนเชอทอยอาศยคงคาง และตวแปรหนป พ.ศ. และสามารถอธบายการเปลยนแปลงจำนวน

ทอยอาศยใหมไดรอยละ 96.1 ประสทธภาพในการพยากรณอยในเกณฑทนาพอใจ (คาสถต Theil Inequality Coefficient

มคาเทากบ 0.039) อยางไรกตาม คาสมประสทธของจำนวนทอยอาศยสะสม และสนเชอทอยอาศยคงคาง ในสมการตวแบบ

พยากรณไมมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05





33

สมการตวแบบทง 3 ขางตน ตวแปรอธบายทมอทธพลตอการกอสรางทอยอาศยใหมสวนใหญถกปรบใหเปนตวแปรการ

เปลยนแปลง (Change) ยกเวนตวแปรอธบายสำคญ คอ ดชนราคาทอยอาศยทเปนตวแปรระดบ (Level) ซงไมเปนไปตามคำกลาว

ของ Mayer and Somerville (1996a) ทกลาววา ตวแปรการเปลยนแปลงของราคาทอยอาศย และตนทน มอทธพลตอปรมาณ

การกอสรางทอยอาศยใหม จากการวเคราะหเพมเตมโดยปรบดชนราคาทอยอาศย ใหเปนตวแปรการเปลยนแปลงในชวงเวลา t

และ t – 1 หรอ D (HPRICE) และ D (HPRICE (-1) ตามลำดบผลปรากฎวา คาสมประสทธดชนราคาทอยอาศย ทปรบเปนการ

เปลยนแปลงแลวมคาเปนลบ (ดตารางท 4 สมการตวแบบเตมรป 1.1 และ 1.2 สมการตวแบบพยากรณ 2.1 และ 2.2) ซงไมเปน

ไปตามคาด สวนสมการตวแบบประหยด 3.1 และ 3.2 คาสมประสทธดชนราคาทอยอาศยมคาเปนบวก และไมมนยสำคญทางสถต

ทระดบ 0.05 อกทงคาสมประสทธของ D (MORTGAGERATE (-1)) ทศทางผดไปจากเดม คอ เปลยนเปนคาบวก และไมมนย

สำคญทางสถตท 0.05 โดยสรป ผลการศกษาในครงน ไมเปนไปตามคำกลาวของ Mayer and Somerville (1996a) แตผลการ

ศกษาสอดคลองกบงานของ DiPasquale and Wheaton (1994) ทวา ในขณะทปรมาณทอยอาศยสะสมในชวงเวลาหนง ๆ

มความแตกตางจากปรมาณทอยอาศยสะสม ณ จดดลยภาพ ระดบราคาจะมอทธพลตอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหม

(Blackley, 1999)

การศกษาในอดต ใหความสนใจตอความยดหยนของอปทานทอยอาศยใหมตอราคา (นธนนท, 2547) การศกษาในครงน

พบวา คาความยดหยนของอปทานทอยอาศยตอราคาของสมการตวแบบเตมรป มคาเทากบ +0.94

สมการตวแบบพยากรณเทากบ +1.63 และสมการตวแบบประหยดเทากบ +3.21 ซงคาความยดหยนทงหมดมคาเปนบวก

ตรงตามกฎของอปทาน วธการคำนวนและสตรการคำนวน (ไพฑรย, 2548) แสดงไดดงน

คาความยดหยนของอปทานทอยอาศยตอราคา =

ขอสงเกตทนาสนใจอกประการหนง คอ เมอพจารณาตวแปรอธบายในสมการตวแบบพยากรณ จำนวนทอยอาศยสะสม

D (HSTOCK (-1)) และสนเชอทอยอาศยคงคาง D (OUTMORTLOAN (-1)) ไมมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 และสมการตว

แบบประหยดไมตองระบตวแปรอธบายจำนวนทอยอาศยสะสม D (HSTOCK (-1)) สนเชอทอยอาศยคงคาง D

(OUTMORTLOAN (-1)) จำนวนจำหนายรถยนตนง D (NOCARSOLD) และดชนราคาวสดกอสราง D (CONPRICE)

ซงแตกตางจากสมการตวแบบเตมรป ทระบตวแปรอธบาย 7 ตวแปร และตวแปรมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 คำอธบายตอไป

นพยายามอธบายถงสาเหตของเหตการณดงกลาวขางตน

จำนวนทอยอาศยสะสม D (HSTOCK (-1)) ไมมนยสำคญทางสถต ในสมการตวแบบพยากรณ และไมตองระบเปน

ตวแปรอธบายในสมการตวแบบประหยด ในขณะทจำนวนทอยอาศยสะสม มนยสำคญทางสถตในสมการตวแบบเตมรป เหตการณ

นอาจเปนเพราะวา ในทางปฏบต เปนการยากสำหรบผประกอบการทจะประเมนวา จำนวนทอยอาศยสะสม ณ เวลาหนง ๆ

มจำนวนนอย (หรอมาก) กวาจำนวนทอยอาศยสะสม ณ จดดลยภาพมากเพยงใด กลาวอกนยหนงคอ เปนการยากทจะระบวา

ทระดบความตองการทอยอาศยรวมทงหมด ณ ชวงเวลาหนง ในเขตพนทหนง เชน ในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑล จะตองม

จำนวนทอยอาศยสะสมจำนวนเทาใด เพอรองรบความตองการรวมนนไดพอดและ ณ เวลานน จำนวนทอยอาศยสะสมมจำนวน

นอยกวาจำนวนทอยอาศยสะสม ณ จดดลยภาพมากหรอนอยเพยงใด ดงนน ผประกอบการจงตองอาศยขอมลอน ประกอบในการ

ตดสนใจกอสรางทอยอาศยใหม

{คาเฉลย HPRICE (-1) (=141.8833) / คาเฉลย HSTARTS

(=89548) } * คาสมประสทธดชนราคาทอยอาศยในสมการตวแบบ

1 (= 591.4131)

0.94 =




34

สมการตวแบบประหยด ประกอบดวยตวแปรอธบาย ราคาทอยอาศย และอตราดอกเบย โดยไมตองระบปรมาณสนเชอ

ทอยอาศยคงคาง ชใหเหนวา อตราดอกเบยทอยอาศยมความสำคญกวาปรมาณสนเชอทอยอาศยในการอธบายจำนวนทอยอาศย

สรางใหม อาจเปนเพราะถงแมวาการเพมขนของอตราดอกเบย มผลใหภาระการผอนชำระรายเดอนเพมขน การพจารณาใหสนเชอ

ของสถาบนการเงน ธนาคารผใหสนเชอยนดทจะปลอยสนเชอใหกบผซอทมความสามารถในการผอนชำระเงนกอยแลว อกคำ

อธบายหนงทเปนไปได เกยวกบการทคาสมประสทธสนเชอทอยอาศยคงคาง ไมมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 คอ ขอมลตวแทน

ตวแปรสนเชอทอยอาศยคงคาง เปนขอมลสนเชอทอยอาศยคงคางรวมทงประเทศ ขณะทจำนวนทอยอาศยสรางใหมเจาะจง

เฉพาะในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑล

ในสวนความเชอมนของผบรโภค ทแทนดวยจำนวนจำหนายรถยนตนง และตนทนการกอสรางทแทนดวยดชนราคาวสด

กอสรางตวแปรอธบายทงสอง เปนคาความแตกตาง ณ ชวงเวลา t กบ t – 1 ถาหากใชตวแปรอธบายทงสองลาชาไป 1 ชวงเวลา

คอ D (NOCARSOLD (-1)) และ D (CONPRICE (-1)) ดงแสดงในสมการตวแบบ 2 ของตารางท 1 แลว พบวา ตวแปรอธบาย

อน ๆ (ยกเวนดชนราคาทอยอาศย) ไมมนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 และมปญหาการระบโครงสรางของสมการตวแบบ

(F = 12.680, p-value = 0.007) นอกจากน สมการตวแบบพยากรณ และสมการตวแบบประหยดสามารถประมาณไดโดยไมตอง

ระบตวแปรทงสองทงนอาจเนองมาจาก หลงจากการตดสนใจดำเนนการกอสรางทอยอาศยใหม ผประกอบการยงตองตดตามความ

เคลอนไหวของราคาทอยอาศย และตนทนการกอสรางอยอยางตอเนอง เพราะทงราคาทอยอาศยและตนทนการกอสราง

มผลกระทบโดยตรงตอกำไรของผประกอบการ หากราคาทอยอาศยเพมสงขน กจะเปนแรงกระตนใหผประกอบการ นำทอยอาศย

สรางใหมเขาสตลาดเรวขน ดวยจำนวนทมากขนกวาทวางแผนไว ในทางตรงกนขาม หากตนทนคากอสรางสงขนกวา

ทประมาณการไว ผลกำไรของผประกอบการมแนวโนมลดลง ผประกอบการอาจจะพจารณาชะลอการกอสรางทอยอาศยใหม

(บมจ. แลนด แอนด เฮาส, 2553) ดงนน อาจกลาวไดวา ความเชอมนผบรโภคและตนทนการกอสรางเปนปจจยทมบทบาทในการ

เรงและ/หรอชะลอปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมใหมากขนหรอนอยลงกวาแผนงานทวางไว หลงจากตดสนใจเรมตนกอสราง

ทอยอาศยใหมของผประกอบการ





35

ตว

แบบเ

ตมรป

1

ตวแบ

บเตม

รป 1.

1 ตว

แบบเ

ตมรป

1.2

ตว

แบบพ

ยากร

ณ 2

ตว

แบบพ

ยากร

ณ 2.

1 ตว

แบบพ

ยากร

ณ 2.

2 ตว

แบบป

ระหย

ด 3

ตวแบ

บประ

หยด

3.1

ตวแบ

บประ

หยด

3.2

C

1126

1 (0

.80)

79

542

(5.9

9) *

67

992

(7.2

6) *

-2

2374

(-0

.587

) 10

8756

(4.

62) *

7598

4 (4

.86)

*

-991

44 (-2

.22)

*

1521

49 (8.

82) *

1574

79 (10

.61)

*

HPR

ICE

(-1)

59

1 (4

.31)

*

1031

(2.

89) *

2026

(5.

88) *

D (HPR

ICE)

-674

(-1

.26)

-1

816

(-1.91

)

10

35 (0.84

)

D (HPR

ICE-

1)

-407

(-1

.06)

-1

426

(-2.

69) *

941

(0.82)

D (HST

OCK (-1

)) 0.

341

(8.0

7) *

0.

35 (3.

96) *

0.42

(6.

67) *

0.21

4 (1

.93)

0.15

2 (-0.97

) 0.

341

(3.2

) *

D (M

ORTG

AGER

ATE

(-1)

) -5

142

(-7.

74) *

-524

8 (-3.

63) *

-369

0 (-3.

49) *

-584

7 (-3.

20) *

-716

4 (-2.

70) *

-284

6 (-1.63

) -6

155

(-2.

37) *

3914

(0.87

) 11

19 (0.25

)

D (O

UTM

ORTL

OAN

(-1

)) 0.

135

(6.9

7) *

0.

23 (3.

91) *

0.18

8 (5

.02)

*

0.11

3 (2

.10)

0.

33 (3.

16) *

0.24

2 (4

.08)

*

D (NO

CAR

SOLD

) 0.

147

(6.7

5) *

0.

16 (4.

15) *

0.15

(3.

66) *

D (CO

NPR

ICE)

-7

03 (-5

.93)

*

-796

(-4

.11)

*

-752

(-3

.56)

*

YEAR

-8

2881

(-1

6.32

) *

-732

83 (-8

.97)

*

-650

71 (-1

2.90

) *

-982

13 (-7

.37)

*

-896

45 (-6

.05)

*

-668

69 (-7

.85)

*

-134

056

(-12

.29)

*

-877

94 (-4

.65)

*

-952

29 (-5

.72)

*

Mod

el F

it St

atis

tic:

R-s

quar

ed

99.7%

99

.3%

99

.2%

97

.4%

96

.5%

97

.2%

93

.7%

76

.7%

76

.7%

Adju

sted

R-s

quar

ed

99.5%

98

.6%

98

.6%

96

.1%

94

.8%

95

.9%

92

.1%

70

.9%

70

.9%

F-st

atis

tic (p-

valu

e)

434.29

(p=

0.00

0)

155.97

(p=

0.00

0)

148.34

(p=

0.00

0)

75.11

(p=0

.000

) 55

.43

(p=0

.000

) 70

.56

(p=0

.000

) 59

(p=

0.00

0)

13.19

(p=0

.000

) 13

.16

(p=0

.000

)

ตารา

งท 4

: คาส

ถต แ

ละสม

ประส

ทธจา

กการ

วเคร

าะหส

มการ

ตวแบ

บเพม

เตม

หมาย

เหต

: 1. *

p-va

lue

< 0.05

2. ต

วเลข

แสด

งคาส

มประ

สทธ β

ทปร

ะมาณ

ได ส

วนตว

เลขใ

นวงเ

ลบแส

ดงคา

สถต

t-sta

tistic




36

6. ประโยชนทไดรบและขอจำกดในการศกษา

ประโยชนทไดจากการศกษาในครงน ประการแรกสามารถประมาณสมการตวแบบเตมรปได สมการตวแบบอธบาย

ปรมาณการกอสรางทอยอาศยใหมไดถงรอยละ 99.5 ตวแปรอธบายทกตวแปร มนยสำคญทางสถตทระดบ 0.05 ตวแปรอธบาย

ดงกลาว ถกปรบใหเปนตวแปรการเปลยนแปลงและ/หรอเปนตวแปรลาชา สอดคลองกบงานวจยในอดต ยกเวนราคาทอยอาศย

เปนตวแปรระดบลาชา 1 ชวงเวลา

ประการทสอง การศกษานสามารถระบตวแปรอธบายสำคญ ทมอทธพลตอจำนวนการกอสรางทอยอาศยใหม คอ ราคาท

อยอาศย และอตราดอกเบยทอยอาศย ประการทสาม การศกษานไดประมาณสมการตวแบบโดยใชขอมลอดตทเกดขน เพอ

พยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมลวงหนา 1 ชวงเวลาประสทธภาพในการพยากรณของสมการตวแบบอยในเกณฑทนาพอใจ

สมการตวแบบพยากรณน เปนอกเครองมอหนงของผกำหนดนโยบายภาครฐ ในการตดตามคาดการณสถานการณธรกจ

อสงหารมทรพยในเขตกรงเทพฯ และปรมณฑล และอำนวยใหสามารถกำหนดนโยบายทเหมาะสมตอสถานการณได สวนผ

ประกอบการและผเกยวของอน ๆ ในธรกจอสงหารมทรพย สามารถใชสมการตวแบบในการพยากรณ เพอประกอบการตดสนใจใน

การดำเนนธรกจไดเชนกน

การศกษานไดระบตวแทนตวแปร เพอใชในการประมาณสมการตวแบบการเกบรวบรวมขอมลตวแทนตวแปรทตองการ

อยางตอเนองจะเปนประโยชนอยางยงในการประมาณ ตรวจสอบ และปรบปรงสมการตวแบบตอไป

อยางไรกตาม ถงแมวาการศกษาในครงนไดรวบรวมและทดสอบตวแปรอธบายเกอบทงหมด ทไดระบไวในงานศกษา

ในอดตวา มอทธพลตอจำนวนทอยอาศยสรางใหม แตเนองจากไมสามารถหาตวแทนตวแปรจำนวนทอยอาศยวางไดการศกษาน

จงไมสามารถทดสอบอทธพลของทอยอาศยวางทมตอจำนวนการกอสรางทอยอาศยใหม

และสดทาย ขอมลตวแทนตวแปรบางตว ทใชในการประมาณสมการตวแบบ เชน สนเชอทอยอาศยคงคาง จำนวน

จำหนายรถยนตนง เปนขอมลรวมระดบประเทศ ในขณะทปรมาณทอยอาศยสรางใหมในความสนใจ อยในระดบเขตพนท คอ

เขตกรงเทพฯ และปรมณฑล การทขอมลตวแทนตวแปรตางระดบกน เปนอกขอจำกดหนงของการศกษาในครงน





37

รปภาพท 1: คาจรง คาพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมและคาความคลาดเคลอน (สมการตวแบบเตมรป)

รปภาพท 2: คาจรง คาพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมและคาความคลาดเคลอน (สมการตวแบบประหยด)




38

รปภาพท 3: คาจรง คาพยากรณจำนวนทอยอาศยสรางใหมและคาความคลาดเคลอน (สมการตวแบบพยากรณ)

รปภาพ 4: คาจรง คาพยากรณ ชวงพยากรณทระดบความเชอมนรอยละ 95 (สมการตวแบบพยากรณ)





39

เอกสารอางอง

กรมการปกครอง กระทรวงมหาดไทย, ‘จำนวนประชากรและบาน’, [ระบบออนไลน], แหลงทมา http://203.113.86.149/xstat/

popyear.html (26 พฤษภาคม 2554) .

ธนาคารแหงประเทศไทย ‘สถต ’, [ระบบออนไลน], แหลงทมา www.bot.or.th/Thai/Statistics/EconomicAndFinancial/

Pages/index.aspx (26 พฤษภาคม 2554) .

ธนาคารอาคารสงเคราะห 2540, ‘รายงานการสำรวจวจยตลาดทอยอาศยจงหวดนครราชสมา’, วารสารธนาคารอาคารสงเคราะห ,

ปท 3, ฉบบท 11 (ตลาคม-ธนวาคม) , หนา 24-52.

ธนาคารอาคารสงเคราะห 2541, ‘รายงานผลสำรวจวจยตลาดทอยอาศยและอาคารไรผอยอาศยในเขตกรงเทพมหานคร

และปรมณฑลป 2553–เมษายน 2541’, วารสารธนาคารอาคารสงเคราะห , ปท 4, ฉบบท 15 (ตลาคม-ธนวาคม) ,

หนา 8-23.

ธนาคารอาคารสงเคราะห 2548, ‘ภาวะตลาดทอยอาศยและสนเชอทอยอาศยป 2547 และแนวโนมป 2548 โดย ขรรค

ประจวบเหมาะ’,วารสารธนาคารอาคารสงเคราะห, ปท 11,ฉบบท 40 (มกราคม–มนาคม) , หนา 90-97.

นธนนท วศเวศวร 2547, ‘การประมาณการกอสรางทอยอาศยใหม–บทสำรวจและบทวจารณพรมแดนความร ’ ,

วารสารเศรษฐศาสตรธรรมศาสตร, ปท 22, ฉบบท 4 (ธนวาคม) , หนา 1-49.

บมจ. แลนดแอนดเฮาส จำกด 2553, ‘รายงานประจำป 2553’,[ระบบออนไลน],แหลงทมาhttp://www.lh.co.th/corporate_

investor. jsp?lang=th&menuID=5&smenu=http://lh-th.listedcompany.com/home.html/integrate/1 (20 มถนายน

2554)

ไพฑรย ไกรพรศกด 2548, ‘เศรษฐมตเบองตน’ พมพครงทสอง ฉบบปรบปรง, โรงพมพแหงจฬาลงกรณมหาวทยาลย,

กรงเทพมหานคร.

ภมฐาน รงคกลนวฒน 2552, ‘เศรษฐมตเบองตน’, สำนกพมพแหงจฬาลงกรณมหาวทยาลย, กรงเทพมหานคร.

วรวทย ชยลมปมนตร 2554, ‘เปดมมมอง’, วารสารศนยขอมลอสงหารมทรพย (REIC), ปท 6, ฉบบท 18 (มกราคม-มนาคม) ,

หนา 6-7.

ศนยขอมลอสงหารมทรพย 2554, ‘ขอมลอสงหารมทรพย’, วารสารศนยขอมลอสงหารมทรพย (REIC), ปท 6, ฉบบท 19

(เมษายน-มถนายน), หนา 34–110.

ศนยขอมอสงหารมทรพย2549-2554, ‘ขอมลอสงหารมทรพย’, วารสารศนยขอมลอสงหารมทรพย (REIC), ปท 1-6, ฉบบท 1-19.

สำนกดชนเศรษฐกจการคา กระทรวงพาณชย, ‘ดชนราคาวสดกอสราง’ [ระบบออนไลน], แหลงทมา www.price.moc.go.th/

content1.aspx?cid=5 (31 พฤษภาคม 2554)




40

Al-Homoud, Majd.Al-Oun, Salem.and Al-Hindawi, Al-Mutasem. 2009, ‘ The Low-Income Housing Market in Jordan’,

International Journal of Housing Markets and Analysis, vol.2, no.3, pp. 233-252.

Armstrong, G. and Kotler, P. 2011, ‘Marketing: An Introduction’, 10th edition, Pearson Prentice Hall, New Jersey.

Blackley, D.M. 1999, ‘The Long-Run Elasticity of New Housing Supply in the United States: Empirical Evidence for

1950 to 1994’, Journal of Real Estate Finance and Economics, vol.18, no.1, pp. 25-42.

DiPasquale, D. and Wheaton, W.C. 1994, ‘Housing Market Dynamics and the Future of Housing Price’, Journal of

Urban Economics, vol.35, pp. 1-28.

Follain, J.R. 1979, ‘The Price Elasticity of the Long-Run Supply of New Housing Construction’, Land Economics,

vol.55, no.2, pp. 190-199.

Golland, A. and Boelhouwer, P. 2002, ‘Speculative Housing Supply, Land and Housing Markets: A Comparison’,

Journal of Property Research, vol.19, no. 3, pp. 231-251.

Gujarati, D.N. and Porter, D.C. 2009, ‘ Basic Econometrics’, 5th edition, McGraw-Hill/Irwin, Singapore.

Mayer, C.J. and Somerville, C.T. 1996a, ‘Unifying Empirical and Theoretical Models of Housing Supply’, Federal

Reserve Bank of Boston, Working Paper no.96-12.

Mayer, C.J. and Somerville, C.T. 1996b, ‘Regional Housing Supply and Credit Constraints’, New England Economic

Review, November/December, pp.39-51.

McLaughlin, R.B. 2011, ‘Metropolitan Growth Policies and New Housing Supply: Evidence from Australia’s Capital

Cities’, Australasian Journal of Regional Studies, vol.17, no.1, pp. 60-80.

Olsen, E.O. 1987. ‘ The Demand and Supply of Housing Service: A Critical Survey of the Empirical Literature in

Mills, E., ed. Handbook of Regional and Urban Economics, Vol. II, Amsterdam, Oxford, and Tokyo: North-

Holland.

Pindyck, R.S. and Rubinfeld, D.L. 1998, ‘ Econometric Models and Economic Forecasts’, 4th edition, Irwin/

McGraw-Hill, Singapore.

Topel, R. and Rosen, S. 1988, ‘Housing Investment in the United States’, Journal of Political Economy, vol.96, no.4,

pp. 718-740.

Wheaton, W.C. 1999, ‘Real Estate “Cycles”: Some Fundamentals’, Real Estate Economics, vol. 27, no.2, pp.

209-230.

สมการตัวแบบการก่อสร้างที่อยู่อาศัยใหม่ในเขตกรุงเทพมหานคร...

Documents