計量經(jīng)濟學(xué)論文我國房價影響因素實證分析

1、-. z我國房價影響因素的實證分析【摘要】：作為國家的支柱產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)的穩(wěn)定開展關(guān)乎國計民生。近幾年，房地產(chǎn)價格飛速上漲，連創(chuàng)新高。在這種情況下研究房價的影響因素，具有重要的理論和現(xiàn)實意義本文針對我國房價快速增長的現(xiàn)象，從人均可支配收入、房屋平均造價、房屋銷售面積和房屋竣工面積四方面入手依據(jù)收集到的相關(guān)數(shù)據(jù)利用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews對房價影響因素進展回歸分析，得出房價受人均可支配收入、房屋平均造價和房屋竣工面積三方面因素影響的結(jié)論。【關(guān)鍵詞】房價 Eviews回歸分析引言 住房問題關(guān)系到群眾的安居樂業(yè)和切身利益,關(guān)系到社區(qū)的安定。經(jīng)過十多年的開展，我國房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)之一

2、，市場體系趨于完善，住房消費成為擴大需的新動力和消費熱點。但是近年來，我國房地產(chǎn)價格上漲較快，局部地區(qū)房價持續(xù)飆升，上漲幅度大大超過經(jīng)濟總體增長水平及其它行業(yè)產(chǎn)品與效勞的上升幅度。房價增長過快的趨勢，不僅極影響到城市居民的生活質(zhì)量，也是整個國民經(jīng)濟繼續(xù)平穩(wěn)開展的一個不穩(wěn)定因素，房價問題已經(jīng)成為一個引起廣泛關(guān)注的重要經(jīng)濟問題和社會問題。如何解決我國目前房地產(chǎn)市場價格居高不下的問題，對于提高城鎮(zhèn)居民生活水平、緩解社會矛盾、保持經(jīng)濟持續(xù)開展具有重要意義。寫作目的：通過對我國30個省份的有關(guān)資料進展分析，了解對其主要因素和次要因素。并對這些因素進展統(tǒng)計推斷和經(jīng)濟意義上的檢驗。選擇擬和效果最好的最為結(jié)論

3、。文獻綜述近幾年來，我國房價持續(xù)上漲，不斷創(chuàng)出歷史新高。關(guān)于房價上漲的原因,住房和城鄉(xiāng)建立部課題組(2004)分析為地價上漲推動多種住房需求旺盛,而深層次的原因在于消費者預(yù)期改變1。中國社會科學(xué)院與社會科學(xué)文獻(2007)聯(lián)合發(fā)布的?2006年中國房地產(chǎn)開展報告?預(yù)測我國房地產(chǎn)價格長期趨勢是上升的,其原因在于市場需求旺盛;供給構(gòu)造失調(diào);國家信貸的積極支持;地方政府的推動;缺乏規(guī)有效的信息披露制度2。悅、洪玉(2004)認(rèn)為如果房地產(chǎn)價格的上漲只是投機造成,缺乏相應(yīng)的經(jīng)濟根底支持,這種價格上漲會向市場發(fā)出錯誤的信號,造成房地產(chǎn)市場和經(jīng)濟的虛假繁榮3。關(guān)于房地產(chǎn)市場的調(diào)控方式,梁云芳,高鐵梅(20

4、06)通過實證認(rèn)為我國房地產(chǎn)市場只存在局部泡沫,通過利率來調(diào)控房地產(chǎn)市場,成效不大,但是信貸規(guī)模的變化對房地產(chǎn)投資有較大的影響4。許經(jīng)勇、馬原(2005)認(rèn)為應(yīng)當(dāng)把宏觀調(diào)控的切入點放在直接調(diào)控房地產(chǎn)供求上。穩(wěn)定房地產(chǎn)價格的關(guān)鍵在于實現(xiàn)有效供求平衡5。關(guān)于房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果,聶學(xué)峰等(2005)運用相關(guān)分析、Granger因果關(guān)系檢驗和協(xié)整分析方法對我國貨幣政策影響房地產(chǎn)市場的效應(yīng)與時滯進展實證分析,說明貨幣政策能夠影響房地產(chǎn)投資和價格,貨幣供給量對房地產(chǎn)市場的影響比利率政策更為顯著6。健飛等(2005)利用Johansen協(xié)整檢驗分析了銀行信貸與房地產(chǎn)價格的長期關(guān)系和因果關(guān)系7。對這一輪的房

5、地產(chǎn)調(diào)控的效果,何艷(2006)認(rèn)為:一是普通商品房供給增加,小戶型房價上漲得到一定控制;二是投機行為得到抑制,外資炒房更為規(guī);三是信貸收緊,購房者更為慎重;四是房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)囤地囤房受到抑制8。玉珍、文林峰(2005)認(rèn)為在金融政策方面,可以采取嚴(yán)控信貸政策的措施。在土地政策方面可以實施最嚴(yán)格的土地控制政策9。琦(2006)認(rèn)為我國房地產(chǎn)業(yè)的調(diào)控效果不盡如人意的原因有以下幾點:決策層對市場判斷有分歧;政策執(zhí)行環(huán)節(jié)(管理機制)有問題;房價信息失真;宏觀調(diào)控政策在綜合應(yīng)用中不協(xié)調(diào)、不規(guī)10。程建勝(2007)認(rèn)為2003年以來,國家綜合運用行政、財稅、金融、土地等手段逐步加大了房地產(chǎn)宏觀調(diào)控力度

6、,但效果并不盡如人意,房價持續(xù)上漲、市場秩序混亂等問題依舊比擬突出11。從上述文獻中可以看出,學(xué)者們對房地產(chǎn)市場的判斷存在分歧,對房地產(chǎn)市場宏觀調(diào)控的效果存在爭議,本文對我國30個省份的有關(guān)資料進展進展理論與實證分析。以期從中找出影響房地產(chǎn)價格的重要因素，并相應(yīng)地提出解決措施。根據(jù)一些專家、學(xué)者的研究及現(xiàn)實生活經(jīng)歷，我認(rèn)為這些因素為： 1、人均可支配收入人均可支配收入是居民購置力的表達，居民購置房屋一般是在其購置力到達一定水平后因此分析、房價影響因素需要考慮人均可支配收入2、房屋平均造價，房地產(chǎn)行業(yè)屬于本錢投入比擬大的行業(yè)研究房價就必須考慮其單位本錢，即房屋平均造價。3、房屋銷售面積，房屋銷售

7、面積是房地產(chǎn)市場需求的直觀表達4、房屋竣工面積，房屋竣工面積是房地產(chǎn)市場供給的主要表達二、模型的建立模型初步提出為全面反映我國房屋價格的現(xiàn)狀，選擇分地區(qū)的“商品房平均售價為被解釋變量包括31個省、市、自治區(qū)和直轄市的商品房平均售價。令解釋變量“人均可支配收入為*1“房屋平均造價為 *2，“房屋銷售面積*3為 ，“房屋竣工面積為*4。從(2007年中國統(tǒng)計年鑒?收集到如下數(shù)據(jù)，見表1 表1 2006年我國房屋價格及影響因素數(shù)據(jù)地區(qū)人均可支配收入房屋平均造價房屋銷售面積房屋竣工面積商品房平均售價19977.5223932607.624395.48280*14283.0923271458.62723

8、477410304.5614231817.949598.2211110027.71350791.643938.7198810357.9911201428.974222181110369.6113363006.6110241.830739775.031201974.913807.420219182.3112301482.714104.1219620667.930893025.44901.5719614084.2615026101.1517056359218265.116793544.961492547749771.0512352307.838371.3232213753.2813722021.6

9、95597.939949551.128671777.196074.6170812192.2412794172.2118680.625419810.2611002409.3318733.120219802.6516082038.466871.2255610504.6711722021.618423.3192816015.5821425178.5614886.14853*9898.759141502.615373.721959395.131491203.43633.9378711569.1314152228.465622.522699350.119484100.1510933.622719116.

10、61943880.952831.5178010069.8914131693.076218.223808941.08162057.1891.719769267.715871116.514373.824618920.59957515.481500.717809000.351311119.69650.619219177.261021379.991141.52063*8871.271076892.44773.91858建立線性回歸模型為：Y= 0+1*1+2*2+3*3+4*4+Ui參數(shù)估計利用Eviews軟件進展回歸估計，結(jié)果見表2 表2 Eviews回歸結(jié)果分析Dependent Variable

11、: YMethod: Least SquaresDate: 06/07/11 Time: 20:17Sample: 1 31Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C-2043.582381.4455-5.3574680.0000*10.3547230.0613305.7838400.0000*20.7982520.3702502.1559820.0405*30.0928680.1493690.6217380.5395*4-0.0570030.037343-1.5264480.1390R-sq

12、uared0.907951 Mean dependent var2918.065Adjusted R-squared0.893790 S.D. dependent var1594.208S.E. of regression519.5504 Akaike info criterion15.49049Sum squared resid7018247. Schwarz criterion15.72178Log likelihood-235.1027 F-statistic64.11481Durbin-Watson stat2.188557 Prob(F-statistic)0.000000根據(jù)表2數(shù)

13、據(jù)模型估計的結(jié)果為： (3814455) (0061330) (0370257) (0149396) (0037343)t=(一5357468)(5783840) (2155982) (O621738) (一1.526448)R=0907951，F(xiàn)檢驗值df=64.1148多重共線性的檢驗與修正該模型說明R =0.9079，R2=O.8937，可決系數(shù)較高F檢驗值=64.0655，大于F0.025(4,26)=2.74，明顯顯著。但是當(dāng)顯著性水平a=0.1時t0.05(27)=1.703，*3、*4系數(shù)的t檢驗不顯著，可能存在著多重共線性計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)得相關(guān)關(guān)系矩陣，結(jié)果見表3。 表

14、3 解釋變量的關(guān)系矩陣*1*2*3*4*1 1.000000 0.818220 0.548230 0.284944*2 0.818220 1.000000 0.281530 0.005798*3 0.548230 0.281530 1.000000 0.840287*4 0.284944 0.005798 0.840287 1.000000由解釋變量的關(guān)系矩陣可以看出，有些變量之間的相關(guān)關(guān)系不明顯。進一步準(zhǔn)確地研究該模型的多重共線性需采用逐步回歸的方法。分別做Y對*1 *2 *3 *4 的一元回歸，結(jié)果見表4。 表4 解釋變量的一元回歸變量*1*2*3*4參數(shù)估計量0.44842.82700.

15、18640.0288t統(tǒng)計量13.27799.38392.33970.5112R0.85870.75270.15880.0089Adjusted R-squared0.85390.74411.1298-0.0252其中，參加*1的方程Adjusted R-squared 最大，以*1，為根底，順次參加其他變量逐步回歸，結(jié)果見表5變量*1*2*3*4Adjusted R-squared*1 *2 0.31776.16711.07803.10420.8874*1 *3 0.490012.7200-0.1714(-1.9676)0.8670*1 *40.473914.9778-0.0562(-2.8

16、223)0.8822比擬得知，新參加*2的方程修正的可決系數(shù) =08874，改良最大，且各參數(shù)的t檢驗顯著，選擇保存*2再參加其他新變量逐步回歸,結(jié)果見表6 表6變量*1*2*3*4Adjusted R-squared*1 *2 *30.3587(5.7136)0.9324(2.5287)-0.0963-1.13130.8885*1 *2 *40.3684(6.4968)0.7799(2.1825)-0.0376-1.83130.8961在*1 *2 根底上參加 *4后的方程的修正可決系數(shù)明顯增大，且當(dāng)可決系數(shù)僅=O.1的時候，t0.05(27)=1.703使得各個參數(shù)的t檢驗都顯著。參加*3

17、之后雖然 有所增大,當(dāng)?shù)?dāng)可決系數(shù)為0.1的時候， 參數(shù)的t檢驗不顯著。這說明*3引起多重共線性,應(yīng)予以剔除。最后修正多重共線性影響的回歸結(jié)果為：Yi=-2150.069+0.3684*1十0.7999*20.0376*4t= (一63340)(64968)(21826)(-18313)R =09065 F=872759異方差的檢驗與修正采用懷特檢驗的估計結(jié)果如表7White Heteroskedasticity Test:F-statistic1.890015 Probability0.113330Obs*R-squared12.62721 Probability0.125336Test E

18、quation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/09/11 Time: 00:16Sample: 1901 1931Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C1897429.1621624.1.1700800.2545*1-565.8154300.7768-1.8811800.0732*120.0218320.0104282.0936530.0480*22450.3741017.5662.4080750.0249*

19、22-0.7526030.293214-2.5667390.0176*3752.4474418.22751.7991340.0857*32-0.0865210.049255-1.7565730.0929*4-250.0804123.8407-2.0193710.0558*420.0089330.0047901.8651570.0756R-squared0.407329 Mean dependent var226395.1Adjusted R-squared0.191813 S.D. dependent var441254.8S.E. of regression396684.6 Akaike i

20、nfo criterion28.85737Sum squared resid3.46E+12 Schwarz criterion29.27369Log likelihood-438.2893 F-statistic1.890015Durbin-Watson stat1.520036 Prob(F-statistic)0.113330由表7可以看出Obs*R-squared=12.6272116.919所以不拒絕原假設(shè)說明模型方程不存在異方差性。自相關(guān)檢驗與修正 對樣本量為31、三個解釋變量的模型，在005的顯著性水平下查DW 統(tǒng)計表可知dL=1.229dl*=1.65，模型中DW=2.1885

21、57，dl*DW4一d ，說明模型中不存在自相關(guān)性最后得到的模型結(jié)果為：Yi=-2150.069+0.3684*1十0.7999*20.0376*4t= (一6.3340)(6.4968)(2.1826)(-1.8313)R =0.9065 F=87.2759其經(jīng)濟意義為：在假定其他變量不變的情況下,人均可支配收入每增加1元,商品房銷售價格就增加0.3684元：在假定其他變量不變的情況下，房屋平均造價每增加1元,商品房售價就增加0.7999元,在假定其他變量不變的情況下,房屋房屋竣工面積面積每增加1萬平方米商品房售價就減少0.0376元結(jié)論：經(jīng)檢驗結(jié)果說明，人均可支配收入、房屋平均造價、房屋竣工面積對房價具有顯著性的影響。其中人均可支配收入和房屋造價對房價具有正相關(guān)的關(guān)系，房屋竣工面積與房價具有負(fù)相關(guān)的關(guān)系。面對我國房價飛漲的局面，這個模型對于如何解決我國目前房地產(chǎn)市場價格居高不下的問題，對于提高城鎮(zhèn)居民生活水平、緩解社會矛盾、保持經(jīng)濟持續(xù)開展具有重要意義。政策建議一、最高限價法的調(diào)控地方政府在土地拍賣時,明確所建房產(chǎn)的房價上限,然后在此根底上以價高者購得。這樣有利于資源更合理的分配,房地產(chǎn)開發(fā)商不能再盲目抬高拍賣價