范譯文

摘要：以現(xiàn)代觀點(diǎn)看來(lái)，房地產(chǎn)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和先導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，因此房地產(chǎn)價(jià)格不僅與百姓的生活密切相關(guān)，而且還關(guān)系到城市的可持續(xù)發(fā)展與城市化進(jìn)程，關(guān)注房?jī)r(jià)的變動(dòng)具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文通過對(duì)影響房地產(chǎn)價(jià)格的各種因素進(jìn)行回歸分析，將1998～2011年相關(guān)數(shù)據(jù)代入Eviews 軟件，建立商品房定價(jià)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型并得出相應(yīng)結(jié)論。

關(guān)鍵詞：商品房房?jī)r(jià)；房?jī)r(jià)收入比；房地產(chǎn)商

一、引言

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，房地產(chǎn)投資的持續(xù)快速增長(zhǎng)使得以商品住宅為主的房地產(chǎn)業(yè)成為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要支柱產(chǎn)業(yè)，住房消費(fèi)占我國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的比重越來(lái)越高，房地產(chǎn)發(fā)展對(duì)改善居民居住條件、加快城市建設(shè)都發(fā)揮了重要作用。然而，根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的2013年3月份70個(gè)大中城市住宅銷售價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)顯示，其中環(huán)比指數(shù)下降的城市只有1個(gè)，同比指數(shù)下降的城市只有2個(gè)，房?jī)r(jià)居高不下。政府的房地產(chǎn)調(diào)控政策對(duì)商品房?jī)r(jià)格變動(dòng)影響顯著，因此首先需要識(shí)別在各種影響房?jī)r(jià)變動(dòng)因素中到底哪些因素對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格有顯著影響。

二、變量選擇與數(shù)據(jù)收集

1. 變量選擇

選取商品房平均銷售價(jià)格作為因變量，用Y來(lái)表示。依據(jù)國(guó)內(nèi)外對(duì)商品房?jī)r(jià)格研究的通常方法，選取可能影響中國(guó)商品房?jī)r(jià)格的因素作為解釋變量，分別為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入（X1），城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出（X2），國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X3），商品零售價(jià)格指數(shù)（X4），居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X5），房?jī)r(jià)收入比（X6），竣工房屋面積（X7），房地產(chǎn)開發(fā)投資（X8），房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)的個(gè)數(shù)（X9），以及政府房地產(chǎn)調(diào)控政策的影響，但這種影響無(wú)法具體計(jì)量，因此引入虛擬變量（X10），X10=1 寬松的調(diào)控政策0 緊縮的調(diào)控政策

依據(jù)所選定的變量設(shè)立模型的初步形式為

Y=α+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9+β10X10+ε

其中α為截距項(xiàng)，β1、β2……X10分別為解釋變量X1、X2、……X10的系數(shù)，表示每個(gè)解釋變量對(duì)因變量的影響程度的大小ε隨機(jī)變量，表示模型中解釋變量之外的外生變量對(duì)因變量的沖擊。

2. 數(shù)據(jù)的收集

本文應(yīng)用的所有數(shù)據(jù)全部選自中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上公布的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》年度數(shù)據(jù)并按照建模需要進(jìn)行了相應(yīng)的處理，具體數(shù)據(jù)如下表所示。

三、模型的建立、檢驗(yàn)及修正

通過利用eviews6.0計(jì)量軟件對(duì)初步模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)與回歸分析，結(jié)果如下。

Y=-1054.618+0.2699X1+0.4622X2-

T=0.5193 0.7344

0.0101X3-14.4126X4-4.0705X5+6439.44X6+

-0.5509 -0.1142 -0.0465 1.6994

0.0012X7-0.0159X8-0.0047X9-167.0587X10

0.9489 -0.6074 -0.8386 -1.8907

由回歸結(jié)果可知，在5%置信水平下，t統(tǒng)計(jì)值全部小于1.96，所有解釋變量均不顯著，沒有通過t檢驗(yàn)。而且有些變量明顯與其實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義不相符，綜合考慮之后可以認(rèn)為產(chǎn)生上述問題的原因可能是模型存在多重共線性或者變量本身不是重要的解釋變量。因此，需要模型先進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。

1. 多重共線性檢驗(yàn)

通過對(duì)模型進(jìn)行逐步回歸發(fā)現(xiàn)，X2與Y的擬合效果最好，因此以X2為初始變量，修正初步模型，逐步回歸結(jié)果如下。

由以上逐步回歸結(jié)果可知，X2、X3、X6、X9、X10五個(gè)解釋變量顯著，但是由于X10的系數(shù)符號(hào)不符合經(jīng)濟(jì)意義，因此選取X2、X3、X6、X9為主要解釋變量，重新設(shè)定模型如下

Y=-3855.83+0.8158X2-0.0106X3+

t=（7.7703 -4.2304

9041.025X6-0.0038X9

8.0284 -1.246）

R2=0.9977 DW=2.4134 F=968.3642

2. 自相關(guān)檢驗(yàn)

由于上述模型中DW=2.4134，可能存在序列自相關(guān)，因此需要對(duì)序列進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，采取拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)。對(duì)模型的回歸殘差進(jìn)行一階滯后回歸估計(jì)，結(jié)果如下

et=-126.057-0.0377X2+0.001X3+

t=（-0.3689 0.4144

665.5666X6+0.0007X9-0.2549et-1

0.4737 0.2537 -0.2549）

R2=0.2107

根據(jù)回歸結(jié)果，可計(jì)算拉格朗日乘數(shù)值為L(zhǎng)M=n×R2=14×0.2107=2.9498，在5%的置信水平下，與自由度為1的χ2分布的臨界值相比較，結(jié)果如下

LM=2.9498<χ20.05（1）=3.84

由比較結(jié)果可知，模型中不存在序列自相關(guān)。

3. 異方差檢驗(yàn)

利用eviews6.0中的White檢驗(yàn)方法，對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。輔助回歸結(jié)果為

Y=7093.42-6.02χ22+7.60χ23-

t=（-0.29 0.45

22644.71χ26-5.20χ29

-0.31 -0.41）

R2=0.0836

根據(jù)輔助回歸結(jié)果可計(jì)算White統(tǒng)計(jì)量值為Wh=n×R2=14×0.0836=1.1704，在5%的置信水平下，與自由度為4的χ2分布的臨界值相比較，結(jié)果如下

Wh=1.1704<χ20.05（4）=9.49

由比較結(jié)果可知，模型中不存在異方差性。

4.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于所建立的模型是時(shí)間序列模型，因此需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，利用ADF檢驗(yàn)方法可得結(jié)果如下。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，所有變量的原序列是不平穩(wěn)的，只有在經(jīng)過2階差分后才能成為平穩(wěn)序列。

5. 協(xié)整性檢驗(yàn)

由于解釋變量原序列是不平穩(wěn)的，因此需要對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，利用AEG檢驗(yàn)方法對(duì)殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下。

由單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，回歸結(jié)果的殘差序列項(xiàng)在經(jīng)過一階差分后變?yōu)閰f(xié)整序列，也就說(shuō)明模型是協(xié)整的。

6. 誤差修正模型

由于模型需要進(jìn)行差分，因此需要進(jìn)一步建立誤差修正模型。首先采用直接估計(jì)誤差模型，其適當(dāng)?shù)墓烙?jì)形式為

ΔYt=-3904.86+0.6157ΔX2-0.005ΔX3+10415.52ΔX6-0.0045ΔX9-0.9424Yt-1+0.7959X2，t-1-0.0108X3，t-1+9386.621X6，t-1-0.0036X9，t-1

R2=0.9803 DW=2.0554

因此，可確定誤差修正模型為

ΔYt=0.6157ΔX2-0.005ΔX3+10415.5ΔX6-0.0045ΔX9-0.9424Yt-1+0.7959X2，t-1-0.0108X3，t-1+9386.621X6，t-1-0.0036X9，t-1

四、結(jié)論

通過上述分析，對(duì)于影響商品房?jī)r(jià)格變動(dòng)的因素可以得出如下結(jié)論。

1.房?jī)r(jià)收入比變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)上漲產(chǎn)生正向的影響，且其影響程度較大，其對(duì)房地產(chǎn)的價(jià)格起決定性作用。

2.在模型建立之初引入了宏觀調(diào)控因素，但在變量檢驗(yàn)過程中作用不顯著，因此在房?jī)r(jià)變動(dòng)過程中政府的調(diào)控似乎沒有產(chǎn)生預(yù)期效果。因此，如何有效的調(diào)控仍是政府工作重點(diǎn)。

3.對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的調(diào)控政策要注意促進(jìn)消費(fèi)與投資關(guān)系的協(xié)調(diào)發(fā)展。一方面控制投資規(guī)模，調(diào)整投資結(jié)構(gòu)；另一方面，要通過增加居民收入，促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)。

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（作者單位：山東師范大學(xué)商學(xué)院）