多元線性回歸論文

1、房地產(chǎn)價格與GDP和房屋造價的聯(lián)系一、研究的目的要求房地產(chǎn)業(yè)的運行和發(fā)展涉及眾多的相關(guān)產(chǎn)業(yè)，顯示出很強的相關(guān)性。房地產(chǎn)業(yè)在許多國 家和地區(qū)成為支柱產(chǎn)業(yè)，占GDP的比重在10%以上。在我國，房地產(chǎn)業(yè)對全國GDP的直 接貢獻率和間接貢獻率約占15%，帶動一大批關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，初步成為國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn) 業(yè)。然而，房地產(chǎn)業(yè)也呈現(xiàn)出投資過熱，價格過高的現(xiàn)象。盡管，政府一次次出臺新的政策 對房地產(chǎn)價格進行調(diào)控，在一定程度上控制了房價上漲的速度，但是，我國的房價依然遠遠 超出了老百姓的購買能力。因此，認識和掌握房地產(chǎn)市場價格特征、制約因素及其變化規(guī)律，將有利于我們分析房 地產(chǎn)市場，進而采取行之有效的、有針對性

2、的調(diào)控措施，實現(xiàn)房地產(chǎn)業(yè)與整個國民經(jīng)濟的持 續(xù)、平穩(wěn)、協(xié)調(diào)發(fā)展。影響房地產(chǎn)價格上漲的因素很多，但就生產(chǎn)商來考慮我們主要考慮成本問題，也就是竣 工房屋的造價，從消費者來考慮，我們主要分析的是他的消費能力，也就是居民的可支配收 入，為了過去數(shù)據(jù)方便且較接近真實這里用GDP來考慮。二、模型設(shè)定如下，選取了 “全國各地商品房平均銷售價格”作為被解釋變量，以反映房地產(chǎn)價格 的增長；選擇“國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）”作為消費者購買能力的代表；選擇“竣工房屋造價” 作為生廠商成本的代表。從中國統(tǒng)計年鑒收集到以下數(shù)據(jù)。商品房平均竣工房屋年份銷售價格 造 價GDP（元/平方米）（億元）地區(qū) YX2X311553.2

3、62388.8669353.325811.1112595.5635050.42585.7751647.41213709.52249.6091480.4995733.352246.5321313.7036091.123490.1521422.73911023.492302.4651154.6655284.692471.3161404.483706583613073.80112188.854024.3591606.27425741.155786.032040.26818780.442664.3691401.7327364.184684.3421382.1319249.132071.8871006.

4、4445500.252904.1411468.50525965.91京津北西古寧林江海蘇江徽建西東 蒙 龍北天河山內(nèi)遼吉黑上江浙安福江山南北南東西南慶川州南藏西肅海夏疆河湖湖廣廣海重四貴云西陜甘青寧新2253.4293053.1162233.1485914.2952538.6374161.62722.5832840.4472136.7372454.982704.1242622.0022190.5412310.9992136.2032081.1321173.155 1835.511 1332.366 2174.868996.8082 1805.126 1411.658 1041.371958.4

5、769 1432.329 2425.483 1677.1221076.76 1452.996 1133.523 1158.71915012.469230.68920031084.45955.651223.284122.5110505.32741.94741.31342.195465.792702.4783.61889.23523.16設(shè)定的線性回歸模型為Y邛 1+& X2+P3X 如三、參數(shù)估計利用Eviews估計模型的參數(shù)，得到以下回歸結(jié)果。Method: Least SquaresDate: 06/08/10 Time: 10:59Sample: 1 31Included observat

6、ions: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-1508.077818.4641-1.8425690.0760X22.9443790.5056575.8228800.0000X30.0420380.0343161.2250240.2308R-squared0.974306Mean dependent var3469.688Adjusted R-squared0.949272S.D. dependent var2107.142S.E. of regression1391.062Akaike info criterion17.40529

7、Sum squared resid54181527Schwarz criterion17.54406Log likelihood-266.7820F-statistic20.41799Durbin-Watson stat_ 1.277321 _Prob(F-statistic)_0.000003根據(jù)回歸結(jié)果表中的數(shù)據(jù)，模型估計的結(jié)果為Y=-1508.077+2.944379 X2+0.034316X 3（818.4641）（0.5057）（0.3432）T=(-1.8427)(5.8229)(1.225)R2= 0.974306F=20.41799df=2912000-10000_800060

8、00_60004000_4000-20002000-_0-2000_-40002 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30Residual ActualFitted四、模型檢驗1、經(jīng)濟意義檢驗?zāi)Ｐ凸烙嫿Y(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當年GDP每增長1億元，商品房 平均銷售價格就會增長0.034316元；在假定其他變量不變的情況下，當年竣工房屋造價每 增長1元/平方米，商品房銷售價格就會增長2.944379元。2、統(tǒng)計檢驗1）擬合優(yōu)度檢驗：由回歸結(jié)果得到R2= 0.974306，修正的可決系數(shù)為0.949272，這說明模 型對樣本的擬合很好。2）F檢驗：

9、針對H0:&=%=0,給定顯著性水平a=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=2和 n-心9的臨界值劉（2, 29），得F=20-41799九（2, 29），所以拒絕原假設(shè)凡心=0，說 明回歸方程顯著，即“國內(nèi)生產(chǎn)總值”、“竣工房屋造價”等變量聯(lián)合起來確實對“商品房平 均銷售價格”有顯著影響。3）t檢驗：分別針對凡:料=0（j=1，2, 3），給定顯著性水平a=0.05，查t分布表得自由度 為n-k=29臨界值t敏2 （n-k）=1.045。由回歸結(jié)果的表可得，與禹、&、P3對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別 為-技427、5.8229、L225其絕對值均大于 （n-k），這說明分別都應(yīng)該拒絕Ho： Pj= 0（j=L 2, 3），也就是說，當在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值”（X2）、“竣 工房屋造價” （X3）分別對被解釋變量“商品房平均銷售價格（ Y有顯著影響。五、回歸預(yù)測120001000080006000400020000-20002 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30Forec as t: YFActual: YSample: 1 31Include obs erv ations : 31Root Mean Squared Er1d322.041 Mean Abs olute Error 807.