房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)

ANHUIUNIVERSITYOFFINANCE&ECONOMICS房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)學(xué)課程期末論文——我國房價影響因素的實(shí)證分析院系：經(jīng)濟(jì)學(xué)院_班級：12經(jīng)濟(jì)二班_______姓名：_平曉______學(xué)號：20123947________【摘要】：作為國家的支柱產(chǎn)業(yè)，房地產(chǎn)的穩(wěn)定發(fā)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(shí)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(jì)學(xué)軟件Eviews對房價影響因素進(jìn)行回歸分析，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)過十多年的發(fā)展，我國房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)之一，市場體系趨于完善，住房消費(fèi)成為擴(kuò)大內(nèi)需的新動力和消費(fèi)熱點(diǎn)。但是近年來，我國房地產(chǎn)價格上漲較快，部分地區(qū)房價持續(xù)飆升，上漲幅度大大超過經(jīng)濟(jì)總體增長水平及其它行業(yè)產(chǎn)品與服務(wù)的上升幅度。房價增長過快的趨勢，不僅極大地影響到城市居民的生活質(zhì)量，也是整個國民經(jīng)濟(jì)繼續(xù)平穩(wěn)發(fā)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(jì)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(jì)持續(xù)發(fā)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(jìn)行分析，了解對其主要因素和次要因素。并對這些因素進(jìn)行統(tǒng)計推斷和經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)。選擇擬和效果最好的做為結(jié)論。現(xiàn)狀分析國內(nèi)學(xué)者從不同角度分析了我國房地產(chǎn)市場發(fā)展過程中的潛在風(fēng)險問題。盡管我國房地產(chǎn)市場發(fā)展時間較短，但由于近期房價問題日益尖銳，因此近年來研究大多數(shù)集中在價格影響因素這一問題上，早期研究大多數(shù)都采用定性研究方法，而探討房價波動的近期研究中，大部分學(xué)者都利用實(shí)證研究方法確定了房價的決定因素，并以此為依據(jù)構(gòu)造了房地產(chǎn)定價模型。定性研究代表李立，李永輝（2002）認(rèn)為房地產(chǎn)價格是由多種因素決定的，除土地費(fèi)用、建安費(fèi)用等項(xiàng)費(fèi)用外，與國際經(jīng)濟(jì)政策，體制改革深化程度，居民收入水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展景氣度等因素的變化也有重要的關(guān)聯(lián)性，從定性的角度探討了房價的重要構(gòu)成要素，為之后的實(shí)證研究奠定了理論基礎(chǔ)。Granger因果檢驗(yàn)和回歸分析在實(shí)證分析中得到廣泛應(yīng)用。高波，毛豐付（2003）以1999-2002年土地季度價格指數(shù)和房地產(chǎn)季度價格指數(shù)為樣本，通過Granger因果分析檢驗(yàn)和回歸分析，對房價與地價間的影響關(guān)系進(jìn)行分析，得出長期內(nèi)房價走勢決定地價走勢、短期內(nèi)兩者存在相互影響的結(jié)論。皮舜，武康平（2004）通過基于Panel數(shù)據(jù)的Granger因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停l(fā)現(xiàn)1994到2002年間我國區(qū)域房地產(chǎn)市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著雙向因果關(guān)系，為處理房地產(chǎn)市場和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系提供了科學(xué)依據(jù)。三、文獻(xiàn)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)建設(shè)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(fèi)者預(yù)期改變[1]。中國社會科學(xué)院與社會科學(xué)文獻(xiàn)出版社(2007)聯(lián)合發(fā)布的《2006年中國房地產(chǎn)發(fā)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;供給結(jié)構(gòu)失調(diào);國家信貸的積極支持;地方政府的推動;缺乏規(guī)范有效的信息披露制度[2]。沈悅、劉洪玉(2004)認(rèn)為如果房地產(chǎn)價格的上漲只是投機(jī)造成,缺乏相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)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(jì)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(2006)通過實(shí)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(diǎn)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(shí)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(yùn)用相關(guān)分析、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)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(jìn)行實(shí)證分析,表明貨幣政策能夠影響房地產(chǎn)投資和價格,貨幣供應(yīng)量對房地產(chǎn)市場的影響比利率政策更為顯著[6]。李健飛等(2005)利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)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]。對這一輪的房地產(chǎn)調(diào)控的效果,何艷(2006)認(rèn)為:一是普通商品房供應(yīng)增加,小戶型房價上漲得到一定控制;二是投機(jī)行為得到抑制,外資炒房更為規(guī)范;三是信貸收緊,購房者更為謹(jǐn)慎;四是房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)囤地囤房受到抑制[8]。楊玉珍、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(shí)施最嚴(yán)格的土地控制政策[9]。張琦(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(diǎn):決策層對市場判斷有分歧;政策執(zhí)行環(huán)節(jié)(管理機(jī)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)范[10]。程建勝(2007)認(rèn)為2003年以來,國家綜合運(yùn)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,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較突出[11]。從上述文獻(xiàn)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(jìn)行進(jìn)行理論與實(shí)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(shí)生活經(jīng)驗(yàn)，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買力的體現(xiàn)，居民購買房屋一般是在其購買力達(dá)到一定水平后．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)屬于成本投入比較大的行業(yè)．研究房價就必須考慮其單位成本，即房屋平均造價。3、房屋銷售面積，房屋銷售面積是房地產(chǎn)市場需求的直觀體現(xiàn)4、房屋竣工面積，房屋竣工面積是房地產(chǎn)市場供給的主要體現(xiàn)四、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X1．“房屋平均造價”為X2，“房屋銷售面積”X3為，“房屋竣工面積”為X4。從(2007年中國統(tǒng)計年鑒》收集到如下數(shù)據(jù)，見表1表12006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北京19977.52223932607.624395.48280天津14283.09923271458.627234774河北10304.56614231817.949598.22111山西10027.71350791.643938.71988內(nèi)蒙古10357.99911201428.9742221811遼寧10369.61113363006.6110241.83073吉林9775.031201974.913807.42010黑龍江9182.3112301482.714104.12196上海20667.930893025.44901.57196江蘇14084.26615026101江18265.116793544.96149254774安徽9771.0512352307.838371.32322福建13753.28813722021.695597.93994江西9551.128671777.196074.61708山東12192.24412794172.2118680.62541河南9810.2611002409.3318733.12012湖北9802.6516082038.466871.22556湖南10504.67711722021.618423.31928廣東16015.58821425178.5614886.14853廣西9898.759141502.615373.72195海南9395.131491203.43633.93787重慶11569465622.52269四川9350.119484100.1510933.62271貴州9116.61943880.952831.51780云南10069.89914131693.076218.22380西藏8941.08162057.1891.71976陜西9267.715871116.514373.82461甘肅8920.59957515.481500.71780青海9000.351311119.69650.61921寧夏9177.261021379.991141.52063新疆8871.271076892.44773.91858建立線性回歸模型為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+Ui參數(shù)估計利用Eviews軟件進(jìn)行回歸估計，結(jié)果見表2表2Eviews回歸結(jié)果分析DependenntVarriablee:YMethod:LeasttSquaaresDate:066/07/115Tiime:220:17Sample:131Includeddobseervatiions:31VariableeCoefficiientStd.Errrort-StatissticProb.C-2043.5882381.44555-5.35746680.0000X10.35472330.06133005.78384000.0000X20.79825220.37025002.15598220.0405X30.09286880.14936990.62173880.5395X4-0.05700030.0373433-1.52644480.1390R-squareed0.9079511Meanndepeendenttvar2918.0655AdjusteddR-sqquaredd0.8937900S.D..depeendenttvar1594.2088S.E.ofregreessionn519.55044Akaiikeinnfocrriteriion15.490499Sumsquaaredrresid7018247..Schwwarzccriterrion15.721788Loglikeelihoood-235.10227F-sttatisttic64.114811Durbin-WWatsonnstatt2.1885577Probb(F-sttatisttic)0.0000000根據(jù)表2數(shù)據(jù)．模型估計的結(jié)果為：y=-2043.528+0.354723x1+0.798252x2+0.092868x3-0.057003x4(381．4455)(0．061330)(0．370257)(0．149396)(0．037343)t=(一5．357468)(5．783840)(2．155982)(O．621738)(一1.526448)R2=0．907951，F(xiàn)檢驗(yàn)值df=64.1148多重共線性的檢驗(yàn)與修正該模型表明R=0.9079，R2=O.8937，可決系數(shù)較高F檢驗(yàn)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，x3、x4系數(shù)的t檢驗(yàn)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3解釋變量的關(guān)系矩陣X1X2X3X4X11.00000000.81822200.54823300.2849444X20.81822201.00000000.28153300.0057998X30.54823300.28153301.00000000.8402887X40.28494440.00579980.84028871.0000000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(jìn)一步精確地研究該模型的多重共線性．需采用逐步回歸的辦法。分別做Y對X1X2X3X4的一元回歸，結(jié)果見表4。表4解釋變量的一元回歸變量x1x2x3x4參數(shù)估計量0.44842.82700.18640.0288t統(tǒng)計量13.27799.38392.33970.5112R20.85870.75270.15880.0089AdjusteddR-sqquaredd0.85390.74411.1298-0.0252其中，加入x1的方程AdjustedR-squared最大，以x1，為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果見表5變量X1X2X3X4AdjusteddR-sqquareddX1X220.3177（6.1671）1.0780（3.1042）0.8874X1X330.4900（12.7200）-0.1714(-1.9676))0.8670X1X440.4739（14.9778）-0.0562(-2.8223))0.8822比較得知，新加入X2的方程修正的可決系數(shù)=0．8874，改進(jìn)最大，且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，選擇保留x2再加入其他新變量逐步回歸,結(jié)果見表6表6變量X1X2X3X4AdjusteddR-sqquareddX1X2X330.3587(5.7136)0.9324(2.5287)-0.0963（-1.1313）0.8885X1X2X440.3684(6.4968)0.7799(2.1825)-0.0376（-1.8313）0.8961在x1x2基礎(chǔ)上加入x4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(yàn)都顯著。加入X3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(yàn)不顯著。這說明X3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+0.3684X1十0.7999X2—0.0376X4t=(一6．3340)(6．4968)(2．1826)(-1．8313)R2=0．9065F=87．2759異方差的檢驗(yàn)與修正采用懷特檢驗(yàn)的估計結(jié)果如表7WhiteHeeterosskedassticittyTesst:F-statisstic1.8900155Probbabiliity0.1133300Obs*R-sqquaredd12.627211Probbabiliity0.1253366TestEquuationn:DependenntVarriablee:RESSID^2Method:LeasttSquaaresDate:066/08/15Tiime:000:16Sample:19011931Includeddobseervatiions:31VariableeCoefficiientStd.Errrort-StatissticProb.C1897429..1621624..1.17008000.2545X1-565.81554300.77688-1.88118800.0732X1^20.02183220.01042882.09365330.0480X22450.37441017.56662.40807550.0249X2^2-0.75260030.2932144-2.56673390.0176X3752.44744418.227551.79913440.0857X3^2-0.08652210.0492555-1.75657730.0929X4-250.08004123.84077-2.01937710.0558X4^20.00893330.00479001.86515770.0756R-squareed0.4073299Meanndepeendenttvar226395.11AdjusteddR-sqquaredd0.1918133S.D..depeendenttvar441254.88S.E.ofregreessionn396684.66Akaiikeinnfocrriteriion28.857377Sumsquaaredrresid3.46E+122Schwwarzccriterrion29.273699Loglikeelihoood-438.28993F-sttatisttic1.8900155Durbin-WWatsonnstatt1.5200366Probb(F-sttatisttic)0.1133300由表7可以看出Obs*R-squared=12.62721<16.919所以不拒絕原假設(shè)．表明模型方程不存在異方差性。（五）自相關(guān)檢驗(yàn)與修正對樣本量為31、三個解釋變量的模型，在0．05的顯著性水平下．查DW統(tǒng)計表可知dL=1.229．dlx=1.65，模型中DW=2.188557，dlx<DW<4一d，表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+0.3684X1十0.7999X2—0.0376X4t=(一6.3340)(6.4968)(2.1826)(-1.8313)R2=0.9065F=87.2759其經(jīng)濟(jì)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(yàn)結(jié)果表明，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(jì)持續(xù)發(fā)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,然后在此基礎(chǔ)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)