呼和浩特市房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的實(shí)證分析

(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 內(nèi)蒙古 呼和浩特 010000)

呼和浩特市房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的實(shí)證分析

胡茜茜

(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院內(nèi)蒙古呼和浩特010000)

本文以?xún)?nèi)蒙古呼和浩特市為例，運(yùn)用多元統(tǒng)計(jì)方法，以商品房平均售價(jià)、年末城鎮(zhèn)戶(hù)籍人口數(shù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額、該地區(qū)生產(chǎn)總值、金融機(jī)構(gòu)貸款余額為變量，對(duì)呼市房地產(chǎn)市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，研究該城市近年來(lái)房地產(chǎn)市場(chǎng)商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格與各統(tǒng)計(jì)指標(biāo)之間的變動(dòng)關(guān)系，通過(guò)模型和實(shí)證分析房?jī)r(jià)的影響因素并提出相關(guān)政策建議。

房地產(chǎn)價(jià)格；影響因素；實(shí)證分析

一、研究目的及意義

2009年以來(lái)，呼市房地產(chǎn)市場(chǎng)保持健康穩(wěn)定發(fā)展，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資和建設(shè)面積增長(zhǎng)；房?jī)r(jià)總體保持增長(zhǎng)，房屋銷(xiāo)量增加，房屋交易比較活。但與全國(guó)其他城市相比，總量不大，增速不快，還處于發(fā)展的初級(jí)階段，未來(lái)的發(fā)展空間還很大，房地產(chǎn)業(yè)正在逐漸成為呼市的重要產(chǎn)業(yè)之一。對(duì)房?jī)r(jià)波動(dòng)影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，可以為當(dāng)?shù)卣M(jìn)行宏觀調(diào)控提供依據(jù)，為消費(fèi)者提供信息支持，為房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)項(xiàng)目運(yùn)作和銀行信貸管理提供參考，其不僅具有一定的理論價(jià)值，更可以為解決現(xiàn)實(shí)問(wèn)題提供決策參考。

二、數(shù)據(jù)選取

本文選取的數(shù)據(jù)為呼市1985—2014年共30年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。各指標(biāo)數(shù)據(jù)全部是已公布原始數(shù)據(jù)。

影響房地產(chǎn)價(jià)格的因素很多，本文選取了城鎮(zhèn)戶(hù)籍人口數(shù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額、生產(chǎn)總值、金融機(jī)構(gòu)貸款余額五個(gè)指標(biāo)來(lái)進(jìn)行分析。

(一)城鎮(zhèn)戶(hù)籍人口數(shù)。一般而言，人口數(shù)量與房地產(chǎn)價(jià)格呈正向的關(guān)系。因?yàn)楸疚难芯亢羰猩唐贩康钠骄蹆r(jià)，所以選取了城鎮(zhèn)戶(hù)籍人口數(shù)量。

(二)城鎮(zhèn)居民可支配收入。城鎮(zhèn)居民可支配收入水平直接反映了一個(gè)地區(qū)的購(gòu)買(mǎi)力和消費(fèi)水平，是城鎮(zhèn)房地產(chǎn)健康、繁榮發(fā)展的一個(gè)重要指標(biāo)。城鎮(zhèn)居民可支配收入不但從總量上更能夠反映房地產(chǎn)市場(chǎng)的有效需求，從水平上也能反映消費(fèi)者對(duì)商品房產(chǎn)質(zhì)量和檔次的要求。

(三)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額。房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額可以反映一個(gè)地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)潛在供應(yīng)量，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額較大的地區(qū)。

(四)生產(chǎn)總值。一般情況下，GDP水平高的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)水平比較發(fā)達(dá)，房地產(chǎn)價(jià)格也相對(duì)較高。

(五)金融機(jī)構(gòu)貸款余額。雖然在短時(shí)期內(nèi)，金融機(jī)構(gòu)信貸的增加對(duì)房屋銷(xiāo)售價(jià)格的上漲并沒(méi)有出現(xiàn)顯著的促進(jìn)作用。但是在長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)，金融機(jī)構(gòu)信貸的增加推動(dòng)了房屋銷(xiāo)售價(jià)格的上漲。

三、模型假定

本文設(shè)定了如下形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

LnY=β1LnX1+β2LnX2+β3LnX3+β4LnX4+β5LnX5+β6D+ε

其中：Y是呼市商品房平均售價(jià)(元/平方米)，X1是城鎮(zhèn)戶(hù)籍人口數(shù)(萬(wàn)人)，X2是城鎮(zhèn)居民可支配收入(元)，X3是房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額(萬(wàn)元)，X4是生產(chǎn)總值(元)，X5是金融機(jī)構(gòu)貸款余額(萬(wàn)元)；β1、β2、β3、β4、β5、β6城鎮(zhèn)戶(hù)籍人口數(shù)、城鎮(zhèn)居民可支配收入、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額生產(chǎn)總值、金融機(jī)構(gòu)各因素的待估參數(shù)，ε為剩余殘差。

D是引入的虛擬變量。因?yàn)?008年發(fā)生了金融危機(jī)，所以我們以2008年為時(shí)間起點(diǎn)，引入了虛擬變量。

四、實(shí)證分析和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

(一)模型的參數(shù)估計(jì)。利用stata計(jì)量軟件對(duì)所設(shè)定的模型進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)：

(1)根據(jù)顯示結(jié)果，從經(jīng)濟(jì)意義角度分析，各變量的符號(hào)與預(yù)期的相一致，并且系數(shù)大小在經(jīng)濟(jì)理論上解釋的通，因此該模型通過(guò)了經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。

(2)從回歸結(jié)果來(lái)看，可決系數(shù)R2=0.9941，因此樣本擬合效果較好；F=648.48，F(xiàn)通過(guò)檢驗(yàn)，表明整個(gè)模型效果顯著。但是通過(guò)觀察P值，只有D顯著，X1，X2,X3,X4,X5，均不顯著，模型中可能存在多重共線(xiàn)。本文將對(duì)此模型進(jìn)行計(jì)量模型檢驗(yàn)和修正。

(二)多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)

(1)檢驗(yàn)是否存在多重共線(xiàn)

在stata軟件中，通過(guò)計(jì)算條件數(shù)檢驗(yàn)多重共線(xiàn)。

通過(guò)計(jì)算結(jié)果可知，669.96>30，說(shuō)明模型中存在多重共線(xiàn)。

(2)對(duì)多重共線(xiàn)的修正

在stata軟件中，采用逐步回歸(Stepwise)的方法進(jìn)行修正。

修正后的模型：

LnY=-0.9126759+0.34059LnX4+0.2388713LnX5-0.2919701D

(三)異方差檢驗(yàn)。該模型中也可能存在異方差。在stata軟件中，用white檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證該模型是否存在異方差。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，相伴概率為0.7026,且0.7026>0.05的顯著性水平，所以不存在異方差。

(四)相關(guān)檢驗(yàn)。我們利用stata軟件中的DW檢驗(yàn)方法來(lái)驗(yàn)證該模型是否存在異方差。

結(jié)果顯示，DW=1.757396，查DW檢驗(yàn)表，dl=1.2ldu=1.65。我們的結(jié)果為：du≤W≤4-du，即1.65≤1.757396≤2.32，此時(shí)在a=0.05的顯著水平下，接受H0，即認(rèn)為不存在一階自相關(guān)性。

根據(jù)以上的計(jì)量分析，我們得出反應(yīng)呼和浩特市房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的最終模型為：

LnY=-0.9126759+0.340519LnX4+0.2388713LnX5-0.291970D

t=-5.07 3.18 2.31 -5.31

四、預(yù)測(cè)檢驗(yàn)

我們用2014年的各項(xiàng)數(shù)據(jù)，通過(guò)上述方程檢驗(yàn)是否與2014年的商品房的實(shí)際平均售價(jià)相一致。根據(jù)公式

LnY=-0.9126759+0.3405109LnX4+0.2388713LnX5-0.2919701D

X4=29520407，X5=48389622，代入公式結(jié)果得7180元，2014年商品房每平米實(shí)際售價(jià)6919元，預(yù)測(cè)值與實(shí)際值相差261元，相對(duì)誤差為

(7180-6919)/6919=3.8%.故我們有理由認(rèn)為該內(nèi)蘊(yùn)線(xiàn)性模型較優(yōu)。

五、結(jié)論與建議

根據(jù)以上檢驗(yàn)和分析，得出生產(chǎn)總值和金融機(jī)構(gòu)貸款余額是房地產(chǎn)價(jià)格的代表性影響因素。生產(chǎn)總值對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響是正的，其系數(shù)是0.3405109.金融機(jī)構(gòu)貸款余額對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響同樣是正的，其系數(shù)是0.2388713.而虛擬變量對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響是負(fù)的，其系數(shù)是-0.291970。

現(xiàn)階段，我們經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，消費(fèi)成為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新引擎，而穩(wěn)定消費(fèi)的關(guān)鍵是穩(wěn)定合理的住房需求。首先就是解決低收入的住房困難，加強(qiáng)保障房建設(shè)，放寬提取公積金支付房租條件。其次，加大群眾對(duì)群眾首次置業(yè)及二次改善型購(gòu)房需求的支持。再次，在城市化的過(guò)程中，穩(wěn)定住房消費(fèi)，處理好政府提供公共服務(wù)和市場(chǎng)化的關(guān)系，早日建立有利于房地產(chǎn)市場(chǎng)健康發(fā)展的長(zhǎng)效機(jī)制。最后加強(qiáng)規(guī)劃、土地政策的引導(dǎo)，保持普通商品住房在商品房中的主體地位，通過(guò)稅收、信貸、利率等手段，控制住宅建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)，引導(dǎo)企業(yè)開(kāi)發(fā)普通商品住房，保障人民群眾的基本住房需求。

[1].張曉晨.遼源市房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2013(4)

[2]熊艷.中國(guó)房地產(chǎn)影響價(jià)格分析[J].金融經(jīng)濟(jì),2009(02).

[3]安輝.我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格影響因素的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué),2013(3)

[4]曾向陽(yáng).基于Granger檢驗(yàn)的地價(jià)與房?jī)r(jià)關(guān)系研究[J].中國(guó)土地科學(xué),2006(4)