本文關(guān)鍵詞：影響我國房地產(chǎn)價(jià)格的宏觀經(jīng)濟(jì)因素實(shí)證分析，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

２００６年第９期ＪＩＡＧＥＹＵＥＫＡＮ總第３５２期經(jīng)濟(jì)分析價(jià)格月刊影響我國房地產(chǎn)價(jià)格的宏觀經(jīng)濟(jì)因素實(shí)證分析

曲聞

內(nèi)容摘要：本文旨在建立我國近年來房地產(chǎn)價(jià)格宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素的線性模型，選�。秱�(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為方程初始導(dǎo)入自變量，與房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行初步多元線性回歸分析，以解決自變量之間多重共線性問題；進(jìn)而選取出兩個(gè)自變量與房地產(chǎn)價(jià)格建立多元線性回歸方程，并對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行分析；用２００６年第１季度的現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)對(duì)所建立的方程進(jìn)行檢驗(yàn)，得出方程效果良好的結(jié)論；指出方程的應(yīng)用價(jià)值。

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)價(jià)格宏觀經(jīng)濟(jì)

中圖分類號(hào)：Ｆ２９３．３文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Ａ文章編號(hào)：１００６－２０２５（２００６）０９－００１５－０３

我國房地產(chǎn)業(yè)起步較晚，從２０世紀(jì)７０年代末８０年代增加，刺激了房地產(chǎn)的投資和消費(fèi)的購買能力，推動(dòng)房地產(chǎn)初的萌生，到９０年代初房地產(chǎn)市場(chǎng)的建立，再到今天房地產(chǎn)價(jià)格的上漲。

業(yè)具有相當(dāng)?shù)囊?guī)模，也不過短短３０余年。從理論上講，房地（四）土地價(jià)格對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響

產(chǎn)價(jià)格受建設(shè)成本、宏觀經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)因素、人口因素、政地價(jià)是房地產(chǎn)成本的重要組成，其走勢(shì)直接影響著房策體制及供求變化等多方面的綜合影響，其中，作為房地產(chǎn)價(jià)。這是因?yàn)椋阂皇窃诜康禺a(chǎn)價(jià)格中，地價(jià)一般占有五至六成業(yè)發(fā)展背景的宏觀經(jīng)濟(jì)因素起著至關(guān)重要的作用，的比重。二是隨著國民經(jīng)濟(jì)和城市建設(shè)的發(fā)展，相關(guān)土地會(huì)

一、模型因子與樣本空間的選取因“級(jí)差地租”變化的影響，造成土地出讓價(jià)格的上漲。尤其

影響我國房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)的宏觀經(jīng)濟(jì)因素主要包括：國是隨著我國城市化進(jìn)程的推進(jìn)，城市土地資源日漸稀缺，土內(nèi)生產(chǎn)總值、國民收入水平、貨幣發(fā)行狀況、土地價(jià)格、房地地含金量增大。三是我國加入ＷＴＯ，某些大中城市走國際化產(chǎn)投資狀況和房地產(chǎn)消費(fèi)狀況等。的發(fā)展路線，城市功能及市政規(guī)劃等政策性因素，引發(fā)區(qū)域

（一）國內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響性地價(jià)明顯上升。表１反映了近年來土地交易價(jià)格的變動(dòng)情經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展必將會(huì)推動(dòng)房地產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，ＧＤＰ況。

特別是人均ＧＤＰ在某種程度上反映了一個(gè)國家的整體經(jīng)濟(jì)表１１９９８－２００３年我國土地交易價(jià)格一覽表發(fā)展水平。根據(jù)國際經(jīng)驗(yàn)，人均ＧＤＰ在１０００美元左右時(shí)，是１９９８１９９９２０００２００１２００２２００３一個(gè)國家房地產(chǎn)行業(yè)迅猛發(fā)展的黃金階段。２００５年我國人土地交易價(jià)格指數(shù)１０２．０１００１００．２１０１．７１０６．９１０８．３均ＧＤＰ超過１７００美元，與此相應(yīng)，房地產(chǎn)行業(yè)進(jìn)入了一個(gè)居民住宅用地１００．６９９．９１０１．０１０２．２１０７．７１１２．４快速發(fā)展的黃金時(shí)期。國家統(tǒng)計(jì)局有關(guān)統(tǒng)計(jì)顯示，１９９８年至豪華住宅用地１０３．１１００．１１０１．６１０２．４１０１．９１０５．９２００４年，我國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度平均在８．６％以上，房地產(chǎn)投資普通住宅用地１００．４９９．６１００．９１０２．１１０８．４１１３．０直接拉動(dòng)ＧＤＰ增長(zhǎng)達(dá)２至３個(gè)百分點(diǎn)，其對(duì)ＧＤＰ增長(zhǎng)的貢數(shù)據(jù)來源：陳淮，趙路興．房?jī)r(jià)誰說了算．江西人民獻(xiàn)率持續(xù)保持在１０％至２０％之間，房地產(chǎn)業(yè)有成為國民經(jīng)出版社，２００５：１８６

濟(jì)支柱產(chǎn)業(yè)的趨勢(shì)。所以，作為反映整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（五）房地產(chǎn)投資對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響

和房地產(chǎn)業(yè)發(fā)展經(jīng)濟(jì)背景的ＧＤＰ，，同房地產(chǎn)價(jià)格之間必然２０００年至２００３年，中國房地產(chǎn)投資增長(zhǎng)速度分別為存在著一定的相關(guān)性。２１．５％、２７．３％、２２．８％、２９．７％，而這幾年中國的ＧＤＰ每年增長(zhǎng)

（二）國民收入對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響在７％～９％之間，并且中高檔住宅的投資規(guī)模增長(zhǎng)超過了房國民收入，尤其是居民可支配收入決定了居民的實(shí)際購地產(chǎn)投資的總體增長(zhǎng)水平，１９９９年至２００２年平均每年增長(zhǎng)買能力，進(jìn)而決定了居民住房消費(fèi)能力。國民收入的增加，２８．２％；相比之下經(jīng)濟(jì)適用房的投資增長(zhǎng)比較緩慢，１９９９年必然引起房地產(chǎn)有效需求的增加，也會(huì)促進(jìn)房地產(chǎn)投資的增至２００２年平均每年增長(zhǎng)為１０．５％。建設(shè)部報(bào)告表明，高速的加。國民收入的變動(dòng)橫向會(huì)影響到房地產(chǎn)業(yè)需求和供給兩投資增長(zhǎng)率，加之目前房地產(chǎn)市場(chǎng)供求總量的階段性失衡，個(gè)層面，縱向會(huì)涉及到幾個(gè)經(jīng)濟(jì)時(shí)期，因而也會(huì)影響到房地直接影響房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)，即中低價(jià)位商品住房供應(yīng)量下產(chǎn)價(jià)格。降，高檔商品房供應(yīng)量增加，使得商品房平均價(jià)格上揚(yáng)。

（三）貨幣供應(yīng)量對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響（六）房地產(chǎn)消費(fèi)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響

我國金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，市場(chǎng)機(jī)制不成熟，間接融資比例觀察商品房銷售額的數(shù)據(jù)，可以發(fā)現(xiàn)其具有明顯的季很高，房地產(chǎn)投資在相當(dāng)大的程度上需要銀行信貸資金支節(jié)波動(dòng)規(guī)律。每年的第四季度，銷售額逐漸增加，達(dá)到年內(nèi)最持。因而貨幣供應(yīng)量將從供給方面影響房地產(chǎn)投資信貸規(guī)高值；下一年的第一季度，銷售額會(huì)驟減，形成較大的落差。模，從需求方面影響購買水平。同時(shí)，自國家鼓勵(lì)發(fā)展個(gè)人這就決定了商品房銷售額不能很好地解釋房地產(chǎn)價(jià)格的持住房消費(fèi)信貸的政策放寬后，個(gè)人住房信貸消費(fèi)逐漸發(fā)展成續(xù)上漲。可見，雖然我國近年來商品房消費(fèi)需求總體上呈增為住房消費(fèi)最主要的形式。１９９７年全國個(gè)人住房消費(fèi)貸款加趨勢(shì)，但其并不能作為房?jī)r(jià)上揚(yáng)的依據(jù)。因?yàn)榉績(jī)r(jià)有區(qū)別余額僅為１９０億元，到２００４年增加到１５８５３億元，比２００３于一般商品價(jià)格的形成特點(diǎn)，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件上，真正決定年增加４０７３億元，是１９９７年的８３倍。近年來貨幣供應(yīng)量的房?jī)r(jià)的并不是居民的現(xiàn)實(shí)消費(fèi)需求，而是社會(huì)普遍的經(jīng)濟(jì)預(yù)１５

期。表２２０００年至２００４年我國房地產(chǎn)價(jià)格及其宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素時(shí)間序列１６在從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度進(jìn)行定性分析之后，本文對(duì)以全國土全國房地商品房全國房國內(nèi)生城鎮(zhèn)居民貨幣供應(yīng)量時(shí)間家庭人均上六個(gè)方面分別選取自變量指標(biāo)為：國內(nèi)生產(chǎn)總地交易銷售額屋銷售價(jià)產(chǎn)總值序號(hào)可支配收Ｍ２（億元）價(jià)格指產(chǎn)開發(fā)投值、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、貨幣供應(yīng)量、全（年?季）格指數(shù)（％）（億元）入（元）數(shù)（％）資額（億元）（億元）國土地交易價(jià)格、全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額和商品房?１２０００１１００．７１８１７２．７５８４．２３６５３８４．１９９．２５３４．５２９６．０銷售額。２０００年至２００５年的季度數(shù)據(jù)為樣本，進(jìn)行２２０００?２１０１．１２１３１８．７４８５．２３７４７８０．５１００．２１０８８．１５４８．９時(shí)間序列分析（表２）。?３２０００３１０１．５２２６３２．５５０３．５３８４５８８．０１００．９１２３８．０６１５．８二、初步多元線性回歸分析與多重共線性問題?４２０００４１０１．２２７２７９．６５０６．８３９５１２６．７１００．５２０２４．１２１１１．３僅憑定性分析，難以確定哪個(gè)宏觀因素對(duì)我國５２００１?１１０２．６１９８９４．９６１５．３４１２４９８．３１００．６６７７．２４４０．７房地產(chǎn)價(jià)格具有決定性的影響，也不好評(píng)判同時(shí)選６２００１?２１０３．６２３０４７．１５２６．０４２６７７５．６１００．６１４４５．３７４０．５取這些因素作為自變量和房地產(chǎn)價(jià)格建立模型是７２００１?３１０４．２２４２８４．９５６１．４４５０９９０．７１０２．０１６３６．３８１７．１否合適，如果不合適，應(yīng)該如何取舍。所以本文暫且８２００１?４１０３．０２８７０６．４５６９．０４６３８９６．５１０４．６２４８６．７２６２７．４全部采用這六個(gè)因素，與房地產(chǎn)價(jià)格進(jìn)行初步多元９２００２?１１０３．９２１１９２．６２１２５．４８４６６８．８１０８．５９２２．４５１４．０回歸分析，根據(jù)數(shù)據(jù)顯示結(jié)果來進(jìn)行判斷。?２１０６．５２４７９６．２１８１６．９５００２３２．８１０６．０１８９８．９９３１．２１０２００２一多重共線性的判別（）?１１２００２３１０８．４２６３７８．１１８５０．６５２１０８４．４１０８．３２０４１．４１１９０．２建立全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)ｙ與國內(nèi)生產(chǎn)值１２２００２?４１０６．６３２８０５．４１９０９．８５４２０３７．８１１２．８２８７３．７３０８５．８ｘ１、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入ｘ２、貨幣供應(yīng)量１３２００３?１１０８．９２３７３３．２２３５４．５５７４７８４．０１１７．７１２８５．１７８４．７全國土地交易價(jià)格指數(shù)ｘ４、全國房地產(chǎn)開發(fā)投１４２００３?Ｍ２ｘ３、２１１１．８２７１０７．９１９４６．４６００５６６．７１１３．５２５３１．７１３１７．１資額ｘ５和商品房銷售額ｘ６的線性回歸方程，有Ｅｘ－１５２００３?３１１２．８２９２５７．７２０４６．０６３０３５２．１１１７．８２６７８．２１６３４．６?１６２００３４１１２．０３７１５３．１２１２５．３６５２０４３．９１２２．８３６１１．１２９２４．５ｃｅｌ輸出的回歸結(jié)果如表３所示。?１１１７．３２７１２７．６２６３８．８６８３８０７．２１２６．５１８２０．４１１４３．３從表３可見，雖然回歸模型的線性關(guān)系是顯著１７２００４?２１２３．４３１６６０．５２１７５．８７０６８９７．８１２６．６３１０３．３１８３０．２的（ＳｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅＦ＝１．５６１０４Ｅ－１３＜α＝０．０５。但回歸系數(shù)１８２００４?３１２４．０３４３５６．３２２５７．４７２１６１３．１１３１．５３４３３．１２０２０．４檢驗(yàn)時(shí)卻有三個(gè)沒有通過ｔ檢驗(yàn)（ｐ－ｖａｌｕｅ＝０．３６２７７０，１９２００４?４１２４．１４３３８０．７２３４９．６７４４０８３．６１３５．１４８０１．５５３２１．８城２０２００４同時(shí)，國內(nèi)生產(chǎn)總值、＝０．０５）。０．７７３３９６，０．３６９０９６＞α?１１２８．８３１３１９．０２９３７．８７８１６９７．８１３６．４２３２３．６１５５９．３鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和商品房銷售額的回２１２００５?２１３３．３３６１０３．１２４３６．０８１２０１８．７１４０．１３８６９．５２１６８．０歸系數(shù)均為負(fù)號(hào)（－０．０００２０８，－０．００４３７４和－２２２００５?３１３１．６４４８０２．８２５２７．９８４５６９２．８１４４．４４１８４．６７５８６．００．０００５２３），這與定性分析得到的預(yù)期不符。并且將２３２００５?４１３２．２５７５３６．３２５９１．３８７８６９７．５１４５．８５３８１．６６７６７．０全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)與這三個(gè)變量分別進(jìn)行一２４２００５和均以注：１、“全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)”“全國土地交易價(jià)格指數(shù)”元線性回歸，也可得知它們之間都存在正向相關(guān)關(guān)１９９９年同期為基期。系�？傊�，有充分的理由認(rèn)定回歸模數(shù)據(jù)均保留小數(shù)點(diǎn)后一位有效數(shù)字。２、型中存在多重共線性問題。資料來源：根據(jù)《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》２０００年１月至２００６年５月整（二）多重共線性問題的處理理而得。由于初步選定的六個(gè)自變量之間存在多重共線性的問題，所以必Ｅｘｃｅｌ輸出的回歸分析結(jié)果須將一些相關(guān)的自變量從模型中剔表３回歸統(tǒng)計(jì)除。計(jì)算各自變量之間的相關(guān)系數(shù)０．９９００７９矩陣，由Ｅｘｃｅｌ輸出的結(jié)果如表４所ＭｕｌｔｉｐｌｅＲＲＳｐｕａｒｅ０．９８０２５７示。ＡｄｊｕｓｔｅｄＲＳｑｕａｒｅ０．９７３２８９在表４中，已經(jīng)重點(diǎn)標(biāo)示出前標(biāo)準(zhǔn)誤差１．８３１７６０六項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)。經(jīng)過觀察，可以發(fā)觀測(cè)值２４現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值、全國房地產(chǎn)開發(fā)方差分析投資額和商品房銷售額兩兩高度相ｄｆＳＳＭＳＦＳｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅ關(guān)，兩兩相關(guān)系數(shù)分別為０．９６２４８８、０．９２３０５２和０．８６６７９７；而城鎮(zhèn)居民回歸分析６２８３１．９６２０７２４７１．９９３６７９１４０．６７７４６６１．５６１０４Ｅ－１３家庭人均可支配收入、貨幣供應(yīng)量殘差１７５７．０３７５１１３．３５５１４８和全國土地交易價(jià)格指數(shù)兩兩之間總計(jì)２３２８８８．９９９５８３的相關(guān)系數(shù)也很高，分別為Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ標(biāo)準(zhǔn)誤差ｔＳｔａｔＰ－ｖａｌｕｅＬｏｗｅｔ９５％Ｕｐｐｅｒ９５％０．８７８９１５、０．８５６６８９和０．９８９１６６。所Ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ３８．０７４３１９１１．５９８２３８３．２８２７６８０．００４３９０１３．６０４１７６６２．５４４４６２以，對(duì)于這兩組指標(biāo)，本文分別從每ＸＶａｒｉａｂｌｅ１－０．０００２０８０．０００２２２－０．９３５２２００．３６２７７０－０．０００６７６０．０００２６１組中選取一個(gè)和房地產(chǎn)價(jià)格最相關(guān)ＸＶａｒｉａｂｌｅ２－０．００４３７４０．００１１１０－３．９４３０２９０．００１０４９－０．００６７１４－０．００２０３３的指標(biāo)，而剔除另外兩個(gè)指標(biāo)，以此ＸＶａｒｉａｂｌｅ３５．２９５１５Ｅ－０５２．０９９９３Ｅ－０５２．５２１５９００．０２１９５５８．６４６９４Ｅ－０６９．７２６Ｅ－０５來消除多重共線性。經(jīng)過定性分析ＸＶａｒｉａｂｌｅ４０．４９２７７５０．１８９１８３２．６０４７４７０．０１８５０００．０９３６３３０．８９１９１６和Ｅｘｃｅｌ對(duì)選取的不同指標(biāo)組合的ＸＶａｒｉａｂｌｅ５０．０００３５７０．００１２２１０．２９２５６４０．７７３３９６－０．００２２１８０．００２９３２分析結(jié)果比較，本文最后保留城鎮(zhèn)ＸＶａｒｉａｂｌｅ６－０．０００５２３０．０００５６７－０．９２２６５７０．３６９０９６－０．００１７２００．０００６７３

居民家庭人均可支配收入和全國房注：數(shù)據(jù)保留小數(shù)點(diǎn)后六位有效數(shù)字。

地產(chǎn)開發(fā)投資額作為模型的自變量。

三、多元線性回歸方程的表５ＥＶＬＥＷＳ輸出的回歸分析結(jié)果建立及回歸結(jié)果的解釋ＤｅｐｅｎｄｅｎｔＶａｒｉａｂｌｅ：Ｙ

（一）多元線性回歸方程的建立Ｍｅｔｈｏｄ：ＬｅａｓｔＳｑｕａｒｅｓ建立全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)ｙ與城鎮(zhèn)居民家庭人均可Ｄａｔｅ：０６／１５／０６Ｔｉｍｅ：２１：５９支配收入ｘＳａｍｐｌｅ（ａｄｊｕｓｔｅｄ）：２０００：１２００５：３１、全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額ｘ２的線性回歸方程，

有ＥＶＬＥＷＳ輸出的回歸結(jié)果如表５所示。Ｉｎｃｌｕｄｅｄｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ：２３ａｆｔｅｒａｄｊｕｓｔｉｎｇｅｎｄｐｏｉｎｔｓ根據(jù)結(jié)果Ｙ＝Ｃ（１）＋Ｃ（２）＊Ｘ１＋Ｃ（３）＊Ｘ２，得到多元線性回歸方程為：ｙ＝９１．２７６６２＋０．００７８１３ｘ１＋０．００３９５６ｘ２Ｃ（１）９１．２７６６２２．５３５８４５３５．９９４５５０．００００（二）對(duì)Ｅｘｃｅｌ輸出的回歸分析結(jié)果的解釋Ｃ（２）０．００７８１３０．００１５７１５．１４９８９８０．００００１．回歸方程的擬合優(yōu)度Ｃ（３）０．００３９５６０．００１１２８３．５０６５５４０．００２２

（１）多重判定系數(shù)。由表５可知，多重系數(shù)（Ｒｓｑｕａｒｅ）Ｒ２＝Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ０．８１９６８０Ｍｅａｎｄｅｐｅｎｄｅｎｔｖａｒ１１３．１６５２０．８１９６８，在用樣本容量（２３）和自變量的個(gè)數(shù)（２）進(jìn)行對(duì)其調(diào)ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ－ｓｑｕａｒｅｄ０．８０１６４８Ｓ．Ｄ．ｄｅｐｅｎｄｅｎｔｖａｒ１１．１６０１８整后，得到修正多重判定系數(shù)（ＡｄｊｕｓｔｅｄＲｓｑｕａｒｅ）Ｒ２ａ＝Ｓ．Ｅ．ｏｆｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ４．９７０３８０Ａｋａｉｋｅｉｎｆｏｃｒｉｔｅｒｉｏｎ６．１６５９７７０．８０１６４８，它表示在全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)取值的變差中，Ｓｕｍｓｑｕａｒｅｄｒｅｓｉｄ４９４．０９３６Ｓｃｈｗａｒｚｃｒｉｔｅｒｉｏｎ６．３１４０８５能被城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和全國房地產(chǎn)開發(fā)投資Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ－６７．９０８７４Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ４５．４５６９４額的多元回歸方程解釋的比例為８０．１６４８％。（２）估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差。如表５所示，估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤差為注：數(shù)據(jù)均保留小數(shù)點(diǎn)后六位有效數(shù)字。４．９７０３８，它表示根據(jù)所建立的多元線性回歸方程，且城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額來預(yù)測(cè)四、對(duì)回歸方程進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)時(shí)，平均的預(yù)測(cè)誤差為４．９７０３８?jìng)�(gè)百用歷史經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)所建立的方程是否符合現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)分點(diǎn)。實(shí)呢？或者說，它對(duì)現(xiàn)實(shí)的解釋力度是否如上文分析所示呢？

２．顯著性檢驗(yàn)為了解決這些疑慮，本文選用２００６年第１季度的數(shù)據(jù)對(duì)方（１）線性關(guān)系檢驗(yàn)。由表５的回歸方差分析表可見，!１程進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。和＝!２所對(duì)應(yīng)的Ｐ值均小于０．０５，通過檢驗(yàn)。雖然僅憑這個(gè)由于價(jià)格是由上一期的收入水平和投資規(guī)模決定的，數(shù)據(jù)這并不意味著ｙ與ｘ１、ｘ２之間的線性關(guān)系都顯著，但是所以將２００５年第４季度的城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入之前已經(jīng)排除了自變量之間的多重共線性問題，所以就能保ｘ１＝２５９１．３和全國房產(chǎn)開投資額ｘ２＝５３８１．６代入線性回歸方程證全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入、ｙ＝９１．２７６６２＋０．００７８１３ｘ１＋０．００３９５６ｘ２中，得到全國房屋銷售價(jià)全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額關(guān)系都顯著了。格指數(shù)的預(yù)測(cè)值。而２００６年第１季度全國房屋

（２）回歸系數(shù)的推斷。所得到的多元線性回歸方程中，銷售價(jià)格指數(shù)現(xiàn)實(shí)值（折算成以１９９９年同期為基期）為０．００７８１３回歸系數(shù)!１＝０．００７８１３，進(jìn)一步，表５的回歸分析結(jié)１３５．５６％，比預(yù)測(cè)值低２．７５個(gè)百分點(diǎn)。根據(jù)上文對(duì)回歸方程果給出!１在９５％置信水平下的置信區(qū)間為（０．００６２９６，的擬合優(yōu)度分析，平均預(yù)測(cè)誤差為４．９７個(gè)百分點(diǎn)。可以認(rèn)為０．００９３３０），其含義是：在全國房地產(chǎn)開發(fā)投資額不變的條件根據(jù)所建立的方程進(jìn)行預(yù)測(cè)的結(jié)果所產(chǎn)生的誤差在允許范下，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入每增加１００元，全國房屋圍之內(nèi)。銷售價(jià)格指數(shù)平均提高０．７８１３個(gè)百分點(diǎn)，平均提高的幅度五、影響房地產(chǎn)價(jià)格的宏觀經(jīng)濟(jì)在０．６２９６％和０．９３３０％之間。同樣，回歸系數(shù)!２＝０．００３９５６，其因素多元線性回歸方程的應(yīng)用在９５％置信水平下的置信區(qū)間為（０．００２８２８，０．００５０８４），表示綜上所述，該方程可以用來預(yù)測(cè)我國房地產(chǎn)價(jià)格的變?cè)诔擎?zhèn)居民家庭人均可支配收入不變的條件下，全國房地產(chǎn)動(dòng)趨勢(shì)。在給出未來時(shí)期城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入和全開發(fā)投資額每增加１億元，全國房屋銷售價(jià)格指數(shù)平均提高國房地產(chǎn)開發(fā)投資額估計(jì)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，依據(jù)該公式計(jì)算出０．３９５６％，平均提高的幅度在０．２８２８％到０．５０８４％之間。房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)測(cè)值，可能大休觀測(cè)房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)情

在對(duì)所建立方程的擬合優(yōu)度進(jìn)行分析、對(duì)方程的線性關(guān)況，為政府宏觀調(diào)控部門、房地產(chǎn)相關(guān)管理部門、房地產(chǎn)從業(yè)系進(jìn)行檢驗(yàn)以及對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)和推斷之后，可見，上人士以及有房地產(chǎn)消費(fèi)需求的居民提供分析依據(jù)。有利于各文所建立的多元線性回歸方程各個(gè)方面表現(xiàn)良好，即方主體進(jìn)行理性決策、采取有效措施，以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、提高收

ｙ＝９１．２７６６２＋０．００７８１３ｘ１＋０．００３９５６ｘ２益，推進(jìn)我國房地產(chǎn)市場(chǎng)的改革和規(guī)范化進(jìn)程，實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)

行業(yè)的健康、穩(wěn)定和持續(xù)發(fā)展。（作者單位：中國人民大學(xué)）

表４六個(gè)自變量之間的相關(guān)矩陣

城鎮(zhèn)居參考文獻(xiàn)：國內(nèi)生民家庭貨幣全國土地全國房商品房［１］譚剛．房地產(chǎn)周期波動(dòng)—理論、實(shí)證與政策分析［Ｍ］．北京：產(chǎn)總值人均可供應(yīng)量交易地產(chǎn)開發(fā)經(jīng)濟(jì)管理出版社，２００１．

支配收入價(jià)格指數(shù)投資額銷售額

［２］曲波．房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)理論與實(shí)證分析［Ｍ］．北京：中國大

１地出版社，２００３．城鎮(zhèn)居民家庭人

均可支配收入０．６０００３０１［３］牛鳳瑞．中國房地產(chǎn)發(fā)展報(bào)告Ｎｏ．１［Ｍ］．北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)貨幣供應(yīng)量０．８３６４６１０．８７８９１５１出版社，２００４．全國土地［４］金月萍．房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)因素及趨勢(shì)［Ｊ］．浙江統(tǒng)計(jì)，２００６，（３）．交易價(jià)格指數(shù)０．８４３８２７０．８５６６８９０．９８９１６６１［５］曹洪．房地產(chǎn)價(jià)格評(píng)價(jià)指標(biāo)的思考［Ｊ］．價(jià)格月刊，２００５，（８）．全國房地產(chǎn)［６］林素鋼．宏觀調(diào)控背景下的中國房地產(chǎn)價(jià)格分析［Ｊ］．南通大開發(fā)投資額０．９６２４８８０．６０５９３６０．８４０１８８０．８３１７６３１學(xué)學(xué)報(bào)?社會(huì)科學(xué)版，２００６，（１）．

［７］洪濤．房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)與消費(fèi)增長(zhǎng)—基于中國數(shù)據(jù)的實(shí)證

注：數(shù)據(jù)均保留小數(shù)點(diǎn)后六位有效數(shù)字。分析及理論解釋［Ｊ］．南京社會(huì)科學(xué)，２００６，（５）．１７

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