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經(jīng)濟(jì) / 產(chǎn)業(yè)
CO-OPERATIVE ECONOMY & SCIENCE

我國(guó)房?jī)r(jià)高速增長(zhǎng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型分 析
□文 / 吳 波
提要 近幾年北京的房?jī)r(jià)上漲迅
速, 使得廣大工薪階層只能望樓卻步.為 何房?jī)r(jià)漲幅如此迅速? 本文從市民購(gòu)買力 和經(jīng)濟(jì)適用房角度,搜集了北京 2000～ 2008 年間人均地區(qū)生產(chǎn)總

值,年末常住 人均可支配收入和經(jīng)濟(jì)適用房銷售 人口, 面積等相關(guān)數(shù)據(jù), 通過(guò)計(jì)量分析方法尋找 其中的原因, 并提出合理化建議. 關(guān)鍵詞: 房屋銷售價(jià)格指數(shù); 經(jīng)濟(jì)適 用房; 人均可支配收入 中圖分類號(hào): F293. 3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼: A 一, 文獻(xiàn)綜述 張紅, 潘琦, 鄭思奇 (2002 對(duì)北京商 ) 品住宅市場(chǎng)進(jìn)行回歸分析, 說(shuō)明住宅實(shí)際 建造成本和實(shí)際生產(chǎn)總值對(duì)住宅價(jià)格有 著顯著的影響, 而人口數(shù)和所有者實(shí)際資 林春 本成本的影響作用則不明顯.張燃, 陽(yáng), 胡岷, (2009 研究結(jié)果顯示: 周薇 ) 除深 圳外, 其他一線城市實(shí)際房?jī)r(jià)收入比都要 遠(yuǎn)高于理論房?jī)r(jià)收入比, 表明這些城市的 (一) 按可比價(jià)計(jì)算人均地區(qū)生產(chǎn)總 值指數(shù) (上期 =100 gdp.代表當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì) ) 發(fā)展水平, 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與房?jī)r(jià)存在著密 房屋銷售的價(jià)格越高, 因而兩者之間應(yīng)該 存在正相關(guān). (二) 年末常住 (居住半年以上) 人口 消費(fèi)的 數(shù) (萬(wàn)人 num 代表參與當(dāng)?shù)厣a(chǎn), ) . 人數(shù), 人數(shù)越多, 購(gòu)買力越強(qiáng), 需求越旺 盛, 而且會(huì)對(duì)房地產(chǎn)決策層的定價(jià)策略產(chǎn) 生影響, 進(jìn)而拉動(dòng)房屋價(jià)格的上漲.理論 上, 兩者之間應(yīng)該存在正相關(guān). (三) 按可比價(jià)計(jì)算的城鎮(zhèn)居民家庭 e. 人均可支配收入 ) ncom 代表當(dāng)?shù)厝?(元 i 民的經(jīng)濟(jì)實(shí)力,人均可支配收入越多, 提 高生活質(zhì)量的欲望和能力就越強(qiáng). 本文采 用的是經(jīng)過(guò)扣除價(jià)格變動(dòng)因素之后的數(shù) 據(jù), 具有一定的代表性, 理論上與房屋價(jià) 格之間存在正相關(guān). (四) 經(jīng)濟(jì)適用房銷售面積占房屋銷 不同,經(jīng)濟(jì)適用房的供應(yīng)量也會(huì)相應(yīng)改 變.所以, 應(yīng)以經(jīng)濟(jì)適用房銷售面積占房 經(jīng)濟(jì)適用房是 屋銷售面積的比例來(lái)計(jì)量. 低收入家庭的住房需求. 經(jīng)濟(jì)適用房銷售 面積占住房銷售面積的比例對(duì)房?jī)r(jià)具有 一定的抑制作用, 理論上與房?jī)r(jià)存在負(fù)相 關(guān). 根據(jù)以上分析, 設(shè)定計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型如 下: Price =b0 +b1gdp +b2num +b3income + b4prop 三, 房?jī)r(jià)上漲模型的估計(jì)與檢驗(yàn) 由于各種統(tǒng)計(jì) (一 樣本數(shù)據(jù)的選取. ) 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)時(shí)間跨度不一,為了便于比 較,本文選取了 2000～2008 年間的 9 組 數(shù)據(jù). (表 1 ) (二 模型估計(jì).運(yùn)用 EViews6.0 軟件 ) 對(duì)以上數(shù)據(jù)進(jìn)行分析, 得出多元線性回歸 方程:

理論上, 一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá), 住房保障的重要組成部分, 用以保障相對(duì) 切的關(guān)系.

售面積的比例 ) op.代表當(dāng)?shù)氐淖》?(% pr ^Price=215.542+0.157gdp-0.117num+ 居民戶對(duì)當(dāng)?shù)仄胀ㄗ≌闹Ц赌芰懿? 保障體系建設(shè)程度. 如果單純以經(jīng)濟(jì)適用 0.003income-0.439prop 肖晉, 汪寶平, (2009 認(rèn)為, 方俊 ) 經(jīng)濟(jì)適用 房的銷售面積來(lái)計(jì)量分析不具有可比性. 38.178 0.096 0.037 0.001 0.097 房解決的是中低收入群體的住房困難, 而 因?yàn)橥恋厥窍∪辟Y源, 每年的房屋供應(yīng)量 t= (1.629 (-3.199 (3.724 (-4.505 ) ) ) ) 商品房市場(chǎng)主要是為中等收入或高收入 群體改善居住條件提供資源, 兩者在目標(biāo) 客戶群上有明顯的不同. 經(jīng)濟(jì)適用住房雖 然會(huì)對(duì)附近商品房?jī)r(jià)格產(chǎn)生一定影響, 但 不會(huì)對(duì)全市整體房?jī)r(jià)造成很大沖擊. 二, 房?jī)r(jià)增長(zhǎng)理論模型的設(shè)定 本文選取 2000～2008 年間北京商品 以各時(shí)期的房 房屋的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析. 屋銷售價(jià)格指數(shù)作為被解釋變量 Price. 影響房屋銷售價(jià)格的因素很多, 考慮到實(shí) 證研究的需要和數(shù)據(jù)的可獲得性, 本文選 取以下幾個(gè)被解釋變量作為房屋銷售價(jià) 格指數(shù)的影響因素:
表 1 2000～2008 年北京房?jī)r(jià)的影響因素 房 屋 銷 售 價(jià) 按可比價(jià)計(jì)算人均 年末常住 (居住 按可比價(jià)計(jì)算的城鎮(zhèn) 經(jīng)濟(jì)適用房銷售面 年份 格 指 數(shù) (上 地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù) 半年以上) 人口 居民家庭人均可支配 積占房屋銷售面積 期=100 Price (上期=100 gdp ) ) 2000 99.5 112.7 2001 101.3 111.9 2002 100.3 2003 100.3 2004 103.7 2005 106.7 2006 108.8 114.2 113.1 117.8 110.6 111.1 數(shù) (萬(wàn)人) num 1363.6 1383.3 1423.2 1456.4 1492.7 1538.0 1581.0 收入 (元) income 10349.69 11577.78 12463.92 13882.62 15637.84 17652.95 19977.5 的比例 prop (%) 17.37 15.37 12.89 16.88 12.39 7.14 6.76

2007 111.4 115.3 1633.0 21988.71 4.60 2008 109.5 108.3 1695.0 24724.89 8.11 數(shù)據(jù)來(lái)源: 中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局, 北京市國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)

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R2=0.990

F=101.695

k=2, 取顯著水平 α=0.05 時(shí), 查表得 dL= 0.629, dU=1.699,而 dU<DW=2.1079<4dU, 所以不存在一階自相關(guān)性; ) (2 偏相 關(guān)系數(shù)檢驗(yàn).自相關(guān)系數(shù) (AC 和偏相關(guān) ) 系數(shù) (PAC 的直方圖都在虛線范圍內(nèi), ) 所 以該模型不存在高階自相關(guān)性. (表 2 ) 四, 房?jī)r(jià)模型的現(xiàn)實(shí)意義 由以上分析可知, 北京房?jī)r(jià)與解釋變 ^Price=102.732+0.001income-0.501prop 可見, 北京房?jī)r(jià)與人均地區(qū)生產(chǎn)總值 和年末常住人口數(shù)并沒(méi)有直接的關(guān)系, 而 與城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入呈正相 關(guān)關(guān)系, 與經(jīng)濟(jì)適用房銷售面積占房屋銷 售面積的比例呈負(fù)相關(guān)關(guān)系. (一) 城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入 i ncom 的系數(shù)為 0. 001,雖然呈正相關(guān) e 性, 但是影響有限. 可見, 居民人均收入的 增加不是房?jī)r(jià)上漲的主要誘因. 房屋屬于 耐用商品, 而且價(jià)格偏高, 年度人均可支 的大量消費(fèi).但是, 不排除人均可支配收

(一 增加居民收入, ) 藏富于民.有觀 點(diǎn)說(shuō), 房?jī)r(jià)上漲是居民的收入增加, 使其 有能力購(gòu)買高價(jià)商品房, 房地產(chǎn)開發(fā)商的 定價(jià)行為是順應(yīng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律的市場(chǎng)行為. 用 數(shù)據(jù)分析出來(lái)的結(jié)果也確實(shí)是這樣, 居民 的收入每增加 1 元,房?jī)r(jià)指數(shù)上漲 0.001 元, 有影響, 但這種影響微乎其微. 國(guó)家應(yīng) 該調(diào)整收入的分配體系, 適當(dāng)增加二次分 配的比例, 運(yùn)用財(cái)政政策和貨幣政策通過(guò) 轉(zhuǎn)移支付等手段提高居民的收入, 真正做 到藏富于民. (二 大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)適用房, ) 健全住房 保障體系. 經(jīng)濟(jì)適用房作為現(xiàn)階段的國(guó)家 住房建設(shè)政策,旨在通過(guò)某種政策傾斜, 如用地劃撥, 稅費(fèi)減免等優(yōu)惠措施, 來(lái)達(dá) 到擴(kuò)大住房供給, 調(diào)節(jié)房地產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)和 啟動(dòng)市場(chǎng)有效需求的目的, 它是基于我國(guó) 目前特殊的房地產(chǎn)市場(chǎng)和住房市場(chǎng)發(fā)展 階段的一種政策選擇. 要明確購(gòu)買經(jīng)濟(jì)適 用房的收入標(biāo)準(zhǔn), 確定中低收入家庭購(gòu)買 經(jīng)濟(jì)適用房的收入標(biāo)準(zhǔn);明確住房標(biāo)準(zhǔn), 確定經(jīng)適房的檔次, 建筑面積等. 綜上所述, 人均可支配收入的增加對(duì) 的主要推手, 經(jīng)濟(jì)適用房的大量建設(shè)可以 抑制房?jī)r(jià)的過(guò)快增長(zhǎng), 因此一方面應(yīng)設(shè)法 增加居民的可支配收入, 擴(kuò)大內(nèi)需; 另一 方面應(yīng)加快經(jīng)濟(jì)適用房的建設(shè)力度, 在保 障中低收入群體利益的同時(shí)抑制房?jī)r(jià)的 高速增長(zhǎng). (作者單位: 安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) ) 主要參考文獻(xiàn): [ 1] 趙衛(wèi)亞. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[ M . 上海: ] 上 海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社, 2003. [ 2] 陳伯庚, 顧志敏, 陸開和. 城鎮(zhèn)住房制 度改革的理論與實(shí)踐[ M . 上海: ] 上海人民 出版社, 2003. [ 3] 印坤華. 住宅: 跨世紀(jì)發(fā)展熱點(diǎn)聚焦 [ M . 上海: ] 上海大學(xué)出版社, 1999. [ 4] 張燃, 林春陽(yáng), 胡岷, 周薇. 預(yù)期收入增 長(zhǎng)與城鎮(zhèn)居民購(gòu)房能力 [ J ] . 南方金融, 2009. 5. [ 5] 肖晉, 汪寶平, 方俊. 經(jīng)濟(jì)調(diào)整期經(jīng)濟(jì) 適用房的理性發(fā)展和市場(chǎng)走勢(shì)研究[ J ] . 調(diào)查與研究, 2009. 2.

(三 模型檢驗(yàn) ) 1, 顯著性檢驗(yàn).F 檢驗(yàn), 對(duì)于給定的 顯著水平 α=0.05,可由 F 分布表查得臨 界值 Fα=6.39, F>Fα, 則 即原線性回歸方 程線性關(guān)系顯著.t 檢驗(yàn),對(duì)解釋變量 gdp, num, income, prop 的顯著性分別進(jìn)行 t 檢驗(yàn),取 α=0.05 時(shí),查 t 分布表得 t0.025 num, income, prop 的 t 統(tǒng) 計(jì) 值 分 別 為 1.6278, -3.1994, 3.7240, -4.5052, 則 有 num, income, prop 的 t 檢驗(yàn)是顯著的.按 照統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)程序, 先剔除 t 統(tǒng)計(jì)值最小的 變量 (即 gdp 而重新建立模型, ) 得出線性 回歸方程: ^Price =207.860 -0.093num +0.003in- come-0.482prop 進(jìn)行 t 檢驗(yàn), α=0.05 時(shí), t 分布 取 查 ) 表得 t0.025 (9-3-1 =2.571,由估計(jì)結(jié)果可 知, num, income, prop 的 t 統(tǒng)計(jì)值分別為prop 的 t 檢驗(yàn)是顯著的. 按照統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)程 而重新建立模型, 得出線性回歸方程: ^Price=102.732+0.001income-0.501prop 再進(jìn)行 t 檢驗(yàn), α=0.05 時(shí), t 分 取 查 布表得 t0.025 (9-2-1 =2.447, ) 由估計(jì)結(jié)果可 知, income, prop 的 t 統(tǒng) 計(jì) 值 分 別 為 3.2946, -3.4617, 則有 income, prop 的 t 檢 驗(yàn)是顯著的.最終得出回歸方程: ^Price=102.732+0.001income-0.501prop 2, 異方差檢驗(yàn). 由懷特檢驗(yàn)結(jié)果可以 看出,取顯著水平 α=0.05,由于 nR2 = 4.9068<χ20.05 ) (5 =11.071, 所以不存在異方 差性. 3, 自相關(guān)檢驗(yàn). ) (1 D-W 檢驗(yàn).n=9,

(9-4-1 =2.776,由估計(jì)結(jié)果可知, ) gdp, 量的回歸方程應(yīng)為:

2.4113, 2.9044, -4.4598, 則 有 income, 配收入的增加不足以支撐對(duì)高價(jià)商品房 序, 再剔除 t 統(tǒng)計(jì)值最小的變量 (即 num ) 入增加一定年限之后會(huì)對(duì)房?jī)r(jià)的上升產(chǎn) 當(dāng)儲(chǔ)蓄到一定時(shí)間之后便有購(gòu)買高價(jià)商 品房的能力, 前提是商品房?jī)r(jià)格漲幅低于 人均可支配收入的漲幅.總之, 購(gòu)買力增 強(qiáng)不是房?jī)r(jià)上漲的主要原因. (二) 經(jīng)濟(jì)適用房銷售面積占房屋銷 售面積的比例 pr op 的系數(shù)為 - 0. 501, 呈 負(fù)相關(guān), 而且影響較大.經(jīng)濟(jì)適用房銷售 面積占房屋銷售面積的比例 prop 每增加 1 個(gè)百分點(diǎn),對(duì)房?jī)r(jià)指數(shù)就會(huì)有至少 0.5 個(gè)百分點(diǎn)的影響, 可見經(jīng)濟(jì)適用房對(duì)抑制 房?jī)r(jià)過(guò)快增長(zhǎng)有較大的作用. 五, 政策建議

生更大的影響,因?yàn)閲?guó)人有儲(chǔ)蓄的習(xí)慣, 房?jī)r(jià)上漲產(chǎn)生的作用極小, 不是房?jī)r(jià)上漲

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