本文關(guān)鍵詞：計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型在哈爾濱商品房?jī)r(jià)格中的應(yīng)用，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

●房地產(chǎn)業(yè)

《經(jīng)濟(jì)師》2013年第1期

計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型在哈爾濱商品房?jī)r(jià)格中的應(yīng)用

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●叢凌博

摘要:以哈爾濱商品房?jī)r(jià)格為研究對(duì)象，分析了影響房?jī)r(jià)

的因素，選取解釋變量。應(yīng)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件，建立了計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，并驗(yàn)證了模型在哈爾濱商品房?jī)r(jià)格預(yù)測(cè)中的適用性與可靠性，最后提出了政策性建議。

關(guān)鍵詞:哈爾濱商品房?jī)r(jià)格計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型建議中圖分類(lèi)號(hào):F224 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1004-4914（2013）01-284-02 自從1998年我國(guó)實(shí)行住房商品化后,全國(guó)住房?jī)r(jià)格不斷攀升,成為解決民生的重點(diǎn)問(wèn)題。對(duì)此我國(guó)政府也陸續(xù)出臺(tái)了相關(guān)的政策，但是結(jié)果卻不盡如人意。房地產(chǎn)既是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)，同時(shí)也和廣大人民的生活息息相關(guān)，因此對(duì)于研究影響房?jī)r(jià)的因素,分析其合理價(jià)格水平是十分重要的。哈爾濱作為二線(xiàn)城市，較一線(xiàn)城市相比較影響因素相對(duì)簡(jiǎn)單,針對(duì)哈爾濱的實(shí)際情況，充分考慮各種社會(huì)因素對(duì)商品房?jī)r(jià)格的影響，通過(guò)建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,對(duì)這些因素進(jìn)行逐一分析, 從而提出可行性決策。

一、理論分析

商品住房?jī)r(jià)格主要是由其價(jià)值量決定,但同時(shí)也受著多種影響因素的制約。這其中主要包括價(jià)格構(gòu)成、需求因素、供給因素、宏觀因素等幾個(gè)方面。價(jià)格構(gòu)成中包含購(gòu)置土地的成本、建筑安裝工程費(fèi)、借貸資金的利息、稅費(fèi)以及利潤(rùn)。需求因素主要指人口數(shù)量、人均可支配收入和商品住宅銷(xiāo)售情況。供給因素包括房屋住宅施工面積與房屋住宅竣工面積、商品住宅投資以及成本因素。宏觀因素指消費(fèi)者因素和利率的調(diào)整。

二、建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型（一）收集數(shù)據(jù)

房地產(chǎn)分為住宅類(lèi)，辦公樓類(lèi)，商業(yè)營(yíng)業(yè)用房等多種類(lèi)型，本文選擇與百姓利益最為密切的商品房?jī)r(jià)格進(jìn)行研究。采用

2001———2010的房地產(chǎn)相關(guān)數(shù)據(jù)

（見(jiàn)表1）做為樣本，來(lái)分析各因素對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響。以商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格作為被解釋變量,選取年末總?cè)丝�，市區(qū)生產(chǎn)總值，市區(qū)人均工資，利率，商品房銷(xiāo)售面積，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資，商品房竣工面積做為解釋變量。

表1 原始數(shù)據(jù)

（二）模型的建立

變量說(shuō)明：y-商品房平均銷(xiāo)售價(jià)格，x1-年末總?cè)丝�，x2-市

區(qū)生產(chǎn)總值，x3-市區(qū)人均工資，x4-利率，x5-商品房銷(xiāo)售面見(jiàn)，

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x6-房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資，x7-商品房竣工面積。應(yīng)用SPSS軟件，可以計(jì)算其回歸系數(shù)，見(jiàn)表2。

表2 回歸系數(shù)

xxxxxxx由表2，得到未標(biāo)準(zhǔn)化的回歸模型為：

y=-0.376x1+1.028x2+0.400x3+21.105x4-1.579x5+0.001x6+0.024x7+1548.64

（

三）模型的檢驗(yàn)1.檢驗(yàn)方程的擬合情況，由表3可知，模型的判定系數(shù)R2=0.996，修正判定系數(shù)ˉＲ2=0.986，說(shuō)明擬合效果很好。

表3 擬合優(yōu)度

1.998(a).996.986109.45553

2.對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)，由表4，模型的F=101.307，可以認(rèn)為回歸方程線(xiàn)性關(guān)系顯著。

表4 方差分析

É

3.模型的t檢驗(yàn)。由表2，常數(shù)項(xiàng)=1548.640，x1

回歸系數(shù)

=-0.376，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差=1.432，回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的t值=-0.862，P=0.410；x2回歸系數(shù)=1.028，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差=0.767，回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的t值=1.341，P=0.272；x3

回歸系數(shù)=-0.040，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差=0.041，回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的t值=-0.968，P=0.404；x4回歸系數(shù)=21.105，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差=125.799，回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的t值=0.168，P=0.877；x5回歸系數(shù)=-1.

579，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差=1.077，回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的t值=-1.466，P=0.239；x6回歸系數(shù)=0.001，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差=0，回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的t值=3.035，P=0.056；x7回歸系數(shù)=0.024，回歸系

數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差=0.778，回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)的t值=0.031，P=0.977。以上數(shù)據(jù)說(shuō)明，x1，，x2，x3，x5，x6是顯著的，x4，x7不顯著。

（四）模型的修正刪除變量x4和x7，重新建立模型，得到未標(biāo)準(zhǔn)化的回歸模型為：y=0.001x1-1.525x2+1.031x3-0.040x4-0.306x5+（下轉(zhuǎn)第294頁(yè)）

  本文關(guān)鍵詞：計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型在哈爾濱商品房?jī)r(jià)格中的應(yīng)用，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。