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經(jīng)濟研究

計量經(jīng)濟模型在我國商品住房價格中的應(yīng)用
曾　　翔 北京林業(yè)大學(xué)　　北京　�。保埃埃埃福�
【摘 　　要】通過建立計量經(jīng)濟模型，對我國商品住房的價格進行實證分析，找出了影響商品住房價格的諸多因素，人均可支配收入和竣工商品房價格的顯著因素，基于模 型結(jié)果提出政策建議。 【關(guān)鍵詞】商品房價格　　　　多元線性回歸　　　　抑制房價增長
引言
住宅包括普通住宅、高級公寓和別墅等。目前我國住房供應(yīng)體系 主要有三個；一個是實行“廉租租房和經(jīng)濟適用房”為主的政策；另一 個是實行“經(jīng)濟租用房和限價商品房”政策；而對于高收入家庭，仍然 實行現(xiàn)金的住房供應(yīng)政策， 即為本文所要研究的商品住宅供應(yīng)體系。 自從１９９８年我國實行住房商品化后，全國住房價格不斷攀升，成為 解決民生的重點問題。因此對于研究影響房價的因素， 分析其合理價 格水平是十分重要的。本文將通過建立計量經(jīng)濟模型， 對這些因素進 行逐一分析， 從而提出可行性決策。

求，從而影響房價。另外，商品房還具有建設(shè)周期長、價值量大、資金 回籠緩慢、空間固定性等特點， 這就使其價格有了一般商品價格所沒 有的特點。

二、模型設(shè)定
本文從《中國統(tǒng)計年鑒２０１０》中選�。玻埃埃鼓晡覈鞯貐^(qū)商品住房 的相關(guān)數(shù)據(jù)進行橫截面回歸分析，以各地區(qū)的商品住房價格作為被解 釋變量Ｙ ， 本文選取以下幾個變量作為解釋變量代表上述影響因素； １ 、土地購置費 土地資源的稀缺性導(dǎo)致土地購置費不斷上漲， 而土地購置費在相 當(dāng)大的程度上影響了商品房的售價。隨著開發(fā)的商品房不斷增加，土 地越來越稀缺， 商品房的價格也會隨之上漲， 兩者存在正相關(guān)性。 ２ 、人均可支配收入 人均可支配收入越多， 提高生活質(zhì)量和進行投資的欲望和能力就 越強。住宅不同于一般的資本品，其具有較好的保值性和增值性。這 種特點導(dǎo)致大量的熱錢涌入房地產(chǎn)市場，促使住宅價格的上升。因此， 表１

一、　理論分析
同其他商品一樣，商品住房價格是由其價值量決定的，其價值既包 括土地購置費用，也包括土地上建筑物的造價。除此之外，還受到供求 關(guān)系、消費者偏好、市場預(yù)期、央行信貸等政府相關(guān)政策的影響，使 其價格圍繞價值量進行上下波動。區(qū)位因素是影響其價格的重要因 素， 區(qū)位自然環(huán)境、交通的便利性等都會影響消費者購買商品房的需

地區(qū)　 北京　 天津　 河北　 山西　 內(nèi)蒙古　 遼寧　 吉林　 黑龍江　 上�！� 江蘇　 浙江　 安徽　 福建　 江西　 山東　 河南　 湖北　 湖南　 廣東　 廣西　 海南　 重慶　 四川　 貴州　 云南　 西藏　 陜西　 甘肅　 青�！� 寧夏　 新疆　

Ｙ 地區(qū)商品房平均價格　 （元／ 平方米）　 １３７９９　 ６８８６　 ３２６３　 ２２０７　 ２１７２　 ４０３４　 ２３１７　 ３２４１　 １２８４０　 ４９８３　 ７８２６　 ３４２０　 ５４２７　 ２６４３　 ３５０５　 ２６６６　 ３５３２　 ２６８０　 ６５１３　 ３２６０　 ６２６１　 ３４４２　 ３００９　 ２７７４　 ２９３１　 ２４５２　 ３２２３　 ２２８３　 ２２１７　 ２３９０　 ２００４　

Ｘ ２ 土地購置費用（元）　 ９４０３． ２０　 １９８７． ４１　 １０７６． ７８　 １２３１． ５０　 ９８１． ７０　 １７２８． ４０　 ９８４． ９４　 ８９１． ６４　 １１５６８． ４２　 ３０１６． ８５　 ５３２８． ２９　 １５２１． ９４　 ２９６８． ９５　 ９５６． ０８　 １７６９． ４０　 ７３２． ９３　 １６１４． ８４　 １１９０． ２１　 ２０７１． ７７　 ９０５． ０７　 ９４８． ７３　 １９３９． ２４　 ２３２９． ００　 ８６７． ９３　 １０４３． ４７　 ５７６． ９２　 １７９４． １２　 ７３２． ８０　 １０１５． ７１　 ４５６． ８５　 ４７０． ５３　

Ｘ ３ 人均可支配收入（元）　 ２６７３８　 ２１４３０　 １４７８５　 １４７８７　 １５８４９　 １５８００　 １４００６　 １３６６８　 ２６６７５　 ２０５５２　 ２４６１１　 １４０８６　 １９５５７　 １４０２０　 １７８１１　 １４３７２　 １４３６７　 １５０８４　 ２１５７４　 １５４５１　 １３７５１　 １５７４９　 １３９０４　 １３９０４　 １４４２４　 １５７４９　 １４６００　 １３０２５　 １２６９２　 １４０００　 １２１２０　

Ｘ ４ 經(jīng)濟適用房銷售面積　 （萬平方米）　 ８２． １５　 ６４． ０２　 ９９． ８　 ３８． ５２　 ２４１． ３３　 １３８． ３３　 ３０． ２１　 ６９． ３　 ０． １９　 ３２０． ６７　 １２６． １６　 ７３． ２１　 ５４． ９４　 ８９． ６１　 ２４５． ３５　 １５７． ０２　 １７６． ９９　 １３６． １２　 ４０． ２１　 ６４． ３７　 ６． １８　 １８６． ５　 ３１． ４２　 ７０． ８３　 ９９． ０４　 ４． ３５　 １４７． １１　 １０５． １７　 ６． ８　 １８． １１　 １３４． ８３　

Ｄ １ 虛擬變量　 １　 １　 １　 ０　 ０　 １　 ０　 ０　 １　 １　 １　 ０　 １　 ０　 １　 ０　 ０　 ０　 １　 ０　 １　 ０　 ０　 ０　 ０　 ０　 ０　 ０　 ０　 ０　 ０　

資料來源：中國統(tǒng)計年鑒２０１０．中國統(tǒng)計出版社

２０１１．�。埃�

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經(jīng)濟研究
從理論上來講， 該變量和房價存在正相關(guān)性。 ３ 、經(jīng)濟適用房銷售面積 代表當(dāng)?shù)氐淖》勘Ｕ象w系建設(shè)程度。經(jīng)濟適用房是住房保障的重 要組成部分， 用以保障相對低收入家庭的住房需求。經(jīng)濟適用房銷售 面積對房價具有一定的抑制作用， 理論上與房價存在負相關(guān)的關(guān)系。 ４ 、地區(qū)變量 本文以地區(qū)數(shù)據(jù)為樣本，分析在全國范圍內(nèi)影響房價的因素，所以 該指標代表的是宏觀區(qū)位因素。我國東部沿海城市和中西部城市在 經(jīng)濟、社會觀念和政策等方面存在較大差別， 前者房價應(yīng)明顯高于后 者， 在模型中以中西部為基本組． 本文將其他影響房價的因素納入隨機擾動項ｕ 。 根據(jù)以上分析， 設(shè)定的如下計量經(jīng)濟模型： Ｙ ｔ ＝β１ｔ ＋β２Ｘ ２Ｔ ＋β３ Ｘ ３ｔ ＋β４ Ｘ ４ｔ ＋β５ Ｄ ｔ ＋μｔ 其中：Ｙ為各地區(qū)的商品住房平均價格（元／平方米）：Ｘ ２ 為土地 購置費（元／平方米）；Ｘ ３ 為人均可支配收入（元）：Ｘ ４ 為經(jīng)濟適用房 銷售面積（萬平方米）；Ｄ為虛擬變量，中西部�。埃瑬|部�。臁� Ｙ＝９１７．０８７３＋０．９５７５３２Ｘ２＋０．１０８１７４Ｘ３－５．２１９６８４Ｘ４＋４１１．１１８６Ｄ
　�。ǎ叮埃罚� ０５９４）　 （０． １５７４）　 ｔ （１． ＝ ５１）　 （６． ０８１８）　
２　

（０． ０５５５）　 （１． ９４８０）　

（１． ０５３）　 （－ ４． ９５３）　

（１８８． ０）　 （２． １８）　

三、數(shù)據(jù)收集
本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒２０１０》，獲取３１個地區(qū)的數(shù)據(jù)如 表１ 所示。

四、模型估計、檢驗與調(diào)整
采取實證分析方法， 對被解釋變量與個解釋變量進行回歸分析。 （一）經(jīng)濟意義檢驗 從回歸結(jié)果可以看出， 隨著土地購置費的增加、人均可支配收入 的提高，商品房的價格也會相應(yīng)地提高。保障性住房銷售量的增加，會 對商品房的價格起到抑制的作用，而且東部地區(qū)的商品房的價格與中 西部地區(qū)有著較大的差異，符合一般經(jīng)濟意義。解釋變量Ｘ２、Ｘ３、Ｄ１ 的系數(shù)表明各變量與商品房價之間存在正相關(guān)性， 與解釋變量Ｘ４ 存在 負相關(guān)的關(guān)系，符合經(jīng)濟意義． （二）統(tǒng)計推斷檢驗 從回歸結(jié)果看，可決系數(shù)Ｒ２＝０．９３０８５３，擬合優(yōu)度較高；給定α＝０． ０５，查ｔ分布表，在自由度為ｎ－５＝２６時得臨界值±２．０５６，其中Ｘ２、Ｘ３、Ｄ１ 在顯著性水平α＝０．０５下是顯著的，而Ｘ４在顯著性水平α＝０．１下是顯著 的。因此， 解釋變量均對商品住房價格有顯著性影響。 （三）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗 １．做多重共線性檢驗 利用逐步回歸的方法，來檢驗和解決多重共線性問題。最后，得到 的估計模型為： Ｙｔ＝－８５．３２１８２＋０．６８１４６２Ｘ２ｔ＋０．１７６４６１Ｘ３ｔ－４．７９９４７２Ｘ４ｔ＋１２７２． ４４５Ｄｔ
（１２４１． ８５４）　 （０． １２５６）　
２　

Ｒ２＝０．９１０８５３　　　 Ｒ ＝０．９０２１５　　ＤＷ＝１．８２９８２８�。疲剑叮常常保矗� 修正后的Ｄ Ｗ 統(tǒng)計量仍落在無自相關(guān)區(qū)域， 檢驗結(jié)果不變。 通過以上數(shù)據(jù)，可以得出以下結(jié)論： （１）在模型估計過程中， 虛擬變量Ｄ１ 對被解釋變量的影響是顯 著， 表明東部城市與中西部城市的商品房價格存在顯著性差異。經(jīng)過 改革開放的發(fā)展，讓東部地區(qū)先富起來，所以東部尤其是沿海地區(qū)的經(jīng) 濟發(fā)展迅速，中西部與東部的差距擴大：在社會觀念方面，由于改革開放 的深入進行，東部地區(qū)經(jīng)濟比較發(fā)達，東部沿海地區(qū)尤其是在高新技術(shù) 產(chǎn)業(yè)、服務(wù)行業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)以及制造業(yè)和金融行業(yè)發(fā)展得非常迅速， 推動了地區(qū)的經(jīng)濟增長， 人民生活水平得到較大的提高。 （２）Ｘ２（土地購置費用）的系數(shù)是０．９５７５３２，符號為正，與理論分析 相符。土地費用是房地產(chǎn)開發(fā)商所需要承擔(dān)的一個比較大的成本，占據(jù) 了商品房價格的較大比重，由于土地的稀缺性，土地的購置費越來越高， 而為獲得土地開發(fā)權(quán)的成本大幅度抬高了商品住房的銷售價格。 （３）Ｘ３（人均可支配收入）的系數(shù)為０．１０８１７４，符號為正，與理 論分析相符。人均可支配收入的多少代表居民購買能力的大小， 居民 對住宅的需求主要表現(xiàn)在兩個方面：一是居住，二是投資。隨著我國經(jīng) 濟的發(fā)展、居民可支配收入的不斷提高， 城市商品住宅價格將呈不斷 上升趨勢。 （４ ）Ｘ ４ （經(jīng)濟適用房銷售面積）的系數(shù)為－５．２１９６８４，， 符號為 負。在其他條件不變的情況下， 經(jīng)適房銷售面積每增加１ 百萬平方米， 商品住房的平均價格將會下降５．２２元�？梢娊�(jīng)濟適用房對抑制房價過 快增長有較大的作用。

五、政策建議
基于以上模型估計結(jié)果， 文章有針對性的提出一下政策建議。 （一）增加居民收入， 藏富于民。 有觀點認為， 房產(chǎn)商的定價行為是順應(yīng)經(jīng)濟規(guī)律的。用數(shù)據(jù)分析 出來的結(jié)果也確實是這樣，居民的收入每增加１元，房價上漲０．１７６４６１ 元，這種影響較小。國家應(yīng)該調(diào)整收入的分配體系，適當(dāng)增加二次分配 的比例， 運用財政政策和貨幣政策通過轉(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)濟適用房， 健全住房保障體系。 經(jīng)濟適用房作為現(xiàn)階段的國家住房建設(shè)政策， 旨在通過某種政策 傾斜，如用地劃撥、稅費減免等優(yōu)惠措施，來達到擴大住房供給、調(diào)節(jié) 房地產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)和啟動市場有效需求的目的， 它是基于我國目前特殊 的房地產(chǎn)市場和住房市場發(fā)展階段的一種政策選擇。要明確購買經(jīng) 濟適用房的收入標準，確定中低收入家庭購買經(jīng)濟適用房的收入標準； 明確住房標準， 確定經(jīng)適房的檔次、建筑面積等。 參考文獻 ［１］柴強．房地產(chǎn)估價．北京首都經(jīng)濟貿(mào)易出版社［Ｍ］，２００３ ［２］催生明．城市住宅價格的動力因素及實證分析．浙江大 學(xué)［Ｊ］。２００３ ［３］國家統(tǒng)計局．中國統(tǒng)計年鑒２００７．中國統(tǒng)計出版社 ［Ｍ］，２００８ ［４］全威．我國商品住宅價格影響因素實證分析［Ｊ］．中南財 經(jīng)政法大學(xué)， ２００７ ［�。担輳埲迹执宏�，胡岷，周薇．預(yù)期收入增長與城鎮(zhèn)居民購房能力［�。� ］　．南方金融，２００９．　５． ［�。叮菪x，汪寶平，方俊．經(jīng)濟調(diào)整期經(jīng)濟適用房的理性發(fā)展和市場 走勢研究［�。省。荨。≌{(diào)查與研究，２００９．　２． 企業(yè)減少投入、將有限的資源投入到能發(fā)揮更大效益的企業(yè)， 做大做 強企業(yè)的主業(yè)， 嚴控非主業(yè)投資。通過兼并、重組、分立、撤銷等方 式，重點培育扶持具有較大影響力和控制力的國有大企業(yè)集團，推動國 有資本向基礎(chǔ)設(shè)施、公用事業(yè)、關(guān)系國計民生的重要行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng) 域、具有競爭優(yōu)勢的行業(yè)和企業(yè)集中。對一般競爭性行業(yè)和資不抵 債不具競爭優(yōu)勢的企業(yè)，要在整合過程中逐步退出，減少不良資產(chǎn)，降低 資產(chǎn)負債率， 避免對供給過剩的行業(yè)進行重復(fù)投資， 造成浪費。 參考文獻 ［１］于剛．創(chuàng)新國有資產(chǎn)經(jīng)營管理體制的思考［Ｊ］．遼寧經(jīng)濟．２００２（１２）： ８－９． ［２］李虎．關(guān)于國有資產(chǎn)管理體制創(chuàng)新的思考［Ｊ］．當(dāng)代經(jīng)濟．２００６（１０? 下）：３８－３９． ［３］陳少暉．國有資產(chǎn)管理體制創(chuàng)新：從分級管理到分級所有［Ｊ］．江淮 論壇．２００３（４）：３４－３７． ［４］張曉菊．國有資產(chǎn)管理體制創(chuàng)新的幾點認識［Ｊ］．吐哈油氣．２００３． １２．８（４）：３８４－３８５． ［５］張璐．我國新型國有資產(chǎn)管理體制的完善［Ｄ］．陜西師范大學(xué)碩 士學(xué)位論文．２００６．４：２２－３５．

（０． ０９４８）　 （１． ８５９６）　

（１． ９６５７）　 （－ ２． ４４１）　

（４６４． １３）　 （２． ７４１５）　

ｔ （－ ０． ＝ ０６８７１）　 （５． ４２３３）　

Ｒ２＝０．９３０８５３　　　 Ｒ ＝０．９２０２１５　　　ＤＷ＝１．５８２９２２　　　　Ｆ＝８７．５０２６７ ２．自相關(guān)檢驗 采用Ｄ Ｗ 進行自相關(guān)檢驗： 對應(yīng)樣本數(shù)為３ １ 、４ 個解釋變量的模 型、０．０５顯著水平，查ＤＷ統(tǒng)計表可知，ｄＬ＝０．９６０，ｄＵ＝１．５１０，模型中ＤＷ＝ １．５８２９２２，ｄＵ＜ＤＷ＜４－ｄＵ，表明模型中不存在自相關(guān)。 ３．異方差檢驗 采用ｗｈｉｔｅ檢驗法來檢驗?zāi)Ｐ褪欠窬哂挟惙讲钚�。通過ＷＨＩＴＥ檢驗 知，ｎＲ２＝２５．７５７４８＞ χ （１３）＝５．８９１８６，多重可決系數(shù)較高，交叉項、 一、二次項的顯著性較強，表明模型存在異方差　。故采用加權(quán)最小二 乘，經(jīng)過反復(fù)嘗試，以ｗ＝ｘ４／Ｘ２為權(quán)重效果較好．得到最終修正方程為： 所以，本研究模型的最終估計結(jié)果為：
2 0.05

（上接第６ ４ 頁） 針對當(dāng)前國有資產(chǎn)管理不符合社會主義市場經(jīng)濟運行要求的情 況，應(yīng)積極穩(wěn)妥的推進國有資產(chǎn)管理方面的市場化改革，繼續(xù)推進國有 企業(yè)市場化運作。要按照現(xiàn)代企業(yè)制度的基本要求， 對國有企業(yè)進行 股份制改造，按照現(xiàn)代企業(yè)制度的管理要求，完善國有資產(chǎn)的經(jīng)營管理 制度。將國有企業(yè)改造成為按市場規(guī)律運作的重要微觀主體， 克服行 政壟斷、促進各種所有制形式的企業(yè)在社會主義市場經(jīng)濟條件公平 競爭、機會均等。此外， 針對當(dāng)前國企改革和國有資產(chǎn)管理體制創(chuàng)新 方面存在的國有資產(chǎn)流失問題，應(yīng)配合有效的監(jiān)督和嚴格的法律規(guī)定， 堅決防止國有資產(chǎn)流失情況的發(fā)生， 對其中存在的營私舞弊和重大違 法違規(guī)行為應(yīng)給予嚴厲懲罰。 ３ 、建立國有資產(chǎn)共享平臺和績效評估管理體制體系， 提高 資產(chǎn)使用效率 隨著當(dāng)前物聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展， 資產(chǎn)使用數(shù)據(jù)的采集也越來越 容易， 國有資產(chǎn)管理部門應(yīng)建立國有資產(chǎn)共享平臺及資產(chǎn)使用分析中 心，采集資產(chǎn)有效使用的數(shù)據(jù)，通過采集的數(shù)據(jù)對國有資產(chǎn)的有效使用 進行分析評估，制訂國產(chǎn)資產(chǎn)使用績效評估管理體系，將閑置、利用率 較低的資產(chǎn)進行及時轉(zhuǎn)移盤活利用， 對使用國有資產(chǎn)績效較差的國有

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２０１１．�。埃�



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