高艷云 王影麗

一、研究背景

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)全方位的走向世界，國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)市場(chǎng)也邁向市場(chǎng)國(guó)際化進(jìn)程，處在更為廣闊的政治、經(jīng)濟(jì)環(huán)境之中。隨著房地產(chǎn)行業(yè)的激烈競(jìng)爭(zhēng)，我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)出現(xiàn)了嚴(yán)重的成長(zhǎng)問(wèn)題。這些問(wèn)題的存在不僅降低居民生活的幸福感，也給國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)了重大的安全隱患。因此研究房地產(chǎn)價(jià)格的影響因素，以此來(lái)促進(jìn)房地產(chǎn)行業(yè)的健康穩(wěn)定發(fā)展成為迫切的需求。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源

由于新的住房政策是從1998年開(kāi)始實(shí)施的，因此本文數(shù)據(jù)選取時(shí)間為1998年-2015年共18年的歷史數(shù)據(jù)。

三、實(shí)證分析

（1）指標(biāo)設(shè)定

影響房地產(chǎn)價(jià)格的因素非種類很多。有來(lái)自房地產(chǎn)企業(yè)本身的因素，來(lái)自消費(fèi)者的因素也有來(lái)自國(guó)家的宏觀因素。本文選擇住宅商品房平均銷售價(jià)格（元/平方米）（Y）為被解釋變量，年末總?cè)丝冢ㄈf(wàn)人）（X1）、商品住宅房屋竣工面積（萬(wàn)平方米）（X2）、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）（X3）、房地產(chǎn)住宅投資（億元）（X4），全國(guó)住宅地價(jià)指數(shù)（X5）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（元）（X6）作為自變量建立分析模型。

（2）建模及模型檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止回歸模型的偽回歸現(xiàn)象，有必要對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。接下來(lái)以住宅商品房平均銷售價(jià)格為例，檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。平方根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

所得ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)p值為0.0018，在99%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為一階差分后的時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

運(yùn)用此種方法，分別對(duì)X1，X2，X3，X4，X5，X6這六個(gè)時(shí)間序列原始數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)原始數(shù)據(jù)都不平穩(wěn)，用一階差分的方法對(duì)這六個(gè)變量做處理后均為平穩(wěn)序列，結(jié)果表明，一階差分后序列平穩(wěn)。

2.多元回歸模型的構(gòu)建

根據(jù)一階差分后的平穩(wěn)時(shí)間序列用最小二乘法 建立多元線性回歸模型。

方程的擬合優(yōu)度為0.71，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的p值為0.02，在顯著性水平為95%的情況下認(rèn)為方程是顯著的。且常數(shù)項(xiàng)、X3、X5檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的p值均小于0.05，因此在95%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，得出方程是顯著的結(jié)論。分析自變量系數(shù)的正負(fù)號(hào)發(fā)現(xiàn)，X3前的系數(shù)為負(fù)數(shù)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理判斷，X3為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，應(yīng)該和住宅商品房?jī)r(jià)格同向變化，所以模型輸出結(jié)果不符合經(jīng)濟(jì)意義，據(jù)此懷疑方程出現(xiàn)了多重共線性。利用SPSS計(jì)算各個(gè)變量之間相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)各個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，其中X6和X5之間的相關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.99，幾乎接近1，所以我們可以確定自變量之間的多重共線性的存在。處理多重共線性的方式主要有逐步回歸法以及主成分分析法等。在這里選用逐步回歸法。

了顯著性檢驗(yàn)。根據(jù)全國(guó)住宅地價(jià)指數(shù)與住宅商品房平均銷售價(jià)格建立二元線性回歸方程，結(jié)果如表4所示：

檢驗(yàn)結(jié)果中兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，方程的擬合優(yōu)度也較高，且每個(gè)自變量的符號(hào)符合經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，因此符合建立方程的條件。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果建立方程為：

3.自相關(guān)性檢驗(yàn)

為了判斷自相關(guān)性的類型，直觀的看出殘差序列的相關(guān)情況，應(yīng)使用偏自相關(guān)系數(shù)來(lái)判斷相關(guān)性，結(jié)果如圖1所示。

當(dāng)n期陰影部分的面積超過(guò)虛線時(shí)，表明存在n階自相關(guān)性，其中虛線表示正負(fù)0.5。由上圖可以看出，沒(méi)有任何一期的直方塊超過(guò)0.5，因此模型不存在自相關(guān)性。

4.異方差檢驗(yàn)

如果函數(shù)選擇錯(cuò)誤類型，那么分析中異方差性就不可避免的出現(xiàn)，會(huì)使預(yù)測(cè)誤差方差的增加，為了避免異方差的影響，所以對(duì)異方差檢驗(yàn)。由于在異方差性不太明顯時(shí)，圖示檢驗(yàn)法無(wú)法判斷異方差的存在，因此我們直接選擇更為精確的檢驗(yàn)方法——懷特（White）檢驗(yàn)法。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示：

表5 異方差檢驗(yàn)結(jié)果表

F統(tǒng)計(jì)量 0.958043 F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值 0.4074

此中F值為輔助回歸方程的F統(tǒng)計(jì)量，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為0.407，取顯著性水平0.05，因?yàn)?4074>0.05，所以接受原假設(shè)即回歸方程不存在異方差性。

5.模型的經(jīng)濟(jì)意義解釋

根據(jù)檢驗(yàn)可確定建立的方程為：

居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和全國(guó)住宅用地價(jià)格指數(shù)對(duì)商品房銷售價(jià)格有正向影響且顯著。在居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)不變的情況下，全國(guó)住宅地價(jià)指數(shù)每變動(dòng)增加一個(gè)單位，住宅商品房銷售價(jià)格每平方米增加21.19105個(gè)單位，在全國(guó)住宅地價(jià)指數(shù)不變的情況下，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)每增加一個(gè)單位，住宅商品房銷售價(jià)格每平方米增加51.82141個(gè)單位。而其他因素對(duì)住宅房地產(chǎn)銷售價(jià)格的影響不顯著。

四、結(jié)論

實(shí)證分析表明，影響商品房銷售價(jià)格最重要的因素是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和全國(guó)居民用地價(jià)格指數(shù)。從經(jīng)濟(jì)的角度看，消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的上漲意味著房?jī)r(jià)的上漲，商品房的建設(shè)成本會(huì)增加，開(kāi)發(fā)商為了獲得同樣甚至更高的利潤(rùn)，將提高住宅的價(jià)格。這便是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)影響住宅商品房?jī)r(jià)格的經(jīng)濟(jì)學(xué)原理。綜上所述，住宅商品房銷售價(jià)格的因素主要是居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和全國(guó)住宅地價(jià)指數(shù)。

參考文獻(xiàn)

[1]趙衛(wèi)亞.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2014.

作者簡(jiǎn)介：

高艷云（1975年）女，教授，博士，青島大學(xué)，266071，經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析

王影麗（1994-08—）女，碩士，青島大學(xué)，266071，宏觀經(jīng)濟(jì)分析