我国房价高速增长计量经济模型分析

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经济 / 产业
CO-OPERATIVE ECONOMY & SCIENCE

我国房价高速增长计量经济模型分 析
□文 / 吴 波
提要 近几年北京的房价上涨迅
速, 使得广大工薪阶层只能望楼却步.为 何房价涨幅如此迅速? 本文从市民购买力 和经济适用房角度,搜集了北京 2000～ 2008 年间人均地区生产总

值,年末常住 人均可支配收入和经济适用房销售 人口, 面积等相关数据, 通过计量分析方法寻找 其中的原因, 并提出合理化建议. 关键词: 房屋销售价格指数; 经济适 用房; 人均可支配收入 中图分类号: F293. 3 文献标识码: A 一, 文献综述 张红, 潘琦, 郑思奇 (2002 对北京商 ) 品住宅市场进行回归分析, 说明住宅实际 建造成本和实际生产总值对住宅价格有 着显著的影响, 而人口数和所有者实际资 林春 本成本的影响作用则不明显.张燃, 阳, 胡岷, (2009 研究结果显示: 周薇 ) 除深 圳外, 其他一线城市实际房价收入比都要 远高于理论房价收入比, 表明这些城市的 (一) 按可比价计算人均地区生产总 值指数 (上期 =100 gdp.代表当地的经济 ) 发展水平, 经济发展水平与房价存在着密 房屋销售的价格越高, 因而两者之间应该 存在正相关. (二) 年末常住 (居住半年以上) 人口 消费的 数 (万人 num 代表参与当地生产, ) . 人数, 人数越多, 购买力越强, 需求越旺 盛, 而且会对房地产决策层的定价策略产 生影响, 进而拉动房屋价格的上涨.理论 上, 两者之间应该存在正相关. (三) 按可比价计算的城镇居民家庭 e. 人均可支配收入 ) ncom 代表当地人 (元 i 民的经济实力,人均可支配收入越多, 提 高生活质量的欲望和能力就越强. 本文采 用的是经过扣除价格变动因素之后的数 据, 具有一定的代表性, 理论上与房屋价 格之间存在正相关. (四) 经济适用房销售面积占房屋销 不同,经济适用房的供应量也会相应改 变.所以, 应以经济适用房销售面积占房 经济适用房是 屋销售面积的比例来计量. 低收入家庭的住房需求. 经济适用房销售 面积占住房销售面积的比例对房价具有 一定的抑制作用, 理论上与房价存在负相 关. 根据以上分析, 设定计量经济模型如 下: Price =b0 +b1gdp +b2num +b3income + b4prop 三, 房价上涨模型的估计与检验 由于各种统计 (一 样本数据的选取. ) 数据的统计时间跨度不一,为了便于比 较,本文选取了 2000～2008 年间的 9 组 数据. (表 1 ) (二 模型估计.运用 EViews6.0 软件 ) 对以上数据进行分析, 得出多元线性回归 方程:

理论上, 一个地区经济越发达, 住房保障的重要组成部分, 用以保障相对 切的关系.

售面积的比例 ) op.代表当地的住房 (% pr ^Price=215.542+0.157gdp-0.117num+ 居民户对当地普通住宅的支付能力很差. 保障体系建设程度. 如果单纯以经济适用 0.003income-0.439prop 肖晋, 汪宝平, (2009 认为, 方俊 ) 经济适用 房的销售面积来计量分析不具有可比性. 38.178 0.096 0.037 0.001 0.097 房解决的是中低收入群体的住房困难, 而 因为土地是稀缺资源, 每年的房屋供应量 t= (1.629 (-3.199 (3.724 (-4.505 ) ) ) ) 商品房市场主要是为中等收入或高收入 群体改善居住条件提供资源, 两者在目标 客户群上有明显的不同. 经济适用住房虽 然会对附近商品房价格产生一定影响, 但 不会对全市整体房价造成很大冲击. 二, 房价增长理论模型的设定 本文选取 2000～2008 年间北京商品 以各时期的房 房屋的有关数据进行分析. 屋销售价格指数作为被解释变量 Price. 影响房屋销售价格的因素很多, 考虑到实 证研究的需要和数据的可获得性, 本文选 取以下几个被解释变量作为房屋销售价 格指数的影响因素:
表 1 2000～2008 年北京房价的影响因素 房 屋 销 售 价 按可比价计算人均 年末常住 (居住 按可比价计算的城镇 经济适用房销售面 年份 格 指 数 (上 地区生产总值指数 半年以上) 人口 居民家庭人均可支配 积占房屋销售面积 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 数 (万人) 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 数据来源: 中华人民共和国国家统计局, 北京市国民经济和社会发展统计公报

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《合作经济与科技》

2010 年 7 月号下(总第 397 期)

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R2=0.990

F=101.695

k=2, 取显著水平 α=0.05 时, 查表得 dL= 0.629, dU=1.699,而 dU<DW=2.1079<4dU, 所以不存在一阶自相关性; ) (2 偏相 关系数检验.自相关系数 (AC 和偏相关 ) 系数 (PAC 的直方图都在虚线范围内, ) 所 以该模型不存在高阶自相关性. (表 2 ) 四, 房价模型的现实意义 由以上分析可知, 北京房价与解释变 ^Price=102.732+0.001income-0.501prop 可见, 北京房价与人均地区生产总值 和年末常住人口数并没有直接的关系, 而 与城镇居民家庭人均可支配收入呈正相 关关系, 与经济适用房销售面积占房屋销 售面积的比例呈负相关关系. (一) 城镇居民家庭人均可支配收入 i ncom 的系数为 0. 001,虽然呈正相关 e 性, 但是影响有限. 可见, 居民人均收入的 增加不是房价上涨的主要诱因. 房屋属于 耐用商品, 而且价格偏高, 年度人均可支 的大量消费.但是, 不排除人均可支配收

(一 增加居民收入, ) 藏富于民.有观 点说, 房价上涨是居民的收入增加, 使其 有能力购买高价商品房, 房地产开发商的 定价行为是顺应经济规律的市场行为. 用 数据分析出来的结果也确实是这样, 居民 的收入每增加 1 元,房价指数上涨 0.001 元, 有影响, 但这种影响微乎其微. 国家应 该调整收入的分配体系, 适当增加二次分 配的比例, 运用财政政策和货币政策通过 转移支付等手段提高居民的收入, 真正做 到藏富于民. (二 大力发展经济适用房, ) 健全住房 保障体系. 经济适用房作为现阶段的国家 住房建设政策,旨在通过某种政策倾斜, 如用地划拨, 税费减免等优惠措施, 来达 到扩大住房供给, 调节房地产投资结构和 启动市场有效需求的目的, 它是基于我国 目前特殊的房地产市场和住房市场发展 阶段的一种政策选择. 要明确购买经济适 用房的收入标准, 确定中低收入家庭购买 经济适用房的收入标准;明确住房标准, 确定经适房的档次, 建筑面积等. 综上所述, 人均可支配收入的增加对 的主要推手, 经济适用房的大量建设可以 抑制房价的过快增长, 因此一方面应设法 增加居民的可支配收入, 扩大内需; 另一 方面应加快经济适用房的建设力度, 在保 障中低收入群体利益的同时抑制房价的 高速增长. (作者单位: 安徽财经大学 ) 主要参考文献: [ 1] 赵卫亚. 计量经济学教程[ M . 上海: ] 上 海财经大学出版社, 2003. [ 2] 陈伯庚, 顾志敏, 陆开和. 城镇住房制 度改革的理论与实践[ M . 上海: ] 上海人民 出版社, 2003. [ 3] 印坤华. 住宅: 跨世纪发展热点聚焦 [ M . 上海: ] 上海大学出版社, 1999. [ 4] 张燃, 林春阳, 胡岷, 周薇. 预期收入增 长与城镇居民购房能力 [ J ] . 南方金融, 2009. 5. [ 5] 肖晋, 汪宝平, 方俊. 经济调整期经济 适用房的理性发展和市场走势研究[ J ] . 调查与研究, 2009. 2.

(三 模型检验 ) 1, 显著性检验.F 检验, 对于给定的 显著水平 α=0.05,可由 F 分布表查得临 界值 Fα=6.39, F>Fα, 则 即原线性回归方 程线性关系显著.t 检验,对解释变量 gdp, num, income, prop 的显著性分别进行 t 检验,取 α=0.05 时,查 t 分布表得 t0.025 num, income, prop 的 t 统 计 值 分 别 为 1.6278, -3.1994, 3.7240, -4.5052, 则 有 num, income, prop 的 t 检验是显著的.按 照统计检验程序, 先剔除 t 统计值最小的 变量 (即 gdp 而重新建立模型, ) 得出线性 回归方程: ^Price =207.860 -0.093num +0.003in- come-0.482prop 进行 t 检验, α=0.05 时, t 分布 取 查 ) 表得 t0.025 (9-3-1 =2.571,由估计结果可 知, num, income, prop 的 t 统计值分别为prop 的 t 检验是显著的. 按照统计检验程 而重新建立模型, 得出线性回归方程: ^Price=102.732+0.001income-0.501prop 再进行 t 检验, α=0.05 时, t 分 取 查 布表得 t0.025 (9-2-1 =2.447, ) 由估计结果可 知, income, prop 的 t 统 计 值 分 别 为 3.2946, -3.4617, 则有 income, prop 的 t 检 验是显著的.最终得出回归方程: ^Price=102.732+0.001income-0.501prop 2, 异方差检验. 由怀特检验结果可以 看出,取显著水平 α=0.05,由于 nR2 = 4.9068<χ20.05 ) (5 =11.071, 所以不存在异方 差性. 3, 自相关检验. ) (1 D-W 检验.n=9,

(9-4-1 =2.776,由估计结果可知, ) gdp, 量的回归方程应为:

2.4113, 2.9044, -4.4598, 则 有 income, 配收入的增加不足以支撑对高价商品房 序, 再剔除 t 统计值最小的变量 (即 num ) 入增加一定年限之后会对房价的上升产 当储蓄到一定时间之后便有购买高价商 品房的能力, 前提是商品房价格涨幅低于 人均可支配收入的涨幅.总之, 购买力增 强不是房价上涨的主要原因. (二) 经济适用房销售面积占房屋销 售面积的比例 pr op 的系数为 - 0. 501, 呈 负相关, 而且影响较大.经济适用房销售 面积占房屋销售面积的比例 prop 每增加 1 个百分点,对房价指数就会有至少 0.5 个百分点的影响, 可见经济适用房对抑制 房价过快增长有较大的作用. 五, 政策建议

生更大的影响,因为国人有储蓄的习惯, 房价上涨产生的作用极小, 不是房价上涨

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