李倩瑩 陳紹剛
摘 要:
以成都市1998年房地產(chǎn)改革后的近10年房地產(chǎn)數(shù)據(jù)為研究基礎,通過分析影響房地產(chǎn)價格的因素,建立聯(lián)立方程組模型,再運用最小二乘法對建立的線性回歸模型進行模擬。使用的數(shù)據(jù)為2002到2014年的成都市房地產(chǎn)的相關數(shù)據(jù),建立的預測模型主要對2015年的房地產(chǎn)價格進行預測。最后使用對比分析法分析成都市房地產(chǎn)市場的特點。
關鍵詞:
需求與供給;方程組模型;回歸分析
中圖分類號:F2
文獻標識碼:A
doi:10.19311/j.cnki.16723198.2016.10.009
1 引言
房地產(chǎn)業(yè)作為推動我國經(jīng)濟增長的三駕馬車之一,其發(fā)展對于我國居民生活及經(jīng)濟發(fā)展有著重要的作用,與此同時房價也是居民關注的焦點。房地產(chǎn)行業(yè)自1998年房地產(chǎn)市場化改革后進入持續(xù)繁榮階段直至如今,改革大大改善了居民的住房條件,同時也大大推高了房地產(chǎn)的價格,房價不斷攀升直至居高不下。因為房地產(chǎn)市場化改革使得房地產(chǎn)形勢不同以往,本文主要研究2002年改革后處于新階段的房地產(chǎn)市場。影響房地產(chǎn)價格有諸多因素,明確這些影響房價的因素和變動趨勢對國家宏觀調(diào)控及企業(yè)和個人決策有著重要作用,于是圍繞房地產(chǎn)價格情況的研究有著現(xiàn)實價值和意義。
本文選取成都市的房地產(chǎn)發(fā)展情況作為研究對象,首先粗略分析房價的銷售價格曲線圖,以此對成都的房地產(chǎn)情況有一個大體的概況。
從圖1我們可以看出,成都市自2002年以來住宅商品房的平均價格呈現(xiàn)相對穩(wěn)定的增長趨勢,但從房價的數(shù)值上來看,2002年到2014年房價的漲幅巨大,2014年的房價比起2002年的翻了幾番,價格呈現(xiàn)居高不下的態(tài)勢。
2 房地產(chǎn)價格影響因素分析
房地產(chǎn)的價格是由眾多因素綜合影響形成的,衡量影響房地產(chǎn)價格因素很繁雜,但大致可分成三個方面:房地產(chǎn)供給因素,房地產(chǎn)需求因素,其他因素。
這里我們選取的供給因素為:房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額,房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)施工房屋面積,商品房銷售面積,分別用I,X,S表示。選取需求因素為:年末總?cè)丝?,城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額,分別用P,B表示。其他因素我們選?。簹v年個人住房公積金貸款利率,我們用R表示,目標變量住宅商品房平均銷售價格,我們用Y表示。
影響因素分析:
(1)房地產(chǎn)開發(fā)投資額:投資額影響房地產(chǎn)市場的供給,投資額增加房地產(chǎn)供給便會增多,需求不變,房價升高。
(2)施工房屋面積:施工面積是房地產(chǎn)儲存量的體現(xiàn)之一,與開發(fā)投資額有著一定的正比關系。
(3)商品房銷售面積:銷售面積是房地產(chǎn)需求直接的數(shù)據(jù)化體現(xiàn),可以用它來直接衡量房地產(chǎn)需求情況。
(4)總?cè)丝冢悍康禺a(chǎn)是居民基本的生活消費,人口數(shù)增加時,房地產(chǎn)的市場的需求增加,房地產(chǎn)的供給在短時間內(nèi)大致不變,此時房地產(chǎn)價格會升高。反之,人口數(shù)減少時,房地產(chǎn)需求減少,供給不變,房地產(chǎn)價格下降。
(5)居民儲蓄年末余額:居民儲蓄年末余額體現(xiàn)居民可支配收入的多少,這個直接影響居民的消費行為??芍涫杖朐蕉啵用竦馁彿啃枨髾C會增加,從而影響房地產(chǎn)價格。
(6)歷年個人住房公積金貸款利率:利率是國家整體經(jīng)濟的重要體現(xiàn),是國家調(diào)控宏觀經(jīng)濟的重要手段。而個人住房公積金貸款利率會影響居民是否購房的消費行為,當利率較小,居民更趨向于買房,房地產(chǎn)需求就會增加。
3 房地產(chǎn)價格模型的建立
3.1 模型的理論依據(jù)
根據(jù)經(jīng)典的經(jīng)濟學理論,商品的價格由供求關系決定。供大于求,價格上升,供小于求,價格下降。我們可以將房地產(chǎn)作為性質(zhì)復雜的商品,它的價格受到供求關系約束,然而房地產(chǎn)市場還受到宏觀調(diào)控,于是諸多其他宏觀經(jīng)濟因素也在影響著房地產(chǎn)的價格。
3.2 聯(lián)立方程組模型
根據(jù)以上分析,我們得到以下方程組:
這個方程組中有三個內(nèi)生變量,分別是房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)住宅竣工房屋面積S,商品房銷售面積X和住宅商品房平均銷售價格Y,其他變量都是前定變量。
3.3 模型求解
現(xiàn)在對這個方程組中需求方程和供給方程進行識別。記M為方程組中內(nèi)生變量個數(shù),mi為第i個方程中內(nèi)生變量的個數(shù),K為方程組中前定變量的個數(shù),ki為第i個方程中簽訂變量的個數(shù)。
顯然Rank(B0 Γ0)=2,而m-1=3-1=2,Rank(B0 Γ0)=M-1則該方程經(jīng)過秩條件檢驗判斷出是可識別的,再結(jié)合階條件可知該方程是過度識別的。同理可得方程(1)也是過度識別的。
當方程是過度識別時,我們用TSLS法對這其進行求解:
為了驗證方程的合理性,我們對得到的兩個方程進行檢驗,檢驗如下:
可回歸系數(shù):可決系數(shù)表明回歸方程中被解釋變量的變化是在多大程度上由解釋變量引起的,在我們建立的方程中,包含了不止兩個解釋變量,應當采用調(diào)整后的可決系數(shù)進行判別,調(diào)整后的可決系數(shù)為: R-2=1-RSS/(n-k-1)TSS/(n-1)
在方程(3)中,我們得到R-2=0.8182,擬合效果較好。
在方程(4)中,我們得到R-2=0.9890,擬合效果很好。
系數(shù)顯著性檢驗:給定a=0.05,查t分布表,在自由度為n-2=11下,得到臨界值1.796。方程中部分系數(shù)未能通過檢驗。
最終我們對未通過檢驗的兩個方程進行修正,得到:
3.4 模型預測檢驗
得到方程組模型后我們對2014年之后的經(jīng)濟情況做出預測。根據(jù)得到的方程組對后一年的數(shù)據(jù)進行模擬屬于點預測。運用趨勢分析預測得到2015年房地產(chǎn)開發(fā)住宅投資額為1428.74億元,城鄉(xiāng)居民儲蓄年末余額為8770.35億元,年末總?cè)丝?222.58萬人,歷年個人住房公積金貸款利率為4.05%,代入預測函數(shù),從而預測出2015年的住宅商品房平均銷售價格為7883.76元/平方米。我們查得2015年成都住宅商品房平均銷售均價為8419元/平方米,點預測誤差為6%,回歸預測結(jié)果良好。
4 對比分析
4.1 人均可支配收入和房地產(chǎn)價格關聯(lián)分析
從表1中我們可以看出,居民人均可支配收入逐年穩(wěn)定升高,房價也在逐年上升,但其上升幅度波動較大,二者關系呈現(xiàn)正相關。在房地產(chǎn)開始迅猛發(fā)展的前幾年,房價的增幅明顯大于人均可支配收入的增長幅度,此時住房壓力突現(xiàn),但隨著國家宏觀調(diào)控和宏觀經(jīng)濟變動的影響,房價漲幅大幅下降,同時人均收入也受到大環(huán)境經(jīng)濟影響,漲幅下降。從整體上來看成都近幾年房價的增長幅度比人均可支配收入的增長幅度大,居民住房壓力不斷增加,房地產(chǎn)市場發(fā)展健康應引起人們關注。
4.2 部分城市房地產(chǎn)市場對比分析
2002到2014年間,我們選取的部分城市的房地產(chǎn)價格都呈現(xiàn)持續(xù)上漲趨勢,這十年來隨著房地產(chǎn)市場的發(fā)展以及市場化進程的深入,房地產(chǎn)行業(yè)越來越火熱,投資不斷增加。通過觀察在2008年之前房地產(chǎn)售價漲幅我們可以看出,房地產(chǎn)的價格漲勢不見回落,一度達到年30%漲幅,雖然整體經(jīng)濟在2008年受到經(jīng)濟危機打擊房地產(chǎn)市場受到波及,但從表中我們?nèi)匀豢梢钥闯?,房地產(chǎn)的價格仍在上漲,只是漲幅有所回落。
關于城市間的對比,以北京和深圳為代表的一線城市,在2002年的房地產(chǎn)價格還在5000元/平方米左右,經(jīng)過近十年的發(fā)展,北京進入了超高房價時代,房地產(chǎn)均價在2006年就已經(jīng)破萬元大關。房地產(chǎn)的增幅遠遠大于收入的增幅,居民的收入難以承受超高的房價,超高房價加深了居民的壓力。以成都和重慶為代表的二線城市,2002年的房價低于北京的房價低于2000元/平方米,近十年的發(fā)展也呈現(xiàn)持續(xù)漲勢,但和北京這樣的一線城市相比漲幅較小,一般低于20%,增長相對平穩(wěn),未出現(xiàn)較大的波動,并且2013年到2014年房價還有所回落,所以并未給居民造成難以承受的生活壓力。
參考文獻
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