我國房價高速增長計量經濟模型分析

□文/吳 波

一、文獻綜述

張紅、潘琦、鄭思奇（2002）對北京商品住宅市場進行回歸分析，說明住宅實際建造成本和實際生產總值對住宅價格有著顯著的影響，而人口數和所有者實際資本成本的影響作用則不明顯。張燃、林春陽、胡岷、周薇（2009）研究結果顯示：除深圳外，其他一線城市實際房價收入比都要遠高于理論房價收入比，表明這些城市的居民戶對當地普通住宅的支付能力很差。肖晉、汪寶平、方俊（2009）認為，經濟適用房解決的是中低收入群體的住房困難，而商品房市場主要是為中等收入或高收入群體改善居住條件提供資源，兩者在目標客戶群上有明顯的不同。經濟適用住房雖然會對附近商品房價格產生一定影響，但不會對全市整體房價造成很大沖擊。

二、房價增長理論模型的設定

本文選取2000～2008年間北京商品房屋的有關數據進行分析。以各時期的房屋銷售價格指數作為被解釋變量Price。影響房屋銷售價格的因素很多，考慮到實證研究的需要和數據的可獲得性，本文選取以下幾個被解釋變量作為房屋銷售價格指數的影響因素：

（一）按可比價計算人均地區生產總值指數（上期=100）gdp。代表當地的經濟發展水平，經濟發展水平與房價存在著密切的關系。理論上，一個地區經濟越發達，房屋銷售的價格越高，因而兩者之間應該存在正相關。

（二）年末常住（居住半年以上）人口數（萬人）num。代表參與當地生產、消費的人數，人數越多，購買力越強，需求越旺盛，而且會對房地產決策層的定價策略產生影響，進而拉動房屋價格的上漲。理論上，兩者之間應該存在正相關。

（三）按可比價計算的城鎮居民家庭人均可支配收入（元）i ncom e。代表當地人民的經濟實力，人均可支配收入越多，提高生活質量的欲望和能力就越強。本文采用的是經過扣除價格變動因素之后的數據，具有一定的代表性，理論上與房屋價格之間存在正相關。

（四）經濟適用房銷售面積占房屋銷售面積的比例（%）prop。代表當地的住房保障體系建設程度。如果單純以經濟適用房的銷售面積來計量分析不具有可比性。因為土地是稀缺資源，每年的房屋供應量不同，經濟適用房的供應量也會相應改變。所以，應以經濟適用房銷售面積占房屋銷售面積的比例來計量。經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。經濟適用房銷售面積占住房銷售面積的比例對房價具有一定的抑制作用，理論上與房價存在負相關。

根據以上分析，設定計量經濟模型如下：

三、房價上漲模型的估計與檢驗

（一）樣本數據的選取。由于各種統計數據的統計時間跨度不一，為了便于比較，本文選取了2000～2008年間的9組數據。（表1）

（二）模型估計。運用EViews6.0軟件對以上數據進行分析，得出多元線性回歸方程：

表1 2000～2008年北京房價的影響因素

（三）模型檢驗

1、顯著性檢驗。F檢驗，對于給定的顯著水平α=0.05，可由F分布表查得臨界值 Fα=6.39，則 F＞Fα，即原線性回歸方程線性關系顯著。t檢驗，對解釋變量gdp、num、income、prop 的顯著性分別進行t檢驗，取α=0.05時，查t分布表得t0.025（9-4-1）=2.776，由估計結果可知，gdp、num、income、prop 的 t統 計 值 分 別 為1.6278、-3.1994、3.7240、-4.5052， 則 有num、income、prop的t檢驗是顯著的。按照統計檢驗程序，先剔除t統計值最小的變量（即gdp）而重新建立模型，得出線性回歸方程：

進行t檢驗，取α=0.05時，查t分布表得t0.025（9-3-1）=2.571，由估計結果可知，num、income、prop 的 t統計值分別為-2.4113、2.9044、-4.4598， 則 有 income、prop的t檢驗是顯著的。按照統計檢驗程序，再剔除t統計值最小的變量（即num）而重新建立模型，得出線性回歸方程：

再進行t檢驗，取α=0.05時，查t分布表得t0.025（9-2-1）=2.447，由估計結果可知 ，income、prop 的 t統 計 值 分 別 為3.2946、-3.4617，則有 income、prop 的 t檢驗是顯著的。最終得出回歸方程：

2、異方差檢驗。由懷特檢驗結果可以看出，取顯著水平α=0.05，由于nR2=4.9068＜χ20.05（5）=11.071，所以不存在異方差性。

3、自相關檢驗。（1）D-W 檢驗。n=9，k=2，取顯著水平α=0.05時，查表得dL=0.629，dU=1.699，而 dU＜DW=2.1079＜4-dU，所以不存在一階自相關性；（2）偏相關系數檢驗。自相關系數（AC）和偏相關系數（PAC）的直方圖都在虛線范圍內，所以該模型不存在高階自相關性。（表2）

四、房價模型的現實意義

由以上分析可知，北京房價與解釋變量的回歸方程應為：

可見，北京房價與人均地區生產總值和年末常住人口數并沒有直接的關系，而與城鎮居民家庭人均可支配收入呈正相關關系，與經濟適用房銷售面積占房屋銷售面積的比例呈負相關關系。

（一）城鎮居民家庭人均可支配收入i ncom e的系數為0.001，雖然呈正相關性，但是影響有限。可見，居民人均收入的增加不是房價上漲的主要誘因。房屋屬于耐用商品，而且價格偏高，年度人均可支配收入的增加不足以支撐對高價商品房的大量消費。但是，不排除人均可支配收入增加一定年限之后會對房價的上升產生更大的影響，因為國人有儲蓄的習慣，當儲蓄到一定時間之后便有購買高價商品房的能力，前提是商品房價格漲幅低于人均可支配收入的漲幅。總之，購買力增強不是房價上漲的主要原因。

（二）經濟適用房銷售面積占房屋銷售面積的比例prop的系數為-0.501，呈負相關，而且影響較大。經濟適用房銷售面積占房屋銷售面積的比例prop每增加1個百分點，對房價指數就會有至少0.5個百分點的影響，可見經濟適用房對抑制房價過快增長有較大的作用。

五、政策建議

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（一）增加居民收入，藏富于民。有觀點說，房價上漲是居民的收入增加，使其有能力購買高價商品房，房地產開發商的定價行為是順應經濟規律的市場行為。用數據分析出來的結果也確實是這樣，居民的收入每增加1元，房價指數上漲0.001元，有影響，但這種影響微乎其微。國家應該調整收入的分配體系，適當增加二次分配的比例，運用財政政策和貨幣政策通過轉移支付等手段提高居民的收入，真正做到藏富于民。

（二）大力發展經濟適用房，健全住房保障體系。經濟適用房作為現階段的國家住房建設政策，旨在通過某種政策傾斜，如用地劃撥、稅費減免等優惠措施，來達到擴大住房供給、調節房地產投資結構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市場和住房市場發展階段的一種政策選擇。要明確購買經濟適用房的收入標準，確定中低收入家庭購買經濟適用房的收入標準；明確住房標準，確定經適房的檔次、建筑面積等。

綜上所述，人均可支配收入的增加對房價上漲產生的作用極小，不是房價上漲的主要推手，經濟適用房的大量建設可以抑制房價的過快增長，因此一方面應設法增加居民的可支配收入，擴大內需；另一方面應加快經濟適用房的建設力度，在保障中低收入群體利益的同時抑制房價的高速增長。

[1]趙衛亞.計量經濟學教程[M].上海：上海財經大學出版社，2003.

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[3]印坤華.住宅：跨世紀發展熱點聚焦[M].上海：上海大學出版社，1999.

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