安徽省房地產開發投資影響因素的計量分析

□姚紓昊 李興安 許海洋 許慧琳

(1、3.安徽財經大學經濟學院；2.海南大學法學院；4.安徽財經大學財政與公共管理學院 安徽 蚌埠 233030)

安徽省房地產開發投資影響因素的計量分析

□姚紓昊1李興安2許海洋3許慧琳4

(1、3.安徽財經大學經濟學院；2.海南大學法學院；4.安徽財經大學財政與公共管理學院 安徽 蚌埠 233030)

本文收集了2000～2014年共15年的相關數據，運用EVIEWS軟件建立計量模型并修正，分析安徽省房地產開發投資的主要影響因素，從而說明了安徽省地區生產總值（X1）、安徽省房地產開發企業計劃總投資(X2)、地方財政土地增值稅（X3）與安徽省房地產開發投資完成額（Y）的關系及其影響,分析出其內在關聯性與規律，并得出各因素對安徽省房地產開發投資的影響程度，提出相關政策性建議。

房地產；完成額；投資規模；回歸分析

20世紀90年代后期以來，隨著政府出臺的一系列住房政策和體制改革措施的落實，安徽省房地產行業步入高速發展的軌道。房地產開發投資完成額的變動與經濟形勢具有很大相關，就目前安徽省經濟形勢而言，房地產開發投資現狀及走向有待研究。

通過計量手段，對安徽省房地產開發投資影響因素進行分析，得出結論，為政府運用政策工具調控房地產開發投資規模提供參考，從而抑制房地產行業過熱現象。

1 研究現狀綜述

近年來，學界關于影響房地產開發投資因素的研究主要有：張紅等利用Granger因果檢驗和VAR模型對房地產開發投資及、房價及通脹之間關系進行了實證研究。劉瑞以Eviews5.0為工具,運用計量經濟學方法對上海市房地產投資與經濟增長的關系進行了實證分析。張力軍等，以Eviews5.0為依托，建立了南京市房地產開發投資與GDP之間的計量經濟學模型，分析相互關系。由此可以發現影響房地產開發投資的因素很多，而且各學者采用的研究方法及側重點也有很大不同。本文將立足于學界的研究現狀，采取定量分析的方法，比較選取各種變量，建立模型，進行回歸分析。

2 變量選取及因素分析

實證研究表明，經濟增長決定房地產投資規模變動，影響房地產開發投資因素呈多元化。結合現實經濟情況，本文選取了以下變量，用于建立計量模型：

房地產開發投資完成額（Y，單位：億元）：是衡量安徽省房地產開發投資規模的重要指標，體現著每年度整個安徽省房地產開發投資的總體情況，因此選取房地產開發投資完成額作為被解釋變量。

地區生產總值即安徽省地區GDP（X1，單位：億元）：宏觀地看，經濟增長決定投資規模的變動。而安徽省地區生產總值可以反映出安徽省宏觀經濟的運營狀況，因此選取安徽省地區生產總值以體現安徽省整體經濟狀況變動。

房地產開發企業計劃總投資（X2，單位：億元）：房地產企業根據總體投資部署內容，全部建成項目所需要的總額稱為房地產開發企業計劃總投資。計劃總投資的規模直接影響年度房地產開發投資的最終完成額，因此將其作為自變量納入模型。

地方財政土地增值稅（X3，單位：億元）：土地增值稅的開征體現的是政府對房地產開發商與房地產交易市場的調控，因此選用安徽省地方財政土地增值稅作為影響房地產開發投資完成額的指標。

政策因素：毋庸置疑，政府出臺政策會左右房地產行業的發展，因此政策因素會對房地產開發投資規模產生影響，由于多次的政策調整難以量化，暫不考慮，并不將其作為自變量納入模型。

3 數據選取及模型構建

本文選取安徽省2000～2014年的相關數據，并對其進行匯總與處理。這些數據主要來自于國家統計局網站公布的統計庫，部分數據來自于安徽省統計局網站公布的統計年鑒。

以Eviews軟件為平臺，分別得出了Y、X1、X2、X3的趨勢圖,Y與X1、X2、X3的相關圖。根據趨勢圖與相關圖顯示：自 2000～2008 年期間，Y、X1、X2、X3增長趨勢比較緩慢，而從2008年后，各變量增長較快，且具有一致性。同時該趨勢圖也符合08年金融危機后，房地產行業受推動迅速增長的現實情況。同時可以看出安徽省地區GDP與房地產開發投資完成額的線性關系較強；安徽省房地產開發企業計劃總投資與安徽省房地產開發投資完成額之間也存在著較強的線性關系；而安徽省地方財政土地增值稅與安徽省房地產開發投資完成額的關系在2008年之前具有較強的線性關系，2008年之后的土地增值稅收入擴大趨勢則較之前更加明顯,對房地產開發投資完成額起到較強的調控作用。

基于上述結果，建立線性模型：

Y=β1+β2*X1+β3*X2+β4*X3+μ

4 回歸過程及模型修正

4.1 普通最小二乘回歸

運用Eviews軟件進行回歸，得出如下結果：

Y=-390.9476+0.127091*X1+0.153327*X2-13.66475*X3

標準差：（76.98798） （0.020515） （0.034022）（4.506749）

t統計量：t=（-5.078035）（6.195029）（4.506749）（-2.708349）

可決系數R2=0.998078 修正R2=0.997553 F統計量F=1903.578

由上述回歸結果可以看出：

由R2與修正R2數值可看出所建模型整體上對樣本數據擬合較好。取顯著性水平為0.05，F檢驗顯著，整體模型的顯著性較高。同樣取顯著性水平α=0.05，查t分布表得X1、X2與X3的t統計量檢驗值大于臨界值；X1、X2與X3通過t顯著性檢驗，對安徽省房地產開發投資完成額具有顯著影響。

4.2 模型檢驗與修正

對模型進行White檢驗：

White Heteroskedasticity Test:

R2=0.579543，n*R2=18.693152>χ20.05(6)=12.5916，所以存在異方差性。

取權數為1/resid^2，以修正異方差性，對模型進行最小二乘回歸并進行White檢驗，得出結果如下：

Heteroskedasticity Test: White

從上可以看出，在White檢驗中，n*R2=7.576833<χ20.05(3)=7.81473，所以已經消除了回歸模型的異方差性。

再對該模型進行自相關檢驗：得出加權后的德賓-沃森檢驗值 Durbin-Watson stat為 2.204016，在0.05的顯著水平下，樣本為15，查表可得Du=1.750，此時Du<2.202016<4-Du所以容易發現此回歸模型并不存在自相關性。

經過檢驗與修正，得出最終模型：

Y=-351.8910+0.114564*X1+0.171491*X2-15.39320*X3

此時其可決系數R2為0.99998，說明方程擬合效果很好，且各變量前系數符合均符合經濟意義，安徽省房地產開發投資完成額與安徽省地區生產總值、安徽省房地產開發企業計劃總投資呈正相關，與安徽省地方財政土地增值稅呈負相關。

當國內其他因素不變時，地區生產總值每增加1單位，安徽省房地產開發投資完成額增加0.114564單位；當其他其他因素不變時，安徽省房地產開發企業計劃總投資每增加1個單位，安徽省房地產開發投資完成額增加0.171491單位；當其他因素不變時，安徽省地方財政土地增值稅每增加1單位，安徽省房地產開發投資完成額減少15.39320單位；三者與安徽省房地產開發投資完成額所呈關系符合現實經濟意義。同時，所進行的各項統計檢驗均通過，并對模型進行了修正。

5 政策建議

5.1 面對房地產市場升溫局面，政府應該從源頭上控制增速，加快轉變傳統“土地財政”思路，嚴控土地供給總量，加強頂層設計，清理整頓市場

嚴控針對房地產行業的信貸規模，提高房地產開發投資自有資金要求，從而提高行業進入門檻，避免投機資金流入房地產行業。這些措施旨在調控住房供給總量，使房地產開發企業計劃總投資增長速度適度下降，改變房地產市場投資過熱的情況，進而促進房地產市場持續健康穩定發展。

5.2 在目前安徽省宏觀經濟形勢下，政府應綜合運用各種手段調控房地產開發投資規模，避免市場投資過熱可能帶來的各種風險

稅收手段是政府調控房地產投資的一項重要舉措，有利于打擊土地炒作等房地產行業投機行為，合理運用各項手段并出臺相應監管措施有助于將房地產開發投資引向合理軌道。

5.3 將合理引導房地產開發投資與房產行業“去庫存”有機結合起來

一方面應該促進旅游地產、科技地產等多種房地產業態的綜合發展，避免商品住房、商業地產開發過熱；另一方面，安徽省應采取多項措施為樓市“去庫存”，化解房地產行業面臨的庫存積壓，改善居民生活條件，解決房企面臨困境，從而引導房地產開發投資健康合理發展。

[1]吳波.我國房價高速增長計量經濟模型分析[J].合作經濟與科技,2010(14).

[2]呂姝穎.論房地產開發項目成本控制與管理[J].住宅與房地產,2016(33).

[3]張洪,金杰.城市地價空間的計量經濟分析——以昆明市為例[J].資源科學,2007(04).

1004-7026（2017）09-0107-02

F233;F832.51;F224

A

DOI：10.16675/j.cnki.cn14-1065/f.2017.09.068

姚紓昊（1995-），男，漢族，安徽阜陽人，安徽財經大學經濟學院，2014級本科生，經濟學專業。