肖曉彤

摘 要 20世紀(jì)90年代以來(lái)，房地產(chǎn)行業(yè)得到了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，并呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。為了得出影響商品住宅房銷售的函數(shù)模型，本文根據(jù)2000～2014年的樣本數(shù)據(jù)從計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，通過(guò)對(duì)模型計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)意義、經(jīng)濟(jì)意義反復(fù)修正與改進(jìn)模型，對(duì)影響商品房銷售額的主要因素進(jìn)行分析，確立函數(shù)模型。最后作出總結(jié)，并提出一些建議以推動(dòng)商品房產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。

關(guān)鍵詞 商品房銷售額影響因素 Eviews函數(shù)模型 多元回歸

一、問(wèn)題提出

（一）問(wèn)題背景

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，房地產(chǎn)行業(yè)得到了突飛猛進(jìn)的發(fā)展，人民生活水平的改善，使人們的消費(fèi)觀有了極大的改變，特別是城鎮(zhèn)居民越來(lái)越希望住進(jìn)方便、時(shí)尚的商品房。再加上政府對(duì)住房貸款的各種優(yōu)惠措施，如分期付款、零首付等優(yōu)惠政策，也使得我國(guó)商品房年銷售額不斷增加。我國(guó)目前已經(jīng)進(jìn)入工業(yè)化發(fā)展的加速期，經(jīng)驗(yàn)證明，這個(gè)階段是房地產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展的時(shí)期。每一次經(jīng)濟(jì)的飛躍必將帶動(dòng)房地產(chǎn)的發(fā)展。房地產(chǎn)業(yè)將成為我國(guó)今后經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)和新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。

（二）各變量設(shè)定的初步估計(jì)

本文根據(jù)已有的理論與實(shí)證研究成果來(lái)分析房?jī)r(jià)與各影響因素的理論關(guān)系，構(gòu)建出全國(guó)城市房?jī)r(jià)的理論模型，引入的解釋變量：設(shè)國(guó)民生產(chǎn)總值（億元）為X1，城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額（億元）為X2，全社會(huì)住宅投資（億元）為X3，年末總?cè)丝冢ㄈf(wàn)人）為X，住宅商品房銷售額（億元）Y。各自變量與Y之間的關(guān)系如下：

1. X1與Y的關(guān)系。國(guó)民生產(chǎn)總值代表一個(gè)國(guó)家總體的經(jīng)濟(jì)水平情況，當(dāng)然會(huì)對(duì)商品房產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生影響，初步估計(jì)，年國(guó)民生產(chǎn)總值的提高會(huì)引起商品房年銷售額的增長(zhǎng)。

2. X2與Y的關(guān)系。城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額代表了城鎮(zhèn)家庭的購(gòu)買能力，一般來(lái)說(shuō)，購(gòu)買能力越高，商品房年銷售額會(huì)越多。

3. X3與Y的關(guān)系。全社會(huì)住宅投資可能直接影響商品房年銷售額的高低，投資量越大，銷售額越多。

4. X與Y的關(guān)系。年末總?cè)丝诳赡苤苯佑绊懮唐纷≌N售量，銷售量越大，商品房的銷售額越多。

根據(jù)以上分析，設(shè)定計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型如下：

Y.=β0+βlX1i+β2X2i+β3X3i+β4Xi+Ui

β0為常數(shù)項(xiàng)，也可視作一個(gè)恒取1的虛變量的參數(shù)，βi為待估參數(shù)，其他影響房?jī)r(jià)的因素納入隨機(jī)誤差項(xiàng)Ui。

（三）數(shù)據(jù)獲取途徑

本文選取2000～2014年我國(guó)商品住房的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，以各地區(qū)的商品住房?jī)r(jià)格作為被解釋變量Y獲取了我國(guó)數(shù)據(jù)。

（四）模型的估計(jì)步驟以及檢驗(yàn)方法

首先對(duì)于4個(gè)解釋變量和1個(gè)被解釋變量進(jìn)行多元回歸，然后對(duì)得到的模型進(jìn)行多重共線性，異方差，自相關(guān)，協(xié)整檢驗(yàn)。

二、多元回歸得出結(jié)果

首先對(duì)各自變量取對(duì)數(shù)，建立初始回歸方程，再對(duì)回歸方程進(jìn)行檢驗(yàn)，得到lny=-46.28366+5.06lnx1+0.594lnx2-3.184lnx3+1.528lnx。

（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

從回歸結(jié)果可以看出，X3的系數(shù)值為負(fù)，即年末總?cè)丝诘奶岣邥?huì)引起商品房年銷售額的降低，不符合一般經(jīng)濟(jì)意義，考慮存在多重共線性。其余解釋變量X1、X2、X的系數(shù)估計(jì)結(jié)果均表明各變量與商品房?jī)r(jià)之間存在正相關(guān)性，符合經(jīng)濟(jì)意義。

（二）統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)

從回歸結(jié)果看，可決系數(shù)R2=0.98，說(shuō)明擬合度較好，兩個(gè)解釋變量可以解釋98%的被解釋變量的信息，F(xiàn)檢驗(yàn)通過(guò)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

通過(guò)以上計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)消除多重共線性后，本研究模型的最終估計(jì)結(jié)果為：

lny=-30.201+5.897lnX1-3.311lnX3

通過(guò)以上數(shù)據(jù)，可以得出以下結(jié)論：

第一，X1的系數(shù)為5.897，符號(hào)為正，與理論分析相符。國(guó)民生產(chǎn)總值代表一個(gè)國(guó)家總體的經(jīng)濟(jì)水平情況，年國(guó)民生產(chǎn)總值的提高會(huì)引起商品房年銷售額的增長(zhǎng)。

第二，X3的系數(shù)為-3.311，符號(hào)為負(fù)，由于全社會(huì)住宅投資對(duì)于銷售總額的變化有一定的滯后性，故存在一定的不穩(wěn)定性。

四、結(jié)語(yǔ)

經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)在設(shè)定模型的時(shí)候，設(shè)定了國(guó)民生產(chǎn)總值、城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額、全社會(huì)住宅投資、年末總?cè)丝?，而從最終確定的模型來(lái)看，保留了年國(guó)民生產(chǎn)總值和全社會(huì)總投資的影響。總體上看，對(duì)商品房年銷售額影響最大的是年國(guó)民生產(chǎn)總值，因?yàn)殡S著我國(guó)年國(guó)民生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)水平提高，人民收入上升，推動(dòng)了商品房年銷售額的增長(zhǎng)。因此，目前房地產(chǎn)較“冷”，可能也是由于我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)有所放緩。雖然在模型中，城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額、年末總?cè)丝趯?duì)商品房年銷售額的影響可能并不明顯，但并不排除它們對(duì)商品房年銷售額在一定時(shí)期內(nèi)是有影響的。排除城鄉(xiāng)居民人民幣儲(chǔ)蓄存款年底余額、年末總?cè)丝冢赡苁且驗(yàn)樽》渴顷P(guān)系國(guó)計(jì)民生的大事，無(wú)論人民存款多少，人口是否增長(zhǎng)與否，對(duì)人們的購(gòu)房需求并無(wú)明顯影響。因此，要使商品房年銷售額上漲，最根本的方法還是提高國(guó)家的經(jīng)濟(jì)水平，促進(jìn)年國(guó)民生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)。

（作者單位為中國(guó)礦業(yè)大學(xué)管理學(xué)院）

參考文獻(xiàn)

[1] 曲聞.影響我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格的宏觀經(jīng)濟(jì)因素實(shí)證分析[J].價(jià)格月刊，2006（9）：15-17.

[2] 王華欣.我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格及其影響因素分析[D].山東大學(xué)，2009.

[3] 張曉峒.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[M].天津：南開大學(xué)出版社.

[4] 中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局. 2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒[M].endprint