長沙市商品住宅價格分析

郭欣 鄧妍嬋

摘要：房地產業在國民經濟中占有重要地位，保持其平穩健康發展對國民經濟具有重要意義。因此，調控房價是政府工作的重中之重。本文以長沙市商品住宅的價格為研究對象，依據2006年至2016年長沙市房地產商品住宅的相關數據，首先通過租售比、房價收入比分析發現現行住宅的房價偏高。然后從供給和需求兩方面著手，從理論上分析影響商品住宅價格的相關因素。接著，建立多元回歸模型并對其進行檢驗。在剔除各影響因素之間的相關性之后，結果發現：人均GDP和房地產市場投資額對商品住宅價格影響最為顯著。最后，針對所得結果提出調控商品住宅價格的相關政策建議。

關鍵詞：住宅價格;市場調控;租售比;房價收入比;線性回歸

中圖分類號：F329.5? ? 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2019）11-0061-03

一、引言

建國初期我國實行計劃經濟體制，在這樣的背景下，國家統一分配住房，結果導致住房再投入困難。當住房成為一種商品在市場上買賣時，通過國家政策的扶植，房地產業作為國民經濟的基礎性和先導性產業得到了迅猛發展，逐步成為我國經濟的支柱性產業，為改善人民生活水平，促進國民經濟增長等方面做出了巨大的貢獻。與此同時，房價的漲幅過快甚至是長期高位運行也導致了一系列消極影響，不僅是影響居民的日常生活，也會影響城市經濟的健康發展。因此，探究房價上漲的主要原因對實現房地產市場平穩健康發展具有重要意義。

二、國內相關文獻綜述

對于住宅價格的決定因素，國內學者普遍認為是由市場供需決定的。有些學者認為由于短期內供給缺乏彈性，因此需求決定住宅價格。另一些學者則認為供給方面的不合理才是造成住宅價格高漲的主要原因。張紅、李文誕（2001）[1]利用價格模型以北京商品住宅價格為研究對象，發現住宅實際建造成本和實際國內生產總值對房價的變動有顯著影響。高波、毛中根（2006）[2]通過對當前人民幣匯率機制的分析，指出在人民幣升值預期和升值壓力影響下的貨幣因素，加劇了房價的上升。王彬（2007）[3]以北京市為例分析房地產價格影響因素，發現需求是影響房價的主要因素。

綜合現有國內外學者的研究，雖碩果累累，但仍存在不足之處。首先，影響房地產價格的主要因素尚不明確;再者，由于相關數據不全導致對房價影響因素的定量實證研究較少;除此之外，國內學者對二線城市和中部地區的商品住宅價格研究較少。

三、長沙市商品住宅現狀分析

從租售比來看：由表可知：2012-2016年租售比都在1：300和1：200之間，這表明房價合理;但2017-2018年長沙市商品住宅租售比低于1：200的國際標準警戒線，說明長沙市近年來存在房價偏高的風險。

從房價收入比來看：由上表可見，在2012-2013年長沙市房價收入比超過6。在2014-2016年期間，由于政府采取“湘五條”“溫和七條”等政策對長沙市房地產進行調控導致房價收入比有所下降，但到2018年，房價收入比達到6.63的最高峰，故從上述數據可看出，長沙市商品住宅存在房價偏高的問題。

四、長沙市住宅價格影響因素分析

（一）理論分析

商品住宅遵循商品的供求規律。因此，從供給和需求兩方面著手分析影響住宅價格的因素。在供給一定時，城鎮人口增加，人均可支配收入提高，人均GDP提高，都會導致對長沙市商品住宅需求量的增大，從而造成房價上漲，而住宅年銷售面積越大，說明對住宅的需求得到滿足的人越多，剩下的需求也就越少，房價會有所下降。在供給方面，土地交易價格增加，建設成本提高，房地產市場投資規模越大，住宅年竣工面積越大，都會造成供給成本的增加，房價會隨著成本上升而不斷上漲。

（二）實證分析

1.模型建立

依據樣本數據，本文設定如下線性形式的計量經濟模型：

Yi=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β6X6+β7X7+βX8

其中，Yi為住宅均價;X1為城鎮人口;X2為人均可支配收入;X3為人均GDP;X4為住宅年銷售面積;X5為土地交易價格;X6為建安成本;X7為住宅市場投資規模;X8為住宅年竣工面積。

2.相關性與多重共線性分析

由上表可以看出：各解釋變量相互之間的相關系數較高（絕對值越接近1表明系數越高），這表明因變量與各自變量（除X5外）之間是高度相關的。剔除X5做多元線性回歸分析，該模型R2=0.977106，說明該模型擬合度很好，當=0.05時，F0.025（3，4）=8.887<18.29，通過F檢驗，結果顯著。然而模型中各系數的t檢驗不顯著，且X2和X4系數的符號與理論分析相反，說明該模型很可能存在嚴重的多重共線性。因此對其進行逐步回歸來消除多重共線性，得到結果如下表。

通過逐步回歸后發現，模型擬合度高，F=78.73遠大于α=0.05下的臨界值，通過了F檢驗;t值皆大于α=0.05的臨界值，通過了t檢驗，說明解釋變量與被解釋變量顯著性相關。

3.異方差檢驗：懷特檢驗

由懷特檢驗得出結果，nR2=7.32

4.序列自相關性檢驗

由LM檢驗得出結果，LM=nR2=0.79

因此，最終的回歸方程為：

Y=1042.899+227.634X3+3.510314X7

（2.999927）（3.055664）（2.704318）

R2=0.951653? ? ? ? ? ? ? F=78.73545

在其他條件不變的情況下，長沙市人均GDP（X3）每增長1元，商品住宅價格增長227.634元，這與經濟規律相一致。長沙市房地產市場投資規模（X7）每擴大1億元，商品住宅房價增長3.510314元，這與當前商品住宅市場高供給，高房價的現實相一致。

五、結論與建議

由上述分析可得結論：人均GDP與房地產市場投資規模是導致長沙市商品住宅價格偏高的主要原因。針對所得結論提對策：適度打擊投機，加大鼓勵投資，規范房地產市場上的行為;通過增加長沙地區總生產總值來擴大GDP總量從而實現人均GDP增長。

參考文獻：

[1] 張 紅，李文誕.北京商品住宅價格變動實證分析[J].中國房地產金融，2001（3）.

[2] 王乃靜，李國鋒.基于EVIEWS軟件的計量經濟學建模檢驗案例解讀[J].數量經濟技術經濟研究，2001（10）.

[3] 王 彬.房地產價格影響因素分析[D].北京：北京交通大學，2007.

[4] 胡飛燕.湖南省商品房價格影響因素的實證研究[D].長沙：中南大學，2014.

[5] 吳麗杰.商品房價格影響因素的實證分析——以長春市為例[J].經濟視角：中旬刊，2014（1）.

[6] 胡志儀.廣州市商品住宅價格分析及對策研究[D].廣州：華南理工大學，2009.

[7] 陳 波.廣州市住宅價格攀高因素分析與調控措施研究[D].廣州：暨南大學，2008.

[責任編輯：譚志遠]