論文題目：重慶市商品房房價走勢市場分析參賽隊員：楊淵 白燕 諶盈穎 李青指導老師： 參賽單位： 重慶工商大學 提交日期： 二零一四年五月 摘要隨著社會主義市場經濟的發展，房地產對經濟發展起著舉足輕重的作用，在這其中商品房價格持續上漲但成交面積又創新高，吸引了越來越多人的眼球，成為了廣大居民，金融投資者等相關人士關注的熱點問題。自2002年以來商品房市場不斷擴大，一方面拉動了經濟，而另一方面房地產行業泡沫也帶來了負面的影響。然而人們對房地產價格不斷上漲的原因及相關分析沒有徹底的分析與定論。因此本文通過查閱相關文獻，相關國家統計局等網上數據的基礎上，選取重慶與另外三大直轄市的商品房的銷售價格、銷售額及其四大城市的生產總值以及居民消費水平進行了資料的收集。根據收集的數據資料加上運用相關分析、回歸分析、多元線性回歸等方法分析各個變量之間的相互聯系，推斷出影響重慶商品房價格持續上漲的原因，進而對重慶市商品房未來的發展趨勢做出估計預測。關鍵詞：商品房房價 城市化 居民消費水平 地區生產總值研究背景 房地產行業是國民經濟的重要組成部分，在一個國家和地區國民經濟的國民經濟中，房地產行業有著重要的地位和作用。近年來，我國房地產市場迅猛發展，有效解決了部分市場需求，提升了城鎮居民的生活水平，推動了經濟發展，也為地方財政收入提供了巨大支撐，促進了城市化進程和城市發展，房地產市場相關制度建設也穩步前進。中國城市化水平走勢穩步提高，形成了對房屋越來越高的需求。而與此同時，1997年重慶成為直轄市，在2002年到2012年的十年間，重慶房地產投資規模持續快速增長，商品房產銷兩旺，為重慶房地產的快速發展奠定了基礎，從而對重慶整個經濟的發展起著舉足輕重的作用。研究意義房地產業作為整個國民經濟的重要組成部分，它的發展即受到國民經濟的制約，又能夠促進國民經濟持續、快速、健康的發展，在整個國民經濟中屬于基礎性、先導性的產業。據中國統計年鑒，自1949年到2012年間，中國城市人口就由5765萬增加了到了71182萬人，人口城市所占總人口比重由10.64%增加到了48.75%。中國人普遍有一種傳統心理，覺得有房子才有家，隨著中國城市化進程的加快，對商品房的需求越來越高， 然而房地產業大發展存在著許多的問題。雖然中國城市化進程加快，人民已經達到了基本小康社會，但是居民的收入水平與房地產的商品房之間的矛盾正在加劇，房地產發展一直在經歷蕭條與過熱的不斷變化，問題是人民日益增長的物質文化需要永遠同落后的生產力之間存在矛盾。我們要落實真正意義上的房地產，就必須采取切實可行的政策，搞活房地產市場，加強房地產市場管理，規范市場行為。本論文通過側重研究房地產市場現狀以及其發展趨勢進行研究，從而預測未來房地產發展趨勢。還要進一步找到房地產發展過程中的問題并進行先關制度政策的變化來促進房地產的健康發展。一、 問題的提出 經濟發展越來越快，人民生活質量日益提高，越來越多的加入了購買房子的熱潮，而房產商也變得有利可圖。 社會保障的制度的不健全，人們生活的不確定性，導致人們會想方設法的降低生活風險，而最簡單的方法就是購買不動產。這樣導致不動產的價格往往就比較高。同時在我國由于各種社會因素的影響，百姓越來越多的進入房產市場，這樣使得房子價格上升，而與此帶來的是更多的人希望進入房地產市場。 房地產市場的繁榮雖然拉動了我國的經濟，但房地產經濟可以說是泡沫經濟，在繁榮的背后存在著許多的問題。我國房價持續上漲，在一線城市截止到2014年，房價在3.5萬元進行波動。在市場經濟中，價值決定價格，價格圍繞價值上下波動，這個規律是市場經濟的基本規律。一切經濟活動都要遵守價值規律。 近年來，在我國經濟持續快速增長的同時，房地產行業也得到了快速的發展，同時房地產行業也在逐步改善周圍的環境，然而不斷增長的房價，給消費者帶來了很多的煩惱。在市場經濟條件下，一種商品的價格往往是由供求關系決定的，然而在我國房地產領域卻涉及了很多其他方面的因素。而我國商品房的價格增長速度呈現出快速增長的趨勢，而在未來是否還會繼續高速增長。2、 研究現狀及存在的問題近年來，我國的房地產市場出現過熱的現象，虛假泡沫，價格虛高等現象也層出不窮。面對著商品房的價格一再上漲的局面，大多數居民已經買不起房，對房市價格上漲也表現出許多的不滿。而主要原因在于： （一）社會越來越開放，投機的人變得越來越多，很多人都想從中獲得一筆財富，這樣便可以使他們的生活質量得到提高。（二）由于我國資本市場發展不夠健全，投資渠道狹窄，人們看到房地產市場又有利可圖，因此大多想投資房地產從中獲取高額利潤。 (三)政府地方官員，金融投資者等買賣土地資源，從中謀取利益或者為提高業績而采取一些非法手段使得土地資源被高價出賣，從而使得房價久高不下。（四）房貸的放松使得更多的人加入了購買商品房的熱潮，這樣便不會使得商品房的價格不會降低，反而會使得其價格一直升高。而政府對房地產市場調控力度不夠，這樣也會使消費者產生恐慌。 (五)我國人口的不斷增長，城市化進程加快，農村人口大量涌入城市，帶來了住房難的問題，也使人們對住房的需求不斷的增加，從而使房價居高不下。三、研究思路提出問題收集數據數據分析相關分析一般差異分析多元線性回歸分析曲線估計及模型建立趨勢線分析曲線估計 總結與建議4、 數據來源 來源于中華人民共和國國家數據網站，通過綜合整理的得到相應的數據。5、 數據分析考察變量 我們從客觀世界中分析得到各地區商品房價格的影響因素可能來源于各地的居民消費水平，生產總值以及社會環境的變化。變量 重慶及其他三個直轄市各年度商品房的平均銷售價格的分析。(一) 平均銷售價格的分析 重慶 北京 上海 天津 從SPSS散點圖可以看出，隨著年度的增長，重慶商品房的價格在不斷的增長，而商品房平均銷售價格與居民消費水平具有一定的相關性。同年，四個直轄市中，重慶商品房的房價相比為最低，而四個直轄市的商品房房價都一直呈現上升的趨勢。(二) 居民消費水平的分析 重慶 北京 上海 天津 從居民消費水平上看，北京的居民消費水平最高，其商品房的價格也是最高的，重慶的消費水平相對北京、上海、天津而言是比較低的，商品房的價格也是最低的。(三) 地區生產總值的分析 重慶 北京 上海 天津從地區生產總值上看，北京和上海的地區生產總值較高，其商品房的價格也較高，而重慶和天津的地區生產總值相對北京和上海的較低，而其商品房的房價也相對較低。因此做推斷商品房的價格與地區生產總值具有高度相關性。(四) 三個特別年度商品房平均銷售價格與居民消費水平的分析柱形圖用于顯示一段時間內的數據變化或顯示各項之間的比較情況，在柱形圖中，通常沿水平軸組織類別，而沿垂直軸組織數據，許多商務報告都有對市場規模的分析和預測，在表達這類數據時，通常還會使用同比增長或者環比增長來呈現其變化情況。對此，可以使用柱形圖來呈現房地產商品房市場的規模數據，柱形圖有簇狀柱形圖和三維簇狀柱形圖，以下通過簇狀柱形圖來比較各個類別的數值。 近年來，商品房市場迅速成為了不少城市房地長市場的主力軍，近年來年，我國商業地產發展勢頭強勁，2014年一季度，一二線城市核心商圈的優質物業繼續保持一房難求，而有限的供應早就已經無法滿足不斷增長的市場需求，住房用地供應受限、開發成本持續走高速。 我們以橫軸表示四大直轄市，縱軸表示商品房品均銷售價格與居民消費水平，同時商品房平均銷售價格與居民消費水平對比，由于數據類型比較多，我們取了具有顯著差異的幾個年份來比較商品房平均銷售價格。在四大直轄市中，上海的商品房平均銷售價格最高，然而其居民消費水平并不是四大直轄市中消費水平最高的，北京的居民消費水平最高，但北京的商品房平均平均銷售價格卻比上海低。可見居民消費水平并不是商品房平均銷售價格的絕對因素，我們不排除恩格爾系數的影，同時國家關于地區差異的相關政策也造成了全國商品房價格的顯著差。在四大城市中，上海作為中國最大的城市，是國際中心，其地區生產總值居亞洲第二位，北京作為全國的政治經濟中心，天津為北部的發達城市，相較而言，重慶的發展水平相對落后，第三產業發展不是很迅速，居民收入水平相較較低。北京和上海的城市居民收入增長迅速，這與其經濟發展水平密切相關，上海是經濟沿海城市又是開放區，日益國際化，城市居民收入高，自主投資收益大。在扣除基本消費后，居民更愿意抓住契機進行投資，以利用其升值空間進行套利。重慶發展起步晚，身居內陸，城市化發展不是很完善，造成了與其他三大直轄市居民收入水平的顯著差異，收入水平上不去，恩格爾系數過大，用于投資消費需求小，這就造成了重慶商品房平均銷售價格較低。（五）相關性分析在0.01的水平下進行雙側檢驗得到上圖，知商品房的銷售平均銷售價格與居民消費水平和生產總值呈顯著性相關，商品房平均銷售價格與生產總值和居民消費水平的Pearson相關性系數分別=0.99,0.991，也就是說呈現出高度的正相關。(六) 趨勢性分析 從2002年至2012年我國四大直轄市商品房平均銷售價格與居民消費水平的數據點折線圖可以看出，商品房平均銷售價格與居民消費水平大體呈正相關，兩條曲線的整體走勢呈上升趨勢。在08年四個直轄市的商品房平均銷售價格均有一定下降，原因是遭遇美國金融危機的影響，使我國的經濟發展受到一定程度的影響，從而影響樓市的價格下跌。從整體水平的分析比較來看，重慶在四大直轄市中，居民人均消費水平較其它三個城市較低。在北京，天津，上海這三大城市之中，北京是我國的首都和政治中心，上海是我國的經濟中心，天津也是北部的發達城市，重慶相對來說屬于西部內陸地區，經濟發展相對落后，城市化水平不夠，但近幾年來，由于城市化的進程加快，大量的農村人口涌入城市，他們使住房的需求量也大大增加。由于重慶居民人均消費水平欠發達，而且金融資本市場發展也不健全，投資渠道較窄，然而購買房地產具有一定的升值空間，所以人們也將購買商品房作為一種投資的手段。然而，居民的整體消費水平對商品房市場有很大影響，人均可支配收入直接影響人們對樓市的購買力。自2002年以來，重慶經濟發展迅猛，新型工業化加速推進，農業結構調整，城市居民收入持續上漲，消費能力不斷攀升，對城市商品房的發展起到支撐作用。其它三大直轄市的經濟發展起點較高，增長幅度也較大，進一步凸顯居民消費水平即購買力對商品房平均銷售價格的影響。反過來，商品房平均銷售價格對城鎮居民的消費水平的長期影響表現為促進作用，商品房價格的增長也會刺激居民消費支出的增長；短期影響則因“擠出效應”而表現為對消費水平的抑制作用。政府應通過提高居民可支配收入、制定抑制房價快速增長的政策等有效方式保障商品房市場的健康發展,進而促進重慶市經濟的快速穩定增長.(七) 多元線性回歸分析輸入移去的變量b模型輸入的變量移去的變量方法1生產總值, 居民消費水平a.輸入a. 已輸入所有請求的變量。b. 因變量: 商品房平均銷售價格 圖1 模型摘要模型RR 方調整的 R 方估計的標準差1.991a.983.979184.797a. 預測變量:(常量), 生產總值, 居民消費水平。 圖2圖2是回歸方程的擬合優度檢驗：變量間的互相關系數R=0.991。判定系數R2=0.983。調整判定系數為0.979。回歸方程的估計標準誤差=184.797。說明商品房平均銷售價格和生產總值、居民消費水平擬合度較高，可以進一步探討回歸方程的建立。 ANOVAb模型平方和df均方F顯著性1回歸1.584E727921492.595231.963.000a殘差273198.234834149.779合計1.612E710a. 預測變量:(常量), 生產總值, 居民消費水平。b. 因變量: 商品房平均銷售價格 圖3圖3是對回歸方程的整體顯著性檢驗。需求量的總離差平方和=1。612E7。被分解為兩部分：回歸平方和=1.584E7，剩余平方和=273198.234。F統計量的值=231.963，對應的概率P值=0.000，小于顯著性水平，應拒絕原假設，即可以用預測變量居民銷售水平和因變量商品房平均銷售價格建立線性模型。 系數a模型非標準化系數標準化系數t顯著性B標準誤Beta1（常量）204.124365.581.558.592居民消費水平.175.132.6651.325.222生產總值.135.207.327.652.533a. 因變量: 商品房平均銷售價格 圖4圖4是對回歸系數的顯著性檢驗以及回歸方程的偏回歸系數和常數項的估計值。常數估計值=204.124，其余是偏回歸系數估計值。第三列是偏回歸系數的標準誤差。第四列是標準化回歸系數。第五列是偏回歸系數T檢驗的t統計量值。第六列是t統計量對應的概率p值，小于顯著性水平0.05，拒絕原假設，認為回歸系數不為0，被解釋變量和解釋變量的線性關系是顯著的，大于顯著性水平0.05，接受原假設，認為回歸系數為0，被解釋變量和解釋變量的線性關系是不顯著的。于是，商品房平均銷售價格和生產總值、居民銷售水平的多元線性回歸方程為：y=204.124+0.175X1+0.135X26、 模型建立根據上面的分析知道：重慶商品房平均銷售價格與居民消費水平和地區生產總值呈正相關的關系，且商品房平均銷售價格的趨勢性與居民消費水平和地區生產總值的趨勢性一致。由此，可建立曲線估計模型如下：（一）初始模型：商品房平均銷售價格與居民消費水平從擬合優度看來：從擬合優度來看，四種曲線的擬合優度都很高，其中三次曲線模型最高R2=0.986、二次曲線模型其次R2=0.982、復合模型R2=0.982，最后是冪函數曲線模型R2=0.982.因此，可首選二次曲線模型或三次曲線模型。又三次模型中回歸系數為負值，所以舍去。在這里可以先用二次曲線模型和復合曲線模型建立關于商品房平均銷售價格和居民消費水平的關系。 擬合優度檢驗由擬合優度檢驗可知：二次曲線模型不恰當，復合曲線模型可選。由回歸系數檢驗得到：由此建立復合曲線模型：y=1006.181(1.000087)x回歸系數b1對應的概率P值為0.000，即復合曲線模型建立合理。最終模型：y=1006.181(1.000087)x（二）初始模型：商品房平均銷售價格與生產總值從擬合優度看來：從擬合優度來看，四種曲線的擬合優度都很高，其中三次曲線模型最高R2=0.988、二次曲線模型其次R2=0.985、復合模型R2=0.939，最后是冪函數曲線模型R2=0.985.因此，可首選二次曲線模型或三次曲線模型。又二次模型中回歸系數為負值，所以舍去。在這里可以先用三次曲線模型和復合曲線模型建立關于商品房平均銷售價格和生產總值的關系。 回歸系數檢驗：回歸系數b1、b2對應的概率p值分別為0.758、0.319，都大于顯著性水平0.05，說明回歸系數b1、b2不顯著。可見三次曲線模型不適用。三次曲線模型不恰當，復合曲線模型可選。由圖知：在復合曲線模型擬合優度檢驗中R2=0.939