计量经济学张伟浩

1、PAGE PAGE 12澳学号稗0804024跋7把班级敖0俺8哀财政摆学2班扒计量经济学期末胺课程设计哀南京审计学院拌200案8岸级摆经济学按院稗题目：把商品房价格安影响因素稗的实证分析艾学生姓名氨张伟浩巴学号柏0804024败7版专 业拜财政唉学绊班级绊2癌班矮20佰10皑年 胺12佰 月柏 百29皑 日办商品房价格翱影响因素班的实证分析办 艾0804024澳7澳 傲08财政2邦班 八张伟浩哀摘要：扒随着经济的快速凹发展，商品房的奥房价不断攀升，艾达到了许多工薪啊族想都不敢想的邦地步。我国许多白城市出现了一方笆面很多人买不起熬一栋自己的住房胺，另一方面大量按商品房因卖不出摆去而闲置的不正笆

2、常现象。究竟是吧什么推动着商品绊房的房价继续稳隘步爬升，研究这伴个问题是非常有俺意义的。阿关键字：岸商品房价格 胺 EVIEWS伴 定量分析靶 模型一、文献综述暗我国商品房价格埃影响因素的定性阿分析耙目前学术界拌一般将影响城市挨商品敖房靶价格的因素分为斑五类：经济因素癌、自然因素、社爱会因素、政策因熬素和心理因素。扳经济因素主要包碍括经济发展状况背、通货膨胀、哎居民收入水平和拜消费结构、政府巴财政金融状况熬等。自然因素主澳要包括商品白房颁的区位、日照、傲通风状况、住宅岸外扒部景色半、碍楼层霸等。社会因素主半要括人口因素、埃社会环境和城市八化水平等。政策敖因素主要包括土绊地制度和住房制唉度、税收

3、政策和疤货币政策、产业翱政策和城市规划半等。心理因素主袄要包括对未癌来房价绊的预期和心理偏伴好等。在此，白结合经济学理论蔼，运用经济学研叭究方法，伴对影响我国商品癌房笆价格的各种因素暗重新归纳和整理艾，选取具有代表办性的影响因素安，蔼 艾从需求和供给两伴个方面靶对影响我国商品翱房价格的因素昂进行定性分析。笆（一）扳从消费者对商品瓣房的需求方面思肮考跋1斑、办人均可支配收入袄1998年，我摆国实行住房改革百，奥停止罢原先般福利性实物分房背制度，开始实行盎住房货币化改革扮，将住房商品化扳，以价格调节商哎品房供需。从此巴房地产行业迎来啊了春天，大量资邦金进入房地产行扳业俺，把房地产开发企业白如雨后春

4、笋般出拜现，房地产行业笆开始高速发展。背与此氨同时我国罢G D P半也在以惊人的速艾度增长靶，近十年熬G D P胺增长率保持在7懊%以上。经济总八量奥高速增长邦迅速敖提高芭了扮人民生活水平，把加快八了啊城市化进程，笆导致城市人口增败加，并暗形成哎了人们对城市住叭房的哎刚性需求。同时跋，城市人均可支邦配收入逐年增加跋扒 碍增长速率达到了阿1 0 捌办 板以挨上癌。根据持久收入胺假说，盎 按对于住房这懊类高价耐用消费鞍品，消费者跋决定是否购买按取决于其对未来袄收入的预期翱。因此，版我们看到随着经坝济的急速发展，八 跋人均可支配收入芭的背持续暗增长，皑 坝及对我国经济发耙展和拔未来人均收人的癌乐观预

5、期，使人叭们啊对住房的需求迅隘速膨胀。2、人口因素半中国作为世界上八人口最多的国家案，皑同时也是世界上霸最大的发展中国靶家，伴随着瓣工业现代化的班发展，澳必然伴导致斑城镇人口的大量案增加。城市化进袄程已经成为推动般房地产行业发展邦的最基本的动力摆之一哎。案同时，由于生活翱观念的转变，坝不在再追求四世般同堂的中国人开背始希望有一套自蔼己的住房，供自版己的小家庭居住跋。瓣 笆这些都是造成版人们对住房的爸刚性需求的主要霸原因。半3安、摆实际贷款利率奥由于实际贷款利埃率对于住房的投搬资性需求影响较颁大，暗但是对刚性需求胺和改善性需求影跋响不大，懊 傲因此，在通胀增百加的压力下，阿尽管我国连续多板年的上

6、调银行贷半款利率，但霸实际白贷款利率上升的碍并不快，对住房扮的颁投资性需求盎打压效果不明显班。板（二）鞍从房产商对商品扒房的供给方面思半考奥商品住宅价格主蔼要受到土地哎价格跋、建筑成本、跋政府扒相关政策和房地岸产开发商对未来瓣的预期等因素影办响。1 土地价格巴由于我国土地癌归国家所有背，背并且人均土地面靶积小绊，胺 敖导致了土地资源爱成为我国最稀缺傲的资源。同时，安 瓣土地实际邦处置艾权掌握在地方政昂府手中，背而土地出让金收班入已成为地方政白府的一项重要财蔼源爸 埃，搬地方政府有追求唉利益最大化的冲碍动，吧故地方政府大量哀出让土地资源供懊房产商开发房产挨；般房地产企业对于坝土地储备的盲目柏追求

7、，更加剧了白这种稀缺性皑 版因此土地价格的百上涨远远快于扒同期商品房澳价格的上涨。2 建筑成本芭建筑成本的变化案可以直接影响房捌地产企业的生产碍成本扮，改变商品房供拔给，爱从而影响商品澳房把价格。建筑成本奥主瓣要包括拌建筑材料巴和罢装饰材料氨的购入价格稗、工人工资、懊各类建房设备的斑折旧等。败由于房地产行业懊的刚性需求导致癌了建筑成本爆发稗式的增长，昂 蔼特别是钢材、水败泥、建材的暴涨翱。二、模型的建立拜（一）捌模型初步提出坝按照所选取变量艾的有代表性、可案量化性、数据的澳可得性及可靠性袄原则，以商品爸房的办价格皑(埃Y霸) 柏为被解释变量，鞍 案以实际人均可支巴配收入拔( 哎X伴2绊 ) 伴

8、、袄城镇按人口靶( 拌X肮3胺) 罢、土地价格耙( 昂X埃4坝 ) 跋、建叭房邦工程造价瓣( 八X翱5隘 ) 埃、熬银行班实际吧房贷鞍利率澳(叭X鞍6翱 ) 版为解释变量建立扮多元线性回归模埃型。在模型的设敖计上啊 瓣采用对数线形函坝数形式.暗于是，将我国商办品爱房笆价格与各影响因捌素的函数关系式捌表示为：般logY=岸半1敖+瓣把2瓣logX斑2i稗+坝绊3班logX矮3i癌+袄版4癌logX办4i般+靶扮5皑logX氨5i岸+百盎敖logX盎6i艾+胺u埃i皑 哀 案其中板百1巴（在坝下面稗用EVIEWS蔼软件分析时用C安代替）为常数项绊，拜u啊为随机扰动项。隘（二）哎数据的选择和说搬明懊

9、本文数据板来源于中国统邦计年鉴、爸中国房地产统计疤年鉴、中国爸房地产市场年鉴瓣以及中国统计傲局网站，疤时间跨度为拜1 9 9 4皑 邦年一摆2 0 0 7版 扳年版(暗表瓣1 ) 昂。根据分析结果凹和模型的需要，袄 佰引入了影响傲商品房价格变化凹的五个变量：人叭均可支配收入、袄城镇罢人口、土地价格盎、建房爱工程造价和盎同期银行房背贷班利率进行研究。颁下面对各个变量艾进行说明：搬 商品肮房奥价格（Y般）吧：胺以矮历年全国商品房叭平均销售价格斑表示安实际人均可支配半收入（X扳2艾）：根据历年城绊镇居民家庭人均吧可支配收入，除昂以当年的居民消搬费安物价奥指数（CPI）把整理得。稗人口（安X百3版）傲

10、：历年城镇肮人口数熬土地价格（搬X般4邦）：历年土地交袄易价格指数，上拜年为100败建霸房隘工程造价(颁X把5肮):历年竣工商八品房平均造价。百银行傲实际皑房摆贷利率（八X罢6敖）:5年期拌房巴贷利率减去通货傲膨胀率后的实际埃利率。般数据如图 表傲一霸（数据来源：中挨国统计年鉴）挨编号百年份爸商品住宅销售均拌价（元/m2）氨城镇居民人均家岸庭可支配收入（捌元）挨城镇人口（万人班）板土地交易价格指挨数（上年100唉）按商品房平均造价搬（元/m2）安银行实际房贷八利率（五年内）叭1奥1994柏1194版3469.2扮34169八98.8绊797癌10.98蔼2袄1995背1509跋4283.9鞍3

11、5174八134.2懊911艾11.52挨3坝1996隘1605扮4838.9按37304八103.5哀1111捌10.98叭4哀1997埃1790白5160.3瓣39449按107.3碍1175般10.58隘5扒1998俺1854板5425.1翱41608颁102按1218叭7.43佰6班1999疤1857唉5854胺43748耙100靶1152叭6.12耙7拌2000搬1948爱6280唉45906坝100.2邦1139绊5.85盎8安2001翱2017班6859.6吧48064岸101.7爱1128版5.85按9艾2002袄2092百7702.8案50212拔106.9败1184隘5.4

12、1翱10爸2003碍2197懊8472.2邦52376啊108.3鞍1273板5.31扒11笆2004哎2608埃9421.6奥54283邦110.1稗1402八5.38吧12岸2005笆2937爱10493捌56212懊109.1背1451芭5.38耙13爸2006扳3107矮11759俺57706版105.8氨1563哎6.84艾14耙2007斑3346袄13786扒59379八112.3邦1657昂7.49耙（三）翱.模型的估计与蔼检验参数估计阿 采用EVI哀EWS将数据进摆行回归分析。得哎到如下分析结果奥：邦Depende昂nt Vari笆able: L埃OG(Y)澳Method:艾

13、Least 安Squares埃Date: 氨12/29/1颁0熬 Time岸: 16:16百Sample:跋 1994 2挨007搬Include白d obser爸vations办: 14隘Variabl肮e耙Coeffic哎ient昂Std. Er靶ror版t-Stat啊istic斑Prob. 隘C哎-5.3174翱24胺9.98335绊0矮-0.5326氨29半0.6088癌LOG(X2)按0.24016啊8安0.53091捌9拜0.45236巴3熬0.6630爸LOG(X3)啊0.50426爱6伴1.18849巴5百0.42429般0班0.6825摆LOG(X4)矮0.24944爸1扮0

14、.21584邦3罢1.15565摆8安0.2812岸LOG(X5)哀0.58329霸2班0.21020背3佰2.77490俺0般0.0241澳LOG(X6)般0.05577拜1懊0.16070罢2哀0.34704盎7耙0.7375暗R-squar胺ed艾0.98924伴7凹 Mea版n depen昂dent va背r暗7.63285罢7唉Adjuste靶d R-squ按ared哎0.98252碍7氨 S.D埃. depen凹dent va翱r捌0.28978巴9澳S.E. of拔 regres稗sion爱0.03830奥6挨 Aka背ike inf艾o crite癌rion翱-3.3888敖7

15、4白Sum squ吧ared re跋sid班0.01173耙9半 Sch安warz cr吧iterion摆-3.1149稗93邦Log l八ikeliho昂od稗29.7221艾2澳 F-s柏tatisti胺c袄147.197昂1碍Durbin-吧Watson 蔼stat爸1.47078吧5扳 Pro百b(F-sta捌tistic)摆0.00000安0盎得到绊回归方程：LO懊G(Y)=暗 背-5.3174爸24哎 +LOG(X爸2挨)+吧 叭LOG(X佰3搬)+拌 哀LOG(X叭4稗)+罢 百LOG(X吧5白)+哎 班LOG(X邦6昂)埃 傲 爸 翱 熬 癌 版(熬9.98335扳0矮) 拜(

16、拌0.53091半9败) 翱(安1.18849颁5靶) 巴(瓣0.21584俺3翱) 办(埃0.21跋0203拜) 安(安0.16070鞍2扮)癌 凹 搬 哎 鞍t= 氨 笆（昂-0.5326俺29胺）（扳0.45236扳3懊 （办0.42429拔0吧）懊 半（挨1.15565拌8阿）（澳2.77490扒0昂）班 摆（扳0.34704疤7唉）肮 板 袄 隘 百R啊2伴=案0.98924拌7拌 挨Adjuste版d R-squ摆ared翱 = 爱0.98252凹7疤 F=敖147.197氨1翱 df=14模型的检验:多重共线性检验盎该模型矮R2=0.98叭9，佰Adjuste笆d R-squ耙a

17、red阿=0.9825佰，F检验值=斑 蔼14般7.1971疤，明显显著。但瓣a=0.05时碍，罢ta/澳2办 挨(n-k)=t办0.025罢(8)=2.3啊06,扒 笆LOG(X2)袄,半 翱LOG(X3)瓣,斑 巴LOG(X4)安,隘 盎LOG(X6)哀的系数t检验不袄显著，这表明该白模型可能存在严柏重的多重共线性耙。板LOG(扮X耙2敖)奥LOG(捌X疤3阿)岸LOG(班X扳4跋)埃LOG(芭X佰5斑)搬LOG(袄X胺6芭)办LOG（百X八2懊）唉 1.0000暗00爱 0.9579敖23昂 0.0853办29袄 0.9442班27挨-0.5655摆48蔼LOG（霸X白3熬）安 0.95

18、79蔼23胺 1.0000搬00叭-0.0322板79颁 0.跋907651傲-0.7667摆33奥LOG（啊X霸4哎）袄 0.0853懊29搬-0.0322胺79瓣 1.0000拌00半-0.0011靶30案 0.3125鞍01傲LOG(埃X暗5捌)佰 0.9442八27拜 0.9076敖51凹-0.0011熬30爱 1.0000碍00碍-0.5465啊59敖LOG(X安6罢)凹-0.5655袄48蔼-0.7667半33肮 0.3125案01绊-0.5465熬59拜 1.0000盎00敖由此可见，各解奥释变量相互之间疤的相关系数较高懊，证实确实存在吧多重共线性。敖修正多重共线性癌:艾X3与X

19、2，X叭3盎与X5,相关系颁数都很高，摆LOG(X伴5败)熬 半系数t检验非常蔼显著，笆但X3肮系数t检验不显斑著,故剔除掉L阿OG（肮X案3绊），LOG(拜X袄4案)与拌LOG(笆X办5隘)负相关，且L埃OG(爱X翱4皑)疤 唉系数t检验不显吧著故剔除掉它。修正后的模型为吧Depende摆nt Vari稗able: L巴OG(Y)吧Method:阿 Least 隘Squares肮Date: 隘12/29/1芭0把 Time班: 22:55胺Sample:挨 1994 2邦007暗Include岸d obser罢vations岸: 14矮Variabl翱e白Coeffic艾ient鞍Std.

20、Er巴ror按t-Stati跋stic隘Prob. 隘C霸-0.2377半10氨0.55585澳0班-0.4276邦52背0.6780霸LOG(X2)邦0.51185般3叭0.08646碍6哎5.91973凹4败0.0001隘LOG(X5)敖0.46525皑3般0.16050拌0霸2.89877阿9癌0.0159柏LOG(X6)耙0.02394半9皑0.04726傲6肮0.50668碍2跋0.6234昂R-squar拜ed爸0.98719耙3啊 Mea癌n depen摆dent va搬r案7.63285俺7胺Adjuste扳d R-squ耙ared扮0.98335癌1翱 S.D瓣. depen

21、皑dent va稗r俺0.28978癌9碍S.E. of凹 regres凹sion疤0.03739胺2袄 Aka凹ike inf岸o crite佰rion叭-3.4997扮89翱Sum squ翱ared re笆sid摆0.01398爱1澳 Sch半warz cr翱iterion敖-3.3172邦02八Log lik罢elihood扳28.4985袄3哎 F-s靶tatisti搬c肮256.945颁5氨Durbin-稗Watson 爱stat傲2.07203敖1翱 Pro捌b(F-sta邦tistic)邦0.00000岸0搬回归方程为案LOG耙（稗Y扳）般=岸-9.4531蔼29拔+爸1.165

22、18般4安LOG般（绊X板2皑i柏）百+跋0.59323拌0哀LOG阿（伴X奥5i敖）氨+ 芭0.18531氨1癌LOG邦(耙X笆6i扒)鞍+蔼u搬i办 白 暗 敖 艾 办(搬0.55585扳0按) 靶 (矮0.08646皑6熬) 爱 矮 百(案0.16050爸0胺) 俺 版 皑 (翱0.04726岸6爱)班 半 跋 按t艾= 埃 鞍(叭-0.4276百52吧) 八 胺（拔5.颁919734搬） 把 鞍 坝（拌2.89877鞍9把） 班 拔 翱 耙（半0.50668邦2袄）扒R鞍2隘= 疤0.98719盎3矮 伴Adjuste哎d R-squ凹ared按 = 捌0.98335艾1柏 F=阿25

23、6.945搬5爸 凹 df=142、相关性检验办从估计的结果可鞍以看出，模型拟芭合较好，可决系绊数败R搬2板=熬0.98316办9啊，表明模型在整坝体上拟合比较好袄。翱、显著性检验斑：摆（）对于暗背2班，t统计量为绊5.91973颁4半。给定办般=0.05，查霸t分布表，在自扳由度为n-4=阿10下，得临界半值t熬0.025熬(10)=2.把228俺因为tt俺0.025把(10)，所以凹拒绝原假设H捌0叭: 耙哀2吧=0，表明岸实际人均可支配背收入对商品房价耙格斑有显著性影响；百（）对于肮艾5白，t统计量为般2.89877八9矮。给定矮隘=0.05，查笆t分布表，在自跋由度为n-4=熬10下，

24、得临界鞍值t坝0.025艾(10)=凹 罢2.228爱因为tt扮0.025板(10)，所以癌拒绝原假设H罢0胺: 盎吧4矮=0，表明爸建疤房案工程造价对商品岸房价格白有显著性影响。埃（3）对于办绊6鞍，t统计量为搬0.50668胺2矮。给定傲碍=0.05，查皑t分布表，在自爱由度为n-4=艾10下，得临界扮值t班0.025爱(10)= 2扳.228因为t叭柏F(3,10)唉=3.71 (芭显著性水平为0埃.05)，表明跋模型从整体上看翱商品房价格与各矮解释变量之间线吧性关系显著。敖修正模型后得到傲以下结果袄Depende般nt Vari霸able: L扳OG(Y)拌Method:案 Least

25、 矮Squares邦Date: 百12/29/1哎0百 Time百: 23:16版Sample:蔼 1994 2瓣007澳Include败d obser班vations白: 14艾Variabl摆e叭Coeffic安ient摆Std. Er哀ror肮t-Stati百stic阿Prob. 绊C暗-0.1474鞍22爸0.50841背3碍-0.2899芭65柏0.7772搬LOG(X2)岸0.49059艾4拌0.07300笆5盎6.72005版1班0.0000靶LOG(X5)颁0.48566隘2扒0.15002哀2爱3.23726摆3百0.0079八R-squar瓣ed把0.98686般4傲 Me

26、a爸n depen败dent va碍r扮7.63285背7班Adjuste笆d R-squ败ared肮0.98447百6板 S.D爱. depen绊dent va芭r扒0.28978霸9暗S.E. of搬 regres伴sion白0.03610扮6俺 Aka板ike inf八o crite扒rion按-3.6172八98唉Sum squ八ared re阿sid耙0.01434艾0唉 Sch八warz cr八iterion颁-3.4803捌57阿Log lik八elihood搬28.3210矮9版 F-s版tatisti啊c癌413.210翱7吧Durbin-颁Watson 肮stat啊2.04

27、249安1摆 Pro拔b(F-sta百tistic)暗0.00000捌0、异方差检验傲利用ARCH检哎验，得到如下结跋果：疤ARCH Te矮st:敖F-stati败stic叭0.10893叭3爱 Pro霸babilit暗y奥0.95216般8班Obs*R-s坝quared耙0.49063隘7矮 Pro班babilit翱y白0.92094唉4霸Test Eq把uation:翱Depende安nt Vari蔼able: R捌ESID2哎Method:昂 Least 叭Squares班Date: 唉12/29/1搬0挨 Time奥: 23:20罢Sample(稗adjuste案d): 199盎7 2

28、007罢Include白d obser疤vations百: 11 af安ter adj败usting 肮endpoin耙ts盎Variabl挨e耙Coeffic跋ient澳Std. Er拌ror稗t-Stati霸stic霸Prob. 扒C坝0.00096哀9癌0.00087矮1瓣1.11213背0跋0.3028斑RESID2佰(-1)拔-0.0961靶32颁0.37743啊5靶-0.2546盎99艾0.8063拜RESID2叭(-2)翱0.10113半6伴0.35239瓣9疤0.28699懊1凹0.7824摆RESID2爱(-3)吧-0.1229懊64爱0.37644跋9碍-0.3266胺43

29、颁0.7535艾R-squar安ed吧0.04460笆3邦 Mea坝n depen搬dent va肮r哀0.00087拜7扒Adjuste挨d R-squ皑ared埃-0.3648暗52般 S.D版. depen办dent va拜r疤0.00149岸2拔S.E. of氨 regres碍sion扳0.00174拜3鞍 Aka安ike inf碍o crite氨rion胺-9.5909懊45癌Sum squ背ared re颁sid把2.13E-0澳5矮 Sch澳warz cr邦iterion办-9.4462败56凹Log lik碍elihood案56.7502澳0袄 F-s芭tatisti白c坝0.

30、10893败3扮Durbin-澳Watson 胺stat哎1.90836案8败 Pro半b(F-sta瓣tistic)把0.95216扒8跋由上表，翱Obs*R-s皑quared皑=敖0.49063捌7白而查表，给定袄搬=0.95 岸自由度白 袄P=3，得临界白值0.3518般；给定挨氨=0.05自由奥度P=3,得临暗界值7.814碍7；所以0.3邦518把0.49063耙7芭7.8147胺，所以接受原假八设，模型随机误捌差项不存在异方坝差。暗、序列相关检肮验袄（）DW=百2.04249肮1挨,给定显著性水哀平隘懊=0.05,查蔼Durbin碍百Watson 霸表，n=14,拜k=3,得下限皑

31、临界值d摆L奥=0.715 爱,d百U芭=1.816 叭因为 DW统计霸量为鞍du=1.81版6把 d拜l吧=挨2.04249败1奥4扒巴du=2.18傲4安。根据判断区域疤知，哎随机扰动项之间败无自相关。埃最终得到回归方般程为：矮LOG（Y）=板-0.1474伴22靶+澳0.49059爱4靶LOG（X哀2坝i案）安+半0.48566邦2鞍LOG（X岸5i坝）邦+板u氨i板 稗 澳 邦 懊 搬 吧 稗 背(捌0.50841扮3澳) 捌 办 巴(邦0.07300熬5袄) 白 (拔0.15002稗2绊)扳 暗 熬 背 搬t= 版 办(傲-0.2899皑65俺) 敖 版 隘（隘6.72005爱1拔）

32、 邦 半（巴3.23726耙3阿） 捌 背R奥2般= 哎0.98686疤4肮 癌Adjuste按d R-squ翱ared艾 = 奥0.98447癌6皑 罢 F=爱413.210矮7鞍 df=1隘4案三、各因素对商斑品房的房价影响邦分析吧通过模型的结果俺，我们可以发现八住房价格主要受摆到实际人均可支扒配收入和建造工爸程造价的影响，霸而土地价格和城袄镇人口数把及摆银行实际房贷利罢率叭对住房价格的影般响不如预想的大半，邦即影响商品房价颁格的主要是人们按对住房的刚性需背求。邦同时傲两阿个因素相比较隘，伴实际人均可支配八收入对捌商品房翱价格的影响更大背，得出结论是，翱随着人均可支配挨收入的增加，住扮房价

33、格还将进一颁步上涨。因此，稗主导我国商品房矮价格上涨的主要蔼动力还是刚性需扒求造成的。埃房地产在国民经败济生活中起着重哎要的作用房地扒产业的发展对国昂民经济发展有着稗巨大懊的作用懊因此，扳认真坝分析房地产市场靶的现状及其基本傲走势，深入探讨澳研究爱影响房地产业发巴展的主要因素，板对促进房地产业皑事业持续白健康发展有着至败关癌重要啊的作用岸。拌四、对目前房地耙产行业的思考及背政策建议巴 熬对于我们每个人扳来说，住房都是扒我们正在或者将鞍要面对的问题。盎目前北京、上海岸、广州等一些大败城市里，房价基哀本都在2万/每斑平米以上。这对埃于很多尤其是工罢薪族而言，意味白着从此就必须为背房子奋斗一生，佰沦为扮“昂房奴佰”坝。就目前的状况胺而言，这些大城矮市的房价已经到癌了让人买不起房耙子的地步，但是岸房价却依然没有疤明显下降的迹象哎。所以，今后伴拌随着城镇居民可搬支配收入的不断叭增长，一些二线盎城市的房价也会敖加速的增长。现傲在，一些具有发暗展机会和潜力的伴二线城市的商品癌房在未