地理科学进展 ›› 2018, Vol. 37 ›› Issue (10): 1371-1380.DOI: 10.18306/dlkxjz.2018.10.007
瞿诗进1,2(
), 胡守庚1,2,*(
), 李全峰3, 杨剩富1,2
收稿日期:2018-01-06
修回日期:2018-07-26
出版日期:2018-10-28
发布日期:2018-10-28
通讯作者:
胡守庚
作者简介:作者简介:瞿诗进(1990-),男,湖北荆州人,博士生,从事城市土地利用转型及其优化配置等研究,E-mail:
基金资助:
Shijin QU1,2(
), Shougeng HU1,2,*(
), Quanfeng LI3, Shengfu YANG1,2
Received:2018-01-06
Revised:2018-07-26
Online:2018-10-28
Published:2018-10-28
Contact:
Shougeng HU
摘要:
定量测度微观因素对住宅地价影响程度的时空分异特征是有效揭示住宅地价形成机制的重要条件。本文基于武汉市2007-2015年公开出让的住宅地价样点数据,采用广义可行最小二乘法(FGLS)修正的特征价格模型(Hedonic),测度微观影响因素对住宅地价影响程度的时空演变规律。结果显示,各要素对住宅地价影响程度的时序变化特征复杂,空间区域差异明显,具体而言:①2007-2015年间,武汉市住宅地价因素的影响程度从高到低依次为:容积率>医院>城市中心>城市副中心>地铁>公园。②在时序上,城市中心对住宅地价的影响程度呈增强趋势;城市副中心对住宅地价影响整体有所减弱;医院对住宅地价的作用程度呈指数式上涨;地铁对住宅地价增值作用主要发生在开通后;公园的影响持续下降;容积率的影响则在时序上先减后增,与住宅用地出让面积呈反向变动关系。③在空间上,在二环内中心区域,公园、容积率等对住宅地价影响程度较高;而在二环以外,与生活便利性相关的地铁、医院对住宅地价的作用更强;城市中心和副中心功能对住宅地价作用在空间上的互补效应明显。基于研究结果,强化景观用地等的宏观配置和保护力度,审慎确定容积率等是当前城市土地管理值得关注的问题。
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| 变量 | CBD | SUBCBD | HOSP | METRO | PARK | FAR | Y2008 | Y2009 | Y2010 | Y2011 | Y2012 | Y2013 | Y2014 | Y2015 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 系数 | -0.16 | -0.11 | -0.16 | 0.17 | 0.14 | 0.73 | -0.40 | -0.20 | -0.15 | -0.07 | -0.31 | -0.24 | -0.08 | 0.07 |
| t值 | -3.92 | -4.10 | -5.85 | 3.00 | 2.76 | 11.37 | -5.31 | -2.70 | -2.12 | -0.91 | -4.87 | -2.39 | -1.06 | 0.72 |
| P值 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.01 | 0.00 | 0.00 | 0.01 | 0.03 | 0.37 | 0.00 | 0.02 | 0.29 | 0.47 |
| 模型参数 | 样本数=427;R2=0.56;修正R2=0.54;F=36.91,Sig.=0.00 | |||||||||||||
表1 2007-2015武汉市整体回归结果
Tab.1 Results of regression of the 2007-2015 model for Wuhan City
| 变量 | CBD | SUBCBD | HOSP | METRO | PARK | FAR | Y2008 | Y2009 | Y2010 | Y2011 | Y2012 | Y2013 | Y2014 | Y2015 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 系数 | -0.16 | -0.11 | -0.16 | 0.17 | 0.14 | 0.73 | -0.40 | -0.20 | -0.15 | -0.07 | -0.31 | -0.24 | -0.08 | 0.07 |
| t值 | -3.92 | -4.10 | -5.85 | 3.00 | 2.76 | 11.37 | -5.31 | -2.70 | -2.12 | -0.91 | -4.87 | -2.39 | -1.06 | 0.72 |
| P值 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.00 | 0.01 | 0.00 | 0.00 | 0.01 | 0.03 | 0.37 | 0.00 | 0.02 | 0.29 | 0.47 |
| 模型参数 | 样本数=427;R2=0.56;修正R2=0.54;F=36.91,Sig.=0.00 | |||||||||||||
图3 城市中心与城市副中心对住宅地价影响程度的时序变化趋势①(①图中系数为0表示变量未通过模型10%显著性水平检验,图4-6同理。)
Fig.3 Trends of impact of the central business district (CBD) and sub-districts (SUBCBD) on residential land price
| 区域 | 回归参数 | 区位因素 | 邻里因素 | 其他因素 | R2 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| CBD | SUBCBD | HOSP | METRO | PARK | FAR | |||||
| 二环内 | 系数 | -0.23 | -0.05 | 0.00 | 0.14 | 0.27 | 0.85 | 0.54 | ||
| P值 | 0.00 | 0.40 | 0.93 | 0.06 | 0.00 | 0.00 | ||||
| 二环外 | 系数 | -0.02 | -0.09 | -0.22 | 0.16 | -0.05 | 0.55 | 0.48 | ||
| P值 | 0.66 | 0.02 | 0.00 | 0.07 | 0.41 | 0.00 | ||||
表2 二环内外区域回归结果差异表
Tab.2 Regression results of different regional models
| 区域 | 回归参数 | 区位因素 | 邻里因素 | 其他因素 | R2 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| CBD | SUBCBD | HOSP | METRO | PARK | FAR | |||||
| 二环内 | 系数 | -0.23 | -0.05 | 0.00 | 0.14 | 0.27 | 0.85 | 0.54 | ||
| P值 | 0.00 | 0.40 | 0.93 | 0.06 | 0.00 | 0.00 | ||||
| 二环外 | 系数 | -0.02 | -0.09 | -0.22 | 0.16 | -0.05 | 0.55 | 0.48 | ||
| P值 | 0.66 | 0.02 | 0.00 | 0.07 | 0.41 | 0.00 | ||||
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