我國不同城市房價與地價關系的實證研究

摘 要：選擇全國主要城市2000年第三季度到2007年第三季度的房屋銷售價格指數和平均土地交易價格指數。通過Granger因果檢驗，在房價和地價的短期和長期的關系的基礎上，利用面板數據模型對我國不同地區房價指數與地價指數的關系進行了實證研究，并對其影響因素進行分析，為政府制定合理的土地管理政策和區域差別性房地產市場調控政策提供理論依據。

關鍵詞：房價指數；地價指數；格蘭杰因果檢驗；面板數據模型

中圖分類號：F293.3文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）03-0021-04

1 引言

我國的房地產自本世紀初走出低估以來，其發展勢頭之迅猛令世人矚目，不僅因其與宏觀經濟的緊密互動關系，更因為房地產的價格與廣大人民群眾的切身利益休戚相關而備受關注。

時下，高漲的房價幾乎成為街談巷議的熱點話題。為此，政府部門、理論界也積極開展一系列的研討和論證。既要保障廣大人民群眾，尤其是中低收入居民的基本住房需求，又要避免過度的緊縮措施給房地產市場造成劇烈的波動，以致影響到國民經濟的整體運行安全已經成為一種共識。而在房地產價格關系中，房價和地價的關系是緊密聯系在一起的，作為一個人多地少的發展中大國，理清房價與地價關系本身就有其理論意義，不僅可能對促進房地產市場有關問題的爭論朝好的方向發展、政府制定相關房地產市場調控政策有些許幫助，更有助于廣大人民群眾認識房價背后的決定因素，不致陷入一些不實說法的誤導。本文主要探討住房價格（房價）與住房用地價格（地價）之間的關系。

2 文獻回顧

城市地價與房價是房地產價格體系的主體，兩者關系是否協調對房地產業運行、城市土地利用效率都有很大影響。對地價與房價關系進行研究具有重要的現實意義。房價與地價關系研究主要集中在房價與地價有無關系和何種關系的研究上：第一，認為房價決定地價。Smith（1976）從城市住房供給的角度，O’Sulliva（2000）從傳統一般均衡角度論述了房價決定地價；第二，地價決定房價。Dowall和Landis（2003），Evans（1987），Cheshire和Sheppard（2002），徐艷（2002）從土地使用控制對土地市場和住房市場的影響、土地利用規劃、土地規劃的福利效應上分析地價決定房價。第三，房價與地價相互影響。高曉慧（2001），劉琳和劉洪玉（2003），苗啟虎和王方華（2004）從地租和產品價格關系，需求的角度分析了二者之間的相互影響。在這些學者所構建的理論模型中，證明了在開放城市中控制土地利用不會對住宅價格產生影響。進入20世紀90年代，國外學者更加關注土地供給約束與地價、住宅價格關系的研究。Pollakowski和Wachter(1990)利用美國華盛頓地區蒙哥馬利郡的數據進行實證研究時發現，土地供給限制對上地價格、住宅價格產生了溢出效應。Peng和Wheaton(1994)利用香港1965到1990年數據對土地供給約束的溢出效應進行了計量經濟分析顯示土地供給變化對地價、住宅價格和住宅供給都有較大影響。他們認為土地供給不足使住宅供給總量下降，再加上消費者預期未來土地更加稀缺和住宅租金上漲，最終導致了土地價格和住宅價格同時上漲。Tsoukis和Alyousha(1999)運用歐拉方程論證了在完全競爭的市場中住宅價格、土地價格與實際利率之間存在長期關系。但在利用英格蘭和威爾士的數據進行檢驗時，卻拒絕了二者的協整關系。說明土地利用效率與土地價格、住宅價格有直接關系。Kauko( 2003)認為土地政策與土地市場完善有直接關系，同時住宅價格和住宅質量也與土地政策有關。當總的土地沒有出現限量供給時，土地規劃等政策將對住宅價格產生深刻影響。他還引述Monk(1991)年的文章，認為建立土地供給約束機制對房價的長期影響并不與李嘉圖的剩余地租理論沖突。在對英格蘭等不同地區進行研究時，發現地價和房價的關系因區位不同而有較大差異。本文根據全國35個大中城市土地和房屋銷售2000年第三季度到2007年第三季度的季度數據，分別用單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、面板數據模型系統研究了我國房價與地價之間的關系。采用理論分析、定量分析、實證分析相結合的方法，得出我國房價與地價之間存在長期穩定的均衡關系；房價是地價上漲的格蘭杰原因，而地價不是房價上漲的格蘭杰原因，并提出了相應的政策建議。

3 實證分析

3.1 數據和方法

由于房地產作為一種具有投資品性質的商品，其價格在一年內會發生較為顯著的變化，僅用年度數據難以準確反映這一變化，應盡量使用季度或者月度數據。同時，在研究房地產價格波動狀況時用全國整體的數據并不能反映局部的差異，使用城市級數據是最佳選擇。因此，本文在研究中將以季度數據為基礎，對全國35個城市的地價與房價的關系進行實證分析。考慮到數據的易得性，在對我國35個城市進行實證分析時，將以2000年第三季度至2007年第三季度數據為基礎。在進行實證分析前，剔除了物價指數和價格指數的影響。對35個城市的房價和地價指數取平均值。圖1描述了這些城市地價與房價指數的變化趨勢。從圖中可以看出在樣本選定期地價與房價有相同的變化趨勢，從2001年底開始地價上漲速度明顯快于房價上漲速度，這與我國土地出讓制度改革進程相吻合。本文采用的方法有：(1)用單位根檢驗房價和地價的平穩性；(2) 用協整檢驗分析房價和地價的長期穩定關系；（3）再用格蘭杰因果關系檢驗法檢驗房價和地價的因果關系；（4）最后用面板數據分析不同地區二者的彈性值。

注：1.數據引自《中國經濟統計快報》

2.原始數據為同期環比數據，為了反映時間序列的波動性，本文對數據進行了調整，假定2000年第三季度為基期，通過還原，將基期數據轉換成累積增加數據。

3.2 實證研究結果及分析

（1）平穩性檢驗。

利用Eviews軟件對中國35個城市房價和地價做單位根檢驗，以此來確定房價和地價這兩個時間序列的平穩性，結果如表1和表2：

由表1和表2可以看出房價和地價的ADF值都小于顯著性水平為0.01時的臨界值，在此種情況下可以拒絕原假設，即房價指數和地價指數都沒有單位根，也即它們是平穩的。

（2）協整關系檢驗。

常用的協整檢驗方法有Engle Granger兩步法和Johansen法。本文采用Johansen法，在多變量向量自回歸(VAR)系統回歸構造兩個殘差的積矩陣，計算矩陣的有序本征值(Eigen value)，根據本征值得出一系列的統計量判斷協整關系是否存在以及協整關系的個數，檢驗結果如表3。

表3從零假設H0∶r=0開始，似然率統計量的值為52.6967，超過5%顯著性水平的臨界值19.96，表明應拒絕零假設的，接受r=1備擇假設。同時，在原假設為H0∶r=1時，似然比為8.829588，小于5%的臨界值9.24，因而接受H0∶r=1的零假設。結合這兩個假設的結果可以得出這樣的結論，在5%的顯著性水平下房價與地價存在1個協整關系。由此可見，在95%的概率度下，有理由確信我國房價與地價存在長期均衡關系。以上兩個步驟顯示房價與地價這兩個時間序列是平穩的，且兩者存在協整關系。因此，可以進一步進行因果關系檢驗。

3.3 格蘭杰因果關系檢驗

上面已經證明了房價和地價都是平穩序列，且二者之間存在協整關系，故可以進行格蘭杰因果關系檢驗。用EViews軟件進行Granger因果關系檢驗，結果如表4所示

從表4中可以看出：滯后時間為一期時，房價與地價有雙向的因果關系；滯后時間為兩期到八期時，存在房價到地價的單向因果關系。此結果表明：在短期，房價與地價相互影響，其中地價是影響房價變動的原因；在長期，房價變動是影響地價變動的原因。

根據以上的統計結果，地價的增長是相對平穩的，并且短期內對房價有顯著的影響，在長期，對房價無顯著影響。究其深層次的原因，主要有：（1）預期以當前價格為依據。當前地價上漲時，會形成未來房價上漲的預期。作為開發商，此時會選擇減少當前的住房供給；作為個人住房需求者或投機者，會選擇在當前購買住房。住房市場上供給的減少與需求的增加，必然會引起當前房價的上漲。（2）住房需求對政策的彈性大。現行住房政策的長期目標是實現“居者有其屋”與房地產業的持續穩定增長，前者即暗示人們多多進行“居住儲蓄”，對房價的上漲有促進作用；而對后一目標而言，由于住房需求對政策的彈性很大，政策的力度、作用時間不易把握，導致政策的頻繁調整，這些調整在短期內會擴大預期的變動。（3）開發商的土地儲備。在地價上漲時，短期內出于價格進一步上漲的預期，開發商會選擇持有土地，從而產生與土地政策作用方向相同的效果，進而擴大了地價變化對房價的作用；而在長期，因為政策的限制，開發商不得不出售土地或進行開發，從而緩解或抵消了地價變化對房價的影響。

在長期，房價變動是影響地價變動的原因：從土地出讓市場中價格形成過程看，地價依賴于出讓方式、競爭程度以及開發商的底價。（1）成本不變時，土地受讓方的出讓底價由預期收益決定，由于預期通常根據當前的房價做出，當前的房價對地價有直接的影響，這一結論與Granger檢驗結果基本相符。（2）當土地開發成本發生變化時，土地成交價格介于政府出讓底價與完全競爭市場中開發商最高底價之間，而且，隨著土地出讓市場中需求競爭程度的增強，價格越接近后者，由于利潤空間減小，房價變化對開發商預期收益的影響下降，相應地房價對地價的影響也越弱。Granger檢驗結果顯示，短期內房價對地價的影響相對地價對房價的影響較弱，其中一個原因就是在土地出讓需求方中引入了競爭機制。（3）從土地供應政策看，“嚴把閘門、地根從緊”是總趨勢，“六項清理整頓”、“三個暫停”、“凍結”等政策的干預，直接導致建設用地供應中存量土地比率不斷增加，由于存量土地的獲取成本相對較高，導致地價上漲。在“保持地價穩定增長”的目標下，通過土地儲備供應這一“水龍頭”，政府可及時調控土地價格水平。從這一意義上講，統計檢驗結論“地價變動幅度較小、短期內地價受房價變化影響較小”是必然的。

3.4 面板數據

首先進行假設檢驗，以選擇特定的面板數據模型。運用計量經濟學軟件Eviews5.0，計算出混合模型、變截距模型和變系數模型的殘差平方和分別為14.02286、11.44255、11.2956。則

由上表我們知道R2為0.472264，這與房地產經濟學的基本原理是相吻合的，房地產價格的構成要素除了土地以外，還有包括建筑成本、資金使用成本、稅收政策以及開發利潤等其他多個要素，要素構成和這些要素本身的變化都是很復雜的，而且現實中房地產價格主要是受市場供求關系的影響，所以不能簡單地以土地價格的高低來判斷住房的價格高低。

在35個城市中，除了西寧、合肥、成都、沈陽、重慶、大連、福州、長春、南昌、太原和杭州這十一個城市的截距小于零外，其余24個城市的截距都大于零，說明我國2000年第三季度起整體房價水平就偏高。

從我國所處的社會經濟發展階段和土地供求形勢看，房價和地價的上漲有其必然性，但過快的增長則應引起高度的重視。

在綜合分析的基礎上，我們認為，需求強勁是當前引起部分地區房價過快上漲的主要原因，同時還有其他多方面的復雜原因，如在住房消費觀念的宣傳上存在偏差，忽視我國土地資源的承受能力和社會經濟發展水平，標準過高，面積過大；政府對住房消費中的惡意炒作和投機性購房管理不到位，對違規開發商和投機購房者缺乏處罰措施；房地產開發行業競爭不充分，甚至開發商聯手壟斷市場抬高房價，且開發商利潤明顯高于社會平均利潤水平；地方政府對住房需求預測缺乏科學性，大拆大建，提前釋放住房需求，進一步加劇了土地供應的緊張。

4 結論及政策建議

（1）自2000 年以來，房屋銷售價格指數和土地交易價格指數總體上呈平穩上升態勢，并且兩者的變化有明顯的一致性，但是土地價格上升幅度小于房價，說明房價上漲的動力是大于地價的。近幾年大規模的城市改造和大量的人口流入所形成的市場需求對房價上升的推動作用不可忽視，加之大批投資買房者的存在，使得房價中包含了一定的炒作成份。而土地市場的需求者是有一定門檻限制的，加之政府的有效管理，使其炒作可能性大大降低，因此地價的變化更為平穩。

（2）短期內(不超過一年的時段)，土地價格與住房價格之間存在一定的相互影響，由于從獲取土地開始算起的商品房的開發周期決不止一年，所以這個結果一方面說明地價和房價作為房地產市場的兩個主要變量，相互之間確實有緊密聯系，另一方面也說明，住房價格并不是受到其所用土地的成本價影響，而是受到房屋出售近期土地價格的影響，也就是說土地價格對房價的影響并不是由于增加了商品房的開發成本，而是由于土地價格也是整個房地產市場繁榮程度的一個反映。

（3）長期來看，地價是房價的格蘭杰原因，最終來看，地價高低是房價高低的結果，而不是原因。早在18 世紀，古典經濟學家亞當·斯密就明確指出:“地租成為商品價格構成部分的方式，和工資與利潤是不同的。工資和利潤的高低，是價格高低的原因，而地租的高低，卻是價格高低的結果。”正如眾所周知的“玉米法律悖論”（Corn Law Debate），地價高是因為玉米的價格高，玉米法律提高了玉米的價格，刺激了國內玉米的生產和對種玉米的土地的需求。由于土地資源是有限的，因此地主們就提高地價來滿足對土地的需求。

（4）本文的實證結果有力地證明了地價并不構成房價上漲的直接原因，因此，通過降低地價來控制房價的說法是片面的，這樣做不僅不能有效地控制房價，而且將土地以低價出讓，會造成國家的經濟損失，卻給投機者以更多的投機激勵，反而會促使房地產市場的不健康發展。因此，在實行宏觀調控政策的同時，應多采用內生的政策工具，并逐步減少調控頻率與幅度。如果開發商不進行土地儲備，則政府通過土地儲備來調控房價的力度可適度減小。從這一意義上說，繼續強化對土地投機的抑制政策，可相應減少政府用來“熨平市場”所需的土地儲備量，以緩解土地儲備資金不足之困。

參考文獻

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注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。