房價與地價的動態調整關系

徐小華，吳仁水

（1.浙江工業大學經貿管理學院，浙江杭州310023；2.華僑大學經濟與金融學院，福建泉州362021）

房價與地價的動態調整關系

徐小華1，吳仁水2

（1.浙江工業大學經貿管理學院，浙江杭州310023；2.華僑大學經濟與金融學院，福建泉州362021）

研究目的：探討地價與房價間的動態調整關系，為政府決策提供支持。研究方法：門限協整理論，EGARCH模型和實證分析法。研究結果：（1）房價和地價呈正相關；（2）地價變化是房價變化的Granger原因，地價和房價之間存在協整關系；（3）地價與房價在偏離均衡時其調整回歸系數是非對稱的。研究結論：購房者、開發商對利空利好消息的反應差異和中央與地方的利益博弈及各相關利益機構對房地產政策“選擇性執行”是非對稱性調整現象產生的原因，提出改進土地拍賣制度、平衡中央地方財力、優化政績考核標準、強化對地方執行各項房地產政策的監管等建議。

門限協整；地價；房價

1 引言

近年來，中國房地產市場發展非常迅速，地價房價不斷上漲，日益成為學者關注的焦點，國內學者針對房價與地價的關系進行了大量的研究。高波和毛豐付[1]認為長期內房價決定地價，短期內兩者存在相互影響；劉琳和劉洪玉[2]、況偉大[3]、宋勃和高波[4]認為房價、地價之間理論上是互為引導關系，在某個具體的市場和時間段其相互作用的強弱有所差別；張清勇[5]認為房價是地價的成因，地價由房價內生決定；嚴金海[6]認為，短期內房價決定地價，長期內二者相互影響；徐爽和李宏瑾[7]從實物期權的角度研究地價問題，間接認為是房價上漲引起了地價的上漲；余華義、陳東[8]研究發現房價和地價呈正相關且互為因果關系。黃靜、屠梅曾[9]發現房價對地價長期影響的程度高于地價對房價的影響。但目前文獻研究中仍存在一些不足：首先，文獻中的研究結果在理論和實證上尚存在一定分歧，例如關于房價和地價之間呈現何種關系等問題，理論與實證尚未得到統一。其次，許多研究忽略了土地供給的非市場化這一事實。在中國，政府是土地所有權的實際壟斷者，也是土地一級市場的惟一供給者。壟斷性特征決定了土地價格變化對房價的影響巨大。再者，房價與地價的關系又受到文化傳統、經濟政策、城市化水平、社會預期等因素的影響，這些都有待做進一步研究。此外，許多文獻在數據選擇上存在缺陷，削弱了結論的可信度。例如：周京奎[10]直接使用同比價格指數進行分析，而同比價格指數并不能很好地反映房價地價的長期趨勢；張清勇[4]在對同比指數的定基轉換時假定1998年各季度間同比價格指數能反映各季度間的實際價格變動，這也可能產生較大誤差。另外，現實中房價與地價之間的調整關系往往是非線性的，已有文獻對此方面研究還不夠深入。因此，本文采用定基轉換后的數據，利用門限協整（TAR、MTAR）和EGARCH模型等在處理非線性問題的優勢，探討地價與房價的動態非線性調整關系，并基于研究結果給出政策建議。

2 計量模型與方法

2.1 門限協整方法

門限協整理論是Enders和Siklos[11]在綜合和擴展Tong[12]的門限自回歸模型（Threshold Autoregression，以下簡稱TAR）、Enders和Granger[13]的慣性—門限自回歸模型（Momentum—Threshold Autoregression），以下簡稱MTAR）基礎上提出來的，該方法假定Engle—Granger兩步法中的殘差滿足如下條件：

式1中，It為Heaviside示性函數:

此時稱為TAR，若It依賴于殘差的變動，即，此時則稱為MTAR。

式3中，當殘差大于門限t時，調整系數為r1；殘差小于門限時，調整系數為r2，門限t可以與r1、r2一起估計，限于篇幅，具體估計方法可參考文獻［11］。

2.2 EGARCH模型

Nelson[14]提出EGARCH模型，用來刻畫場中的非對稱性現象，其條件方差方程為：若γ≠0，說明波動的影響存在著非對稱性；若γ＜0，說明負面消息能比正面消息產生更大的波動；若γ＞0，說明正面消息能比負面消息產生更大的波動。

鑒于門限協整可以有效地描述房價與地價之間的非線性動態調整關系，EGARCH模型又可以刻畫房地產市場中的非對稱性現象，本文將兩種模型結合起來，對中國的房價地價之間的動態調整關系進行研究。

3 實證過程與結果

3.1 數據來源

本文以居住用地價格和住宅價格為研究對象，數據來源于《中國經濟景氣月報》，樣本區間為1999年第1季度至2008年第4季度。本文借鑒余華義、陳東[8]的方法，以同比序列和部分環比序列推算出定基指數序列①余華義、陳東[8]文中在同比序列轉換為定基序列的過程中，使用了2004年第2季度至2005年第1季度的相應環比價格指數信息。該部分數據由國家統計局統計，并公布于《中國物價》雜志2004年第8期和第12期以及2005年第3期和第5期，經過轉換的定基價格指數以2004年第2季度為基期=100。，并對兩個定基指數進行季節調整。以土地交易價格指數和房屋銷售價格指數分別來表示實際的地價和房價的走勢，數據來自wind數據庫，時間從2001年1月至2009年10月，具體數據備索。

圖1給出了地價（Y）與房價（X）定基指數走勢，發現地價（Y）和房價（X）相關系數為0.996，兩者高度相關。圖2給出了房地產開發投資指數（KF）與房地產銷售價格指數（PR）走勢，發現除在2003—2004年兩者走勢偏差較大外，其總體走勢是趨于一致的。

3.2 協整檢驗結果

為了進一步分析兩者之間的動態調整關系，需要對它們進行協整檢驗，根據Granger定理，在非平穩數據間進行分析前，本文采用DF—GLSS方法進行平穩性檢驗。

3.2.1 單位根和協整檢驗結果

表1表明，地價、房價在一階差分后都保持平穩，Granger因果檢驗和協整檢驗結果見表2和表3。上述結果表明，地價變化是房價變化的Granger原因，房價變化不是地價變化的Granger原因，這反映了土地壟斷是造成地價和房價居高不下的原因，與中國土地供給受政府控制相符合。表3顯示接受兩者存在協整的假設，因此地價和房價之間存在長期均衡關系。

表1 單位根檢驗結果Tab.1 Results of unit root test

表2 Granger因果檢驗結果Tab.2 Results of Granger causality test

表3 Johansen協整檢驗結果Tab.3 Results of Johansen co-integration test

表4 門限協整檢驗結果Tab.4 Results of threshold co-integration test

表5 Enders&Siklos臨界值Tab.5 Enders&Siklos critical values

現實中，由于各種因素影響，對偏離均衡關系的調整可能是非線性和非對稱的，例如，如果預期未來地價上升，政府往往不會很快采取措施使其緩和，而對于地價下降，政府考慮自身利益就會很快采取措施阻止地價下降。有鑒于此，繼續對土地和房價進行TAR、MTAR檢驗。首先將兩者進行回歸，得到如下結果：

式5中，Y、X分別表示地價和房價，殘差為mt，根據AIC準則確定滯后項階數p=1，然后分別采用TAR和MTAR兩種模型進行估計，表4為Eviews 6.0估計結果。

從表4的AIC結果看，TAR和MTAR的效果比E—G兩步檢驗的效果要好。當t=-2.16時，r1=-0.51，r2=-0.95均顯著小于0，由Petrucelli和Woolford[15]的平穩條件可知是收斂的。r1和r2對應的兩個t值最大為-3.30，在1%臨界值-2.59之外，φ=17.99，在1%臨界值10.00之外，因此拒絕原假設，即TAR檢驗結果表明兩者之間存在一個門限協整關系，該關系可以寫為：

式6中，括號內的數值是對應參數的t值，***表示99%下顯著。ψ（檢驗r1=r2的F統計量）值為3.984，其P值為0.05，說明不等于，即地價與房價在偏離均衡關系時，其調整回歸系數是不相等的。如圖4（1）所示，當地價與房價的均衡偏離在門限值-2.16之內時，其調整系數為0.51，速度較慢，存續時間較長；而當偏離在-2.16之外時，其調整系數為0.95，存續時間較短，會較快地調整回到均衡關系。

同樣，MTAR檢驗結果表明房價、地價之間存在一個慣性門限協整關系。該關系可以寫為：從實證結果的r1絕對值小于r2的絕對值中看出，地價與房價在偏離均衡關系時，存在偏離的慣性，其偏離均衡程度的變化（即誤差項變化du）的調整回歸系數是不相等的。如圖4（2）所示，當偏離均衡程度變化（du）在門限值-1.13之內時，其調整回歸系數為0.52，速度較慢，存續時間較長；而當其在-1.13之外時，其調整回歸系數為0.99，這種調整存續時間較短，其偏離程度會較快地調整回到均衡關系。

3.3 EGARCH檢驗結果

3.3.1 房地產銷售價格指數檢驗結果

對2001年1月至2009年10月的房地產銷售價格指數的月變化率（簡寫為PRt，t=2，3，4…）進行EGARCH檢驗，結果如下：

注：式9、式10中括號內的數值是對應參數的Z值。***表示99%下顯著，**表示95%下顯著，下同。

發現非對稱項系數為0.83，顯著為正值，因此在房地產銷售中，房地產市場的“利好消息”能比“利空消息”產生更大的波動：當房地產市場出現“利好消息”時會給條件方差的對數帶來一個1.28（0.45+0.83）倍的沖擊；而出現“利空消息”時則會給條件方差的對數帶來一個 -0.38（0.45-0.83）倍的沖擊，這說明了房地產市場消費者出現對利好消息的“過度反應”，即“買漲不買跌”的現象。

3.3.2 房地產開發投資指數檢驗結果

同樣，對相應時間的房地產開發投資指數月變化率（簡寫為KFt，t=2，3，4...）進行EGARCH檢驗，結果如下：

結果發現非對稱項系數為-0.21，顯著為負值，因此房地產市場的“利空消息”能比“利好消息”產生更大的波動：當房地產市場出現“利好消息”時會給條件方差的對數帶來一個0.74倍的沖擊；而出現“利空消息”時，則會給條件方差的對數帶來一個1.16倍的沖擊，這說明在房地產開發投資中，開發商出現“過度反應”的現象。

4 實證結果的解釋

一般來說，房價、地價之間的調整關系不僅受到社會、歷史、文化等方面的共同影響，也受到房地產市場參與各方行為的影響，以下從幾個不同角度對實證結果進行分析。

首先，從投資者和開發商角度來看，中國居民歷來有購買房產作為投資的傳統，目前中國投資渠道較少，房地產市場參與各方不成熟，購房者心理容易受到各種因素的影響。在投資房產的財富效應及各種利好消息的刺激下，許多人在房價上漲的時候加入購房的隊伍；當利空消息出臺，投機者拋售房子時，他們卻不進入市場接盤，造成“買漲不買跌”的現象。對開發商來講，地價是開發成本的重要組成部分。而受政府利益驅動的影響，地價總是漲得快而下跌慢，因此在利空消息時候，地價下跌幅度相對于房價來說要慢，導致開發商的積極性下降，出現房地產開發指數快速下降的情況，即“過度反應”現象。由于購房者和開發商同時產生政策的影響，相應地對房價和地價會同時產生影響，而由前文可知，購房者（其決策短期內主要影響房價）與開發商（其決策短期內主要影響地價）對政策的反應程度有差異，就造成了地價與房價在偏離均衡時其調整是非對稱的。

其次，從政策執行角度來看，房地產金融政策、土地供應方式等主要受中央政府操控；而一些具體的規劃、稅收（體制內分成部分）、購房入戶、保障性住房供給、土地出讓金的交納方式等政策主要由地方政府在控制。中央政府往往適時出臺相關的政策進行調控（包括“利空消息”和“利好消息”），而地方政府由于分稅制的實施等原因，大都存在“土地財政”現象。因此，在執行房地產政策上，中央與地方政府存在利益博弈。從房價角度看，當中央政府執行促進房地產發展政策的時候，地方政府會出現“過度執行”的情況，導致房價高漲的產生和持續；當房地產市場泡沫過大時，中央政府會推出限制政策的時候，地方政府在執行上則存在“打折扣”的現象，造成房價下跌速度較慢。同樣，當地價上漲時，地方政府基于利益往往會坐視不管，因此地價上漲的速度較快，當地價很高時，在各種壓力下，地方政府會有所關注，但其反應程度較中央政府要小得多，所采取的措施也有所“打折扣”；當地價下跌時，地方政府卻十分敏感，會積極采取對策阻止地價下跌，造成地價在負面消息影響下下跌速度不是很快，這是當地價與房價偏離均衡關系時，其調整回歸系數是非對稱的原因之一。

最后，從歷史背景來看，中國房地產市場從一開始就被認定為經濟增長的一個主要來源，它是各級政府GDP的核心組成部分。這樣，無論是政府、開發商，還是其他相關利益機構（如銀行），都想從房地產行業那里獲得利益。對地價和房價的溫和上漲，他們往往都會有放任態度；而其對房價和地價下跌的反應則十分敏感，因此房價和地價上漲下跌有趨同現象，兩者之間呈現正相關。政府會通過土地壟斷優勢影響地價，從而影響房價的走勢，造成地價變化是房價變化的Granger原因。不過從長期看，經濟規律終究要發揮作用，地價與房價存在長期均衡。

5 對策建議

目前，中國房價、地價均處于歷史高位，房地產市場泡沫現象嚴重，需要實行全方位措施以緩解房地產泡沫的繼續，本文有如下建議：

（1）實施合理的貨幣政策與財政政策，加強外匯管理，防止熱錢的大進大出，同時拓展投資渠道，讓資金在各種投資渠道自由流動。（2）進一步推進土地市場化，提高可流通土地在市場中的比例，逐漸破除地方政府壟斷土地供應的格局，繼續改進土地拍賣制度，降低土地交易成本。（3）進一步推進改革，使中央和地方政府的事權、財權更對稱，降低地方政府財政依靠土地出讓收入的比例；完善政績考核機制，使保障房投入、拉動就業以及增強社會保障職能等具體指標納入考核體系，督促其加強保障房的建設。（4）加強對地方政府執行各項房地產政策的監管，進一步加大國土部門與證監會、銀監會合作的透明度，防止相關利益機構出現“選擇性”執行房地產政策的現象。（5）加強對房地產市場參與者的教育，對開發商和購房者的行為要進行合理引導，同時提高投機購房的交易成本，遏制投機購房的需求，打擊囤地和“地王”等不良現象，以防止地價、房價的大起大落。

（References）：

［1］高波，毛豐付.房價與地價關系的實證檢驗:1999—2002［J］.產業經濟研究，2003,（3）：19-24.

［2］劉琳，劉洪玉.地價與房價關系的經濟學分析［J］.數量經濟技術經濟研究，2003,（7）：27-30.

［3］況偉大.房價與地價關系研究:模型及中國數據檢驗［J］.財貿經濟，2005,（11）：56-63.

［4］宋勃，高波.房價與地價關系的因果檢驗:1998—2006［J］.當代經濟科學，2007，（1）：72-77.

［5］張清勇.房價與地價因果關系：模型和中國1998—2005的事實［A］.廈門：第五屆中國經濟學年會會議論文［C］.2005.

［6］嚴金海.中國的房價與地價：理論、實證和政策分析［J］.數量經濟技術經濟研究，2006，（1）：17-26.

［7］徐爽，李宏瑾.土地定價的實物期權方法：以中國土地交易市場為例［J］.世界經濟，2007，（8）：63-71.

［8］余華義，陳東.中國地價、利率與房價的關聯性研究［J］.經濟評論，2009，（4）：41-49.

［9］黃靜，屠梅曾.基于非平穩面板計量的中國城市房價與地價關系實證分析［J］.統計研究，2009，（7）：13-19.

［10］周京奎.城市地價波動對房地產業的影響——1999—2005年中國20城市的實證分析［J］.當代經濟科學，2006，（7）：1-7.

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［14］Nelson,D.B.Conditional heteroskedasticity in asset returns:a new approach［J］.Econometrica，1991，（59）：347-370.

［15］Petrucelli，J.,Woolford S.A threshold AR（1）mode［lJ］.Journal of Applied Probability，1984，21：270-286.

Research on the Dynamic Adjustment Relationship Between Housing Price and Land Price

XU Xiao-hua1,WU Ren-shui2
（1.College of Business Administration,Zhejiang University of Technology,Hangzhou 310023,China;2.College of Economics and Finance,Huaqiao University,Quanzhou 362021,China）

The purpose of this paper is to study the dynamic adjustment relationship between housing price and land price in order to provide supports for the policy-making decisions of government.Methods employed include threshold co-integration theory,EGARCH Model and empirical analysis.The results indicate that：（1）the housing price is positively correlated with the land price;（2）the land price variation is the Granger-cause for housing price variation,and there is the co-integration relationship between land price and housing price;（3）the adjusted regression coefficients of the land price and housing price are asymmetric when they are deviating from the equilibrium.It is concluded that the different reactions of the house buyers and the property developers with the“bear news”and“bull news”in the housing market,the benefit game between the central and local governments,and the so-called selectively implementing real estate polices by the relevant interest groups are the causes of asymmetry adjustment.Lastly,several policy suggestions have been put forward,including the improvement of land auction system,balancing of the financial resources between the central and local governments,optimization of the standards of performance assessment for officials on different levels,and the enhancement of monitoring the implementation of real estate policies of local governments,etc.

threshold co-integration;land price;housing price

F293.3

A

1001-8158（2010）04-0038-07

2009-12-23

2010-03-09

浙江工業大學?；穑?90110730408）。

徐小華（1977-），男，浙江江山人，博士，講師。主要研究方向為土地經濟學。E-mail:xuxh@zjut.edu.cn