“招拍掛”土地產(chǎn)權(quán)實現(xiàn)方式與商品房價格

□文/廖奇云 賈 順

一、引言

隨著我國房地產(chǎn)市場的飛速發(fā)展，近年來商品房價格出現(xiàn)了快速增長的現(xiàn)象。房價的快速增長，短期可以促進房地產(chǎn)市場的繁榮，進而帶動建筑、建材等相關(guān)行業(yè)的增長，緩解社會就業(yè)壓力，推動我國經(jīng)濟快速增長；但從長期來看，這種趨勢很可能會導(dǎo)致房地產(chǎn)市場供求機制的失衡，造成市場秩序混亂，影響社會公平，并最終阻礙我國經(jīng)濟的快速發(fā)展。

在影響商品房價格的眾多指標(biāo)中，土地銷售價格是其中一個關(guān)鍵因素。我國土地產(chǎn)權(quán)的實現(xiàn)方式經(jīng)歷了“雙軌制”，即劃撥和出讓并存、公開出讓與協(xié)議出讓并存的方式。從實踐來看，協(xié)議出讓最低，拍賣價格最高，兩者甚至有5～6倍的差異。截至2000年底，全國總計出讓土地30萬公頃，在全國范圍內(nèi)有2/3左右土地是通過行政劃撥手段實現(xiàn)的。雙軌制不利于我國土地市場的健康發(fā)展，2001年國務(wù)院在15號文件中明確規(guī)定我國經(jīng)營性土地必須采用“招拍掛”的形式，從而我國地價和房價出現(xiàn)了同步上漲的態(tài)勢。

國內(nèi)外學(xué)者對我國商品房價格與經(jīng)濟指標(biāo)關(guān)系的研究較多，很多學(xué)者認(rèn)為我國商品房價格持續(xù)走高與地價的快速上漲有關(guān)。例如，宋波、劉建江認(rèn)為房價與地價互為因果關(guān)系，房價的上漲帶動了低價的上漲，地價的上漲進一步促進了商品房價格的上漲；余芳認(rèn)為房價與地價息息相關(guān)，地價的高漲是房價高漲的重要影響因素。“招拍掛”出讓的“價高者得”的原則、政府壟斷經(jīng)營性用地供給量（即限制土地總供給）及控制其供地時點等令地價因供求不平衡而不斷高漲，地價高漲推動了房價上漲。王越龍、武鵬認(rèn)為“招拍掛”的方式拉動了地價的快速增長，地價推動了房價上漲；方毅、趙楊等認(rèn)為在長期房價對于地價起到了價格引領(lǐng)作用。短期而言，房價和地價存在顯著的雙向因果關(guān)系，房價和地價之間增長率在短期內(nèi)雙向的正反饋作用，其中房價影響偏大。國內(nèi)學(xué)者研究均客觀真實地反映了房價與地價的關(guān)系，然而對我國土地產(chǎn)權(quán)實現(xiàn)方式轉(zhuǎn)變過程后很短的一段時間內(nèi)的房價與地價研究不多，這正是我國土地產(chǎn)權(quán)實現(xiàn)方式轉(zhuǎn)變后對商品房價格影響的重要內(nèi)容。本文收集了2001年第一季度至2004年第四季度地價價格指數(shù)與商品房的價格指數(shù)共16組時間序列，通過回歸分析，擬說明我國采用了“招拍掛”的土地產(chǎn)權(quán)實現(xiàn)方式后地價與商品房價格的關(guān)系。

二、研究方法選擇

1、平穩(wěn)性檢驗。在計量經(jīng)濟學(xué)中通常采用單位根法對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。單位根檢驗方法很多，一般有Dickey-fuller（DF） 檢驗、Augmented Dickey-fuller（ADF）檢驗、Phillips-Perron（pp）檢驗。其 Engle-Granger的基于殘差的ADF檢驗是最常用的檢驗方法，在ADF檢驗中，單位根檢驗的回歸方程模型為:

模型3中的t是時間變量，代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢。虛擬假設(shè)都是H0:δ＝0，即存在一單位根。模型1與另兩模型的差別在于是否包含有常數(shù)項和趨勢項。

表12001 年第1季度至2004年第4季度土地價格指數(shù)與商品房價格指數(shù)值

圖1 2001年第一季度至2004年第四季度土地價格指數(shù)與商品房價格指數(shù)

表4 Granger檢驗結(jié)果

實際檢驗時從模型3開始，然后模型2，模型1。當(dāng)檢驗拒絕零假設(shè)時，說明原序列不存在單位根，此時該數(shù)列為平穩(wěn)序列，則停止檢驗。否則，就要繼續(xù)檢驗，直到檢驗完模型1為止。一個簡單的檢驗是同時估計出上述三個模型的適當(dāng)形式，然后通過ADF臨界值表檢驗零假設(shè)H0:δ＝0。只要其中有一個模型的檢驗結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可以認(rèn)為時間序列是平穩(wěn)的。當(dāng)三個模型的檢驗結(jié)果都不能拒絕零假設(shè)時，則認(rèn)為時間序列是非平穩(wěn)的。這里所謂的模型適當(dāng)?shù)男问骄褪窃诿總€模型中選取適當(dāng)?shù)臏蟛罘猪棧允鼓Ｐ偷臍埐铐検且粋€白噪聲。

2、協(xié)整檢驗。協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計目前應(yīng)用較多的是EG兩步法、Johansen極大似然法。EG兩步法適用于對兩個變量的協(xié)整關(guān)系進行檢驗，當(dāng)存在三個或三個以上的變量時宜采用Johansen極大似然法去檢驗變量的協(xié)整關(guān)系。本文擬采用EG兩步法，其原理為:第一步若Xt與Yt是一階單整的，則ΔXt與ΔYt是平穩(wěn)的，此時采用最小二乘法得到回歸方程:Yt=α+βXt+εt，進而得到殘差序列 et=Yt-（α+βXt）；第二步檢驗et的平穩(wěn)性，則Xt與Yt存在協(xié)整關(guān)系，反之不存在。

3、Granger因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗說明變量之間存在長期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步進行因果關(guān)系檢驗。本文采用Granger因果關(guān)系檢驗法，對數(shù)據(jù)的因果關(guān)系進行檢驗。Granger因果關(guān)系檢驗理論是:如果變量X有助于預(yù)測Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進行回歸時，如果再加上X的過去值，能夠顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的Granger原因，否則稱為非Granger原因。

三、實證分析

本文收集了2001年第一季度至2004年第四季度我國士地價格指數(shù)與商品房的價格指數(shù)共16組時間序列，數(shù)據(jù)均來自中國景氣月報，地價價格指數(shù)與房價價格指數(shù)分別記作LP與HP，為消除異方差需要進行對數(shù)變換記為LnLP和LnHP，對數(shù)據(jù)進行對數(shù)變換后不會影響數(shù)據(jù)的協(xié)整關(guān)系（本文數(shù)據(jù)處理均使用E-views5.0軟件）。（表1、圖1）

1、平穩(wěn)性檢驗。本文在運用ADF檢驗法的同時，參考PP檢驗法，對原序列l(wèi)nLP、lnHP及其差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，當(dāng)經(jīng)濟指標(biāo)在ADF和PP條件下同時滿足平穩(wěn)性要求時，經(jīng)濟指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)才是平穩(wěn)的，檢驗結(jié)果如表2所示。（表2）從以上變量可以看出:商品房價格指數(shù)的對數(shù)值（LnHP）、土地價格指數(shù)的對數(shù)值（LnLP）均不平穩(wěn)，經(jīng)過一階差分后變成平穩(wěn)序列，因此通過檢驗可以判斷這兩個變量是一階單整序列I（1）。

2、協(xié)整檢驗。即使時間序列LnHP、LnLP均為非平穩(wěn)的一階單整序列，但它們之間仍然可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個線性組合反映它們之間長期穩(wěn)定的線性關(guān)系即協(xié)整關(guān)系。本文采用EG兩步法對變量進行協(xié)整檢驗，得到協(xié)整方程為:

表2 單位根檢驗

表3 殘差單位根檢驗

其中括號內(nèi)的值為t值，兩個變量之間具有協(xié)整關(guān)系，需要對它們的殘差e進行平穩(wěn)性檢驗，如表3所示。（表3）可以看出，這兩個變量的殘差為平穩(wěn)序列，因此LnHP、LnLP從長期來看存在著均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

3、G ranger因果關(guān)系檢驗。在確定原序列LnHP、LnLP變量之間的協(xié)整關(guān)系后需要再運用Granger檢驗方法對商品房價格指數(shù)的對數(shù)值（LnHP）、土地價格指數(shù)的對數(shù)值（LnLP）之間的關(guān)系進行因果檢驗，檢驗結(jié)果見表4。（表4）顯示在10%置信水平下商品房價格指數(shù)的對數(shù)值是土地價格指數(shù)的對數(shù)值變動的Granger原因，在10%置信水平下土地價格指數(shù)的對數(shù)不是商品房價格指數(shù)的對數(shù)值變動的Granger原因，而商品房竣工面積和施工面積、銷售面積不是商品房價格變動Granger原因。

四、結(jié)論

本文基于我國2001年第一季度至2004年第四季度的土地銷售價格指數(shù)和商品房銷售價格指數(shù)進行了平穩(wěn)性檢驗、EG協(xié)整檢驗、和Granger因果關(guān)系檢驗，得出以下結(jié)論:

1、商品房銷售價格每上升1%，在我國土地產(chǎn)權(quán)“招拍掛”的實現(xiàn)方式下，土地價銷售格將上升1.52%。

2、在我國目前土地產(chǎn)權(quán)“招拍掛”的實現(xiàn)方式下，在10%置信水平下商品房價格指數(shù)的對數(shù)值是引起土地價格指數(shù)的對數(shù)值變動的主要因素，土地價格不是引起商品房價格變動的主要因素。

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