我國房價與地價、竣工房屋造價及銷竣比的關系

黃居林

摘 要：基于一個反映房價與地價微觀形成機理的多變量計量經濟模型，對我國房價與地價的關系進行理論與實證分析。研究發現：我國房價與地價、竣工房屋造價和銷竣比存在長期均衡關系；房價、地價具有較強的粘性；地價雖然從長期看是房價的Granger原因，但從方差分解看，房價對地價的影響遠遠超過地價對房價的影響；相對于地價的影響而言，“房價慣性”及供求失衡是房價上漲的關鍵因素；房價和地價受到沖擊后，響應值一般在6～7個季度后達到最大并高位趨穩。因此，改善房地產調控效果的關鍵在于：一是抑制“房價慣性”；二是出臺調控政策需有充分的提前期，同時調控政策執行期要足夠長；三是調控政策力度要能夠實現房地產供求兩方面的反向平衡。

關鍵詞：房地產調控；商品房價格；土地價格；竣工房屋造價；銷竣比；房價慣性；價格形成機制；招拍掛制度

中圖分類號：F293 文獻標志碼：A 文章編號：16748131（2013）05003108

一、引言

近10多年來，我國房價一路攀升；與此同時，地價也呈現出與房價趨于同步上揚的趨勢。為此，引發了社會各界針對“高房價”與“高地價”孰因孰果的爭論：作為房價主要組成部分的地價，在房價高速上漲過程中會產生什么影響？地價是否是推動房價上漲的根本因素？如果不是，究竟是什么因素推動著房價上漲？另外，地價不斷上漲、“地王”不斷涌現是否又是房價拉動的結果？目前，我國房地產調控又到了關鍵時刻，如何避免引發新一輪房價快速上漲無疑是事關全局的重要問題。為此，本文基于薩洛普的圓形城市模型分析了房價、地價的形成機理，并基于此實證分析了我國房價與地價的相互關系。

從學術界看，國內關于地價與房價關系的研究成果也不斷涌現?？嘴希?010）和婁文龍等（2012）對國內地價與房價的理論關系和經驗研究作了詳細的綜述。張文新等（2004）和宋勃等（2007a）分別對國外房價與地價的關系進行了比較分析。為避免重復工作，本文略去對文獻的整體回顧，而只重點對某些與本文直接相關的文獻進行必要評述，從而指出現有研究的某些不足之處以便改進。

對房價和地價關系的研究歸納起來可以分為理論分析和經驗研究兩方面。當前的經驗研究，根據所采用的主要變量數，又可分為雙變量和多變量模型。采用雙變量模型來研究房價和地價關系的文獻，由于僅僅考慮房價和地價兩個變量，很可能導致虛假的因果性推斷。根據格蘭杰因果性的定義，在可獲得的信息集Jn內Y的信息可以改善對X的預測，則相對于信息集Jn， Y構成X的有初步證據的因果性（prima facie causality）。格蘭杰指出，信息集中遺漏重要解釋變量很可能導致虛假的因果性推斷，如果適當地拓展信息集合，把重要的變量引入信息集，原來的虛假因果性可能消失。因此，在現有可獲得的有限信息集中做出因果性的推斷必須要謹慎對待（曹永福，2006）。

很多研究采用了多個變量建立理論和經驗模型。況偉大（2005）通過構建一個結合住房市場與土地市場的空間競爭模型，分析房價與地價的決定機制， 給出房價與地價之間的關系， 并對上述理論模型進行了經驗檢驗。宋勃等（2007b）在考慮通貨膨脹的條件下，對我國房價和地價關系進行Granger長短期因果檢驗。嚴金海（2006）、況偉大等（2012）和王岳龍（2012）分別就土地出讓方式轉變及招拍掛制度對房價和地價的影響進行了研究。周京奎（2006）首先就地價指數與房價指數兩變量之間的相互關系進行了分析，接著增加房地產投資額、城鎮居民可支配收入、土地購置面積變量，用多變量VAR模型探討房價變化的動態傳導機制。溫海珍等（2010）收集我國21 個城市2000—2005 年的面板數據， 以地價與房價為內生變量， 選取5 個地價影響因素和7 個房價影響因素為外生變量，采用聯立方程模型對房價與地價的關系進行實證研究。徐美茹（2011）、余華義等（2009）和時鵬等（2012）則分別考慮了貨幣供應增速、貨幣供應量及利率對房價和地價的影響。況偉大（2012）進一步研究了房產稅對對房價與地價的關系的影響。

當前對房價與地價關系的理論解釋，主要有幾個角度：成本構成、市場供求、市場結構及空間經濟學（孔煜，2010）。單純從成本構成來分析地價與房價的關系，無疑忽略掉了市場供求、市場結構及房地產市場空間競爭等主要影響因素。從市場供求、市場結構角度分析，同樣忽略了空間競爭因素。況偉大（2005）雖然從空間經濟學的視角進行了分析，但在經驗檢驗時卻把理論模型中的很多解釋變量忽略掉了，只采用了包含房價和地價的雙變量模型。

我國的商品房市場是一個存在巨大差異化的市場，招拍掛的土地出讓制度對土地價格形成具有重要影響。因此，本文也從空間經濟學的視角，并把商品房市場和土地市場結合起來，從理論上分析房價和地價的均衡特性，然后基于房價和地價的形成機理，實證分析我國房價與地價的相互關系。與已有研究不同的是，本文采用產業組織理論中的薩洛普圓形城市模型分析差異化極大的商品房價格形成機制，并利用剩余法得到招拍掛制度下的土地價格形成；在實證分析時，以房價和地價形成的理論模型作指導，同時考慮竣工房屋造價、供求關系（竣售比）等對房價與地價關系的相互影響，構造了具有協整關系的多變量向量誤差修正模型（VEC），并以此為基礎進行了Granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解分析。這樣，不僅從理論上，而且從實證角度都有利于同時考慮成本構成、供求關系、空間競爭因素及土地出讓制度等對房價與地價關系的影響，盡量避免因遺漏重要解釋變量而導致虛假的因果性推斷。同時，還利于分析房價和地價的長短、期Granger因果關系，進而利于分析房價與地價相互影響的方向、程度和隨時間變化的特征。

二、商品房和土地均衡價格形成的微觀機理

土地價格與商品房價格的形成過程實質上是開發商在土地市場和商品房市場開展的一個兩階段動態博弈過程。第一階段，開發商首先通過招拍掛在土地市場上取得土地；第二階段對取得的土地進行開發并進行商品房銷售。開發商對第二階段商品房開發與銷售的預期決定著第一階段其在土地市場的報價，而土地的成交價又影響著后續商品房的價格形成。因此，可以用逆向歸納法分析這一動態博弈過程，從而得出房價與地價的形成機理及關鍵影響因素。

1.商品房均衡價格的形成

為了衡量商品房市場的差異化競爭，這里采用薩洛普的圓形城市模型。Nc個家庭均勻地位于周長為1的圓形城市上，密度是1；α分別代表全部家庭中購房系數；某時期商品房供應數量為Nh ，沿著圓形城市等距離對稱分布；商品房成本為C=Cnl+Plh ，其中Cnl為規劃設計、建筑安裝等非土地成本，Plh =PlF為樓面地價（F為容積率，Pl 為地價）；位于j處的房價為Pj，其真正競爭主要來自于其左右兩側；均衡房價為Ph ?？紤]一個購房者，其最偏好的商品房與j的距離為x∈（0，1Nh），單位距離將使其效用減少r。

當Pj+rx=Ph +r（1Nh-x）時，購房者在j處和相鄰處買房無差異。這樣j處商品房的需求為：

為謀求利潤最大化，有目標函數：

（ 1）

式（1）反映了均衡房價的形成機理及關鍵影響因素。

2.招拍掛制度下的土地價格

自20世紀80年代開始，隨著我國土地供應制度的變革，市場機制在地價的形成中發揮出越來越重要的作用。尤其到90年代末，中國又推行了以“招拍掛”為核心內容的一系列重大變革。國土資源部1999年頒發了《關于進一步推行招標拍賣出讓國有土地使用權的通知》，國務院2001年發布《關于加強國有土地資產管理的通知》，國有土地使用權招標拍賣制度從東南沿海到中西部地區逐步推開。隨后，國土資源部在2002年、2003年和2004年又分別下發了《招標拍賣掛牌出讓國有土地使用權規定》《協議出讓國有土地使用權的規定》和《關于繼續開展經營性土地使用權招標拍賣掛牌出讓情況執法監察工作的通知》。通過對相關改革過程的簡單回顧可以看出，自1999年以來，招拍掛制度就開始對我國土地均衡價格的形成具有了影響。

在現行招拍掛制度下，土地均衡價格形成關鍵取決于典型開發商在招拍掛中對土地的估價。對土地的估價方法很多，如市場法、收益現值法等。但是，正常情況下，開發商拿地的目的是為了進行房地產開發。因此應按照逆向歸納法，對土地的估價應取決于對土地假設開發后所能獲得的剩余。根據（1）式，可得：

Pl =F（Ph -Cnl-NcαrNh）

（2）

式（2）反映了均衡地價的形成及關鍵影響因素。

三、我國房價與地價關系的實證分析

從理論模型（1）和（2）看，地價和房價互相影響，房價和地價、竣工房屋造價、商品房供求比（銷竣比）存在長期均衡關系。但房價和地價只是相互影響因素之一，除此外還存在其它影響因素。在考慮房價和地價形成機理及其它影響因素的情況下，房價和地價是否存在Granger因果關系？房價與地價相互影響的程度究竟如何？影響的時間持續性又怎樣？房價、地價、竣工房屋造價、商品房供求比之間存在的長期均衡關系能否經得起實踐檢驗？這需要進一步實證分析。

1.變量選擇

根據理論模型（1）和（2），選擇Ph、Pl、Cnl、NcαNh幾個變量進行分析。Ph采用全國房屋銷售價格指數；Pl采用全國土地交易價格指數；Cnl采用竣工房屋造價，竣工房屋造價是指在報告期內單位面積竣工房屋本身的建造價值竣工房屋造價包括竣工房屋本身的基礎、結構、屋面、裝修以及水、電、暖、衛等附屬工程的建造價值，也包括作為房屋建筑組成部分而列入房屋建筑工程預算內的設備（如電梯、通風設備等）的購置和安裝費用；不包括廠房內的工藝設備、工藝管線的購置和安裝、工藝設備基礎的建造、辦公及生活用品等家具的購置等費用，也不包括購置土地的費用、遷移補償費和場地平整的費用以及城市建設配套的投資。所以，土地價格Pl加上竣工房屋造價Cnl基本能反映理論模型中商品房成本的大部分。（竣工房屋造價=竣工房屋價值竣工房屋面積）；NcαNh實際上反映了房地產開發企業的利潤，取決于房地產市場的供求關系，用商品房銷竣比來衡量（商品房銷竣比=商品房銷售面積商品房竣工面積），為敘述方便，記NcαNh=xjb。

2.數據說明

本文分析全部采用季度數據，數據來源于《中國經濟景氣月報》及中經網統計數據庫1999年以來發布的數據。由于住房制度、土地制度、統計制度變化2010年起不再發布全國房屋銷售價格指數季度數據。，因此樣本區間取1999年一季度到2009年四季度，見圖1。另外，全國房屋銷售價格指數和全國土地交易價格指數都是以上年同期為100，因此需要變換成定基指數，取基期1998年各季度為100進行轉換，分析之前都進行了季節調整。

圖1 各變量變化趨勢

3.計量經濟模型設定

雖然前文對房價和地價的形成機理和影響因素進行了簡單的理論分析，但是，理論模型并未對變量之間的動態聯系提供一個嚴密的說明。為了反映變量之間的相互影響的動態關系，如果變量都是平穩的，則建立如下形式的向量自回歸（VAR）模型。

（3）

（4）

式中t表示時期，p、q代表滯后期數，α0、β0代表常數項，ut、vt為隨機擾動項，其它為變量和系數。對于模型（3）和模型（4），若變量不平穩但具有協整關系，則建立誤差修正（VEC）模型；若既不平穩也沒有協整關系，則建立差分形式的向量自回歸（VAR）模型。在此基礎上，再進行Granger因果檢驗等分析。需要特別說明的是模型（4），從理論模型（2）看，地價主要取決于對未來房價、房屋造價及銷竣比的預期，而模型（4）卻采用滯后項，這樣做是主要基于自適應預期假設。文章相關分析均采用Eviews6.0軟件進行。

4.平穩性檢驗

為了避免偽回歸，對時間序列數據需要進行平穩性檢驗。本文采用單位根的ADF檢驗方法，原假設為不平穩，檢驗結果如表1。從檢驗結果看，房價、地價、竣工房屋造價都是一階單整的，銷竣比是趨勢平穩的。

5.協整檢驗

Johansen和Juselius檢驗方法（JJ檢驗）是常用的檢驗多變量協整關系的方法。JJ檢驗主要基于多變量組成的VAR系統，進行協整檢驗的同時確定協整關系。根據平穩性檢驗的結果，變量之間可能存在協整關系。JJ協整檢驗結果見表2。

表2表明在5%的顯著水平下，存在協整關系。經過標準化后協整方程為：

Ph= 0.499Pl+ 0.009 Cnl + 15.95xjb+26.3

t值 （-5.748） （-0.93） （-5.02）

通過協整方程可以發現，房價、地價、竣工房屋造價及銷竣比之間存在長期均衡關系，理論模型（1）和（2）得到驗證。但是，只有地價和房屋銷竣比的系數顯著不為零，而竣工房屋造價對房價的影響很小。從數據看，土地交易價格指數在剔除季節性因素后，從1999年各季度的99.6、100.5、100.3、99.7，漲到2009年各季度的188.4、188.7、194.1、203.6，平均漲幅約為94%；而房屋銷竣比在剔除季節性因素后，1999年各季度為0.72、0.77、0.78、0.87，到2009年則為1.23、1.67、1.65、1.58。因此，從長期看，地價上漲和房屋供求失衡是我國房價上漲的兩個關鍵因素。

表1 變量平穩性檢驗

變量 檢驗類型（C，T，K） P值 檢驗結果

Pl C，T，8 0.179 0 不平穩

D（Pl） C，T，7 0.008 2 平穩

Cnl C，T，1 0.723 9 不平穩

D（Cnl） C，T，0 0.000 0 平穩

Ph C，T，1 0.474 8 不平穩

D（Ph） C，0，0 0.045 8 平穩

xjb C，T，0 0.000 1 平穩

注：本表中D（·）表示序列的一階差分算子；檢驗類型（C，T，K）中的C，T，K分別表示單位根檢驗方程包含常數項、時間趨勢項和滯后階數；滯后階數K依據AIC和SC準則確定。

表2 JJ協整檢驗結果

Hypothesized No. of CE（s） Eigenvalue Trace Statistic P值

None* 0.437 773 54.754 91 0.009 8

At most 1* 0.339 059 30.569 25 0.040 7

At most 2 0.233 178 13.177 44 0.108 5

At most 3 0.047 103 2.026 429 0.154 6

Trace test indicates 2 cointegrating eqn（s） at the 0.05 level； * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level。

6.基于VEC模型的Granger因果檢驗、脈沖響應和方差分解

（1）VEC模型

由于房價、地價、竣工房屋造價及銷竣比之間存在協整關系，因此根據Granger定理，可建立向量誤差修正（VEC）模型來分析長短期均衡的變化。

（2）基于VEC模型的Granger因果檢驗

Granger因果檢驗通常有兩種方法：一種是傳統的VAR模型，另一種是誤差修正模型。Granger指出，若非平穩變量間存在協整關系，使用VAR模型作因果檢驗可能會有錯誤的推論。因此，應當基于VEC模型來檢驗我國房價和地價之間的Granger因果關系。

基于房價和地價形成機理，從表3可以看出：地價、竣工房屋造價及銷竣比短期都不是房價波動的Granger原因，而且它們聯合起來也不是。但是，由于上一季度的非均衡誤差項（ECMPt-1h ）的系數為-0.24，χ2值為8.07、p值為0.004 5，這說明在5%的顯著水平下，應當拒絕誤差修正項作為外生變量的原假設。這說明非均衡誤差項是房價波動的Granger原因，即當房價受到地價、銷竣比等因素影響偏離長期均衡后，存在回歸均衡的反向修正機制，但回歸速度比較慢。這說明房價具有較強粘性。

表3 基于VEC模型的格蘭杰因果檢驗結果

因變量：△Ph 因變量：△Pl

Excluded Chisq df P值 Excluded Chisq df P值

短期Granger原因 △Pl 0.005 1 0.945 1 △Ph 8.27 1 0.004 0

同樣基于房價和地價形成機理，表3表明竣工房屋造價及銷竣比不是地價短期波動的Granger原因，而房價卻是地價短期波動的Granger原因，房價、竣工房屋造價及銷竣比聯合起來也是。但誤差修正項作為外生變量的原假設在5%的顯著水平并未遭到拒絕，其χ2值為0.16、p值為0.685 4。因此，非均衡誤差項不是地價波動的Granger原因，即當地價受到房價、銷竣比等因素影響偏離長期均衡后，回歸到均衡將非常困難。這說明地價具有很強的粘性，我國土地市場長期處于非均衡狀態下運行。這可能與我國的政府壟斷供應土地制度有關，面對瞬息變化的市場，政府在對土地供應數量和結構以及土地出讓底價的調整上響應遲緩是重要原因。

（3）基于VEC的脈沖響應和方差分解

Granger檢驗雖然是重要的因果關系分析工具，但由于其自身的局限性，并不能完整深入地揭示房價與地價的相互關系。關鍵在于基于VEC的Granger檢驗只考慮了有限的滯后期，在變量較多而樣本容量有限的情形下，增加滯后期將會迅速消耗自由度。而實際上房地產開發從拿地到銷售要經歷較長的時期。另外，因果檢驗也不能說明變量間相互影響的強度、方向和整個動態過程。而除了房價變動和地價變動的因果關系之外，我們所真正關心的還包括某一變量變動導致另一變量變動的方向如何、相互影響的強度怎樣、隨時間有何變化。這些問題是可以通過脈沖響應函數和方差分解來解決的，正如Sims 所評論到的：方差分解體現出的是超越Granger檢驗的因果流觀測（黃健柏 等，2007）。

脈沖響應函數描述的是模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響；而方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性?；赩EC的脈沖響應和方差分解有利于結合房價與地價的長短期關系來進行綜合影響分析。圖2和圖3分別是房價、地價對單位廣義脈沖的響應分析結果，圖4和圖5則分別是房價和地價的方差分解結果。

圖2 房價對單位廣義脈沖的響應

圖3 地價對單位廣義脈沖的響應從圖2中可以看出，當在本期給地價一個正沖擊后，房價將在前幾季度快速響應，直到第7季度達到最高點2.475（即在第7季度房價對地價的響應是2.475），以后開始穩定在2.469。這表明地價受外部條件的某一沖擊后，經市場傳遞給房價，給房價帶來同向的沖擊，而且這一沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續效應。同樣，房價對來自銷竣比的沖擊在前幾季度也快速響應，并在第6季度達到最大值。再從圖4可以看到，房價自身的貢獻度最大，達到70%； 除此外，銷竣比對房價的影響最大，再其次是地價（但地價的貢獻不足10%），銷竣比和地價兩者加起來對房價波動的貢獻達到近30%；而竣工房屋造價對房價的影響微乎其微?？梢?，房價自身對其的影響程度遠遠超過了地價等其他因素對房價的影響，這說明“房價慣性”及供求失衡（銷竣比）是房價上漲的關鍵因素。

從圖3看，當在本期給房價一個正沖擊后，地價的響應將在第7季度達到最高點4.599，以后開始穩定。這表明房價受外部條件的某一沖擊后，將給地價帶來同向的沖擊而且具有較長的持續效應。再從圖5來看，房價對地價的影響超過了地價自身，其貢獻率在3個季度后達到60%以上；相比而言，銷竣比及竣工房屋造價對地價的影響非常小，兩者合計不足10%。

圖4 房價的方差分解

圖5 地價的方差分解四、結論與建議

本文實證分析表明，我國房價與地價、竣工房屋造價和銷竣比存在長期均衡關系，但竣工房屋造價對房價的影響非常微弱；房價、地價偏離均衡后回歸較為緩慢，這說明其具有較強的粘性；地價是房價的長期Granger原因，但短期不是；房價是地價的短期Granger原因，但長期不顯著。綜合長短期來看，房價對地價的影響遠遠超過地價對房價的影響，“房價慣性”及供求失衡（銷竣比）是房價上漲的關鍵因素。從改善房地產調控、抑制房價過快上漲角度，本文提出建議：

第一，抑制“房價慣性上漲”是抑制高房價、高地價的關鍵。形成房價慣性的因素很多，包括：對房價上漲的一致預期及對政策的信心不足，存在不斷誘發房價上漲的諸多刺激因素，存在政府和開發商等推動房價、地價上漲的動力機制，等等。這就要求決策部門對誘發房價上漲的各種因素及時進行調控，堅定相關市場主體對調控政策的信心，避免形成房價上漲的一致預期。

第二，房地產調控要及時，并長期堅持。調控不及時應該是我國近10多年來房地產調控的重要失誤之一，而房地產調控往往因為服從于整個宏觀經濟調控等各種因素而半路轉向、沒有長期堅持則是重要失誤之二。從脈沖響應分析結果看，當房價、地價、竣銷比等因素對房價形成沖擊后，房價會快速做出響應，并在6～7個季度達到最大，并逐漸高位趨穩。這就要求一旦發現有誘發房價上漲的因素，政策就要及時調控，要有6～7個季度的提前期，而不是等到房價漲高了再調控。當前，也要避免由于政策轉向而引發市場需求集中釋放，從而導致供求急變，誘發房價快速上漲。同時，房地產調控還要注意長期堅持。由于房價和地價本身具有較強的粘性，而且也還存在政府和開發商等維持房價、地價上漲的動力機制等，房價一旦上漲后再下降將非常困難，這就要求房地產調控要長期堅持。

第三，房地產調控要在供求之間實現政策力度反向平衡。所謂政策力度反向平衡，是指能找到一個在控制需求的同時能平穩增加供給的政策平衡區域。銷竣比是反映供求關系的一個重要指標，雖然銷竣比存在明顯的季節性波動特征，但剔除季節性因素后我國商品房的銷竣比呈現上漲的趨勢。從2005年開始，這一趨勢值就超過了1，這說明商品房供求關系趨于緊張。因此，在控制需求的同時需要增加供給才是合理的。但是縱觀近10年的房地產調控政策，往往是在緊縮需求的同時也大幅度抑制了供給，而在刺激需求時供給卻滯后。表現為在緊縮政策下，買房人紛紛觀望，開發商也開始減少投資；而在寬松政策下，買房人又一哄而上，開發商和地方政府卻跟不上或不愿跟上。調控政策的力度始終沒有找到一個在控制需求的同時能增加供給的平衡區域，這應該是我國房地產調控政策的又一重要失誤。保持房價平穩而非大起大落應是實現政策力度反向平衡的重要措施。

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