地價與房價的相關性分析——基于我國東部11個省市面板數據的實證研究

何 南

（廣東金融學院經濟貿易系,廣東廣州520521）

一、引言

自20世紀90年代，中國房地產市場啟動至今，房地產市場以驚人的速度快速發展。然而，在房地產市場持續發展的過程中，房價不斷攀升。高漲的房價給不少居民帶來了巨大的購房壓力，甚至遠遠超過了居民的支付能力。房價的持續上漲一方面會抑制內需，對居民其他消費產生壓力。另一方面會扭曲市場價格體系，導致市場失靈并最終造成資源的無效配置。房價不再僅僅是經濟問題，也不僅僅是民生問題，它更關系到社會穩定問題。今年以來，政府雖然頻頻提及“房價合理回歸”，然而，據有關數據顯示并不樂觀。2011年全國總體房價收入比（住房價格與城市居民家庭年收入之比）為7.4（一般認為超過6即視泡沫區）。此外，報告指出，依據統計局口徑的房價數據，全國35個大中城市房價收入比排名前11名均為東部一、二線城市，后5名均為西部二線城市，其中，深圳、廈門、杭州、上海、北京、福州房價收入比較高。2012年全國各地區的房價整體也呈現上漲趨勢，且于11月70個大中城市房價中有53個城市房價上漲，達到全年之最。所以研究高房價背后的影響因素，從而有效控制房價變得刻不容緩。

二、相關理論與文獻回顧

毫無疑問，房地產業已經成為我國國民經濟的支柱產業。近些年，我國房地產市場出現過度繁榮的景象，房價不斷攀升，政府出臺了一系列政策才使得房價過快上漲的勢頭得到一定程度的緩解。

影響房價的因素有很多，其中包括經濟因素、社會因素、行政和政治因素、房地產內在因素和周邊環境因素等。經濟、社會因素等對房價的影響是漸變的，而行政和政治因素對于房價的影響可以說是突變的。地價則是行政和政治因素的一種，它由國家機關控制。

改革開放以前，土地不僅屬于國家所有，而且屬于國家完全使用。具體來說，土地資源在國有單位中進行計劃分配，國有單位無償使用，而其余單位及個人則需為使用土地支付相應的費用。所以，土地作為房地產的基礎材料，其出讓價格是房地產開發的主要成本構成。土地出讓價格的變化將緊緊牽動著房價的變動。

在現實中，土地出讓價格已經成為房地產市場是否繁榮的標志。各個地方頻現的“地王”事件足以吸引民眾的眼球。可以說，土地成交價格的高低，將直接決定未來房產市場的價格。由于政府壟斷土地供給，政府行為決定著土地出讓價格，因此關于土地價格的調控可以通過相關政策和制度的改革而完成。通過控制土地出讓價格來影響房價顯得相對簡單易操作且成效顯著。

在學術界，關于房價的影響因素歷來不乏研究，主要集中在房產稅和地價這兩大因素。關于房產稅對房價的研究如杜雪君（2009），李彬（2010），況偉大（2012）等。關于地價對房價影響的研究主要分為以下幾類：一是從市場均衡角度研究供給對房價的影響，如黃超杰（2010），錢曾（2010）；二是地價與房價之間存在單向的作用關系。如劉潤秋、蔣永穆（2005） 認為房價決定地價；況偉大（2005） 認為地價決定房價；三是地價與房價之間存在相互因果關系。如孫克（2012），曾向陽、張安錄（2006），宋勃、高波（2007），黃偉鑫（2011）；四是非經濟因素對房價的影響。如任超群（2011）研究土地出讓價格信息對房價的影響；葛紅玲（2008）研究貨幣政策對房價的影響。地價與房價之間的因果關系研究已經相當豐富，但兩者之間具體數量關系的研究缺乏；采用定性研究方法的居多，定量分析的頗少；利用時間序列數據進行研究的較多，采用面板數據進行分析的則較少。

所以，本文考慮從地價這一影響因素出發，研究地價與房價之間的關系，意圖通過土地制度的改革，調控土地出讓價格，從而間接影響房價。本文選取了東部地區作為研究對象，因為東部地區更具代表性。數據的選擇上采用面板數據，具體是指2002～2009年北京、天津、上海、山東、河北、江蘇、遼寧、浙江、福建、廣東、海南11個沿海省市的土地出讓價格與商品房出售價格的面板數據進行回歸分析，旨在考察土地出讓價格與房價之間的具體數量關系，以確定土地出讓價格的降低是否會使房價跟著下降；土地出讓價格又在多大程度上影響著房價；是否可以通過相關土地制度的改革來抑制房價的過快上漲。各省市的土地出讓價格來源于每年的《中國國土資源年鑒》，以土地出讓收入除以出讓面積算得；各省市的商品房出售價格則來源于每年的《中國統計年鑒》。

三、實證分析

（一） 探索性分析

在不清楚自變量（土地出讓價格以RJ表示）與因變量（房價以SJ表示）之間的相關關系時，可以通過探索性分析來觀察兩者之間的可能關系。

1.散點圖趨勢分析

取每年東部地區的平均商品房售價和平均土地出讓價格形成2002～2009年的時間序列，畫出趨勢圖（圖 1）。

圖1 2002～2009年期間東部地區的平均房價與土地出讓價格的走勢

2002年到2009年期間，我國東部地區11個省市的房價環比累計增長了107.25%。同期這11個省市的土地出讓價格環比累計增長了245.03%。這說明，相比房價上漲幅度，土地價格上漲幅度更大，是房價上漲幅度的2.28倍。由此可見，土地出讓制度很大程度上影響著房價的上漲，不改革現有的土地出讓制度則房價將居高難下。

2.異方差處理

根據2002～2009年期間的東部地區（11個省市）房價和地價的面板數據畫出散點圖（圖2）。圖2中每一種符號代表每一個省級地區的8個觀測點組成的時間序列，相當于觀察11個時間序列。

圖2 2002～2009東部地區各省市商品房出售價格與土地出讓價格的散點圖

從圖2中可以看出，隨著時間的增加，散點越來越離散，這說明時間序列存在著異方差。所以，為了消除異方差，將對所有數據進行取自然對數的數據處理。結果如圖3所示：

圖3 2002～2009東部地區各省市經過自然對數處理的商品房出售價格與土地出讓價格的散點圖

經過取對處理后散點明顯比較集中，且呈現出一定的線性趨勢，即隨著土地出讓價格的增加，房價也隨著增加，兩者表現出一定的正相關關系。

3.給散點圖配回歸線

對取對后的數據進行回歸分析，回歸線如圖4所示：

將東部地區各省市每年的商品房售價與土地出讓價格取均值作為某一年東部地區的房價與地價，簡化為時間序列數據進行回歸分析。

通過spss軟件對取對后的商品房出售價格和土地出讓價格進行一元線性回歸分析，分析結果如表1、表2所示。

表1 參數估計結果

圖4 取對后的數據回歸分析圖

表2 統計檢驗值

所以回歸模型估計結果為：

LNSJ=4.72+0.568LNRJ

(19.611)(14.564)

由判別系數R2可知，對于東部地區商品房平均售價與平均土地出讓價格的回歸擬合并不是很好。下面將對面板數據進行回歸分析。

4.回歸分析

（1） 平穩性檢驗。

1）單位根檢驗。

一般回歸前要檢驗面板數據是否存在單位根，以檢驗數據的平穩性，避免偽回歸，或虛假回歸，確保估計的有效性。單位根檢驗時要分變量檢驗。

單位根檢驗的方法較多，具有代表性的有五種：LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和 PP-Fisher。一般為了方便起見，只采用相同單位根檢驗LLC和不同根檢驗Fisher-ADF這兩種檢驗方法，如果它們都拒絕存在單位根的原假設，則可以認為此序列是平穩的，反之就是非平穩的。

檢驗結果顯示，SJ、RJ均為非平穩的序列，所以考慮分別進行一階差分處理，處理后的單位根檢驗結果如表3、表4所示：

表3 取自然對數后的土地出讓價格的單位根檢驗結果

表4 取自然對數后的商品房出售價格的單位根檢驗結果

從以上表3、表4可以看出，除了IPS檢驗接受原假設（不穩定）外，其余檢驗均拒絕原假設。所以檢驗很好地證明了上述兩個變量的一階差分序列都是平穩的。

2） 協整檢驗。

通過前面單位根檢驗，可以發現，logSJ與logRJ滿足一階單整。說明兩個變量存在長期均衡關系。接下來對兩者進行協整檢驗。目前，協整檢驗的主要方法有兩種：一種利用面板數據的殘差序列進行檢驗（Engle-Granger平穩方程）；另一種是LM檢驗（基于最小二乘法的殘差序列構造的統計量）。第一種方法代表性的檢驗是pedroni檢驗，其假設基礎是兩者之間沒有協整關系；第二種代表性檢驗有McCoskey和Kao等，其原假設是面板數據具有協整關系。本文采用的是pedroni提出的面板協整方法進行檢驗的。Pedroni提出的檢驗方法又包括兩類統計量，一是基于聯合組內尺度檢驗，另外一類是基于組間尺度的檢驗。前者包括 Panelv、Panelρ、Panel PP和 Panel ADF四個統計量，這些統計量包含了不同變量的自回歸系數對估計殘差的單位根檢驗；后者包括Groupρ、Group PP和Group ADF三個統計量，這些統計量是基于每個向量個體估計系數的算術平均。當樣本容量大于100時，所有統計量的檢驗效果均較良好，而當樣本容量小于20時，最好的統計量就是GroupADF（表5）。

表5 協整檢驗結果

由上表可知檢驗結果拒絕原假設，則表明兩變量之間存在協整關系。

（2） 模型建立。

由于房地產市場具有地區壟斷性，所以為了更好地研究房地產售價情況與地方土地出讓價格的關系，本文選取了東部地區（按照統計局統計標準設立的11個省、市） 2002年到2009年8年期間的面板數據進行實證分析。模型初步設定為：

式中，i,t分別代表省份和年份。SJ代表房價，表明房地產價格水平。RJ代表土地出讓價格（以平均土地出讓價格衡量）。由于采用的是面板數據，因此采用的模型和估計方法都是面板模型。在常用的面板數據模型中，一般有三種，即結合時間序列與截面數據模型的混合模型以及固定效應模型和隨機效應模型。下面將對三種情況依次進行討論。

1） 混合模型。

混合模型指不針對特定數據，無論對時間序列還是對截面，假設回歸系數α和β都相同，回歸模型設定為通常的線性模型：

其中，yit為被解釋變量，α為常數項，xi為11階解釋變量列向量，β為回歸系數，ui為隨機誤差項，這里N代表面板數據的個體數（本文為N=11）T表示面板數據的時間長度，滿足此類條件的模型即為混合模型。

2）固定效應模型。

固定效應模型是指，αi為隨機變量，表示對于i個個體有i個不同的截距項，并且其變化與個體有關。則固定效應回歸模型為：

其中，αi的變化與xi有關

3）隨機效應模型。

隨機效應模型與以上兩種模型的區別在于，截距項α是隨機的，其分布與個體xi無關。

（3）模型估計。

分別運用混合模型分析、固定效應模型分析、隨機效應模型分析，分別進行模型的估計。估計結果如下：

1）混合模型估計：

2）個體固定效應模型估計：

其中，D1，…D11的定義是：

R2=0.915 DW=1.232

F-statistic 74.09078 Prob(F-statistic) 0

F檢驗結果如下：

3）個體隨機效應模型的估計：

R2為判別系數，衡量擬合效果的好差。判別系數越大，說明擬合效果越好。通過分別估計三種模型可以發現，個體固定效應模型的擬合優度更高，即回歸模型擬合得更好。且估計的回歸模型解釋能力達到91.5%。在5%的顯著性水平上，F值的檢驗結果小于0.05，即檢驗拒絕自變量為0的假設，所以自變量對因變量存在著顯著影響。最終估計模型的自變量系數符號與理論預期相一致，即隨著土地價格的上漲，房價也會隨之水漲船高，且當土地出讓價格平均增長1%時，房價平均上漲0.46%。通過模型？（個體固定效應模型）還可以看出，北京、上海、廣東三個地區的橫截距最大，即同一地價水平下，這三個地區的房價比其他地區偏高。這一可能的原因就是影響房價的其他重要因素，比如經濟發展水平，這也與現實房價狀況相吻合。

（4） Hausman檢驗。

Hausman檢驗是指采用模型的檢驗。即首先檢驗應該采用固定效應模型還是建立隨機效用模型。檢驗的原假設為：應該建立隨機效用模型。

表6 Hausman檢驗結果

檢驗結果如下（表6）：

由上表可知，檢驗結果拒絕原假設，所以應該建立固定效應模型。

實證分析的結果顯示，房價與地價的回歸模型中解釋變量的符號與理論預期一致，且系數顯著。回歸模型的結果顯示：地價上升，房價會隨之上升。因此，土地出讓價格很大程度上影響著房價，這表明目前的土地出讓制度雖然有利于土地的有效利用和土地收入的最大化，但同時也抬高了房價。

四、改革土地管理制度，有效控制房價的政策建議

時至今日，房地產價格的居高不下已經困擾普通民眾和各級政府。在政府數輪房地產調控中，一個突出的現象是政府政策和行政措施沒有有效控制房價的上漲。普通民眾對未來房價的判斷以及房地產市場的投機行為沒有任何變化。幾乎所有的媒體、輿論都將房價的惡性增長歸咎于房地產開發商的黑心，然而土地管理制度不改變，房地產商們只有選擇接受和按照現有的土地制度行事，這自然導致的房地產成本的增加，進而導致房價持續攀升。可問題是，雖然商品房購買者因為地價的上漲支付了更高的房價，政府也從地價的上升中獲得更高的收益，但如果政府獲得的高收益沒有解決普通民眾的居住需求，只是造成更多無力購買商品房的家庭，那么房地產市場供求關系永遠達不到平衡，房價也只會持續攀升。正是由于土地出讓價格與房價之間的緊密聯系，改革土地管理制度顯得尤為重要。

目前，我國城市土地出讓制度還保留三個顯著特征：商業土地供給的政府壟斷、土地出讓方式的招拍掛、土地出讓金的一次性繳納。上述三個特征有個共同的內在邏輯，那就是都有助于推動土地價格上漲，甚至是土地價格上漲的前提條件。此外，現實還有兩個外部條件也導致了土地價格的上漲，即土地財政以及住宅市場的“賣方市場”。

（1）商業土地供給的政府壟斷。

土地價格的形成，很大程度上取決于土地市場的供給與需求結構。在一個區域性的市場上，土地的供給者只有政府一個，而土地的需求者有許多個，從而形成了土地供給的政府寡頭壟斷和土地需求接近于充分競爭的土地市場。因此，在土地供給壟斷的條件下，土地需求方的充分競爭和競價，往往導致地價扶搖直上，有的土地甚至拍出天價來，這些購地款最終必然會轉嫁給購買住房的消費者和投資者，土地價格越高，土地需求方剝奪的“消費者剩余”越多，直至全部剝奪。因此，國家必須加強宏觀調控，限制土地出讓比例。

（2）土地財政。

2006年國務院辦公廳頒布的《關于規范國有土地使用權出讓收支管理的通知》以及《財政部、國土資源部、中國人民銀行關于印發〈國有土地使用權出讓收支管理辦法〉的通知》中提出將土地出讓收入納入地方財政預算。《土地管理法》第55條規定：“以出讓等有償使用方式取得國有土地使用權的建設單位，按照國務院規定的標準和辦法，繳納土地使用權出讓金等土地有償使用費和其他費用后，方可使用土地。自本法施行之日起，新增建設用地的土地有償使用費，30%上繳中央財政，70%留給有關地方人民政府，都專項用于耕地開發。”土地財政則是土地價格上漲的動力。

（3）土地利用率不高。

城市土地存在利用率不高和不合理利用的現象。許多地方開發用地目標不明確，開發性項目少，行政和生活用地多，土地利用經濟效益偏低，形成低檔次重復建設。有些地方城區內還存在建設用地長期閑置的情況。所以，需要加強房地產用地供應和開發利用的動態監管，大力推進閑置土地整治清理，加大違法違規房地產用地信息公開和查處力度。

（4）土地出讓方式的招拍掛。

2004年8月31日以后所有的經營性用地出讓全部實行招拍掛制度。之前采用土地供應雙軌制，即采用兩種方式完成土地供應：一是政府無償劃撥國有土地給使用單位；一是通過市場化手段有償出讓國有土地，目前主要是通過招標、拍賣、掛牌三種方式出讓土地。我國城市國有土地基本實現了有償、有限期、有流轉的使用制度。自2002年實行土地出讓的招拍掛制度后，價高者得成為防止腐敗的唯一路徑，從而推高了土地的出讓價格，并加劇了地方政府對土地財政的過度依賴。

鑒于以上問題，要有效控制房價，改革土地管理制度尤顯重要。改革的大致方向，一是適應我國城鎮化快速發展的趨勢，擴大城市土地供給，二是改革招拍掛的土地出讓方式，不以土地價格的高低作為唯一的競爭標的，三是將批租制改為年租制，并與房產稅合并征收。此外，應將現行地方政府操作土地交易轉變為中央政府專門機構操作交易，然后與地方收入分成。改變土地使用權價格機制，將土地使用權價格的一次性實現改變為分期逐年實現，從而有效實現土地交易的法制化和規范化。

五、結語

本文選取了2002年至2009年8年期間東部地區11個省市的土地出讓價格和商品房出售價格數據，運用eviews、spss等統計、計量工具，對房價與地價進行回歸分析，得出地價對房價影響顯著的結論，明確了房價與地價之間的具體數量關系，為我國土地出讓管理的制度改革提供了依據。要從根本上解決房價異常高漲問題就得從地價這一關鍵入手。本文的不足在于，未進一步深入探討房價的其他關鍵影響因素，也未曾提出更全面更深刻的改革方案。

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