財政分權與房地產價格關系研究

王婷婷

摘 要：以“財政分權催生土地財政——土地財政推高房價”為主線分析財政分權程度與房地產價格之間的影響關系，最后得出結論：財政分權程度是引起房地產價格變動的重要原因，財政分權改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產業中獲得更多的收入，地方政府對“土地財政”的多重依賴隨之導致房地產開發成本上升和房價上漲。

關鍵詞：財政分權；土地財政；房地產價格；影響關系

中圖分類號：F293.3 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）29-0197-02

一、我國財政分權相關情況綜述

財政分權體制就是將收入上的財權和支出上的事權在中央政府和地方政府之間進行分配，使地方政府在一定程度上自行決定稅收配置，自主決定其預算支出規模和結構。事權規定了政府承擔社會經濟事務的性質和范圍，確定了政府的支出責任，財政支出總是以相應的財政收入為前提，而財政收入又是由財權決定的，因此，事權與財權應具有一致性。

20世紀80年代以來，財政分權逐漸成為一種全球性趨勢，我國也不例外。1980年，我國改變了建國以后長期實行的統收統支的中央集權式財政體制，實行“劃分收支、分級包干”的體制，開始了中國財政體制“分灶吃飯”的時期。1994年，我國改革以往的地方財政包干體制，對各省、自治區、直轄市以及計劃單列市實行分稅制財政管理體制。

總體而言，“分稅制”改革導致地方事權、財權不對稱。本部分所引收支數據均來源于中經網統計數據庫。主要表現是：“分稅制”改革后財權集中在中央，事權卻主要集中在地方。改革實施之后的當年，中央與地方的財政收支狀況發生較大變化，中央財政收入占總收入的比例達到55.7%，比1993年提高了33.7個百分點，但中央財政支出占總支出的比例和以往相比變化不大，僅為30.3%。之后，1995—2013年連續19年，中央財政收入、地方財政收入占總收入的平均比例分別為52.1%、47.9%，而中央財政支出、地方財政支出占總支出的平均比例分別為26.2%、73.8%。自1996年后，中央和地方財政收入各占半壁江山，所占比重基本在50%附近小幅波動，但地方財政支出在總支出中的占比卻不斷增大，到2013年，地方財政支出在總支出中的占比已近85%。

二、財政分權催生“土地財政”

（一）財政分權下地方預算內收入約束及支出壓力迫使地方政府賣地創收

自1994年分稅制體制實施以來，在財力劃分上中央財政收入占全國財政收入比重大體保持在50%—55%之間，如果加上中央掌握的社保基金和中央管理的民航、鐵路、石油、金融、保險等大型壟斷行業的利潤，中央政府集中了全國近60%的財政資源，地方政府僅占40%多一點；但在事權劃分上中央承擔約20%的事權，省級及省級以下政府卻需要承擔除了國防支出與基本建設支出之外約80%以上的事權職責，城市基礎設施的建設、居民生活服務設施的提供、社會保障制度的執行和地方經濟的發展等基木上都是依靠當地政府，其中，教育、醫療衛生、撫恤與社會福利救濟等支出中，縣級及其以下基層政府承擔的支出比例超過或接近一半。財權與事權的不匹配，造成了地方政府財力嚴重不足。因此，財政分權下的財政收支壓力迫使地方政府尋找有效途徑來應對收支困境，而土地是地方政府有能力控制的重要資源，可以為地方政府創造獨享的預算外收入。

（二）財政分權下的政績考核機制促使地方政府實行土地財政

我國官員政績考核更多的體現在經濟發展和財政收入增長方面，因此地方政府的目標是在提供最低水平社會性公共服務的前提下，追求本地區經濟產出最大化和財政收入最大化。一方面，各地區不斷強化地區基礎設施建設，同時為了招商引資，盡可能給予外部投資者土地使用、收費、稅收等方面的優惠政策；但另一方面，1994年開始的以財政收入集權為基本特征的分稅制改革，大大限制了地方政府利用稅收優惠等工具扶持當地企業的發展，地方政府很難通過稅收手段來扶持本地企業或爭取外來投資，由此地方政府不得不將目光投向當地的土地資源，采取經營城市的策略。總之，在分稅制下的偏向經濟內容的政績考核機制強化了地方政府的投資沖動，催生了地方政府間激烈的競爭，使地方政府產生了龐大的經濟性支出需求，由于官僚任期的短期化導致了其所負責任也具有不連續性，因此地方官員將以后年度的土地出讓金收入大規模地在自己任期內實現并進行支出。

綜上，由于土地財政在給地方政府帶來即期與遠期可獲得的相關稅收與非稅收入的同時，也有效促進了當前GDP的發展。此外，土地經營還可以突破現有的地方不能發行債券的法規約束，帶來巨額融資，即以土地儲備中心、政府性公司和開發區為載體向銀行進行土地抵押貸款，因此，地方政府土地財政迅速膨脹，土地財政成為現行財政分權體制下地方政府的必然選擇。

三、“土地財政”推高房價

從土地獲得的直接收益角度考慮，土地使用權出讓收入和相關稅收共同構成了地方政府“土地財政”的主要來源。分稅制改革以后，財權上收、事權下放，政府層級越往下財政壓力越大。面對著城市化進程中巨大的土地需求，政府作為壟斷的土地供應方不斷通過獲取巨大的土地收益來支持地方財政收入的增長。而隨著上述收入的快速增加，我國地方政府 “土地財政”依存度逐年提高，若再考慮到房地產業稅收帶來的貢獻，近年來地方財政收入超過1/3的部分應歸功于土地。

在市場經濟條件下，房地產價格是在流通過程中房產價格和地產價格的綜合體，是由房地產（主要指土地）的稀缺性、有用性和有效供需的相互作用而產生的經濟價值。雖然房屋價格和土地價格在其特點上各不相同，但由于房屋是植根于土地之上的，故而地價與房價是一個統一不可分割的整體。地價是房價的基礎，雖然推高地價帶動房價能有效增加建筑業稅和房地產稅，從而使地方政府獲得較高的財政收入，但土地出讓價格的上漲提高了開發商的拿地成本，開發商把相應成本轉嫁給購房者，從而全面推動房價快速上漲。endprint

房價上漲過快將給整個國民經濟持續、快速、健康發展埋下隱患：一是快速上漲的房價提前完成了未來幾十年的房價漲幅，嚴重透支了地方經濟的未來增長潛力；二是房價過高將形成房地產泡沫，一旦破滅將對整個經濟造成巨大的沖擊，帶來難以估量的震蕩；三是可能導致通貨膨脹。政府為了消極應付房價飛漲，部分彌補人們被惡意掠奪的利益，將可能采取大量發行紙幣的措施，這必然導致嚴重的通貨膨脹；四是居高不下的房價嚴重透支民眾未來的消費能力。根據國家統計局調查顯示，2013年8月份全國70 個大中城市中，除溫州外，其余69個城市新建商品住宅價格同比均實現上漲，其中北京、上海、廣州、深圳同比增速分別為19.3%、18.5%、19.0%、18.4%。

四、財政分權與房價上漲關系研究——以甘肅省數據為例

（一）變量選取

財政分權（FQ）表示地方政府財政自主程度，界定為：財政分權程度= 年度地方財政支出/（年度地方財政支出+年度全國財政支出），房地產價格（FP）采用當年商品房銷售價格，樣本區間1997—2013年。 自1998年國務院發布《關于進一步深化城鎮住房制度改革，加快住房建設的通知》，停止住房實物分配，逐步實行住房分配貨幣化后，甘肅省才出現真正意義上的房地產。因此選擇自1997年起的樣本數據，共17期。以上數據均來源于中經網。

（二）分析思路

Granger因果檢驗是考察變量間相互是否存在影響關系的重要方法，具體定義為：在時間序列情形下，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進行Granger因果關系檢驗，首先要注意序列是否平穩，如果平穩可以繼續Granger檢驗；若不平穩要對同階單整進行協整檢驗，如果有協整關系同樣可以Granger檢驗。

因此，以下將采用Granger因果檢驗來具體分析財政分權程度與房地產價格之間的影響關系，步驟如下：第一步，對財政分權（FQ）和房地產價格（FP）序列分別進行單位根平穩性檢驗（ADF），并確定差分階數，根據平穩性檢驗結果及差分階數判斷是否存在協整回歸的可能性；第二步，對變量進行協整關系檢驗，證明變量之間存在長期穩定的相關關系；第三步，進行Granger因果檢驗，揭示財政分權程度與房地產價格之間存在的具體因果關系。

（三）平穩性檢驗

由于財政分權程度尤其是房地產價格波動都較為明顯，ADF檢驗顯示各項指標均為非平穩序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗，結果顯示一階差分的ADF檢驗值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標序列FQ和FP均為非平穩一階單整序列，因此他們之間存在協整回歸的可能。

（四）協整關系檢驗

以上已經證明兩個序列為一階單整序列，滿足協整檢驗前提，根據EG兩步法，用變量FQ對FP進行普通最小二乘回歸，得到模型估計殘差序列e，對序列e做單位根檢驗（見表2），可知e為平穩序列，表明FQ和FP都存在協整關系。

（五）Granger因果檢驗

以下在協整關系檢驗的基礎上，進一步確認兩者之間的因果關系，表3是FQ與FP的因果檢驗結果。從檢驗結果看，對于“FQ不是引起FP變動的格蘭杰原因”的原假設，在滯后1期相伴概率約為0.4%，而滯后2期、滯后3期分別為1.9%、17.0%，因此可以認為原假設不成立；反向來看，滯后1期、2期、3期的相伴概率均在50%以上，因此，認為財政分權程度是引起房地產價格變動的格蘭杰原因。

（六）結論

通過對財政分權程度與房地產價格之間影響關系的研究，我們得出結論：財政分權程度是引起房地產價格變動的格蘭杰原因，這主要是因為財政分權改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產業中獲得更多的收入，地方政府對“土地財政”的多重依賴隨之導致房地產開發成本上升和房價上漲。

[責任編輯 柯 黎]endprint

房價上漲過快將給整個國民經濟持續、快速、健康發展埋下隱患：一是快速上漲的房價提前完成了未來幾十年的房價漲幅，嚴重透支了地方經濟的未來增長潛力；二是房價過高將形成房地產泡沫，一旦破滅將對整個經濟造成巨大的沖擊，帶來難以估量的震蕩；三是可能導致通貨膨脹。政府為了消極應付房價飛漲，部分彌補人們被惡意掠奪的利益，將可能采取大量發行紙幣的措施，這必然導致嚴重的通貨膨脹；四是居高不下的房價嚴重透支民眾未來的消費能力。根據國家統計局調查顯示，2013年8月份全國70 個大中城市中，除溫州外，其余69個城市新建商品住宅價格同比均實現上漲，其中北京、上海、廣州、深圳同比增速分別為19.3%、18.5%、19.0%、18.4%。

四、財政分權與房價上漲關系研究——以甘肅省數據為例

（一）變量選取

財政分權（FQ）表示地方政府財政自主程度，界定為：財政分權程度= 年度地方財政支出/（年度地方財政支出+年度全國財政支出），房地產價格（FP）采用當年商品房銷售價格，樣本區間1997—2013年。 自1998年國務院發布《關于進一步深化城鎮住房制度改革，加快住房建設的通知》，停止住房實物分配，逐步實行住房分配貨幣化后，甘肅省才出現真正意義上的房地產。因此選擇自1997年起的樣本數據，共17期。以上數據均來源于中經網。

（二）分析思路

Granger因果檢驗是考察變量間相互是否存在影響關系的重要方法，具體定義為：在時間序列情形下，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進行Granger因果關系檢驗，首先要注意序列是否平穩，如果平穩可以繼續Granger檢驗；若不平穩要對同階單整進行協整檢驗，如果有協整關系同樣可以Granger檢驗。

因此，以下將采用Granger因果檢驗來具體分析財政分權程度與房地產價格之間的影響關系，步驟如下：第一步，對財政分權（FQ）和房地產價格（FP）序列分別進行單位根平穩性檢驗（ADF），并確定差分階數，根據平穩性檢驗結果及差分階數判斷是否存在協整回歸的可能性；第二步，對變量進行協整關系檢驗，證明變量之間存在長期穩定的相關關系；第三步，進行Granger因果檢驗，揭示財政分權程度與房地產價格之間存在的具體因果關系。

（三）平穩性檢驗

由于財政分權程度尤其是房地產價格波動都較為明顯，ADF檢驗顯示各項指標均為非平穩序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗，結果顯示一階差分的ADF檢驗值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標序列FQ和FP均為非平穩一階單整序列，因此他們之間存在協整回歸的可能。

（四）協整關系檢驗

以上已經證明兩個序列為一階單整序列，滿足協整檢驗前提，根據EG兩步法，用變量FQ對FP進行普通最小二乘回歸，得到模型估計殘差序列e，對序列e做單位根檢驗（見表2），可知e為平穩序列，表明FQ和FP都存在協整關系。

（五）Granger因果檢驗

以下在協整關系檢驗的基礎上，進一步確認兩者之間的因果關系，表3是FQ與FP的因果檢驗結果。從檢驗結果看，對于“FQ不是引起FP變動的格蘭杰原因”的原假設，在滯后1期相伴概率約為0.4%，而滯后2期、滯后3期分別為1.9%、17.0%，因此可以認為原假設不成立；反向來看，滯后1期、2期、3期的相伴概率均在50%以上，因此，認為財政分權程度是引起房地產價格變動的格蘭杰原因。

（六）結論

通過對財政分權程度與房地產價格之間影響關系的研究，我們得出結論：財政分權程度是引起房地產價格變動的格蘭杰原因，這主要是因為財政分權改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產業中獲得更多的收入，地方政府對“土地財政”的多重依賴隨之導致房地產開發成本上升和房價上漲。

[責任編輯 柯 黎]endprint

房價上漲過快將給整個國民經濟持續、快速、健康發展埋下隱患：一是快速上漲的房價提前完成了未來幾十年的房價漲幅，嚴重透支了地方經濟的未來增長潛力；二是房價過高將形成房地產泡沫，一旦破滅將對整個經濟造成巨大的沖擊，帶來難以估量的震蕩；三是可能導致通貨膨脹。政府為了消極應付房價飛漲，部分彌補人們被惡意掠奪的利益，將可能采取大量發行紙幣的措施，這必然導致嚴重的通貨膨脹；四是居高不下的房價嚴重透支民眾未來的消費能力。根據國家統計局調查顯示，2013年8月份全國70 個大中城市中，除溫州外，其余69個城市新建商品住宅價格同比均實現上漲，其中北京、上海、廣州、深圳同比增速分別為19.3%、18.5%、19.0%、18.4%。

四、財政分權與房價上漲關系研究——以甘肅省數據為例

（一）變量選取

財政分權（FQ）表示地方政府財政自主程度，界定為：財政分權程度= 年度地方財政支出/（年度地方財政支出+年度全國財政支出），房地產價格（FP）采用當年商品房銷售價格，樣本區間1997—2013年。 自1998年國務院發布《關于進一步深化城鎮住房制度改革，加快住房建設的通知》，停止住房實物分配，逐步實行住房分配貨幣化后，甘肅省才出現真正意義上的房地產。因此選擇自1997年起的樣本數據，共17期。以上數據均來源于中經網。

（二）分析思路

Granger因果檢驗是考察變量間相互是否存在影響關系的重要方法，具體定義為：在時間序列情形下，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進行Granger因果關系檢驗，首先要注意序列是否平穩，如果平穩可以繼續Granger檢驗；若不平穩要對同階單整進行協整檢驗，如果有協整關系同樣可以Granger檢驗。

因此，以下將采用Granger因果檢驗來具體分析財政分權程度與房地產價格之間的影響關系，步驟如下：第一步，對財政分權（FQ）和房地產價格（FP）序列分別進行單位根平穩性檢驗（ADF），并確定差分階數，根據平穩性檢驗結果及差分階數判斷是否存在協整回歸的可能性；第二步，對變量進行協整關系檢驗，證明變量之間存在長期穩定的相關關系；第三步，進行Granger因果檢驗，揭示財政分權程度與房地產價格之間存在的具體因果關系。

（三）平穩性檢驗

由于財政分權程度尤其是房地產價格波動都較為明顯，ADF檢驗顯示各項指標均為非平穩序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗，結果顯示一階差分的ADF檢驗值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標序列FQ和FP均為非平穩一階單整序列，因此他們之間存在協整回歸的可能。

（四）協整關系檢驗

以上已經證明兩個序列為一階單整序列，滿足協整檢驗前提，根據EG兩步法，用變量FQ對FP進行普通最小二乘回歸，得到模型估計殘差序列e，對序列e做單位根檢驗（見表2），可知e為平穩序列，表明FQ和FP都存在協整關系。

（五）Granger因果檢驗

以下在協整關系檢驗的基礎上，進一步確認兩者之間的因果關系，表3是FQ與FP的因果檢驗結果。從檢驗結果看，對于“FQ不是引起FP變動的格蘭杰原因”的原假設，在滯后1期相伴概率約為0.4%，而滯后2期、滯后3期分別為1.9%、17.0%，因此可以認為原假設不成立；反向來看，滯后1期、2期、3期的相伴概率均在50%以上，因此，認為財政分權程度是引起房地產價格變動的格蘭杰原因。

（六）結論

通過對財政分權程度與房地產價格之間影響關系的研究，我們得出結論：財政分權程度是引起房地產價格變動的格蘭杰原因，這主要是因為財政分權改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產業中獲得更多的收入，地方政府對“土地財政”的多重依賴隨之導致房地產開發成本上升和房價上漲。

[責任編輯 柯 黎]endprint