摘 要：選用2004年一季度到2013年四季度青島市房地產(chǎn)價格指數(shù)中的房屋銷售價格指數(shù)與土地交易價格指數(shù)，應(yīng)用誤差修正模型（ECM）研究房價與地價的關(guān)系。研究結(jié)果表明：地價對房價影響顯著，要想調(diào)控房地產(chǎn)市場就應(yīng)該從土地財政方面著手。

關(guān)鍵詞：房屋銷售價格指數(shù)；土地交易價格指數(shù)；ECM

中圖分類號：F2

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198（2014）11-0044-03

1 研究問題的提出

房價關(guān)乎民生，地價關(guān)乎地方政府財政。由圖1顯而易見，近幾年房價的節(jié)節(jié)攀升是有根結(jié)的，那就是地價?，F(xiàn)在基于青島市數(shù)據(jù)實證研究房價與地價的關(guān)系。

2 數(shù)據(jù)選取與預處理

本文選用青島市房地產(chǎn)價格指數(shù)中的房屋銷售價格指數(shù)（亦即房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)、房價指數(shù)）與土地交易價格指數(shù)（亦即土地出讓價格指數(shù)、地價指數(shù)），數(shù)據(jù)取自《中國國土資源公報》和《全國主要城市地價監(jiān)測報告》。原始資料是環(huán)比數(shù)據(jù)，取的是2004年一季度到2013年四季度總共40期的季度數(shù)據(jù)。根據(jù)數(shù)據(jù)的迭代轉(zhuǎn)換和定基指數(shù)與環(huán)比指數(shù)的關(guān)系進行數(shù)據(jù)預處理將基期統(tǒng)一，從而將環(huán)比指數(shù)轉(zhuǎn)化為定基指數(shù)。之后，為了消除特殊數(shù)據(jù)對模型估計精度的影響，對數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，得到調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）。

3 實證分析

3.1 最優(yōu)滯后階數(shù)

在進行平穩(wěn)性檢驗之前，很必要的一項工作就是找出最優(yōu)滯后階數(shù)。Eviews6.0給出了依據(jù)AIC和SC等多種選擇標準下的自動選階。滯后期應(yīng)該慎重選擇。確定最優(yōu)滯后期的方法與準則有：LR、FPE、AIC準則、SC準則、HQ準則。當運用這幾個準則得出的各個滯后期下的數(shù)值同時為最小時，則該滯后期就是最優(yōu)滯后期。最優(yōu)滯后階數(shù)的檢驗結(jié)果如表1所示：

3.2 平穩(wěn)性檢驗

給出一個時間序列，如果其自回歸模型AR模型的特征方程的一個特征根是1，那么這個序列就是非平穩(wěn)時間序列，這樣的序列通常表現(xiàn)出隨時間而不斷增大的特征，檢驗一個序列是否含有單位根，稱為單位根檢驗?？紤]到干擾項可能存在的相關(guān)性，本文采用的是ADF檢驗。ADF檢驗包括一個回歸方程，左邊是序列的一階差分項，右邊是序列的一階滯后項、滯后差分項，有的時候還有常數(shù)項和時間趨勢項。帶有兩個滯后差分項的回歸為：

Δy（t）=β1y（t-1）+β2 Δy（t-1）+β3 Δy（t-2）+β4+β5t+εt（1）

在進行ADF檢驗時有三個選擇：第一個是回歸中是否包含一個常數(shù)項，第二個是回歸中是否包含一個線性時間趨勢，第三個是回歸中應(yīng)包括多少個滯后差分項。

對于ADF檢驗，使用哪種模型形式是要根據(jù)具體的數(shù)據(jù)變量來區(qū)別對待的。如果數(shù)據(jù)隨時間變化趨勢明顯但趨勢并不太陡，說明隨機趨勢和確定趨勢都影響序列，此種情況下其ADF檢驗含有常數(shù)項不含有趨勢項；如果數(shù)據(jù)隨時間變化趨勢明顯且趨勢較陡，說明確定性趨勢中的時間趨勢支配了該序列且占絕對支配地位，此種情況下其ADF檢驗含有常數(shù)項含有趨勢項；如果數(shù)據(jù)反反復復地無規(guī)則地上升下降，說明支配數(shù)據(jù)的主要是隨機趨勢，此種情況下其ADF檢驗不含有常數(shù)項不含有趨勢項。通過回歸發(fā)現(xiàn)，常數(shù)項與趨勢項都不顯著，所以，房價指數(shù)與地價指數(shù)的ADF檢驗類型選用隨機游走的形式。

如果ADF值大于單位根檢驗臨界值，結(jié)論是序列中含有單位根；如果ADF值小于單位根檢驗臨界值，結(jié)論是序列中不含有單位根。房價指數(shù)和地價指數(shù)的ADF單位根檢驗結(jié)果如表2所示：

3.3 協(xié)整檢驗

調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）是非平穩(wěn)時間序列，經(jīng)過上面的ADF單位根檢驗已經(jīng)得出，調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）是同階單整序列，都是二階單整序列I（2），平穩(wěn)性得以檢驗。同階的單整序列才可以進一步進行協(xié)整檢驗，以考察序列間存不存在長期均衡關(guān)系。接下來對調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）進行協(xié)整檢驗，運用Engle-Granger協(xié)整檢驗兩步法進行分析如下：

3.4 格蘭杰因果檢驗

為了進一步說明調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）的相互影響關(guān)系從短期到長期的變化，接下來運用格蘭杰（Granger）因果檢驗。滯后期數(shù)不同時，可能得出調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）是正向因果、反向因果或者互為因果的不同結(jié)論。于是下面就把滯后期從1取到11來進行LNDHP與LNDLP的格蘭杰（Granger）因果檢驗，從而考察LNDHP與LNDLP的相互影響關(guān)系從短期到長期的變化。不同滯后期下調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）的Granger因果檢驗結(jié)果如表5所示：

依據(jù)表5可以得出：由滯后期數(shù)為1、2、4、5、8時拒絕了H0“地價（LNDLP）不是房價（LNDHP）的Granger因”，可見，在中短期地價對房價造成了較為顯著的影響，但是存在一定的滯后期。由滯后期數(shù)為1、2、3時拒絕了H0“房價（LNDHP）不是地價（LNDLP）的Granger因”而當滯后期數(shù)為4、5、6、7、8時并沒有拒絕H0，可見，在短期房價對地價也有影響且存在一定的滯后期但在中期房價對地價的影響有所減弱。從滯后期9開始，拒絕了H0“地價（LNDLP）不是房價（LNDHP）的Granger因”也拒絕了H0“房價（LNDHP）不是地價（LNDLP）的Granger因”，說明在長期范圍內(nèi)地價是房價的格蘭杰原因，房價也是地價的格蘭杰原因。

3.5 誤差修正模型（ECM）

上面的協(xié)整檢驗已經(jīng)得出調(diào)整后的房價指數(shù)（LNDHP）與地價指數(shù)（LNDLP）之間具有協(xié)整關(guān)系，也就是說非平穩(wěn)序列LNDHP與LNDLP之間存在著穩(wěn)定的長期的均衡關(guān)系。

由此就可以建立誤差修正模型（ECM）來表示這個長期均衡關(guān)系。

誤差修正模型由非均衡誤差、原變量的差分變量以及隨機誤差項組成。最簡單的誤差修正模型表達式是：

Dy（t）=β0Dx（t）+β1ECM（t-1）+u（t）（4）

其中，ECM（t-1）=y（t）-k0-k1 x（t）是非均衡誤差。y（t）=k0+k1 x（t）表示y（t）和x（t）的長期關(guān)系。β1ECM（t-1）是修正誤差項。β1是修正系數(shù)，表示誤差修正項對Dy（t）的修正速度。根據(jù)誤差修正模型的推導原理，β1的值應(yīng)該為負。誤差修正機制應(yīng)該是一個負反饋過程。k0和k1是長期參數(shù)，β0和β1是短期參數(shù)。

建立ECM模型如下：

ΔLNDHP（t）=a（b+LNDHP（t-1））+∑4t=1

（αΔLNDLP（t-1）+βΔLNDHP（t-1））+u（t）（5）

其中，LNDHP和LNDLP分別代表房價和地價，u（t）為干擾項。

應(yīng)用Eviews6.0建立ECM模型得到結(jié)果，據(jù)結(jié)果分析可知，房價方程的系數(shù)為-0.132，并且顯著性水平位1%，說明，當房價過高時，即偏離長期均衡狀態(tài)時，它會以0.132的速度向地價的均值下調(diào)，且高度顯著，反之，當房價過低時，即偏離長期均衡狀態(tài)時，它會以0.132的速度向地價的均值上調(diào)，且高度顯著。但是地價方程的系數(shù)很小，僅為005，且不顯著，說明當?shù)貎r過高時，即偏離長期均衡狀態(tài)時，它會以0.05的速度向房價的均值下調(diào)，且不顯著，反之，當?shù)貎r過低時，即偏離長期均衡狀態(tài)時，它會以0.05的速度向房價的均值上調(diào)，且不顯著。綜上所述，說明在房價與地價的協(xié)整關(guān)系中，地價占主導地位。另外，建模得到的房價與地價協(xié)整系數(shù)為（1，-1.62），也就是協(xié)整方程的修正系數(shù)，即修正誤差項β1ECM（t-1）的系數(shù)β1=-1.62。這說明房價與地價的長期均衡關(guān)系是：地價每提高一個單位，房價就會升高1.62個單位，顯著水平為1%，高度顯著。

4 結(jié)果分析與政策建議

4.1 結(jié)果分析

以上的實證分析表明，無論在短期還是長期，青島市地價對房價都有顯著影響。分析其機理，首先，地方政府通過轉(zhuǎn)讓土地使用權(quán)獲得一筆不菲的土地出讓金；其次，房地產(chǎn)開發(fā)商不會自己承擔購買土地使用權(quán)的費用支出，所以把這部分費用當做建筑成本轉(zhuǎn)嫁到房價上，從而形成房地產(chǎn)價格比預期高、房地產(chǎn)行業(yè)高利潤率的局面；再次，越來越多的投資者想躋身高盈利的房地產(chǎn)行業(yè)，也就形成了地方政府進一步通過運作土地制度“以地生財”的推動機制。此外，房地產(chǎn)行業(yè)的繁榮發(fā)展，一方面增加了房產(chǎn)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅等地產(chǎn)稅收入，另一方面則提升了城市建設(shè)水平，有助于其他產(chǎn)業(yè)的招商引資，間接拉動地方財政收入的增加。所以，作為理性人的地方政府，是有充分的動力推動房價上漲，或者至少把房價維持在一個相對穩(wěn)定的位置。這就形成了只升不降的“房價棘輪效應(yīng)”。

1994年實行分稅制改革后，地方財政收入顯著減少，但地方財政支出未發(fā)生明顯改變，形成了“財權(quán)”與“事權(quán)”的嚴重不對等。為滿足城市基礎(chǔ)建設(shè)、社會福利發(fā)放等必要的地方政府職能需求，各地方政府競相利用我國土地制度安排，通過賣地獲取巨額土地差價收益。尤其是近年來，土地財政“愈演愈烈”，連續(xù)幾年超過地方政府稅收收入?！暗诙斦背蔀橹蔚胤秸斦С龅牡谝涣α?。

4.2 政策建議

（1）建立完善的地方財稅制度，實現(xiàn)地方政府事權(quán)與財權(quán)的統(tǒng)一和對稱。

（2）建立科學的政績考核體制。不要片面追求GDP政績，客觀的評價才能促進社會經(jīng)濟持續(xù)、快速、健康的發(fā)展。

（3）轉(zhuǎn)變政府職能，正確定位政府角色。改變政府作為土地經(jīng)營者的角色，要盡快實現(xiàn)政府從房地產(chǎn)市場的經(jīng)營者轉(zhuǎn)變?yōu)楸O(jiān)管者，使政府由“投資型”轉(zhuǎn)變?yōu)椤胺?wù)型”。

（4）提高保障性住房的建設(shè)力度，加大住房的供給量。

（5）逐步推進土地制度和征收制度的改革。讓市場成為土地資源配置的基礎(chǔ)性手段。打破地方政府在土地市場上的壟斷地位，提高土地市場上的公開透明度。

參考文獻

[1]王紹光.分權(quán)的底線[M].北京：中國計劃出版社，1997.

[2]項懷誠主編.中國財政五十年[M].北京：中國財政經(jīng)濟出版社，1999.

[3]盛洪.土地產(chǎn)權(quán)自由交易是節(jié)約土地的有效制度——論土地產(chǎn)權(quán)交易制度改革[J].中國信用報，2007，（10）.

[4]平新喬.財政蛋糕的三種不同做法[J].南方周末，2006，（10）.

[5]平新喬.中國地方政府支出規(guī)模的膨脹趨勢[J].經(jīng)濟社會體制比較，2007，（1）.

[6]孔善廣.分稅制后地方政府財事權(quán)非對稱性及約束激勵機制變化研究[J].經(jīng)濟社會體制比較，2007，（1）.

[7]賈康.分稅制改革需要繼續(xù)深化[J].中國改革，2006，（3）.

[8]黃佩華.中國地方財政問題研究[M].北京：中國檢察出版社，1999.

[9]華偉，艾華.財政分權(quán)與中國房地產(chǎn)業(yè)困境[J].探索與爭鳴，2007，（11）.

[10]張映光.土地狂飆過后[J].財經(jīng)，2008，（4）.

[11]梁若冰.財政分權(quán)下的晉升激勵、部門利益與土地違法[J].經(jīng)濟學季刊，2010，（1）：283-306.