何　霜

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地方財政支出與房地產(chǎn)價格關(guān)系的實證分析

何霜

房價問題關(guān)系國計民生，且與宏觀經(jīng)濟(jì)緊密相關(guān)，研究地方政府財政支出對于房價的影響，有助于政府經(jīng)濟(jì)決策、改善民生。本文根據(jù)全國35個大中城市2000-2012年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建模型并做出協(xié)整檢驗，實證研究地方政府財政支出與房地產(chǎn)價格的相關(guān)性，定量分析財政支出對房地產(chǎn)價格的作用。結(jié)果顯示：財政支出提高對當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)價格有提升作用，且該影響具有滯后性，并針對這一結(jié)果，給出相關(guān)政策建議。

地方財政支出；房價；財政支出結(jié)構(gòu)

一、引言

房地產(chǎn)價格連年居高不下，成為困擾國民的一大社會問題，本文旨在認(rèn)識房地產(chǎn)價格的變化規(guī)律及房地產(chǎn)價格的決定機(jī)制，為政府提供調(diào)控房地產(chǎn)市場價格的思路和手段。

本文選取2000年一2012年我國35個大中城市的相關(guān)數(shù)據(jù)，實證研究地方政府支出與房地產(chǎn)價格之間的關(guān)系，在利用LLC、Fisher-ADF等檢驗方法對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗的基礎(chǔ)上，對數(shù)據(jù)做協(xié)整檢驗，解釋模型，并建立誤差修正模型。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于財政支出對房價的影響問題，相關(guān)文獻(xiàn)主要涉及房價與地價關(guān)系的理論模型、房地產(chǎn)區(qū)域價格差異、政府支出結(jié)構(gòu)、格蘭杰因果檢驗等方面。

李勇等(2011)[1]借助VAR模型和格蘭杰因果檢驗得出的結(jié)果表明，地價對房價的助推作用明顯，而房價對地價的拉動作用則十分有限。梁若冰和湯韻(2008)[2]利用中國經(jīng)驗數(shù)據(jù)檢驗蒂布特模型的實證結(jié)論表明，地方財政支出與公共品的供給增長均能有效刺激商品房價格的快速上漲。況偉大(2012)[3]的研究結(jié)果顯示部分城市房地產(chǎn)價格上漲的動力源于地價等開發(fā)成本。徐美茹(2011)[4]以供求關(guān)系和地租理論探討為輔，以VAR結(jié)構(gòu)下的格蘭杰因果檢驗為主進(jìn)行了房價與地價相互關(guān)系的探討，雙重分析得到的結(jié)論均證實了房價影響地價。

三、實證研究

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

選取全國各省市35個大中城市2000-2012年數(shù)據(jù)，共392個觀測值。變量替代關(guān)系為，用政府地方財政支出除以對應(yīng)年份人口，得到人均財政支出finance-cons，用來代替地方財政支出，其中人口采用的是市轄區(qū)年末總?cè)丝跀?shù)；房價用各地商品房年平均銷售價格p代替。假定商品房平均銷售價格為被解釋變量，人均財政支出為解釋變量?；谌?shù)更有利于凸顯其經(jīng)濟(jì)意義，故本文對各變量進(jìn)行自然對數(shù)運算，得到新的變量lnf、lnp。

數(shù)據(jù)來源：市轄區(qū)年末總?cè)丝谌∽灾袊鞘薪y(tǒng)計年鑒、中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒；地方財政支出取自中國金融統(tǒng)計年鑒、各地方統(tǒng)計年鑒。

(二)實證檢驗與分析

1、平穩(wěn)性檢驗

對原序列運用LLC檢驗法對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗顯示存在單位根，需要對其一階差分序列進(jìn)行單根檢驗。運用Fisher-ADF檢驗法對lnp、lnf一階差分序列進(jìn)行檢驗，結(jié)果如下表：

表1一階差分序列Fisher-ADF檢驗法對lnp單位根檢驗

表2　一階差分序列Fisher-ADF檢驗法對lnf單位根檢驗

所有四個統(tǒng)計量均通過了平穩(wěn)性檢驗，是一階單整的。

2、協(xié)整檢驗

利用Westerlund方法進(jìn)行協(xié)整檢驗。從下表5可看出，統(tǒng)計量的P值均小于0.01，拒絕原假設(shè)，lnp和lnf之間存在面板協(xié)整關(guān)系。

表3面板協(xié)整檢驗

3、誤差修正模型

(1)長期均衡方程。見下表4：

表4原序列面板數(shù)據(jù)回歸

注：(1)lnp為商品房平均銷售價格，lnf-cons為地方財政支出。(2)Coef.為常數(shù)項及截距項系數(shù)。(3)sigma-u和sigma-e分別為個體效應(yīng)和隨機(jī)干擾項的方差估計值。

就房地產(chǎn)價格和地方財政支出建立長期均衡方程，回歸結(jié)果如下：

lnp=3.10534+0.581563lnf

(1)

(11.61)(19.18)

R(within)=0.8292，R(beteewn)=0.5365，R(overall)=0.6913

式(1)的擬合優(yōu)度均大于0.5，通過F檢驗，且F值為368.4，認(rèn)為該回歸存在說服力。從變量的系數(shù)來看，lnhp與lnf存在顯著的正向影響，即地方人均財政支出每增加1個百分點，將引起當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)價格同向增長0.581個百分點。(2)短期波動方程。

四、政策建議與小結(jié)

當(dāng)前制約我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要矛盾來自結(jié)構(gòu)，而非總量。四萬億刺激計劃造成房地產(chǎn)業(yè)成為吸收過量貨幣的主要資金池，導(dǎo)致房價急劇上漲，而掌握大量財產(chǎn)的富人和政府為追求更高收益產(chǎn)生強烈的投資動機(jī)，消費與投資失衡。應(yīng)回歸市場化調(diào)控，弱化國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展對房地產(chǎn)業(yè)的過度依賴，通過市場力量促進(jìn)房價回歸合理水平。(作者單位：上海大學(xué))

[1]李勇,李漢東,王有貴.中國房價和地價到底誰拉動誰？[J].北京師范大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)，2011(11).

[2]梁若冰,湯韻.地方公共品供給中的Tiebout模型：基于中國城市房價的經(jīng)驗研究[J].世界經(jīng)濟(jì)，2008，(10)：71-83.

[3]況偉大.房產(chǎn)稅、地價與房價[J].中國軟科學(xué)，2012(4).

[4]徐美茹.金融沖擊需求拉動：房價與地價因果關(guān)系研究[J].浙江金融，2011(10).

何霜(1989-)，女，漢族，湖北宜昌人，碩士，上海大學(xué)，研究方向：金融學(xué)。