吳琦琦

(浙江財經(jīng)大學(xué) 浙江 杭州 310018)

基于債務(wù)危機(jī)視角下的房價走勢解析
——來自深圳的證據(jù)

吳琦琦

(浙江財經(jīng)大學(xué) 浙江 杭州 310018)

為了探討債務(wù)危機(jī)視角下的房價走勢，運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法構(gòu)建時間序列模型，研究發(fā)現(xiàn)：1)債務(wù)危機(jī)實質(zhì)是房地產(chǎn)危機(jī)，需要提高土地價格避免房地產(chǎn)危機(jī)和債務(wù)危機(jī)。2)地方政府、國企和商業(yè)銀行主要通過增加地方債務(wù)規(guī)模、土地出讓金、土地成交單位價格、房地產(chǎn)開發(fā)貸款和提高貸款利率差來增加房價。

債務(wù)危機(jī)；房地產(chǎn)危機(jī)；土地財政；國企地王

一、文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，地方官員致力于土地引資等發(fā)展轄區(qū)經(jīng)濟(jì)，開展政治晉升錦標(biāo)賽(盧洪友，袁光平，陳思霞，盧勝峰，2011)[1]，所以土地財政對高房價也有正向作用。也有不少學(xué)者學(xué)者從公共政策方面方面探討住房價格的變化趨勢。例如Black(1999)、Figlio and Lucas(2004)在研究公共支出和房價關(guān)系時，論證了教育質(zhì)量提高與房屋溢價之間的關(guān)系[2,3]。年志遠(yuǎn)(2012)則對地王行為進(jìn)行辨析，認(rèn)為房地產(chǎn)價格飆升的根源在于現(xiàn)有的招拍掛制度，而非地王行為本身[4]。但羅玉波(2007)通過空間數(shù)據(jù)分析方法建立空間自回歸模型，探討了地王現(xiàn)象對周邊房價的影響效應(yīng)[5]。實證研究表明，由地王現(xiàn)象引起的房價短期變化效應(yīng)確實存在。馬慶林(2011)也認(rèn)為“地王”的產(chǎn)生除了傳統(tǒng)研究意義上的關(guān)于土地供應(yīng)、需求等基本層面的因素，也受到分稅制、招拍掛、土地國有等制度的影響[6]。

二、基于債務(wù)危機(jī)視角下的房價走勢解析

房地產(chǎn)在債務(wù)融資過程中占據(jù)十分重要的地位。2015年中國高企的自有住房擁有率，空置率，多套房擁有率，全國住房貸款余額中的空置住房占比為46.67%，即房貸余額里有近一半的房子不是用來住的，而是用來投機(jī)和投資的。由此可以看出中國的住房市場和居住屬性的供求無關(guān)，它的本質(zhì)是投機(jī)和投資的金融屬性和債務(wù)杠杠的融資。因此我們可以推斷債務(wù)危機(jī)實質(zhì)上是房地產(chǎn)危機(jī)，房地產(chǎn)價格的全面下跌會引發(fā)系統(tǒng)性債務(wù)危機(jī)，房地產(chǎn)危機(jī)并不是供求的危機(jī)，而是債務(wù)杠桿的危機(jī)；房地產(chǎn)周期其實是債務(wù)周期，房地產(chǎn)周期到頂，其價格就將全面坍塌，系統(tǒng)性債務(wù)危機(jī)爆發(fā)。穆迪數(shù)據(jù)顯示，2016年的中央國債登記結(jié)算有限公司中，國家資本占比最多的為商業(yè)銀行，基金公司和保險公司，分別達(dá)到31%、24.8%和21.4%。所以房地產(chǎn)的金融杠桿主要集中在地方政府，商業(yè)銀行，基金公司，保險公司和國企身上。因為這些公司的主要融資抵押物是土地及其相關(guān)不動產(chǎn)，所以土地價格如果表現(xiàn)不好，極有可能發(fā)生房地產(chǎn)崩盤。

所以，為了穩(wěn)定債務(wù)危機(jī)和房地產(chǎn)危機(jī)，必須要提高土地價格。這就出現(xiàn)了以通過政府主導(dǎo)的城市化利用土地從銀行撬動資金的機(jī)制，具體來說，即形成了以地方政府和國企為融資方，商業(yè)銀行為配資方，土地及其相關(guān)不動產(chǎn)為配資抵押物的土地財政。

三、理論分析與實證研究

(一)理論模型

根據(jù)理論分析構(gòu)建模型如下：

Lnhpt=β0+β1Lndebtt+β2Lnlandfeet+β3Lnpht

+θ1Lnlht+θ2Lnloant+θ3LnRt+εt

(1)

其中，hp表示房價；β0是常數(shù)項；debt代表地方債務(wù)；landfee代表土地出讓收入;ph代表單位地價(國企)；θk代表對應(yīng)控制變量的系數(shù)；t表示不同的年份。本文同時選擇了如下三個因素作為控制變量：單位地價(民企)(lh)、房地產(chǎn)開發(fā)貸款(loan)、貸款利率差(R)。房地產(chǎn)開發(fā)貸款和貸款利率差代表了貨幣政策或信貸因素。

(二)數(shù)據(jù)補(bǔ)充與說明

由于深圳市并未公布2014年以前的政府性債務(wù)審計結(jié)果，本文根據(jù)張憶東、李彥霖(2013)的計算方法，認(rèn)為地方政府在市政基礎(chǔ)設(shè)施上的投資支出，減去地方政府可用的收人，其差額就是通過負(fù)債來彌補(bǔ)的建設(shè)資金[7]。在此基礎(chǔ)上按照呂健(2014)的方法選取各個項目的數(shù)據(jù)[8]，并作相應(yīng)處理，以此確定每年的地方債務(wù)規(guī)模；國有土地出讓收入采用的是相應(yīng)年份中的“國有建設(shè)用地出讓成交價款”這一項。

房地產(chǎn)開發(fā)貸款采用的是“房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)資金來源”中的“國內(nèi)貸款”這一項。房價采用的是既包括住宅，又包括辦公樓和商業(yè)用房的“商品房銷售年均價格”這一指標(biāo)。

貸款利率差為銀行對國企的貸款利率減去民間借貸市場的貸款利率，本文以央行每年最后調(diào)整次數(shù)的1年期貸款基準(zhǔn)利率為銀行對央企的貸款利率。因為2001年、2003年、2005年、2009年和2013年并未在年內(nèi)進(jìn)行貸款利率調(diào)整，根據(jù)6個月-1年均屬于1年期內(nèi)的調(diào)整范圍的規(guī)定，本文以1996年最后一次調(diào)整的數(shù)額為2001年的數(shù)據(jù)，2002年調(diào)整的數(shù)額為2003年的數(shù)據(jù)，2004年調(diào)整的數(shù)額為2005年的數(shù)據(jù)，2008年調(diào)整的數(shù)額為2009年的數(shù)據(jù)，2012年調(diào)整的數(shù)額為2013年的數(shù)據(jù)，民間借貸市場的平均貸款利率為30%。

單位地價(國企)和單位地價(民企)數(shù)據(jù)來源于深圳市土地交易市場中“政府出讓”土地中的經(jīng)營性用地中的所有“商服用地”、“住宅”、“工業(yè)用地”三項。

最后，考慮到物價變動對名義變量的影響，本文利用CPI指標(biāo)，將上述變量中的名義變量轉(zhuǎn)換為2001年的不變價格變量。

以上數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》、深圳市土地房產(chǎn)交易中心、廣東省統(tǒng)計年鑒、《中國國土資源統(tǒng)計年鑒》、《中國房地產(chǎn)市場統(tǒng)計年鑒》、WIND咨詢和中央銀行。本文所考慮變量的描述性統(tǒng)計量如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)實證結(jié)果分析

1.單位根檢驗

用ADF方法對各變量進(jìn)行單位根檢驗后，發(fā)現(xiàn)各變量并非同階單整，要建立var模型。

2.格蘭杰因果分析

同時，設(shè)定顯著性水平為5%，利用Eviews軟件進(jìn)行檢驗，結(jié)果如下：

表2 格蘭杰因果分析

從格蘭杰因果分析可以看出：地方債務(wù)規(guī)模和房價互為格蘭杰因果關(guān)系；國有土地出讓收入和房價不為單向因果關(guān)系；總單位地價(國企)與房價為單向因果關(guān)系；總單位地價(民企)與房價不成因果關(guān)系；房地產(chǎn)開發(fā)貸款與房價為單向因果關(guān)系；貸款利率差與房價為單向因果關(guān)系。所以確定內(nèi)生變量為：Lndebt、Lnph、Lnloan、LnR與Lnhp，外生變量為：Lnlandfee和Lnlh。

3.建立var模型

根據(jù)分析結(jié)果建立var模型如下：

Lnhp=0.0535*Lnhp(-1)+0.5926*Lndebt(-1)+0.3389*Lnph(-1)+0.3207Lnloan(-1)+0.2006*LnR(-1)+4.3718+0.1169Lnlandfee+0.0202Lnlp

(2)

地方債務(wù)規(guī)模、單位地價(國企)、國有土地出讓收入、單位地價(民企)、房地產(chǎn)開發(fā)貸款和貸款利率差的t統(tǒng)計量分別為：(2.7483)(2.6534)(1.8959)(1.784)(1.7482)(1.3552)。

4.t檢驗和經(jīng)濟(jì)檢驗

T檢驗：根據(jù)上述各變量的t統(tǒng)計值結(jié)果，得到地方債務(wù)規(guī)模和單位地價(國企)的t值大于2.583，為1%的顯著性水平；房地產(chǎn)開發(fā)貸款、貸款利率差和國有土地出讓收入的t值大于1.746，小于2.583，為5%的顯著性水平；單位地價(民企)的t值大于1.337，小于1.746，為10%的顯著性水平。表示地方債務(wù)規(guī)模、土地財政和央企地王對房價的變化有顯著的解釋力，土地財政和國企地王是影響深圳房價的重要因素，符合理論模型的假設(shè)。

經(jīng)濟(jì)檢驗：根據(jù)表達(dá)式可知t-1期時，每增加1億元的地方債務(wù)規(guī)模成本，將會在t期增加0.5926元的單位房價；每增加1元的總單位地價(國企)，將會在t期增加0.3389元的單位房價；每增加1億元的房地產(chǎn)開發(fā)貸款，將會在t期增加0.3207元的單位房價；每增加1%的貸款利率差，將會在t期增加0.2006元的單位房價。t期時，每增加1億元的國有土地出讓收入，將會在當(dāng)期增加0.1169元的單位房價；每增加1元的總單位地價(民企)將會在當(dāng)期增加0.0202元的單位房價。

5.共線性檢驗

對各變量進(jìn)行共線性檢驗，發(fā)現(xiàn):單位地價(國企)與土地收入之間的r系數(shù)為0.7731，且小于R2=0.9662，表明單位地價(國企)與土地收入之間存在一定的線性相關(guān)關(guān)系。這可能是由于樣本信息的不充分而導(dǎo)致模型參數(shù)的不能精確估計或者由于研究的經(jīng)濟(jì)變量隨時間往往有共同的變化趨勢所造成的。但是，由于資料收集及調(diào)查的困難，要追加樣本信息在實踐中有時并不容易，并且，國有土地收入的增長必然會引起單位地價(國企)的價格增高，所以無法采取增加樣本容量或者剔除變量因子的方法?？紤]到在加入這兩個變量時，模型的系數(shù)并未發(fā)生改變，且擬合優(yōu)度較為良好，表示兩個變量之間的多重共線性并不嚴(yán)重，不會影響到模型結(jié)果，對于輕微的多重共線性問題可不采取措施。

四、結(jié)論及政策含義

(一)主要結(jié)論

(1)債務(wù)危機(jī)的實質(zhì)是房地產(chǎn)危機(jī)，只有房地產(chǎn)價格保持穩(wěn)定，債務(wù)危機(jī)才不會爆發(fā)，所以需要提高土地價格，這就形成了以地方政府和國企為融資方，商業(yè)銀行為配資方，土地及其相關(guān)不動產(chǎn)為配資抵押物的土地財政。(2)VAR模型證明了各解釋變量與房價之間均存在正線相關(guān)關(guān)系，且地方債務(wù)規(guī)模的影響程度要依次高于單位地價(國企)、房地產(chǎn)開發(fā)貸款、貸款利率差、國有土地出讓收入和單位地價(民企)，即起主要作用的影響因子是地方債務(wù)規(guī)模、單位地價(國企)、房地產(chǎn)開發(fā)貸款和貸款利率差。(3)2009年之后，國企的土地單位價格水平較高，對單位地價(國企)影響房價做出了主要貢獻(xiàn)。

(二)政策建議

(1)中央政府可以考慮要求地方政府根據(jù)“土地財政”的嚴(yán)重程度，從地方財政收入中拿出相應(yīng)比例的資金用于廉價房和保障性住房的建設(shè)比例。(2)推廣房地產(chǎn)抵押貸款證券化，提高房地產(chǎn)抵押貸款的流動性。(3)控制新增貸款規(guī)模，落實穩(wěn)健貨幣政策。央行應(yīng)領(lǐng)導(dǎo)貨幣信貸總量合理增長，保持合理的社會融資規(guī)模。同時，利用債券市場增強(qiáng)貨幣政策主動性。因為直接債務(wù)融資可減少社會總?cè)谫Y行為的貨幣派生效應(yīng)，提高M(jìn)2調(diào)控的可操作性。(4)加快央企兼并重組步伐和反腐改革。具體包括盡快確立政企分開的標(biāo)準(zhǔn)，以減少央企內(nèi)部錢權(quán)交易、尋租腐敗的行為。(5)要完善轉(zhuǎn)移支付制度。加大中央財政對中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的力度和省級財政對縣級財政轉(zhuǎn)移支付的力度，完善中央的再分配功能。

[1]盧洪友,袁光平,陳思霞，等.土地財政根源:“競爭沖動”還是“無奈之舉”——來自中國地市的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)社會體制比較,2011(1):88-98.

[2]Black S E.Do Better Schools Matter?Parental Valuation of Elementary Education[J].Quarterly Journal of Economics,1999,114(2):577-599.

[3]Figlio D N,Lucas M E.What's in a Grade?School Report Cards and the Housing Market[J].American Economic Review,2004,94(3):591-604.

[4]年志遠(yuǎn),王天驕.國有企業(yè)“地王”行為辨析[J].管理世界,2012(8):182-183.

[5]羅玉波.房價影響因素分析:分位數(shù)回歸方法[J].統(tǒng)計與決策,2011(6):158-159.

[6]馬慶林.國有土地使用權(quán)出讓中“地王”現(xiàn)象分析[J].城市發(fā)展研究,2011(6):131-132.

[7]張憶東,李彥霖.哪些行業(yè)增長超預(yù)期[J].證券導(dǎo)刊,2007(3):57-59.

[8]呂健.影子銀行推動地方政府債務(wù)增長了嗎？[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì),2014(8):38-48.

Analysis of house price trend based on
the perspective of debt crisis
——Evidence from Shenzhen

WU Qi-qi

(School of Public Administration Zhejiang Hangzhou 310018)

In order to explore the trend of housing prices from the perspective of debt crisis,this paper uses econometric method to build time series model and find out that:(i)The debt crisis is actually a real estate crisis,,so we needs to raise prices in order to avoid the real estate crisis and debt crisis.(ii)Local government,state-owned enterprises and commercial banks through the specific local debt scale,state-owned land revenue,the state-owned land transactions,unit price,unit price,private land transactions,real estate development loans and loan interest rates to promote housing prices.

debt crisis;real estate crisis;land finance;the king of the central enterprises

吳琦琦(1993-)，女，浙江溫州人，浙江財經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：行政管理。