聶高輝，宋 璐

（江西財經大學 信息管理學院，南昌 330013）

1998年，我國政府取消了持續(xù)數(shù)十年的福利分房制度，進行了住房改革，我國房地產行業(yè)進入市場化運行軌道。由于土地的稀缺性，我國房地產在拉動經濟的同時使房地產價格偏離了資產實際的價值，形成了房地產泡沫。我國房地產市場是分化的市場，不同城市的情況有所不同，因此一二線和三四線城市存在房地產泡沫的原因和規(guī)模都不同。從需求方面考慮，三四線城市的房產大多以自住需求為主，而一二線城市擁有龐大的常住人口基數(shù)和流動人口數(shù)，為投機性房產投資提供了條件，這樣的投資方式致使房地產價格的上揚與房地產泡沫的產生。本文選取深圳市作為研究對象，一是對特定區(qū)域的房地產市場進行泡沫研究更具有現(xiàn)實性和針對性；二是深圳中商產業(yè)研究院發(fā)布的相關數(shù)據(jù)顯示，2016年深圳市常住人口中外來人口占比達66%，投資比例較大，作為典型的一線城市，其泡沫現(xiàn)象明顯。截至2017年11月，距“深八條”實施已經過去了13個月，深圳市房價連跌13個月，但深圳樓市總體面貌并無大的改變，保持成交量平穩(wěn)、價格微降的局面。因此研究深圳房地產市場和土地財政，對于深圳乃至全國的房地產業(yè)發(fā)展都有十分重要的意義。

一、文獻回顧

目前，對土地財政、房地產泡沫和經濟增長的相關性研究不在少數(shù)。皮舜、武康平基于面板數(shù)據(jù)的模型檢驗，證實我國房地產市場發(fā)展與經濟增長之間存在著雙向Granger因果關系，并且兩者之間相互促進[1]。王先柱基于VAR模型對房地產業(yè)增加值、開發(fā)投資和銷售額與經濟增長的關系進行了實證分析，結果表明三者均對我國經濟發(fā)展有貢獻[2]。劉民權等通過對政府與房地產開發(fā)商之間的博弈路徑研究發(fā)現(xiàn)，地方政府增加其財政收入的激勵制度是導致我國目前房地產市場泡沫的一個主要原因[3]。李勇等借助VAR模型和Granger因果檢驗分析，表明房價與地價之間存在長期的均衡關系，地價沖擊大于房價沖擊的影響程度[4]。陳麗萍認為我國地方政府對土地財政依賴度的提高，使得房地產開發(fā)商將過高的土地成本轉嫁給購房者，從而使房價過度上漲，產生房地產泡沫[5]。陳振環(huán)等人基于1978—2011年的相關經濟數(shù)據(jù)進行實證分析，認為我國財政支出、房地產發(fā)展與經濟增長有著長期穩(wěn)定的均衡關系；從短期看，盡管三者受隨機干擾的影響會偏離長期均衡關系，但偏離是暫時的[6]。何霜基于全國35個大中城市2000—2012年的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，認為地方政府財政與房地產價格有相關性，指出財政支出增加對當?shù)胤康禺a價格有提升作用，且該影響具有滯后性[7]。這些文獻為本文提供了值得借鑒的思路。由于深圳市具有獨特的區(qū)域特點，且鮮有文章選取深圳市為研究對象對土地財政、房地產泡沫與經濟增長進行實證分析，本文在現(xiàn)有研究的基礎上構建VEC模型，考察三者之間的動態(tài)關系。

二、實證研究

（一）指標選取和數(shù)據(jù)說明

本文選取深圳市1998—2015年的時間序列數(shù)據(jù) （來源于 《中國統(tǒng)計年鑒2016》《深圳統(tǒng)計年鑒2016》、財政部網站和中經網），借助計量軟件Eviews8.0進行數(shù)據(jù)分析。選取的指標定義如下：

1.房地產泡沫（HPIR）。陳永霞等認為房價最終要靠居民的支付能力來支撐，因此房價收入比能夠直接反映房地產市場是否存在泡沫以及泡沫的膨脹程度，并且指出商品住房的套均銷售價格與居民人均年可支配收入比這一算法適用于我國國情[8]。房價收入比的比值越大，居民的支付能力就越低。市場中的房價收入比過高，說明其中投機需求的程度較高，即產生房地產泡沫的概率較大。因此本文選用房價收入比來度量房地產泡沫程度。

2.土地財政（LFR）。梁華等指出1991—2006年全國土地出讓收入平均占到財政收入的31%，2003年以后超過50%[9]。土地供給制度下，龐大的土地收入成為地區(qū)土地財政拉動經濟增長的重要手段。因此本文選取土地出讓收入與地方財政收入之比來度量土地財政。

3.深圳市人均地區(qū)生產總值（PGDP）。人均地區(qū)生產總值作為發(fā)展經濟學中衡量經濟發(fā)展狀況的重要指標，有助于人們了解和把握一個地區(qū)的宏觀經濟運行狀況，是衡量各地區(qū)人民生活水平的一個重要標準。因此本文選取人均地區(qū)生產總值來度量深圳市的經濟發(fā)展狀況。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

為了消除經濟數(shù)據(jù)中可能出現(xiàn)的異方差現(xiàn)象，避免出現(xiàn)偽回歸分析，本文對所選取的變量PGDP、HPIR、LFR取自然對數(shù)，并將變量符號改為LPGDP、LHPIR、LLFR。由于大多數(shù)經濟時間序列數(shù)據(jù)具有不平穩(wěn)性特點，在分析過程中容易產生虛假回歸問題，即兩個有相同趨勢的數(shù)據(jù)序列實際上沒有實際關聯(lián)性，但是回歸后的可決系數(shù)卻很高，ADF單位根檢驗方法可以避免這種情況的出現(xiàn)。因此本文選取該方法對三個變量進行平穩(wěn)性檢驗（見表1）。

表1 ADF單位根檢驗結果

由表1可以看出，深圳市經濟增長（LPGDP）、房地產泡沫（LHPIR）、土地財政（LLFR）原序列單位根檢驗的伴隨概率P均大于5%，因此原序列在95%的置信水平下是非平穩(wěn)的。因此，需要將LPGDP、LHPIR、LLFR進一步差分以后再進行單位根檢驗。進行差分后，新序列的單位根檢驗的伴隨概率P均小于5%，說明一階差分后各變量在95%的置信水平都是平穩(wěn)的。綜上所知，差分以后的序列D（LPGDP）、D（LHPIR）、D（LLFR）均是平穩(wěn)時間序列。

（三）滯后階數(shù)選擇與協(xié)整檢驗

建模之前，本文根據(jù)AIC和SC最小值準則確定三階是最優(yōu)滯后階數(shù)，因此協(xié)整檢驗的最佳滯后階數(shù)為二階。由于上述變量數(shù)據(jù)均一階平整，可推測這些變量之間可能存在長期的均衡關系，Johansen協(xié)整檢驗方法能夠確定各個變量間是否真正存在長期的均衡關系（見表2）。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結果

由表2可以看出，當原假設為“各變量之間不存在協(xié)整關系”時，其相應的伴隨概率P為0，在5%的顯著水平下拒絕原假設，這說明三個變量間存在協(xié)整關系。從檢驗結果中進一步觀察可以得到，當原假設為 “變量間至多存在著一個協(xié)整關系”時，其相應的伴隨概率P為0.0214，在5%的顯著水平下拒絕原假設，這說明三個變量間至少存在一個協(xié)整關系。當原假設為“變量間至多存在著兩個協(xié)整關系”時，其相應的伴隨概率P為0.0597，在5%的顯著水平下不拒絕原假設，這說明三個變量間至少存在兩個協(xié)整關系。因此，在5%的顯著性水平下，土地財政、房地產泡沫與經濟增長之間存在著三個協(xié)整關系。其協(xié)整方程為：

式（1）揭示了國家土地財政與深圳市經濟增長之間存在正相關關系，具體表現(xiàn)為土地出讓收入與地方財政收入之比每升高1%，將促進深圳市經濟增長0.026897%；深圳市房地產泡沫與經濟增長之間存在負相關關系，房地產泡沫化程度每上升1%，將抑制深圳市經濟增長0.82756%。

（四）向量誤差修正（VEC）模型估計

雖然協(xié)整檢驗結果表明土地財政、深圳市房地產泡沫與經濟增長三者之間存在長期的均衡關系，但這種長期均衡關系在短期內經常會偏離。向量誤差修正模型恰能在短期內反映和解釋各變量之間的相互影響，并且削弱這種偏離的程度。因此本文選取向量誤差修正模型，考察短期內土地財政、深圳市房地產泡沫與經濟增長之間的相互影響。在模型估計之前，通過AR根檢驗結果的逆特征根落在單位圓內，可以確定所建立的VEC模型滿足穩(wěn)定性條件（見圖1）。

圖1 滯后階數(shù)為二的AR特征多項式逆根圖

為了討論土地財政、深圳市房地產泡沫與經濟增長三者之間的短期動態(tài)關系，由Eviews得出的深圳市經濟增長的向量誤差修正模型估計結果可知模型的R2為0.781468，調整后的模型R2為0.562936，均達到了0.5以上，說明模型估計效果較好。誤差調整項為：

鑒于本文重點討論土地財政和深圳市房地產泡沫對深圳市經濟增長的影響，在此僅給出深圳市經濟增長的短期函數(shù)，具體如下：

短期模型中，向量誤差修正系數(shù)為-0.439930，負值表明存在反向修正機制。當其他變量出現(xiàn)非均衡狀態(tài)時，向量誤差修正項會自動使這種狀態(tài)向均衡狀態(tài)調整。在短期內，深圳市經濟增長在滯后一期和二期的系數(shù)分別為-0.546443和-0.721223，說明當期經濟增長和上期經濟增長呈負相關關系。土地財政在滯后一期和二期的系數(shù)均為正，說明土地財政對深圳市經濟增長有促進作用。深圳市房地產泡沫在滯后一期和二期的系數(shù)均為正，偏離了長期均衡狀態(tài)，向量誤差修正機制將這種狀態(tài)調整到均衡的作用得以體現(xiàn)。

（五）Granger因果關系檢驗

協(xié)整檢驗結果表明三個變量之間存在長期的均衡關系，但長期均衡關系不能說明其因果關系，Granger因果關系可以檢驗變量間是否存在經濟意義上的相互關系。因此采用Granger因果檢驗法確定變量之間的關系（見表3）。

表3 Granger因果關系檢驗結果

從表3可以看出，當原假設為“LLFR不Granger影響LPGDP”時，p=0.0227＜0.05，表明在5%的顯著水平下拒絕原假設，說明的LLFR是LPGDP的Granger原因；當原假設為“LPGDP不Granger影響LLFR”時，p=0.2863＞0.05，表明在5%的顯著水平下不拒絕原假設，說明LPGDP不是LLFR的Granger原因。綜合雙向檢驗結果說明，土地財政是深圳市經濟增長的單向Granger原因。另外，當原假設為“LHPIR不Granger影響LPGDP”時，p=0.4689＞0.05，表明在5%的顯著水平下不拒絕原假設，說明LHPIR不是LPGDP的Granger原因。反之，當原假設為“LPGDP不Granger影響LHPIR”時，P=0.9＞0.05，表明在5%的顯著水平下不拒絕原假設，說明LPGDP不是LHPIR的Granger原因。綜合雙向檢驗結果說明深圳市房地產泡沫與其經濟增長之間不存在Granger原因。

（六）脈沖響應分析

為了直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互關系，本文采用脈沖響應函數(shù)說明某個變量的擾動項發(fā)生變動對其本身及系統(tǒng)中其他變量的影響情況。本文所構建的VEC（2）模型是穩(wěn)定的，因此可以得到LPGDP、LHPIR和LLFR對LPGDP的脈沖響應函數(shù)分析圖，如圖2、圖3、圖4所示，圖中的橫軸表示滯后的期數(shù)（單位為年），縱軸表示沖擊程度的大小。由于經濟增長是一個長期變化的過程，因此選擇20期作為觀察對象，從圖中可以看出以下信息：

圖2 經濟增長對自身的響應路徑

圖3 經濟增長對房地產泡沫的響應路徑

圖4 經濟增長對土地財政的響應路徑

在本期給深圳市經濟增長一個標準差擾動沖擊之后，深圳市經濟增長由初始值0.011開始大幅下降，在第3期達到最小值-0.0021，隨后開始繞0值上下小幅波動，在第9期后基本趨于穩(wěn)定?？傮w上，深圳經濟增長對其自身的沖擊效應隨著時間推移逐漸減小，最終趨于穩(wěn)定，說明了深圳市前期經濟發(fā)展會對后期經濟發(fā)展產生反向影響，這可能是由于資源、環(huán)境的過度利用，使得深圳市經濟發(fā)展的內生動力和后勁不足。

給深圳市房地產泡沫一個標準差擾動沖擊之后，深圳市經濟增長由初始值0開始下降，在第3至4期、6至8期以及10至11期間略有上升趨勢，16期后在-0.32上基本趨于穩(wěn)定，總體上看深圳市房地產泡沫對經濟增長具有較大的負向沖擊作用，這也驗證了協(xié)整檢驗中深圳市房地產泡沫與其經濟增長的長期關系。

給土地政策一個標準差擾動沖擊之后，深圳市經濟增長從初始值0開始上升，在第16期達到0.07后基本出現(xiàn)穩(wěn)定但稍有上升的趨勢，總體上看前期土地政策的調整對深圳市經濟增長具有正沖擊作用，隨著時間的推移，這種正沖擊作用趨于穩(wěn)定，這也符合深圳市早期發(fā)展的態(tài)勢，同時也表明了國家對國有土地使用權的控制力度正在加強。

（七）方差分解分析

由于在脈沖響應中長期趨于穩(wěn)定的現(xiàn)象表明沖擊效應基本不變化，因此要通過方差分解分析影響內生變量的結構沖擊的貢獻度，從而評價不同結構沖擊的重要性。本文通過構建的向量誤差修正模型進行方差分解（見圖5）。

圖5 方差分解結果

由圖5可知，隨著期數(shù)的增加，深圳市經濟增長對其自身的貢獻率迅速下降，在第3期后基本下降到20%，并有持續(xù)下降的趨勢，這符合深圳市目前改革的趨勢，科技創(chuàng)新企業(yè)的興起使得原本的經濟動力企業(yè)貢獻率降低。而房地產泡沫的貢獻率逐步提高，從初始值0開始，在第3期時達到75%，第8期達到90%后趨于穩(wěn)定，而由之前的結果可知房地產泡沫對經濟增長有負向影響，因此需要對深圳市房地產泡沫情況進行有效控制。國家土地政策對深圳市經濟增長的貢獻率從初期0開始逐漸上升，后期趨于5%穩(wěn)定，較小的貢獻率說明土地政策需要進一步完善才能較好地促進我國經濟穩(wěn)定發(fā)展。

三、政策建議

基于對深圳市土地財政、房地產泡沫與經濟增長之間的關系的實證分析和結論，提出以下政策建議：

一是制訂嚴密的房地產稅制，抑制土地過度投機行為，降低房地產泡沫化程度。作為我國典型的房地產市場，深圳市房價泡沫形成最直接的原因是投機炒房，要從根本上抑制過度投機還得從出臺制度出發(fā)。自“深八條”政策實施以來，深圳樓價總體呈現(xiàn)平穩(wěn)調整態(tài)勢，市場價格有所回落。政府部門還可以通過改革現(xiàn)有稅制，如增收住房空置稅、土地財產稅，減少圈地炒地等不規(guī)范行為，提高土地囤積成本，抑制開發(fā)商的囤積牟利行為，充分發(fā)揮稅收的杠桿作用。

二是建立完善的房地產信息管理系統(tǒng)，提高房地產信息的透明度，及時預警房地產泡沫。我國房地產市場本身還處于發(fā)展階段，目前存在著許多問題，政府部門通過信息系統(tǒng)管理可以將真實信息及時傳遞給消費者，嚴厲打擊市場上的虛假信息，有利于房地產市場健康發(fā)展。另外，建立公開、透明的房地產信息管理系統(tǒng)可以有效避免地方政府人員利用政治資源對房地產商進行利益輸送，從而使得地方政府土地出讓收入更為合理，更好地發(fā)揮政府在土地資源配置中的職能作用。

三是推進住房保障和供應體系建設，降低普通居民的購房門檻?，F(xiàn)階段我國居民消費對經濟增長的貢獻率還較低，而買房作為普通居民消費的一大支出，提高普通居民的房屋購買力對改變我國當前依靠投資驅動經濟增長的模式有一定的促進作用。從人才供給角度考慮，過高的房價對人才供給有抑制作用。根據(jù)我國國情，政府部門可以通過加大中小戶型住宅的供應、加強經濟適用房的建設以及發(fā)展住房租賃市場等政策，真正實現(xiàn)十九大報告中“房子是用來住的不是用來炒的”的定位。

參考文獻：

[1] 皮舜,武康平.房地產市場發(fā)展和經濟增長間的因果關系：對我國的實證分析[J].管理評論,2004（3）:8-12.

[2] 王先柱.VAR模型框架下房地產業(yè)與經濟增長關系的實證檢驗[J].經濟問題,2007（34）:31-34.

[3] 劉民權,孫波.商業(yè)地價形成機制、房地產泡沫及其治理[J].金融研究,2009（10）:22-37.

[4] 李勇,李漢東,王有貴.中國房價和地價到底誰拉動誰？[J].北京師范大學學報（自然科學版）,2011（5）:542-545.

[5] 陳麗萍.基于土地財政因素分析我國房地產泡沫的成因[J].經營管理者,2013（12）:177.

[6] 陳振環(huán),董銀霞.財政支出、房地產發(fā)展與經濟增長的動態(tài)關系研究：基于VAR模型的實證分析[J].資源開發(fā)與市場,2014（2）:133-144.

[7] 何霜.地方財政支出與房地產價格關系的實證分析[J].商,2016（31）:204-204.

[8] 陳永霞,吳小平.淺析房地產泡沫的指標：房價收入比[J].當代經濟（下半月），2007（10）:38-40.

[9] 梁華,馬小剛.土地供給制度、經濟增長與宏觀調控：基于文獻研究[J].生態(tài)經濟（學術版），2010（1）:20-24.