我國房價與地價Granger因果關系研究

[摘要]利用2006—2010年我國房屋銷售價格指數和土地交易價格指數的季度數據進行修正后取對數，對房價與地價究竟誰是因誰是果做統計學上的解釋，結果顯示我國房價是引起地價變化的Granger原因，而地價不是引起房價變化的Granger原因。

[關鍵詞]房價；地價；ADF單位根檢驗；Granger因果關系檢驗

[中圖分類號]F2933[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2013）37-0091-02

1前言

隨著我國經濟的不斷發展，房地產業蒸蒸日上，高昂的房價不僅是百姓關注的焦點，更是政府宏觀調控的重點。那么是高房價拉動了高地價，還是高地價拉動了高房價，關于這個問題的討論，學術界未曾休止。前者觀點認為地價是構成房價最重要的組成部分，因此地價上漲，必然導致房價上漲，這一觀點也被稱作“供給論”。后者觀點恰好相反，他們認為是高房價刺激了很多企業進軍房地產，由此形成的土地需求拉動了房價的上漲，即所謂的“需求論”。兩個觀點都有其理論依據，但究其答案，還得運用定量分析的方式給出。本文運用格蘭杰因果關系檢驗從統計學角度解釋房價和地價之間存在的關系。

2理論基礎

2003年諾貝爾經濟學獎得主克萊夫·格蘭杰（Clive W. J. Granger）開拓了一種可以用來分析經濟變量之間因果關系的辦法，即Granger因果關系檢驗。他將因果關系定義為“依賴于使用過去某些時點上所有信息的最佳最小二乘預測的方差。”

本文選用Granger因果關系檢驗模型定量分析我國房價與地價之間在統計學上的因果關系^[1]。在進行Granger因果關系檢驗之前，首先需要確保時間序列具有平穩性，否則可能出現虛假回歸現象^[2]。對各指標時間序列的平穩性進行單位根檢驗（unit root test），常用的方法是增廣的迪基—富勒檢驗（ADF檢驗）。平穩序列的時序圖應該顯示出序列始終圍繞一個常數值波動，且波動范圍不大。如果觀察序列的時序圖顯示該序列有明顯的趨勢或周期，那它通常不是平穩序列，此時需要對原時間序列進行平穩化處理，首先生成原時間序列的一階差分序列，對其做ADF檢驗，如果一階差分序列仍不是平穩序列，則需繼續對二階差分序列進行ADF檢驗，依次類推，直到時間序列平穩為止。最后對平穩時間序列進行Granger因果關系檢驗。

3我國房價與地價關系的Granger檢驗

本文選取我國2006—2010年的相關數據進行分析，用房屋銷售價格指數來表示房價的變動水平，并用hp來表示，用土地交易價格指數來表示地價的變動水平，并用lp來表示。數據來源于國家統計局公布的相關數據，由于統計局提供的原始資料是環比數據，因此在進行計量分析前，先要將各季度的環比指數轉變為定基指數，假設2006年的數據能反映各季度間實際的價格變動，以其作為基期，由此得到修正后的數據，并假定修正后的數據也能反映價格的變化情況^[4]，修正后的數據分別用HP和LP表示，同時為了消除異常數據對模型估計精度的影響，對變量數據進行檢驗時，均采用自然對數形式，具體數值見下表。

31單位根檢驗

進行Granger因果關系檢驗之前，首先需要對LNHP和LNLP這兩個變量進行單位根檢驗，分別判斷兩個變量的時間序列是否平穩，采用最常用ADF檢驗方法。運用e-views軟件運算得到的結果是：LNHP的ADF檢驗t值為-0987424，LNLP的ADF檢驗t值為-0067809，均未能通過t檢驗，說明LNHP和LNLP時間序列均不平穩。對二者分別進行一階差分，將一階差分序列分別記為LNHP1和LNLP1，再運用e-views對一階差分序列進行ADF檢驗，得到的結果是：LNHP1的ADF檢驗t值為-1236076，LNLP1的ADF檢驗t值為-1088735，也均未能通過t檢驗，說明LNHP1和LNLP1時間序列仍均不平穩。對其繼續進行二階差分，將二階差分序列分別記為LNHP2和LNLP2，再運用e-views對二階差分序列進行ADF檢驗，得到的結果是：LNHP2的ADF檢驗t值為-0903934，LNLP2的ADF檢驗t值為-1026059，由此可見LPHP2未通過t檢驗，LNLP2通過了t檢驗，說明LNHP2時間序列不平穩，而LNLP2時間序列平穩。因此對其繼續進行三階差分：LNHP3的ADF檢驗t值為-1021971，LNLP3的ADF檢驗t值為-1459047，LNHP3仍未通過t檢驗。對其繼續進行三階差分：LNHP3的ADF檢驗t值為-2116869，LNLP3的ADF檢驗t值為-6387154，二者均通過了t檢驗，由此表明LNHP4和LNLP4時間序列平穩。

32Granger因果關系檢驗

運用e-views軟件對修正后的房屋銷售價格指數對數形式和土地交易價格指數對數形式的三階差分序列進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果顯示：滯后一階，假設房價不能Granger引起地價的F值為130642，P值為02753，接受假設；假設地價不能Granger引起房價的F值為093806，P值為03519，接受假設。滯后二階，假設房價不能Granger引起地價的F值為297596，P值為01018，接受假設；假設地價不能Granger引起房價的F值為235941，P值為01500，接受假設。滯后三階，假設房價不能Granger引起地價的F值為630673，P值為00276，拒絕假設；假設地價不能Granger引起房價的F值為109715，P值為04201，接受假設。滯后四階，假設房價不能Granger引起地價的F值為572970，P值為00242，拒絕假設；假設地價不能Granger引起房價的F值為093500，P值為05441，接受假設。

由此可見，假設房價不能Granger引起地價，在5%的置信度下，滯后3～4期時接受原假設，我國房價對地價的影響顯著；而滯后1～2期時，我國地價與房價之間不存在Granger因果關系。

4結論

上述分析說明：房價上漲會拉動地價上漲，對土地需求量的大小受市場對房屋需求大小的影響，房屋市場需求量大，價格上漲，使得開發商對土地的需求增加，由此造成土地價格的上漲。需要指出的是，本文結論僅是從統計意義上檢驗出的房價與地價之間的因果關系。

參考文獻：

[1]郭紅.地荒引發房價猛漲[J].資源與人居環境（城市），2005（4）：28-31.

[2]周建，李子奈.Granger因果關系檢驗的適用性[J].清華大學學報（自然科學版），2004（3）：358-361.

[3]高波，毛豐付.房價與地價關系的實證檢驗：1999—2002[J].產業經濟研究，2003（3）：19-24.

[4]易會文.格蘭杰因果檢驗用法探討[J].中南財經政法大學學報，2006（5）：34-36.

[5]吳蕾，余勁.基于Granger檢驗的青島市房價與地價關聯性分析[J].中國市場，2009（27）.

[6]戴夫.流動性過剩、地價與房價關聯性的實證研究[J].中國市場，2010（35）.

[7]楊慧.中國住房市場與土地市場協調性分析——基于耦合協調度模型[J].中國市場，2012（9）.

[8]馮曉艷.高新區FDI與區域經濟增長的Granger因果關系研究[J].中國市場，2009（26）.

[作者簡介]陳林（1985—），女，江蘇淮安人，淮陰師范學院，碩士研究生，助教。研究方向：房地產開發與經營。