我國房價影響機制的探究

曾思佳

摘 要：自住房市場化以來，我國城鎮化進程進一步加快，房價的經濟屬性逐漸顯現。選取2005—2017年全國31個省、市、自治區商品房平均售價、土地平均購置價格的數據，對全國整體房價與地價關系進行探討，并對31個省、市、自治區按經濟發展狀況進行分類，利用格蘭杰因果檢驗，得出以下結論：房價與地價的影響機制在全國平均水平和區域水平上存在明顯差異，全國的水平并不能反映各地區的情況，地區間的差異顯著，且我國房價對地價的影響大于地價對房價的影響。這一結論有助于為完善我國土地政策，整改土地財政，深化房地產稅的改革，建立健全我國財政體系提供參考。

關鍵詞：房價;地價;格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F299.23? ? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1673-291X（2019）30-0130-03

一、我國房價、地價的變動趨勢

2005—2017年，商品房平均售價從3 167.66元/m2上升至7 892.27元/m2，2008年受全球金融危機的影響房價略有波動，但此后恢復增長;土地平均購置價格則從854.64元/m2上升至5 348.61元/m2，漲幅較大，與房價不同，2008年金融危機并未影響地價上漲，而是在2010—2012年受嚴格健全的土地政策影響，土地平均購置價格出現回落，此后地價的上漲趨勢愈發強勁。

對于我國房價、地價的變動趨勢專家學者各持己見，結合自身觀點基本可歸納為以下幾點。

1.土地財政。部分地區地方官員為了政績，大興土地財政。2013—2017年地方政府土地出讓收入占地方本級一般預算收入的近40%以上，2017年甚至達到了56.73%，這一不健康的財政形式一定程度上影響了地價的變動。

2.人口結構。二孩政策的出臺，促使絕大多家庭為新生兒準備房產購置金，刺激購房欲望，從而刺激了房價地價的上漲。

3.供給需求。2003—2004年中國第一波“炒房熱”掀起房價上漲狂潮，房地產商及炒房者緊盯其中的利益空間，房地產商大肆賣地造房，炒房者則借機倒賣房產，這種狀態持續多年，導致目前房產供給過剩。近幾年，人們對房產的需求也在發生變化，進而影響了房價與地價的變動關系。

4.土地資源。我國人多地少，由于前些年土地的大肆出讓，造成了近幾年的土地資源緊缺，土地的平均購置價格進一步凸顯出上升的強勁勢頭，使得房價與地價的關系變得愈發撲朔迷離。

二、我國房價與地價關系的實證分析

1.數據來源與選擇。數據來源于2013—2017年國家統計局官網，變量選用全國31個省、市、自治區商品房平均售價（元/m2）、①土地平均購置價格（元/m2）。②為減小異方差的影響，同時對檢驗對象取對數，商品房平均售價和土地平均購置價格分別用LNHP、LNLP表示。對變量做散點圖，可看出變量LNHP和LNLP之間呈正相關。

■

我國LNHP和LNLP關系散點圖

2.單位根檢驗。為避免偽回歸，對變量LNHP和LNLP進行平穩性檢驗，采用單位根檢驗，檢驗結果（如表1所示）。對于變量LNHP，各項檢驗的P值均小于0.05，但ADF檢驗效果不理想。對于變量LNLP而言，ADF檢驗的P值偏大，未通過檢驗。綜上，對變量LNHP和LNLP進行一階差分后，繼續檢驗，結果（如表2所示）。在三種檢驗方法下D（LNHP）、D（LNLP）的P值都遠小于臨界值0.05，因此拒絕原假設，通過檢驗。

3.協整檢驗。由于在單位根檢驗時對原變量進行了差分處理，會失去總量的長期信息，而這些信息又是必要的，為檢驗差分變量之間是否存在長期協整關系，在滿足D（LNHP）、D（LNLP）都是一階單整的前提下，采用Kao檢驗對變量D（LNHP）、D（LNLP）進行協整檢驗。在臨界值為5%時，t-Statistic值為-3.947385，P值為0，變量D（LNHP）和D（LNLP）之間存在長期協整關系。

4.格蘭杰因果檢驗。在確保變量之間存在長期平穩關系的前提下，對LNHP和LNLP進行格蘭杰因果檢驗。分別滯后1—4期，結果（如表3所示）（N和Y分別表示拒絕和接受，下同）。在顯著性水平為5%的情況下，在全國范圍內，房價一直是地價的格蘭杰原因，而地價并不是房價的格蘭杰原因，即說明房價的上漲推動了地價的上漲，但隨著時間的推移，這種推動在逐漸減弱。

5.實證結果分析。就檢驗結果來看，房價一直是地價的原因，長期影響著地價的變動，而房價受多方面因素影響，地價對房價并無實質性的影響，不足以引起房價的變動。

由于此處對房價與地價關系的探討僅限于全國層面，且只是從統計學層面得出了結果，未體現出區域性差異。因此，本文將對全國31個省、市、自治區進行分類，對經濟發展情況不同的地區分別討論房價與地價的關系。

三、區域性房價與地價關系的實證分析

1.地區分類。根據一般公共預算收支狀況中各地區財政自給率、各地區人均GDP的排名情況，本文將31個省、市、自治區劃分為三類，分類（如表4所示）。

2.平穩性檢驗。與第三部分方法相似，依次對各地區的LNHP、LNLP做單位根檢驗及協整檢驗。單位根檢驗采用ADF、PP檢驗，PP檢驗在少數情況下存在單位根，經過差分，所有變量通過檢驗，且為同階協整。通過單位根檢驗之后，采用Pedroni方法進行協整檢驗，由于樣本期間較小，組間指標和組內指標均選用相應的ADF指標的統計量作為主要的判斷依據。最終結果表明，三類地區各變量之間具有長期穩定的協整關系。

3.格蘭杰因果檢驗。確保LNHP和LNLP的平穩性關系后，繼續對兩個變量進行格蘭杰檢驗，探究經濟發展狀況不同的地區之間房價與地價的關系，檢驗結果（如表5所示）。在顯著性水平為10%的情況下，經濟發展狀況不同的地區之間房價與地價的相互影響關系差異明顯，且與全國平均水平相差較大。

對于一類地區，在滯后期1期內房價與地價互為格蘭杰原因，但是房價的作用比地價的作用更長;三類地區則相反，在滯后期1—3期內，三類地區的地價一直是房價的格蘭杰原因，但房價對地價而言一直不是其格蘭杰原因;二類地區則別具一格，在短期、長期房價與地價互不為格蘭杰原因。

4.實證結果分析。首先，各地區房價對地價的影響存在較大差異，一類地區房價對地價的影響最為顯著，而二、三類地區的影響甚微。各地區地價對房價的影響存在顯著性差異，三類地區的影響最為顯著，一類地區次之，二類地區的影響甚微。其次，由于各地區經濟發展狀況不同，房地產的供給和需求差異大，特別是二類地區正處于蓬勃發展階段，房價地價變動關系受多方面因素作用，故單純地從房價與地價出發，兩者之間的相互影響顯得微乎其微。最后，一類地區雖然在短期內房價與地價互為因果，但是房價的對地價的影響持續性更長，因為這些地方經濟發達，且多為臨海城市，人口密集，更是外地人口務工常駐之地，住房的需求相對其他地區也更為高漲，由此房價的影響更為突出;三類地區不僅與其他地區情況不同，而且與全國平均水平存在相反的結果，因為這些地區經濟欠發達，但是區域面積又相對較大，難免存在較為嚴重的土地財政現象，而由于當地人口的可支配收入有限，對房價的期望值，對住房的購買力也存在一定的限度，房價的上漲受到一定限制，因此地價對房價的影響持續性長且顯著于房價對地價的影響。

四、結論及政策建議

1.一類地區的建議。一類地區流動人口、外來居住人口較多，這類地區的土地供給明顯不足，因此應增大土地供給量;其次，為了穩定房價，減少房地產泡沫，應該遏制“炒房經濟”，故應進一步完善房地產稅、土地資源稅等一系列相關稅收制度，進而擺脫政府部門對“土地財政”的依賴;再者，政府部門應合理分配資源，提供完備適量公共設施，利用科技手段建立“智慧城市”，從而完成人口分布的合理疏導，緩解城市住房、土地壓力。

2.二類地區的建議。從檢驗結果來看，二類地區房價與地價之間并無必然聯系，但是該類地區正處于經濟蓬勃發展之際，應從房地產業的“供給側”改革著手，以適應住房剛性需求者的購買需求。另外，隨著地區經濟的發展，很可能出現一類地區面臨的問題大多數人迫于在一類地區的購房壓力而退居二類城市買房，同樣為了避免“炒房”“土地財政”的不良影響，可開展房地產稅的試點工作。

3.三類地區的建議。三類地區表現為地價對房價的中長期影響，應從穩定地價著手，以防止地價過快增長，產生房地產泡沫。對此，可加強監管房地產開發，完善土地買賣細則，嚴格監管、“控價格，防地王”。另外，房屋的建設應盡量滿足消費者的戶型需求，主要以中小戶型為主，盡量平衡供給和需求。

參考文獻：

[1]? 吳琦琦.土地財政、國企地王與房價調控策略研究[D].杭州：浙江財經大學，2018.

[2]? 李一花，化兵.財政赤字、土地財政與房價的關系研究[J].中央財經大學學報，2018，（11）：3-14.

[3]? 龔健，李文娟，欒君.政策調控對房價與地價的影響研究——基于35個大中城市面板數據的分析[J].價格月刊，2018，（7）：15-21.

[4]? 羅孝玲，薛琛.房價與地價互動關系的區域性差異研究[J].價格月刊，2017，（7）：1-6.

[5]? 趙凱，劉成坤.住房價格、土地價格與地方政府行為[J].統計研究，2018，（10）：15-27.

[6]? 高鳳娟.我國土地財政的金融風險研究[D].北京：首都經濟貿易大學，2018.

[7]? 鐘驍勇.土地政策助力供給側改革[N].中國國土資源報，2016-06-30.