徐小華，吳仁水

（1.浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院，浙江杭州310023；2.華僑大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院，福建泉州362021）

房價與地價的動態(tài)調(diào)整關(guān)系

徐小華1，吳仁水2

（1.浙江工業(yè)大學(xué)經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院，浙江杭州310023；2.華僑大學(xué)經(jīng)濟與金融學(xué)院，福建泉州362021）

研究目的：探討地價與房價間的動態(tài)調(diào)整關(guān)系，為政府決策提供支持。研究方法：門限協(xié)整理論，EGARCH模型和實證分析法。研究結(jié)果：（1）房價和地價呈正相關(guān)；（2）地價變化是房價變化的Granger原因，地價和房價之間存在協(xié)整關(guān)系；（3）地價與房價在偏離均衡時其調(diào)整回歸系數(shù)是非對稱的。研究結(jié)論：購房者、開發(fā)商對利空利好消息的反應(yīng)差異和中央與地方的利益博弈及各相關(guān)利益機構(gòu)對房地產(chǎn)政策“選擇性執(zhí)行”是非對稱性調(diào)整現(xiàn)象產(chǎn)生的原因，提出改進土地拍賣制度、平衡中央地方財力、優(yōu)化政績考核標(biāo)準(zhǔn)、強化對地方執(zhí)行各項房地產(chǎn)政策的監(jiān)管等建議。

門限協(xié)整；地價；房價

1 引言

近年來，中國房地產(chǎn)市場發(fā)展非常迅速，地價房價不斷上漲，日益成為學(xué)者關(guān)注的焦點，國內(nèi)學(xué)者針對房價與地價的關(guān)系進行了大量的研究。高波和毛豐付[1]認為長期內(nèi)房價決定地價，短期內(nèi)兩者存在相互影響；劉琳和劉洪玉[2]、況偉大[3]、宋勃和高波[4]認為房價、地價之間理論上是互為引導(dǎo)關(guān)系，在某個具體的市場和時間段其相互作用的強弱有所差別；張清勇[5]認為房價是地價的成因，地價由房價內(nèi)生決定；嚴金海[6]認為，短期內(nèi)房價決定地價，長期內(nèi)二者相互影響；徐爽和李宏瑾[7]從實物期權(quán)的角度研究地價問題，間接認為是房價上漲引起了地價的上漲；余華義、陳東[8]研究發(fā)現(xiàn)房價和地價呈正相關(guān)且互為因果關(guān)系。黃靜、屠梅曾[9]發(fā)現(xiàn)房價對地價長期影響的程度高于地價對房價的影響。但目前文獻研究中仍存在一些不足：首先，文獻中的研究結(jié)果在理論和實證上尚存在一定分歧，例如關(guān)于房價和地價之間呈現(xiàn)何種關(guān)系等問題，理論與實證尚未得到統(tǒng)一。其次，許多研究忽略了土地供給的非市場化這一事實。在中國，政府是土地所有權(quán)的實際壟斷者，也是土地一級市場的惟一供給者。壟斷性特征決定了土地價格變化對房價的影響巨大。再者，房價與地價的關(guān)系又受到文化傳統(tǒng)、經(jīng)濟政策、城市化水平、社會預(yù)期等因素的影響，這些都有待做進一步研究。此外，許多文獻在數(shù)據(jù)選擇上存在缺陷，削弱了結(jié)論的可信度。例如：周京奎[10]直接使用同比價格指數(shù)進行分析，而同比價格指數(shù)并不能很好地反映房價地價的長期趨勢；張清勇[4]在對同比指數(shù)的定基轉(zhuǎn)換時假定1998年各季度間同比價格指數(shù)能反映各季度間的實際價格變動，這也可能產(chǎn)生較大誤差。另外，現(xiàn)實中房價與地價之間的調(diào)整關(guān)系往往是非線性的，已有文獻對此方面研究還不夠深入。因此，本文采用定基轉(zhuǎn)換后的數(shù)據(jù)，利用門限協(xié)整（TAR、MTAR）和EGARCH模型等在處理非線性問題的優(yōu)勢，探討地價與房價的動態(tài)非線性調(diào)整關(guān)系，并基于研究結(jié)果給出政策建議。

2 計量模型與方法

2.1 門限協(xié)整方法

門限協(xié)整理論是Enders和Siklos[11]在綜合和擴展Tong[12]的門限自回歸模型（Threshold Autoregression，以下簡稱TAR）、Enders和Granger[13]的慣性—門限自回歸模型（Momentum—Threshold Autoregression），以下簡稱MTAR）基礎(chǔ)上提出來的，該方法假定Engle—Granger兩步法中的殘差滿足如下條件：

式1中，It為Heaviside示性函數(shù):

此時稱為TAR，若It依賴于殘差的變動，即，此時則稱為MTAR。

式3中，當(dāng)殘差大于門限t時，調(diào)整系數(shù)為r1；殘差小于門限時，調(diào)整系數(shù)為r2，門限t可以與r1、r2一起估計，限于篇幅，具體估計方法可參考文獻［11］。

2.2 EGARCH模型

Nelson[14]提出EGARCH模型，用來刻畫場中的非對稱性現(xiàn)象，其條件方差方程為：若γ≠0，說明波動的影響存在著非對稱性；若γ＜0，說明負面消息能比正面消息產(chǎn)生更大的波動；若γ＞0，說明正面消息能比負面消息產(chǎn)生更大的波動。

鑒于門限協(xié)整可以有效地描述房價與地價之間的非線性動態(tài)調(diào)整關(guān)系，EGARCH模型又可以刻畫房地產(chǎn)市場中的非對稱性現(xiàn)象，本文將兩種模型結(jié)合起來，對中國的房價地價之間的動態(tài)調(diào)整關(guān)系進行研究。

3 實證過程與結(jié)果

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文以居住用地價格和住宅價格為研究對象，數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟景氣月報》，樣本區(qū)間為1999年第1季度至2008年第4季度。本文借鑒余華義、陳東[8]的方法，以同比序列和部分環(huán)比序列推算出定基指數(shù)序列①余華義、陳東[8]文中在同比序列轉(zhuǎn)換為定基序列的過程中，使用了2004年第2季度至2005年第1季度的相應(yīng)環(huán)比價格指數(shù)信息。該部分數(shù)據(jù)由國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，并公布于《中國物價》雜志2004年第8期和第12期以及2005年第3期和第5期，經(jīng)過轉(zhuǎn)換的定基價格指數(shù)以2004年第2季度為基期=100。，并對兩個定基指數(shù)進行季節(jié)調(diào)整。以土地交易價格指數(shù)和房屋銷售價格指數(shù)分別來表示實際的地價和房價的走勢，數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫，時間從2001年1月至2009年10月，具體數(shù)據(jù)備索。

圖1給出了地價（Y）與房價（X）定基指數(shù)走勢，發(fā)現(xiàn)地價（Y）和房價（X）相關(guān)系數(shù)為0.996，兩者高度相關(guān)。圖2給出了房地產(chǎn)開發(fā)投資指數(shù)（KF）與房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)（PR）走勢，發(fā)現(xiàn)除在2003—2004年兩者走勢偏差較大外，其總體走勢是趨于一致的。

3.2 協(xié)整檢驗結(jié)果

為了進一步分析兩者之間的動態(tài)調(diào)整關(guān)系，需要對它們進行協(xié)整檢驗，根據(jù)Granger定理，在非平穩(wěn)數(shù)據(jù)間進行分析前，本文采用DF—GLSS方法進行平穩(wěn)性檢驗。

3.2.1 單位根和協(xié)整檢驗結(jié)果

表1表明，地價、房價在一階差分后都保持平穩(wěn)，Granger因果檢驗和協(xié)整檢驗結(jié)果見表2和表3。上述結(jié)果表明，地價變化是房價變化的Granger原因，房價變化不是地價變化的Granger原因，這反映了土地壟斷是造成地價和房價居高不下的原因，與中國土地供給受政府控制相符合。表3顯示接受兩者存在協(xié)整的假設(shè)，因此地價和房價之間存在長期均衡關(guān)系。

表1 單位根檢驗結(jié)果Tab.1 Results of unit root test

表2 Granger因果檢驗結(jié)果Tab.2 Results of Granger causality test

表3 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果Tab.3 Results of Johansen co-integration test

表4 門限協(xié)整檢驗結(jié)果Tab.4 Results of threshold co-integration test

表5 Enders&Siklos臨界值Tab.5 Enders&Siklos critical values

現(xiàn)實中，由于各種因素影響，對偏離均衡關(guān)系的調(diào)整可能是非線性和非對稱的，例如，如果預(yù)期未來地價上升，政府往往不會很快采取措施使其緩和，而對于地價下降，政府考慮自身利益就會很快采取措施阻止地價下降。有鑒于此，繼續(xù)對土地和房價進行TAR、MTAR檢驗。首先將兩者進行回歸，得到如下結(jié)果：

式5中，Y、X分別表示地價和房價，殘差為mt，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定滯后項階數(shù)p=1，然后分別采用TAR和MTAR兩種模型進行估計，表4為Eviews 6.0估計結(jié)果。

從表4的AIC結(jié)果看，TAR和MTAR的效果比E—G兩步檢驗的效果要好。當(dāng)t=-2.16時，r1=-0.51，r2=-0.95均顯著小于0，由Petrucelli和Woolford[15]的平穩(wěn)條件可知是收斂的。r1和r2對應(yīng)的兩個t值最大為-3.30，在1%臨界值-2.59之外，φ=17.99，在1%臨界值10.00之外，因此拒絕原假設(shè)，即TAR檢驗結(jié)果表明兩者之間存在一個門限協(xié)整關(guān)系，該關(guān)系可以寫為：

式6中，括號內(nèi)的數(shù)值是對應(yīng)參數(shù)的t值，***表示99%下顯著。ψ（檢驗r1=r2的F統(tǒng)計量）值為3.984，其P值為0.05，說明不等于，即地價與房價在偏離均衡關(guān)系時，其調(diào)整回歸系數(shù)是不相等的。如圖4（1）所示，當(dāng)?shù)貎r與房價的均衡偏離在門限值-2.16之內(nèi)時，其調(diào)整系數(shù)為0.51，速度較慢，存續(xù)時間較長；而當(dāng)偏離在-2.16之外時，其調(diào)整系數(shù)為0.95，存續(xù)時間較短，會較快地調(diào)整回到均衡關(guān)系。

同樣，MTAR檢驗結(jié)果表明房價、地價之間存在一個慣性門限協(xié)整關(guān)系。該關(guān)系可以寫為：從實證結(jié)果的r1絕對值小于r2的絕對值中看出，地價與房價在偏離均衡關(guān)系時，存在偏離的慣性，其偏離均衡程度的變化（即誤差項變化du）的調(diào)整回歸系數(shù)是不相等的。如圖4（2）所示，當(dāng)偏離均衡程度變化（du）在門限值-1.13之內(nèi)時，其調(diào)整回歸系數(shù)為0.52，速度較慢，存續(xù)時間較長；而當(dāng)其在-1.13之外時，其調(diào)整回歸系數(shù)為0.99，這種調(diào)整存續(xù)時間較短，其偏離程度會較快地調(diào)整回到均衡關(guān)系。

3.3 EGARCH檢驗結(jié)果

3.3.1 房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)檢驗結(jié)果

對2001年1月至2009年10月的房地產(chǎn)銷售價格指數(shù)的月變化率（簡寫為PRt，t=2，3，4…）進行EGARCH檢驗，結(jié)果如下：

注：式9、式10中括號內(nèi)的數(shù)值是對應(yīng)參數(shù)的Z值。***表示99%下顯著，**表示95%下顯著，下同。

發(fā)現(xiàn)非對稱項系數(shù)為0.83，顯著為正值，因此在房地產(chǎn)銷售中，房地產(chǎn)市場的“利好消息”能比“利空消息”產(chǎn)生更大的波動：當(dāng)房地產(chǎn)市場出現(xiàn)“利好消息”時會給條件方差的對數(shù)帶來一個1.28（0.45+0.83）倍的沖擊；而出現(xiàn)“利空消息”時則會給條件方差的對數(shù)帶來一個 -0.38（0.45-0.83）倍的沖擊，這說明了房地產(chǎn)市場消費者出現(xiàn)對利好消息的“過度反應(yīng)”，即“買漲不買跌”的現(xiàn)象。

3.3.2 房地產(chǎn)開發(fā)投資指數(shù)檢驗結(jié)果

同樣，對相應(yīng)時間的房地產(chǎn)開發(fā)投資指數(shù)月變化率（簡寫為KFt，t=2，3，4...）進行EGARCH檢驗，結(jié)果如下：

結(jié)果發(fā)現(xiàn)非對稱項系數(shù)為-0.21，顯著為負值，因此房地產(chǎn)市場的“利空消息”能比“利好消息”產(chǎn)生更大的波動：當(dāng)房地產(chǎn)市場出現(xiàn)“利好消息”時會給條件方差的對數(shù)帶來一個0.74倍的沖擊；而出現(xiàn)“利空消息”時，則會給條件方差的對數(shù)帶來一個1.16倍的沖擊，這說明在房地產(chǎn)開發(fā)投資中，開發(fā)商出現(xiàn)“過度反應(yīng)”的現(xiàn)象。

4 實證結(jié)果的解釋

一般來說，房價、地價之間的調(diào)整關(guān)系不僅受到社會、歷史、文化等方面的共同影響，也受到房地產(chǎn)市場參與各方行為的影響，以下從幾個不同角度對實證結(jié)果進行分析。

首先，從投資者和開發(fā)商角度來看，中國居民歷來有購買房產(chǎn)作為投資的傳統(tǒng)，目前中國投資渠道較少，房地產(chǎn)市場參與各方不成熟，購房者心理容易受到各種因素的影響。在投資房產(chǎn)的財富效應(yīng)及各種利好消息的刺激下，許多人在房價上漲的時候加入購房的隊伍；當(dāng)利空消息出臺，投機者拋售房子時，他們卻不進入市場接盤，造成“買漲不買跌”的現(xiàn)象。對開發(fā)商來講，地價是開發(fā)成本的重要組成部分。而受政府利益驅(qū)動的影響，地價總是漲得快而下跌慢，因此在利空消息時候，地價下跌幅度相對于房價來說要慢，導(dǎo)致開發(fā)商的積極性下降，出現(xiàn)房地產(chǎn)開發(fā)指數(shù)快速下降的情況，即“過度反應(yīng)”現(xiàn)象。由于購房者和開發(fā)商同時產(chǎn)生政策的影響，相應(yīng)地對房價和地價會同時產(chǎn)生影響，而由前文可知，購房者（其決策短期內(nèi)主要影響房價）與開發(fā)商（其決策短期內(nèi)主要影響地價）對政策的反應(yīng)程度有差異，就造成了地價與房價在偏離均衡時其調(diào)整是非對稱的。

其次，從政策執(zhí)行角度來看，房地產(chǎn)金融政策、土地供應(yīng)方式等主要受中央政府操控；而一些具體的規(guī)劃、稅收（體制內(nèi)分成部分）、購房入戶、保障性住房供給、土地出讓金的交納方式等政策主要由地方政府在控制。中央政府往往適時出臺相關(guān)的政策進行調(diào)控（包括“利空消息”和“利好消息”），而地方政府由于分稅制的實施等原因，大都存在“土地財政”現(xiàn)象。因此，在執(zhí)行房地產(chǎn)政策上，中央與地方政府存在利益博弈。從房價角度看，當(dāng)中央政府執(zhí)行促進房地產(chǎn)發(fā)展政策的時候，地方政府會出現(xiàn)“過度執(zhí)行”的情況，導(dǎo)致房價高漲的產(chǎn)生和持續(xù)；當(dāng)房地產(chǎn)市場泡沫過大時，中央政府會推出限制政策的時候，地方政府在執(zhí)行上則存在“打折扣”的現(xiàn)象，造成房價下跌速度較慢。同樣，當(dāng)?shù)貎r上漲時，地方政府基于利益往往會坐視不管，因此地價上漲的速度較快，當(dāng)?shù)貎r很高時，在各種壓力下，地方政府會有所關(guān)注，但其反應(yīng)程度較中央政府要小得多，所采取的措施也有所“打折扣”；當(dāng)?shù)貎r下跌時，地方政府卻十分敏感，會積極采取對策阻止地價下跌，造成地價在負面消息影響下下跌速度不是很快，這是當(dāng)?shù)貎r與房價偏離均衡關(guān)系時，其調(diào)整回歸系數(shù)是非對稱的原因之一。

最后，從歷史背景來看，中國房地產(chǎn)市場從一開始就被認定為經(jīng)濟增長的一個主要來源，它是各級政府GDP的核心組成部分。這樣，無論是政府、開發(fā)商，還是其他相關(guān)利益機構(gòu)（如銀行），都想從房地產(chǎn)行業(yè)那里獲得利益。對地價和房價的溫和上漲，他們往往都會有放任態(tài)度；而其對房價和地價下跌的反應(yīng)則十分敏感，因此房價和地價上漲下跌有趨同現(xiàn)象，兩者之間呈現(xiàn)正相關(guān)。政府會通過土地壟斷優(yōu)勢影響地價，從而影響房價的走勢，造成地價變化是房價變化的Granger原因。不過從長期看，經(jīng)濟規(guī)律終究要發(fā)揮作用，地價與房價存在長期均衡。

5 對策建議

目前，中國房價、地價均處于歷史高位，房地產(chǎn)市場泡沫現(xiàn)象嚴重，需要實行全方位措施以緩解房地產(chǎn)泡沫的繼續(xù)，本文有如下建議：

（1）實施合理的貨幣政策與財政政策，加強外匯管理，防止熱錢的大進大出，同時拓展投資渠道，讓資金在各種投資渠道自由流動。（2）進一步推進土地市場化，提高可流通土地在市場中的比例，逐漸破除地方政府壟斷土地供應(yīng)的格局，繼續(xù)改進土地拍賣制度，降低土地交易成本。（3）進一步推進改革，使中央和地方政府的事權(quán)、財權(quán)更對稱，降低地方政府財政依靠土地出讓收入的比例；完善政績考核機制，使保障房投入、拉動就業(yè)以及增強社會保障職能等具體指標(biāo)納入考核體系，督促其加強保障房的建設(shè)。（4）加強對地方政府執(zhí)行各項房地產(chǎn)政策的監(jiān)管，進一步加大國土部門與證監(jiān)會、銀監(jiān)會合作的透明度，防止相關(guān)利益機構(gòu)出現(xiàn)“選擇性”執(zhí)行房地產(chǎn)政策的現(xiàn)象。（5）加強對房地產(chǎn)市場參與者的教育，對開發(fā)商和購房者的行為要進行合理引導(dǎo)，同時提高投機購房的交易成本，遏制投機購房的需求，打擊囤地和“地王”等不良現(xiàn)象，以防止地價、房價的大起大落。

（References）：

［1］高波，毛豐付.房價與地價關(guān)系的實證檢驗:1999—2002［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2003,（3）：19-24.

［2］劉琳，劉洪玉.地價與房價關(guān)系的經(jīng)濟學(xué)分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2003,（7）：27-30.

［3］況偉大.房價與地價關(guān)系研究:模型及中國數(shù)據(jù)檢驗［J］.財貿(mào)經(jīng)濟，2005,（11）：56-63.

［4］宋勃，高波.房價與地價關(guān)系的因果檢驗:1998—2006［J］.當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)，2007，（1）：72-77.

［5］張清勇.房價與地價因果關(guān)系：模型和中國1998—2005的事實［A］.廈門：第五屆中國經(jīng)濟學(xué)年會會議論文［C］.2005.

［6］嚴金海.中國的房價與地價：理論、實證和政策分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2006，（1）：17-26.

［7］徐爽，李宏瑾.土地定價的實物期權(quán)方法：以中國土地交易市場為例［J］.世界經(jīng)濟，2007，（8）：63-71.

［8］余華義，陳東.中國地價、利率與房價的關(guān)聯(lián)性研究［J］.經(jīng)濟評論，2009，（4）：41-49.

［9］黃靜，屠梅曾.基于非平穩(wěn)面板計量的中國城市房價與地價關(guān)系實證分析［J］.統(tǒng)計研究，2009，（7）：13-19.

［10］周京奎.城市地價波動對房地產(chǎn)業(yè)的影響——1999—2005年中國20城市的實證分析［J］.當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)，2006，（7）：1-7.

［11］Enders Walter,Pierre L.Siklos.Cointegration and threshold adjustmen［tJ］.Journal of Business&Economic Statistics，2001，19（2）：166-176.

［12］Tong,H.Threshold autoregression,limit cycles and cyclical data［J］.Journal of the Royal Statistical,1980,42（3）：245-292.

［13］Enders Walter,Granger,Clive W J.Unit-root tests and asymmetric adjustment with an example using the term structure of Interest Rates［J］.Journal of Business&Economic Statistics,American Statistical Association，1998，（16）：304-311

［14］Nelson,D.B.Conditional heteroskedasticity in asset returns:a new approach［J］.Econometrica，1991，（59）：347-370.

［15］Petrucelli，J.,Woolford S.A threshold AR（1）mode［lJ］.Journal of Applied Probability，1984，21：270-286.

Research on the Dynamic Adjustment Relationship Between Housing Price and Land Price

XU Xiao-hua1,WU Ren-shui2
（1.College of Business Administration,Zhejiang University of Technology,Hangzhou 310023,China;2.College of Economics and Finance,Huaqiao University,Quanzhou 362021,China）

The purpose of this paper is to study the dynamic adjustment relationship between housing price and land price in order to provide supports for the policy-making decisions of government.Methods employed include threshold co-integration theory,EGARCH Model and empirical analysis.The results indicate that：（1）the housing price is positively correlated with the land price;（2）the land price variation is the Granger-cause for housing price variation,and there is the co-integration relationship between land price and housing price;（3）the adjusted regression coefficients of the land price and housing price are asymmetric when they are deviating from the equilibrium.It is concluded that the different reactions of the house buyers and the property developers with the“bear news”and“bull news”in the housing market,the benefit game between the central and local governments,and the so-called selectively implementing real estate polices by the relevant interest groups are the causes of asymmetry adjustment.Lastly,several policy suggestions have been put forward,including the improvement of land auction system,balancing of the financial resources between the central and local governments,optimization of the standards of performance assessment for officials on different levels,and the enhancement of monitoring the implementation of real estate policies of local governments,etc.

threshold co-integration;land price;housing price

F293.3

A

1001-8158（2010）04-0038-07

2009-12-23

2010-03-09

浙江工業(yè)大學(xué)?；穑?90110730408）。

徐小華（1977-），男，浙江江山人，博士，講師。主要研究方向為土地經(jīng)濟學(xué)。E-mail:xuxh@zjut.edu.cn