□文/汪結(jié)齋

地價(jià)、房?jī)r(jià)、房地產(chǎn)、GDP關(guān)系實(shí)證研究

□文/汪結(jié)齋

房地產(chǎn)業(yè)是拉動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素和擴(kuò)大內(nèi)需的重要產(chǎn)業(yè)。自1998年住房體制改革至今，房地產(chǎn)行業(yè)經(jīng)歷了10年的高速增長(zhǎng)，其增長(zhǎng)速度之快超過美國(guó)、英國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家。隨著房?jī)r(jià)的逐級(jí)攀高，政府調(diào)控也“與時(shí)俱進(jìn)”，繼史稱調(diào)控最嚴(yán)厲的“國(guó)十一條”之后，房?jī)r(jià)并沒有回落；相反，國(guó)土部有關(guān)負(fù)責(zé)人一度坦言“壓力極大”。因此，在當(dāng)前形勢(shì)下，準(zhǔn)確地測(cè)度地價(jià)與房?jī)r(jià)的關(guān)系以及房地產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)，不僅對(duì)于解決上述兩難困境具有重要意義，同時(shí)對(duì)于和諧社會(huì)的構(gòu)建意義也深遠(yuǎn)而重大。

一、相關(guān)研究

沈悅、劉洪玉（2004）選用1986～2002年房地產(chǎn)開發(fā)投資（REINV）和GDP的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過Granger因果檢驗(yàn)，分析中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)投資和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP之間的Granger因果關(guān)系；通過廣義脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，研究中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)投資和GDP相互之間的脈沖響應(yīng)特性。得出：GDP對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資存在單向的顯著可信的Granger因果關(guān)系；GDP對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資的影響遠(yuǎn)大于后者對(duì)GDP的影響。GDP對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)投資有著顯著的單向作用。

楊寶成、董瑋、王代敬（2005）通過對(duì)1987～2003年房地產(chǎn)投資數(shù)據(jù)和GDP進(jìn)行回歸，得出我國(guó)GDP與房地產(chǎn)開發(fā)投資額之間存在高度正相關(guān)態(tài)勢(shì)，房地產(chǎn)開發(fā)投資額增長(zhǎng)對(duì)GDP增長(zhǎng)有著極大的推動(dòng)作用，房地產(chǎn)開發(fā)投資每增加1個(gè)單位，促使GDP平均增長(zhǎng)11.409個(gè)單位。

閆之博（2007）通過1987～2005年的中國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)商品房銷售平均價(jià)格（Kt）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP（Gt）、外商直接投資FDI（Ft）時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過誤差修正模型，從而得出：GDP、FDI對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格有正向推動(dòng)作用，但GDP是主要影響因素。

寧琰、許鵬（2008）選用我國(guó)若干年季度數(shù)據(jù)，通過VAR模型研究了房地產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資和GDP之間相互影響的關(guān)系。得出：房地產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資對(duì)GDP的增長(zhǎng)有著較高的貢獻(xiàn)率。

金曉敏、許悅、張秋月（2007）運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型及Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)湖北省房地產(chǎn)投資和GDP之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：（1）房地產(chǎn)投資與GDP之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系；（2）房地產(chǎn)投資的短期波動(dòng)對(duì)GDP有顯著的正影響；（3）在短時(shí)期內(nèi)，隨著置信水平的提高，兩者之間由單向因果關(guān)系變?yōu)殡p向因果關(guān)系，但長(zhǎng)期內(nèi)，兩者不具有因果關(guān)系。鐘桂蘭、劉宇、李雪冬（2008）采用了最小二乘法分析了內(nèi)蒙古房地產(chǎn)對(duì)內(nèi)蒙古GDP的貢獻(xiàn)。

從已有的研究成果來看，大多數(shù)研究集中在對(duì)房地產(chǎn)投資和GDP的因果檢驗(yàn)和實(shí)際貢獻(xiàn)關(guān)系的測(cè)度上，方法多采用格蘭杰因果減壓和最小二乘法以及誤差修正模型。研究的區(qū)域也多為某一城市或者我國(guó)，對(duì)于區(qū)域的研究極少。本文采用面板數(shù)據(jù)模型，選取我國(guó)東部12省市數(shù)據(jù)，對(duì)地價(jià)、房?jī)r(jià)、房地產(chǎn)和GDP的關(guān)系進(jìn)行測(cè)度。

表1 GDP和房地產(chǎn)投資的二階差分單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 商品房銷售價(jià)格和土地出讓稅的二階差分單位根檢驗(yàn)結(jié)果

二、數(shù)據(jù)選取及實(shí)證研究

面板數(shù)據(jù)指在時(shí)間序列上取多個(gè)截面，把截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)融合在一起的數(shù)據(jù)形式，面板數(shù)據(jù)模型同時(shí)具有截面數(shù)據(jù)模型和時(shí)間序列模型的優(yōu)點(diǎn)。

單方程面板數(shù)據(jù)模型一般形式為：

模型中的系數(shù)隨時(shí)間和個(gè)體的改變而改變，因而可以反映模型中被忽略的時(shí)間因素和個(gè)體差異因素的影響。

對(duì)于一般的面板數(shù)據(jù)模型可以分為3種情形：

對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型的不同形式有不同的估計(jì)方法，對(duì)于具體問題要具體分析，通常采用F檢驗(yàn)來進(jìn)行模型的選擇。采用Hausman檢驗(yàn)來確定選擇固定影響還是隨隨機(jī)影響模型。Hausman檢驗(yàn)是對(duì)可觀測(cè)的經(jīng)濟(jì)變量是否和不可觀測(cè)的經(jīng)濟(jì)因素間存在相關(guān)關(guān)系的檢驗(yàn)，當(dāng)模型中不可觀測(cè)因素是隨即變化的，與自變量沒有關(guān)系，模型應(yīng)確定為隨機(jī)影響模型；而當(dāng)模型中不可觀測(cè)因素與可觀測(cè)因素具有相關(guān)性時(shí)，對(duì)模型的影響具有可測(cè)性，應(yīng)該考慮為固定影響模型。

（一）變量的選擇與模型的建立。本文選取1999～2008年我國(guó)東部地區(qū)十二省市的土地出讓稅、商品房銷售價(jià)格、房地產(chǎn)開放投資及GDP四個(gè)變量。數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。建立如下模型：

（二）面板數(shù)據(jù)單位根、協(xié)整檢驗(yàn)。為了防止偽回歸，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根及協(xié)整檢驗(yàn)，采用eviews6.0軟件，結(jié)果如表1、表 2 所示。（表 1、表 2）

本文采用KAO協(xié)整檢驗(yàn)檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。（表3）

表3 KAO協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（三）面板數(shù)據(jù)模型的確定

1、在測(cè)度GDP與房地產(chǎn)關(guān)系過程中，假設(shè)模型為 yit=αi+xitβi+uit時(shí)，得殘差平方和S3=1770000000；在假設(shè)模型為yit=αi+xitβ+uit時(shí)，得殘差平方和 S2=61713310；在假設(shè)模型為 yit=α+xitβ+uit時(shí)，得殘差平方和S1=205000000。本文樣本數(shù)據(jù)中 N=12，T=10，K=2，由此計(jì)算出：

2、在測(cè)度土地出讓稅與商品房銷售價(jià)格關(guān)系過程中，假設(shè)模型為yit=αi+xitβi+uit時(shí)，得殘差平方和S3=450000000；在假設(shè)模型為 yit=αi+xitβ+uit時(shí)，得殘差平方和S2=159000000；在假設(shè)模型為 yit=α+xitβ+uit時(shí)，得殘差平方和S1=65707920。本文樣本數(shù)據(jù)中 N=12，T=10，K=2，由此計(jì)算出：

因此，應(yīng)選擇情形1。同時(shí)，由于數(shù)據(jù)所限，本文無法進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)以確定采用固定影響模型還是隨機(jī)影響模型，故本文采用一般模型。

（四）面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。采用eviews6.0，回歸結(jié)果如表4、表5所示。（表4、表 5）

表4 GDP與房地產(chǎn)投資回歸結(jié)果

表5 土地出讓稅與商品房?jī)r(jià)格回歸結(jié)果

三、結(jié)論分析

（一）我國(guó)東部地區(qū)房地產(chǎn)投資對(duì)GDP貢獻(xiàn)程度的差異。從表4看，在貢獻(xiàn)程度上看，山東、河北、廣東三地的房地產(chǎn)投資對(duì)GDP的貢獻(xiàn)程度較大，同時(shí)T值也非常顯著，每單位房地產(chǎn)投資所引起的GDP增長(zhǎng)10以上。貢獻(xiàn)度較小的地區(qū)有北京、遼寧和海南。同時(shí)，海南地區(qū)T統(tǒng)計(jì)量值小于2。綜合以上可以看出，房地產(chǎn)作為我國(guó)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵產(chǎn)業(yè)，其作用“名副其實(shí)”。

（二）我國(guó)東部地區(qū)城鎮(zhèn)土地出讓使用稅對(duì)商品房銷售價(jià)格貢獻(xiàn)程度的差異。從表5看，城鎮(zhèn)土地使用出讓稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于房地產(chǎn)投資對(duì)GDP的影響程度。城鎮(zhèn)土地使用出讓稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響最大的是海南，為0.06，其次為北京，為0.05。山東、江蘇、廣東地區(qū)城鎮(zhèn)土地使用出讓稅對(duì)房?jī)r(jià)的影響非常微小。從T統(tǒng)計(jì)量上看，河北、廣西地區(qū)的T值均小于2。從以上分析可以看出，我國(guó)東部地區(qū)城鎮(zhèn)土地使用出讓稅對(duì)房?jī)r(jià)影響很小，并不是土地出讓金的存在導(dǎo)致了高房?jī)r(jià)，高房?jī)r(jià)的存在，也有非經(jīng)濟(jì)因素的存在，這里不做討論。

（作者單位：重慶工商大學(xué)）

[1]沈悅，劉洪玉.中國(guó)房地產(chǎn)開發(fā)投資與GDP的互動(dòng)關(guān)系.清華大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2004.44.9.

[2]楊寶成，董瑋，王代敬.房地產(chǎn)業(yè)對(duì)GDP的貢獻(xiàn)及解決房地產(chǎn)過熱的措施研究.生產(chǎn)力研究，No.12.2005.

[3]閆之博.GDP與FDI對(duì)中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格影響效果的實(shí)證分析.經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2007.1.