房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)作為反映房地產(chǎn)市場(chǎng)信息的重要指標(biāo)，兩者之間存在錯(cuò)綜復(fù)雜的關(guān)系，房地產(chǎn)價(jià)格的高低直接影響到房地產(chǎn)業(yè)的健康運(yùn)行，影響到土地的需求量以及國(guó)民的生活福利水平，而地價(jià)高低則影響土地利用效率、土地收益分配以及房地產(chǎn)市場(chǎng)的供應(yīng)等。從1998年我國(guó)住房體制改革以來(lái)，房地產(chǎn)投資和消費(fèi)急劇增長(zhǎng)、房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)不斷上揚(yáng)，特別是在房地產(chǎn)價(jià)格高企時(shí)各大城市“地王”頻出，導(dǎo)致關(guān)于“是地價(jià)高導(dǎo)致房?jī)r(jià)高？還是房?jī)r(jià)高促動(dòng)了地價(jià)的攀升？”的爭(zhēng)議更是鋪天蓋地。

本節(jié)在地價(jià)和房地產(chǎn)價(jià)格理論關(guān)系分析的基礎(chǔ)上，利用非平穩(wěn)面板計(jì)量分析方法，對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，是對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格非理性繁榮的特性進(jìn)行的深入研究。

（一）理論分析

土地具有有限性、差異性、固定性、耐用性等自然屬性，以及稀缺性、區(qū)位可變性、報(bào)酬遞減性等經(jīng)濟(jì)屬性，這些特點(diǎn)決定了土地總量上供給的無(wú)彈性，也決定了土地價(jià)格具有隨著需求的增加而不斷上揚(yáng)的趨勢(shì)。作為需求價(jià)格的地價(jià)實(shí)際上是一種引致需求引起的，即由于對(duì)土地上產(chǎn)出物的需求導(dǎo)致對(duì)土地的需求。這方面最著名的解釋為“玉米法律悖論”（Corn Laws Debate）?！坝衩追摄Ｕ摗闭f(shuō)明了地價(jià)高是因?yàn)橛衩椎膬r(jià)格高，因?yàn)橛衩追商岣吡擞衩椎膬r(jià)格，刺激了國(guó)內(nèi)玉米的生產(chǎn)和對(duì)種玉米的土地的需求。所以，地價(jià)高是玉米價(jià)格高的結(jié)果，而不是玉米價(jià)格高的原因。在市場(chǎng)機(jī)制中，人們對(duì)房屋的需求決定了房地產(chǎn)價(jià)格的高低，而房地產(chǎn)價(jià)格的高低決定了地價(jià)的高低。在“價(jià)高者得”的拍賣(mài)機(jī)制下形成的地價(jià)是由當(dāng)前房地產(chǎn)價(jià)格及開(kāi)發(fā)商對(duì)未來(lái)房地產(chǎn)價(jià)格的預(yù)期決定的。房地產(chǎn)價(jià)格及預(yù)期上漲后，地價(jià)也必然上漲；反之，房地產(chǎn)價(jià)格和預(yù)期下降后，地價(jià)也必然下降。地價(jià)是房地產(chǎn)價(jià)格的重要構(gòu)成部分，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的形成有一定影響，但這種影響不是決定性的。決定房地產(chǎn)價(jià)格的因素是市場(chǎng)需求而不是成本。簡(jiǎn)言之，地價(jià)不能決定房地產(chǎn)價(jià)格，而房地產(chǎn)價(jià)格是地價(jià)形成的決定性因素（劉琳、劉洪玉，2003）。

對(duì)于房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，Denise ＆William（2002）提出的四象限市場(chǎng)的經(jīng)典模型，恰當(dāng)?shù)卦忈屃送恋厥袌?chǎng)的供需平衡的機(jī)制，而這種機(jī)制正是通過(guò)價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制來(lái)實(shí)現(xiàn)的。周京奎（2006）借用此模型，分析了價(jià)格機(jī)制對(duì)土地市場(chǎng)供需的影響，如圖2.10所示。

圖2.10　土地市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)關(guān)系

圖2.10中第Ⅰ象限和第Ⅳ象限代表土地市場(chǎng)，第Ⅱ象限和第Ⅲ象限代表房地產(chǎn)市場(chǎng)。從第Ⅰ象限開(kāi)始按逆時(shí)針?lè)较?，地價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)的影響路徑為：經(jīng)濟(jì)水平↑→土地需求曲線(xiàn)右移→土地價(jià)格↑→房地產(chǎn)價(jià)格↑→房地產(chǎn)增量↑→土地需求量↑→土地存量↑→土地價(jià)格↑。從第Ⅱ象限開(kāi)始按逆時(shí)針?lè)较?，房?jī)r(jià)變化對(duì)地價(jià)的影響路徑為：房?jī)r(jià)↑→新開(kāi)發(fā)建設(shè)量↑→土地需求量↑→土地存量↑→土地價(jià)格上漲。

在我國(guó)，政府是土地所有權(quán)的完全壟斷者，也是土地一級(jí)市場(chǎng)的唯一供給者。政府在出讓土地時(shí)結(jié)合市場(chǎng)需求和自己的財(cái)政預(yù)算來(lái)決定土地出讓價(jià)格。而房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商通過(guò)協(xié)議、招標(biāo)、拍賣(mài)或掛牌的方式從政府手中拿到土地，然后根據(jù)市場(chǎng)上的住房需求和住房?jī)r(jià)格決定是當(dāng)期進(jìn)行開(kāi)發(fā)還是使獲得的土地進(jìn)入自己的儲(chǔ)備庫(kù)中等待時(shí)機(jī)開(kāi)發(fā)。在住房市場(chǎng)供求雙方力量的共同影響下形成的住房?jī)r(jià)格，決定了開(kāi)發(fā)商可以獲得的利潤(rùn)，進(jìn)而也影響著其愿意支付的土地價(jià)格。除供求關(guān)系外，各城市房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)又同時(shí)受經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、財(cái)政政策、貨幣政策、土地政策、社會(huì)預(yù)期、人民收入水平等的共同影響。我國(guó)房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展時(shí)間較短，地區(qū)差異性較大，房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)之間關(guān)系急需實(shí)證的檢驗(yàn)。

近幾年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)房?jī)r(jià)與地價(jià)之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的實(shí)證分析。高波和毛豐付以1999～2002年全國(guó)的房地產(chǎn)和土地季度價(jià)格指數(shù)為樣本，通過(guò)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和回歸分析，對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)間的影響關(guān)系進(jìn)行了分析，得出長(zhǎng)期內(nèi)房地產(chǎn)價(jià)格走勢(shì)決定地價(jià)走勢(shì)、短期內(nèi)兩者存在相互影響的結(jié)論。況偉大（2005）以1999年第一季度至2005年第一季度的數(shù)據(jù)進(jìn)行房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出短期內(nèi)房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)相互影響，長(zhǎng)期內(nèi)地價(jià)是房地產(chǎn)價(jià)格的Granger原因的結(jié)論。嚴(yán)金海（2006）采用格蘭杰因果檢驗(yàn)和誤差修正模型方法分析中國(guó)房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)關(guān)系，研究結(jié)果為：短期內(nèi)房地產(chǎn)價(jià)格決定地價(jià)，長(zhǎng)期內(nèi)兩者相互影響。周京奎（2006）利用1999～2005年的全國(guó)總體數(shù)據(jù)，通過(guò)時(shí)間序列的VAR模型和截面數(shù)據(jù)回歸模型對(duì)我國(guó)地價(jià)與房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地價(jià)有顯著影響，地價(jià)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響度較小。宋勃和高波（2007）利用1998～2006年的房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)的季度數(shù)據(jù)，采用時(shí)間序列協(xié)整和VAR方法，得出結(jié)論為：短期而言，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地價(jià)沒(méi)有影響，而地價(jià)是房地產(chǎn)價(jià)格的Granger原因；長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)存在雙向因果關(guān)系。

綜上所述，以往研究一般利用全國(guó)房屋銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)和土地價(jià)格指數(shù)的季度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)時(shí)間序列的單位根和協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)分析房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，通過(guò)建立誤差修正模型來(lái)分析兩者間的短期關(guān)系，采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)兩者在時(shí)間上的因果關(guān)系。然而，各學(xué)者實(shí)證分析的結(jié)論卻差異非常大。究其原因，主要是樣本容量有限導(dǎo)致的。正如前文分析所指出，采用時(shí)間序列單位根和協(xié)整檢驗(yàn)是低效果的，結(jié)論會(huì)有偏差（Pierse ＆Snell，1995）。

為了解決時(shí)間序列協(xié)整檢驗(yàn)的小樣本及我國(guó)各區(qū)域差異問(wèn)題，本書(shū)采用全國(guó)29個(gè)大中城市1999～2008年的面板數(shù)據(jù)，利用平穩(wěn)面板計(jì)量方法進(jìn)行實(shí)證。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

本書(shū)選用國(guó)家發(fā)展改革委和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局編制的35個(gè)大中城市房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)（FP）和土地價(jià)格指數(shù)（DP），數(shù)據(jù)來(lái)源于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)資訊行（China InfoBank），刪去數(shù)據(jù)缺失的部分城市，最終采用了全國(guó)29個(gè)大中城市從1999年第1季度至2008年第1季度的季度面板數(shù)據(jù)。由于房地產(chǎn)銷(xiāo)售價(jià)格指數(shù)和土地價(jià)格指數(shù)采用的是環(huán)比，本書(shū)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了調(diào)整，并假定1999年各季度間價(jià)格指數(shù)反映各季度間實(shí)際價(jià)格變動(dòng)，調(diào)整成以1999年為基期的定基比數(shù)據(jù)。

首先對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。如果平穩(wěn)則可直接根據(jù)數(shù)據(jù)性質(zhì)進(jìn)行固定效應(yīng)模型或是隨機(jī)效應(yīng)模型的OLS回歸，估計(jì)兩者之間的影響系數(shù)；如果兩組面板數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的，并且是具有同階單位根的，那么就要對(duì)它們進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)兩者之間是否具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，并且利用面板DOLS進(jìn)行系數(shù)的估計(jì)。最后，利用面板誤差修正模型來(lái)分析房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)之間的短期和長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系。

1.面板單位根檢驗(yàn)

我們同時(shí)采用LLC、Breitung、IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher方法分別對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)的原序列和一階差分進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，并且對(duì)含截距和帶時(shí)間趨勢(shì)模型都進(jìn)行了檢驗(yàn)，以綜合考慮各個(gè)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)檢查這些數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。表2.5給出了各面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法的檢驗(yàn)結(jié)果。

表2.5　房?jī)r(jià)和地價(jià)的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：（1）括號(hào)內(nèi)報(bào)告了估計(jì)量的p值；（2）所有檢驗(yàn)方法的原假設(shè)H0為：存在單位根。

從表2.5可以看出，房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)的原序列面板單位根檢驗(yàn)，不管是含截距項(xiàng)還是既含截距項(xiàng)又帶時(shí)間趨勢(shì)模型，除PP-fisher方法外，其他方法都接受原假設(shè)，認(rèn)為存在單位根，我們可以認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)的原序列非平穩(wěn)。房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)的一階差分序列的單位根檢驗(yàn)中，除LLC方法接受原假設(shè)外，其他三種方法都拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不存在單位根，房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)的一階差分序列平穩(wěn)。因此，房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)的面板數(shù)據(jù)都為一階單整。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)

我國(guó)29個(gè)城市的房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)面板數(shù)據(jù)為一階單整，則兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系，為保證結(jié)論的可靠性，我們分別采用Pedroni的7個(gè)統(tǒng)計(jì)量、Kao的ADF統(tǒng)計(jì)量與Johansen Fisher統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2.6所示。從表2.6可以看出，大部分檢驗(yàn)方法的結(jié)果在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)之間存在協(xié)整關(guān)系，即房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)之間存在長(zhǎng)期、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2.6　房?jī)r(jià)與地價(jià)的面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：（1）表中Pedroni的7個(gè)檢驗(yàn)和Kao、Johansen的原假設(shè)H0為：不存在協(xié)整，在零假設(shè)下統(tǒng)計(jì)量服從漸近正態(tài)分布；（2）括號(hào)中報(bào)告了p值；（3）符號(hào)＊＊＊、＊＊分別表示在1%和5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)；（4）Pedroni和Kao檢驗(yàn)設(shè)定中，認(rèn)為沒(méi)有時(shí)間趨勢(shì)，使用SCI標(biāo)準(zhǔn)選擇滯后階數(shù)，Newey-west窗寬選擇使用的是Bartlett核函數(shù)；Johansen Fisher檢驗(yàn)，認(rèn)為有時(shí)間趨勢(shì)。

3.面板DOLS分析

表2.7　房?jī)r(jià)與地價(jià)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的面板DOLS系數(shù)估計(jì)結(jié)果

續(xù)　表

注：符號(hào)＊、＊＊、＊＊＊分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著。

從表2.7結(jié)果可以看出，29個(gè)城市的房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)之間的影響系數(shù)大部分都是顯著的，并且各城市系數(shù)大小差異很大。在地價(jià)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的有效影響系數(shù)中，最小的為長(zhǎng)春0.113，最大的為廣州10.097。東部地區(qū)城市中，除杭州、福州和?？谑械貎r(jià)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格影響系數(shù)較小外，其他東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)城市（例如上海、北京、天津、廣州、深圳、南京、青島等）的系數(shù)都普遍大于1，中部地區(qū)省會(huì)城市（例如長(zhǎng)春、長(zhǎng)沙、南昌、合肥等）的系數(shù)普遍小于1，而西南地區(qū)省會(huì)城市或直轄市（例如南寧、昆明、重慶和貴陽(yáng)）的系數(shù)大于1。這表明長(zhǎng)期來(lái)看，東部經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)城市和西南省會(huì)城市中，地價(jià)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響程度較其他中部省會(huì)城市大。在房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地價(jià)的有效影響系數(shù)中，最小的為廣州0.086，最大的為杭州5.301，中部地區(qū)的大部分省會(huì)城市的系數(shù)大于1，東部大部分城市和西南省會(huì)城市系數(shù)普遍小于1。這表明長(zhǎng)期來(lái)看，中部省會(huì)城市的房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地價(jià)的影響程度要高于東部經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)城市和西南省會(huì)城市。從整個(gè)面板組DOLS結(jié)果可以看出，地價(jià)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的影響系數(shù)為0.481，而房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地價(jià)的影響系數(shù)為1.182，兩者都是顯著的?？梢?jiàn)，從全國(guó)總體來(lái)看，地價(jià)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的長(zhǎng)期影響程度小于房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地價(jià)的影響程度。

4.面板Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)之間存在協(xié)整關(guān)系，接下來(lái)使用面板誤差修正模型（PECM），采用Engle-Granger兩步法，來(lái)進(jìn)行我國(guó)房?jī)r(jià)和地價(jià)之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。第一步是估計(jì)長(zhǎng)期關(guān)系模型來(lái)獲得殘差項(xiàng)，第二步是使用動(dòng)態(tài)面板誤差修正來(lái)估計(jì)Granger因果關(guān)系，建立的面板誤差修正模型為：

表2.8　房?jī)r(jià)與地價(jià)面板Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

注：符號(hào)＊＊＊表示1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

（三）結(jié)論

通過(guò)以上29個(gè)城市的房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)的面板單位根和面板協(xié)整的檢驗(yàn)，以及面板DOLS模型和面板誤差修正模型的估計(jì)，得出以下結(jié)論：（1）我國(guó)各大中城市的房地產(chǎn)價(jià)格與地價(jià)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。（2）這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系在城市間存在較大的差異。具體來(lái)看，東部經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)城市和西南省會(huì)城市，地價(jià)對(duì)房地產(chǎn)價(jià)格的長(zhǎng)期影響程度較其他中部地區(qū)的省會(huì)城市大；中部省會(huì)城市的房?jī)r(jià)對(duì)地價(jià)的長(zhǎng)期影響程度要大于東部地區(qū)和西南省會(huì)城市。（3）全國(guó)總體而言，房地產(chǎn)價(jià)格對(duì)地價(jià)的長(zhǎng)期影響程度高于地價(jià)對(duì)房?jī)r(jià)的影響。（4）長(zhǎng)期來(lái)看，我國(guó)城市的房地產(chǎn)價(jià)格和地價(jià)互為Granger因果關(guān)系，短期而言，房地產(chǎn)價(jià)格是地價(jià)的Granger原因，但地價(jià)不是房地產(chǎn)價(jià)格的Granger原因。

因此，從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，政府在對(duì)房地產(chǎn)進(jìn)行宏觀(guān)調(diào)控時(shí)，必須從住宅市場(chǎng)和土地市場(chǎng)兩方面入手。一方面從住宅開(kāi)發(fā)和供給入手，另一方面運(yùn)用土地儲(chǔ)備制度，調(diào)節(jié)土地供應(yīng)，最終實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)市場(chǎng)平穩(wěn)和健康的發(fā)展。同時(shí)，要考慮到中國(guó)各個(gè)地區(qū)和城市的個(gè)體差異，不宜采用一刀切的方式，適當(dāng)給予地方政府一定的靈活性。