小议地价和房价关系的实证探究

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1、小议地价和房价关系的实证探究内容:有关地价和房价的关系,理论界观点分歧甚大,为进一步探索地价和房价的内在关联,本文基于武汉市2000年第一季度至2005年第二季度的房价、地价数据,笔者对地价和房价的关系进行了Granger因果关系检验,结果表明:在短期内,武汉市房价和地价互为因果,其中地价是房价的Granger原因的程度更大;在长期,房价和地价之间没有明显的因果关系。结合宏观政策状况,本文对该检验结果进行了分析,并指出了其政策含义。:地价房价Granger因果关系检验房地产有关地价和房价的关系,理论界有三种观点:地价决定房价。这种观点从本钱的角度,探索了房价的构成,以为土地本钱上升是房价上涨

2、的主要原因之一(覃晓梅等,2005)。房价决定地价。如郑光辉(2004)以为,房价上涨增加了对土地的需求而导致地价上涨,地价是房价的结果,不是房价原因。地价和房价相互功能,存在相互制约的关系(鲁礼新,2002),抑或称“两者呈正相关关系”(高晓慧,2001)。有关两者相互功能方式及效果,学界也是见仁见智。部分学者以为房价和地价之间存在一定条件下的因果关系。有关地价和房价的因果关系新题目,争论分歧甚大,究其原因,笔者以为主要有:复杂的利益格式和不同的利益诉求。如开发商为追求利润最大化,可能会夸大地价对房价的功能,甚至“强加给招拍挂制度以莫须有的罪名”(李倩,2005)。探究对象的复杂性和差异性

3、。有关这一点,笔者将在文章最后的讨论中作扼要论述。探究方法的局限性。一方面,定性的探究方法多,定量探究少。由于定性探究中难免带有探究者主观色彩,可能造成结果的偏差。另一方面,定量探究的结果也可能有不确定性。如高波、毛丰付(2003)采用的Granger因果关系检验中,滞后期为2、3、4,滞后期偏少,且检验结果不具稳定性;而且,其样本数据为全国的数据,由于全国不同地域、不同城市房地产市场的巨大差异,其探究结果难以令人信服。为进一步探索地价和房价的内在关联,笔者对武汉市2000年第一季度至2005年第二季度的房价、地价数据,进行统计分析及Granger因果关系检验,并对结果进行了讨论。武汉市房价

4、和地价的基本统计特征从武汉市房价和地价的时间序列数据散点图(如图1)可以看出:随着时间的推移,房价和地价按不同的比率增长,以时间为自变量分别以房价、地价为因变量构建一元回回方程(回回结果如图1所示),房价随时间的变化率为50.616,大于地价的边际值15.485。从其统计意义来讲,随着城市经济的增长,房屋需求和土地供给的矛盾不断增加,这和武汉市乃至全国的情况基本相符。为进一步描述武汉市房价和地价随时间变动的幅度,笔者对房价和地价时间序列数据进行了方差的假设检验:检验结果表明,相对地价而言,武汉市房价变动幅度较大。可见,武汉市土地市场调控机制和地价的形成机制已逐步成熟,地价呈现平稳上升的势头。

5、武汉市地价和房价因果关系的Granger检验假定和检验规则假定当前的地价(LP)和自身以及房价(HP)的过往值有关,而房价(HP)和自身及地价过往值有关。检验要求估计以下的回回:统计结果分四种情形:若“(1)式”中滞后项HP系数的估计值满足∑αj≠0,且“(2)式”中的滞后LP系数的估计值满足∑δj=0,则表明有从HP到LP的单向因果关系(unidirectionalcausality)。若∑αi=0,而∑δj≠0,则存在从LP到HP的单向因果关系。假如∑αi≠0,且∑δj≠0,则表示房价和地价有双向(bilateral)因果关系。若∑δj≠0,且∑i=0,就表示两者之间各自的独立性(ind

6、ependence)。对房价是否为地价的原因,假定H0∶∑αi=0,即滞后HP项不属于此回回。用F检验:540)this.即是滞后项的个数;k是“1式”中待估参数的个数。若在选定的明显性水平上计算的F值超过临界F值,则拒尽虚拟假设。同理可检验地价是否为房价的原因。检验结果取滞后期为两期(m=2)进行检验,结果显示房价和地价之间没有明显的因果关系;由于应用Granger检验时,和分布滞后模型碰到的新题目相似,其因果方向和所含滞后项的个数可能有重要的关系(Damodar,2003),为增强对上述结论的信心,分别取m=1、3、4、5、6,得出其统计检验结果(表略)。从统计结果中可以看出,滞后期不同

7、,统计结果不完全一致:滞后时间为一期时,房价和地价有双向的因果关系;滞后时间为两期时,存在地价到房价的较弱的单向因果关系,即地价影响房价,而房价不影响地价;滞后时期为三期以上时,统计结果具有稳定性,可以以为,此时房价和地价相互独立。此结果表明:在短期,房价和地价相互影响,其中地价是房价的Granger原因的程度更大;在长期,房价和地价之间没有明显的因果关系。结论及政策含义地价对房价的影响理论上,从开发商本钱的