“招拍挂”土地产权实现方式与商品房价格

□文/廖奇云 贾 顺

一、引言

随着我国房地产市场的飞速发展，近年来商品房价格出现了快速增长的现象。房价的快速增长，短期可以促进房地产市场的繁荣，进而带动建筑、建材等相关行业的增长，缓解社会就业压力，推动我国经济快速增长；但从长期来看，这种趋势很可能会导致房地产市场供求机制的失衡，造成市场秩序混乱，影响社会公平，并最终阻碍我国经济的快速发展。

在影响商品房价格的众多指标中，土地销售价格是其中一个关键因素。我国土地产权的实现方式经历了“双轨制”，即划拨和出让并存、公开出让与协议出让并存的方式。从实践来看，协议出让最低，拍卖价格最高，两者甚至有5～6倍的差异。截至2000年底，全国总计出让土地30万公顷，在全国范围内有2/3左右土地是通过行政划拨手段实现的。双轨制不利于我国土地市场的健康发展，2001年国务院在15号文件中明确规定我国经营性土地必须采用“招拍挂”的形式，从而我国地价和房价出现了同步上涨的态势。

国内外学者对我国商品房价格与经济指标关系的研究较多，很多学者认为我国商品房价格持续走高与地价的快速上涨有关。例如，宋波、刘建江认为房价与地价互为因果关系，房价的上涨带动了低价的上涨，地价的上涨进一步促进了商品房价格的上涨；余芳认为房价与地价息息相关，地价的高涨是房价高涨的重要影响因素。“招拍挂”出让的“价高者得”的原则、政府垄断经营性用地供给量（即限制土地总供给）及控制其供地时点等令地价因供求不平衡而不断高涨，地价高涨推动了房价上涨。王越龙、武鹏认为“招拍挂”的方式拉动了地价的快速增长，地价推动了房价上涨；方毅、赵杨等认为在长期房价对于地价起到了价格引领作用。短期而言，房价和地价存在显著的双向因果关系，房价和地价之间增长率在短期内双向的正反馈作用，其中房价影响偏大。国内学者研究均客观真实地反映了房价与地价的关系，然而对我国土地产权实现方式转变过程后很短的一段时间内的房价与地价研究不多，这正是我国土地产权实现方式转变后对商品房价格影响的重要内容。本文收集了2001年第一季度至2004年第四季度地价价格指数与商品房的价格指数共16组时间序列，通过回归分析，拟说明我国采用了“招拍挂”的土地产权实现方式后地价与商品房价格的关系。

二、研究方法选择

1、平稳性检验。在计量经济学中通常采用单位根法对时间序列的平稳性进行检验。单位根检验方法很多，一般有Dickey-fuller（DF） 检验、Augmented Dickey-fuller（ADF）检验、Phillips-Perron（pp）检验。其 Engle-Granger的基于残差的ADF检验是最常用的检验方法，在ADF检验中，单位根检验的回归方程模型为:

模型3中的t是时间变量，代表了时间序列随时间变化的某种趋势。虚拟假设都是H0:δ＝0，即存在一单位根。模型1与另两模型的差别在于是否包含有常数项和趋势项。

表12001 年第1季度至2004年第4季度土地价格指数与商品房价格指数值

图1 2001年第一季度至2004年第四季度土地价格指数与商品房价格指数

表4 Granger检验结果

实际检验时从模型3开始，然后模型2，模型1。当检验拒绝零假设时，说明原序列不存在单位根，此时该数列为平稳序列，则停止检验。否则，就要继续检验，直到检验完模型1为止。一个简单的检验是同时估计出上述三个模型的适当形式，然后通过ADF临界值表检验零假设H0:δ＝0。只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可以认为时间序列是平稳的。当三个模型的检验结果都不能拒绝零假设时，则认为时间序列是非平稳的。这里所谓的模型适当的形式就是在每个模型中选取适当的滞后差分项，以使模型的残差项是一个白噪声。

2、协整检验。协整关系的检验与估计目前应用较多的是EG两步法、Johansen极大似然法。EG两步法适用于对两个变量的协整关系进行检验，当存在三个或三个以上的变量时宜采用Johansen极大似然法去检验变量的协整关系。本文拟采用EG两步法，其原理为:第一步若Xt与Yt是一阶单整的，则ΔXt与ΔYt是平稳的，此时采用最小二乘法得到回归方程:Yt=α+βXt+εt，进而得到残差序列 et=Yt-（α+βXt）；第二步检验et的平稳性，则Xt与Yt存在协整关系，反之不存在。

3、Granger因果关系检验。协整检验说明变量之间存在长期均衡关系，但是否构成因果关系，还需要进一步进行因果关系检验。本文采用Granger因果关系检验法，对数据的因果关系进行检验。Granger因果关系检验理论是:如果变量X有助于预测Y，即根据Y的过去值对Y进行回归时，如果再加上X的过去值，能够显著地增强回归的解释能力，则称X是Y的Granger原因，否则称为非Granger原因。

三、实证分析

本文收集了2001年第一季度至2004年第四季度我国士地价格指数与商品房的价格指数共16组时间序列，数据均来自中国景气月报，地价价格指数与房价价格指数分别记作LP与HP，为消除异方差需要进行对数变换记为LnLP和LnHP，对数据进行对数变换后不会影响数据的协整关系（本文数据处理均使用E-views5.0软件）。（表1、图1）

1、平稳性检验。本文在运用ADF检验法的同时，参考PP检验法，对原序列lnLP、lnHP及其差分序列进行平稳性检验，当经济指标在ADF和PP条件下同时满足平稳性要求时，经济指标的相关数据才是平稳的，检验结果如表2所示。（表2）从以上变量可以看出:商品房价格指数的对数值（LnHP）、土地价格指数的对数值（LnLP）均不平稳，经过一阶差分后变成平稳序列，因此通过检验可以判断这两个变量是一阶单整序列I（1）。

2、协整检验。即使时间序列LnHP、LnLP均为非平稳的一阶单整序列，但它们之间仍然可能存在某种平稳的线性组合，这个线性组合反映它们之间长期稳定的线性关系即协整关系。本文采用EG两步法对变量进行协整检验，得到协整方程为:

表2 单位根检验

表3 残差单位根检验

其中括号内的值为t值，两个变量之间具有协整关系，需要对它们的残差e进行平稳性检验，如表3所示。（表3）可以看出，这两个变量的残差为平稳序列，因此LnHP、LnLP从长期来看存在着均衡稳定的关系。

3、G ranger因果关系检验。在确定原序列LnHP、LnLP变量之间的协整关系后需要再运用Granger检验方法对商品房价格指数的对数值（LnHP）、土地价格指数的对数值（LnLP）之间的关系进行因果检验，检验结果见表4。（表4）显示在10%置信水平下商品房价格指数的对数值是土地价格指数的对数值变动的Granger原因，在10%置信水平下土地价格指数的对数不是商品房价格指数的对数值变动的Granger原因，而商品房竣工面积和施工面积、销售面积不是商品房价格变动Granger原因。

四、结论

本文基于我国2001年第一季度至2004年第四季度的土地销售价格指数和商品房销售价格指数进行了平稳性检验、EG协整检验、和Granger因果关系检验，得出以下结论:

1、商品房销售价格每上升1%，在我国土地产权“招拍挂”的实现方式下，土地价销售格将上升1.52%。

2、在我国目前土地产权“招拍挂”的实现方式下，在10%置信水平下商品房价格指数的对数值是引起土地价格指数的对数值变动的主要因素，土地价格不是引起商品房价格变动的主要因素。

[1]宋勃，刘建江.房价与地价关系的理论分析与中国经验的实证检验:1998-2007[J].中央财经大学报，2009.9.

[2]余芳.从招拍挂制度看我国房价与地价的关系[J].金融经济，2009.6.

[3]王跃龙，武鹏.房价与地价关系的检验—来自28个省的面板数据 [J].南开经济研究，2009.4.

[4]方毅，赵杨等.中国房价与地价的关系研究[J].统计应用研究，2009.6.