李勇剛，張 鵬

（1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；2.南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210093）

一、文獻(xiàn)梳理

學(xué)術(shù)界對(duì)土地問(wèn)題的關(guān)注由來(lái)已久，但多數(shù)文獻(xiàn)將關(guān)注的焦點(diǎn)集中于土地需求的影響效應(yīng)上（張紅，2007），較少關(guān)注土地出讓的影響效應(yīng)。自20世紀(jì)80年代以來(lái)，學(xué)者們從不同角度著手研究土地出讓對(duì)房?jī)r(jià)的影響。一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，若對(duì)土地出讓方式進(jìn)行管制，將對(duì)房?jī)r(jià)產(chǎn)生負(fù)向影響（Pollakowski和Wachte，1990；白忠菊、楊慶媛，2012）。然而，Ihlanfeldt（2007）和Saks（2008）利用美國(guó)市級(jí)層面的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)土地使用方式的限制將導(dǎo)致房?jī)r(jià)的上漲。而況偉大、李濤（2012）使用中國(guó)35個(gè)大中城市2003－2008年面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)主要是由供求決定，而非土地出讓方式?jīng)Q定。

也有學(xué)者就土地出讓面積對(duì)房?jī)r(jià)的影響進(jìn)行了研究。Peng和Wheaton（1994）利用香港土地出讓與房地產(chǎn)市場(chǎng)的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)限制土地出讓面積將導(dǎo)致土地出讓總量的期望值提升，進(jìn)而導(dǎo)致租金和房?jī)r(jià)的上漲。Katz和Rosor（1987）、Hannah等（1993）的研究也得到類似結(jié)論。Hui（2004）利用香港時(shí)間序列數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，土地出讓面積越多，房?jī)r(jià)反而越高；但滯后一期的土地出讓面積對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響顯著為負(fù)。通過(guò)預(yù)期作用，土地出讓面積的變化可抑制房?jī)r(jià)的上漲（黃忠華等，2009）。但是，部分學(xué)者認(rèn)為土地出讓面積的變動(dòng)對(duì)房?jī)r(jià)的影響并不顯著，Barlow（1993）的研究證實(shí)了這一觀點(diǎn)。Tse（1998）、Lai和Wang（1999）利用香港的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，土地供應(yīng)數(shù)量對(duì)住房?jī)r(jià)格的影響并不顯著。

隨著房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，住房資產(chǎn)在居民財(cái)富中占比大幅提高，房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響問(wèn)題也成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。一些學(xué)者的經(jīng)驗(yàn)研究表明，房?jī)r(jià)上漲對(duì)居民消費(fèi)的影響顯著為正（Bhatia，1987；Skinner，1989；宋勃；2007；王先柱、趙奉軍，2012）。Case等（2005）利用1975－1999年發(fā)達(dá)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)顯著正相關(guān)。但也有部分學(xué)者實(shí)證發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)的影響顯著為負(fù)（Elliott，1980；Benito等，2006；Sousa，2009）。王子龍、許簫迪（2011）基于中國(guó)30個(gè)大中城市的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)測(cè)度模型分析發(fā)現(xiàn)，總體樣本層面的房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)為負(fù)，表明近年來(lái)我國(guó)房?jī)r(jià)的持續(xù)上漲對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了一定的擠出效應(yīng)和抑制作用。此外，也有部分學(xué)者的經(jīng)驗(yàn)研究表明房?jī)r(jià)的上漲對(duì)居民消費(fèi)的影響并不顯著（Phang，2003；Campbell和Cocco，2005）。高波、王輝龍（2011）利用長(zhǎng)三角地區(qū)16個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期內(nèi)房?jī)r(jià)上漲并沒(méi)有引起居民消費(fèi)的增加。

綜上所述，雖然學(xué)術(shù)界已對(duì)房?jī)r(jià)的財(cái)富效應(yīng)、土地出讓方式和數(shù)量對(duì)房?jī)r(jià)的影響等問(wèn)題進(jìn)行了較多關(guān)注，但是，關(guān)于房?jī)r(jià)與土地出讓面積的內(nèi)生互動(dòng)關(guān)系，以及互動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)影響的研究較少。鑒于此，本文選取1999－2011年我國(guó)31個(gè)省域數(shù)據(jù)作為樣本，采用面板聯(lián)立方程估計(jì)方法探究土地出讓、房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)之間的關(guān)系。

二、土地出讓、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)的描述分析

近年來(lái)，隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，我國(guó)房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)支出均呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，而土地出讓面積則在波動(dòng)中呈現(xiàn)緩慢上升趨勢(shì)。從全國(guó)層面看，2011年，全國(guó)商品住宅的平均銷售價(jià)格為4 993.17元／平方米，土地出讓面積為0.33平方米／人，城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出12 242.19元／人，相比于2010年分別增長(zhǎng)了5.67%、10.42%和16.62%。

從區(qū)域?qū)用婵?，土地出讓、房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)均存在顯著的區(qū)域差異。圖1和圖2顯示了1999－2011年?yáng)|、中、西部地區(qū)土地出讓與居民消費(fèi)、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)的變動(dòng)趨勢(shì)。具體而言，如圖1所示，房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)之間具有明顯的相關(guān)性，但東部地區(qū)的房?jī)r(jià)和居民消費(fèi)明顯高于中西部地區(qū)。如圖2所示，土地出讓面積與居民消費(fèi)具有一定的相關(guān)性，但東部地區(qū)的土地出讓面積和房?jī)r(jià)明顯高于中西部地區(qū)。由以上分析可知，土地出讓面積、房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)水平存在顯著的區(qū)域差異。

圖1 區(qū)域消費(fèi)水平與房?jī)r(jià)

圖2 區(qū)域消費(fèi)水平與人均土地出讓面積

三、模型設(shè)定、變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.模型設(shè)定

單一方程模型在對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)時(shí)，往往忽視各變量之間的內(nèi)生性及雙向因果關(guān)系。若未考慮土地出讓與房?jī)r(jià)的相互作用，而直接采用單方程模型對(duì)土地出讓、房?jī)r(jià)與消費(fèi)的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，將導(dǎo)致內(nèi)生變量偏差或聯(lián)立方程偏差（陳強(qiáng)，2010），難以得到一致性估計(jì)?；诖?，本文構(gòu)建包含土地出讓、房?jī)r(jià)和消費(fèi)的面板聯(lián)立方程模型考察三者之間的內(nèi)在反饋機(jī)制。

其中，i與t分別表示地區(qū)和時(shí)間，HCit表示居民最終消費(fèi)支出水平，HPit表示商品住宅平均價(jià)格，LSit表示土地出讓面積，DPIit表示城鎮(zhèn)人均可支配收入，REIit表示房地產(chǎn)住宅開發(fā)投資，PDit表示人口密度，IGit表示城鄉(xiāng)收入差距；α0、β0和χ0分別表示與各省市區(qū)相關(guān)的固定效應(yīng)，α1、α2、α3、β1、β2、β3、β4、β5、β6、χ1和χ2分別表示各變量系數(shù)。μit、ηit和ξit為獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取1999－2011年全國(guó)31個(gè)省市區(qū)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，各變量的具體說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源如下：

（1）居民消費(fèi)：為了有效衡量城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出水平，我們采用居民人均最終消費(fèi)支出反映城鄉(xiāng)居民消費(fèi)水平。

（2）房?jī)r(jià)：因住宅價(jià)格的波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)行為的影響更大，故而本文使用商品住宅平均銷售價(jià)格考察房地產(chǎn)價(jià)格的波動(dòng)情況。

（3）土地出讓面積：現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于土地出讓面積的衡量指標(biāo)有兩種：國(guó)有建設(shè)用地出讓面積和審批住宅用地面積。因國(guó)有建設(shè)用地出讓中包括了大量工業(yè)用地，而工業(yè)用地對(duì)房?jī)r(jià)的影響難以估計(jì)，若利用這一指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)將降低估計(jì)結(jié)果的有效性和可信度。此外，審批住宅用地面積數(shù)據(jù)因時(shí)間跨度較小，難以確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。基于此，本文利用人均房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)本年購(gòu)置土地面積作為土地出讓的衡量指標(biāo)。

（4）居民收入水平：為更好地控制居民收入水平對(duì)房?jī)r(jià)和消費(fèi)的影響，本文使用城鎮(zhèn)人均可支配收入反映居民收入水平。

（5）人口密度：人口密度是影響房?jī)r(jià)的一個(gè)重要因素，因此，我們以城鎮(zhèn)人口密度衡量各省市區(qū)人口分布情況，以控制人口因素對(duì)房?jī)r(jià)的影響。

（6）房地產(chǎn)開發(fā)投資：房地產(chǎn)開發(fā)投資的增加將對(duì)房?jī)r(jià)和土地出讓面積產(chǎn)生一定影響，因此，本文將人均房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)完成住宅投資額作為土地出讓面積的影響因素引入模型。

（7）收入差距：借鑒王少平、歐陽(yáng)志剛（2007）的方法，我們采用泰爾指數(shù)度量城鄉(xiāng)收入差距程度。用TIi表示第i個(gè)橫截面單元在t時(shí)期的泰爾指數(shù)，其定義和計(jì)算公式為：

其中，j＝1，2分別表示城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)；Pi表示i地區(qū)總?cè)丝冢琍ij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村總?cè)丝?；Ii表示i地區(qū)總收入，Iij表示i地區(qū)城鎮(zhèn)或農(nóng)村總收入。其中，城鎮(zhèn)總收入用城鎮(zhèn)人均可支配收入與城鎮(zhèn)人口之積表示，農(nóng)村總收入用農(nóng)村人均純收入與農(nóng)村總?cè)丝谥e表示。

房地產(chǎn)開發(fā)投資、商品住宅平均價(jià)格、房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)本年購(gòu)置土地面積、城鎮(zhèn)人均可支配收入、農(nóng)村人均純收入和人口密度數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和各地區(qū)歷年國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)；城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出水平數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2000－2012）》；城鎮(zhèn)總?cè)丝谂c農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)據(jù)來(lái)自于《新中國(guó)60 年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2009－2012）》以及各地區(qū)歷年統(tǒng)計(jì)年鑒。為消除異方差的干擾和量綱問(wèn)題，本文在進(jìn)行實(shí)證之前對(duì)各變量進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)處理及GDP平減修正。

四、實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)聯(lián)立方程模型識(shí)別的階條件和秩條件，可知聯(lián)立方程為過(guò)度識(shí)別，可進(jìn)行回歸分析。為消除不同方程誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性，提高估計(jì)結(jié)果的有效性，本文選擇三階段最小二乘法（3SLS）進(jìn)行估計(jì)。

1.全國(guó)層面的實(shí)證分析結(jié)果

如表1所示，模型的R2值較高和D－W 值接近于2.0，表明估計(jì)結(jié)果具有較高的無(wú)偏性和有效性。具體而言，在消費(fèi)方程中，房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)顯著正相關(guān)，房?jī)r(jià)每提高一個(gè)百分點(diǎn)，居民消費(fèi)將增加0.12%。這表明隨著我國(guó)住房持有率的大幅上升，房?jī)r(jià)的上漲顯著增加住房持有者凈資產(chǎn)財(cái)富總量，使消費(fèi)的增加量超過(guò)了預(yù)算約束效應(yīng)和替代效應(yīng)所引起的消費(fèi)的減少量，這說(shuō)明房地產(chǎn)市場(chǎng)具有正向財(cái)富效應(yīng)。

房?jī)r(jià)方程中，土地出讓與房?jī)r(jià)顯著負(fù)相關(guān)，表明增加土地出讓面積促進(jìn)了住房供給量的增加，從而有效平抑了房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲。其他影響因素中，上一期房?jī)r(jià)對(duì)當(dāng)期房?jī)r(jià)的影響顯著為正，且其影響程度最大，表明在房?jī)r(jià)上漲過(guò)程中居民適應(yīng)性預(yù)期扮演了重要角色。

土地出讓方程中，房?jī)r(jià)與土地出讓顯著負(fù)相關(guān)，意味著因房?jī)r(jià)上漲所增加的土地出讓面積并沒(méi)有有效增加土地實(shí)際供給量，這與近幾年來(lái)房?jī)r(jià)快速上漲，而土地供應(yīng)量并沒(méi)有顯著增加的現(xiàn)象相吻合。這可能是因?yàn)榈胤秸疄槭雇恋爻鲎屖杖胱畲蠡?，選擇性囤地或有限出讓土地，導(dǎo)致土地供給量并未隨房?jī)r(jià)上漲而增加。

2.區(qū)域?qū)用娴膶?shí)證分析結(jié)果

考慮到我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在著顯著的區(qū)域差異，故將全國(guó)劃分為東、中、西部三大區(qū)域①，進(jìn)一步檢驗(yàn)土地出讓和房?jī)r(jià)的互動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的影響，結(jié)果如表2所示，模型的R2值較高，D－W 值接近于2.0，表明估計(jì)結(jié)果仍具有較高的無(wú)偏性和有效性。

消費(fèi)方程中，房?jī)r(jià)與居民消費(fèi)顯著正相關(guān)，表明房地產(chǎn)市場(chǎng)財(cái)富效應(yīng)仍為正，但存在顯著區(qū)域差異。東部地區(qū)房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的作用程度最高，中部次之，西部最弱。這主要是由于東部地區(qū)收入水平高，投資投機(jī)性住房需求較強(qiáng)，因此，房?jī)r(jià)的大幅上漲可以顯著增加住房持有者的凈財(cái)富或其貼現(xiàn)值，從而對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了更大的促進(jìn)作用，財(cái)富效應(yīng)也更顯著。

房?jī)r(jià)方程中，土地出讓與房?jī)r(jià)顯著負(fù)相關(guān)，但其影響程度存在顯著的區(qū)域差異，對(duì)西部地區(qū)房?jī)r(jià)的影響程度大于東中部地區(qū)。這可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)住房需求以剛需或改善性需求為主，投資投機(jī)性需求相對(duì)較少，增加土地供給相對(duì)容易抑制房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲。

土地供給方程中，房?jī)r(jià)對(duì)土地出讓的影響存在較大的區(qū)域差異，對(duì)東、西部地區(qū)土地出讓的影響顯著為負(fù)，對(duì)中部地區(qū)不顯著。從影響程度來(lái)看，房?jī)r(jià)對(duì)東部地區(qū)土地出讓的影響遠(yuǎn)大于中西部地區(qū)。這可能是由于東部地區(qū)房地產(chǎn)市場(chǎng)開發(fā)較早和開發(fā)程度較高，可供出讓土地?cái)?shù)量較少，為滿足建設(shè)用地需求，如北上廣深等東部一線城市開始適度控制土地供應(yīng)量，出現(xiàn)了“量減價(jià)升”的局面。

表2 區(qū)域?qū)用?SLS檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述，從全國(guó)層面來(lái)看，土地出讓與房?jī)r(jià)之間存在非對(duì)稱的互動(dòng)關(guān)系，房?jī)r(jià)對(duì)土地出讓的影響程度更大。房?jī)r(jià)對(duì)居民消費(fèi)具有顯著的正向影響，但土地出讓與房?jī)r(jià)的負(fù)向互動(dòng)關(guān)聯(lián)削弱了房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用。土地出讓通過(guò)房?jī)r(jià)的中介傳導(dǎo)，對(duì)居民消費(fèi)支出產(chǎn)生了抑制作用，即土地出讓的消費(fèi)擴(kuò)張效應(yīng)為負(fù)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，東中部地區(qū)土地出讓和房?jī)r(jià)存在顯著的負(fù)向相互作用，且該負(fù)向作用削弱了東中部地區(qū)房?jī)r(jià)對(duì)消費(fèi)的促進(jìn)作用，而西部地區(qū)土地出讓和房?jī)r(jià)之間并不存在顯著的負(fù)向互動(dòng)關(guān)聯(lián)。

五、結(jié) 論

從以上研究結(jié)論可知，土地出讓和房?jī)r(jià)互動(dòng)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生了抑制作用，要促進(jìn)消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需，應(yīng)主要做好以下幾點(diǎn)：

第一，采取更合理的財(cái)稅政策，抑制房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲，既要通過(guò)增加人均住房面積和住房資產(chǎn)促進(jìn)房地產(chǎn)正向財(cái)富效應(yīng)的進(jìn)一步發(fā)揮，也要防止因財(cái)富效應(yīng)過(guò)度膨脹帶來(lái)的收入差距拉大等負(fù)面影響。

第二，進(jìn)一步優(yōu)化土地出讓結(jié)構(gòu)，在保障經(jīng)濟(jì)發(fā)展項(xiàng)目用地的同時(shí)，優(yōu)先安排保障性住房的用地供應(yīng)，降低中低收入階層的住房負(fù)擔(dān)，防止因購(gòu)房而產(chǎn)生“第三次收入分配”，從而導(dǎo)致收入差距的進(jìn)一步拉大，從而充分釋放消費(fèi)力和加大消費(fèi)驅(qū)動(dòng)力，推動(dòng)消費(fèi)的擴(kuò)張。

第三，采取切實(shí)措施提高居民收入水平和社會(huì)保障水平，建立健全社會(huì)保障體系，增加對(duì)低收入群體的轉(zhuǎn)移支付。同時(shí)，通過(guò)所得稅和房產(chǎn)稅等手段調(diào)節(jié)收入分配，縮小收入差距。

注釋：

①按照我國(guó)傳統(tǒng)的地域劃分，本文將全國(guó)分為東、中和西部三大地區(qū)，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個(gè)省市區(qū)，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個(gè)省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12省市區(qū)。

［1］白忠菊，楊慶媛.土地供應(yīng)、房?jī)r(jià)波動(dòng)與地方政府的或然態(tài)勢(shì)［J］.改革，2012，（11）：83－90.

［2］高波，趙奉軍.中國(guó)房地產(chǎn)周期波動(dòng)與宏觀調(diào)控［M］.北京：商務(wù)印書館，2012：185.

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