李燦燦，苑韶峰*，馮新偉

（1. 浙江工商大學土地資源管理系，浙江?杭州 310018；2. 河南農業(yè)大學土地資源管理系，河南?鄭州 450002）

LI Can-Can1, YUAN Shao-Feng1, FENG Xin-Wei2

(1. Department of Land Resources Management, Zhejiang Gongshang University, Zhejiang Hangzhou 310018, China; 2. Department of Land Resources Management, Henan Agricultural University, Henan Zhengzhou 450002, China)

鄭州市地價與房價的相關性分析

李燦燦1，苑韶峰1*，馮新偉2

（1. 浙江工商大學土地資源管理系，浙江?杭州 310018；2. 河南農業(yè)大學土地資源管理系，河南?鄭州 450002）

地價與房價的相關性分析對促進中國房地產市場的持續(xù)健康發(fā)展具有重要的理論和實踐意義。本文以鄭州市為研究區(qū)，依據2000～2013年能反映鄭州市地價與房價變化情況的相關數據，運用相關分析和Granger因果關系檢驗方法，定量分析地價與房價關系。研究結果表明：鄭州市地價與房價存在較強的相關關系，鄭州市地價對房價的影響程度明顯高于房價對地價的影響。

房地產經濟；地價；房價；相關分析；Granger因果檢驗

伴隨著房地產市場化，中國房價不斷上漲，而土地出讓金也逐步攀升，地價和房價輪番上漲使地價與房價二者關系成為政府部門、學者關注和研究的熱點問題。在房地產市場中，“成本驅動論”認為地租地價是房價的重要組成部分，地租地價有長期上升趨勢，使房價也會逐漸看漲[1]；“引致需求論”則認為隨著城鎮(zhèn)化進程加快，房產市場需求旺盛，導致了對城市土地的爭奪，這將引領地價上升[2]。本文以鄭州市為例，定量分析地價與房價的相互關系。

1 我國房地產價格及相關研究概況

1.1 房地產價格概況

改革開放以來，我國住房制度從傳統的福利分房制度，逐步建立起符合市場經濟機制的住房體制，不斷實現住房的商品化和社會化。我國城市土地從無償、無限期、無流動的劃撥土地使用制度，到商業(yè)、旅游、娛樂、金融和商品住宅等經營性用地有償使用制度[3]，形成了劃撥之外，以協議、招標、拍賣出讓土地使用權的土地供應“雙軌制”。2011年9月，國家土地副總督察甘藏春表示，我國將會逐步擴大有償使用國有土地的覆蓋面，土地資源配置的最終目標是取消土地供應雙軌制，提高土地供應和調控能力。十八屆三中全會以來，中央對房地產調控思路已取得共識，即逐步減少短期行政性調控，盡快推出中長期制度建設，因此未來的土地政策會比較寬松。近十年來中國地價指數與房價指數趨于同步上漲趨勢，見圖1。

1.2 相關研究情況

國內學者對地價和房價關系進行大量實證分析：高波等利用1999～2002年全國房地產和土地季度價格指數等數據，采用Granger因果關系檢驗和回歸分析，得出長期內房價走勢決定地價走勢，短期內二者存在相互影響的研究結論[4]；況偉大利用1999年第一季度至2005年第一季度的地價與房價數據，采用Granger因果關系檢驗，認為短期內房價與地價相互影響，長期內地價是房價的Granger原因[5]；鄭娟爾等利用中國1998年1季度至2005年4季度房地產價格指數，及1998年第1季度至2005年第2季度23個城市房屋銷售價格指數和土地交易價格指數，采用Granger因果檢驗和誤差修正模型，認為就全國而言，房價與地價之間互為長期和短期Granger原因，房價變動對地價變動影響力更大些，而各城市房價與地價的關系則表現各異[6]；宋勃等利用1998～2006年的房價和地價的季度數據，采用時間序列協整和VAR方法，認為短期內房價對地價沒有影響，而地價是房價的Granger原因，長期而言，房價和地價存在雙向因果關系[7]。

圖1 2000～2013年中國地價指數與房價指數走勢Fig.1 The tendency of land price index and housing price index in China (2000-2013)

*通訊作者: 苑韶峰(博士/教授): shaofengyuan1975@163.com

上述研究成果，多是利用國家層面的時序數據來探討地價與房價的相互關系，并未得出統一的結論。現實中地價與房價的關系，在不同地區(qū)、不同經濟發(fā)展時期可能會有不同[8,9]。上海作為國際化大都市，土地資源在經濟社會發(fā)展中的稀缺性更為突出[10]，其城市地價的研究成果引人注目[11～14]。針對房地產市場的異質性，本文以鄭州市為研究區(qū)探討地價與房價的相互關系。

2 研究區(qū)概況

鄭州地處中國地理中心，是全國重要的交通樞紐城市、中部地區(qū)重要的工業(yè)城市和最大的物資集散地。近年來隨著“中部崛起”計劃的提出以及“中原城市群”建設的不斷加快，鄭州市集中精力發(fā)展現代服務業(yè)、高新技術產業(yè)，傳統產業(yè)要向外圍衛(wèi)星城市轉移、擴散。城市擴展帶來房地產行業(yè)迅猛發(fā)展，因此研究鄭州市地價與房價的相關性對鄭州市的持續(xù)健康發(fā)展具有重要實踐指導意義。

2.1 鄭州市社會經濟概況

鄭州是中原經濟區(qū)的中心城市，長江以北經濟發(fā)達的省會城市。2011年鄭州市經濟總量進入中國20強，2013年鄭州市地區(qū)生產總值完成6201.90億元，年均增長12.1%，總量居河南省第一位、中西部第三位。

2.2 鄭州市房地產市場現況

隨著近幾年鄭州市對房地產業(yè)的宏觀調控，房地產市場整體環(huán)境要優(yōu)于市場的預期，房地產市場開始回暖。2013年鄭州市土地供應10636畝，同比減少11%，2013年鄭州市土地成交20931畝，同比增加87%。響應十八屆三中全會房地產調控思路，鄭州市對未來短期調控逐步減少，或助推土地市場升溫。2013年鄭州市商品住宅市場供銷比為0.88，呈供不應求態(tài)勢，商品住宅價格穩(wěn)中有升，成交量同比有所上升。在整個房地產市場不斷回暖及鄭州住宅市場庫存不斷減少的形勢下，鄭州市商品住宅價格指數一直上漲，據數據統計，6月份商品住宅均價8269元/m2。

2.3 鄭州市2000～2013年地價指數與房價情況

通過中國城市地價動態(tài)監(jiān)測網站得到鄭州市2000～2013年居住用地地價指數，通過鄭州房地產網得到鄭州市2000～2013年的商品住宅價格指數，商品住宅價格指數為環(huán)比數據。以2000年為基期，對數據進行調整，使商品住宅價格指數為定比數據，調整后的商品住宅價格指數在一定程度上能反映房價的變化（表1）。設商品住宅價格指數為HP，居住用地價格指數為JZ。

表1 鄭州市2000～2013年地價指數和商品住宅價格指數狀況Table 1 The status of land price index and commercial housing price index in Zhengzhou (2000-2013)

3 結果分析

根據表1中鄭州市2000～2013年居住用地價格指數和商品住宅價格指數數據，運用Eviews7.0軟件對鄭州市地價與房價進行相關分析和Granger因果關系分析。

3.1 相關分析

運用最小二乘法對鄭州市地價與房價指數進行回歸分析，結果如表2。

表2 鄭州市地價指數和商品住宅價格指數回歸分析結果Table 2 The regression analysis result of land price index and commercial housing price index in Zhengzhou

由回歸分析結果可得到回歸方程為：

根據模型估計結果進行統計檢驗[15]：

（1）擬合優(yōu)度：可決系數R2=0.985，修正的可決系數R2=0.983。一般R2值為0～1，越接近1表示擬合越好。

（2）方程顯著性檢驗（F檢驗）：在回歸分析中P=0.000000，說明JZ系數不為零，即居住用地價格指數JZ對商品住宅價格指數HP有顯著影響。

（3）回歸系數顯著性檢驗(t檢驗)：JZ中t=27.82＞2，該系數的真值至少有95%的可能性不為零。

（4）DW檢驗：DW值在0～4之間，因DW＜2，證明存在正的序列相關。

綜上所述，地價與房價具有較強的相關性，在假定其他變量不變的情況下，當居住用地價格指數JZ每增長1時，商品住宅價格指數HP增長1.26。

3.2 Granger因果關系分析

（1）Granger檢驗方法

Granger檢驗是研究兩個變量是否存在因果關系的常用方法。對于兩個時間序列過程Xt和Yt，如果Xt的滯后項在Yt的預測中有幫助，換言之，如果利用Xt比不利用Xt可以更好地預測Yt，則稱Xt為Yt的Granger原因。

具體而言，檢驗Xt是否為Yt的Granger原因時，需要建立Yt的p階滯后方程：

式中：Yt為待檢驗的Granger結果(即內生變量)；Xt為待檢驗的Granger原因（即外生變量）；αi和βi分別為Xt和Yt

的各階滯后項的系數；λ為常數項；μt為殘差。對式（1）進行估計后，構建F統計量來聯合檢驗：

如果F統計量比一定置信度下的臨界值大，或者P值＜0.05，則式（2）所示零假設被拒絕，即Xt是Yt的Granger原因；反之則不能拒絕原假設，即Xt不是Yt的Granger原因[16]。在本文的具體檢驗過程中，采用以下技術路線[17]：首先檢驗Xt和Yt的單整階數，若Xt和Yt均為0階單整，則直接用Granger 因果檢驗方法；若Xt和Yt均為n階單整，則檢驗Xt和Yt是否存在協整關系，若不存在則用n階差分形式的Granger 方法，若存在協整關系，則用誤差修正模型驗證因果關系。

（2）房價與地價的相關性研究

為消除異方差性，對變量商品住宅價格指數（HP）和居住用地價格指數（JZ）取對數后再進行單位根檢驗ADF和Johansen協整檢驗，設log(HP)=Y、log(JZ)=X，從而得出二者之間的關系（表3）。

表3 X與Y的ADF檢驗結果Table 3 The augmented dickey-fuller test result of X and Y

依據ADF檢驗結果可知，Y、X的二階差分變量滿足ADF檢驗值＜1%顯著水平臨界值，因此D(Y,2)與D(X,2)是平穩(wěn)序列，可分別用D(Y,2)與D(X,2)來進行協整檢驗（表4）。

表4 Y與X的Johansen協整檢驗Table 4 The Johansen cointegration test of Y and X

由表4可知：在至多1個假定中，統計量小于臨界值，P＞0.05，接受原假設，所以X和Y之間存在1個協整關系。因為X和Y之間存在協整關系，可根據赤池信息量準則（AIC）和施瓦茲信息準則（SC）最小，選擇最優(yōu)滯后階數3構建向量誤差修正模型（VEC）進行Granger因果關系檢驗[18]，結果見表5。

表5 X與Y的基于誤差修正模型的Granger檢驗Table 5 The Granger causality test of X and Y based on VEC

由表5知，伴隨概率0.0161＜5%，拒絕“X不是Y的Granger原因”的假設，得出地價是房價Granger原因。而“Y不是X的Granger原因”的伴隨概率0.3717＞5%，該假設可接受，即房價不是地價的Granger原因。綜上可得出地價對房價影響程度明顯高于房價對地價的影響程度。

4 結論

運用相關性分析和Granger因果檢驗，對鄭州市地價與房價關系進行探討，得到以下初步結論：鄭州市地價與房價存在較強相關性，當居住用地價格指數增長1時，商品住宅價格指數增長1.26；地價對房價的影響程度，明顯高于房價對地價的影響。

其內在原因是：“中部崛起”戰(zhàn)略使鄭州市近年來發(fā)展迅速，而房地產市場正處于起步和快速發(fā)展階段，因此大規(guī)模城市擴張帶來房地產行業(yè)迅猛發(fā)展，土地需求增多，而土地政策參與宏觀經濟調控，使土地供給的彈性減弱，故地價在與房價的互動關系中占據主動地位。

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The relationship between land and housing prices in Zhengzhou

The study of the relationship between land and housing prices is important in helping to promote sustainable and healthy real estate development in China. Quantitative analysis methods, including correlation analysis and the Granger causality test, are applied to data from the city of Zhengzhou to identify changes and explore the relationships between land and housing prices for 2000–2013. The research shows that land and housing prices are strongly correlated in Zhongzhou. The Granger causality test shows that the impact of land prices on housing prices is stronger than the inverse scenario.

real estate economy; land price; housing price; correlation analysis; Granger causality test

LI Can-Can1, YUAN Shao-Feng1, FENG Xin-Wei2

(1. Department of Land Resources Management, Zhejiang Gongshang University, Zhejiang Hangzhou 310018, China; 2. Department of Land Resources Management, Henan Agricultural University, Henan Zhengzhou 450002, China)

F293.3

A

2095-1329(2015)02-0051-04

2014-11-22

2015-04-10

李燦燦(1989-),女,碩士生,土地資源管理專業(yè).

電子郵箱: 15225185264@163.com

聯系電話: 0571-28008341

國家自然科學基金項目(41171151);

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10.3969/j.issn.2095-1329.2015.02.012