王余　陳新

摘要：基于2012—2017年來(lái)我國(guó)26個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)建立固定效應(yīng)模型，對(duì)地方政府的土地財(cái)政、債務(wù)規(guī)模與房?jī)r(jià)之間的影響關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，從而厘清三者之間關(guān)系。結(jié)果表明，地方政府對(duì)土地財(cái)政收入的依賴度提高會(huì)對(duì)本轄區(qū)內(nèi)房?jī)r(jià)產(chǎn)生顯著的正向影響，但地方政府的債務(wù)規(guī)模對(duì)房?jī)r(jià)變動(dòng)并沒(méi)有顯著影響，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民可支配收入增加和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資等因素也會(huì)推動(dòng)房?jī)r(jià)的上漲。就控制房?jī)r(jià)上漲以及如何降低政府對(duì)土地財(cái)政的依賴度提出幾點(diǎn)建議。

關(guān)鍵詞：土地財(cái)政 地方債 房?jī)r(jià)變動(dòng) 固定效應(yīng)模型

一、引言

近年來(lái)我國(guó)地方政府以土地財(cái)政為依托，大規(guī)模舉借債務(wù)，造成政府債務(wù)規(guī)模迅速擴(kuò)張，這同時(shí)也帶來(lái)了房地產(chǎn)市場(chǎng)的不斷升溫和地區(qū)房?jī)r(jià)的快速上漲。因此有不少學(xué)者對(duì)抑制房?jī)r(jià)上漲這一問(wèn)題進(jìn)行研究。目前的研究結(jié)果普遍認(rèn)為造成房?jī)r(jià)上漲的原因來(lái)源于兩個(gè)方面：一種原因從一般的供求原理分析，認(rèn)為是城鎮(zhèn)化水平的提高、居民收入水平上升造成的需求的增加推動(dòng)了房地產(chǎn)價(jià)格的上漲;另一種原因是認(rèn)為出于投機(jī)需求和金融市場(chǎng)的作用，包括了預(yù)期未來(lái)房?jī)r(jià)上漲的投機(jī)需求和國(guó)外資本的流入以及商業(yè)銀行信貸規(guī)模的擴(kuò)張等。還有一部分學(xué)者從財(cái)政視角分析房?jī)r(jià)的波動(dòng)，證明其對(duì)房?jī)r(jià)水平有著正向影響。學(xué)者郭珂（2013）年利用收集的從1999-2009這11年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究土地財(cái)政依賴、地方財(cái)政缺口與房?jī)r(jià)之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)二者對(duì)房?jī)r(jià)水平均有正向影響。張遠(yuǎn)（2011）認(rèn)為，因?yàn)槲覈?guó)分稅制改革后，地方政府財(cái)力與事權(quán)不匹配，大量財(cái)政支出的需要使得政府陷入財(cái)政困境，因而只能依靠土地財(cái)政獲取建設(shè)發(fā)展資金，從而導(dǎo)致了房?jī)r(jià)水平的上漲。

大多學(xué)者的研究主要集中在土地財(cái)政對(duì)房?jī)r(jià)的影響上，而忽略地方政府債務(wù)這一因素。學(xué)者刁偉濤（2015）認(rèn)為地方政府對(duì)于土地金融依賴，主要途徑是地方政府以土地作質(zhì)押發(fā)行地方城投債，將地方債務(wù)作為地方政府財(cái)力的一個(gè)來(lái)源，我們不應(yīng)該忽視其對(duì)房?jī)r(jià)的影響。事實(shí)上大多數(shù)地方政府的債務(wù)收入與土地出讓收入的規(guī)模不相上下，因此為了弄清土地財(cái)政和地方債對(duì)房?jī)r(jià)究竟有何影響，本文選取土地財(cái)政和地方債為解釋變量來(lái)分析與房?jī)r(jià)的關(guān)系。

二、理論模型和數(shù)據(jù)分析

（一）理論模型

在關(guān)于房?jī)r(jià)波動(dòng)的影響因素研究中，李濤和李永剛（2012）在以往相關(guān)人員研究的基礎(chǔ)上，建立了有關(guān)消費(fèi)者與房地產(chǎn)商之間的局部均衡模型，所得結(jié)果證明造成房?jī)r(jià)波動(dòng)的主要原因在于住房竣工面積、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資與人均可支配收入等這些與房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給和需求相關(guān)的指標(biāo)。本篇文章以此模型為基礎(chǔ)，并加入土地出讓收入、地方政府債務(wù)等相關(guān)指標(biāo)，使構(gòu)建的影響房?jī)r(jià)的模型更加完善。

模型表達(dá)式：

（二）樣本和數(shù)據(jù)

因?yàn)殛P(guān)于地方債全口徑的數(shù)額無(wú)從獲取，本文選取了26個(gè)城市自2012-2017年發(fā)行的城投債規(guī)模來(lái)替代地方債務(wù)額，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自于wind數(shù)據(jù)庫(kù)。對(duì)于這26個(gè)城市2012-2017年國(guó)有土地出讓收入金額這一指標(biāo)，本文采用從《中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲得的“國(guó)有建設(shè)用地出讓成交價(jià)款”這一數(shù)額來(lái)表示。對(duì)于房?jī)r(jià)、人均可支配收入和房屋竣工面積等控制變量均來(lái)自歷年來(lái)國(guó)家和各城市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

對(duì)于面板數(shù)據(jù)的處理，通常使用固定效應(yīng)模型或者隨機(jī)效應(yīng)模型。表2給出面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，并通過(guò)hausman檢驗(yàn)，結(jié)果顯示p值為0.0030，故拒絕原假設(shè)“H₀”，應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。為了對(duì)比不同解釋變量對(duì)房?jī)r(jià)影響，本文使用逐步回歸的方法將地方債、土地出讓金收入引入模型中進(jìn)行回歸分析。在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，本文將相應(yīng)的變量值進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，系數(shù)估計(jì)表示房屋價(jià)格對(duì)各個(gè)變量的彈性。

（一）實(shí)證結(jié)果

從上表中的回歸結(jié)果可以看出，前3個(gè)模型的擬合結(jié)果較為理想，基本維持在0.7左右。模型1是將地方政府發(fā)行的城投債規(guī)?？醋鲉我唤忉屪兞?，考察債務(wù)規(guī)模和房?jī)r(jià)變動(dòng)的關(guān)系。通過(guò)回歸結(jié)果可以看出在只有債務(wù)規(guī)模因素下估計(jì)結(jié)果并不顯著，因此可以認(rèn)為地方債影響并不能作為房?jī)r(jià)變動(dòng)因素。模型2是將土地財(cái)政作為單一解釋變量放入回歸模型中?？梢钥闯觯忉屪兞客恋刎?cái)政估計(jì)值為0.08，且在5%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著，故認(rèn)為土地財(cái)政與房?jī)r(jià)呈正向關(guān)系。具體表現(xiàn)為，若不考慮政府債務(wù)影響，土地出讓增加1%，房?jī)r(jià)就會(huì)上升0.08%。模型2將地方政府債務(wù)作為單一解釋變量，不考慮土地財(cái)政影響，其參數(shù)估計(jì)值同樣在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著，具體表現(xiàn)為當(dāng)?shù)胤秸畟鶆?wù)規(guī)模擴(kuò)大1%時(shí)，房?jī)r(jià)便會(huì)上升0.2%。在模型3中綜合考慮土地財(cái)政和政府債務(wù)影響，回歸結(jié)果表示土地財(cái)政系數(shù)估計(jì)值為0.08，在1%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著不為0;政府債務(wù)規(guī)模的參數(shù)估計(jì)值為0.019，但結(jié)果并不顯著。

從回歸的結(jié)果可知房?jī)r(jià)變動(dòng)與土地財(cái)政有著正向關(guān)系，但與地方政府債務(wù)擴(kuò)張沒(méi)有顯著的關(guān)系，這樣的結(jié)果并不違背實(shí)際情況。這是因?yàn)?，如果地方政府未能償還城投債，所質(zhì)押的土地便會(huì)以高價(jià)流入市場(chǎng)，勢(shì)必推動(dòng)房?jī)r(jià)上升;反之，地方政府若有能力處理還城投債，將土地掌握在自己手中，那么對(duì)房?jī)r(jià)不會(huì)有太大影響。至于土地財(cái)政和地方債務(wù)對(duì)于房?jī)r(jià)影響是否如模型3所示，還需要對(duì)該模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步確定。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對(duì)上述模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，首先選取了土地財(cái)政依賴（lndtp）和地方債依賴度（lnlfp）來(lái)替代解釋變量lndebt，ln-landfee。具體回歸結(jié)果由表4模型4所示，lndtp系數(shù)估計(jì)值為-0.038，但回歸結(jié)果并不顯著;lnlfp系數(shù)估計(jì)值為0.062，在10%的統(tǒng)計(jì)性水平上顯著，說(shuō)明土地財(cái)政依賴度與房?jī)r(jià)呈正向關(guān)系，即土地財(cái)政依賴度提高1%，則房?jī)r(jià)會(huì)上升0.062%。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與模型3回歸結(jié)果基本接近，因此模型3的回歸結(jié)果是可通過(guò)的。

以上部分是對(duì)解釋變量的分析，此外通過(guò)查看控制變量的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，模型3回歸分析中房屋完工的面積其參數(shù)為均為負(fù)數(shù)，說(shuō)明其房屋竣工面積的擴(kuò)大會(huì)降低房?jī)r(jià)，即供給的增加會(huì)削弱房?jī)r(jià)的上漲。但是房屋竣工面積的參數(shù)值非常小，意味著即使增加了房屋供給，就以往情況來(lái)看，房?jī)r(jià)下降趨勢(shì)不高，這同樣符合當(dāng)前實(shí)際情況。房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資回歸結(jié)果的正向顯著，則表明一個(gè)地區(qū)房?jī)r(jià)與當(dāng)?shù)胤康禺a(chǎn)開(kāi)發(fā)投資規(guī)模正向相關(guān)，因?yàn)槟壳按蟛糠址康禺a(chǎn)開(kāi)發(fā)資金來(lái)源于銀行貸款，地產(chǎn)開(kāi)發(fā)商銷售時(shí)不僅要考慮到開(kāi)發(fā)成本，還要考慮到這些貸款成本。因此可以看出金融機(jī)構(gòu)等所提供的貸款服務(wù)和相應(yīng)的貸款政策等對(duì)房?jī)r(jià)有一個(gè)向上的牽引作用。

四、結(jié)論與建議

通過(guò)上述研究可知，土地財(cái)政和地方債是造成房?jī)r(jià)上漲的因素，而地方政府采用這兩個(gè)手段是為了彌補(bǔ)自身財(cái)力的不足，因此抑制房?jī)r(jià)的上漲，既要針對(duì)房?jī)r(jià)出臺(tái)相關(guān)政策，也需要一定的輔助手段來(lái)解決政府資金困難的境地。對(duì)此，本文提出以下幾點(diǎn)建議：

首先，需要對(duì)房地產(chǎn)稅進(jìn)行改革，提高房產(chǎn)投資成本。針對(duì)居民目前所擁有的存量房產(chǎn)制定出征收房地產(chǎn)稅的相關(guān)方案，同時(shí)要在一定程度上提高房產(chǎn)的持有成本，以此來(lái)促進(jìn)存量房的上市流通。要盡可能使得房地產(chǎn)稅作為地方稅種，從而使得其成為地方政府的一個(gè)財(cái)政收入來(lái)源，降低地方政府在分稅制改革后面臨的財(cái)政困境。其次是改革現(xiàn)有的財(cái)政體制，減輕政府對(duì)土地財(cái)政依賴。對(duì)地方政府土地出讓金收入的取得進(jìn)行嚴(yán)格的規(guī)范，阻斷土地收益同地方政府預(yù)算外資金來(lái)源的緊密聯(lián)系，逐步完成土地出讓由創(chuàng)收工具向市場(chǎng)調(diào)控手段轉(zhuǎn)變，同時(shí)，中央需要進(jìn)行一定調(diào)節(jié)，在其他方面給予地方政府獲取財(cái)政收入的來(lái)源點(diǎn)，以彌補(bǔ)由于對(duì)土地財(cái)政收入的嚴(yán)格把控而造成的財(cái)力缺損。