1、PAGE 7PAGE 10 MACROBUTTON MTEditEquationSection2 Equation Chapter 1 Section 1 SEQ MTEqn r h * MERGEFORMAT SEQ MTSec r 1 h * MERGEFORMAT SEQ MTChap r 1 h * MERGEFORMAT 地價(jià)(d ji)與房價(jià)關(guān)系的新檢驗(yàn)(jinyn)基于面板(min bn)數(shù)據(jù)的分析摘要：本文采用面板數(shù)據(jù)下的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和誤差修正模型探討地價(jià)和房價(jià)的關(guān)系。全國，東部、西部地區(qū)房價(jià)和地價(jià)互為因果關(guān)系，中部地區(qū)房價(jià)對地價(jià)存在單向因果關(guān)系。全國，東、中、西

2、部地區(qū)地價(jià)與房價(jià)的短期動態(tài)關(guān)系不盡相同。東部地區(qū)地價(jià)對房價(jià)或房價(jià)對地價(jià)的短期影響顯著，而在中、西部地區(qū)影響不顯著，這可能是因?yàn)闁|部地區(qū)房地產(chǎn)市場和土地市場機(jī)制運(yùn)行較順暢。研究結(jié)論為：為抑制房價(jià)過快上漲，應(yīng)同時(shí)對土地市場和房地產(chǎn)市場進(jìn)行調(diào)控，采取增加房地產(chǎn)和土地供應(yīng)的總量調(diào)控措施；由于我國土地市場和房地產(chǎn)市場的區(qū)域特性，應(yīng)采取不同的結(jié)構(gòu)性政策，確?？偭空{(diào)控措施能落實(shí)到位。關(guān)鍵詞：地價(jià)； 房價(jià)；面板數(shù)據(jù)；Granger因果關(guān)系；區(qū)域中圖分類號: F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼: A 文章編號: 1 問題的提出近年來，關(guān)于地價(jià)和房價(jià)的關(guān)系問題成為各方討論的熱點(diǎn)。國內(nèi)學(xué)術(shù)界對地價(jià)和房價(jià)關(guān)系看法不一。一些學(xué)者

3、認(rèn)為導(dǎo)致近年來房價(jià)過快上漲的原因是地價(jià)的過快上漲，因此，要調(diào)控房價(jià)就要調(diào)控地價(jià)。也有一些學(xué)者認(rèn)為房價(jià)上升導(dǎo)致地價(jià)上升，地價(jià)上漲是房價(jià)上漲的結(jié)果。還有一些人則認(rèn)為地價(jià)和房價(jià)是復(fù)雜的，兩者存在反饋。國內(nèi)學(xué)者還對地價(jià)和房價(jià)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，然而實(shí)證研究結(jié)果不盡相同，大多采用較短的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和傳統(tǒng)的單個(gè)體的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，采用面板數(shù)據(jù)模型的分析尚少見。而采用面板數(shù)據(jù)分析既增加了數(shù)據(jù)的自由度，又增加了截面信息，提高了檢驗(yàn)的效率，從而使結(jié)論更具有說服力。地價(jià)和房價(jià)的關(guān)系究竟如何？地價(jià)和房價(jià)的影響程度如何？這些問題一直困擾著學(xué)術(shù)界和其它各界。隨著2003年起土地參與國家宏觀調(diào)控，地價(jià)和房價(jià)

4、的關(guān)系問題顯得尤為重要。正確理解地價(jià)和房價(jià)的關(guān)系，對于政府實(shí)現(xiàn)科學(xué)調(diào)控和管理土地市場和房地產(chǎn)市場具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。與以往研究相比，本文的工作主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：（1）對有關(guān)地價(jià)和房價(jià)的觀點(diǎn)進(jìn)行系統(tǒng)梳理和分析；（2）對地價(jià)和房價(jià)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)；（3）建立誤差修正模型以分析全國及區(qū)域?qū)用娴貎r(jià)和房價(jià)的短期相互影響。本文接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是相關(guān)文獻(xiàn)回顧，第三部分是面板數(shù)據(jù)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和分析；第四部分是誤差修正模型的建立和分析；最后部分是結(jié)論和政策建議。2 相關(guān)文獻(xiàn)回顧2.1 關(guān)于地價(jià)和房價(jià)的觀點(diǎn)從一般經(jīng)濟(jì)學(xué)理論討論地價(jià)與房價(jià)的關(guān)系，主要存在以

5、下三類觀點(diǎn)。（1）成本論。該類觀點(diǎn)認(rèn)為地價(jià)上漲，將引起房地產(chǎn)開發(fā)成本上升，最終將導(dǎo)致房價(jià)也上漲。因此，高房價(jià)是由高地價(jià)導(dǎo)致的。持該觀點(diǎn)的學(xué)者如徐艷（2002）、楊慎（2003）、包宗華（2004） 1-3。其政策含義是：要調(diào)控房價(jià)上漲，必須要調(diào)控地價(jià)上漲。該類觀點(diǎn)假設(shè)房地產(chǎn)市場是完全競爭均衡的，因此均衡時(shí)房價(jià)應(yīng)包含地價(jià)的成本。（2）需求論。該類觀點(diǎn)認(rèn)為：由于土地的自然供給是無彈性的，其經(jīng)濟(jì)供給在短期內(nèi)也是缺乏彈性的，因此土地的價(jià)格在短期內(nèi)由土地的需求決定。持該類觀點(diǎn)的學(xué)者如Smith(1976)、Sullivan(2000)、黃賢金（2005）4-6。其政策含義是調(diào)控地價(jià)不應(yīng)成為調(diào)控房價(jià)的主要

6、手段。（3）供需論。持供需論觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為地價(jià)和房價(jià)誰決定誰的問題就像是一個(gè)硬幣的兩面，一面是成本論認(rèn)為的地價(jià)決定房價(jià)，一面是需求論的房價(jià)決定地價(jià)。持該類觀點(diǎn)的學(xué)者如劉琳和劉洪玉（2003）、苗啟虎和王方華（2004）7,8。其政策含義是抑制房價(jià)要同時(shí)調(diào)控土地和房地產(chǎn)市場。在實(shí)際經(jīng)濟(jì)中，土地市場和房地產(chǎn)市場中土地和房地產(chǎn)的供給和需求同時(shí)在起作用，只是各自所發(fā)揮的作用有所不同。作為市場供求作用的信號，房價(jià)和地價(jià)的轉(zhuǎn)化反映土地市場和房地產(chǎn)市場的相互作用。2.2 關(guān)于(guny)地價(jià)和房價(jià)關(guān)系(gun x)的實(shí)證(shzhng)研究在實(shí)證研究方面，大部分檢驗(yàn)地價(jià)和房價(jià)關(guān)系的研究文獻(xiàn)采用單個(gè)體（截面）

7、的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，然而研究結(jié)論卻不盡相同。實(shí)證研究結(jié)果主要有以下幾類：（1）短期和長期內(nèi)互為因果關(guān)系。如鄭娟?duì)柡蛥谴畏迹?006）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)全國地價(jià)和房價(jià)在長期和短期互為因果關(guān)系 9。（2）短期內(nèi)互為因果關(guān)系，長期內(nèi)單向因果關(guān)系。高波和毛豐付（2003）的研究發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)地價(jià)和房價(jià)互為因果關(guān)系，在長期內(nèi)房價(jià)決定地價(jià)10。況偉大（2005）的研究發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)全國地價(jià)和房價(jià)互為因果關(guān)系，長期內(nèi)地價(jià)決定房價(jià)11。（3）短期內(nèi)互為因果關(guān)系，長期內(nèi)無因果關(guān)系。曾向陽和張安錄（2006）通過對武漢市地價(jià)和房價(jià)的分析得出在短期內(nèi)房價(jià)和地價(jià)相互影響，長期內(nèi)房價(jià)和地價(jià)沒有顯著因果關(guān)系12。（4）短

8、期內(nèi)單向因果關(guān)系，長期內(nèi)互為因果關(guān)系。嚴(yán)金海（2006）通過對全國地價(jià)和房價(jià)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)在短期內(nèi)房價(jià)決定地價(jià)，長期內(nèi)地價(jià)和房價(jià)相互影響13。(5)單向因果關(guān)系。催光燦（2006）通過對上海地價(jià)和房價(jià)的研究發(fā)現(xiàn)房價(jià)對地價(jià)存在單向因果關(guān)系14。（6）地價(jià)和房價(jià)的因果關(guān)系不顯著。Tsoukis和Alyousha（1999）通過對英格蘭房價(jià)與地價(jià)的研究發(fā)現(xiàn)地價(jià)和房價(jià)的因果關(guān)系并不顯著15?？傮w而言，這些實(shí)證研究尚存在一些可進(jìn)一步討論之處：（1）樣本期較短，時(shí)間跨度最長的也不超過8年,如高波和毛豐付只采用1999年至2002年的數(shù)據(jù)；（2）較短的時(shí)間序列和較少的樣本容易引起檢驗(yàn)的勢不高，使結(jié)論的說服力

9、稍嫌不足；（3）關(guān)于Granger因果長期和短期的劃分大多是模糊的。國內(nèi)學(xué)者一般通過滯后階數(shù)、誤差修正模型中非均衡誤差項(xiàng)系數(shù)和滯后變量的系數(shù)來判斷長期和短期因果關(guān)系。事實(shí)上，傳統(tǒng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)不存在短期和長期的概念。張曉峒（2004）認(rèn)為非均衡誤差修正系數(shù)也表示短期影響，只有協(xié)整系數(shù)才表示長期影響16。3 面板數(shù)據(jù)的Granger因果關(guān)系分析 3.1 面板數(shù)據(jù)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ虶ranger(1969)認(rèn)為，一個(gè)變量有助于預(yù)測另一個(gè)變量，即這個(gè)變量是另一個(gè)變量的Granger因17。傳統(tǒng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮趩蝹€(gè)體（截面）經(jīng)濟(jì)體變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)中發(fā)揮

10、了重要作用，然而當(dāng)面對具有時(shí)間和個(gè)體雙重維度的面板數(shù)據(jù)時(shí)，就顯得束手無策。在多個(gè)體數(shù)據(jù)的情況下若通常以每個(gè)個(gè)體為單位分別進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)效果則就大打折扣。近年來，國外一些學(xué)者對面板數(shù)據(jù)下的Granger因果關(guān)系進(jìn)行了研究，并取得了一些成果。本文借鑒Hoffmann(2005)關(guān)于面板數(shù)據(jù)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。以LP表示地價(jià)，HP表示房價(jià)，則面板數(shù)據(jù)下地價(jià)和房價(jià)之間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)示為18： MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arab

11、ic * MERGEFORMAT 1) MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 2)式（1）和式（2）中，, ，表示個(gè)體(gt)固定效應(yīng)。假設(shè)(jish)、為服從均值(jn zh)為0，方差為的獨(dú)立同分布的正態(tài)分布。根據(jù)研究目的，采用Hurlin和Venet（2001）提出三步驟中的同質(zhì)無因果關(guān)系（Homogenous Non Causality,簡稱 hnc）檢驗(yàn)19。檢驗(yàn)地價(jià)是否Granger引起房價(jià)的原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為式（3）

12、和式（4），相應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量為式（5）。 MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 3) MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 4) MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn

13、c * Arabic * MERGEFORMAT 5)式（5）中表示原假設(shè)約束下回歸模型的殘差平方和，表示無約束回歸模型的殘差平方和。如果不全為0，則表明地價(jià)是房價(jià)的Granger因；如果不全為0，則表明房價(jià)是地價(jià)的Granger因；如果和都不全為0，則意味著地價(jià)和房價(jià)存在反饋效應(yīng)。3.2 數(shù)據(jù)說明文中采用1998年第一度至2006年第二季度我國35個(gè)大中城市的房地產(chǎn)銷售價(jià)格指數(shù)(HP)和土地價(jià)格指數(shù)(LP)數(shù)據(jù)均來源于中宏數(shù)據(jù)庫。由于所獲得的價(jià)格指數(shù)采用每年相對上年同期變化值,因此文中對此進(jìn)行調(diào)整：以1998 年為基期,并假設(shè)1998 年各季度間價(jià)格指數(shù)反映實(shí)際價(jià)格情況，將其后各季度數(shù)據(jù)以上

14、年值為基,乘以當(dāng)期價(jià)格指數(shù)進(jìn)行迭代，最后得到各季度的價(jià)格指數(shù)。地價(jià)和房價(jià)的指數(shù)經(jīng)過調(diào)整后，還與實(shí)際情況進(jìn)行了校對，發(fā)現(xiàn)廣州和蘭州的數(shù)據(jù)有缺失或與實(shí)際情況差別較大，故予以剔除。為探討我國不同地區(qū)地價(jià)和房價(jià)的關(guān)系，文中將樣本按地理區(qū)域劃分為東、中、西部三個(gè)不同組別，分組情況如下：東部地區(qū)包括北京、大連、福州、?？凇⒑贾?、濟(jì)南、寧波、南京、青島、上海、石家莊、沈陽、深圳、天津、廈門等15個(gè)城市；中部地區(qū)包括長春、長沙、哈爾濱、合肥、南昌、太原、武漢、鄭州等8個(gè)城市；西部地區(qū)包括成都、重慶、貴陽、呼和浩特、昆明、南寧、烏魯木齊、西安、西寧、銀川等10個(gè)城市。為消除(xioch)異方差，文中對地價(jià)(d

15、ji)和房價(jià)的數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)處理（各變量(binling)前加“L”表示）。3.3 單位根檢驗(yàn)文中采用Choi(2001)的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法，因?yàn)樗粌H允許單個(gè)序列遵循單位根過程，而且該方法的檢驗(yàn)形式設(shè)置靈活20。從表1可以看出，LP和HP的水平值均接受含有單位根的原假設(shè)，而一階差分序列LP和HP均拒絕含有單位根的原假設(shè)。因此，LLP和LHP是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。表1面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 Results of panel data unit root test組別Choi Z統(tǒng)計(jì)量Choi Z統(tǒng)計(jì)量LLPLHPLLPLHP全國4.946.92-9.23*-2.3

16、5*東部4.115.87-4.66*-2.07*(T)中部2.962.44-3.67*-3.11*西部1.293.20-7.77*-3.36*注：Z服從均值為0，方差為1的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；1%,5%,10%顯著性水平上的標(biāo)準(zhǔn)值分別為-1.28，-1.65，-2.33；括號中T表示包含趨勢后平穩(wěn)。3.4 協(xié)整檢驗(yàn)文中借鑒Kao(1999)提出的面板協(xié)整檢驗(yàn)的兩步驟方法。第一步，對HP和LP長期關(guān)系進(jìn)行OLS回歸（見（6），得到殘差。第二步對進(jìn)行ADF（Augmented Dickey-Fuller）形式的單位根檢驗(yàn)，見式（7）21。 MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFO

17、RMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 6) MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 7)式（7）中和為系數(shù)，為誤差項(xiàng)。當(dāng)原假設(shè)成立時(shí)，則表明含有單位根，也即HP和LP不存在協(xié)整關(guān)系；反之則說明HP和LP存在協(xié)整關(guān)系。文中采用Im, Pesaran和Shin（2003）提出的單位根檢驗(yàn)方法（簡稱IPS法）對進(jìn)行檢驗(yàn)22。檢驗(yàn)形式設(shè)置為包含截距

18、和時(shí)間趨勢。采用IPS法的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。表2 采用IPS方法的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Results of panel data cointergration test based on IPS組別截距項(xiàng)概率截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)概率全國1.130.87-2.410.01東部5.431-1.640.05中部-0.810.21-2.980.01西部-2.060.02-3.580.01從表2中可知，當(dāng)檢驗(yàn)形式(xngsh)中包含截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)時(shí)，結(jié)果顯示均拒絕含有(hn yu)單位根的原假設(shè)。經(jīng)檢驗(yàn)，殘差序列中的確含有時(shí)間(shjin)趨勢項(xiàng)。因此，地價(jià)和房價(jià)存在協(xié)整關(guān)系，表明地價(jià)和房價(jià)存在

19、長期均衡關(guān)系。長期均衡關(guān)系的存在表明地價(jià)和房價(jià)的變化是受到經(jīng)濟(jì)中共同因素的影響，呈現(xiàn)出共同變化的趨勢。3.5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果分析在進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)時(shí)，若采用差分后的平穩(wěn)變量LLP和LHP進(jìn)行檢驗(yàn)，原變量之間長期關(guān)系的信息就喪失了，檢驗(yàn)的實(shí)際上是地價(jià)和房價(jià)增長速度的因果關(guān)系，而非地價(jià)和房價(jià)的因果關(guān)系。由于地價(jià)（LLP）和房價(jià)（LHP）存在協(xié)整關(guān)系，可對LLP和LHP進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)（結(jié)果見表3）。表3 地價(jià)和房價(jià)的面板數(shù)據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Results of panel data causality relation

20、ship of land price and housing price組別滯后階數(shù)LLPLHPLHPLLP5顯著性水平的標(biāo)準(zhǔn)值全國滯后4階1.692.521.23滯后8階2.011.321.19東部滯后4階3.532.311.35滯后8階1.501.331.29中部滯后4階2.442.501.50滯后8階0.941.451.41西部滯后4階3.162.291.44滯后8階2.781.401.36從表3可知，無論滯后階數(shù)選擇是4階或是8階，全國，東部、西部地區(qū)的Granger因果關(guān)系表明地價(jià)和房價(jià)互為因果關(guān)系。而中部地區(qū)地價(jià)和房價(jià)的關(guān)系較特殊：當(dāng)滯后階數(shù)選擇為4時(shí)，結(jié)果表明房價(jià)和地價(jià)互為因果關(guān)

21、系；但當(dāng)滯后階數(shù)選擇8階時(shí)，結(jié)果表明房價(jià)對地價(jià)存在單向因果關(guān)系。一般來說，滯后階數(shù)更多時(shí)時(shí)包含更多的信息，因此最終以滯后8階時(shí)得出的結(jié)果為準(zhǔn)?？傮w而言，我國地價(jià)和房價(jià)存在反饋?zhàn)饔谩? 誤差修正模型4.1 協(xié)整方程估計(jì)地價(jià)和房價(jià)的協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果見表4。表4顯示，房價(jià)的地價(jià)彈性系數(shù)存在顯著的區(qū)域差異：東部地區(qū)房價(jià)的地價(jià)彈性系數(shù)最大，為0.49；西部地區(qū)次之，為0.45；中部地區(qū)最小，為0.33；全國房價(jià)的地價(jià)彈性系數(shù)為0.44?？傮w而言，地價(jià)變化對房價(jià)變化是缺乏彈性的，彈性系數(shù)均不超過1。這主要是因?yàn)榈貎r(jià)只占房價(jià)的一部分，地價(jià)的變化不會相同幅度的傳遞到房價(jià)。表4 地價(jià)和房價(jià)的協(xié)整參數(shù)估計(jì)結(jié)果Ta

22、b.4 Estimated results of cointergration coefficients of land price and housing price變量全國東部中部西部常數(shù)項(xiàng)2.652.413.142.58LLP0.440.490.330.45注：所有系數(shù)均在1的顯著性水平(shupng)上顯著。4.2 誤差修正(xizhng)模型根據(jù)(gnj)Granger表示定理，具有協(xié)整關(guān)系的變量可用誤差修正模型的形式來表示。誤差修正模型能分析地價(jià)和房價(jià)的短期關(guān)系和糾正均衡偏離的調(diào)整速度。房價(jià)和地價(jià)的誤差修正模型分別見式（8）和式（9）。 MACROBUTTON MTPlaceRef

23、 * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 8) MACROBUTTON MTPlaceRef * MERGEFORMAT SEQ MTEqn h * MERGEFORMAT ( SEQ MTEqn c * Arabic * MERGEFORMAT 9)式（8）和式（9）中，是誤差修正項(xiàng)，表示非均衡的誤差，和表示偏離均衡時(shí)的調(diào)整速度，和為服從正態(tài)分布的隨機(jī)擾動項(xiàng)。式（8）和式（9）反映了偏離長期均衡的非均衡誤差影響及變量短期波動的影響。基于式（8）和式(9) ，全國、東、中、西組別固

24、定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果如表5所示（為有效減少模型殘差的自相關(guān)，滯后階數(shù)選擇為4，并加入時(shí)間趨勢項(xiàng)以控制時(shí)間趨勢的影響）。表5 面板數(shù)據(jù)誤差修正模型估計(jì)Tab.5 Estimated results of panel data error correction model 變量全國東部中部西部LHPtLLPtLHPtLLPtLHPtLLPtLHPtLLPtECM-0.02*0.02-0.07*-0.02-0.04-0.12*-0.15*-0.14*t0.00*0.00*0.00*0.00*0.00*0.00*0.00*0.00*LLPt-10.04*-0.50*0.00-0.52*0.01-0

25、.34*-0.01-0.34*LHPt-1-0.28*0.17*-0.11*0.13-0.42*-0.11-0.28*0.10LLPt-20.03*-0.46*-0.02-0.44*-0.01-0.33*0.02-0.43*LHPt-2-0.26*0.19*-0.060.14-0.45*0.11-0.31*-0.01LLPt-30.03*-0.47*-0.01-0.47*0.00-0.36*0.01-0.44*LHPt-3-0.23*0.23*-0.10*0.27*-0.39*0.07*-0.35*0.08LLPt-40.04*0.51*0.030.49*0.00*0.560.050.51*L

26、HPt-40.69*0.21*0.76*0.20*0.560.210.57*0.08DW2.062.091.992.121.97調(diào)整后R20.780.770.700.750.850.720.820.88注：表示(biosh)一階差分；*、*、*分別表示(biosh)在1%,5%,10%的顯著性水平上顯著。從表5中可以(ky)看出，各組別估計(jì)結(jié)果中調(diào)整后的R2均在0.7以上，說明模型的擬合優(yōu)度較好；DW值在2左右，表明殘差不存在自相關(guān)問題。各組模型系數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：全國模型的估計(jì)結(jié)果顯示：地價(jià)和房價(jià)方程中大部分系數(shù)均顯著，表明房價(jià)和地價(jià)相互影響；在地價(jià)對房價(jià)的影響方程中，

27、誤差反向機(jī)制成立，20的非均衡誤差在下一期被糾正。東部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果顯示：在檢驗(yàn)地價(jià)對房價(jià)的影響方程中，房價(jià)的反向誤差修正機(jī)制成立，地價(jià)的各滯后期變化（LLP）對房價(jià)的影響均不顯著；而在檢驗(yàn)房價(jià)對地價(jià)的影響方程中，地價(jià)的反向誤差修正機(jī)制不成立，滯后3期和4期房價(jià)的變化（LHPt3和LHPt-4）對地價(jià)具有顯著的正影響。中部地區(qū)的估價(jià)結(jié)果顯示：在檢驗(yàn)地價(jià)對房價(jià)的影響方程中，誤差修正項(xiàng)系數(shù)不顯著；地價(jià)滯后期變化（LLP）對房價(jià)的影響也不顯著；在檢驗(yàn)房價(jià)對地價(jià)的影響方程中，誤差修正項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明誤差的反向修正機(jī)制成立；滯后3期房價(jià)變化（LHP3）對地價(jià)的影響顯著為正，系數(shù)值為0.07，也即當(dāng)滯

28、后三期的房價(jià)增長1，當(dāng)期地價(jià)將增長0.07，影響較弱。西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果顯示：房價(jià)和地價(jià)的反向誤差修正機(jī)制均成立，誤差修正項(xiàng)的調(diào)整速度較大；地價(jià)滯后期變化（LLP）對房價(jià)的影響不顯著，房價(jià)的滯后期變化（LHP）對地價(jià)影響也不顯著，這表明西部地區(qū)地價(jià)和房價(jià)的變化主要受對上期非均衡誤差的影響?？傮w而言，東部地區(qū)地價(jià)或房價(jià)的短期影響顯著，而中、西部地區(qū)短期影響不顯著，這可能是因?yàn)槭袌鰴C(jī)制不如東部發(fā)揮得順暢。5 結(jié)論與政策建議本文得出的主要結(jié)論和政策建議如下：（1）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示全國，東部，西部地區(qū)房價(jià)與地價(jià)互為因果關(guān)系?？傮w而言，房價(jià)是地價(jià)變化的原因,地價(jià)也會反作用于房價(jià)。因此,

29、要控制房價(jià)過快上漲,必須從房地產(chǎn)市場和土地市場兩方面入手。一方面要增加房地產(chǎn)的開發(fā)和供給來抑制房價(jià);另一方面要調(diào)節(jié)土地供應(yīng),通過抑制地價(jià)來達(dá)到控制房價(jià)的目標(biāo)。（2）從誤差修正模型分析結(jié)果來看，地價(jià)與房價(jià)的短期相互影響，及各自的非均衡誤差調(diào)整速度不盡相同。東部地區(qū)地價(jià)對房價(jià)或房價(jià)對地價(jià)的短期影響顯著，而中、西部地區(qū)短期影響不顯著，這可能是東部房地產(chǎn)市場和土地市場機(jī)制運(yùn)行較順暢。房地產(chǎn)市場和土地市場的區(qū)域特性差異導(dǎo)致地價(jià)和房價(jià)具有不同的短期作用。因此，要調(diào)控房地產(chǎn)市場，除了總量上的增加土地供應(yīng)和增加房地產(chǎn)供給的措施外，也要注重市場運(yùn)行調(diào)整措施和結(jié)構(gòu)調(diào)整措施，如公開土地信息、抑制房地產(chǎn)開發(fā)商囤積土地

30、行為、合理安排土地供應(yīng)等。參考文獻(xiàn)：徐艷. 北京房價(jià)過高的原因(yunyn)和房價(jià)控制J. 城市(chngsh)問題, 2002, (1): 42-44.楊慎. 客觀看待房價(jià)上漲問題(wnt)J. 中國房地產(chǎn)信息, 2003, (2): 4-5包宗華. 怎樣看待我國的住房價(jià)格J.城市開發(fā), 2004, (1): 18-19.SMITH B A. The supply of urban housingJ. The Quarterly Journal of Economics, 1976, 90 (3): 389 - 405.奧沙利文.阿瑟. 城市經(jīng)濟(jì)學(xué)M. 北京:中信出版社, 2002: 179

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36、Price: A New Test Based on Panel Data AnalysisAbstract: The purpose of this study is to analyze the relationship between land price and housing price. Based on China 33 cities panel data from the first quarter of 1998 to the second quarter of 2006, Granger causality test and error correction model were employed. Granger cau