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摘 要：自住房市场化以来，我国城镇化进程进一步加快，房价的经济属性逐渐显现。选取2005—2017年全国31个省、市、自治区商品房平均售价、土地平均购置价格的数据，对全国整体房价与地价关系进行探讨，并对31个省、市、自治区按经济发展状况进行分类，利用格兰杰因果检验，得出以下结论：房价与地价的影响机制在全国平均水平和区域水平上存在明显差异，全国的水平并不能反映各地区的情况，地区间的差异显著，且我国房价对地价的影响大于地价对房价的影响。这一结论有助于为完善我国土地政策，整改土地财政，深化房地产税的改革，建立健全我国财政体系提供参考。
关键词：房价;地价;格兰杰因果检验
中图分类号：F299.23 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2019）30-0130-03
一、我國房价、地价的变动趋势
2005—2017年，商品房平均售价从3 167.66元/m2上升至7 892.27元/m2，2008年受全球金融危机的影响房价略有波动，但此后恢复增长;土地平均购置价格则从854.64元/m2上升至5 348.61元/m2，涨幅较大，与房价不同，2008年金融危机并未影响地价上涨，而是在2010—2012年受严格健全的土地政策影响，土地平均购置价格出现回落，此后地价的上涨趋势愈发强劲。
对于我国房价、地价的变动趋势专家学者各持己见，结合自身观点基本可归纳为以下几点。
1.土地财政。部分地区地方官员为了政绩，大兴土地财政。2013—2017年地方政府土地出让收入占地方本级一般预算收入的近40%以上，2017年甚至达到了56.73%，这一不健康的财政形式一定程度上影响了地价的变动。
2.人口结构。二孩政策的出台，促使绝大多家庭为新生儿准备房产购置金，刺激购房欲望，从而刺激了房价地价的上涨。
3.供给需求。2003—2004年中国第一波“炒房热”掀起房价上涨狂潮，房地产商及炒房者紧盯其中的利益空间，房地产商大肆卖地造房，炒房者则借机倒卖房产，这种状态持续多年，导致目前房产供给过剩。近几年，人们对房产的需求也在发生变化，进而影响了房价与地价的变动关系。
4.土地资源。我国人多地少，由于前些年土地的大肆出让，造成了近几年的土地资源紧缺，土地的平均购置价格进一步凸显出上升的强劲势头，使得房价与地价的关系变得愈发扑朔迷离。
二、我国房价与地价关系的实证分析
1.数据来源与选择。数据来源于2013—2017年国家统计局官网，变量选用全国31个省、市、自治区商品房平均售价（元/m2）、①土地平均购置价格（元/m2）。②为减小异方差的影响，同时对检验对象取对数，商品房平均售价和土地平均购置价格分别用LNHP、LNLP表示。对变量做散点图，可看出变量LNHP和LNLP之间呈正相关。
■
我国LNHP和LNLP关系散点图
2.单位根检验。为避免伪回归，对变量LNHP和LNLP进行平稳性检验，采用单位根检验，检验结果（如表1所示）。对于变量LNHP，各项检验的P值均小于0.05，但ADF检验效果不理想。对于变量LNLP而言，ADF检验的P值偏大，未通过检验。综上，对变量LNHP和LNLP进行一阶差分后，继续检验，结果（如表2所示）。在三种检验方法下D（LNHP）、D（LNLP）的P值都远小于临界值0.05，因此拒绝原假设，通过检验。
3.协整检验。由于在单位根检验时对原变量进行了差分处理，会失去总量的长期信息，而这些信息又是必要的，为检验差分变量之间是否存在长期协整关系，在满足D（LNHP）、D（LNLP）都是一阶单整的前提下，采用Kao检验对变量D（LNHP）、D（LNLP）进行协整检验。在临界值为5%时，t-Statistic值为-3.947385，P值为0，变量D（LNHP）和D（LNLP）之间存在长期协整关系。
4.格兰杰因果检验。在确保变量之间存在长期平稳关系的前提下，对LNHP和LNLP进行格兰杰因果检验。分别滞后1—4期，结果（如表3所示）（N和Y分别表示拒绝和接受，下同）。在显著性水平为5%的情况下，在全国范围内，房价一直是地价的格兰杰原因，而地价并不是房价的格兰杰原因，即说明房价的上涨推动了地价的上涨，但随着时间的推移，这种推动在逐渐减弱。
5.实证结果分析。就检验结果来看，房价一直是地价的原因，长期影响着地价的变动，而房价受多方面因素影响，地价对房价并无实质性的影响，不足以引起房价的变动。
由于此处对房价与地价关系的探讨仅限于全国层面，且只是从统计学层面得出了结果，未体现出区域性差异。因此，本文将对全国31个省、市、自治区进行分类，对经济发展情况不同的地区分别讨论房价与地价的关系。
三、区域性房价与地价关系的实证分析
1.地区分类。根据一般公共预算收支状况中各地区财政自给率、各地区人均GDP的排名情况，本文将31个省、市、自治区划分为三类，分类（如表4所示）。
2.平稳性检验。与第三部分方法相似，依次对各地区的LNHP、LNLP做单位根检验及协整检验。单位根检验采用ADF、PP检验，PP检验在少数情况下存在单位根，经过差分，所有变量通过检验，且为同阶协整。通过单位根检验之后，采用Pedroni方法进行协整检验，由于样本期间较小，组间指标和组内指标均选用相应的ADF指标的统计量作为主要的判断依据。最终结果表明，三类地区各变量之间具有长期稳定的协整关系。
3.格兰杰因果检验。确保LNHP和LNLP的平稳性关系后，继续对两个变量进行格兰杰检验，探究经济发展状况不同的地区之间房价与地价的关系，检验结果（如表5所示）。在显著性水平为10%的情况下，经济发展状况不同的地区之间房价与地价的相互影响关系差异明显，且与全国平均水平相差较大。 对于一类地区，在滞后期1期内房价与地价互为格兰杰原因，但是房价的作用比地价的作用更长;三类地区则相反，在滞后期1—3期内，三类地区的地价一直是房价的格兰杰原因，但房价对地价而言一直不是其格兰杰原因;二类地区则别具一格，在短期、长期房价与地价互不为格兰杰原因。
4.实证结果分析。首先，各地区房价对地价的影响存在较大差异，一类地区房价对地价的影响最为显著，而二、三类地区的影响甚微。各地区地价对房价的影响存在显著性差异，三类地区的影响最为显著，一类地区次之，二类地区的影响甚微。其次，由于各地區经济发展状况不同，房地产的供给和需求差异大，特别是二类地区正处于蓬勃发展阶段，房价地价变动关系受多方面因素作用，故单纯地从房价与地价出发，两者之间的相互影响显得微乎其微。最后，一类地区虽然在短期内房价与地价互为因果，但是房价的对地价的影响持续性更长，因为这些地方经济发达，且多为临海城市，人口密集，更是外地人口务工常驻之地，住房的需求相对其他地区也更为高涨，由此房价的影响更为突出;三类地区不仅与其他地区情况不同，而且与全国平均水平存在相反的结果，因为这些地区经济欠发达，但是区域面积又相对较大，难免存在较为严重的土地财政现象，而由于当地人口的可支配收入有限，对房价的期望值，对住房的购买力也存在一定的限度，房价的上涨受到一定限制，因此地价对房价的影响持续性长且显著于房价对地价的影响。
四、结论及政策建议
1.一类地区的建议。一类地区流动人口、外来居住人口较多，这类地区的土地供给明显不足，因此应增大土地供给量;其次，为了稳定房价，减少房地产泡沫，应该遏制“炒房经济”，故应进一步完善房地产税、土地资源税等一系列相关税收制度，进而摆脱政府部门对“土地财政”的依赖;再者，政府部门应合理分配资源，提供完备适量公共设施，利用科技手段建立“智慧城市”，从而完成人口分布的合理疏导，缓解城市住房、土地压力。
2.二类地区的建议。从检验结果来看，二类地区房价与地价之间并无必然联系，但是该类地区正处于经济蓬勃发展之际，应从房地产业的“供给侧”改革着手，以适应住房刚性需求者的购买需求。另外，随着地区经济的发展，很可能出现一类地区面临的问题大多数人迫于在一类地区的购房压力而退居二类城市买房，同样为了避免“炒房”“土地财政”的不良影响，可开展房地产税的试点工作。
3.三类地区的建议。三类地区表现为地价对房价的中长期影响，应从稳定地价着手，以防止地价过快增长，产生房地产泡沫。对此，可加强监管房地产开发，完善土地买卖细则，严格监管、“控价格，防地王”。另外，房屋的建设应尽量满足消费者的户型需求，主要以中小户型为主，尽量平衡供给和需求。
参考文献：
[1] 吴琦琦.土地财政、国企地王与房价调控策略研究[D].杭州：浙江财经大学，2018.
[2] 李一花，化兵.财政赤字、土地财政与房价的关系研究[J].中央财经大学学报，2018，（11）：3-14.
[3] 龚健，李文娟，栾君.政策调控对房价与地价的影响研究——基于35个大中城市面板数据的分析[J].价格月刊，2018，（7）：15-21.
[4] 罗孝玲，薛琛.房价与地价互动关系的区域性差异研究[J].价格月刊，2017，（7）：1-6.
[5] 赵凯，刘成坤.住房价格、土地价格与地方政府行为[J].统计研究，2018，（10）：15-27.
[6] 高凤娟.我国土地财政的金融风险研究[D].北京：首都经济贸易大学，2018.
[7] 钟骁勇.土地政策助力供给侧改革[N].中国国土资源报，2016-06-30.
关键词：房价;地价;格兰杰因果检验
中图分类号：F299.23 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2019）30-0130-03
一、我國房价、地价的变动趋势
2005—2017年，商品房平均售价从3 167.66元/m2上升至7 892.27元/m2，2008年受全球金融危机的影响房价略有波动，但此后恢复增长;土地平均购置价格则从854.64元/m2上升至5 348.61元/m2，涨幅较大，与房价不同，2008年金融危机并未影响地价上涨，而是在2010—2012年受严格健全的土地政策影响，土地平均购置价格出现回落，此后地价的上涨趋势愈发强劲。
对于我国房价、地价的变动趋势专家学者各持己见，结合自身观点基本可归纳为以下几点。
1.土地财政。部分地区地方官员为了政绩，大兴土地财政。2013—2017年地方政府土地出让收入占地方本级一般预算收入的近40%以上，2017年甚至达到了56.73%，这一不健康的财政形式一定程度上影响了地价的变动。
2.人口结构。二孩政策的出台，促使绝大多家庭为新生儿准备房产购置金，刺激购房欲望，从而刺激了房价地价的上涨。
3.供给需求。2003—2004年中国第一波“炒房热”掀起房价上涨狂潮，房地产商及炒房者紧盯其中的利益空间，房地产商大肆卖地造房，炒房者则借机倒卖房产，这种状态持续多年，导致目前房产供给过剩。近几年，人们对房产的需求也在发生变化，进而影响了房价与地价的变动关系。
4.土地资源。我国人多地少，由于前些年土地的大肆出让，造成了近几年的土地资源紧缺，土地的平均购置价格进一步凸显出上升的强劲势头，使得房价与地价的关系变得愈发扑朔迷离。
二、我国房价与地价关系的实证分析
1.数据来源与选择。数据来源于2013—2017年国家统计局官网，变量选用全国31个省、市、自治区商品房平均售价（元/m2）、①土地平均购置价格（元/m2）。②为减小异方差的影响，同时对检验对象取对数，商品房平均售价和土地平均购置价格分别用LNHP、LNLP表示。对变量做散点图，可看出变量LNHP和LNLP之间呈正相关。
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我国LNHP和LNLP关系散点图
2.单位根检验。为避免伪回归，对变量LNHP和LNLP进行平稳性检验，采用单位根检验，检验结果（如表1所示）。对于变量LNHP，各项检验的P值均小于0.05，但ADF检验效果不理想。对于变量LNLP而言，ADF检验的P值偏大，未通过检验。综上，对变量LNHP和LNLP进行一阶差分后，继续检验，结果（如表2所示）。在三种检验方法下D（LNHP）、D（LNLP）的P值都远小于临界值0.05，因此拒绝原假设，通过检验。
3.协整检验。由于在单位根检验时对原变量进行了差分处理，会失去总量的长期信息，而这些信息又是必要的，为检验差分变量之间是否存在长期协整关系，在满足D（LNHP）、D（LNLP）都是一阶单整的前提下，采用Kao检验对变量D（LNHP）、D（LNLP）进行协整检验。在临界值为5%时，t-Statistic值为-3.947385，P值为0，变量D（LNHP）和D（LNLP）之间存在长期协整关系。
4.格兰杰因果检验。在确保变量之间存在长期平稳关系的前提下，对LNHP和LNLP进行格兰杰因果检验。分别滞后1—4期，结果（如表3所示）（N和Y分别表示拒绝和接受，下同）。在显著性水平为5%的情况下，在全国范围内，房价一直是地价的格兰杰原因，而地价并不是房价的格兰杰原因，即说明房价的上涨推动了地价的上涨，但随着时间的推移，这种推动在逐渐减弱。
5.实证结果分析。就检验结果来看，房价一直是地价的原因，长期影响着地价的变动，而房价受多方面因素影响，地价对房价并无实质性的影响，不足以引起房价的变动。
由于此处对房价与地价关系的探讨仅限于全国层面，且只是从统计学层面得出了结果，未体现出区域性差异。因此，本文将对全国31个省、市、自治区进行分类，对经济发展情况不同的地区分别讨论房价与地价的关系。
三、区域性房价与地价关系的实证分析
1.地区分类。根据一般公共预算收支状况中各地区财政自给率、各地区人均GDP的排名情况，本文将31个省、市、自治区划分为三类，分类（如表4所示）。
2.平稳性检验。与第三部分方法相似，依次对各地区的LNHP、LNLP做单位根检验及协整检验。单位根检验采用ADF、PP检验，PP检验在少数情况下存在单位根，经过差分，所有变量通过检验，且为同阶协整。通过单位根检验之后，采用Pedroni方法进行协整检验，由于样本期间较小，组间指标和组内指标均选用相应的ADF指标的统计量作为主要的判断依据。最终结果表明，三类地区各变量之间具有长期稳定的协整关系。
3.格兰杰因果检验。确保LNHP和LNLP的平稳性关系后，继续对两个变量进行格兰杰检验，探究经济发展状况不同的地区之间房价与地价的关系，检验结果（如表5所示）。在显著性水平为10%的情况下，经济发展状况不同的地区之间房价与地价的相互影响关系差异明显，且与全国平均水平相差较大。 对于一类地区，在滞后期1期内房价与地价互为格兰杰原因，但是房价的作用比地价的作用更长;三类地区则相反，在滞后期1—3期内，三类地区的地价一直是房价的格兰杰原因，但房价对地价而言一直不是其格兰杰原因;二类地区则别具一格，在短期、长期房价与地价互不为格兰杰原因。
4.实证结果分析。首先，各地区房价对地价的影响存在较大差异，一类地区房价对地价的影响最为显著，而二、三类地区的影响甚微。各地区地价对房价的影响存在显著性差异，三类地区的影响最为显著，一类地区次之，二类地区的影响甚微。其次，由于各地區经济发展状况不同，房地产的供给和需求差异大，特别是二类地区正处于蓬勃发展阶段，房价地价变动关系受多方面因素作用，故单纯地从房价与地价出发，两者之间的相互影响显得微乎其微。最后，一类地区虽然在短期内房价与地价互为因果，但是房价的对地价的影响持续性更长，因为这些地方经济发达，且多为临海城市，人口密集，更是外地人口务工常驻之地，住房的需求相对其他地区也更为高涨，由此房价的影响更为突出;三类地区不仅与其他地区情况不同，而且与全国平均水平存在相反的结果，因为这些地区经济欠发达，但是区域面积又相对较大，难免存在较为严重的土地财政现象，而由于当地人口的可支配收入有限，对房价的期望值，对住房的购买力也存在一定的限度，房价的上涨受到一定限制，因此地价对房价的影响持续性长且显著于房价对地价的影响。
四、结论及政策建议
1.一类地区的建议。一类地区流动人口、外来居住人口较多，这类地区的土地供给明显不足，因此应增大土地供给量;其次，为了稳定房价，减少房地产泡沫，应该遏制“炒房经济”，故应进一步完善房地产税、土地资源税等一系列相关税收制度，进而摆脱政府部门对“土地财政”的依赖;再者，政府部门应合理分配资源，提供完备适量公共设施，利用科技手段建立“智慧城市”，从而完成人口分布的合理疏导，缓解城市住房、土地压力。
2.二类地区的建议。从检验结果来看，二类地区房价与地价之间并无必然联系，但是该类地区正处于经济蓬勃发展之际，应从房地产业的“供给侧”改革着手，以适应住房刚性需求者的购买需求。另外，随着地区经济的发展，很可能出现一类地区面临的问题大多数人迫于在一类地区的购房压力而退居二类城市买房，同样为了避免“炒房”“土地财政”的不良影响，可开展房地产税的试点工作。
3.三类地区的建议。三类地区表现为地价对房价的中长期影响，应从稳定地价着手，以防止地价过快增长，产生房地产泡沫。对此，可加强监管房地产开发，完善土地买卖细则，严格监管、“控价格，防地王”。另外，房屋的建设应尽量满足消费者的户型需求，主要以中小户型为主，尽量平衡供给和需求。
参考文献：
[1] 吴琦琦.土地财政、国企地王与房价调控策略研究[D].杭州：浙江财经大学，2018.
[2] 李一花，化兵.财政赤字、土地财政与房价的关系研究[J].中央财经大学学报，2018，（11）：3-14.
[3] 龚健，李文娟，栾君.政策调控对房价与地价的影响研究——基于35个大中城市面板数据的分析[J].价格月刊，2018，（7）：15-21.
[4] 罗孝玲，薛琛.房价与地价互动关系的区域性差异研究[J].价格月刊，2017，（7）：1-6.
[5] 赵凯，刘成坤.住房价格、土地价格与地方政府行为[J].统计研究，2018，（10）：15-27.
[6] 高凤娟.我国土地财政的金融风险研究[D].北京：首都经济贸易大学，2018.
[7] 钟骁勇.土地政策助力供给侧改革[N].中国国土资源报，2016-06-30.