论文部分内容阅读
【摘要】文章中采用Granger因果检验和实证分析相结合的方法，以长沙市2003年一季度到2009年四季度的房屋交易价格指数和土地交易价格指数为数据源，来探讨长沙市房价和地价之间的关系。
【关键词】地价；房价；格兰杰因果检验；长沙市
一、长沙市社会经济发展概况
1．经济发展迅速，GDP值都保持两位数以上的增长态势。长沙市的GDP值从2003年929.49亿元增加到2009年的3744.76亿元，年均增长幅度达到26.32％，且在2008年GDP突破3000亿元大关；人均GDP值从2003年的14810元增加到2009年的56620元，年均增长幅度达到25.23％。经济的快速发展为房地产业的发展提供了良好的发展平台。
2．全社会固定资产投资处于增长势头，但增长幅度趋缓。全社会固定资产投资由2003年的494.97亿元增加到2009年的2441.78亿元，年均增长幅度达到30.52％。但在2005年以后，由于宏观调控的影响，增长幅度呈现一定的下降趋势，此后逐渐趋缓。但总量仍处于增长态势，这为房地产业提供了充足的资金保障。
3．城市居民人均可支配收入逐年增加，但在2007年以后，增长幅度逐渐降低。城市居民人均可支配收入由2003年的9933元增加到2009年的20238.00元，年均增长幅度达到12.61％，并且在2004年突破万元大关，城市居民的生活水平不断提高；居民的消费观念不断改变，人均消费支出也不断增加，2009年达到15020元，比2008年增加2374元，同比增长18.8％，消费性城市的定位逐渐显现，有利于房地产业的发展。
二、长沙市房价与地价的主要影响因素分析
1．经济因素对房价和地价的影响
（1）GDP对房价和地价的影响。国家实施了宏观调控措施，严把信贷和土地两个闸门，使固定资产投资过快增长的势头得到遏制，国民经济继续协调发展，防止了地价的大起和大落，为地价稳定增长创造了良好的政策环境。其中，尤为关键的是，通过对土地市场的清理整顿，遏制了虚假需求，土地市场渐趋规范，并通过大力推行招拍挂制度，初步形成了公开、透明的土地市场，土地市场调控机制和地价形成机制逐步成熟，为促进地价的平稳上涨提供了良好的市场环境。受国家产业结构调整和投资结构的影响，在很大程度上缓解了对工业用地的需求，使工业用地价格全年变化不大。因此，2004年我国主要城市地价上涨幅度小于房价上涨幅度，低于同期GDP9.5％的增长率，也低于固定资产投资25.8％的增长率。
（2）城市居民人均可支配收入对房价和地价的影响。城市人均可支配收入的多少直接影响到购房一族的购房热情，过低的人均收入水平与过快增长的房价形成的反差将会对房价与低价的波动起到推波助澜的作用。
2．社会因素对房价和地价的影响
（1）人口状况对房价和地价的影响。人口结构对于资产价格包括房地产价格有直接影响。当储蓄者比例高的时候，消费率肯定是低的，投资率肯定是高的。而一个社会工作年龄段高，抚养率低的时候，储蓄率是很高的，因为工作年龄段的人要为老人、孩子储蓄，使得银行存款利率、资本市场的利率比较低。因此，他们肯定要追求其他的资产来实现保值甚至增值。因为目前存钱的银行利率水平太低，这种情况下，大家就去购买各种各样的资产。随着中国主要储蓄者比例的上升，推动房价也在上升。
（2）城市化水平对房价和地价的影响。由于大多数的外来流动人口都同步性地流向中心城市，导致中心城市普遍出现人口剧增、城市拥挤、土地紧张、地价上涨、房价上涨的现象，必然为房地产市场的投机行为形成良好的市场预期及炒作空间，客观上进一步推动了地价房价的上升。
三、长沙市地价与房价关系的实证研究
（一）实证分析
1．相关性分析
（1）两变量相关分析理论
两变量相关分析，即研究两个变量之间相关系数的统计方法。两个随机变量之间的相关性是通过相关系数 来度量的。设有二维随机变量（X，Y），则其相关系数由下式确定。
（2）相关性分析结果
由图1可知，LP曲线的波峰和波谷分别出现在第四季度和第三季度，HP曲线的波峰和波谷分别出现在第四季度和第一季度。LP、HP曲线均成交替上升趋势，2006年以后两曲线季节波动幅度增大，其中LP曲线波动幅度比HP曲线波动幅度大。
图1长沙市房价指数与地价指数
由于对两个变量进行相关性分析时要求两个变量服从正态分布。因此，在进行相关性分析之前，首先进行正态性检验，检验结果表明LP和HP均服从正态分布。
根据表1提供的数据，运用SPSS17.0对LP和HP进行相关性分析，分析结果如下：
表1LP和HP的相关性分析结果
2．单位根检验
（1）单位根检验理论
格兰杰指出当使用非平稳序列进行回归时，会造成虚假回归，并且当变量存在单位根，即非平稳时，传统的统计量，如t值、F值、DW值和R2将出现偏差。因此，为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性，利用ADF检验方法来检验样本数据的时间序列特征。
ADF检验的检验方程为：
（2）检验结果
为了减小序列的波动性，对LP和HP做自然对数变换，分别记为LLP和LHP，然后采用Eviews5.0进行单位根检验。检验结果如下表：
表2ADF检验结果表
由表2可知，LLP和LHP是I（2）过程，即同为二阶单整。根据EG两步检验法，序列存在协整关系，故可能存在长期的均衡关系。因此，要进行协整检验。
3．协整检验
（1）协整检验理论
（2）检验结果
采用EG两步检验法，在Eviews5.0软件下对LLP和LHP做协整检验，检验结果如下：
表3估计残差序列的ADF检验结果
由表3可知，检验统计量T为-2.34，大于显著性水平0.01时的临界值-2.67，故可以认为估计残差序列至少在99％的置信度下为非平稳序列，进而得到序列LLP和LHP不具有协整关系，不存在长期的均衡关系，可以直接进行Granger因果关系检验。
（二）Granger因果关系检验
1．Granger因果关系检验理论
当两个变量在时间上有先导—滞后关系时，能否从统计上考察这种关系是单向的还是双向的？即主要是一个变量过去的行为在影响另一个变量的当前行为，还是双方的过去行为在相互影响着对方的当前行为。格兰杰（Granger）提出了一个简单的检验程序，即格兰杰因果关系检验。
两变量X和Y ，格兰杰因果关系检验要求估计以下回归模型：
可能存在四种检验结果：
（1）X对Y有单向影响，表现为式3中X各滞后项前的参数整体不为零，而式4中Y各滞后项前的参数整体为零；
（2）Y对X有单向影响，表现为式4中Y各滞后项前的参数整体不为零，而式3中X各滞后项前的参数整体为零；
（3）Y与X存在双向影响，表现为Y与X各滞后项前的参数整体不为零；
（4）Y与X不存在影响，表现为Y与X各滞后项前的参数整体为零。
格兰杰是通过构造F统计量，利用F检验完成的。如针对X不是Y的格兰杰原因这一假设，即针对式1中X滞后项前的参数整体为零的假设，分别做包含与不包含X滞后项的回归，记前者的残差平方和为RSSU后者的残差平方和为RSSR，再计算F统计量：
其中， m为X 的滞后项的个数， n为样本变量，k 为包含X 滞后项的回归模型的待估参数的个数。
如果计算的F值大于给定的显著性水平下F分布的相应的临界值F€%Z（m，nk），则拒绝原假设，即认为X是Y 的格兰杰原因。
格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果。因此，一般而言，常进行不同滞后期长度的检验，以检验模型中随机干扰项不存在序列相关的滞后期长度来选取滞后期。
2．检验结果
表4LLP和LHP的Granger因果关系检验结果
由表4可知，滞后1期的检验结果表明，对于“地价不是房价的Granger原因”的零假设，是不能拒绝的，如果拒绝则会犯第一类错误的可能性为0.59385；而对于“房价不是地价的Granger原因”可以被拒绝，因为即使在1％的显著性水平下，也不会犯第一类错误。这说明，在滞后1期的情况下，房价是地价的Granger原因，而地价不是房价的Granger原因。在滞后2、3期的情况下，均可以拒绝原假设，即房价和地价互为Granger原因。在滞后4期时，在10％的显著性水平下，也可以拒绝原假设，房价和地价也是互为Granger原因。综上所述，在滞后1个季度时房价是地价的Granger原因，而地价不是房价的Granger原因；滞后2、3、4个季度时房价和地价之间互为因果，相互影响。
四、结论
通过运用SPSS17.0中的相关性分析和Eviews软件中的Granger因果关系检验方法，本章的实证分析初步得到了下列结论：
1.地价波动的曲线的波峰和波谷主要出现在第四季度和第三季度，房价波动的曲线的波峰和波谷则出现在第四季度和第一季度，其曲线均成交替上升趋势，近几年的季节波动幅度比前几年大，并且地价波动幅度比房价波动幅度大。
2.长沙市房价和地价的相关性是高度显著的，地价上涨可能推动房价上涨，房价上涨也可能推动地价的上涨；
3.在滞后1期时，房价高是导致地价高的原因，而地价高对房价的增长影响不显著；在滞后2、3和4期的情况下，房价和地价是互为因果的关系，一方的价格上涨都有可能推动对方的价格上涨；
4.房价和地价不具有协整关系，即不存在长期的均衡关系，两者的波动不是同步的、同幅的。
参考文献
[1]华伟．房地产经济学[M]．上海：复旦大学出版社，2004
[2]黄英．地价与房价的关系及调控机制研究——以武汉市为例[D]．硕士学位论文．华中农业大学．2006（25）
【关键词】地价；房价；格兰杰因果检验；长沙市
一、长沙市社会经济发展概况
1．经济发展迅速，GDP值都保持两位数以上的增长态势。长沙市的GDP值从2003年929.49亿元增加到2009年的3744.76亿元，年均增长幅度达到26.32％，且在2008年GDP突破3000亿元大关；人均GDP值从2003年的14810元增加到2009年的56620元，年均增长幅度达到25.23％。经济的快速发展为房地产业的发展提供了良好的发展平台。
2．全社会固定资产投资处于增长势头，但增长幅度趋缓。全社会固定资产投资由2003年的494.97亿元增加到2009年的2441.78亿元，年均增长幅度达到30.52％。但在2005年以后，由于宏观调控的影响，增长幅度呈现一定的下降趋势，此后逐渐趋缓。但总量仍处于增长态势，这为房地产业提供了充足的资金保障。
3．城市居民人均可支配收入逐年增加，但在2007年以后，增长幅度逐渐降低。城市居民人均可支配收入由2003年的9933元增加到2009年的20238.00元，年均增长幅度达到12.61％，并且在2004年突破万元大关，城市居民的生活水平不断提高；居民的消费观念不断改变，人均消费支出也不断增加，2009年达到15020元，比2008年增加2374元，同比增长18.8％，消费性城市的定位逐渐显现，有利于房地产业的发展。
二、长沙市房价与地价的主要影响因素分析
1．经济因素对房价和地价的影响
（1）GDP对房价和地价的影响。国家实施了宏观调控措施，严把信贷和土地两个闸门，使固定资产投资过快增长的势头得到遏制，国民经济继续协调发展，防止了地价的大起和大落，为地价稳定增长创造了良好的政策环境。其中，尤为关键的是，通过对土地市场的清理整顿，遏制了虚假需求，土地市场渐趋规范，并通过大力推行招拍挂制度，初步形成了公开、透明的土地市场，土地市场调控机制和地价形成机制逐步成熟，为促进地价的平稳上涨提供了良好的市场环境。受国家产业结构调整和投资结构的影响，在很大程度上缓解了对工业用地的需求，使工业用地价格全年变化不大。因此，2004年我国主要城市地价上涨幅度小于房价上涨幅度，低于同期GDP9.5％的增长率，也低于固定资产投资25.8％的增长率。
（2）城市居民人均可支配收入对房价和地价的影响。城市人均可支配收入的多少直接影响到购房一族的购房热情，过低的人均收入水平与过快增长的房价形成的反差将会对房价与低价的波动起到推波助澜的作用。
2．社会因素对房价和地价的影响
（1）人口状况对房价和地价的影响。人口结构对于资产价格包括房地产价格有直接影响。当储蓄者比例高的时候，消费率肯定是低的，投资率肯定是高的。而一个社会工作年龄段高，抚养率低的时候，储蓄率是很高的，因为工作年龄段的人要为老人、孩子储蓄，使得银行存款利率、资本市场的利率比较低。因此，他们肯定要追求其他的资产来实现保值甚至增值。因为目前存钱的银行利率水平太低，这种情况下，大家就去购买各种各样的资产。随着中国主要储蓄者比例的上升，推动房价也在上升。
（2）城市化水平对房价和地价的影响。由于大多数的外来流动人口都同步性地流向中心城市，导致中心城市普遍出现人口剧增、城市拥挤、土地紧张、地价上涨、房价上涨的现象，必然为房地产市场的投机行为形成良好的市场预期及炒作空间，客观上进一步推动了地价房价的上升。
三、长沙市地价与房价关系的实证研究
（一）实证分析
1．相关性分析
（1）两变量相关分析理论
两变量相关分析，即研究两个变量之间相关系数的统计方法。两个随机变量之间的相关性是通过相关系数 来度量的。设有二维随机变量（X，Y），则其相关系数由下式确定。
（2）相关性分析结果
由图1可知，LP曲线的波峰和波谷分别出现在第四季度和第三季度，HP曲线的波峰和波谷分别出现在第四季度和第一季度。LP、HP曲线均成交替上升趋势，2006年以后两曲线季节波动幅度增大，其中LP曲线波动幅度比HP曲线波动幅度大。
图1长沙市房价指数与地价指数
由于对两个变量进行相关性分析时要求两个变量服从正态分布。因此，在进行相关性分析之前，首先进行正态性检验，检验结果表明LP和HP均服从正态分布。
根据表1提供的数据，运用SPSS17.0对LP和HP进行相关性分析，分析结果如下：
表1LP和HP的相关性分析结果
2．单位根检验
（1）单位根检验理论
格兰杰指出当使用非平稳序列进行回归时，会造成虚假回归，并且当变量存在单位根，即非平稳时，传统的统计量，如t值、F值、DW值和R2将出现偏差。因此，为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性，利用ADF检验方法来检验样本数据的时间序列特征。
ADF检验的检验方程为：
（2）检验结果
为了减小序列的波动性，对LP和HP做自然对数变换，分别记为LLP和LHP，然后采用Eviews5.0进行单位根检验。检验结果如下表：
表2ADF检验结果表
由表2可知，LLP和LHP是I（2）过程，即同为二阶单整。根据EG两步检验法，序列存在协整关系，故可能存在长期的均衡关系。因此，要进行协整检验。
3．协整检验
（1）协整检验理论
（2）检验结果
采用EG两步检验法，在Eviews5.0软件下对LLP和LHP做协整检验，检验结果如下：
表3估计残差序列的ADF检验结果
由表3可知，检验统计量T为-2.34，大于显著性水平0.01时的临界值-2.67，故可以认为估计残差序列至少在99％的置信度下为非平稳序列，进而得到序列LLP和LHP不具有协整关系，不存在长期的均衡关系，可以直接进行Granger因果关系检验。
（二）Granger因果关系检验
1．Granger因果关系检验理论
当两个变量在时间上有先导—滞后关系时，能否从统计上考察这种关系是单向的还是双向的？即主要是一个变量过去的行为在影响另一个变量的当前行为，还是双方的过去行为在相互影响着对方的当前行为。格兰杰（Granger）提出了一个简单的检验程序，即格兰杰因果关系检验。
两变量X和Y ，格兰杰因果关系检验要求估计以下回归模型：
可能存在四种检验结果：
（1）X对Y有单向影响，表现为式3中X各滞后项前的参数整体不为零，而式4中Y各滞后项前的参数整体为零；
（2）Y对X有单向影响，表现为式4中Y各滞后项前的参数整体不为零，而式3中X各滞后项前的参数整体为零；
（3）Y与X存在双向影响，表现为Y与X各滞后项前的参数整体不为零；
（4）Y与X不存在影响，表现为Y与X各滞后项前的参数整体为零。
格兰杰是通过构造F统计量，利用F检验完成的。如针对X不是Y的格兰杰原因这一假设，即针对式1中X滞后项前的参数整体为零的假设，分别做包含与不包含X滞后项的回归，记前者的残差平方和为RSSU后者的残差平方和为RSSR，再计算F统计量：
其中， m为X 的滞后项的个数， n为样本变量，k 为包含X 滞后项的回归模型的待估参数的个数。
如果计算的F值大于给定的显著性水平下F分布的相应的临界值F€%Z（m，nk），则拒绝原假设，即认为X是Y 的格兰杰原因。
格兰杰因果关系检验对于滞后期长度的选择有时很敏感，不同的滞后期可能会得到完全不同的检验结果。因此，一般而言，常进行不同滞后期长度的检验，以检验模型中随机干扰项不存在序列相关的滞后期长度来选取滞后期。
2．检验结果
表4LLP和LHP的Granger因果关系检验结果
由表4可知，滞后1期的检验结果表明，对于“地价不是房价的Granger原因”的零假设，是不能拒绝的，如果拒绝则会犯第一类错误的可能性为0.59385；而对于“房价不是地价的Granger原因”可以被拒绝，因为即使在1％的显著性水平下，也不会犯第一类错误。这说明，在滞后1期的情况下，房价是地价的Granger原因，而地价不是房价的Granger原因。在滞后2、3期的情况下，均可以拒绝原假设，即房价和地价互为Granger原因。在滞后4期时，在10％的显著性水平下，也可以拒绝原假设，房价和地价也是互为Granger原因。综上所述，在滞后1个季度时房价是地价的Granger原因，而地价不是房价的Granger原因；滞后2、3、4个季度时房价和地价之间互为因果，相互影响。
四、结论
通过运用SPSS17.0中的相关性分析和Eviews软件中的Granger因果关系检验方法，本章的实证分析初步得到了下列结论：
1.地价波动的曲线的波峰和波谷主要出现在第四季度和第三季度，房价波动的曲线的波峰和波谷则出现在第四季度和第一季度，其曲线均成交替上升趋势，近几年的季节波动幅度比前几年大，并且地价波动幅度比房价波动幅度大。
2.长沙市房价和地价的相关性是高度显著的，地价上涨可能推动房价上涨，房价上涨也可能推动地价的上涨；
3.在滞后1期时，房价高是导致地价高的原因，而地价高对房价的增长影响不显著；在滞后2、3和4期的情况下，房价和地价是互为因果的关系，一方的价格上涨都有可能推动对方的价格上涨；
4.房价和地价不具有协整关系，即不存在长期的均衡关系，两者的波动不是同步的、同幅的。
参考文献
[1]华伟．房地产经济学[M]．上海：复旦大学出版社，2004
[2]黄英．地价与房价的关系及调控机制研究——以武汉市为例[D]．硕士学位论文．华中农业大学．2006（25）