地价与房价关系的实证研究
出处：论文网
时间：2007-03-15
内容摘要:关于地价与房价的关系,理论界观点分歧甚大,为进一步探讨地价与房价的内在关联,本文基于武汉市2000年第一季度至2005年第二季度的房价、地价数据,笔者对地价与房价的关系进行了Granger因果关系检验,结果表明:在短期内,武汉市房价与地价互为因果,其中地价是房价的Granger原因的程度更大;在长期,房价与地价之间没有显著的因果关系。结合宏观政策状况,本文对该检验结果进行了分析,并指出了其政策含义。
关键词:地价 房价 Granger因果关系检验 房地产
关于地价与房价的关系,理论界有三种观点:地价决定房价。这种观点从成本的角度,探讨了房价的构成,认为土地成本上升是房价上涨的主要原因之一(覃晓梅等,2005)。房价决定地价。如郑光辉(2004)认为,房价上涨增加了对土地的需求而导致地价上涨,地价是房价的结果,不是房价原因。地价与房价相互作用,存在相互制约的关系(鲁礼新,2002),抑或称“两者呈正相关关系”(高晓慧,2001)。关于两者相互作用方式及效果,学界也是见仁见智。
部分学者认为房价与地价之间存在一定条件下的因果关系。
关于地价与房价的因果关系问题,争论分歧甚大,究其原因,笔者认为主要有:复杂的利益格局和不同的利益诉求。如开发商为追求利润最大化,可能会夸大地价对房价的作用,甚至“强加给招拍挂制度以莫须有的罪名”(李倩,2005)。研究对象的复杂性与差异性。关于这一点,笔者将在文章最后的讨论中作简要论述。研究方法的局限性。一方面,定性的研究方法多,定量研究少。由于定性研究中难免带有研究者主观色彩,可能造成结果的偏差。另一方面,定量研究的结果也可能有不确定性。如高波、毛丰付(2003)采用的Granger因果关系检验中,滞后期为2、3、4,滞后期偏少,且检验结果不具稳定性;而且,其样本数据为全国的数据,由于全国不同地域、不同城市房地产市场的巨大差异,其研究结果难以令人信服。
为进一步探讨地价与房价的内在关联,笔者对武汉市2000年第一季度至2005年第二季度的房价、地价数据,进行统计分析及Granger因果关系检验,并对结果进行了讨论。
武汉市房价与地价的基本统计特征
从武汉市房价与地价的时间序列数据散点图(如图1)可以看出:随着时间的推移,房价与地价按不同的比率增长,以时间为自变量分别以房价、地价为因变量构建一元回归方程(回归结果如图1所示),房价随时间的变化率为50.616,大于地价的边际值15.485。从其统计意义来讲,随着城市经济的增长,房屋需求与土地供给的矛盾不断增加,这与武汉市乃至全国的情况基本相符。
为进一步描述武汉市房价与地价随时间变动的幅度,笔者对房价与地价时间序列数据进行了方差的假设检验:
检验结果表明,相对地价而言,武汉市房价变动幅度较大。可见,武汉市土地市场调控机制和地价的形成机制已逐步成熟,地价呈现平稳上升的势头。
武汉市地价与房价因果关系的Granger检验
假定与检验规则
假定当前的地价(LP)与自身以及房价(HP)的过去值有关,而房价(HP)与自身及地价过去值有关。检验要求估计以下的回归:
统计结果分四种情形:若“(1)式”中滞后项HP系数的估计值满足∑αj≠0,且“(2)式”中的滞后LP系数的估计值满足∑δj=0,则表明有从HP到LP的单向因果关系(unidirectional causality)。若 ∑αi=0,而∑δj≠0,则存在从LP到HP的单向因果关系。如果∑αi≠0,且∑δj≠0,则表示房价与地价有双向(bilateral)因果关系。若∑δj≠0,且 ∑i=0,就表示两者之间各自的独立性(independence)。
对房价是否为地价的原因,假定H0∶∑αi=0,即滞后HP项不属于此回归。用F检验:
式中,RSSR为当前的LP对所有的滞后LP项作回归分析,所得到受约束的残差平方和;RSSUR表示对“1式”作回归,得到的残差平方和;m等于滞后项的个数;k是“1式”中待估参数的个数。
若在选定的显著性水平上计算的F值超过临界F值,则拒绝虚拟假设。
同理可检验地价是否为房价的原因。
关键词:地价 房价 Granger因果关系检验 房地产
关于地价与房价的关系,理论界有三种观点:地价决定房价。这种观点从成本的角度,探讨了房价的构成,认为土地成本上升是房价上涨的主要原因之一(覃晓梅等,2005)。房价决定地价。如郑光辉(2004)认为,房价上涨增加了对土地的需求而导致地价上涨,地价是房价的结果,不是房价原因。地价与房价相互作用,存在相互制约的关系(鲁礼新,2002),抑或称“两者呈正相关关系”(高晓慧,2001)。关于两者相互作用方式及效果,学界也是见仁见智。
部分学者认为房价与地价之间存在一定条件下的因果关系。
关于地价与房价的因果关系问题,争论分歧甚大,究其原因,笔者认为主要有:复杂的利益格局和不同的利益诉求。如开发商为追求利润最大化,可能会夸大地价对房价的作用,甚至“强加给招拍挂制度以莫须有的罪名”(李倩,2005)。研究对象的复杂性与差异性。关于这一点,笔者将在文章最后的讨论中作简要论述。研究方法的局限性。一方面,定性的研究方法多,定量研究少。由于定性研究中难免带有研究者主观色彩,可能造成结果的偏差。另一方面,定量研究的结果也可能有不确定性。如高波、毛丰付(2003)采用的Granger因果关系检验中,滞后期为2、3、4,滞后期偏少,且检验结果不具稳定性;而且,其样本数据为全国的数据,由于全国不同地域、不同城市房地产市场的巨大差异,其研究结果难以令人信服。
为进一步探讨地价与房价的内在关联,笔者对武汉市2000年第一季度至2005年第二季度的房价、地价数据,进行统计分析及Granger因果关系检验,并对结果进行了讨论。
武汉市房价与地价的基本统计特征
从武汉市房价与地价的时间序列数据散点图(如图1)可以看出:随着时间的推移,房价与地价按不同的比率增长,以时间为自变量分别以房价、地价为因变量构建一元回归方程(回归结果如图1所示),房价随时间的变化率为50.616,大于地价的边际值15.485。从其统计意义来讲,随着城市经济的增长,房屋需求与土地供给的矛盾不断增加,这与武汉市乃至全国的情况基本相符。
为进一步描述武汉市房价与地价随时间变动的幅度,笔者对房价与地价时间序列数据进行了方差的假设检验:
检验结果表明,相对地价而言,武汉市房价变动幅度较大。可见,武汉市土地市场调控机制和地价的形成机制已逐步成熟,地价呈现平稳上升的势头。
武汉市地价与房价因果关系的Granger检验
假定与检验规则
假定当前的地价(LP)与自身以及房价(HP)的过去值有关,而房价(HP)与自身及地价过去值有关。检验要求估计以下的回归:
统计结果分四种情形:若“(1)式”中滞后项HP系数的估计值满足∑αj≠0,且“(2)式”中的滞后LP系数的估计值满足∑δj=0,则表明有从HP到LP的单向因果关系(unidirectional causality)。若 ∑αi=0,而∑δj≠0,则存在从LP到HP的单向因果关系。如果∑αi≠0,且∑δj≠0,则表示房价与地价有双向(bilateral)因果关系。若∑δj≠0,且 ∑i=0,就表示两者之间各自的独立性(independence)。
对房价是否为地价的原因,假定H0∶∑αi=0,即滞后HP项不属于此回归。用F检验:
式中,RSSR为当前的LP对所有的滞后LP项作回归分析,所得到受约束的残差平方和;RSSUR表示对“1式”作回归,得到的残差平方和;m等于滞后项的个数;k是“1式”中待估参数的个数。
若在选定的显著性水平上计算的F值超过临界F值,则拒绝虚拟假设。
同理可检验地价是否为房价的原因。
- 上一篇：房地产企业收益模式选择实例研究
- 下一篇：房地产企业如何应对宏观调控政策
