中国城市土地价格与商品房价格关系的检验.pdf

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1、中国城市土地价格与熏至r l同口口房价格关系的检验曾国安8，张河水8，6(武汉大学a 经济与管理学院；b 中国住房保障研究中心，武汉4 3 0 0 7 2)摘要：土地价格与商品房价格到底是什么关系，是地价推高房价，还是房价推高地价，学术界一直存有争议。从逻辑上看，两者的相互影响是存在的，但具体是什么影响，则应进行实证分析。1 9 9 8 年以来，地价和房价均呈现出长期上升的趋势，以地价和房价来衡量的地价占房价的比重也呈现出长期上升的趋势。通过构建城市土地价格与商品房价格的四象限模型所进行的分析也发现，土地价格的变化会引起商品房价格的变化，土地价格的上升会推动房价的上涨。运用2 0 0 2 年1

2、 月至2 0 1 2 年1 2 月中国商品房月度销售价格和单位面积土地购置费月度投资额的对数数据所进行的实证检验发现，商品房价格与土地价格呈正向协整关系，土地价格的均衡反向修复机制不成立，且从长期来看，商品房价格不是土地价格的G r a n g e r 原因，土地价格是商品房价格的G r a n g e r 原因，由此来看，要降低商品房价格就必须降低土地价格。关键词：土地价格；商品房价格；四象限模型；实证检验中图分类号：F 2 9 3 2 7 文献标识码：A 文章编号：1 0 0 5 2 6 7 4(2 0 1 3)0 6 0 1 9 0 7一、城市土地价格、商品房价格及比重的变化对于城市土地

3、出让价格，各种统计年鉴或者数据库并没有现成的数据。替代办法就是用房地产开发企业单位面积土地购置费用表示城市土地出让价格。用公式表示：城市单位土地出让价格=房地产开发企业本年土地购置费用房地产开发企业本年土地购置面积。城市土地价格占商品房价格比重的测算可以有两种方法，一是采用当年地价和当年房价测算(计算公式为：城市土地价格占商品房价格的比重=当年土地出让价格当年商品房价格)，二是采用当年房价与两年前地价测算(计算公式为：t 年城市土地价格占商品房价格的比重=(t 一2)年土地出让价格t 年商品房价格)(9o 两种方法各有其优缺点，前者的缺点是所售商品房的地价并非是当年的购置价格，因此并不能真实反

4、映所售商品房中土地购置价格的比重，优点是包括了房地产商对地价变化的反应，即若当年地价上涨，房地产商往往会按当年地价售房，若当年地价下降，房地产商往往也会要适当降低房价，从宏观的角度来看，能更准确地反映地价变化对房价的影响。后者的优点是可以更真实地反应所售商品房中土地购置费用的比重，缺点是会忽视房地产商对土地价格变化的反应，从宏观的角度来看，不能准确反映地价变化对房价的影响。还有一个计算方法就是测算地价占商品住房售价的比重，按此计算就必须考虑容积率，但国家并未对商品房的容积率规定统一的标准，一般是由地方政府确定，商品房建设多以小高层和高层为主，综合考虑，容积率取2 比较合适。考虑到容积率，计算地

5、价占房价比重的公式即为：(1)t 年城市土地价格占商品房价格的比重=t 年城市土地价格t 年商品房价格2；(2)t 年收稿日期：2 0 1 3 0 4 2 0作者简介：曾国安(1 9 6 4 一)，男，湖南常德人，武汉大学经济与管理学院教授、博士生导师，主要从事房地产经济研究；张河水(1 9 7 9 一)，男，湖北黄冈人，武汉大学经济与管理学院博士研究生，武汉大学中国住房保障研究中心研究人员，主要从事房地产经济研究。1 9万方数据当代经侨何究2 0 1 3 年第6 期城市土地价格占商品房价格的比重=(t 一2)年城市土地价格t 年商品房价格2。两种计算方法各有其优缺点。前者的优点是比较灵敏地反

6、映出地价的变化对房地产商价格行为的影响，缺点是所售商品房的地价并不是购置地价；后者的优点是反映了购置地价的比重，缺点是掩盖了地价变化对房价行为的影响。表1 列示了城市土地出让价格(以下简称为地价)及其占商品房价格比重的情况。从表1 来看，1 9 9 9 2 0 11 年，地价呈上涨趋势，2 0 11 年全国城市平均地价达到2 6 0 0 元平方米。从同比绝对增长量来看2 0 1 0 年增长量最大，增长超过6 0 0 形平方米。2 0 0 9 年和2 0 0 8 年，增长均超过3 0 0 形平方米，2 0 0 6 年增长量也较大，接近3 0 0 形平方米，1 9 9 9 2 0 0 2 年增长量

7、较小，2 0 0 3 年开始增量变大，这与中国自2 0 0 2 年实施经营性土地使用权出让招拍挂制度相关。从同比增幅来看，2 0 0 6 和2 0 1 0 年同比增幅超过3 0，2 0 0 3 年、2 0 0 8 年和2 0 0 9 年同比增幅超过2 0，1 9 9 9 年、2 0 0 4 年、2 0 0 5 年和2 0 0 7 年增幅在1 5 左右，其余年份增幅在5 以下。从城市地价占商品房价格比重来看，若从第8 栏的数据来看，则呈现出不稳定，最低为1 3 6，最高为2 5 8，若从第9 栏的数据看，最低为9 5，最高为1 3 9，若从第1 0 栏的数据看，则呈现出比重持续上升的趋势，1 9

8、 9 8 年为9 5，2 0 1 1 年达到2 4 3，若从第1 1 栏的数据看，也呈现出比重持续上升的趋势，1 9 9 8 年为8 8，2 0 1 1 年达到1 7 6。由于地价采用的仅是土地购置费用，因此可以断定实际的土地成本(除了公开的土地购置费用之外，还有相当部分为取得土地使用权而支付的费用更多地会以管理费用、财务费用等其他费用形式出现)应高于土地购置费用，因此地价占商品房价格比重应高于表1 所列示的数值。表1中国城市土地价格及其占商品房价格比重情况土地土地购置土地地价同地价商品房购置费面积(万平价格比增量同比商品房销售售价地价占商品房售价比重()年份(元平(形平增幅额(亿元)(元平(

9、亿元)方米)方米)方米)()方米)(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(1 0)(1 1)1 9 9 83 7 5 41 01 0 9 33 7 1一25 1 3 3 020 6 31 4 99 0一1 9 9 95 0 0 01 19 5 8 94 1 84 71 2 629 8 7 8 720 5 31 6 71 0 2一2 0 0 07 3 3 91 69 0 5 24 3 41 63 839 3 5 4 421 1 21 8 69 51 0 38 82 0 0 110 3 8 82 34 0 9 04 4 41 02 248 6 2 7 521 7 02 1 41 0

10、 31 0 29 62 0 0 214 4 5 83 1 3 5 6 84 6 11 73 960 3 2 3 422 5 02 4 01 2 21 0 29 62 0 0 320 5 5 23 56 9 6 55 7 61 1 52 4 979 5 5 6 623 5 92 5 81 3 11 2 29 42 0 0 425 7 4 53 97 8 4 76 4 77 11 2 41 03 7 5 7 127 7 82 4 81 3 91 1 68 32 0 0 529 0 4 43 82 5 3 77 5 91 1 21 7 31 75 7 6 1 331 6 81 6 51 1 71 2

11、 O9 12 0 0 638 1 4 53 65 7 3 610 4 32 8 43 7 42 08 2 5 9 633 6 71 8 31 2 41 5 59 62 0 0 748 7 3 24 02 4 5 812 1 11 6 81 6 12 98 8 9 1 238 6 41 6 39 71 5 79 82 0 0 859 9 5 63 93 5 3 415 2 43 1 32 5 82 50 6 8 1 838 0 02 3 91 5 22 0 01 3 72 0 0 960 2 3 73 19 0 9 518 8 83 6 42 3 94 43 5 5 1 746 8 l1 3 6

12、1 1 02 0 21 2 92 0 1 099 9 9 93 99 5 3 125 0 36 1 53 2 65 27 2 1 2 450 3 21 9 01 1 42 4 91 5 12 0 1 11 15 2 7 34 43 2 7 426 0 09 83 95 85 8 8 8 653 5 71 9 71 0 32 4 31 7 6说明：土地价格=土地购置费土地购置面积；(8)=(1)栏t 年的数据(6)栏t 年的数据；(9)=(1)栏(t 一2)年的数据(6)栏t 年的数据；(1 0)=(3)栏t 年的数据(7)栏t 年的数据2；(1 1)=(3)栏(t 一2)年的数据(7)栏t 年

13、的数据2。土地购置费、土地购置面积、商品房销售额和商品房售价原始数据来源于国家统计局：中国统计年鉴(2 0 1 2)，北京：中国统计出版社，2 0 1 2。本表数据系笔者根据原始数据计算而得。2 0万方数据中国城市土地价格与商品房价格关系的检验二、城市土地价格与商品房价格的四象限模型分析城市地价与商品房价格的关系，可以借鉴迪帕斯奎尔和惠顿的物业和资产市场的四象限模型 13 加以修改来分析儿纠(城市地价与商品房价格的四象限模型如图l 所示)。第1 象限为商品房市场需求曲线，商品房市场需求曲线提供一个商品房需求量(建筑面积)，D H(向右下方倾斜的实线)表示初始均衡状态下的商品房需求曲线(假定商品

14、房需求符合需求定律)，D H l(向右下方倾斜的虚线，它的位置最终由商品房价格来确定)表示变动后的商品房需求曲线；第象限反映商品房需求量与土地供应需求量(土地面积)的关系，两者通过容积率建立联系，用D L=D H P R 表示，D L 表示土地需求，D H 表示商品房需求，P R 表示容积率；第象限为土地市场供给曲线，土地供应的需求量和供给曲线共同决定土地价格，s L 表示土地供给曲线；第象限反映土地价格与商品房价格的关系，通过函数H P=f(L P)建立联系，H P 表示商品房价格，L P 表示土地价格。土地价格与商品房价格的四象限模型的传导机制一般从第1 象限开始按逆时针方向进行，传导过程

15、为：D H _ D L _ L P H P。具体来讲即是：第一阶段，商品房市场一定时期的需求状况对商品房市场提出了一定的商品房需求建筑面积，房地产开发商为了满足市场需求，必须要向政府购得一定面积的土地使用权；第二阶段，在政府关于商品房容积率的规定下，房地产开发商获得所需的商品房需求建筑面积相应的土地使用权的面积；第三阶段，房地产开发商在土地市场上根据土地使用权的供给状况，通过招拍挂以一定价格获得所需面积的土地使用权；第四阶段，根据土地价格与商品房价格的关系确定商品房价格，从而也确定商品房市场该时期的需求曲线。图1 中带箭头的实线框表示了这个传导过程。、D L=D H P R。、。、_。I、卜-

16、。尘x D H v、。D i l l D 珏供应量一商品房自!、j?I V 一田铆Z e p 土地价格一图1城市土地价格与商品房价格的四象限模型现在假设：城市化引起商品房市场需求的增加(当然引起商品房需求增加的因素很多，比如商业的发展，居民收入水平的提高等)。第一阶段，假设商品房需求增加了A D H(第1 象限中的双箭头实线表示)，在第1 象限中用向右下方倾斜的虚线表示需求增加后的商品房需求曲线，位置不确定；第二阶段，由于商品房需求建筑面积的增加，引起对土地使用权面积的增加，根据商品房需求建筑面积与土地使用权面积的关系，可以确定增加的土地使用权的面积；第三阶段，如果此时土地市场的供给曲线不变，

17、便可以确定增加之后的土地使用权面积相对应的土地价格，如果土地供给曲线发生变化，也可以确定供给曲线变化后相应的土地价格；第四阶段，由土地价格与商品房价格关系曲线，便可以确定商品房价格，即便土地价格与商品房价格关系曲线发生变化，也可以确定房地产的价格，从而也确定了需求增加之后的商品房需求曲线，即为第1 象限中靠右的向右下方倾斜的虚线。图1 中带箭头的虚线框展示了在商品房需求面积与土地需求面积关系不变、土地供给曲线不变以及土地价格与商品房价格关系不变情况下的传导过程。通过上述分析不难发现，土地价格对商品房价格具有传导作用，一般来讲，土地价格的变化会引起商品房价格的变化。当然，上述分析只是基于四象限模

18、型的理论分析，实际交易中城市土地价格与商品房价格的2 1万方数据当代经序研究2 0 1 3 年第6 期关系还需要通过一定时期的数据来进行检验。不过，需要注意的是，时期选择不同，数据选取不同，处理方法不同，得出来的结论可能会不同4 1 5 1 6|。三、城市土地价格与商品房价格关系的实证检验(一)变量与数据选取为反映土地价格对商品房价格的影响，采用E V i e w s 5 0 计量经济学分析软件，先对商品房价格与土地价格进行平稳性检验，然后进行协整关系检验，最后进行G r a n g e r 因果关系检验。考虑到商品房市场发展时间较短，年度时间序列样本有限，笔者将采用月度数据进行分析。考虑数据

19、的可得性，样本空间设为2 0 0 2 年1 月至2 0 1 2 年1 2 月，样本容量为1 3 2。商品房价格以商品房月度销售价格表示，用H P 表示，单位为形平方米；土地价格以月度单位面积土地购置费投资额表示，用L P 表示，单位为形平方米。为了反映商品房价格和土地价格的弹性，并减小序列的离散程度，避免量纲的影响，对二者取自然对数，分别记为L H P 和L I J P，以下针对L H P 和L L P 进行实证检验。描述性统计结果如表2 所示。表2 变量的描述性统计H PL 上J平均值39 3 3 8 8 815 5 8 3 6 5中位值37 9 9 7 8 811 6 8 8 3 3最大值

20、64 3 6 9 9 275 8 2 1 0 0最小值21 8 1 8 1 53 3 3 9 6 4标准差12 1 3 2 6 411 7 5 3 1 9观察值1 3 21 3 2L H PL L P8 2 2 97 1 2 18 2 4 37 0 6 48 7 7 08 9 3 47 6 8 85 8 1 10 3 1 60 6 7 01 3 21 3 2(二)房价与地价的平稳性检验在实证检验之前，先要对时间序列变量进行平稳性检验，本文采用A D F(A u g m e n t e dD i c k e y F u l l e r)方法对L H P 和L L P 的平稳性进行单位根检验。表3

21、L H P 与L L P 的单位根检验说明：(C，T，K)分别表示常数项、时间趋势项和滞后阶数，0 表示不含C 或T，滞后阶数根据修正的施瓦茨(S c h w a r z)信息量标准确定，s。表示在1 水平下显著。从表3 中看出，L H P 和L L P 序列的A D F 统计量在1 的显著水平下拒绝了存在单位根的零假设，L H P和L L P 为平稳序列。由此可知，商品房价格和土地价格的水平序列均为平稳序列，可以进行V A R 模型分析。接下要进行V A R 模型滞后阶数的选择，运算结果如表4 所示。根据L R、F P E、A I C、S C 和H Q 标准，在5个评价指标中有5 个认为应建

22、立V A R(3)模型，因此选择建立V A R(3)模型。表4V A R 模型滞后阶数选择2 2说明：。*表示在5 水平下显著。万方数据中国城市土地价格与商品房价格关系的检验(三)房价与地价的协整关系检验商品房价格和土地价格的水平序列均为平稳序列，若它们之间存在相同的长期运动趋势，则可认为两个变量之间存在长期均衡的协整关系。本文运用J o h a n s e n 极大似然估计方法对L H P 和L L P 进行检验，结果如表5 所示。根据迹(T r a c e)检验和最大特征根(M a x E i g e n)检验，两个变量在1 水平下存在一个协整关系，由此说明商品房价格与土地价格之问存在长期

23、协整关系。表5L H P 与L L P 协整关系检验最大T r a c e 检验M a x E i g e n 检验协整秩特征值T r a c e 统计量1 临界值M a x E i g e n 统计量1 临界值0 0 1 9 62 8 8 4 81 9 9 3 72 7 9 7 71 8 5 2 01O 0 0 70 8 7 06 6 3 50 8 7 06 6 3 5说明：。*。表示在1 水平下显著。进一步可以得到L H P 与L L P 之间的协整方程：L H P=0 5 0 1 L L P+4 6 5 8L L P 的系数显著，t 统计量为1 8 2 4 7，说明商品房价格与土地价格成

24、正向协整关系，长期来看，在不考虑其他因素的情况下，土地价格每上涨1，房价平均上涨0 5，要使房价下降，必须降低土地价格。进一步可以得到向量误差修正(V E C)模型3 1 9 I。表6向量误差修正模型估计E r r o rC o r r e c t i o nD(L H P)标准误t 统计量D(L L P)标准误t 统计量C o i n t E q l一0 1 3 00 0 7 51 7 3 71 1 2 00 2 1 75 1 5 0D(L H P(一1)0 5 1 60 1 1 l4 6 6 40 9 9 10 3 2 3一3 0 7 2D(L H P(一2)0 4 2 70 1 0 93

25、 9 3 30 1 4 50 3 1 70 4 5 8D(L H P(一3)0 0 3 20 0 9 50 3 3 70 0 4 60 2 7 50 1 6 6D(L L P(一1)0 1 0 70 0 3 92 7 5 50 1 0 10 1 1 30 8 9 2D(L L P(一2)0 0 8 40 0 3 62 3 4 50 0 8 30 1 0 40 7 9 8D(L L P(一3)0 0 5 50 0 3 01 7 9 10 1 7 90 0 8 92 0 1 7C0 0 1 80 0 0 72 4 5 40 0 2 10 0 2 10 9 8 7由表6 可见，D(L L P)的误差

26、修正项调整系数为1 1 2 0，t 统计量为5 1 5 0，D(L L P)的误差修正项调整系数为正且显著程度很高，说明土地价格的均衡反向修复机制不成立，当土地价格持续高涨时，土地价格会偏离均衡价格越来越远，需要政府对土地价格进行调控才能使其恢复均衡。而D(L H P)的误差修正项调整系数显著程度不高，虽然系数为负，但绝对值很小，在地价与房价之间，房价很难回复到市场均衡水平。进一步，由L H P 与L L P 之间的协整方程可知，长期来看，地价对房价具有正向影响作用，地价上涨房价也会随之上涨，从而地价和房价偏离均衡价格越来越远，这表明，调控商品房市场，必须要先调控土地价格，使地价回复至均衡水平

27、，而后商品房价格才有可能回复至均衡水平。(四)房价与地价的因果关系检验变量L H P 与L L P 均为水平平稳序列，并且存在协整关系，由L H P 与L L P 构建的V A R 模型也是平稳的，因此可以直接对L H P 与L L P 进行G r a n g e r 因果关系检验。在检验过程中，分别采取不同的滞后阶数，以反映L H P 与L L P 短期与长期的G r a n g e r 因果关系，检验结果如表7 所示。由表7 可见，滞后阶数不伺，L H P 与L I J P 的G r a n g e r 因果关系有所不同。在滞后阶数为1 和2 的情况下，两种原假设均被拒绝，L H P 与L

28、 L P 互为G r a n g e r 因果关系；滞后阶数3 9 的情况下，接受L L P 不是L H P的G r a n g e r 原因的假设，拒绝L H P 不是L L P 的G r a n g e r 原因的假设，换句话说，L L P 不是L H P 的G r a n g e r 原因，L H P 是L L P 的G r a n g e r 原因；从滞后1 1 期开始，就一直接受L H P 不是L L P 的G r a n g e r 原因的原假设，滞后1 0 1 6 期，原假设L L P 不是L H P 的G r a n g e r 原因拒绝和接受交替出现，从滞后1 7 期开始，原

29、假设L L P 不是L H P 的G r a n g e r 原因就一直被拒绝。2 3万方数据当代羟降研究2 0 1 3 年第6 期表7L H P 与L L P 的G r a n g e r 因果关系检验原假设L a g sF 统计量概率结论L a g sF 统计量概率结论L L P 不是L H P 的因11 3 3 4 3 7 0 0 0 0 3 8拒绝23 9 8 2 3 1 0 0 2 1 0 6拒绝L H P 不是L L P 的因13 7 8 0 7 54+9 2 E 一0 9拒绝22 0 4 6 9 5 2 0 E 一0 8拒绝L I J P 不是L H P 的因31 3 3 6 9

30、 70 2 6 5 5 4接受41 9 6 0 5 70 1 0 4 9 4接受L H P 不是L L P 的因39 0 1 7 3 8 1 9 E 0 5拒绝47 8 3 5 0 9 1 2 E 一0 5拒绝L L P 不是L H P 的因51 3 5 9 3 90 2 4 4 7 4接受60 9 1 4 3 70 4 8 7 3 9接受L H P 不是L L P 的因56 9 3 9 4 3 1 1 E 0 5拒绝65。3 3 7 9 5 7 0 E 一0 5拒绝L L P 不是L H P 的因70 9 4 5 1 60 4 7 5 0 8接受81 0 2 3 5 20 4 2 2 9 8

31、接受L H P 不是L L P 的因74 9 9 0 1 9 6 2 E 0 5拒绝84 1 2 3 5 4 O 0 0 0 2 6拒绝L L P 不是L H P 的因91 1 1 3 8 80 3 5 9 6 6接受1 01 6 7 7 7 7+0 0 9 6 1 8拒绝L H P 不是L I p 的因92 8 4 8 4 6 O 0 0 4 8 6拒绝l OI 9 6 5 5 8。0 0 4 4 8 9拒绝L L P 不是L H P 的因1 l1 6 8 3 0 4+0 0 8 8 3 8拒绝1 21 0 7 7 6 20 3 8 7 6 4接受L H P 不是L L P 的因1 l1 3

32、 1 0 8 20 2 2 9 9 0接受1 20 9 7 7 0 90 4 7 6 2 1接受L L P 不是L H P 的因1 31 5 3 5 7 70 1 1 9 5 1接受1 41 8 0 9 2 8 0 0 4 9 2 4拒绝L H P 不是L L P 的因1 31 0 9 7 7 20 3 7 1 0 6接受1 41 1 0 8 0 80 3 6 2 0 9接受L L P 不是L H P 的因1 51 4 6 0 0 5O 1 3 8 9 4接受1 61 3 1 1 2 90 2 1 0 1 8接受L H P 不是L L P 的因1 50 9 9 3 4 40 4 6 9 4 5

33、接受1 60 9 6 1 3 50 5 0 5 3 6接受L L P 不是L H P 的因1 71 6 8 2 7 4+0 0 6 3 4 2拒绝1 82 4 2 0 1 6 0 0 0 3 9 8拒绝L H P 不是L L P 的因1 71 0 2 8 0 40 4 3 8 3 8接受1 81 2 4 1 3 10 2 5 1 5 0接受L L P 不是L H P 的因2 41 8 8 0 1 3+0 0 2 5 5 6拒绝3 01 8 4 4 0 8+0 0 3 4 3 4拒绝L H P 不是L L P 的因2 40 6 9 9 1 40 8 3 2 1 5接受3 00 9 6 5 8 7

34、0 5 3 3 3 8接受L L P 不是L H P 的因3 62 1 2 3 6 1+0 0 3 0 2 2拒绝4 02 2 3 6 7 5 0 0 7 5 9 2拒绝L H P 不是L L P 的因3 6O 9 2 4 5 1O 5 9 2 7 2接受4 00 6 7 1 2 90 8 2 6 3 5接受说明：。表示在1 0 水平下显著，掌。表示在5 水平下显著，。；s 表示在1 水平下显著。分开来看，滞后1 1 0 期，L H P 是L L P 的G r a n g e r 原因，滞后1 1 4 0 期，L H P 不是L L P 的G r a n g e r 原因；滞后1-2 期，u

35、P 是L H P 的G r a n g e r 原因，滞后3 9 期，L 不是L H P 的G r a n g e r 原因，滞后1 0 一1 6 期，L 伸是L H P 的G r a n g e r 原因的阶段性不明显，有时L L P 是L H P 的G r a n g e r 原因，有时L L P 不是L H P 的G r a n g e r 原因，滞后1 7-4 0 期，L L P 是L H P 的G r a n g e r 原因。四、结论1 从城市土地价格占商品房价格比重来看，比值并不稳定；但从土地价格和商品房价格的变化来看，土地价格占商品房价格的比重呈现出上升的趋势，且若考虑到取得土

36、地的隐性费用，土地价格占商品房价格的比重比利用公开数据所计算出的比重要高一些。2 从城市土地价格与商品房价格的四象限模型来看，土地价格对商品房价格具有传导作用。一般来讲，土地价格的变化会引起商品房价格的变化，土地价格的上升会引起商品房价格的上升。3 商品房价格与土地价格成正向协整关系，长期来看，在不考虑其他因素的情况下，土地价格每上涨2 4万方数据中国城市土地价格与商品房价格关系的检验1，商品房价格平均上涨0 5，因此，要使商品房价格下降，必须降低土地价格。4 土地价格的均衡反向修复机制不成立，当土地价格持续高涨时，土地价格会偏离均衡价格越来越远，需要政府对土地价格进行调控才能使其恢复均衡，商

37、品房价格的均衡反向修复机制也很微弱，商品房价格也很难回复到市场均衡水平。5 商品房价格与土地价格之间的G r a n g e r 因果关系划分为几个阶段：短期来看，商品房价格和土地价格互为G r a n g e r 因果关系儿l o ；中短期来看，商品房价格是土地价格的G r a n g e r 原因，土地价格不是商品房价格的G r a n g e r 原因；中期来看，商品房价格不是土地价格的G r a n g e r 原因，土地价格既可能是商品房价格的G r a n g e r 原因，也可能不是商品房价格的G r a n g e r 原因；长期来看，商品房价格不是土地价格的G r a n g

38、 e r 原因，土地价格是商品房价格的G r a n g e r 原因1，这与城市土地价格与商品房价格的四象限模型以及协整关系分析的结论一致。注释就每宗商品房开发项目来看，竣工周期差别极大，间隔时间之所以按两年计，主要是考虑到，总体来看，从土地开发到商品房竣工的周期一般为l 一3 年，按平均两年更为合理。容积率的高低会对地价占房价的比重产生重要的影响，房地产商往往通过尽力提高容积率来降低土地成本。一般而言，独立别墅容积率为0 2 0 5。联排别墅为o 4 0 7，6 层以下多层住宅为0 8 1 2，1 1 层小高层住宅为1 5 2 0，1 8 层高层住宅为1 8 2 5，1 9 层以上住宅为2

39、 4 4 5，住宅小区容积率小于1 0 的，为非普通住宅。参考文献 1 迪帕斯奎尔，惠顿城市经济学与房地产市场 M 北京：经济科学出版社，2 0 0 2：8 1 2 2 刘琳，刘洪玉。地价与房价关系的经济学分析 J 数量经济技术经济研究，2 0 0 3，(7)。3 严金海中国的房价与地价：理论、实证和政策分析 J 数量经济技术经济研究，2 0 0 6，(1)4 宋勃，高波房价与地价关系的因果检验：1 9 9 8 2 0 0 6 J 当代经济科学，2 0 0 7，(1)5 周京奎城市土地价格波动对房地产业的影响1 9 9 9 2 0 0 5 年中国2 0 城市的实证分析 J 当代经济科学，2 0 0 6，(4)6 曾向阳，张安录基于G r a n g e r 检验的地价与房价关系研究 J 中国土地科学，2 0 0 6，(2)7 况伟大房价与地价关系研究：模型及中国数据检验 J 财贸经济，2 0 0 5，(1 1)8 杜江，许多，李恒中国大中城市地价对房价影响的实证研究 J 重庆大学学报(社会科学版)，2 0 1 1，(1)9 郑娟尔，吴次芳地价与房价的因果关系全国和城市层面的计量研究 J 中国土地科学，2 0 0 6，(6)1 0 高波，毛丰付房价与地价关系的实证检验 J 产业经济研究，2 0 0 3，(3)责任编辑：郑洪昌2 5万方数据