id140-“土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究

“土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 李子松 （中国人民大学 土地管理系 房地产经济学专业硕士） 摘要：面对高涨的房价，许多学者和媒体将高房价归咎于地方政府对“土地财政”的 依赖。本文论述了“土地财政”出现的原因、我国现阶段“土地财政”的现状，并从 地方政府和中央政府博弈的角度阐明了房价为何“调而不控”的原因，最后利用计量 经济方法论证“土地财政”对房价的影响。 关键字：“土地财政” 、诱因、博弈、面板数据 1 研究背景 1998 年我国进行了房地产制度的改革，住房分配方式发生了根本的转变，原来计 划经济条件下的福利分房制度转化以市场为基础的分配制度，但是由于配套政策的不 完善，房地产市场出现了种种问题，其中房价过快增长是房地产市场问题的焦点。 2010 年“两会”期间温家宝总理政府工作报告指出要“大力整顿和规范房地产市 场秩序，完善土地收入管理使用办法，抑制土地价格过快上涨” ，但正是“两会”结束 后的第一天北京土地市场就出现三个新的“地王” ；4 月份国务院发布被称为“精确制 导”的“新国十条” ，但是之后房地产价格并没有大的调整。2010 年 4 月份，新华社针 对我国房地产的“六连评”之“土地财政”还能维持多久认为地方政府是高地价高 房价背后的影子，无独有偶，2010 年 5 月中国社会科学院发布的房地产蓝皮书称 “地方政府高度依赖土地收入来经营城市的模式推高了地价和房价” 。2011 年 1 2 月 4 日人民日报发表评论称“地方在调控中动力不足，原因或在于地方利益的考量及 其对土地财政的高度依赖。 1 本文的选题正是在上述背景下产生。 2土地财政 2.1“土地财政”的定义 “土地财政” ，从其字面意义上讲是地方政府“以地生财”来满足地方财政支出的 需要，这是狭义上的“土地财政” ，是指地方政府依靠出让土地使用权的收入来维持地 方财政支出，即是通过卖地的收入来满足地方政府财政需要。 狭义的“土地财政”体现的是地方政府对土地出让金的依赖。然而从广义上讲， 地方政府对土地的依赖并不仅仅是完全来自于土地出让收入，其目的也不仅仅是为了 财政支出的需要，地方政府更主要的目的是实现地方经济的发展，土地以及与土地密 切相关的房地产市场的发展不仅可以迅速实现财政收入的增加，也能够较明显的实现 对经济发展的带动。因此，广义的“土地财政”是指地方政府以土地及与土地密切相 关的房地产市场为载体，实现其财政收入的增加和地方经济增长等目的。 因此，“土地财政”不仅包括与土地相关的直接收入，同时包括在房地产业、建 筑业以及地方政府以低地价出让土地招商引资后得到的税收等间接收入。 2.2“土地财政”的诱因 “土地财政”行为的出现源于地方政府的压力以及相关的制度为这种行为提供了 的实现途径。 2.2.1 地方政府的压力 财政的压力 1 /fortune/2011-01/04/c_12941437.htm “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 3 1979 年到 1993 年，我国改革原有的财政管理制度，实行“分级包干”的财税制度， 但是分级包干的财政体制越来越不适应经济的发展。1994 年进一步实行分税制改革， 在原有事权划分中央政府和地方政府的支出范围，使得财权向中央集中，在没有增加 地方政府财权的情况下事权向地方政府相对下放。1994 年的分税制改革将税收分为中 央税、地方税和中央与地方共享税。 下图体现了 1994 年前后中央政府和地方政府财政收入和财政支持各自占的比重， 1994 年之前地方政府的财政收入占总体财政收入的较大部分，1993 年占到 78%，1994 年实行分税制改革，地方政府的财政收入所占比重有了较大幅度的下降，下降到 44.3%， 之后中央和地方的财政收入比重虽有小幅度调整，但是两者的差距并不太，呈现地方 政府财政收入小于中央政府财政收入的态势。 1978年 -2009年 中 央 和 地 方 财 政 收 入 比 重 55.7 40.5 15.5 22.0 54.9 33.8 30.9 47.645.944.3 59.5 84.5 78.0 45.1 66.2 69.1 0.0 10.0 20.0 30.0 40.0 50.0 60.0 70.0 80.0 90.0 1978年 1980年 1982年 1984年 1986年 1988年 1990年 1992年 1994年 1996年 1998年 2000年 2002年 2004年 2006年 2008年 年 份 百分 比（ %） 中 央 地 方 图 1 1978-2009 年中央和地方财政收入比重 但是从地方政府承担的财政支出来的比重来看，并没有随着地方政府财政收入比 重的降低而降低，1994 年地方政府财政支出占总财政支出的 68.7%，2008 年地方政府 财政支出占总财政支出的的 78.8%，而 2008 年的地方政府财政收入仅占总体财政收入 4 的 46.7%。 1978年 -2009年 中 央 和 地 方 财 政 支 出 比 重 34.730.3 52.5 39.747.4 65.369.7 47.5 60.352.6 0.0 10.0 20.0 30.0 40.0 50.0 60.0 70.0 80.0 90.0 1978年 1980年 1982年 1984年 1986年 1988年 1990年 1992年 1994年 1996年 1998年 2000年 2002年 2004年 2006年 2008年 年 份 百分 比（ %） 中 央 地 方 图 2 1978-2009 年中央和地方财政支出比重 享受的财政收入的降低和承担的财政支出的增加刺激了地方政府发展经济的积极 性，也给地方政府带来了财政压力。在这种情况下，地方政府只能利用预算外收入来 增加自己的财力，以完成公共基础设施的建设、社会事业等各种支出。于是“以地生 财”这种操作相对比较简单、效率相对比较高的方式便成为地方政府的一种选择。 政绩考核的压力 政绩考核的压力是建立在财政压力之上的，由于我国惟 GDP 是从的政绩考核和官 员升迁制度，迫使地方政府努力增加地方的国内生产总值和财政收入。这种压力的存 在造成了地方政府（主要体现在市、县级）之间的激烈竞争，一个发展中的国家，决 定土地使用的权利最重要，没有土地就没有什么可以发展，如果在竞争下土地的租值 上升，经济是在增长 1，而在中国现行的制度下，决定使用土地的权利在县级政府手里。 因此地方政府便可以利用这种权利来增加自己的国内生产总值和财政收入，也便产生 1 张五常.中国的经济制度M.北京：中信出版社， 2009：:144-145 页 “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 5 了以地生财的动力。 “压力权力动力”引着地方政府向着“土地财政”的方向 发展，只要这种压力没有得到改变，地方政府便一直存在着利用权力挖掘土地经济价 值的动力。 2.2.2 制度的支持 压力转化为动力需要有必要的条件支持，我国现行的一些制度为这个转化提供了 条件。这些制度主要体现在我国的所有权制度、土地出让制度等，这些在一定程度上 带来了土地和房地产市场的垄断、土地所有权的不平等以及地方政府的短视行为等。 垄断 这里所说的垄断不仅是指土地和房地产因其位置的固定性和房屋建设周期较长带 来的在一定时间和一定空间上的垄断，这种垄断是一种自然条件下的垄断。更主要的 是指我国现行的一些制度带来的垄断，并且经济的发展已经对这种垄断形成了路径依 赖。 首先是土地一级市场的垄断，我国土地的一级市场的出让权掌握在地方政府的手 里，是一个完全卖方垄断市场。因为我国的土地出让权实际掌握在市、县级政府的手 中，在一定的区域中有数量有限的地方政府，如果是一般的商品，这便成了一个寡头 垄断市场，但是地方政府出让的是建设用地使用权，这不同于一般的商品，不会形成 寡头市场，每个地方政府控制着自己行政区划内的土地，实际上形成的是一个完全垄 断的市场。地方政府便可以利用这种垄断通过各种方式来实现自己收益的增加。 房地产开发的垄断。房屋时人们的生活必需品，为了保证房地产的质量、保障房 地产消费者的切身利益，我国法律规定房地产项目只能够由具有一定资格的房地产企 业进行开发，并进行销售，居民个人或者组织不能进行房地产的开发。这就造成了地 产商对房地产开发权的垄断，加上房地产企业和房地产消费者之间的信息不对称，房 地产企业便可以利用这种优势增加自己的利润。房地产利润的增加可以吸引其他的生 6 产者进入房地产行业，如果房地产行业进入门槛比较低，按照西方经济学的理论，房 地产行业的生产利润将降低为零。但是一方面是因为房地产市场的进入管制，一方面 是因为房地产开发需要巨额的资金支持，房地产行业恰恰是一个进入门槛较高的行业， 因此房地产行业可以保持较高的利润率。较高的利润可以给地方政府带来较高的税收， 使广义的“土地财政”收入增加。 土地所有权的不平等 我国的土地所有权分为两种，国家所有和集体所有，都是共同所有的形式。按照 法律上的规定，这两种性质的土地所有权的地位和权力是平等的，只有在为了公共利 益的需要才能将集体所有的土地以征收的方式转为国家所有，但是并没有对公共利益 进行明确的界定，地方政府滥用自己手中的征收权，并且征收的程序虽然在法律上有 着明确的规定（虽然这种规定也有着明显的缺陷） ，但是在实际操作当中却处于虚化的 状态，没有透明和公开。这实际上造成了两种土地所有权之间的不平等，地方政府在 实际操作当中可以不以公共利益为目的，可以不与集体进行协商而强制进行土地的征 收。为了经济发展的需要把集体土地转变为国有土地已经成为一种常态，这些转变而 来的土地成为地方政府以地生财的基础。 土地“批租” 改革开放以前，我国土地采用的是国家所有、无偿划拨、不得转让的使用制度 1。 1987 年深圳市第一次出让了国有土地使用权，1988 年的宪法修正案和土地管理 法将土地所有权和土地使用权分离，确立了国有土地使用权有偿转让制度。这种土 地使用制度是一种有限期的使用制度，地方政府一次将若干年的国有土地使用权出让 给土地使用者，同时一次性收取若干年的土地使用权出让金。土地的批租制度使土地 的资产特性得到确认，土地的内在价值得到体现，由于城市建设用地使用权的价格是 1刘正山，戚名琛.对土地批租制度批判意见的批判J.中国土地，2006（1）：23-25 “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 7 未来若干年土地租金的现值之和，土地批租制度的存在便为地方政府提供了收取未来 土地租金的可能，各地方政府便可开始了“圈地”运动。1992 年 3 月开始，形成了以 住宅为主的房地产扩张狂潮，当年房地产投资增长 117%，几乎与此同时全国出现房地 产开发热，各类开发区遍布城乡 1。 1994 年的分税制改革把国有土地使用权出让金以及和房地产相关的税收划归地方 政府固定收入，土地有偿使用和土地批租制度为地方政府的经济建设提供了大量的可 用资金，增加了地方政府的财力，也形成了地方政府对土地和房地产业的依赖。 2.2.3 地方政府的“理性” 理性经济人是西方经济学对市场参与主体的基本假设，而对于政府的定位，在微 观方面，政府的作用是纠正市场失灵，使市场能够有效率的发挥基础作用，在宏观方 面，政府的作用则是保证的平稳发展、充分就业、国际收支平衡等。 然而，一个不容忽视的事实是，每一个政府都是由数个理性的个人组成，这些个 人以实现自己利益的最大化来调整自己的行为，并不单单是为了实现整个社会资源配 置的最优化，而政府作为社会的一个部门亦有着其独立的经济利益所在。从 20 世纪 60 年代开始，布坎南、塔洛克等人将经济人假设引入政治行为的分析当中，支配人们在 经济领域中的活动规则同样也适用于政治领域 2。个人或组织在政治领域中的行为与在 市场领域中的行为相比，除了所处的环境有所不同，基本人性并无本质的区别，也是 追求自身利益的最大化。新制度经济学领域的“诺斯悖论”认为政府部门有两个，一 个是统治者租金的最大化，一个是社会产出的最大化，但是这两个目标之间却是不可 得兼的关系。这其中的第二个目标体现了政府的服务性，第一个目标则试图规定一组 基本规则，能使统治者最大限度的增加自己的收入 3，所以第一个目标反应了政府的理 1 潘嘉玮.城市化过程中土地征收法律问题研究M.北京：人民出版社，2009 年.36 页 2 邓志锋.房价，地方政府与经济人行为逻辑J.城市发展研究，16（11）：9-11 3 道格拉斯C.诺斯.经济史上的结构和变革 M.厉以宁译.北京：商务印书馆，2002. 8 性经济人的一面。在我国现行的政绩考核制度下，地方政府的经济利益和考核标准并 没有太大的冲突，使地方政府的“理性”更加显化。 2.3 我国土地财政现状 1998 年以来我国的土地出让收入在规模上基本保持一直增长的状态，其占地方政 府财政收入的比重在 2003 年以后保持在 30%-50%，再 2007 年达到了 52%。 2.3.1 全国土地出让收入 2009 年全国土地出让总价款为 15910.2 亿元，比上年增长 63.4%，2010 年全国土 地出让成交总价款 2.7 万亿元，同比增加 70.4%。中国国土资源部部长徐绍史 2010 年 1 月 7 日在全国国土资源工作会议上说， “十一五”期间，全国共批准新增建设用地 3300 多万亩，土地出让收入 7 万多亿元，表明城市发展对土地的依赖有增无减 1。 下图显示了 1999 年到 2010 年我国土地出让收入的变动情况，其中 2005 年和 2008 年出现过全国土地出让收入的下降，2005 年虽然出现土地出让收入的下降，但是 2005 年通过招拍挂方式获得的收入较 2004 年仍增长，2008 年的出让收入下降则是由于全球 金融危机的影响。除此两年，其余的年份我国的土地出让收入一直处于增长的态势， 尤其是 2009 年和 2010 年，增长率分别达到了 63.4%和 70.4%。 12216.72 2416.79 27000 15910.2 9600 05000 1000015000 2000025000 30000 1999年 2000年 2001年 2002年 2003年 2004年 2005年 2006年 2007年 2008年 2009年 2010年 年 份 亿 元 图 3 1999-2010 年全国土地出让收入 1 /fortune/2011-01/07/c_12958545_2.htm “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 9 2.3.2 土地出让收入占地方财政收入的比重 而之所以能够被称之为“土地财政” ，一个重要的原因在于土地出让收入在地方本 级财政收入中占有相当的比重。如下表所示，1999 年到 2010 年，土地出让收入在地方 本级财政收入中的比重最大达到了 2003 年的 55%。 1999 年、2000 年全国土地出让收入仅为地方本级财政收入的 9%，2001 年和 2002 年分别为 17%和 28%，但是 2003 年、2004 这个比重迅速增加到 55%和 54%，这是由 于 2002 年以后结束了协议出让，实行 “价高者得”出让方式。 表 1 土地出让收入占地方本级财政收入的比重 年份 土地出让收入（亿元） 地方本级财政收入（亿元） 比重 1999 514.33 5594.87 0.09 2000 595.58 6406.06 0.09 2001 1295.89 7803.30 0.17 2002 2416.79 8515.00 0.28 2003 5421.31 9849.98 0.55 2004 6412.18 11893.37 0.54 2005 5883.82 15100.76 0.39 2006 8077.64 18303.58 0.44 2007 12216.72 23572.62 0.52 2008 9600.00 28649.79 0.34 2009 15910.20 32602.59 0.49 注：2008 年及之前之前的数据来源于 2000 年-2009 年中国国土资源年鉴 、 中国财政统计年鉴 ， 2009 年数据来源于中国财政部 “2009 年地方财政收入决算表” 、 “ 全国土地出让收支基本情况 （2009）年” 10 3 .“土地财政”对房价的影响 由于对土地和房地产市场的依赖，在面临高涨房价的时候，地方政府有维持住宅 用地和房地产价格的高企，为了自身的利益与中央政府进行博弈。 3.1 房价 我国居民住房自 1998 年房改以来得到了很大的改善，住房市场逐渐完善，但是随 之而来的是房价的上涨，尤其是在 2002 年和 2003 年之后，房价的上涨较为迅速，房 价问题成为房地产市场和整个国民经济社会的一个热点话题。下表显示的是 1997 年到 2008 年我国商品住宅销售平均价格，自 2002 年以后房价进入较快增长的阶段，2008 年受国际金融危机的影响我国房地产价格在统计上小幅下跌。房地产行业的发展带动 了我国国民经济的发展，但同时也给我国的中低收入者增加了购房的困难。 商 品 住 宅 销 售 价 格 3576 29372608 2197 2092 2017 1948 1857 18541790 3119 3645 0500 10001500 20002500 30003500 4000 1997199819992000 2001200220032004 2005200620072008 年 份 价格 （元 ） 系 列 1 图 4 商品住宅销售价格 数据来源：2009 年中国统计年鉴 3.2 中央政府和地方政府的博弈 面对高涨的房价，中央政府会进行房地产市场的调控，这种调控符合中央政府的 利益，虽然房地产市场的繁荣会推动经济的增长，但是高涨的房价会给中央政府带来 社会成本，譬如社会的不稳定因素等等。而面对中央政府对房地产市场的调控，地方 “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 11 政府有两种选择，即配合与不配合（这里在现实中地方政府几乎不会完全不配合，因 为这样做的成本比较高，但是为了分析的便利，将其界定为不配合） ，面对地方政府的 策略，中央政府会选择监督并查处或者不监督。地方政府扮演着中央政府代理人的角 色，中央政府为了保证调控政策的执行回引入相应的激励机制，地方政府配合执行政 策则得到奖励，不配合执行政策则受到惩罚。由于地方政府和中央政府之间存在着信 息的不对称，为了查明地方政府是否配合执行了调控政策，中央政府需要付出监督成 本。本为采用混合策略纳什均衡来阐述地方政府和中央政府的博弈。 假设： （1）中央政府和地方政府都是理性的经济人，两者的行为都旨在实现自己的利益 最大化。地方政府的策略集为（配合，不配合） ，中央政府的策略集为（监督，不监督） 。 （2）中央政府对地方政府进行监督的概率为 ，地方政府不配合中央政府调控政 策的概率为 。 （3）在中央政府不监督的情况下，地方政府配合中央政府调控政策的收益为 R1， 不配合中央政府调控政策的收益为 R2，显然 R2R1。 （4）当地方政府配合中央政府调控政策时，中央政府的收益为 A1；地方政府不 配合中央政府调控政策时，中央政府的收益为 A2。 （5）中央政府的监督成本为 C。 （6）在中央政府对地方政府进行监督时，如果地方政府配合执行调控政策则给以 奖励 E，如果地方政府不配合执行调控政策则给以惩罚 FC。 表 2 中央政府和地方政府的博弈 地方政府 配合 不配合 12 监督 A1CE，R 1 E A2CF，R 2 F中央政府 不监督 A1，R 1 A2，R 2 给定 ，中央政府对地方政府进行监督（ =1）和不监督（ =0）时的期望收益 分别为： G（1， ）=（A 1CE） +（A 2CF） （1 ） G（0， ）=A 1 +A2（ 1 ） 解 G（1， ）= G（0， ） ，得：FE 即：如果地方政府不配合中央政府调控政策的概率小于(FC)/(E F)时，中央政 府的最优选择是不监督；如果地方政府不配合中央政府的概率大于(FC)/(E F)时， 中央政府的最优选择是监督并查处。 给定 ，地方政府选择不配合执行中央政府调控政策（ =1）和配合执行中央政 府调控政策（ =0）的期望收益分别为： L（ ，1）=（R 2F ） +R 2（1 ） L（ ，0）=（R 1E）+R 1（1 ） 解 L（ ，1）= L（ ，0） ，得：21RE+F 即：如果中央政府进行监督的概率小于(R 2R 1)/(EF) 时，地方政府会选择不配合 中央政府的调控政策；如果中央政府进行监督的概率大于(R 2R 1)/(EF) 的时候，地方 政府则选择配合中央政府的调控政策。 因此，上述混合战略的纳什均衡是 *=(FC)/(E F)， *=(R2R 1)/(EF) ，中 “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 13 央政府以(FC)/(EF)的概率进行监督，地方政府以(R 2R 1)/(EF) 的概率不配合执行 中央政府的调控政策。 对上述两个均衡结果进行分析，当中央政府进行监督时的成本 C 较高时，中央政 府进行监督的概率就会减小。重点分析 *=(R2R 1)/(EF) ，如果在 E 和 F 保持不变 的情形下，(R 2R 1)的增加会增大地方政府不配合中央政府调控政策的概率。而 (R2R 1)的经济意义则是在中央政府不进行监督的情况下，地方政府不配合和配合中央 政府调控政策所可以获得的利益之差，显然对土地和房地产行业依赖程度不同(R 2R 1) 的值会有所差异，这就说明了对土地和房地产行业依赖性较强的地区，地方政府不配 合中央政府调控政策的可能性较大，对土地和房地产行业依赖性较弱的地区，地方政 府不配合执行中央政府调控政策的可能性较小。 4.土地财政对房价影响的实证研究 由于土地出让收入是地方政府土地财政中最重要的部分，我国的相关统计是以年 为单位对土地出让金的数量进行统计，而我国房地产市场形成始于 1998 年，时间跨度 并不长，如果采用时间序列进行实证研究则难于获得充足的数据，研究的有效性难以 保障。即使能够得到土地出让金的月度出让数据也难以说明其内在的规律，因为我国 土地的出让权在地方政府的手中，在哪个月出让，出让多少，完全由土地管理部门自 由裁量，并不体现规律性，所以只能采取年度数据。面板数据既有时间序列数据又有 截面数据，这种数据特征可以克服数据数量较少带来的不足，增加估计的有效性和无 偏性。 4.1 数据来源和模型设定 4.1.1 数据来源 14 本文将以房价为因变量，GDP、地价、土地财政依赖度和实际利率为自变量进行 计量经济分析。如无特别说明，本文使用的数据来源如下： （1）各省房价数据来自 2004-2009 年中国房地产统计年鉴 ； （2）各省 GDP 数据来自 2004-2009 年中国统计年鉴 ； （3）由于数据的可获取性，土地财政依赖度按照下面公式进行计算： 10GDP土 地 出 让 收 入 房 地 产 业 税 收“土 地 财 政 ”依 赖 度 = 其中土地出让收入数据来自 2004-2009 年中国国土资源年鉴 ，房地产业税收来 自 2004-2009 年中国税务年鉴 ； （4）实际利率按照“ ”的公式计算，其中各年实 际 利 率 =名 义 利 率 通 货 膨 胀 率 名义利率按各月利率进行简单平均计算得出，数据来自中国人民银行网站 5 年以上贷 款利率，通货膨胀率采用 2004-2009 年中国统计年鉴收入的各省 CPI 数据。 另，在计算实际价格和实际 GDP 时用到的价格指数数据均来自 2004-2009 年中 国统计年鉴 。 4.1.2 模型设定 本文拟采用各变量的自然对数进行回归，但是由于实际利率的在一些情况下是负 值，无法使用其自然对数，因此本文的模型设定中实际利率不采用其自然对数而是使 用其实际值，其他变量均采用自然对数。采用对数形式，一方面对数模型的估计系数 即是弹性系数，另一方面采用对数模型可以部分消除异方差、序列相关和减少数据波 动等作用。因此，函数形式如下： 01234lnlnlnlnit it it itititprgdpdpgr 其中 pr 为住宅的实际价格，gdp 为各省实际国内生产总值，pd 为各省土地的实际 价格，pg 为土地财政依赖度，rr 为各年实际利率， 为随机干扰项，i 代表各省省份， “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 15 t 表示年份，ln 表示对各数据取自然对数值。 4.2 面板数据的单位根检验 本文将采用 LLC 检验、IPS 检验、ADF 检验和 PP 检验四个检验方法对面板数据 中的各变量序列进行单位根检验。 首先对面板数据的因变量 lnpr 进行单位根检验。利用 Eviews6.0，其水平单位根检 验结果如下： 表 3 面板数据中 lnpr 的平稳性检验结果 Pool unit root test: Summary Series: LNPR_BJ, LNPR_TJ, LNPR_HEB, LNPR_SHX, LNPR_NMG, LNPR_LN, LNPR_JL, LNPR_HLJ, LNPR_SH, LNPR_JS, LNPR_ZJ,LNPR_AH, LNPR_FJ, LNPR_JX, LNPR_SD, LNPR_HN, LNPR_HUB,LNPR_HUN, LNPR_GD, LNPR_GX, LNPR_HAN, LNPR_CQ, LNPR_SC, LNPR_GZ, LNPR_YN, LNPR_XZ, LNPR_SX, LNPR_QH, LNPR_NX, LNPR_XJ Method Statistic Prob.* Cross-sections Obs Null: Unit root (assumes common unit root process) Levin, Lin & Chu t* -5.19179 0.0000 31 155 Null: Unit root (assumes individual unit root process) Im, Pesaran and Shin W-stat 1.48680 0.9315 31 155 ADF - Fisher Chi-square 41.4225 0.9794 31 155 PP - Fisher Chi-square 65.5961 0.3533 31 155 * Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality. 从上表可以看出，对 lnpr 进行单位根检验，虽然 LLC 检验拒绝了变量存在单位根 的假设，但是其他三个检验方法的 P 值均较大， lnpr 存在单位。因此需要对 lnpr 的一 阶差分再次进行单位根检验，其检验结果如下： 表4 面板数据中lnpr一阶差分平稳性检验结果 Pool unit root test: Summary 16 Series: LNPR_BJ, LNPR_TJ, LNPR_HEB, LNPR_SHX, LNPR_NMG, LNPR_LN, LNPR_JL, LNPR_HLJ, LNPR_SH, LNPR_JS, LNPR_ZJ,LNPR_AH, LNPR_FJ, LNPR_JX, LNPR_SD, LNPR_HN, LNPR_HUB,LNPR_HUN, LNPR_GD, LNPR_GX, LNPR_HAN, LNPR_CQ, LNPR_SC, LNPR_GZ, LNPR_YN, LNPR_XZ, LNPR_SX, LNPR_QH, LNPR_NX, LNPR_XJ Method Statistic Prob.* Cross-sections Obs Null: Unit root (assumes common unit root process) Levin, Lin & Chu t* -12.5803 0.0000 31 124 Null: Unit root (assumes individual unit root process) Im, Pesaran and Shin W-stat -3.69504 0.0001 31 124 ADF - Fisher Chi-square 92.4835 0.0073 31 124 PP - Fisher Chi-square 100.444 0.0015 31 124 * Probabilities for Fisher tests are computed using an asymptotic Chi -square distribution. All other tests assume asymptotic normality. 从 lnpr 的一阶差分 Dlnpr 的检验结果中可以看到，四种检验的 Prob 的值均小于 0.01，因此 Dlnpr 通过了单位根检验，即 lnpr 的一阶差分不存在单位根，是平稳过程， 即 lnpr 为一阶单整的 I（ 1）过程。 利用同样的方法和过程对 lngdp、lnpd、lnpg 和 rr 进行单位根检验，四个变量的水 平单位根检验结果如下： 表 5 面板数据中 lnR、lnK、lnL 的水平单位根检验结果 检验方法 变量及统计量 LLC IPS ADF - Fisher PP - Fisher Statistic -8.15496 0.95431 66.1771 151.918 lngdp Prob.* 0.0000 0.8300 0.3348 0.0000 Statistic -2.55085 1.88507 40.6125 49.4435 lnpd Prob.* 0.0054 0.9703 0.9838 0.8756 Statistic -8.25681 -1.01048 75.505 102.03 lnpg Prob.* 0.0000 0.1561 0.1164 0.001 “土地财政”对我国住房价格的影响及实证研究 17 Statistic -7.0578 -0.08127 61.2916 67.5204 rr Prob.* 0.0000 0.4676 0.5016 0.2942 接下来对这四个变量的一阶差分进行单位根检验，检验结果如下： 表 6 面板数据中 lnR、lnK、lnL 的一阶差分单位根检验结果 检验方法 变量及统计量 LLC IPS ADF - Fisher PP - Fisher Statistic -7.77981 -1.44065 70.2666 84.951 Dlngdp Prob.* 00000 0.0748 0.2204 0.0281 Statistic -17.992 -7.87027 136.136 166.464 Dlnpd Prob.* 00000 00000 00000 00000 Statistic -10.8109 -3.60087 91.5403 111.178 Dlnpg Prob.* 00000 0.0002 0.0087 0.0001 Statistic -8.75124 -2.86538 80.6809 80.9804 Drr Prob.* 00000 0.0021 0.0557 0.0532 综上，lnpr、lngdp、lnpd、lnpg 和 rr 都是一阶单整，符合进行协整检验的条件， 可以进行协整检验。 4.3 面板数据回归模型的选定 利用 Eviews6.0 对面板模型进行 Hausman 检验的结果如下： 表7 面板模型的Hausman检验 Correlated Random Effects - Hausman Test Pool: POOL01 Test cross-section random effects Test Summary Chi-Sq. Statistic Chi-Sq. d.f. Prob. Cross-section random 131.539172 4 0.0000 表中给出的是 Hausman 检验结果，Hausman 统计量的值 131.539173，相对应的 18 概率是 0.0000，检验结果拒绝了随机效应模型的原假设，说明面板模型应该建立个体 固定效应模型。 4.4 面板模型的估计 确定了面板模型采用固定效应模型，便可以对面板模型进行估计，估计结果如下： 表8 面板模型估计结果 Dependent Variable: LNPR? Method: Pooled EGLS (Cross-section weights) Sample: 2003 2008 Included observations: 6 Cross-sections included: 31 Total pool (balanced) observations: 186 Linear estimation after one-step weighting matrix Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.955901 0.195935 9.982394 0.0000 LNGDP? 0.622611 0.030739 20.25492 0.0000 LNPD? 0.063795 0.016282 3.918112 0.0001 LNPG? 0.049066 0.017957 2.732458 0.0070 RR? 0.011726 0.003028 3.87