宏觀經(jīng)濟(jì)與土地出讓收入關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析

孟繁瑜，嚴(yán)樂(lè)樂(lè)

（中國(guó)人民大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100872）

宏觀經(jīng)濟(jì)與土地出讓收入關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析

孟繁瑜，嚴(yán)樂(lè)樂(lè)

（中國(guó)人民大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100872）

文章以揭示土地出讓收入與宏觀經(jīng)濟(jì)間的數(shù)量關(guān)系為途徑，以土地出讓收入與GDP、固定資產(chǎn)投資為變量，在數(shù)據(jù)預(yù)處理后，利用Eviews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步描述，并采用格蘭杰因果分析、脈沖檢驗(yàn)與自回歸滯后分布模型探索變量間的關(guān)系，分析得出起土地出讓價(jià)款與GDP、固定資產(chǎn)投資間的數(shù)量關(guān)系，為各界真正了解“土地財(cái)政”以及政府把握土地供給與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系提供一個(gè)理論途徑。

土地出讓；經(jīng)濟(jì)水平；統(tǒng)計(jì)分析

0 引言

自從2003年中央正式提出運(yùn)用土地政策參與宏觀調(diào)控以來(lái)，學(xué)界也開(kāi)始了對(duì)土地供給政策的研究。土地出讓收入作為土地供給政策的“副產(chǎn)品”之一，被從理論角度認(rèn)為會(huì)直接或間接的對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，進(jìn)而成為調(diào)控經(jīng)濟(jì)的手段之一。定量研究土地出讓收入與宏觀經(jīng)濟(jì)間的關(guān)系，可以從一個(gè)角度反映土地政策的實(shí)施效果，有利于政府及時(shí)調(diào)整改進(jìn)土地政策，對(duì)研究土地政策參與宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的效力具有重要意義。

本文將著重研究土地出讓收入與GDP、固定資產(chǎn)投資之間的數(shù)量關(guān)系，探討實(shí)證數(shù)據(jù)關(guān)系背后所蘊(yùn)含的理論原因，以期有效指導(dǎo)土地供給政策的制定，有效地參與調(diào)控國(guó)民經(jīng)濟(jì)，維護(hù)國(guó)家經(jīng)濟(jì)健康、平穩(wěn)運(yùn)行。

1 分析數(shù)據(jù)的預(yù)處理與數(shù)據(jù)描述

本研究利用中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)國(guó)土資源統(tǒng)計(jì)年鑒以及相關(guān)政府部門(mén)網(wǎng)站等公開(kāi)發(fā)表數(shù)據(jù)，采集了來(lái)自 2003年第一季度至2008年第二季度，共22組，主要研究變量包括土地出讓收入（LNPRICESA）、GDP（LNGDPSA）、固定資產(chǎn)投資（LNINVSA）等。

研究首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理。主要包括數(shù)據(jù)插補(bǔ)，剔除價(jià)格、季節(jié)因素等處理，以便數(shù)據(jù)可以直接應(yīng)用于模型檢驗(yàn)。具體步驟包括如下三點(diǎn)：

①季節(jié)調(diào)整：本研究所采用的數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，需要消除季節(jié)影響因素；

②取自然對(duì)數(shù)：對(duì)三個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行取自然對(duì)數(shù)的變換處理，既不影響原數(shù)列的協(xié)整關(guān)系，又可以減緩可能出現(xiàn)的異方差現(xiàn)象及極端值的影響，消除量綱的影響；

③調(diào)整異常值：在對(duì)數(shù)據(jù)的處理中發(fā)現(xiàn)，政策背景、經(jīng)濟(jì)環(huán)境等因素的變化導(dǎo)致2004年第一季度的土地出讓面積與土地出讓價(jià)款嚴(yán)重偏高（占全年總量的28%，而其它年份的平均為21-23%），從而導(dǎo)致數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性，影響分析結(jié)果。因此，依據(jù)其它年份的平均值對(duì)此進(jìn)行調(diào)整。

利用Eviews軟件，對(duì)數(shù)據(jù)預(yù)處理后的三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行總體性描述。

1.1 散點(diǎn)圖分析

由圖2可得，土地出讓價(jià)款與GDP、固定投資之間存在一定的線性關(guān)系，土地出讓價(jià)款對(duì)GDP的散點(diǎn)圖比對(duì)固定資產(chǎn)投資的散點(diǎn)圖更具有集聚性。

圖1 技術(shù)路線圖

1.2 相關(guān)性系數(shù)分析

從表1數(shù)據(jù)可以看出，土地出讓價(jià)款對(duì)GDP、固定資產(chǎn)投資的相關(guān)系數(shù)為“0.92”“0.91”，屬于高度相關(guān)。

表1 各指標(biāo)相關(guān)性系數(shù)

2 格蘭杰因果分析及脈沖響應(yīng)分析

格蘭杰因果檢驗(yàn)的前提是被檢驗(yàn)序列均為平穩(wěn)序列，否則將導(dǎo)致偽回歸，影響檢驗(yàn)結(jié)果的信度。本研究采用的三個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)預(yù)處理后進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，原序列均為不平穩(wěn)的時(shí)間序列。

在這種情況下，可以將原時(shí)間序列進(jìn)行差分，再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果差分后平穩(wěn)，且為同階單整，則可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)；通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，則可認(rèn)定變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，三個(gè)指標(biāo)二階差分后均平穩(wěn)，且存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析、構(gòu)建自相關(guān)滯后分布模型。

利用AIC、SC信息準(zhǔn)則選擇合適的滯后期，檢驗(yàn)土地出讓價(jià)款與GDP、土地出讓價(jià)款與固定資產(chǎn)投資間的因果聯(lián)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表2、表3所示。

在顯著性水平為5%時(shí)，格蘭杰檢驗(yàn)顯示土地出讓價(jià)款是影響GDP的原因，作為宏觀調(diào)控的重要手段，土地供給對(duì)GDP有著極大影響，而作為土地供給衍生產(chǎn)物的土地出讓價(jià)款則常常通過(guò)房地產(chǎn)市場(chǎng)和財(cái)政收入等途徑影響GDP，因此土地出讓價(jià)款是影響GDP的原因；但固定資產(chǎn)投資與土地出讓價(jià)款間的因果聯(lián)系并不顯著，這可能是由于我國(guó)的固定資產(chǎn)投資的重要組成部分是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，基礎(chǔ)設(shè)施用地多為劃撥出讓，用地成本很低，與土地市場(chǎng)價(jià)格的關(guān)聯(lián)不大，因此固定資產(chǎn)投資與土地出讓價(jià)款間的聯(lián)系并不如預(yù)期般顯著。

脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function,IRF)表示的是一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位誤差的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上加上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。

脈沖響應(yīng)函數(shù)建立在向量自回歸模型VAR的基礎(chǔ)上。因此首先需要建立自變量與因變量間的VAR模型，并驗(yàn)證模型的穩(wěn)定性 （如果模型不穩(wěn)定，脈沖響應(yīng)的結(jié)果是無(wú)效的）。一般可采用AR Root Table驗(yàn)證VAR模型的穩(wěn)定性。如果被估計(jì)的VAR模型所有根模小于1，則模型是穩(wěn)定的。

(1)所有根模均小于1，所以固定資產(chǎn)投資與土地出讓價(jià)款可做脈沖分析。見(jiàn)表4。

(2)有根模大于1，所以土地出讓價(jià)款與GDP不符合VAR模型設(shè)立的前提，不可以做脈沖分析。見(jiàn)表5。

根據(jù)AR Root Table的驗(yàn)證結(jié)果，僅固定資產(chǎn)投資與土地出讓價(jià)款可做脈沖分析。

如圖3所示，當(dāng)土地出讓價(jià)款增長(zhǎng)時(shí)，固定資產(chǎn)投資較為穩(wěn)定并無(wú)大的波動(dòng)，整條曲線非常平緩。但圖4顯示，當(dāng)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)1個(gè)單位時(shí)，土地出讓價(jià)款短期內(nèi)迅速，最大可達(dá)0.04個(gè)單位，而后徐徐下降。因此脈沖分析肯定了固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款的推動(dòng)作用，但影響程度較小。

表2 土地出讓價(jià)款與GDP的格蘭杰因果檢驗(yàn)

表3 土地出讓價(jià)款與固定資產(chǎn)投資的格蘭杰因果檢驗(yàn)

表4 固定資產(chǎn)投資與土地出讓價(jià)款的VAR模型檢驗(yàn)

表5 土地出讓價(jià)款與GDP的VAR模型檢驗(yàn)

3 自回歸分布滯后模型分析

表6 土地出讓價(jià)款對(duì)GDP回歸的模型檢驗(yàn)一

表7 土地出讓價(jià)款對(duì)GDP回歸的模型檢驗(yàn)二

表8 固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款回歸的模型檢驗(yàn)一

表9 固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款回歸的模型檢驗(yàn)二

表10 固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款回歸的模型檢驗(yàn)三

表11 固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款回歸的模型檢驗(yàn)四

表12 固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款回歸的模型檢驗(yàn)五

表13 固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款回歸的模型檢驗(yàn)六

3.1 自回歸分布滯后模型的原理

Jorgenson(1966)提出的自回歸分布滯后(Autoregressive Distributed Lag)模型，該模型通過(guò)引入解釋變量的滯后期來(lái)表示自變量的滯后期對(duì)當(dāng)期因變量的影響。模型形式如下：

系數(shù)向量β描述了x對(duì)y的乘數(shù)作用：β0是短期（當(dāng)期）乘數(shù)作用，βi反映了i期前的x對(duì)當(dāng)期y的乘數(shù)作用，(β0+β1+…+βk)反映出x對(duì)y的總影響或長(zhǎng)期乘數(shù)。因此該模型可以用于經(jīng)濟(jì)中短期、長(zhǎng)期分析。

分布滯后模型在解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)的情況下，可以直接使用OLS估計(jì)參數(shù)。但是，當(dāng)滯后項(xiàng)較多時(shí)，直接估計(jì)會(huì)耗費(fèi)很大的自由度，而且x的當(dāng)前和滯后值之間很可能具有高度共線性。存在共線性問(wèn)題的一個(gè)直接后果是估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差變大，容易導(dǎo)致滯后系數(shù)不顯著的結(jié)果，因而無(wú)法有效揭示x的各個(gè)滯后量對(duì)因變量的影響。本研究采用多項(xiàng)式分布滯后 （polymomial distributed lags,PDLs）模型（也可稱為Almon分布滯后模型）克服這一問(wèn)題。

PDLs假設(shè)βi可以由次數(shù)較低的p階多項(xiàng)式來(lái)很好地逼近。用一個(gè)2次多項(xiàng)式來(lái)描述權(quán)重的取值：

一般地，p階PDLs模型假定系數(shù)βi服從如下形式的p階多項(xiàng)式：

常數(shù)僅用來(lái)避免共線性引起的數(shù)值問(wèn)題，不影響β的估計(jì)。

本研究中選用的PDLs模型寫(xiě)作 PDL（a,b,c），參數(shù)a指的是需要滯后的自變量名稱，b指的是自變量的滯后期，c指的是估計(jì)系數(shù)時(shí)采取的多項(xiàng)式的階數(shù)。

選用PDLs模型時(shí)，對(duì)自變量滯后期的選擇需非常謹(jǐn)慎，不僅要根據(jù)常用的擬合優(yōu)度，AIC和SC值來(lái)確定滯后階數(shù)，而且要根據(jù)模型診斷中的t值、F值、D—W值、預(yù)測(cè)誤差值等，對(duì)建立的模型進(jìn)行診斷。

3.2 自回歸滯后分布模型的實(shí)證分析

本文根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)與脈沖分析的結(jié)果，利用自回歸分布滯后分布模型分別構(gòu)建了模型，并根據(jù)F值、D—W值、擬和優(yōu)度、t值等重要參數(shù)的情況調(diào)整自變量。

(1)土地出讓價(jià)款對(duì)GDP的影響

格蘭杰因果檢驗(yàn)認(rèn)為土地出讓價(jià)款是影響GDP的原因，因此以GDP為因變量，土地出讓價(jià)款為自變量，采用自回歸分布滯后模型構(gòu)造模型。為了控制其它變量對(duì)GDP的影響，模型還引入上兩期GDP作為自變量。土地出讓價(jià)款的滯后期依照AIC、SC信息準(zhǔn)則，定為5。

模型檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。

整個(gè)方程的顯著性水平非常高 （F值高達(dá)1855.751），DW值非常理想，不存自相關(guān)現(xiàn)象，擬和優(yōu)度接近100%，因此整個(gè)模型的質(zhì)量較高。就系數(shù)而言，前1、2、5期的土地出讓價(jià)款對(duì)當(dāng)期GDP的影響在統(tǒng)計(jì)上顯著，但就數(shù)值而言，均徘徊于0.02左右，影響系數(shù)過(guò)小，故雖然土地出讓價(jià)款是GDP的GRANGER原因，但土地出讓對(duì)GDP的影響很小。

(2)固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款的影響

格蘭杰檢驗(yàn)顯示土地出讓價(jià)款與固定資產(chǎn)投資間并無(wú)明顯的因果聯(lián)系。但脈沖分析揭示出固定資產(chǎn)投資對(duì)土地出讓價(jià)款有一定的推動(dòng)作用：當(dāng)其他條件一定時(shí)，固定資產(chǎn)投資增加一個(gè)單位，土地出讓價(jià)款最多增加0.04個(gè)單位。為了深入研究?jī)烧叩年P(guān)系，本文以土地出讓價(jià)款為因變量，固定資產(chǎn)投資為自變量，采用自回歸分布滯后模型構(gòu)造模型。為了控制其它變量對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響，模型還引入上期土地出讓價(jià)款作為自變量。土地出讓價(jià)款的滯后期依照AIC、SC信息準(zhǔn)則，定為6。模型檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表8，表9。

方程顯著（F值高達(dá) 28.85372），擬和優(yōu)度較高，但 DW值偏低，說(shuō)明方程存在自相關(guān)現(xiàn)象。這可能是缺少關(guān)鍵變量導(dǎo)致的，因此本文又引入了上期GDP這一自變量，以土地出讓價(jià)款為因變量，固定資產(chǎn)投資、上期土地出讓價(jià)款與上期GDP為自變量，構(gòu)造模型。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表10，表11。

與原模型相比，新模型的顯著性水平（F值為21.84888）與擬和優(yōu)度變動(dòng)較小，但DW值得到很大提升，基本消除了原先的自相關(guān)現(xiàn)象。因此本文認(rèn)為新模型是可取的。

可是在新模型中，無(wú)論處于哪一個(gè)滯后期的固定資產(chǎn)投資項(xiàng)對(duì)土地出讓價(jià)款的影響都是不顯著的 （t值均小于2），沒(méi)有證據(jù)表明固定資產(chǎn)投資與土地出讓價(jià)款間較為明確的聯(lián)系。

為了進(jìn)一步解釋產(chǎn)生如此結(jié)果的原因，本文以固定資產(chǎn)投資為因變量，上期固定資產(chǎn)投資、土地出讓價(jià)格為自變量，采用自回歸滯后模型構(gòu)造方程。土地出讓價(jià)款的滯后期依照AIC、SC信息準(zhǔn)則，定為6。具體模型檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表12，表13。

整個(gè)方程的顯著性水平非常高（F值高達(dá)344.6978），DW值非常理想，模型不存自相關(guān)現(xiàn)象，同時(shí)模型的擬和優(yōu)度接近100%，因此整個(gè)模型的質(zhì)量較高。但即使在最優(yōu)模型下，土地出讓價(jià)款對(duì)固定投資的影響系數(shù)均不顯著，本期固定資產(chǎn)投資與上期極其相關(guān)，其他條件一定時(shí)，上期固定資產(chǎn)投資數(shù)額增加1%，本期增加0.99%,因此固定資產(chǎn)投資本身存在極強(qiáng)的粘性——這種結(jié)果產(chǎn)生的根源在于固定資產(chǎn)投資中的重要部分是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，而掌握這一投資主動(dòng)權(quán)是政府，而非市場(chǎng)；此外基礎(chǔ)設(shè)施用地多為劃撥，土地市場(chǎng)價(jià)格并不會(huì)對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施投資產(chǎn)生很大影響，因此土地出讓價(jià)款對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響系數(shù)不顯著——這個(gè)結(jié)論與格蘭杰因果分析與脈沖分析的結(jié)果吻合。

4 結(jié)論與建議

本文通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)分析從實(shí)證角度肯定了土地出讓價(jià)款是影響GDP的原因這一結(jié)論。作為宏觀調(diào)控的重要手段，土地供給對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行有著比較重要的影響，而作為土地供給衍生產(chǎn)物的土地出讓價(jià)款則常常通過(guò)房地產(chǎn)市場(chǎng)和財(cái)政收入等途徑影響宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)GDP。

進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)分析研究表明GDP與土地出讓價(jià)款的關(guān)系比較復(fù)雜，短期看來(lái)（半年左右），經(jīng)濟(jì)繁榮導(dǎo)致土地出讓頻繁、土地價(jià)格上升確實(shí)會(huì)推動(dòng)GDP上漲，但長(zhǎng)期看來(lái)（一年左右），因階段性土地可供數(shù)量有限，過(guò)多的土地出讓收入可能意味著較高的出讓價(jià)格，必然會(huì)有礙國(guó)民經(jīng)濟(jì)良性發(fā)展，其影響系數(shù)甚至略大于短期影響。研究顯示不斷攀升的土地出讓收入對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響擁有時(shí)滯，相較于良性的短期影響而言，長(zhǎng)期影響不僅負(fù)面而且數(shù)值更大，如果出讓收入增幅過(guò)猛，甚至可能成為阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展的桎梏。

因此本文提出如下政策建議，政府在控制土地出讓結(jié)構(gòu)、查處哄抬地價(jià)等違規(guī)事件以調(diào)整土地出讓收入的同時(shí)，需謹(jǐn)慎考慮使用擴(kuò)大土地出讓面積的方式刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展的做法，如若政府對(duì)出讓面積計(jì)劃不合理，這種方法無(wú)異于飲鴆止渴。

[1]黃鵬，喻亮，姚潔﹒土地供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相適應(yīng)的問(wèn)題[J].呂梁高等專科學(xué)校學(xué)報(bào)，2008，24，(2).

[2]黃曉宇，蔣研，豐雷﹒土地市場(chǎng)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系的理論分析及實(shí)證檢驗(yàn)[J].中國(guó)土地科學(xué)，2006，20(4).

[3]易會(huì)文﹒格蘭杰因果檢驗(yàn)用法探討[J].中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)研究生學(xué)報(bào)，2006（5）.

[4]郭嘉，呂世辰.土地流轉(zhuǎn)影響因素實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2010，（6）.

（責(zé)任編輯/易永生）

F123

A

1002－6487（2011）03－0130-04

孟繁瑜（1971-），女，北京人，博士，講師，研究方向：不動(dòng)產(chǎn)金融政策和投融資實(shí)務(wù)。