王婷婷

摘 要：以“財(cái)政分權(quán)催生土地財(cái)政——土地財(cái)政推高房價(jià)”為主線分析財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間的影響關(guān)系，最后得出結(jié)論：財(cái)政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的重要原因，財(cái)政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財(cái)政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產(chǎn)業(yè)中獲得更多的收入，地方政府對“土地財(cái)政”的多重依賴隨之導(dǎo)致房地產(chǎn)開發(fā)成本上升和房價(jià)上漲。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)；土地財(cái)政；房地產(chǎn)價(jià)格；影響關(guān)系

中圖分類號：F293.3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）29-0197-02

一、我國財(cái)政分權(quán)相關(guān)情況綜述

財(cái)政分權(quán)體制就是將收入上的財(cái)權(quán)和支出上的事權(quán)在中央政府和地方政府之間進(jìn)行分配，使地方政府在一定程度上自行決定稅收配置，自主決定其預(yù)算支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)。事權(quán)規(guī)定了政府承擔(dān)社會經(jīng)濟(jì)事務(wù)的性質(zhì)和范圍，確定了政府的支出責(zé)任，財(cái)政支出總是以相應(yīng)的財(cái)政收入為前提，而財(cái)政收入又是由財(cái)權(quán)決定的，因此，事權(quán)與財(cái)權(quán)應(yīng)具有一致性。

20世紀(jì)80年代以來，財(cái)政分權(quán)逐漸成為一種全球性趨勢，我國也不例外。1980年，我國改變了建國以后長期實(shí)行的統(tǒng)收統(tǒng)支的中央集權(quán)式財(cái)政體制，實(shí)行“劃分收支、分級包干”的體制，開始了中國財(cái)政體制“分灶吃飯”的時(shí)期。1994年，我國改革以往的地方財(cái)政包干體制，對各省、自治區(qū)、直轄市以及計(jì)劃單列市實(shí)行分稅制財(cái)政管理體制。

總體而言，“分稅制”改革導(dǎo)致地方事權(quán)、財(cái)權(quán)不對稱。本部分所引收支數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。主要表現(xiàn)是：“分稅制”改革后財(cái)權(quán)集中在中央，事權(quán)卻主要集中在地方。改革實(shí)施之后的當(dāng)年，中央與地方的財(cái)政收支狀況發(fā)生較大變化，中央財(cái)政收入占總收入的比例達(dá)到55.7%，比1993年提高了33.7個(gè)百分點(diǎn)，但中央財(cái)政支出占總支出的比例和以往相比變化不大，僅為30.3%。之后，1995—2013年連續(xù)19年，中央財(cái)政收入、地方財(cái)政收入占總收入的平均比例分別為52.1%、47.9%，而中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出占總支出的平均比例分別為26.2%、73.8%。自1996年后，中央和地方財(cái)政收入各占半壁江山，所占比重基本在50%附近小幅波動(dòng)，但地方財(cái)政支出在總支出中的占比卻不斷增大，到2013年，地方財(cái)政支出在總支出中的占比已近85%。

二、財(cái)政分權(quán)催生“土地財(cái)政”

（一）財(cái)政分權(quán)下地方預(yù)算內(nèi)收入約束及支出壓力迫使地方政府賣地創(chuàng)收

自1994年分稅制體制實(shí)施以來，在財(cái)力劃分上中央財(cái)政收入占全國財(cái)政收入比重大體保持在50%—55%之間，如果加上中央掌握的社?；鸷椭醒牍芾淼拿窈?、鐵路、石油、金融、保險(xiǎn)等大型壟斷行業(yè)的利潤，中央政府集中了全國近60%的財(cái)政資源，地方政府僅占40%多一點(diǎn)；但在事權(quán)劃分上中央承擔(dān)約20%的事權(quán)，省級及省級以下政府卻需要承擔(dān)除了國防支出與基本建設(shè)支出之外約80%以上的事權(quán)職責(zé)，城市基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)、居民生活服務(wù)設(shè)施的提供、社會保障制度的執(zhí)行和地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展等基木上都是依靠當(dāng)?shù)卣?，其中，教育、醫(yī)療衛(wèi)生、撫恤與社會福利救濟(jì)等支出中，縣級及其以下基層政府承擔(dān)的支出比例超過或接近一半。財(cái)權(quán)與事權(quán)的不匹配，造成了地方政府財(cái)力嚴(yán)重不足。因此，財(cái)政分權(quán)下的財(cái)政收支壓力迫使地方政府尋找有效途徑來應(yīng)對收支困境，而土地是地方政府有能力控制的重要資源，可以為地方政府創(chuàng)造獨(dú)享的預(yù)算外收入。

（二）財(cái)政分權(quán)下的政績考核機(jī)制促使地方政府實(shí)行土地財(cái)政

我國官員政績考核更多的體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財(cái)政收入增長方面，因此地方政府的目標(biāo)是在提供最低水平社會性公共服務(wù)的前提下，追求本地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出最大化和財(cái)政收入最大化。一方面，各地區(qū)不斷強(qiáng)化地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時(shí)為了招商引資，盡可能給予外部投資者土地使用、收費(fèi)、稅收等方面的優(yōu)惠政策；但另一方面，1994年開始的以財(cái)政收入集權(quán)為基本特征的分稅制改革，大大限制了地方政府利用稅收優(yōu)惠等工具扶持當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的發(fā)展，地方政府很難通過稅收手段來扶持本地企業(yè)或爭取外來投資，由此地方政府不得不將目光投向當(dāng)?shù)氐耐恋刭Y源，采取經(jīng)營城市的策略?？傊?，在分稅制下的偏向經(jīng)濟(jì)內(nèi)容的政績考核機(jī)制強(qiáng)化了地方政府的投資沖動(dòng)，催生了地方政府間激烈的競爭，使地方政府產(chǎn)生了龐大的經(jīng)濟(jì)性支出需求，由于官僚任期的短期化導(dǎo)致了其所負(fù)責(zé)任也具有不連續(xù)性，因此地方官員將以后年度的土地出讓金收入大規(guī)模地在自己任期內(nèi)實(shí)現(xiàn)并進(jìn)行支出。

綜上，由于土地財(cái)政在給地方政府帶來即期與遠(yuǎn)期可獲得的相關(guān)稅收與非稅收入的同時(shí)，也有效促進(jìn)了當(dāng)前GDP的發(fā)展。此外，土地經(jīng)營還可以突破現(xiàn)有的地方不能發(fā)行債券的法規(guī)約束，帶來巨額融資，即以土地儲備中心、政府性公司和開發(fā)區(qū)為載體向銀行進(jìn)行土地抵押貸款，因此，地方政府土地財(cái)政迅速膨脹，土地財(cái)政成為現(xiàn)行財(cái)政分權(quán)體制下地方政府的必然選擇。

三、“土地財(cái)政”推高房價(jià)

從土地獲得的直接收益角度考慮，土地使用權(quán)出讓收入和相關(guān)稅收共同構(gòu)成了地方政府“土地財(cái)政”的主要來源。分稅制改革以后，財(cái)權(quán)上收、事權(quán)下放，政府層級越往下財(cái)政壓力越大。面對著城市化進(jìn)程中巨大的土地需求，政府作為壟斷的土地供應(yīng)方不斷通過獲取巨大的土地收益來支持地方財(cái)政收入的增長。而隨著上述收入的快速增加，我國地方政府 “土地財(cái)政”依存度逐年提高，若再考慮到房地產(chǎn)業(yè)稅收帶來的貢獻(xiàn)，近年來地方財(cái)政收入超過1/3的部分應(yīng)歸功于土地。

在市場經(jīng)濟(jì)條件下，房地產(chǎn)價(jià)格是在流通過程中房產(chǎn)價(jià)格和地產(chǎn)價(jià)格的綜合體，是由房地產(chǎn)（主要指土地）的稀缺性、有用性和有效供需的相互作用而產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)價(jià)值。雖然房屋價(jià)格和土地價(jià)格在其特點(diǎn)上各不相同，但由于房屋是植根于土地之上的，故而地價(jià)與房價(jià)是一個(gè)統(tǒng)一不可分割的整體。地價(jià)是房價(jià)的基礎(chǔ)，雖然推高地價(jià)帶動(dòng)房價(jià)能有效增加建筑業(yè)稅和房地產(chǎn)稅，從而使地方政府獲得較高的財(cái)政收入，但土地出讓價(jià)格的上漲提高了開發(fā)商的拿地成本，開發(fā)商把相應(yīng)成本轉(zhuǎn)嫁給購房者，從而全面推動(dòng)房價(jià)快速上漲。endprint

房價(jià)上漲過快將給整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展埋下隱患：一是快速上漲的房價(jià)提前完成了未來幾十年的房價(jià)漲幅，嚴(yán)重透支了地方經(jīng)濟(jì)的未來增長潛力；二是房價(jià)過高將形成房地產(chǎn)泡沫，一旦破滅將對整個(gè)經(jīng)濟(jì)造成巨大的沖擊，帶來難以估量的震蕩；三是可能導(dǎo)致通貨膨脹。政府為了消極應(yīng)付房價(jià)飛漲，部分彌補(bǔ)人們被惡意掠奪的利益，將可能采取大量發(fā)行紙幣的措施，這必然導(dǎo)致嚴(yán)重的通貨膨脹；四是居高不下的房價(jià)嚴(yán)重透支民眾未來的消費(fèi)能力。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局調(diào)查顯示，2013年8月份全國70 個(gè)大中城市中，除溫州外，其余69個(gè)城市新建商品住宅價(jià)格同比均實(shí)現(xiàn)上漲，其中北京、上海、廣州、深圳同比增速分別為19.3%、18.5%、19.0%、18.4%。

四、財(cái)政分權(quán)與房價(jià)上漲關(guān)系研究——以甘肅省數(shù)據(jù)為例

（一）變量選取

財(cái)政分權(quán)（FQ）表示地方政府財(cái)政自主程度，界定為：財(cái)政分權(quán)程度= 年度地方財(cái)政支出/（年度地方財(cái)政支出+年度全國財(cái)政支出），房地產(chǎn)價(jià)格（FP）采用當(dāng)年商品房銷售價(jià)格，樣本區(qū)間1997—2013年。 自1998年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，停止住房實(shí)物分配，逐步實(shí)行住房分配貨幣化后，甘肅省才出現(xiàn)真正意義上的房地產(chǎn)。因此選擇自1997年起的樣本數(shù)據(jù)，共17期。以上數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)。

（二）分析思路

Granger因果檢驗(yàn)是考察變量間相互是否存在影響關(guān)系的重要方法，具體定義為：在時(shí)間序列情形下，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨(dú)由Y的過去信息對Y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時(shí)反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，首先要注意序列是否平穩(wěn)，如果平穩(wěn)可以繼續(xù)Granger檢驗(yàn)；若不平穩(wěn)要對同階單整進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，如果有協(xié)整關(guān)系同樣可以Granger檢驗(yàn)。

因此，以下將采用Granger因果檢驗(yàn)來具體分析財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間的影響關(guān)系，步驟如下：第一步，對財(cái)政分權(quán)（FQ）和房地產(chǎn)價(jià)格（FP）序列分別進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF），并確定差分階數(shù)，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果及差分階數(shù)判斷是否存在協(xié)整回歸的可能性；第二步，對變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，證明變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；第三步，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，揭示財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間存在的具體因果關(guān)系。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于財(cái)政分權(quán)程度尤其是房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)都較為明顯，ADF檢驗(yàn)顯示各項(xiàng)指標(biāo)均為非平穩(wěn)序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示一階差分的ADF檢驗(yàn)值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標(biāo)序列FQ和FP均為非平穩(wěn)一階單整序列，因此他們之間存在協(xié)整回歸的可能。

（四）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

以上已經(jīng)證明兩個(gè)序列為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提，根據(jù)EG兩步法，用變量FQ對FP進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到模型估計(jì)殘差序列e，對序列e做單位根檢驗(yàn)（見表2），可知e為平穩(wěn)序列，表明FQ和FP都存在協(xié)整關(guān)系。

（五）Granger因果檢驗(yàn)

以下在協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步確認(rèn)兩者之間的因果關(guān)系，表3是FQ與FP的因果檢驗(yàn)結(jié)果。從檢驗(yàn)結(jié)果看，對于“FQ不是引起FP變動(dòng)的格蘭杰原因”的原假設(shè)，在滯后1期相伴概率約為0.4%，而滯后2期、滯后3期分別為1.9%、17.0%，因此可以認(rèn)為原假設(shè)不成立；反向來看，滯后1期、2期、3期的相伴概率均在50%以上，因此，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因。

（六）結(jié)論

通過對財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間影響關(guān)系的研究，我們得出結(jié)論：財(cái)政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因，這主要是因?yàn)樨?cái)政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財(cái)政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產(chǎn)業(yè)中獲得更多的收入，地方政府對“土地財(cái)政”的多重依賴隨之導(dǎo)致房地產(chǎn)開發(fā)成本上升和房價(jià)上漲。

[責(zé)任編輯 柯 黎]endprint

房價(jià)上漲過快將給整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展埋下隱患：一是快速上漲的房價(jià)提前完成了未來幾十年的房價(jià)漲幅，嚴(yán)重透支了地方經(jīng)濟(jì)的未來增長潛力；二是房價(jià)過高將形成房地產(chǎn)泡沫，一旦破滅將對整個(gè)經(jīng)濟(jì)造成巨大的沖擊，帶來難以估量的震蕩；三是可能導(dǎo)致通貨膨脹。政府為了消極應(yīng)付房價(jià)飛漲，部分彌補(bǔ)人們被惡意掠奪的利益，將可能采取大量發(fā)行紙幣的措施，這必然導(dǎo)致嚴(yán)重的通貨膨脹；四是居高不下的房價(jià)嚴(yán)重透支民眾未來的消費(fèi)能力。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局調(diào)查顯示，2013年8月份全國70 個(gè)大中城市中，除溫州外，其余69個(gè)城市新建商品住宅價(jià)格同比均實(shí)現(xiàn)上漲，其中北京、上海、廣州、深圳同比增速分別為19.3%、18.5%、19.0%、18.4%。

四、財(cái)政分權(quán)與房價(jià)上漲關(guān)系研究——以甘肅省數(shù)據(jù)為例

（一）變量選取

財(cái)政分權(quán)（FQ）表示地方政府財(cái)政自主程度，界定為：財(cái)政分權(quán)程度= 年度地方財(cái)政支出/（年度地方財(cái)政支出+年度全國財(cái)政支出），房地產(chǎn)價(jià)格（FP）采用當(dāng)年商品房銷售價(jià)格，樣本區(qū)間1997—2013年。 自1998年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，停止住房實(shí)物分配，逐步實(shí)行住房分配貨幣化后，甘肅省才出現(xiàn)真正意義上的房地產(chǎn)。因此選擇自1997年起的樣本數(shù)據(jù)，共17期。以上數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)。

（二）分析思路

Granger因果檢驗(yàn)是考察變量間相互是否存在影響關(guān)系的重要方法，具體定義為：在時(shí)間序列情形下，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨(dú)由Y的過去信息對Y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時(shí)反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，首先要注意序列是否平穩(wěn)，如果平穩(wěn)可以繼續(xù)Granger檢驗(yàn)；若不平穩(wěn)要對同階單整進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，如果有協(xié)整關(guān)系同樣可以Granger檢驗(yàn)。

因此，以下將采用Granger因果檢驗(yàn)來具體分析財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間的影響關(guān)系，步驟如下：第一步，對財(cái)政分權(quán)（FQ）和房地產(chǎn)價(jià)格（FP）序列分別進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF），并確定差分階數(shù)，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果及差分階數(shù)判斷是否存在協(xié)整回歸的可能性；第二步，對變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，證明變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；第三步，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，揭示財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間存在的具體因果關(guān)系。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于財(cái)政分權(quán)程度尤其是房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)都較為明顯，ADF檢驗(yàn)顯示各項(xiàng)指標(biāo)均為非平穩(wěn)序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示一階差分的ADF檢驗(yàn)值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標(biāo)序列FQ和FP均為非平穩(wěn)一階單整序列，因此他們之間存在協(xié)整回歸的可能。

（四）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

以上已經(jīng)證明兩個(gè)序列為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提，根據(jù)EG兩步法，用變量FQ對FP進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到模型估計(jì)殘差序列e，對序列e做單位根檢驗(yàn)（見表2），可知e為平穩(wěn)序列，表明FQ和FP都存在協(xié)整關(guān)系。

（五）Granger因果檢驗(yàn)

以下在協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步確認(rèn)兩者之間的因果關(guān)系，表3是FQ與FP的因果檢驗(yàn)結(jié)果。從檢驗(yàn)結(jié)果看，對于“FQ不是引起FP變動(dòng)的格蘭杰原因”的原假設(shè)，在滯后1期相伴概率約為0.4%，而滯后2期、滯后3期分別為1.9%、17.0%，因此可以認(rèn)為原假設(shè)不成立；反向來看，滯后1期、2期、3期的相伴概率均在50%以上，因此，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因。

（六）結(jié)論

通過對財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間影響關(guān)系的研究，我們得出結(jié)論：財(cái)政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因，這主要是因?yàn)樨?cái)政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財(cái)政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產(chǎn)業(yè)中獲得更多的收入，地方政府對“土地財(cái)政”的多重依賴隨之導(dǎo)致房地產(chǎn)開發(fā)成本上升和房價(jià)上漲。

[責(zé)任編輯 柯 黎]endprint

房價(jià)上漲過快將給整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、快速、健康發(fā)展埋下隱患：一是快速上漲的房價(jià)提前完成了未來幾十年的房價(jià)漲幅，嚴(yán)重透支了地方經(jīng)濟(jì)的未來增長潛力；二是房價(jià)過高將形成房地產(chǎn)泡沫，一旦破滅將對整個(gè)經(jīng)濟(jì)造成巨大的沖擊，帶來難以估量的震蕩；三是可能導(dǎo)致通貨膨脹。政府為了消極應(yīng)付房價(jià)飛漲，部分彌補(bǔ)人們被惡意掠奪的利益，將可能采取大量發(fā)行紙幣的措施，這必然導(dǎo)致嚴(yán)重的通貨膨脹；四是居高不下的房價(jià)嚴(yán)重透支民眾未來的消費(fèi)能力。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局調(diào)查顯示，2013年8月份全國70 個(gè)大中城市中，除溫州外，其余69個(gè)城市新建商品住宅價(jià)格同比均實(shí)現(xiàn)上漲，其中北京、上海、廣州、深圳同比增速分別為19.3%、18.5%、19.0%、18.4%。

四、財(cái)政分權(quán)與房價(jià)上漲關(guān)系研究——以甘肅省數(shù)據(jù)為例

（一）變量選取

財(cái)政分權(quán)（FQ）表示地方政府財(cái)政自主程度，界定為：財(cái)政分權(quán)程度= 年度地方財(cái)政支出/（年度地方財(cái)政支出+年度全國財(cái)政支出），房地產(chǎn)價(jià)格（FP）采用當(dāng)年商品房銷售價(jià)格，樣本區(qū)間1997—2013年。 自1998年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，停止住房實(shí)物分配，逐步實(shí)行住房分配貨幣化后，甘肅省才出現(xiàn)真正意義上的房地產(chǎn)。因此選擇自1997年起的樣本數(shù)據(jù)，共17期。以上數(shù)據(jù)均來源于中經(jīng)網(wǎng)。

（二）分析思路

Granger因果檢驗(yàn)是考察變量間相互是否存在影響關(guān)系的重要方法，具體定義為：在時(shí)間序列情形下，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨(dú)由Y的過去信息對Y進(jìn)行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時(shí)反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，首先要注意序列是否平穩(wěn)，如果平穩(wěn)可以繼續(xù)Granger檢驗(yàn)；若不平穩(wěn)要對同階單整進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，如果有協(xié)整關(guān)系同樣可以Granger檢驗(yàn)。

因此，以下將采用Granger因果檢驗(yàn)來具體分析財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間的影響關(guān)系，步驟如下：第一步，對財(cái)政分權(quán)（FQ）和房地產(chǎn)價(jià)格（FP）序列分別進(jìn)行單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)（ADF），并確定差分階數(shù)，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果及差分階數(shù)判斷是否存在協(xié)整回歸的可能性；第二步，對變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，證明變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；第三步，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，揭示財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間存在的具體因果關(guān)系。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于財(cái)政分權(quán)程度尤其是房地產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)都較為明顯，ADF檢驗(yàn)顯示各項(xiàng)指標(biāo)均為非平穩(wěn)序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示一階差分的ADF檢驗(yàn)值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標(biāo)序列FQ和FP均為非平穩(wěn)一階單整序列，因此他們之間存在協(xié)整回歸的可能。

（四）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

以上已經(jīng)證明兩個(gè)序列為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提，根據(jù)EG兩步法，用變量FQ對FP進(jìn)行普通最小二乘回歸，得到模型估計(jì)殘差序列e，對序列e做單位根檢驗(yàn)（見表2），可知e為平穩(wěn)序列，表明FQ和FP都存在協(xié)整關(guān)系。

（五）Granger因果檢驗(yàn)

以下在協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步確認(rèn)兩者之間的因果關(guān)系，表3是FQ與FP的因果檢驗(yàn)結(jié)果。從檢驗(yàn)結(jié)果看，對于“FQ不是引起FP變動(dòng)的格蘭杰原因”的原假設(shè)，在滯后1期相伴概率約為0.4%，而滯后2期、滯后3期分別為1.9%、17.0%，因此可以認(rèn)為原假設(shè)不成立；反向來看，滯后1期、2期、3期的相伴概率均在50%以上，因此，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因。

（六）結(jié)論

通過對財(cái)政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價(jià)格之間影響關(guān)系的研究，我們得出結(jié)論：財(cái)政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價(jià)格變動(dòng)的格蘭杰原因，這主要是因?yàn)樨?cái)政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財(cái)政支出壓力，地方政府需要從土地出讓以及房地產(chǎn)業(yè)中獲得更多的收入，地方政府對“土地財(cái)政”的多重依賴隨之導(dǎo)致房地產(chǎn)開發(fā)成本上升和房價(jià)上漲。

[責(zé)任編輯 柯 黎]endprint