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1、房地产市场波动与地方政府土地出让收入_脉冲分析论文导读:：通过理论分析并采用新疆2008.1-2010.12数据对房地产市场波动与地方政府土地出让收入之间的关系进行了考察并得到结论：房地产市场交易活跃程度与政府土地出让收入之间存在长期均衡关系，房地产市场交易规模出现波动3个月左右之后，土地出让收入会受到明显的影响。在此基础上，本文给出在房地产市场回调背景下土地出让收入面临的风险和政策建议。论文关键词：房地产市场土地出让收入，脉冲分析 近年来，地方政府通过国有土地有偿转让的方式实现了财政收入的大幅度提高，为我国城市化进程的发展提供了充足的支持。土地转让收入通过提高地方政府的积极性、带动
2、地方财政收入和支出的增加、推动固定资产投资增加, 从而推动经济增长1。因此，地方政府对“土地财政”收入的依赖也越来越严重2。另一方面,面对日益高涨的房价,中央政府重拳出击,推出了包括新国八条,收缩房地产市场信贷，提高利率等一系列抑制政策。这一系列政策的效果一旦显现，地方政府的土地出让收入必然受到巨大的冲击，。已有的文献集中于房价与地价的关系3，地方政府土地出让收入与房价的关系4，土地出让收入的周期性波动5，或从定性分析的角度分析影响土地出让收入的因素6。而本文拟采用新疆2008.1-2010.12数据构建VAR模型，利用脉冲分析的方法将焦点放在房地产市场与土地出让收入之间的动态关系之上，从而得
3、出地方政府土地出让收入在房地产市场波动背景下所面对的风险并给出建议。一 理论分析与制度背景（一） 土地的特有属性及其价值决定日本学者野口悠纪雄认为影响城市土地价格的因素可以分为两大类，一类为需求方面的因素，另一类为供给方面的因素，并认为这两方面的因素还可细分达上百项之多7。土地作为一种特殊商品具有消费品和投资品的双重价值。因此，可将对它的需求分为两大部分脉冲分析，一部分是与人口规模变化、经济增长及城市化进程等因素相联系的实际需求；另一部分是作为资本品，来自与微观经济主体的资产组合配置行为相关的投资和投机需求。而城市规划水平，容积率的设定，税收制度安排等因素是供给方面的主要影响因素。他们直接的共
4、同作用决定土地市场的均衡价格。（二） 我国特殊的土地制度我国宪法规定“城市土地属于国家所有，任何组织或者个人不得侵占、买卖、出租或者以其他形式非法转让土地”，这就规定了国家在土地供应市场上的垄断地位论文开题报告范文。我国土地的供应方式有以下四种：划拨，转让，批租，其他方式。自1987年深圳拉开土地有偿使用序幕以来，土地供应的市场化程度不断提高，特别是2002年招标拍卖挂牌出让国有土地使用权规定发布以来，通过招拍挂方式转让土地已经成为土地供应的主要方式。1998年以来的住房市场化改革从另一方面完善了土地市场的价格决定体系，使土地价值能够充分反应微观经济主体的需求变动。（三） 土地出让的内在逻辑1
5、994年分税制改革使得地方政府收入相对于经济发展、城市化及工业化的需要越来越捉襟见肘。近年来因为房地产市场的发展使得城市土地价值飞快增长，伴随着我国土地供应市场化转型，“圈地”成为地方政府收入来源方便而廉价的渠道。经济的增长和转型无疑为地方政府创造出了更多的机会和生财之道8，土地出让金是地方政府未来50- 70 年的土地收益一次性收取，必然造成地方政府运用各种手段扩大出售土地换取收入的短期行为。这种短期行为，必然使经济的发展和地方财政收入的增长过分依赖卖地收入9 政府于是拥有了强烈的使土地出让所得最大化的冲动。而一个高速发展的房地产市场无益是使土地出让收入最大化的必要保证，这也成为“发热”的房
6、地产市场迟迟不得“降温”的一个地方政府的行为视角。二 变量选取与说明本文采用的反映房地产市场变化的衡量指标是其交易余额，这一变量能够克服仅仅采用市场价格或交易规模变量的不足，表现房地产市场的真实波动。另一方面，因为土地出让收入的直接数据不易获得，而土地出让收入是归入地方政府基金收入中的。根据财政部政府性基金预算编制情况显示，在基金收入中，国有土地使用权出让收入占主体。2009年，全国土地出让收入14239.7亿元，占全国基金收入的77.7%。因此，本文利用财政基金预算收入这一代理变量间接衡量土地出让收入的变化。数据均为作者通过新疆统计信息网公布的数据整理而来。因为每年前三个月财政收入数据只公布
7、季度数据，本文根据数据的特点拟采取平均化方法填补前三个月的数据缺失。lnf_income，lnsale分别为财政基金预算收入、房地产市场交易余额总量相应的对数值。所有计算均通过eviews5.0完成。三 实证分析（一） 单位根检验进行时间序列分析前，应首对变量先进行平稳性检验并确定单整阶数，本文对序列对数处理后进行ADF检验，结果如表1所示：表1 单位根检验结果 变量 (c,t,l) ADF统计量 临界值 结论 lnf_income (c,0,0) -3.102698 -3.632900 不平稳 lnsale (c,0,0) -2.722025 -3.632900 不平稳 lnf_
8、income (c,0,1) -6.673981* -3.646342 平稳 lnsale (c,0,0) -6.133292* -3.639407 平稳 注：临界值均为1%水平下。C,t,l分别代表常数项脉冲分析，趋势项及滞后阶数。*为在1%水平下显著 从上表结果发现，序列lnf_income,lnsale的水平值在1%显著性水平下是非平稳的，而其一阶差分序列是平稳的，因此确定序列lnf_income,lnsale都为I(1)过程。（二） 协整检验两变量同为一阶单整，满足协整检验前提，因此可以进一步检验其协整关系，根据恩格尔-格兰杰两步法估计模型:lnf_incomet=c1+c2lnsal
9、et+ut，并检验残差序列的平稳性。得到回归结果如下：lnf_incomet=1.026309+ 0.415644×lnsaletR2=0.426256(3.905558) (5.025923)对残差进行平稳检验，结果如表2所示：表2残差单位根检验结果 变量 (c , t, l) ADF统计量 临界值 结论 u (0，0，0) -3.700308* -2.632688 平稳 注：所有符号含义均与表1一致 协整检验的结果说明土地出让收入与房地产市场是存在长期均衡关系的，房地产市场的高涨对于地方政府巨额土地出让收入的维持具有很大的作用。这从理论上描述了地方政府无法对目前居高不下的房价进行有效管理的深层次动机。（三）脉冲响应分析综合以上结果，可以对样本数据建立向量自回归模型进行脉冲响应分析，因为变量之间存在协整关系，因此所建立的向量自回归模型是稳定的，从而可以保证脉冲效应的收敛。根据AIC准则，内生变量滞后阶数选择为滞后2阶，建立VAR(2)模型，结果如表3所示：表3 VAR(2)回归结果