財政分權(quán)與房地產(chǎn)價格關(guān)系研究

王婷婷

摘 要：以“財政分權(quán)催生土地財政——土地財政推高房價”為主線分析財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間的影響關(guān)系，最后得出結(jié)論：財政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價格變動的重要原因，財政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，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)成本上升和房價上漲。

關(guān)鍵詞：財政分權(quán)；土地財政；房地產(chǎn)價格；影響關(guān)系

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

一、我國財政分權(quán)相關(guān)情況綜述

財政分權(quán)體制就是將收入上的財權(quán)和支出上的事權(quán)在中央政府和地方政府之間進行分配，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)定了政府承擔社會經(jīng)濟事務(wù)的性質(zhì)和范圍，確定了政府的支出責(zé)任，財政支出總是以相應(yīng)的財政收入為前提，而財政收入又是由財權(quán)決定的，因此，事權(quán)與財權(quán)應(yīng)具有一致性。

20世紀80年代以來，財政分權(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行的統(tǒng)收統(tǒng)支的中央集權(quán)式財政體制，實行“劃分收支、分級包干”的體制，開始了中國財政體制“分灶吃飯”的時期。1994年，我國改革以往的地方財政包干體制，對各省、自治區(qū)、直轄市以及計劃單列市實行分稅制財政管理體制。

總體而言，“分稅制”改革導(dǎo)致地方事權(quán)、財權(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)計數(shù)據(jù)庫。主要表現(xiàn)是：“分稅制”改革后財權(quán)集中在中央，事權(quán)卻主要集中在地方。改革實施之后的當年，中央與地方的財政收支狀況發(fā)生較大變化，中央財政收入占總收入的比例達到55.7%，比1993年提高了33.7個百分點，但中央財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，中央財政收入、地方財政收入占總收入的平均比例分別為52.1%、47.9%，而中央財政支出、地方財政支出占總支出的平均比例分別為26.2%、73.8%。自1996年后，中央和地方財政收入各占半壁江山，所占比重基本在50%附近小幅波動，但地方財政支出在總支出中的占比卻不斷增大，到2013年，地方財政支出在總支出中的占比已近85%。

二、財政分權(quán)催生“土地財政”

（一）財政分權(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年分稅制體制實施以來，在財力劃分上中央財政收入占全國財政收入比重大體保持在50%—55%之間，如果加上中央掌握的社保基金和中央管理的民航、鐵路、石油、金融、保險等大型壟斷行業(yè)的利潤，中央政府集中了全國近60%的財政資源，地方政府僅占40%多一點；但在事權(quán)劃分上中央承擔約20%的事權(quán)，省級及省級以下政府卻需要承擔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)濟的發(fā)展等基木上都是依靠當?shù)卣渲?，教育、醫(yī)療衛(wèi)生、撫恤與社會福利救濟等支出中，縣級及其以下基層政府承擔的支出比例超過或接近一半。財權(quán)與事權(quán)的不匹配，造成了地方政府財力嚴重不足。因此，財政分權(quán)下的財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)造獨享的預(yù)算外收入。

（二）財政分權(quán)下的政績考核機制促使地方政府實行土地財政

我國官員政績考核更多的體現(xiàn)在經(jīng)濟發(fā)展和財政收入增長方面，因此地方政府的目標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)濟產(chǎn)出最大化和財政收入最大化。一方面，各地區(qū)不斷強化地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時為了招商引資，盡可能給予外部投資者土地使用、收費、稅收等方面的優(yōu)惠政策；但另一方面，1994年開始的以財政收入集權(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?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?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)濟內(nèi)容的政績考核機制強化了地方政府的投資沖動，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)濟性支出需求，由于官僚任期的短期化導(dǎo)致了其所負責(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)實現(xiàn)并進行支出。

綜上，由于土地財政在給地方政府帶來即期與遠期可獲得的相關(guān)稅收與非稅收入的同時，也有效促進了當前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)為載體向銀行進行土地抵押貸款，因此，地方政府土地財政迅速膨脹，土地財政成為現(xiàn)行財政分權(quán)體制下地方政府的必然選擇。

三、“土地財政”推高房價

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“土地財政”的主要來源。分稅制改革以后，財權(quán)上收、事權(quán)下放，政府層級越往下財政壓力越大。面對著城市化進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，近年來地方財政收入超過1/3的部分應(yīng)歸功于土地。

在市場經(jīng)濟條件下，房地產(chǎn)價格是在流通過程中房產(chǎn)價格和地產(chǎn)價格的綜合體，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)濟價值。雖然房屋價格和土地價格在其特點上各不相同，但由于房屋是植根于土地之上的，故而地價與房價是一個統(tǒng)一不可分割的整體。地價是房價的基礎(chǔ)，雖然推高地價帶動房價能有效增加建筑業(yè)稅和房地產(chǎn)稅，從而使地方政府獲得較高的財政收入，但土地出讓價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，從而全面推動房價快速上漲。endprint

房價上漲過快將給整個國民經(jīng)濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展埋下隱患：一是快速上漲的房價提前完成了未來幾十年的房價漲幅，嚴重透支了地方經(jīng)濟的未來增長潛力；二是房價過高將形成房地產(chǎn)泡沫，一旦破滅將對整個經(jīng)濟造成巨大的沖擊，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)付房價飛漲，部分彌補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)致嚴重的通貨膨脹；四是居高不下的房價嚴重透支民眾未來的消費能力。根據(jù)國家統(tǒng)計局調(diào)查顯示，2013年8月份全國70 個大中城市中，除溫州外，其余69個城市新建商品住宅價格同比均實現(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、財政分權(quán)與房價上漲關(guān)系研究——以甘肅省數(shù)據(jù)為例

（一）變量選取

財政分權(quán)（FQ）表示地方政府財政自主程度，界定為：財政分權(quán)程度= 年度地方財政支出/（年度地方財政支出+年度全國財政支出），房地產(chǎn)價格（FP）采用當年商品房銷售價格，樣本區(qū)間1997—2013年。 自1998年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，停止住房實物分配，逐步實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)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進行Granger因果關(guān)系檢驗，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；若不平穩(wěn)要對同階單整進行協(xié)整檢驗，如果有協(xié)整關(guān)系同樣可以Granger檢驗。

因此，以下將采用Granger因果檢驗來具體分析財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間的影響關(guān)系，步驟如下：第一步，對財政分權(quán)（FQ）和房地產(chǎn)價格（FP）序列分別進行單位根平穩(wěn)性檢驗（ADF），并確定差分階數(shù)，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(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，對變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，證明變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；第三步，進行Granger因果檢驗，揭示財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間存在的具體因果關(guān)系。

（三）平穩(wěn)性檢驗

由于財政分權(quán)程度尤其是房地產(chǎn)價格波動都較為明顯，ADF檢驗顯示各項指標均為非平穩(wěn)序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗，結(jié)果顯示一階差分的ADF檢驗值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標序列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

以上已經(jīng)證明兩個序列為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提，根據(jù)EG兩步法，用變量FQ對FP進行普通最小二乘回歸，得到模型估計殘差序列e，對序列e做單位根檢驗（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

以下在協(xié)整關(guān)系檢驗的基礎(chǔ)上，進一步確認兩者之間的因果關(guān)系，表3是FQ與FP的因果檢驗結(jié)果。從檢驗結(jié)果看，對于“FQ不是引起FP變動的格蘭杰原因”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，認為財政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價格變動的格蘭杰原因。

（六）結(jié)論

通過對財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間影響關(guān)系的研究，我們得出結(jié)論：財政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價格變動的格蘭杰原因，這主要是因為財政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，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)成本上升和房價上漲。

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房價上漲過快將給整個國民經(jīng)濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展埋下隱患：一是快速上漲的房價提前完成了未來幾十年的房價漲幅，嚴重透支了地方經(jīng)濟的未來增長潛力；二是房價過高將形成房地產(chǎn)泡沫，一旦破滅將對整個經(jīng)濟造成巨大的沖擊，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)付房價飛漲，部分彌補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)致嚴重的通貨膨脹；四是居高不下的房價嚴重透支民眾未來的消費能力。根據(jù)國家統(tǒng)計局調(diào)查顯示，2013年8月份全國70 個大中城市中，除溫州外，其余69個城市新建商品住宅價格同比均實現(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、財政分權(quán)與房價上漲關(guān)系研究——以甘肅省數(shù)據(jù)為例

（一）變量選取

財政分權(quán)（FQ）表示地方政府財政自主程度，界定為：財政分權(quán)程度= 年度地方財政支出/（年度地方財政支出+年度全國財政支出），房地產(chǎn)價格（FP）采用當年商品房銷售價格，樣本區(qū)間1997—2013年。 自1998年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，停止住房實物分配，逐步實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)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進行Granger因果關(guān)系檢驗，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；若不平穩(wěn)要對同階單整進行協(xié)整檢驗，如果有協(xié)整關(guān)系同樣可以Granger檢驗。

因此，以下將采用Granger因果檢驗來具體分析財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間的影響關(guān)系，步驟如下：第一步，對財政分權(quán)（FQ）和房地產(chǎn)價格（FP）序列分別進行單位根平穩(wěn)性檢驗（ADF），并確定差分階數(shù)，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(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，對變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，證明變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；第三步，進行Granger因果檢驗，揭示財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間存在的具體因果關(guān)系。

（三）平穩(wěn)性檢驗

由于財政分權(quán)程度尤其是房地產(chǎn)價格波動都較為明顯，ADF檢驗顯示各項指標均為非平穩(wěn)序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗，結(jié)果顯示一階差分的ADF檢驗值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標序列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

以上已經(jīng)證明兩個序列為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提，根據(jù)EG兩步法，用變量FQ對FP進行普通最小二乘回歸，得到模型估計殘差序列e，對序列e做單位根檢驗（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

以下在協(xié)整關(guān)系檢驗的基礎(chǔ)上，進一步確認兩者之間的因果關(guān)系，表3是FQ與FP的因果檢驗結(jié)果。從檢驗結(jié)果看，對于“FQ不是引起FP變動的格蘭杰原因”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，認為財政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價格變動的格蘭杰原因。

（六）結(jié)論

通過對財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間影響關(guān)系的研究，我們得出結(jié)論：財政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價格變動的格蘭杰原因，這主要是因為財政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，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)成本上升和房價上漲。

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房價上漲過快將給整個國民經(jīng)濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展埋下隱患：一是快速上漲的房價提前完成了未來幾十年的房價漲幅，嚴重透支了地方經(jīng)濟的未來增長潛力；二是房價過高將形成房地產(chǎn)泡沫，一旦破滅將對整個經(jīng)濟造成巨大的沖擊，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)付房價飛漲，部分彌補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)致嚴重的通貨膨脹；四是居高不下的房價嚴重透支民眾未來的消費能力。根據(jù)國家統(tǒng)計局調(diào)查顯示，2013年8月份全國70 個大中城市中，除溫州外，其余69個城市新建商品住宅價格同比均實現(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、財政分權(quán)與房價上漲關(guān)系研究——以甘肅省數(shù)據(jù)為例

（一）變量選取

財政分權(quán)（FQ）表示地方政府財政自主程度，界定為：財政分權(quán)程度= 年度地方財政支出/（年度地方財政支出+年度全國財政支出），房地產(chǎn)價格（FP）采用當年商品房銷售價格，樣本區(qū)間1997—2013年。 自1998年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進一步深化城鎮(zhèn)住房制度改革，加快住房建設(shè)的通知》，停止住房實物分配，逐步實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)于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預(yù)測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的Granger成因，一般同時反向考慮序列Y是否X的Granger成因。進行Granger因果關(guān)系檢驗，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；若不平穩(wěn)要對同階單整進行協(xié)整檢驗，如果有協(xié)整關(guān)系同樣可以Granger檢驗。

因此，以下將采用Granger因果檢驗來具體分析財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間的影響關(guān)系，步驟如下：第一步，對財政分權(quán)（FQ）和房地產(chǎn)價格（FP）序列分別進行單位根平穩(wěn)性檢驗（ADF），并確定差分階數(shù)，根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結(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，對變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，證明變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系；第三步，進行Granger因果檢驗，揭示財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間存在的具體因果關(guān)系。

（三）平穩(wěn)性檢驗

由于財政分權(quán)程度尤其是房地產(chǎn)價格波動都較為明顯，ADF檢驗顯示各項指標均為非平穩(wěn)序列，因此對其一階差分序列再做單位根檢驗，結(jié)果顯示一階差分的ADF檢驗值都小于1%顯著性水平的臨界值（見表1），從而說明指標序列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

以上已經(jīng)證明兩個序列為一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提，根據(jù)EG兩步法，用變量FQ對FP進行普通最小二乘回歸，得到模型估計殘差序列e，對序列e做單位根檢驗（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

以下在協(xié)整關(guān)系檢驗的基礎(chǔ)上，進一步確認兩者之間的因果關(guān)系，表3是FQ與FP的因果檢驗結(jié)果。從檢驗結(jié)果看，對于“FQ不是引起FP變動的格蘭杰原因”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，認為財政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價格變動的格蘭杰原因。

（六）結(jié)論

通過對財政分權(quán)程度與房地產(chǎn)價格之間影響關(guān)系的研究，我們得出結(jié)論：財政分權(quán)程度是引起房地產(chǎn)價格變動的格蘭杰原因，這主要是因為財政分權(quán)改變了地方政府行為，為減輕財政支出壓力，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)成本上升和房價上漲。

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