房价地价上涨研究

房价地价上涨研究（精选六篇）

房价地价上涨研究 篇1

房屋价格的上升导致土地价格的上升,可以由经济学中的租金这个概念来解释。租金是支付给一种只有单一用途的生产要素的报酬。土地作为一种供给数量相对固定的生产要素,其价格就是其获得的租金,租金大小完全取决于土地需求状况。从短期来看,土地是稀缺的,对土地的派生需求很大,土地的需求扩大不会刺激土地供应扩大,从这个角度看,土地是完全缺乏弹性的。对土地的需求价格不论上升或下降都不会使土地供应增加或减少。由此可见,是房屋的价格上涨导致了土地价格的上涨,而不是土地价格的上涨导致了房屋价格的上涨。众所周知,房产开发行业并不是一个垄断性的行业,长期来看房产商获得的应该是一个社会的平均利润。房产开发企业的经济利润应该为零。当由于某种原因房价上涨的幅度大于除土地之外的其它投入的增长幅度时,按说房产开发企业的利润也会增长,但实际情况并非如此。由于竞争的原因,其它企业会提高土地的购买价格试图进入房产业,房地产业内的企业也会进行价格竞争,因为这中间存在着超额利润。最后竞争的结果就是土地的需求上升,价格上涨,房产企业仍然只能够获得社会平均利润,无法获得超额利润。房产价格上涨产生的净收益,应该完全归土地所有者所有。

土地所有者作为一种供给固定的生产要素所有者获得的租金的大小取决于使用这种要素生产所获得的超额利润的多少。使用某块土地开发的房产价格越高,超额利润越大,相应地土地价格越高,而房产价格越低,超额利润越少,土地价格也就越小。在城市中心由于房产的需求高,房价高导致房产业的超额利润高,土地所有者获得的“租金”将高,表现之一就是地价高。另外一个原因还在于中心城区的土地供应少。而在偏远郊区,房价低土地价格也低。产生这种情况的根本原因在于土地是一种供给量固定的生产要素,其价格取决于土地需求状况,而土地需求又是一种引致需求,它的需求取决于房产的需求。

由以上分析我们可以看出:土地价格高的根本原因是房价上涨,房价上涨超过建筑成本部分形成的超额利润最终将在土地“租金”上升中体现。从这个意义上来讲,是房价上升导致了地价的上涨。我们认为房价上涨主要还是由需求上升引起的,需求中间又包括了真实需求和投机需求两部分。其中,投机需求又和房价的变化存在一个动态的相互增强的关系。

2 供求变动因素:地价上升导致房价上升

近年来,全国平均房价上涨剧烈,进而带动地价大幅度上涨,如2004年上涨幅度据国家统计局统计是10.1%,而据国土资源部统计是6.8%。

以近年房地产较热的江苏来说:2004年,江苏省平均房屋销售价上涨幅度是22.67%,而全年地价的上涨幅度只有9.85%,其中用于住宅开发的地价涨幅为11.25%。因此,把房价上涨都归结为地价上涨,并没有十分的道理。

但2005年,情况已发生了一些变化,在许多地方,地价涨幅超过房价涨幅的态势已经开始出现。比如,北方的哈尔滨,1季度房价上涨了4.8%,而地价则上涨了8.3%。在杭州西湖区,相似的一块土地,04年拍卖时每平方米价格不到2900元,2005已突破了4000元,升幅高达41%。福州的台江区,2004年5月每亩地价是394万元。2005年5月的拍卖价已达723万元。

因为我国的现有土地制度造成了这样一种现象,短期内,可用土地是一种供给固定的生产要素,是稀缺的,是完全缺乏弹性的。但是长期内,土地供应是可变的,如果对土地的派生需求很大,会刺激人们对土地的开发和改良,从而扩大土地的供应。所以,从长期来看,土地不是完全缺乏弹性的。只不过不是一条随价格上涨而增加的斜线,而是整个曲线平行移动。所以,这种情况下房屋用地的供应就不是固定的,而是可变的,政府可以控制市场上的土地供应量。也就是土地的供给曲线可以平行移动,这种移动与价格的关系不大,主要受到国家政策的影响。土地供给曲线是可以移动的,土地供应的变化会影响地价的变化,进而影响房价。土地供应的减少,会导致地价的上升,地价上升导房产开发成本上升,房产商的供给曲线将下移,最终导致房价的上升。除此之外,土地供应的减少也会对房屋的消费预期产生影响,助长房屋的投机需求,进一步抬高房价。

3 市场运作因素:土地招标拍卖挂牌制度短期内会导致房价的上升

土地的租金还是要通过土地供求关系来决定的,供求关系决定的价格就是土地的租金。土地的招标拍卖挂牌制度只是土地价格的一种发现方式,是一种规范化的市场运作。在我国由于土地是国有的,土地的出让中就存在着一些不正常的现象,国家应有的土地收益受到侵害。由于不是公开拍卖,掌握土地转让权的政府官员或部门利用手中的权力“寻租”。协议转让的价格往往远低于市场价格。低价转让土地中的差价一部分被房产开发公司占有,一部分被开发公司用来作为打通各种关节的公关成本,老百姓从低地价中获的好处有限。这种情况的一个重要表现就是房产开发公司的高额利润。

实行土地招标拍卖挂牌制度,实际上所做的只是将土地出让过程透明化,改变过去暗箱操作的情况。但是,这种土地出让制度的改革也确实会在短期内推动地价房价的上涨。主要原因在于房产开发商已经习惯了高利润的日子,要他们一下子面临利润率较大幅度下降的局面,他们肯定不会轻易接受的。他们可能会抬高房价试图将这部分“成本”转嫁给消费者,并且还要将这种涨价的责任推到政府身上。另外,由于在目前房价不断上涨,房产商再夸大这种土地出让制度造成的影响,给广大消费者和投机者以房价还要大幅上涨的预期,进一步促进房地产的投机需求或者提早的真实需求。房产的需求曲线继续上移,房地产的泡沫加重。

尽管说土地出让制度的改革对房价产生影响,但这种效应是短期的。影响程度大小还要看社会对这种改革的预期,这个因素影响了房产商提高价格转移负担的能力。

4 政策建议

(1)继续推行土地出让挂牌竞价制度。竞价制度可以最大限度地防止国有资产流失,消除土地出让中暗箱操作。长期来看,这种改革也不会推高房价。

(2)增加土地供应,抑制房价,统一地权。现行的征地制度来源于计划经济,它的成功就应该是在房价上涨时加大土地供应,以平抑房价,这是征地制度的优越性。但是中国的土地供应恰恰反其道而行之,对此它若不是土地调控的失误,就是对征地制度的致命打击,由此导致了现行的征地制度面临着维持危机不断加大、体系解构、甚至运转失灵的趋向。虽然政府收紧土地供应确实可以获得更多的土地出让金,在一定时期内刺激房地产的繁荣,拉动经济发展。但是过紧的土地供给,也会造成房价高升,投机盛行。因此,必须改变目前不合理的土地利用模式。

(3)抑制房地产的投机需求。房地产价格上升的主要原因是需求因素造成的。但是需求因素中,既有真实需求也有投机和投资需求,一方面要稳定房价,另一方面是地价上涨对房价的压力越来越大。一方面是日益稀少的土地,另一方面是大量的土地被闲置,加剧了眼前的供需矛盾。政府抑制房价过快增长要调整住房信贷的利息。此外,政府还可以通过影响消费者心理预期来影响房地产的需求状况。

参考文献

[1]平狄克·鲁宾费尔德.微观经济学[M].北京:中国人民大学出版社.

[2]曹辉.对房地产市场发展的有关思考[J].经济技术协作信息, 2008,(35).

房价与地价的关系研究综述 篇2

一、地价决定房价

建设部政策研究中心在《怎样认识当前房地产市场形势》中提出:地价上涨是当前房价上涨中的重要因素, “招拍挂”制度存在短期内推动地价上涨的明显缺陷。王洋、杜超基于武汉市实施土地储备以来地价占房价变化比率逐年提高的事实, 认为“招拍挂”虽然纠正了扭曲的地价, 但土地招拍挂和土地出让的市场化使地价上涨, 而市场配置土地资源与日趋旺盛的房地产开发形成了反差, 使土地供需出现了不平衡, 在一定程度上带动了房屋用地价格的上升。连子康、唐芷兰等从房地产价格的成本分析来看, 房价的巨大差异是地价的巨大差异引起的。

二、房价决定地价

朱道林、董玛力用玉米法律悖论和引致需求理论的道理来说明地价和房价的因果关系问题。认为人们因为需要住房而产生了对住宅房屋的需求, 土地是建造房屋必须的生产要素, 这就导致了对住宅类用地的需求。土地的价格太高, 事实上是因为对住房的需求在不断增加, 从而导致开发商们不断增购土地来满足住房的需求。对土地引致需求的增加必然导致土地价格的上升, 土地作为生产要素, 其价格的变化更大程度上是一种结果而并非原因。黄健柏、江飞涛、陈伟刚用方差分解法将前人实证研究的方法统一在一个框架下, 研究发现:土地出让制度改革后, 地价上升对房价上升的推动作用反而较之前大大减少, 地价变动对房价变动的贡献度大幅下降至零附近。因而地价上涨对房价上涨的影响薄弱。但是房价变动对地价变动的贡献度接近100%。

三、相互影响, 一定条件下表现出因果关系

这种观点认为, 房价与地价是相互影响着的, 并在短期或长期中会表现出因果关系。有些学者认为房价与地价在长期中表现出因果关系。赖小倩通过用Granger因果关系检验证明:短期房价和地价之间确实互有影响, 但不能得出具体结论谁决定谁。长期 (1年以上) 来看房价对地价的影响程度较为明显, 房价最终决定地价的水平, 而地价对房价不能起决定性作用。黄英以1998年~2004年武汉市数据通过协整检验, 格兰杰因果关系检验和回归分析, 发现武汉市房价与地价之间存在着长期稳定的相关关系, 长期房价走势决定地价走势, 而短期内两者相互制约。谢叙祎5年的上海市数据用Granger检验表明短期两者相互影响, 长期内房价决定地价。

四、相互影响, 但不存在因果关系

叶晓东对地价和房价关系进行双向定量研究得出城市地价与房价相互影响, 房价对地价的影响大于或近似于地价对房价的影响。赵克诚以宁波市为例, 表明地价和房价变动趋势基本一致, 两者之间存在着密切联系。姚先国、黄炜华土地使用权招拍导致土地使用权价格上升。地价与房价有关联, 但并非线性关系, 即使地价上涨, 房价也并不一定随之上涨;要降低房价, 也并非只有降低地价一个途径。只有其他成本都呈刚性再无下降空间, 而开发商已到了无利可图的地步, 地价的上升才会全部反映在房价上, 成为房价上涨的直接原因。行怀勇房价与地价的关系是循环关联的, 在不同的角度下会有不同的结论。实证分析时, 房价上涨并不能全部归因于地价上涨。土地成本推动只是其中的一部分, 并不能说明二者谁决定谁的问题。

地价与房价作为房地产市场的两个重要指标, 其水平高低对房地产市场的正常、有序发展起着重要作用。房价与地价在一定范围内、一定条件下相互作用, 相互影响。正确分析和处理房价与地价的关系是十分重要的。如何运用这一关系对房地产市场进行调控将是研究重点。地产市场进行调控将是研究重点。

摘要：居住是人类的基本生活需要。住房问题不仅是一个经济问题, 而且是一个社会问题。购买住房成为家庭的一大负担;学术界所关注的是房价上涨背后的原因。在2004年全面实行“招拍挂”制度以后, 房价与地价的关系更是成为了各方关注和争论的中心。地价作为住房价格的成本构成之一, 地价在房价上涨过程中的作用有多大?究竟是谁影响谁?各方从不同的角度提出了各种看法。

关键词：房价,地价

参考文献

[1]、建设部政策研究中心课题组.怎样认识当前房地产市场形势[J]中国房地信息, 2004, (12) .

[2]、王洋, 杜超.地价与房价:性格决定命运[J].城市开发, 2007, (01) .

[3]、连子康, 唐芷兰, 卢荣安, 许巍.地价与房价的关系研究——以湖北省武汉市为例[J]现代农业科技, 2007, (05) .

[4]、朱道林, 董玛力.地价和房价的经济学分析[J]中国土地, 2005, (07) .

[5]、黄健柏, 江飞涛, 陈伟刚.对我国房价与地价相互关系再检验[J].2007. (02)

[6]、赖小倩.地价与房价的关系研究[D].西安建筑科技大学, 2007.

[7]、黄英.地价与房价的关系与调控机制研究[D]华中农业大学, 2006.

[8]、谢叙祎.上海市房价与地价关系的实证研究[J]世界经济情况, 2006, (12) .

[9]、叶晓东.城市地价与房价关系[D].浙江大学, 2007.

[10]、赵克诚.地价与房价变动趋势及比例关系分析[J]华东经济管理, 2007, (12) .

[11]、姚先国, 黄炜华.地价与房价的关系[J]中国土地, 2001, (09) .

房价地价上涨研究 篇3

我国的房地产自本世纪初走出低估以来, 其发展势头之迅猛令世人瞩目, 不仅因其与宏观经济的紧密互动关系, 更因为房地产的价格与广大人民群众的切身利益休戚相关而备受关注。

时下, 高涨的房价几乎成为街谈巷议的热点话题。为此, 政府部门、理论界也积极开展一系列的研讨和论证。既要保障广大人民群众, 尤其是中低收入居民的基本住房需求, 又要避免过度的紧缩措施给房地产市场造成剧烈的波动, 以致影响到国民经济的整体运行安全已经成为一种共识。而在房地产价格关系中, 房价和地价的关系是紧密联系在一起的, 作为一个人多地少的发展中大国, 理清房价与地价关系本身就有其理论意义, 不仅可能对促进房地产市场有关问题的争论朝好的方向发展、政府制定相关房地产市场调控政策有些许帮助, 更有助于广大人民群众认识房价背后的决定因素, 不致陷入一些不实说法的误导。本文主要探讨住房价格 (房价) 与住房用地价格 (地价) 之间的关系。

2 文献回顾

城市地价与房价是房地产价格体系的主体, 两者关系是否协调对房地产业运行、城市土地利用效率都有很大影响。对地价与房价关系进行研究具有重要的现实意义。房价与地价关系研究主要集中在房价与地价有无关系和何种关系的研究上:第一, 认为房价决定地价。Smith (1976) 从城市住房供给的角度, O’Sulliva (2000) 从传统一般均衡角度论述了房价决定地价;第二, 地价决定房价。Dowall和Landis (2003) , Evans (1987) , Cheshire和Sheppard (2002) , 徐艳 (2002) 从土地使用控制对土地市场和住房市场的影响、土地利用规划、土地规划的福利效应上分析地价决定房价。第三, 房价与地价相互影响。高晓慧 (2001) , 刘琳和刘洪玉 (2003) , 苗启虎和王方华 (2004) 从地租和产品价格关系, 需求的角度分析了二者之间的相互影响。在这些学者所构建的理论模型中, 证明了在开放城市中控制土地利用不会对住宅价格产生影响。进入20世纪90年代, 国外学者更加关注土地供给约束与地价、住宅价格关系的研究。Pollakowski和Wachter (1990) 利用美国华盛顿地区蒙哥马利郡的数据进行实证研究时发现, 土地供给限制对上地价格、住宅价格产生了溢出效应。Peng和Wheaton (1994) 利用香港1965到1990年数据对土地供给约束的溢出效应进行了计量经济分析显示土地供给变化对地价、住宅价格和住宅供给都有较大影响。他们认为土地供给不足使住宅供给总量下降, 再加上消费者预期未来土地更加稀缺和住宅租金上涨, 最终导致了土地价格和住宅价格同时上涨。Tsoukis和Alyousha (1999) 运用欧拉方程论证了在完全竞争的市场中住宅价格、土地价格与实际利率之间存在长期关系。但在利用英格兰和威尔士的数据进行检验时, 却拒绝了二者的协整关系。说明土地利用效率与土地价格、住宅价格有直接关系。Kauko ( 2003) 认为土地政策与土地市场完善有直接关系, 同时住宅价格和住宅质量也与土地政策有关。当总的土地没有出现限量供给时, 土地规划等政策将对住宅价格产生深刻影响。他还引述Monk (1991) 年的文章, 认为建立土地供给约束机制对房价的长期影响并不与李嘉图的剩余地租理论冲突。在对英格兰等不同地区进行研究时, 发现地价和房价的关系因区位不同而有较大差异。本文根据全国35个大中城市土地和房屋销售2000年第三季度到2007年第三季度的季度数据, 分别用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、面板数据模型系统研究了我国房价与地价之间的关系。采用理论分析、定量分析、实证分析相结合的方法, 得出我国房价与地价之间存在长期稳定的均衡关系;房价是地价上涨的格兰杰原因, 而地价不是房价上涨的格兰杰原因, 并提出了相应的政策建议。

3 实证分析

3.1 数据和方法

由于房地产作为一种具有投资品性质的商品, 其价格在一年内会发生较为显著的变化, 仅用年度数据难以准确反映这一变化, 应尽量使用季度或者月度数据。同时, 在研究房地产价格波动状况时用全国整体的数据并不能反映局部的差异, 使用城市级数据是最佳选择。因此, 本文在研究中将以季度数据为基础, 对全国35个城市的地价与房价的关系进行实证分析。考虑到数据的易得性, 在对我国35个城市进行实证分析时, 将以2000年第三季度至2007年第三季度数据为基础。在进行实证分析前, 剔除了物价指数和价格指数的影响。对35个城市的房价和地价指数取平均值。图1描述了这些城市地价与房价指数的变化趋势。从图中可以看出在样本选定期地价与房价有相同的变化趋势, 从2001年底开始地价上涨速度明显快于房价上涨速度, 这与我国土地出让制度改革进程相吻合。本文采用的方法有: (1) 用单位根检验房价和地价的平稳性; (2) 用协整检验分析房价和地价的长期稳定关系; (3) 再用格兰杰因果关系检验法检验房价和地价的因果关系; (4) 最后用面板数据分析不同地区二者的弹性值。

注:1.数据引自《中国经济统计快报》2.原始数据为同期环比数据, 为了反映时间序列的波动性, 本文对数据进行了调整, 假定2000年第三季度为基期, 通过还原, 将基期数据转换成累积增加数据。

3.2 实证研究结果及分析

(1) 平稳性检验。

利用Eviews软件对中国35个城市房价和地价做单位根检验, 以此来确定房价和地价这两个时间序列的平稳性, 结果如表1和表2:

由表1和表2可以看出房价和地价的ADF值都小于显著性水平为0.01时的临界值, 在此种情况下可以拒绝原假设, 即房价指数和地价指数都没有单位根, 也即它们是平稳的。

(2) 协整关系检验。

常用的协整检验方法有Engle Granger两步法和Johansen法。本文采用Johansen法, 在多变量向量自回归 (VAR) 系统回归构造两个残差的积矩阵, 计算矩阵的有序本征值 (Eigen value) , 根据本征值得出一系列的统计量判断协整关系是否存在以及协整关系的个数, 检验结果如表3。

表3从零假设H0∶r=0开始, 似然率统计量的值为52.6967, 超过5%显著性水平的临界值19.96, 表明应拒绝零假设的, 接受r=1备择假设。同时, 在原假设为H0∶r=1时, 似然比为8.829588, 小于5%的临界值9.24, 因而接受H0∶r=1的零假设。结合这两个假设的结果可以得出这样的结论, 在5%的显著性水平下房价与地价存在1个协整关系。由此可见, 在95%的概率度下, 有理由确信我国房价与地价存在长期均衡关系。以上两个步骤显示房价与地价这两个时间序列是平稳的, 且两者存在协整关系。因此, 可以进一步进行因果关系检验。

3.3 格兰杰因果关系检验

上面已经证明了房价和地价都是平稳序列, 且二者之间存在协整关系, 故可以进行格兰杰因果关系检验。用EViews软件进行Granger因果关系检验, 结果如表4所示

从表4中可以看出:滞后时间为一期时, 房价与地价有双向的因果关系;滞后时间为两期到八期时, 存在房价到地价的单向因果关系。此结果表明:在短期, 房价与地价相互影响, 其中地价是影响房价变动的原因;在长期, 房价变动是影响地价变动的原因。

根据以上的统计结果, 地价的增长是相对平稳的, 并且短期内对房价有显著的影响, 在长期, 对房价无显著影响。究其深层次的原因, 主要有: (1) 预期以当前价格为依据。当前地价上涨时, 会形成未来房价上涨的预期。作为开发商, 此时会选择减少当前的住房供给;作为个人住房需求者或投机者, 会选择在当前购买住房。住房市场上供给的减少与需求的增加, 必然会引起当前房价的上涨。 (2) 住房需求对政策的弹性大。现行住房政策的长期目标是实现“居者有其屋”与房地产业的持续稳定增长, 前者即暗示人们多多进行“居住储蓄”, 对房价的上涨有促进作用;而对后一目标而言, 由于住房需求对政策的弹性很大, 政策的力度、作用时间不易把握, 导致政策的频繁调整, 这些调整在短期内会扩大预期的变动。 (3) 开发商的土地储备。在地价上涨时, 短期内出于价格进一步上涨的预期, 开发商会选择持有土地, 从而产生与土地政策作用方向相同的效果, 进而扩大了地价变化对房价的作用;而在长期, 因为政策的限制, 开发商不得不出售土地或进行开发, 从而缓解或抵消了地价变化对房价的影响。

在长期, 房价变动是影响地价变动的原因:从土地出让市场中价格形成过程看, 地价依赖于出让方式、竞争程度以及开发商的底价。 (1) 成本不变时, 土地受让方的出让底价由预期收益决定, 由于预期通常根据当前的房价做出, 当前的房价对地价有直接的影响, 这一结论与Granger检验结果基本相符。 (2) 当土地开发成本发生变化时, 土地成交价格介于政府出让底价与完全竞争市场中开发商最高底价之间, 而且, 随着土地出让市场中需求竞争程度的增强, 价格越接近后者, 由于利润空间减小, 房价变化对开发商预期收益的影响下降, 相应地房价对地价的影响也越弱。Granger检验结果显示, 短期内房价对地价的影响相对地价对房价的影响较弱, 其中一个原因就是在土地出让需求方中引入了竞争机制。 (3) 从土地供应政策看, “严把闸门、地根从紧”是总趋势, “六项清理整顿”、“三个暂停”、“冻结”等政策的干预, 直接导致建设用地供应中存量土地比率不断增加, 由于存量土地的获取成本相对较高, 导致地价上涨。在“保持地价稳定增长”的目标下, 通过土地储备供应这一“水龙头”, 政府可及时调控土地价格水平。从这一意义上讲, 统计检验结论“地价变动幅度较小、短期内地价受房价变化影响较小”是必然的。

3.4 面板数据

首先进行假设检验, 以选择特定的面板数据模型。运用计量经济学软件Eviews5.0, 计算出混合模型、变截距模型和变系数模型的残差平方和分别为14.02286、11.44255、11.2956。则

undefined

, 就有F1>F0.05 (68, 735) 且F2

由上表我们知道R2为0.472264, 这与房地产经济学的基本原理是相吻合的, 房地产价格的构成要素除了土地以外, 还有包括建筑成本、资金使用成本、税收政策以及开发利润等其他多个要素, 要素构成和这些要素本身的变化都是很复杂的, 而且现实中房地产价格主要是受市场供求关系的影响, 所以不能简单地以土地价格的高低来判断住房的价格高低。

在35个城市中, 除了西宁、合肥、成都、沈阳、重庆、大连、福州、长春、南昌、太原和杭州这十一个城市的截距小于零外, 其余24个城市的截距都大于零, 说明我国2000年第三季度起整体房价水平就偏高。

从我国所处的社会经济发展阶段和土地供求形势看, 房价和地价的上涨有其必然性, 但过快的增长则应引起高度的重视。

在综合分析的基础上, 我们认为, 需求强劲是当前引起部分地区房价过快上涨的主要原因, 同时还有其他多方面的复杂原因, 如在住房消费观念的宣传上存在偏差, 忽视我国土地资源的承受能力和社会经济发展水平, 标准过高, 面积过大;政府对住房消费中的恶意炒作和投机性购房管理不到位, 对违规开发商和投机购房者缺乏处罚措施;房地产开发行业竞争不充分, 甚至开发商联手垄断市场抬高房价, 且开发商利润明显高于社会平均利润水平;地方政府对住房需求预测缺乏科学性, 大拆大建, 提前释放住房需求, 进一步加剧了土地供应的紧张。

4 结论及政策建议

(1) 自2000 年以来, 房屋销售价格指数和土地交易价格指数总体上呈平稳上升态势, 并且两者的变化有明显的一致性, 但是土地价格上升幅度小于房价, 说明房价上涨的动力是大于地价的。近几年大规模的城市改造和大量的人口流入所形成的市场需求对房价上升的推动作用不可忽视, 加之大批投资买房者的存在, 使得房价中包含了一定的炒作成份。而土地市场的需求者是有一定门槛限制的, 加之政府的有效管理, 使其炒作可能性大大降低, 因此地价的变化更为平稳。

(2) 短期内 (不超过一年的时段) , 土地价格与住房价格之间存在一定的相互影响, 由于从获取土地开始算起的商品房的开发周期决不止一年, 所以这个结果一方面说明地价和房价作为房地产市场的两个主要变量, 相互之间确实有紧密联系, 另一方面也说明, 住房价格并不是受到其所用土地的成本价影响, 而是受到房屋出售近期土地价格的影响, 也就是说土地价格对房价的影响并不是由于增加了商品房的开发成本, 而是由于土地价格也是整个房地产市场繁荣程度的一个反映。

(3) 长期来看, 地价是房价的格兰杰原因, 最终来看, 地价高低是房价高低的结果, 而不是原因。早在18 世纪, 古典经济学家亚当·斯密就明确指出:“地租成为商品价格构成部分的方式, 和工资与利润是不同的。工资和利润的高低, 是价格高低的原因, 而地租的高低, 却是价格高低的结果。”正如众所周知的“玉米法律悖论” (Corn Law Debate) , 地价高是因为玉米的价格高, 玉米法律提高了玉米的价格, 刺激了国内玉米的生产和对种玉米的土地的需求。由于土地资源是有限的, 因此地主们就提高地价来满足对土地的需求。

重庆市房价与地价关系的实证研究 篇4

近年来, 房地产业的快速发展和房价的不断攀升越来越引起社会的注意, 重庆市在2009年更是创下了房价涨幅的最高纪录, 房价已然超出了大多数消费者的承受能力。众所周知, 影响房价的因素众多, 如房地产市场需求巨大, 土地垄断, 地价上涨, 大量游资炒作, 利益集团操纵, 不正确舆论导向等, 但地价依然是影响房价的最重要的因素之一。房价和地价之间关系也一直是社会各界关注焦点, 是地价决定房价, 还是房价决定地价然后又反作用于房价引起房价上涨呢, 由于角度不同, 利益不同, 思想观念不同, 对房价和地价关系观点也有所不同。

目前, 国内已有许多学者对房价与地价之间的相互关系进行了大量的研究, 如杨慎 (2008) 认为, 地价上涨必然导致房价上涨;钱忠好 (2008) 认为, 房价和地价的形成既具有相对的独立性, 又具有相互的关联性。另外, 一些学者也试图通过计量经济模型和分析工具进行定量分析, 如葛红玲 (2008) 基于北京市2003年第一季度至2007年第三季度的数据对北京市房价与地价的关系进行了研究, 认为北京市房价与地价存在着长期的均衡关系, 地价作为成本影响房价, 房价提升带动地价上涨;吕光明 (2009) 对中国1998年第一季度至2008年第三季度进行了协整分析和Granger因果检验, 认为长期内二者存在一个稳定的因果关系, 短期内房价变动引致地价变动。在研究方法上, 李世蓉 (2009) 运用SCP范式分析中国房价地价关系, 认为虽然地价不是影响房价的唯一因素, 但是一个重要因素。

以上表明, 虽然众多学者对房价和地价之间的关系早已有研究, 但始终未达成一个共识。为了进一步确认房价和地价之间的关系, 本文以重庆市为例从实证角度出发, 利用重庆市最新的房价地价数据, 以计量经济学为基础, 运用协整分析对二者之间的定量关系进行实证研究, 以此得出回归模型并提出相应的政策建议。

一、变量选取与样本数据说明

本文使用的全部数据来自于国研网, 以重庆市房屋销售价格指数 (HPI) 与重庆市土地交易价格指数 (LPI) 为基础, 时间跨度为2001—2009年的季度数据, 由于原始数据采用上年同期增长的环比数据, 为了更加真实的反应地价房价长久动态关系, 在使用之前, 我们先将环比数据化为以2001年第一季度为基准的定基数据, 同时为了消除异方差的影响, 对房价指数 (HPI) 和地价指数 (LPI) 分别取对数, 分别表示为LHPI, 和LLPI, DLHPI和DLLPI分别表示为二者的一阶方差。

二、重庆市房价与地价关系的实证研究

(一) 房价与地价关系的协整检验

为了避免伪回归问题, 首先对重庆市房价指数 (HPI) 和重庆市地价指数 (LPI) 这两个时间序列数据进行平稳性检验。一般平稳性检验方法有DF检验, ADF检验, PP检验等, 本为采用ADF检验分析方法, 对LHPI, LLPI, 以及其一阶差分DLPHI, DLLPI进行ADF检验。所有的数据计量分析结果均是在计量经济软件EViews3.1环境下得到的。检验结果如下:

结果表明:序列LHPI, LLPI的ADF统计量大于5%显著性水平下的临界值, 即时间序列含有单位根, 是非平稳序列;而一阶差分序列DLPHI, DLLPI值小于5%显著性水平下的临界值, 即此时间序列为平稳序列。协整是指两个 (或两个以上) 的非平稳序列的某种线性组合表现出平稳性, 就说这些变量之间存在着协整关系。但当变量个数只有两个时, 两个变量的单整阶数必须相同才可能协整。LHPI, LLPI均为一阶单整, 因此LHPI, LLPI符合I (1) 过程, 满足协整的前提。

然后运用Johansen协整检验方法进行协整检验, 结果如下:

结果表明:似然比检验统计量的值58.89167大约1%显著性水平下的临界值20.04, 即LHPI和LLPI存在着协整关系, 由此看见LHPI和LLPI在99%的概率水平下存在着长期的均衡关系。

(二) 重庆市房价与地价关系的回归分析

以一年为期来研究重庆市房价与地价之间的关系。

1. 地价对房价的影响

本文采用回归分析法探讨地价与房价之间的关系, 模型如下:

回归结果如下:

R2=0.887357调整后R2=0.870669, F=53.17366

由以上可以看出, 在5%的显著水平下变量的t检验值不太理想, 但方程整体的拟合程度较好, 可推知各解释变量存在多重共线性。故采用逐步回归法进行调整, 最终模型为:

R2=0.878835, 调整后R2=0.870758, D.W=1.874626, F=108.7986

方程整体拟合情况较好, 且变量间不存在正相关关系。由模型 (1) 可以看出滞后2—3期的地价对房价有正向影响, 也就是说本期地价对滞后2—3期的房价有明显的拉升作用。

2. 房价对地价的影响

本文采用回归分析法探讨房价与地价之间的关系, 模型如下:

R2=0.826956, 调整后R2=0.801320, D.W=1.727404, F=32.2575, 在5%的显著水平下变量的t检验值不太理想, 经进一步调整后, 最终模型为:

R2=0.814820, 调整后R2=0.802873, D.W=1.888166, F=68.20224

方程拟合程度较好, 且不存在自相关。由模型 (2) 可以看出, 当期地价受滞后1—2期的房价影响, 换言之, 本期房价对滞后1—2期的地价有正向影响。

研究结论与政策建议

上述研究表明:选定的样本LHPI, LLPI为非平稳序列, 但经过一阶差分之后变成平稳序列。回归分析结果显示:

(一) 重庆市房价与地价之间存在正相关关系

从模型 (1) 可以看出重庆市滞后2期的地价每上涨1%, 当期房价会上涨41%左右, 而滞后3期地价每上涨1%, 当期房价则上涨52%, 滞后2—3期地价对当期房价具有明显的推动作用, 滞后3期的影响程度最大。从模型 (2) 可以看出, 重庆市滞后1期的房价每上涨1%, 当期地价会上涨62%, 滞后2期的房价每上涨1%, 当期地价会上涨40%, 滞后1—2期房价共同影响当期地价。地价作为房地产开发商成本必定会影响房价, 而房价的提高又增加了房地产厂商的可获利性, 转而寻求更大规模的投资, 继而增大了地价上涨的可能性。房价和地价相互促进, 营造了一个共同增长的趋势。

(二) 通过Johansen检验结果可以看出, 重庆市房价和地价之间存在着协整关系, 二者在长期内 (一年以上) 是相互影响的, 二者在99%概率水平下具有一个长期的稳定比例关系

基于以上研究, 本文提出以下政策建议:

1.适当增加土地供应, 严格控制住房用地价格。地价是影响房价的重要因素, 只有增大住房用地的供给, 才有可能降低土地价格, 进而在一定程度上抑制房价的上涨。

2.提高居民收入。国家通过宏观调控体系抑制房价的过快增长, 同时要提高居民收入水平, 只有个人收入增涨幅度和房价增涨幅度相匹配, 消费者的实际购买力才有可能增加。

3.杜绝非法炒房现象。大量流动资产的介入, 在很大程度上提高了房价。介于此, 政府建立健全监督管理制度, 统筹运用经济行政手段保证房地产市场的良性运行, 杜绝非法囤房炒房现象, 已显得迫切必要。

参考文献

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房价地价上涨研究 篇5

房价关乎民生, 地价关乎地方政府财政。由图1显而易见, 近几年房价的节节攀升是有根结的, 那就是地价。现在基于青岛市数据实证研究房价与地价的关系。

数据来源:《全国主要城市地价监测报告》、《中国房地产统计年鉴》、国家统计局网站。

2 数据选取与预处理

本文选用青岛市房地产价格指数中的房屋销售价格指数 (亦即房地产销售价格指数、房价指数) 与土地交易价格指数 (亦即土地出让价格指数、地价指数) , 数据取自《中国国土资源公报》和《全国主要城市地价监测报告》。原始资料是环比数据, 取的是2004年一季度到2013年四季度总共40期的季度数据。根据数据的迭代转换和定基指数与环比指数的关系进行数据预处理将基期统一, 从而将环比指数转化为定基指数。之后, 为了消除特殊数据对模型估计精度的影响, 对数据取自然对数, 得到调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 。

3 实证分析

3.1 最优滞后阶数

在进行平稳性检验之前, 很必要的一项工作就是找出最优滞后阶数。Eviews6.0给出了依据AIC和SC等多种选择标准下的自动选阶。滞后期应该慎重选择。确定最优滞后期的方法与准则有:LR、FPE、AIC准则、SC准则、HQ准则。当运用这几个准则得出的各个滞后期下的数值同时为最小时, 则该滞后期就是最优滞后期。最优滞后阶数的检验结果如表1所示:

注:*表明各准则下的最小数值。

由表1的结果可以看出, 滞后阶数是5阶的时候, LR、FPE、AIC、SC与HQ的数值同时为最小值, 所以得出结论, 最优滞后阶数是5。

3.2 平稳性检验

给出一个时间序列, 如果其自回归模型AR模型的特征方程的一个特征根是1, 那么这个序列就是非平稳时间序列, 这样的序列通常表现出随时间而不断增大的特征, 检验一个序列是否含有单位根, 称为单位根检验。考虑到干扰项可能存在的相关性, 本文采用的是ADF检验。ADF检验包括一个回归方程, 左边是序列的一阶差分项, 右边是序列的一阶滞后项、滞后差分项, 有的时候还有常数项和时间趋势项。带有两个滞后差分项的回归为:

在进行ADF检验时有三个选择:第一个是回归中是否包含一个常数项, 第二个是回归中是否包含一个线性时间趋势, 第三个是回归中应包括多少个滞后差分项。

对于ADF检验, 使用哪种模型形式是要根据具体的数据变量来区别对待的。如果数据随时间变化趋势明显但趋势并不太陡, 说明随机趋势和确定趋势都影响序列, 此种情况下其ADF检验含有常数项不含有趋势项;如果数据随时间变化趋势明显且趋势较陡, 说明确定性趋势中的时间趋势支配了该序列且占绝对支配地位, 此种情况下其ADF检验含有常数项含有趋势项;如果数据反反复复地无规则地上升下降, 说明支配数据的主要是随机趋势, 此种情况下其ADF检验不含有常数项不含有趋势项。通过回归发现, 常数项与趋势项都不显著, 所以, 房价指数与地价指数的ADF检验类型选用随机游走的形式。

如果ADF值大于单位根检验临界值, 结论是序列中含有单位根;如果ADF值小于单位根检验临界值, 结论是序列中不含有单位根。房价指数和地价指数的ADF单位根检验结果如表2所示:

注: () 内数字是p值, 滞后期数选用的是第一步经过验证确定的最优滞后阶数5。

如果时间序列不是稳定的, 经过d阶差分之后才是平稳序列, 则称此序列为d阶单整序列, 记为I (d) 。从表2中的检验结果可以看出, 调整后的房价指数 (LNDHP) 原数据和一阶差分的ADF检验都是非平稳的, 二阶差分的ADF检验是平稳的, 由此得出, 调整后的房价指数 (LNDHP) 是二阶单整序列, 即I (2) 。同理得出, 调整后的房价指数 (LNDHP) 也是二阶单整序列, 即I (2) 。综上所述, 调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 都是二阶单整序列。

3.3 协整检验

调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 是非平稳时间序列, 经过上面的ADF单位根检验已经得出, 调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 是同阶单整序列, 都是二阶单整序列I (2) , 平稳性得以检验。同阶的单整序列才可以进一步进行协整检验, 以考察序列间存不存在长期均衡关系。接下来对调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 进行协整检验, 运用Engle-Granger协整检验两步法进行分析如下:

第1步:由于两个时间序列为同阶的非平稳序列, 用调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 进行以下回归

LNDHP (t) =c+βLNDLP (t) +e (t) (2)

其中:c为常数项, β为协整参数, e为残差。

运用OLS (普通最小二乘法) 进行回归分析, 并获得残差序列, 结果如表3。

注:[]内数字为t统计量, () 内数字是p值, 显著水平位为1%。

第2步:上面第1步得到了残差序列, 对其进行单位根检验以验证该残差序列是否为平稳序列。回归残差的ADF检验结果如表4所示。

注: () 内数字是p值, 当ADF检验值小于临界值时说明序列是平稳的。

对残差序列e (t) 的单位根检验 (ADF检验) 结果显示, ADF检验t统计量的值为负, 且其绝对值较大 (大于5%和10%显著性水平下的临界值绝对值, 意即ADF检验t统计量的值小于5%和10%显著性水平下的临界值) , 则拒绝单位根原假设而表明残差序列e (t) 是平稳的。回归后的残差序列e (t) 是I (0) 过程, 即是平稳序列。表4回归残差的ADF检验结果显示, 残差序列e (t) 在5%和10%显著性水平下是平稳的, 由此可以得出调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 之间具有协整关系, 也就是说非平稳序列LNDHP与LNDLP之间存在着稳定的长期的均衡关系。

3.4 格兰杰因果检验

为了进一步说明调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 的相互影响关系从短期到长期的变化, 接下来运用格兰杰 (Granger) 因果检验。滞后期数不同时, 可能得出调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 是正向因果、反向因果或者互为因果的不同结论。于是下面就把滞后期从1取到11来进行LNDHP与LNDLP的格兰杰 (Granger) 因果检验, 从而考察LNDHP与LNDLP的相互影响关系从短期到长期的变化。不同滞后期下调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 的Granger因果检验结果如表5所示:

注:***表示1%水平拒绝, **表示5%水平拒绝, *表示10%水平拒绝。

从表5的检验结果不难看出: (1) 关于地价 (LNDLP) 是不是房价 (LNDHP) 的格兰杰Granger原因。滞后期数为1、2、4、5、8、9、10、11时拒绝了原假设即零假设H0, 意即地价 (LNDLP) 是房价 (LNDHP) 的格兰杰Granger原因。而当滞后期数为3、6、7时并没有拒绝原假设即零假设H0, 意即地价 (LNDLP) 不是房价 (LNDHP) 的格兰杰Granger原因。 (2) 关于房价 (LNDHP) 是不是地价 (LNDLP) 的格兰杰Granger原因。滞后期数为1、2、3、9、10、11时拒绝了原假设即零假设H0, 意即房价 (LNDHP) 是地价 (LNDLP) 的格兰杰Granger原因。而当滞后期数为4、5、6、7、8时并没有拒绝原假设即零假设H0, 意即房价 (LNDHP) 不是地价 (LNDLP) 的格兰杰Granger原因。

依据表5可以得出:由滞后期数为1、2、4、5、8时拒绝了H0“地价 (LNDLP) 不是房价 (LNDHP) 的Granger因”, 可见, 在中短期地价对房价造成了较为显著的影响, 但是存在一定的滞后期。由滞后期数为1、2、3时拒绝了H0“房价 (LNDHP) 不是地价 (LNDLP) 的Granger因”而当滞后期数为4、5、6、7、8时并没有拒绝H0, 可见, 在短期房价对地价也有影响且存在一定的滞后期但在中期房价对地价的影响有所减弱。从滞后期9开始, 拒绝了H0“地价 (LNDLP) 不是房价 (LNDHP) 的Granger因”也拒绝了H0“房价 (LNDHP) 不是地价 (LNDLP) 的Granger因”, 说明在长期范围内地价是房价的格兰杰原因, 房价也是地价的格兰杰原因。

3.5 误差修正模型 (ECM)

上面的协整检验已经得出调整后的房价指数 (LNDHP) 与地价指数 (LNDLP) 之间具有协整关系, 也就是说非平稳序列LNDHP与LNDLP之间存在着稳定的长期的均衡关系。

由此就可以建立误差修正模型 (ECM) 来表示这个长期均衡关系。

误差修正模型由非均衡误差、原变量的差分变量以及随机误差项组成。最简单的误差修正模型表达式是:

其中, ECM (t-1) =y (t) -k0-k1x (t) 是非均衡误差。y (t) =k0+k1x (t) 表示y (t) 和x (t) 的长期关系。β1ECM (t-1) 是修正误差项。β1是修正系数, 表示误差修正项对Dy (t) 的修正速度。根据误差修正模型的推导原理, β1的值应该为负。误差修正机制应该是一个负反馈过程。k0和k1是长期参数, β0和β1是短期参数。

建立ECM模型如下:

其中, LNDHP和LNDLP分别代表房价和地价, u (t) 为干扰项。

应用Eviews6.0建立ECM模型得到结果, 据结果分析可知, 房价方程的系数为-0.132, 并且显著性水平位1%, 说明, 当房价过高时, 即偏离长期均衡状态时, 它会以0.132的速度向地价的均值下调, 且高度显著, 反之, 当房价过低时, 即偏离长期均衡状态时, 它会以0.132的速度向地价的均值上调, 且高度显著。但是地价方程的系数很小, 仅为0.05, 且不显著, 说明当地价过高时, 即偏离长期均衡状态时, 它会以0.05的速度向房价的均值下调, 且不显著, 反之, 当地价过低时, 即偏离长期均衡状态时, 它会以0.05的速度向房价的均值上调, 且不显著。综上所述, 说明在房价与地价的协整关系中, 地价占主导地位。另外, 建模得到的房价与地价协整系数为 (1, -1.62) , 也就是协整方程的修正系数, 即修正误差项β1ECM (t-1) 的系数β1=-1.62。这说明房价与地价的长期均衡关系是:地价每提高一个单位, 房价就会升高1.62个单位, 显著水平为1%, 高度显著。

4 结果分析与政策建议

4.1 结果分析

以上的实证分析表明, 无论在短期还是长期, 青岛市地价对房价都有显著影响。分析其机理, 首先, 地方政府通过转让土地使用权获得一笔不菲的土地出让金;其次, 房地产开发商不会自己承担购买土地使用权的费用支出, 所以把这部分费用当做建筑成本转嫁到房价上, 从而形成房地产价格比预期高、房地产行业高利润率的局面;再次, 越来越多的投资者想跻身高盈利的房地产行业, 也就形成了地方政府进一步通过运作土地制度“以地生财”的推动机制。此外, 房地产行业的繁荣发展, 一方面增加了房产税、城镇土地使用税等地产税收入, 另一方面则提升了城市建设水平, 有助于其他产业的招商引资, 间接拉动地方财政收入的增加。所以, 作为理性人的地方政府, 是有充分的动力推动房价上涨, 或者至少把房价维持在一个相对稳定的位置。这就形成了只升不降的“房价棘轮效应”。

1994年实行分税制改革后, 地方财政收入显著减少, 但地方财政支出未发生明显改变, 形成了“财权”与“事权”的严重不对等。为满足城市基础建设、社会福利发放等必要的地方政府职能需求, 各地方政府竞相利用我国土地制度安排, 通过卖地获取巨额土地差价收益。尤其是近年来, 土地财政“愈演愈烈”, 连续几年超过地方政府税收收入。“第二财政”成为支撑地方政府财政支出的第一力量。

4.2 政策建议

(1) 建立完善的地方财税制度, 实现地方政府事权与财权的统一和对称。

(2) 建立科学的政绩考核体制。不要片面追求GDP政绩, 客观的评价才能促进社会经济持续、快速、健康的发展。

(3) 转变政府职能, 正确定位政府角色。改变政府作为土地经营者的角色, 要尽快实现政府从房地产市场的经营者转变为监管者, 使政府由“投资型”转变为“服务型”。

(4) 提高保障性住房的建设力度, 加大住房的供给量。

(5) 逐步推进土地制度和征收制度的改革。让市场成为土地资源配置的基础性手段。打破地方政府在土地市场上的垄断地位, 提高土地市场上的公开透明度。

参考文献

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房价地价上涨研究 篇6

本文通过对南京市2007年以来公开招拍挂经营性用地开发建设项目的跟踪,针对具体项目拿地价格(楼面地价)与初次开盘价格(商品房价格) 进行详细的分析,旨在对地价与房价的定量关系进行实证分析,以真实反映地价与房价的关系。

一、地价与房价关系的实证分析

2007年至2013年9月,南京市公开出让土地526宗,截至2013年9月,共有210宗地块开盘销售(含商业办公、商住混合性质楼盘),剔除部分宗地出让条件中未标注容积率及社区配套、加油站等性质用地6宗,共有204宗用地符合本研究样本。

本研究中采用同一宗地楼面地价占商品房销售价格的比重来判断地价与房价的关系,其中楼面地价与商品房销售价格均为静态值,未考虑时间周期所导致的地价资金时间价值,通过静态分析研究地价与房价之间的量化关系。

1.总体情况

针对204宗用地的楼面地价与销售价格的比值 (地价房价比)分析来看,地价房价比的平均值为28.2%,地价房价比基本维持在20%-40%左右,占比达到47.06%,20%以下占比为32.84%,两者合计达到79.9%,即近8成宗地地价房价比在40%以下; 地价房价比50%以下占比达到93.14%,仅有不足7% 的地价房价比高于50%,即9成以上的调研宗地地价房价比不足50%。

综合来看,在不考虑地价资金时间价值的情况下,地价房价比平均值仅为28.2%,基本维持在15%-40%的水平,占比高达60.3%,且9成以上宗地地价房价比低于50%。

2.分年度地价与房价关系对比

分年度来看,随着房地产市场的发展,地价占房价的比重呈现先增加后小幅回落的特点,其中2010年地价占房价的比重最高为30.9%,这也说明自2010年以来一系列房地产宏观调控的效果显现出来,地价对房价的拉动效应呈现减缓的趋势(见图1)。具体来看,地价占房价的比重范围上限在扩大,地价占房价比重大于30%的占比从2008年的30%左右提升至2010年的50%以上,除2007年受“地王”频出的影响外,地价占房价的比重在50% 以上达到1/10的水平,随着2008年“经济危机”及房地产调控的影响,房价占地价比重50%以上的比重持续回落,但2010年又回升至10%左右(见图2)。

3.分用地性质地价与房价关系对比

不同使用性质的用地由于受企业追捧度、调控影响程度差异较大等的影响,地价占房价的比重也存在较大的差异。总体来看,纯商业用地、商业办公用地土地溢价率一般较少出现,地价占房价的比重基本维持在20%左右;而商业住宅混合用地地价占房价的比重上升至25%左右,纯住宅性质用地是土地市场最为“受宠”的骄子,地价占房价的比重达到31.2%。这也说明房地产市场调控的重点在住宅市场,土地价格在一定程度上影响到住宅的销售价格 (见图3)。

4.不同地段地价与房价关系对比

依据土地成交楼面地价的不同水平来看,地价占房价的比重随着成交土地楼面地价的上涨而提高,可以说,高地价是推高房价的重要因素,总体来看,成交地价土地楼面地价在5000元/平方米以上,地价占房价的比重基本维持在25%以下,成交地价在5000-10000元/平方米左右,地价占房价的比重维持在40%-50%之间,而成交地价在10000元/平方米以上,地价占房价的比重攀升至50%以上(见图4)。

二、结论

其一,在不考虑地价资金时间价值的情况下, 地价占房价的比重平均值为28.2%,可以说,地价基本上占到房屋销售价格的1/3左右,地价在一定程度上是影响房价的重要因素。

其二,房地产宏观调控效果较为明显,从时间序列来看,地价占房价的比重以2010年为分界点, 呈现先增加后回落的特点,2010年以来的一系列调控对控制地价,抑制房价的效果较为明显。

其三,住宅用地地价占房价的比重明显高于其他性质用地,针对住宅市场出台调控政策是控制房价的有效措施,这也说明针对住宅用地采取的“限房价、竞地价”的土地出让方式是有效的。