id177-財政分權(quán)、地方競爭行為與房價波動(編輯修改稿)
2024-08-31 09:45 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 維修費用等變量情況下，加入了與房地產(chǎn)供求有關(guān)的變量構(gòu)建新的模型，并對財政分權(quán)、地方政府競爭行為與住宅價格之間的關(guān)系實證分析，模型表達式為：lnHPit=αi+β1lnFDit+ β2lnFDIit+β3lnPCit+β4lnHFAit+β5lnIIREit+β6lnPCDIit+μit (式5)(式5)中，i表示各城市，t表示年份。αi表示截距項；HPit作為被解釋變量，表示 i市在時間t的住宅的平均價格，用各城市商品住宅銷售額除以商品住宅銷售面積得到；FDit和分別表示i地區(qū)在t時刻的財政分權(quán)和地方政府競爭行為程度，作為解釋變量。借鑒張晏、龔六堂(2005)的研究成果，本文將財政分權(quán)指標界定為：財政分權(quán)(FD)=地方人均財政支出/（中央人均財政支出+地方人均財政支出）；基于王愛民(2009)的研究成果，本文利用35個大中城市當年實際利用的外資總額與當年全國實際利用外資總額的比值作為地方政府競爭行為的代理變量。、分別表示i地區(qū)t時刻的住宅竣工面積、人口密度、住宅房地產(chǎn)開發(fā)投資、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入水平；μit表示隨機誤差項。其中，城鎮(zhèn)人均可支配收入作為影響住房需求的收入變量；住宅竣工面積作為影響住房供給的代理變量；人口密度表示對房價產(chǎn)生影響的人口因素變量。 數(shù)據(jù)整理及描述性分析本文將全國35個大中城市分為東、中、西三個地區(qū) 35個大中城市包括4個直轄市、26個?。ㄗ灾螀^(qū)）省會城市（除去拉薩）、5個副省級城市。，其中東部地區(qū)包括北京、天津、石家莊、沈陽、大連、上海、濟南、南京、杭州、福州、廈門、廣州、深圳和?？诠彩鶄€城市；中部地區(qū)包括太原、南昌、合肥、長沙、武漢、鄭州、哈爾濱、長春共八個城市；西部地區(qū)包括重慶、成都、貴陽、昆明、西安、蘭州、西寧、銀川、南寧、烏魯木齊和呼和浩特共十一個城市。由于拉薩數(shù)據(jù)難以獲取，所以本文選取全國35大中城市的數(shù)據(jù)為樣本進行分析，并將時間跨度設(shè)為19992008年。實證分析中所用的數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、國研網(wǎng)、《中國房地產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》(20002009)、《中國城市統(tǒng)計年鑒》(20002009)及《中國統(tǒng)計年鑒》(20002009)，同時，為了消除樣本數(shù)據(jù)中存在的異方差性，本文在進行描述性分析之后對所有數(shù)據(jù)進行了自然對數(shù)處理。同時本文所采用的分析軟件是EViews 。對所有變量的描述性分析如表1所示。表 1 變量描述性分析結(jié)果 觀察值均值最大值最小值標準差住宅價格3501185人口密度350財政分權(quán)程度350住宅竣工面積350地方政府競爭行為350住宅房地產(chǎn)開發(fā)投資350城鎮(zhèn)人均可支配收入35011368 單位根檢驗為了避免回歸分析中所存在的偽回歸問題，本文使用了LLC、IPS、ADF – Fisher、PP Fisher四種方法及含截距項模型對各變量的面板數(shù)據(jù)進行了單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。表2表明，除了人口密度、財政分權(quán)、住宅竣工面積和地方政府競爭行為三個變量之外，其他變量都是不穩(wěn)定的，但是各個變量的一階差分是穩(wěn)定的。這表明除了人口密度、財政分權(quán)、住宅竣工面積和地方政府競爭行為之外，其他各個變量都是一階單整的，因此可以進行協(xié)整檢驗。表 2 各變量面板數(shù)據(jù)單位根檢驗變量名水平序列值一階差分值LLCIPSADF FisherPP FisherLLCIPSADF FisherPP Fisher住宅價格()()()()***()***()***()***()人口密度***()***()***()***()***()***()***()***()財政分權(quán)*** ()** ()*** ()** ()***()***()***()***()住宅竣工面積***()*()**()***()***()***()***()***()地方政府競爭行為***()***()*** ()**()***()***()***()***()住宅房地產(chǎn)開發(fā)投資***()()**()**()***()***()***()***()城鎮(zhèn)人均可支配收入() () ()()***()***()***()***()注：括號內(nèi)為相應(yīng)的p值；***、**、*分別表示在1%、5%和10%上拒絕存在單位根的原假設(shè)； 協(xié)整檢驗本文采用Pedroni(1999)所提出的面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法。在該方法中，Pedroni構(gòu)造了7個統(tǒng)計量來檢驗各面板變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。在進行檢驗之前所給出的原假設(shè)為各面板變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。檢驗結(jié)果見表3。表 3 各變量面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗檢驗方法統(tǒng)計量P值檢驗方法統(tǒng)計量P值Panel vStatisticGroup rhoStatisticPanel rhoStatisticGroup PPStatisticPanel PPStatisticGroup ADFStatisticPanel ADFStatistic如表3所示，大部分檢驗方法都拒絕了原假設(shè)，因此本文認為住房價格與其他變量之間存在面板協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因而可以進一步對其關(guān)系進行回歸分析。 實證結(jié)果分析 對35個大中城市的實證結(jié)果分析為了考察財政分權(quán)和地方政府競爭行為對住宅價格影響的總體特征，本文對35個大中城市的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。由hausman檢驗結(jié)果可知，模型3支持固定效應(yīng)回歸模型進行分析，模型4支持隨機效應(yīng)回歸模型進行分析，所得結(jié)果如表4所示。模型1考察了財政分權(quán)和地方政府競爭行對房價的影響，回歸結(jié)果如表4所示。財政分權(quán)和地方政府競爭行為對當前房價的影響在1%水平上顯著為正。這說明35個大中城市的財政分權(quán)和地方政府競爭行為程度的提升會引起住房價格整體上漲，進而證明了假說1是成立
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