统计预测与决策论文预测与决策论文.pdf

59 经济科学 2010 年第 5 期 土地出让总收入预测模型的 检验 评价与优化研究 孟繁瑜 严乐乐 中国人民大学公共管理学院 北京 100872 摘 要 从制度经济学角度看 土地供给会直接或间接对宏观经济产生影响 进而成 为中国调控经济运行的手段之一 但这一重要决策依据截止目前 仍只是从土地使用面积 角度给予计量分析 对于与经济运行统计分析关系更匹配的土地出让收入指标 虽然是土 地供给制度的经济产出之一 却由于各种条件限制 相关研究处于空白 本文首次将土 地出让收入做为研究标的 采用格兰杰因果分析 脉冲检验 自回归滞后分布模型等方法 检验其与宏观经济的实证关系并据此检验修正其预测模型 以期进一步明确土地供给与经 济运行的关系 为土地资源有效利用提供政策改进依据 关键词 土地出让 预测模型 模型检验优化 一 研究背景与文献综述 计划经济体制下的土地使用权无偿 无期限 无流动的特点对土地资源配置的效率产 生了严重不良后果 令人们深省到市场竞争机制对资源配置的意义 土地有偿出让制度由 此经历了一个从无到有 从政府主导的协议出让模式转变为由市场主导 政府引导 以招 标 拍卖 挂牌等模式出让的过程 以 招拍挂 方式出让土地是一种依靠竞争 以市场 机制为核心进行资源配置的方式 它是我国实现土地供给市场化的具体表现 土地有偿出让制度是集约节约利用土地 高效配置土地资源的必然发展趋势 在地方 经济快速增长时期 市场力量的介入不仅更为准确地揭示了土地价值 更在客观上增加了 地方政府出让土地的收入 土地出让收入占地方财政总收入的比重日渐提高 也影响着地 方政府的财政收入和地方公共服务的执行效果 有关研究表明 我国 1994 年实行的财政 分税制 改革一方面削弱了地方政府的财权 一方面却迫使地方政府承担起更多的事 权 财政收入的渠道减少 财政支出的需求增加 土地出让收入创新高 这些形势导 致地方政府对土地出让的依赖性越来越强 土地出让收入的高低与地方经济建设的速度更 加密切的联系了起来 自从 2003 年中央政府正式提出运用土地政策参与宏观调控以来 学术界也开始了对 土地供给相关问题的研究 早期研究的焦点是土地出让政策参与宏观经济调控的合理性 上海社会科学院房地产业研究中心 李涛 孙习稳等撰文支持将土地供给纳入宏观调控体 系 提出为控制固定资产投资的过快增长 政府宏观调控政策需要从需求管理向供给调节 转变 土地供应政策完全可以成为一种最直接 现实的宏观调控政策 靳相木则将土地政 60 策提升至与货币政策 财政政策同等高度 指出由于土地本身的特性以及我国城市土地国 家所有且土地发展权牢固掌控在政府手中的制度特征 土地作为货币之外的另一种调控的 媒介 介质 应成为政府宏观调控的理想选择 在肯定了土地供给参与宏观调控合理的前提下 学者们着手研究经济环境的变化对土 地出让的影响 试从城市化进程 经济周期 制度变迁等角度考察土地出让制度的运行情况 李涛 2006 通过实证分析发现城市化进程的推进并未伴随着土地价格的上升 价格 的波动也难以对土地供给起到调节作用 郭其友等 2007 采用一元线性回归分析法对我 国 1987 年以来的三个经济周期进行分析土地供给与经济成长波动的实证分析 发现我国 土地供给与经济周期的相关性不断增强 梁华等 2009 从土地供给制度变迁的视角对土 地供给制度绩效进行评价 并以北京市为例 运用主成分分析法对土地供给制度绩效进行 定量评价 认为政府行为是影响制度绩效的主要因素 亦有学者利用产权理论 博弈论等方式对土地出让制度的体系设定进行了研究 试图 规避潜在问题 优化体制设计 王晓阳 2007 借由产权理论 对土地出让金的改革提出 了设想 建议将土地审批权集中到中央政府 将土地出让金的收支活动纳入到统一的政府 预算中来 改革土地出让金的预算收入分成 建立农业用地征用为建设用地的 事后分成 机制等 周涛等 2006 汪乐勤 2007 等采用博弈论研究土地出让 前者将研究对象 设定为土地出让中的政府行为 提出将完善土地出让市场的着力点放在对监管部门和出让 部门的行为空间与利益空间的规制方面 后者将土地出让中的各个供给主体纳入研究框 架 指出多个供给主体在个体理性支配下的博弈行为会导致土地供给趋于饱和 并且会进 一步导致土地供应过量 基于不同标准评判土地出让制度的运行效果是研究热点之一 龙奋杰等 2009 以 2000 年 2006 年中国地级及地级以上城市的土地供给结构数据为依据 以其对地方 GDP 的贡献 度为标准 采用联立方程的方式研究土地出让制度的实施效果 研究发现城市产业用地供 给对城市 GDP 增长有明显的作用 但其贡献随着时间的推移在逐步下降 建议城市政府 应根据城市自身产业发展与劳动力需求制定差异化的城市土地供给规划 陈双等 2009 以新增建设用地作为土地供给量的主要指标 利用一元回归考察了其与 GDP CPI 全国 就业总人口等宏观经济指标间的关系 研究结果表明土地供给对宏观经济的影响具有时滞 性 其中新增建设用地与就业情况的相关性最强 与 CPI 的相关性最弱 建议政府在考虑 时滞性的同时 利用扩大新增建设用地的方式刺激就业 姜琳 2009 以市场化程度作为 评判出让制度实施效果的标准 利用 DEA CCR 模型和 K W 检验评估了各地土地出让市 场化的程度 建议以提高招标 拍卖出让比例的方式提升土地出让市场化程度 陶然 2007 基于 1999 2003 年中国地级城市面板数据 考察了地方政府协议土地出让对地方财政的 当期和滞后影响以及这种影响在不同经济发展水平地区的差异 并对征地制度及土地交易 中的税费改革提出了建议 上述研究从不同方面考察了土地供给的影响 肯定了土地供给与宏观经济间的显著关 联性 丰富了土地供给制度的研究范围 本文以 2003 2008 年间全国土地出让收入数据为 依据 更深入的检验其与固定资产投资 GDP 等宏观经济变量间的实证关系 以期准确描 述土地出让收入与宏观经济间的关联 针对当前问题较多的土地供给制度提出切实可行 实践性强的政策建议 与其他研究不同的是 本文首次将土地出让收入做为研究标的 检验其与宏观经济的 61 实证关系 土地供给被从理论角度认为会直接或间接的对宏观经济产生影响 进而成为调 控经济的手段之一 但这一重要决策依据截止目前 仍只是从土地使用面积角度给予分析 对于与经济运行统计分析关系更匹配的土地出让收入 虽然是土地供给制度的经济产出之 一 但由于各种条件限制 相关研究仍处于空白 实证研究土地出让收入与宏观经济间的 关系 可以从一个角度反映土地政策的实施效果 有利于政府及时调整改进土地政策 对 研究土地政策参与宏观经济调控的效力具有重要意义 在研究方法方面 本文并不预设土地出让收入与宏观指标间的关系 而是采用格兰杰 因果检验 脉冲分析等计量方法检验变量间的互动关系 并以此为基础利用自回归滞后分 布模型细致检验土地出让收入与 GDP 固定资产投资之间的数量关系 在数据采集方面 本文研究得到了土地主管部门的合作支持 获得了大量一手数据 数据准确可靠 采集期 的土地出让环境与当前的环境基本保持一致 从而有力保证了计量结果及相关建议的实践 价值 二 数据的预处理及实证关系检验 一 数据采集与预处理 本研究利用中国统计年鉴 中国国土资源统计年鉴 部门资料等信息渠道 采集了来 自 2003 年第一季度至 2008 年第二季度 共 22 组数据 在进行实证检验之前首先对数据进行预处理 主要包括数据插补 剔除价格 季节因 素等处理 以便数据可以直接应用于模型检验 具体步骤包括如下三点 1 季节调整 本研究所采用的数据为季度数据 需要消除季节影响因素 2 取自然对数 对三个指标数据进行取自然对数的变换处理 既不影响原数列的协 整关系 又可以减缓可能出现的异方差现象及极端值的影响 消除量纲的影响 3 调整异常值 在对数据的处理中发现 政策背景 经济环境等因素的变化导致 2004 年第一季度的土地出让面积与土地出让收入严重偏高 占全年总量的 28 而其它年份的 平均为 21 23 从而导致数据的不稳定性 影响分析结果 因此 依据其它年份的平 均值对此进行调整 由此形成可用的实验数据 并对相应的变量进行命名 涉及的主要研究变量包括土地 出让收入 LNPRICESA GDP LNGDPSA 固定资产投资 LNINVSA 等 二 数据总体描述 在实证研究之前 首先利用 Eviews 软件 对数据预处理后的三个指标进行总体性描 述 采用散点图描述数据的整体情况 由上图可得 土地出让收入与 GDP 固定投资之间存在一定的线性关系 土地出让收 入对 GDP 的散点图比对固定资产投资的散点图更具有集聚性 异常值通常是剔除的 但由于样本容量过小 本研究没有采取这种方法 但数据调整会使得研究数据 过于 匀滑 使得干扰项中出现系统性样式的可能性大大提高 从而产生自相关 使得拟合优度被高 估且 t 检验失效 而这可能会影响结果 62 图 1 土地出让收入与 GDP 固定投资散点图 8 8 9 2 9 6 10 0 10 4 10 8 11 2 11 6 6 87 07 27 47 67 88 08 2 LNPRICESA LNGDPSA LNINVSA 三 数据实证关系的检验研究 1 数据平稳性检验 格兰杰因果检验的前提是被检验序列均为平稳序列 否则将导致伪回归 影响检验结 果的信度 本研究采用的三个时间序列经过数据预处理后进行单位根检验 经检验 原序列均为 不平稳的时间序列 此时可将原时间序列进行差分 再进行单位根检验 如果差分后平稳 且为同阶单整 则可以进行协整检验 通过协整检验 则可认定变量之间存在长期协整关 系 可以进行格兰杰因果检验 经检验 三个指标二阶差分后均平稳 且存在协整关系 可以进行格兰杰因果检验 脉冲响应分析 构建自相关滞后分布模型 篇幅所限 平稳性 检验的相关结果没有列出 2 格兰杰因果关系检验 将最大滞后期定为 8 利用 AIC SC 信息准则选择合适的滞后期 检验土地出让收入 与 GDP 土地出让收入与固定资产投资间的因果联系 检验结果如下所示 表 1 土地出让收入与 GDP 的格兰杰因果检验 滞后期 5 零假设 F值 P值 土地出让收入不是GDP的格兰杰原因 17 02 0 00 GDP不是土地出让收入的格兰杰原因 2 04 0 20 表 2 土地出让收入与固定资产投资的格兰杰因果检验 滞后期 6 零假设 F值 P值 固定资产投资不是土地出让收入的格兰杰原因 1 44 0 41 土地出让收入不是固定资产投资的格兰杰原因 1 41 0 41 在显著性水平为 5 时 格兰杰检验显示土地出让收入是影响 GDP 的原因 作为宏观 调控的重要手段 土地供给对 GDP 有着极大影响 而作为土地供给衍生产物的土地出让 63 收入则常常通过房地产市场和财政收入等途径影响 GDP 因此土地出让收入是影响 GDP 的原因 但固定资产投资与土地出让收入间的因果联系并不显著 这可能是由于我国的固 定资产投资的主要组成部分是制造业与基础设施建设 所涉及的工业用地与基础设施用地 的使用成本很低 占土地出让总收入的比重不大 因此固定资产投资与土地出让收入间的 联系并不如预期般显著 3 脉冲响应分析 脉冲响应函数 Impulse Response Function IRF 表示的是一个内生变量对一个标准 单位误差的反应 即在随机误差项上加上一个标准差大小的冲击对内生变量的当前值和未 来值所带来的影响 脉冲响应函数建立在向量自回归模型 VAR 的基础上 因此首先需要建立自变量与因 变量间的 VAR 模型 并验证模型的稳定性 如果模型不稳定 脉冲响应的结果是无效的 一般可采用 AR Root Table 验证 VAR 模型的稳定性 如果被估计的 VAR 模型所有根模小 于 1 则模型是稳定的 1 所有根模均小于 1 所以固定资产投资与土地出让收入可做脉冲分析 2 有根模大于 1 所以土地出让收入与 GDP 不符合 VAR 模型设立的前提 不可以 做脉冲分析 表 3 VAR 模型检验结果 根值 1 根值 2 根值 3 根值 4 固定资产投资与土地出让收入的 VAR模型检验 0 999520 0 328898 0 302053i 0 328898 0 302053i 0 166351 土地出让收入与GDP的 VAR模型检验 1 003161 0 028655 0 203317i 0 028655 0 203317i 0 085877 根据 AR Root Table 的验证结果 仅固定资产投资与土地出让收入可做脉冲分析 如图 2 所示 当土地出让收入增长时 固定资产投资较为稳定并无大的波动 整条曲 线非常平缓 但图 3 显示 当固定资产投资增长 1 个单位时 土地出让收入短期内迅速 最大可达 0 04 个单位 而后徐徐下降 因此脉冲分析肯定了固定资产投资对土地出让收入 的推动作用 但影响程度较小 图 2 土地出让收入对固定资产 投资的脉冲分析图 图 3 固定资产投资对土地出让 收入的脉冲分析图 64 三 预测模型的理论原理 一 预测模型建立技术路线 本文以揭示土地出让收入与宏观经济间的数量关系为途径 以土地出让收入与 GDP 固定资产投资为变量 在数据预处理后 利用 Eviews 软件对数据进行初步描述 并采用 格兰杰因果分析 脉冲检验与自回归滞后分布模型探索变量间的关系 并以此为基础建立 并修正土地出让收入与 GDP 固定资产投资间的数量关系模型 预测模型的设定与修正是文章的重点 因此模型优化的思路是本文的核心 也是下文 详述的重点 此处首先将主要思想予以梳理 把模型优化的思路总结如下 图 4 模型建立修正流程图 二 自回归滞后分布模型理论原理 本研究根据格兰杰因果检验与脉冲分析的结果 利用自回归分布滞后分布模型分别构 建了方程 并根据 F 值 D W 值 拟和优度 t 值等重要参数的情况调整自变量 以期 选择出影响土地出让收入的主要因素 为最后一步模型优化做准备 65 自回归分布滞后模型是本文检验土地出让收入与宏观经济的关系 设立并修正土地出 让收入预测模型的基础 这一方法由 Jorgenson 1966 提出 通过引入解释变量的滞后期 来表示自变量的滞后期对当期因变量的影响 模型形式如下 011 tttkt kt yxxxu 1 2 tT 系数向量 描述了x对y的乘数作用 0 是短期 当期 乘数作用 i 反映了i期前 的x对当期y的乘数作用 01k 反映出x对y的总影响或长期乘数 因此该 模型可以用于经济中短期 长期分析 分布滞后模型在解释变量与随机误差项不相关的情况下 可以直接使用OLS估计参 数 但是 当滞后项较多时 直接估计会耗费很大的自由度 而且x的当前和滞后值之间 很可能具有高度共线性 存在共线性问题的一个直接后果是估计系数的标准差变大 容易 导致滞后系数不显著的结果 因而无法有效揭示x的各个滞后量对因变量的影响 本研究 采用多项式分布滞后 polymomial distributed lags PDLs 模型 也可称为Almon分布滞 后模型 克服这一问题 PDLs假设 i 可以由次数较低的p阶多项式来很好地逼近 用一个2次多项式来描述 权重的取值 2 i abici 1 2 in n为最大滞后阶数 一般地 p阶PDLs模型假定系数 i 服从如下形式的p阶多项式 2 1221 p ip icicic 1 2 ik kp 其中 是事先定义的常数 取值为 1 2 2 kp c kp 是奇数 是偶数 常数仅用来避免共线性引起的数值问题 不影响 的估计 本研究中选用的 PDLs 模型写作 PDL a b c 参数 a 指的是需要滞后的自变量名称 b 指的是自变量的滞后期 c 指的是估计系数时采取的多项式的阶数 选用 PDLs 模型时 对自变量滞后期的选择需非常谨慎 不仅要根据常用的拟合优度 AIC 和 SC 值来确定滞后阶数 而且要根据模型诊断中的 t 值 F 值 D W 值 预测误差 值等 对建立的模型进行诊断 后文将根据格兰杰检验中获得的滞后期拟和 PDLs 模型 并根据 F 值 D W 值 拟和优度 t 值等重要参数的情况调整自变量 四 预测模型检验与修正 一 对固定资产投资及 GDP 对土地出让收入影响的检验 格兰杰检验显示土地出让收入与固定资产投资间并无明显的因果联系 但脉冲分析揭 示出固定资产投资对土地出让收入有一定的推动作用 当其他条件一定时 固定资产投资 增加一个单位 土地出让收入最多增加 0 04 个单位 为了深入研究两者的关系 本文以土 地出让收入为因变量 固定资产投资为自变量 采用自回归分布滞后模型构造模型 为了 控制其它变量对固定资产投资的影响 模型还引入上期土地出让收入作为自变量 土地出 让收入的滞后期依照 AIC SC 信息准则 定为 6 模型检验结果如下 66 表 4 固定资产投资对土地出让收入回归的模型检验一 C LNPRICE SA 1 LNINV SA LNINV SA 1 LNINV SA 2 LNINV SA 3 LNINV SA 4 LNINV SA 5 LNINV SA 6 系数 2 04 0 62 0 43 0 39 0 82 0 86 0 50 0 26 1 41 标准误 1 52 0 22 1 230 53 0 37 0 53 0 56 0 52 0 76 t值 1 34 2 82 0 35 0 75 2 25 1 63 0 88 0 49 1 86 表 5 固定资产投资对土地出让收入回归的模型检验二 拟合优度 调整后的拟合优度D W值 赤池信息准则施瓦茨信息准则F值 P值 0 912985 0 881343 1 479560 1 330829 1 089395 28 85372 0 000009 方程显著 F 值高达 28 85372 拟和优度较高 但 DW 值偏低 说明方程存在自相 关现象 这可能是缺少关键变量导致的 因此本文又引入了上期 GDP 这一自变量 以土 地出让收入为因变量 固定资产投资 上期土地出让收入与上期 GDP 为自变量 构造模 型 具体检验结果如下 表 6 固定资产投资对土地出让收入回归的模型检验三 C LNPRICESA 1 LNGDPSA 1 LNINVSA LNINVSA 1 系数 6 17 0 78 1 79 0 16 0 7 标准误 13 48 0 35 2 92 1 34 0 73 t值 0 46 2 24 0 61 0 12 0 95 LNINVSA 2 LNINVSA 3 LNINVSA 4 LNINVSA 5 LNINVSA 6 系数 1 12 1 09 0 63 0 27 1 62 标准误 0 61 0 66 0 62 0 54 0 85 t值 1 84 1 65 1 02 0 51 1 9 表 7 固定资产投资对土地出让收入回归的模型检验四 拟合优度 调整后的拟合优度 D W值 赤池信息准则施瓦茨信息准则F值 P值 0 916 0 874 1 775 1 242 0 953 21 849 0 000 与原模型相比 新模型的显著性水平 F 值为 21 84888 与拟和优度变动较小 但 DW 值得到很大提升 基本消除了原先的自相关现象 因此认为新模型是可取的 可是在新模型中 无论处于哪一个滞后期的固定资产投资项对土地出让收入的影响都 是不显著的 t 值均小于 2 没有证据表明固定资产投资与土地出让收入间较为明确的因 果联系 为了进一步解释产生如此结果的原因 本文以固定资产投资为因变量 上期固定资产 投资 土地出让价格为自变量 采用自回归滞后模型构造方程 土地出让收入的滞后期依 照 AIC SC 信息准则 定为 6 具体模型检验结果如下 67 表8 固定资产投资对土地出让收入回归的模型检验五 C LNINVSA 1 LNPRICESA LNPRICESA 1 LNPRICESA 2 系数 0 01 0 99 0 04 0 00 0 02 标准误 0 36 0 12 0 07 0 02 0 02 t值 0 03 8 33 0 58 0 09 1 10 LNPRICESA 3 LNPRICESA 4 LNPRICESA 5 LNPRICESA 6 系数 0 03 0 03 0 01 0 03 标准误 0 03 0 02 0 02 0 07 t值 1 08 1 15 0 31 0 41 表 9 固定资产投资对土地出让收入回归的模型检验六 拟合优度 调整后的拟合优度 D W值 赤池信息准则施瓦茨信息准则 F值 P值 0 992 0 989 2 107 4 020 3 779 344 697 0 000 整个方程的显著性水平非常高 F 值高达 344 6978 DW 值非常理想 模型不存自 相关现象 同时模型的拟和优度接近 100 因此整个模型的质量较高 但即使在最优模 型下 土地出让收入对固定投资的影响系数均不显著 本期固定资产投资与上期极其相关 其他条件一定时 上期固定资产投资数额增加 1 本期增加 0 99 因此固定资产投资 本身存在极强的粘性 这种结果产生的根源在于固定资产投资中的主体部分是制造业 与基础设施建设 政府意志是影响这两类投资的核心因素之一 导致固定资产投资存在显 著的粘性 同时 制造业投资中的土地购置以工业用地为主 这部分的土地出让虽然已并 入招拍挂体系 但多以出让底价成交 导致这类用地出让收入占土地出让总收入的比重较 低 而基础设施用地一直以来仍以划拨为主 相较于土地市场价格对土地出让收入的影响 基础设施建设以划拨获取土地使用权的方式导致其用地成本较低 土地市场价格未对其产 生显著影响 因此固定资产投资与土地出让收入两指标间的联系并不显著 这个结论与 格兰杰因果分析与脉冲分析的结果吻合 二 包含土地出让价款的 GDP 预测模型检验 结合上文对宏观经济变量与土地出让收入间数量关系的分析 固定资产投资本身存在 极强的粘性 土地出让反作用于固定资产投资的力度很弱 因此不建议将固定资产投资引 入新设立的预测模型 另一方面 格兰杰因果分析与脉冲分析揭示出土地出让收入对 GDP 的影响 顺应这一逻辑关系 本文将首先建立以 GDP 为目标变量 包含土地出让收入的 预测模型 参照各自变量的显著性水平及理论研究的成果筛选自变量 谨慎处理之前出现 的多重共线性 自相关等问题 并根据 F 值 DW 值 R square AIC SC 值调整模型 并以此模型为基础 反向推导土地出让收入预测模型 为了控制其它变量对 GDP 的影响 模型引入上两期 GDP 作为自变量 土地出让收入 的滞后期依照 AIC SC 信息准则 定为 5 模型检验结果如下 68 表 10 土地出让收入对 GDP 回归的模型检验一 C LNGDPSA 1 LNGDPSA 2 LNPRICESA LNPRICESA 1 系数 0 03 0 32 0 69 0 00 0 02 标准误 0 28 0 22 0 22 0 02 0 01 t值 0 11 1 42 3 16 0 12 2 44 LNPRICESA 2 LNPRICESA 3 LNPRICESA 4 LNPRICESA 5 系数 0 02 0 01 0 01 0 04 标准误 0 01 0 01 0 01 0 02 t值 2 64 1 60 1 05 2 56 表 11 土地出让收入对 GDP 回归的模型检验二 拟合优度 调整后的拟合优度D W值 赤池信息准则 施瓦茨信息准则F值 P值 0 999 0 998 1 908 6 549 6 255 1855 751 0 000 整个方程的显著性水平非常高 F 值高达 1855 751 DW 值非常理想 不存自相关 现象 拟和优度接近 100 因此整个模型的质量较高 就系数而言 前 1 2 5 期的土 地出让收入对当期 GDP 的影响在统计上显著 但就数值而言 均徘徊于 0 02 左右 影响 系数过小 故虽然土地出让收入是 GDP 的 GRANGER 原因 但土地出让对 GDP 的影响 很小 三 土地收入预测模型的优化修正检验 根据格兰杰因果检验的结果 上文已利用自回归滞后分布模型建立了以土地出让收入 为自变量 GDP 为因变量的预测方程 方程性质优良 故此处将以原模型为基础 选择系 数显著的自变量重新构建模型 以期达到降维的目的 优化模型 综上所述 新设模型以 GDP 为因变量 滞后一 二期的 GDP 滞后一 二 五期的 土地出让收入为自变量构造模型 检验结果如下 表 12 以 GDP 为目标变量的模型检验一 C LNGDPSA 1 LNGDPSA 2 LNPRICESA 1 LNPRICESA 2 LNPRICESA 5 系数 0 22 0 55 0 48 0 02 0 05 0 04 标准误 0 18 0 20 0 20 0 02 0 01 0 01 t 值 1 20 2 76 2 44 1 27 3 58 2 90 P 值 0 25 0 02 0 03 0 23 0 00 0 01 表 13 以 GDP 为目标变量的模型检验二 拟合优度 调整后的拟合优度 D W值 赤池信息准则 施瓦茨信息准则F值 P值 0 999 0 999 1 973 6 812 6 518 2414 608 0 000 LNPRICESA 1 的系数在10 的显著性水平上仍不显著 故首先删除 LNPRICESA 1 69 进一步修正模型 新模型的检验结果如下 表 14 以 GDP 为目标变量的模型检验三 C LNGDPSA 1 LNGDPSA 2 LNPRICESA 2 LNPRICESA 5 系数 0 08 0 44 0 58 0 04 0 04 标准误 0 15 0 18 0 19 0 01 0 01 t 值 0 52 2 39 3 06 3 34 3 02 P 值 0 61 0 03 0 01 0 01 0 01 表 15 以 GDP 为目标变量的模型检验四 拟合优度 调整后的拟合优度D W值赤池信息准则施瓦茨信息准则 F值 P值 0 999 0 999 1 973 6 812 6 518 2414 608 0 000 在拟合优度与 AIC SC 数值变动不大的情况下 DW 值与 F 值更为理想 同时所有 系数均显著 因此这个模型为最优模型 对于具备预测要求的模型而言 拟合优度的精度越高 说明模型与原始数据间的差异 越小 预测效果越好 选定模型的拟合优度达到了 99 9 预测模型与数据几乎可以无缝 贴合 从而有力的保证了模型的预测精度 当预测期的经济发展 政策背景与数据采集期 相较差异不大时 模型预测结果尤为准确 结果表明 滞后两期与滞后五期的土地出让情况对 GDP 的影响在统计上显著 其他 因素不变时 滞后两期的土地出让收入上升 1 当期的 GDP 上升 0 041 而滞后五期 的土地出让收入上升 1 当期的 GDP 下降 0 043 可见 GDP 与价格的关系较为复杂 短期看来 半年左右 经济繁荣导致土地价格的上升确实会推动 GDP 上涨 但长期看 来 一年左右 过高的地价会推动成本迅速上升 从而阻碍国民经济良性发展 因此土 地出让收入对经济的影响拥有时滞 合理调控地价是维护经济良性循环 积极发展的关键 方程与数据的拟和图如下 图 5 实际 GDP 与预测 GDP 的拟和图 10 3 10 4 10 5 10 6 10 7 10 8 10 9 11 0 11 1 11 2 20032004200520062007 LNGDPSALNGDPSAF 70 以 GDP 为因变量 滞后一 二期 GDP 滞后二 五期土地出让收入为自变量的模型 为基础 以土地出让收入为因变量 改写上述模型 以土地出让收入为因变量构造的方程需将原先在以GDP为因变量的方程中处于当期 滞后一 二期的 GDP 转变为下两期 下一期及当期 GDP 这些数据在当期都无法取得 需要通过预测获取 由于我国宏观调控的能力较强 凭借丰富的历史数据和娴熟的调控手 段 可以较为有效的预测 GDP 的增长情况 因此采取预测手段获取当期 下一期 下二 期 GDP 的数据是可行的 以通过充分检验的上述模型为基础进行推演变形 得到新模型如下 LNPRICESA 1 891018579 24 48379896 LNGDPSA 2 10 72912718 LNGDPSA 1 14 07942034 LNGDPSA 1 041827472 LNPRICESA 3 其中 LNGDPSA 1 表示下一季度的 GDP 数值 LNGDPSA 2 表示半年后的 GDP 数值 LNPRICESA 3 表示前三季度的土地出让收入的情况 四 对土地收入预测模型的分析评价 预测方程的系数显示 各期土地出让收入间虽然存在一定的关联度 其他因素不变 前三季度土地出让收入变动 1 个单位 当期土地出让收入同向变动 1 04 个单位 但 GDP 对当期土地出让收入的变动有更为显著的影响 当期及下一季度 GDP 的增长会通过提高 机会成本 降低房地产升值预期等途径 阻碍土地出让收入的增长 而对后续经济的乐观 估计 半年后的经济发展情况 则会以拉动需求等方式活跃当期土地出让市场 极大推动 当期土地出让收入的提升 就影响系数的绝对大小而言 半年后 GDP 的预期值对当期土 地出让情况的影响最为显著 近期 GDP 包括当期及下一季度 如果走向一致 其合力的 负向作用也很明显 几乎可以抵消前者对当期土地市场的拉动作用 这说明 当经济稳定攀升时 不同阶段 GDP 的作用力互相抵消 市场预期稳定 土 地出让收入的变动幅度较小 可以以恒定的速度缓慢增长 但当市场对半年后的经济发展 预期尤为良好时 土地出让市场将非常活跃 特别是在近期经济增长缓慢但后续发展潜力 初现 市场预期良好的时候 土地市场将异常活跃 反之 当前经济发展受阻 且市场对 半年后经济发展的预期不佳时 土地出让市场会首当其冲受到波及 当期土地出让价格恐 将锐减 五 结论与政策建议 固定资产投资与土地出让收入间的联系并不显著 这是用地性质 出让方式导致制造 业与基础设施建设这两个固定资产投资主体的购地费用占土地出让收入的比重较低造成 的结果 据此本文认为在现阶段不适于把固定资产投资作为衡量土地供给与宏观经济之间 互动效果的主要数据之一 作为宏观调控的重要手段 土地供给对宏观经济运行有着比较重要的影响 而作为土 地供给衍生产物的土地出让收入则常常通过房地产市场和财政收入等途径影响宏观经济 指标 GDP 本文通过格兰杰因果检验从实证角度肯定了土地出让收入是影响 GDP 的原因 这一结论 并采用自回归分布滞后模型