13届亚洲房地产年会论文

中国房地产价格与工资的区间差异：城市环境特征品质价值几

何？

何鸣柯善咨

湖南大学经贸学院1

摘要：本文在Roback模型基础上提出了中国城市消费者和厂商环境特征品质价值联立方程计量模型，并采用我国2005年城市统计数据对所有地级及以上城市截面数据进行了回归分析，估计了城市环境特征品质对我国城市商品房屋和工业用地价格的影响。消费者环境特征品质方程估计结果显示，自然环境对我国居民效用水平的影响类似于其对美国居民的影响，但是公共服务水平不是显著的城市消费者环境特征品质。生产性环境特征品质方程的估计结果则表明，对厂商而言，城市间交通条件、工业集聚、以及生产性服务业都具有显著价值。

Abstract: With urban land prices soaring in almost every city, a significant research effort has been undertaken in the recent years to study the Chinese land markets, especially the determinants of property prices and the mechanism by which the prices are formed. However, virtually all studies have overlooked the important interaction between the urban labor market and the land market. In this study we extend the Roback (1982) model to test the theory that land price and wage are both endogenous and determined simultaneously by a set of broadly-defined urban amenities; given equilibrium land price and wage, firms and consumers are indifferent of location, although amenities and other factors vary across regions. We conduct a cross sectional analysis of all prefecture and higher level cities in China to estimate the effects on urban land and housing prices of local variables identified by earlier studies (e.g., Blomquist et al. 1988, Gyourko and Tracy 1991, Glaeser et al. 2001). We find meteorological and environmental variables are priced in a similar manner as in earlier studies; but public services are not significant amenities for Chinese consumers. We also find that long-range transportation, industrial agglomeration, as well as business services are key productive factors for industrial firms.

引言

自国务院于1998年发布《关于进一步深化城镇住房制度改革，加快住房建设的通知》以及国土资源部于2002年发布《招标拍卖挂牌出让国有土地使用权规定》以来，我国城市住房市场和土地市场先后建立。随之而来的是城市土地和住房价格的大幅度上涨。同时，不同城市的房价差距加大。以2005年为例，深圳房价6996元/平方米是全国平均水平1702元/平方米2的4倍多；甚至空间上相邻、规模接近的城市房价也相差悬殊，如北京房价5853元/平方米比天津的3850元/平方米高50%以上。研究人员和公众都在问同一个问题：为什么住房价格在不同城市的表现如此不同？这是市场因素的必然还是市场失灵的表现？

本文依据并发展了Roback（1982）的基本模型，采用2005年287个地级城市的数据对城市房价和工业地价水平的决定因素进行分析。本文的研究表明，城市的自然条件及经济因素是决定城市间

1通讯地址：湖南大学北校区经贸学院，湖南长沙，410079；电子邮件：ming_h@https://www.360docs.net/doc/ae3028372.html,, shanzike@https://www.360docs.net/doc/ae3028372.html, 2数据来自中国区域经济统计年鉴2006，全国平均房价为287个地级城市房价的算术平均值。

房价差异的重要原因；在以往的研究中通常被作为解释变量的工资水平，在一定程度上也为相同的因素所决定。城市是居民居住和厂商生产的共同场所，这两种经济主体通过劳动力市场和城市房地产市场相联系。城市的种种环境特征品质通过影响居民的效用水平以及厂商的利润水平影响均衡工资和房价。自然环境对我国居民效用水平的影响类似于对美国居民的影响，它们对住房价格有显著的影响；但是城市公共服务水平对住房价格的影响不显著；此外，市区交通、非住房物价水平、以及人口密度也对住房价格的形成有显著的作用。结果还显示长距离交通条件、工业集聚、以及生产性服务业能显著地增强工业企业的赢利能力；但是市内交通条件及人口密度对工业企业影响不大；由于我国工业地价包含了政策因素，企业所得税对我国工业地价的影响方式与美国有极大的不同。

本文组织如下：第二节归纳国内外相关文献的研究成果；第三节介绍基本理论模型；第四节介绍不同计量模型在技术上的特点及其对中国国情的适应性；第五节介绍变量的选择与测量；第六节为回归结果及其解释；最后，第七节对本文的主要结论进行总结。

文献综述

目前关于我国房地产价格的研究有两种主要观点。一种观点从地价和房价变动的因果关系中寻找房价形成的机制。这一类研究包括平新乔和陈敏彦（2004）、谢叙祎（2003）、况伟大（2005）、严金海（2006）、以及郑娟尔和吴次芳（2006）等。虽然我们从中难以得到关于房价形成机制的一致结论，但研究者的共识是房价和地价存在高度相关。另一种观点认为应该从城市的基本经济状况中寻找房价形成的原因。沈悦和刘洪玉（2004）发现家庭可支配收入，城市总人口，总失业率三个经济变量对房价有显著的影响；这三个变量加上空置率在对数方程中能解释40%-60%的房价差异。梁云芳和高铁梅（2007）选取了四个重要变量解释房价的变动，结果表明人均GDP对全国乃至不同区域1994-2006年期间的房价变动无论从长期还是短期都有最强的解释能力。屠佳华和张洁（2005）也发现了人均可支配收入对上海房价变动的显著影响。从研究结果看来，城市的基本经济状况相对于单纯的地价-房价因果关系能够在更深层次上解释房价的长期形成机制。很多研究者都发现房价在城市间的巨大差异，这种差异不仅仅表现在房价或地价在绝对值或变动速度上的数值差异。郑娟尔和吴次芳（2006）在对23个城市的房价-地价时间序列进行相同的Granger因果检验后得到几组完全不同的结果；沈悦和刘洪玉（2004）的结果表明“经济基本面对住宅价格水平的解释模型存在着显著的城市影响特征；”梁云芳和高铁梅（2007）的研究更清楚地揭示除了人均GDP及与房地产市场直接相关的解释变量外，区域差异对于房价及其变动有重要影响。

国际学术界对房地价已经进行了长期和深入的研究。Roback（1982，1988）用厂商与消费者的区位均衡观点诠释了城市（房）地价的形成机制。其学说成为这一领域的理论基石。该学说认为资本和劳动力在城市间的自由流动将导致不同城市的居民和厂商分别获得近似相等的效用水平和边际成本。对于居民来说，城市的高房价需要相应的高工资作为补偿；而对于厂商来说，更高的土地成本必须由较低的工资补偿。居民和厂商对房（地）价-工资的不同需求通过劳动力市场和城市土地市场相互作用，决定城市房（地）价和工资的均衡水平。不同的城市具备不同的内在环境特征品质；这些特征品质作用于居民的效用或厂商的成本，对均衡价格产生影响。最终，不同城市的房价和工资差异应该由城市内在环境特征品质的差异所解释。Roback从该理论出发，定义了可计算的城市生活质量指数。该理论清楚地表明，单纯的工资水平（收入）或房价水平（生活成本）不能作为衡量一个城市生活质量的依据。Roback的理论在美国得到了广泛的检验。Hoehn et al. (1987) 及Blomquist et al. (1988) 通过对美国253个县的住宅价格和工资抽样调查数据分别估计了工资和住宅价格的特征方程，发现城市气温、降水、污染、公共服务等因素对工资和房价起着超乎预期但符合经济直观的显著影响。Graves和Waldman (1991) 研究特殊人群的流动，结果支持Blomquist et al. (1988) 的结论。之后，一系列经验研究（如Smith和Huang，1995，Cragg和Kahn ，1999，Costa和Kahn，2003，以及Berger et al.，2003）都证明了以气候和污染为代表的消费者环境特征品质对地区工资和房价的影响。Gyourko和Tracy (1989,1991) 进一步提出税收政策的地区差异也是一种城市环境特征品质；

他们以及Gabriel et al. (2003) 的经验研究都证明了地方财政政策对房价和工资的显著影响。Beeson

和Eberts (1989) 指出以往的研究过多地强调了消费者环境特征品质的作用而忽视了地区生产性环境

特征品质的影响；他们的经验研究表明生产性环境特征品质对工资差异的影响更大。Gabriel 和

Rosenthal (2004) 也作了类似的工作。但是，以上两篇文献对生产性环境特征品质的研究都是通过间

接方法进行的，没有估计具体的生产性环境特征品质对工资和房价的影响。

学术界（如Graves 和Mueser, 1993）一般认为，地区的消费者环境特征品质是一种正常商品或

奢侈品，亦即对它们的需求会随着收入水平的提高而增加。相对于美国，我国城市居民的平均工资

水平甚低，因此消费者环境特征品质对城市工资和房（地）价的影响可能不如美国强烈。相反，作

为一个正处于工业化的国家，我国的工资和房（地）价明显与地区的工业发展水平相关。FDI 集中、

工业发展水平高的地区，如长三角和珠三角，同时也是工资和房（地）价最高的地区。基于以上情

况，我们认为国外研究较少的生产性环境特征品质对工资和房（地）价的影响可能在我国要显著得

多。基于上述原因，本文根据中国特点，选取一系列代表中国城市消费者环境特征品质和生产性环

境特征品质的变量，考察它们对我国城市工资和房（地）价的具体影响。

理论模型

设城市i 的代表性消费者供给一个单位劳动，获得工资收入W i ，同时购买复合消费品c i 及土地

l i 用于消费，其预算约束为

i i i i i p c R l W +≤

其中p i 和R i 分别为复合消费品和土地在城市i 的价格。消费者的效用还来自该城市的一系列消费者

环境特征品质a i 。消费者环境特征品质既具有公共品特征，如气候、环境质量、公共服务水平等，

又具有明显的地域特征，只能被本城市居民享用。代表性消费者在城市i 的效用水平可用间接效用函

数表示为。设城市i 的代表性厂商的产品y i 在国内乃至国际市场销售，其价格为常

数q 。厂商使用三种生产要素：劳动n i 、土地l’i 和资本k i 。设劳动力的价格即工资W i ，用于生产的

土地的价格记作R’i ，资本自由流动，其利率为常数r 。厂商的利润税率为t i , 则利润为

(,,,i i i i V W R p a )

()(1)i i i i i i i t qy W n R l rk ′′????厂商的产量y i 取决于要素的投入及技术；而后者又受到城市的生产性环境特征品质a ’i 影响。生产性环

境特征品质如良好的交通条件、生产的积聚效应等同样具有公共品特征，能够使所有的当地厂商获

益。所以，厂商的利润函数可表示为(),,,,i i i i i W R t s ′′Π假设劳动力和资本的自由流动使其在不同的城市均得到大致相同的效用水平和利润水平

a 3。

()(),,,,,,i i i i i i i i V W R p V W R t ′′=Πa =Πa (1) 在Roback (1982) 及其后的经验研究中，通常在式（1）中假定R’i =R i 并且用住宅价格h i R 代替而成为

()(),,,,,,,h i i i i i i i i V W R p V W R t ′h =Πa =Πa (2)

这种变形被广泛采用并不仅仅是为了处理的方便，而是有制度上的原因。首先，美国房屋开发商和

厂商在单一的城市土地市场上获得土地，因此厂商和消费者支付相同的土地价格（R i =R’i ）

。其次，美国消费者直接消费土地（即购买土地获得所有权）；这样，假设住宅的建设成本没有地区差异，在

3 q 和r 不出现在利润函数中，因为它们均为常数。

扣除房屋的特征价格后获得的余额就能相当准确地衡量土地的价格。在此意义上，本节的其余部分

对土地价格和房屋价格不加区分，并统一记作R 。式(2)为两个关于W 和R 的隐函数，即结构方程

(),,V i i R f W p =a (3) (),,i i R g W t π′=a (4)

根据间接效用函数和利润函数的性质，我们可以求得其斜率分别为

0f g V V W R W R W W ?????Π?Π=?>=?

为了保证厂商利润不变，土地价格的提高必须由劳动力价格的相应降低作为补偿。这种相反的补偿

关系产生了向上倾斜的等效用线和向下倾斜的等利润线。而它们的交点就决定了一个城市的均衡工

资水平和房价。显然，内生变量W i 和R i 同时是式（3）

、（4）中所有外生变量的函数，亦即简约方程

(),,,i i i i R R p t i ′=a a (6)

(),,,i i i i W W p t i ′=a a (7)

均衡的决定如图1所示 W R f W ,p i ,a i g W ,t i ,s i ,a i

' W i R i f W ,p i ,a

i

g W ,t i ,s i

,a i ' W i 1R i 1W i 2R i 2

图1：均衡的决定及变动

从简约表达式（6）、（7）中可以看出，不同城市均衡工资和房价的差异来自于外生变量 {p i , t i , a i ,

a i ’} 的差异。以消费者环境特征品质a i 的变动为例，假设其它条件不变，城市i 的某个消费者环境特

征品质a i 增加，由于0i V ?可知a >4，0i i f V V a R

a ???=????>，在图1中，城市i 的等效用线向上移动，新均衡成为{}1,i W 经济意义是，由于消费者环境特征品质增加，在原有工资和房价组合

上，城市i 的消费者可获得更高的福利，从而导致人口向该城市迁移；劳动供给的增加导致工资水平

下降，而居民数量的增加导致住房价格上涨，这都导致该城市消费者福利水平的恶化；当该城市消

费者的福利水平下降到全国平均水平后，人口迁移停止，该城市的工资到达一个较低的均衡水平，

而房价则上升到一个更高的均衡水平。再以生产性环境特征品质a ’i 的变动为例，假设其它条件不变，

城市i 的某个生产性环境特征品质a’i 增加，城市i 的等利润线向上移动，该城市新的均衡成为

1i R 。其

4 通常若0i V a ??<，则我们称a i 为负消费者环境特征品质。

{}2

2,i i W 其经济意义是，由于生产性环境特征品质增加，在原有的要素价格组合上，城市i 的厂商

可以得到更高的利润，导致其他厂商向该城市迁移；劳动需求增加导致工资上升，使该城市厂商利

润回落到全国平均水平，此时该城市的工资和土地价格均处于较高的均衡水平。我们将上述结论总

结为R 。5 i

i f g ??>′??0a a >0 (8)

i i i i R W R W ????><>′′????000a a a >0a (9) 其中式（8）对应结构方程（3）和（4）；而式（9）对应简约方程（7）和（8）。

Roback 理论的重要贡献在于它提供了计算单个城市环境特征品质的隐含价格的方法。所谓隐含

价格，就是消费者愿意为某消费者环境特征品质支付多少工资收入或某生产性环境特征品质给厂商

带来多少利润。

文献中多数经验研究采取简约方程进行计量分析。如果使用简约方程，式（2）可以由式（6）和（7）

表示为6

()()()()()(),,,,,,,,V W R V W R ′′′′′=Πa a a a a a a a a a =Π

将前式对a 全微分得

V V W V W R ?????=???????a a R a ，将该式两边同除以V W ??并运用Roy 恒等式得到 W R R V V V V h W R W ???????=??=????????a a a a W ??a

(10) 其中h 为消费者的人均住房面积。式（10）的左边即a 的隐含价格，而右边的两个偏导数均可由简

约方程的回归进行估计，h 则直接来源于数据。用类似的方法可以得到 W R W n h W R R ?Π?Π??Π???′=??=+′′′′′

???????a a a a a (11) 其中n 、h’分别为厂商雇佣的劳动力数量和购置的厂房面积。

文献中也有一部分研究（如V oith ，1991，Stover 和Leven ，1992) 采取了结构方程估计方法。此时，

式（2）可以由式（3）和（4）表示为

()()()(),,,,,,,V W f W V W g W ′′=Πa a a a =Π

将两式分别对a 和a ’全微分，并运用式（5）得到

f V V V V f f W R W W ???????=?=???????a a a (12)

g g g n R W W W ?Π?Π??Π?Π??=?=?′′′???????a a a (13)

每个城市拥有诸多消费者环境特征品质及生产性环境特征品质；根据对消费者效用和生产者效 5 （8）式和（9）式中，我们假设消费者环境特征品质和生产性环境特征品质均为正的。对于负的品质而言，（8）式

和（9）式中的不等式须反向。

6为了简便起见，这里忽略外生变量 {p i , t i }，以下同。

益的作用的不同，这些环境特征品质有正、负之分。各个城市的均衡工资和房价由简约方程（6）和

（7）同时决定；而每一城市的消费价值和生产价值表现为所有消费者环境特征品质及生产性环境特

征品质的总价值，亦即 QOL i i i (14) a V V V V a W a W ∈????????=?=????????????

∑a a a QOP i i a a a ′′∈i ?Π?Π′′=?=′′

??∑a a a (15) 式中的和分别是消费者环境特征品质和生产性环境特征品质的总价值。

QOL i QOP i 回归模型的技术性处理

Roback 模型的一个重要假设是劳动力的自由流动使工资和房地价达到均衡。虽然学术界对劳动

力的流动是否能使工资和地价达到均衡有所争议（Knapp 和Graves 1989，Evans 1990，Graves 和Mueser

1993，Muser 和Graves 1995），Greenwood et al.（1991）的研究表明，“不管是从定性还是定量的角度，

非均衡对（工资和房地价）估计值的影响都很小。”不可否认，我国的户籍制度是对人口流动的一个

巨大制度障碍。但是，我国城市住房和土地市场分别建立于1998和2002年；与此同时，户籍制度

的改革也大大削弱了对人口流动的限制7。如前所述，在短短的数年时间内，城市住房和土地价格出

现了巨大的地区差异，暗示着市场力量可能正迅速发挥其作用，城市各类消费者环境特征品质和生

产性环境特征品质的价值正在逐渐实现。

若用简约方程估计城市环境特征品质，方程（6）和（7）的回归方程为

0R 1αε′′=+?+?+αa αa (16) 0W 2βε′′=+?+?+βa βa (17) 其系数可以用OLS 或SUR 方法得到无偏估计。此时，根据式（10）和（11），a 和a ’的隐含价格分

别为

????c

p h h ??n ′′=?=+P αβP αβ′?n 1 (18) 由于a ’不是消费者环境特征品质，a 不是生产性环境特征品质，我们还应有 (19) ???h h ′′′?=+=αβ0α

β0若使用结构方程进行计量估计，（3）和（4）的回归方程为

01R W γγ=++?+γa σ2 (20) 01R W ηησ′=++?+ηa (21) 2SLS 或3SLS 可以给出其系数的一致性估计。根据式（12）和（13），a 和a ’的隐含价格估计分别为 11??????c p n γη

==γηP P ? (22) 从计量方法的角度来说，这两种方法具有密切的内在关系；假若两种环境特征品质a 和a ’的测

7 吉林、辽宁、福建、湖南、广东等省已于2001年部份取消了城镇和农村户口的区别。

度是准确的，则式（18）和（22）应该产生相等的估计量。下面我们作一简要说明。结构方程（20）

的2SLS 估计实质上是首先对式（17）进行估计得到估计量0

????W β′′=+?+?βa βa ，然后将其带入式（20）估计其余参数，亦即

()

010???????R γγβ′′=++?+?+?βa βa γa (23) 对照式（16）和（23），我们不难发现

11??????γγ′′=+βαβ

γα?=对照式（19）可以发现1?1h γ

=，亦即对结构方程（20）的参数1γ的估计值的经济意义是人均住房面积的倒数。由此得到 11

???????h γγ=?=?γαβαβ 亦即两种方式得到的消费者环境特征品质隐含价格估计量是相同的。用类似的方法可以说明生产性环境特征品质估计量的等价性，并且1?n h η

′=?，亦即结构方程（21）中参数1η的经济意义是厂商的劳动-厂房投入比率。

由以上的分析不难看出，对结构方程（3）和（4）的2SLS （或3SLS ）回归实际上等价于对附

加线性约束（19）的简约方程（6）和（7）的SUR 回归。事实上，Stover 和Leven （1992）采用与Blomquist et al.（1988）相同的数据对结构方程进行了回归，除了少数消费者环境特征品质外，他们得到了和后者极为相似的结果。简约方程回归的优点在于无须事前对消费者环境特征品质和生产性环境特征品质进行定性区分；相反，回归结果可以用于判断某一环境特征品质是否为消费者环境特征品质或生产性环境特征品质或兼而有之8。但是，该方法需要事前获得h 、h’、n 的数据，通常的数据来源为他人研究成果或样本均值；显而易见，这三个数值的任何测量误差都将影响所有特征品质的隐含价格的计算，甚至对品质属性的判断，如将个人所得税判断为一个显著的生产性环境特征品质。结构方程回归的缺点在于需要事前对两种环境特征品质进行定性区分，但是该方法可以直接判断某一品

质是否显著（即直接对?γ

及?η进行显著性检验）。通过该方法还可以得到1h 和n h ，亦即图1中两条无差异曲线的实际斜率，这是该方法的一个优点。

′的估计值 虽然两种回归方法各有优缺点，然而我国城市土地市场的特殊情况决定了后一种方法更为合理。

首先，我国消费者并非直接消费土地，消费者直接支付的费用是房屋价格而非土地价格。这样，相对于美国的经验研究使用住房价格衡量土地价格，我们在消费者的无差异曲线（式3）中直接采用前者更为准确。其次，我国商品房屋开发商和制造业厂商并不在同一个土地市场上竞价。我国用于商品房屋开发的土地主要是通过招、拍、挂三种方式获得，其中挂牌出让又占主要地位。假如生产性企业和房地产开发企业一样，主要以挂牌方式获得土地，则商品房屋价格可以很好地衡量前者获得土地的价格；在此情况下从式（1）到（2）的变换才是可行的。可是，用于工业生产的土地主要是通过协议出让的方式获得。相对于招、拍、挂，协议出让价格更多地体现了当地政府的工业发展政策，表现为大幅度的价格折扣。中国地级城市2003-2005年三年协议出让价格平均为挂牌出让价格的40.6%，并且两种价格的相关系数仅为44.7%。这说明生产性企业所承受的地价和商品房屋开发商承

8 具体方法是采用Δ方法对式（18）中的隐含价格估计量逐一进行统计显著性检验，该方法可用于独立OLS 估计量。

详见Blomquist et al. (1988), Gyourko 和Tracy （1991）。

受的地价有很大差别，并且关联程度不高9。我国城市土地市场的这一特点表明在厂商的无差异曲线（式4）中采用协议出让土地价格更为合适。而且，我们发现协议出让价格和商品房屋价格的相关系数只有35.8%。有鉴于此，式（4）的左边不应该继续采用商品房屋价格衡量生产性土地价格而应该直接采用协议出让土地价格。综合以上原因，结构方程（3）和（4）分别应该改为

(),,h i i R f W p =a (24) (,,i i R g W t ′)′′=a (25) 其中R h 和R’分别是商品房屋价格和协议出让土地价格。式（20）和（21）相应改为

01h R W 1γγ=++?+γa σ2 (26) 01R W ηη′=++?+ηa σ′ (27) 但式（14）、（15）、（22）仍然成立。虽然简约方程（6）和（7）不再适用，但是结构方程回归基本不受影响。

基于以上因素，本文将对结构方程（26）和（27）进行2SLS 回归，对各参数进行显著性检验；

并根据式（22）计算各环境特征品质的隐含价格，从而找到影响城市工资和房价的城市特征，分析他们对消费者效用水平和厂商利润水平的影响程度。

变量的选择与测度

本文参考国外经验研究惯例并结合中国特殊情况对外生变量进行选择和测量。国外的经验研究

主要集中在城市的消费者环境特征品质上，并提供了许多变量可资参考。经验研究（Blomquist et al. 1988，Gyourko 和Tracy 1991，Gabriel et al. 2003等）表明，城市的气象条件是显著的消费者环境特征品质。本文选取了年采暖度日数（heating_days ）、年制冷度日数（cooling_days ）、年降水量（precipitation ）、海拔高度（altitude ）10四个变量衡量城市的气象条件。日采暖度和制冷度分别定义为max{18.3℃-日平均气温, 0℃}以及max{日平均气温-18.3℃, 0℃}；而年采暖度日数和制冷度日数则分别定义为一年中日采暖度和制冷度之和。它们分别衡量气温低于或高于适宜温度（18.3℃）的强度。现有经验告诉我们，这两个变量应该是负消费者环境特征品质，亦即他们在式（20）中的系数小于零。美国的经验研究表明降水量也是一个负消费者环境特征品质，然而这与多数中国人的直觉并不一致。考虑到我国有部分城市分布在海拔较高的区域（中西部），我们加入了海拔高度这一变量。由于我国高海拔地区气候条件较为严酷，方程式（26 ）中的有关系数应小于零。四组数据均来

自中国地面气候资料月值及日值数据11。环境质量是一类重要的消费者环境特征品质。国外研究的结

果是环境污染变量均为负消费者环境特征品质。本文采用城市二氧化硫排放密度，即全市工业二氧化硫排放量/全市面积（so2_density ）衡量城市空气污染水平。国外研究中考察较多的另一类消费者环境特征品质是城市的公共服务水平，包括学校教育水平、医疗水平和市区交通条件等。本文采用小学学生-教师比例（pupil_teacher_ratio ）、城市人均医院床位数（hospital_bed_psn ）和市辖区人均公共汽车数（urban_bus_psn ）。Glaeser 和Sacerdote （1999）的研究还表明了人口密度也是一个消费者环境特征品质。人口稠密区的居民更容易建立人际关系、购物更方便。经验研究（Roback 1982，Blomquist

9

我国商品房屋价格和土地价格高度相关。2005年两者的相关系数达81.2%。

10 国外还研究过的变量包括平均湿度，日照百分率。我们发现中国气象数据中平均湿度和降水量高度相关，故出于

对多重共线性的考虑未采用。国外对日照百分率的分析结论并不一致，Blomquist et al.（1988）发现它是一个正消费

者环境特征品质；但Gabriel et al. （2003）却得到相反的结论；而Berger et al. （2003）出于未知的原因并未采用；因此我们也未采用。

11 部分地级城市在市辖区并未设立地面气象站，我们根据国家气象信息中心中国地面气候资料月值及日值数据集中

附近的台站数据通过加权平均的方法取代。最终采用的数据为1999-2003年的均值。

et al. 1988）表明城市人口或中心城市都是正消费者环境特征品质。因此，本文使用了市辖区非农业人口密度，即市辖区非农业人口/市辖区面积（urban_non_ag_popu_density）。

虽然国外经验研究对生产性环境特征品质鲜有具体研究，在一篇重要的文章里，Glaeser et al.（2001）概括了城市具有的生产性环境特征品质。首先，便利的交通能够显著地降低运输成本，因而交通条件是一重要的生产性环境特征品质。厂商的原材料和产品往往在全国性市场上交易，通常需要进行长距离运输；因此对于厂商来说，城市交通条件不仅仅包括市内交通，更重要的是城市间远距离交通。因此，本文还包括了城市行政区域内等级公路密度（high_way_density）=城市等级公路里程/市区行政面积。此外，中国有近三十座城市市辖区内有海岸线或海港，这一地理位置便于厂商利用海运条件降低成本。因此，计量模型中用一虚拟变量（coast）控制这些城市。国外研究还表明海滨还是一个重要的消费者环境特征品质，因此我们也将其包括在结构方程（26）中。我们期望上述变量的参数在式（27）中为正。Glaeser et al.（2001）总结城市的另一个重要功能是为厂商提供信息和技术来源。城市中信息的频繁交流可以显著地提高生产率。本文用两个变量衡量城市的这一功能：一是与生产服务密切相关的四个产业（信息传输、计算机服务和软件业；租赁和商务服务业；科学研究、技术服务和地质勘查业；金融业）就业人数在总就业中的比例（service_labor_ratio），二是人均在校大学生数量（college_students_psn）。我们期望这两个变量在在式（27）中的系数为正。Glaeser et al.（2001）还认为城市的第三个生产性环境特征品质是劳动力的集聚效应。劳动力在一个城市的高度集中使他们更容易找到工作，更容易学习到新的技能，并且厂商也更容易雇佣到需要的劳动力。本文用制造业就业人数在全国所占比重（manufacture_labor_share）衡量一个城市的劳动力集聚效应，该比重越大，集聚效应就越强，因此它的参数应为正。

模型还包括企业利税。根据《中华人民共和国外商投资企业和外国企业所得税法》及其细则，外商投资企业在经济特区、国家级经济技术开发区、国家级高新技术产业区享受15%的所得税率；在沿海经济开发区、省会城市、国家级经济技术开发区老城区享受24%的所得税率；而国有企业在全国范围内的所得税率均为30%。我们假设外商投资企业均享受该城市能够提供的最优惠税率（例如特区的所有外商投资企业所得税率均为15%），然后我们计算城市平均税率（tax_rate）=外商投资企业产值×该城市最优惠税率+内资企业产值×30%12。该加权平均反映了各城市实际税率的差别。

本文采用的房价数据来自中国区域经济统计年鉴2006中的商品房屋平均销售价格，工资数据来自中国城市统计年鉴2006中的在职职工平均工资。从某种程度来说，如果不同个体特征的房屋所占的比重在所有城市大体相同，则平均房价就相当于房价在该城市的固定效应；类似地，如果不同个体特征的劳动者所占的比重在所有城市大体相同，则平均工资也就相当于工资在该城市的固定效应。房价采用原始数据，该变量名为（building_price）。然而劳动力的职业构成在不同城市有很大的差别。例如，全国采矿业就业人数占总就业人数的4.3%，但287个地级城市中有28个城市这一比例超过20%，6个城市甚至超过40%。为了消除职业构成差别对平均工资的影响，我们对工资数据进行如下调整：我们首先计算出虚拟城市平均工资=Σ（产业k就业人数比重×产业k的全国平均工资），然后定义调整后城市平均工资（adj_city_wage）=城市平均工资-虚拟城市平均工资+全国平均工资。该调整产生了最大4871元/年的工资变化。分析表明该调整在一定程度上达到了目的13。协议出让土地价格来自中国国土资源统计年鉴。由于没有土地特征信息，我们计算了协议出让平均价格，发现同一城市的协议出让价格在相邻的年份波动非常大14；同时，部分城市在某些年份出现了记录空缺。为了尽可能消除各种原因造成的误差，同时尽可能利用数据，本文采取2003-2005年三年的总协议出让金额

12产值数据来自于中国城市统计年鉴2006。

13在对工资的简约方程（17）进行的回归中（对结构方程（26）和（27）的2SLS回归的一个步骤），如果直接采用城市平均工资，我们发现城市采矿业就业比例这一变量十分显著，且有大于零的系数，提示其它条件相同的情况下，采矿业就业人数多的城市平均工资较高；然而当我们采用调整后的城市平均工资后，这一变量就不再显著了。

14在另外三种出让方式中，我们也观察到了相同的情况，有的城市同一种出让方式在相邻年份的价格波动达到100%甚至更多；并且价格并不是随时间一致地升高或降低。我们认为这种情况出现的原因可能有两种：或者是不同年份出让的土地在区位等特征上有显著差异，导致平均价格出现大幅度无规律波动；或者是统计上的误差过大。

除以总出让面积得到三年平均出让价格（treaty_price）。

最后，我们需要控制一些理论中尚未考虑的因素。首先，Roback理论假设消费品在不同城市的

价格是相同的；然而当地区消费品价格较高时，消费者福利水平降低。因此，消费品的地区价格应

该表现为一个负消费者环境特征品质。Gyourko和Tracy（1989，1991）以及Gabriel et al.（2003）分

别采用了美国劳工统计局（BLS）提供的地区消费预算数据和美国商会研究协会（ACCRA）提供的

地区商品价格指数。我国统计年鉴尚未提供区域间价格指数，因此，我们采取劳动部提供的2005年

最低月工资数据（minimal_wage）作为替代。其次，我国不同区域市场经济发展程度有很大差别。

以国有单位就业比重为例，部分省份如浙江省（34%）、甘肃省（82%）与全国平均水平（62%）相

差甚大。在结构方程（27）中包括了该变量（employment_state_owned_ratio）。

排除缺失的观测值后，最终样本包括254个地级城市。表1给出了所使用变量的统计特征。

表1 变量的描述统计量

std 变量名单位 mean min

max

内生变量

building_price 元/平方米1919 779 7582 1022

97.1

treaty_price 万元/公顷 139.5 4.345 752.6

4909.8

34460

adj_city_wage 元/年 153807964

纯消费者环境特征品质

heating_days ℃?日2284 4.98 6925 1385

488 cooling_days ℃?日 994.533.44

2967

24070

5064

736.4

precipitation 0.1毫米 9654

23920

4848

20

altitude 0.1米 3100

so2_density 吨/平方公里 8.4640.0394471.07 10.46

4.11

pupil_teacher_ratio 无 18.79 2.1

35.5

31.6

15.55 209.3

hospital_bed_psn 床位/万人 84.4

9.00

66.12

built_green_coverage % 31.95 5.21

101.3 minimal_wage 元/月 491.2340

690

纯生产性环境特征品质

0.233

1.341

high_way_density 公里-1 0.42

0.019

17.01

2.238

service_labor_ratio % 7.068 2.852

428.68 college_students_psn 人/万人 561.30 2367

0.56

4.776

0.0096

manufacture_labor_share % 0.36

2.40

30

28.8616.48

tax_rate %

15.9

employment_state_owned_ratio% 61.3417.47

93.61

混合环境特征品质

7.22

102.8

urban_bus_psn 辆/万人 6.2240.32

0.28

1

coast 无 0.0870

urban_non_ag_popu_density 万人/平方公里0.9350.255 3.666 0.45

回归结果及解释

表2是结构联立方程式（26）和（27）的2SLS估计。

表2 消费者和厂商结构方程的2SLS回归估计

消费者结构方程厂商结构方程

被回归变量：building_price被回归变量：treaty_price

变量名参数估计t Pr(>|t|) 参数估计t Pr(>|t|)

0.513

截距项-60.2 -0.1090.914 -87.8 -0.655

0.030

<2.2e-16-7.17e-03-2.181

11.89

adj_city_wage 0.242

heating_days -0.140 -2.0480.042 --- --- ---

cooling_days -0.208 -1.0190.309 --- --- ---

-2.4850.014 --- --- --- precipitation -0.037

---

---

-3.2630.001

---

altitude -0.043

---

---

--- so2_density -13.82

-2.7990.006

pupil_teacher_ratio 1.771 0.1520.879 --- --- ---

---

---

0.4220.673

---

hospital_bed_psn 0.664

---

---

---

built_green_coverage -15.29

-2.7860.006

minimal_wage -1.111 -1.6540.010 --- --- ---

0.692

urban_bus_psn 13.99 2.0300.043 0.368 0.396

0.359

urban_non_ag_popu_density 243.6 2.1540.032 12.37 0.919

1.963

0.051

45.4

2.3320.021

coast 361

0.013

high_way_density ---

--- --- 74.9 2.503

2.812

0.005

10.0

---

service_labor_ratio ---

---

2.760

0.006

0.039

---

college_students_psn ---

---

6.9e-07

manufacture_labor_share --- --- --- 80.6 5.098

2.125

0.035

7.63

tax_rate ---

---

---

employment_state_owned_ratio --- --- --- -0.88 -1.545 0.124

n: 254, McElroy R2: 0.60 adj. R2: 0.63 adj. R2: 0.16

表（2）的左栏是消费者结构方程的估计结果。从中可以看到工资系数的估计值为0.242，此即

图1中消费者无差异曲线斜率的估计值，它显著地大于零，表明该曲线是向上倾斜的。其经济意义

是，在其它条件不变的情况下，为了维持消费者效用水平不变，房价上升1元/平方米则工资必须上

升0.242元/年。根据前面的推导，我们估计每个（在职）消费者平均每年消费住房面积为4.13平方

米。我国城镇居民2005年人均住房建筑面积为26.1平方米，户均人口数及就业人口数分别为2.96

和1.5115，由此推算出每个就业人员负担的住房面积为51平方米（或等价地，户平均住房面积为77.3

平方米）。我国商业银行自营性个人住房贷款（5年以上）年利率水平在2005年3月17日以后为

6.12%16，若贷款首付10%，贷款期限为20年，则根据等额本息还款法17每个就业人员年消费住房面

积为3.98平方米（首付为零时则为4.42平方米）。我们发现估计的结果和实际计算结果大致相等。

根据表1中的均值数据，我们还可以计算出人均纯住房开支约为7925元/年（或为平均工资收入的

52%），这个数字大大高于中国城市年鉴提供的数据（249.25×2.96/1.51=489元/年，或为工资收入的

3%）18。我们计算的结果反映了一个具备平均工资的典型家庭在2005年购买典型房屋的花费，而现

实生活中绝大部分家庭在此以前即因为福利分房或更低的价格购买到了住房，这样就造成了统计数

据中人均住房开支极低的情况。因此，本文的计算结果更能反映购买新住房造成的实际开支。年采

暖度日数、降水、海拔高度这三个气候变量均有显著小于零的系数，说明它们是负消费者环境特征

15数据分别来源于中国统计年鉴2006和中国城市年鉴2006。

16数据来源于中国统计摘要2007。

17公式为：每月还款金额=贷款本金×月利率×(1+月利率)还款期数/((1+月利率)还款期数-1)

18根据中国城市年鉴2005，我国城镇居民家庭平均每人全年住房支出为249.25元，居住支出（包括住房、水电燃料、

居住服务的支出）为808.66元，总消费支出为7942.88元，居住支出占总消费支出的10.2%。

品质，与国外研究的结果一致；年制冷度日数虽然有正确的符号，但是不显著。根据Berger et al.（2003）的看法，气候变量的估计值可能由两个原因造成：（1）市场因素，即人口和资本的流动导致气候较为恶劣的地方工资相对较高或房价相对较低。（2）虽然以上所说的市场因素尚未完全发挥作用，但是在计划经济期间，工资的制定已经考虑到了气候因素的影响。亦即为了给前往生活条件较差的地区的居民提供补偿，政府在这些地区制定更高的平均工资水平。换言之，政府制定的工资反映了市场因素的作用。但是统计分析本身无法区分这两种效果。城市大气污染变量city_so2_density有显著小于零的系数，与国外结果一致，说明它的确是一个负消费者环境特征品质。三个反映公共服务水平的变量pupil_teacher_ratio、hospital_bed_psn、以及built_green_coverage的参数估计和国外研究结果差别很大。前两个变量具有很小的t统计量；而最后一个变量虽然显著，其符号却表明它是一个负消费者环境特征品质，与直觉矛盾。唯有变量urban_bus_psn是一个显著的正消费者环境特征品质。对这个现象的一个可能解释是城市公共服务水平在我国尚不是房价或工资的一个决定因素；换言之，它不是吸引人口流动的因素。另一个解释是数据尚不能正确衡量真实的公共服务质量。例如，建成区绿化覆盖率并不能反映绿化质量。又如我国城镇居民看病多前往地区性的大型医院，而病床统计数据也无法反映这一因素。虚拟变量coast的参数估计显示海滨区位为一个显著的正消费者环境特征品质：在其它条件一致的情况下，海滨城市的房价会增加361元/平方米，相对于样本均值1919元/平方米增加了近19%。该结果说明海滨城市所提供的宜人环境已经明显地在我国房价中体现出来。最后，衡量非住房生活成本的最低工资表现为一个负消费者环境特征品质，与理论预测相符。该变量通过了10%的显著性检验。

表2右栏中厂商结构方程的拟合度明显低于消费者方程。造成这个现象的一个重要原因是地价数据的质量不及房价数据。另一个原因在于协议出让价格并不是纯粹的市场价格：当地政府为了鼓励生产性投资，往往给于企业以极其优惠的土地价格。这样，协议出让价格不光由土地的供求决定，还在很大程度上受政府行为的影响。尽管如此，我们仍然能从中看到一些统计规律。首先，我们看到工资变量估计值显著地小于零。回归结果说明图1中厂商的无差异曲线的确是向下倾斜的。我们把土地价格换作2003-2005的年度数据重新回归，结果发现无论采用哪一个年度数据，该系数总是能通过5%的显著性检验，并且数值变动不大。由此可以认为这个结果是较为稳健的。根据前面的推导，可以估计制造业企业每年的劳动力-土地要素投入比为71.7人/公顷。假设企业的贷款期限为7年19，则根据前面的长期贷款利率和等额本息还款法得到企业每年支付的本息约为实际土地价值的18%；由此估计的企业的雇员-土地比约为12.9人/公顷。该数值同样可以通过统计数据进行粗略估计。我国2005年城市市辖区制造业职工总人数为2216.36万人；城市建成区规划用地中，工业用地和仓储用地总面积分别为6418.43和1114.38平方公里20。假如我们把这两种用地面积之和代表制造业企业用地面积，则企业的实际雇员-土地比约为29人/公顷。两个数值并没有数量级上的差异。在三个衡量城市交通条件的变量中，urban_bus_psn的t统计量非常小，说明市区公交条件并不是一个有效的生产条件。相反，high_way_density非常显著，说明行政区域内等级公路的密度（城市间运输能力）对制造业的发展有显著的作用；其大于零的系数说明良好的运输能力能显著地提高企业的获利能力，因而企业有能力支付更加昂贵的土地。变量coast的系数显著水平略大于5%，说明海滨也是一个突出的生产性环境特征品质。我们用变量service_labor_ratio和college_students_psn衡量城市的生产服务功能，它们都有显著大于零的系数。由此可见，发达的生产性服务行业确实能够提高企业的赢利能力；其次，尽管我国大量的高校毕业生在异地就业，充沛的高校毕业生源仍然是当地的重要生产要素。衡量劳动力集聚效应的变量manufacture_labor_share有非常显著的系数，这与其他关于经验研究（Head et al. 1995，李立新和金润圭 2002，吴丰2001，许罗丹和谭卫红 2003）相符。城市人口密度的参数估计为正，但并不像在消费者方程中那样显著。出乎意料的是平均税率tax_rate具有显著的正系数。根

19在生产性企业的贷款期限数据方面，我们仅仅掌握非常有限的资料。中国银行对外商投资企业贷款办法（1987）规定固定资产贷款期限不超过7年，个别特殊项目可适当延长；国家开发银行深圳市分行台资企业贷款操作指引（2006）规定3000万元以下的项目贷款期限不超过5年，3000万元以上的项目原则上根据具体情况决定。

20以上数据分别来自中国城市统计年鉴2006和中国城市建设统计年报2005。

据理论，高所得税率会降低企业的税后利润，因而企业将不可能支付较高的要素价格；该系数应该

为负。通过观察数据我们发现，在经济开放度很高，外资企业多（因而实际税率较低）的一些沿海

大中城市，协议-挂牌出让价格比往往很低。显然，享受国家税收优惠最大的这些城市同时在土地出

让上也给予企业最大的优惠。从数据上来看，似乎开放度较高地区的地方政府在招商引资上的力度

也更大。最后，衡量当地市场化的变量employment_state_owned_ratio具有小于零的系数，但显著性较

低（12%）。

我们通过表2的参数估计由式（22）计算各种城市环境特征品质的隐含价格。注意到各种品质

的单位不同，为了比较不同环境特征品质差异对消费者或厂商的重要性，我们同时给出每种品质变

化（增加）一个样本标准差（见表1）产生的价值。表3报告估计结果。

表3 城市环境特征品质的隐含价格及标准差价值

消费者环境特征品质生产性环境特征品质变量名隐含价格标准差价值隐含价格标准差价值

heating_days -0.58元/℃?日 -804元--- --- cooling_days -0.86元/℃?日 -421元--- --- precipitation -1.54元/毫米 -780元--- --- altitude -1.79元/米 -869元--- --- so2_density -57.2元/(吨/km2) -598元--- --- pupil_teacher_ratio 7.73元 30元--- --- hospital_bed_psn 2.75元/(床位/万人)87元--- --- built_green_coverage -63元 -569元--- --- minimal_wage -4.60元/(元/月) -466元--- --- urban_bus_psn 58元/(辆/万人) 418元 51.37元/(辆/万人)?人 371元/人

coast 1495元--- 6333元/人---

urban_non_ag_popu_density 1008元/(万人/ km2)454元 1726元/(万人/ km2) ?人 777元/人

high_way_density --- ---

10442元?公里/人 2433元/人service_labor_ratio --- ---

1400元/人 3134元/人college_students_psn --- --- 5.42元/(人/万人) ?人 2325元/人

manufacture_labor_share --- --- 11247元/人 6298元/人

---

tax_rate ---

1065元/人 2555元/人employment_state_owned_ratio --- --- -122.4元/人 -1946元/人

表3中消费者环境特征品质的隐含价格是消费者每年愿意为一个单位的该环境特征品质支付的

金额；其标准差价值是该品质在数量上增加一个标准差给消费者每年带来的货币价值21。类似地，生

产性环境特征品质的隐含价格数值是该品质增加一个单位后每年给生产性企业增加的人均利润；其

标准差价值为该品质在数量上增加一个标准差每年给生产性企业增加的人均利润。根据Blomquist et

al.（1988）估计的结果，变量heating_days、cooling_days、precipitation以及coast对于美国消费者的隐

含价格分别是-0.66元/℃?日、-2.98元/℃?日、-7.65元/毫米及3868元22。虽然我们采用了不同的技术

以及中国数据，令人吃惊的是我们估计的隐含价格和他们的估计值并没有数量级上的差异。这说明

中国和美国的消费者对自然环境有着极其相似的偏好。另一个显著的特点是同样的自然环境变量在

美国产生的隐含价格较在我国高很多；注意到两国的人均收入差距，这些估计共同证实了消费者对

自然环境的需求随收入增加而增加。从变量的标准差价值来看，气象条件，包括海拔高度、年降水

量、及年取暖度日数的区域差异对消费者的影响最大；而其它环境特征品质对消费者福利的影响相

21注意到coast是一个虚拟变量，我们没有计算其标准差价值。

22我们和Blomquist et al.（1988）对这四个变量的定义完全相同；为了方便比较，我们把他们的结果转换为表3中的

单位，其中汇率采用8.27。

对较小。在右栏中，我们首先看到行政区域内每平方公里内的等级公路长度增加一公里，城市处于海滨，或制造业在职职工人数在全国的比例增加1%（相当于32万人），制造业的人均年利润分别可以增加10442元，6333元，及11247元。这说明城市的远距离交通条件以及产业集聚程度是影响我国制造业区位选择的重要非政策条件。标准差价值最大的生产性环境特征品质分别为产业集聚程度（6298元/人）和城市生产性服务能力（3134元/人+2325元/人=5459元/人），故它们是造成制造业赢利能力地区差异的重要因素。变量employment_state_owned_ratio的单位价格很小，说明国有企业虽然在赢利能力上低于非国有企业，但是所有制成分的小幅度变化对赢利能力的影响很小。然而我国城市的所有制成分差异较大，因此所有制成分对企业赢利能力的区域差异仍然有相当程度的贡献。

小结

本文根据Roback模型采用我国2005年城市统计数据分析了城市环境特征品质在决定房地产价格（以及工资）的区域差异中起到的作用。我国城市土地市场的分离特性以及土地所有权的制度安排决定了结构方程估计方法优于简约方程法。我们基于结构方程估计法推导出环境特征品质隐含价格的计算方法并说明了此方法与基于简约方程的计算方法在技术上是等价的。根据回归结果中平均工资参数推导出的人均住房面积和厂商的劳动-土地投入比与实际统计数据较为吻合，说明结果是可靠的。

实证估计结果表明城市的自然环境特征，包括年取暖日度数、年降水量、海拔高度、及海滨都表现为显著的正消费者环境特征品质；市内交通条件及城市人口密度也是显著的正消费者环境特征品质；而大气污染和地区物价水平是显著的负消费者环境特征品质。这些都和已有经验研究相符。在控制了平均工资后，我国城市消费者环境特征品质的差异能够解释房价差异的63%；对房价和工业地价的联合解释力达到60%。本文研究了具体的生产性环境特征品质对我国企业赢利能力的影响，发现城市间交通条件、工业集聚、以及生产性服务业是显著的生产性环境特征品质。我们发现生产性土地价格在相当程度上包含了地方政策因素，厂商地价方程的拟合度要大大低于消费者房价方程；并且对企业所得税的参数估计得到了与国外相反的结果。此外，我们发现在国外经验研究中表现为显著消费者环境特征品质的公共服务变量在我国并不显著。

我们根据参数估计值计算了各种环境特征品质的隐含价格和标准差价值。结果显示自然环境对消费者效用的影响程度在中国和美国相似；所不同的是，美国消费者收入水平较高，因而愿意为自然环境支付更高的价格。我们同时也发现自然环境的地区差异对消费者效用的影响高于其它因素。对生产性环境特征品质的分析表明，我国城市在生产服务能力以及产业集聚程度上的差异是造成制造业赢利能力地区差异的主要因素。

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