(云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 云南 昆明 650032)

一、引言

當(dāng)前我國城市化進(jìn)程加快，城市人口迅速增長，城市住房供給與快速增長的城市住房之間的矛盾越來越突出，伴隨著商品房價(jià)格的不斷上升，高房價(jià)背后的城市部分群體的住房需求被嚴(yán)重剝奪，中低收入人群的住房需求與高房價(jià)之間矛盾尖銳化，我國保障性住房建設(shè)呈現(xiàn)出加快的態(tài)勢。

隨著我國保障性住房體系的逐步建立，保障性住房的政策性與商品房的市場化并存，大量保障性住房的建設(shè)是否會有效拉低房價(jià)。此舉是社會財(cái)富再分配與住房價(jià)格宏觀調(diào)控的手段之一，但事實(shí)上保障房對于住房市場調(diào)控的效果并不明顯。其影響尚不明確，本文旨在通過理論和實(shí)證分析，理清保障房對商品房價(jià)格的影響，為政府的調(diào)控決策提供更多的參考。

國外學(xué)者在這方面取得了很有借鑒意義的研究成果。但由于發(fā)達(dá)國家和我國的保障性住房方面存在很大差異，所以我們必須有所取舍。

Murray(1999)從擠出效應(yīng)的角度研究了美國的保障性住房(公共房)對住房存量的影響，該研究實(shí)證了興建住房計(jì)劃對住房供給的影響程度和路徑，同時(shí)發(fā)現(xiàn)美國60-80年代住房供給量的穩(wěn)定是由于保障性的住房政策擠出了私人的住房投資。Malpezzi和Vandell(2002)對美國1987年～2001年各個(gè)州的住房保障項(xiàng)目對人均住房的影響，也證實(shí)了保障房的建設(shè)對商品房市場存在擠出效應(yīng)。Lee(2007)仍然從擠出效應(yīng)的角度出發(fā)，認(rèn)為政府對公共租賃住房的建設(shè)能夠?qū)ι唐贩渴袌鐾顿Y產(chǎn)生刺激作用，但前提條件是住房市場需求遠(yuǎn)大于供給。

Cutts(2001)針對人們對住房補(bǔ)貼政策的質(zhì)疑進(jìn)行了實(shí)證。作者通過實(shí)證說明，降低各層級補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)擴(kuò)大保障范圍是可行的措施。Anne(2001)則考慮到了這一點(diǎn)，他通過分析法國住房補(bǔ)貼政策，對Cutts的研究進(jìn)行了補(bǔ)充，認(rèn)為短期內(nèi)政府對低收入家庭發(fā)放的補(bǔ)貼被房東分享了，因?yàn)檎l(fā)放補(bǔ)貼間接地使房租有所提高，因此作者對保障性住房政策的效果提出質(zhì)疑。Todd Sinai(2005)則從人均住房面積和住房自有率的角度考慮保障性住房政策，認(rèn)為住房補(bǔ)貼政策到底有沒有起到效果，應(yīng)該從多方面考慮。但該研究特別考慮了住房需求方面，通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)樣本區(qū)域住房確實(shí)增加了，存在保障性住房擠出私人投資的現(xiàn)象。

國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為保障性住房建設(shè)能夠穩(wěn)定、甚至降低商品房價(jià)格的學(xué)者占了大多數(shù)，他們均從商品房需求的角度闡述了保障性住房的建設(shè)對商品房價(jià)格的抑制。

王先柱，趙奉軍(2009)通過構(gòu)建簡單的房地產(chǎn)供求模型證實(shí)保障性住房的興建能拉低商品房價(jià)格。高波(2010)則進(jìn)一步分析了保障性住房建設(shè)對商品房價(jià)格產(chǎn)生影響的內(nèi)在機(jī)制，認(rèn)為保障性住房之所以能夠抑制商品房價(jià)格，源于其分流了商品房市場的需求。王斌，高戈(2011)根據(jù)研究目的構(gòu)造SVAR模型，證實(shí)保障性住房的建設(shè)對商品房價(jià)格上漲有明顯的抑制作用。陳濤、何宜慶(2011)認(rèn)為保障性住房的建設(shè)對商品房價(jià)格具有較強(qiáng)的抑制效應(yīng)。周文興，林新朗(2011)構(gòu)建VAR模型分析顯示，經(jīng)濟(jì)適用房的投資在短期內(nèi)能夠期起到平抑商品房價(jià)格的作用。曲曉燕(2011)從需求轉(zhuǎn)移的角度出發(fā)，建立模型預(yù)測了我國未來五年的商品房供需缺口，認(rèn)為我國大規(guī)模興建保障性住房可以對商品房價(jià)格產(chǎn)生抑制作用。

但同時(shí)也有人認(rèn)為，保障性住房會推高商品房價(jià)格。張?jiān)剿?，連宇(2011)利用多元回歸模型分析商品房價(jià)格的影響因素和發(fā)展趨勢，認(rèn)為土地作為房地產(chǎn)價(jià)格的關(guān)鍵因素則不容忽視，保障性住房建設(shè)造成的商品房用地稀缺反而可能對房價(jià)產(chǎn)生較強(qiáng)的影響。任超群，張娟鋒(2011)構(gòu)建基于面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型，定量分析了限制土地供應(yīng)將導(dǎo)致住房供應(yīng)量減少，引起房價(jià)上漲。

二、理論基礎(chǔ)

(一)供給的“擠占作用”

土地是房地產(chǎn)開發(fā)中重要的生產(chǎn)要素，也是房屋成本的主要組成部分。因此，保障性住房和商品房在生產(chǎn)要素的供給上存在一定競爭關(guān)系。

從土地方面來看，伴隨城市規(guī)模擴(kuò)張，建設(shè)用地逐漸稀缺，不同類型住房的地理位置已經(jīng)難以嚴(yán)格區(qū)分，往往混合在一起。因此，有限的土地資源用于保障性住房之后，商品房建設(shè)的可用土地量相應(yīng)減少。

(二)需求的“替代作用”

假設(shè)將人群按照收入劃分等級，并且假定按照城鎮(zhèn)家庭收入由低到高的順序，住房消費(fèi)順序是從保障房到商品房、從租賃房到購買房，從而把住房消費(fèi)按照消費(fèi)形式粗略劃分為兩個(gè)類別Q1和Q2：

Q1=Q11+Q12+Q13

Q1：收入平均線以下人群的消費(fèi)需求規(guī)模。

Q11：租賃保障房；Q12：購買保障房；Q13：租賃商品房。

Q2=Q21+Q22+Q23

Q2：收入平均線以上人群的消費(fèi)需求規(guī)模。

Q21：商品房居?。籕22：商品房空置；Q23：商品房出租。

在收入平均線以下住房困難家庭總規(guī)模Q1保持不變的情況下，增加保障性住房的供給。因?yàn)榕c商品房之間存在價(jià)格差，作為理性人會優(yōu)先考慮租賃或購買保障房，則租賃保障房Q11和購買保障房Q12的需求量將會增加，普通商品住房租賃Q13的需求相應(yīng)減少。商品房租賃需求Q13的下降，導(dǎo)致租賃市場需求疲軟，需求曲線左移，交易量下降，價(jià)格降低。長期來看，租金價(jià)格走低和空置率上升將有效降低投資性需求。

(三)四象限模型

四象限模型將房地產(chǎn)市場分為房地產(chǎn)使用市場和房地產(chǎn)資產(chǎn)市場。兩個(gè)市場之間的聯(lián)系是通過租金和增量住房建立起來，使用市場的供給由資產(chǎn)市場的增量住房決定，資產(chǎn)市場的住房價(jià)格則由使用市場的租金決定，這就將整個(gè)住房市場連成一體。從圖1中可以看出，第一象限(Q1)和第四象限(Q4)是房地產(chǎn)使用市場，第二象限(Q2)和第三象限(Q3)是房地產(chǎn)的資產(chǎn)市場。

圖1 房地產(chǎn)市場四象限模型

當(dāng)政府通過保障性住房對低收入群體進(jìn)行補(bǔ)貼時(shí)，商品房的使用市場的需求發(fā)生變化，從而使第一象限的需求曲線內(nèi)移。最終的均衡狀態(tài)將使得存量、租金、價(jià)格和新建量均下降。如圖2所示：

圖2 保障房對房價(jià)的影響

三、計(jì)量模型

本文選取商品房平均銷售價(jià)格Y作為被解釋變量，解釋變量為保障性住房面積X1、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入X2、商品房竣工面積X3。

設(shè)保障性住房對商品房價(jià)格的影響函數(shù)為：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ

根據(jù)方程的設(shè)定進(jìn)行如下分析：

1.單位根檢驗(yàn)

為確保模型估計(jì)的有效性，避免虛假回歸，在回歸前對數(shù)據(jù)做單位根檢驗(yàn)，確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。本文采用相同根單位根檢驗(yàn)LLC、不同根單位根檢驗(yàn)ADF、PP三種檢驗(yàn)方法，如果它們都拒絕存在單位根的原假設(shè)，則可以認(rèn)為此序列是平穩(wěn)的。數(shù)據(jù)的一階差分單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，說明序列的一階差分為平穩(wěn)過程。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

各個(gè)變量在單位根檢驗(yàn)中為一階單整，則可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。本文采用group ADF檢驗(yàn)、group PP檢驗(yàn)和kao ADF檢驗(yàn)。原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系。

t-StatisticProb.Group PP-Statistic-7.038060 0.0000Group ADF-Statistic-3.337653 0.0004ADF-2.3600080.0091

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在三個(gè)檢驗(yàn)在5%的顯著水平下都拒絕了原假設(shè)，說明序列之間存在協(xié)整關(guān)系，解釋變量與被解釋變量之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.模型確定

首先確定模型的影響形式，在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)之間選取，采用Hausman檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%的顯著水平下，P值為零，則拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)影響模型。

Test SummaryChi-Sq.StatisticChi-Sq.d.f.Prob.Cross-section random41.01650030.0000

面板數(shù)據(jù)模型根據(jù)常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)向量是否為常數(shù)，分為3種類型：混合回歸模型、變截距模型和變系數(shù)模型。本文應(yīng)用F統(tǒng)計(jì)量來判定選擇哪個(gè)類型的模型，建立F統(tǒng)計(jì)量：

其中，S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型和混合模型的殘差平方和，k為解釋變量的個(gè)數(shù)，N為截面?zhèn)€體數(shù)量，T為觀測值的時(shí)間數(shù)。若統(tǒng)計(jì)量F2的值小于5%的顯著性水平下的相應(yīng)臨界值，則接受假設(shè)用混合模型擬合樣本。反之，若F1的值小于5%的顯著性水平下的相應(yīng)臨界值，則用變截距模型擬合，否則用變系數(shù)模型擬合。

通過分別構(gòu)建變系數(shù)模型、變截距模型和混合模型得到各個(gè)模型的殘差平方和如下：

S1=15752181，S2=33172114，S3=564000000

取 N=20、T=7、k=3，最終的到F1=1.164、F2=21.98，在給定 5%的顯著水平下，得到相應(yīng)的臨界值：

F1(57，60)=1.541，F(xiàn)2(76，60)=1.507

從結(jié)果看出，F(xiàn)1的值小于臨界值，則選用變截距模型擬合較為優(yōu)良。

(四)回歸分析

本文的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)以中國20個(gè)省市2009-2015年的數(shù)據(jù)為依據(jù)，模型選擇固定效應(yīng)的變系數(shù)模型進(jìn)行回歸，為盡量減少估計(jì)誤差，消除橫截面的異方差與序列的自相關(guān)性，采用截面加權(quán)估計(jì)法進(jìn)行回歸估計(jì)?；貧w結(jié)果如下：

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2002.821265.71687.5374250.0000X1-0.0735610.0717271.0255660.0072X20.1833780.01212715.120890.0000X3-0.1363380.087320-1.5613650.0211Weighted StatisticsR-squared0.973523F-statistic195.5395Adjusted R-squared0.968544Prob(F-statistic)0.000000

根據(jù)回歸結(jié)果，在控制收入、商品房竣工面積的前提下發(fā)現(xiàn)，保障房的面積與商品房的價(jià)格存在反向變動，當(dāng)保障房面積每增加1個(gè)單位，商品房價(jià)格就要下降0.07個(gè)單位，驗(yàn)證了前文的假設(shè)。

四、總結(jié)

通過分析我們可以知道加強(qiáng)建設(shè)保障性住房可以解決低收入家庭住房困難問題，可以促進(jìn)解決社會分配不均問題，使社會經(jīng)濟(jì)和諧平穩(wěn)增長。另一方面能夠使商品房價(jià)格平均水平下降，促進(jìn)房地產(chǎn)市場穩(wěn)定發(fā)展。

居民的住房需求作為城市居民的最基本生活需求，需要一個(gè)良性的住房供給體系來保障住房權(quán)利的實(shí)現(xiàn)。由此，未來要實(shí)現(xiàn)我國住房保障體系的健全，首先必須要明確未來住房保障體系的方向，政府應(yīng)該從長遠(yuǎn)角度出發(fā)，把城市住房保障作為保障居民安居樂業(yè)的長效機(jī)制，而不應(yīng)當(dāng)做刺激經(jīng)濟(jì)、調(diào)控市場的手段，應(yīng)該建立以保障為主、其他功能為輔的住房保障機(jī)制。