陳湘州，王芳，宋晨晨

(1.湖南科技大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭，411201；2.上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟與管理學(xué)院，上海，200433)

一、引言

住房貨幣化分配改革以來，房地產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為國民經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)。[1]然而，盡管房地產(chǎn)市場不斷發(fā)展，但人們普遍認為，僅憑商品房市場難以面對不斷增長的住房剛性需求，也難以有效地解決城鎮(zhèn)中低收入家庭與農(nóng)民工的住房問題，因此，需要全面加強住房保障體系的建設(shè)。[2]黨的“十八大”提出要大力加強保障住房供給，滿足人們的住房需求，實現(xiàn)居有其屋?？梢灶A(yù)見，未來幾年，這種非市場化的住房供給規(guī)模將不斷增加，市場與非市場力量的相互博弈可能使得我國房地產(chǎn)市場更為復(fù)雜，也會帶來一系列值得思考的問題，如非市場供給是否干擾了正常的市場機制，是否造成了政策效率的損失，住宅非市場化供給的不斷加大是否有利于商品房市場的良性發(fā)展，市場與非市場手段二者之間是否能和諧共生，等等。基于此，本文首先從微觀經(jīng)濟學(xué)最基本的效用理論出發(fā)，構(gòu)建住宅消費效用最大化決策模型及其約束條件，從理論上探明住宅非市場化供給與市場化供給之間的影響機理；繼而采集相關(guān)省級面板數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)變系數(shù)模型與誤差修正模型，實證分析住宅非市場化供給與市場化供給之間的關(guān)系，為住房保障制度的完善與房地產(chǎn)市場的可持續(xù)發(fā)展提供理論參考。

長期以來，住房問題就是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的焦點，由于國外住房市場比較成熟，其研究焦點主要集中在市場化供給的有效性與均衡性方面。較少學(xué)者對住宅非市場供給有所涉及，如Murray[3]認為政府補貼性住房對私人住房市場會產(chǎn)生擠出效應(yīng)，引起補貼政策效率的損失；Sinai和Waldfogel[4]指出，衡量低收入住房補貼政策效果的一個充分條件應(yīng)該是這些政策是否增加了擁有住房的家庭數(shù)量，而不是僅僅擠出了私人部門提供的低收入人群的住房消費，等等。就國內(nèi)情況來看，由于政府加大了對保障性住房的建設(shè)力度，國內(nèi)學(xué)者也加強了對住宅非市場化供給的研究，其中住宅非市場化供給對商品房價格、商品房供給規(guī)模的影響越來越受到學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。就住宅非市場化供給對商品房價格的影響來說，存在三種觀點：①抑制論。部分學(xué)者認為住宅非市場化供給在一定程度上對商品房價格產(chǎn)生抑制作用，如王先柱、趙奉軍[5]認為保障性住房可以分流住房需求，提供更低價格的房源，從而抑制商品房價格的上漲；王斌、高戈[6]通過檢驗住房保障與房地產(chǎn)價格之間的動態(tài)沖擊效應(yīng)，認為經(jīng)濟適用房的大力建設(shè)會對房價上漲產(chǎn)生抑制作用。②短期抑制、長期促進論。有學(xué)者認為保障性住房供給的增加在短期內(nèi)可能抑制商品房價格的上漲，但在長期，由于減少了商品房開發(fā)的土地供應(yīng)，進而使得商品房的供應(yīng)量有所下降，商品房供應(yīng)的減少就會導(dǎo)致房價再次增長。如周文興、林新朗[7]認為，在經(jīng)濟適用房投入的初期，經(jīng)濟適用房對商品房的價格起了一定的平抑作用, 但是這種平抑作用是有限的, 長期內(nèi)反而會推動商品房價格的上漲。③無效論。如茅于軾指出，保障性住房的大力建設(shè)，如經(jīng)濟適用房、限價房等的建設(shè)，不但沒有促進房價的反而有可能推動房價的上升。

就住宅非市場化供給對商品房供給規(guī)模的影響來看，國內(nèi)學(xué)者的觀點也存在分歧，部分學(xué)者認為住宅非市場化供給與市場化供給規(guī)模并不是此消彼長的關(guān)系。如茍興朝[8]通過對公共財政投資與私人投資的相互關(guān)系的分析，考察了保障房與商品房的辯證關(guān)系，認為保障性住房的建設(shè)與商品房之間并非是此消彼長的相互排斥關(guān)系。另一部分學(xué)者則認為住宅非市場化的供給改變了住宅市場的供給結(jié)構(gòu)，非市場化供給的增加引起了市場化供給規(guī)模的變化。如張躍松、連宇[9]在分析保障房供給規(guī)模供需變化對房價產(chǎn)生影響的過程中，認為保障房的供給規(guī)模會對普通商品房的供需產(chǎn)生影響，經(jīng)濟適用房的投資會壓抑商品房的建設(shè)。

可以認為，學(xué)者對住宅市場化與非市場化供給的關(guān)系研究并沒有得到統(tǒng)一的結(jié)論，且分歧較大。實際上，從理論上探明住宅非市場化供給對市場化供給的影響，可以為評價住房保障政策提供依據(jù)。如住宅非市場化供給存在替代關(guān)系，表明保障房數(shù)量的增加沒有增加住房供給總量或者是替代了原本由市場解決的需求，保障性住房政策的效率將會大打折扣，造成政策效率的損失。另外，基于經(jīng)濟學(xué)基礎(chǔ)理論我們也可以發(fā)現(xiàn)，住宅非市場化供給與市場化供給在總體上成互補關(guān)系時，保障性住房的增加可以促進商品房市場的發(fā)展；而當兩者在總體上成替代關(guān)系時，則保障性住房的增加將會抑制商品房市場的發(fā)展。

二、模型建立

人們對住房的消費行為主要取決于永久性收入，而非偶然所得的“暫時性收入”，因而本文以 Amano和 Wirjanto[10]的兩商品永久收入模型作為理論框架的基礎(chǔ)。在此只考慮住宅非市場化和市場化供給構(gòu)成我國的住房供給。假設(shè)代表性個人的目標函數(shù)是以一生的住房消費預(yù)算約束為條件，最大化住房效用的預(yù)期值，即有：

其中，Bt和St分別代表t時期實際的住宅非市場化供給和市場化供給，β為貼現(xiàn)因子。

考慮取對數(shù)效用函數(shù)為：

設(shè)期內(nèi)效用函數(shù)為：

其中，ft為任意單調(diào)轉(zhuǎn)換函數(shù)，在這一效用函數(shù)中，1/u和 1/α分別表示住宅非市場化供給和市場化供給的期內(nèi)替代彈性；此外假設(shè)是穩(wěn)定序列或I(0)過程。

以上最大化問題的期內(nèi)一階必要條件表明住宅非市場化供給與市場化供給的相對價格Pt等同于住宅非市場化供給對市場化供給的邊際替代率。

方程(4)可寫為：

對(5)式兩邊同時取對數(shù)并整理有：

由假設(shè)偏好波動是穩(wěn)定過程下，可得：

本文實證分析是在(8)式基礎(chǔ)上展開的，將其轉(zhuǎn)變?yōu)橐韵掠嬃拷?jīng)濟模型：

與市場化供給的住房價格相比，住宅非市場化供給的住房價格相對較低，住宅非市場化供給會沖擊商品房市場的供給，進而分流住房市場需求，而不同地區(qū)又呈現(xiàn)出差異性。因此，假定：如果β2＞0，意味著住宅非市場化供給對市場化供給產(chǎn)生互補效應(yīng)；如果β2＜0，則意味著住宅非市場化供給對市場化供給產(chǎn)生替代效應(yīng)。

三、實證檢驗

(一)變量的選擇

我國住宅非市場化供給雖然包括經(jīng)濟適用房、廉租房和公共租賃住房的供給，但考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性以及當期經(jīng)濟適用房銷售面積能很好地反映住房保障建設(shè)對商品房市場的影響，本文選取經(jīng)濟適用房銷售面積代表住宅非市場化供給。同時，利用商品房銷售價格與經(jīng)濟適用房銷售價格之比表示商品房與經(jīng)濟適用房之間的相對價格。本文選取商品房銷售面積作為因變量，樣本為29個省、市、自治區(qū)①，時間區(qū)間為2001—2010年。所有數(shù)據(jù)來源于2001—2011年《中國統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫與國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心，數(shù)據(jù)處理軟件為EVIEWS6.0。

(二)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗及協(xié)整檢驗

1.單位根檢驗

基于面板數(shù)據(jù)模型的單位根檢驗，本文分別選擇相同根情形下的 LLC檢驗方法和不同根情形下的Fisher-PP、Fisher-ADF檢驗方法，對商品房銷售面積、商品房與經(jīng)濟適用房之間的相對價格和經(jīng)濟適用房銷售面積等變量進行單位根檢驗，結(jié)果如表1所示。

檢驗結(jié)果表明，在 1%的顯著性水平下，三個變量均存在單位根。另外對三個變量的原序列進行一階平穩(wěn)性檢驗，表明所有變量均是一階單整的。

2.協(xié)整檢驗

通過單位根檢驗得到三個變量的一次差分序列是平穩(wěn)的后，可以運用Pedroni檢驗和Kao檢驗的方法對變量進行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示，除了Panel rho和Group rho未通過外，其余檢驗均通過，因而商品房銷售面積、商品房與經(jīng)濟適用房之間的相對價格和經(jīng)濟適用房銷售面積之間存在協(xié)整關(guān)系。

(三)模型估計結(jié)果及分析

1.模型形式的確定

首先，依據(jù)理論分析中的(9)式，分別建立固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，然后通過Hausman檢驗和似然比檢驗確定變量間的影響形式。表3的結(jié)果顯示，在Hausman檢驗結(jié)果中的chi-sq統(tǒng)計量為44.747，P值為0.000，表明應(yīng)該拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)。同時，在LR檢驗結(jié)果中，F(xiàn)統(tǒng)計量較大以及P值為0.000，明顯地也拒絕了隨機效應(yīng)的原假設(shè)。因此，兩個檢驗均表明應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。

為了進一步確定模型形式，分別建立變系數(shù)模型、變截距模型和不變系數(shù)模型，并且通過檢驗假設(shè) H1和H2進行模型形式設(shè)定檢驗。如果沒有拒絕假設(shè)H2，我們可以確定樣本數(shù)據(jù)符合不變系數(shù)模型，不必進一步檢驗；如果拒絕了假設(shè) H2，則需要檢驗假設(shè) H1，如果不拒絕假設(shè) H1，就認為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之認為符合變系數(shù)模型。[11]通過檢驗有F1=3.112，F(xiàn)2=8.822，在給定的5%顯著性水平下，各臨界值為Fa2(84,203)≈1.32，F(xiàn)a1(56,203)≈1.39。由F2＞Fa2拒絕H2的同時，F(xiàn)1＞Fa1也拒絕H1，因而模型形式設(shè)定檢驗結(jié)果為采用變系數(shù)形式。

表1 三變量單位根檢驗結(jié)果

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

表3 Hausman和LR 檢驗的結(jié)果

綜合以上分析，并根據(jù)模型(9)，我們可以構(gòu)建固定效應(yīng)變系數(shù)模型(10)，確定的模型形式如下：

其中，i表示模型中包含地區(qū)個數(shù)，t表示時間期間。

2.回歸結(jié)果及分析

對方程(10)進行估計，反映出住房非市場化供給對市場化供給的長期影響，其結(jié)果如表4所示。

如回歸結(jié)果(見表4)所示，在全國層面上，住宅非市場化供給與市場化供給之間存在互補效應(yīng)，其長期平均影響為0.066，即非市場化住宅供給增加1個百分點，市場化住宅供給增加0.066個百分點，可以認為，住宅非市場化供給有利于市場化供給的提高。在局部層面上，29個省、市、自治區(qū)中有16個省市的非市場化供給住宅對市場化住宅帶來了互補效應(yīng)。這可能是因為在長期，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，人民的住房剛性需求不斷增加，即使非市場化供給解決了一部分中低收入人群的住房問題，保障房需求與商品房需求的缺口仍較大，因而非市場化供給住宅增加的同時市場化住宅的供給也會增加。另外，13個省市、自治區(qū)顯示出替代效應(yīng)，非市場供給阻礙了市場化供給的發(fā)展。

表4 固定效應(yīng)變系數(shù)模型的估計結(jié)果

此外，從表4中我們還可以發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的住宅非市場化供給對市場化供給的影響具有區(qū)域差異性，這與各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平以及住房保障力度的差異密切相關(guān)。在東部大部分地區(qū)，住宅非市場化供給對市場化供給的影響主要表現(xiàn)為替代效應(yīng)。除北京、福建、廣東和海南外，其他地方的經(jīng)濟適用房增加的同時商品房也隨之減少。這是由于在房地產(chǎn)市場發(fā)育比較成熟的地區(qū)，商品房市場的景氣程度較高，房地產(chǎn)投資、投機作用明顯，房價相對于其他地區(qū)較高。同時，這些地區(qū)人口流動量大，潛在保障房需求量大，中低收入人群會轉(zhuǎn)向?qū)ΡＵ闲宰》窟M行消費。因而，在東部地區(qū)加大住宅非市場化供給力度會對商品房產(chǎn)生一定的替代效應(yīng)。

在中西部地區(qū)，大多數(shù)省市的住宅非市場化供給對市場化供給的影響表現(xiàn)為互補效應(yīng)，只有安徽、湖北等少數(shù)地區(qū)存在替代效應(yīng)，這些省份住房保障措施不斷完善，如湖北省開展共有產(chǎn)權(quán)房建設(shè)、加強棚戶區(qū)改造等，在一定程度上緩解了住房剛性需求。中西部地區(qū)的住宅非市場化供給與市場化供給之間存在著一個正向的長期影響。這主要由于中西部地區(qū)經(jīng)濟欠發(fā)達，房地產(chǎn)市場發(fā)展不夠成熟，房價的上漲幅度并不是很大，住宅非市場化供給增加不會引起市場化供給的明顯減少，反而會促使房地產(chǎn)開發(fā)商提供更高質(zhì)量的住房。

(四)誤差修正模型

一般而言，傳統(tǒng)的經(jīng)濟模型通常表達的是變量之間的長期均衡關(guān)系，然而實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)是由非均衡的過程生成，因而構(gòu)建模型時利用數(shù)據(jù)的動態(tài)非均衡過程來接近經(jīng)濟理論的長期均衡過程。[11]基于此，本文通過建立誤差修正模型來反映這一過程。通過估計模型(10)得到殘差序列，并將殘差序列作為誤差修正項，有：

于是，可以建立以下誤差修正模型：

模型估計R2=0.911，DW=2.244，模型擬合良好，誤差修正模型結(jié)果如表5所示。

如表5所示，在短期內(nèi)，全國層面上的住宅非市場化供給對市場化供給的影響呈現(xiàn)正向性，平均彈性系數(shù)為0.023，小于長期的平均彈性系數(shù)0.066。即短期內(nèi)，住宅非市場化供給與市場化供給兩者之間是互補關(guān)系，但效果沒有長期明顯。這說明，在我國的房地產(chǎn)市場中，市場供求和結(jié)構(gòu)平衡需要保障性住房和商品房共存，通過住宅非市場化供給力度的加大，不僅可以改善居民的住房福利，而且可以優(yōu)化房地產(chǎn)市場結(jié)構(gòu)，進而推動房地產(chǎn)市場又好又快發(fā)展。

表5 誤差修正模型估計結(jié)果

表5還顯示，在短期內(nèi)，有13個省的住宅非市場化供給對市場化供給的影響方向為反方向，其相互關(guān)系為替代關(guān)系。但值得注意的是，這個短期關(guān)系與長期關(guān)系并不存在一一對應(yīng)的特點。如江蘇、黑龍江、陜西的短期為互補關(guān)系，長期為替代關(guān)系，這說明這些地區(qū)的住宅非市場化供給在短期內(nèi)有利于市場化供給的發(fā)展，但長期會阻礙市場化供給的發(fā)展。另外，吉林、山西、安徽地區(qū)短期關(guān)系為替代關(guān)系，長期為互補關(guān)系，這說明這些地區(qū)的住宅非市場化供給在短期內(nèi)也會阻礙市場化供給的發(fā)展，但長期會促進市場化供給的發(fā)展。由此可見，由于經(jīng)濟發(fā)展水平以及房地產(chǎn)市場發(fā)展程度的差異，不同地區(qū)住宅非市場化供給與市場化供給之間的關(guān)系呈現(xiàn)區(qū)域性差異的特征。另外，由于誤差修正項ecm的系數(shù)反映了對長期均衡的調(diào)整力度，因而，從整個誤差修正系統(tǒng)來看，誤差修正項的系數(shù)的平均值為?0.614，表明當短期波動偏離長期均衡時，將以?0.614的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。當然，不同的地區(qū)也存在不同的調(diào)整力度。

四、結(jié)語

本文構(gòu)建住宅消費效用最大化決策模型，采集我國29個省、市、自治區(qū)的相關(guān)省級面板數(shù)據(jù)，對住宅非市場化供給與市場化供給之間的關(guān)系進行了實證分析，得出以下主要結(jié)論：

長期內(nèi)，在全國層面上，住宅非市場化供給與市場化供給之間存在一個互補關(guān)系，其長期平均影響為0.066，即非市場化住宅供給增加1個百分點，市場化住宅供給增加0.066個百分點，可以認為，住宅非市場化供給有利于市場化供給的提高。在地區(qū)層面上，由于經(jīng)濟發(fā)展水平的不同以及保障性住房建設(shè)程度的不同，各地區(qū)的住宅非市場化供給對市場化供給的影響呈現(xiàn)區(qū)域差異性。如東部大部分地區(qū)，住宅非市場化供給對市場化供給的影響主要顯示為替代效應(yīng)，而中西部地區(qū)大多數(shù)省市的住宅非市場化供給對市場化供給的影響展現(xiàn)為互補效應(yīng)。

短期內(nèi)，全國層面上住宅非市場化供給正向影響市場化供給，其平均彈性系數(shù)是0.023，小于長期的平均彈性系數(shù)0.066。即短期內(nèi)，住宅非市場化供給與市場化供給兩者之間是互補關(guān)系，但效果沒有長期明顯。在局部層面上，有13個省的住宅非市場化供給對市場化供給的影響方向為反方向，其相互關(guān)系為替代關(guān)系。但值得注意的是，這個短期關(guān)系與長期關(guān)系并不一一對應(yīng)，存在一個動態(tài)轉(zhuǎn)換的特點。如江蘇、黑龍江、陜西的短期為互補關(guān)系，長期為替代關(guān)系，這說明這些地區(qū)的住宅非市場化供給在短期內(nèi)有利于市場化供給的發(fā)展，但長期會阻礙市場化供給的發(fā)展。另外，吉林、山西、安徽地區(qū)短期關(guān)系為替代關(guān)系，長期為互補關(guān)系，這說明這些地區(qū)的住宅非市場化供給在短期內(nèi)會阻礙市場化供給的發(fā)展，但長期會促進市場化供給的發(fā)展。

綜合上述分析，我們認為：增加住宅非市場化的供給，在長期內(nèi)對我國房地產(chǎn)市場總體產(chǎn)生的是互補效應(yīng)，并不會減少商品房的供給。因此，我國需要進一步完善住房保障制度，增加保障性住房的數(shù)量，通過以公共租賃住房為主的住房保障制度來解決中低收入人群的住房問題。另外，由于各地區(qū)的住宅非市場供給與市場化供給之間的關(guān)系存在差異，因此，國家在制定與房地產(chǎn)市場相關(guān)的政策時應(yīng)該考慮這種區(qū)域差異性，盡量不要使用一刀切的政策。對于存在替代關(guān)系的地區(qū)，其政策重點應(yīng)該放在完善房地產(chǎn)市場調(diào)控的政策上，規(guī)范房地產(chǎn)市場的發(fā)展；對于存在互補關(guān)系的地區(qū)，應(yīng)該進一步加強保障性住房的提供。再者，部分地區(qū)住宅非市場化供給與市場化供給之間的關(guān)系存在長短期的效果差別，因此，在評估房地產(chǎn)政策效果的時候應(yīng)該有所預(yù)期。

注釋：

① 由于上海市2010年才開始進行經(jīng)濟適用房的試點，以及西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失，基于數(shù)據(jù)獲取的考慮故剔除了上海市與西藏自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)。

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