易 斌

（上海財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，上海200433）

一、引 言

在20世紀(jì)90年代我國啟動住房市場化改革之后，房地產(chǎn)行業(yè)得到了迅速發(fā)展。在短短的二十多年里，房地產(chǎn)行業(yè)逐漸發(fā)展成為中國經(jīng)濟的支柱性產(chǎn)業(yè)。與此同時，土地收入也成為地方政府的重要收入來源。地方政府以土地出讓等方式獲得收入①土地財政收入在狹義上是指土地使用權(quán)出讓收入，廣義上則泛指與土地及房地產(chǎn)業(yè)相關(guān)的一切收入（張雙長和李稻葵，2010），包括通過協(xié)議、招標(biāo)、拍賣、掛牌等方式獲得的土地出讓收益，土地增值稅、耕地占用稅、土地使用稅、房產(chǎn)稅和契稅等土地稅收收入，以及通過土地租賃、土地作價入股和授權(quán)經(jīng)營獲得的土地相關(guān)收益等。本文中的“土地財政收入”取廣義定義，除了土地出讓金外，還包括契稅、房產(chǎn)稅、土地增值稅、耕地占用稅、城鎮(zhèn)土地使用稅等。關(guān)于土地財政的詳細討論可參見李濤（2012）。的行為也被稱為“土地財政”。2007-2009年，地方政府的土地財政收入占到地方政府本級財政收入的60.5%（見圖1）。一方面，房價上漲帶動土地價格上漲，增加了地方政府的土地收入，從而有利于增加財政支出（曹廣忠等，2007）。另一方面，地方政府還以土地作為抵押，通過地方政府融資平臺從銀行獲得大量貸款，土地價格上漲也提高了地方政府的融資能力。此外，房地產(chǎn)市場還通過抵押擔(dān)保渠道對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生了影響（曾海艦，2012）。房地產(chǎn)具有不動產(chǎn)及流動性較高的特性，以房地產(chǎn)作為抵押可以有效減少借貸雙方（銀行和企業(yè)）的信息不對稱。因此，房價上漲可以提高企業(yè)可抵押房產(chǎn)的價值，增強其貸款融資能力，進而提高投資水平，促進經(jīng)濟增長。而不斷上漲的房價也引起了學(xué)術(shù)界對于房地產(chǎn)市場是否存在泡沫的討論（況偉大，2008；劉民權(quán)和孫波，2009）

圖1 土地財政收入及占地方本級財政收入比重

2010年以來，為了遏制部分城市房價過快上漲，中國政府實施了多輪房地產(chǎn)調(diào)控。調(diào)控政策大致可以分為兩類：一類是住房需求抑制政策；另一類是土地供給調(diào)節(jié)政策。其中，住房需求抑制常被認為是最有效的調(diào)控手段，提高購房首付比例、取消住房貸款優(yōu)惠利率、增加住房轉(zhuǎn)讓環(huán)節(jié)營業(yè)稅以及征收房產(chǎn)稅等政策都以抑制投資性需求為目標(biāo)，而2010年4月以來的嚴格限購、限貸政策則被認為是最嚴厲的房地產(chǎn)需求抑制政策。此外，土地供給調(diào)節(jié)也是房地產(chǎn)調(diào)控的重要途徑，2005年以來的歷次房地產(chǎn)市場調(diào)控都將土地供應(yīng)管理作為重要的調(diào)控手段，具體的調(diào)控方式包括改善土地供給結(jié)構(gòu)、增加普通商品房用地供應(yīng)、打擊開發(fā)商的囤地行為、加大閑置土地處置力度等。中國特有的土地公有制特征①1982年的《憲法》第十條對土地所有權(quán)做出明確規(guī)定，“城市的土地屬于國家所有。農(nóng)村和城市郊區(qū)的土地，除由法律規(guī)定屬于國家所有的以外，屬于集體所有”；而《土地管理法》第63條和第43條規(guī)定，“農(nóng)民集體所有的土地的使用權(quán)不得出讓、轉(zhuǎn)讓或者出租用于非農(nóng)業(yè)建設(shè)”，“任何單位和個人進行建設(shè)，需要使用土地的，必須依法申請使用國有土地”。由此可見，政府壟斷了土地資源，成為非農(nóng)業(yè)建設(shè)用地的唯一合法供應(yīng)者。使房價泡沫是否源于國家對土地資源的壟斷時常成為爭論的焦點，有學(xué)者認為正是土地供給不足造成了房價高企，增加土地供給能夠有效抑制房價上漲（許成鋼，2010；許小年，2011）。

國內(nèi)學(xué)者就房地產(chǎn)調(diào)控政策如何影響房地產(chǎn)市場或宏觀經(jīng)濟進行了大量研究。例如，況偉大（2008）構(gòu)建的消費者-開發(fā)商模型以及投資者-開發(fā)商模型表明，開征物業(yè)稅可以促使房價下降；譚政勛和王聰（2011）采用DSGE框架研究了房價波動與銀行信貸擴張和信貸資產(chǎn)質(zhì)量的關(guān)系；駱永民和伍文中（2012）討論了房產(chǎn)稅改革對住房價值的影響，并研究了房價增速變化的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。

在已有研究的基礎(chǔ)上，本文將房地產(chǎn)市場變量和宏觀經(jīng)濟變量內(nèi)生化，考察了住房需求抑制和土地供給調(diào)節(jié)對房地產(chǎn)行業(yè)、家庭、政府以及總產(chǎn)出的影響。脈沖反應(yīng)分析結(jié)果表明，兩類政策在抑制房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展的同時，對社會總產(chǎn)出和家庭房產(chǎn)持有量具有截然不同的影響：住房需求抑制政策的影響為負，而土地供給調(diào)節(jié)政策則能夠增加非房地產(chǎn)部門及社會總產(chǎn)出，對家庭房產(chǎn)持有量也具有正向影響。

與已有研究不同，本文的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在：第一，將房地產(chǎn)建設(shè)部門作為一個獨立的經(jīng)濟部門引入DSGE模型中，構(gòu)建了一個HDSGE（HousinginDSGE）模型，以考察房地產(chǎn)調(diào)控對房地產(chǎn)投資及相關(guān)投資的直接影響（Davis和Heathcote，2005；Iacoviello，2005）。第二，模型中包含了中間品廠商的信貸摩擦，即廠商須以所持有房產(chǎn)作為抵押以獲得融資，從而本文可以更加全面地考察房價波動對企業(yè)融資行為的影響，國內(nèi)已有的HDSGE模型大多假設(shè)土地資源不可流通（譚政勛和王聰，2011；陳利鋒，2014）。第三，本文將土地收入作為一種重要的財政收入來源，考察了土地收入變化對財政支出的影響。第四，模型中引入了前瞻后顧式混合定價策略，這更加符合中國市場定價機制不完善的實際情況（薛鶴翔，2010）。

本文余下內(nèi)容的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分構(gòu)建了新凱恩斯模型，第三部分利用貝葉斯方法對模型參數(shù)和沖擊參數(shù)進行了校準(zhǔn)和估計，第四部分討論了主要經(jīng)濟變量對住房需求沖擊和土地供給沖擊的脈沖反應(yīng)，最后是結(jié)論。

二、模型構(gòu)建

（一）家庭部門

假定經(jīng)濟中存在一個無限期存活的代表性家庭，家庭選擇消費、房屋資產(chǎn)、勞動供給和貨幣持有量以最大化期望效用。家庭的效用函數(shù)可表示為：

其中，β∈（0，1）為主觀折現(xiàn)因子，ct為t期的家庭消費，τ∈（0，1）為家庭消費習(xí)慣的強度，jt為家庭對房屋資產(chǎn)的偏好，ht為家庭在t期擁有的房屋資產(chǎn)，Lc，t和Lh，t分別為家庭在t期為廠商和房地產(chǎn)開發(fā)商提供的勞動，Mt為家庭在t期持有的名義貨幣量，Mt／Pt為消除物價影響后家庭實際持有的貨幣量。家庭的預(yù)算約束為：

其中，bt為家庭在t期的實際儲蓄，qt＝Qt／Pt為實際房價，Rt-1為t-1期的名義利率，πt＝Pt／Pt-1為t期的通貨膨脹率，wc，t和wh，t分別為廠商和房地產(chǎn)開發(fā)商支付的實際工資，δh為房屋折舊率,為零售商利潤。

（二）中間品廠商

中間品廠商以資本、勞動和廠房為投入品，按照柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)生產(chǎn)中間產(chǎn)品，生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為其中，At為技術(shù)水平，Kc，t-1為t-1期完成積累的用于t期中間產(chǎn)品生產(chǎn)的資本投入，zc，t為Kc，t-1的產(chǎn)能利用率，h′t-1為t-1期完成投資的用于t期中間產(chǎn)品生產(chǎn)的廠房，μ和υ分別為資本投入份額和廠房投入份額。外生的技術(shù)沖擊為lnAt＝ρAlnAt-1＋uA，t，其中l(wèi)nAt服從AR（1）過程，ρA∈（0，1）為其自相關(guān)系數(shù)

假定企業(yè)家比家庭缺乏耐心，即企業(yè)家的折現(xiàn)因子γ小于家庭的折現(xiàn)因子β（Iacoviello，2005）。企業(yè)家的期望效用函數(shù)為，其中c′t為企業(yè)家在t期的消費。

Kiyotaki和Moore（1997）認為信貸市場存在摩擦，為了降低債務(wù)人的違約風(fēng)險，債權(quán)人須以債務(wù)人的房產(chǎn)作為抵押，按照所抵押房產(chǎn)市場價值的一定比例提供貸款。因此，企業(yè)家的借貸約束為，其中b′t為t期企業(yè)家獲得的貸款，m為貸款償付額與所擁有房產(chǎn)市場價值的比例。

除了生產(chǎn)函數(shù)約束（技術(shù)約束）和借貸約束外，企業(yè)家還面臨如下的預(yù)算約束：

其中，δ′h為廠房的折舊率，為t-1期完成積累的用于t期房地產(chǎn)建設(shè)的資本投入為的產(chǎn)能利用率，Rh，t為有效資本投入的租金，是t期對中間品生產(chǎn)（房地產(chǎn)建設(shè)）資本投入的投資。兩類資本的積累過程為：（s＝c，h），其中δck和δhk分別為兩類資本投入的折舊率。ξc，t和ξh，t為相應(yīng)的資本調(diào)整成本，，其中ψc和ψh為資本調(diào)整因子，在穩(wěn)定狀態(tài)下，當(dāng)期投資等于前期資本投入的折舊，資本調(diào)整成本為0。a（z）為產(chǎn)能利用率為z時的成本當(dāng)z＝1時，a（z）＝0，即產(chǎn)能利用率為1時不會增加額外成本。

（三）零售品廠商

假定零售品廠商是區(qū)間［0，1］上連續(xù)分布的壟斷競爭者，以價格Pt購買中間產(chǎn)品，并將其分解成差異化的產(chǎn)品Yt（i）以價格出售，最終產(chǎn)品以作為投入要素按照Dixit－Stigliz方式加總得到：。求解成本最小化問題可得：，其中ε＞1，1／ε為的需求價格彈性，最終產(chǎn)品價格為Pt＝

考慮到在不完全信息和政府調(diào)控的影響下，廠商定價行為表現(xiàn)出市場定價和計劃定價并存的雙軌制特征（薛鶴翔，2010），我們在模型中引入了前瞻后顧式混合定價策略。假設(shè)每期零售品廠商可以自主調(diào)整價格的概率為1-θ，不能自主調(diào)價（概率為θ）的廠商j可根據(jù)前期通脹水平進行適應(yīng)性調(diào)價，調(diào)價方式為，其中δP∈［0，1］為價格調(diào)整彈性?？梢宰灾髡{(diào)價（概率為1-θ）的廠商i則按照利潤最大化原則確定最優(yōu)價格，受價格調(diào)整影響的期望利潤函數(shù)為：

通過求解零售品廠商的利潤最大化問題并進行對數(shù)線性化，可得如下的混合新凱恩斯菲利普斯曲線（HybridNewKeynesianPhillipsCurve，HNKPC）：

（四）房地產(chǎn)建設(shè)部門

為了刻畫房價調(diào)控對宏觀經(jīng)濟的影響，我們在模型中加入了獨立的房地產(chǎn)建設(shè)部門。房地產(chǎn)建設(shè)部門以資本、勞動和土地作為投入要素，按照柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進行房屋建設(shè)，生產(chǎn)函數(shù)為其中，AH為技術(shù)水平，Kh，t-1為t-1期完成積累的用于t期房屋建設(shè)的資本投入，zh，t為Kh，t-1的產(chǎn)能利用率，Lh，t為t期的勞動投入，lt為t期的土地投入，μl和μk分別為勞動投入份額和資本投入份額。

我們在模型中加入了土地供給沖擊，通過模擬主要宏觀經(jīng)濟變量在該沖擊下的脈沖反應(yīng)來考察土地供給變化對宏觀經(jīng)濟的影響，沖擊的具體形式為其中，lnlt服從AR（1）過程，ρl∈（0，1）為其自相關(guān)系數(shù)，l為lt的穩(wěn)態(tài)值

（五）貨幣政策與財政政策

模型中的貨幣政策采用泰勒規(guī)則來表示，即短期名義利率對產(chǎn)出缺口和通貨膨脹缺口做出反應(yīng)。其具體形式為，其中各變量為各自偏離穩(wěn)態(tài)百分比，GDPt為t期的總產(chǎn)出，等于普通商品和房地產(chǎn)投資HIt之和，即，因此和分別為通貨膨脹缺口和總產(chǎn)出缺口，uR，t～i.i.d.

在均衡條件下，商品、信貸與房地產(chǎn)市場同時出清。①受篇幅限制，文中未給出模型最終的均衡系統(tǒng)，如有需要可向作者索取。

三、參數(shù)校準(zhǔn)與估計

本文采用校準(zhǔn)和貝葉斯估計相結(jié)合的方式來設(shè)定模型參數(shù)。對于文獻中已有較多討論、宏觀經(jīng)濟含義較明確的參數(shù)，本文采用校準(zhǔn)方法；對于其他參數(shù)，則利用經(jīng)濟數(shù)據(jù)通過貝葉斯方法估計得到。本文所用數(shù)據(jù)為國家統(tǒng)計局公布的2000-2011年的季度宏觀數(shù)據(jù)。

（一）參數(shù)校準(zhǔn)

假設(shè)穩(wěn)態(tài)時的存款年利率為3%，則家庭的折現(xiàn)因子β為0.9925；依據(jù)Zhang（2009）的研究，企業(yè)家的折現(xiàn)因子γ設(shè)定為0.98。家庭效用函數(shù)中的貨幣效用系數(shù)χ設(shè)定為0.01，穩(wěn)態(tài)條件下貨幣占產(chǎn)出的比重為75%。參考Chow和Li（2002）、王小魯和樊綱（2000）以及張軍（2002）等研究，勞動投入份額設(shè)定為0.5，房屋投入份額設(shè)定為0.2。對于房地產(chǎn)建設(shè)部門，生產(chǎn)函數(shù)中的勞動投入份額設(shè)定為0.5，土地投入份額設(shè)定為0.3，資本投入份額設(shè)定為0.2。文獻中資本年折舊率的估計值在0.04至0.1之間，我們將中間品生產(chǎn)的資本折舊率設(shè)定為0.025，房地產(chǎn)建設(shè)的資本折舊率設(shè)定為0.03；此外，王益煊和吳優(yōu)（2003）采用余額遞減法估計了幾種特定資產(chǎn)的季度折舊率，其中城鎮(zhèn)住宅折舊率為0.02，非住宅建筑折舊率為0.022，我們據(jù)此設(shè)定δh為0.02、δ′h為0.022。對于中間品廠商的替代彈性ε，陳昆亭等（2004）的取值為10，李春吉和孟曉宏（2006）的模型模擬值為3.71，而Zhang（2009）基于GMM方法的估計值為4.61，我們將其設(shè)定為4.61，則穩(wěn)態(tài)時的成本加成X為1.277。本文將房地產(chǎn)抵押率m設(shè)定為0.7。相關(guān)文獻對中國經(jīng)濟中價格粘性因子的估計尚未形成一致的結(jié)論，陳昆亭和龔六堂（2006）取θ為0.6，Zhang（2009）基于GMM方法的θ估計值為0.84，本文取0.75。另外，我們將價格調(diào)整彈性δP設(shè)定為0.8。基于2003年1月至2010年12月的中國貨幣增長率數(shù)據(jù)，貨幣季度增長率的穩(wěn)態(tài)值μM設(shè)定為0.048。

（二）貝葉斯估計

本文采用貝葉斯方法對部分結(jié)構(gòu)參數(shù)和所有沖擊參數(shù)進行了估計，所用數(shù)據(jù)包括產(chǎn)出、通貨膨脹、財政支出、固定資產(chǎn)投資和房地產(chǎn)投資。我們采用X11方法對數(shù)據(jù)進行了季節(jié)調(diào)整，并取自然對數(shù)，最后利用HP濾波獲得波動序列。以上數(shù)據(jù)在模型中對應(yīng)的變量分別為GDPt、πt、Gt、It和HIt。我們對主要宏觀經(jīng)濟變量進行了平穩(wěn)性檢驗（單位根檢驗），結(jié)果表明它們均不存在單位根。

對于結(jié)構(gòu)參數(shù)，參考Kobayashi和Nutahara（2010）的研究，兩類資本投入的資本調(diào)整函數(shù)中ψc和ψh的先驗分布設(shè)定為均值為5、標(biāo)準(zhǔn)差為2的Beta分布。產(chǎn)能利用率函數(shù)的曲率ζ＝?／（1＋?）設(shè)定為服從均值為0.5、標(biāo)準(zhǔn)差為0.2的Beta分布，并將其取值限定在0到1之間。對于家庭效用函數(shù)中的參數(shù)，參考Iacoviello和Neri（2010）的研究，將勞動效用彈性η設(shè)定為服從均值為0.5、標(biāo)準(zhǔn)差為0.1的Gamma分布，房屋效用彈性的均值設(shè)定為服從均值為0.08、標(biāo)準(zhǔn)差為0.01的Beta分布，消費慣性因子τ設(shè)定為服從均值為0.5、標(biāo)準(zhǔn)差為0.075的Beta分布，家庭為兩部門所提供勞動的替代彈性ξ設(shè)定為服從均值為1、標(biāo)準(zhǔn)差為0.1的正態(tài)分布。

對于沖擊參數(shù)，本文將uT，t、ul，t、uA，t、uj，t和uM，t的標(biāo)準(zhǔn)差的先驗分布設(shè)定為均值為0.1、標(biāo)準(zhǔn)差為0.1的InverseGamma分布，它們的自相關(guān)系數(shù)ρT、ρl、ρA、ρj和ρM設(shè)定為服從均值為0.8、標(biāo)準(zhǔn)差為0.1的Beta分布，并將其取值限定在0到1之間。

表1給出了部分參數(shù)的先驗分布和后驗分布估計結(jié)果。從中可以看出，家庭具有一定程度的習(xí)慣偏好（τ＝0.1524），廠商存在產(chǎn)能調(diào)整成本（?＝0.9681）。住房需求沖擊具有較強的持續(xù)性（ρj＝0.9969），產(chǎn)出缺口系數(shù)ry和通脹缺口系數(shù)rπ都為正，且通脹缺口系數(shù)大于1（rπ＝1.2659），與經(jīng)濟含義相吻合。

表1 部分參數(shù)的先驗分布和后驗分布估計結(jié)果

四、脈沖反應(yīng)與傳導(dǎo)機制分析

（一）住房需求沖擊的脈沖反應(yīng)與傳導(dǎo)機制分析

圖2中給出了住房需求沖擊下主要宏觀經(jīng)濟變量的脈沖反應(yīng)。從對房地產(chǎn)市場的影響看，在住房需求的正向沖擊下，家庭住房持有量上升，而且受需求擴張影響，房屋價格上漲，住房需求量和房價的上升具有很強的持續(xù)性，這主要歸因于模型估計結(jié)果中住房需求沖擊的持續(xù)性。

從對實體經(jīng)濟的影響看，由于模型中考慮了企業(yè)的融資約束，房價上漲具有雙重效應(yīng)：一方面，房地產(chǎn)投資回報提高，促使房地產(chǎn)投資明顯增加，與房地產(chǎn)相關(guān)的資本投入也增加且產(chǎn)能利用率上升；另一方面，企業(yè)可抵押資產(chǎn)價值增加，企業(yè)融資能力提高。住房需求擴張也提高了總投資水平，這主要歸因于房地產(chǎn)投資及相關(guān)資本投入的增加，而普通商業(yè)投資（中間產(chǎn)品生產(chǎn)的資本投入）則受到擠壓，表現(xiàn)為：房地產(chǎn)建設(shè)資本Kh增加，而中間產(chǎn)品生產(chǎn)資本Kc減少，社會資本更加偏向于房地產(chǎn)部門；另外，Kh的產(chǎn)能利用率zh上升，而Kc的產(chǎn)能利用率zc下降。

此外，住房需求沖擊下的房價上漲并不會通過財富效應(yīng)提高家庭消費水平，反而會擠出私人消費。這與謝潔玉等（2012）基于中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的分析結(jié)論一致。土地是房地產(chǎn)建設(shè)的投入要素，住房需求的擴張也推高了土地價格，而且在土地供給給定的條件下，土地價格的上漲幅度大于房價。模型中土地收入是財政收入的來源之一，因此土地價格上漲增加了政府支出。雖然住房需求沖擊對私人消費和普通商業(yè)投資具有擠出作用，但由于房地產(chǎn)相關(guān)投資和財政支出增加，它對總產(chǎn)出具有很強的正向影響。

圖2 住房需求正向沖擊下的脈沖反應(yīng)

（二）土地供給沖擊的脈沖反應(yīng)與傳導(dǎo)機制分析

圖3給出了土地供給沖擊下主要宏觀經(jīng)濟變量的脈沖反應(yīng)。從對房地產(chǎn)市場的影響看，在土地供給的正向沖擊下，土地價格下降，房地產(chǎn)建設(shè)成本降低，房屋供給增加，促使房價下跌，進而刺激住房需求，家庭住房持有量增加。從對實體經(jīng)濟的影響看，房價下跌使企業(yè)可抵押資產(chǎn)價值下降，削弱了其融資能力，因此用于房地產(chǎn)建設(shè)的資本品投資和普通商業(yè)投資都有所減少，但由于房地產(chǎn)建設(shè)投資增加，總投資水平仍上升。政府的土地收入受到土地價格和土地供給量的雙重影響，在土地供給沖擊下，數(shù)量因素起主導(dǎo)作用，政府當(dāng)期財政支出明顯增加，但隨后表現(xiàn)出超調(diào)（over－shooting）特征，政府支出在前期做出較為強烈的正向反應(yīng)，之后出現(xiàn)負向反應(yīng)，再逐漸回歸穩(wěn)態(tài)水平。此外，與住房需求沖擊不同，雖然土地供給沖擊也會使住房需求增加，但對私人消費的影響主要表現(xiàn)為擠入效應(yīng)，這主要是因為：在土地供給沖擊下，住房需求增加源于房價下跌，而房價下跌對私人消費具有雙重影響，即替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，在本文的模型設(shè)定下，收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，從而私人消費增加。

圖3 土地供給正向沖擊下的脈沖反應(yīng)

（三）住房需求抑制和土地供給調(diào)節(jié)政策的效果比較

從對房地產(chǎn)市場的影響看，兩類調(diào)控政策對住房價格和土地價格都產(chǎn)生了抑制作用，但作用機制不同：住房需求抑制政策是通過減少家庭的住房需求來促使房價下跌的；在不考慮土地限制的情況下，土地供給調(diào)節(jié)政策則是通過增加住房供給來抑制房價上漲的。這一差異導(dǎo)致家庭的住房持有量出現(xiàn)截然不同的變化：住房需求抑制政策的效果表現(xiàn)為量價齊跌，即家庭的住房持有量下降；而土地供給調(diào)節(jié)政策的效果則表現(xiàn)為價跌量漲，即家庭的住房持有量上升。

從對宏觀經(jīng)濟的影響看，住房需求抑制政策對宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生了負向影響，除私人消費以外的其他宏觀經(jīng)濟變量的脈沖反應(yīng)都為負；而土地供給調(diào)節(jié)政策能夠促進經(jīng)濟增長，各宏觀經(jīng)濟變量的脈沖反應(yīng)都為正。住房需求抑制政策和土地供給調(diào)節(jié)政策都能促進私人消費，其作用機制為：房價下跌對私人消費產(chǎn)生了替代效應(yīng)和收入效應(yīng)，而在本文的模型設(shè)定下，收入效應(yīng)大于替代效應(yīng)，因此私人消費增加。①穩(wěn)健性分析表明本文的模型設(shè)定較為穩(wěn)健。受篇幅限制，文中未報告穩(wěn)健性分析結(jié)果，如有需要可向作者索取。

五、結(jié) 論

本文研究發(fā)現(xiàn)，住房需求抑制政策在遏制房價過快上漲方面具有積極作用，但也減少了除房地產(chǎn)以外的普通商業(yè)投資和總產(chǎn)出。雖然土地供給調(diào)節(jié)政策在實施過程中可能面臨諸多障礙而僅在房地產(chǎn)調(diào)控中居于輔助地位，但本文的研究表明：如果不考慮土地供給的約束，在同樣規(guī)模的沖擊下，土地供給調(diào)節(jié)政策對房價的抑制作用與住房需求抑制政策相當(dāng)；而從對宏觀經(jīng)濟的影響看，土地供給調(diào)節(jié)政策對總產(chǎn)出的影響為正，且不會明顯擠出普通商業(yè)投資，對私人消費也有促進作用。因此，本文的研究結(jié)果支持將土地供給調(diào)節(jié)作為房地產(chǎn)調(diào)控的可行政策選項，也為當(dāng)前各地放開限購提供了理論依據(jù)。

受到客觀條件和研究方法的制約，本文研究仍存在一些尚待解決的問題：（1）受到數(shù)據(jù)可得性的限制（尤其是房地產(chǎn)市場相關(guān)數(shù)據(jù)），本文沒能從社會福利損失的角度對房地產(chǎn)調(diào)控政策的實施效果進行更加嚴謹?shù)膶嵶C分析，如何分析政策沖擊的社會福利效應(yīng)將是未來的一個研究方向；（2）本文在模型中將土地供給政策設(shè)定為外生沖擊，而沒有考慮土地限制對土地供給政策的制約作用，如何將土地限制引入政府決策也將是未來的一個研究方向；（3）本文在模型中將房地產(chǎn)調(diào)控政策歸納為住房需求沖擊和土地供給沖擊兩種類型，而沒有考慮不同政策形式（如征收房產(chǎn)稅、限購等）的差異，這也需要未來進一步完善。

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