陳淑云?朱偉

摘要：精準測度2015年棚改貨幣化政策對房地產市場造成的影響，不僅可以從理論上估計當前政策的預期效果，還可以通過機制分析找出政策作用的渠道，這不僅有利于各級政府在房地產領域的精準施策，也有利于構建房地產市場健康發(fā)展長效機制?；谌珖?27個地級市2012—2020年數(shù)據，精準測度棚改貨幣化對房地產市場去庫存的時間窗口效應、城市層級效應及其影響機制，研究發(fā)現(xiàn)：棚改貨幣化對商品房去庫存的影響存在時間拐點，即在政策實施三年內減少了商品房庫存，此后卻增加了商品房庫存。異質性分析和機制檢驗證明：棚改貨幣化存在城市層級差異，相比一二線城市而言，其顯著增加了三四線城市的銷售面積和施工面積；從時間窗口看，三四線城市的商品房庫銷比在第四年開始轉正，而一二線城市的商品房庫銷比在五年中持續(xù)為負。住房需求增加、房地產開發(fā)貸款增加以及預期房價上漲是商品房去庫存的主要渠道。為了化解房地產市場下行壓力， 穩(wěn)定當前房地產市場預期，地方政府推進城中村改造時應充分考慮時間拐點和城市層級效應，采用房票安置方式來滿足居民多樣化住房需求。

關鍵詞：房地產市場；棚戶區(qū)改造；棚改貨幣化；去庫存；房票安置

基金項目：教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目“建立健全住房基礎性制度和房地產市場平穩(wěn)健康發(fā)展長效機制研究”（19JZD012）

中圖分類號：F299.23文獻標識碼：A文章編號：1003-854X（2024）06-0033-10

一、引言與相關文獻綜述

房地產市場的穩(wěn)定發(fā)展對我國宏觀經濟具有重要作用。近兩年，受部分房地產企業(yè)資金鏈斷裂的影響，市場預期變弱，房地產下行壓力加大。2023年7月21日，國務院常務會議審議通過《關于在超大特大城市積極穩(wěn)步推進城中村改造的指導性意見》，提出更好地滿足居民剛性和改善性住房需求。這項被稱為第二輪棚戶區(qū)改造的政策能否在短期緩解房地產下行壓力，對房地產市場的長期影響如何，未來是否會引發(fā)更大的風險等問題，成為社會各界討論的熱點?；诖耍芯可弦惠喤飸魠^(qū)改造政策對房地產市場的效應，特別是精準測度2015年棚改貨幣化政策對房地產市場造成的影響，不僅可以從理論上估計當前政策的預期效果，還可以通過機制分析找出政策作用的渠道，不僅有利于各級政府在房地產領域的精準施策，還有利于構建房地產市場健康發(fā)展的長效機制。

現(xiàn)有文獻對棚戶區(qū)改造的研究比較豐富，外文文獻中與我國棚戶區(qū)改造概念最接近的是貧民窟重建或貧民窟更新。根據研究客體是否為我國棚戶區(qū)可以分為兩大類：一類是聚焦研究其他國家貧民窟改造或更新，這類文獻通常從微觀層面研究貧民窟改造或更新對原居民居住、教育、城市建設等方面的影響（1）。另一類是聚焦我國棚戶區(qū)，這類研究又可以細分為兩個分支：一是從公共政策角度探究棚戶區(qū)對我國大規(guī)模城市化過程中流動人口和城市社會空間重構的影響（2）；二是直接聚焦棚改貨幣化政策。早期文獻主要從定性角度研究棚改貨幣化的模式、特點，代表性的學者有劉曉君（3）、劉通（4）等。后期文獻逐漸開始從定量角度研究棚改貨幣化的影響。其中，方誠和陳強利用合成控制法，對安慶市房票政策進行研究，認為棚改貨幣化雖然提高了微觀匹配效率，但推動了房價的上漲（5）。陳長石和劉晨暉從金融視角檢驗了抵押補充貸款政策支持棚戶區(qū)改造對不同發(fā)展水平城市房價的影響，認為通過抵押補充貸款支持棚戶區(qū)改造可能導致中等城市房地產市場蘊含更大的價格波動風險（6）。尹希果和楊倩利用金融加速器的數(shù)值模擬分析，發(fā)現(xiàn)棚改貨幣化政策為房地產市場提供了相當數(shù)量的潛在需求者，在政策實施初期，明顯降低了房地產企業(yè)庫存（7）。丁志國等則認為棚改貨幣化產生的潛在需求導致了房地產價格上漲，房地產企業(yè)據此調整決策，使 “去庫存”的政策效果大打折扣（8）。

現(xiàn)有文獻為本文研究提供了良好的基礎，但還存在以下不足：一是沒有從時間維度精準度量棚改貨幣化對商品房庫存變化的影響；二是沒有考慮棚改貨幣化對安置需求的影響在城市層面的分異；三是沒有揭示棚改貨幣化的作用機制。與已有文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：一是動態(tài)衡量了棚改貨幣化對商品房去庫存的影響，發(fā)現(xiàn)棚改貨幣化對于商品房庫存的作用存在時間拐點，棚改貨幣化對商品房庫存存在動態(tài)效應。二是得出棚改貨幣化存在城市層級效應，進而探討了棚改貨幣化去庫存作用機制。

二、棚戶區(qū)改造的特征性事實

自1998年我國住房貨幣化分配制度改革實施以來，房地產市場快速發(fā)展，房價持續(xù)上漲，但部分城市居民住房支付能力不足，依然居住在建筑質量差、居住環(huán)境相對惡劣的工礦棚戶區(qū)。為了解決棚戶區(qū)居民住房問題，我國逐步開展了棚戶區(qū)改造工作，棚戶區(qū)改造最早從遼寧省開始，逐步向全國推廣。根據棚戶區(qū)改造的模式和特點，我國棚戶區(qū)改造大致可劃分為三個階段。

（一）以實物安置為主階段（2004—2014年）

2004年，遼寧省為解決老工業(yè)基地的住房歷史欠賬問題，破解城市更新困境，開始探索棚戶區(qū)改造。2005年，遼寧省發(fā)布《全省城市集中連片棚戶區(qū)改造實施方案》，確定棚戶區(qū)改造為遼寧省“1號民生工程”，把棚戶區(qū)改造作為全省的頭號民心工程，計劃從2005年開始，用兩到三年時間，基本完成848萬平方米、27.5萬戶、84.4萬人的集中連片棚戶區(qū)改造任務。2006年底，遼寧省完成了1212萬平方米棚戶區(qū)拆遷，還建1332萬平方米住宅，120萬居民搬進新建住宅，為解決城市集中連片棚戶區(qū)低收入群體住房問題探索出一條新路徑。2007年，《國務院關于解決城市低收入家庭住房困難的若干意見》明確提出加快集中連片棚戶區(qū)改造的要求，要求各地人民政府因地制宜，制定棚戶區(qū)改造計劃，這標志著棚戶區(qū)改造在全國范圍內正式推廣。2008年受美國次貸危機的影響，世界經濟出現(xiàn)衰退，國務院出臺了“擴大內需十條措施”應對全球金融危機，其中第一條強調了要啟動保障性安居工程。2009年，中華人民共和國住房和城鄉(xiāng)建設部（以下簡稱住建部）等部門聯(lián)合印發(fā)《關于推進城市和國有工礦棚戶區(qū)改造工作的指導意見》，推進城市和國有工礦棚戶區(qū)改造。2013年，國務院頒布《關于加快棚戶區(qū)改造的意見》指出，要加快推進各地棚戶區(qū)改造工作，加大中央資金的支持力度，同時地方政府也應當提高資金投入比例。2014年，為配合棚戶區(qū)改造的推進，中國人民銀行推出抵押補充貸款工具，解決了棚改貨幣化的資金問題，我國棚戶區(qū)改造工作開始加速。2014年發(fā)布的《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》同樣提及要加快棚戶區(qū)改造進程，有效提升居民生活質量?？傮w而言，2014年之前，由于我國住房總量處于短缺狀態(tài)，房地產市場供不應求，這一階段棚戶區(qū)居民主要選擇拆遷還建安置房，極少數(shù)居民選擇貨幣安置。

（二）以棚改貨幣化為主階段（2015—2017年）

2014年底，我國進入經濟新常態(tài)，經濟增長速度放緩，為了促進經濟發(fā)展方式的轉變，國家提出“三去一降一補”的供給側結構性改革，去庫存成為房地產領域的工作重點，同時為了縮短棚戶區(qū)改造實物安置周期，盡快改善城市居民居住水平，2015年國務院正式出臺《關于進一步做好城鎮(zhèn)棚戶區(qū)和城鄉(xiāng)危房改造及配套基礎設施建設有關工作的意見》，提出將棚戶區(qū)改造安置模式重點轉向棚改貨幣化，要求縮短安置周期，節(jié)約過渡成本，滿足群眾多樣化居住需求。2016年，財政部、住建部聯(lián)合發(fā)布《關于進一步做好棚戶區(qū)改造相關工作的通知》，要求各級財政部門大力支持棚戶區(qū)改造工作，提高棚改貨幣化比例，切實解決商品房庫存積壓問

題，鼓勵棚戶區(qū)改造過程中引入社會資本?？傮w看，這一階段在國家政策引導和地方政府推進下，我國棚戶區(qū)改造貨幣化比例由2014年的9%急速躍升至2017年的60%，棚戶區(qū)改造由實物安置為主轉向以棚改貨幣化為主。這一階段，被拆遷居民獲得拆遷補償款后，直接轉化為房地產市場有效需求，2015年全國商品住宅銷售面積增長幅度由2014年的負9.1%轉為6.9%，2016年全國商品住宅銷售面積增長幅度為22.4%（見圖1）。

（三）安置政策因地制宜階段（2017年—至今）

隨著棚改貨幣化的實施，房地產市場出現(xiàn)量價齊漲，2015年全國商品住宅價格漲幅為9.1%，2016年全國商品住宅價格漲幅為11.3%（如圖2），全國絕大多數(shù)城市進入房價快速上漲的通道，如深圳2019年商品住宅平均售價為55769元/平方米，是2014年價格的2.38倍。武漢市2019年商品住宅平均售價是2014年的1.87倍，其中2015年至2017年房價漲幅分別為13.6%、16.8%和16.6%。在此背景下，為了遏制房價快速上漲，各地出臺了諸如限購、限價、限貸等需求端調控政策，2017年住建部會同財政部等六部委聯(lián)合印發(fā)的《關于申報2018年棚戶區(qū)改造計劃任務的通知》明確各地應當根據商品住房庫存情況調整棚改貨幣化比例，安置手段的選擇與各地實際情況相聯(lián)系，不再大力提倡棚改貨幣化。2018年國務院提出因地制宜調整棚改貨幣化政策，開始收緊棚改貨幣化比例。

三、理論機制述論

從宏觀層面看，棚戶區(qū)改造既影響了房地產市場的供給，又影響了房地產市場的需求。在以實物安置為主的階段，政策設計上優(yōu)先考慮實物安置，棚戶區(qū)原居民通常住房支付能力不足，絕大多數(shù)居民選擇在還建住房竣工交付后回遷還建房，由于拆遷地塊容積率提高，新建住房中剩余部分可以進入市場出售，增加了房地產市場的住房總供給量。所以，實物化安置對房地產市場而言，只增加了市場供給。在以貨幣安置為主的階段，政策設計上優(yōu)先考慮貨幣安置，原居民按照拆遷住房的市場評估價獲得相應的貨幣補償款，短期內快速增加了房地產市場的有效需求。棚改貨幣化短期內創(chuàng)造了房地產市場的有效需求，導致房價上漲，房地產開發(fā)企業(yè)預期商品房價格會進一步上漲，從而會增加商品住宅市場供給。表1對比了實物安置與貨幣安置對房地產市場及社會的影響。

從微觀參與主體視角看，棚改貨幣化在“去庫存”背景下提出并實施，該政策不僅直接影響棚戶區(qū)原居民的行為決策，而且影響城市其他居民的行為決策。假設棚戶區(qū)原居民i只消費兩種商品，即商品房Xi和其他消費Ci，其效用由Xi和Ci組成。在棚改貨幣化背景下，居民i對這兩種商品的消費受制于自身收入稟賦和拆遷補償款。因此，理性拆遷戶的選擇應當遵循效用最大化：

max U（Ci ， Xi） （1）

S.T. Pc.Ci+Px. Xi ≤ wi+mi （2）

（2）式為居民的預算約束條件，Px為單位商品房價格、Pc表示單位其他商品價格，wi表示自身收入稟賦，mi表示拆遷戶獲得的貨幣補償。在預算約束條件下，求解效用函數(shù)得到商品房最優(yōu)消費：

（3）

、分別表示商品房和其他消費的邊際效用函數(shù)，由于棚戶區(qū)居民收入水平較低，因而其對商品房和其他商品的邊際效用為正，在不考慮房價變化的情況下，當棚戶區(qū)居民獲得貨幣補貼后，會增加對商品房的消費，進而增加了對商品房的需求。由于房地產兼具消費屬性和金融屬性（9），非棚戶區(qū)居民也可能受到棚改貨幣化政策的影響。棚改貨幣化在一定程度上推動了房價的上漲，房價的上升刺激了非棚戶區(qū)居民的投機性需求，從而進一步增加對商品住宅的需求。

同樣，棚改貨幣化也影響房地產企業(yè)的行為決策。房地產開發(fā)企業(yè)作為商品房的供給者，根據市場變化、政策變動而調節(jié)自身供給，以實現(xiàn)利潤最大化目標。因而，房地產開發(fā)企業(yè)預期市場需求增加會推動房價上漲，為進一步追逐利潤最大化，房地產開發(fā)企業(yè)會加大資金投入，增加住房供給。以柯布－道格拉斯生產函數(shù)為基準，房地產開發(fā)企業(yè)生產函數(shù)可表示為：

（4）

其中，Gt代表房地產開發(fā)企業(yè)t商品房供給量，A表示生產技術水平，It表示企業(yè)t生產商品房資本投入，Lt表示勞動投入，τ∈（0，1），表示資本所占份額。企業(yè)t作為房地產市場供給者，追求利潤最大化，其利潤等于銷售收入減去生產要素支出。企業(yè)t利潤最大化函數(shù)可表示為：

maxPxGt-PIIt-PLLt （5）

（5）式中，PX代表商品房出售時的價格，PI代表資本價格。將（4）式帶入（5）式，可得

（6）

將（6）式對I求偏導，并令求導結果等于零，可得企業(yè)最優(yōu)資本投入量：

（7）

同理可得企業(yè)最優(yōu)勞動投入量

（8）

將（7）式和（8）式代入（4）式中，可得到企業(yè) 在利潤最大化情況下商品房供給量

（9）

從（9）式可知，在其他條件不變下，商品房供給量與商品房出售價格Px成正比，即當商品房出售價格Px上升時，商品房供給量隨之上升。當棚改貨幣化大范圍推廣后，住房需求變得旺盛，商品房價格上升，商品房供給量變大，進而可能使房地產庫存上升。因此，棚改貨幣化政策使得房地產開發(fā)企業(yè)預期房價上漲，進而增加房地產開發(fā)貸款、增加商品房供給，產生“加庫存”的作用。

因此，棚改貨幣化政策在短期可以降低商品房庫存，但長期而言，由于供給不斷增加，需求一旦不能持續(xù)增長，反而增加了商品房庫存，其具體作用機制如圖3所示。

四、實證結果分析

（一）數(shù)據來源與變量選取

本文數(shù)據來源于中國城市統(tǒng)計年鑒和Wind金融數(shù)據庫，對于部分缺失數(shù)據，通過各省市統(tǒng)計年鑒、公報等多途徑整理得到。為避免異常值的影響，對數(shù)據進行1%縮尾處理，同時將標準誤聚類到城市。

本文被解釋變量包括商品房銷售面積、房屋施工面積、商品房庫銷比。商品房銷售面積指樣本期內售出商品房合同規(guī)定總面積，包括現(xiàn)房、期房銷售總面積。房屋施工面積涵蓋報告期內的全部施工房屋建筑面積，包括本期竣工、新開工、停建緩建以及上期未完工、停建本期繼續(xù)施工的房屋面積。商品房庫銷比為房屋施工面積與商品房銷售面積之比。

本文的核心解釋變量為棚改貨幣化政策虛擬變量，以推廣棚改貨幣化的實施作為節(jié)點，2015年及以后取值為1，其他年份為0。為控制其他變量對模型的干擾，本文借鑒以往學者們的研究（10），引入人口規(guī)模、滯后一期的商品房庫銷比、人均國內生產總值、房價、對外開放程度、房地產開發(fā)投資額等影響房地產庫存變化的因素。主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。

（二）模型設定

針對本文研究重點，構建以下模型：

Yi，t=α+β·policy+δ·Xi，t+γi+μt+εi，t （1 0）

Yi，t表示不同年份各城市商品房存銷比、商品房銷售面積和房屋施工面積。β表示棚改貨幣化政策對于房地產庫存的影響。Xi，t表示城市控制變量集合。γi和μt代表城市固定效應和時間固定效應，以此控制城市層面不隨時間變化的城市特征以及時間層面不隨城市變化的因素，εi，t為隨機誤差擾動項。

（三）基準回歸結果

表3報告了棚改貨幣化政策對商品房銷售面積和房屋施工面積的影響。研究發(fā)現(xiàn)，棚改貨幣化政策顯著增加了商品房銷售面積和房屋施工面積，且使得商品房銷售面積增加了31.5%，房屋施工面積增加了21.4%。

商品房銷售面積的增加說明棚改貨幣化起到了“去庫存”的作用，而房屋建筑面積的增加則表明棚改貨幣化增加了庫存。圖4反映了我國2004—2020年商品房庫銷比，2014年之前，商品房庫銷比整體呈上升趨勢，自2015年我國提高棚改貨幣化比例之后，房地產庫銷比開始下降，說明棚改貨幣化對商品房去庫存有著立竿見影的效果。但從2018年開始我國房地產庫銷比不降反增，意味著棚改貨幣化對房屋施工的促進作用開始顯現(xiàn)，房屋施工面積增加，進而增加了商品房庫存。這初步說明棚改貨幣化短期對減少商品房庫存有著立竿見影的效果，而長期反而增加了商品房庫存。

為了定量比較“去庫存”和“加庫存”作用的大小，以商品房庫銷比作為被解釋變量，參照董艷梅和朱英明的做法進行動態(tài)窗分析（11），結果表明棚改貨幣化政策推行三年內，顯著減少了商品房庫存，且當年作用效果最大，對減少商品房庫存有著立竿見影的效果。房企預期需求增加會推動房價上漲，進而加大開發(fā)力度，但由于房地產開發(fā)周期的存在，即使在分期開發(fā)、期房銷售下，從獲得土地使用權到獲得銷售許可證最短也需要半年左右。一般而言，一個房地產項目開發(fā)交付通常需要3—5年，棚改貨幣化會增加未來的庫存。以上分析進一步證實棚改貨幣化在實施后有著立竿見影的“去庫存”作用，而長期起到了“加庫存”的作用（見表4）。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了確保結論的穩(wěn)健性和可信度，本文以更換被解釋變量、縮小樣本范圍進行穩(wěn)健性檢驗。

1.更換被解釋變量

本文在穩(wěn)健性檢驗中以商品房庫銷比的增長率作為被解釋變量來衡量商品房庫存變動情況?；貧w結果表明，棚改貨幣化政策實施三年內顯著降低了商品房庫銷比增長率，這意味著減少了商品房庫存。而此后商品房庫銷比增長率由負轉變?yōu)檎?，表明商品房庫存比開始上漲，商品房庫存增加?；貧w結果與基準回歸結果保持一致（見表5）。

2.縮小樣本范圍

基準回歸中的樣本涵蓋我國大中小200多個城市，而對于直轄市和省會城市而言，其經濟發(fā)展水平高，城市功能涉及面廣，城市基礎設施齊全，因此直轄市和省會城市的房地產投資價值高，投資屬性強。為更好度量棚改貨幣化對房地產庫存變化的影響，這里剔除了這一部分樣本。

檢驗結果表明，在剔除了直轄市和省會城市樣本之后，棚改貨幣化仍顯著增加了31.1%的商品房銷售面積和22%的房屋施工面積，與基準回歸結果保持一致（見表6）。同樣，動態(tài)窗檢驗結果也與前文一致，說明結果具有穩(wěn)健性（見表7）。

五、異質性分析與機制檢驗

（一）異質性分析

1.城市層級差異分析

房地產市場的需求往往受其所在區(qū)域經濟發(fā)展水平的影響，對于小城市而言，商品房的需求可能局限于本地，而大城市憑借其發(fā)達的經濟水平、完善的基礎設施等優(yōu)質資源吸引了周邊城市居民的購房需求。因此，棚改貨幣化的實施效果可能在不同發(fā)展水平的城市間產生差異。三四線城市居民獲得貨幣化補貼后，可能會選擇購買周邊大城市的商品房。特別是在除北上廣深外，各大城市逐步放寬了落戶限制，降低資金流入門檻。因而，一二線城市的購房資金，不僅來自于當?shù)?，也來自于其周邊的三四線城市。因此，相較于三四線城市，一二線城市受棚改貨幣化政策影響所帶來的去庫存作用更大。為證實該差異化影響，將樣本劃分為一二線城市和三四線城市兩個樣本，探討棚改貨幣化對不同發(fā)展水平城市商品房庫存的影響，回歸結果如表8所示。

棚改貨幣化顯著增加了三四線城市的商品房銷售面積和房屋施工面積，但對于一二線城市作用并不顯著，其原因可能在于一二線城市房地產市場成熟且規(guī)模較大，原有的商品房銷售面積和房屋施工面積大，棚改貨幣化造成的影響較小，進而作用不顯著。

由表9可知，從商品房庫銷比來看，政策實施前三年內顯著降低了三四線城市商品房庫存，此后商品房庫存開始增加。由表10可知，對于一二線城市而言，周邊三四線城市資金的流入使得商品房庫存持續(xù)減少。為了進一步分析購房資金流入情況，本文剔除落戶政策相對嚴格的北京、上海、廣州、深圳。由表11可知，棚改貨幣化對購房限制小的一二線城市的商品房庫存有著持續(xù)的負向影響，這也說明棚改貨幣化在一二線城市的去庫存效果更加持久。

2.政策強度差異分析

考慮到不同城市在棚改貨幣化時所投入的安置資本差異，可以依據棚改貨幣化強度進行城市區(qū)分。棚改貨幣化的資金屬于住房保障支出，同時棚戶區(qū)改造也是公共服務的一部分，因而本文以棚改貨幣化政策實施當年社會保障支出與一般公共服務支出的比值作為政策沖擊強度，并構建如下模型：

Yi，t=α+β·Treati×Postt+δ·Xi，t+γi+μt+εi，t

β系數(shù)代表了受棚改貨幣化政策沖擊影響的城市間庫銷比的差異，回歸結果如表12所示。

回歸結果表明，受棚改貨幣化政策沖擊較大的城市的商品房銷售面積和施工面積并未顯著大于受沖擊較小的城市。盡管受沖擊較大城市庫銷比相比沖擊較小城市的庫銷比為負，但并不顯著。

雙重差分法成立的前提是滿足平行趨勢檢驗，為了保障上述分析可靠性，本文參照徐超等的做法（12），以棚改貨幣化政策實施前一年即2014年為基期，考察政策實施前不同城市間商品房銷售面積、施工面積以及庫銷比是否有顯著差異。分析結果如表13所示。

由表13可知，在政策實施前不同城市的商品房銷售面積、房屋施工面積以及商品房庫存比均無顯著差異。由此可見，城市間的商品房銷售面積、房屋施工面積以及商品房庫銷比并不因政策實施力度的差異而有所不同。

（二）機制檢驗

前文理論分析表明棚改貨幣化從供需兩端對商品房庫存產生影響，政策的推行刺激了住房需求，進而帶來房價的預期上漲，房企投資增加，從而商品房供給加大。本文參考曹婧和毛捷對傳導機制的分析（13），進行機制檢驗。

1.住房需求機制分析

關于住房需求的衡量，陳斌開等（14）、顧和軍等（15）使用住房面積相關指標測算，但單獨使用住房面積衡量住房需求具有片面性，因而本文在參照李超等對住房需求衡量的基礎上（16），使用人均商品房銷售面積與房價的交乘項來衡量住房需求。一方面，人均商品房銷售面積反映了居民對住房的需求大??；另一方面，引入房價考慮到預期對居民住房需求的作用。根據回歸結果，棚改貨幣化政策對居民住房需求的影響在1%的水平下顯著為正，影響系數(shù)為0.275，即棚改貨幣化增加了31.65%的住房需求?？梢钥闯?，棚改貨幣化會對居民的住房需求產生正向的影響。棚戶區(qū)居民以往居住的房屋面積小，在得到貨幣補貼后進入商品房市場，在房價上漲的刺激下增加了對商品房的需求。

從住房需求與商品房庫存的關系來看，住房需求的增加意味著商品房庫存得以消化釋放。從回歸結果來看，住房需求的增加在1%的水平下顯著減少了商品房庫存，影響系數(shù)為-0.823，即住房需求的增加減少了0.82%的商品房庫存，充分驗證了住房需求作為棚改貨幣化在需求端減少商品房庫存中機制變量的作用。

2.房地產開發(fā)貸款機制分析

在金融機構貸款中，房地產開發(fā)貸款占比較大，因此金融機構貸款變化情況能夠較好模擬房地產開發(fā)貸款的變動程度。本文使用年末金融機構各項貸款余額衡量房地產開發(fā)企業(yè)貸款，研究棚改貨幣化對房地產企業(yè)開發(fā)建造商品房的影響，從而反映房地產市場供給變動情況。根據回歸結果，棚改貨幣化政策對房地產開發(fā)貸款在1%的水平下顯著為正，且影響系數(shù)為0.838，即增加了131.2%的房地產開發(fā)貸款（見表14）。這充分說明在實施棚改貨幣化后，房地產開發(fā)企業(yè)增加了開發(fā)貸款，可能的原因在于房地產開發(fā)企業(yè)預期居民在得到貨幣補貼后會進入商品房市場，進而會導致房價上漲，為實現(xiàn)利潤最大化目標房企加大了商品房供給。

從房地產開發(fā)貸款和商品房庫存的關系來看，房地產開發(fā)貸款增加意味著商品房供給增加，從而會增加商品房庫存。由于房地產開發(fā)建設需要一定周期，因而其對商品房供給的作用并不會立即顯現(xiàn)。從回歸結果來看，房地產開發(fā)貸款在10%的水平下顯著增加了商品房供給，影響系數(shù)為0.087，即1%房地產開發(fā)貸款增加了0.087%的商品房庫存，驗證了房地產開發(fā)貸款在棚改貨幣化供給端“加庫存”中的作用機制（見表14）。

3.預期機制分析

預期作為影響經濟主體決策的重要因素，可分為理性預期和適應性預期，為了全面分析預期對房企供給的作用，借鑒況偉大（17）、張浩和李仲飛（18）的研究，以上一年的房價作為適應性預期，下一年的房價作為理性預期。結果表明，棚改貨幣化均正向影響了房企的理性預期和適應性預期，且適應性預期的影響顯著（見表15）。盡管理性預期作用不顯著，但學者們認為房地產市場預期更多為適應性預期，且適應性預期的作用大于理性預期（19）。這表明預期特別是適應性預期在房企供給時起到了重要作用。

六、研究結論與政策建議

本文選取2012—2020年全國227個城市樣本，定量分析棚改貨幣化對房地產庫存的影響，得到以下主要結論：第一，棚改貨幣化顯著增加了商品房銷售面積和房屋施工面積，而對商品房庫存的影響存在拐點，在政策實施三年內減少了商品房庫存，此后卻增加了商品房庫存。第二，進一步分析發(fā)現(xiàn)棚改貨幣化對城市間商品房庫存有著差異化影響。棚改貨幣化對于三四線城市去庫存有著拐點，但持續(xù)減少了一二線城市的商品房庫存。而政策強度差異并不會對城市間庫銷比產生顯著不同。第三，住房需求、房地產開發(fā)貸款、預期是影響棚改貨幣化發(fā)揮作用的主要渠道。

基于上述研究結論，本文提出以下政策建議：

第一，因城施策，依據當?shù)夭疬w居民需求和房地產市場發(fā)展狀況，制定不同安置政策，以完成居民妥善安置和房地產去庫存等目標。一二線城市去庫存必須重點抑制投機需求、“去泡沫”，三四線城市去庫存與新型城鎮(zhèn)化結合。

第二，采用“房票”形式安置。未來城市更新和老舊小區(qū)改造中應摒棄純粹補貼貨幣的安置政策，采取有期限的“房票”（購買安置房屋的資金憑證）形式補償拆遷戶，再由被征收人自行向參與房票結算的房地產開發(fā)商購買商品住房，以完成居民妥善安置、房地產去庫存和穩(wěn)定房地產市場等目標。

第三，扎實推進“穩(wěn)地價、穩(wěn)房價、穩(wěn)預期”，特別是穩(wěn)預期。在加強對房地產市場的宏觀調控的同時，引導房企從“高負債、高周轉、高回報”模式向新模式轉型。鼓勵房企找準戰(zhàn)略定位，優(yōu)化治理結構，調整發(fā)展方向，實現(xiàn)房地產行業(yè)可持續(xù)、高質量發(fā)展。

注釋：

（1） U. Vaid， Delivering the Promise of ‘Better Homes？： Assessing Housing Quality Impacts of Slum Redevelopment in India， Cities， 2021， 116， p.103253; J. R. N. Collado， H. H. Wang， Slum Upgrading and Climate Change Adaptation and Mitigation： Lessons from Latin America， Cities， 2020， 104， p.102791; W. J. Collins， K. L. Shester Slum， Clearance and Urban Renewal in the United States， American Economic Journal： Applied Economics， 2013， 5（1）， pp.239-273; M. Genchter， N.Tsivanidis， Spatial Spillovers from Urban Renewal： Evidence from the Mumbai Mills Redevelopment， Penn State University （mimeo）， 2020; M. Harari， M. Wong， Slum Upgrading and Long-Run Urban Development， 2019.

（2） S. Liu， Y. Zhang， Cities Without Slums？ Chinas Land Regime and Dual-Track Urbanization， Cities， 2020， 101， p.102652; Y. Lai， J. Wang， W. Lok， Redefining Property Rights over Collective Land in the Urban Redevelopment of Shenzhen， China， Land Use Policy， 2017， 69， pp.485—493; 宋偉軒、袁亞琦、谷躍、徐旳、劉春卉、汪毅：《南京棚戶區(qū)改造的城市社會空間重構效應》，《地理研究》2021年第4期。

（3） 劉曉君、喬佚：《城市內涵式發(fā)展視角下棚戶區(qū)改造安置模式選擇研究——以西安市為例》，《現(xiàn)代城市研究》2018年第9期。

（4） 劉通：《加快轉變城市棚戶區(qū)改造模式》，《宏觀經濟管理》2015年第2期。

（5） 方誠、陳強：《棚戶區(qū)改造安置的第三種方式——以安慶市的房票政策為例》， 《經濟學（季刊）》 2021年第2期。

（6） 陳長石、劉晨暉：《棚戶區(qū)改造、非常規(guī)貨幣政策與房地產價格》，《財貿經濟》2019年第7期。

（7） 尹希果、楊倩：《房地產去庫存化對中國宏觀經濟的影響——基于金融加速器的數(shù)值模擬分析》，《經濟問題》2016年第8期。

（8） 丁志國、張炎炎、任浩鋒、徐德財：《供給側結構性改革對房地產行業(yè)的“去庫存”效應研究》，《中南大學學報》（社會科學版）2022年第1期。

（9） 吳衛(wèi)星、齊天翔：《流動性、生命周期與投資組合相異性——中國投資者行為調查實證分析》，《經濟研究》2007年第2期。

（10） 周廣肅、王雅琦：《住房價格、房屋購買與中國家庭杠桿率》， ?《金融研究》 2019年第6期；劉斌、 黃坤、王雷：《誰更愿意去庫存：國有還是非國有房地產企業(yè)？》， 《經濟研究》2018年第6期；陳淑云、王翔翔：《“搶人大戰(zhàn)”是否對沖了房地產調控政策——基于人才落戶政策的證據》，《華中師范大學學報》（人文社會科學版）2020年第2期；陳勇兵、劉佳祺、徐麗鶴：《房價與出口：不可貿易部門對可貿易部門的擠出效應》，《經濟研究》2021年第3期；傅貽忙、王歡芳、劉奎兵：《空間變異特征下金融發(fā)展結構對房地產庫存的影響研究》，《財經理論與實踐》2020年第3期。

（11） 董艷梅、朱英明：《高鐵建設能否重塑中國的經濟空間布局——基于就業(yè)、工資和經濟增長的區(qū)域異質性視角》，《中國工業(yè)經濟》2016年第10期。

（12） 徐超、龐雨蒙、劉迪：《地方財政壓力與政府支出效率——基于所得稅分享改革的準自然實驗分析》，《經濟研究》2020年第6期。

（13） 曹婧、毛捷：《財政分權與環(huán)境污染——基于預算內外雙重視角的再檢驗》，《中國人口·資源與環(huán)境》2022年第4期。

（14） 陳斌開、徐帆、譚力：《人口結構轉變與中國住房需求：1999—2025——基于人口普查數(shù)據的微觀實證研究》，《金融研究》2012年第1期。

（15） 顧和軍、周小躍、張晨怡：《“全面二孩”、人口年齡結構變動對住房消費的影響》，《中國人口·資源與環(huán)境》2017年第11期。

（16） 李超、倪鵬飛、萬海遠：《中國住房需求持續(xù)高漲之謎：基于人口結構視角》，《經濟研究》2015年第5期。

（17） 況偉大：《預期、投機與中國城市房價波動》，《經濟研究》2010年第9期。

（18） 張浩、李仲飛：《房價預期、土地價格與房地產商行為》，《管理評論》2016年第4期。

（19） 沈悅、劉洪玉：《住宅價格與經濟基本面：1995—2002年中國14城市的實證研究》， 《經濟研究》2004年第6期。

作者簡介：陳淑云，華中師范大學經濟與工商管理學院教授、博士生導師，湖北武漢，430079；朱偉，華中師范大學經濟與工商管理學院，湖北武漢，430079。

（責任編輯 李燈強）